摘 要：文章利用湖北省1998-2007年的面板數(shù)據(jù)，參考Wurgler（2000）的模型，對湖北省近十年來的資本配置效率進(jìn)行了分析，并分階段研究了湖北省1998-2003以及2003-2007年的資本配置效率。通過分析發(fā)現(xiàn)，湖北省2003-2007年間的資本配置效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于1999-2003年間的資本配置效率，說明湖北省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整已經(jīng)取得了一定成效。
　　關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整 資本配置效率 面板數(shù)據(jù)
　　中圖分類號:F830.59 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A
　　文章編號:1004-4914（2011）08-215-03
　　
　　一、引言
　　投資以及投資效率一直是我國經(jīng)濟(jì)增長中討論的焦點(diǎn)。在一定的發(fā)展規(guī)模下，投資總量的增長，能夠帶來經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，但是當(dāng)投資總量增長到一定程度的時(shí)候，其產(chǎn)生的邊際產(chǎn)出便會(huì)下降，此時(shí)，只有靠提高投資資本的使用效率才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。而我國近些年來的投資總量在大幅增加，但是投資效率卻沒有得到明顯提高，導(dǎo)致了大量不良資產(chǎn)的產(chǎn)生，加大了金融風(fēng)險(xiǎn)。因此，我國現(xiàn)階段的任務(wù)不是大規(guī)模的增加投資，而是如何使投資得到充分的利用，使經(jīng)濟(jì)更穩(wěn)、更快的發(fā)展。
　　近十多年來，中部各省經(jīng)濟(jì)增長速度逐漸緩慢——人均GDP增長既慢于東部，又慢于西部，被稱為“中部塌陷”。而對于湖北這個(gè)有著“九省通衢”的工業(yè)大省來說，近20年來在工業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)的緩慢增長，使其原有的優(yōu)勢逐漸被東部地區(qū)取代。但隨著中部的崛起的提出及實(shí)施、政府收縮型政策的出臺，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)移以及各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，中部地區(qū)紛紛出臺了各種政策，吸引資金或調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，都想抓住這難得的機(jī)遇，大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)。而湖北省要想再次成為工業(yè)大省，必須抓住機(jī)會(huì)努力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，必須研究資本投入對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，通過提高資本的配置效率，使經(jīng)濟(jì)在有限的投資下仍然能夠得到快速的發(fā)展。因此，研究湖北省總體及行業(yè)的資本配置效率，對于湖北省了解目前自身的狀況以及行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，從而制定相應(yīng)的對策，提高投資效率和經(jīng)濟(jì)增長具有重要意義。
　　二、文獻(xiàn)綜述
　　目前關(guān)于資本投入對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果衡量的定量研究主要有兩種，分別是：采用基于行業(yè)的邊際生產(chǎn)率及其變化程度（劉贛州，2003）的事件研究法來衡量資本配置效率的變化，以及采用行業(yè)固定資本形成對于行業(yè)盈利能力的敏感系數(shù)（Jeffery Wurgler，2000）直接測度資本配置效率的數(shù)值。而行業(yè)邊際生產(chǎn)率的研究結(jié)果受所選取的生產(chǎn)函數(shù)影響，不具有可靠性和廣泛實(shí)用性，因此上述第二種方法是目前關(guān)于行業(yè)資本流動(dòng)效率的主要研究方法。
　　在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，經(jīng)濟(jì)增長通常用GDP的增長來衡量，而工業(yè)企業(yè)的工業(yè)增加值之和即為工業(yè)行業(yè)的GDP，因此可以用工業(yè)增加值的增長，即行業(yè)盈利能力的增長來衡量行業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長。在國內(nèi)，目前主要的研究都是利用我國工業(yè)行業(yè)的工業(yè)增加值及固定資產(chǎn)形成或固定資產(chǎn)年均凈值余額這兩個(gè)主要指標(biāo)分析國內(nèi)工業(yè)行業(yè)、制造業(yè)或各省、各區(qū)域的行業(yè)（區(qū)域）的資本配置效率，以衡量資本在行業(yè)（區(qū)域）間的流動(dòng)是否與行業(yè)的盈利程度的相關(guān)性，以此來衡量資本的流動(dòng)是否自由，從而了解資本是否得到了充分有效的配置（韓立巖，2002，2005；潘文卿、張偉，2003；蒲艷萍等，2008；俞穎，2008）。如果該區(qū)域的資本對于盈利能力的敏感程度高，則可以認(rèn)為資本得到了有效的配置。隨著研究的不斷深化，資本配置效率的研究從國家層面的研究細(xì)化到了對于省際的研究，研究的對象包括制造業(yè)行業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)或服務(wù)業(yè)。但上述關(guān)于總體或區(qū)域的分析，并沒有對模型進(jìn)行檢驗(yàn)，忽視了其他因素對投資的影響。此外，以上分析并未分階段對行業(yè)資本配置效率進(jìn)行分析，忽視了近十年中我國經(jīng)濟(jì)政策變化對行業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的巨大影響。
　　因此，本文基于湖北省的研究數(shù)據(jù)，對該省的總體及行業(yè)資本配置效率進(jìn)行分析，并分階段進(jìn)行比較。
　　三、研究模型及數(shù)據(jù)來源
