張秀利　祝志勇

摘要 以勞動力轉移為主要內容的城鎮(zhèn)化、政府投資與民間投資是發(fā)展中國家的重要內生變量，文章首次將三者結合起來，將政府投資與民間投資置于城鎮(zhèn)化的分析框架，研究城鎮(zhèn)化進程中政府投資與民間投資的相互關系以及城鎮(zhèn)化進程對兩者的差異性影響。通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、建立滯后一期和滯后二期的誤差修正模型及Granger因果關系檢驗后發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的影響存在顯著差異，城鎮(zhèn)化與政府投資存在長期穩(wěn)定的均衡關系而與民間投資不存在這種關系，城鎮(zhèn)化進程中政府投資對民間投資具有一定程度上的擠出效應；從城鎮(zhèn)化與政府投資關系的動態(tài)演化看，城鎮(zhèn)化并沒有引起政府投資的變化而是相反，因此我國的城鎮(zhèn)化推進采取的是政府主導型模式而非市場主導型，作為主要投資主體的政府以大規(guī)模財政資金進行固定資產投資進而推動了城鎮(zhèn)化進程，政府投資是我國城鎮(zhèn)化進程的重要導因；政府投資對城鎮(zhèn)化的推進具有滯后效應，政府投資存在績效損失。我國現(xiàn)有的城鎮(zhèn)化模式是一種典型的政府主導型模式，是我國政府主導型經濟發(fā)展模式在城鎮(zhèn)化問題上的延伸，政府政治人的角色決定了其具有不計成本實現(xiàn)施政目標的特性，從長期看，政府投資由于效率低下而應讓位于民間投資，當前政府主導型的城鎮(zhèn)化模式必須轉變?yōu)槭袌鲋鲗湍Ｊ?。為此應界定城?zhèn)化推進中政府投資的邊界和范圍，削弱不符合經濟規(guī)律的直接干預、全力打造服務性政府，鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資，并提高城鎮(zhèn)化推進中政府投資的效率。

關鍵詞政府投資；民間投資；差異性影響；政府主導型城鎮(zhèn)化

中圖分類號F290文獻標識碼A文章編號1002-2104（2014）02-0054-06doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2014.02.008

當前我國進入提質增效的第二季經濟發(fā)展，且國內外經濟環(huán)境持續(xù)惡化，面臨著外部需求不確定性增強，內部人口紅利下降甚至終結、老齡化日益嚴重以及由來已久的內需不足的問題，在這種形勢下，遵循著城鎮(zhèn)化能帶動投資大規(guī)模增長從而將成為未來一段時期經濟增長的引擎的思路和邏輯，城鎮(zhèn)化開始進入制度設計者的視野。

1相關研究文獻述評

對于政府投資與民間投資的關系，由于西方國家的投資主要是指私人投資，所以國外學者們對于政府投資與民間投資關系的理論研究并不是很多[1]6。Fisher的研究發(fā)現(xiàn)，政府支出增加會降低預算盈余或增加預算赤字，而預算盈余與私人投資存在正相關關系，因此，政府投資會對私人投資產生擠出效應[2]。Cebula運用1949-1976年美國和加拿大的數(shù)據(jù)進行檢驗，最后得出了在美國和加拿大存在擠出效應的結論[3]。Aschauer采用總量生產函數(shù)的方法并以西方7國的數(shù)據(jù)為分析基礎，得出政府投資中的基礎設施對經濟增長作用顯著，總體而言政府投資對經濟增長的貢獻大于民間投資[4]。而Khan和Reinhart的研究卻得出了相反的結論，他們對24個發(fā)展中國家進行考察后發(fā)現(xiàn)，民間投資比政府投資對經濟增長有更大的促進作用[5]。由此可見，由于研究方法和數(shù)據(jù)選取的差異，導致研究結果不能達成一致，無法準確描述出政府投資、民間投資與經濟增長的關系。

