陳時興

(浙江行政學院科學發(fā)展觀與浙江發(fā)展研究中心，浙江杭州310012)

一、引言

政府投資是國家宏觀經濟調控的必要手段，對調節(jié)社會投資結構、引導社會投資方向具有重要作用，同時也會影響民間投資的發(fā)展。但政府投資究竟是帶動民間投資還是擠出民間投資，迄今仍然是國內外學界頗有爭議的論題。

國外學者從多角度探討了政府投資對私人投資的影響，得出的結論大相徑庭。Fisher(1993)用跨地區(qū)面板數據進行回歸分析發(fā)現，政府的預算盈余與私人投資存在正相關關系，因此，政府支出增加會降低預算盈余或增加預算赤字，進而擠出私人投資［1］。Bairam 和Ward(1993)考察了25 個OECD 成員國家，發(fā)現24 個國家的政府支出對私人投資有負面影響，其中19 個國家的政府支出很大程度上擠出了私人投資［2］。Pritha (2006)運用SVAR 模型檢驗1969－2005年間印度政府投資對私人投資的擠出效應，甚至發(fā)現政府投資對經濟增長也有負面影響。但是，Aschauer(1989)用時間序列回歸方法研究美國公共投資對私人投資的影響時發(fā)現，當公共投資作為生產要素投入，且與私人投資為互補品時，私人資本的邊際生產率隨著公共投入的增加而上升，因此，美國政府對于固定資產、基礎設施的投資擠入了私人投資［3］。Barro和Sala－i－Martin(1995)認為，公共消費與私人消費可互為替代品，故當公共消費增加時，私人消費將減少，并使得私人儲蓄增加，進而擠入了私人投資。Argimón 等(1997)利用14 個OECD 成員國1979－1988年面板數據進行實證研究發(fā)現，基礎設施投資對私人投資生產率具有正效應，說明公共投資對私人投資有擠入效應［4］。

國內學者對中國政府投資與民間投資關系研究所得出的結論也差異甚大。于謹凱、單春紅(2002)對1981－2000年中國國有投資和民間投資的關系進行實證分析表明，在不考慮外資的條件下，即在封閉的經濟系統(tǒng)中，民間投資與國有投資在絕對量和增量占總投資的比重上都存在零和博弈的關系［5］。金祥榮、蔡一慶(2004)根據區(qū)域經濟發(fā)展理論、區(qū)位選擇理論和聚集效應理論，通過建立局部調整模型，對中國1996－2002年東部、中部和西部地區(qū)的民間投資狀況進行了計量分析，得出了本期民間投資與政府投資規(guī)模呈現負相關關系的結論［6］。楚爾鳴、魯旭(2008)通過建立三變量SVAR 模型分析表明，中國政府投資在一定程度上擠出了私人投資，且不利于產出增長［7］。但是，郭慶旺、趙志耘(1999)對我國的公共投資是否產生擠出效應從財政支出的生產性、投資函數形式、資產的替代性以及經濟衰退與拉動效應等幾方面的分析則發(fā)現，在利率受到管制的條件下，財政赤字不會排擠民間部門投資，反而會有利于啟動內需，拉動民間部門的投資支出，即實行積極財政政策、增加政府投資會促進經濟增長［8］。劉溶滄、馬拴友(2001)等根據新古典經濟理論中私人投資與公共投資的函數關系構建模型，利用中國1978－1999年的數據，從實證角度分析了赤字、國債與利率、私人投資和經濟增長的關系，也得出公共投資不會擠出民間投資的結論，認為我國的赤字、國債規(guī)模沒有產生擠出效應，不但財政赤字沒有使利率上升，而且財政投資也未擠出私人投資［9］。郭慶旺、賈俊雪(2006)以中國1978－2004年數據為基礎，利用VAR 模型和脈沖響應函數分析了中國財政投資對總產出和民間投資的動態(tài)影響，結果表明，中國財政投資對經濟增長具有顯著的促進作用，對民間投資的拉動效應很強［10］。吳洪鵬、劉璐(2007)采用中國1997年1月－2004年12月的月度數據，運用VAR 模型對中國存在擠出效應的機制進行經驗檢驗，結果表明，可能會導致民間投資減少的三種擠出效應機制均不存在，民間投資與公共投資之間存在正向的關系，證明中國1998年以來擴大公共投資的政策不僅未產生對民間投資的擠出效應，反而增加民間部門的投資，產生了擠入效應，因此中國的積極財政政策是有效的［11］。王劍、張會清(2009)研究表明，民間投資與國有投資增速的關聯性相當高，1983－2007年間兩者的相關系數高達0.926，擴張性財政政策對于拉動民間投資具有顯著的積極作用［12］。宋福鐵(2004)采用Granger 因果測試模型和中國1980－2000年的數據就國債融資對私人投資的影響進行了檢驗，結果表明，中國大規(guī)模發(fā)行國債融資實際上尚未對私人投資產生擠出效應，但也沒起到刺激私人投資的積極作用［13］。

