产能利用与固定资产投资关系的面板数据协整研究

1、隘产能利用与固定白资产投资关系的半面板数据协整研氨究 本文获得国家自然科学基金项目（70572030）、教育部人文社会科学重点研究基地2006年度重大研究项目（06JJD790014）以及吉林大学985工程“中国宏观经济分析与预测”创新基地项目的资助。【作者简介】孙巍：男，1963年9月生，博士，教授，博士生导师，吉林大学商学院、吉林大学数量经济研究中心；李何、何彬：吉林大学商学院数量经济专业博士研究生。班靶基于制造业28疤个行业样本的实昂证分析颁孙 巍奥1、2哀 李 何班1绊 何 彬碍1半（碍1吉林大学商艾学院；2疤吉林大学数量经熬济研究中心）吧【摘要】扳本文拜采用1997年盎阿2006年我

2、国肮工业制造业28芭个行业的有关数艾据，在使用成本阿函数法测度产能柏利用率的基础上霸，应用面板数据埃的协整理论对产扳能利用水平和固肮定资产投资之间拔的关系进行了实爱证分析。实证研暗究的结果表明，吧产能利用水平和笆固定资产投资二盎者案之间存在着协整扒关系，且坝产能叭利用水平搬的变化翱确实背影响到固定资败产投资的变化，盎但这种影响的强柏度对于各行业来俺说存在着显著的斑差异性。同时，罢部分行业俺产能利用水平与袄固定资产投资之蔼间袄呈现正相关性的搬结果也说明，由八于哎厂商对未翱来需求波动的预岸期和现实总哎存在皑着肮一定的偏差矮，致使邦产能利用的调整胺滞后于需求的变邦化，碍进而导致伴投资爱“奥潮涌现象板

3、”敖的拌发生。搬关键词安 半产能耙利用 固定资鞍产投资 面板矮协整绊中图分类号拔 F401 澳 搬 肮 跋 案文献标识码安 A捌Researc敖h on th爸e Relat案ionship鞍 betwee爸n the C笆apacity矮 Utiliz耙ation a袄nd Fixe哀d Capit八al Inve俺stment 疤in Pane阿l Coint八egratio挨n办Abstrac白t: 绊This pa瓣per mak吧es use 霸of 28 m坝anufact傲uring i摆ndustri凹es of C叭hina fr案om 1997岸 to 200版6, cho

4、o隘ses the啊 panel 稗cointeg笆ration 颁theory 佰to anal碍yze the爸 relati熬onship 蔼between鞍 the ca啊pacity 隘utiliza拌tion an版d fixed艾 capita奥l inves疤tment e袄mpirica班lly aft拜er usin敖g the c坝ost fun熬ction m坝ethod t疤o measu阿re the 艾capacit霸y utili败zation 艾rate. T背he empi胺rical s暗tudy re盎sult sh熬ows tha唉t there皑 e

5、xists扮 cointe艾gration颁 relati摆onship 哎between把 肮the碍 capaci鞍ty util罢ization巴 rate a翱nd fixe癌d capit霸al inve胺stment,巴 and th矮e capac吧ity uti熬lizatio颁n rate 耙variati佰on inde版ed 阿influen袄ce奥s the f摆ixed ca吧pital i碍nvestme翱nt vari拔ation, 懊but the笆 intens八ity exi鞍sts 白remarka敖ble扮 discre版pancy a阿mong th安

6、e indus岸tries. 案Meanwhi拌le, the爱 positi哎ve rela隘tionshi版p betwe叭en the 澳capacit坝y utili拌zation 班rate an靶d fixed耙 capita哀l inves般tment o安f some 把industr瓣ies als耙o indic八ates th奥at the 叭adjustm拔ent of 摆capacit懊y utili胺zation 笆lags th斑e deman啊d varia稗tion du傲e to th爱e devia澳tion be暗tween a扳nticipa摆tion

7、 an俺d reali阿ty of t敖he firm凹s, and 挨then le拔ading t扮o the w艾ave phe爱nomenon绊 of the搬 invest摆ment.熬Key wor埃ds:斑 Capaci胺ty Util唉ization奥; Fixed叭 Capita瓣l Inves罢tment; 盎Panel C败ointegr哎ation引 言版2004年以来笆，尽管国家出台斑了相关的宏观调笆控政策，以抑制艾部分行业出现的埃盲目投资和低水吧平产能扩张现象跋，但自2002胺年至今，我国的霸固定资产投资仍吧以每年超过20唉%的速度增长，吧甚至在2003昂年部分行业

8、价格凹大幅下跌的情况袄下（如钢铁、水办泥等行业）仍然敖存在着投资过热傲的现象。那么，败为什么会出现这邦种现象呢？林毅芭夫（2007）叭认为邦像中国这样快速搬发展的发展中国拜家吧，投资行为很容颁易出现板“笆潮涌现象背”皑，即企业主要投百资的是技术成熟白、产品市场已经艾存在、暗处于世界产业链扒内部的产业，八并且岸对新的、有前景芭的产业很容易产傲生共识 发达国家的所有产业都已处于世界产业链的最前沿，那么对于国民经济中下一个新的、有前景的企业何在，绝大多数企业都有自己的看法，不会轻易形成社会共识。哀，这样就致使许挨多企业像波浪一皑样，一波接着一八波涌向相同的产版业。而且，即使隘在现有产业已经坝产能大量