國內學者對政府投資與民間投資的關系也進行了研究。鈔小靜和任保平的研究發(fā)現(xiàn)短期內政府資本的產出彈性明顯高于民間資本，但長期中政府資本的產出彈性為負，而民間資本則有著較高的正產出彈性，是拉動經濟增長的主要力量[1]5。陳時興運用IS-LM模型研究政府投資對民間投資產生擠出效應與擠入效應的影響因素，發(fā)現(xiàn)中國政府投資規(guī)模擴大對民間投資存在部分擠入效應，也存在部分擠出效應，但從總體上看累積擠出效應并不存在[6]。吳洪鵬和劉璐采用1997年1月至2004年12月的月度數(shù)據(jù)，運用VAR模型對中國存在擠出效應的機制進行了經驗檢驗。結果表明，可能會導致民間投資減少的三種擠出效應機制均不存在，公共投資的擴大產生了對民間投資的擠入效應[7]。楚爾鳴和魯旭通過建立三變量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，且不利于產出增長[8]。周衛(wèi)民模擬了市場體制和計劃體制下政府投資、民間金融和民間投資三者間的兩個不同博弈模型，發(fā)現(xiàn)計劃經濟體制下政府投資的選擇決定均衡解的存在性，政府投資的低效率特征和主導地位使社會投資效率低于市場經濟體制下的投資效率[9]。黃亭亭和楊偉的數(shù)值模擬結果表明政府投資的效果取決于其與民間投資的互補性[10]。辛賢對我國農業(yè)公共R&D投資和農業(yè)私人R&D投資之間的關系研究后發(fā)現(xiàn)兩者之間存在互補而非替代關系[11]。

對于城鎮(zhèn)化與投資的關系，蔣時節(jié)利用重慶數(shù)據(jù)進行驗證后發(fā)現(xiàn)，累積的基礎設施投資對城市化進程的影響成對數(shù)線性關系，城市化水平與基礎設施投資額顯著相關[12]。王開科等進行的研究顯示，城市化與財政基本建設投資之間、城市化水平與固定資產投資之間存在長期的均衡關系[13]。

對上述國內外學者研究成果的梳理后可以發(fā)現(xiàn)，雖然尚未形成統(tǒng)一認識，但目前對于政府投資對民間投資的效應、政府投資與民間投資對經濟增長貢獻的差異的研究還是較為豐富的。然而，將政府投資與民間投資置于城鎮(zhèn)化的分析框架，研究城鎮(zhèn)化進程中政府投資與民間投資的相互關系以及城鎮(zhèn)化進程對兩者影響的差異性，目前還尚無文獻論及。事實上，對于發(fā)展中國家而言，勞動力轉移、政府投資、民間投資都是重要的內生變量，對政府投資、民間投資與城鎮(zhèn)化的研究可以為發(fā)展中國家長期政策的制定與選擇提供理論依據(jù)，具有強烈的現(xiàn)實意義。基于研究現(xiàn)狀與當前現(xiàn)實的需要，本文將選取中國歷史數(shù)據(jù)來研究城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的不同效用，試圖對下述問題作出回答：1城鎮(zhèn)化對政府投資和民間投資的影響是否具有差異性？城鎮(zhèn)化進程中政府投資對民間投資是否具有擠出效應？2城鎮(zhèn)化進程中政府投資是否存在績效損失？3是城鎮(zhèn)化進程引起政府投資與民間投資的變化還是相反？本文最終將對我國當前的城鎮(zhèn)化模式是政府還是市場主導型進行判斷，并從投資的角度提出當前城鎮(zhèn)化模式的調整思路，以此為我國政策的制定與選擇提供一定的理論依據(jù)。

張秀利等：城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的差異性影響中國人口·資源與環(huán)境2014年第2期2模型描述、變量選取與數(shù)據(jù)來源

