苑德宇，韓俊霞

(1.中國社會科學院 財政與貿(mào)易經(jīng)濟研究所，北京100836;2.天津財經(jīng)學校，天津300131)

公共資本、省際溢出與技術進步
——基于面板協(xié)整的經(jīng)驗分析

苑德宇1，韓俊霞2

(1.中國社會科學院 財政與貿(mào)易經(jīng)濟研究所，北京100836;2.天津財經(jīng)學校，天津300131)

本文基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論構建了反映公共資本與技術進步之間關系的實證框架;在此基礎上，利用我國29個省1988-2007年相關面板數(shù)據(jù)對公共資本、省際溢出與全要素生產(chǎn)率間的長期關系進行了協(xié)整檢驗。實證結果表明，在長期中，“硬”公共投資比“軟”公共投資具有更大的技術進步效應;無論是“硬”公共投資，還是“軟”公共投資，各項構成的技術進步效應均表現(xiàn)出一定的差異;“硬”公共資本和“軟”公共資本對技術進步的跨區(qū)溢出呈現(xiàn)不同態(tài)勢。

公共投資;技術進步;面板協(xié)整檢驗

2008年下半年，我國為應對美國“金融海嘯”沖擊，中央政府出臺了以穩(wěn)定經(jīng)濟增長為主要目標的4萬億元的財政支出計劃。隨著“計劃”的逐步實施，到2009年底，已撬動全國各省市自治區(qū)政府支出項目總額超過10萬億元，其中大部分用于公共投資方向上。不可否認，我國此次大規(guī)模的公共投資在拉動國內(nèi)需求、維穩(wěn)經(jīng)濟方面已初顯重要作用。然而，上述僅可看作公共投資的短期效應，更值得注意的是，公共投資最終形成的公共資本(公共基礎設施)，在長期中，會成為左右經(jīng)濟高質(zhì)量增長的重要因素，因為公共資本增加可能會帶動技術進步。由此，在當前經(jīng)濟背景下，厘清公共資本與技術進步間的關系，對于政府制定具有長遠意義的公共投資政策有重要參考價值。

一、相關文獻回顧

大部分學者認為，公共資本與技術進步正相關。Aschauer(1989)［1］構建了包涵公共資本總量的生產(chǎn)函數(shù)，并以此為框架，利用美國1949-1985年的數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)公共資本具有顯著的生產(chǎn)性，并認為美國1971-1985年間全要素生產(chǎn)率(TFP)下降的主要原因是公共資本增速減慢。隨后，Munnell(1990a，1990b)［2-3］也作了相關實證研究，得到與 Aschauer(1989)［1］相似的結論。Morrison 和 Schwartz(1996)［4］利用美國制造業(yè)數(shù)據(jù)分析了公共投資對制造部門生產(chǎn)率的影響，結果發(fā)現(xiàn)公共資本具有顯著生產(chǎn)性，但回報率并不高。Fernald(1999)［5］直接利用美國 50-60 年代州級高速公路數(shù)據(jù)考察了道路與生產(chǎn)率之間的關系，發(fā)現(xiàn)道路基礎設施具有生產(chǎn)性，但對道路投資的回報率并不能高于私人投資，且對生產(chǎn)率增長的影響僅為一次性的。Demetriades和Mamuneas(2000)［6］利用12個OECD國家面板數(shù)據(jù)進行分析，認為在短期內(nèi)公共資本增加對產(chǎn)出或經(jīng)濟增長的影響有限，而在長期內(nèi)卻有較高的回報率。Salinas-Jimenez(2004)［7］基于 Malmquist指數(shù)方法利用西班牙的數(shù)據(jù)分解出地區(qū)TFP，在控制了地區(qū)間公共投資溢出效應后分析發(fā)現(xiàn)公共資本增加推動了技術進步。Mamatzakis(2007)［8］基于利潤函數(shù)構建度量公共資本回報率的框架并對TFP進行分解，利用墨西哥工業(yè)部門的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，公共資本增加可以帶來生產(chǎn)率的提高，但會產(chǎn)生遞減的利潤回報。

