供給側結構分類及其對經濟動能的貢獻率測定

黨晨鷺

（1.西安交通大學 金禾經濟研究中心;2.西安外國語大學 經濟金融學院，西安 710049）

供給側結構分類及其對經濟動能的貢獻率測定

黨晨鷺1，2

（1.西安交通大學 金禾經濟研究中心;2.西安外國語大學 經濟金融學院，西安 710049）

文章基于最優分割法推導供給側產業部門指數，使用我國30個省級行政單元2003—2015年的宏觀統計數據，利用系統GMM估計方法實證檢驗了供給側結構性改革對我國經濟動能的貢獻率。研究顯示，供給側結構性改革對我國經濟動能具有顯著推動作用，且這種經濟推動作用表現出明顯的地區差異。

供給側結構性改革；經濟動能貢獻率；最優分割法

0　引言

習近平主席于2015年11月10日在中央經濟工作會議上提出供給側結構性改革的基本思路，要求在適度擴大總需求的前提下，進一步加強供給側結構性改革，提升供給產品的質量和效率，實現我國經濟的可持續增長。同月15日習近平主席在G20峰會以《創新增長路徑，共享發展成果》為題進行主題發言，強調供給端的重要性。2015年11月17日國務院總理李克強在國家“十三五”規劃編制工作會議上強調供給對經濟動能的推動作用，要求通過優化產業結構、轉變經濟動能方式實現經濟的創新驅動發展，通過大眾創業、萬眾創新推動供給端產業向中高端發展。2015年11月18日習近平主席在亞太經合組織會議上做了《發揮亞太引領作用，應對世界經濟挑戰》的主題發言，認為只有通過經濟結構改革，使供給適應需求結構的變化，才能解決世界經濟的深層次難題。那么，供給側結構性改革對國民經濟將會產生什么影響？其影響機制如何？本文將著力于此。

1　基于最優分割法的供給側產業結構要素分類

后危機時代復雜的國際環境導致國內外需求出現常態性萎縮，供給側改革成為推動經濟動能的新的動力因素，要明確供給側結構改革對經濟動能的貢獻率，首先需要對供給側結構進行科學分類。對于有序樣本而言，經常使用聚類分析的方法對系統進行評估分級，把樣本從一類分到n類，這種對順序固定有一定要求的分類方法要求每次分類離差平方和的增量最小。從國內外研究成果來看，最優分割法是目前有序樣本聚類分析最為常用的方法，本文也使用最優分割法對供給側結構進行定量測度。

上述公式中：1=i1＜i2＜…ik＜n

把該分類中樣本值和樣本均值的差進行加總，即為該類的直徑D(i，j)，直徑的表達公式可以表述為：

上述公式中樣本均值xij的表達式為

當上述損失函數的值最小時即為最優的分割方法，接下來根據最優分割法的基本原理對供給側產業結構進行測度，假設社會中有n個產業部門第 G類產業部門共包括j個樣本點，公式表述為：

第G類產業部門的樣本均值的表達方式為：

第G類產業樣本均值和樣本差值的和D(i，j)可以表述為：

把上述n類產業部門分為k類，分類結果為：

損失函數的公式表達方式為：

當損失函數的值越小時表示分類方法越合理，反之則不合理。接下來需要求損失函數的最小值，把供給側產業樣本分為兩類：

則損失函數可以表述為：

把供給側產業部門G1使用最優分割法進行分類可得：

供給側產業部門G1的損失函數可以表述為：

把供給側產業部門G2使用最優分割法進行分類可得：

供給側產業部門G2的損失函數可以表述為：

對上述三類損失函數進行比較，使用損失函數最小的函數進行四類分類計算，按照上述標準持續分類直至分為最優的k類，根據分類結果對每一類產業部門的經濟動能貢獻度進行分別測度，供給側產業部門的測度指數公式為：

