我國政府財(cái)政支出擠出效應(yīng)研究

胡堅(jiān) 楊光 王智強(qiáng)

摘要：通過分析1990-2009年中國省級面板數(shù)據(jù)，本文研究政府財(cái)政支出是否具有擠出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：財(cái)政支出對私人投資具有明顯的擠入效應(yīng)，動(dòng)態(tài)面板GMM模型的分析顯示投資自身具有強(qiáng)烈的自相關(guān)性；投資具有通貨膨脹效應(yīng)，而且和消費(fèi)具有互相抵消的效果；擠入效應(yīng)在東部和西部存在，而在中部則不存在，1994年的分稅制改革導(dǎo)致了擠入效應(yīng)上升；分位數(shù)回歸的結(jié)果顯示擠入效應(yīng)具有明顯的非對稱性，在較小和較高水平的私人固定資產(chǎn)投資水平上擠入效應(yīng)比較大。

關(guān)鍵詞：擠出效應(yīng)；動(dòng)態(tài)面板GMM；分位數(shù)回歸

中圖分類號：F83059 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收稿日期：2013-01-05

作者簡介：胡堅(jiān)（1957-），女，北京人，北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：投資學(xué)與資本市場；楊光（1977-），女，北京人，北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：投資學(xué)與資本市場；王智強(qiáng)（1982-），男，遼寧大連人，北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)。

一、引言

2012年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出，要保持宏觀政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，繼續(xù)實(shí)施積極的財(cái)政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，確定了“穩(wěn)中求進(jìn)”的工作總基調(diào)。會(huì)議指出，經(jīng)濟(jì)工作主要任務(wù)的第一項(xiàng)是“繼續(xù)加強(qiáng)和改善宏觀調(diào)控，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展。統(tǒng)籌處理速度、結(jié)構(gòu)、物價(jià)三者關(guān)系”。會(huì)議在陳述積極性財(cái)政政策時(shí)，首先提到了繼續(xù)完善結(jié)構(gòu)性減稅政策，繼之以加大民生領(lǐng)域投入，積極促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，嚴(yán)格財(cái)政收支管理，加強(qiáng)地方政府債務(wù)管理等。而在之后的改革環(huán)節(jié)，則包含了推進(jìn)營業(yè)稅改征增值稅和房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)，合理調(diào)整消費(fèi)稅范圍和稅率結(jié)構(gòu)，全面改革資源稅制度，研究推進(jìn)環(huán)境保護(hù)稅改革。

當(dāng)前諸多宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，諸如工業(yè)增加值增速、PMI等等，都預(yù)示著中國經(jīng)濟(jì)面臨著下行風(fēng)險(xiǎn)。從經(jīng)濟(jì)增長源泉的角度看，消費(fèi)、投資和凈出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的三駕馬車中，消費(fèi)囿于傳統(tǒng)的“高儲(chǔ)蓄—低消費(fèi)”模式始終難有起色，凈出口由于受到歐債危機(jī)的影響而持續(xù)萎縮，因此2012年最為可靠的增長動(dòng)力仍然是投資，正是基于此原因中國政府必然將實(shí)施積極的財(cái)政政策。結(jié)構(gòu)性減稅當(dāng)然是此次積極財(cái)政政策的亮點(diǎn)，但是傳統(tǒng)的增加政府財(cái)政支出的擴(kuò)張性政策依然會(huì)成為財(cái)政政策的主要支撐力量。然而，這其中也不無擔(dān)憂。根據(jù)央行2012年1月8日公布的統(tǒng)計(jì)報(bào)告，2011年全年財(cái)政存款減少300億元，這創(chuàng)造了2000年以來的全年財(cái)政存款投放的歷史記錄，同時(shí)也意味著2011年12月單月的財(cái)政存款減少了132萬億元，2011年11月財(cái)政存款減少了3 762億元，超過了2008年實(shí)施財(cái)政刺激的水平（2008年11月財(cái)政存款減少1 403億元，12月104萬億元，全年增加408億元）。2012年伊始，大規(guī)模的政府財(cái)政支出已見端倪，5月份發(fā)改委加快項(xiàng)目審批節(jié)奏的行為更是引發(fā)了學(xué)術(shù)界對于新一輪“X萬億刺激政策”的猜測，這不由得令人產(chǎn)生一旦政府的財(cái)政支出規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張，能否導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)學(xué)中所謂“擠出效應(yīng)”問題的擔(dān)憂。換言之，政府財(cái)政支出的擴(kuò)張是否會(huì)導(dǎo)致私人部門的萎縮？本文使用2000-2009年中國省級面板數(shù)據(jù)，研究中國的政府財(cái)政支出是否對私人部門的投資具有擠出效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于政府財(cái)政支出對投資的影響，國外的實(shí)證研究沒有得出一致的結(jié)果，總體上來說，可以將其研究結(jié)論分為三種類別：

