張凱強(qiáng)

(中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 財(cái)經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100006)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放40多年來(lái)，“高投資”現(xiàn)象始終是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要特征，也是中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期快速發(fā)展的核心動(dòng)力之一。由圖1可知，中國(guó)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重由1990年的23.9%增長(zhǎng)至2016年的81.9%，尤其是2000年后呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)；2016年后則逐漸回落，2018年的占比為71.7%。通過(guò)使用統(tǒng)計(jì)口徑相同的數(shù)據(jù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，在固定資本形成額占GDP的比重方面，中國(guó)和歐元區(qū)的均值依次為38.14%、21.36%，其增長(zhǎng)率約為13.72%、3.27%；比較可知，中國(guó)的數(shù)據(jù)指標(biāo)均遠(yuǎn)高于歐元區(qū)國(guó)家的平均水平。黨的十九大報(bào)告中指出：“深化投融資體制改革，發(fā)揮投資對(duì)優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵性作用”；基于中國(guó)高投資的現(xiàn)象，應(yīng)利用高投資優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)體制改革，發(fā)揮資源配置優(yōu)勢(shì)，保持經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展。本文核心是聚焦于地方政府的投資性支出與私人的投資行為，從地方政府與企業(yè)之間相互作用機(jī)制的視角理解和分析中國(guó)高投資事實(shí)，這也將為中國(guó)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革和經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下向高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型提供參考和建議。

國(guó)內(nèi)外已經(jīng)有較多的文獻(xiàn)解釋中國(guó)“高投資”的現(xiàn)象，如基于資本高回報(bào)率角度，消費(fèi)者偏好儲(chǔ)蓄行為、制度激勵(lì)措施等角度(Narayan，2005；Song et al.，2011；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前沿課題組，2005；呂冰洋和毛捷，2014)[1～4]，而本文著眼于政府行為與企業(yè)個(gè)體的投資行為。從立足于政府支出行為和投資行為的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)來(lái)說(shuō)，較多的文獻(xiàn)聚焦于政府支出行為對(duì)私人投資的擠入和擠出效應(yīng)。就理論文獻(xiàn)方面，Arrow和Kruz(1970)[5]、Barro(1990)[6]認(rèn)為政府支出為生產(chǎn)性支出，進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)具有產(chǎn)出的外部性，其性質(zhì)與資本相同，具有投資性的用途(1)本文認(rèn)為文獻(xiàn)中生產(chǎn)性支出即是文章的研究目標(biāo)——投資性支出。其原因有三：第一，政府的財(cái)政支出按經(jīng)濟(jì)影響分類，可以分為生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出，顯然相比于消費(fèi)性支出，生產(chǎn)性支出具有政府投資的功能，故可稱為投資性支出。第二，在2019年的《政府投資條例》中指出，政府投資是指在中國(guó)境內(nèi)使用預(yù)算安排的資金進(jìn)行固定資產(chǎn)投資建設(shè)活動(dòng)，包括新建、擴(kuò)建、改建、技術(shù)改造等。因而，一般公共預(yù)算中生產(chǎn)性支出即是政府投資的一部分。參見(jiàn)2019年中華人民共和國(guó)國(guó)務(wù)院令第712號(hào)《政府投資條例》。第三，在經(jīng)驗(yàn)分析中，文獻(xiàn)中多采納的生產(chǎn)性支出指標(biāo)主要包括基本建設(shè)支出和農(nóng)林水氣支出，符合政府投資定義，故稱為投資性支出。，在內(nèi)生增長(zhǎng)模型得出政府支出與私人投資均有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)福利提高。Turnovsky和Fisher(1995)[7]、嚴(yán)成樑和龔六堂(2009)[8]將生產(chǎn)性和消費(fèi)性支出同時(shí)加入Ramsey增長(zhǎng)模型，關(guān)注不同的財(cái)政支出類型與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、社會(huì)福利間的作用機(jī)制，而呂冰洋和毛捷(2014)[4]4同樣在該框架下，認(rèn)為財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和稅收收入結(jié)構(gòu)能夠解釋中國(guó)高投資和低消費(fèi)的典型事實(shí)。在實(shí)證文獻(xiàn)方面，政府支出行為對(duì)私人投資的影響結(jié)論主要有兩個(gè)方面，一方面結(jié)論如凱恩斯學(xué)派的觀點(diǎn)，政府支出的擴(kuò)大將減低其他市場(chǎng)主體的投資額度，即擠出私人投資(Bairam and Ward，1993；Atesoglu and Emerson，2008)[9～10]；另一方面認(rèn)為存在擠入效應(yīng)，政府支出有利于私人投資的增加(Vijverberg et al.，1997)[11]。還有部分文獻(xiàn)認(rèn)為該結(jié)論隨其他因素變化而不同(Erden and Holcombe，2005)[12]。

