陳時興

(浙江行政學(xué)院科學(xué)發(fā)展觀與浙江發(fā)展研究中心，浙江杭州310012)

一、引言

政府投資是國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的必要手段，對調(diào)節(jié)社會投資結(jié)構(gòu)、引導(dǎo)社會投資方向具有重要作用，同時也會影響民間投資的發(fā)展。但政府投資究竟是帶動民間投資還是擠出民間投資，迄今仍然是國內(nèi)外學(xué)界頗有爭議的論題。

國外學(xué)者從多角度探討了政府投資對私人投資的影響，得出的結(jié)論大相徑庭。Fisher(1993)用跨地區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn)，政府的預(yù)算盈余與私人投資存在正相關(guān)關(guān)系，因此，政府支出增加會降低預(yù)算盈余或增加預(yù)算赤字，進(jìn)而擠出私人投資［1］。Bairam 和Ward(1993)考察了25 個OECD 成員國家，發(fā)現(xiàn)24 個國家的政府支出對私人投資有負(fù)面影響，其中19 個國家的政府支出很大程度上擠出了私人投資［2］。Pritha (2006)運(yùn)用SVAR 模型檢驗1969－2005年間印度政府投資對私人投資的擠出效應(yīng)，甚至發(fā)現(xiàn)政府投資對經(jīng)濟(jì)增長也有負(fù)面影響。但是，Aschauer(1989)用時間序列回歸方法研究美國公共投資對私人投資的影響時發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公共投資作為生產(chǎn)要素投入，且與私人投資為互補(bǔ)品時，私人資本的邊際生產(chǎn)率隨著公共投入的增加而上升，因此，美國政府對于固定資產(chǎn)、基礎(chǔ)設(shè)施的投資擠入了私人投資［3］。Barro和Sala－i－Martin(1995)認(rèn)為，公共消費(fèi)與私人消費(fèi)可互為替代品，故當(dāng)公共消費(fèi)增加時，私人消費(fèi)將減少，并使得私人儲蓄增加，進(jìn)而擠入了私人投資。Argimón 等(1997)利用14 個OECD 成員國1979－1988年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施投資對私人投資生產(chǎn)率具有正效應(yīng)，說明公共投資對私人投資有擠入效應(yīng)［4］。

國內(nèi)學(xué)者對中國政府投資與民間投資關(guān)系研究所得出的結(jié)論也差異甚大。于謹(jǐn)凱、單春紅(2002)對1981－2000年中國國有投資和民間投資的關(guān)系進(jìn)行實證分析表明，在不考慮外資的條件下，即在封閉的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，民間投資與國有投資在絕對量和增量占總投資的比重上都存在零和博弈的關(guān)系［5］。金祥榮、蔡一慶(2004)根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論、區(qū)位選擇理論和聚集效應(yīng)理論，通過建立局部調(diào)整模型，對中國1996－2002年東部、中部和西部地區(qū)的民間投資狀況進(jìn)行了計量分析，得出了本期民間投資與政府投資規(guī)模呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論［6］。楚爾鳴、魯旭(2008)通過建立三變量SVAR 模型分析表明，中國政府投資在一定程度上擠出了私人投資，且不利于產(chǎn)出增長［7］。但是，郭慶旺、趙志耘(1999)對我國的公共投資是否產(chǎn)生擠出效應(yīng)從財政支出的生產(chǎn)性、投資函數(shù)形式、資產(chǎn)的替代性以及經(jīng)濟(jì)衰退與拉動效應(yīng)等幾方面的分析則發(fā)現(xiàn)，在利率受到管制的條件下，財政赤字不會排擠民間部門投資，反而會有利于啟動內(nèi)需，拉動民間部門的投資支出，即實行積極財政政策、增加政府投資會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長［8］。劉溶滄、馬拴友(2001)等根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)理論中私人投資與公共投資的函數(shù)關(guān)系構(gòu)建模型，利用中國1978－1999年的數(shù)據(jù)，從實證角度分析了赤字、國債與利率、私人投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，也得出公共投資不會擠出民間投資的結(jié)論，認(rèn)為我國的赤字、國債規(guī)模沒有產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不但財政赤字沒有使利率上升，而且財政投資也未擠出私人投資［9］。郭慶旺、賈俊雪(2006)以中國1978－2004年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用VAR 模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了中國財政投資對總產(chǎn)出和民間投資的動態(tài)影響，結(jié)果表明，中國財政投資對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，對民間投資的拉動效應(yīng)很強(qiáng)［10］。吳洪鵬、劉璐(2007)采用中國1997年1月－2004年12月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR 模型對中國存在擠出效應(yīng)的機(jī)制進(jìn)行經(jīng)驗檢驗，結(jié)果表明，可能會導(dǎo)致民間投資減少的三種擠出效應(yīng)機(jī)制均不存在，民間投資與公共投資之間存在正向的關(guān)系，證明中國1998年以來擴(kuò)大公共投資的政策不僅未產(chǎn)生對民間投資的擠出效應(yīng)，反而增加民間部門的投資，產(chǎn)生了擠入效應(yīng)，因此中國的積極財政政策是有效的［11］。王劍、張會清(2009)研究表明，民間投資與國有投資增速的關(guān)聯(lián)性相當(dāng)高，1983－2007年間兩者的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.926，擴(kuò)張性財政政策對于拉動民間投資具有顯著的積極作用［12］。宋福鐵(2004)采用Granger 因果測試模型和中國1980－2000年的數(shù)據(jù)就國債融資對私人投資的影響進(jìn)行了檢驗，結(jié)果表明，中國大規(guī)模發(fā)行國債融資實際上尚未對私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但也沒起到刺激私人投資的積極作用［13］。

