市场结构、投资替代与资本边际产出
——转轨时期我国不同省份资本边际产出的变化特征及其成因分析
战明华
（绍兴文理学院经管学院 312000）
内容提要：本文从市场结构特征与投资结构特征两个新的视角对转轨时期我国不同发展水平省份的资本边际产出的变化特征进行了分析。在分析的过程中，首先利用所构造的指标对各个省份的资本边际产出的纵向变化轨迹进行了考察并对不同省份资本边际产出的横向差异性进行了比较，在此基础上，我们构建了解释资本边际产出变化特征及资本长期积累特征的理论模型并利用样本数据对其进行了验证，所得的基本结论如下：第一，投资结构的变化解释了转轨时期不同发展水平省份资本边际产出的趋同性特征；第二，市场结构的变化解释了各省资本边际产出在转轨后期出现的迅速下降现象；第三，以非国有和集体投资比重或更新改造投资比重增加为标志的投资结构优化有助于总投资规模的更快速增长。
关键词：资本边际产出 投资结构 市场结构
一．相关文献回顾与问题提出
转轨时期我国经济发展的一个主要结构特征是增长的严重地区性不平衡，对这种不平衡进行有效度量并分析产生不平衡的原因是众多学者关注的热点之一。关于这种不平衡的度量指标选择，大多数文献均选用以总量GDP数据为基础的指标。例如，林毅夫、刘培林（2003）选用GDP增长率作为不同地区经济发展水平的指标，并通过建立技术选择偏离指数与经济增长率之间的线性模型，对比较优势所决定的自生能力假说进行了验证。王小鲁、樊纲（2003）等也选用GDP增长率指标作为不同地区发展水平的度量，并从要素在不同地区的配置与流动、各地区市场化程度以及城市化与农村工业化水平等方面分析了产生这种区域性不平衡的原因。张焕明（2003）则通过建立GDP增长率与反映对外开放指标之间的计量模型，分析了对外开放度对地区经济差异的影响。
勿容置疑，从国民收入核算指标体系以及反映速度差异的角度来说，这一指标的选取无疑是正确的。但是从投入产出的角度来说，各地区增长速度的差异可能由两种原因：一是要素投入量的差异；二是要素产出效率的差异。正如Krugman（1994）所说，产出效率提高是经济保持可持续增长的决定性因素，因此从经济可持续增长的角度看，要素产出效率差异具有更重要的经济意义。实际上，对我国而言，至少还有对如下问题的困惑使得产出效率更值得我们关注：要素增加的两种效应——要素边际产出递减与要素质量提高所引致的要素边际产出提高的相对大小，决定了我国不同发展程度地区经济增长动态轨迹将呈现持续的差异性还是趋同性。因为根据微观的厂商理论与新古典增长理论（Solow，1956），要素的边际产出具有递减的趋势，因此欠发达地区的要素产出效率应高于发达地区，即经济具有趋同性。但是根据新增长理论（Romer，1986），要素增长同时也可以产生人力资本提升、资本替代和边干边学等效应，这些效应又使得发达地区与欠发达地区的经济差距扩大，因此地区间经济差距的持续性与趋同性就取决于这两种效应的对比。
龚六堂、谢丹阳（2004）对资本边际产出与劳动边际产出的动态变化轨迹进行了分析。利用构造的离差指标，他们的分析结果表明，我国各省份的资本与劳动边际产出在不同时段显示出了不同的特征。不过，他们的结果依赖于对生产函数形式的具体假定，这些假定可能使所得结果产生一定程度的误差。实际上，一种更有效的方法是直接利用所定义公式计算要素边际产出的值。另外，他们的研究对产生要素边际收益地区性差异的经济动因还缺乏进一步地更为深入的解释。 Jan 和 Edward （2003）以香港为例分析了资本结构变化对产出效率的影响。他们的结果表明，随着时间的推移，资本结构变化贡献在全要素生产率（TFP）中所占比重越来越大。不过，资本结构变化产生正效应的前提应是所做技术选择是具有比较优势的，在一些情况下，尤其像我国这样的发展中国家，政府通过对金融资源的基本垄断权和庞大的政府收入规模而对资源在各地区的分配具有很大的调配权，因此一些不具有比较优势技术选择地区的资本更新可能并不会促进效率的有效提高。
