地方政府干預(yù)對傳統(tǒng)制造企業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響研究

葉志鋒，李婧，納超洪

（1.廣西科技大學(xué)財經(jīng)學(xué)院，廣西柳州545006；2.云南財經(jīng)大學(xué)MBA學(xué)院，云南昆明650221）

地方政府干預(yù)對傳統(tǒng)制造企業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響研究

葉志鋒1，李婧1，納超洪2

（1.廣西科技大學(xué)財經(jīng)學(xué)院，廣西柳州545006；2.云南財經(jīng)大學(xué)MBA學(xué)院，云南昆明650221）

選擇2011年～2013年產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)上市公司作為研究樣本，探究其固定資產(chǎn)投資是否受地方政府干預(yù)的影響，以及造成的經(jīng)濟(jì)后果.運用多元回歸及對比分析方法，得出結(jié)論如下：地方政府干預(yù)對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造企業(yè)的固定資產(chǎn)投資具有正向影響效應(yīng).從地區(qū)的比較來看，地方政府干預(yù)較強(qiáng)的中西部地區(qū)，對傳統(tǒng)制造企業(yè)的固定資產(chǎn)投資的正向影響效應(yīng)更大，且投資無效率.

政府干預(yù)；傳統(tǒng)制造業(yè)；地區(qū)差異；固定資產(chǎn)投資

0　引言

2009年的“四萬億投資計劃”如同一支強(qiáng)心劑，基本實現(xiàn)了“保8”的最初目標(biāo)，卻也詬病連連.傳統(tǒng)制造業(yè)借此機(jī)遇投資擴(kuò)產(chǎn)、重復(fù)建設(shè)，造成大量的資源浪費，加劇了產(chǎn)能過剩的程度，惡化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡的狀況.2011年以來，中央政府先后頒發(fā)了《工業(yè)轉(zhuǎn)型升級規(guī)劃（2011—2015）》《化解產(chǎn)能嚴(yán)重過剩矛盾的指導(dǎo)意見》《大氣污染防治行動計劃》等一系列文件，再度將“抑制產(chǎn)能過剩、提倡轉(zhuǎn)型升級”作為今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指揮棒.

地方政府為了自身政績和更好的晉升仕途，有動機(jī)對GDP貢獻(xiàn)較大的行業(yè)內(nèi)企業(yè)進(jìn)行干預(yù).傳統(tǒng)制造業(yè)作為典型的資本密集型行業(yè)，其固定資產(chǎn)的投資價值容易評估、用途容易判斷，對GDP的增長具有直接的推動作用，容易突顯地方政府的政績；因此，地方政府有可能通過干預(yù)傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)的投資實現(xiàn)自身的最大利益.

本文以“后四萬億時期”轉(zhuǎn)型升級的3年為經(jīng)濟(jì)背景，以產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)為樣本，結(jié)合東西部地區(qū)市場化程度，研究2個問題：一是研究地方政府是否干預(yù)傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資；二是研究地方政府干預(yù)帶來怎樣的經(jīng)濟(jì)后果.雖然我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了“新常態(tài)”時期，但一些中西部地方政府對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的重要性與緊迫性認(rèn)識還不夠深刻，仍在期盼中央政府繼續(xù)實施“強(qiáng)刺激”政策，本文的結(jié)論可以為這種觀念提供一定程度的證據(jù)與后果警示.

1　理論分析與研究假設(shè)

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就，經(jīng)濟(jì)增長速度年均高達(dá)9.9％.然而，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展走的是資源型增長路線，這種增長方式在資源環(huán)境的倒逼機(jī)制下無法維持可持續(xù)發(fā)展.2008年金融危機(jī)導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)遭受嚴(yán)重沖擊，經(jīng)濟(jì)下行壓力大.為了挽救經(jīng)濟(jì)時局，保障社會穩(wěn)定，中央政府研究部署解決企業(yè)困境、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策措施，主要包括實行積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，推行“四萬億元財政刺激投資計劃”.受這些政策的影響，地方政府鼓勵轄屬地區(qū)內(nèi)鋼鐵、水泥等產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)進(jìn)一步擴(kuò)大投資、擴(kuò)張產(chǎn)能.2009年～2010年傳統(tǒng)制造業(yè)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面作用明顯，社會經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步發(fā)展，卻也導(dǎo)致了產(chǎn)能過剩惡化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡加劇.經(jīng)濟(jì)刺激政策對被支持企業(yè)過度投資增加的影響顯著高于未被支持行業(yè)內(nèi)的企業(yè)，導(dǎo)致被支持企業(yè)的投資效率下降［1］.

