■ 嚴(yán)漢民/張會(huì)娟

（中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430074）

PVAR模型下公益性地質(zhì)調(diào)查投資溢出效應(yīng)研究
——基于我國(guó)30個(gè)省區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

■ 嚴(yán)漢民/張會(huì)娟

（中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430074）

基于2000-2011年我國(guó)30個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)建立PVAR模型，通過(guò)脈沖-響應(yīng)分析、方差分解，驗(yàn)證了地區(qū)公益性地質(zhì)調(diào)查投資存在空間上的溢出效應(yīng)。研究表明：（1）地質(zhì)調(diào)查投資與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資之間存在雙向互動(dòng)關(guān)系。地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的溢出效應(yīng)受相關(guān)參與變量缺失及經(jīng)濟(jì)內(nèi)生性影響，正向影響關(guān)系并不顯著。而地質(zhì)調(diào)查投資與固定資產(chǎn)投資間顯著的正向關(guān)系。(2)地質(zhì)調(diào)查投資與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間存在非對(duì)稱的互動(dòng)關(guān)系，未來(lái)期間地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出呈正向經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)。但經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對(duì)地質(zhì)調(diào)查投資的正向沖擊具有不穩(wěn)定性，這種不穩(wěn)定性主要受我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的影響。

地質(zhì)調(diào)查投資；溢出效應(yīng)；PVAR

0 引言

隨著《財(cái)政支出績(jī)效評(píng)價(jià)管理暫行辦法》（財(cái)預(yù)〔2011〕285號(hào)文）的頒布，公益性項(xiàng)目支出的效益越來(lái)越成為學(xué)者和政府關(guān)注的熱點(diǎn)。公益性地質(zhì)調(diào)查支出（下文地質(zhì)調(diào)查均指公益性地質(zhì)調(diào)查）作為政府財(cái)政支出中重要的組成部分，是政府提供市場(chǎng)外部條件彌補(bǔ)市場(chǎng)機(jī)制缺陷的重要手段，其產(chǎn)品服務(wù)的正外部性表現(xiàn)為對(duì)周邊區(qū)域的政策外溢效應(yīng)（spillover effect mechanism）①主要刻畫的是地方政府間策略互動(dòng)行為的直接形成機(jī)制，即財(cái)政政策的轄區(qū)外溢效應(yīng)會(huì)直接改變其他轄區(qū)政府偏好，從而導(dǎo)致地方政府行為具有明顯的空間相依性（Wilson，1996）。和財(cái)政支出擠入效應(yīng)[1]。

西方學(xué)者馬歇爾和庇古的經(jīng)濟(jì)外部性理論認(rèn)為資本存量存在外部效應(yīng)，空間經(jīng)濟(jì)學(xué)也在此基礎(chǔ)上提出基礎(chǔ)設(shè)施、人力、知識(shí)等資本的外部性傳遞受空間變量的影響。Martin & Ottaviano（2001）提出局域溢出效應(yīng)(Local Geographical Spillover)概念，指出資本存量的溢出效應(yīng)受經(jīng)濟(jì)活動(dòng)不同空間分布的影響[2]。Pereira A.&Roca-Sagales(2003)、Pereira & Andraz(2007)分別采用實(shí)證的方法，驗(yàn)證基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了帶動(dòng)作用，但未區(qū)分相鄰區(qū)域間基礎(chǔ)設(shè)施帶來(lái)的溢出效果[3，4]。國(guó)內(nèi)關(guān)于地質(zhì)調(diào)查項(xiàng)目投資溢出效應(yīng)的研究較少，主要側(cè)重于財(cái)政總支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或全生產(chǎn)要素的影響（李嬋娟，2013；曾淑婉，2013；張晏等，2010）[5-7]。汪碧瀛、周源（2012）采用面板數(shù)據(jù)根據(jù)不同研究區(qū)域間的地理距離賦予不同權(quán)重構(gòu)建回歸模型，得出我國(guó)東中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資的溢出效應(yīng)存在較大的差別[8]。郭慶旺、賈雪俊(2004)[1]，王雷(2013)[9]，張文瑾(2008)[10]等學(xué)者雖然采用面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證財(cái)政支出溢出效應(yīng)的存在，但未考慮空間異質(zhì)性對(duì)溢出效應(yīng)程度的影響。