也有學者得到了相異的實證結論。在Hulten和 Schwab(1991)［9］、Holtz-Eakin(1994)［10］等研究中發(fā)現(xiàn)公共資本變動雖然會對技術進步或經(jīng)濟增長有正向影響，但其作用大小卻是微乎其微的。Evan和Karras(1994)［11］通過對美國48個州1970-1986年的面板數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)除教育類公共資本以外，其他類型公共資本的增加對私人部門生產(chǎn)率提高并無顯著作用。

由此可見，學者們已經(jīng)對公共資本與技術進步間的實證關系進行了大量研究，并得到諸多重要結論。然而，就現(xiàn)有文獻來看，仍存在如下缺失：第一，無論國內(nèi)還是國外，仍未有以我國現(xiàn)實數(shù)據(jù)為基礎研究公共資本變動對技術進步影響的文獻;第二，現(xiàn)代經(jīng)濟理論越來越多地認為TFP主要來源于由教育、科研等投入所形成的人力資本和R＆D資本，但沿著此條線路實證研究教育、科研等類型的公共資本與TFP關系的文獻較少;第三，大部分文獻并未考慮到公共資本與技術進步之間可能存在內(nèi)生性，而選擇較為簡單OLS回歸方法，從而降低了研究結論的可信度。

本文試圖利用我國29個省(自治區(qū)和直轄市)1988-2007年面板數(shù)據(jù)對公共資本與全要素生產(chǎn)率(TFP)之間的實證關系進行考察，并計量出長期中公共投資在推動技術進步中作用大小，以期為我國政府提供政策支持。

二、理論框架及模型建立

本文采用生產(chǎn)函數(shù)法。假定我國各省按標準Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)進行生產(chǎn)，且該函數(shù)滿足“?？怂怪行浴?Hicks-neural)，即：

其中，i=1，2，…，N表示不同的省，t=1，2，…，T表示不同的時期;Y為產(chǎn)出，K和L分別為物質(zhì)資本存量及勞動投入;TFP為全要素生產(chǎn)率，用于表示技術水平。

假設技術水平由社會性公共資本和經(jīng)濟性公共資本共同決定①社會性公共資本主要包括教育科研、文化體育、衛(wèi)生環(huán)境保護、社會福利等部門的基礎設施資本;經(jīng)濟性公共資本主要包括交通運輸、郵電通信、能源供應、水利等部門的基礎設施資本。，其中，社會性公共資本(“軟”公共資本)可以通過形成人力資本或R＆D資本而促進技術進步(Grossman 和 Helpman，1991)［12］，而經(jīng)濟性公共資本(“硬”公共資本)一方面可增加私人部門獲得資源的便利性，同時還能提高現(xiàn)有資源的使用效率(Munnell，1996)［13］。考慮到眾多研究認為一地區(qū)對外部技術的引進和模仿也對本地區(qū)技術進步起到重要作用，有：

其中，HINF為“硬”公共資本存量，SINF為“軟”公共資本存量，TRDP為外貿(mào)依存度，用以衡量對國外技術的引進和模仿程度;A表示除以上三要素以外能夠引起技術變動的其他因素，為不可觀測部分。假定A在形式上可以用地區(qū)及時間的固定效應來表示，即。

其中，各小寫變量分別對應(2)式中變量的自然對數(shù)形式;ai和at分別表示地區(qū)和時間異質(zhì)項;εit為隨機誤差項。(3)式作為本文的實證分析基準框架，在系數(shù)設定方面，允許地區(qū)間具有差異性。

再者，考慮到某地區(qū)生產(chǎn)率可能會受到其他地區(qū)“軟”公共資本和“硬”公共資本變動的影響，于是我們在(2)式中加入變量NHINF和NSINF用于俘獲“硬”公共資本和“軟”公共資本的跨區(qū)溢出效應。此時，(2)式就變?yōu)椋?/p>

根據(jù)(4)式重寫(3)式，得到帶有空間溢出項的實證模型擴展形式：

三、數(shù)據(jù)來源、變量說明及實證步驟

(一)數(shù)據(jù)來源及變量說明

其中，產(chǎn)出用各省的GDP表示，并按1988年可比的價格換算，勞動力投入量用全社會年中的從業(yè)人員數(shù)(年初和年底從業(yè)人數(shù)的平均值)來表示，其原始數(shù)據(jù)均來源于相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