國內一些學者研究還發(fā)現，中國政府投資對民間投資產生效應的長短期是不一樣的。董秀良、薛豐惠、吳仁水(2006)在重新界定財政支出對私人投資效應的基礎上，利用1996－2003年的季度數據，采用VAR 模型、協整檢驗、誤差修正模型等動態(tài)計量經濟學方法分析了中國財政支出對私人投資的長短期效應，結果表明，短期內財政支出對私人投資具有一定的擠出效應，而長期均衡關系上則表現為擠入效應［14］。尹貽林、盧晶(2008)從理論上將公共投資對私人投資的各種效應進行重新梳理，并在此基礎上運用VAR 模型和VECM就中國公共投資對私人投資的影響進行了經驗分析，結果表明，在長期內，中國公共投資與私人投資之間存在著惟一的長期穩(wěn)定的均衡關系，并且公共投資對私人投資的綜合效應表現為擠入效應;在短期內，公共投資對私人投資則具有擠出效應［15］。但是，楊曉華(2006)對1978－2003年中國公共投資、私人投資和產出關系的實證研究發(fā)現，三者之間存在惟一的長期穩(wěn)定的均衡關系，并且無論是在短期還是長期，公共投資對產出都具有正向的促進作用，但公共投資對私人投資在短期有擠入效應，在長期則有擠出效應，不過兩種效應都比較弱［16］。鈔小靜、任保平(2008)在建立政府投資、民間投資對經濟增長影響的理論分析框架基礎上，對中國1978－2005年間相關數據進行實證分析，結果表明在短期內政府資本的產出彈性明顯高于民間資本，可以在一定程度上促進經濟增長;但從長期來看，政府資本對經濟增長的產出彈性為負，而民間資本則有相當高的正的產出彈性，成為拉動經濟增長的主要力量［17］。劉方(2009)在真實經濟周期(RBC)模型框架內引入政府購買沖擊，模擬政府購買的持久性和暫時性變動對中國經濟的影響，采用中國1978－2007年宏觀經濟數據校準RBC 模型，研究結果表明，政府購買的暫時性增加可以明顯提高就業(yè)及經濟增長速度，但長期看拉動效果有限，如果政府購買乘數小于1，就存在明顯的擠出效應［18］。

上述國內外學者的研究觀點不同甚至截然相反，主要是由于其利用的樣本數據及其時段差異和計量方法不同。然而得出的研究結論不同，將使政府投資決策調整與處理政府投資和民間投資關系的政策也有差異，顯然這會對民間投資發(fā)展和經濟發(fā)展產生不同的影響。因此，本文在現有研究的基礎上，進一步運用IS－LM 模型從理論上闡明政府投資影響民間投資的因素;然后，采用中國1980－2010年的政府投資、民間投資、居民收入和政府稅收等數據建立VAR 模型及進行脈沖響應函數分析，結果發(fā)現中國政府投資規(guī)模擴大對民間投資既有擠出效應，也存在著部分的擠入效應，但從總體上看，累積擠出效應并不存在。