本文的基本观点是，投资结构与市场结构变化是导致转轨时期我国不同发展水平省份资本边际产出变化过程中所表现出的某些特殊性的主因，而且投资结构变化对资本边际产出的影响还进一步影响了经济中资本的长期积累特征。为了逐步地阐明这一观点，本文的基本内容安排如下：第二部分析不同发展程度样本省份的资本边际产出纵向变化与横向比较特征；第三部分从理论上分析产生上述特征的原因；第四部分分析由投资结构变化所规定的技术变迁特征对经济中长期资本积累的影响；第五部分和第六部分利用样本数据对三、四两部分的理论假设进行实证；最后一部分对本文的主要结论进行总结。
二．基本事实—不同省份资本边际产出的变化轨迹比较
资本边际产出是资本利用效率的集中体现，根据新古典经济学的理论，生产函数往往被假定为严格正则拟凹或严格凹的，因此要素边际产出具有递减的趋势。当然，这一结论的成立要求相应的假设条件，条件的改变将使生产函数的特征有所不同。下面我们首先来对所选的不同发展程度的样本地区的资本边际产出变化轨迹进行比较，然后分析可能产生的一些特异性变化的原因。
1．指标选取与样本说明
按照经济发展水平的不同，我们选取了吉林、陕西、山东、四川、福建和广东六个省区作为样本，样本的地域分布大致如下：东北地区一个，中西部地区两个、东部地区三个。我们的目的是首先计算出这些地区的资本边际产出值，并在此基础上考察这些地区资本边际产出值的差异性，为此，下面先给出资本边际产出计算公式及其离差程度指标。
根据定义，资本边际产出计算公式如下：
（1）
各变量含义如下：——资本边际产出，——国民收入，——资本存量，——投资。与通过对生产函数进行参数估计求资本边际产出的方法相比，这种处理方法的优点在于不需依赖于对生产函数形式的具体假定且无需提前估算资本存量。考虑到我国资本存量数据缺乏的实际，后一个优点就更具现实意义。
龚六堂、谢丹阳（2004）利用由样本值与样本平均值离差的加权平均构成的D指标来刻划不同省份的要素边际产出差异，严格地说，这一指标不宜用于度量样本总量差异程度，原因是如果样本实际值与样本均值离差是反向的，那么由于二者相互抵消，即使实际样本间差异比较大，总离差加权之和也可能是很小的。另外，这一指标实际上是一个比率相对指标，不适于考察不同省份要素边际产出的绝对离差程度。考虑到这一因素，我们这里采用通常的经自由度修正的样本标准差指标来作为不同省份资本边际产出在不同时间轨迹上的差异程度。具体计算公式如下：
（2）
各变量含义：n——样本省份数，MPKit——第i个省份在t期的资本边际产出，——各省份第t期资本边际产出的样本均值。式（2）的优点在于计算结果与样本量纲无关且可以比较准确地计算样本相对于均值的正负离差程度。
本节的计算涉及各省两个变量的原始数据——国民收入与投资，在实际中分别用GDP和全社会固定投资总额（K）来表示，数据来源： 吉林、陕西、山东、福建、广东分别取自其相应省份的2003年统计年鉴，四川省的数据则取自1986、1989、1995、1999和2003年的《四川统计年鉴》，变量样本区间均为1981-2002。
2．结果
考虑到投资的时滞性，我们分别计算了当年投资的各省资本边际产出值与近三年平均投资的资本边际产出值（I*t=（It+It-1+It-2）/3），所得结果见表1。
表1 各省资本边际产出变化情况
年份
四川
山东
福建
资本边际产出1
资本边际产出2
资本边际产出1
资本边际产出2
资本边际产出1
资本边际产出2
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
续表1
年份
吉林
广东
陕西
资本边际产出1
资本边际产出2
资本边际产出1
资本边际产出2
资本边际产出1
资本边际产出2
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
注：资本边际产出1=产出变化/当期投资，资本边际产出2=产出变化/近三年平均投资。