國內(nèi)一些學(xué)者研究還發(fā)現(xiàn)，中國政府投資對民間投資產(chǎn)生效應(yīng)的長短期是不一樣的。董秀良、薛豐惠、吳仁水(2006)在重新界定財政支出對私人投資效應(yīng)的基礎(chǔ)上，利用1996－2003年的季度數(shù)據(jù)，采用VAR 模型、協(xié)整檢驗、誤差修正模型等動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析了中國財政支出對私人投資的長短期效應(yīng)，結(jié)果表明，短期內(nèi)財政支出對私人投資具有一定的擠出效應(yīng)，而長期均衡關(guān)系上則表現(xiàn)為擠入效應(yīng)［14］。尹貽林、盧晶(2008)從理論上將公共投資對私人投資的各種效應(yīng)進(jìn)行重新梳理，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用VAR 模型和VECM就中國公共投資對私人投資的影響進(jìn)行了經(jīng)驗分析，結(jié)果表明，在長期內(nèi)，中國公共投資與私人投資之間存在著惟一的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且公共投資對私人投資的綜合效應(yīng)表現(xiàn)為擠入效應(yīng);在短期內(nèi)，公共投資對私人投資則具有擠出效應(yīng)［15］。但是，楊曉華(2006)對1978－2003年中國公共投資、私人投資和產(chǎn)出關(guān)系的實證研究發(fā)現(xiàn)，三者之間存在惟一的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且無論是在短期還是長期，公共投資對產(chǎn)出都具有正向的促進(jìn)作用，但公共投資對私人投資在短期有擠入效應(yīng)，在長期則有擠出效應(yīng)，不過兩種效應(yīng)都比較弱［16］。鈔小靜、任保平(2008)在建立政府投資、民間投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的理論分析框架基礎(chǔ)上，對中國1978－2005年間相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明在短期內(nèi)政府資本的產(chǎn)出彈性明顯高于民間資本，可以在一定程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;但從長期來看，政府資本對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為負(fù)，而民間資本則有相當(dāng)高的正的產(chǎn)出彈性，成為拉動經(jīng)濟(jì)增長的主要力量［17］。劉方(2009)在真實經(jīng)濟(jì)周期(RBC)模型框架內(nèi)引入政府購買沖擊，模擬政府購買的持久性和暫時性變動對中國經(jīng)濟(jì)的影響，采用中國1978－2007年宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)校準(zhǔn)RBC 模型，研究結(jié)果表明，政府購買的暫時性增加可以明顯提高就業(yè)及經(jīng)濟(jì)增長速度，但長期看拉動效果有限，如果政府購買乘數(shù)小于1，就存在明顯的擠出效應(yīng)［18］。