二、政府投資影響民間投資的理論分析與計量模型

(一)政府投資影響民間投資的理論分析

根據中國轉型經濟運行的特點，假設經濟體系尚未達到充分就業(yè)水平，還存在著可用作擴大再生產的資源;并假定這是由家庭、企業(yè)、政府三個部門構成的封閉經濟體。為此，中國轉型經濟中的IS－LM 模型可表示為以下兩個方程式:

式中，Y:國內生產總值;r:利率;G:政府支出;

式中，M:既定價格水平下的貨幣供給量;

對式(1)兩邊取微分，得:

dY=dC(Y)+dI(r)+dG=(dC/dY)dY+(dI/dr)dr+dG

整理后得:

再對式(2)兩邊取微分，得:

令式(4)中dM=0，則有:

聯立式(3)和式(5)，得:

故可得私人投資變量為:

式(1)IS 曲線可表示為:

分別對式(9)的Y 和r 求偏導，得

再對式(9)兩邊求微分，得:

由式(12)求得IS 曲線的斜率為:

再根據式(5)求得LM 曲線的斜率為:

由式(8)、式(13)和式(14)求得私人投資變量及其影響因素為:

以上分析表明，影響擠出效應的因素有:政府支出dG、IS 曲線斜率KIS和LM 曲線斜率KLM。當IS 曲線斜率KIS為負值、LM 曲線斜率KLM為正值時，政府財政支出增加會擠出私人投資。其具體關系如下:

(1)政府支出dG 越大，LM 曲線斜率KLM的絕對值越大，擠出效應越大。(2)IS 曲線斜率KIS的絕對值越大，擠出效應越小。而影響IS 曲線斜率的因素有邊際消費傾向及其相關的收入因素和稅收因素、以及投資依利率變化的偏導數，若這些因素作用于IS 曲線斜率KIS增大，政府投資對私人投資的擠出效應就小;反之則反之。由于影響LM 曲線的因素有交易性貨幣需求依收入變化的偏導數、投機性貨幣需求依利率變化的偏導數，故LM曲線斜率KLM也會因貨幣需求對收入和利率變動的敏感度不同而發(fā)生變動，進而影響政府投資擠出私人投資規(guī)模的大小。

(二)計量模型

如上所述，民間投資變動是多種因素綜合作用的結果。除了政府投資影響外，居民收入、政府稅收等因素都影響民間投資的變動。因此，本文選擇民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收等變量建立如下向量自回歸模型(VAR):

上式中，RPI 表示民間實際投資，RGI 代表政府實際投資，RY 為城鎮(zhèn)居民實際收入，RTA 為政府實際稅收，εip為殘差，λip為各變量的系數，p 為滯后階數。RGI 數據由《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》中的國有經濟投資額經過固定資產投資價格指數調整后得到。RPI 數據為內資與國有經濟投資的差額，根據《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》中的全社會固定資產投資總額減去外商投資、港澳臺投資及國有經濟投資額得出的數據再經過固定資產投資價格指數調整后得到。RY、RTA 的數據均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，其中RY 數據是經過城鎮(zhèn)居民收入指數調整的實際變量，RTA 數據經過CPI 調整后得到。所有變量數據的時間段均為1980－2010年。

三、實證分析

(一)單位根檢驗

為了更容易得到平穩(wěn)序列和有助于消除異方差問題，本文對RPI、RGI、RY、RTA 等變量均取自然對數，分別用ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)表示;然后再對每個變量的數據序列的平穩(wěn)性特征采用單位根的ADF 檢驗方法，分別就每個變量的時間序列數據的水平和一階差分形式進行檢驗。檢驗過程中，滯后期的確定采用AIC 最小準則，以保證殘差值非自相關性。檢驗結果見表1。

