制度質量和產能利用率
——基于供給側結構性改革視角的研究

馮 偉

(東南大學 經濟管理學院，江蘇 南京 211189)

一、引言及文獻綜述

理清中國產能過剩出現的深層次原因，是有效推進產能過剩治理的基本前提。對此，國家高度重視對產能過剩的治理，如2013年出臺了《國務院關于化解產能嚴重過剩矛盾的指導意見》；2017年召開的中央財經領導小組第十五次會議上，習近平做了“深入推進去產能，要抓住處置‘僵尸企業’這個‘牛鼻子’”的重要指示；李克強在2017年的國務院政府工作報告中也確定了當年去產能的目標。與此同時，國內外諸多學者也從學理層面對如何防治產能過剩問題進行了豐富的研究。

國外學者側重于從市場角度來分析產能過剩的原因。學界普遍認為，產能過剩是市場經濟條件下的正常現象，有可能是經濟發展的慣性效應所致，即在短期內因市場不景氣使得調整成本大于存儲成本，進而導致生產結構不能及時優化而出現產能過剩現象(Stiglitz，1999)；也有可能是策略性博弈使然，即在位企業將過剩的生產能力作為一種可置信的威脅，以此來阻止潛在進入者的進入(Spence，1977)，或者借此機會向客戶和合作伙伴顯示其生產和經營的實力(植草益，2000)。

與之不同的是，國內學者大多是從政府失靈角度來探討中國的產能過剩現象。例如，干春暉等(2015)從地方官員任期的角度探討企業產能過剩的原因，認為只有構建多元化的地方官員績效考核指標體系，適當加強地方官員異地交流，這才能提升產能利用率，進而化解產能過剩問題；沈坤榮等(2012)也認為，中國產能過剩問題主要是由現有政績考核制度所導致的；江飛濤等(2012)則認為，在體制扭曲的背景下，各地區對于投資的補貼性競爭是導致產能過剩最為重要的原因，而要從根本上解決產能過剩問題，需要進一步推進土地產權、環境保護體制、金融體制、財政體制等方面的改革；徐朝陽等(2015)、范林凱等(2015)認為，要從根本上化解產能過剩問題，需加快產能過剩行業的市場化改革進程，破除政府干預藩籬，建立公平競爭的市場環境。

上述文獻為我們理解產能過剩問題奠定了重要的基礎，但遺憾的是，這些研究也存在著一些不足之處或需要改進的地方。當前，雖然中國政府為了解決產能過剩問題出臺了一系列配套制度和相關政策措施，但事實上政府采用的各種政策措施的政策效果并未能夠如愿(干春暉 等，2015；徐滇慶 等，2016)，反而陷入了“過剩、調控、再過剩、再調控”的怪圈(徐朝陽 等，2015)，以至出現了“治理來、治理去，效果不彰，事與愿違”的困境(徐滇慶 等，2016)。面對產能過剩表現出的普遍性、長期性和復雜性等典型特征(程俊杰，2015)，我們有必要從制度設計以及制度運行的本身狀況的角度來考察制度實施的具體效果，即制度質量對于化解產能過剩和提升產能利用率具有何種作用和意義。

現有文獻指出，政府管制、政府錦標賽競爭、政績考核不合理等多方面的制度因素是導致中國產能過剩的主要誘因(羅弘毅，2017；楊其靜 等，2016；沈坤榮 等，2012)，但是就制度論制度，或者未評析制度運行的具體狀況就給出中國產能利用率不高的原因判斷則是不充分的。如同經濟增長并不意味著經濟發展，一項制度或政策并不意味著就能推動現實經濟發展，或者當出現問題時就簡單歸結為制度原因或體制原因，而不去深入探析制度運行的效率或質量，這就難以給出有效的化解產能過剩對策，容易陷入“隔靴搔癢”和“治標不治本”的境地。由于制度是有質量好壞的，運行效率也存在高低之分的，而制度質量則是所有評價制度運行好與壞的總稱(邵軍 等，2008)，因而從制度質量視角來探討中國式產能過剩的根本原因，這正是本文的主要立足點和邊際貢獻之處。

二、理論假說

為更好地理清制度質量作用于產能利用率的內在特征，我們借助數理模型對這一基本關系先做一簡單的推導和分析。根據產能利用率的基本分析架構(Shaikh et al.，2004；徐滇慶 等，2016)，我們可以假設一地區某行業的生產函數為柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產函數，具體形式為：

Y=ALαKβ

(1)

其中：Y為產出；L為勞動；K為資本；A為除勞動和資本之外的其他因素，可視之為索洛剩余(Solow Residual)；α和β為勞動和資本的產出彈性。

根據制度經濟學理論，我們可將制度(I)作為影響生產的一個重要變量引入到生產函數中，即生產過程是受一定制度安排影響和制約的。這是符合中國現實情境的，即在中國的經濟發展過程中，各項規章制度或行為規范等會影響人們行為、企業運營和行業發展等。因而，有此公式：

Y=ALαKβIγ

(2)

根據產能利用率的測算公式(Shaikh et al.，2004；何蕾，2015)，即：產能利用率=實際產能/擬合產能(潛在產能)，由此我們將該地區某行業的產出分為實際產能和潛在產能兩個層面。

實際產能為：

(3)

潛在產能為：

(4)

則該地區特定行業的產能利用率為：

(5)

式(5)中的I1/I2，表示實際制度狀況與潛在制度狀況的比較，可以被看作是一項制度實行的具體評價或效果，也是實際執行的制度所能達到效果與預期執行的制度所應達到效果之間的比值。如果該比值接近于1，或者大于1，說明制度執行的效果越好。基于此可以將之理解為制度質量，即ins。

