周澤炯，韋 燕

安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，安徽蚌埠,233030

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公共投資的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)之比較

周澤炯，韋 燕

安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，安徽蚌埠,233030

運用VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗，對我國東、中、西部公共投資的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)及其差異性進行實證研究。結(jié)果顯示，我國東、中、西部公共投資產(chǎn)出彈性依次為0.323 6、0.364 2和0.609 7，說明公共投資對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的影響較小，對西部地區(qū)的影響較大。工業(yè)化階段的差異和市場二元結(jié)構(gòu)特征是我國東、中、西部公共投資經(jīng)濟增長效應(yīng)地區(qū)差異的重要原因。從投資規(guī)模和投資結(jié)構(gòu)兩方面提出我國區(qū)域公共投資管理的對策：東部應(yīng)控制投資規(guī)模，而中西部應(yīng)適度擴大；東部應(yīng)加大科學(xué)研究與技術(shù)服務(wù)業(yè)、教育業(yè)投資力度，而中西部應(yīng)增加基礎(chǔ)設(shè)施資金投入。

公共投資，經(jīng)濟增長效應(yīng)，Johansen協(xié)整檢驗

改革開放初期，我國實施了外向型非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，該發(fā)展戰(zhàn)略在帶來我國經(jīng)濟快速發(fā)展的同時也導(dǎo)致我國區(qū)域經(jīng)濟增長不平衡現(xiàn)象[1]。盡管在西部大開發(fā)和中部崛起的發(fā)展戰(zhàn)略下，我國中、西部經(jīng)濟發(fā)展加快，但東、中西部經(jīng)濟發(fā)展的差距依然顯著。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2012年，我國東部人均GDP為中、西部的1.61倍和1.91倍。造成我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的原因是多方面的，其中公共投資是影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距最直接、最重要的因素之一[2]。

公共投資作為政府行為，首先，被界定于公共領(lǐng)域；其次，是一種投資，經(jīng)濟學(xué)上的投資應(yīng)是具有生產(chǎn)性的。因此，對公共投資作如下界定：公共投資是政府作為實現(xiàn)和維護公共利益的社會管理組織，在遵循彌補市場失靈、注重社會效益、引導(dǎo)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的原則上，在公共領(lǐng)域進行的具有一定生產(chǎn)性或經(jīng)濟效益的投資活動[3]。具體包括經(jīng)濟效益較顯著的電力、熱力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)支出，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)支出，教育支出，科學(xué)技術(shù)和服務(wù)業(yè)支出，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)支出，衛(wèi)生和社會工作行業(yè)支出等[4]。

1994年實行財政分權(quán)制改革以來，我國東、中西部公共投資規(guī)模不斷增加、投資結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，但不同區(qū)域公共投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)卻存在明顯差異，區(qū)域經(jīng)濟不協(xié)調(diào)問題日益凸顯。因此，本文運用VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗，采用1995-2012年相關(guān)數(shù)據(jù)對我國東、中西三大區(qū)域的公共投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻程度，即公共投資的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)進行對比分析，并提出相應(yīng)對策。

1 理論分析與實證模型選擇

1.1 理論分析

一個經(jīng)濟體的產(chǎn)出、勞動力、投資和科技等要素之間是相互作用的，公共投資與其他經(jīng)濟變量存在動態(tài)聯(lián)系，共同影響產(chǎn)出。公共投資作為生產(chǎn)要素可以直接作用于產(chǎn)出，也可以通過影響其他生產(chǎn)要素間接作用于產(chǎn)出。前者稱為公共投資的直接經(jīng)濟效應(yīng)，后者稱為公共投資的間接經(jīng)濟效應(yīng)。公共投資的直接經(jīng)濟效應(yīng)表現(xiàn)在兩方面：一是資金投入量大、建設(shè)周期長的基礎(chǔ)設(shè)施和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，這類投資私人往往無力投入或不愿投入。而基礎(chǔ)設(shè)施和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟運行的基礎(chǔ)，直接制約著其他產(chǎn)業(yè)和領(lǐng)域經(jīng)濟活動的開展，因此需要政府投入資金，形成生產(chǎn)資本。二是公共資本投資于外部效應(yīng)大、私人資本少量進入甚至不愿進入的領(lǐng)域，如衛(wèi)生和社會工作行業(yè)、科學(xué)技術(shù)與服務(wù)業(yè)、教育業(yè)等。這些領(lǐng)域都需要政府加大資金投入，直接形成生產(chǎn)資本，作用于經(jīng)濟增長。公共投資的間接效應(yīng)也表現(xiàn)在兩方面：一方面，公共投資提供了基礎(chǔ)設(shè)施等公共產(chǎn)品，溢出了正外部效應(yīng)，提高了其他要素的邊際生產(chǎn)率，降低生產(chǎn)成本，促進產(chǎn)量增加；另一方面，公共投資額的增加會減少市場對其他生產(chǎn)要素的需求，降低產(chǎn)出量，產(chǎn)生擠出效應(yīng)[5]。

