財政分權與擠出效應:基于我國省級面板數據的實證分析

■韓旺紅 王 可

一、引言及文獻綜述

政府投資是我國促進區域經濟增長的重要政策工具之一，但是經濟的發展不能只依賴于政府投資，更要注重民間投資的發展。關于政府投資和民間投資兩者間的關系，國內外學者進行了大量的研究。

國外學者由于研究的樣本存在地域上、體制上和經濟發展水平上的較大差異，結果也往往存在較大的差別。Aschauer在新古典經濟學框架下構建模型分析了1945—1985年美國的數據得出政府投資對私人投資存在顯著的擠入效應［1］。隨后Bairam通過對25個經合組織國家的數據研究得出多數成員國的政府投資對民間投資產生擠出效應［2］。Ahved和Stephen通過對政府支出的劃分進行研究，發現不同性質的政府支出對民間投資會產生不同的作用［3］。Erden通過對發達國家和發展中國家的數據進行研究發現政府投資對私人投資的擠入擠出效應在不同經濟發展水平的國家存在差異［4］。

國內學者也從不同的角度對我國政府投資的擠入擠出效應進行了研究，具體可分為四類：第一類是存在擠入效應。劉溶滄和馬栓友利用似不相關（SUR）的方法測算了積極的財政政策效應，認為政府投資由于產生了正的外部性從而擠入了民間投資［5］。第二類是存在擠出效應。梁學平認為我國政府投資對民間投資的擠出效應明顯，且這種效應隨著經濟的增長而變得更加明顯［6］。第三類是政府投資和民間投資不相關論。劉國光認為民間投資的發展不足不是由于政府投資的擠出效應導致，而是受到體制性和政治性因素的影響［7］。第四類是政府投資和民間投資的作用隨條件變化而變化。陳工運用動態面板模型對我國1994—2007年的數據進行分析，發現我國政府投資從總體上對民間投資產生了擠入效應，但是這種擠入效應存在支出結構上的差異［8］。

雖然目前國內外學者對政府投資的擠入擠出效應進行了深入研究，但國內外現有研究仍存在一些不足：一是大多從宏觀角度出發，較少涉及空間截面和空間面板數據，沒有從區域差異的角度進行分析。二是較少將政府投資的擠入擠出效應置于我國財產分權這一背景之下進行分析，對我國國情缺乏相對深刻的理解。

基于以上不足，本文嘗試給出了以下解決思路：一是運用省級面板數據進行實證分析，深入考察地方政府投資行為的差異引起的省區擠入擠出效應的差異。二是參考張中華［9］、王立國［10］的有關研究，將我國政府投資的擠出效應置于財政分權這一大背景下進行分析。三是引入財政透明度這一指標，對財政分權影響民間投資的內在機制進行探討。

二、理論模型

本文主要使用世代交疊模型來研究政府投資與民間投資的關系。參考Aschauer的研究方法，［1］假定人口規模不變，并將人們的經濟活動時期分為青年期和老年期，同時假定稅收是政府投資的唯一來源。我們將c定義為代表性個體的消費，s為代表性個體的儲蓄，tax為代表性個體需繳納的稅收，r為利率，w為工資?？梢缘玫絻蓚€時期的消費約束式：