在地方政府的財(cái)政支出行為文獻(xiàn)中，偏向投資性支出是中國(guó)地方政府經(jīng)濟(jì)行為的重要特征。首先，在文獻(xiàn)中，中國(guó)地方政府偏向投資性支出的主要原因有：一是地方政府追求的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)激勵(lì)和稅收增長(zhǎng)激勵(lì)；二是地方政府官員以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為跳板，追求個(gè)人的政治晉升激勵(lì)(Li and Zhou，2005；傅勇和張晏，2007；尹恒和朱虹，2011)[13～15]。地方政府充分發(fā)揮投資性支出的產(chǎn)出效應(yīng)，利用政府的引導(dǎo)作用，提高本地區(qū)生產(chǎn)要素的積累速度，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政治晉升。因而，本文關(guān)注點(diǎn)在于政府投資性支出是否帶動(dòng)私人投資的增加，政府投資性支出是否助推中國(guó)“高投資”的典型事實(shí)，以及政府投資性支出是否有利于引導(dǎo)中國(guó)投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。其次，在政府支出和投資行為的經(jīng)驗(yàn)分析文獻(xiàn)中，較多的文獻(xiàn)基于宏觀的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，而本文則著眼于企業(yè)個(gè)體的投資行為，同時(shí)結(jié)合地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，分析政府投資與私人投資行為的作用機(jī)制。最后，本文的文獻(xiàn)來(lái)源還參考了其他兩個(gè)方面的研究，一方面為政府稅收行為和企業(yè)投資，關(guān)注的主題主要有政府稅收優(yōu)惠、納稅征管、稅制改革等行為對(duì)企業(yè)投資行為的研究分析(Zwick and Mahon，2017；Liu and Mao，2019；付文林和趙永輝，2014；許偉和陳斌開(kāi)，2016)[16～19]；另一方面為政府投資性支出和項(xiàng)目實(shí)施的制度背景和基礎(chǔ)，劉長(zhǎng)喜等(2014)[20]、陳志勇和陳思霞(2014)[21]分別從中央和地方政府的投資能力、財(cái)政預(yù)算約束等角度對(duì)政府投資行為的實(shí)施和制度依賴進(jìn)行分析。

本文在內(nèi)生增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)上，加入企業(yè)投資行為的調(diào)整成本，理論機(jī)制分析表明，地方政府的偏向投資性支出行為，以及企業(yè)的調(diào)整成本、消費(fèi)者偏好等因素均作用于企業(yè)投資的投資選擇；同時(shí)聯(lián)系中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征，發(fā)現(xiàn)地方政府的投資性支出偏向?qū)⒋龠M(jìn)企業(yè)的投資水平。經(jīng)驗(yàn)分析有力地論證了上述結(jié)論，發(fā)現(xiàn)地方政府的投資性公共支出占比提高10%，該地區(qū)內(nèi)企業(yè)的凈投資率將增加0.54%；在地級(jí)市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，投資性支出占GDP比值提高10%將帶來(lái)該地區(qū)的固定資產(chǎn)投資占GDP比重的增長(zhǎng)幅度為12%～14%，進(jìn)而地方政府投資性支出具有較高的外溢效應(yīng)，是中國(guó)“高投資”典型事實(shí)的形成因素之一。

本文的主要貢獻(xiàn)為：第一，基于中國(guó)地方政府的投資性支出偏向和中國(guó)“高投資”的特點(diǎn)，分析了政府投資對(duì)私人投資、投資結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制，補(bǔ)充了財(cái)政支出行為與企業(yè)投資行為之間的文獻(xiàn)。第二，使用企業(yè)和地級(jí)市面板數(shù)據(jù)分析政府支出行為對(duì)投資的影響，使得經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)論更有說(shuō)服力。第三，在政策方面，聚焦于優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)和推進(jìn)中央與地方政府事權(quán)和支出責(zé)任劃分，著眼于不同類型的政府支出與市場(chǎng)活力之間的關(guān)系，服務(wù)于地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，促進(jìn)企業(yè)投資的活力，引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新行為，優(yōu)化市場(chǎng)主體間的投資結(jié)構(gòu)，進(jìn)而保證區(qū)域經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定和發(fā)展。

后文的結(jié)構(gòu)安排依次是：理論模型，實(shí)證設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)說(shuō)明，實(shí)證結(jié)果和拓展分析，結(jié)論。

二、理論模型和典型事實(shí)

本節(jié)首先借鑒文獻(xiàn)將財(cái)政支出分為投資性支出和消費(fèi)性支出，在內(nèi)生增長(zhǎng)模型中加入企業(yè)投資的調(diào)整成本，聚焦于政府的財(cái)政支出行為與企業(yè)投資行為選擇的作用機(jī)制，并建立相關(guān)命題結(jié)論。

(一)理論模型

在模型設(shè)置中，地方政府的不同財(cái)政支出類型分別進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)和效用函數(shù)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型中，其中主要分析的財(cái)政支出包括投資性支出和消費(fèi)性支出兩部分；模型假設(shè)在地方政府管轄下，存在代表性消費(fèi)者，該消費(fèi)者擁有企業(yè)。

1.基本假定

(1)效用函數(shù)設(shè)置

消費(fèi)者的效用在私人消費(fèi)Ct和公共消費(fèi)CGt中選擇，CGt為地方政府提供的消費(fèi)性支出，則代表性消費(fèi)者的社會(huì)福利函數(shù)為：

(1)

依據(jù)Turnovsky(2000)[22]，采用經(jīng)典的不變替代彈性(Constant Elasticity of Substitution)型效用函數(shù)，具體如下：