公共投資與其他生產(chǎn)要素對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用可以通過生產(chǎn)函數(shù)表達?？虏肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)是經(jīng)濟學(xué)中使用最廣泛的一種生產(chǎn)函數(shù)形式，它在數(shù)理經(jīng)濟學(xué)與經(jīng)濟計量學(xué)的研究與應(yīng)用中都具有重要的地位。其函數(shù)形式如下：

Y=A(t)LαKβμ

(1)

式中，Y表示總產(chǎn)值，A(t)表示綜合技術(shù)水平，L為投入勞動力數(shù)，α為勞動力產(chǎn)出彈性系數(shù)，K為投入資本，β為資本產(chǎn)出彈性，μ為隨機擾動項。

在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中加入公共投資資本的生產(chǎn)函數(shù)為：

(2)

其中，KG表示公共投資資本，KP表示私人投資資本，β1和β2分別為公共投資和私人投資產(chǎn)出彈性。上式兩邊取對數(shù),則將非線性模型轉(zhuǎn)換為線性模型，得到的生產(chǎn)函數(shù)為：

lnY=c+αlnL+β1lnKG+β2lnKP+μ

(3)

由上式可知，影響一地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的因素為公共投資、私人投資和勞動力等[6]。

1.2 實證模型選擇

基于以上生產(chǎn)函數(shù)分析，筆者構(gòu)建一個包括產(chǎn)出、公共投資、私人投資和勞動力等變量的VAR模型，并采用Johansen檢驗對公共投資與經(jīng)濟增長之間存在的長期均衡關(guān)系進行實證研究。

VAR是一種非結(jié)構(gòu)化模型，不需要太多經(jīng)濟理論的支持，主要解釋各經(jīng)濟變量之間的關(guān)系。同時，VAR模型平等地對待每一個變量，且充分考慮了變量滯后各期對經(jīng)濟增長的影響，實證結(jié)果具有較大的可靠性和信服性[7]。在此構(gòu)建的VAR(q)模型包含產(chǎn)出、公共投資、私人投資、就業(yè)力等4個內(nèi)生變量，不包含外生變量，其表達式為：

yt=Atyt+…+Apyt-p+εt，t=1,2,…,T

(4)

其中，yt是k維內(nèi)生變量向量(在此k取4，下同)，p是滯后階數(shù)，εt是擾動項，T是樣本數(shù)，Ai為參數(shù)。

Johansen在1988年和1990年與Juselius一起提出一種以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗方法。將式(4)經(jīng)過差分變換以后，得到下面表達式：

=1,2,…,T

(5)

y1,t-1，y2,t-1，…，yk,t-1之間是否具有協(xié)整關(guān)系主要依賴于∏矩陣的秩。將變量yt的協(xié)整檢驗變成對矩陣的分析問題，這就是協(xié)整檢驗的基本理論。因為∏矩陣的秩等于它的非零特征根的個數(shù)，因此可以通過對非零特征根個數(shù)的檢驗來檢驗協(xié)整關(guān)系[8]。

2 我國東中西部公共投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)