同時我們可以定義：ej為人均政府支出，ρ為主觀貼現因子，θ函數用于描述個人消費與政府投資之間的關系，δj為個人相對偏好，通過以下效用函數可得：

在公式（1）和（2）的約束下求（3）式的極值，可以得到兩個最大化的一階條件：

其中，St為最大化代表性個體一生的效用U下的選擇儲蓄，參數σ=1/2+ρ>0。

同時，我們假定每個時期t，按照私人資本K、公共資本G以及勞動力L三種要素定義Cobb-Douglas生產函數：

為簡便考慮，將公式（7）轉化為單位勞動和單位規模報酬的生產函數形式，并假定每一期私人資本和公共資本都會完全折舊，這樣就有：

最大化廠商利潤可得均衡工資和均衡利率：

因此可以得到老年期私人可用投資金額為：

在效用函數中，我們將政府支出分解為政府消費（cgt）和政府投資（igt）兩個部分：

當民間投資為穩態時，我們可以得到如下表達式：

從公式（16）中可以看出稅收對民間投資具有擠出效應，從公式（17）我們發現政府投資對民間投資產生的效應可以分為兩個部分：第一部分是從稅收角度出發的對民間投資的擠出效應，第二部分則為政府投資與民間投資的邊際生產率的關系。如果政府投資可以促進民間投資邊際生產率的提高，且這種作用強于稅收的擠出作用，那么從總體上看政府投資將會對民間投資產生擠入作用，如果這種作用為負或弱于稅收的擠出作用，那么從總體上看政府投資將會對民間投資產生擠出效應。

很顯然，我國政府投資對民間投資到底起擠入效應還是擠出效應取決于政府投資是否能顯著提高民間投資的邊際生產率。然而，政府投資對民間投資的邊際生產率的影響存在著時間維度、地域維度和產業維度上的差異。本文將從財政分權這一背景出發，著重分析區域差異引起的政府投資與民間投資的關系變化。

三、實證模型設定與數據說明

（一）實證模型設定

從上文的理論分析可以看出，政府投資對民間投資的邊際生產率的影響對研究二者的關系起決定作用。結合前人的研究，本文將政府投資總量、民間資本存量、財政分權程度、財政透明度作為衡量政府投資對民間投資的邊際生產率作用的指標。參考楊俊有關民間投資擠出效應的實證模型，構建模型如下：

其中PIit為地方民間投資；GIit為地方政府投資；Yit為各省人均產出，作為民間資本存量的代替變量；DCit為各省財政分權度。i和t分別代表第i省份和第t年。

（二）數據說明與來源

各指標具體含義和數據來源如下：

政府投資和民間投資（GIit&PIit）:從目前的文獻來看，學者們對我國的政府投資和民間投資的界定并不一致，其中多以預算內固定資產投資作為政府投資，固定資產形成總額扣除固定資產投資中的國家預算資金投資作為民間投資。然而陳工認為這種辦法獲得的數據涉及大量的估算，從而大大降低了可靠性［8］。他根據《中國統計年鑒》、各地方統計年鑒以及《中國固定資產統計年鑒》中將全社會固定資產投資按國民經濟行業劃分為18類這一特點，將交通運輸和倉儲、地質勘探和水利管理、煤氣水電生產和供應、教育文化藝術和廣播電視、科學研究和綜合服務、衛生體育和社會福利、國家機關和社會團體等行業的投資之和作為政府投資，其余行業的全社會固定資產投資之和作為民間投資。本文借鑒了這種方法，并通過固定資產價格指數對數據進行了調整。

人均產出（Yit）：用人均國內生產總值表示，由各省實際GDP（以1978年為基期進行平減）除以各省總人數后獲得。

財政分權度（DCit）：反映地方政府財政自主性的大小，財政分權程度越高，地方政府的自由度就越大。在財政分標的選取上，本文主要參考劉金濤、曲曉飛［11］的方法，首先將各省財政預算內收入和支出進行價格調整，并選擇調整后的兩者較大值和預算外收入結合起來，構造各省財政分權度指標如下：

DCit=（max{本省本年度預算內支出，本省本年度預算內收入}+本省本年度預算外收入）/全國本年度預算內外總支出

財政透明度：衡量各省財政透明程度的指標。本文的具體數據來源于透明中國《2013年中國省級財政透明度評估報告》。主要通過對113項政府財政信息的獲取難易程度進行評分，從而對省級政府財政透明度進行判斷。

本文利用全國30個?、?、自治區和直轄市10年（2003—2012年）政府投資與民間投資的相關數據進行分析，數據來源于 《中國統計年鑒》、《中國固定資產統計年鑒》、各地方統計年鑒以及透明中國網站等。表1給出了主要變量的描述統計。