(1′)

(1″)

其中，在基準(zhǔn)模型中，分析式(1″)的簡(jiǎn)單情形，在后文的擴(kuò)展分析中討論式(1′)的情形。其中，σ>0，為消費(fèi)的跨期替代彈性；β∈(0,1)表示消費(fèi)者的偏好關(guān)系。且函數(shù)(1′)是二階可微且單調(diào)遞增的嚴(yán)格凹函數(shù)。

(2)企業(yè)行為設(shè)置

借鑒文獻(xiàn)將政府投資性支出PGt加入生產(chǎn)函數(shù)，簡(jiǎn)化分析，設(shè)置勞動(dòng)要素為不變量，且企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為齊次型：

(2)

其中，Y為產(chǎn)出，F(xiàn)(·)為生產(chǎn)函數(shù)，K為資本，A為技術(shù)，α為政府投資性支出PGt的產(chǎn)出彈性。

如同Lucas(1967)[23]等文獻(xiàn)設(shè)置，企業(yè)的投資需要調(diào)整成本，記為:

(3)

其中，V為企業(yè)投資行為的調(diào)整成本，I為企業(yè)投資量，v為企業(yè)投資成本系數(shù)，且v>0。顯然，當(dāng)v>1，企業(yè)的投資所需要的邊際成本遞增，即企業(yè)投資越高，所使用的調(diào)整成本越高；當(dāng)v<1，企業(yè)的投資所需要的邊際成本遞減，即企業(yè)投資越高，所使用的調(diào)整成本越低，即存在規(guī)模效應(yīng)，企業(yè)的成本降低。

(3)政府間行為

模型設(shè)置稅收為收入稅，令實(shí)際稅率為τ，地方政府稅收收入為：

Tt=τtF(Kt,PGt)

(4)

其中，T為地方政府的總收入，PG為地方政府的投資性支出，則地方政府預(yù)算約束方程為：

PGt+CGt=Tt

(5)

gt=τt

(6)

(7)

或者，記為：

Kt+1-Kt=Yt-Tt-Ct-Vt=Yt-Tt-Ct-(Kt+1-Kt)v

(7′)

其次，聯(lián)立式(2)、式(4)，簡(jiǎn)化企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

(8)

2.動(dòng)態(tài)分析

根據(jù)模型的基本設(shè)置，考慮消費(fèi)的效用函數(shù)為式(1″)時(shí)，建立動(dòng)態(tài)Lagrange函數(shù)為：

(9)

其中，λt為資本的動(dòng)態(tài)影子價(jià)格，分別對(duì)資本和消費(fèi)的求偏導(dǎo)，可得到最優(yōu)條件為：

(10)

(11)

化簡(jiǎn)整理有，其中記Ct+1/Ct=gC,t+1。

(12)

(13)

命題1：在一定條件下，地方政府的投資性支出偏向?qū)⒅苯佑绊懡?jīng)濟(jì)系統(tǒng)均衡中企業(yè)個(gè)體的投資行為，其中企業(yè)投資成本的調(diào)整系數(shù)等參數(shù)的變化也將作用于上述影響機(jī)制。

對(duì)式(13)進(jìn)行分析，進(jìn)一步化簡(jiǎn)可知：

(13′)

進(jìn)一步，進(jìn)行偏微分分析可知，且假設(shè)v≠1，則有：

(14)

(二)典型事實(shí)分析

在前文中，建立政府投資性支出與企業(yè)投資行為之間的作用機(jī)制，二者之間的作用關(guān)系則立足于較多的外生條件，如消費(fèi)者的行為偏好、政府投資支出的產(chǎn)出彈性、私人投資的成本調(diào)整系數(shù)等。一方面，由于消費(fèi)者和企業(yè)個(gè)體均屬于個(gè)體行為，具有穩(wěn)定性和復(fù)雜性；另一方面，在政府行為上，政府投資性支出行為將直接或間接作用于個(gè)體行為。該部分著重分析政府投資性支出行為的特點(diǎn)。

首先，中國(guó)地方政府具有偏向投資性支出的行為特點(diǎn)。較多的文獻(xiàn)認(rèn)為中國(guó)地方政府投資性支出偏向的特點(diǎn)，主要原因在于地方政府的稅收收入激勵(lì)和政治晉升激勵(lì)。無(wú)論是稅收收入激勵(lì)還是政治晉升激勵(lì)，二者均以區(qū)域經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的顯性經(jīng)濟(jì)事實(shí)為表現(xiàn)目標(biāo)。在稅收收入角度，地方政府追逐財(cái)政自主權(quán)，提高產(chǎn)出外部性，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；在政治晉升角度，地方政府官員的考核指標(biāo)也主要以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平為政績(jī)考核指標(biāo)(楊其靜和鄭楠，2013)[26]。地方政府的投資性支出行為將直接帶來(lái)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著上升。一方面，政府投資性支出是GDP發(fā)展的一部分；另一方面，政府投資性支出也將短期內(nèi)促進(jìn)私人的投資和就業(yè)行為，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和增長(zhǎng)也促使地方政府加大投資性支出，形成渦輪式推動(dòng)發(fā)展。