通過建立公共投資和人均GDP等變量之間的VAR模型，運用1995-2012年數(shù)據(jù)，分析我國東、中西部三個區(qū)域公共投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)。在關(guān)于我國各省市東、中西部劃分上，目前還未形成統(tǒng)一認識，主要分歧在廣西、內(nèi)蒙古和吉林的區(qū)域歸屬上。王威在研究公共投資的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)時，將廣西、吉林、內(nèi)蒙古依次納入東部、中部、西部[9]。姜濤在研究我國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施公共投資的區(qū)域差距時，將廣西劃入東部地區(qū)，將內(nèi)蒙古和吉林均劃入中部地區(qū)[10]。馬明在公共資本與我國區(qū)域經(jīng)濟增長時，將廣西劃入西部地區(qū)，將內(nèi)蒙古和吉林劃入中部地區(qū)[11]。在借鑒國內(nèi)學(xué)者區(qū)域劃分方法的基礎(chǔ)上，根據(jù)國家統(tǒng)計局區(qū)域劃分標準、各省份經(jīng)濟發(fā)展水平與地理位置，本文將廣西劃入東部地區(qū)，內(nèi)蒙古和吉林劃入中部地區(qū)。因此，三個地區(qū)具體包括的省市如下：東部包括遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南12個地區(qū)；中部包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個地區(qū)；西部包括陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、四川、重慶、云南、貴州、西藏10個地區(qū)，其中，1995和1996年重慶市數(shù)據(jù)并入四川省。

2.1 指標選擇和數(shù)據(jù)說明

2.1.1 指標選擇

由理論分析所得出的生產(chǎn)函數(shù)可知，影響區(qū)域經(jīng)濟的主要因素為公共投資、私人投資和勞動力。本文研究的公共投資是經(jīng)濟效益較顯著的六大行業(yè)固定資產(chǎn)形成的投資，并未包含國防和行政管理支出，因此，納入經(jīng)濟增長模型的變量為產(chǎn)出、公共投資、私人投資、就業(yè)量[12]。下面對經(jīng)濟增長及其影響因素的衡量指標進行具體說明。

(1)產(chǎn)出。各個區(qū)域的產(chǎn)出為區(qū)域人均實際GDP。由于本文研究基于1995-2012年相關(guān)指標數(shù)據(jù)，為得到各區(qū)域每年人均產(chǎn)出實際值，以1995年為基期對其他年份數(shù)據(jù)進行折算。地區(qū)名義GDP除以價格指數(shù)得到地區(qū)實際GDP，再除以區(qū)域人口數(shù)量得到區(qū)域人均實際GDP。東、中西部人均實際GDP分別用GDPE、GDPC和GDPW表示。

(2)公共投資。公共投資用六大行業(yè)固定資產(chǎn)投資總額來衡量。六大行業(yè)為電力、熱力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，教育，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，衛(wèi)生和社會工作。將各地區(qū)六大公共行業(yè)固定資產(chǎn)投資額通過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(以1995年為基期)折算后，再除以區(qū)域人口數(shù)得到各區(qū)域人均實際公共投資。東、中西部人均實際公共投資分別用IGE、IGC和IGW表示。

(3)私人投資。該投資用人均實際私人投資表示。人均實際私人投資由地區(qū)國民經(jīng)濟行業(yè)總投資減去各地區(qū)公共投資得到。東、中西部的私人投資通過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(以1995年為基期)折算后，再除以區(qū)域人口數(shù)得到東、中西部各區(qū)域人均實際私人投資。東、中西部人均實際私人投資分別用IPE、IPC和IPW表示。

(4)就業(yè)量。就業(yè)量用各區(qū)域年度從業(yè)人員數(shù)表示，單位萬人。東、中西部人均實際私人投資分別用LE、LC和LW表示。

2.1.2 數(shù)據(jù)說明

文中涉及的各地生產(chǎn)總值及指數(shù)、地區(qū)行業(yè)固定資產(chǎn)投資額及投資價格指數(shù)、從業(yè)人員數(shù)和地區(qū)人口數(shù)等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫。在固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)上，廣東缺乏1995、1996和1997三年的數(shù)據(jù)，西藏則無固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，均用當(dāng)?shù)叵鄳?yīng)年份的商品零售價格指數(shù)代替。

2.2 實證分析

2.2.1 單位根檢驗

為了盡可能消除異方差和數(shù)據(jù)的波動性，將東、中西部人均實際GDP、人均實際公共投資、人均實際私人投資、就業(yè)量等數(shù)據(jù)分別進行對數(shù)化處理。在此基礎(chǔ)上，使用Dickey-Fuller和Phillips-Perron兩種方法對東部地區(qū)人均實際GDP、人均實際公共投資、人均實際私人投資和就業(yè)量的對數(shù)形式及其一階差分形式進行單位根檢驗，結(jié)果見表1(僅列出東部地區(qū)相關(guān)變量)。由表1可知，lnGDPE、lnIGE、lnIPE、lnLE不能拒絕單位根檢驗，是非平穩(wěn)序列；經(jīng)過一階段差分序列拒絕了單位根檢驗，是平穩(wěn)序列，即lnGDPE、lnIGE、lnIPE、lnLE是一階單整序列，可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1 變量對數(shù)及其一階段差分形式單位根檢驗結(jié)果(東部地區(qū))