表1 搖主要變量的統計性質

四、估計結果及分析

在數據的平穩性檢驗方面，由于本文的時間跨度較小，常規檢驗易受影響，因此本文選擇Levin,Lin&Chut檢驗、Breitung t統計量檢驗、Im,Pesaran and Shin 檢驗、ADF—Fisher卡方檢驗和PP—Fisher卡方檢驗五種面板單位根檢驗方法，對變量進行面板單位根檢驗。發現本文所選取的解釋變量和被解釋變量在水平值上都存在單位根，但是對各變量在一階差分基礎上進行上述檢驗卻發現不存在單位根，說明各變量都是一階單整序列。因為各個變量是同階單整序列，本文利用Pedroni(Engle-Granger based)檢驗和Kao(Engle-Granger based)檢驗對被解釋變量和解釋變量進行協整檢驗，發現都拒絕了原假設，即被解釋變量和解釋變量之間存在著協整關系，在長期中是均衡的，因此可以進行后續的回歸分析。具體檢驗結果如表2所示。

本文主要研究的是地域差異所導致的政府投資對民間投資的擠入或擠出效應變化，且選取的樣本是全國各省份的面板數據，因此先驗地認為應采用個體固定效應模型。在計量分析上，本文將采用F檢驗和Hausman檢驗分兩步確定相應的模型類別。首先，利用F檢驗判斷使用混合效應模型還是個體固定效應模型，經計算得到F統計量的值為93.87，遠大于臨界值F（29，264），因此拒絕原假設，選擇個體固定效應模型。其次，利用Hausman檢驗判斷使用個體固定效應模型還是個體隨機效應模型，經計算得到Hausman統計量的值為174.24，遠大于臨界值，因此拒絕原假設，選擇個體固定效應模型。綜上所述，本文應選用個體固體效應模型進行實證分析。

表2 搖面板數據的單位根檢驗結果與協整檢驗結果

表3 搖全國及分地區、分組回歸結果

鑒于中國東、中、西部地區經濟發展程度存在較大差異，本文在以全國所有省份為樣本進行回歸的同時，還分地區進行了回歸②。同時，考慮到財政透明度這一指標對模型的影響，本文將全國各省份按高財政透明度組 （信息透明度超過20%）和低財政透明度組（信息透明度低于20%）③進行分類回歸，具體回歸結果如表3所示。

表3的第（1）列報告了全國范圍內的面板數據用個體固定效應估計的結果，我們發現，在全國范圍內政府投資對民間投資有著顯著的擠入效應 （系數為0.199，在1%的顯著性水平下顯著）。究其原因，一是地方政府投資多投資于基礎設施和公共服務行業，具有正的外部性，能夠為民間資本創造良好的投資環境。二是政府投資通常從全局出發，能夠帶動相關產業的整體發展，并為民間投資提供基本的生產資料，既能促進民間資本的積累，也能提高民間資本的收益。三是政府投資能夠通過改善民生來擴大投資需求，進一步拉動民間投資的增長。民間投資顯著的正相關于人均產出（系數為1.425，在1%的顯著性水平下顯著），這說明地方的經濟發展水平越高，其民間資本存量則越多，就會引致更多的民間投資。最后，財政分權度顯著的負相關于民間投資（系數為-0.062，在1%的顯著性水平下顯著）。這說明從全國范圍內來看，地方政府的財政自由度與民間投資產生呈負相關態勢。

