中國地方政府投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)研究

張宏霞

（遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院，遼寧大連 116023）

中國轉(zhuǎn)型期的一個最重要的特征就是地方政府在地區(qū)經(jīng)濟乃至全國經(jīng)濟的發(fā)展中一直扮演著重要角色，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的過程可以看作是一個從中央政府命令型經(jīng)濟到地方政府主導(dǎo)型經(jīng)濟，再到市場主導(dǎo)型經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型過程。當(dāng)前，我國正處于從地方政府主導(dǎo)型經(jīng)濟向市場主導(dǎo)型經(jīng)濟過渡的進程中，這一時期的主要特征就是地方政府在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中發(fā)揮著重要和核心的作用。由于地方政府具有相對獨立的經(jīng)濟利益，成為推動我國經(jīng)濟快速增長的行為主體，因此在“GDP競賽”目標的推動下，各地方政府紛紛采取了許多措施擴大本地投資，這其中，既有地方政府直接增加投資作為總需求的一部分促進地區(qū)經(jīng)濟增長，也有通過地方政府投資，為私人投資創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，進而促進私人投資的擴大間接拉動地區(qū)經(jīng)濟增長。也就是說，上述兩種政府投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)機制同樣適用于地方政府。地方政府這種通過加大本地投資帶來的經(jīng)濟增長在推動中國經(jīng)濟總體增長中的作用勢必會越來越顯著。然而，目前很多研究在討論政府投資對經(jīng)濟增長的拉動作用的同時，都忽略了地方政府投資對經(jīng)濟增長的作用。本文通過對兩種經(jīng)濟增長效應(yīng)測度的實證研究，試圖發(fā)現(xiàn)我國地方政府投資對經(jīng)濟增長更有效的路徑，為進一步更有效地利用政府投資提供有益參考。

一、文獻綜述

（一）國外研究的現(xiàn)狀和趨勢

關(guān)于政府投資效應(yīng)問題一直以來都引發(fā)國外經(jīng)濟學(xué)家的大量關(guān)注和爭論。政府投資對經(jīng)濟增長的積極意義盡管從理論上得到了論證，但是在實證的意義上，由于不同學(xué)者采用不同的樣本和不同的分析方法，導(dǎo)致各自的結(jié)論分歧較大。主要形成了三種觀點:第一種觀點，認為政府投資對經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)，即政府投資會促進經(jīng)濟增長。這方面的研究較多，代表性的是Auschauer的研究。Auschauer（1989）對美國1949—1985年的時間序列進行了回歸，發(fā)現(xiàn)美國政府公共資本投資對經(jīng)濟增長有顯著的正效應(yīng)，其產(chǎn)出彈性為0.39。Auschauer的開創(chuàng)性分析激發(fā)了探究政府投資經(jīng)濟增長的研究興趣。隨后流行的研究方法是在跨時最優(yōu)框架下，通過對生產(chǎn)者的成本最小化、利潤最大化以及效用最大化等投入產(chǎn)出行為的優(yōu)化利用經(jīng)濟整體或產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)對政府公共資本投資的效應(yīng)問題進行了探索。Kocherlakota和Yi（1996）使用美國1917—1988年的時間序列，結(jié)果都得出了和 Auschauer相似的結(jié)論。Cazzavillan（1993）利用歐洲12個國家1957—1987年的數(shù)據(jù)，估算出政府公共投資的平均產(chǎn)出彈性為0.25，從而認為公共投資對經(jīng)濟增長具有積極的影響作用。至此，關(guān)于政府投資需求效應(yīng)的文獻不僅研究方法日益豐富，對象也由OECD國家擴展到發(fā)展中國家。Sebastien Dessus和Remy Herrera（2000）以28個發(fā)展中國家1981—1991年的面板數(shù)據(jù)作為樣本，建立聯(lián)立方程，使用固定效應(yīng)方法估計了政府投資對增長的影響，結(jié)果顯示，政府投資對長期經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)，但當(dāng)政府投資過度時，公共投資會抑制經(jīng)濟的增長。Ramirez和Nader Nazmi（2003）對拉丁美洲9個國家1983—1993年的數(shù)據(jù)分析得出結(jié)論:政府公共投資和私人投資都有助于經(jīng)濟增長。