2.1模型描述

DHSY模型是一種具有特定形式的計量經濟學模型，其主要形式由Davidson，Hendry，Srba和Yeo于1978年提出。假設變量x與y存在長期均衡關系為：

yt=α0+α0xt+μt（1）

由于現(xiàn)實經濟運行中x與y很少處于均衡點上，因此實際被觀測到的只是x與y間的短期的或非均衡的關系。假設具有如下一階自回歸分布滯后模型，記為ADL（1，1）：

yt=β0+β1xt+β2xt-1+δyt-1+μt（2）

該模型顯示出第t期的y值不僅與x的變化相關，而且與第t-1期的x與y的狀態(tài)值有關。由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運用OLS法。對模型（2）適當變形后得到：

Δyt=β0+β1Δxt+（β1+β2）xt-1-（1-δ）yt-1+μt

=β1Δxt-（1-δ）yt-1-β021-δ-β1+β221-δxt-1+μt

Δyt=β1Δxt-λ（yt-1-α0-α1xt-1）+μt

λ=1-δ，α0=β0/1-δ，α1=（β1+β2）/（1-δ）（3）

模型（3）即為一階誤差修正模型。若將誤差修正模型中的參數(shù)α1和α2與（1）中的相應參數(shù)視為相等，則模型中括號內的項就是t-1期非均衡誤差項，于是誤差修正模型表明y的變化決定于x的變化以及前一時期的非均衡程度，同時這也彌補了簡單差分的不足，因為該式含有x與y水平值表示的前期非均衡程度，因此y的值已對前期的非均衡程度做出了修正。（3）式也寫為：

Δyt=β1Δxt-λecmt-1+μt（4）

根據(jù)數(shù)據(jù)的特征及實際研究的需要，也可在模型中引入二階滯后項：

yt=β0+β1xt+β2xt-1+β3xt-2+δ1yt-1+δ2yt-2+μt（5）

2.2變量選取

實證分析主要涉及城鎮(zhèn)化率、政府投資與民間投資三個變量。城鎮(zhèn)化率以城鎮(zhèn)人口與總人口的比重表示，記為u。投資主要指固定資產投資，由于固定資產投資中的公益性項目投資理應由各級政府承擔，基礎性項目和競爭性項目的投資則由政府（主要通過國有經濟）與民間資本展開，因此政府投資以國有經濟投資表示，記為RGI。民間投資以個體和私營經濟的固定資產投資表示，記為RPI。

2.3數(shù)據(jù)獲取

城鎮(zhèn)化率u的數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，政府投資和民間投資數(shù)據(jù)來源于《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》，并按固定資產投資價格指數(shù)進行了調整，均為實際政府投資和實際民間投資。為部分消除序列相關問題，并將可能的非線性關系轉化為線性關系，減少變量的極端值、非正態(tài)分布以及異方差性，首先對u、RGI和RPI三個時間序列取對數(shù)，新產生的序列分別記為lnu、lnRGI和lnRPI。數(shù)據(jù)如表1所示。

3實證分析過程及結果

3.1ADF檢驗和協(xié)整檢驗

由于現(xiàn)實經濟數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)序列直接采用OLS方法容易導致偽回歸，因而對序列平穩(wěn)性進行單位根檢驗是必要的。ADF檢驗是一種通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差分項來控制高階序列相關的單位根檢驗方法，是目前常用的和較為有效的序列平穩(wěn)性檢驗的工具。下面采用eviews軟件分別對u與lnu、RGI與lnRGI、RPI與lnRPI三組變量進行ADF檢驗，結果如下：

由表2所見，lnu、lnRGI和lnRPI均為二階單整序列。為了驗證lnu與lnRGI、lnu與lnRPI的協(xié)整關系，下面采用EG（EngleGranger）兩步法進行協(xié)整檢驗，分別建立lnu和lnRGI、lnu和lnRPI的線性回歸模型如下：

