[摘要]本文選取中國(guó)1981—2011年的年度數(shù)據(jù)對(duì)政府投資對(duì)民間投資的擠入擠出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，通過建立協(xié)整關(guān)系和向量誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期中政府投資對(duì)民間投資存在擠入效應(yīng)，但在短期內(nèi)有一定的擠出作用，政府應(yīng)該優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，減少政府投資在短期內(nèi)對(duì)民間投資的負(fù)面影響。

[關(guān)鍵詞]政府投資；民間投資；擠入擠出效應(yīng)；向量誤差修正模型

[中圖分類號(hào)]F121[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1005-6432（2012）52-0075-02

1引言

對(duì)于擠出效應(yīng)，傳統(tǒng)的觀點(diǎn)是基于IS-LM模型的分析，當(dāng)政府采取擴(kuò)張性的財(cái)政政策增加支出時(shí)，會(huì)引起貨幣市場(chǎng)均衡狀態(tài)的改變，提高利率，從而擠出民間投資，使得財(cái)政政策部分失效甚至對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有不良影響。1989年Aschauer提出了公共投資的擠入效應(yīng)理論，認(rèn)為當(dāng)公共支出作為生產(chǎn)要素投入且與民間資本互補(bǔ)時(shí)，公共投資的增加會(huì)提高民間資本的勞動(dòng)生產(chǎn)率，對(duì)民間投資產(chǎn)生促進(jìn)作用，即擠入效應(yīng)。實(shí)際經(jīng)濟(jì)中政府投資與私人投資的擠入擠出效應(yīng)表現(xiàn)為一種綜合效應(yīng)，究竟是擠入還是擠出要看兩種效應(yīng)的強(qiáng)弱，具體需要通過實(shí)證來檢驗(yàn)，大量的學(xué)者針對(duì)這一問題做了實(shí)證分析。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的觀點(diǎn)大體有三種，一是認(rèn)為政府投資對(duì)民間投資更傾向于擠入效應(yīng)，Aschauer（1989）首先通過對(duì)美國(guó)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析驗(yàn)證了自己觀點(diǎn)的正確性，他發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期中政府的公共設(shè)施投資在民間生產(chǎn)分配方面對(duì)民間投資呈現(xiàn)互補(bǔ)關(guān)系，擠入效應(yīng)的作用更加明顯。二是認(rèn)為政府投資對(duì)民間投資存在擠出效應(yīng)，Ghali（1998）、Pritha Mitra（2006）等學(xué)者的實(shí)證研究都支持這一觀點(diǎn)。三是認(rèn)為政府投資對(duì)民間投資的影響有限，比如Monadjemi（1996）利用方差分解對(duì)英國(guó)和美國(guó)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，表明財(cái)政支出并不是影響民間投資的主要因素。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)的具體情況也做了大量的分析，楚爾鳴，魯旭（2008）結(jié)構(gòu)向量自回歸模型證明政府投資對(duì)同期的民間投資產(chǎn)量了一定的擠出效應(yīng)；董昕（2010）基于房地產(chǎn)市場(chǎng)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為政府投資在土地、信貸資金等方面與私人投資的競(jìng)爭(zhēng)擠出了私人投資。劉溶滄，馬拴友（2001）通過對(duì)國(guó)債對(duì)利率的影響分析，認(rèn)為公共投資對(duì)私人投資有一定擠入作用。另外，孫旭，羅季（2004）、王璽，張勇（2009）等認(rèn)為我國(guó)政府投資對(duì)民間投資的抑制或者帶動(dòng)作用并不顯著。

概括以往的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者并沒有得到一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論，雙方都有著大量的實(shí)證支持。在此基礎(chǔ)上，本文選擇協(xié)整與向量誤差修正模型，用我國(guó)1981—2011年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證研究。

2指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)處理

2.1指標(biāo)選取

從官方公布數(shù)據(jù)的體系來看，我國(guó)政府投資和民間投資并沒有準(zhǔn)確的官方數(shù)據(jù)，學(xué)術(shù)界對(duì)于政府投資和民間投資的界定主要有三種方式：一是從政府財(cái)政預(yù)算支出的科目來進(jìn)行劃分，主要是將財(cái)政支出分為經(jīng)常性支出和資本性支出，其中資本性支出可以用來表示政府投資。二是從投資方向上進(jìn)行劃分，將公共性較強(qiáng)的行業(yè)作為政府投資的范疇，將其他競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)的投資看做民間投資。三是從資金來源上劃分，將預(yù)算內(nèi)資金形成的投資作為政府投資，選擇自籌和其他資金作為民間投資。

本文選擇第三種劃分方法：用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資按資金來源分的預(yù)算內(nèi)投資來表示政府投資規(guī)模（用符號(hào)“zftz”表示）；用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資按資金來源分的自籌和其他資金來表示民間投資規(guī)模（用符號(hào)“mjtz”表示）。另外，引入國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（用符號(hào)“gdp”表示）來表示宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況。

本文所使用數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2數(shù)據(jù)的處理

本文選擇中國(guó)1981—2011年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，為了保證數(shù)據(jù)的可比性，首先要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格平減。分別用GDP指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將GDP和政府投資、民間投資換算到2000年的可比價(jià)。其中1981—1989年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)缺失，用GDP價(jià)格指數(shù)進(jìn)行替代。

另外，為了盡量減少數(shù)據(jù)變化的非線性影響，分別對(duì)每個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得到lnzftz、lnmjtz、lngdp。

