政府投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長研究
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析

古昌銀

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南昌330013）

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政府投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長研究
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析

古昌銀

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南昌330013）

摘要：引用我國2000年至2010年31省市及全國的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用Eviews和C-D函數(shù)模型分析我國各地區(qū)的產(chǎn)出總量、勞動(dòng)力要素投入量、政府投資和剔除政府投資后的其他投資之間的關(guān)系。其結(jié)果顯示：我國近期的政府投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的，而分地區(qū)分析結(jié)果則顯示，有少數(shù)地區(qū)的政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；政府投資；C-D函數(shù)

自Landau與Ram就公共投資支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)展開了唇槍舌劍的討論之后，對(duì)于政府投資與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的爭議就一直存在。其中，Aschauer和Evans等人辯論的是公共投資的生產(chǎn)性是否存在；Agelletal和Folster爭執(zhí)的是兩者之間是否存在文穩(wěn)健的計(jì)量關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述

巴羅基于Arrow-Kurz模型的基礎(chǔ)上的研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性的公共支出是通過提供公共基礎(chǔ)設(shè)施來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的。Nadiri通過使用成本及利潤函數(shù)來分析公共資本對(duì)產(chǎn)出的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)公共資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有生產(chǎn)性效應(yīng)。Aschaue對(duì)美國1949-1985年之間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示非軍事公共資本與生產(chǎn)率之間存在顯著且穩(wěn)健的正效應(yīng)關(guān)系，且公共資本的產(chǎn)出彈性為0.139。Munnel引用美國 1948-1987年之間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)、Kocherlakota使用美國1917-1988年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)、Dela Fuente引用OECD國家的面板數(shù)據(jù)，分析結(jié)果都支持了上述結(jié)論。

但認(rèn)為兩者無必然關(guān)系的學(xué)者也不是少數(shù)。Clarida對(duì)美、法、德、英等國的分析表明，兩者的因果關(guān)系不確定。Christodoulakis估計(jì)希臘1964一1992年之間的大規(guī)模制造業(yè)的產(chǎn)出數(shù)據(jù)和交通、通訊電力等方面的公共投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出和公共資本投資之間卻不具有格蘭杰因果關(guān)系。Barth的研究發(fā)現(xiàn)，在1971-1983年期間的26個(gè)OECD國家中，雖然政府投資占GDP比重對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長有正的影響，但統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性。Hulten采用一階差分技術(shù)，發(fā)現(xiàn)公共資本對(duì)于私人生產(chǎn)率沒有顯著影響。此外，Evans使用美國48個(gè)州的面板數(shù)據(jù)，Zou使用43個(gè)發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)公共資本對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)效應(yīng)。

我國對(duì)政府投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的研究相對(duì)較晚，且大多結(jié)果都表明政府投資與經(jīng)濟(jì)增長存在正效應(yīng)。于長革認(rèn)為：政府公共投資是通過提高私人投資回報(bào)率和直接資本形成來持續(xù)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長。李楨業(yè)對(duì)長三角21個(gè)城市公共資本邊際生產(chǎn)率的分析結(jié)果表明，公共資本投資對(duì)3個(gè)城市組GDP的增長都起到了促進(jìn)作用。馬明利用1999-2010年我國29個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)構(gòu)建面板VAR模型度量公共資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊，結(jié)果表明：公共資本存量的沖擊對(duì)人均GDP有正向效應(yīng)。

二、實(shí)證分析

將政府投資作為要素納入C-D函數(shù)中，用G表示，Kt則重新定義為剔除政府投資后的部分，兩邊取對(duì)數(shù)可得

（一）變量及數(shù)據(jù)說明

在模型中：Yt使用的是GDP數(shù)值；L使用的是當(dāng)期就業(yè)總?cè)藬?shù)；Kt值使用當(dāng)期資本存量與政府投資的差額計(jì)算；政府投資G的數(shù)據(jù)使用固定資產(chǎn)投資中國家預(yù)算內(nèi)資金額。數(shù)據(jù)來源為國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)。

對(duì)于第t期的資本存量的計(jì)算方法，借鑒了楊飛虎等人采用的計(jì)算方法，即K（t）=（1-δ）K（t-1）+ △K（t），其中δ為折舊率，為5%，△K（t）為第t期的新增資本。至于初始固定資本存量的估計(jì)，即2000年的資本存量的估計(jì)，采用伍琴等人的計(jì)算方法，即假設(shè)資本存量與產(chǎn)出的增長率保持一致，那么期初資本存量為：K0=I0［（g+1）/（g+δ）］，其中I0為初始年的固定資本形成總額，δ為折舊率，g通過以下公式計(jì)算其中Yt為給定期內(nèi)的期末年的產(chǎn)出值，Y0為則為給定期內(nèi)的期初年的產(chǎn)出值，n則是給定期內(nèi)的總年數(shù)。

（二）實(shí)證分析

首先建立和估計(jì)隨機(jī)效應(yīng)模型，進(jìn)行模型設(shè)定形式的Hausman的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1及表2所示。

表1　模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

表2　隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型比較

從表1中P值為0.0000可知：決絕接受固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型之間不存在系統(tǒng)差異的原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。