9、过剩的跋情况下，这种癌“白潮涌现象胺”背也可能继续发生邦。唉那么，目前我国傲投资行为的这种矮“佰潮涌现象按”爱也启发了我们这案样的一个思考：扮产能利用水平的暗波动是否引发了白投资呢？捌关于产能利用水盎平和投资行为的敖关系，各个学派扒都有各自不同的扒观点，但总体上稗可归纳为两个方笆面：一方面，是胺以古典投资理论耙为代表的，在假坝设产能皑利用率与资本成坝本无关肮以及资本和劳动瓣具有很好班替代性般的条件下，认为笆追求成本最小化碍的企业不会存在班闲置的产能啊；实际经济周期把学派也认为熬经济的周期波动斑是由于外生的班技术冲击霸所袄导致绊的，半产能的波动，并办不一定引发投资肮的波动把。另一方面，是叭以哎J

10、orgens把on柏（1963）半以及Eisne按r和Strot邦z颁（叭1963柏）为代表的新古哎典投资理论，在办将投资品的价格啊和资本的调整成皑本引入到投资函隘数后，认为由于把调整成本所碍导致的可变产能稗利用水平唉将对投资行为产笆生影响，并且与叭经验证据较为相案符；同时，凯恩拔斯学派也认为需邦求的波动，导致隘了生产部门胺产能的波动，进把而引发捌了凹投资波动岸，俺这是经济周期形凹成的一条重要的跋传导路线坝，并且Gree隘nwood、H扳ercowit伴z和Huffm皑an跋（198拌8）挨分析了在这条传罢导机制中，可变皑产能利用水平对跋边际投资效率的靶影响巴。绊虽然百Abel（19肮81）利

11、用动态岸优化分析了投资啊和产能利用之间捌的长期关系暗，但一直以来，扮由于澳缺乏产能利用水懊平合理的测度方爱法，拌关于二者的关系鞍至今仍争论不休奥。此外，本文认罢为爸如果产能利用水绊平会对投资行为傲产生奥影响，那么肮目前我国投资行拜为的这种艾“傲潮涌现象芭”白也可能白是由于厂商对未柏来需求懊预期的偏差而拔造成的。因此，氨本文拟以新古典胺投资理论为出发笆点，对产能利用安水平和固定资产隘投资之间的关系般做进一步的实证蔼研究，期望对制氨定相关政策以控扮制当前我国产能斑过剩、盲目投资笆的现象具有一定敖的借鉴意义。哎鉴于此，本文将百采用1997年鞍办2006年我国埃工业制造业28斑个行业的相关数哀据，在使

12、用成本搬函数法测度产能颁利用率的基础上哎，应用面板数据奥的协整理论对产班能利用水平和固癌定资产投资之间皑的关系进行分析败。 = 1 * CHINESENUM3 八一伴、产能利用率的翱成本函数测度方癌法啊根据经济增长理爱论可知，产能利白用率是衡量经济艾发展的一个重要奥的标志，然而到白目前为止我国还俺没有官方公布的隘产能利用率指标白，也很少有经济拜学者对此进行过般相关的计算。因敖此，本文将在这肮一部分对产能利邦用率的测度方法傲进行深入细致的芭研究。斑产能利用率是指斑实际产出比上产般能产出，而关于柏产能产出的定义阿到目前为止至少岸有三种方法：第扮一，产能产出为熬厂商最大的可能袄产出水平（BE跋A和M

13、cGra爸w-Hill/敖DRI）；第二罢，产能产出是一办段时间内产出水佰平的峰值（Kl稗ein，196拜0）；第三，产疤能产出被定义为暗在给定资本存量稗和投入价格的条敖件下厂商长期希把望获得的产出水熬平（Casse鞍ls，1937隘）。而本文则将按以选择理论为基捌本的分析手段，矮通过选取合适的癌可变成本函数形癌式，对我国工业靶制造业各行业的班产能利用率进行耙估计。下面本文八将对产能利用率靶成本函数测度法肮的原理做详细阐氨述。搬1. 罢成本函数法测度拌产能利用率熬的原理颁从长期来看，由笆于资本、劳动等案生产要素都具有盎可调整性，那么摆厂商在一定的技柏术约束下会使得颁各种生产要素最艾佳组合以达到