第一類研究認(rèn)為政府財(cái)政支出對于私人投資具有積極的影響。Aschaure（1989）通過研究美國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，政府財(cái)政支出的擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致投資回報(bào)率的上升，因此不但不會(huì)降低投資水平，反而會(huì)對投資產(chǎn)生明顯的“擠入效應(yīng)”。Vijverberg（1997）認(rèn)為，政府部門財(cái)政支出的先期擴(kuò)張，會(huì)導(dǎo)致私人部門的繁榮，從而促進(jìn)社會(huì)的固定資產(chǎn)投資水平。Lopez（2006）對西班牙不同地區(qū)1965-1997年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，指出政府財(cái)政支出具有明顯的溢出性，特別市教育部門的公共支出其溢出性最為明顯，但是地區(qū)間不存在政府財(cái)政支出的溢出性，即某個(gè)地區(qū)財(cái)政支出的擴(kuò)張不會(huì)提高相鄰地區(qū)的投資水平。Ang（2009）通過馬來西亞的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，采用多元協(xié)整的方法檢驗(yàn)了政府財(cái)政支出和私人投資之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間的關(guān)系并非競爭性的，而是具有明顯的互補(bǔ)性。Hatano（2010）考察了日本政府財(cái)政支出和投資之間的長期協(xié)整關(guān)系，并指出兩者之間存在一種誤差修正機(jī)制從而導(dǎo)致長期的均衡狀態(tài)，日本的證據(jù)表明財(cái)政支出對投資是具有“擠入效應(yīng)”的。

第二類研究認(rèn)為政府財(cái)政支出對于投資具有消極的影響，因此“擠出效應(yīng)”是客觀存在的。Bairam和Ward（1993）研究25個(gè)OECD國家政府財(cái)政支出和投資之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)其中24個(gè)國家都是負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，另有多篇文獻(xiàn)針對不同國家或地區(qū)的實(shí)證檢驗(yàn)也都發(fā)現(xiàn)了政府財(cái)政支出對投資的“擠出效應(yīng)”，例如Blejer和Kahn（1988）對24個(gè)發(fā)達(dá)國家的研究，Ghali（1998）對突尼斯的研究，Ghura和Goodwin（2000）對亞洲和拉丁美洲國家的研究，Kitaoka（2002）、Nakazato（2004）對日本的研究等等。

第三類研究認(rèn)為政府財(cái)政支出對于投資的影響是狀態(tài)依賴（state dependency）或者國別依賴（country dependency）。前者認(rèn)為某些因素或者狀態(tài)的改變決定了到底是“擠入效應(yīng)”還是“擠出效應(yīng)”，而后者認(rèn)為國別間的差異是明顯的，到底是“擠入效應(yīng)”還是“擠出效應(yīng)”主要因國別而異。對于狀態(tài)依賴的研究，某些文獻(xiàn)將通貨膨脹因素作為首要的關(guān)鍵的影響變量，例如Cohrane（2001）、Dupor（2001）提到，物價(jià)水平從根本上決定了國家或者地區(qū)的財(cái)政政策，因此不同的通貨膨脹水平下結(jié)果會(huì)截然不同；而Devarajan等（1996）則認(rèn)為財(cái)政支出是否為生產(chǎn)性的（productive）才是最根本的決定因素，生產(chǎn)性與非生產(chǎn)性財(cái)政支出的比例不同，則同時(shí)有可能出現(xiàn)“擠入效應(yīng)”或者“擠出效應(yīng)”。對于國別差異的研究則比較常見，Atukeren（2005）選擇25個(gè)發(fā)展中國家進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)非洲國家存在“擠出效應(yīng)”，而亞洲和拉丁美洲國家同時(shí)存在“擠入效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”，Afonso等（2009）選取17個(gè)發(fā)達(dá)國家（包括14個(gè)歐盟國家、加拿大、美國和日本）進(jìn)行實(shí)證研究，他們的結(jié)論同樣是財(cái)政支出對投資的影響因國家差別而異。