lnRGI=-1.742+3.032lnu+μ1（6）

（-2.574）（16.073）

R2=0.931D.W.=0.301

lnRPI=-9.665+4.959lnu+μ2（7）

（14.762）（-8.020）

R2=0.920D.W.=0.196

對殘差序列μ1和μ2進行單位根檢驗，結果如表3所示。

序列μ1的單位根檢驗值小于1%的臨界值，所以殘差序列平穩(wěn)。而對μ2的檢驗則顯示，三種形式的單位根值均大于1%、5%和10%的臨界值，故殘差序列不平穩(wěn)。這說明城鎮(zhèn)化率與政府投資存在長期穩(wěn)定的均衡關系，而與民間投資不存在這種關系。進一步的，從（6）式的回歸結果看，擬合優(yōu)度值均接近1，說明模型的擬合優(yōu)度較好；但D.W.值較小，因此模型具有較強的自相關性。利用廣義差分法對原模型進行修正，加入兩個滯后變量以消除自相關性，建立模型如下：

lnRGI=-1.656+3.015lnu+1.379AR（1）-0.631AR（2）

（-1.013）（6.637）（6.382）（-2.482）

R2=0.982D.W.=2.029（8）

修正后的模型顯示，回歸方程的擬合優(yōu)度好且D.W.值較為理想，自相關性得到極大改善。該模型表明城鎮(zhèn)化水平與政府投資呈正相關關系，城鎮(zhèn)化率每提高1%，政府投資上升3.015%。但該模型表述的是變量之間的長期均衡關系，而實際經濟數(shù)據(jù)卻是由非均衡過程生成的，因此建模時需用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，下面將建立誤差修正模型進一步考察兩個變量的短期動態(tài)及其調整關系。

3.2建立ECM模型

通過前述所得到的u與RGI協(xié)整方程的殘差序列μ1，令誤差修正項ecmt=μ1，分別建立滯后一期和滯后二期的誤差修正模型：

ΔlnRGIt=0.218-2.971Δlnut-0.04（lnRGIt-1

-3032lnu+1.742）+εt

=0.218-2.917Δlnut-0.04ecmt-1+εt（9）

（3.499）（-1.593）（-0.339）

R2=0.141D.W.=1.712

由此可見，無論是滯后一期（9）式還是滯后二期（10）式的誤差修正模型，其誤差修正項的系數(shù)均為負，符合反向修正機制。因此u與RGI在短期內存在波動關系，但從長期看，這種波動可以通過誤差修正模型反向修正到均衡狀態(tài)。

3.3Granger因果關系檢驗

分析表4，若給定顯著性水平5%，可以看出僅當滯后期為4時，RGI引起了u的變化，除此之外，其他滯后期下RGI和u不存在Granger因果關系。

3.4結果分析

對上述實證檢驗及模型數(shù)據(jù)進行進一步分析可以得到如下結果：

（1）從對協(xié)整方程殘差項的單位根檢驗結果看，政府投資與城鎮(zhèn)化率回歸模型的殘差序列平穩(wěn)，而民間投資對城鎮(zhèn)化率回歸的殘差序列不平穩(wěn)，這說明政府投資與城鎮(zhèn)化率存在長期穩(wěn)定的均衡關系，而民間投資與城鎮(zhèn)化率在長期中不存在均衡關系，這意味著城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的影響存在顯著差異，同時也從側面反映出政府大舉進入城鎮(zhèn)化建設的投資行為對民間投資產生了擠出效應。

（2）Granger因果關系檢驗始終不能拒絕城鎮(zhèn)化不是政府投資的Granger原因的原假設，但當滯后期為4時拒

表4變量u和RGI的Granger因果關系檢驗

Tab.4Results of granger causality test of u and RGI

滯后

階數(shù)

Lag order

number2零假設H0：u不是RGI的

Granger原因

Null Hypothesis（H0）：

u is not the Granger

cause of RGI2零假設H0：RGI不是u的

Granger原因

Null Hypothesis（H0）：

RGI is not the Granger

cause of uF2P2F2P120.306 020.565 220.344 020.565 2222.199 620.147 722.076 520.162 3320.899 220.472 322.704 9*20.096 5421.791 520.223 825.532 1**20.019 6522.461 720.172 722.016 520.229 9注：**與*分別表示通過5%與10%的顯著性水平拒絕“不存在Granger因果關系”的原假設。

