能源因素与潜在增长率探索

数据来源及统计说明

三次产业生产函数各变量所使用的数据样本空间为1978~2011年，其中GDP及资本存量均调整为1978年不变价格数据。三次产业生产总值由《中国统计年鉴2011》中按当年价格计算的GDP及按1978年不变价格指数计算的国内生产总值指数计算得出。劳动力投入和能源消费量从中经网数据库查得，其中1978年和1979年能源消费量由可得数据外推得出，1978~1989年劳动力投入数据使用王小鲁等调整后的数据。第一产业投入生产的土地面积应当用农业用地面积来表示，但鉴于数据的可得性，本文用农作物总播种面积、茶园及果园面积之和来代替，其数值从中经网数据库查得。三次产业资本存量数据不能直接获得，需要进行计算和估计。本文使用常用的永续盘存法对三次产业的资本存量进行估算。估算初始年份资本存量的主要方法有直接普查法、资本产出比（Capital-outputRatio）法及折旧—贴现法。直接普查法得出的资本存量数据具有较高的准确性，但目前我国还没有资本存量的直接普查数据，1997年出版的《中国国内生产总值历史资料：1952~1995》也只有固定资产形成总额数据；资本产出比法源自美国经济学家帕金斯对资本产出系数的假定，通过该系数倒推出初始年份的资本存量。但是，一国的资本产出比本身是难以精确计算的，因此这种方法的适用性也受到质疑。折旧—贴现法是估算初始年份资本存量最常用的方法，具体做法是用初始年份下一年的固定资产投资额除以样本期内的实际产出平均增长率与折旧率之和。关于第一产业的折旧率，可将《中国统计年鉴1995》公布的国有企业固定资产基本折旧率中1978~1992年国有企业粮食部门固定资产折旧率的平均数（即4.3%），作为第一产业固定资产折旧率（1990年的数据为2.5%，可视为异常值被排除在外）。[6]假定第二、第三产业折旧率相同，并借鉴李京文等的研究，利用资本品寿命周期和法定残值率对其进行估算。这里的残值率即某资本品寿命期结束时，相对于其相同资本品的效率。根据《国家税务总局关于做好已取消的企业所得税审批项目后续管理工作的通知》，内资企业的残值率为5%。我国的固定资本支出分为建筑安装工程支出、设备及工器具支出及其他费用三个组成部分，全部资本品的寿命应是其三个组成部分寿命的加权平均。参照张军等的做法，本文假定我国建筑和设备资本品的寿命分别为45年和20年，其他资本品的寿命为25年。根据中经网统计数据库得到的1981~2011年我国按构成分的固定资产投资数据，计算出建筑、设备及其他资本品的占比大概分别为64.06%、24.44%、11.5%，进而可计算出全国资本品的寿命为36.6年。由上述残值率、折旧率及资本寿命关系式，可计算出我国第二产业固定资本折旧率为8.82%。3.当年投资量在现有的相关研究中，大概有三类指标被用作当年的投资额，即投资的积累额、固定资本形成总额及全社会固定资产投资。使用积累额数据不需要考虑折旧问题，因为固定资产磨损部分的价值已被扣除，但积累包括生产性积累和非生产性积累两大部分，而后者是不应该包括在资本存量中的。同时，这一指标从属于物质产品平衡体系，第三产业中诸多非物质生产领域的投资并不包括在内，因此用它来代表当年的投资量是不太妥当的。而相比于全社会固定资产投资，固定资本形成总额更符合作为生产投入要素的资本的新增价值含义。[7]所以，本文选用固定资本形成总额来衡量当年投资量的大小。对三次产业固定资本形成总额数据的处理方式相同，在此以第一产业为例进行说明。《中国国内生产总值历史资料：1952~1995》和《中国国内生产总值历史资料：1996~2002》公布了我国1978~2002年各省份、自治区和直辖市第一产业以当年价格计算的固定资本形成总额，对这些数据进行加总便得到了我国1978~2002年的固定资本形成总额。其中，江西省和广东省缺少1978~1992年的数据，海南缺少1978~1989年的数据，自治区缺少1978~1993年的数据。针对这种情况作如下处理：使用不同的方法对这些省份已知年份（即广东省和江西省1993~2002年的数据、海南省1990~2002年的数据及自治区1994~2002年的数据）第一产业固定资本形成总额占第一产业GDP的比重进行处理，并结合各省第一产业GDP数据得到相应的固定资本形成总额数据。其中，由于广东省和自治区这些年第一产业固定资本形成总额占比比较稳定，因此取其各自的平均值作为缺失年份第一产业固定资本形成总额比重；江西省和海南省这些年份第一产业固定资本形成总额比重变动不稳定，因而其数据缺失年份第一产业固定资本形成总额占GDP的比重由已知年份占比数据通过二次移动平均法外推得出。为得到2003~2011年的数据，首先将各省1978~2002年第一产业固定资本形成总额数据加总，并计算出此期间全国第一产业固定资本形成总额占第一产业GDP的比重，进而通过二次移动平均法进行外推，得出2003~2011年全国固定资本形成总额占比，最后结合全国第一产业GDP计算得出。另外，还需将三次产业固定资本形成总额数据处理为1978年不变价格数据。由于数据的可得性，本文利用农业生产资料价格指数，对固定资本形成总额数据进行平减。使用全国固定资本缩减指数对第二、第三产业固定资本形成总额数据进行处理，其计算方式如下：由《中国国内生产总值核算历史资料1996~2002》和《中国国内生产总值核算历史资料1952~1995》分别得到1978~2002年我国按当年价格计算的固定资本形成总额数据（期间的缺失数据使用线性插值法获得）和以1978年为100的固定资本形成总额指数，进而得到以1978年不变价格计算的全国固定资本形成总额数据，最后便可计算得出全国1978~2002年固定资本缩减指数。2003~2011年固定资本缩减指数直接由同期固定资产投资价格指数计算得到。根据以上的说明和处理，可得到三次产业生产函数估计所需的全部数据。

