我國政府公共投資的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析

劉軍榮

（1.四川大學(xué)工商管理學(xué)院，成都 610048；2樂山師范學(xué)院，樂山 614000）

我國政府公共投資的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析

劉軍榮1,2

（1.四川大學(xué)工商管理學(xué)院，成都 610048；2樂山師范學(xué)院，樂山 614000）

文章基于IS-LM模型，從理論和實(shí)證上分析了政府投資對我國經(jīng)濟(jì)周期的影響。研究結(jié)果表明政府投資與GDP波動(dòng)不相關(guān)，中央政府和地方政府投資對第一、第三產(chǎn)業(yè)均沒有影響，對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生微弱影響；比較而言，地方政府投資比中央政府投資對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響要大些。分析還發(fā)現(xiàn)，政府投資（地方政府投資和中央政府投資）對第二產(chǎn)業(yè)隨著時(shí)間的推移逐漸弱化。

政府投資；經(jīng)濟(jì)周期；影響

2008年美國次貸危機(jī)導(dǎo)致全球金融危機(jī)，各國紛紛拋出一攬子的政府投資計(jì)劃，以應(yīng)對面臨當(dāng)時(shí)罕見的經(jīng)濟(jì)震蕩和跌落。我國在此間也提出了三年累計(jì)四萬億元的政府投資安排，旨在希望國民經(jīng)濟(jì)從衰退中振作起來，重樹經(jīng)濟(jì)信心。實(shí)際上，自二戰(zhàn)以來，政府投資以作為各國應(yīng)對經(jīng)濟(jì)危機(jī)的重要手段。一般說來，政府投資可以彌補(bǔ)市場失靈，協(xié)調(diào)全社會(huì)的重大投資比例關(guān)系，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，當(dāng)時(shí)由于各國的經(jīng)濟(jì)水平，市場化水平以及體制因素各有差異，政府投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。本文旨在通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)探討我國政府投資的經(jīng)濟(jì)效益以及對國民經(jīng)濟(jì)的長期影響。

1 理論框架

按照新古典主義經(jīng)濟(jì)要義，政府投資作為財(cái)政政策的一部分對經(jīng)濟(jì)周期會(huì)有或長或短的沖擊，從而使得它作為政府宏觀經(jīng)濟(jì)反周期調(diào)控的有效手段。基于IS-LM模型，政府財(cái)政支出增加會(huì)讓IS曲線的向右平移，從而導(dǎo)致產(chǎn)出增加和利率提高，而利率提高會(huì)導(dǎo)致投資減少，造成對私人投資的擠出效應(yīng)。理論上講，政府財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)效率是IS和LM曲線的斜率共同決定的。除此之外，政府投資結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)模式、市場結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素也發(fā)揮者重要作用。本文將基于IS-LM模型分析我國政府投資對經(jīng)濟(jì)周期的影響，并利用我國相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)以佐證明。

1.1 產(chǎn)品市場

在經(jīng)典三部門經(jīng)濟(jì)中，總需求等于總供給（Y=AD），即

Y是國民產(chǎn)出，AD為總支出，C是消費(fèi)，I為投資，G為政府購買，S為儲(chǔ)蓄，T為稅收。由于政府稅收支出不僅包括政府購買G，實(shí)際上還應(yīng)該包括政府投資（廣義的公共投資）Z，轉(zhuǎn)移支付W，因此有如下表達(dá)式：T=G+Z+W。由于政府投資包括中央政府投資Zc和地方政府投資Zl，故Z=Zc+Zl。在國民經(jīng)濟(jì)均衡方程中，

我們假定政府購買和轉(zhuǎn)移支付來自政府稅收收入，而政府投資部分來源于稅收，部分來源于政府借款，即發(fā)行政府債券zλ(Y)；地方政府不能發(fā)行政府債券，但是他們可以利用政府融資平臺(tái)或銀行進(jìn)行融資f(r)，假定這些融資具有同質(zhì)性，并且只與利率有關(guān)。中央政府和地方政府的投資分別為Zc和Zl。