其中GCj表示供給側產業部門j的指數，Yi表示i地區j產業的產值，n表示產業部門的數目，wij表示j產業部門在i地區所占比重，其公式表達方式為：

供給側產業部門的測度指數可以表述供給側結構性變動情況，并可用于研究供給側結構性變動可能產生的經濟效果。該指數是對國民經濟中所有產業部門按照供給側的標準進行的分類，根據最優分割法將社會產業分成追趕型產業、領先型產業、轉移型產業、彎道超車型產業、戰略型產業等，并根據分割法可計算出此五類產業的產業分類指數，具體參見林毅夫（2016）的研究。

2　供給側結構性改革對經濟動能貢獻率的實證檢驗

2.1變量設定及模型構建

為了實證檢驗供給側結構改革對我國經濟動能的貢獻率，本文通過構建計量模型進行定量分析，以地區經濟動能率為被解釋變量，供給側結構改革為核心解釋變量構建的計量模型如下：

其中GGit為被解釋變量，表示i地區t年的經濟動能率，GJit為核心解釋變量，表示i地區t年的供給側結構變動情況，使用理論分析部分供給側產業部門測度指數表示，該指數是根據理論分析中的最優分割法對國民經濟中所有供給部門進行分類后的代表供給側結構變動的指數，計算方法借鑒林毅夫（2016）的研究成果。Xit為影響地區經濟動能的其他控制變量，主要包括地區對外貿易依存度（YC）、技術水平（JS）、地區人力資源（RL）、交通基礎設施（JT）、外商直接投資額（FDI）。

2.2數據來源及說明

被解釋變量地區經濟動能率（GG）來源于2003—2015年的《中國統計年鑒》，核心解釋變量供給側結構變動（GJ）原始數據來源于2003—2015年的《中國統計年鑒》，借鑒林毅夫（2016）的做法根據理論推導部分的供給側產業部門測度指數公式計算，對外貿易依存度原始數據來源于2003—2015年《中國對外貿易發展報告》，根據對外貿易依存度公式計算，技術水平使用授權的專利數量表示，數據來源于2003—2015年《中國知識產權研究報告》，地區人力資本用地區大專以上人口數量占地區人口總數的比例來表示，原始數據來源于2003—2015年《中國人口統計年鑒》，交通基礎設施使用公路里程數來表示，數據來源于2003—2015年《中國交通基礎設施發展報告》，外商直接投資額使用地區外商直接投資額占地區生產總值的比重來表示，數據來源于2003—2015年《中國對外直接投資統計公報》。本文使用省級面板數據，由于西藏自治區的數據嚴重缺失，本文樣本涵蓋中國除西藏以外的30個省級行政單位，數據的研究年限設定為2003—2015年，變量的描述性統計見表1。

表1　變量的描述性統計

2.3基準檢驗

基準檢驗是對整體樣本進行的基礎性檢驗，主要目的是為了得出一般性的結論，這里是為了得出供給側產業部門對經濟動能影響的一般規律。內生性是回歸過程中經常出現的現象，工具變量法在某種程度上可以削弱內生性的影響，系統GMM是基于工具變量的估計方法，本文的回歸使用系統GMM的方法進行估計，基準估計結果見表2。其中模型1至模型5是分變量基準估計結果，模型1是加入控制變量對外貿易依存度的估計結果，模型2是加入控制變量技術水平的估計結果，模型3是加入控制變量地區人力資源的估計結果，模型4是加入控制變量交通基礎設施的估計結果，模型5是加入控制變量外商直接投資額的估計結果，模型6是加入核心解釋變量和所有控制變量的基準估計結果，從模型1至模型6的AR(1)和AR(2)及Sargen值來看，估計結果較為理想，供給側產業部門指數在所有模型中都顯著通過檢驗，表示供給側結構改革對我國經濟動能確實具有影響，從相關系數大小來看，數值范圍在0.59～0.67之間，表示供給側結構改革對經濟動能具有顯著的正向推動作用。下面以模型6的估計結果為例進行詳細說明，供給側產業部門指數的相關系數為0.6610，表示供給側結構性改革對經濟動能具有較強的拉動作用。對外貿易依存度和外商直接投資兩個變量的相關系數分別為0.5743和0.4638，表示改革開放政策是推動我國經濟動能的重要因素。技術水平的相關系數為0.5017，即技術進步對我國的經濟動能也有很大的推動作用，地區人力資源和交通基礎設施也是影響經濟動能的重要因素。