3實(shí)證分析過程

3.1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

建立協(xié)整和向量誤差修正模型，要保證每個(gè)變量具有相同的單整階數(shù)，因此，首先要對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷各序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF法對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，選擇AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，本文中三個(gè)變量都是一階單整序列，具有相同的單整階數(shù)。

表1變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量12檢驗(yàn)類型

（C，T，K）12ADF統(tǒng)計(jì)量125%臨界值12相伴概率12結(jié)論lnzftz12（C，0，1）1202512-2.97120971212非平穩(wěn)Δlnzftz12（C，0，0）12-3.53**12-2.97120014112平穩(wěn)lnmjtz12（C，0，7）123.4712-2.99121000012非平穩(wěn)Δlnmjtz12（C，0，0）12-3.57**12-2.97120013012平穩(wěn)lngdp12（C，0，4）1201112-2.98120959212非平穩(wěn)Δlngdp12（C，0，1）12-4.21***12-2.97120002812平穩(wěn)注：1盋、T表示檢驗(yàn)回歸中含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示檢驗(yàn)回歸包含的滯后階數(shù)。

2*、**、***分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

本文中三個(gè)變量都是一階單整的，它們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，即變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文用Johansen方法檢驗(yàn)政府投資與私人投資之間的這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，選擇最佳滯后階數(shù)為3，選擇有截距項(xiàng)無趨勢(shì)項(xiàng)的協(xié)整檢驗(yàn)形式，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2政府投資、民間投資與GDP的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果零假設(shè)12特征根12跡檢驗(yàn)12最大特征根檢驗(yàn)跡統(tǒng)

計(jì)量125%臨

界值12P值12最大特

征值125%臨

界值12P值沒有1206021236.34*122979120007122487*1221.13120014至多1個(gè)1203371211.471215.491201841211081214.26120150至多2個(gè)12001412039123.8412053312039123.84120533

跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都在5%的顯著性水平下拒絕了沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明各變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步，得到標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程：

lnmjtzt=036lnzftzt+1.33lngdpt+773+ecmt

（-1024）（-42.25）

ecmt為平穩(wěn)序列，下方括號(hào)中為參數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量。

從協(xié)整模型的結(jié)論來看，政府投資與民間投資存在正向的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在其他條件不變的情況下，政府投資增加1%會(huì)導(dǎo)致民間投資增加036%，即政府投資對(duì)民間投資存在一定的擠入效應(yīng)。

3.3向量誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系反映了政府投資與民進(jìn)投資的長(zhǎng)期靜態(tài)的穩(wěn)定關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，需要建立誤差修正模型來研究它們之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

向量誤差修正模型的標(biāo)準(zhǔn)形式為：

Δyt=αecmt-1+秔-112i=1ΓiΔyt-i+ξt

為了使模型更合理，刪除不顯著的變量后，得到民間投資的向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果為：

Δlnmjtz=-008-054ecmt-1-018Δlnzftzt-2-017Δlnzftzt-3+2.71Δlngdpt-1

（-484）（-2.16）（-207）（4.78）

R2=061F=846D-W=2.31

下方括號(hào)中為估計(jì)參數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量。

向量誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著不為零，表明當(dāng)變量偏離均衡狀態(tài)時(shí)，模型會(huì)以54%的速度將其調(diào)回均衡狀態(tài)，使變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系得以持續(xù)。滯后二期和三期的政府投資的系數(shù)也顯著不為零，說明民間投資和政府投資存在短期的關(guān)系，短期內(nèi)政府投資對(duì)民間投資有一個(gè)負(fù)的影響，政府投資增長(zhǎng)速度的加快會(huì)導(dǎo)致民間投資增長(zhǎng)速度的減慢，政府投資對(duì)民間投資存在一定的擠出效應(yīng)。

4主要結(jié)論與政策建議

通過建立協(xié)整關(guān)系和向量誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果是：政府投資對(duì)民間投資在長(zhǎng)期存在擠入效應(yīng)，短期內(nèi)則表現(xiàn)為一定的擠出效應(yīng)。這是因?yàn)檎顿Y的方向大多是具有正外部性的公共基礎(chǔ)設(shè)施，能顯著改善投資環(huán)境，提高民間投資的收益率，在長(zhǎng)期來看能夠?yàn)槊耖g投資的發(fā)展創(chuàng)造良好的條件，從而可以刺激民間投資，促進(jìn)整個(gè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展；而在短期內(nèi)，政府投資增加時(shí)，由于在資金、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素上與民間投資形成一定的競(jìng)爭(zhēng)，民間部門對(duì)投資前景不看好會(huì)導(dǎo)致政府投資對(duì)民間投資的擠出效應(yīng)。

實(shí)證分析的結(jié)論首先肯定了現(xiàn)階段我國(guó)政府投資對(duì)民間投資的帶動(dòng)作用，政府投資對(duì)于繁榮民間投資和發(fā)展國(guó)民經(jīng)濟(jì)的作用是不容忽視的，但在政府投資的實(shí)施過程中，為了盡量減少短期內(nèi)對(duì)民間投資的擠出，應(yīng)該盡量避免與民間投資爭(zhēng)奪市場(chǎng)資源。政府投資應(yīng)該更多的集中于公共物品領(lǐng)域，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為民間投資以及整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的健康持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造條件。

[作者簡(jiǎn)介]王晶（1990—），女，山西霍州人，山西財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士，研究方向：國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算與宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析。