上述國內(nèi)外學(xué)者的研究觀點(diǎn)不同甚至截然相反，主要是由于其利用的樣本數(shù)據(jù)及其時段差異和計量方法不同。然而得出的研究結(jié)論不同，將使政府投資決策調(diào)整與處理政府投資和民間投資關(guān)系的政策也有差異，顯然這會對民間投資發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不同的影響。因此，本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步運(yùn)用IS－LM 模型從理論上闡明政府投資影響民間投資的因素;然后，采用中國1980－2010年的政府投資、民間投資、居民收入和政府稅收等數(shù)據(jù)建立VAR 模型及進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國政府投資規(guī)模擴(kuò)大對民間投資既有擠出效應(yīng)，也存在著部分的擠入效應(yīng)，但從總體上看，累積擠出效應(yīng)并不存在。

二、政府投資影響民間投資的理論分析與計量模型

(一)政府投資影響民間投資的理論分析

根據(jù)中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的特點(diǎn)，假設(shè)經(jīng)濟(jì)體系尚未達(dá)到充分就業(yè)水平，還存在著可用作擴(kuò)大再生產(chǎn)的資源;并假定這是由家庭、企業(yè)、政府三個部門構(gòu)成的封閉經(jīng)濟(jì)體。為此，中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中的IS－LM 模型可表示為以下兩個方程式:

式中，Y:國內(nèi)生產(chǎn)總值;r:利率;G:政府支出;

式中，M:既定價格水平下的貨幣供給量;

對式(1)兩邊取微分，得:

dY=dC(Y)+dI(r)+dG=(dC/dY)dY+(dI/dr)dr+dG

整理后得:

再對式(2)兩邊取微分，得:

令式(4)中dM=0，則有:

聯(lián)立式(3)和式(5)，得:

故可得私人投資變量為:

式(1)IS 曲線可表示為:

分別對式(9)的Y 和r 求偏導(dǎo)，得

再對式(9)兩邊求微分，得:

由式(12)求得IS 曲線的斜率為:

再根據(jù)式(5)求得LM 曲線的斜率為:

由式(8)、式(13)和式(14)求得私人投資變量及其影響因素為:

以上分析表明，影響擠出效應(yīng)的因素有:政府支出dG、IS 曲線斜率KIS和LM 曲線斜率KLM。當(dāng)IS 曲線斜率KIS為負(fù)值、LM 曲線斜率KLM為正值時，政府財政支出增加會擠出私人投資。其具體關(guān)系如下:

(1)政府支出dG 越大，LM 曲線斜率KLM的絕對值越大，擠出效應(yīng)越大。(2)IS 曲線斜率KIS的絕對值越大，擠出效應(yīng)越小。而影響IS 曲線斜率的因素有邊際消費(fèi)傾向及其相關(guān)的收入因素和稅收因素、以及投資依利率變化的偏導(dǎo)數(shù)，若這些因素作用于IS 曲線斜率KIS增大，政府投資對私人投資的擠出效應(yīng)就小;反之則反之。由于影響LM 曲線的因素有交易性貨幣需求依收入變化的偏導(dǎo)數(shù)、投機(jī)性貨幣需求依利率變化的偏導(dǎo)數(shù)，故LM曲線斜率KLM也會因貨幣需求對收入和利率變動的敏感度不同而發(fā)生變動，進(jìn)而影響政府投資擠出私人投資規(guī)模的大小。

(二)計量模型

如上所述，民間投資變動是多種因素綜合作用的結(jié)果。除了政府投資影響外，居民收入、政府稅收等因素都影響民間投資的變動。因此，本文選擇民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收等變量建立如下向量自回歸模型(VAR):

上式中，RPI 表示民間實際投資，RGI 代表政府實際投資，RY 為城鎮(zhèn)居民實際收入，RTA 為政府實際稅收，εip為殘差，λip為各變量的系數(shù)，p 為滯后階數(shù)。RGI 數(shù)據(jù)由《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》中的國有經(jīng)濟(jì)投資額經(jīng)過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整后得到。RPI 數(shù)據(jù)為內(nèi)資與國有經(jīng)濟(jì)投資的差額，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》中的全社會固定資產(chǎn)投資總額減去外商投資、港澳臺投資及國有經(jīng)濟(jì)投資額得出的數(shù)據(jù)再經(jīng)過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整后得到。RY、RTA 的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，其中RY 數(shù)據(jù)是經(jīng)過城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)調(diào)整的實際變量，RTA 數(shù)據(jù)經(jīng)過CPI 調(diào)整后得到。所有變量數(shù)據(jù)的時間段均為1980－2010年。