中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的最明顯表現(xiàn)就是“政府干預(yù)”.在過去30年的改革進(jìn)程中，中國財政分權(quán)體制所引發(fā)的地方政府競爭主要是圍繞著中央制定的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的競爭.這種競爭與西方聯(lián)邦制國家的“政績競爭”不同，是一種典型的錦標(biāo)式競爭［2］.中央政府利用分稅制改革政策，在不減少地方財政支出的情況下將財權(quán)上收，加重了地方政府的財政困難，地方政府可運用的政策工具非常有限，干預(yù)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)活動便成為地方政府的一個現(xiàn)實選擇.王文甫等［3］研究發(fā)現(xiàn)，地方政府為了追求GDP最大化，加強(qiáng)干預(yù)大型重點企業(yè)，導(dǎo)致其過度投資、產(chǎn)能過剩.還有研究表明，GDP增長率越低、地方財政赤字規(guī)模越大的地區(qū)，政府干預(yù)越強(qiáng)，所在區(qū)域內(nèi)企業(yè)過度投資現(xiàn)象越嚴(yán)重［4］.

固定資產(chǎn)投資對GDP增長具有直接的推動作用，其可視性強(qiáng)、用途易判斷、價值易評估，在彰顯政府公共服務(wù)等政績方面效用顯著.資產(chǎn)購置和工程建設(shè)等新增投資當(dāng)期即可被納入GDP增量當(dāng)中，有助于驅(qū)動當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長.已有研究發(fā)現(xiàn)地方政府有動機(jī)地干預(yù)國企增加固定資產(chǎn)、股權(quán)并購和壟斷資產(chǎn)投資，削減技術(shù)資產(chǎn)投資［5］.

2011年至今，中央政府采取行政手段強(qiáng)制性進(jìn)行產(chǎn)能壓縮，同時出臺一系列配套措施積極進(jìn)行經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和督促產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級［6］.同時，嚴(yán)峻的市場競爭環(huán)境也對傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)一味擴(kuò)大規(guī)模、以量取勝的經(jīng)營模式提出了質(zhì)疑，企業(yè)產(chǎn)品的同質(zhì)性和單一性導(dǎo)致庫存積壓、供過于求、利潤降低.來自市場和政策的雙重壓力共同作用倒逼傳統(tǒng)制造業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級［7－9］.我國東部地區(qū)的傳統(tǒng)制造業(yè)還要承受更大的來自空氣污染、環(huán)境保護(hù)等方面的壓力，東部地區(qū)傳統(tǒng)制造業(yè)對GDP貢獻(xiàn)率相對較低，地方政府對其投資進(jìn)行干預(yù)的動機(jī)和條件都相對較弱［10－11］；因此，東部地區(qū)產(chǎn)能過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)能夠有更多的自主權(quán)從市場競爭的角度出發(fā)，加快轉(zhuǎn)型升級步伐，減少重復(fù)性建設(shè)，進(jìn)而使得企業(yè)投資更加有效率.我國中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步較晚，市場化程度較低，傳統(tǒng)制造業(yè)為中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定做出了重要貢獻(xiàn).雖然中央政府強(qiáng)調(diào)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，但中西部地方政府受產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、資源、就業(yè)等條件約束，仍對傳統(tǒng)工業(yè)生產(chǎn)總值等指標(biāo)相當(dāng)重視；因此，中西部地區(qū)傳統(tǒng)制造企業(yè)可能會迎合地方政府的需求，繼續(xù)加大固定資產(chǎn)投資力度，而輕視投資效率.

基于以上分析，提出假設(shè)：

假設(shè)：地方政府干預(yù)對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資具有正向影響效應(yīng)，分地區(qū)情況：

子假設(shè)1：東部地區(qū)地方政府干預(yù)較弱，對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資沒有影響；

子假設(shè)2：中西部地區(qū)地方政府干預(yù)較強(qiáng)，對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資的正向影響效應(yīng)更大.