表2　供給側結構性改革對經濟動能貢獻的基準估計結果

2.4區域差異檢驗

基準檢驗結果表明供給側結構性改革是推動我國經濟動能的重要因素，由于我國地域遼闊，地區經濟動能存在顯著的發展不均衡現象，那么供給側結構性改革對經濟動能的推動作用是否存在地區差異，接下來對東、中、西部地區分別檢驗，所謂分類檢驗就是把樣本根據研究需要分成不同類別進行檢驗，以驗證結論的正確性，檢驗結果見表3。從表3的分類估計結果來看，東、中、西部地區供給側產業結構指數的相關系數存在明顯的差別，東部地區的相關系數最大為0.7617，中部地區次之為0.5356，西部地區最小為0.2131，表示我國的供給側結構性改革對經濟動能的推動作用存在明顯的地區差異，供給側結構改革在東部地區的效果最為明顯，相關系數很大，這和東部地區經濟較為發達具有密切關系，西部地區的效果相對較小，由于西部地區經濟相對落后致使政策效果不是很明顯，中西部地區是我國今后重點改革的地區。

表3　供給側結構性改革對經濟動能貢獻的分類估計結果

3　結論

本文基于最優分割法推導供給側產業部門指數對我國供給側結構性改革進行測度，使用我國30個省級行政單位2003—2015年的宏觀統計數據，利用系統GMM估計方法實證檢驗了供給側結構性改革對我國經濟動能的貢獻率，得出以下主要結論:

(1)供給側結構性改革對我國經濟動能具有顯著的推動作用。從基準估計結果來看，供給側產業部門指數在所有模型中都顯著通過檢驗，表示供給側結構改革對我國經濟動能確實具有影響，從相關系數大小來看，數值范圍在0.59～0.67之間，表示供給側結構性改革對經濟動能具有顯著的推動作用。

（2）供給側結構性改革對經濟動能的推動作用表現出明顯的地區差異。東中西部地區供給側產業結構指數的相關系數存在明顯的差別，東部地區最大，中部地區次之，西部地區最小，表示我國的供給側結構性改革對經濟動能的推動作用存在明顯的地區差異，供給側結構性改革在東部地區的效果最為明顯，相關系數很大，這和東部地區經濟較為發達具有密切關系，西部地區的效果相對較小，由于西部地區經濟相對落后致使政策效果不是很明顯，中西部地區是我國今后重點改革的地區。

（3）對外貿易依存度和外商直接投資兩個變量的相關系數顯著為正，表示改革開放政策是推動我國經濟動能的重要因素，技術進步對我國經濟動能有很大的推動作用，地區人力資源和交通基礎設施也是影響經濟動能的重要因素。

[1]Hoieyt S N.The Effect of Employment Risk CPI in the City Analsis of Cargo Hanling Operations[J].Physica-VerlagHD,2010,(4).

[2]Weber J.Theory of the Culture Indasty Location of City[M].Chicago: the University of Chicago Press,2013.

[3]Kloierye E M.The Location of Curture in Economic Activity of Infla?tion.[M].New York:Mc Graw-Hill,2014,（4）.

[4]Wardman G.Interurban Curture Demand Elasticities and Employ?ment Risk Competition in Great Britain:Evidence From Direct De? mand Models of City[J].Transportation Research,2015,5(4).

[5]Hoonoum M,Zhang A M,Zhang A.Optimal Demand for Curture Lease of City Eco-Tourism[J].Transportation Research,2013,(6).

[6]林毅夫.新常態下供給側結構性改革問題的研究[J].經濟研究，2015,(5).

[7]熊正德.供給側結構性改革的評價及提升路徑研究[J].中國工業經濟，2015,(9).

[8]謝孟軍.文化能否引致出口：一帶一路的經驗數據[J].國際貿易問題，2016,(1).

（責任編輯/易永生）

F123

A

1002-6487（2016）22-00039-03

國家社會科學基金西部項目（12XJL004）；教育部人文社科研究青年項目（12YJC790090）

黨晨鷺（1987—），女，陜西西安人，博士研究生，講師，研究方向：金融學。