其次，中國(guó)“高投資”的典型經(jīng)濟(jì)事實(shí)。如圖3所示，1990年以來(lái)，中國(guó)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)的年均增長(zhǎng)率依次為21.0%、14.9%，消費(fèi)的增長(zhǎng)速度顯著低于投資的增長(zhǎng)速度，一系列文獻(xiàn)論述探討了中國(guó)“高投資”的典型事實(shí)，聚焦于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特征和轉(zhuǎn)型發(fā)展。其中，呂冰洋和毛捷(2014)[4]4認(rèn)為財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和稅收結(jié)構(gòu)的變化共同解釋了中國(guó)高投資和低消費(fèi)典型事實(shí)，并突出投資性支出的外部性作用，將推動(dòng)投資消費(fèi)比的上升，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

在理論模型中，首先建立政府投資性支出與企業(yè)投資行為之間的作用機(jī)制，基于數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)投資成本的調(diào)整系數(shù)大于1時(shí)，政府投資性支出增加將減少企業(yè)投資規(guī)模；反之，則增加投資規(guī)模。在典型事實(shí)分析中，基于中國(guó)地方政府偏向投資性支出的行為特點(diǎn)，在“高投資”的典型事實(shí)大背景下，本文依據(jù)1998—2006年企業(yè)數(shù)據(jù)和地級(jí)市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，并提出如下命題假設(shè)。

假設(shè)1：地方政府的投資性支出偏向?qū)⑻岣咂髽I(yè)個(gè)體的投資水平。

此外，基于上述理論模型和典型事實(shí)分析，結(jié)合后文的實(shí)證分析，本文的核心將政府投資性支出定義為政府預(yù)算支出中的投資性、資本性、生產(chǎn)性的財(cái)政支出。因而，本文一定程度上忽視了基于地方政府行為下非預(yù)算性的財(cái)政支出，如地方政府投融資項(xiàng)目支出，與社會(huì)資本合作的資本性支出以及地方政府債券中，投資性支出等方面。其原因主要有，一方面政府預(yù)算內(nèi)的投資性支出測(cè)算和衡量更為標(biāo)準(zhǔn)化和具有代表性；另一方面，在政府投融資支出和地方政府債券中，投資性支出的統(tǒng)計(jì)口徑具有較大的差異性和不確定性。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

為了從實(shí)證上檢驗(yàn)地方政府投資性支出偏好對(duì)私人投資行為的影響，本節(jié)首先采用1998—2006年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析(3)考慮到在《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》對(duì)財(cái)政支出分類統(tǒng)計(jì)的截止年份為2007年；為保證生產(chǎn)性支出指標(biāo)的統(tǒng)一，故采用的年份時(shí)間為1998—2006年。。

(一)計(jì)量模型

在實(shí)證分析中，以縣級(jí)地區(qū)的投資性支出比重作為核心解釋變量，以企業(yè)個(gè)體的凈投資率為被解釋變量，建立如下雙向固定效應(yīng)(FE)模型：

yi,c,t=α+β·pdrc,t+γ1·Xc,t+γ2·Yi,c,t+ui+vt+εi,c,t

(15)

其中，yi,c,t為結(jié)果變量，表示位于縣級(jí)地區(qū)c的企業(yè)i在t年的凈投資率；解釋變量pdrc，t是縣級(jí)地區(qū)c在t年的政府投資性支出的比重。模型中的控制變量依次為，縣級(jí)地區(qū)的控制變量Xc,t和企業(yè)的控制變量Yi,c,t。此外，ui為企業(yè)的固定效應(yīng)，εi,c,t為誤差項(xiàng)。

在式(15)中，被解釋變量為yi,c,t，表示企業(yè)的凈投資率，本文在基準(zhǔn)模型中使用指標(biāo)inr1=(基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)用的固定資產(chǎn)原值的實(shí)際值-上一年基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)用的固定資產(chǎn)原值的實(shí)際值)/企業(yè)總產(chǎn)值，記為基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)用的固定資產(chǎn)原值的企業(yè)凈投資率；在穩(wěn)健性分析中，使用inr2=(固定資產(chǎn)原值的實(shí)際值-上一年固定資產(chǎn)原值的實(shí)際值)/企業(yè)總產(chǎn)值，記為基于固定資產(chǎn)原值的企業(yè)凈投資率。其中，圖4描述企業(yè)凈投資率變量的指標(biāo)(INR1)在不同地區(qū)的均值變化；可以發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)，企業(yè)的凈投資率水平呈現(xiàn)逐步提高的趨勢(shì)，而中部和西部地區(qū)的企業(yè)凈投資率水平則表現(xiàn)出跳躍、不穩(wěn)定的變化趨勢(shì)，且二者顯著低于東部地區(qū)。

在式(15)中，解釋變量pdrc,t是縣級(jí)地區(qū)c在t年的政府投資性支出的比重，如前文中說(shuō)明，在該指標(biāo)中略去政府融資平臺(tái)和地方政府債券中的投資性支出。參考已有文獻(xiàn)的做法，本文采用兩種統(tǒng)計(jì)口徑來(lái)衡量。一是基準(zhǔn)口徑：