第二種觀點，大量文獻在充分揭示政府投資對經(jīng)濟增長的正效應(yīng)同時，也有研究表明政府投資同經(jīng)濟增長逆相關(guān)。Devarajan和Zou（1996）通過使用43個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對于發(fā)展中國家而言，那些傳統(tǒng)上被視為生產(chǎn)性的政府投資支出要么同增長負相關(guān)，要么相關(guān)性不顯著，而經(jīng)常性支出卻同增長正相關(guān);但對于發(fā)達國家而言，上述結(jié)論則相反—生產(chǎn)性支出確實具有“生產(chǎn)性”，而經(jīng)常性支出則對增長具有負效應(yīng)。Devereus、Head和 Lapham（1996）通過使用43個發(fā)展中國家1970—1990年的數(shù)據(jù)，在規(guī)模報酬遞增、寡頭競爭假定前提下研究了政府投資支出對宏觀經(jīng)濟的影響，得到非生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長存在正效應(yīng)，而生產(chǎn)性支出則與經(jīng)濟增長負相關(guān)的結(jié)論，并認為生產(chǎn)性支出過度使用對經(jīng)濟增長有負影響。Easterly和Rebelo于1993年利用1970—1988年 100個國家的數(shù)據(jù)和 1870—1988年28個國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，公共交通和通訊投資與經(jīng)濟增長正相關(guān)，公共投資與經(jīng)濟增長負相關(guān)。Engen和Skinner采用Summers－Heston的1988年的數(shù)據(jù)庫，對107個國家在1970—1985年間的政府支出與經(jīng)濟增長進行回歸分析發(fā)現(xiàn)，兩者之間存在負相關(guān)。

第三種觀點，少數(shù)文獻認為政府投資和經(jīng)濟增長之間沒有顯著關(guān)系。Kormend和Meguire（1985）利用47個國家1961—1980年的數(shù)據(jù)進行分析后，認為GDP增長率與政府支出占GDP的比例之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，因此，政府投資規(guī)模擴大并不一定影響經(jīng)濟增長。Hulten和Schwab（1991），Sturm 和 Dehaan（1995）認為Auschauer（1989）使用的時間序列是非平穩(wěn)的，他們采用了一階差分技術(shù)，發(fā)現(xiàn)公共資本對于私人生產(chǎn)率沒有顯著影響。

（二）國內(nèi)的研究現(xiàn)狀和趨勢

近年來，我國的學(xué)者利用國內(nèi)的數(shù)據(jù)，對我國政府投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系也進行了大量的實證研究，但其研究結(jié)論同樣也存在著分歧。其中，比較典型的有:

1.少數(shù)學(xué)者通過實證研究，認為我國政府投資對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負效應(yīng)。莊子銀和鄒薇（2003）使用全國1980—1999年的時間序列以及同一時期31省（含自治區(qū)和直轄市）的橫截面數(shù)據(jù)，通過對中國公共支出與經(jīng)濟增長進行實證分析，發(fā)現(xiàn)由于我國預(yù)算外公共支出迅速膨脹，中央財政能力削弱，由此引起公共支出的調(diào)整成本急劇上升，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負效應(yīng)。郭慶旺、呂兵洋和張德勇（2003）通過構(gòu)建理論模型，對我國1978—2001年的數(shù)據(jù)進行了經(jīng)驗分析，同樣發(fā)現(xiàn)政府支出總規(guī)模對經(jīng)濟增長具有顯著的負效應(yīng)，但生產(chǎn)性公共支出具有顯著的正效應(yīng)。孫群力（2005）以我國1978—2003年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究了我國政府投資和政府消費對經(jīng)濟增長的短期影響與長期關(guān)系。其結(jié)論是:我國經(jīng)濟增長與政府投資、政府消費之間存在長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系;在長期，政府消費與經(jīng)濟增長是正相關(guān)的，而政府投資與經(jīng)濟增長負相關(guān);在短期，滯后兩期的政府投資是經(jīng)濟增長的原因。