观察表1中的数据，至少可以发现各省资本边际产出变化的如下几个特征：一是从各省两种情况下的资本边际产出对比来看，当期投资的资本边际产出要小于近三年平均投资的资本边际产出，这主要是由于各省的投资在绝大数年份均不断递增所造成的。二是从两组数据的时间纵向变化来看，90年代中期以前各省的资本边际产出波动均比较大，其后则呈现基本平稳的走势。具体来说，90年代以前各省的资本边际产出大致经历了83-86、86-89和92-96几个波动比较剧烈的阶段，以广东省为例，在这三个时段，当年投资资本边际产出以及三年平均投资资本边际产出的区间范围分别为：[,]，[,]；[,]，[,]；[,]，[,]，波幅均达100%以上。另外，由图1，与经济增长率的变化相对比，资本边际产出的波动周期要早于整个经济波动周期，这似乎表明资本边际产出的变化是经济周期波动最重要的内在成因之一。相似的分析表明，其他省份的情况也大致如此。三是94年以后，各省的资本边际产出均同时经历一个大幅下降然后逐渐平稳的过程。具体来说，以当期投资的资本边际产出变化为例，四川、山东、福建、吉林、广东和陕西1994年的值分别为：、、、、和，至1998年则分别变为：、、、、和，降幅均达200%以上。各省资本边际产出的这种特殊地变化特征确值得我们做进一步的思考。
为了进行横向比较，图2给出了各省资本边际产出历年标准差的变化轨迹。由图2，当期投资资本边际产出与三年平均投资资本边际产出的变化趋势基本相同，总体上看，在94年以前，各省资本边际产出的差异还是比较大的（这一结果与参考文献6中的结果有所不同，在文献6中89年以前各省资本边际产出的差异性在不断缩小）。在这一时段内，83、86、94是三个奇异点，各省的资本边际产出在83、94年差异性最大，两种情况下资本边际产出的标准差均超过了，86年则是各省资本边际产出差异最不明显的时点，两种情况下资本边际产出标准差均小于是，最大与最小标准差值相差近3倍。在其余年份，两种情况下各省资本边际产出标准差大致在左右比较平稳地波动。与94年前的情况相比较，94年以后各省资本边际产出的差异性迅速缩小。在94年，各省当期投资资本边际产出与3年平均投资资本边际产出标准差分别为、，至1998年则均降至大约，各省资本边际产出出现了强烈地趋同现象，这一点从图1广东省的例子中也可看出。
总结上述分析，我们对上述样本省份的考察表明，94年以后各省的资本边际产出变化出现了一个特异的现象：在资本边际产出大幅下降的同时，各省资本边际产出迅速趋同。这似乎有悖于通常的直觉与一般的经济理论，因为按照新古典增长理论，资本边际产出随资本存量的增加而具有不断递减的趋势。从这一理论出发，由于发达省份的资本积累量要远大于欠发达省份，因此发达省份的资本边际产出应低于欠发达省份。关于这一问题，我们可以先尝试从如下两个角度进行解释：首先，如果存在发达省份向欠发达省份的大量要素流动，那么各省资本边际产出的差异将会逐渐消失。不过，王小鲁、樊纲等（2003）的研究结果表明，这种情况并没有出现。根据他们的研究，从国内资本流动来看，尽管总量上东中部地区在90年代是资本净流出者，但这主要是政策与体制引导的结果，民间的资本流向则是由中西部流向东部。由于民间资本更注重资本边际收益率，因此我们似乎并不能用这种总量资本的流动来解释地区间资本边际产出的趋同。对这种现象的另一种解释是Romer(1986)等提出的新增长理论。在Romer(1990)、Grossman和Helpman(1991)、Aghion 和Howitt(1992)构建的模型中，研发部门（R&D sector）被引入了经济并被用于解释知识的生产。这一模型的分析结果表明，由于要素投入不同等因素所造成的发达国家与欠发达国家研发部门产出效率的差异是不同发展程度国家资本边际报酬趋同的主因。不过，这一理论也难以用于解释我国的现象。实际上，像吉林、陕西、四川这些欠发达省份高等教育的规模与质量均不低于甚至要高于其余3个东部省份（欠发达地区大学生就业更难表明即使考虑高级人才的跨地区流动也是如此）。对于资本边际产出的迅速下降，一种解释认为这是过度资本深化的结果（张军，2002），但是不同发展程度地区的资本积累差距是很大的，因此仅仅用资本深化来解释各省资本边际产出同时下降的情况恐不能令人信服。可见，对上述两个问题的解释还须寻求其他途径。
三．市场结构、资本替代、技术进步与资本边际产出