由于我國省級物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)尚無現(xiàn)成來源，在此我們利用張軍、吳桂英等(2004)［15］給出的方法進行測算。其計算公式為：Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中 Kit和 Kit-1分別對應地區(qū) i在第 t年和第t-1年的物質(zhì)資本存量，Iit為地區(qū)i在第t年的固定資產(chǎn)投資額，δ為折舊率①此方法為Goldsmith(1951)開創(chuàng)的永續(xù)盤存法。。除了對折舊率的選取我們沿用眾多學者所采用的5%②Perkins(1998)、胡永泰(1998)、王小魯(2000)、Wang和Yao(2001)、呂冰洋(2007)等。外，其他估算過程及數(shù)據(jù)處理均參照張軍、吳桂英等(2004)［15］的方法不變。測算得到的物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)均利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)折算成1988年不變的價格水平。

對于資本及勞動產(chǎn)出彈性，我們選用呂冰洋(2007)［16］基于我國省級面板數(shù)據(jù)估計給出的全國值，即 α =0.59，β =0.41。

公共資本作為技術進步的載體，通常有兩種度量方式：一是用貨幣形式度量(Fernald，1999)［5］，即利用公共投資形成額數(shù)據(jù)和永續(xù)盤存法(Goldsmith，1951)［17］測算公共資本存量的大小;二是用實物形式度量(Pedroni，2004)［18］。本文分析將使用前種度量方式所得的數(shù)據(jù)。

依照前文公共資本歸類法，分別測算出我國省級“硬”公共資本存量(HINF)和“軟”公共資本存量(SINF)。由于原始數(shù)據(jù)的可得性以及數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不一致等，在測算“硬”公共資本存量時，我們選用了煤氣水電的生產(chǎn)與供應及交通運輸郵電通訊兩項固定資產(chǎn)投資形成額數(shù)據(jù);在測算“軟”公共資本存量時，我們選用了教育科研③1988-2002年省級教育固定資產(chǎn)投資是與文化藝術、廣播電影電視等行業(yè)的投資數(shù)據(jù)是合并統(tǒng)計的，因此該時間段內(nèi)的教育投資數(shù)據(jù)是經(jīng)調(diào)整獲得的，其調(diào)整系數(shù)為全國教育固定資產(chǎn)投資占教育文化藝術廣播電影電視總投資的比例。和衛(wèi)生社會福利兩項固定資產(chǎn)形成額數(shù)據(jù)④數(shù)據(jù)收集按照《中國統(tǒng)計年鑒》中關于全社會固定資產(chǎn)形成額按行業(yè)劃分的方法。。鑒于公共資本與一般的物質(zhì)資本相類似，所選用的測算方法仍為永續(xù)盤存法⑤參照吳穎、蒲勇健(2008)［22］基于永續(xù)盤存法給出的有關測算我國省際公共資本的方法。在本文中，基期選定為1988年，折舊率設定為5%。;此外，我們還利用永續(xù)盤存法分別測算了煤氣水電生產(chǎn)與供應類(CGWE)、交通運輸郵電通信類(TRPC)、教育科研類(ECAB)及衛(wèi)生社會福利類(SPSW)公共資本存量的數(shù)據(jù)。測算所選取原始數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間亦為1988-2007年，測算值均以1988年不變價格表示;各省的公共投資形成額數(shù)據(jù)⑥2004年以前全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)由基本建設和更新改造兩部分投資額加總獲得。及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒(1950-1995)》。

外貿(mào)依存度(TRDP)作為對外貿(mào)易開放程度的代理變量，在促進技術進步方面通常表現(xiàn)為兩方面的作用：其一，外貿(mào)依存度越高，通過對國際市場中的技術外溢進行學習模仿和創(chuàng)新，有利于提高人力資本的平均積累水平(Findlay，1978;賴明勇、包群等，2005)［19-20］;其二，貿(mào)易開放程度增大，有利于人才要素流動，使資源達到一個相對較優(yōu)的配置，從而有利于提升整個社會的全要素生產(chǎn)率(包群、許和連等，2003)［21］。在本文中，我們用貿(mào)易依存度來控制國外技術溢出對我國各省技術進步的影響，具體用省級進出口貿(mào)易總額與其GDP之比乘以100來描述。各省進出口貿(mào)易總額及GDP數(shù)據(jù)均來源于《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。