模型估计及检验

若所有数据序列均为平稳的，则可直接对模型进行估计；若数据序列中有非平稳序列变量，则不能进行经典建模回归分析，否则会导致伪回归现象。本文根据模型中所有项数据序列时间路径状况的不同，使用相应的模型对其进行平稳性检验（AugmentDickey-FullerTest，ADF）。结果显示，在5%的显著性水平下，第一产业模型中除ln2e序列（（I0））外，其他所有序列均为一阶单整序列（（I1））；第二产业模型中所有序列均为一阶单整序列（（I1））；第三产业模型中，lny、lne、tlne及ln2e等变量的数据序列为平稳序列，即I（0）序列，其他变量均为一阶单整序列，即（I1）序列。因此，可使用所得数据对上述模型进行估计。此外，单位根检验也显示出各变量有确定性的时间趋势，因此在模型中加入时间趋势变量是合理的。由于各变量数据序列之间存在较为严重的多重共线性，因此本文采用岭回归方法对函数模型进行回归。1.第一产业生产函数模型估计由方差膨胀因子（VIF）确定岭参数为0.16，并对模型进行岭回归。估计结果显示，模型总体回归F统计量为43.583，其对应的P值为0，说明模型的整体性检验比较显著，但各回归系数的t统计量都比较小。但是，岭回归结果的好坏主要看是否有效克服了多重共线性和回归参数的合理性。[8]一次项回归系数均为正，尤其是时间趋势项t的系数为正，说明第一产业存在中性技术进步；部分交叉项及二次项系数为负，说明第一产业不存在明显的规模报酬。从经济意义上来看，回归系数结果是合理的。同时，从各变量的VIF值来看，模型的多重共线性已经得到有效消除。另外，与普通最小二乘法（OrdinaryLeastSquare，OLS）的回归结果相比，回归系数的标准差已经大大减小。因此，岭回归的结果是合理的。最后，需要利用回归结果对模型变量之间作协整关系检验。由回归方程的估计结果及模型式，可计算出第一产业超越对数生产函数模型的残差（ε）序列，对其进行不含常数项和时间趋势项的单位根检验，由赤池信息量准则（AkaikeInformationCri－terion，AIC）确定其滞后项为1。检验结果显示，检验统计量值-1.99小于显著性水平0.05时的临界值-1.95，即ε序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明其没有单位根，为平稳序列，即ε~（I0）。因而，上述模型通过了协整性检验，模型建立和估计都是合理的。2.第二产业生产函数模型估计由方差膨胀因子确定回归模型的岭参数为0.52，估计结果表明，模型总体回归的F统计量为29.789，其对应的P值为0，模型回归从整体上来说是显著的。虽然解释变量回归系数的t统计量仍然不显著，但其标准差比较小，方差膨胀因子数值也显示解释变量之间的多重共线性已经得到有效克服。同时，时间趋势变量的回归系数为正，说明第二产业存在明显的中性技术进步；交互项回归系数也都是正数，说明第二产业存在明显的规模报酬递增现象，这些都是符合经济现实的。还需利用岭回归结果对模型变量作协整关系检验。由回归方程的估计结果及模型式，可计算出第二产业超越对数生产函数模型的残差（ε）序列，对其进行单位根检验，不含常数项和时间趋势项，由赤池信息量准则确定其滞后项为3。检验结果表明，检验统计量值-2.2小于显著性水平5%的临界值-1.95，即ε序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明其没有单位根，为平稳序列，即ε~（I0）。因而，所估模型通过了协整性检验，模型建立与估计都是合理的。3.第三产业生产函数模型估计由方差膨胀因子确定回归模型的岭参数为0.47，结果显示模型总体回归的F统计量为29.789，其对应的P值为0，说明模型回归从整体上来说是显著的。