由于zλ(Y)和 f(r)存在，原均衡方程被打破，因?yàn)閦λ(Y)和f(r)是原系統(tǒng)之外的增量。實(shí)際上，由于政府債券的存在，人們在儲(chǔ)蓄之外多了一項(xiàng)選擇，人們將會(huì)減少儲(chǔ)蓄而購買政府債券。盡管債券收益一般高于銀行儲(chǔ)蓄，但其流動(dòng)性略低一些。對于中國家庭而言，為保證各種日常支付，中短期儲(chǔ)蓄被普遍接受，而購買債券是在必要儲(chǔ)蓄之外的收入中支付。由此可見，中國家庭在選擇儲(chǔ)蓄和政府債券時(shí)，一般會(huì)根據(jù)收入Y來確定。一般情況，收入越高，用于保證支付的中短期儲(chǔ)蓄之外的剩余就多，家庭對債券的需求就愈大。從這個(gè)意義上來講，家庭減少的儲(chǔ)蓄等于政府債券的發(fā)行額。地方政府方面，他們的融資工具對于家庭而言相當(dāng)于地方政府債券，與中央政府債券不同的是地方政府融資平臺(tái)與銀行有相似之處，因此家庭在向政府地方政府提供資金時(shí)更多地關(guān)注利息。由此可見，地方政府融資的規(guī)模和需求也是由利率決定的。相比一般家庭銀行儲(chǔ)蓄，地方政府融資主要用于政府公共投資，這是f(r)與家庭銀行存款之間最大的差別。假定f(r)=μS（1＜μ＜0），假定政府所有的債券和融資所得全部用于投資，可得：

其中η為家庭用于購買國家債券占原均衡方程中儲(chǔ)蓄S的比例。 （5）

把（2），（3），（4），（5）式代入（1）式，可得到新的均衡國民收入方程：

需要強(qiáng)調(diào)的是，η實(shí)際上隱含在Y中的重要參數(shù)；μ隱含在r中的重要參數(shù)，η和μ分別為家庭用于購買國家債券和地方政府融資占原均衡方程（1）中儲(chǔ)蓄S的比例。

我們進(jìn)一步假定政府債券供給是由政府確定的；從需求角度來看，債券是由收入Y決定的；除此之外我們還假設(shè)政府債券供給等于需求。（7）式轉(zhuǎn)化為：

i(r)=y-c(y)+b(y)-t(y)+f(r)[這里c(y)，b(y)，t(y)分別為消費(fèi)函數(shù)，政府債券需求函數(shù)，和稅收函數(shù)，t=τy，稅率τ＜1外生給定]，

以y為自變量對該式求全微分，則得：

（β，θ分別為邊際消費(fèi)和對政府債券邊際需求，0＜β＜1，0＜θ＜1），

（9）式是三部門的IS的斜率表達(dá)式。在利率變動(dòng)對投資影響給定的情況下，利率對國民收入的影響決定于β，θ和。由于＜0，因此由于＜0，因此-的絕對值相比絕對值小。假定β是個(gè)常數(shù)，θ越大，IS的斜率的絕對值越小，反之則反。實(shí)際上，由于收入的提高，邊際消費(fèi)β長期呈下降趨勢，而θ逐漸提高，因此-β+θ將逐漸增大，τ政府外生給定。

1.2 貨幣市場：LM曲線

在經(jīng)典模型中，貨幣市場均衡的貨幣供應(yīng)k=εY-hr，變形可得：

其中h是貨幣需求對利率的敏感度，體現(xiàn)在貨幣投機(jī)需求曲線的斜率上，ε是貨幣需求對收入的敏感度，體現(xiàn)在交易需求的曲線的斜率上。

凱恩斯主義理論認(rèn)為，貨幣需求分為交易動(dòng)機(jī)的貨幣需求、謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)需求和投機(jī)動(dòng)機(jī)的貨幣需求，從我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的情況來看，貨幣的謹(jǐn)慎需求和投機(jī)需求是不斷增加的。投機(jī)需求增加，推動(dòng)利率上升。然而中國金融市場和資本市場不健全，利率機(jī)制發(fā)揮不顯著，致使投機(jī)需求對利率變動(dòng)缺乏彈性，導(dǎo)致h變小，即貨幣投機(jī)需求曲線斜率較大。就貨幣交易需求而言，隨交易和支付的方式發(fā)生轉(zhuǎn)變，存在大量的、便捷的交易手段和支付手段電子平臺(tái)，使得貨幣交易性需求對國民收入反應(yīng)敏感度愈來愈低，貨幣交易性需求對國民收入的依賴也越來越小，使得貨幣市場均衡方程中的k減小。綜上所述，我國LM曲線的斜率較大，呈陡峭走勢。

1.3 IS-LM的均衡

政府投資相當(dāng)于在IS-LM模型中IS曲線向右上方平移，形成的新的均衡收入和均衡利率由IS和LM斜率決定。通過上面的論述，我們已得出我國IS曲線的斜率總體較小，走勢平緩；LM曲線的斜率較大，走勢陡峭。我們用IS-LM均衡過程（圖1）來分析政府投資對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