考慮到公益性地質(zhì)調(diào)查項(xiàng)目的非排他性和空間距離的測(cè)度難度，本文將采用Panel VAR模型（以下簡(jiǎn)

稱PVAR）衡量我國(guó)30個(gè)省區(qū)公益性地質(zhì)調(diào)查項(xiàng)目投資對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資的影響程度，驗(yàn)證公益性地質(zhì)調(diào)查項(xiàng)目對(duì)全民經(jīng)濟(jì)的空間推動(dòng)作用，為制定科學(xué)合理的財(cái)政預(yù)算支出提供理論依據(jù)，以優(yōu)化公共財(cái)政支出對(duì)地質(zhì)項(xiàng)目的資源配置。

1 理論分析及模型建立

1.1 理論分析

借鑒Devarajan等人（1996）在公共支出組成與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究中建立的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響模型，公共投資細(xì)分為公益性地質(zhì)調(diào)查投資、固定資產(chǎn)投資、其他財(cái)政性投資，采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，假定地方生產(chǎn)函數(shù)主要受上述三個(gè)因素的影響，則

其中，y表示人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，k為人均資本存量，e為公益性地質(zhì)調(diào)查投資，b為財(cái)政性固定資產(chǎn)投資，G為政府其他財(cái)政性投資，α、β、γ分別表示各項(xiàng)資本投資的彈性系數(shù)。

根據(jù)空間外部性理論和區(qū)域累積效應(yīng)理論(cumulative causation theory)，空間距離會(huì)在資本的形成過(guò)程中發(fā)揮影響作用(Myrdal，1957)，公共性投資通過(guò)對(duì)知識(shí)、人力資本的外溢效應(yīng)體現(xiàn)為擴(kuò)散和滲透作用。由此可以得出，作為公共財(cái)政支出的地質(zhì)調(diào)查支出同樣會(huì)產(chǎn)生空間上的溢出效應(yīng)?；诖耍疚牟捎妹姘鍞?shù)據(jù)通過(guò)PVAR模型衡量公益性地質(zhì)調(diào)查支出在空間和時(shí)間上對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和固定資產(chǎn)投資的溢出效應(yīng)大小。

1.2 PVAR模型建立

向量自回歸（VAR）模型作為一種非結(jié)構(gòu)化模型，其主要用來(lái)分析預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。相比VAR模型，PVAR引入個(gè)體效應(yīng)，兼具時(shí)序分析與截面分析優(yōu)勢(shì)，將所有分析變量視為內(nèi)生變量，全面分析變量間的互動(dòng)影響；采用GMM的參數(shù)估計(jì)方法，放松了對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布信息假設(shè)，允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差和序列相關(guān)，有效解決橫截面的相依性問(wèn)題。其模型具體設(shè)定如下：

2 基于PVAR模型的實(shí)證研究

2.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明及變量定義

采用我國(guó)各省區(qū)2000-2011年的數(shù)據(jù)，刪除數(shù)據(jù)不完整的個(gè)體，最后確定北京市、河北省、天津市等30個(gè)省區(qū)單位的面板數(shù)據(jù)，選取經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、地質(zhì)調(diào)查投資、固定資產(chǎn)投資三個(gè)變量構(gòu)建PVAR模型，使用Stata11.0軟件，根據(jù)世界銀行金融研究博士InessLove編寫的PVAR程序適當(dāng)改編來(lái)進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析[11]。