同樣，式(5)中的L1/L2，即實際勞動狀況與潛在勞動狀況的比較，可以看作是勞動在提升產能利用率中的具體評價，也即勞動質量對于提升產能利用率的作用狀況。一般而言，勞動質量主要用人力資本來體現(傅元海 等，2009；馮偉 等，2015)。因而，可以將式(5)中的L1/L2定義為人力資本狀況，即hr。

另外，式(5)中的K1/K2是實際資本狀況與潛在資本狀況的比較，可以看作是資本運行的具體狀況。通常，資本被用來投資和生產，在實踐中主要體現為城市發展、工業生產和基礎設施建設等(徐滇慶 等，2016；王小魯 等，2017)。因而，可以將式(5)中的K1/K2分解為城市化水平(urban)、工業化水平(ind)和基建狀況(infra)。

最后，式(5)中的A1/A2是指除了資本和勞動之外影響產能利用率的因素狀況。我們可以將這些因素分解為三個部分：一是影響產能利用率的外部環境，即對外開放水平(open)；二是經濟環境，即經濟周期(ecycle)；三是市場環境，即市場需求(md)。

根據上述內容，我們可以將式(5)重新改寫為：

cu=(hr)α(urban)β1(ind)β2(infra)β3(ins)γ(open)θ1(ecycle)θ2(md)θ3

(6)

對式(6)兩邊取對數可得：

log cu= αlog hr+β1log urban+β2log ind+β3log infra+γlog ins+

θ1log open+θ2log ecycle+θ3log md

(7)

由于本文主要關注的是制度質量與產能利用率之間的作用關系，因而可以將式(7)簡化為：

log cu=γlog ins+βlog x

(8)

其中：x表示除制度質量(ins)之外影響產能利用率的因素，如人力資本、工業化、城鎮化以及市場需求等。

根據式(8)，我們可以提出本文的基本理論假說：

基本理論假說：一般而言，提升制度質量有利于產能利用率提高和化解產能過剩。

由于一項制度的好與壞會產生相異的激勵機制和行為規則。對于好的制度而言，不僅能讓人們產生確定性的收益，規避機會主義或道德風險，從而有更強的激勵來促進企業生產與經濟發展，同時還能平衡好各方利益，使各利益主體能夠在激勵相容的基礎上形成有序協同和合作共贏的局面；而對于壞的制度或者不健全的制度而言，不僅難以形成有保障的利益預期或利益訴求，也會產生諸多的不端行為或利益沖突，導致制度運行成本增加，效率降低和福祉損失。因而，制度質量是影響企業生產、經營和發展的重要變量，對治理中國產能過剩的作用尤為重要，提升制度質量對優化中國產業發展的運行規則、理清產能運營的利益關系、構建產能過剩的治理對策具有非常重要的意義。

制度是一系列博弈規則的總和(青木昌彥，2001)，由正式的規則和非正式的約束以及它們的實施特征等三個基本部分構成(諾思，2014)，因而制度質量也是復合變量，具有多維度特征，如體現資源配置方式的政府與市場的交互關系，彰顯市場活力的非國有經濟的發展狀況，表征市場運行狀況的產品市場和要素市場的發育程度，反映市場服務保障狀況的市場中介組織發育和維護市場秩序的法制環境等。而現有研究主要偏重于從一國總體層面(戴翔 等，2014；邵軍 等，2008)或地區層面(鄧宏圖 等，2016；姚耀軍，2016)來評價制度質量的好壞，即使已有研究注意到制度質量的多維性(楊飛，2013)，但并未將之運用到探析產能過剩的成因之中。所謂“一葉障目，不見泰山”，在利用制度因素解釋中國產能過剩原因過程中，同時也為提升中國產能利用率提供經驗，需要具備更為廣闊的視野，從多個反映和評價制度運行質量或效益的綜合角度出發，對化解中國式產能過剩的可能性和可行性進行盡可能全面的分析和評價。

不同維度的制度質量具有不同的內涵和運行特征，對產能利用率會具有不同的作用效果。這主要表現在以下幾個方面：

(1)作為資源配置的基本方式，政府與市場會對不同行業產能利用率的提升產生異質性的影響。例如，在比較成熟的勞動密集型行業或資本密集型行業，由于政府與市場正處于關系逐漸明晰化的角力階段，因而以政府與市場關系為表征的制度質量還難以對行業產能利用率的提升具有完全推進作用；而對成長性的技術密集型行業而言，其不僅需要政府指引，也需要市場引導，因而以政府與市場關系為表征的制度質量更多地會對該行業產能利用率的提升形成協同作用。

(2)作為體現市場活力的主要指標，非國有經濟的發展壯大能夠提升產能利用率。改革開放以來，中國的非國有經濟雖然獲得了飛速發展，但是依然存在著諸多制約其發展的現實條件和障礙，因而以非國有經濟發展為表征的制度質量對產能利用率的提升作用還有待于進一步加強。

(3)提升產能利用率離不開產品市場和要素市場的有效支撐。由于不同行業所形成的產品種類是不同的，其所依賴的產品市場也是不同的，因而以產品市場發育程度為表征的制度質量對產能利用率的提升作用可能存在著行業差異性；而對要素市場而言，由于產能利用率的提升需要人財物等諸要素的支持，因而以要素市場發育程度為表征的制度質量也會對產能利用率的提升存在一定程度的影響。

(4)提升產能利用率需要中介組織、法律制度等方面的服務和保障。雖然中國近些年在培育市場中介、完善法制建設等方面均取得了一定的成效，但是囿于不同行業的發展需求是不一樣的，因而以市場中介組織發育和維護市場的法制環境為表征的制度質量對產能利用率的提升也呈現出多樣化的作用特征。