絕政府投資不是城鎮(zhèn)化的Granger原因的原假設，這說明在城鎮(zhèn)化與政府投資的動態(tài)演化過程中，城鎮(zhèn)化并未直接導致政府投資的提高而是政府投資導致了城鎮(zhèn)化率的提高。這也意味著總體而言，中國式城鎮(zhèn)化是政府主導型而非市場主導型的，政府作為投資主體，以大規(guī)模財政資金進行固定資產投資直接推動了城鎮(zhèn)化進程。

（3）Granger因果關系檢驗的結果雖然表明政府投資規(guī)模的逐年增大引致城鎮(zhèn)化率提高，但在5%的顯著性水平下，滯后期為1、2、3及5的P值均未能通過檢驗，僅當滯后期為4時通過檢驗拒絕原假設，這說明政府投資對城鎮(zhèn)化率的提高存在滯后效應，也從側面說明我國城鎮(zhèn)化進程中政府投資存在績效損失，政府投資效率有待提高。

4結論及政策建議

通過對1990-2010實際政府投資、實際民間投資及城鎮(zhèn)化率三個時間序列的實證研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資存在顯著的差異性影響，長期中城鎮(zhèn)化與政府投資存在穩(wěn)定均衡關系而與民間投資不存在這種協(xié)整關系，而且從城鎮(zhèn)化與政府投資關系的動態(tài)演化看，城鎮(zhèn)化并沒有引起政府投資的變化而是政府投資引起城鎮(zhèn)化，這充分說明我國當前的城鎮(zhèn)化采取的是政府主導型模式，政府投資是我國城鎮(zhèn)化進程的重要推動因素。政府投資在城鎮(zhèn)化中的主導地位是由我國政府主導型的經濟發(fā)展模式決定的，在城鎮(zhèn)化進程中，政府作為投資主體，以大規(guī)模財政資金進行固定資產投資，對其他經濟主體進入競爭性基礎建設項目形成了一定排斥，從而產生擠出效應。相較于民間投資，政府投資調整經濟運行具有外部時滯短、見效快、指向性強及乘數(shù)效應大的優(yōu)點，但政府政治人的角色決定了政府往往具有不計成本實現(xiàn)施政目標的特性，從長期看，政府投資存在效率低下的問題。因此政府主導型的城鎮(zhèn)化模式不僅不利于市場化改革的進一步推進，同時也直接導致了經濟績效的損失。

針對本文的研究結果，政府主導型模式的市場化改革路徑建議如下：

（1）削弱不符合經濟規(guī)律的直接干預，全力打造服務性政府。政府主導型的城鎮(zhèn)化模式取得了突出的成績，但政府的政治人角色決定了政府往往具有不計成本實現(xiàn)施政目標的特性。從發(fā)展的眼光看，這種政府主導型的城鎮(zhèn)化模式理應轉變?yōu)槭袌鲋鲗湍Ｊ?，全力打造服務性政府，營造相對透明而健康的商業(yè)環(huán)境，完善城鎮(zhèn)化發(fā)展中的公共服務，并保障城鎮(zhèn)化的質量。

（2）界定城鎮(zhèn)化推進中政府投資的邊界和范圍。政府干預經濟的理據(jù)是市場經濟自發(fā)作用所導致的市場失靈的存在，以及特定經濟周期中刺激或逆刺激經濟以確保宏觀調控目標的實現(xiàn)，基于此，關于城鎮(zhèn)化推進中政府投資邊界的一個簡單而清晰的邏輯推論便是，在非經濟蕭條時期，政府投資的邊界是公共產品投資；在經濟蕭條時期，政府投資的邊界可以超出公共產品，而部分涉及私人產品的投資與供給。具體而言，政府在城鎮(zhèn)化推進中的投資范圍是公益性項目及部分基礎性項目，不再參與競爭性項目。政府主要承擔在規(guī)劃、環(huán)境保護、公共設施建設等方面的工作與投資，且必須重視規(guī)劃的可行性及投資效率。