表3的第 （2）、（3）、（4） 列報告了分別從東部、中部和西部的估計結果。在政府投資與民間投資的關系上，三個地區都表現為顯著的擠入效應（皆在1%的顯著性水平下顯著）。其中,中、西部地區政府投資對民間投資的擠入效應（0.284、0.239）要明顯高于東部地區（0.107）。在民間資本存量與民間投資的關系上，東部地區的正相關系數（1.785）要高于中部（1.432）和西部（1.354）。這說明在東部地區，民間投資的增長主要歸功于較高的資本存量，在中西部地區，政府投資的擠入效應是民間投資增長的主要原因。此外，我們發現財政分權度在東部地區對民間投資起顯著的負作用（系數為-0.111，在1%的顯著性水平下顯著），而在中、西部的效應卻并不顯著。這一結果并不奇怪。目前，學術界普遍認為財政分權對經濟增長的促進作用是邊際遞減的，在此作用下二者存在“倒U型”的非線性關系，我們通過觀察財政分權度的分地區值可以得到：東部地區的財政分權度均值（3.54）明顯高于中部地區（2.50）和西部地區（1.85）④，這說明東部地區的財政分權程度很可能已經處于“倒U型”曲線拐點的右側，過高的財政自由度將會通過對民間投資顯著的負相關效應來間接地影響經濟的增長。而在中西部地區，財政分權程度可能正處于“倒U型”曲線的拐點上或其左側，其對經濟增長的作用并不通過引致投資來表現出來，這與林毅夫［12］的觀點是一致的。

表3的第（5）、（6）列報告了高財政透明組和低財政透明組的估計結果。在高財政透明組中，政府投資對民間投資的擠入效應（系數為0.229，在1%的顯著性水平下顯著）和資本存量與民間投資的正相關系數（系數為1.411，在1%的顯著性水平下顯著）都明顯高于低財政透明組（系數分別為0.152和0.806，皆在1%的顯著性水平下顯著）。同時，在低財政透明組中，財政分權度（系數為-0.294，在1%的顯著性水平下顯著）對民間投資起異常顯著的負作用，而在高財政透明組，其效應是不顯著的。這說明，除財政分權與經濟增長本身的倒“U”型曲線性質外，財政透明度也是財政分權影響民間投資增長乃至經濟增長的重要因素。在財政信息并不公開的省份和地區，不僅政府投資對民間投資的擠入效應相對較低，同時財政分權程度也會由于受到地方政府的治理水平、地方官員的權力尋租行為等因素的影響而成為民間資本增長的制約因素。

五、結論與政策建議

本文通過Aschauer關于政府投資與民間投資的經濟理論構造了反映民間投資與政府投資關系的個體固定效應模型，并利用我國30個省、直轄市、自治區2003—2012年的相關面板數據進行實證檢驗。結果顯示，我國政府投資在總體上顯著地擠入了民間投資，但不同地區、不同財政透明度的省份的擠入效應卻存在差異。同時，基于財政分權背景下對政府投資與民間投資的關系進行研究，我們發現在全國范圍內財政分權與民間投資的增長起顯著的負相關作用，這一表現在東部地區和低財政透明度的省份尤為突出。究其原因，一是因為東部地區的財政分權程度可能已經處于倒“U”型曲線拐點的右側，將會通過降低民間投資來間接影響經濟增長效率。二是受到政府治理水平、官員權力尋租行為的影響，財政分權程度的提高也會對民間投資的增長和經濟增長的效率產生負作用?；谝陨辖Y論分析，本文在目前我國財政分權的大背景下提出以下建議：

（一）積極發揮政府投資對私人投資的擠入效應

通過對全國的分析，我們發現政府投資對民間投資具有顯著的擠入效應。近年來，政府投資在中國經濟發展三駕馬車中的地位愈發突出，這是因為政府投資多集中于基礎設施和公共服務行業，為經濟的高速增長奠定了基礎。在經濟發展的過程中，政府投資的作用可謂舉足輕重。隨著經濟的發展和社會主義市場經濟體制在我國的逐步確立，民間投資的作用也日趨重要，當前，我國民間投資仍處于發展的初級階段，我國應加大政府投資力度，注重對投資的結構進行調整，多集中于具有規模效應、改善民生、科技教育等相關行業，為民間資本創造良好的投資環境，進一步提高我國經濟發展的效率。