2.大多數(shù)學(xué)者，盡管采用的方法、研究的視角不同，但基本支持我國的政府投資還是促進了經(jīng)濟增長。劉進、丁偉和劉軍民（2004）使用1981—2002年的時間序列分析，得出我國公共支出、公共投資對經(jīng)濟增長有正向影響，且累積效應(yīng)和相關(guān)滯后性較為明顯的結(jié)論。張海星（2004）運用內(nèi)生增長理論構(gòu)建計量經(jīng)濟模型，對公共物質(zhì)資本投資、公共人力資本投資及R＆D投資與經(jīng)濟增長的相關(guān)性進行了協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)這三種公共投資具有不同程度的正向經(jīng)濟增長效應(yīng)，并且其促進經(jīng)濟增長的路徑也不相同。于長革（2004）通過建立政府公共投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系的理論模型，得出結(jié)論:公共投資通過直接的資本形成和間接對私人投資的刺激，對經(jīng)濟增長具有明顯促進作用，二者呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。郭慶旺和賈俊雪（2006）對我國1978—2004年間公共資本投資對長期經(jīng)濟增長的影響作實證分析。結(jié)論是，我國兩種形式的公共資本投資與經(jīng)濟增長之間確實存在著長期均衡關(guān)系，其中，政府公共物質(zhì)資本投資對長期經(jīng)濟增長的正影響更為顯著，而公共人力資本投資對長期經(jīng)濟增長的正影響較小，且在短期內(nèi)不利于經(jīng)濟增長。莊騰飛（2006）建立了兩個計量模型，對中國14個省區(qū)1991—2003年的面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，得出在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟時期的中國，無論公共支出還是政府消費性支出都對經(jīng)濟增長有顯著的正向作用，而公共支出中的轉(zhuǎn)移性支出與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)非常弱的正相關(guān)關(guān)系。

3.僅有零星的研究顯示，我國的政府投資對經(jīng)濟增長沒有影響。王小利（2005）利用VAR模型系統(tǒng)分析了政府消費支出、政府公共投資（包括轉(zhuǎn)移支付）與GDP之間的長期動態(tài)關(guān)系。通過分析，發(fā)現(xiàn)政府消費支出對經(jīng)濟增長的短期效應(yīng)為正，而政府公共投資對經(jīng)濟增長短期無顯著影響。從長期看，政府消費支出對經(jīng)濟增長有一定的解釋力，而政府公共投資對經(jīng)濟的長期增長解釋力則較弱。

盡管關(guān)于我國政府投資對經(jīng)濟增長效應(yīng)的研究眾說紛紜，但這些文獻大多是從單一政府形式為著眼點的，關(guān)于地方政府投資對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響直到最近兩年才出現(xiàn)，如吳穎、薄勇健（2008）在測算1990—2005年31個省市的生產(chǎn)性公共資本存量基礎(chǔ)上，通過研究我國公共支出對經(jīng)濟增長的貢獻彈性發(fā)現(xiàn):非生產(chǎn)性公共支出與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系，而公共資本卻有利于省區(qū)經(jīng)濟增長。嚴成樑和龔六堂（2009）運用1997—2007年我國31個省份的數(shù)據(jù)，通過面板數(shù)據(jù)模型，考察了生產(chǎn)性公共支出對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國生產(chǎn)性公共支出并不一定總能促進經(jīng)濟增長，生產(chǎn)性公共支出對經(jīng)濟增長的影響存在地區(qū)差異。應(yīng)該說，這些研究對分析地方政府投資的直接經(jīng)濟增長效應(yīng)是有益的，但是，從中可以看到，這些研究的樣本多為1990年以后的數(shù)據(jù)，而我國自改革開放以后，地方政府在經(jīng)濟中的作用日益凸顯，并且，這里僅對各省份數(shù)據(jù)進行了分析，沒有涉及地方政府投資經(jīng)濟增長的地區(qū)差異，鑒于此，本文將在內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的基礎(chǔ)上，采用1978—2010年的樣本數(shù)據(jù)對我國地方政府投資的直接經(jīng)濟增長效應(yīng)進行時間序列的實證分析，以探求改革開放以來我國各地方政府投資對地區(qū)經(jīng)濟增長的直接影響。