由Romer(1986)、Lucas(1988)开创的内生增长理论主要强调由要素投入决定的技术效率提高的影响，但上述分析表明这并不太符合我国的实际情况。实际上，正如Hulten(1992)所认为的，要素投入质量提高也可作为外生技术进步冲击的一种反映，因此分析技术进步对产出效率变化的影响可以从要素投入结构角度进行。Jan 和Edward （2003）通过建立一个模型分析了资本替代对全要素生产率（TFP）变化的贡献，并据此对香港的情况进行了实证。这一模型的基本思路是首先引进一个资本存量的质量—数量调整因子（quality-quantity adjustment factor）来对不同时期的资本存量进行同质调整，其中调整因子利用高技术含量资本和低技术含量的资本占总资本比重和对TFP的贡献率来测度，通过比较经过调整的与不经过调整的资本存量条件下索洛余值的不同计算出资本替代对TFP的贡献率。
显然，Jan 和Edward 是从技术密集度不同的角度对资本从总量上进行分类的，这对具有成熟市场机制的经济是可行的，因为此时微观经济主体在信息可得的范围内可以被认为是理性的，但对我国而言，情况会有些不同。由于转轨经济的特殊性，除实物资本的更新以外，市场结构与企业的产权特征可能是影响资本产出效率的更为重要的因素。为此，在下面的内容当中，我们将完成两部分工作：一是分析不同市场均衡特征对资本边际产出的影响；二是从广义的资本结构角度构造一个资本替代的内生增长模型，并分析这一模型的动态特征。
市场均衡特征与资本边际产出
根据厂商行为理论，在相对价格体系中，要素边际产出可以利用要素边际产品价值来测度，由于要素边际产品价值同时取决于要素边际产品（以产出数量单位来衡量，仅与技术有关）与产品价格，而产品价格又与市场均衡特征有关，因此在要素边际产出与市场均衡特征之间存在着某种联系，下面我们通过一个模型对此加以简单说明。
假设厂商只生产一种产品，其市场价格为p，要素投入向量为x=(x1,x2,…xn)T，生产函数形式为Q=f(x)，则产出的总收益为：
TR=pf(x) (1)
不考虑要素市场的影响，则第I种要素的边际产品价值为：
(2)
式(2)表明，第I种要素的边际产出等于产品价格水平与要素边际产品的乘积，其中价格水平p取决于产品市场的均衡特征。按照非均衡经济学的观点，在对市场非均衡的反应过程中，数量调整要先于瓦尔拉斯的价格调整机制（Leijonhufvud,1967）。但不容否认的是，在供给反应滞后和追求利润动机的作用下，价格调整必然是对市场非均衡反应的一个重要组成部分。一般而言，在需求大于供给（卖方市场）的情形下，市场价格水平升高，要素边际产品价值增大；在供给大于需求（买方市场）的情形下，市场价格水平降低，要素边际产品价值减少。
2．资本替代与资本边际产出
除价格因素外，式（2）也隐含了技术进步对要素边际产品价值的影响——技术进步有助于提高要素边际产品价值。如上所说，相较于人力资本的变化，我国转轨时期以产权变迁为特征的资本结构变化对产出的影响要远为剧烈的多，为此，我们假设技术进步是资本增大型的且技术进步是资本结构的函数，于是生产函数具有如下的形式：
Y=F(AK,L) (3)
假设技术进步的动态如下：
（4）
各变量的含义：Y——产出，A——技术进步因子，L——劳动投入，Ki——第i类资本类型。式（4）的含义是，技术进步的变化不仅受资本结构的影响，还与以前的技术积累成正比。对式（3）关于K求导有：
（5）
式（5）表明，此时资本的边际产出取决于技术进步因子与产出关于有效资本一阶导数两个变量的影响。因此在这种假定下，即使生产函数相对于K仍然满足新古典的稻田条件（Inada Conditions），资本的边际产出也不一定会随着资本存量的增加而减少。
四．资本替代与资本积累的动态
对技术进步形态的上述假定必然影响长期资本积累的轨迹及其稳态特征，下面我们来分析这种影响。在以往的研究中，Conlisk（1996）在技术进步是劳动增大型的且技术进步与人均收入成正比的条件下考察了经济增长的动态，由于在他的研究中假设技术进步不影响资本积累，因此资本的边际产出仍满足新古典条件。考虑到在我们的模型当中这一假设是不成立的，因此所得结论也将不可避免地有所不同。
为了便于分析，假设经济中不存在折旧且生产函数是C-D形式的，劳动力增长率为n且等于人口增长率，储蓄率为s且s>0，则资本积累的动态可以表示如下：
（6）
这里分别为资本与劳动的产出弹性。式（6）两边取对数并对t求导可得：
（7）
