李 強(qiáng)

（1．南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇南京 210093； 2．安徽科技學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽蚌埠 233100）＊

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2008年世界金融危機(jī)發(fā)生以后各國都采取了不同的宏觀經(jīng)濟(jì)政策來救市，其中財(cái)政政策被各國普遍采用。而我國政府為應(yīng)對金融危機(jī)也制定了4萬億元的投資計(jì)劃，這其中很大一部分資金用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，4萬億元的經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃到現(xiàn)在已經(jīng)有三年左右的時間了，是否這樣的財(cái)政政策真能達(dá)到刺激計(jì)劃效果？本文試圖從財(cái)政投資的細(xì)分出發(fā)，來探討基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和教育支出占總支出的比重及其變化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

古典增長理論最初在增長模型中并沒有加入基礎(chǔ)設(shè)施變量，從索洛模型到拉姆齊增長模型中都沒有把基礎(chǔ)設(shè)施投資或者說政府公共支出作為一個獨(dú)立的變量放入到模型當(dāng)中，而將其與其他政策因素、技術(shù)因素一起歸結(jié)到“技術(shù)變化”中。直到上世紀(jì)80年代，內(nèi)生增長理論開始興起后，以盧卡斯、羅默等學(xué)者才開始把基礎(chǔ)設(shè)施作為生產(chǎn)率的直接影響因素放入到增長模型中。

Arrow與Kurz（1970）開創(chuàng)性地把公共資本存量納入總量生產(chǎn)函數(shù)，他們把公共資本看做是外生的，認(rèn)為公共資本會在稀缺的資源方面和私人資本競爭，因此會提高私人資本的邊際生產(chǎn)能力［1］。Barro（1990）根據(jù)Arrow與Kurz（1970）的模型建立了現(xiàn)代內(nèi)生增長模型，加入了基礎(chǔ)設(shè)施變量，發(fā)現(xiàn)由于基礎(chǔ)設(shè)施的公共品性質(zhì)，使得私人資本的邊際報酬將不隨人均資本積累而變化，政府通過提供基礎(chǔ)設(shè)施等公共產(chǎn)品可以提高長期經(jīng)濟(jì)增長率［2］。Barro與Sala－I－Martin（1992）對該模型進(jìn)行了拓展，提出了公共品的擁擠性，認(rèn)為擁擠性是考察公共品對經(jīng)濟(jì)增長影響的重要因素，這引起了公共財(cái)政研究領(lǐng)域的廣泛關(guān)注［3］。婁洪（2004）研究認(rèn)為純公共性和擁擠性的外生公共基礎(chǔ)設(shè)施都能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長期增長，但是作用機(jī)制是不一樣的，如果基礎(chǔ)設(shè)施是純公共性的，能產(chǎn)生恒定的內(nèi)生增長；擁擠性質(zhì)的基礎(chǔ)設(shè)施雖然不能帶來固定的內(nèi)生增長，但能通過只能在一定程度上減緩增長率的遞減，從而起到了提高長期經(jīng)濟(jì)增長率的作用［4］。

從經(jīng)驗(yàn)上研究基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長影響的文獻(xiàn)也較多，然而由于計(jì)量方法、數(shù)據(jù)選擇、解釋變量的差異，不同的學(xué)者得到的結(jié)論差別很大［5－9］。從國內(nèi)外的研究來看，基礎(chǔ)設(shè)施投資對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)的研究結(jié)果并不是完全一致的，而且甚至有的學(xué)者得出了完全相反的結(jié)果。因此，筆者認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響可能取決教育支出以及產(chǎn)生的人力資本對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，是一個“U”型關(guān)系。如果一個國家或地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資過度，對人力資本積累產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，這種效應(yīng)可能會阻礙經(jīng)濟(jì)持續(xù)有效增長。