（3）鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資。從政府投資與民間投資對經濟增長的長短期效用分析，一般認為政府投資對經濟增長的短期效用較明顯，而民間投資的長期效用則更顯著。為落實民間資本進入這些市場領域的政策措施，應優(yōu)化民間資本市場準入的審批機制、對國有資本進行存量調整和環(huán)節(jié)拆分、探索“寬進嚴管”機制、建立民間資本市場進入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資的措施等。

（4）提高城鎮(zhèn)化推進中政府投資的效率。與城鎮(zhèn)化推進中固定資產投資的高歌猛進相反，近年來政府的投資效率卻備受質疑。為此需首先提高政府投資項目決策的科學化、民主化水平，完善科學的決策規(guī)則和程序，完善對政府投資項目決策的信息披露制度，采取多種途徑使得利益相關者能夠參與到項目各環(huán)節(jié)的監(jiān)督中去。其次，建立科學的政府投資績效評價體系。我國對政府投資績效評價的研究尚處于起步階段，為提高政府投資效率，應從理論上加強對政府投資績效測評方面的研究，選取合理的指標和權重，盡快建立并完善政府投資績效評價體系。第三，建立投資決策失誤的責任追究制度。政府投資決策責任追究機制將對官員行為形成有效的約束，在明確決策主體的基礎上，界定各相關決策主體的權力和責任。

（編輯：李琪）

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（3）鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資。從政府投資與民間投資對經濟增長的長短期效用分析，一般認為政府投資對經濟增長的短期效用較明顯，而民間投資的長期效用則更顯著。為落實民間資本進入這些市場領域的政策措施，應優(yōu)化民間資本市場準入的審批機制、對國有資本進行存量調整和環(huán)節(jié)拆分、探索“寬進嚴管”機制、建立民間資本市場進入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資的措施等。

（4）提高城鎮(zhèn)化推進中政府投資的效率。與城鎮(zhèn)化推進中固定資產投資的高歌猛進相反，近年來政府的投資效率卻備受質疑。為此需首先提高政府投資項目決策的科學化、民主化水平，完善科學的決策規(guī)則和程序，完善對政府投資項目決策的信息披露制度，采取多種途徑使得利益相關者能夠參與到項目各環(huán)節(jié)的監(jiān)督中去。其次，建立科學的政府投資績效評價體系。我國對政府投資績效評價的研究尚處于起步階段，為提高政府投資效率，應從理論上加強對政府投資績效測評方面的研究，選取合理的指標和權重，盡快建立并完善政府投資績效評價體系。第三，建立投資決策失誤的責任追究制度。政府投資決策責任追究機制將對官員行為形成有效的約束，在明確決策主體的基礎上，界定各相關決策主體的權力和責任。

（編輯：李琪）

參考文獻（References）

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（3）鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資。從政府投資與民間投資對經濟增長的長短期效用分析，一般認為政府投資對經濟增長的短期效用較明顯，而民間投資的長期效用則更顯著。為落實民間資本進入這些市場領域的政策措施，應優(yōu)化民間資本市場準入的審批機制、對國有資本進行存量調整和環(huán)節(jié)拆分、探索“寬進嚴管”機制、建立民間資本市場進入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資的措施等。

（4）提高城鎮(zhèn)化推進中政府投資的效率。與城鎮(zhèn)化推進中固定資產投資的高歌猛進相反，近年來政府的投資效率卻備受質疑。為此需首先提高政府投資項目決策的科學化、民主化水平，完善科學的決策規(guī)則和程序，完善對政府投資項目決策的信息披露制度，采取多種途徑使得利益相關者能夠參與到項目各環(huán)節(jié)的監(jiān)督中去。其次，建立科學的政府投資績效評價體系。我國對政府投資績效評價的研究尚處于起步階段，為提高政府投資效率，應從理論上加強對政府投資績效測評方面的研究，選取合理的指標和權重，盡快建立并完善政府投資績效評價體系。第三，建立投資決策失誤的責任追究制度。政府投資決策責任追究機制將對官員行為形成有效的約束，在明確決策主體的基礎上，界定各相關決策主體的權力和責任。

（編輯：李琪）

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