二是僅使用包括基本建設(shè)支出的小口徑來(lái)衡量：

其中，財(cái)政支出均指一般預(yù)算財(cái)政支出。

本文將主要關(guān)注β的估計(jì)系數(shù)。根據(jù)理論機(jī)制分析，如果地方政府提高投資性支出比重，該地區(qū)企業(yè)的凈投資率水平將提高，即β>0。

本文將設(shè)置控制變量置于縣級(jí)地區(qū)的控制變量Xc,t和企業(yè)的控制變量Yi,c,t。依據(jù)已有文獻(xiàn)設(shè)置，Xc,t包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lngpc)，即人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)來(lái)反映；人口密度(popint)；工業(yè)化水平(indr)，使用的是第二產(chǎn)業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重；城鎮(zhèn)化水平(urbr)，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀徽?guī)模(lnfispop)，使用的是每萬(wàn)人財(cái)政供養(yǎng)人口；轉(zhuǎn)移支付比重(tranr)，即令轉(zhuǎn)移支付等于一般公共預(yù)算收入與支出差值，取其差值與一般公共預(yù)算支出的比值。

企業(yè)的控制變量Yi,c,t包括企業(yè)員工人數(shù)(lnL)、企業(yè)年齡(lnage)、企業(yè)貸款能力(finr)、企業(yè)的銷售額與總產(chǎn)值之比(saler)、企業(yè)的利潤(rùn)率(ROA)、企業(yè)的負(fù)債率(debr)、是否為國(guó)有企業(yè)(dusoe)、是否為外資企業(yè)(dufrn)以及企業(yè)的流動(dòng)負(fù)債比率(ldx)，反映該企業(yè)對(duì)資金的流動(dòng)性需求等。

本文在基準(zhǔn)模型中，首先，使用OLS方法和固定效應(yīng)(FE)方法進(jìn)行回歸分析，使用基準(zhǔn)口徑的企業(yè)凈投資率和投資性支出占比作為核心變量；其次，更換核心變量、分地區(qū)進(jìn)行分樣本分析；再次，考慮到投資性支出占比和企業(yè)凈投資率可能存在的內(nèi)生性，如反向因果、遺漏變量的可能性，故考慮用工具變量法(IV)對(duì)式(15)進(jìn)行分析，其中使用工具變量為省級(jí)地區(qū)在當(dāng)年任職的中央委員和中央候補(bǔ)委員的數(shù)量(記作中央委員數(shù))，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的；最后，進(jìn)一步拓展，使用地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，分析政府性投資支出與地區(qū)投資結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

實(shí)證分析數(shù)據(jù)采用1998—2006年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)，企業(yè)的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)處理方法如下：采用與Brandt等(2011)[27]類似的方法進(jìn)行企業(yè)代碼核實(shí)，剔除主要指標(biāo)的缺失或小于0的那些觀測(cè)值，剔除關(guān)鍵變量的大于其99%分位數(shù)和小于其1%分位數(shù)的觀測(cè)值?？h級(jí)地區(qū)、地級(jí)市城市的財(cái)政數(shù)據(jù)和其他控制變量數(shù)據(jù)，主要來(lái)源于《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，對(duì)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)剔除各變量1%的極端值。工具變量數(shù)據(jù)使用縣級(jí)地區(qū)所在省份具有的中央委員數(shù)目，數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)網(wǎng)站的手工整理。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析見(jiàn)表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2顯示了使用OLS方法和固定效應(yīng)(FE)估算方法估算方程(15)的結(jié)果。其中，第(1)列為OLS方法，第(2)至第(5)列為FE方法，控制變量依次變換，分別控制企業(yè)和年度控制變量。該模型的標(biāo)準(zhǔn)誤聚類是在縣域產(chǎn)業(yè)層面。

表2 投資性支出占比對(duì)企業(yè)凈投資率的影響(基準(zhǔn)模型)

回歸結(jié)果表明，政府投資性支出比例的增加將顯著提高企業(yè)的凈投資率。第(5)列回歸系數(shù)表明，縣級(jí)地區(qū)政府投資性支出占比提高10%，地區(qū)企業(yè)凈投資率提高0.54%，相當(dāng)于0.10樣本標(biāo)準(zhǔn)差。第(2)～(4)列回歸系數(shù)顯著正相關(guān)，顯著水平至少為10%，其回歸結(jié)果與第(5)列相似。回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，地方政府的投資支出偏好行為符合假設(shè)1，將顯著提升地方企業(yè)的投資水平，進(jìn)而有利于該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

從縣級(jí)控制變量來(lái)看，縣級(jí)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平將顯著提高該地區(qū)企業(yè)的凈投資率，而轉(zhuǎn)移支付占財(cái)政支出的比例將顯著降低企業(yè)的凈投資水平。如表2所示，縣級(jí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lngpc)和城鎮(zhèn)化水平(urbr)均為1%的顯著水平，這在一定程度上表明縣級(jí)區(qū)域具有良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。合理的條件有助于促進(jìn)投資，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展。轉(zhuǎn)移支付比例顯著降低了企業(yè)的凈投資水平，這一結(jié)論符合凱恩斯學(xué)派關(guān)于財(cái)政政策的“擠出效應(yīng)”理論。當(dāng)?shù)胤秸枚愂照{(diào)節(jié)各地區(qū)的財(cái)政平衡時(shí)，一定的條件是利用政府支出行為擠出私人投資，使公司的凈投資率降低。在企業(yè)方面，企業(yè)盈利能力的提高、流動(dòng)負(fù)債率的提高以及員工人數(shù)的增加將有助于公司投資水平的提高，而公司的年齡、貸款能力、銷售率、負(fù)債率等因素不會(huì)增加企業(yè)投資比重。