根據以上論述，我們可以提出一個補充性的理論假說：

補充理論假說：由于行業發展的異質性，不同維度的制度質量對不同行業的產能利用率的提升效果應是不同的。

三、實證方程

(一)檢驗方程

根據上述理論假說，我們可以構建基于制度質量和產能利用率的實證檢驗方程，即：

log cuit=c+γlog insit+βlog xit+μi+εit

(9)

進一步，可將上述實證方程擴展為：

log cu= c+αlog hrit+β1log urbanit+β2log indit+β3log infrait+γlog insit+

θ1log openit+θ2log ecycle+θ3log md+μi+εit

(10)

其中：cu為產能利用率；ins為制度質量；hr為人力資本水平；urban為城市化水平；ind為工業化水平；infra為基建狀況；open為對外開放水平；ecycle為經濟周期；md為市場需求；ε為誤差項；α和β為相關系數；i為個體；t為年份。接下來需要對實證方程中的各變量進行測度和說明。

(二)變量說明

(1)被解釋變量：產能利用率(cu)。該變量主要反映了產業運行狀況，而本文的研究落腳點是省級政府層面，為了更為精確地測度一個省區的產能利用率，我們整理了每個省區所包含的27個工業行業的發展數據。在數據整理過程中，由于部分省區的諸多行業數據缺失較為嚴重，所以經過多輪數據比對和篩選，最終選定了除西藏和青海之外的29個省區的20個行業作為研究樣本數據*這些行業包括：農副食品加工業，食品制造業，酒、飲料和精制茶制造業，煙草制品業，紡織業，造紙和紙制品業，石油加工、煉焦和核燃料加工業，化學原料和化學制品制造業，醫藥制造業，化學纖維制造業，非金屬礦制品業，黑色金屬冶煉和壓延加工業，有色金屬冶煉和壓延加工業，金屬制品業，通用設備制造業，專用設備制造業，電氣機械和器材設備制造業，計算機、通訊和其他電子設備制造業，儀器儀表制造業和交通運輸設備制造業工業等。。基于這些數據，遵循Shaikh et al.(2004)所提出的面板協整法*現有對產能過剩的測度方法主要有三種：一是工程法，該方法的代表性指標包括各國官方公布的產能利用率以及沃頓(Wharton)商學院公布的產能利用率；二是經濟學理論測度法，即企業基于成本最小化決策法所得到的產出水平，該方法從兩個維度來考察最優產出水平，一是短期內為企業平均成本(AC)曲線最低點所對應的產出(Cassels，1937)，二是長期內為長期平均成本(LAC)曲線與短期平均成本(SAC)曲線相切的切點所對應的產出(Berndt et al.，1981)；三是實證測度法，如利用峰值法(Harris et al.，1985)、非參數分析法(Kirkley et al.，2002)、生產函數法(IMF，2012)等對最優產出進行數值測度。囿于數據的可得性，Shaikh et al.(2004)所提出的面板協整法更具可操作性和推廣性，何蕾(2015)和程俊杰(2015)等運用該方法對中國產能過剩狀況進行了測度。以及面板最小二乘虛擬變量法(LSDV)對29個省區的產能利用率進行了測度；同時，為區分行業特征，將上述各行業劃分成勞動密集型、資本密集型和技術密集型等三類行業*劃分標準是基于謝建國(2003)的分類方法，即：一是勞動密集型行業，包括農副食品加工業、食品制造業、飲料制造業、煙草制品業、紡織業、紡織服裝鞋帽制造業、皮革皮毛羽毛及其制品業、木材加工業等；二是資本密集型行業，包括家具制造業、造紙及紙制品業、印刷業、文教體育用品制造業、石油加工冶煉及核燃料加工業、橡膠制品業、塑料制品業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業等；三是技術密集型行業，包括化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、化學纖維制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、交通運輸設備制造業、電器機械及器材制造業、通信設備計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業等。為節省篇幅，具體測算過程不在此匯報，有需要的讀者可向作者索取。。

圖1 中國2008—2014年各地區各類行業產能利用率的平均分布狀況

根據測算出的數據，我們可以繪制出2008—2014年29個省區行業總體以及勞動密集型、資本密集型和技術密集型等分行業的平均產能利用率的分布圖，具體如圖1所示。從圖1中可以看出，在這四類產能利用率中，資本密集型行業的產能利用率是最高的，波動最大的是技術密集型行業，但總體上產能利用率并不高，如果按照國際上劃分產能利用率的一般標準(即產能利用率的正常區間為79%～83%，低于79%為產能過剩，高于90%為產能不足)，那么現階段中國大部分地區的多數行業均存在著產能過剩現象，這與許憲春(2013)以及《國務院關于化解產能嚴重過剩矛盾的指導意見》中所給出的判斷基本上是一致的*《國務院關于化解產能嚴重過剩矛盾的指導意見》指出，2012年底中國鋼鐵、水泥、電解鋁、平板玻璃、船舶等產能利用率分別僅為72%、73.7%、71.9%、73.1%、75%。。對于其中的原因，正是我們想要集中探討和研究的。