虽然解释变量回归系数的t统计量仍然不显著，但其标准差非常小，方差膨胀因子数值也显示解释变量之间的多重共线性已经得到有效克服。同时，时间趋势变量的回归系数为正，说明第三产业存在明显的中性技术进步；交互项回归系数也都是正数，说明第三产业存在明显的规模报酬递增现象，这些也都是符合经济现实的。最后，仍需利用岭回归结果对所估模型变量之间作协整关系检验。由回归方程的估计结果及模型式，可计算得出第三产业超越对数生产函数模型的残差（ε）序列。对其进行单位根检验，不含常数项和时间趋势项，由赤池信息量准则确定其滞后项为3，检验结果表明，检验统计量值-3.11小于1%显著性水平的临界值-2.64，即ε序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明其没有单位根，为平稳序列，即ε~（I0）。因而，所估模型通过了协整性检验，模型建立与估计都是合理的。

我国潜在增长率估计及能源因素的影响

各产业生产函数的估计完成之后，可对其各自的潜在产出水平进行计算。但若将各投入要素的实际值代入生产函数，得到的结果仍然是实际的产出水平。因此，为得到潜在产出水平，需要将各投入要素数据调整为潜在水平。在这个问题的处理上，现有研究通常使用分段线性趋势法或霍德里克—普雷斯科特（Hodrick-Prescott，HP）滤波法，本文选用后者对投入变量进行调整。按照生产函数的内在含义，投入要素中的资本存量和土地面积应当为资本和土地所产生的服务流价值，只是因为这种服务流价值的计算比较困难，我们才假定资本和土地提供的服务流价值和其存量成比例，并将其相应的实物存量变量纳入到生产函数中。另外，这种存量一旦形成，在短期内是难以发生大幅调整的，因此在估计潜在产出水平时，使用资本和土地存量的原始数据，不对其进行调整，而只对三次产业的劳动投入量和能源消费量进行调整处理。将1978~2011年三次产业能源消费量和劳动投入的潜在值及其他投入要素原始值代入各自的生产函数，便可得到期间内相应的潜在产出水平，对其进行加总可得到我国1978~2011年整体的潜在产出水平，进而便可计算得出1979~2011年考虑能源因素的我国潜在增长率。为初步考察能源因素对估计潜在增长率的影响，本文利用相同的方法估算了相同样本期内不考虑能源因素的潜在增长率，并将之与考虑能源的潜在增长率及实际增长率进行对比分析（见图1）。通过它们之间的对比，可对此期间我国经济增长的基本状况及能源对估算潜在增长率的影响进行考察。首先，实际增长率曲线波动较大，而两条潜在增长率曲线则较为平缓，其变动特征符合潜在产出及其增长率的内在含义，潜在增长率引导着实际增长率的变动趋势。20世纪90年代中期以前，实际增长率在其波动过程中对潜在增长率的偏离较大，而在此之后，这种偏离变得越来越小，说明我国宏观经济运行越来越平稳。此外，还可以看出，潜在增长率由于只是从生产角度来考察经济增长，它体现的是一国经济可能的增长能力，而实际增长率则是从生产和需求两个角度体现的一国经济可实现的增长能力，2008年金融危机以后，我国因出口受到冲击及投资需求下降使得潜在增长率高于实际增长率便佐证了这一点。其次，两条潜在增长率曲线整体走势较为一致，与考虑能源因素的潜在增长率曲线相比，不考虑能源因素的潜在增长率曲线波动更大一些，这体现了能源因素对潜在增长率估算的影响及考虑能源因素的合理性。同时，后者对前者的偏离幅度可体现我国经济对能源的依赖程度。本世纪初之前，后者对前者的偏离都是短暂的，而之后，后者对前者形成了持续的偏离，这与本世纪初以来我国新一轮对能源消耗较大的重化工业的发展是密不可分的。