　　1.研究模型。行業(yè)資本配置效率的研究可以借鑒Wurgler（2000）的思路，用資本形成對于行業(yè)(長期)盈利能力的敏感性，作為衡量社會(huì)資本的配置效率的主要指標(biāo)。由于國內(nèi)各地區(qū)或各行業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年均余額要以工業(yè)增加值為最終決定因素，因此，本文以工業(yè)增加值為自變量，固定資產(chǎn)凈值年均余額為因變量，通過對二者關(guān)系的考察，來研究中部地區(qū)分行業(yè)的資本配置效率。為減少資產(chǎn)凈值變動(dòng)數(shù)據(jù)的異常波動(dòng)以及資產(chǎn)凈值變動(dòng)過程中可能存在的非線性，對模型的估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)帶來的影響，本文對固定資產(chǎn)年末凈值指數(shù)和工業(yè)增加值采用對數(shù)差分（即對增長指數(shù)取對數(shù)）這一近似的方法。
　　2.數(shù)據(jù)來源。
　　（1）指標(biāo)選�。罕疚乃�采用的指標(biāo)為固定資產(chǎn)的凈值年均余額，以及各行業(yè)的工業(yè)增加值，在計(jì)算時(shí)可以避免數(shù)據(jù)利潤為負(fù)而帶來的有效數(shù)據(jù)不足的問題。
　　（2）行業(yè)選�。河捎谥胁苛�省中石油和天然氣開采業(yè)、其他采礦業(yè)數(shù)據(jù)缺乏較多，而廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)為2003年以后新增行業(yè)，只有5年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)結(jié)論不具有代表性，因此本文在2003年頒布的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB/T4754—2002）的39個(gè)工業(yè)行業(yè)的基礎(chǔ)上，刪除了石油和天然氣開采業(yè)以及廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)，并將其他采礦業(yè)并入到非金屬礦采選業(yè)里，選取余下的36個(gè)行業(yè)進(jìn)行研究。
　�。�3）研究區(qū)間：由于1998年我國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑大幅變更，為避免結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性斷層，本文以湖北省1998-2007年間36個(gè)工業(yè)行業(yè)指標(biāo)數(shù)據(jù)為研究對象，數(shù)據(jù)來源于《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》，《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國資訊行情數(shù)據(jù)庫》。
　　四、產(chǎn)業(yè)資本流動(dòng)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效果評價(jià)
　　1.模型選擇。由于模型系數(shù)可以同時(shí)隨時(shí)間因素和個(gè)體因素而變化，因此，在分析時(shí)通常需要分別對截面?zhèn)�體變化和時(shí)間差異變化分開進(jìn)行討論。
　　研究面板數(shù)據(jù)的第一步是檢驗(yàn)刻畫被解釋變量y的參數(shù)是否在所有橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間上都是常數(shù)，即檢驗(yàn)截距和斜率是否隨個(gè)體或時(shí)間的變化而變化，以確定模型的形式，目前廣泛使用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)以下假設(shè)。
　　原假設(shè)：
　　H01：斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間上都相同，但截距不相同。
　　H02：截距和斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間上都相同，即為模型（1）。
　　顯然，如果接受了假設(shè)H02，則沒有必要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕了假設(shè)H02，就應(yīng)該檢驗(yàn)假設(shè)H01，判斷是否斜率都相等。如果假設(shè)H01被拒絕，應(yīng)該采用模型(1)，該檢驗(yàn)需要通過F檢驗(yàn)來完成。
　　在假定H01成立的條件下：
　　其中，S1、S2、S3分別為利用最小二乘法求得的模型在H1成立時(shí)、H01成立時(shí)以及H02成立時(shí)的殘差平方和。K為解釋變量個(gè)數(shù)，T為時(shí)間長度，n為截面?zhèn)�數(shù)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的分母自由度是nT-T-k。若已設(shè)定面板數(shù)據(jù)應(yīng)采用變截距或變系數(shù)模型，則不可避免地要確定個(gè)體影響是固定影響還是隨機(jī)影響。
　　原假設(shè)H0：個(gè)體效應(yīng)αi與解釋變量無關(guān)（應(yīng)建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型）
　　備擇假設(shè)H1：個(gè)體效應(yīng)αi與解釋變量相關(guān)（應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型）
　　構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量：H=（βLSDV-βFGLS）Ω-111-1（βLSDV-βFGLS）
　　其中，βLSDV和βFGLS分別是利用股東效應(yīng)的LSDV模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的可行最小二乘法，即FGLS法得到的回歸系數(shù)估計(jì)量。Ω-111-1為LSDV模型或隨機(jī)效應(yīng)模型經(jīng)過FGLS法估計(jì)后得到的協(xié)方差矩陣的估計(jì)。在給定的顯著水平下，若統(tǒng)計(jì)量H的值大于臨界值，則選擇固定效應(yīng)模型，否則采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman檢驗(yàn)可以直接通過Eviews5.1實(shí)現(xiàn)。

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