事實(shí)上很多學(xué)者已經(jīng)把教育支出作為一個變量放入增長模型中，但同時把教育支出和基礎(chǔ)設(shè)施投資放入到經(jīng)濟(jì)增長模型中進(jìn)行分析的還是比較少的。從盧卡斯（1988）的模型中加入人力資本積累變量開始［10］，教育和人力資本變量就不斷的被學(xué)者用來分析經(jīng)濟(jì)增長。Blankenau和Simpson（2004）利用世代交疊模型，在模型中加入人力資本變量，認(rèn)為人力資本積累來自于政府和個人的教育投資，但是不完全替代的［11］。就國內(nèi)研究來看，廖楚暉（2006）考察了我國政府的教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)的人均產(chǎn)出與政府教育投入有顯著關(guān)系，政府教育投入對經(jīng)濟(jì)增長有直接的促進(jìn)作用［12］。郭慶旺、賈俊雪（2006）分析了我國政府公共資本投資的長期經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，認(rèn)為公共物質(zhì)資本投資和公共人力資本投資都可以促進(jìn)長期經(jīng)濟(jì)增長［7］。

從國內(nèi)外對于基礎(chǔ)設(shè)施投資和教育支出與經(jīng)濟(jì)增長的研究來看，主要是在增長模型中分別加入基礎(chǔ)設(shè)施變量和教育支出變量，來分析這些變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響，并沒有研究基礎(chǔ)設(shè)施投資和教育支出相互變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響。但基礎(chǔ)設(shè)施的過度投資會對人力資本積累產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，一個國家或地區(qū)增加基礎(chǔ)設(shè)施投資勢必會相對減少教育支出，這種相互抑制是否會影響各自對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，本文把基礎(chǔ)設(shè)施投資占總支出的比重和教育支出占總支出的比重加入增長模型中，分析這兩種比重的變化對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響。

二、模型構(gòu)建與理論假設(shè)

（一）模型構(gòu)建

1．生產(chǎn)過程。假定生產(chǎn)過程的投入有政府投入的基礎(chǔ)設(shè)施、私人投入的物資資本和人力資本，生產(chǎn)函數(shù)采用C－D形式，假定規(guī)模報酬不變，則生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

G為政府基礎(chǔ)設(shè)施的投入，KP為私人物資資本，E為人力資本存量，α，β∈（0，1）。

2．個體行為。假定工作不會產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，個體獲取技能本身沒有負(fù)效應(yīng)，個體最大化未來的效用，其效用函數(shù)為：

C表示消費(fèi)量，ρ表示貼現(xiàn)率，在個體效用函數(shù)中C采用對數(shù)的形式表明無收入和替代效應(yīng)，式（2）為個體的預(yù)算函數(shù)。τ∈（0，1）表示對私人資本征收的稅率，同時為了計(jì)算方便假定私人資本的折舊率為0。

由式（1）和式（2）可以得出現(xiàn)值漢密爾頓函數(shù)為：H＝lnC＋λ［GαEβKP1－α－β－τKp－C］。

其中，λ為個體預(yù)算約束式（2）的共態(tài)變量，表示狀態(tài)變量的影子價格，由最優(yōu)控制原理可知，λ的運(yùn)動方程為：

由H的一階條件可得：

結(jié)合預(yù)算約束式（2）可得到橫截性條件：

由式（3）和式（4）得：

3．人力資本積累。由于假定勞動力必須經(jīng)過教育之后才能作為生產(chǎn)要素存在，因此，人力資本積累函數(shù)用一個二級生產(chǎn)函數(shù)表示。即新增人力資本量N滿足下式：