二、地方政府投資經(jīng)濟增長效應(yīng)的時間序列分析

在經(jīng)濟學(xué)界，實證研究政府投資與私人投資之間的關(guān)系以及政府投資和私人投資對經(jīng)濟增長的影響時，一般采用“新古典學(xué)派”的總量生產(chǎn)函數(shù):Y（t）=AF（L（t），K（t），G（t））;其中，Y代表實際產(chǎn)出，A反應(yīng)技術(shù)變化的參數(shù)，L代表就業(yè)，K代表私人投資，G是指政府的投資。該函數(shù)在近年來的實證研究中被廣泛采用。本文即以該函數(shù)為基礎(chǔ)，運用我國1978—2010年間數(shù)據(jù)，首先利用誤差修正模型估算我國地方政府投資和經(jīng)濟增長的長期均衡關(guān)系，然后利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和格蘭杰因果檢驗就我國地方政府投資對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響作進一步分析。

（一）計量模型的構(gòu)建

在上述內(nèi)生增長理論的生產(chǎn)函數(shù)模型中，根據(jù)理論模型的假設(shè)和約束條件，假設(shè)一地區(qū)產(chǎn)出的增長可以被看作是勞動力投資增長、固定資本投入增長和技術(shù)進步共同作用的結(jié)果，其中，固定資本又分為政府投資和私人投資兩部分，技術(shù)進步是廣義的，則相應(yīng)的柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可以有下面形式:

其中，Y（t）代表地區(qū)總產(chǎn)出，A代表技術(shù)水平，L（t）為從業(yè)人數(shù)，KI（t）為地方私人投資資本存量，Gl（t）為地方政府投資資本存量。α、β、γ分別代表勞動投入、私人投資資本存量和政府投資資本存量的產(chǎn)出彈性。

式（3－4）兩邊取對數(shù)，化成線性形式為:

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

對我國地方政府投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行實證分析，涉及基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的收集問題。前已述及，本文主要對我國的地方政府投資進行研究，因此這里對我國的省級行政區(qū)劃進行說明以備后文進行實證分析。目前，我國除香港地區(qū)、澳門地區(qū)和臺灣省外，省級行政區(qū)劃分為31個省、直轄市、自治區(qū)。為了行文方便，本文將我國省、直轄市和自治區(qū)統(tǒng)一簡稱為省。由于重慶成為直轄市時間較短，本文將重慶市的數(shù)據(jù)加入四川省來考慮。西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)問題，也不予考慮。這樣在實證分析時，樣本截面為29個省。

本文涉及的變量有:（1）各省產(chǎn)出指標（Y）的確定。衡量一個國家或地區(qū)實際經(jīng)濟產(chǎn)出主要用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作統(tǒng)計指標。本文GDP是采用支出法計算的各地區(qū)GDP總和，為了使經(jīng)濟增長在時間序列分析中具有縱向可比性，本文首先對原始數(shù)據(jù)作了除以GDP平減指數(shù)的變換，目的是為了扣除價格變動的影響，使之變成真實數(shù)據(jù)和防止異方差現(xiàn)象的出現(xiàn)。由于中國統(tǒng)計年鑒中沒有GDP平減指數(shù)（Deflator），為此，本文是采用如下公式進行換算的:

其中，GDP i代表第i年的名義GDP值，GDPiindex代表第i年GDP指數(shù)，GDP1978index代表1978年GDP指數(shù)（等于100），GDP1978代表1978年GDP名義值。（2）總投資（I）:這里采用大多數(shù)學(xué)者公認的指標，用當(dāng)年固定資本形成總額作為當(dāng)年投資指標。（3）地方政府投資（GI）:政府投資主要包括政府直接管理的財政預(yù)算內(nèi)安排的投資和每年從政府財力中安排的投資，前者主要是財政預(yù)算內(nèi)安排的基本建設(shè)支出，后者主要包括納入預(yù)算管理的政府性基金、各項支出等，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和連續(xù)性，因此，本文地方政府投資口徑具體包括政府財政支出中的基本建設(shè)支出、企業(yè)挖潛改造支出、支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和事業(yè)支出、文教衛(wèi)生科學(xué)事業(yè)支出四項支出的總和。（4）地方私人投資（KI），用總投資減去地方政府投資即為地方私人投資。（5）勞動人口數(shù)（L）。勞動力采用各省年度從業(yè)人員數(shù)。上述指標原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2005—2010）以及國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟綜合統(tǒng)計司編撰的《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》。