(2)解釋變量：制度質量(ins)。由于制度具有復雜性和多維性，這就導致對其運行質量的測度或衡量存在著一定的困難。現有文獻對制度質量的測度指標基本是從國家層面來構建的，如透明國際(Transparency International)以CPI(清廉指數)和BPI(行賄指數)構成的腐敗指數；也有從更為細化的省級政府或市級政府層面來測度的，如有學者用知識產權保護程度、非國有經濟所占比重或對外依存度等來衡量制度質量，但多數是用樊綱等(2011)所構建的中國市場化指數來代表。用市場化指數來反映中國制度質量的實施狀況具有一定的權威性，因而本文也基于該指數及其構成來測度制度質量。具體而言，該指數由五個方面構成：政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度以及市場中介組織發育和維護市場的法制環境等。每個指數均反映了中國各省區市場化進程的某個特定方面。圖2是基于王小魯等(2017)所測度出的市場化指數及其五個子指標所描繪出的2008—2014年中國29個省區制度質量的平均分布狀況。從圖2中可以看出，各省區的制度質量存在較大的差異，尤其是以市場中介組織發育和維護市場的法制環境為表征的制度質量波動幅度較大，且東部大部分地區的制度質量要優于中西部地區。

圖2 中國2008—2014年各地區制度質量的平均分布狀況

為確保回歸結果盡可能不受其他因素的影響，根據上文所推演出的實證公式，參考董敏杰等(2015)和韓國高等(2011)等的做法：以FDI占GDP的比重來測度對外開放水平；以第二產業產值占GDP的比重來測度工業化水平；以城鎮人口占總人口的比重來測度城鎮化水平；以人均受教育年限加權法來測度人力資本水平；以公路里程數占國土面積的比重來測度基礎設施建設情況；以GDP增長率來測度經濟周期；以Hariss(1954)所提出的測度市場潛能方法來測度市場需求等作為控制變量。

由于受制度質量數據范圍的限制*盡管樊綱等(2011)也測度出了中國各省區1997—2007年的市場化進程，但是正如王小魯等(2017)所指出的“本報告的數據與1997—2007年的市場化指數還未能實現直接對接”，因而本文只能使用2008—2014年為期7年的數據。其實，這也暗合了盧鋒(2014)所指出的改革開放以來中國第三次產能過剩的發展浪潮，即從2009年至現今。盧鋒(2014)認為，改革開放以來，中國出現了數輪大范圍的產能過剩：第一次是1998—2001年，第二次是2003—2006年，第三次是2009年至現今。其中，2008年以來的新一輪產能過剩不僅涉及傳統的鋼鐵、水泥、平板玻璃等行業，還涉及光伏、風電設備等戰略性新興產業，波及面廣，持續時間長，這給宏觀經濟帶來了諸多不利影響(干春暉 等，2015)。，本文所使用的研究樣本為中國2008—2014年29個省區的發展數據，具體的描述性統計見表1所示。

表1 變量的描述性統計說明

注：除“市場中介組織發育和維護市場的法制環境”因取對數使得樣本數減少為201個外，其余變量均為203個。

四、實證分析

(一)初步回歸

根據上述數據特征，我們首先采用面板數據的固定效應模型(FE)進行回歸，所得結果見表2所示。從表2中可以看出，在全樣本層面，以市場化指數及其5個子指標為表征的制度質量均沒有通過10%的顯著性水平，這與我們的預期存在一定程度的偏離，可能是因為全樣本包含了所有性質的行業樣本或者回歸中存在著內生性問題等，以至出現回歸偏誤較大的情況。對此，我們將全樣本分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型等三種行業*本文試圖從東部地區、中部地區、西部地區三個地區以及東部地區、中部地區、西部地區分行業層面進一步探討制度質量與產能利用率的作用關系和關系特征。遺憾的是,如果進一步細分為地區層面，則每個地區的樣本量將非常少，回歸的可信度就會大大降低。因而，為確保樣本盡可能的集中，本文并未分地區、分地區的分行業等做更為細化的研究。，以進一步探析不同行業類型回歸結果是否存在差異性。首先，對勞動密集型行業而言，只有以非國有經濟的發展為表征的制度質量通過了10%的顯著性水平檢驗，其余層面的制度質量指標均不顯著；其次，在資本密集型行業中，通過10%的顯著性水平檢驗的制度質量的代理指標有市場化指數、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和維護市場的法制環境等，而以非國有經濟的發展為表征的制度質量雖然通過了10%的顯著性水平檢驗，但是系數符號為負；第三，對技術密集型行業而言，其回歸結果與全樣本是一致的，各維度的制度質量均沒有通過10%的顯著性水平檢驗。

表2 基于面板固定效應模型的回歸結果

注：回歸過程中控制了時間效應;括號中數據為t統計量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著;為節省篇幅，并沒有匯報常數項和控制變量的回歸結果，備索；(1)—(6)的自變量分別為市場化指數、政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和維護市場的法制環境。

(二)克服內生性回歸

上述回歸中并沒有考慮到被解釋變量和解釋變量之間的內生性問題，這一內生性問題主要表現為制度質量與產能利用率的雙向交互關系，即制度質量會對產能利用率產生影響，反過來產能利用率也會對制度質量的提升產生影響，而這會影響回歸結果的可信性。對此，需要采用相關方法加以克服。

常用克服內生性的方法包括工具變量法(IV)和廣義矩估計法(GMM)等。前者需要為產生內生性的解釋變量尋找到一個合適的工具變量，而后者則由該方法自動生成估計所需的工具變量，并在一系列的檢驗要求下甄別所指定的工具變量的有效性，同時該方法也需要考慮到了被解釋變量的動態性，以能夠更為深刻地反映因變量的自我作用機制。由于尋找一個合適的工具變量需要滿足諸多嚴苛的條件，相較于工具變量法，廣義矩估計法更受實證研究者的青睞(Bond et al.，2001；程俊杰，2015)。因而，本文也運用GMM方法來檢驗制度質量作用于產能利用率的關系。