(二)實證步驟

本文采用了較長時間跨度的數(shù)據(jù)，在對實證模型回歸前，有必要對各變量的平穩(wěn)性進行判斷。這是因為，當各變量序列處于非平穩(wěn)或非協(xié)整時，利用普通最小二乘法(OLS)的面板數(shù)據(jù)模型進行回歸時將得不到不一致性的結果，且系數(shù)t統(tǒng)計量推 斷 也 將 是 錯 誤 的 (Entorf，1997;Kao，1999)［23-24］，即存在面板數(shù)據(jù)“偽回歸”問題。由此，首先要利用面板單位根檢驗方法對所用變量的平穩(wěn)性進行檢驗。在此基礎上，如果變量是平穩(wěn)的，則可利用傳統(tǒng)的固定效應或隨機效應模型進行回歸分析;當變量不平穩(wěn)且單整階數(shù)相同時，則可進行面板協(xié)整檢驗，以確定各變量間是否存在穩(wěn)定的均衡關系。最后，對面板協(xié)整方程進行估計，以確定協(xié)整向量。

四、面板單位根檢驗及結果

在本文中，我們將使用3類常見的面板單位根檢驗方法，即 LLC 檢驗(Levin 等，2002)［25］、IPS 檢驗(Im 等，2003)［26］及組合 p 值檢驗(Maddala和Wu，1997;Choi，2001)［27-28］對面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性進行判斷。

LLC檢驗是一種同質(zhì)面板單位根檢驗方法，原假設H0：所有縱剖面時間序列均為單位根過程，備選假設：所有序列均是平穩(wěn)的;其檢驗統(tǒng)計量是基于各縱剖面時間序列的ADF檢驗所得到的t統(tǒng)計量，在原假設下近似服從標準正態(tài)分布。IPS檢驗和組合p值檢驗是基于異質(zhì)面板假設的單位根檢驗方法。其中，IPS檢驗放松了LLC檢驗的備選假設條件，允許一些縱剖面時間序列在備選假設下存在單位根，從而給出了更為符合實際的檢驗方法，其檢驗統(tǒng)計量WIPS在T，N→—seq∞時，滿足N(0，1)過程，且在有限樣本下，其檢驗功效(power)明顯高于LL檢驗(Im等，2003)［26］。組合 p值檢驗針對IPS檢驗僅適用于平衡面板數(shù)據(jù)(balanced panel data)的局限，將面板單位根檢驗方法擴展到非平衡面板數(shù)據(jù)的情況，允許各縱剖面時間序列可以具有不同觀測期長度T和不相等的滯后階數(shù)，并給出了精確檢驗(exact tests)的方法;組合p值檢驗利用了各縱剖面時間序列單位根檢驗的顯著性水平pi的對數(shù)之和構建檢驗統(tǒng)計量(白仲林，2008)［29］，主要有 PP-Fisher 統(tǒng)計量和 ADFFisher統(tǒng)計量;在原假設下，當N有限，Ti→∞ ，第i個縱剖面時間序列的單位根檢驗統(tǒng)計量GiTi依概率弱收斂于隨機變量Gi時，它們均漸近服從自由度為 2N 的卡方分布(Baltagi，2005)［30］;通過蒙特卡洛模擬發(fā)現(xiàn)組合p值面板單位根檢驗的小樣本性質(zhì)優(yōu)于 IPS檢驗和 LL檢驗(Maddala和 Wu，1997;Choi，2001)［27-28］?；谏鲜龇椒?，各變量單位根檢驗的結果如表1所示。