2　研究設(shè)計

2.1樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

研究時間范圍限定在2011年～2013年，綜合傳統(tǒng)制造業(yè)所包含的行業(yè)、“四萬億經(jīng)濟(jì)刺激計劃”受益行業(yè)、中央政府明確指出的產(chǎn)能嚴(yán)重過剩行業(yè)3個限定范圍，依據(jù)證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂），篩選出以下4個行業(yè)的A股上市公司作為研究的樣本：C30非金屬礦物制品業(yè)，C31黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，C32有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，C33金屬制品業(yè).這4個行業(yè)共有210家上市公司，為了數(shù)據(jù)的連續(xù)性與可靠性，剔除了2009年12月31日以后上市的公司，并且剔除了當(dāng)年交易狀態(tài)為“ST”、“＊ST”的上市公司后剩余400個數(shù)據(jù)樣本.由于部分城市工業(yè)增加值數(shù)據(jù)缺失，而這一數(shù)據(jù)對本文的研究結(jié)論至關(guān)重要；因此，剔除這類樣本后最終剩余353個數(shù)據(jù)樣本，其中中西部地區(qū)為222個，東部地區(qū)為131個.

各城市工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計公報；上市公司的交易狀態(tài)來源于色諾芬數(shù)據(jù)庫；前十大股東持股比例、公司年末股價、流通股股數(shù)等來源于恒生聚源數(shù)據(jù)庫；其余變量的財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫.另外對353個數(shù)據(jù)樣本采取winsorize縮尾處理，將1％以下和99％以上的數(shù)值分別替換為1％和99％的取值.

2.2變量定義與研究模型

2.2.1政府干預(yù)行為的衡量

從政府干預(yù)企業(yè)固定資產(chǎn)的動機(jī)角度衡量政府干預(yù)程度：中央對地方政府的政績考核指標(biāo)中最關(guān)鍵的一個就是當(dāng)?shù)啬甓菺DP［12－14］，工業(yè)增加值是GDP的重要組成部分.傳統(tǒng)制造業(yè)的工業(yè)增加值占比較大，地方政府自然更加有動機(jī)干預(yù)其進(jìn)行固定資產(chǎn)投資.與工業(yè)增加值相對應(yīng)的企業(yè)的產(chǎn)出是經(jīng)營增值額（年度折舊、繳納稅費、支付工資和營業(yè)利潤之和）；因此，以某制造企業(yè)的經(jīng)營增值額占當(dāng)?shù)毓I(yè)增加值的比重，作為地方政府對該企業(yè)干預(yù)程度的替代變量。

2.2.2回歸模型

為檢驗地方政府干預(yù)與企業(yè)固定資產(chǎn)投資的關(guān)系，構(gòu)建模型如下：

模型中，因變量INVEST表示傳統(tǒng)制造業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模，計算方法為：現(xiàn)金流量表中購建固定資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金減去處置固定資產(chǎn)收回的現(xiàn)金后除以期初總資產(chǎn).GOV表示滯后一期的地方政府干預(yù)程度，計算方法為：企業(yè)經(jīng)營增值額除以當(dāng)?shù)毓I(yè)增加值.本文關(guān)注的是系數(shù)β1，如果β1顯著為正，則說明地方政府干預(yù)越強(qiáng)烈，致使企業(yè)固定資產(chǎn)投資支出越多.各變量的具體定義和計算見表1.

表1　各變量的定義與計算公式Tab.1 Definition and calculation formula of each variable

3　實證結(jié)果與分析

按照規(guī)范的流程進(jìn)行實證數(shù)據(jù)分析，包括描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析、單變量檢驗與多元回歸檢驗，并對結(jié)果予以討論.

3.1描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，投資INVEST的極大值和極小值之間相差較大，均值為0.074 2；地方政府干預(yù)程度GOV的極大值和極小值之間相差也較大，均值為0.030 2.

表2　主要變量的描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of the main variables

3.2主要變量的相關(guān)性分析

表3表明：傳統(tǒng)制造企業(yè)固定資產(chǎn)投資與地方政府干預(yù)在Spearman檢驗中的相關(guān)系數(shù)為正，且在5％水平顯著；在Pearson檢驗中的相關(guān)系數(shù)為正，但不顯著.該結(jié)果初步驗證了全部樣本中，固定資產(chǎn)投資與地方政府干預(yù)顯著正相關(guān).

表3　主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果Tab.3 Correlation analysis of the main variables

3.3單變量檢驗

表4的左半部分是東西部地區(qū)地方政府干預(yù)程度的均值單變量檢驗，該結(jié)果顯示我國中西部地區(qū)地方政府對傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)的干預(yù)程度（0.041）遠(yuǎn)大于東部地區(qū)（0.013），且在1％水平顯著.表4的右半部分是東西部地區(qū)傳統(tǒng)制造企業(yè)固定資產(chǎn)投資額的均值單變量檢驗結(jié)果，數(shù)據(jù)顯示我國中西部地區(qū)（0.080）大于東部地區(qū)傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)的投資額均值（0.065），且這一結(jié)果在5％水平顯著，說明我國中西部地區(qū)傳統(tǒng)制造業(yè)的投資擴(kuò)張規(guī)模大于東部地區(qū).