通過變換式（7）可以寫成：

由于新增勞動力不可能都去接受教育，因此，人力資本增長率小于勞動力增長率n，即N／E≤n，為了方便分析假設(shè)L＝φE，代入式（8）得：

δE∈（0，1），表示人力資本喪失技能的比率。

4．政府。政府提供基礎(chǔ)設(shè)施投資G和教育支出IE，按照前面的假定政府的收入來自于對私人投資的征稅。因此，政府的預(yù)算約束為：

假定政府的基礎(chǔ)設(shè)施投資是政府收入的一個固定比例，即：G＝ντKP，ν∈（0，1）。則式（10）可以變?yōu)椋?/p>

式（11）也說明政府對教育的投資占總支出的比重為1－ν。

（二）模型均衡分析

把式（1）代入式（2），并利用G／KP＝ντ可得：

其中，c＝C／KP，e＝E／KP

同理，式（6）和式（9）分別可以變?yōu)椋?/p>

將式（11）代入式（14）可得：

由式（12）、式（13）和式（15）可得：

式（16）和式（17）是關(guān)于c和e的非線性微分方程，假定初始值e0＝E0／KP，0＞0，則橫截性條件式（5）可以表示為：

（三）理論假設(shè)

1．基礎(chǔ)設(shè)施投資占比對人力資本積累的影響?；A(chǔ)設(shè)施投資占政府收入的比重ν增加對于人力資本積累的影響關(guān)系可以從式（20）中得到，式（20）兩邊對ν求導(dǎo)數(shù)，利用隱函數(shù)定理可得：。因此，可以得到以下假設(shè)：

假設(shè)1：隨著基礎(chǔ)設(shè)施投資占比的增加，均衡的人力資本和私人物資資本的比重會下降，即均衡的人力資本和私人物資資本的比重與基礎(chǔ)設(shè)施投資占比成反比，即基礎(chǔ)設(shè)施投資投資過度會帶來“擠出效應(yīng)”。

2．基礎(chǔ)設(shè)施投資占比對消費(fèi)的影響。由式（19）對ν求導(dǎo)數(shù)可得：

由ν的一階導(dǎo)數(shù)可以看出，式（24）的符號是不確定的。因此，基礎(chǔ)設(shè)施投資占比的變化對于消費(fèi)的影響是不確定的，取決于的符號。因此，當(dāng)式（25）成立時基礎(chǔ)設(shè)施投資占比對消費(fèi)才具有正向的影響。

由式（25）可知，當(dāng)人力資本（E）的產(chǎn)出彈性β越小，基礎(chǔ)設(shè)施投資（G）的產(chǎn)出彈性α越大時，基礎(chǔ)設(shè)施投資占比的增加才會帶來消費(fèi)的增加。而我國目前總體上的生產(chǎn)投入結(jié)構(gòu)是物資資本投入過高而人力資本存量相對較少，使得人力資本的投入產(chǎn)出彈性較大，從而α／β值相對較小。因此，得出以下假設(shè)：

假設(shè)2：消費(fèi)與基礎(chǔ)設(shè)施投資占比成反比，與教育支出占比成正比，“擠出效應(yīng)”到達(dá)一定程度后會抑制消費(fèi)的增加。

3．基礎(chǔ)設(shè)施投資對均衡增長率的影響。由式（22）兩邊對ν求導(dǎo)數(shù)可知：

由式（26）可知，基礎(chǔ)設(shè)施投資占比對經(jīng)濟(jì)增長的影響同樣是不確定的，而且和基礎(chǔ)設(shè)施投資占比對消費(fèi)的影響一樣，取決于）的值。參照假定2的討論，可以得到以下假設(shè)：

假設(shè)3：均衡的增長率與基礎(chǔ)設(shè)施投資占比成反比，與教育支出占比成正比，“擠出效應(yīng)”到達(dá)一定程度后會延緩經(jīng)濟(jì)增長。

三、實(shí)證分析

（一）變量定義與數(shù)據(jù)