(二)討論

1.更換核心變量

首先，表3依次更換被解釋變量和解釋變量，直接采用企業(yè)按固定資產(chǎn)原值計(jì)算的凈投資率(INR2)，不再關(guān)注公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的固定資產(chǎn)；同時(shí)解釋變量替換為小口徑指標(biāo)，只有包括基本建設(shè)支出的投資性支出(pdr2)的占比作為解釋變量。(1)～(2)、(3)～(4)列的被解釋變量為INR1、INR2。

表3 投資性支出占比對(duì)企業(yè)凈投資率的影響(更換核心變量)

回歸結(jié)果表明，更換核心解釋變量和被解釋變量，擴(kuò)大政府投資性支出比例將顯著提高公司的凈投資率，結(jié)論與基準(zhǔn)模型相同。在第(3)列中，該地區(qū)政府投資性支出占縣級(jí)財(cái)政支出的比重提高了10%，企業(yè)凈投資率也將提高0.22%，該比值小于基準(zhǔn)模型；這在一定程度上表明，地方政府的投資性支出在促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、擴(kuò)大企業(yè)固定資產(chǎn)項(xiàng)目產(chǎn)值等方面的投資將更加密集，但對(duì)其他消費(fèi)性支出和使用性固定資產(chǎn)項(xiàng)目的激勵(lì)力度將有所降低。在第(2)列和第(4)列的小口徑指標(biāo)的回歸結(jié)果中，公司凈投資率在1%顯著水平上為正，回歸結(jié)果分別為0.66%和0.33%(當(dāng)政府投資性支出比例增加10%時(shí))；該結(jié)果均略大于基準(zhǔn)口徑下的結(jié)論，說(shuō)明地方政府的基本建設(shè)性支出將更有利于企業(yè)投資率的提高。

2.按照地區(qū)分組

表4分析東部、中部和西部地區(qū)的子樣本估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，當(dāng)?shù)胤秸顿Y性支出占比增加時(shí)，中西部地區(qū)的企業(yè)凈投資率將增加，東部地區(qū)的企業(yè)凈投資率變動(dòng)不顯著。表4顯示，無(wú)論選基準(zhǔn)口徑或小口徑的投資性支出比例，模型的估計(jì)結(jié)果相近。當(dāng)投資性支出比重提高1%時(shí)，中部地區(qū)企業(yè)凈投資率將提高0.09%～0.10%，西部地區(qū)將提高0.19%～0.22%，東部地區(qū)的估計(jì)系數(shù)為0.02%～0.04%，故東部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果均小于中西部地區(qū)，且中部地區(qū)的估計(jì)系數(shù)小于西部地區(qū)。已知東部地區(qū)的投資性支出占比高于中部地區(qū)，中部地區(qū)高于西部地區(qū)，上述模型的估計(jì)系數(shù)正好與上述比重的排序相反，主要原因?yàn)椋皇菛|部相較于中部，中部相較于西部，均具有較好的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和資本投資率，故該地區(qū)的企業(yè)對(duì)凈投資的需求程度減小；二是根據(jù)邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，當(dāng)西部地區(qū)具有較低的投資性支出比重時(shí)，其對(duì)企業(yè)投資行為的影響程度更大，故該地區(qū)企業(yè)凈投資率的提高程度更大。

表4 投資性支出占比對(duì)企業(yè)凈投資率的影響(地區(qū)分組)

3.按照企業(yè)性質(zhì)分組

表5采用企業(yè)凈投資率(INR1)作為被解釋變量。(1)～(3)和(4)～(6)集團(tuán)分別是國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)(包括香港和澳門(mén))，對(duì)兩種口徑的投資性支出比例分別進(jìn)行分析。

表5 投資性支出占比對(duì)企業(yè)凈投資率的影響(企業(yè)性質(zhì)分組)

回歸結(jié)果表明，縣級(jí)政府投資性支出較高，該地區(qū)的國(guó)有企業(yè)和外商投資企業(yè)將顯著提高企業(yè)的凈投資率，而民營(yíng)企業(yè)則不那么突出。首先，如表5所示，雖然第(2)列和第(5)列私營(yíng)企業(yè)組的回歸系數(shù)不顯著，但統(tǒng)計(jì)結(jié)果與其他公司的結(jié)果一致；本文認(rèn)為，地方政府投資性支出比例的增加將促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。增加投資，擴(kuò)大產(chǎn)出和業(yè)績(jī)，其結(jié)論與基準(zhǔn)模型一致。其次，外商投資企業(yè)的凈投資率對(duì)地方政府行為的影響最大?？赡艿脑蚴峭赓Y企業(yè)通常具有較大的產(chǎn)值和規(guī)模，能夠充分發(fā)揮公共支出產(chǎn)出的外部性。