这里分别表示资本和技术的变化率。同样，对式（4）两边除以A并对t求得可得：
（8）
这里表示第i种资本水平的变化率。下面我们通过相位图定性图解法来分析资本积累变化率与技术变化率的动态变化轨迹。
首先，由式（7）、及式(8)和式(5)可得相空间的两条分界线为：
（9）
易知，在储蓄率和人口增长率及资本和劳动的增长率为常数的假设下，关于的导数为正，关于的导数为负，因此表示、变动方向的小箭头指向如图3中所示。
图3给出了资本与技术增长率的动态。在这种情形下，相路径的变化与(gK(0),gA(0))的初始位置有关：如果经济的初始位置在Ⅰ、Ⅱ象限，那么相路径将是发散的。具体说，在Ⅰ象限，相路径将向右上方运动，直至与相平面的分界线=0相交，考虑到在穿越分界线时相路径的斜率无穷大及象限Ⅱ中小箭头的指向，此后经济只能沿=0分界线运动，直至接近于gA(t)=0（图3中上方的粗黑线）。对初始经济在象限Ⅱ中的情形做类似的分析可得同样的结论。可见，在这种情况下，经济是发散的。在另一种情况下，如果初始经济位于Ⅲ、Ⅳ象限，则经济将收使敛到均衡点E。以象限Ⅲ为例，相路径将首先向右下方移动，与象限Ⅰ中相似的原因，相路径在与=0相交后将沿着这条分界线向上移动（图3中下方粗黑线），直至到达均衡点E。可见，在这样一种初始条件下，经济最终将收敛到稳态。由于我们假设为常数，由式(4)中的知，相路径的这种特征实际上反映了技术变化率最终为常数这样一个事实。
的大小影响了分界线=0的相对位置。资本结构变化比率越小，分界线的位置越靠近原点（如图3中的虚线所示），因此在同样的技术变化率下，资本的积累变化率越低。也就是说，资本的积累有一种结构效应：资本替代的速率越快，总的资本积累变化比率也越快。根据我们的假设，对这一结论可做如下解释：资本替代变化率越快，技术变化率越快，因此资本的边际产出将由此不至于随资本存量的增多而降低，在资本积累的规模效应作用下，资本积累将不断加速，直至达到均衡点或技术变化率接近于0。此外，对另一分界线而言，它的相对位置还要受储蓄率的变化与人口增长率两个参数的影响：随着储蓄率和人口增长率增长的加快，将向左上方移动（图3中虚线所示）。这种情况对经济的第一种初始状态无实质性影响，但对第二种初始状态情形，经济将在更高的资本积累水平实现均衡。
五．资本替代与资本边际产出 ——基于面板数据的结果
上述分析表明，资本替代率不同是导致我国不同发展水平地区的资本边际产出不存在明显差异的主因，而且这种差别还影响了总量资本的积累速率。另外，我们的分析还表明，市场供需结构的变化是导致转轨后期各地区资本边际产出普遍出现下降的原因。在接下来的两部分中我们将利用样本数据对此进行证验。首先我们利用面板数据来考察资本边际产出与资本替代率的关系。
1．变量定义与数据说明
考虑到数据的可得性以及Ii/I与Ki/K的变化是同向的两个因素（严格来说，前者的变化要快于后者，但二者的变化轨迹特征相似），在下面的分析中，我们将用投资的结构变化来代替资本的结构变化。由于按照现行的固定资产投资统计报表制度，全社会固定资产投资按经济类型可分为：国有经济、集体经济、联营经济、股份制经济、港澳台投资经济、外商投资经济、个人投资及其它经济投资；按计划管理口径分为：基本建设投资、更新改造投资、房地产开发投资、其它投资四种，因此我们将投资类型划分为产权形式（投资结构1）和投资用途（投资结构2）两种。从投资主体行为特征的相似性出发，投资结构1的计算公式为：投资结构1=[国有投资+集体投资/总投资]*100；从投资的产出效益特征出发，投资结构2的计算公式为：投资结构2=[更新改造投资/总投资]*100。与计算资本边际产出一样，所用数据仍然来自六个省份的相关年份的统计年鉴。需要说明的是，吉林和陕西总投资中的基本建设投资数据缺省，因此用国有经济单位中的基本建设投资数据来代替。由于广东省按经济类型划分的1993年以前的投资结构数据缺失，因此这一指标的样本区间范围为1993-2002年。
2．方法
显然，由于不同省份的数据生成过程存在差异，因此直接采用OLS法对关注参数进行估计将产生严重的变量缺失问题，由此所得的估计量是非一致的。解决这一类型数据特征的建模方法是所谓的平行数据（panel data）建模法，模型的一般设定形式如下：