1．變量選擇。為了檢驗(yàn)理論假設(shè)，首先對實(shí)證檢驗(yàn)的變量進(jìn)行界定。從三個假定可知，要想用計(jì)量方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)必須運(yùn)用以下變量：（1）基礎(chǔ)設(shè)施投資占比（Gr）。該變量為當(dāng)年的基礎(chǔ)設(shè)施投資與當(dāng)年總公共的支出的比值，當(dāng)年的基礎(chǔ)設(shè)施投資在本文中指基礎(chǔ)設(shè)施的固定資產(chǎn)投資，由于收集到的數(shù)據(jù)的限制，在本文中基礎(chǔ)設(shè)施投資僅包括基礎(chǔ)設(shè)施基本建設(shè)和更新改造投資兩部分。（2）教育支出占比（Er）。該變量在度量上主要是與當(dāng)年的教育支出與總公共的支出的比值，當(dāng)年的政府教育支出為“財(cái)政性教育撥款”的數(shù)值。（3）人力資本和物資資本的比重（Hr）。物資資本存量用當(dāng)年的地區(qū)固定資產(chǎn)總值度量，人力資本采取舒爾茨計(jì)算人力資本的做法，把單位人力資本存量定義為人均教育程度乘以對應(yīng)教育程度的經(jīng)費(fèi)投入（包括國家經(jīng)費(fèi)和家庭經(jīng)費(fèi)投入）。（4）消費(fèi)量（C）。該變量用當(dāng)年的居民消費(fèi)支出數(shù)值度量，包括城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)，但不包括政府的消費(fèi)支出。（5）增長率（rgdp）。該變量為1980～2010年實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率。

2．?dāng)?shù)據(jù)。本文中的變量數(shù)據(jù)為1980～2010年，都來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量的數(shù)據(jù)從1980年始，因此已經(jīng)折算為1980年不變價③，這樣可扣除通貨膨脹的影響，更好地反映數(shù)據(jù)內(nèi)在的規(guī)律性。

（二）實(shí)證模型

選用誤差修正模型來檢驗(yàn)假定，采用Engle－Granger（E－G）兩步法來建立誤差修正模型。首先建立檢驗(yàn)假定的基本計(jì)量模型：

假定1的基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

假定2的基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

假定3的基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

根據(jù)E－G兩步法的要求首先要對基本模型中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型。

1．單位根檢驗(yàn)。表1提供了所有變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出，各個變量的水平值均不平穩(wěn)的，但各個變量的一階差分平穩(wěn)。

表1 各序列及其差分序列的ADF檢驗(yàn)

2．協(xié)整檢驗(yàn)。選擇Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，由于在單位根檢驗(yàn)中存在一定的趨勢，所以在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的協(xié)整方程中加入截距和確定性趨勢。從表3的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，所有模型均只有第一個似然比統(tǒng)計(jì)量大于5%水平的臨界值，因而只有第一個原假設(shè)被拒絕，且有且僅有1個協(xié)整關(guān)系。

3．誤差修正模型。從單位根檢驗(yàn)來看各個變量都是一階差分平穩(wěn)的，而且協(xié)整檢驗(yàn)表明存在協(xié)整關(guān)系，因此，建立如下誤差修正模型⑤：

假定1的基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

假定2的基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

假定3的基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

各模型中的ecm為誤差修正項(xiàng)。

（三）實(shí)證分析

用普通最小二乘法對Mod1′～Mod5′進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到每個誤差修正模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示。由參數(shù)估計(jì)結(jié)果來分析本文的假定：

1．從Mod1′的誤差修正模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，不論全國還是地區(qū)都驗(yàn)證了假定1的正確性，即均衡的人力資本和私人物資資本的比重與基礎(chǔ)設(shè)施投資占比成反比。而且中西部地區(qū)的負(fù)效應(yīng)要大于全國的水平和東部地區(qū)的水平。誤差修正項(xiàng)ecm都是顯著的，其數(shù)值反映了對長期均衡偏離的調(diào)整，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，全國和東部、中部、西部分別以－0．141、－0．238、－0．175和－0．072的調(diào)整力度把非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