（三）實證過程

1.平穩(wěn)性檢驗——單位根檢驗。傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量模型是根據(jù)某種經(jīng)濟理論和某些假設(shè)條件建立回歸模型，描述各個經(jīng)濟變量之間相互依存、互為因果的關(guān)系。其前提條件是回歸時要求時序變量是平穩(wěn)的，然而，經(jīng)驗研究表明，在大多數(shù)情況下，時間序列變量并不滿足這一假定，在實際經(jīng)濟運行中，經(jīng)濟變量的時間序列一般都是具有一定時間趨勢的非平穩(wěn)序列，直接運用變量的水平值研究經(jīng)濟現(xiàn)象之間的均衡關(guān)系容易導(dǎo)致“偽回歸”問題，可能會產(chǎn)生錯誤的結(jié)論。因此，建模前需對變量進行平穩(wěn)性檢驗，即是否具有單位根（Unit Root）的檢驗。本文利用Eviews5.1軟件對變量序列 LnY、LnKI、LnGI、LnL 及他們各自的一階差分序列 DLnY、DLnKI、DLnGI、DLnL 進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

檢驗結(jié)果顯示 LnKI、LnGI、LnL各個變量的ADF值絕對值均大于5%臨界值，LnY大于1%臨界值，所以接受原假設(shè)，表明它們是非平穩(wěn)的，具有單位根。繼續(xù)檢驗它們的一階差分，結(jié)果顯示各個變量的一階差分的ADF值的絕對值均小于臨界值，所以拒絕原假設(shè)，表明它們的一階差分是平穩(wěn)的。即變量 LnY、LnKI、LnGI、LnL均為 I（1）序列。因此，不能用傳統(tǒng)的回歸方法進行分析，需要進一步進行協(xié)整檢驗。

表1 地方政府投資直接經(jīng)濟增長效應(yīng)變量的單位根檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗。協(xié)整理論是當(dāng)代經(jīng)濟計量學(xué)發(fā)展中最具代表性的、具有里程碑意義的創(chuàng)新成果。所謂協(xié)整關(guān)系是指雖然一些經(jīng)濟變量本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)的，這種平穩(wěn)的線性關(guān)系就被稱為協(xié)整關(guān)系，反映變量間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，它們的組合被稱為協(xié)整方程。協(xié)整理論克服了傳統(tǒng)經(jīng)濟計量模型依靠差分后的數(shù)據(jù)來滿足平穩(wěn)性導(dǎo)致長期變化趨勢信息喪失的弊端，使模型同時綜合了系統(tǒng)的短期動態(tài)波動和長期穩(wěn)定均衡，為經(jīng)濟分析和預(yù)測提供了一種強有力的工具。

由上述單位根檢驗結(jié)果可知，模型中包含的變量都是非平穩(wěn)的，單整階數(shù)為1，說明這些變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，為此進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 地方政府投資直接經(jīng)濟增長效應(yīng)變量的協(xié)整檢驗結(jié)果

從表2 可知，LnY、LnKI、LnGI、LnL 之間確實存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)AIC信息準則和SC準則對滯后階數(shù)進行選擇。最終選取最大化特征根對應(yīng)的協(xié)整方程為（方程括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計量）:

從方程看到，長期來說，地方政府投資的產(chǎn)出彈性為正，其每增加1個單位投資將引起GDP升高0.1244個單位，即地方政府投資對于地方經(jīng)濟增長存在正向關(guān)系，這表明:在一般情況下，地方政府增加投資，則產(chǎn)出上升，經(jīng)濟增長率提高;相反，地方政府減少投資，則產(chǎn)出下降，經(jīng)濟增長受到抑制。但是同時還可以發(fā)現(xiàn)，地方私人投資的產(chǎn)出彈性更加顯著，每增加1個單位的私人投資將引起GDP同方向增長0.7617個單位，私人投資的產(chǎn)出彈性明顯大于地方政府投資的產(chǎn)出彈性。另外，勞動力投入對經(jīng)濟增長的影響為負，這主要與我國存在大量剩余勞動力有關(guān)，特別是農(nóng)村，存在大量的潛在隱性失業(yè)者，他們并非真正就業(yè)，因此，用從業(yè)人員總數(shù)作為衡量經(jīng)濟增長的指標，會影響其分析結(jié)果。