對我國的財(cái)政支出和投資間的關(guān)系，理論和實(shí)證研究也并未達(dá)成一致的觀點(diǎn)。大多數(shù)研究認(rèn)為我國存在“擠入效應(yīng)”，例如郭慶旺（1999）、賈康（2003）等的理論和實(shí)證研究都表明我國政府財(cái)政支出和投資之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，因此“擠入效應(yīng)”是存在的，研究方法則是采用VAR模型居多，最新的方法也有采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的方法進(jìn)行研究。也有部分研究認(rèn)為我國存在“擠出效應(yīng)”，例如張延（2010）研究了財(cái)政支出、投資和利率之間的關(guān)系，認(rèn)為“擠出效應(yīng)”盡管不大，但是仍然存在。此外，部分研究指出長期和短期結(jié)論可能會(huì)不同，地域之間也可能結(jié)論不同。董秀良等（2006）的實(shí)證結(jié)論是短期內(nèi)存在“擠出效應(yīng)”，長期則應(yīng)為“擠入效應(yīng)”。靳春平（2006）指出了財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)在東部和西部之間存在明顯的區(qū)域性差異，而韓仁月（2009）采用VAR模型對我國省級數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)為“擠入效應(yīng)”，中西部地區(qū)則為“擠出效應(yīng)”。

三、數(shù)據(jù)、變量說明及模型設(shè)定

本文的研究樣本包括中國內(nèi)地31個(gè)省份、自治區(qū)及直轄市1990-2009年的面板數(shù)據(jù)①，來源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。為研究政府財(cái)政支出對于固定資產(chǎn)投資是否具有擠出效應(yīng)，需要引入其它的控制變量，如表1所示。

由于各省具有各自的特征，包括文化、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、地理因素，而其中某些無法測量的特征不隨時(shí)間發(fā)生變化，因此對于這樣的面板數(shù)據(jù)通常應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，本文所采用的固定效應(yīng)（FE，fixed effect）模型如下：

此外，從中國固定資產(chǎn)投資的現(xiàn)實(shí)情況看，長期以來固定資產(chǎn)投資具有自我加強(qiáng)的特征，因此本期固定資產(chǎn)投資常常和上一期的固定資產(chǎn)投資具有強(qiáng)烈的相關(guān)性。厲以寧稱這種特征為“投資沖動(dòng)怪圈”，他指出，在改革過程中，投資沖動(dòng)怪圈一直反復(fù)出現(xiàn)。地方政府對GDP的追求和GDP增長的積極性大于中央政府，而對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的興趣小于中央政府。另外，地方為了增加自己的財(cái)政收入和緩解就業(yè)壓力，總是要增加GDP，這就得增加投資，信貸量也隨之?dāng)U大。這樣一來，在全國范圍內(nèi)投資的急劇上升和信貸通脹就造成了產(chǎn)能過剩和物價(jià)上漲。因此，考慮這一特征，本文在固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上將固定資產(chǎn)投資的滯后項(xiàng)也引入到自變量中，采用動(dòng)態(tài)面板差分GMM的方法進(jìn)行分析，動(dòng)態(tài)面板模型設(shè)定如下：

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）固定效應(yīng)模型和動(dòng)態(tài)面板差分GMM模型結(jié)果分析