根據(jù)上述分析，建立PVAR模型為：

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)及滯后階數(shù)確定

為避免虛假回歸問(wèn)題，本文在建立PVAR模型之前，首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，驗(yàn)證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性?；诮孛?zhèn)€體ADF檢驗(yàn)的Levin-Lin-Chu、Im-Pesaran-Shin檢驗(yàn)法均考慮截面異質(zhì)性和干擾項(xiàng)的序列相關(guān)問(wèn)題，而Fisher-PP檢驗(yàn)可用于相同單位和不同單位根假設(shè)情況，因此采用LLC、IPS、Fisher-PP對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，驗(yàn)證結(jié)果如表1所示。

結(jié)果顯示，地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出GDP和固定資產(chǎn)投資FAI變量的對(duì)數(shù)均是平穩(wěn)序列，而變量地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)數(shù)化后一階差分序列均通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明上述處理變量均拒絕單位根存在假設(shè)，符合建立模型的穩(wěn)健性要求。

模型中最優(yōu)滯后階數(shù)的確定，既要保證足夠的滯后項(xiàng)，又要減少自由度，本文依據(jù)AIC準(zhǔn)則、BIC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則來(lái)判斷（表2），由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出AIC準(zhǔn)則傾向于涵蓋更多的滯后項(xiàng)，最優(yōu)值出現(xiàn)在滯后2階時(shí)，而B(niǎo)IC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則傾向于精簡(jiǎn)自由度減少模型估計(jì)的復(fù)雜度，在滯后1階時(shí)，信息量取值最小。在面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)方面，BIC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則往往優(yōu)先于AIC準(zhǔn)則，所以本文確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1，即模型（3.1）中的p為1。

2.3 PVAR模型分析

在平穩(wěn)性檢驗(yàn)和滯后階數(shù)最優(yōu)選擇的基礎(chǔ)上，根據(jù)面板數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)性，為減少時(shí)間和空間效應(yīng)造成的系數(shù)估計(jì)偏差，本文進(jìn)行均值差分處理和“Forward Mean-difference”即Helmert過(guò)程去除時(shí)間和空間效應(yīng)，然后利用廣義矩估計(jì)法——GMM估計(jì)PVAR滯后1期模型中的各項(xiàng)參數(shù)（表3）。隨后用蒙特卡羅（Monte Carlo）進(jìn)行500次仿真模擬，得到脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，地方地質(zhì)調(diào)查投資GEE均與滯后一期的地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出GDP和固定資產(chǎn)投資FAI在5%的水平上存在顯著的正向關(guān)系，且其滯后一期也與GDP、FAI的水平值存在對(duì)稱的顯著關(guān)系，而GDP的水平值和滯后一期也均與GEE存在顯著正向關(guān)系。由此說(shuō)明，我國(guó)各地間地質(zhì)調(diào)查投資與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出存在正向的互動(dòng)關(guān)系，且地質(zhì)調(diào)查投資存在空間溢出效應(yīng)。另外，地質(zhì)調(diào)查投資與地方固定資產(chǎn)投資也存在顯著的雙向關(guān)系。但根據(jù)估計(jì)結(jié)果，可以看出地方固定資產(chǎn)投資FAI與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出GDP的關(guān)系無(wú)論是水平值還是滯后一期均不存在顯著關(guān)系，說(shuō)明固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不明顯(Sturm & De Haan，1995)，甚至不存在區(qū)域間溢出效應(yīng)(Holtz-Eakin & Schwartz)。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

表2 PVAR模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)

2.4 脈沖—響應(yīng)分析及方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)衡量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)其他變量當(dāng)前及未來(lái)值的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，并可以從動(dòng)態(tài)中體現(xiàn)時(shí)滯關(guān)系。本文采用蒙特卡羅模擬500次后得出圖1，中間曲線為脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，表示變量對(duì)其他變量沖擊的反應(yīng)，兩側(cè)為5%和95%置信區(qū)間。橫軸表示沖擊的滯后期數(shù)，縱軸表示反應(yīng)程度大小。