3.誤差修正模型。誤差修正模型通過建立短期的動態(tài)模型可以彌補長期靜態(tài)模型的不足，它既能反映不同時間序列間的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。它適用于已知有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。可以首先對序列進行協(xié)整分析，以發(fā)現(xiàn)序列之間的協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，并求出協(xié)整系數(shù)，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項，然后將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型。

為了考察地方政府投資對經(jīng)濟增長短期的影響，根據(jù)Granger定理，本文建立了誤差修正模型，估計結(jié)果為:

對誤差修正模型殘差序列的自相關(guān)性、正態(tài)性及異方差性進行檢驗，均給出了滿意的檢驗結(jié)果，說明模型形式正確。由誤差修正模型估算結(jié)果可以看出，地方政府投資、私人投資的短期變化對經(jīng)濟增長有顯著的正影響作用，誤差修正項的系數(shù)為－0.2995，符合反向修正機制，這一結(jié)果表明，短期內(nèi)GDP的實際值與長期均衡值的差距約有29.5%得到糾正。具體來看，地方政府投資每增加1個單位，GDP在第一年將增加0.1141個百分點，第二年增加0.1398個百分點，第三年增加0.0198個百分點。同時，地方私人投資每增加1個百分點，GDP在第一、第二、第三年分別帶來 3.3966、0.3614、0.275 個百分點的增加。可見地方私人投資對經(jīng)濟增長的影響力度明顯高于地方政府投資。這意味著，1978年以來的市場化經(jīng)濟改革是我國經(jīng)濟長期增長的主要推動力，今后仍需堅定不移地貫徹這一發(fā)展戰(zhàn)略。

（4）脈沖響應(yīng)和方差分解。研究發(fā)現(xiàn)，一個時間序列預(yù)測的誤差方差是自身擾動及系統(tǒng)其他擾動共同作用的結(jié)果。脈沖響應(yīng)的目的就是研究一個系統(tǒng)中，當(dāng)某一擾動發(fā)生時，系統(tǒng)隨后的變動程度有多少是受到該擾動的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊，對于內(nèi)生變量當(dāng)前值和滯后值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過誤差修正模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有的內(nèi)生變量。

在誤差修正模型的基礎(chǔ)上，進一步利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析地方政府公共資本投資經(jīng)濟增長的動態(tài)影響。在模型中，將響應(yīng)的時間長度設(shè)定為10，圖中橫坐標表示沖擊發(fā)生后的時間間隔，縱坐標表示沖擊的力度。圖1為地方政府投資對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)圖。

圖1 地方政府投資增長對GDP、私人投資和勞動力增長的脈沖響應(yīng)

由上圖1（a）可以看出，當(dāng)?shù)胤秸顿Y沖擊 發(fā)生后，GDP隨即出現(xiàn)正向反應(yīng)，在第三年達到高峰后，出現(xiàn)下降趨勢，到第六年降到最低點后又繼續(xù)上升，但始終是正向影響，從第九年開始趨于平穩(wěn)。其中，第三年地方政府投資增長1個單位，會引起GDP上升0.1075個單位。上述分析說明，地方政府投資對GDP的正影響持續(xù)時間比較長，即經(jīng)濟增長效應(yīng)顯著。私人投資對于政府投資的脈沖響應(yīng)同樣也是持續(xù)的。由圖1（b）可以看出，當(dāng)?shù)胤秸顿Y沖擊發(fā)生后，私人投資在第一年就出現(xiàn)正向反應(yīng)，在第四年出現(xiàn)最大值0.0046，即政府投資提高1個單位，私人投資上升0.0046個單位。此后地方政府投資對私人投資一直保持著正面的沖擊作用，并且趨于穩(wěn)定。這同時也可以表明，沒有明顯地發(fā)現(xiàn)政府投資排擠私人投資的跡象，也就是說，政府投資在發(fā)展過程中并沒有出現(xiàn)所謂的“擠出效應(yīng)”，相反，地方政府投資對地方私人投資的“擠入效應(yīng)”比較明顯。

方差分解提供了另一種描述系統(tǒng)動態(tài)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對一個變量的沖擊效果，相反，方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻。通過把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量的變動按其成因分解為各隨機擾動項（新息）的沖擊，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻的比。地方政府投資對GDP的方差分解見表3。