本文采用上面的模型，對固定資產(chǎn)投資的影響因素進(jìn)行分析，得到的實(shí)證結(jié)果如表2所示。

固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度R2=9400%，整體擬合情況比較好。從上表的實(shí)證結(jié)果看，可以發(fā)現(xiàn)以下幾個(gè)特點(diǎn)：

第一，政府財(cái)政支出對于私人投資的影響是正向的，而且該系數(shù)在1%水平下顯著。因此，從實(shí)證結(jié)果上看地方政府的財(cái)政支出促進(jìn)了地方私人固定資產(chǎn)投資，對私人投資存在“擠入效應(yīng)”，邊際彈性的分析表明政府財(cái)政支出對于私人固定資產(chǎn)投資的彈性為27%，因此當(dāng)政府財(cái)政支出變化1%的時(shí)候，私人固定資產(chǎn)投資會(huì)相應(yīng)地增加027%。

第二，地區(qū)生產(chǎn)總值GDP和地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI的系數(shù)均為正數(shù)，且在1%水平下顯著，而且兩者的邊際彈性都大于1。這表明地區(qū)生產(chǎn)總值對私人投資的增長具有放大效果，地區(qū)GDP每增長1%，地區(qū)私人固定資產(chǎn)總值可以增長1351%，因此正如劉偉（2005）所言，我國長期以來固定資產(chǎn)投資增速一直高于GDP的增速，對投資的過度依賴已經(jīng)成為影響我國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的一大瓶頸。地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI的彈性為1042%，這表明對于固定資產(chǎn)投資而言，存在一定的貨幣幻覺現(xiàn)象，真實(shí)固定資產(chǎn)投資不是中性的，會(huì)隨著通貨膨脹的增長而升高，通貨膨脹每上升1%，則真實(shí)固定資產(chǎn)投資會(huì)上升0042%。

第三，消費(fèi)和私人投資存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，消費(fèi)和投資存在一定的補(bǔ)償效應(yīng)。從理論上說，以Ramsey模型為例（戴維·羅默，2004），家庭需要在消費(fèi)和資本積累之間進(jìn)行衡量，因此當(dāng)期消費(fèi)越多，則可以用于投資的資本也就越少，因此消費(fèi)和投資之間存在互相抵消的關(guān)系。從實(shí)證結(jié)果看，地區(qū)消費(fèi)零售總額每增加1%，則固定資產(chǎn)投資會(huì)相應(yīng)下降0347%。

第四，其它因素同樣可以影響地區(qū)私人固定資產(chǎn)投資：首先，地區(qū)私人固定資產(chǎn)投資和該地區(qū)的出口水平存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論初看似乎不合常理。因?yàn)槌隹谒皆蕉?，則出口相關(guān)產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資水平也應(yīng)當(dāng)相應(yīng)地增加。但是事實(shí)上由于模型中同時(shí)包含了地區(qū)GDP和出口這兩個(gè)變量，負(fù)相關(guān)關(guān)系的存在依賴于其它變量不變的前提，然而出口的增加必然伴隨地區(qū)GDP的上升，進(jìn)而重新提升固定資產(chǎn)投資。可以計(jì)算出地區(qū)出口和地區(qū)GDP的相關(guān)系數(shù)是0852，因此實(shí)際的出口對于固定資產(chǎn)的影響應(yīng)該為0928（0852×1351-0223），兩者之間仍然是正相關(guān)關(guān)系。其次，地區(qū)貨運(yùn)量和固定資產(chǎn)投資呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，貨運(yùn)量越大，說明該地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平越高，因此固定資產(chǎn)投資也相應(yīng)會(huì)提高。最后，地區(qū)工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)變量的系數(shù)為正且在1%水平下顯著。地區(qū)工業(yè)企業(yè)的資產(chǎn)越多，則相應(yīng)地表明該地區(qū)的資本存量比較大，如果投資率沒有差異，則資本存量比較大的地區(qū)其投資水平也必然比較高。