14、最跋优的产出规模；吧然而，在短期，跋由于某些特定生扮产要素无法调整佰，那么实际产出靶必然有别于最优板产出，即产能产邦出（扳Y拔 凹*扒），因此，安Y氨 俺*佰就可被视为使短柏期资本存量最优阿的产出水平（B蔼erndt和M暗orrison版，1981；G坝arofalo巴和Malhot懊ra，1997按）。既然耙Y奥 敖*唉依赖于短期资本唉存量的存在水平颁，那么应用包络邦定理，可以证明叭Y吧 熬*俺为短期和长期平鞍均成本曲线切点版的产出水平。扒根据以上关于艾Y安 傲*芭的分析，产能利袄用率可定义为背 澳 爱 斑 八 霸（1）氨其中：癌CU澳为产能利用率，唉Y般为短期的实际产颁出水平。如前文奥所述

15、，在短期内吧由于特定生产要矮素的无法调整，摆厂商可能生产出半有别于唉Y安 扒*白的实际产出水平凹（半CU埃 扳 1）。如果在凹短期内有一个正柏的准固定租金，澳那么厂商将选择熬超用其资本生产胺Y奥 袄Y摆 挨*哎（颁CU凹 1），这扮也将激励厂商在扳长期内扩大资本扒规模；如果在短哀期内有一个负的俺准固定租金，则岸相应地有耙CU阿 1，表明胺资本并未充分利爱用。蔼为了得到按Y拜 癌*爱的估计结果，本巴文沿用Bern癌dt和Morr吧ison（19埃81）的生产函挨数芭 搬 胺 啊 斑 叭（2）昂其中：昂V罢表示可变投入向俺量，岸QF扳表示准固定投入凹向量（在短期内巴无法改变，但在板长期内可以调整把

16、）。假定厂商以八追求利润最大化百为生产目标，那把么根据对偶理论半，利润最大化问拜题也即是成本最暗小化问题。因此靶，在（2）式的疤市场限制和技术瓣约束下，我们可爸将厂商的可变成背本函数写为摆 跋 隘 翱 伴（3）疤其中：笆VC翱为短期平均可变颁成本，袄P把V安为可变投入的价蔼格向量。令瓣FC懊为短期固定成本办，则短期总成本邦函数为巴 暗 稗 把（4）案在本文的实证分唉析中，将采用资艾本（扒K耙）、劳动（稗L笆）和能源（爸E拜）作为生产的投白入要素，并假定扮劳动和能源为可扒变投入，资本为耙准固定投入，那般么（4）式可写叭为搬 胺 板 绊 佰（5）八其中：奥P败L哎为劳动的价格，扮P把E百为能源的价

17、格，肮P办K柏为资本的租赁价捌格。对（5）式啊中的昂K跋取一阶偏导数，白并根据包络定理叭，有隘 案 般 皑 巴（6）暗解（6）式可以矮得到靶Y凹 傲*拜为败 跋 稗 皑 稗（7）哎结合（1）式，澳就可得到产能利扒用率为傲 捌 肮 暗 搬（8）胺通过（1）把白（8）式的推导靶可知，如果要估袄计出板CU蔼，则要求必须有笆一个明确的可变板成本函数的形式瓣，氨Caves版、百Christe俺nsen和Tr岸etheway佰（耙1980）、D背enny等（1埃981）、板Barnett隘和Lee（19拜85）霸讨论了几种成本翱函数的优缺点。奥根据上文的数理佰推导和相关变量碍的选择，本文采搬用Denny等

18、敖（1981）的班可变成本函数形邦式耙 按（9）叭其中：摆K摆0靶表示各期期初的昂资本存量，其应蔼用表明厂商的生版产计划受期初资柏本存量的约束。板为了得到鞍Y靶 袄*翱的估计，将（9肮）式代入（6）奥式，可得八 昂 （10扳）解（10）式有靶 跋 阿 （11）白于是，结合（1般1）式和（8）瓣式，可计算出哎CU氨。挨2.白相关指标的选取搬、盎计算案及使用数据来源唉本文估计产能利熬用率的样本是由稗收集1997年扮艾2006年十个袄时期的中国工业瓣制造业分行业的疤相关数据组成，班数据来源于中盎国统计年鉴、爱中国固定资产颁投资历史资料挨、中国劳动统爸计年鉴、中盎国税收年鉴以俺及中国能源统爸计年鉴。下

19、面靶分别就各指标的俺选取、计算方法瓣及所涉及的数据扒进行详细说明。 = 1 * GB2 稗稗 资本存量和资傲本租赁价格。自翱Goldsmi氨th（1951岸）开创性的运用安永续盘存法（P绊IM）估计美国昂年度资本存量以挨来，PIM已成澳为目前国际上测碍度资本存量的通案用方法。而目前伴我国还没有可用翱的官方资本存量按的数据，尽管贺板菊煌（1992奥）、Chow（摆1993）、李绊治国和唐国兴（颁2003）、张背军和章元（20靶03）等人对我扳国的资本存量的蔼测量进行了深入扒细致的研究，但罢只有黄勇峰、任般若恩和刘晓生（哀2002）采用隘PIM对我国制扮造业的资本存量笆进行了估计，并扮将资本品分为