一般而言，動態面板數據的廣義矩估計法(GMM)包括兩種：差分GMM和系統GMM。前者是將所有可能的滯后變量作為工具變量，是對差分后的方程進行GMM估計；后者是將差分GMM和水平GMM結合在一起進行估計。這兩種方法雖然優缺點分明，如差分GMM利用了所有可能的工具變量，包括Anderson-Hsiao估計量，但可能會有工具變量個數多于內生變量個數的情況，從而產生弱工具變量問題；系統GMM包含了對水平方程的估計，可以估計不隨時間變化的變量，因而可以提高估計效率，但是其必須假定工具變量和擾動項不相關(陳強，2010)。因而，為確保回歸結果的穩健性，本文同時使用這兩種方法進行回歸。在使用這兩種方法時，需要進行相關的檢驗，包括擾動項無自相關性檢驗(AR(2)檢驗)和工具變量過度識別檢驗(Sargan檢驗)等。

基于此，我們首先使用差分GMM進行回歸，具體結果見表3所示。在滿足AR(2)檢驗和Sargan檢驗的雙重約束條件下，可以發現：在全體樣本層面，只有式(5)和式(6)滿足檢驗要求；在勞動密集型行業中，只有式(4)和式(5)符合檢驗標準；在資本密集型行業中，滿足檢驗要求的是式(5)；在技術密集型行業中，滿足檢驗要求的是式(2)—(6)。這些結果是否具有穩健性，需要我們運用系統GMM做進一步回歸檢驗。

表3 基于差分GMM的回歸結果

注：回歸過程中控制了時間效應；括號中數據為t統計量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；為節省篇幅，未匯報常數項和控制變量的回歸結果以及AR(1)，備索；(1)—(6)的自變量分別為市場化指數、政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和維護市場的法制環境。下表同。

其次，基于系統GMM進行回歸，結果見表4所示。其中，滿足動態面板數據模型(DPD)檢驗要求的是：在全樣本層面中的式(6)；在勞動密集型行業中的式(1)—(6)；在資本密集型行業中的式(2)、式(3)和式(5)；在技術密集型行業中，所有公式均滿足檢驗要求，只不過式(1)、式(3)和式(6)所得到的系數均沒有通過10%的顯著性水平檢驗。這與表3基于差分GMM所得到的部分結論是一致的，說明回歸結果是具有一定穩健性的。

表4 基于系統GMM的回歸結果

根據穩健性要求，綜合表3和表4的回歸結果，我們可以匯總得到表5，具體得出如下結論：

首先，總體上，以市場化指數為表征的制度質量在總體層面和分樣本層面的回歸結果均是不顯著的。這與我們的研究預期或理論假說存在一定的落差，可能原因在于：盡管中國改革開放已有近40年的發展歷程，但是市場化改革仍然面臨著諸多痼疾和阻力，尤其是在對深水區進行改革時，所面臨的障礙更是巨大的和頑固的，這導致中國的市場化水平始終處在低位，甚至出現了停滯和下降的態勢(王小魯 等，2017)。中國現階段市場化水平尚難對產能利用率的提升產生促進作用，但也說明了當前中國的市場化水平還有很大的提升空間。

其次，從政府與市場的關系來看，只有技術密集型行業通過了10%的顯著性水平檢驗，且系數符號為正。換言之，厘清政府與市場關系對于中國市場經濟建設仍然具有非常重要的意義，中國共產黨十八屆三中全會決議指出，全面深化改革的核心問題是要處理好政府和市場的關系，使市場在資源配置中起決定性作用，同時更好地發揮政府作用。現階段，由于中國大多數技術密集型行業仍處于成長期，許多核心技術尚處于研發攻關階段，因而在遵循政府與市場關系發展規律的基礎上，政府所出臺的政策措施更多的是鼓勵性和支持性的。這種以引導或激勵為主的政策措施有利于成長初期的技術密集型行業發展，即通過政策扶持或政府保護可以加快其成長，因而也有利于該行業產能利用率的提升。這其中較為典型的便是中國高鐵突飛猛進的發展，即通過政府引導和補貼，中國高鐵技術已經完全自主化，技術水平走在世界前列。而對于相對成熟的勞動和資本密集型行業而言，政府和市場之間的內在關系和作用范圍尚未得到完全廓清和厘定，兩者之間關系正處于角力調整階段，兩者對提升產能利用率的協同效應尚未能充分展現出來。

第三，對非國有經濟的發展而言，其回歸結果與總體層面的以市場化指數為表征的制度質量的回歸結果是一致的，兩者回歸結果均不顯著，說明以非國有經濟發展為表征的制度質量并不能有效提升各行業的產能利用率。這可能的原因在于：盡管近些年中國非國有經濟得到了快速發展，不論是產值占比還是就業貢獻均已占據整個國民經濟的半壁江山，但是非國有經濟的發展依然存在著諸多的困境，如“融資難”、“融資貴”、規模小、技術層級低、缺乏法律保障等，導致非國有經濟的發展活力并沒有完全釋放出來，進而導致以非國有經濟發展為表征的制度質量對產能利用率的提升作用不明顯。