表4　東西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資和地方政府干預(yù)的單變量檢驗Tab.4 Univariate test for fixed asset s investment and local government intervention of western and eastern regions

3.4地方政府干預(yù)與固定資產(chǎn)投資的回歸檢驗

從表5可以看出，在全部樣本中，GOV的回歸系數(shù)為正，且在10％水平顯著，假設(shè)得到支持.東部地區(qū)樣本中GOV的回歸系數(shù)為－0.202，P值為0.434，符合不顯著的預(yù)期，驗證了子假設(shè)1.中西部地區(qū)樣本回歸結(jié)果中，GOV的系數(shù)值為0.165，P值為0.039，符合顯著為正且顯著性大于全部樣本的預(yù)期，驗證了子假設(shè)2.控制變量中，CF的系數(shù)在3組樣本中都顯著為正，驗證了以前文獻(xiàn)中的融資約束結(jié)論；西部地區(qū)樣本中前十大股東持股比例LPS的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)的股本越集中，投資額越少.

表5　回歸檢驗結(jié)果Tab.5 Results of regression test

4　經(jīng)濟(jì)后果分析

地方政府干預(yù)導(dǎo)致中西部傳統(tǒng)制造業(yè)進(jìn)行了較多的固定資產(chǎn)投資，其效率如何是值得關(guān)注的重要經(jīng)濟(jì)后果.本文借鑒黎文靖等［15］關(guān)于投資效率的研究，將投資支出與投資機(jī)會（托賓TQ值）的敏感度作為考察投資效率的指標(biāo)，進(jìn)一步考察傳統(tǒng)制造業(yè)的固定資產(chǎn)投資效率.當(dāng)企業(yè)的投資支出決策是基于投資機(jī)會而做出時，說明兩者之間具有敏感度，即投資有效率；反之則說明沒有敏感度.托賓TQ值計算公式為：（期末流通股數(shù)×期末股價＋期末非流通股數(shù)×每股凈資產(chǎn)＋期末負(fù)債總額）÷期末總資產(chǎn).檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

INVESTit=α0+β1TQi（t-1）+β2SIZEi（t-1）+β3GROWTHi（t-1）+β4LEVi（t-1）+β5CFi（t-1）+β6ROAi（t-1）+β7LPSi（t-1）+εit（2）

從表6可知，全部樣本TQ的系數(shù)值為0.005，P值為0.447，投資支出與投資機(jī)會之間不具備敏感度；東部樣本TQ的系數(shù)值為0.012，P值為0.094，投資支出與投資機(jī)會之間具備敏感度；中西部樣本TQ的系數(shù)值為0.002，P值為0.817，投資支出與投資機(jī)會之間不具備敏感度.結(jié)果表明：在地方政府的干預(yù)下，中西部地區(qū)傳統(tǒng)制造業(yè)投資支出是無效率的，而東部地區(qū)傳統(tǒng)制造業(yè)進(jìn)行投資決策時自主性較高，能夠基于市場化規(guī)律做出有效率的投資決策.

表6　投資效率回歸結(jié)果Tab.6 Regression results of investment efficiency

5　結(jié)論

為了考察地方政府對傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資的影響及經(jīng)濟(jì)后果，選取2011年～2013年間產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的4個傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)樣本進(jìn)行研究.研究發(fā)現(xiàn)，地方政府干預(yù)對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資具有正向影響效應(yīng)，分地區(qū)情況為：東部地區(qū)地方政府干預(yù)較弱，對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資沒有影響；中西部地區(qū)地方政府干預(yù)較強(qiáng)，對產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資的正向影響效應(yīng)更大.地方政府干預(yù)導(dǎo)致產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資無效率，分地區(qū)情況為：東部地區(qū)地方政府干預(yù)較弱，產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資有效率；中西部地區(qū)地方政府干預(yù)較強(qiáng)，產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)投資無效率.