2．從Mod2′的回歸結(jié)果來看，在國家的層面上假定2中的消費(fèi)與基礎(chǔ)設(shè)施是正向關(guān)系，但是統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。從地區(qū)層面上來看，也沒有驗(yàn)證假定2。例如西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資每增加1%，消費(fèi)增加0．132%。然而，從Mod3′的估計(jì)結(jié)果來看，教育支出對于消費(fèi)的影響符合假定2的描述，不論從國家層面還是從地區(qū)層面上，教育支出對消費(fèi)都有正的效應(yīng)，而且是非常顯著的。誤差修正項(xiàng)ecm也都是顯著的，其數(shù)值同樣反映了對長期均衡偏離的調(diào)整。

3．Mod4′的估計(jì)結(jié)果顯示，從國家范圍內(nèi)來看，假定3關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施投資對均衡增長具有負(fù)效應(yīng)不成立，基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長是有正的效應(yīng)的，但是這個正效應(yīng)是不顯著的。從各地區(qū)的估計(jì)結(jié)果來看，東部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果符號是符合假定3的，但是并不是顯著的。而中西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果完全否定了假定3中關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施投資對于經(jīng)濟(jì)增長的有負(fù)影響的假定。Mod5′的估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了假定3中教育支出對經(jīng)濟(jì)增長有正效應(yīng)的假設(shè)。從地區(qū)的估計(jì)結(jié)果可以看出，東部地區(qū)的教育支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是最大的。Mod4′和Mod5′的誤差修正項(xiàng)ecm也都是顯著的，其數(shù)值同樣反映了對長期均衡偏離的調(diào)整。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 誤差修正模型的參數(shù)估計(jì)

4．關(guān)于假定2和假定3中部分內(nèi)容沒有得到驗(yàn)證的解釋。假定2中基礎(chǔ)設(shè)施投資對消費(fèi)有負(fù)效應(yīng)的假定沒有通過實(shí)證檢驗(yàn)，甚至在國家和中西部地區(qū)的回歸中得到了相反的結(jié)果，而假定3中基礎(chǔ)設(shè)施投資和經(jīng)濟(jì)增長的檢驗(yàn)也得到了類似的結(jié)論。假定2和假定3出現(xiàn)這樣的結(jié)果筆者認(rèn)為這本身并不是特別令人意外的，因?yàn)閺睦碚摲治鲋锌梢钥吹交A(chǔ)設(shè)施投資對消費(fèi)以及增長率的影響本身符號就是不確定的。假定2和假定3就是在假設(shè)人力資本的投入產(chǎn)出彈性大于基礎(chǔ)設(shè)施的投入產(chǎn)出彈性的基礎(chǔ)上得出的，由于我國各地區(qū)發(fā)展的不均衡使得這個假設(shè)可能不成立導(dǎo)致了估計(jì)結(jié)果并沒有驗(yàn)證相關(guān)假定，為下一步的政策探討提供了分析依據(jù)。

（四）政策探討

1．從假設(shè)1中可以看出，人力資本和私人物資資本的比重與基礎(chǔ)設(shè)施投資占比成反比，說明在我國基礎(chǔ)設(shè)施投資已經(jīng)對人力資本積累產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”。所以，政策制定者要區(qū)分當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的首要任務(wù)，若經(jīng)濟(jì)發(fā)展中人力資本相對基礎(chǔ)設(shè)施投資過少，應(yīng)該加大教育支出的投入，增加人力資本的存量，充分發(fā)揮人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用。如果一個地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展不足時，也要加大基礎(chǔ)設(shè)施的投入，但同時也要注意引導(dǎo)私人物資資本投資向高技能和高附加值行業(yè)轉(zhuǎn)移。