表3 地方政府投資對GDP的方差分解

從方差分解結(jié)果看到，經(jīng)濟增長率的各期預(yù)測誤差主要由GDP自身沖擊解釋，隨著時期的增加，GDP自身的方差貢獻率逐漸減小，長期保持在45%水平上，而地方私人投資、地方政府投資的方差貢獻率逐漸增大，長期地方私人投資保持在28%的水平，地方投資保持在20%的水平，可見雖然地方私人投資的貢獻率始終大于地方政府投資，但地方政府在經(jīng)濟增長中扮演了一個重要的角色，地方政府投資對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了重大的貢獻。

5.格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗的結(jié)果可以給出各變量之間是否存在著長期的均衡關(guān)系，但并不能給出這些均衡的變量之間是否存在因果關(guān)系，即是因為地方政府投資的擴張帶來了經(jīng)濟增長，還是由于經(jīng)濟增長帶來了地方政府投資的擴張。為解決這一問題，還需做由Granger（1969）提出、Sims（1972）推廣的格蘭杰因果關(guān)系檢驗。具體檢驗過程是:首先估計當(dāng)期的y被其自身滯后期所能解釋的程度，然后驗證通過引入變量x的滯后期是否可以提高y的被解釋程度，如果是，則稱變量序列x是y的格蘭杰原因（Granger Cause），否則序列x不是序列y的格蘭杰原因。此時，x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性。

這里根據(jù)AIC來確定滯后階數(shù)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計算相應(yīng)的統(tǒng)計量，經(jīng)判斷初步選定滯后階數(shù)為3，檢驗結(jié)果見表4。

表4中的結(jié)果顯示:在整個樣本區(qū)間內(nèi)，在10%的置信水平上，地方政府投資的變化是GDP變化的Granger原因，GDP的變化不是地方政府投資變化的Granger原因，即二者之間只存在從地方政府投資到GDP的單向因果關(guān)系。這一結(jié)論意味著，地方政府投資拉動了GDP增長，但經(jīng)濟增長并未帶動地方政府投資增長。私人投資的變化是GDP變化的Granger原因，GDP變化不是私人投資變化的Granger原因，二者之間也只存在從地方私人投資到GDP的單向因果關(guān)系;而地方政府投資與私人投資則互為因果關(guān)系，兩者之間存在著一種相互推進的作用。

表4 地方政府投資直接經(jīng)濟增長效應(yīng)變量的格蘭杰因果檢驗表

三、結(jié)論及政策建議

綜上，可以得出結(jié)論:地方政府投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的確存在長期的均衡關(guān)系，地方政府投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)小于地方私人投資對經(jīng)濟增長的影響。誤差修正模型表明，在短期內(nèi)，政府投資以及私人投資對經(jīng)濟發(fā)展也具有顯著的推動作用。同時，格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，GDP變化與地方政府投資變化二者之間存在從地方政府投資到GDP的單向因果關(guān)系;GDP的變化與私人投資變化二者之間存在著從私人投資到GDP的單向因果關(guān)系;地方政府投資與地方私人投資之間存在著雙向因果關(guān)系，二者在一定程度上相互推進，共同促進了經(jīng)濟的健康發(fā)展。因此，為進一步發(fā)揮地方政府投資對經(jīng)濟增長的促進作用，得出如下對策建議:

（一）合理劃分中央政府和地方政府的投資范圍

在合理界定中央和地方政府事權(quán)和支出的基礎(chǔ)上，合理劃分中央和地方的政府投資范圍。我國中央政府的投資范圍，主要是關(guān)系國計民生和國民經(jīng)濟全局的重大公益性和基礎(chǔ)性項目以及國家從整體利益需要和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出發(fā)，認為有必要進行投資的特大型競爭性項目，包括重大能源、原材料工業(yè)基地，跨地區(qū)的交通郵電骨干設(shè)施，大江大河治理工程，國家級氣象、航標設(shè)施建設(shè)，重大商品糧基地和國有森林及重點防護林工程，需國家重點支持的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)項目，重要的公益性項目，等等。

