钢铁行业产能过剩的实证分析

单位根检验、hausman检验得出采用随机效应测算钢铁行业产能利用率。随机效应模型得到1n Y=0.8691nk+0.069t+1.05，从而通过stata12.0软件操作大致估算出1nYhat为潜在产能Y*，从而的到产能利用率CU=Y/Y*。从图5.1可以发现，我国钢铁行业地区的平均产能利用率普遍低于75%，存在相关的产能过剩现象。

（2）实证分析

1.门限检验

本文准备采用门限模型来分析政府干预对钢铁行业产能过剩的影响，为了检验门限模型的可行性，以及门槛值存在的数量，本文通过stata12.0软件利用Bootstrap方法对全国30个省（市）的相关指标进行门限检验，得出的结果如下：

通过过表5.6门槛效果自举抽样检验的结果可以得出，单一门槛、双重门槛和三重门槛的F统计量的值大于1%显著水平下的临界值，且概率P值分别为0.0000、0.0000和0.0040，因此可以得出以地方政府一般预算支出水平为政府干预的指标对钢铁行业产能利用率存在门槛效应。同时通过门槛效果自举抽样检验的结果，本文得出了三个门槛效应分别为0.1447、0.2033和0.31280

2门限模型回归分析

从表3的回归结果可以得出，当OG小于门限值0.1447时，全国地方政府一般预算支出水平对钢铁行业产利用率的影响系数为-2.5493；当OG值在门限值0.1447和0.2033之间时，地方政府一般预算支出水平对钢铁行业产利用率的影响系数减少到-1.8269；当OG值在门限值0.2033和0.3128之间时，地方政府一般预算支出水平对钢铁行业产利用率的影响系数减少到-0.9626；当OG值在门限值大于0.3128之间时，地方政府一般预算支出水平对钢铁行业产利用率的影响系数进一步减少到-0.4999。因此地方政府一般预算支出水平在不同阶段对钢铁行业产能利用率的影响都存在负效应，且T统计量值和概率P值都显著；随着地方政府一般预算支出水平的提高，地方政府一般预算支出水平对钢铁行业产能利用率负效应减弱。控制变量城镇化水平（URB）和经济周期（IS）对产能利用率的影响系数分别为0.1515和0.4786，说明全国城镇化水平的提高和经济周期有利于加快钢铁行业产能利用率的提高，即有利于化解钢铁行业产能过剩，符合经济意义，且其结果T统计量值和概率P值在5%显著水平下显著，则其结果效果很好。

结论和建议

通过实证分析，本文可以得出地方政府财政支出水平对产能过剩存在促进作用，且存在多重门限值，随着地方政策财政支出水平提高，地方财政支出对钢铁行业产能过剩负影响减小。

化解钢铁行业产能过剩具体建议有以下几点：改革以GDP为核心的官员晋升机制以及现有的财政分权体制。地方政府应该减少对钢铁行业发展不必要的干预，让市场在资源配置启主导作用；加快城镇化建设；提高企业自主创新能力，加快钢铁产业布局；积极扩大国外市场。

[1]王岳平.我国产能過剩行业的特征分析及对策[J].宏观经济管理，2006（6）：15-18.

[2]周劲.产能过剩的概念、判断指标及

其在本部分行业测算中的运用[J].

宏观经济研究，2007（9）：33-39.[3]卢峰.天则经济研究所399次学术报

告会：治理产能过剩，2010年2月.[4]王立国.重复建设与产能过剩的双向

互交互机制研究企业经济，2010年

第6期_[5]袁捷敏.产能和产能利用率测算方法

及其应用研究[M].大连：东北财

经大学，2013，24-26.

[6]张占斌，涨孝德.产能过剩治理研究[对商经济研究参考，2014（14）：53-91

[7]James Kirkley，Dale Squires.Capacityand Capacity Utilization inCommon-pool Resource Industries，Environment and ResourceEconomics22：71-97.2002.

[8]江飞涛，耿强，吕大国等.地区竞争、体制扭曲与产能过剩的形成机理[J].中国工业经济，2012（6）： 44-56.

推荐访问:实证 产能过剩 钢铁行业 分析