第四，對產品市場的發育程度而言，在勞動密集型行業中所得結果顯著為正，而在技術密集型行業中卻顯著為負。由于產品市場的發育程度主要體現為價格由市場所決定的程度和減少商品市場上的地方保護等兩個方面(王小魯 等，2017)，現實中相對成熟的勞動密集型行業的產品市場，其發育程度要優于正處于成長期的技術密集型行業的市場發育程度。這主要由于：勞動密集型行業是中國的傳統優勢行業，其所依托的產品市場發育程度已較為成熟，基本上遵循市場的供求規律運行，因而有利于該行業產能利用率的提升。而對中國的技術密集型行業而言，大部分企業仍處于成長期，部分產品還處于引進或模仿的導入階段*一個佐證是：在《產業藍皮書：中國產業競爭力報告(2014)No.4》中顯示，2013年中國產業國際市場占有率中，勞動與資源密集型產業占比為30.6%，低技能與低技術含量產業為17.8%，中等技能與技術含量的產業為12.3%，高技能與高技術含量為17.1%。，行業發育程度遠未成熟。同時，由于技術密集型行業所擁有的高成長性，這會成為諸多企業“潮涌”的主要領域，如前些年風電、光伏和電解鋁等行業飽和性發展，導致這些行業供需嚴重失衡和資源過度誤置，以至出現了嚴重的產能過剩現象。因而，囿于技術密集型行業產品市場發育程度的不完善，該行業容易出現供求失衡與產能過剩的狀況。

第五，對要素市場的發育程度而言，所得的結果是在三種行業層面上均顯著為正。其中的原因可能在于：要素市場主要包括金融、人力資本和科技等方面市場，由于近些年這些方面市場的發展，這三類市場正在不斷得到改進和完善，例如，中國不僅有股票、期貨等市場，還有新三板、創業板和中小企業板等市場；同時，伴隨著大學擴招政策的實施，中國的人力資本水平也得到了不斷提升(鄧宏圖 等，2016)；此外，中國的科技市場也因科技要素的不斷充實、科技政策的大力支持而得到有效改進，這也正如王小魯等(2017)研究所得出的結論所言“2008年至2014年，金融業的市場化得分上升1.98分，人力資源供應情況得分上升1.66分，技術成果市場化得分上升2.13分”。因而，中國要素市場發育程度的不斷向好，這為產能利用率的提升奠定了一個良好的基礎。之所以三個細分行業回歸結果均顯著為正，可能原因在于：相較于專業性和專屬性更強的產品市場，要素市場的諸多資源可以實現行業間的共享互補和技術溢出，如技術密集型行業的人力資本和科技等高端要素會對資本和勞動密集型行業的要素產生一定的技術外溢效應，這無形中會提升這些行業的產能利用率。

最后，對市場中介組織發育和維護市場的法制環境而言，回歸結果中只有在總體行業層面通過了10%的顯著性水平檢驗。換言之，提升產能利用率離不開律師、會計師、行業協會、公檢法機關以及知識產權保護等方面的支撐和保障。盡管這些市場中介服務及其相應的法制環境與發達國家的發展水平還存在著一定的差距，但是經過近些年的發展，中國各項事業的法制化進程不斷加快，諸多擾亂市場秩序、破壞市場競爭、損害市場公平等的不良現象逐漸得到整治，各類服務性市場中介機構呈現蓬勃興起的態勢，尤其是律師事務所、會計師事務所等的數量以及從事律師和會計等的人才隊伍均呈現出大幅增長的趨勢，這為中國提升產能利用率提供了服務保障和后盾支撐。

表5 回歸結果匯總

注：“+”表示回歸所得的制度質量對產能利用率的系數符號顯著為正，且通過相關檢驗；“—”表示回歸所得的制度質量對產能利用率的系數符號顯著為負，且通過相關檢驗。

(三)面板分位數回歸

為進一步探討制度質量作用于產能利用率的內在演變特征，也即在不同水平的產能利用率下制度質量會對產能利用率產生什么樣的作用特征，接下來運用面板分位數回歸模型(Panel quantile regression model)對此兩者間的作用關系做進一步的分析。面板分位數回歸模型是將一般分位數回歸方法應用于面板數據實證分析的參數估計中的一種方法。相較于普通的線性計量分析方法，面板分位數回歸模型不僅可以更好地控制個體差異，使得回歸結果不易受極端值的影響，而且還能較好地分析被解釋變量條件分布在不同分位點上與各種解釋變量之間的內在作用關系，以此反映被解釋變量整體分布的全面信息(陳強，2010)。

基于上述GMM檢驗所得出的穩健結果，運用面板分位數回歸模型做進一步回歸所得結果見表6所示。首先，從總體行業而言，只有以市場中介組織發育和維護市場的法制環境為測度的制度質量在GMM回歸中是顯著穩健的，對其進行面板分位數回歸結果顯示，在產能利用率比較低的階段，也即存在產能過剩時，改善市場中介組織發育和維護市場的法制環境能夠克服產能過剩問題，同時提升產能利用率，而當產能利用率位于較高水平時，如位于現有產能利用率水平的70%以上時，此時出現了顯著為負的結果，不斷改善市場中介組織發育和維護市場的法制環境并不能持續提升產能利用率，也即以市場中介組織發育和維護市場的法制環境為測度的制度質量對于提升產能利用率具有非線性的門限作用特征，這與邵軍等(2008)所得研究結論是一致的。其中原因主要在于：相較于經濟發展而言，法治建設具有一定的滯后性，即經濟發展中所出現的各類經濟問題很有可能是現有法律難以全面涉及到或完全可以規制的，尤其是在經濟發展處于較高水平時，如當產能利用率達到較為充分的狀態時，法治建設滯后性的弊端便會尤為明顯，這可以從當前中國各類法律糾紛問題中能夠得到進一步體現。例如，雖然以共享單車、汽車、充電寶等為標志的共享經濟已悄然進入日常生活，但是針對共享經濟的服務規范和法制規章仍然缺失；中國近些年來金融市場雖然得到了快速發展，但是針對中小企業加快創新發展和轉型升級等方面資金扶持的法律規范或制度保障依然缺失。因而，中介服務和法制環境等制度建設跟不上經濟發展需求，就難以確保產能利用率能夠得到持續的提升。