地方政府投資范圍主要是其所轄范圍內(nèi)的居民受益的公益性基礎(chǔ)設(shè)施和公用設(shè)施項目，以及競爭性項目中符合國家產(chǎn)業(yè)政策和規(guī)模經(jīng)濟要求、技術(shù)先進、對地方經(jīng)濟發(fā)展有帶動作用的支柱產(chǎn)業(yè)項目和高新技術(shù)開發(fā)項目。具體地說，地方政府不僅要停止向所轄區(qū)域內(nèi)的競爭性和營利性領(lǐng)域投資，而且要將沉淀在其所管轄的屬于該領(lǐng)域的國有企業(yè)中的國有存量資本收回來。同時，加大必須由地方政府投資的非營利性的項目的投資力度，改變這些領(lǐng)域投資供給長期不足的狀況。具體這些項目包括:地方文化、教育設(shè)施，交通、通信和城市基礎(chǔ)設(shè)施，環(huán)保設(shè)施等投資項目。

（二）正確處理地方政府投資和私人投資的關(guān)系

1.改善投資環(huán)境。目前階段，政府投資方向主要在于公共部門，它為經(jīng)濟增長創(chuàng)造了基礎(chǔ)性的條件。而私人投資方向主要是在于競爭性部門，它的增長是創(chuàng)造國民收入，增加社會的最終供給。要繼續(xù)保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定快速增長，地方政府投資要有進有退，有所為，有所不為，必須通過積極引導(dǎo)，加大私人投資力度，為私人投資創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，從而形成公共資本促進私人投資生產(chǎn)效率提高的內(nèi)生增長機制，促進經(jīng)濟的進一步增長。從我國私人投資的投向和產(chǎn)出領(lǐng)域來看，私人投資的發(fā)展受到了行業(yè)限制，私人資本面臨較高的市場準入門檻和較多的條件限制，處于狹小的發(fā)展空間之中。今后要放寬市場準入，拓寬私人投資領(lǐng)域。適當(dāng)引導(dǎo)政府投資逐步退出一般性競爭領(lǐng)域，為私人資本的進入讓出道路。尤其在一些壟斷行業(yè)，私人資本參與的機會較少。為此，要加快壟斷行業(yè)改革，引導(dǎo)政府投資逐步退出一般性競爭領(lǐng)域。要鼓勵私人投資跨地區(qū)轉(zhuǎn)移，改變我國私人投資地區(qū)發(fā)展不平衡的狀況，進而激活落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。要鼓勵私人投資“走出去”，積極搭建平臺鼓勵私人資本參與國際競爭。同時，針對地方財力緊張、落實配套資金困難的問題，建立公共投資和私人投資的合作機制，吸收私人資本參與，使公共投資與民興利而不與民爭利。

2.拓寬融資渠道。從資金融通方面看，私人投資的資金主要來源于自籌。國有銀行的資金大部分用于國有企業(yè)和國有投資的增長，大量民營企業(yè)存在規(guī)模小、資金實力弱、信用度不高、缺乏有效的貸款擔(dān)保等問題，融資困難成為制約我國私人投資的瓶頸。政府應(yīng)進一步完善融資信用擔(dān)保體系，充分利用政府投資為私人資本融資提供便利的條件。構(gòu)建多層次資本市場和銀行體系，暢通私人投資融資渠道，及時、有效地將私人儲蓄轉(zhuǎn)化為私人投資。首先，要放松金融管制，引入民營機制，引導(dǎo)私人非正規(guī)金融發(fā)展中小民營金融機構(gòu)，讓私人資本參與金融業(yè)務(wù)，用草根金融支持草根經(jīng)濟。其次，要完善多層次的信用擔(dān)保體系，通過組建私人投資、銀行和保險公司參與、政府二次擔(dān)保、市場化運作的私人擔(dān)保公司，為私人投資擔(dān)保。此外，還要創(chuàng)新投融資模式，發(fā)展公共投資基金，通過政府資金的杠桿作用，吸收私人資本參與，使政府投資起到“四兩撥千斤”的作用，從而帶動投資發(fā)展。國外比較成熟的私人資本進入政府投資領(lǐng)域的BOT（Build－Operate－Transfer，建設(shè)—經(jīng)營—轉(zhuǎn)讓）、TOT（Transfer－Operate－Transfer，移交—經(jīng)營—移交）、PFI（Private Finance Initiative，私人融資創(chuàng)新）、PPP（Public Private Partnership，公共部門與私人企業(yè)合作）、市政債券、公共投資基金與ABS（資產(chǎn)證券化）等值得借鑒。

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