20、建拌筑和设备两大类疤。因此，本文沿芭用黄勇峰、任若暗恩和刘晓生（2安002）的方法埃，估计我国制造罢业分行业的资本暗存量。颁资本租赁价格是哀指资本品在一段佰时间内使用的总把成本，如果存在坝资本品的完全租唉赁市场，则资本啊租赁价格可以直凹接观察，但绝大靶多数资本品都是瓣生产者所自有，胺因此必须从理论安上去推导资本租熬赁价格的公式。隘Jorgens唉on（1963阿）第一次给出了拌计算资本租赁价暗格的模型，并考柏虑了税收的情况摆（Hall和J艾orgenso胺n，1967）昂。考虑了税收情艾况的资本租赁价拜格模型为翱 把 癌 板（12）叭其中：摆c板为资本租赁价格败，稗q跋为资本品的购置拌价格，澳

21、r柏为资本品的收益碍率，奥为资本品的折旧瓣率，哀为资本品的法定癌折旧年限，啊u百为企业所得税率罢，哎k爸为固定资产投资凹调节税。对于资伴本品收益率的测背量通常有两种方柏法，一种是使用靶外在的债券利率俺（Diewer邦t，1980）袄，一种是使用内扒部收益率（Ch耙ristens芭en和Jorg笆enson，1芭969），本文矮则选用后一种方碍法计算敖r霸。关于资本品的岸折旧率本文选择耙法定的建筑折旧板率为8%、设备哀折旧率为17%把。法定折旧年限岸则根据财务制度懊的规定选择：建按筑30年、设备袄13年。企业所碍得税率采用19矮94年税制改革柏后统一的33%袄。固定投资调节埃税在1991年把盎1

22、999年采取瓣五档税率征收，败而自2000年半起为鼓励投资则板暂停征收，因此熬本文在1997矮年翱霸1999年采用爸五档平均的固定笆投资调节税，而摆2000年艾傲2006年则记扳为0。各指标的哀数据分别来源于安中国统计年鉴搬、中国固定傲资产投资历史资佰料和中国税胺收年鉴。 = 2 * GB2 败熬 劳动和劳动力挨价格。劳动投入氨应该用劳动时间唉来表示，但由于暗劳动时间无法获霸得，通常采用劳巴动力人数来替代办，本文从数据的搬可获得性出发，袄并考虑到从业人岸员人数反映了一凹定时期内全部劳澳动力资源的利用疤情况，故此假定班从业人员人数等瓣于劳动力总量。碍劳动力价格则采肮用行业的平均工伴资来表示。劳动

23、袄力人数来源于艾中国统计年鉴搬，劳动力价格数捌据来源于中国耙劳动统计年鉴斑。 = 3 * GB2 坝皑 能源和能源价暗格。能源的种类把有很多，包括煤耙、油、天然气以啊及电力等等，本伴文则选取制造业班各行业以万吨标哀准煤计算的能源昂消费总量来表示笆能源的投入。关俺于能源价格，本氨文采用杭雷鸣和摆屠梅曾（200矮6）的方法计算扒能源的相对价格邦。能源的数据来佰源于中国能源捌统计年鉴，能鞍源相对价格的计班算数据来源于拔中国统计年鉴隘。哀3肮. 可变成本函班数的绊误差成分模型估鞍计俺在利用行业数据懊对可变成本函数拔进行估计的时候鞍必须考虑到行业八的异质性因素。安如果忽略行业的办异质性，往往会拔造成模型

24、的外生哎假定得不到满足澳，近一步造成估办计结果的有偏。吧所以本文使用可凹变安成本函数的误差袄成分模型澳（Error 奥Compone傲nt Mode百l），来控制行按业的异质性。芭误差成分模型的巴复合误差设定为佰其中：癌V矮i斑度量斑截面个体之间的肮异质性，傲E按t拌度量懊各时间段之间的罢异质性，俺e靶it瓣是皑高斯白噪声。结扒合（9）式，本败文利用LSDV奥对可变成本函数氨进行估计，估计艾的结果见表1。肮表1 挨 巴 疤 绊 可变成本方胺程的估计参数碍参数熬估计值疤参数巴估计值啊参数挨估计值板参数疤估计值岸参数氨估计值鞍 0扮-2313.9捌(-2.809唉)扳K懊1.9692芭(6.627

25、)碍L摆0.0172拜(1.041)叭E唉4266.40瓣(2.937)斑Y敖-3.7500般(-6.331疤)绊KK疤-0.1915敖(-4.889瓣)靶LL稗-8E-07扒(-5.872澳)啊EE摆-3937.3巴(-3.062癌)岸YY胺-0.0001扮(-4.386肮)按KL敖-9E-06坝(-3.851扮)靶LE背-0.0129班(-0.870坝)癌EY坝3.5214罢(7.109)俺KE皑-1.5067拜(-6.495懊)氨LY芭2.5E-05鞍(4.445)芭R-squar奥ed爸: 0.919爱6 鞍Adjuste扒d R-squ芭ared靶: 0.915凹6 柏F-stati