由圖1中（4）、（5）、（6）可以看出，一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出會(huì)在第一期產(chǎn)生劇烈的影響，隨后在2-4期恢復(fù)到較小的正向影響，具有顯著的收斂性。說(shuō)明地方地質(zhì)調(diào)查投資會(huì)對(duì)地方的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生正向影響，雖然長(zhǎng)期來(lái)看不會(huì)占據(jù)主導(dǎo)地位，但是地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍需要地質(zhì)基礎(chǔ)研究投資。而地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)固定資產(chǎn)投資在第一期產(chǎn)生劇烈的正向沖擊，沖擊力度在第一期后逐漸變?nèi)酰L(zhǎng)期來(lái)看，我國(guó)各地的固定資產(chǎn)投資尤其是公共基礎(chǔ)設(shè)施如公路、橋梁等建設(shè)未來(lái)期間仍會(huì)成為地質(zhì)調(diào)查成果的主要使用者。

圖1中（2）、（8）可以看出，地質(zhì)調(diào)查投資受地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出影響具有很大的波動(dòng)性，在未來(lái)一期內(nèi)為負(fù)向影響，但持續(xù)性較小，而在2-4期間呈現(xiàn)較小幅度的波動(dòng)，說(shuō)明受政府干預(yù)影響，各地地質(zhì)調(diào)查投資主要來(lái)源于國(guó)家宏觀調(diào)控政策，因此與地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出關(guān)系不對(duì)稱。

圖1中（8）顯示，一單位標(biāo)準(zhǔn)差的固定資產(chǎn)投資沖擊導(dǎo)致地質(zhì)調(diào)查投資在未來(lái)一期內(nèi)呈現(xiàn)正向的波動(dòng)趨勢(shì)，但是在未來(lái)2-3期間內(nèi)回落至最小值，最終的收斂期為4年。上述結(jié)果反映，在短期內(nèi)固定資產(chǎn)投資會(huì)拉動(dòng)地質(zhì)調(diào)查投資需求，但是與地質(zhì)調(diào)查投資的沖擊相比，這種沖擊力度較弱，且不具有長(zhǎng)期性。固定資產(chǎn)投資與其他經(jīng)濟(jì)變量間存在動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)，這種關(guān)聯(lián)既可表現(xiàn)為對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的直接作用，又可表現(xiàn)為通過(guò)替代效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)間接影響對(duì)其他生產(chǎn)要素的需求。所以總體來(lái)看，地方固定資產(chǎn)投資對(duì)地質(zhì)調(diào)查投資的長(zhǎng)期沖擊效果并不顯著。

表3 PVAR模型GMM估計(jì)結(jié)果

圖1 變量間脈沖-響應(yīng)分析圖

通過(guò)方差分解可以得出，不同PVAR方程的沖擊反應(yīng)對(duì)地方地質(zhì)調(diào)查投資、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資三大變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，即精確度量三個(gè)內(nèi)生變量的互動(dòng)關(guān)系。本文選取10個(gè)預(yù)測(cè)期與20個(gè)預(yù)測(cè)期分別進(jìn)行方差分解（見(jiàn)表4），分解結(jié)果顯示，10個(gè)和20個(gè)預(yù)測(cè)期分解結(jié)果基本一致，說(shuō)明三者間的預(yù)測(cè)關(guān)系在10年后基本穩(wěn)定。地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出主要受其本身因素影響，地質(zhì)調(diào)查投資與固定資產(chǎn)投資方差貢獻(xiàn)度分別達(dá)到10%和9%，雖然程度不顯著，但經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出受多種因素影響，而且地質(zhì)調(diào)查投資影響區(qū)域公共基礎(chǔ)設(shè)施投資，最終影響經(jīng)濟(jì)效率，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)內(nèi)生性增長(zhǎng)。

表4 PVAR模型10、20期方差分解結(jié)果

3 結(jié)論及建議

財(cái)政支出具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，而地質(zhì)調(diào)查投資作為地方財(cái)政支出中的重要組成部分對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出同樣有著長(zhǎng)期的溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)在空間和時(shí)間分布上均存在不均衡性。通過(guò)PVAR模型估計(jì)、脈沖-響應(yīng)分析、方差分解結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