（二）確定科學合理的分地區政府投資重點

通過對東部、中部和西部的分析，雖然三個地區都顯著表明政府投資對民間投資具有擠入作用，但依然存在差異。中、西部地區政府投資對民間投資的擠入作用高于東部，但民間資本存量對民間投資的拉動作用較低，因此在中、西部地區我國政府應該更加注重政府投資的擠入效應，同時注重提高中、西部地區的民間資本存量，不斷強化民間資本存量對民間投資的引致作用。東部地區雖然民間資本存量對民間資本具有良好的拉動作用，但是東部地區民間投資的增長會受到財政分權因素的影響，因此在東部地區應合理控制地方政府的財政自由度，尋找到財政分權與經濟增長的 “倒U型”曲線拐點，通過制定科學的財政分權程度來提高政府投資和經濟增長的效率。

（三）推動投資決策和投資過程的民主化和法制化

通過對高財政透明組和低財政透明組的分析，我們發現政府財政透明度對當地政府投資的擠入效應有明顯作用，為提高我國政府投資的效率，地方政府應不斷推進投資決策的法制化和民主化建設。十八屆四中全會《中共中央關于全面推進依法治國若干重大問題的決定》中兩次提到“投資”，一次提到“政府投資”，說明我國市場經濟法制化進程已經刻不容緩。地方政府應在投資過程中對決策階段的公開化和民主化進行法律程序上的規定，避免造成投資決策的隨意性，建立科學化、民主化、法制化的政府投資決策體制，合理有效地發揮政府投資對民間投資的擠入效應。

注釋：

①由于西藏數據不可得，因此并未包括在樣本內。

②根據國發（2000）33號文件，本文所指東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、土海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省、直轄市；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個??；西部地區包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內蒙古11個省、直轄市和自治區（西藏數據不可得，故未包括在內）。

③根據透明中國 《2013年中國省級財政透明度評估報告》，高財政透明組包括：福建、內蒙古、安徽、北京、遼寧、江蘇、天津、四川、河南、青海、廣東11個省、直轄市和自治區；低財政透明組包括：貴州、山東、湖北、浙江、上海、湖南、江西、陜西、新疆、山西、廣西、河北、重慶、寧夏、黑龍江、海南、云南、甘肅、吉林19個省、直轄市和自治區（西藏數據不可得，故未包括在內）。

④經作者計算得到。

［1］Aschauer,David,Alan.Is Public Expenditure Productive?.Journal of Monetary conomics,1989,(3).

［2］Bairam,Erkin,Ward,Bert.The Externality Effect of Government Expenditure on Investment in OECD Countries.Applied Economics,1993,25(4).

［3］Ahved,H.,Stephen.Crowding-out and Crowding-in Effects of the Components of Government Expenditure.Contemporary Economics Policy,2000,18(1).

［4］Erden,L.,Holcombe,R.,G.The Effects of Public Investment on Private Investment in Developing Economics.Public Finance Review,2005,33(5).

［5］劉溶淪,馬拴友.赤字、國債與經濟增長關系的實證分析——兼評積極財政政策是否有擠出效應［J］.經濟研究,2001,(2).

［6］梁學平.關于積極財政政策逐步淡出問題的探討［J］.山東財政學院學報,2003,(3).

［7］劉國光.略論當前宏觀經濟政策的若干問題［J］.經濟學動態,2002,(5).

［8］陳工,苑德宇.我國公共投資擠占私人投資了嗎？［J］.財政研究,2009,(12).

［9］張中華,鄭群峰,劉莎.中國政府投資與民間投資關系研究評述［J］.首都經濟貿易大學學報,2010,(5).

［10］王立國,張洪偉.財政分權、轉移支付與地方政府經濟性投資效率［J］.當代財經,2013,(6).

［11］劉金濤,曲曉飛.中國財政分權與經濟增長的“反?！标P系研究［J］.財經問題研究,2008，(5).

［12］林毅夫,劉志強.中國的財政分權與經濟增長［J］.北京大學學報（哲學社會科學版）,2000,(4).