接下來我們繼續(xù)分析動(dòng)態(tài)面板差分GMM模型的擬合結(jié)果。對于差分GMM模型而言，引入了因變量的滯后項(xiàng)作為自身的工具變量來克服內(nèi)生性問題，其前提是因變量存在明顯的序列相關(guān)性，Arellano-Bond檢驗(yàn)表明差分前的序列存在自相關(guān)性，而差分后的模型不存在序列相關(guān)性，此外，Sargan檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量為237，表明模型不存在過度識別的問題。從實(shí)證擬合結(jié)果看，滯后一期的固定資產(chǎn)投資變量的系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平下顯著。因此，固定資產(chǎn)投資存在自我加強(qiáng)的作用，上一期的固定資產(chǎn)投資越高，則本期的固定資產(chǎn)投資水平也相應(yīng)會(huì)升高，上一期的固定資產(chǎn)投資越低，則本期的固定資產(chǎn)投資也相應(yīng)會(huì)處于比較低的水平。換言之，實(shí)證結(jié)果支持厲以寧的“投資沖動(dòng)怪圈”的論斷，固定資產(chǎn)投資自身具有強(qiáng)烈的自相關(guān)性。另外，動(dòng)態(tài)面板差分GMM模型中，和固定效應(yīng)模型FEM相比某些系數(shù)發(fā)生了變化，這是因?yàn)橐肓藴笠黄诘墓潭ㄙY產(chǎn)投資變量以后，消除了某些變量的內(nèi)生性，因此其系數(shù)自然會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化。例如，地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI變得不再顯著，也就是說，當(dāng)考慮到過去的固定資產(chǎn)投資對當(dāng)期固定資產(chǎn)投資的影響之后，貨幣幻覺現(xiàn)象會(huì)消失。

（二）東部、西部、中部地區(qū)的“擠入效應(yīng)”區(qū)域差異性分析

上文的研究表明政府財(cái)政支出對于私人投資具有“擠入效應(yīng)”。在這一部分，本文將研究這種“擠入效應(yīng)”是否同時(shí)存在于我國的東部、西部和中部地區(qū)。將整體樣本按照東部、西部和中部劃分為三個(gè) ，具體而言，東部地區(qū)包括東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)?。ㄊ校胁康貐^(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個(gè)?。▍^(qū)），西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西等12個(gè)?。▍^(qū)、市）。采用固定效應(yīng)模型，得到的實(shí)證結(jié)果如表3所示。

從擬合結(jié)果看，東部、西部和中部的固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度R2都超過了93%，整體擬合效果比較好。分區(qū)域的固定效應(yīng)模型表明：東部和西部存在明顯的“擠入效應(yīng)”，而且兩個(gè)地區(qū)的“擠入效應(yīng)”非常接近，兩個(gè)區(qū)域的“擠入效應(yīng)”分別是229%和224%。與此相比，中部地區(qū)不存在顯著的“擠入效應(yīng)”，也不存在“擠出效應(yīng)”。此外，三個(gè)區(qū)域的GDP和CPI邊際彈性都超過了1，因此對三個(gè)區(qū)域來說，GDP的增長都會(huì)導(dǎo)致私人投資的更高速度的增長，以及三個(gè)區(qū)域都同時(shí)存在所謂的貨幣幻覺，物價(jià)水平的上漲會(huì)拉動(dòng)真實(shí)固定資產(chǎn)投資水平的上升。最后，只有中部地區(qū)的消費(fèi)對于固定資產(chǎn)投資存在顯著的抵消作用，另外兩個(gè)區(qū)域則都不顯著，中部地區(qū)省份的地區(qū)社會(huì)消費(fèi)品零售總額每上升1%，其固定資產(chǎn)投資水平會(huì)相應(yīng)下降0615%。