表1 顯示，在5%的顯著性水平下，ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)二階差分序列是平穩(wěn)的。

表1 ADF 檢驗結果

(二)協整分析

協整關系在很大程度上依賴于滯后期的選擇，文獻中一般根據無約束的VAR 模型確定。在確定VAR 模型的滯后結構中，本文采用LR 統(tǒng)計量(5%置信水平下)、FPE(最終預測誤差)、AIC 準則、SC 信息準則和HQ 信息準則等5 個指標進行合理的滯后階數判斷。結果發(fā)現，反映民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收變動的ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTR)變量中，5 個信息準則均選擇VAR 模型的最優(yōu)滯后階數為4，因此采用VAR(4)模型。

由于VAR 模型的穩(wěn)定性是判斷模型好壞的關鍵條件，因此本文進一步檢驗VAR(4)模型整體的平穩(wěn)性。檢驗結果，模型中AR 根模的倒數均小于1，沒有根在單位圓外，因而VAR(4)模型滿足穩(wěn)定性條件，可以進行Johansen 協整檢驗。

VAR 協整檢驗模型實際上是對無約束的VAR模型施加約束以后得到的VAR 模型，它的滯后期是無約束VAR 模型一階差分變量的滯后期。由于反映民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收變動的無約束VAR 模型的最優(yōu)滯后階數為4，故協整檢驗的VAR 模型滯后階數確定為3。本文對VAR(4)模型的Johansen 協整檢驗發(fā)現，在5%顯著性水平下，ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)之間存在協整關系，其對應的長期方程為:

從協整組合關系式(17)可以看出，政府投資與民間投資呈反方向變化，即從長期均衡關系看，存在政府投資對民間投資的擠出效應。居民收入和政府稅收與民間投資則呈正向關系，說明居民收入增長與政府稅收有減少民間投資擠出效應的作用。

(三)Granger 因果關系檢驗

由以上基于VAR 模型的Johansen 協整檢驗分析可知，ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)之間存在長期的均衡關系。下面進一步基于VAR(4)模型檢驗ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)之間是否存在顯著的Granger 因果關系，其檢驗結果如表3 所示。

表3 基于VAR(4)模型的Granger 因果檢驗的結果

檢驗結果顯示，在1%的顯著性水平上，政府投資是民間投資的Granger 原因，居民收入與稅收也分別在1%、10%的顯著性水平上是民間投資的Granger 原因，并且三者聯合在1%顯著性水平上引起民間投資。另外，民間投資也是政府投資和稅收的Granger 原因，但不是居民收入的Granger 原因。

(四)脈沖響應函數分析

VAR 模型中，脈沖響應函數可以用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量即期和遠期取值的影響，而廣義脈沖響應函數可以不考慮變量的順序而得到唯一的脈沖響應函數曲線。本文研究的主要目的是探討政府投資對民間投資的擠出和擠入效應，因而僅給出民間投資對一單位標準差政府投資結構新息沖擊的響應軌跡。圖1 所示的脈沖響應函數曲線的滯后長度為25 期，橫坐標以年為單位表示沖擊發(fā)生后的時間間隔，縱坐標以百分數為單位表示對沖擊的響應程度。圖中實線部分表示脈沖響應軌跡，虛線部分表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖1 可見，政府投資的沖擊產生后，民間投資先產生正反應，在第2 期達到高點后隨即下降，至第3 期就產生了負反應，在第5期民間投資下降到谷底后再逐步回升，到第13 期之后均產生了比較穩(wěn)定的正反應。因此，政府投資對民間投資沖擊的瞬時、前期和后期分別產生了擠入效應、擠出效應和擠入效應等三種情況。再由圖2 政府投資對民間投資沖擊的累積效應函數可見，政府投資對于民間投資的累積沖擊在第4 期是正反應，第5 期變?yōu)榱素摲磻?，但在?2 期累積沖擊至最低點后就逐漸向零趨近，之后不再存在累積擠出效應。