同樣，對中部地區(qū)生產(chǎn)函數(shù)的各個變量的對數(shù)形式進行單位根檢驗，結(jié)果顯示，lnGDPC、lnIGC、lnIPC和lnLC是一階單整序列,西部地區(qū)的lnGDPW、lnIGW、lnIPW和lnLW也是一階單整序列，即中部和西部地區(qū)的人均實際GDP、人均實際公共投資、人均實際私人投資、就業(yè)量都可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.2.2 協(xié)整檢驗

本文利用Johansen檢驗對變量進行協(xié)整檢驗，判斷變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸(VAR)模型的檢驗方法，因此，首先需要建立VAR模型。根據(jù)AIC準則和擬合度確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3階，且含有常數(shù)項和時間趨勢項，由此選擇滯后2階的協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ?。運用Stata軟件對lnGDPE、lnIGE、lnIPE和lnLE之間的協(xié)整關(guān)系進行驗證，結(jié)果見表2。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗(東部地區(qū))

表2顯示，lnGDPE、lnIGE、lnIPE和lnLE變量之間至少存在3個協(xié)整關(guān)系，反映出東部地區(qū)的人均實際GDP、人均實際公共投資、人均實際私人投資、就業(yè)量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。其中一個協(xié)整方程為：

lnGDPE=0.323 6lnIGE+0.095 0lnIPE+

0.922 8lnLE+3.741 8

(6)

上述模型的R2為0.960 5，且公共投資系數(shù)在10%的水平下是顯著的，說明該模型較好地解釋了東部人均實際GDP與公共投資之間的關(guān)系。公共投資產(chǎn)出彈性為0.323 6，表示公共投資每增加1%，人均實際GDP增長0.323 6%。為進一步考察公共投資與人均GDP長期關(guān)系的穩(wěn)定性，本文對VAR模型的穩(wěn)定性進行了驗證，結(jié)果顯示，被估計的VAR模型所有根的倒數(shù)絕對值均小于1，即位于單位圓內(nèi)，說明該模型是穩(wěn)定的，即東部公共投資與人均GDP之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。

從回歸模型中可以看出，東部其他人均投資和勞動力產(chǎn)出彈性分別為0.095 0和0.922 8，說明其他人均投資、勞動力對經(jīng)濟增長具有拉動作用，但效果不一。其他人均投資對實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的正向影響能力較弱，與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系不顯著；而勞動力經(jīng)濟增長效應(yīng)較大，對經(jīng)濟增長具有明顯的拉動作用，且效果強于公共投資。

對中部和西部人均GDP與公共投資進行的協(xié)整檢驗也表明中部和西部人均GDP和公共投資之間均存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。中部和西部地區(qū)的協(xié)整方程分別為：

lnGDPC=0.364 2lnIGC+0.145 6lnIPC+

1.058 0lnLC+5.133 4

(7)

lnGDPW=0.609 7lnIGW+0.177 3lnIPW+

3.385 4lnLW+2.762 3

(8)

由方程(7)可知，中部地區(qū)公共投資產(chǎn)出彈性為0.364 2，即中部地區(qū)公共投資每增加1%,人均實際GDP增長0.364 2%。由方程(8)可知，西部地區(qū)公共投資產(chǎn)出彈性為0.609 7，即西部公共投資每增加1%,人均實際GDP增長0.609 7%。另外，從方程(7)和(8)可知其他人均投資和勞動力對中西部經(jīng)濟增長的影響。在中部，其他人均投資、勞動力與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)出彈性為0.145 6和1.058 0。在西部，其他人均投資對經(jīng)濟增長具有負向作用，產(chǎn)出彈性為-0.177 3，說明私人投資每增長1%，人均實際GDP下降0.177 3%；勞動力對西部經(jīng)濟增長有著明顯的正向作用，產(chǎn)出彈性為3.385 4，為三區(qū)域中最高。