由表1(ⅰ)-(ⅳ)列可以看到，各水平變量單位根檢驗結果在通常的顯著性水平(1%、5%或10%)下均滿足：4個檢驗統(tǒng)計量中至少有2個不能拒絕“縱剖面時間序列為單位根過程”的原假設①Bronzini等(2009)［31］在面板數(shù)據(jù)單位根中采用了“2/4判斷法”，即在利用PP-Fisher、IPS、ADF-Fisher和LLC四種方法所獲得的檢驗結果中，如果能滿足在顯著性水平1%、5%或10%下至少有兩個拒絕了原假設，則認為該縱剖面時間序列為平穩(wěn)。在本文中，我們采用與其相似的判斷法。，即認定原縱剖面時間序列為非平穩(wěn)。對各變量進行一次差分后，再利用相同的方法進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)各差分變量在通常的顯著性水平下均表現(xiàn)平穩(wěn)，即差分平穩(wěn)(difference-stationary)，具體結果見表1(ⅴ)-(ⅷ)列所示。因此，各縱剖面時間序列均為I(1)過程②各檢驗統(tǒng)計量并沒有一致地說明每個縱剖面時間序列均為差分平穩(wěn)過程，因此，本文認為各變量為I(1)過程是基于一定假設的，即預先設定的判斷方法。這種假設正確與否，在協(xié)整檢驗和ECM方程估計中可以得到一定程度的驗證(Kremers等，1992)。。

五、面板協(xié)整檢驗及協(xié)整方程估計

在得出各變量存在單位根結論后，我們需要采用適當?shù)姆椒▽ο嚓P變量之間的協(xié)整關系進行檢驗。本文所用到面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法為Pedroni(1999，2004)［32，18］協(xié)整檢驗。

(一)Pedroni協(xié)整檢驗介紹

表1 各變量的單位根檢驗結果

(二)面板協(xié)整估計方法

在時間序列研究中，當協(xié)整回歸的誤差過程存在自相關或回歸量之間出現(xiàn)內(nèi)生性問題時，利用OLS估計協(xié)整向量將是漸近有偏的(Phillips和Hansen，1990)［35］，采用完全修正 OLS 估計方法(FMOLS)卻能很有效地克服這些問題。基于此，Pedroni(2000)［37］將 FMOLS估計方法推廣應用于面板協(xié)整的估計上，并提供了兩種估計方法：一種是組內(nèi)(within-dimension)面板FMOLS估計;另一種則為組間(between-dimension)面板FMOLS估計。另外，Pedroni(2000)［37］通過研究對兩種估計方法作了比較，認為組間面板FMOLS估計比組內(nèi)面板FMOLS估計有更靈活的條件設定和更好的小樣本性質(zhì)①在小樣本下，組間面板FMOLS估計具有更低的失真性(distortion)，且允許設定異質(zhì)的協(xié)整向量。。本文采用組間面板FMOLS方法對面板協(xié)整方程進行估計，通過該方法獲得的面板協(xié)整系數(shù)為所有面板個體協(xié)整系數(shù)的平均值。

考慮下列面板協(xié)整關系：

(三)實證結果及分析

以前文面板單位根檢驗結論為基礎，我們利用 Pedroni(1999，2004)［32］［18］給出的方法分別對基準模型(3)式和擴展模型(5)式所涉及變量間的長期關系進行協(xié)整檢驗;對具有協(xié)整關系的，利用Pedroni(2000)［37］組間 FMOLS估計法估計相應協(xié)整方程，結果見表2和表3所示。

在表2中，(ⅰ)列給出了基準模型(3)式的面板協(xié)整檢驗結果和協(xié)整方程的估計結果。從協(xié)整檢驗結果來看，面板t非參數(shù)統(tǒng)計量、面板t參數(shù)統(tǒng)計量、群t非參數(shù)統(tǒng)計量和群t參數(shù)統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下拒絕了“不存在協(xié)整關系”的原假設，因此，我們有充分的證據(jù)證明全要素生產(chǎn)率與外貿(mào)依存度、“硬”公共資本、“軟”公共資本間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。由協(xié)整方程的估計結果可以看到：(1)外貿(mào)依存度每提高1%，僅使全要素生產(chǎn)率上升0.03%;(2)“硬”和“軟”公共資本的變動均顯著地影響了全要素生產(chǎn)率(“硬”公共資本的彈性系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著;“軟”公共資本的彈性系數(shù)在5%顯著性水平下顯著)，且方向為正;(3)相比與“軟”公共資本，“硬”公共資本變動在長期中對技術進步有更大的推動作用，即“硬”公共資本1%的變動可以引起全要素生產(chǎn)率變動0.39%;而對于“軟”公共資本，同樣的變動卻僅能使全要素生產(chǎn)率提高0.14%。