(1)總體來(lái)看，地質(zhì)調(diào)查投資與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資之間存在雙向互動(dòng)關(guān)系。但根據(jù)任意兩者間直接關(guān)聯(lián)分析結(jié)果，地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的溢出效應(yīng)受相關(guān)參與變量缺失及經(jīng)濟(jì)內(nèi)生性影響，正向影響關(guān)系并不顯著。而地質(zhì)調(diào)查投資與固定資產(chǎn)投資間顯著的正向關(guān)系，主要由于地質(zhì)調(diào)查投資推動(dòng)固定資產(chǎn)投資的需求而具顯著拉動(dòng)作用，則說(shuō)明我國(guó)地質(zhì)調(diào)查投資存在擠入效應(yīng)。所以在加入其他相關(guān)影響因素的情況下，地質(zhì)調(diào)查支出的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)仍可以得到很好體現(xiàn)。

(2)地質(zhì)調(diào)查投資與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間存在非對(duì)稱的互動(dòng)關(guān)系，根據(jù)脈沖響應(yīng)分析可以得出未來(lái)期間地質(zhì)調(diào)查投資對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出呈現(xiàn)正向沖擊，即正向經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)。但經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對(duì)地質(zhì)調(diào)查投資的正向沖擊具有不穩(wěn)定性，這種不穩(wěn)定性主要受我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的影響。地方財(cái)政支出遵從我國(guó)政府宏觀調(diào)控政策，為國(guó)家意志體現(xiàn)，所以經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對(duì)地質(zhì)調(diào)查投資的沖擊主要體現(xiàn)為時(shí)滯效應(yīng)，而且效應(yīng)并不顯著。

因此，公共部門對(duì)地質(zhì)調(diào)查投資項(xiàng)目的成果評(píng)價(jià)在考慮對(duì)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用之外，應(yīng)同時(shí)考慮地域間地質(zhì)調(diào)查投資的溢出效果，即從全民經(jīng)濟(jì)角度衡量項(xiàng)目成果，保證評(píng)價(jià)體系的客觀性。另外政府部門應(yīng)加強(qiáng)對(duì)公益性地質(zhì)調(diào)查資金的配置監(jiān)督，提高資源的優(yōu)化配置效率，保證地質(zhì)支出的預(yù)算決策科學(xué)性，爭(zhēng)取專項(xiàng)和重點(diǎn)項(xiàng)目獲得充分財(cái)政支持。

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Study on the Overflow Effect of Public-Interest Geological Survey Investment in PVAR model—Empirical Analysis Based on the Panel Data of 30 Provinces in China

YAN Hanmin, ZHANG Huijuan
(School of Economic Management, China University of Geosciences (Wuhan), Wuhan Hubei 430074)

PVAR model is set up based upon the panel data of 30 provinces between 2000 and 2011 in China; and the spatial spillover effects with regard to regional public-interest geological survey investment are verified through impulse response analysis and the variance decomposition. This study shows that there is a two-way interaction between geological survey investment and economic output and fixed-asset investment; and the spillover effect of geological survey investment on economic output has less positive impacts due to the deficiency of related participation variables and endogenous effect of economy; while there is significant positive correlation between geological survey investment and fixed-asset investment. Furthermore, there are asymmetric interactions between geological survey investment and economic output; in the next period, geological survey investment will show positive economic spillover effectsto economic output, but the positive impact of economic output on geological survey investment has instability which is effected by China’ s economic system.

geological survey investment; the overflow effect; PVAR

F407.1；F062.1

C

1672-6995（2015）04-0047-06

2014-11-19；

2015-02-11

嚴(yán)漢民（1962-），男，湖北省鄂州市人，中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)系副教授，會(huì)計(jì)學(xué)碩士，主要從事財(cái)務(wù)管理研究工作。