由于IS曲線的斜率總體較小，LM曲線的斜率較大。在政府投資后，IS向右移動(dòng)到IS（'與LM交與C點(diǎn)）。由于IS曲線平緩，因此在利率r水平上形成了巨大的國民收入增量Δy=y'-y。但是，隨著IS曲線的右移，利率也大大提高Δr=r'-r。由于利率大大提高使得政府投資形成的真正產(chǎn)出增量僅為Δya=y"-y，非常?。徽顿Y對私人投資形成顯著擠出效應(yīng)，形成的擠出產(chǎn)值為Δyc=y'-y"。

圖1 政府投資IS-LM均衡過程

上述分析表明政府投資對國民經(jīng)濟(jì)增長影響不顯著，接下來將利用我國相應(yīng)宏觀數(shù)據(jù)來驗(yàn)證政府投資對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)描述

為了更清晰的說明政府投資對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，我們擬利用1978～2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。但是，由于政府投資（中央政府和地方政府）數(shù)據(jù)在2003年后有很大變異。從圖2我們可以看出，2004年之前，中央政府投資增長率、地方政府投資增長率和三次產(chǎn)業(yè)年增長率相互的偏差較大，而在2004年調(diào)整后的這些指標(biāo)出現(xiàn)較明顯的非一致性。為了保證數(shù)據(jù)分析的有效性，我們僅選擇1978～2003年為考察期。我們選擇我國GDP指數(shù)為被解釋變量，中央政府投資年增長率（CGI）和地方政府投資年增長率（LGI）作為解釋指標(biāo)。為了進(jìn)一步清晰地了解我國政府投資對產(chǎn)業(yè)的影響，本實(shí)證把GDP分解為第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（FIP），第二產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（SIP），第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（TIP）。所有這些數(shù)據(jù)來自1985～2004年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

圖2 宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的增長率長期趨勢

2.2 實(shí)證結(jié)果

（1）單位根檢驗(yàn)。

首先對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，因?yàn)樯鲜鏊行蛄械腁DF統(tǒng)計(jì)量均位于5%顯著水平臨界值的左邊，所以我們確定上述時(shí)間序列在5%顯著水平是平穩(wěn)序列。

表1 相關(guān)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF單位根檢驗(yàn)）

（2）Granger因果檢驗(yàn)。

從Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，中央政府投資CGI和地方政府投資LGI僅對第二產(chǎn)業(yè)在5%的顯著水平上存在因果關(guān)系，對第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)和整體GDP不存在GRANGER因果關(guān)系。相關(guān)性檢驗(yàn)顯示，中央政府投資與第二產(chǎn)業(yè)增加值相關(guān)系數(shù)為0.80以上，地方政府投資與第二產(chǎn)業(yè)增加值相關(guān)系數(shù)在0.84以上。關(guān)于政府投資對宏觀經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)沖擊，我們將運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解作進(jìn)一步分析。

表2 政府投資與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的GRANGER因果關(guān)系檢驗(yàn)

（3）脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)和方差分解。

通過脈沖響應(yīng)分析可以考察變量對其他不同變量脈沖擾動(dòng)的短期和長期反應(yīng)，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。我們給政府投資一個(gè)沖擊信號，來考察政府投資對第二產(chǎn)業(yè)增加值的動(dòng)態(tài)影響。

根據(jù)檢驗(yàn)可見，中央政府投資在第1期到第4期對第二產(chǎn)業(yè)具有顯著的正向沖擊，但是該影響從第1期逐漸減弱，第4期到第5期沖擊弱化為負(fù)，且負(fù)向沖擊很不顯著；同時(shí)地方政府投資對第二產(chǎn)業(yè)的沖擊表現(xiàn)出大體類似的動(dòng)態(tài)過程。該檢驗(yàn)同時(shí)也表明，經(jīng)濟(jì)狀態(tài)對其自身同樣具有5-6期的中期影響，但正向沖擊僅在1-2期表現(xiàn)，在第2-5期表現(xiàn)出較明顯的負(fù)向沖擊，第6期為正向沖擊，并在第7期沖擊影響減弱至零。

為了比較中央政府和地方政府對第二產(chǎn)業(yè)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，我們將對第二產(chǎn)業(yè)波動(dòng)的總方差進(jìn)行分解，方差分解結(jié)果見表3。