其次，對勞動密集型行業而言，所得到的以產品市場的發育程度和要素市場的發育程度為表征的制度質量也呈現出非線性特征，即在產能利用率比較低的水平上，提升產品市場和要素市場的發育程度能夠提高產能利用率，對于化解產能過剩具有顯著的促進作用，但是當產能利用率達到較高水平時，此時提升這兩個市場的發育程度并不能對產能利用率產生有效的促進作用。這可能的原因在于：盡管對勞動密集型行業而言，其所依托的產品市場和要素市場已較為成熟和完善，但是鑒于其所具有的傳統性以及發展潛力有限等方面的原因，即使該行業的產能利用率位于較高水平，相對成熟的產品市場和要素市場對進一步提升其產能利用率的作用效果也是有限的。例如，中國的一些農副食品或紡織品行業，需求彈性比較小，人們對此的消費意愿是既定的，其產能利用率的提升主要取決于市場供給狀況。然而，囿于有限的技術水平，這些行業的供給能力也已相對固定，即使產品和要素市場不斷得到完善，其產能利用率也難以得到提升，會存在提升的天花板(ceiling)，對此需要結構性改革或破壞式創新(Disruptive Innovation)，以進一步提升產能利用率。

第三，對資本密集型行業而言，以要素市場發育程度為表征的制度質量，除了在產能利用率位于30%水平時顯著為負外，在其余階段能顯示出顯著為正的作用結果。其中的原因可能在于：資本密集型行業在中國當前產業發展中處于主體性地位，國家出臺了很多促進該行業發展的配套性政策，如加快裝備制造業振興與轉型升級、促進建筑工業化發展等。這些措施激發了資本密集型行業要素市場的發展(如實行“互聯網+”戰略、引導資本進入實體經濟行業、推進創新驅動等)，保障了該行業發展的正常需要，有利于提升該行業的產能利用率。

最后，對技術密集型行業而言，以產品市場和要素市場的發育程度為表征的制度質量也具有非線性特征，即當產能利用率位于較高水平時，提升這兩個市場的發育程度并不能持續有效地提升該行業的產能利用率，而以政府與市場關系為表征的制度質量總體上呈現出顯著為正的作用態勢。其中原因主要在于：技術密集型行業具有成長性，不僅需要政府的有效支持，還需要高質量和高端性的產品市場和要素市場的積極支撐。鑒于中國一直都在不斷調整政府“有形之手”和市場“無形之手”對于資源配置的作用定位，這不僅有利于厘清并明確這兩者的作用范圍，而且對于進一步提升技術密集型行業的產能利用率也具有更為積極的導向作用。同時，囿于中國技術密集型行業發展所需的產品和要素市場發育發展的滯后性，如知識產權保護體系尚未健全、專利申請與保護制度不完善等，所以當產能利用率位于較高水平時，發展緩慢的產品市場要素市場還難以支撐產能利用率的進一步提升。

表6 基于面板分位數模型的回歸結果

注：回歸過程中控制了時間效應；括號中數據為t統計量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；為節省篇幅，并沒有匯報常數項和控制變量的回歸結果，備索。

五、主要結論與對策建議

化解產能過剩，提升產能利用率，迫切需要從制度層面來加以分析。基于王小魯等(2017)所測算的市場化指數及其5個子指標作為制度質量的代理變量，運用動態面板模型和面板分位數回歸模型實證分析了制度質量對于產能利用率的作用關系。研究發現：總體而言，只有以市場中介組織發育和維護市場的法制環境為表征的制度質量會對產能利用率的提升產生顯著的促進作用，但這種作用具有非線性特征，即只有當產能利用率較低或存在產能過剩時，制度質量才會對化解產能過剩產生促進作用，而當產能利用率較為充分時，滯后的法治建設和配套服務并不能有效地促進產能利用率的提升。

在分行業層面，首先，對勞動密集型行業而言，鑒于該行業的傳統性特征，支持其發展的產品市場和要素市場的發育程度已較完備，因而以這兩方面表征的制度質量會對該行業產能利用率的提升產生促進作用，但由于勞動密集型行業的低技術性或潛力有限，更為完備的產品市場和要素市場在提升產能利用率時會遇到天花板或陷入瓶頸；其次，對資本密集型行業而言，以要素市場發育程度為表征的制度質量，總體上會對產能利用率的提升產生顯著為正的促進作用；第三，對技術密集型行業而言，鑒于其高成長性和盈利性等特征，以政府與市場關系為表征的制度質量會對該行業產能利用率的提升提供更大促進作用，而諸如產品和要素市場等因素則因其滯后性，還難以促進更高水平的產能利用率提升。

本文從制度質量的視角來探討和分析了中國產能利用率不高的內在原因，不僅深化了現有文獻對中國產能過剩的成因研究，還為今后提升產能利用率提供了重要的啟示。具體的政策建議在于：

首先，要深刻地認識到從供給側視角來優化制度質量意義，這是提升中國產能利用率的有效途徑。造成當前中國產能過剩的主要誘因是政府過多干預、市場化建設滯后以及相關制度配套不健全，這些導致產能供需出現結構性失衡，對此需要從提升制度質量的視角來破解產能過剩的困境。

其次，要系統地采用多種措施來改進并提升制度質量，不僅要繼續堅持“正確處理好政府與市場關系”的大政方針，使市場之手能成為提升產能利用率的主要手段；而且，還要積極支持非國有經濟的發展，使其成為經濟增長的主要推動力，確保產業發展遵循市場規律；同時，還要加快提升產品市場和要素市場的高端性和高質性，改進并提升產品品質和要素質量，使之適應產業轉型升級和產能提質增效的發展需要；最后，要加快知識產權保護體系建設和建立健全律師、會計等的中介服務保障機制等建設，不斷完善市場經濟建設的法制環境，為提升產能利用率提供良好的服務支撐和健全的法制環境。

參考文獻：

陳強. 2010. 高級計量經濟學及Stata應用[M]. 北京：高等教育出版社.