（10）
这里，。根据对生成形式的不同设定又可以将式(10)进一步细化为两类模型：若且，则此时式(10)称作固定效应（fixed effect）模型；若且，则式(10)称作随机效应(random effect)模型。
对固定效应模型进行估计的方法是：首先对相关变量进行组内差分，然后关于变量离差做OLS回归（具体见参考文献8之P393-396）；随机效应模型的估计则可采用建立在固定效应模型基础上的经过修正的GLS法（具体见参考文献8之P390-393）。另外，为了消除外生自变量对因变量在时间上的滞后影响，在模型的向量Xit中可以包含yit的滞后值。应当指出的是，根据需要，固定效应模型与随机效应模型均可在时间维度上对做进一步的分解。最后，对固定效应模型与随机效应模型优劣地比较可以采用Hausman(1978)检验，检验原假设为H0：两类方法是无差异的；所用检验统计量为：
（12）
这里、、、分别为随机效应模型与固定效应模型的系数估值与误差平方和。由于在原假设成立的条件下，H统计量服从自由度为k的卡方分布，因此利用样本数据即可对是否接受原假设做出判断。
3．投资结构与资本边际产出
根据样本数据的生成特征并结合上述的方法介绍，我们将所要估计的模型具体形式做如下设定：
（13） （14）
这里新增变量的含义为：MPKit(-1)——MPKit 的一期滞后值；struIjit——第i省份第t年的第j种投资结构，j=1、2；Zt=0，t<1994；Zt=1，t≥1994。模型的估计结果见表2 、3。
表2 固定效应估计结果
因变量：mpk1it
因变量：mpk2it
自变量
模型形式1
模型形式2
自变量
模型形式1
模型形式2
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
mpk1it(-1)
mpk2it(-1)
struI1it
struI1it
struI2jit
StruI2jit
Zt
Zt
固定效应
固定效应
_JL_C
_JL_C
_XX_C
_XX_C
_SC_C
_SC_C
_SD_C
_SD_C
_FJ_C
_FJ_C
_GD_C
_GD_C
R2
R2
DW
DW
SSR
SSR
注：这里j=1,2；mpk1it=第i省份第t期GDP变化/t-1、t-2和t期三年平均投资，mpk2it=第i省份第t期GDP变化/第t期投资；模型形式1是指struI21it =第i省份第t年的更改投资/第i省份第t年的总投资时的模型形式，模型形式2是指struI22it =第i省份第t年的更改与基建投资和/第i省份第t年的总投资的模型形式；由于固定效应值是间接给出的，故其标准误（或T值）不存在；依据拟合优度最大化原则，所用估计方法均选用截面加权（cross section weight）的GLS法。
表3 随机效应估计结果
因变量：mpk1it
因变量：mpk2it
自变量
模型形式1
模型形式2
自变量
模型形式1
模型形式2
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
mpk1it(-1)
mpk2it(-1)
struI1it
struI1it
struI2jit
struI2jit
Zt
Zt
固定效应
固定效应
_JL_C
_JL_C
_XX_C
_XX_C
_SC_C
_SC_C
_SD_C
_SD_C
_FJ_C
_FJ_C
_GD_C
_GD_C
R2
R2
DW
DW
SSR
SSR
注：模型说明同表2。