2．從假定2的驗(yàn)證過程可以看出，地區(qū)和全國層面上出現(xiàn)了不同的驗(yàn)證結(jié)果，出現(xiàn)這個結(jié)果筆者認(rèn)為是在合理的范圍之內(nèi)的。由于假定2是在人為給定參數(shù)α和β的基礎(chǔ)上給出的，而我國地區(qū)發(fā)展不平衡使得參數(shù)并不具有統(tǒng)一性。因此，從全國層面上來看，一方面要加大基礎(chǔ)設(shè)施投資，但同時應(yīng)注重人力資本投資，而Mod3′的估計(jì)結(jié)果也說明了人力資本投資對內(nèi)需的拉動作用；另一方面也要注意基礎(chǔ)設(shè)施投資的多元化，不要把資金過多的集中于某一方面的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。從地區(qū)層面上來看，基礎(chǔ)設(shè)施投資要向中西部傾斜，中西部地區(qū)實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施投資還很巨大的余地和空間。東部地區(qū)要加大人力資本投資，這樣才能使得基礎(chǔ)設(shè)施投資對內(nèi)需產(chǎn)生持續(xù)的推動作用。

3．假定3的在地區(qū)和全國層面上出現(xiàn)了不同的驗(yàn)證結(jié)果其原因和假定2相同，在假定2中已經(jīng)做了詳細(xì)的分析。這個結(jié)果和Bougheas等（2000）研究的結(jié)論相似，他們認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不是簡單的線性關(guān)系，而是倒U型關(guān)系；如果基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)沒有達(dá)到最佳規(guī)模，則基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正效應(yīng)，當(dāng)超過最佳規(guī)模后，會產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。另外，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中也存在科學(xué)論證不充分，建設(shè)中的尋租行為，重復(fù)建設(shè)、盲目投資使得資源沒有達(dá)到有效配置，一定程度上也影響了基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。

四、結(jié) 論

以上把基礎(chǔ)設(shè)施投資和教育支出放入同一理論模型中分析對經(jīng)濟(jì)增長的作用，在理論模型的基礎(chǔ)上建立理論假設(shè)，并通過誤差修正模型來驗(yàn)證理論假設(shè)。從實(shí)證結(jié)果來看，人力資本和私人物資資本的比重與基礎(chǔ)設(shè)施投資占比成反比；在國家層面上沒有得到基礎(chǔ)設(shè)施投資對消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)效應(yīng)的假定，但是正效應(yīng)是不顯著的；中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資對消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長同樣不滿足假定，而且正效應(yīng)是顯著的；但是東部地區(qū)的實(shí)證結(jié)果從符號上來看符合假定，但是不顯著；原因主要是由于我國地區(qū)發(fā)展不平衡使得參數(shù)并不具有統(tǒng)一性；所有模型的誤差修正項(xiàng)都是顯著的，其數(shù)值反映了對長期均衡偏離的調(diào)整，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，把非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

為此，提出如下政策思考：（1）基礎(chǔ)設(shè)施投資已經(jīng)對人力資本積累產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，因此，應(yīng)該提高教育支出占總支出的比重；（2）在我國目前整體基礎(chǔ)設(shè)施投資對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)小于人力資本投資的環(huán)境下，加大人力資本投資對消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長來說都具有比基礎(chǔ)設(shè)施投資更強(qiáng)的推動力；（3）從地區(qū)層面來看，東部地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施投資上已經(jīng)出現(xiàn)了逆向的影響，雖然這個影響統(tǒng)計(jì)上還是不顯著的，但是如果在東部地區(qū)不協(xié)調(diào)基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本的投資比重，那么，這個逆向效應(yīng)會越來越明顯；中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資雖然還沒有出現(xiàn)逆向的影響，但要在加快基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的同時注意教育的投資，使基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本的投資相互促進(jìn)。

注釋：

①模型中，變量都去掉了時間t的下標(biāo)，變量上的點(diǎn)表示該變量關(guān)于時間的一個導(dǎo)數(shù)。

②由于2007年起執(zhí)行新的政府收支分類方案，改革前后科目名稱、口徑發(fā)生較大變化，有些數(shù)據(jù)需要進(jìn)行轉(zhuǎn)換實(shí)現(xiàn)可比，因此，在本文中將改革前的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成新科目數(shù)據(jù)，以便進(jìn)行年度間的比較分析。

③由于篇幅所有限，沒有寫出估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)和殘差，但經(jīng)過對殘差的ADF檢驗(yàn)，在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。

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