程俊杰. 2015. 轉型時期中國產能過剩測度及成因的地區差異[J]. 經濟學家(3):74-83.

戴翔,金碚. 2014. 產品內分工、制度質量與出口技術復雜度[J]. 經濟研究(7):4-17.

鄧宏圖,宋高燕. 2016. 學歷分布、制度質量與地區經濟增長路徑的分岔[J]. 經濟研究(9):89-103.

董敏杰,梁泳梅,張其仔. 2015. 中國工業產能利用率:行業比較、地區差距及影響因素[J]. 經濟研究(1):84-98.

樊綱,王小魯,朱恒鵬. 2011. 中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告[M]. 北京：經濟科學出版社.

范林凱,李曉萍,應珊珊. 2015. 漸進式改革背景下產能過剩的現實基礎與形成機理[J]. 中國工業經濟(1):19-31.

馮偉,浦正寧,徐康寧. 2015. 中國吸引外資的勞動力優勢是否可以持續[J]. 國際貿易問題(11):132-143.

傅元海，王展祥. 2009. 不同類型人力資本對中國外商直接投資質量的影響[J]. 中國人口科學(6):80-87.

干春暉,鄒俊,王健. 2015. 地方官員任期、企業資源獲取與產能過剩[J]. 中國工業經濟(3):44-56.

韓國高，高鐵梅，王立國，等. 2011. 中國制造業產能過剩的測度、波動及成因研究[J]. 經濟研究(12):18-31.

何蕾. 2015. 中國工業行業產能利用率測度研究：基于面板協整的方法[J]. 產業經濟研究(2):90-99.

江飛濤，耿強，呂大國，等. 2012. 地區競爭、體制扭曲與產能過剩的形成機理[J]. 中國工業經濟(6):44-56.

盧鋒. 2014. 大國追趕的經濟學觀察：理解中國開放宏觀經濟(2003—2013)[M]. 北京：北京大學出版社.

羅弘毅. 2017. 產能過剩中的政府干預因素分析[J]. 地方財政研究(1):76-80.

諾思. 2014. 制度、制度變遷與經濟績效[M]. 杭行，譯. 上海：格致出版社.

青木昌彥. 2001. 比較制度分析[M]. 周黎安，譯. 上海：上海遠東出版社.

邵軍,徐康寧. 2008. 制度質量、外資進入與增長效應:一個跨國的經驗研究[J]. 世界經濟(7):3-14.

沈坤榮,欽曉雙,孫成浩. 2012. 中國產能過剩的成因與測度[J]. 產業經濟評論(4)：1-26.

王小魯,樊綱,余靜文. 2017. 中國分省份市場化指數報告(2016)[M]. 北京：社會科學文獻出版社.

謝建國. 2003. 外商直接投資與中國的出口競爭力：一個中國的經驗研究[J]. 世界經濟研究(7):34-39.

徐滇慶,劉穎. 2016. 看懂中國產能過剩[M]. 北京：北京大學出版社.

許憲春. 2013. 經濟分析與統計解讀[M]. 北京：北京大學出版社.

徐朝陽,周念利. 2015. 市場結構內生變遷與產能過剩治理[J]. 經濟研究(2):75-87.

楊飛. 2013. 制度質量與技術創新：基于中國1997—2009年制造業數據的分析[J]. 產業經濟研究(5):93-103.

楊其靜,吳海軍. 2016. 產能過剩、中央管制與地方政府反應[J]. 世界經濟(11):126-146.

姚耀軍. 2016. 制度質量對外資銀行進入的影響：基于腐敗控制維度的研究[J]. 金融研究(3):124-139.

植草益. 2000. 日本的產業組織: 理論與實證前沿[M]. 鎖劍，譯. 北京：經濟管理出版社.

BERNDT E R, MORRISON C J. 1981. Capacity utilization measures: underlying economic theory and an alternative approach [J]. American Economic Review, 71(2):48-52.

BOND S R, HOEFFLER A, TEMPLE J R W. 2001. GMM estimation of empirical growth models [R]. Cepr Discussion Papers, No.3048.

CASSELS J M. 1937. Excess capacity and monopolistic competition [J]. Quarterly Journal of Economics, 51(3):426-443.

HARRIS C D. 1954. The market as a factor in the localization of industry in the United States [J]. Annals of the Association of American Geographers, 44(4):315-348.

HARRIS R, TAYLOR J. 1985. The measurement of capacity utilization [J]. Applied Economics, 17(5):849-866.

IMF. 2012. People′s Republic of China staff report for the 2012 article in consultation [R]. IMF Country Report.

KIRKLEY J, PAUL C J M, SQUIRES D. 2002. Capacity and capacity utilization in common-pool resource industries [J]. Environmental and Resource Economics, 22(1-2):71-97.

SHAIKH A M, MOUDUD, J K. 2004. Measuring capacity utilization in OECD countries: a cointegration method [R]. The Levy Economics Institute of Bard College Working Paper No.415.

SPENCE A M. 1977. Entry, capacity, investment and oligopolistic pricing [J]. The Bell Journal of Economics, 8(2):534-544.

STIGLITZ J E. 1999. Interest rates, risk, and imperfect markets: puzzles and policies [J]. Oxford Review of Economic Policy, 15(2):59-76.