（三）“擠入效應(yīng)”的時(shí)變特征分析：1994年分稅制改革的影響

在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)，發(fā)生的最具有影響力的政策性事件就是1994年的分稅制改革。1994年，我國經(jīng)濟(jì)體制改革在中央的“全面推進(jìn)、重點(diǎn)突破”的戰(zhàn)略部署指導(dǎo)下進(jìn)入新階段，財(cái)稅體制改革充當(dāng)改革的先鋒，根據(jù)事權(quán)與財(cái)權(quán)相結(jié)合的原則，將稅種統(tǒng)一劃分為中央稅、地方稅、中央與地方共享稅，建起了中央和地方兩套稅收管理制度，并分設(shè)中央與地方兩套稅收機(jī)構(gòu)分別征管；在核定地方收支數(shù)額的基礎(chǔ)上，實(shí)行了中央財(cái)政對地方財(cái)政的稅收返還和轉(zhuǎn)移支付制度等。成功地實(shí)現(xiàn)了在中央政府與地方政府之間稅種、稅權(quán)、稅管的劃分，實(shí)行了財(cái)政“分灶吃飯”。

從實(shí)質(zhì)上說，分稅制改革主要影響的國家和地方政府的財(cái)政收入，但是財(cái)政收入分配的改變不可避免地會(huì)影響到財(cái)政支出。分稅制成功地使全國稅收總收入中，中央和地方的分成比例達(dá)到六比四，然而支出改革卻沒有同步進(jìn)行，中央和地方的支出比例仍為3：7。根據(jù)預(yù)算，2010年中央本級支出中除了656%是對地方的稅收返還和轉(zhuǎn)移支付，第二大項(xiàng)支出就是國防（占比111%）。而省本級財(cái)政的支出，以廣東省2009年為例，最大的支出項(xiàng)是教育119億，約占省本級所有支出的16%；第二大支出是交通運(yùn)輸，約114億，占比154%。

分稅制改革以后，地方政府的財(cái)政收入普遍依賴于中央政府的轉(zhuǎn)移支付制度，其受到中央的影響也變得更為明顯，中央本級財(cái)政產(chǎn)生的相當(dāng)于其收入2/3的大量結(jié)余，絕大部分會(huì)被轉(zhuǎn)移到地方政府，以彌補(bǔ)他們的支付缺口。因此，將全部的樣本分為1990-1994，1995-2009年兩個(gè)子樣本，以期分析是否分稅制改革會(huì)影響到“擠入效應(yīng)”的水平，亦即研究“擠入效應(yīng)”的時(shí)變性特征。在此我們引入Year1994的虛擬變量，該虛擬變量在1994年之前（含1994年）為0，之后的年份為1，然后引入其和政府財(cái)政支出變量的交叉項(xiàng)Year1994×g，分別采用固定效應(yīng)模型和動(dòng)態(tài)面板的隨機(jī)效應(yīng)模型，得到的結(jié)果如表4所示。

從結(jié)果上看交叉項(xiàng)系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，這表明1994年的分稅制改革使得“擠入效應(yīng)”在分稅制改革之后顯著減弱了。在分稅制改革之前，地方財(cái)政支出每上升1%，相應(yīng)地地方固定資產(chǎn)投資會(huì)上升09%，而在分稅制改革之后，僅會(huì)上升0231%。分稅制改革對“擠入效應(yīng)”的削弱和上文的分析是一致的，由于改革后地方政府對于財(cái)政轉(zhuǎn)移的依賴，因此其財(cái)政支出預(yù)算受到中央政府的影響增大，導(dǎo)致其對地方固定資產(chǎn)投資的自主決策能力減弱了。動(dòng)態(tài)面板差分GMM模型的結(jié)果則表明，固定資產(chǎn)投資的自我增強(qiáng)現(xiàn)象仍然存在，而分稅制改革可以部分削弱這種自我增強(qiáng)的趨勢。

（四）“擠入效應(yīng)”的非對稱性：基于分位數(shù)回歸的研究

本部分我們將通過分位數(shù)回歸的方法研究“擠入效應(yīng)”是否存在非對稱性。具體而言，我們將逐個(gè)分析每個(gè)分位點(diǎn)回歸的“擠入效應(yīng)”的大小，觀察其是否在不同的分位點(diǎn)下具有非對稱性，即是否在某些分位點(diǎn)下存在極大或極小的“擠入效應(yīng)”。與最小二乘回歸相比，分位數(shù)回歸（Quantile Regression）利用自變量和因變量的條件分位數(shù)進(jìn)行建模，因此能充分反映自變量對于因變量的分布的位置、刻度和形狀的影響，尤其是對于一些非常關(guān)注尾部特征的情況非常有效。因此，我們將利用分位數(shù)回歸的方法討論“擠入效應(yīng)”的非對稱性。采用不同的分為點(diǎn)得到的結(jié)果如表5所示（由于我們這里主要討論的是“擠入效應(yīng)”，因此此處省略了其它控制變量的回歸結(jié)果）。