其次在在固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行混合橫截面模型的F檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表3所示。

表3　混合橫截面模型的F檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)

從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為0.0000，LR統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率也為0.0000，無法接受混合橫截面模型比固定效應(yīng)模型相對(duì)更加有效的原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。

（三）模型的分析估計(jì)

1.總體數(shù)據(jù)的模型分析估計(jì)

建立總體數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果如下：

從方程（2）估計(jì)結(jié)果的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果可知：該模型顯著。從模型的回歸系數(shù)估計(jì)值可推出：剔除政府投資后的投資與產(chǎn)出是正相關(guān)關(guān)系，且lnKt每變化一個(gè)百分比，lnYt同方向變化0.5929個(gè)百分比；政府投資對(duì)產(chǎn)出具有正效應(yīng)，且lnG對(duì)lnYt的正效應(yīng)影響率為8.46%。

2.分省數(shù)據(jù)的模型分析估計(jì)

建立分地區(qū)的變系數(shù)模型，每個(gè)地區(qū)的具體估計(jì)結(jié)果如下。

系數(shù)常數(shù)項(xiàng)lnKtlnLlnG常數(shù)項(xiàng)lnKtlnLlnG北京天津河北山西內(nèi)蒙遼寧吉林黑龍江上海江蘇浙江安徽福建江西山東1.067 1.596 3.208 0.341 0.703 0.195 -0.175 -0.175 0.671 0.622 0.987 0.393 2.201 2.106 1.641 0.842 0.789 0.865 0.859 0.622 0.692 0.619 1.114 0.763 0.758 0.561 0.792 0.333 0.536 0.606 -0.102 -0.142 -0.339 0.486 0.743 0.191 -0.208 -1.46 0.631 0.621 0.983 0.373 2.174 2.151 1.597 -0.021 0.059 0.028 -0.145 -0.039 0.004 0.033 -0.05 0.04 0.001 0.004 0.02 0.028 -0.045 0.045河南湖北湖南廣東廣西海南重慶四川貴州云南西藏陜西甘肅青海寧夏0.029 101.4 1.244 2.881 2.984 1.507 2.626 1.529 2.881 0.939 1.013 -0.119 -0.316 -1.329 -1.047 0.736 0.686 0.607 0.373 0.453 0.44 0.434 0.764 0.373 0.513 0.272 0.747 0.831 1.06 0.782 0.262 1.029 1.118 2.889 2.951 1.433 2.578 1.541 2.819 0.847 0.849 -0.135 -0.289 -1.347 -0.999 -0.033 0.076 0.055 0.062 -0.004 0.074 0.046 -0.012 0.062 0.066 0.164 0.016 -0.027 0.018 -0.048

（四）分析結(jié)論

從上述兩類估計(jì)結(jié)果可以得出以下幾個(gè)結(jié)論：第一，在模型估計(jì)出的變截距方程中可以看出，政府投資與產(chǎn)出之間是正相關(guān)關(guān)系，對(duì)的正效應(yīng)影響率為8.46%；第二，從各省市的估計(jì)方程中可以看出，我國大部分省市的政府投資與經(jīng)濟(jì)增長之間是正相關(guān)的，且絕大部分省份的政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響系數(shù)都小于變截距方程中的影響系數(shù)；第三，31個(gè)地區(qū)中的其余投資與經(jīng)濟(jì)增長都是正相關(guān)的，而且大部分省市其余投資的影響系數(shù)都高于總方程中的影響系數(shù)。

三、政策建議

在上述分析以及結(jié)論的基礎(chǔ)上，提出如下相對(duì)應(yīng)的政策建議。

首先，立法部門應(yīng)盡快建立健全相關(guān)的法律體系，為政府投資正效應(yīng)的發(fā)揮創(chuàng)造良好的社會(huì)環(huán)境。同時(shí)，中央政府應(yīng)加強(qiáng)相關(guān)理論的研究以及實(shí)時(shí)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，為政府的投資決策提供理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗(yàn)支持。

其次，中央政府和地方政府在進(jìn)行投資決策時(shí)，應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際情況進(jìn)行抉擇，不能盲目效仿和實(shí)行一條標(biāo)準(zhǔn)。

再者，地方政府則應(yīng)在遵循中央政府的相關(guān)投資政策的基礎(chǔ)上，根據(jù)本地區(qū)的實(shí)際情況做出具體的投資安排。如政府投資與產(chǎn)出呈負(fù)相關(guān)的11個(gè)地區(qū)應(yīng)適當(dāng)減少政府投資額度，并采取有效的應(yīng)對(duì)措施；至于政府投資與經(jīng)濟(jì)增長是正相關(guān)關(guān)系的地區(qū)，應(yīng)根據(jù)地區(qū)實(shí)際需要和政府投資的影響系數(shù)決策政府投資總量，使其滿足市場需求，以達(dá)到政府投資的最優(yōu)效率。

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［責(zé)任編輯：金永紅］

中圖分類號(hào)：F832

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2016）07-0018-02

收稿日期：2016-04-20

作者簡介：古昌銀（1990-），男，江西尋烏人，碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)理論與實(shí)踐。