Hausman检验结果表明，各种情况下原假设均不能被拒绝，因此在对结果的分析上，两种方法均值得重视。首先，从我们所关注的参数的正负号来看，在固定效应情况下，当期集体与国有投资比重的增大对两种类型的当期资本边际产出均具有负的乘数效应；在随机效应情况下，除一种情况外，当期集体与国有投资比重的系数符号也为负。另外，大多数情况下的T统计值也表明，系数估计量也是显著的，因此总起来看可以认为，各省当期集体与国有投资比重变化与资本边际产出变化是负相关的。由于这一类型投资的增加往往被认为是不利于技术进步的，因此这一结果与我们前面的理论分析是一致的。对当期更新改造投资比重或更新改造与基本建设投资之和的比重系数估计结果进行类似的分析可知，这一变量对当期资本边际产出的影响同样是显著的且其变化与资本边际产出大致呈现同向的变化趋势，由于这种类型投资增加有助于技术进步，因此这一结果与前面的理论假设也是一致的。很明显，由于发达省份第一种类型投资减小和第二种类型投资增加更快，因此两种投资结构下的实证结果表明，投资替代对资本边际产出的影响确有助于解释我国不同省份资本边际产出的趋同性这一有悖于新古典假设的现象。另外，鉴于虚拟变量Zt的估计值在所有情况下均为正且T统计值几乎均大于2，由此可知市场结构变化确是影响资本边际产出的极其重要的因素。这一结果可以解释94年以后各省资本边际产出出现的同时大幅下降现象。
由于资本边际产出的一期滞后值的影响在各种情况下均是极显著的，因此将这一变量的引入是必要的。由此，我们还可以来分析一下各变量的长期乘数大小。在固定效应情况下，由于mpkjit(j=1,2)的系数估值平均大致在左右，因此各变量的长期乘数效应比上面的短期乘数效应大约要提高1倍。以固定效应、因变量为mpk1it、模型形式1为例，这也就是说，如果更新改造投资比重（struI21it）增加1%，则在当期可以使资本边际产出增加，但从长期来看，这一变化可以获得单位的资本边际产出的增加。对其它变量的乘数效应可以做类似的分析。
最后，从各个关注参数的影响相对大小比较来看，首先，尽管在不同情况下，集体与国有投资比重与更新改造投资比重或更新改造与基建投资之和的比重的估计系数的相对大小有所差异，但总起来看，二者的差异并不大。其次，各变量估值相对大小的另一个特征是，两种投资结构的系数估值在各种情形下均远小于表征市场结构的虚拟变量的系数估值大小。具体而言，在固定效应情况下，市场结构系数估值大约是两种投资结构系数估值的10多倍，而在随机效应情况下，这种差距还会更大。可见，相对投资结构的变化而言，市场结构变化是影响各省资本边际产出变化的更为重要的因素。虚拟变量的系数估值表明，随着市场由卖方市场向买方市场的转变，1994年后两种情况下各省的资本边际产出分别平均大约下降了和个单位。
六．投资替代与投资规模变化
基于相似的理由，我们这里仍然采用投资变化代替资本变化来对前面理论分析所提出的资本结构变化的规模效应进行实证,所用样本的规定与上面相同。考虑到解释变量的滞后效应，我们采用几何无限分布滞后模型来刻划各省的投资增长率与投资结构的关系：
（15）
这里，为了便于估计，经Kocyck（1954）变换后有：
（16）
这里。利用OLS法对式(16)进行估计，所得结果见表4、5、6。
变量
吉林
陕西
四川
山东
福建
广东
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
C
△lnIit(-1)
△StruI1it
R2
表4 按所有制类型划分的投资结构与投资规模关系
表5 按投资用途类型划分的投资结构与投资规模关系之一
变量
吉林
陕西
四川
山东
福建
广东
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
C
△lnIit(-1)
△StruI21it
R2
表6 按投资用途类型划分的投资结构与投资规模关系之二
变量
吉林
陕西
四川
山东
福建
广东
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
系数估值
T值
C
△lnIit(-1)
△StruI22it
R2