4.內(nèi)生性分析

針對(duì)地方政府投資性支出資金與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目固定資產(chǎn)投資之間可能存在的反向因果關(guān)系，本文利用工具變量(IV)檢驗(yàn)了兩者之間的關(guān)系。據(jù)吳鳳武等(2013)[28]、呂冰洋和張凱強(qiáng)(2018)[29]表示，地方政府的轉(zhuǎn)移支付資金和政府資金的使用受到省政府的政治權(quán)力(省一級(jí)中央委員的數(shù)量)的影響。因而，本文選擇將在省級(jí)的中央委員人數(shù)作為投資性支出比例的工具變量，一方面中央委員人數(shù)與地方政府支出規(guī)模相關(guān)，進(jìn)而也將決定該地區(qū)的政府投資性支出規(guī)模，因而表現(xiàn)工具變量(IV)與核心解釋變量間的相關(guān)性；另一方面，中央委員人數(shù)與該地區(qū)企業(yè)投資規(guī)模則表現(xiàn)為獨(dú)立性?；貧w結(jié)果如表6所示，并控制相關(guān)變量。

工具變量的LM檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)和顯著性檢驗(yàn)均滿足工具變量的識(shí)別條件。回歸結(jié)果表明，該結(jié)論與基準(zhǔn)模型相似，即縣級(jí)地區(qū)政府投資性支出比例的增加將顯著提高該地區(qū)企業(yè)的凈投資率。如表6第(1)列和第(2)列所示，盡管第(1)列的顯著性較弱，但考慮回歸系數(shù)值的大小和符號(hào)的方向，則認(rèn)為內(nèi)生處理后的模型結(jié)果也與基準(zhǔn)模型相同。

表6 投資性支出占比對(duì)企業(yè)凈投資率的影響(IV分析)

綜上所述，穩(wěn)健性分析有力地論證了基準(zhǔn)結(jié)果，聯(lián)系理論機(jī)制分析，顯著地說(shuō)明中國(guó)地方政府的投資性支出偏向均有利于促進(jìn)地方企業(yè)投資率水平的提高，進(jìn)而擴(kuò)大企業(yè)產(chǎn)出，提高企業(yè)創(chuàng)新能力，促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

五、拓展分析

基于前文的經(jīng)驗(yàn)分析，地方政府偏向投資性支出，極大地促進(jìn)企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資投入，提高企業(yè)的凈投資率。另外，在政府投資和企業(yè)投資的經(jīng)驗(yàn)分析中，政府投資性支出占財(cái)政支出比重增加10%，企業(yè)凈投資率將增加0.54%左右；那么政府投資是否擠出私人投資資金，進(jìn)而符合凱恩斯的觀點(diǎn)，本文進(jìn)一步使用地級(jí)市的投資結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。

首先，更換以地級(jí)市城市的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)作為被解釋變量；同時(shí)，增加投資性支出指標(biāo)pdr4=(基本建設(shè)支出+農(nóng)林水氣支出)/GDP，其中，pdr3=(基本建設(shè)支出+農(nóng)林水氣支出)/財(cái)政支出，保持不變。因而，建立如下雙向固定效應(yīng)(FE)模型：

yp,t=α1+β1·pdrp,t+γ1·Xp,t+up+vt+εp,t

(15′)

其中，在式(15′)中，yp,t為結(jié)果變量，表示位于地級(jí)市城市p在t年的固定投資水平，即固定資產(chǎn)投資占GDP比重，其描述性和趨勢(shì)性分析見(jiàn)圖5；比較圖4和圖5可知，尤其在西部地區(qū)，地級(jí)市的固定資產(chǎn)投資額度遠(yuǎn)高于該地區(qū)企業(yè)的私人固定資產(chǎn)投資投入，也相應(yīng)地表明，地方政府的投資在西部地區(qū)占有較高的比重，而企業(yè)投資水平落后于東部和中部地區(qū)。解釋變量pdrp,t則表示在地級(jí)市城市p在t年的政府投資性支出比重。在式(15′)的模型中控制地級(jí)市的控制變量Xp,t，包括該城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口密度、工業(yè)化水平、轉(zhuǎn)移支付比重以及該城市的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)、中小學(xué)在校人數(shù)占比、所在省份的老年人口比率和市場(chǎng)化指數(shù)等(5)此處省略相關(guān)變量的數(shù)據(jù)描述，如有需要，可聯(lián)系作者。。