三、實證分析

(一)單位根檢驗

為了更容易得到平穩(wěn)序列和有助于消除異方差問題，本文對RPI、RGI、RY、RTA 等變量均取自然對數(shù)，分別用ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)表示;然后再對每個變量的數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性特征采用單位根的ADF 檢驗方法，分別就每個變量的時間序列數(shù)據(jù)的水平和一階差分形式進(jìn)行檢驗。檢驗過程中，滯后期的確定采用AIC 最小準(zhǔn)則，以保證殘差值非自相關(guān)性。檢驗結(jié)果見表1。

表1 顯示，在5%的顯著性水平下，ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)二階差分序列是平穩(wěn)的。

表1 ADF 檢驗結(jié)果

(二)協(xié)整分析

協(xié)整關(guān)系在很大程度上依賴于滯后期的選擇，文獻(xiàn)中一般根據(jù)無約束的VAR 模型確定。在確定VAR 模型的滯后結(jié)構(gòu)中，本文采用LR 統(tǒng)計量(5%置信水平下)、FPE(最終預(yù)測誤差)、AIC 準(zhǔn)則、SC 信息準(zhǔn)則和HQ 信息準(zhǔn)則等5 個指標(biāo)進(jìn)行合理的滯后階數(shù)判斷。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，反映民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收變動的ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTR)變量中，5 個信息準(zhǔn)則均選擇VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，因此采用VAR(4)模型。

由于VAR 模型的穩(wěn)定性是判斷模型好壞的關(guān)鍵條件，因此本文進(jìn)一步檢驗VAR(4)模型整體的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果，模型中AR 根模的倒數(shù)均小于1，沒有根在單位圓外，因而VAR(4)模型滿足穩(wěn)定性條件，可以進(jìn)行Johansen 協(xié)整檢驗。

VAR 協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛯嶋H上是對無約束的VAR模型施加約束以后得到的VAR 模型，它的滯后期是無約束VAR 模型一階差分變量的滯后期。由于反映民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收變動的無約束VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，故協(xié)整檢驗的VAR 模型滯后階數(shù)確定為3。本文對VAR(4)模型的Johansen 協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下，ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)之間存在協(xié)整關(guān)系，其對應(yīng)的長期方程為:

從協(xié)整組合關(guān)系式(17)可以看出，政府投資與民間投資呈反方向變化，即從長期均衡關(guān)系看，存在政府投資對民間投資的擠出效應(yīng)。居民收入和政府稅收與民間投資則呈正向關(guān)系，說明居民收入增長與政府稅收有減少民間投資擠出效應(yīng)的作用。

(三)Granger 因果關(guān)系檢驗

由以上基于VAR 模型的Johansen 協(xié)整檢驗分析可知，ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)之間存在長期的均衡關(guān)系。下面進(jìn)一步基于VAR(4)模型檢驗ln(RPI)、ln(RGI)、ln(RY)、ln(RTA)之間是否存在顯著的Granger 因果關(guān)系，其檢驗結(jié)果如表3 所示。

表3 基于VAR(4)模型的Granger 因果檢驗的結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平上，政府投資是民間投資的Granger 原因，居民收入與稅收也分別在1%、10%的顯著性水平上是民間投資的Granger 原因，并且三者聯(lián)合在1%顯著性水平上引起民間投資。另外，民間投資也是政府投資和稅收的Granger 原因，但不是居民收入的Granger 原因。