26、扳stic背: 233.9耙328 蔼D. W. 靶: 1.534般5 凹Observa啊tions拌: 280啊注：括号内为皑t板检验值。邦由表1的估计结安果可以看到，利癌用误差成分模型稗对可变成本函数癌（9）的估计参般数绝大多数都呈芭现了高度的显著翱性（只有熬案L颁和靶扳LE安的显著性水平较隘低），特别是用百于计算产能利用颁率的参数霸隘K爱、搬矮KK案、斑袄KL安和搬柏KE罢更是在1%的水把平下显著，这也斑表明本文对可变摆成本函数应用误拌差成分模型估计傲的合理性。那么蔼，根据表1的估拌计结果，本文计白算了我国工业制啊造业28个行业氨10年间的产能巴利用率，但出于稗篇幅的考虑，我吧们就不详细

27、列出唉各行业各时期的熬产能利用率水平翱。熬二办、我国行业产能拜利用与按固定资产投资翱的面板昂数据单位根检验版1. 指标的选哎取及协整方程的靶设定斑本文选取了我国扒1997年碍哀2006年28白个工业制造业各耙行业的年度数据蔼作为样本，分别绊以俺y胺it俺和扒x板it案表示第跋i拌个行业第百t绊期的固定资产投艾资和产能利用水疤平，其中固定资翱产投资数据来源把于中国统计年柏鉴，产能利用瓣水平来自上文所唉介绍的行业产能跋利用率的测算结靶果。拔本文拟建立如下凹的面板数据协整拌模型对固定资产扮投资和产能利用半水平进行检验俺 暗 啊 办 爱（13）搬其中，氨 i拜度量了第背i拌个行业产能利用邦水平对固定资

28、产败投资水平的影响皑。由于敖 i哀和百 i岸均取决于行业特熬征，而各行业产哀能利用水平对固佰定资产投资水平哀的影响是不同的吧，所以模型将呈矮现异质性的特征坝。此外，疤 i芭可以有效的克服颁由于行业异质性白特征所造成的遗澳漏变量问题。耙2. 产能利用按水平与固定资产罢投资的面板数据懊单位根检验安对模型（13）暗进行隘面板数据耙协整检验并估计巴其协整向量百，败首先要求模型中哀各变量的数据是巴由巴面板邦单位根过程所生拔成的叭，翱所以需要首先对靶综列变量斑y暗it把和案x耙it佰进行面板数据单矮位根检验。碍所谓面板数据的瓣单位根检验是指阿将面板背变量各横截面序搬列作为一个整体啊进行单位根检验挨。埃本文

29、应扒用由Im、按Pesaran拜和S暗hin（199靶7）班提出瓣的方法（简称I坝PS检验）来进佰行有关数据的面鞍板单位根检验。哎IPS靶检验放松了各纵白剖面时间序列一捌阶凹滞后项的蔼回归系数必须相癌同这一约束条件阿，在备择假设下暗，允许有一些纵暗剖面时间序列含奥有单位根罢。其检验思路为伴：熬在模型具有异质哎正态误差项的条埃件下板，癌利用各纵剖面时澳间序列的爸LM奥i凹统计量背的爱均值作为面板单跋位根检验的统计邦量扒；同时，瓣在模型具有异质阿独立同分布误差拜项的条件下，利稗用各纵剖面时间蔼序列盎的熬DF叭i翱统计量的均值扮t埃-bar埃为统计量检验面捌板单位根假设爸。按t凹-bar埃统计量氨的

30、构造形式唉为瓣其中：岸t扳iADF昂是每个截面内假奥设检验皑H癌0鞍: 暗 i安 = 1的翱t爱统计量。爸对每个截面内时靶间序列进行班ADF检验，当懊N哎固定时，爱，其中W（r）搬为维纳过程。由半于安t案iADF翱的极限有有限均扒值与方差蔼，耙且同分布熬，则根据搬Lindebe啊rg-Levy叭中心极限定理得吧：当白T爸澳，矮N盎颁时，有傲另外，Im、皑Pesaran败和S氨hin（200哎3）靶还通过蒙特卡洛百模拟研究了霸IPS疤检验的有限样本敖性质把，袄发现在小样本下懊，IPS靶检验明显要优肮于另一面板单位傲根半检验哎败LLC检验。般下面，本文对我败国工业制造业2拜8个行业版的版固定资产投

31、资水芭平（敖y蔼）和产能利用水霸平（班x鞍）的面板数据岸变量分别进行百IPS 搬检验按。表2给出了固案定资产投资和产肮能利用率的水平叭序列和一阶差分拜序列的面板数据笆单位根检验的结笆果。疤表2 拔 般 产搬能利用率和固定唉资产投资的面板氨数据单位根检验敖结果拌变量俺y绊 y伴x蔼 x暗检验统计量癌21.753办0袄-5.242安0绊14.277巴2皑-3.728拌2熬P唉值疤1.000案0拜0.000袄0阿0.535拜1碍0.000把1捌由表2可知，两办个变量的面板数翱据水平值的按t拔-bar检验的笆下尾单侧熬P罢值均大于50%安，不能拒绝存在白面板百单位根的原假设捌；而白其一阶差分数据柏的肮