從上圖可以看到財(cái)政支出的“擠入效應(yīng)”存在明顯的非對稱性：隨之分位點(diǎn)的上升，其效應(yīng)首先會(huì)下降，然后再逐漸上升，并超過了低分位點(diǎn)下的“擠入效應(yīng)”。因此，在中等固定資產(chǎn)投資水平下，財(cái)政支出對其影響是最低的，而在較低水平和較高水平的固定資產(chǎn)投資水平下，財(cái)政支出的“擠入效應(yīng)”是比較高的，尤其是在更高分位水平的固定資產(chǎn)投資下，財(cái)政支出的“擠入效應(yīng)”會(huì)變得很高，在90%分位點(diǎn)上，政府財(cái)政支出每增加1%，固定資產(chǎn)投資會(huì)上升超過55%。

五、結(jié)論

本文通過中國2000-2009年省級面板數(shù)據(jù)，對政府財(cái)政支出是否存在“擠出效應(yīng)”進(jìn)行了實(shí)證研究，得到如下結(jié)論：

第一，整體而言政府財(cái)政支出對私人投資不僅沒有“擠出效應(yīng)”，反而存在顯著的“擠入效應(yīng)”，政府財(cái)政支出上升1%可以拉動(dòng)私人固定資產(chǎn)投資上升027%。對東部、中部、西部的區(qū)域研究表明，東部和西部地區(qū)存在程度接近的“擠入效應(yīng)”，而中部地區(qū)既不存在“擠入效應(yīng)”也不存在“擠出效應(yīng)”。

第二，“擠入效應(yīng)”存在時(shí)變性和非對稱性。時(shí)變性分析表明分稅制改革之后“擠入效應(yīng)”的程度降低了，這可能與分稅制改革后地方財(cái)政對中央財(cái)政的依賴性程度增加所導(dǎo)致；而對其非對稱性的分析則表明，“擠入效應(yīng)”在較低水平和較高數(shù)量的私人固定資產(chǎn)投資下程度較高，而中等水平的私人固定資產(chǎn)投資下政府財(cái)政支出對其拉動(dòng)效果較差。

第三，對于私人固定資產(chǎn)投資而言，存在一定的貨幣幻覺現(xiàn)象，真實(shí)固定資產(chǎn)投資不是中性的，會(huì)隨著通貨膨脹的增長而升高，通貨膨脹每上升1%，則真實(shí)固定資產(chǎn)投資會(huì)上升0042%。此外，消費(fèi)和固定資產(chǎn)投資存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，消費(fèi)和投資存在一定的補(bǔ)償效應(yīng)。

第四，動(dòng)態(tài)面板GMM模型的檢驗(yàn)表明，厲以寧提出的“投資沖動(dòng)怪圈”的論斷是客觀存在的，固定資產(chǎn)投資自身具有強(qiáng)烈的自相關(guān)性，具有自我加強(qiáng)的特性。

