政府投資對民間投資擠入擠出效應的實證研究

[摘要]本文選取中國1981—2011年的年度數據對政府投資對民間投資的擠入擠出效應進行實證分析，通過建立協整關系和向量誤差修正模型，發現長期中政府投資對民間投資存在擠入效應，但在短期內有一定的擠出作用，政府應該優化投資結構，減少政府投資在短期內對民間投資的負面影響。

[關鍵詞]政府投資；民間投資；擠入擠出效應；向量誤差修正模型

[中圖分類號]F121[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2012）52-0075-02

1引言

對于擠出效應，傳統的觀點是基于IS-LM模型的分析，當政府采取擴張性的財政政策增加支出時，會引起貨幣市場均衡狀態的改變，提高利率，從而擠出民間投資，使得財政政策部分失效甚至對經濟發展有不良影響。1989年Aschauer提出了公共投資的擠入效應理論，認為當公共支出作為生產要素投入且與民間資本互補時，公共投資的增加會提高民間資本的勞動生產率，對民間投資產生促進作用，即擠入效應。實際經濟中政府投資與私人投資的擠入擠出效應表現為一種綜合效應，究竟是擠入還是擠出要看兩種效應的強弱，具體需要通過實證來檢驗，大量的學者針對這一問題做了實證分析。

國內外學者的觀點大體有三種，一是認為政府投資對民間投資更傾向于擠入效應，Aschauer（1989）首先通過對美國的數據進行實證分析驗證了自己觀點的正確性，他發現長期中政府的公共設施投資在民間生產分配方面對民間投資呈現互補關系，擠入效應的作用更加明顯。二是認為政府投資對民間投資存在擠出效應，Ghali（1998）、Pritha Mitra（2006）等學者的實證研究都支持這一觀點。三是認為政府投資對民間投資的影響有限，比如Monadjemi（1996）利用方差分解對英國和美國的數據進行了實證研究，表明財政支出并不是影響民間投資的主要因素。

國內學者對我國的具體情況也做了大量的分析，楚爾鳴，魯旭（2008）結構向量自回歸模型證明政府投資對同期的民間投資產量了一定的擠出效應；董昕（2010）基于房地產市場的省級面板數據，認為政府投資在土地、信貸資金等方面與私人投資的競爭擠出了私人投資。劉溶滄，馬拴友（2001）通過對國債對利率的影響分析，認為公共投資對私人投資有一定擠入作用。另外，孫旭，羅季（2004）、王璽，張勇（2009）等認為我國政府投資對民間投資的抑制或者帶動作用并不顯著。

概括以往的研究，國內外學者并沒有得到一個統一的結論，雙方都有著大量的實證支持。在此基礎上，本文選擇協整與向量誤差修正模型，用我國1981—2011年的年度數據進行進一步的實證研究。

2指標選取和數據處理

2.1指標選取

從官方公布數據的體系來看，我國政府投資和民間投資并沒有準確的官方數據，學術界對于政府投資和民間投資的界定主要有三種方式：一是從政府財政預算支出的科目來進行劃分，主要是將財政支出分為經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行劃分，將公共性較強的行業作為政府投資的范疇，將其他競爭性行業的投資看做民間投資。三是從資金來源上劃分，將預算內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：用全社會固定資產投資按資金來源分的預算內投資來表示政府投資規模（用符號“zftz”表示）；用全社會固定資產投資按資金來源分的自籌和其他資金來表示民間投資規模（用符號“mjtz”表示）。另外，引入國內生產總值（用符號“gdp”表示）來表示宏觀經濟的發展情況。

本文所使用數據來源于《中國統計年鑒》。

2.2數據的處理

本文選擇中國1981—2011年的年度數據進行研究，為了保證數據的可比性，首先要對數據進行價格平減。分別用GDP指數和固定資產投資價格指數將GDP和政府投資、民間投資換算到2000年的可比價。其中1981—1989年的固定資產投資價格指數缺失，用GDP價格指數進行替代。

另外，為了盡量減少數據變化的非線性影響，分別對每個變量取自然對數，得到lnzftz、lnmjtz、lngdp。

3實證分析過程

3.1變量的平穩性檢驗

建立協整和向量誤差修正模型，要保證每個變量具有相同的單整階數，因此，首先要對每個變量進行單位根檢驗，判斷各序列的平穩性。本文采用ADF法對序列進行單位根檢驗，選擇AIC準則確定最優滯后階數，檢驗結果如表1所示，本文中三個變量都是一階單整序列，具有相同的單整階數。