32、t爱-bar检验拔的下尾单侧凹P背值均近乎为0，昂高度显著地拒绝隘原假设矮。凹所以笆，由面板数据扮水平值和一阶差巴分数据的检验结傲论可知蔼，两个变量的面摆板稗数据均为唉I蔼（1）过程所生耙成。这一结论不巴仅刻画了我国制背造业各行业产能傲利用水平和固定佰资产投资水平傲的非平稳特征安，也是下文面板爸数据扮协整检验与估计挨的基础跋。 = 3 * CHINESENUM3 霸三哀、坝我国行业产能利哎用与白固定资产投资坝的面板按数据昂协整分析板1芭. 氨产能利用水平与挨固定资产投资的办面板数据按协整检验板Pedroni罢（1999）放翱松了同质性假定艾，考虑了异质斜坝率系数，固定效邦应和个体确定趋版势，因

33、此，相比佰Kao（199唉9）所提出的同巴质面板数据协整熬检验，其允许面袄板数据具有很大碍的异质性（He板terogen胺eity）。皑Pedroni拔（1999）般考虑的版面板数据协整白模型巴为阿Pedroni盎（1999）提皑出的协整背检验统计量可以傲分为两种捌，一种基于组内笆维度，一种昂基于组间维度按。他将组内残差胺和组间残差联合挨起来，分别构造瓣了4个面板均值岸统计量和3个群班均值统计量，即版面板摆v坝统计量（Pan奥el 按v板-Statis埃tic）、面板昂统计量（Pan安el 凹rho扒-Statis啊tic）、面板斑t搬非参数拌统计量（Pan肮el 暗PP拜-Statis凹ti

34、c）、面板巴t叭参数昂统计量（Pan按el ADF-皑Statist澳ic）、群隘统计量（Gro板up 搬rho袄-Statis柏tic）、群般t搬非参数班统计量（Gro拜up 扒PP爸-Statis笆tic）和群澳t挨参数安统计量（Gro八up ADF-吧Statist霸ic）。这些统凹计量的渐近分布哀具有如下形式哀其中：扒叭NT昂为班上述各检验统计绊量的渐近标准形罢式拜，安、隘岸是布朗运动泛函版表达的矩的函数绊。昂由于本文选取的案是工业制造业2跋8个行业的面板唉数据样本，显然邦在横截面上具有摆很大的异质性，傲因此根据以上分案析，本文则利用白Pedroni懊（1999）笆所提出的方法对澳固定

35、资产投资和埃产能利用率这两半个变量进行协整背检验，检验的结稗果见表3。绊表3 背 唉 产案能利用率和固定版资产投资的按面板叭数据跋协整检验结果半组内澳组间吧统计量隘P隘值埃统计量败P伴值疤Panel -佰 盎v办9.0556瓣0.0001坝Panel 跋安 皑rho阿-9.0328袄0.0001叭Group澳 摆岸 靶rho翱4.4344癌0.0000胺Panel -耙 扮PP霸-8.7924白0.0001罢Group绊 搬耙 扮PP佰4.6113拜0.0000捌Panel -隘 伴ADF班5.7316坝0.0000氨Group澳 癌疤 碍ADF昂8.0668搬0.0000碍从上面表3的检斑验

36、结果可以看到八，所有检验一致靶支持我国工业制捌造业各行业的固扳定资产投资水平氨和产能利用水平办之间存在长期、奥稳定的协整关系俺。拌2拔. 八产能利用水平与翱固定资产投资笆面板协整的八FMOLS疤估计背为了获得较为稳柏健的协整关系估稗计结果，把Pedroni暗（2001）建扳议使用完全修正氨普通最小二乘法坝（Fully 熬Modifie隘d OLS，F艾MOLS）对协鞍整方程进行估计疤，故本文采用面捌板协整的FMO罢LS对（13）昂式进行估计。爸FMOLS的估绊计方法：首先进氨行OLS回归，班然后对因变量和拜估计参数进行修挨正。OLS的渐拌近分布依赖于残鞍差鞍班的长期方差扳板协方差矩阵，第俺i巴

37、个序列的长期方埃差斑邦协方差矩阵为傲其中：邦为同期相关系数绊矩阵；般为自协方差矩阵稗，它是按照Ne岸wey和Wes挨t（1994）奥进行加权的。定笆义八通过对因变量的八变形（般）来实现对内生翱性的修订，此时隘，FMOLS估岸计量稗，其中暗提供了对自相关鞍的修正。般面板数据的FM把OLS估计量就艾是各序列的估计按量的一个均值（啊Pedroni凹，200罢1）。表4给出扳了芭固定资产投资与爸产能利用水平啊面板数据的FM叭OLS估计结果跋。笆由啊表4的伴估计结果可以看阿到，对于样本中拔的罢28袄个行业，产能利斑用水平对投资水拜平有一定的影响败。行业投资水平巴的变化，可以用捌产能的变化得到案较好的解释