圖1 政府投資沖擊引起民間投資的脈沖響應函數

圖2 政府投資沖擊引起民間投資的累積響應函數

四、基本結論

本文通過中國政府投資規(guī)模對民間投資擠出和擠入效應的理論分析和實證研究，得出了以下幾點重要結論:

第一，民間投資的擠出效應或擠入效應是多種因素綜合作用的結果。由IS－LM 模型推導得出的影響私人投資的因素有政府投資、居民收入、政府稅收，等等。運用1980－2010年中國民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收等樣本數據的實證研究表明，政府投資、居民收入、政府稅收與民間投資存在長期的均衡關系。實證研究還表明，政府投資、居民收入、政府稅收都是引起民間投資變動的原因，而民間投資也是政府投資和稅收的原因，但民間投資與居民收入不形成反向因果關系。因此，對于民間投資擠出和擠入效應問題，不能僅僅考慮政府投資因素，還必須綜合考慮居民收入、政府稅收等多種因素的作用。

第二，政府投資對民間投資存在部分擠出效應和部分擠入效應，但總體上看，累積擠出效應不存在。1980－2010年政府投資對民間投資實證研究所得出的瞬時擠入效應、前期擠出效應和后期擠入效應的結論，可以為擠入效應與擠出效應機制的產生提供經驗依據。擠入效應的產生機制是政府投資于基礎設施領域，改善了投資的外部環(huán)境，有助于降低企業(yè)投資成本和增加企業(yè)的預期利潤，從而能夠提高民間投資的積極性，帶動民間投資發(fā)展;或者政府投資于產業(yè)鏈長、產業(yè)關聯度大的項目，對相關聯產業(yè)能產生投資的輻射效應，可以為這些產業(yè)提供新的投資機會，從而也能帶動這些產業(yè)的民間投資。由于政府投資這些項目和領域的社會效果需要較長時期才能體現出來，因而也只有較長時間才能吸引民間投資參與，從而表現為后期的擠入效應。而在前段時期內，由于政府投資增加，部分民間投資會被擠出，如果政府投資于競爭性領域，擠出民間投資的效應則更大;如果存在民間投資行業(yè)準入的制度限制和服務于民間投資的金融服務體系不完善，政府投資也很難拉動民間投資。實證研究還表明，從累積響應函數看，1980－2010年中國政府投資對民間投資的累積擠出效應從總體上看并不存在。但本文認為，政府擴張性的財政政策在實現了對宏觀經濟的調控目標后，就應果斷逐步退出，應當按照建立公共財政體制的要求改革和完善投資體制，努力促進民間投資持續(xù)增長的內生機制的形成。

第三，居民收入、政府稅收對民間投資存在擠入效應。居民收入與政府稅收均通過邊際消費傾向下降而影響民間投資增長。政府稅收增加使實際稅率提高，直接降低了居民可支配收入的邊際消費傾向;而居民收入增長則由于住房制度、醫(yī)療制度、教育制度改革等滯后而會提高其支出預期，從而導致邊際儲蓄傾向增大，減少消費增量在收入增量中的比重。這兩種情況所引起的邊際消費傾向下降會發(fā)生雙重效應:一是降低了政府投資乘數和民間投資乘數的產出增長效應;二是減少了政府投資對民間投資的擠出效應，相對提高了民間投資的增長效應。因此，這種擠出效應的減少雖然相對增加了民間投資，但無助于產出增長。在民間投資為主體的經濟中，特別是政府擴張性財政政策逐步退出后，需要重視的是降低稅收(稅率)和健全社會保障制度以降低居民的預期支出，從而提高居民可支配收入的邊際消費傾向，放大民間投資乘數功效而推動經濟持續(xù)增長。

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