之所以“硬”公共資本的技術進步效應無論在大小還是顯著性上都高于“軟”公共資本，可能是由于公共投資結構不合理或?qū)Α坝病惫不A設施投資力度不足引起的。改革開放以來，特別是80年代中后期以來，我國政府逐漸加大公共投資力度，公共基礎設施整體水平得到較大幅度提高。然而，我國公共投資結構不合理和投資力度不足等問題一直存在，這可能導致公共投資效率呈現(xiàn)分化局面：一方面，公共基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展的“瓶頸”約束問題仍然存在，如一些城市經(jīng)常出現(xiàn)嚴重的交通擁擠、供電供水不足等;另一方面，部分公共基礎設施又顯得“過?！?，如有些學校招不到學生卻在不斷擴建校舍。顯然，前者效率高，而后者效率相對較低，這可能是兩者技術進步效應存在差異的重要原因。

表2 基準模型(3)式的協(xié)整檢驗及協(xié)整方程估計結果

沿著上文實證思路，我們繼續(xù)從結構上考察“軟”公共資本和“硬”公共資本分別與TFP的實證關系，具體方案是：保持變量sinf不變，用變量cgwe和trpc分別替換基準模型(3)式中變量hinf，或保持變量hinf不變，用變量ecab和spsw分別替換(3)式中變量sinf，逐一考察兩類公共資本各組成部分與全要素生產(chǎn)率間的實證關系。結果如表2(ⅱ)-(ⅴ)列所示。由協(xié)整檢驗結果可知，全要素生產(chǎn)率與兩類公共資本的組成、其他相關變量間仍然存在著長期穩(wěn)定關系。由協(xié)整方程估計結果知：第一，在“硬”公共資本中，cgwe變動對全要素生產(chǎn)率有顯著較大正向影響(協(xié)整系數(shù)為0.52)，而trpc的變動雖然對技術進步也有顯著推動作用，但相比于cgwe作用則較小，這與郭慶旺、賈俊雪(2006)［38］利用全國數(shù)據(jù)研究的結論是一致的。第二，在“軟”公共資本中，ecab與全要素生產(chǎn)率間協(xié)整系數(shù)雖然為正，但并不顯著;而spsw對全要素生產(chǎn)率的彈性系數(shù)顯著為正，且大于ecab所對應的系數(shù)。由此可見，在長期中，公共投資的技術進步效應確實存在著結構性差異。

在表3中為擴展模型(5)式的估計結果及協(xié)整檢驗結果，其中，第(ⅰ)、(ⅱ)列分別對應帶有“距離衰減”空間溢出項和“二元毗鄰”空間溢出項的模型實證結果。從協(xié)整檢驗結果可以看到，除群ρ統(tǒng)計量外，其他檢驗統(tǒng)計量均可在10%顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關系”原假設，因此，空間溢出項、全要素生產(chǎn)率及其他相關變量間存在著顯著的長期穩(wěn)定關系。從協(xié)整方程估計結果來看，各變量包括各空間溢出項均對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正影響。

然而，在比較不同公共資本空間溢出效應大小時發(fā)現(xiàn)，“軟”公共資本比“硬”公共資本顯現(xiàn)出相對更強的空間擴散能力，而“硬”公共資本的空間溢出作用則在相鄰地區(qū)之間表現(xiàn)得更強。在(ⅰ)列中，其他地區(qū)“軟”公共資本對本地區(qū)技術進步的溢出作用，在長期中，是本地區(qū)“軟”公共資本自身效應的2.6倍，相比之下，其他地區(qū)“硬”公共資本對本地區(qū)技術進步的溢出效應僅僅為本地區(qū)“硬”公共資本作用的0.21;相反，在(ⅱ)列中，“硬”公共資本在相鄰地區(qū)間發(fā)生的相對溢出效應(0.65)要比“軟”公共資本相對溢出效應(0.33)要大。從彈性系數(shù)絕對值大小來看，“軟”公共資本的“距離”溢出效應要比“硬”公共資本略大些，而“硬”公共資本“毗鄰”溢出又比“軟”公共資本大。