表3 第二產(chǎn)業(yè)波動(dòng)的總方差進(jìn)行分解

3 主要結(jié)論

（1）政府投資對宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不相關(guān)。

本研究結(jié)果與一些學(xué)者（如Ratner(1983)，Duffy-Deon和Eberts（1989）等）對國外研究的同類問題結(jié)果大體一致。通常情況下，政府通過在公開市場上出售政府債券來為其支出籌資。由于貨幣供給量沒有增加，政府債券出售使債券價(jià)格下降，利率上升。同時(shí)，由于貨幣的投機(jī)性需求對利率很敏感，當(dāng)利率上升幅度很小時(shí)，投機(jī)性需求會(huì)大幅下降，從而使私人投資下降幅度也很大，從而對私人投資形成巨大的擠出效應(yīng)?；谖覈鳬S和LM曲線的特征，我國政府投資會(huì)引起利率大幅提高，對私人投資形成巨大的“擠出效應(yīng)”，繼而顯示出我國政府投資作為財(cái)政政策的無效性或低效性?？偠灾?，主要由于我國政府發(fā)行國債，而國債發(fā)行會(huì)擠占國民儲(chǔ)蓄，國民儲(chǔ)蓄減少降低私人投資資金來源，直接提高利息，進(jìn)一步提高私人投資成本。尤其是銀行存款利息降低和收入提高時(shí)，持有政府債券的傾向更大。

實(shí)際上，我國高儲(chǔ)蓄是我國高投資的重要保證，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)深化和金融市場漸漸成形了，人們理財(cái)意識(shí)和財(cái)產(chǎn)資產(chǎn)化傾向越來越明顯。然而我國金融市場為投資者提供的可投資品極有限，且缺乏大量專門人士（代理）的指導(dǎo)，政府債券成了機(jī)構(gòu)、銀行和民眾首選之品，從而形成了政府與私人爭奪資金的狀況，致使政府投資對經(jīng)濟(jì)推動(dòng)不顯著。這才是最根本的原因。

（2）中央政府和地方政府投資對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，但影響較弱。

中央政府和地方政府投資對第一、第三產(chǎn)業(yè)均沒有影響。我國政府投資按主要行業(yè)分的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比例來看，制造業(yè)占25～30%，電、氣和水等供應(yīng)占8～10%，房地產(chǎn)業(yè)固定投資占20%左右，這三項(xiàng)加總占總固定投資的53～60%，這些更為基礎(chǔ)的投入主要是政府投入。電、氣和水主要滿足工業(yè)生產(chǎn)的要素需求，房地產(chǎn)主要帶動(dòng)建筑業(yè)的發(fā)展，這顯然有利第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。假定我國LM曲線稍微再平坦些，政府投資對第二產(chǎn)業(yè)的影響更為顯著。同時(shí)，經(jīng)驗(yàn)分析顯示，地方政府投資和中央政府投資均對第二產(chǎn)業(yè)前期影響較大，在中期內(nèi)影響不明顯，長期內(nèi)沒有影響，這與我國政府投資結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)模式、市場結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素復(fù)雜關(guān)聯(lián)，這是一個(gè)值得研究的課題。

（3）地方政府投資比中央政府投資對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響更顯著。

2003年前，我國不存在地方政府債券，所有的政府債券全部屬中央政府發(fā)行的債券。因此，中央政府債券對我國儲(chǔ)蓄有著較大的影響，也是我國貨幣市場貨幣供應(yīng)和需求發(fā)生不均衡的主要原因，從而導(dǎo)致利率提高，對私人投資產(chǎn)生很大擠出。而我國地方政府沒有發(fā)行債券，從而對私人投資的擠占相對較少，使得地方政府投資比中央政府投資對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響要大些。從投資力度來看，從1978～2003的絕大年份中，地方政府投資遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中央政府投資，就投資總量來看中央政府57610億元遠(yuǎn)小于地方政府投資160553億元。這也能部分解釋地方政府投資比中央政府投資對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響較大的現(xiàn)象。

[1]何曉星.論中國地方政府主導(dǎo)型市場經(jīng)濟(jì)[J].社會(huì)科學(xué)研究,2003,(5).

[2]何曉星.再論中國地方政府主導(dǎo)型市場經(jīng)濟(jì)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2005,(1).

[3]安福仁.稅收是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要經(jīng)濟(jì)變量[J].財(cái)經(jīng)問題研究,2003,(5).

[4]Tomomi Miyazaki.Public Investment and Business Cycles:The Case of Japan[J].Journal of Asian Economics,2009,(20).

[5]于長革.政府公共投資的經(jīng)濟(jì)效益分析[J].財(cái)經(jīng)研究,2006,(2).

[6]許保利.論政府投資的宏觀經(jīng)濟(jì)影響[J].稅務(wù)與經(jīng)濟(jì),1994,(1).

[7]馬拴友.財(cái)政政策與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析——我國的財(cái)政政策乘數(shù)和效應(yīng)測算[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2001,(4).

[8]吳建軍.我國M2/GDP過高：基于投資利率彈性的分析[J].投資研究,2007,(3).

(責(zé)任編輯/浩 天)

F062.6

A

1002-6487（2012）24-0155-04

四川省教育廳科研項(xiàng)目（08SA078）

劉軍榮（1971-），男，四川廣元人，博士后，副教授，研究方向：國際金融。