由表4，从按产权类型划分的投资结构变化对投资增长率的影响方向来看，在所有的6个省份中，吉林、四川和山东为正，陕西、福建和广东为负，但除山东与广东外，这种影响并不是显著的。由于struI1it代表国有与集体投资比重之和，如果将民营、外商等所构成的其它产权形式投资比重的增长看作是投资结构优化的话，那么上述的系数符号特征意味着对吉林、四川和山东三省份而言，投资结构的优化对总投资规模的变化具有负的影响，国有与集体投资比重之和的增长却反而对总投资规模的变化具有正的影响，这与前面的理论分析是不相一致的；而对其余三个省份来说，投资结构的优化确实可以促进总投资规模的更快速增长，这与前面的理论分析是一致的。全面的分析产生这一结果的原因应当结合各个省投资主体所面临的具体投资环境，以及由此所决定的投资主体的具体投资行为特征，但从总的投资机制角度来看，我们认为这在一定程度上反映了各省投资机制的成熟度：对系数为正的省份而言，可能政府通过各种经济与行政手段在社会投资形成中的作用更大。出于理念与经济动机的需求，在样本期内政府可能更偏重于国有或集体经济的发展。而系数为负的省份的政府可能在社会投资形成中的作用较小，投资的增长更多的是源自于具有相对完全产权的微观投资主体的加速积累资本的理性需求。在机制转轨方面相对超前的福建与广东两省系数均为负，且广东省的系数估值是完全显著的支持了这一解释。
表5与表6分别是两种情况下按投资用途划分的投资结构与投资规模的实证结果。从同一省份在两种情况下的结果比较来看，对我们所关注的投资结构变化的系数而言，所有的省份均出现了符号完全相反的情况，这表明更新改造投资与基建投资的比重变化对总投资增长率变化的引致作用是不同的。具体来看，除吉林和福建外，其余省份的更改投资比重增加将使总投资增长率提高，而如果加上基建投资的比重，则结果刚好相反。可见，就总体而言，相较于基建投资，更改投资比重的提高更有利于资本的加速积累。这可能与更改投资更有利于提高技术，从而可以为投资主体带来更高的利润率有关。
七．结语
作为行文的结束，我们将本文的主要结论总结如下：
首先，两种情况下各省的资本边际产出的纵向变化轨迹与横向差异性比较表明，在上个世纪94年以前，我国不同发展水平省份的资本边际产出波动性与差异均比较大，而在此后，各省的资本边际产出均经历了一个迅速大幅下降且逐渐趋同的变化轨迹。
第二，关于对转轨时期我国不同省份资本边际产出变化特征的理论上的解释，我们认为，市场结构变化与资本的替代是其中的两个主要原因：一方面，由于在同样条件下商品的价格水平与商品的市场结构密切相关，因此在不同的市场结构下商品的要素边际产出会有所不同；另一方面，由于资本的替代往往预示着更为先进的技术的采用，因此与市场结构相比，由资本替代所产生的资本结构变化将通过影响资本边际产品的变化而影响资本边际产出。
第三，对由上述资本替代特征所规定的经济动态变化轨迹的分析表明，在资本结构变化的影响下，经济不一定会收敛到一个均衡状态，但从相平面的不同象限出发的不同经济状态最终均将沿着均衡的技术水平路径运行。另外，理论分析还表明，资本的替代与总的资本积累水平的变化之间还存在一个结构效应：随着有助于技术水平提高的资本积累比率的增加，经济中的总的资本积累规模也将获得更快增长。
第四，关于资本边际产出变化特征的平行数据模型实证结果表明，首先，无论是从按产权还是按用途划分的投资结构来看，其相应的系数估值的正负号方向均与前面的理论分析相一致：国有与集体投资比重之和的增加使资本边际产出减小，更改与基建投资比重增加使资本边际产出增大。这一结果有助于解释不同发展水平省份尽管资本积累水平不同，但资本边际产出仍具有趋同性这一有悖于新古典假设的现象。其次，从总的影响效应角度而言，与资本结构变化相比，市场结构变化是影响不同省份资本边际产出的更为重要的因素。
第五，对投资结构与投资规模变化关系的实证分析结果表明，首先，对第一种投资结构而言，尽管不同省份表现出了不同的特征，但进一步的分析表明，不同产权类型投资比重增加可能与不同省份经济运行机制成熟程度有关：经济运行机制运行相对越为成熟的省份，非国有与集体投资比重的增长将使总投资增长越快，而经济运行机制相对不成熟的省份，其结果则刚好相反。其次，对更改投资比重以及更改与基建投资比重之和的各自实证结果表明，更改投资与基建投资比重变化对总投资变化速度的影响是不同的：相对而言，更改投资将使总投资增长率产生更大的变化，这可能与更改投资更有利于技术进步有关。
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战明华（1971－），男，山东人，管理学博士，浙江大学经济学院博士后，绍兴文理学院经管学院副教授。
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