回歸結(jié)果見(jiàn)表7，F(xiàn)E模型的結(jié)論顯示，當(dāng)?shù)丶?jí)市政府的投資性支出占比提高時(shí)，將增加該地區(qū)的固定資產(chǎn)投資水平。首先，如表7結(jié)果顯示，當(dāng)政府投資性支出占財(cái)政支出比值提高10%，該地區(qū)的固定資產(chǎn)投資總額將提高1.8%～2.0%；當(dāng)政府投資性支出占GDP比值提高10%，該地區(qū)的固定資產(chǎn)投資總額將提高12%～14%。其次，當(dāng)使用財(cái)政支出占比指標(biāo)時(shí)，結(jié)合表2的基準(zhǔn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該比重遠(yuǎn)大于企業(yè)固定資產(chǎn)凈投資水平，這里原因主要有，地級(jí)市的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)指標(biāo)包括政府投資和農(nóng)村建設(shè)投資，因而一定程度上放大了地方政府財(cái)政支出的外部性作用。最后，當(dāng)使用投資性支出占GDP比重時(shí)，地區(qū)的固定資產(chǎn)投資水平的增加幅度高于前者；另外，考慮到投資性支出與固定資產(chǎn)投資絕對(duì)量的差異，地方政府的投資性支出具有較大的產(chǎn)出外部性和外溢效應(yīng)，因而地方政府的投資性支出是中國(guó)“高投資”典型事實(shí)的一個(gè)重要因素。

表7 地級(jí)市投資性支出占比對(duì)投資的影響(城市面板基準(zhǔn)模型)

其次，更換被解釋變量為固定資產(chǎn)投資的構(gòu)成，依次為固定資產(chǎn)投資中的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資(fixedr_estate)、基本建設(shè)投資(fixedr_con)、更新改造投資(fixedr_new)和國(guó)有企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資(fixedr_soenew)，結(jié)果如表8所示。表8顯示，地方政府提高投資性支出，將有利于房地產(chǎn)投資和基本建設(shè)投資，而對(duì)更新改造投資的影響幅度顯著弱于前二者，也不利于國(guó)有企業(yè)的增加新投資。結(jié)合表3的回歸結(jié)果，可以看出，地方政府投資性支出指標(biāo)的增加更有利于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性固定資產(chǎn)投資項(xiàng)目的增加。

表8 地級(jí)市投資性支出占比對(duì)投資的影響(投資結(jié)構(gòu)分組)

六、結(jié)論

本文使用1998—2006年企業(yè)面板數(shù)據(jù)和地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，分析中國(guó)地方政府的投資性支出偏向?qū)λ饺送顿Y、企業(yè)投資行為、區(qū)域投資結(jié)構(gòu)的影響，其結(jié)論為：

在內(nèi)生增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)上，加入企業(yè)投資行為的調(diào)整成本，理論機(jī)制分析表明，地方政府的投資性支出偏向以及企業(yè)的調(diào)整成本、消費(fèi)者偏好等因素均作用于企業(yè)的投資行為。經(jīng)驗(yàn)分析論證上述結(jié)論，發(fā)現(xiàn)地方政府的政府投資性支出占財(cái)政支出比值提高10%，該地區(qū)內(nèi)企業(yè)的凈投資率將增加0.54%，一系列穩(wěn)健性分析也驗(yàn)證該結(jié)論；在地級(jí)市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，投資性支出占GDP比值提高10%將帶來(lái)該地區(qū)的固定資產(chǎn)投資占GDP比重的增長(zhǎng)幅度為12%～14%，進(jìn)而地方政府投資性支出具有較高的外溢效應(yīng)，是中國(guó)“高投資”典型事實(shí)的形成因素之一。

基于地方政府的偏向投資性支出的行為特點(diǎn)，立足于解釋中國(guó)“高投資”背景下企業(yè)投資行為選擇的現(xiàn)狀和問(wèn)題，本文的分析將為構(gòu)建和完善政府間財(cái)政支出責(zé)任和事權(quán)的劃分，激活和擴(kuò)大企業(yè)投資，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和穩(wěn)定提供政策建議。第一，科學(xué)認(rèn)識(shí)政府投資的經(jīng)濟(jì)范疇和概念。要科學(xué)認(rèn)識(shí)政府投資的邊界和范圍，充分發(fā)揮政府投資的積極性，識(shí)別和辨別市場(chǎng)失靈的誤區(qū)，發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用，帶動(dòng)市場(chǎng)主體的活力。第二，現(xiàn)階段推進(jìn)中央與地方財(cái)政事權(quán)和支出責(zé)任劃分也是新時(shí)期推進(jìn)和完善現(xiàn)代財(cái)政制度建設(shè)的重要內(nèi)容，一方面充分發(fā)揮基層政府的積極性，建立服務(wù)型政府；另一方面厘清各個(gè)政府層級(jí)間的責(zé)任，充分推動(dòng)“放管服”政策的落實(shí)，便利市場(chǎng)主體的行為，進(jìn)而也將作用于企業(yè)的投資和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。第三，地方政府投資性支出不僅影響企業(yè)固定資產(chǎn)投資，降低投資成本，也將降低市場(chǎng)主體的經(jīng)營(yíng)成本、融資成本等，促進(jìn)區(qū)域間協(xié)同發(fā)展。第四，2019年《政府投資條例》的頒布實(shí)施，以及新冠肺炎疫情流行的大背景，應(yīng)該科學(xué)地制定政府投資的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)市場(chǎng)投資的短板，有利地引導(dǎo)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因而，完善政府和市場(chǎng)關(guān)系，優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)和鼓勵(lì)企業(yè)的投資和創(chuàng)新行為，激活企業(yè)經(jīng)營(yíng)活力，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和效益，對(duì)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展和穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要意義。