(四)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

VAR 模型中，脈沖響應(yīng)函數(shù)可以用于衡量來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量即期和遠(yuǎn)期取值的影響，而廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)可以不考慮變量的順序而得到唯一的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。本文研究的主要目的是探討政府投資對民間投資的擠出和擠入效應(yīng)，因而僅給出民間投資對一單位標(biāo)準(zhǔn)差政府投資結(jié)構(gòu)新息沖擊的響應(yīng)軌跡。圖1 所示的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線的滯后長度為25 期，橫坐標(biāo)以年為單位表示沖擊發(fā)生后的時間間隔，縱坐標(biāo)以百分?jǐn)?shù)為單位表示對沖擊的響應(yīng)程度。圖中實線部分表示脈沖響應(yīng)軌跡，虛線部分表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。從圖1 可見，政府投資的沖擊產(chǎn)生后，民間投資先產(chǎn)生正反應(yīng)，在第2 期達(dá)到高點(diǎn)后隨即下降，至第3 期就產(chǎn)生了負(fù)反應(yīng)，在第5期民間投資下降到谷底后再逐步回升，到第13 期之后均產(chǎn)生了比較穩(wěn)定的正反應(yīng)。因此，政府投資對民間投資沖擊的瞬時、前期和后期分別產(chǎn)生了擠入效應(yīng)、擠出效應(yīng)和擠入效應(yīng)等三種情況。再由圖2 政府投資對民間投資沖擊的累積效應(yīng)函數(shù)可見，政府投資對于民間投資的累積沖擊在第4 期是正反應(yīng)，第5 期變?yōu)榱素?fù)反應(yīng)，但在第12 期累積沖擊至最低點(diǎn)后就逐漸向零趨近，之后不再存在累積擠出效應(yīng)。

圖1 政府投資沖擊引起民間投資的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 政府投資沖擊引起民間投資的累積響應(yīng)函數(shù)

四、基本結(jié)論

本文通過中國政府投資規(guī)模對民間投資擠出和擠入效應(yīng)的理論分析和實證研究，得出了以下幾點(diǎn)重要結(jié)論:

第一，民間投資的擠出效應(yīng)或擠入效應(yīng)是多種因素綜合作用的結(jié)果。由IS－LM 模型推導(dǎo)得出的影響私人投資的因素有政府投資、居民收入、政府稅收，等等。運(yùn)用1980－2010年中國民間投資、政府投資、居民收入、政府稅收等樣本數(shù)據(jù)的實證研究表明，政府投資、居民收入、政府稅收與民間投資存在長期的均衡關(guān)系。實證研究還表明，政府投資、居民收入、政府稅收都是引起民間投資變動的原因，而民間投資也是政府投資和稅收的原因，但民間投資與居民收入不形成反向因果關(guān)系。因此，對于民間投資擠出和擠入效應(yīng)問題，不能僅僅考慮政府投資因素，還必須綜合考慮居民收入、政府稅收等多種因素的作用。

第二，政府投資對民間投資存在部分?jǐn)D出效應(yīng)和部分?jǐn)D入效應(yīng)，但總體上看，累積擠出效應(yīng)不存在。1980－2010年政府投資對民間投資實證研究所得出的瞬時擠入效應(yīng)、前期擠出效應(yīng)和后期擠入效應(yīng)的結(jié)論，可以為擠入效應(yīng)與擠出效應(yīng)機(jī)制的產(chǎn)生提供經(jīng)驗依據(jù)。擠入效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)制是政府投資于基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，改善了投資的外部環(huán)境，有助于降低企業(yè)投資成本和增加企業(yè)的預(yù)期利潤，從而能夠提高民間投資的積極性，帶動民間投資發(fā)展;或者政府投資于產(chǎn)業(yè)鏈長、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大的項目，對相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)能產(chǎn)生投資的輻射效應(yīng)，可以為這些產(chǎn)業(yè)提供新的投資機(jī)會，從而也能帶動這些產(chǎn)業(yè)的民間投資。由于政府投資這些項目和領(lǐng)域的社會效果需要較長時期才能體現(xiàn)出來，因而也只有較長時間才能吸引民間投資參與，從而表現(xiàn)為后期的擠入效應(yīng)。而在前段時期內(nèi)，由于政府投資增加，部分民間投資會被擠出，如果政府投資于競爭性領(lǐng)域，擠出民間投資的效應(yīng)則更大;如果存在民間投資行業(yè)準(zhǔn)入的制度限制和服務(wù)于民間投資的金融服務(wù)體系不完善，政府投資也很難拉動民間投資。實證研究還表明，從累積響應(yīng)函數(shù)看，1980－2010年中國政府投資對民間投資的累積擠出效應(yīng)從總體上看并不存在。但本文認(rèn)為，政府?dāng)U張性的財政政策在實現(xiàn)了對宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控目標(biāo)后，就應(yīng)果斷逐步退出，應(yīng)當(dāng)按照建立公共財政體制的要求改革和完善投資體制，努力促進(jìn)民間投資持續(xù)增長的內(nèi)生機(jī)制的形成。