可以說，公共資本空間溢出效應的實證結果與通常的直觀理解是一致的。在文中，“硬”公共資本主要是指交通、通訊、煤氣水電生產(chǎn)與供應等行業(yè)的基礎設施資本，此類公共資本增加會給私人部門生產(chǎn)、交易等帶來更高便利，進而提高生產(chǎn)效率;然而，此類公共資本通常卻具有不可移動性，使得在對生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響時僅形成了以基礎設施為中心的“場”，而“場能”卻隨著與公共基礎設施的距離增加迅速衰減，如機場、公路、鐵路等均具有此特點，由此，“硬”公共資本在相鄰地區(qū)間的溢出效應會表現(xiàn)得更強或更顯著，用“二元毗鄰”空間權重矩陣即可以得到很好的捕獲。而“軟”公共資本多由教育、科研、衛(wèi)生等行業(yè)的基礎設施資本構成，它們對生產(chǎn)率的影響則主要通過形成人力資本、R＆D或技術等要素間接引起的，而人力資本、R＆D及技術等要素通常伴隨著勞動力及一些物質(zhì)資本的流動而溢出，進而影響周邊及較遠地區(qū)的私人部門生產(chǎn)率，因此，用與距離相關的權重矩陣去捕獲“軟”公共資本的空間溢出則更為合適。

表3 擴展模型(5)協(xié)整檢驗及協(xié)整方程估計結果

六、結論與啟示

本文基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論構建了反映公共資本與技術進步之間關系的實證框架;在此基礎上，利用我國29個省1988-2007年相關面板數(shù)據(jù)對公共資本、省際溢出與全要素生產(chǎn)率間的長期關系進行了協(xié)整檢驗。實證結果顯示，“硬”公共投資在長期中比“軟”公共投資有更大的技術進步效應。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在“硬”公共投資中，煤氣、水、電生產(chǎn)和供應業(yè)基礎設施資本的形成對技術進步的推動作用大于交通運輸、倉儲和郵電通信業(yè)基礎設施資本的相應效應;在“軟”公共投資中，教育、科研、文化和廣播電視業(yè)基礎設施資本的形成對技術進步影響并不顯著，而衛(wèi)生體育和社會福利業(yè)基礎設施資本的形成對技術進步則有顯著作用。

因此，在長期中，要使我國公共投資在維持經(jīng)濟增長方面成為有效著力點，需要重點從兩個方面把握：其一是要逐漸加大“硬”公共投資的力度，使公共資本與高速經(jīng)濟增長相適應;其二是調(diào)整“軟”公共投資結構，使公共資本更有效率地配置。

此外，在對比不同公共資本對技術進步的空間溢出效應時發(fā)現(xiàn)：“軟”公共資本比“硬”公共資本顯現(xiàn)出相對更強的空間擴散能力;而“硬”公共資本的空間溢出作用則在相鄰地區(qū)之間表現(xiàn)得更強。此項結論對于我們今后進行相關擴展研究具有重要指導意義。

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(本文責編：潤 澤)

Public Investment，Inter-provincial Spillovers and Technological Progress——Empirical Analysis Based on Panel Cointegration

YUAN De-yu1，HAN Jun-xia2
(1.Institute of Finance and Trade Economics，CASS，Beijing 100836，China;2.School of Finance and Economics，Tianjin 300131，China)

In this paper，we construct an empirical framework for exploring the relationship between public capital and technological progress based on endogenous growth theory.On this basis，we make cointegration test to long-term relationship among public capital，inter-provincial spillovers total factor productivity using panel data of 29 provinces from 1988 to 2007 in China.The empirical results show that the“hard”public investment has a greater effect of technological progress than the“soft”public investment in the long run;Whether it is“hard”public investment，or“soft”public investment，that technological progress effects of its composition have shown significant differences;The cross-regional spillovers to technological progress of“hard”public capital and“soft”public capital show different situation.

public investment;technological progress;panel cointegration test

F062.6

A

1002-9753(2011)02-0080-11

2010-06-29

2010-10-15

國家社科基金重大項目“擴大內(nèi)需的財稅政策研究”(09＆ZD031)。

苑德宇(1981-)，男，安徽宿州人，中國社會科學院財政與貿(mào)易經(jīng)濟研究所助理研究員、博士后，研究方向：財政理論與政策、區(qū)域經(jīng)濟理論。