新一屆政府已經(jīng)充分認(rèn)識到宏觀經(jīng)濟(jì)政策和地方政府干預(yù)是企業(yè)投資行為非常重要的外部影響因素，并采取了一定的措施減少這些因素的影響程度.雖然中央政府已經(jīng)開始轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向的考評機(jī)制，但是還沒有制定和出臺更加符合我國國情的地方政府官員政績考核標(biāo)準(zhǔn).在新標(biāo)準(zhǔn)的制定上，中央政府還需要權(quán)衡社會經(jīng)濟(jì)各方面的利益，還有很長的路要走.

［1］韋達(dá).經(jīng)濟(jì)刺激政策與企業(yè)過度投資［D］.北京：北京大學(xué)，2013.

［2］夏力，楊德才.“扶持之手”還是“掠奪之手”：政府干預(yù)與企業(yè)政治關(guān)聯(lián)文獻(xiàn)綜述［J］.學(xué)海，2012（3）：69－74.

［3］王文甫，明娟，岳超云.企業(yè)規(guī)模、地方政府干預(yù)與產(chǎn)能過剩［J］.管理世界，2014（10）：17－36，46.

［4］向楊，徐良果，王勇軍.公共治理目標(biāo)、政府干預(yù)與企業(yè)過度投資［J］.財會通訊：綜合（下），2013（11）：69－75.

［5］郝穎，辛清泉，劉星.地區(qū)差異、企業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（3）：101－114.

［6］何記東.我國鋼鐵產(chǎn)業(yè)并購政策的偏差研究［D］.南昌：江西財經(jīng)大學(xué)，2013.

［7］張超，劉星，田夢可.貨幣政策傳導(dǎo)渠道、宏觀經(jīng)濟(jì)增長與企業(yè)投資效率［J］.當(dāng)代財經(jīng)，2015（8）：108－119.

［8］盧志平，董姍姍.一類考慮政府補(bǔ)貼的廢舊汽車混合回收定價博弈協(xié)調(diào)研究［J］.廣西科技大學(xué)學(xué)報，2015，26（2）：99－105.

［9］馮桂平.政府干預(yù)對企業(yè)經(jīng)營行為影響的研究述評［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2013（3）：65－69.

［10］魏利軍.中國貨幣供給與財政支出對經(jīng)濟(jì)增長及物價的影響［D］.天津：天津財經(jīng)大學(xué)，2013.

［11］楊毅，蘇庚云.利率市場化背景下我國商業(yè)銀行利率風(fēng)險實證研究［J］.廣西科技大學(xué)學(xué)報，2015，26（3）：106－114.

［12］唐雪松，周曉蘇，馬如靜.政府干預(yù)、GDP增長與地方國企過度投資［J］.金融研究，2010（9）：99－112.

［13］章衛(wèi)東，成志策，周冬華，等.上市公司過度投資、多元化經(jīng)營與地方政府干預(yù)［J］.經(jīng)濟(jì)評論，2014（3）：139－152.

［14］章衛(wèi)東，趙琪.地方政府干預(yù)下國有企業(yè)過度投資問題研究—基于地方政府公共治理目標(biāo)視角［J］.中國軟科學(xué)，2014（6）：182－192.

［15］黎文靖，李耀淘.產(chǎn)業(yè)政策激勵了公司投資嗎［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（5）：122－134.

（學(xué)科編輯：張玉鳳）

The influence of government intervention on traditional manufacturing industry investment in fixed assets

YE Zhi-feng1,LI Jing1,NA Chao-hong2
（1.School of Finance and Economics,Guangxi University of Science and Technology,Liuzhou 545006,China; 2.MBA School,Yunnan University of Finance and Economics,Kunming650221,China）

Choosing the traditional manufacturing listed companies with serious surplus capacity in 2011-2013 as research sample,this paper studies the influence of the local government intervention on their investment in fixed assets and the economic consequences.The multiple regression and correlation analysis show that government intervention has a positive effect on the investment in fixed assets for the traditional manufacturing industry with serious surplus capacity.As the government intervention is stronger in mid western regions,the positive effect is stronger and the investment is inefficient.

government intervention;traditional manufacturing industry;regional difference;investment in fixed assets

F224

A

2095-7335（2016）03-0110-06

10.16375/j.cnki.cn45-1395/t.2016.03.019

2015-12-10

國家自然科學(xué)基金項目（71462004）；廣西高?？蒲兄攸c項目（ZD201078）；廣西工學(xué)院博士基金項目（03081511）資助.

葉志鋒，博士，教授，研究方向：財務(wù)信息與投融資行為，E-mail：552005830＠qq.com.