第三，居民收入、政府稅收對民間投資存在擠入效應(yīng)。居民收入與政府稅收均通過邊際消費(fèi)傾向下降而影響民間投資增長。政府稅收增加使實際稅率提高，直接降低了居民可支配收入的邊際消費(fèi)傾向;而居民收入增長則由于住房制度、醫(yī)療制度、教育制度改革等滯后而會提高其支出預(yù)期，從而導(dǎo)致邊際儲蓄傾向增大，減少消費(fèi)增量在收入增量中的比重。這兩種情況所引起的邊際消費(fèi)傾向下降會發(fā)生雙重效應(yīng):一是降低了政府投資乘數(shù)和民間投資乘數(shù)的產(chǎn)出增長效應(yīng);二是減少了政府投資對民間投資的擠出效應(yīng)，相對提高了民間投資的增長效應(yīng)。因此，這種擠出效應(yīng)的減少雖然相對增加了民間投資，但無助于產(chǎn)出增長。在民間投資為主體的經(jīng)濟(jì)中，特別是政府?dāng)U張性財政政策逐步退出后，需要重視的是降低稅收(稅率)和健全社會保障制度以降低居民的預(yù)期支出，從而提高居民可支配收入的邊際消費(fèi)傾向，放大民間投資乘數(shù)功效而推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。

［1］Fisher S.The Role of Macroeconomic Factors in Growth［J］.Journal of Monetary Economics，1993，(32):485－512.

［2］Bairam E，Ward B.The Externality Effect of Government Expenditure on Investment in OECD Countries［J］.Applied Economics，1993，(25):711－716.

［3］Aschauer D.Does Public Capital Crowd out Private Capital［J］.Journal of Monetary Economics，1989，(9):171－178.

［4］Argimón I，Gonzalez－ Paramo J M，Roldan J M.Evidence of Public Spending Crowding－ out from a Panel of OECD Countries［J］.Applied Economics，1997，(29):1001－1010.

［5］于謹(jǐn)凱，單春紅.國有投資與民間投資零和博弈關(guān)系分析［J］.財貿(mào)研究，2002，(5):93－98.

［6］金祥榮，蔡一慶.我國民間投資區(qū)位選擇變化及其實證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2004，(11):14－23.

［7］楚爾鳴，魯 旭.基于SVAR 模型的政府投資擠出效應(yīng)研究［J］.宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2008，(8):41－47.

［8］郭慶旺，趙志耘.論我國財政赤字的拉動效應(yīng)［J］.財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，1999，(6):31－35.

［9］劉溶滄，馬拴友.赤字，國債與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析——兼評積極財政政策是否有擠出效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2001，(2):13－19.

［10］郭慶旺，賈俊雪.政府公共資本投資的長期經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006，(7):29－40.

［11］吳洪鵬，劉 璐.擠出還是擠入:公共投資對民間投資的影響［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2007，(2):13－22.

［12］王 劍，張會清.民間投資:歷史考察，近期動態(tài)與趨勢判斷［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2009，(10):85－89.

［13］宋福鐵.國債對于私人投資擠出效應(yīng)的實證研究［J］.財經(jīng)研究，2004，(8):52－56.

［14］董秀良，薛豐惠，吳仁水.我國財政支出對私人投資影響的實證分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2006，(5):65－68.

［15］尹貽林，盧 晶.我國公共投資對私人投資影響的經(jīng)驗分析［J］.財經(jīng)問題研究，2008，(3):76－81.

［16］楊曉華.中國公共投資與經(jīng)濟(jì)增長的計量分析——兼論公共投資對私人投資的擠出效應(yīng)［J］.山東財政學(xué)院學(xué)報，2006，(5):68－72.

［17］鈔小靜，任保平.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，民間投資成長與政府投資轉(zhuǎn)向——投資推動中國經(jīng)濟(jì)高速增長的實證分析［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008，(2):5－15.

［18］劉方.政府購買與中國經(jīng)濟(jì)波動［J］.宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2009，(12):39－43.