结论及启示

科学合理估计经济潜在增长率，对于把握一国经济的产出缺口、宏观经济运行的平稳性、未来经济增长的潜力以及评价宏观经济政策，有着重要的现实意义。由于我国经济具有典型的二元经济特征，各经济部门之间存在明显的生产率差异，因此不适宜使用总量生产函数进行潜在产出及增长率的估算。同时，相比于总量生产函数，分产业生产函数可更好地体现各产业之间的异质性和生产率差异，以更好地刻画整体经济增长的全貌。本文有针对性地对三次产业分别建立具有变弹性特征的超越对数生产函数模型，特别是考虑到了第一产业投入要素的特殊性。模型估算的计量检验说明了超越对数生产函数形式设定和考虑能源因素的合理性。同时，从估算结果可得出如下结论：第一，相比于实际增长率的变动，潜在增长率的变动更为平缓，后者引导着前者的变动趋势，结合前面给出的潜在产出及潜在增长率的定义，可以说二者的这种变动特征是合理的；第二，近年来，实际增长率曲线对潜在增长率曲线的偏离逐渐缩小，这说明我国宏观经济运行变得更加稳健；第三，考虑能源因素的潜在增长率曲线和不考虑能源因素的潜在增长率曲线变动趋势基本一致，这说明了经济潜在生产能力的平稳性；第四，最重要的是，不考虑能源因素的潜在增长率对考虑能源因素的潜在增长率的偏离程度与持续时间近年来都在逐步加大和延长，即我国经济增长特别是第二产业发展对能源的依赖程度不断加深。这些结论为未来制定更加合理的宏观经济政策、产业政策和中长期发展战略带来了重要启示。首先，应当容许经济增长速度适当放缓。迅猛增长的能源进口表明，我国经济面临着越来越强的能源约束，速度经济已经难以为继。经济增长速度的适当放缓可以为调整经济结构提供空间，是实现经济可持续发展及经济最终转型的必要条件。其次，要继续调整产业结构特别是工业结构。目前，我国第二产业的能耗比重约为70%，分产业生产函数模型的估计结果也表明，第二产业对能源的依赖程度最强，因此应继续引导和支持第三产业及低能耗工业行业发展，抑制部分高能耗行业的非理性扩张。再次，应当加大技术创新，不断降低能源强度。降低能源强度是减少能源消耗与摆脱能源依赖的根本途径，政府应通过政策、资金、税收等各方面的政策支持低耗能技术的开发，引导形成官产学研等广泛参与的创新体系。最后，改善其他要素供给质量，尽可能实现对能源要素的替代。例如，重点培养和引进低耗能技术人才，提高人力资本质量，进一步深化金融体系改革，使市场调节资本流动的作用得以加强，进一步提高资本使用效率。

作者：殷保达 单位：中国人民大学中国经济改革与发展研究院