綜上所述，實(shí)施積極的財(cái)政政策擴(kuò)大政府財(cái)政支出，不僅不會(huì)造成“擠出效應(yīng)”，反而可以有效地提升私人固定資產(chǎn)投資的水平，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)走出低谷，避免經(jīng)濟(jì)的繼續(xù)下行。然而，本文的研究結(jié)論同樣揭示了擴(kuò)大政府財(cái)政支出的幾點(diǎn)隱憂。首先，政府財(cái)政支出的擴(kuò)張長期而言會(huì)誘發(fā)通貨膨脹，而私人投資同時(shí)具有通貨膨脹效應(yīng)和自我加強(qiáng)效應(yīng)的雙重屬性，因此會(huì)導(dǎo)致私人投資水平出現(xiàn)超過預(yù)期的放量增長，積極的財(cái)政政策有可能過分拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)迅速走向過熱，伴隨著高位運(yùn)行的通貨膨脹，必然導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的再次失衡。而且私人投資的過度增長也不利于中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，和“十二五規(guī)劃”的轉(zhuǎn)型要旨相背離。其次，由于消費(fèi)和私人投資之間具有補(bǔ)償效應(yīng)，投資的增長會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)的進(jìn)一步萎縮，同樣不利于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和轉(zhuǎn)型，長期而言對中國經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行并無裨益。

參考文獻(xiàn)：

[1] Afonson A， St. Aubynm. Macroeconomic rates of return of public and private investment： crowding-in and crowding-out effects [J].Manchester School， 2009，77（ S1）：21-39.

[2] Ang J B.Do public investment and FDI crowd in or crowd out private domestic investment in Malaysia [J]. Economics，2009，41：913-919.

[3] A schauer， D.A. Is Public Expenditure Productive？ [J]. Journal of Political Economy，1989，23：177 -200.

[4] Atukeren E. Interactions between public and private investment： evidence from developing countries [J]. Kyklos， 2005，8（58）：307-330.

[5] Bairam， Erkin and Ward， Bert.The Externality Effect of Government Expenditure on Investment in OECD Countries[J]. Applied Economics， 1993，25：711-716.

[6] Cochrane， J.H. Long term Debt and Optimal Policy in the Fiscal Theory of Price Level [J]. Econometrics， 2001，69：69-116.

[7] Devarajan， S.， Swaroop， V.， and Zou， H.The Composition of Public Expenditure and Economic Grwoth [J]. Journal of Monetary Economics，1996，37：313-344.

[8] Dupor，B. Exchange Rates and the Fiscal Theory of Price Level， Journal of Monetary [J]. Economics， 2000，45：613-630.

[9] Ghali， K. H.Public investment and private capital formation in a vector error-correction model of growth [J]. Applied Economics， 1998，30：837-844.

[10]Ghura， D. and Goodwin， B.Determinants of private investment： a cross-regional empirical investigation [J]. Applied Economics，2000，32：1819-1829.

[11]Kawade， Masumi， Arata Ito and Toru Nakazato.Effects and Changes of Fiscal Policies after 1990 in Toshihiro Ihori （ed.）[M]， 2004：105-123.

[12]Kitaoka， Takayoshi.Efficiency of Public Investment： Comparison of Japan and Australia [J]. Oceanian Economy， 2002，10：45-62.

[13]Lopez D M. Linking public investment to private investment： the case of Spanish regions [J]. International Review of Applied Economics， 2006，20：411-423.

[14]Toshiya Hatano.Crowding-in Effect of Public Investment on Private Investment [J]. Public Policy Review，2010，6：105-120.

[15]Vijverberg， etl. Public Capital and Private Productivity [J]. The Review of Economic and Statistics， 1997，79：267-278.

[16]戴維·羅默.高級宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].蘇劍，羅濤，譯.北京：商務(wù)印書館，2004.

[17]董秀良，薛豐慧，吳仁水.我國財(cái)政支出對私人投資影響的實(shí)證分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2006（5）.

[18]郭慶旺，趙志耘.論財(cái)政赤字對資本形成的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，1993（11）.

[19]賈康.我國財(cái)政政策的簡要回顧與效應(yīng)評析[J].財(cái)經(jīng)論叢，2003（1） .

[20]靳春平.財(cái)政政策效應(yīng)的空間差異性與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[J].管理世界，2007（7）.

[21]劉偉，黃桂田，李紹榮.經(jīng)濟(jì)學(xué)教程——中國經(jīng)濟(jì)分析[M]. 北京大學(xué)出版社， 2005.

[22]張延.中國財(cái)政政策的“擠出效應(yīng)”——基于1952—2008年中國年度數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].金融研究，2010（1）.