表1變量平穩性檢驗結果變量12檢驗類型

（C，T，K）12ADF統計量125%臨界值12相伴概率12結論lnzftz12（C，0，1）1202512-2.97120971212非平穩Δlnzftz12（C，0，0）12-3.53**12-2.97120014112平穩lnmjtz12（C，0，7）123.4712-2.99121000012非平穩Δlnmjtz12（C，0，0）12-3.57**12-2.97120013012平穩lngdp12（C，0，4）1201112-2.98120959212非平穩Δlngdp12（C，0，1）12-4.21***12-2.97120002812平穩注：1盋、T表示檢驗回歸中含常數項和趨勢項，K表示檢驗回歸包含的滯后階數。

2*、**、***分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設。

3.2協整檢驗

本文中三個變量都是一階單整的，它們之間可能存在某種平穩的線性組合，即變量之間的協整關系。本文用Johansen方法檢驗政府投資與私人投資之間的這種長期均衡關系。根據AIC準則，選擇最佳滯后階數為3，選擇有截距項無趨勢項的協整檢驗形式，得到檢驗結果如表2所示。

表2政府投資、民間投資與GDP的Johansen協整檢驗結果零假設12特征根12跡檢驗12最大特征根檢驗跡統

計量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1203371211.471215.491201841211081214.26120150至多2個12001412039123.8412053312039123.84120533

跡統計量和最大特征值統計量都在5%的顯著性水平下拒絕了沒有協整關系的原假設，說明各變量間存在一個協整關系。進一步，得到標準化的協整方程：

lnmjtzt=036lnzftzt+1.33lngdpt+773+ecmt

（-1024）（-42.25）

ecmt為平穩序列，下方括號中為參數的T統計量。

從協整模型的結論來看，政府投資與民間投資存在正向的長期均衡關系，在其他條件不變的情況下，政府投資增加1%會導致民間投資增加036%，即政府投資對民間投資存在一定的擠入效應。

3.3向量誤差修正模型

協整關系反映了政府投資與民進投資的長期靜態的穩定關系，在此基礎上，需要建立誤差修正模型來研究它們之間的短期動態關系。

向量誤差修正模型的標準形式為：

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結果為：

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

（-484）（-2.16）（-207）（4.78）

R2=061F=846D-W=2.31

下方括號中為估計參數的T統計量。

向量誤差修正模型中，誤差修正項的系數顯著不為零，表明當變量偏離均衡狀態時，模型會以54%的速度將其調回均衡狀態，使變量之間的長期均衡關系得以持續。滯后二期和三期的政府投資的系數也顯著不為零，說明民間投資和政府投資存在短期的關系，短期內政府投資對民間投資有一個負的影響，政府投資增長速度的加快會導致民間投資增長速度的減慢，政府投資對民間投資存在一定的擠出效應。

4主要結論與政策建議

通過建立協整關系和向量誤差修正模型進行實證分析的結果是：政府投資對民間投資在長期存在擠入效應，短期內則表現為一定的擠出效應。這是因為政府投資的方向大多是具有正外部性的公共基礎設施，能顯著改善投資環境，提高民間投資的收益率，在長期來看能夠為民間投資的發展創造良好的條件，從而可以刺激民間投資，促進整個社會的經濟發展；而在短期內，政府投資增加時，由于在資金、勞動力等生產要素上與民間投資形成一定的競爭，民間部門對投資前景不看好會導致政府投資對民間投資的擠出效應。

實證分析的結論首先肯定了現階段我國政府投資對民間投資的帶動作用，政府投資對于繁榮民間投資和發展國民經濟的作用是不容忽視的，但在政府投資的實施過程中，為了盡量減少短期內對民間投資的擠出，應該盡量避免與民間投資爭奪市場資源。政府投資應該更多的集中于公共物品領域，加強基礎設施建設，為民間投資以及整個國民經濟的健康持續發展創造條件。

[作者簡介]王晶（1990—），女，山西霍州人，山西財經大學碩士，研究方向：國民經濟核算與宏觀經濟統計分析。