38、。产班能水平的变化确坝实影响行业的投跋资行为。这也是板行业投资呈现较啊大波动的原因。吧表4 案 罢 芭 把 暗 俺FMOLS的估鞍计结果蔼行业败 i啊t把检验值扮 i啊t氨检验值阿食品加工业斑42.3962哀6.6726艾34.8457胺19.6964捌食品制造业爸37.6977哎3.7538霸45.4246盎6.55958癌饮料制造业蔼12.5939疤7.6724般36.4424版17.4256皑烟草加工业氨63.8752蔼16.5322芭16.7494皑11.3524胺纺织业办92.3571胺3.3050霸10.8789白16.8321捌服装及其他纤维肮制品八53.6642半6.8376胺

39、17.9201把16.6230拜皮革毛皮羽绒及瓣制品罢44.3800摆16.4518绊24.7404般9.0249隘木材加工及竹藤挨棕草盎19.0613办13.1641扮-31.757癌2盎-11.594稗6哀家具制造业 拜63.6836绊19.3053按14.3482霸3.7564版造纸及纸制品业袄 懊90.9195蔼5.7310百17.4306哎14.5654懊印刷业、记录媒吧介 芭89.6149邦8.3552啊10.2771艾17.0261熬文教体育用品制癌造业百96.2618隘6.9248扮-41.453敖6蔼-8.1715暗石油加工及炼焦拌业爱11.3047瓣17.943艾-10.7

40、89矮8哎-10.093爱7肮化学原料及制品叭制造靶46.6680八14.0403叭18.1484胺3.9297胺医药制造业版87.6922摆19.8012叭38.0745坝17.0619半化学纤维制造业罢22.4726芭5.3465拔-27.980袄2氨-4.8947盎橡胶制品业班32.0530背8.7733吧42.1665唉19.7675艾塑料制品业摆14.0925板17.1558颁29.0521盎4.3665俺非金属矿物制品翱业半12.9142案9.9573疤-16.601邦7啊-10.421啊6颁黑色金属冶炼及蔼压延懊24.7716叭19.4002板39.6908扳12.6826邦有色

41、金属冶炼及叭压延白29.7650百12.9467澳-22.098办7颁-15.171懊3跋金属制品业摆11.5381斑18.9374盎33.1928爱14.7464八普通机械制造业懊35.6539爱11.8141爸-44.936版3半-17.833霸4扮专用设备制造业霸40.8780稗11.9158罢-14.697鞍4罢-10.829袄9胺交通运输设备制澳造业摆59.8273稗16.0715半-10.261般2阿-10.482爱8芭电气机械及器材哀制造啊42.1635伴6.7510拌-49.549傲5八-8.8460安电子及通信设备坝制造吧43.4654坝18.1888芭-12.168熬0拔-

42、9.5318邦仪器仪表文化办半公败91.9276般12.1876瓣-27.611伴6鞍-14.430颁5按由拌表4的估计结果袄，佰我们也可以分析爸出搬需求的波动可以佰通过产能的变化般影响到投资的变罢化按，澳但这种影响的强靶度对于各行业来澳说存在着显著的八差异性。仪器仪昂表捌业懊、化学纤维制造白业、塑料制品业颁、木材加工傲业袄、金属制品业、巴农副食品加工业昂、饮料制造业、芭医药制造业、黑罢色金属冶炼靶工业胺、文教体育用品氨业胺、橡胶制品业、拜通用设备制造业八、食品制造业、氨电气机械及器材八行业的产能利用半水平对投资呈现捌非常大的影响。蔼对于这些行业，哎产能利用水平的背波动会强烈的影癌响投资的波动

43、。捌家具制造业、专懊用设备制造业、搬非金属矿物胺业、烟草制品业氨、造纸及纸制品稗业、纺织服装鞋吧帽板工业稗、化学原料般工业白、有色金属冶炼肮业埃、皮革坝毛皮氨羽毛行业的产能昂利用水平对投资百呈现一定的影响阿。对于这些行业澳，产能利用水平摆的波动会对投资稗波动有一些影响胺。而交通运输设爱备业、印刷记录罢媒介业、石油加半工业、纺织业、芭通信设备行业安相对于前述那些癌敏感行业来说，昂产能利用水平对肮投资的影响较小爱。例如，对于电碍气机械及器材佰业摆、家具制造业、叭交通运输设备耙业百来说，在其他条胺件不变的情况下盎，产能利用水平伴变化袄1个单位翱，会使其投资分拔别变化翱49.55半、百24.74背、懊

44、10.26个单坝位暗。所以仪器仪表斑业胺、化学纤维制造氨业、塑料制品业摆、木材加工扳业绊、金属制品业、哎农副食品加工业八、饮料制造业、拔医药制造业、黑疤色金属冶炼白业伴、文教体育用品暗业凹、橡胶制品业、安通用设备制造业耙、食品制造业、阿电气机械及器材埃这些行业，其投唉资水平的波动对颁需求波动的传导拔是非常敏感的。板实证结果还表明般行业产能利用水般平和投资之间并挨不简单存在一个笆正向或负向影响癌关系。其中木材捌加工背业拜、文教体育用品背业矮、石油加工阿业昂、化学纤维制造俺业、非金属矿物佰业爸、有色金属冶炼胺业败、通用设备制造阿业、专用设备制爱造业、交通运输半设备、电气机械坝及器材、通信设爱备、仪

45、器仪表肮业版，这些行业的产蔼能利用水平与投叭资之间呈现出负霸向作用关系。而俺农副食品加隘工业、食品制造岸业、饮料制造业袄、烟草制品业、袄纺织业、纺织服捌装鞋暗帽拌业、皮革毛皮盎羽毛啊业碍、家具制造业、办造纸及纸制品业奥、印刷业、记录氨媒介、化学原料罢、医药制造业、佰橡胶制品业、塑扮料制品业、黑色肮金属冶炼癌业扳、金属制品业，隘这些行业的产能按利用水平与投资鞍之间呈现出百正奥向作用关系。造瓣成行业之间产能凹利用水平与投资蔼之间呈现不同方败向作用关系的原隘因是实际厂商对哎未来需求波动的爸预期和现实总存唉在一定的偏差，拌这种预期带有各鞍种不同行业决策奥的异质性特征。佰而正是由于各行阿业在产能决策的昂

46、过程中仅仅是有奥限理性，导致了哎各行业间产能利瓣用水平的波动路瓣径在跟随需求波捌动时存在着一定捌差异性。Abe懊l（1981）癌通过理论分析证案明了，一些行业拜的产能利用变化瓣会超前于需求波扒动从而造成了产半能利用水平与投班资之间的负相关拔性。而一些行业疤的产能利奥用水平会滞后于把需求波动，造成阿了产能利用水平奥与投资之间的正摆相关性。扮对于产能利用水昂平与投资之间的般正相关性的行业岸，由于产能利用扒的调整往往滞后坝于需求的变化，袄所以发生投资过八热，形成投资叭“奥潮涌现象爸”熬的可能性较大。 = 4 * CHINESENUM3 四、基本结论阿本文以1997爱年罢百2006年我国傲工业制造业2

47、8半个行业的年度数按据作为样本，利暗用成本函数法测埃度了各行业19巴97年拔奥2006年的年邦度产能利用水平昂。通过面板协整笆理论分析和检验阿了这28个行业啊产能利用水平与澳固定资产投资行阿为的关系，得到八的基本结论如下板：胺第一，肮通过成本函数法背测度的产能利用坝率不仅反映了各唉行业的产能利用拜状况，而且也反昂映了现阶段我国芭工业经济发展的般波动特征；同时靶，本文在行业层袄面上测算产能利隘用率的方法也可俺以推广到地区、奥企业等层面，对岸研究生产率变化暗和经济增长具有翱十分重要的借鉴碍意义。拔第二，产能利用爱水平和固定资产拜投资两个变量均碍为一阶单整过程百，但二者存在协般整关系。行业固爸定资产

48、投资水平隘的变化，可以用昂产能利用的变化癌得到较好的解释爱，这也是行业固安定资产投资呈现摆较大波动的原因佰；需求的波动可懊以通过产能的变疤化影响到固定资跋产投资的变化，盎但这种影响的强伴度对于各行业来氨说存在着显著的霸差异性。俺第三，行业产能把利用水平和八固定资产捌投资之间并不简鞍单存在一个正向澳或负向影响关系啊。造成行业之间半产能利用水平与邦固定资产颁投资之间呈现不板同方向作用关系柏的原因是实际厂矮商对未来需求波俺动的预期和现实扒总存在一定的偏敖差，这种预期带瓣有各种不同行业坝决策的异质性特胺征吧，扒而正是由于各行安业在产能决策的办过程中仅仅是有吧限理性，导致了白各行业间产能利般用水平的波动

49、路柏径在跟随需求波斑动时存在着一定扳差异性癌；办对于产能利用水啊平与懊固定资产皑投资之间的正相半关性的行业，由把于产能利用的调隘整往往滞后于需暗求的变化，所以按发生投资过热，癌形成投资跋“翱潮涌现象瓣”凹的可能性较大稗。参考文献版1 贺菊煌佰：我国资产的摆估算J，爱数量经济技术扮经济研究19啊92年第8期。拌2 黄勇峰柏、任若恩、刘晓袄生：中国制造岸业资本存量永续扮盘存法估计昂J，经济学哎（季刊）20敖02年第2期。艾3 李治国佰、唐国兴：资绊本形成路经与资百本存量调整模型矮扳基于中国转型时盎期的分析J靶，经济研究扳2003年第哀2期。绊4 林毅夫氨：潮涌现象与霸发展中国家宏观暗经济理论的重新

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