3 東、中西部公共投資經(jīng)濟增長效應(yīng)地區(qū)差異的形成原因及其對策

3.1 東、中西部公共投資經(jīng)濟增長效應(yīng)地區(qū)差異的形成原因

實證研究結(jié)果顯示，我國東、中西部公共投資產(chǎn)出彈性依次為0.323 6、0.364 2和0.609 7，這說明公共投資對經(jīng)濟增長影響最大的是西部地區(qū)，影響最小的是東部地區(qū)。究其原因，主要是工業(yè)化階段的差異和市場二元結(jié)構(gòu)特征。東部地區(qū)處于工業(yè)化高級階段，經(jīng)濟發(fā)展水平高于西部，發(fā)展速度快于西部，有著完善的基礎(chǔ)設(shè)施，良好的外部經(jīng)濟環(huán)境；而西部則剛步入工業(yè)化中期，經(jīng)濟發(fā)展水平較低，發(fā)展速度較慢，缺乏相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施，需要投入資金為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。同時，由于東、西部市場二元結(jié)構(gòu)明顯，地方政府實行保護主義，生產(chǎn)要素不能按照市場需求自由流動，加之欠缺區(qū)位、資源優(yōu)勢的吸引，西部地區(qū)緊缺人才、科技、資金的支撐，急需國家政策的傾斜。只有加大人力資源和科教經(jīng)費投入，西部才能吸引外來資本，發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟。因此，政府應(yīng)加強公共投資管理，協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，提高國民經(jīng)濟整體效益。

3.2 協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的公共投資對策

為提高我國公共投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)及調(diào)節(jié)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的過大差異，提出以下幾點對策。

3.2.1 東部地區(qū)公共投資管理對策

第一，控制公共投資總量規(guī)模。目前，東部部分地區(qū)的公共投資已超過最優(yōu)規(guī)模，即實際公共投資占實際GDP比重已超過最佳限度，公共投資資金的使用效率低下。因此，采取以下措施控制東部公共投資總量規(guī)模：事前制定科學(xué)的公共投資計劃，包括總體規(guī)劃和專項規(guī)劃，控制公共投資規(guī)模；事中加強公共投資領(lǐng)域監(jiān)管，避免重復(fù)建設(shè)、公共資金浪費等問題的出現(xiàn)；事中、事后對公共投資利用效率進行定期測算評價[13]。

第二，優(yōu)化公共投資結(jié)構(gòu)。以人均GDP衡量，東部處于工業(yè)化高級階段。W.W.Rosto認為，在經(jīng)濟發(fā)展的早期、起飛和中期階段，基礎(chǔ)設(shè)施投資是必不可少的；步入成熟期后，教育、保健與福利應(yīng)成為公共投資的投資重點。根據(jù)上述觀點，我國東部地區(qū)應(yīng)加強科學(xué)與技術(shù)服務(wù)業(yè)、教育行業(yè)的發(fā)展，同時，積極引導(dǎo)私人資本進入，為科研和教育行業(yè)的發(fā)展注入新的資本[14]。

3.2.2 中、西部地區(qū)公共投資管理對策

第一，適度擴大公共投資規(guī)模。目前，中、西部公共投資尚未達到最優(yōu)規(guī)模，說明中、西部存在公共投資不足問題。實證分析結(jié)果可知，公共投資可明顯地帶動中、西部經(jīng)濟增長。因此，應(yīng)適當(dāng)擴大中、西部公共投資規(guī)模，將中、西部公共投資提高到最佳規(guī)模，充分發(fā)揮公共投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)[15]。

第二，優(yōu)化公共投資結(jié)構(gòu)。自西部大開發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略實施以來，我國加大對中、西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的力度，然而中、西部基礎(chǔ)設(shè)施投資依然不足，資金投入使用效率依然較低,因此，中、西部應(yīng)加大基礎(chǔ)設(shè)施投資力度，提高基礎(chǔ)設(shè)施資金使用效率[16]。此外，中、西部科學(xué)研究與技術(shù)服務(wù)、教育、衛(wèi)生和社會工作等也明顯落后于東部，因此,應(yīng)加大這些行業(yè)的投資力度，不斷優(yōu)化公共投資結(jié)構(gòu)。

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(責(zé)任編輯：周博)

10.3969/j.issn.1673-2006.2015.03.006

2014-10-12

周澤炯(1970-),安徽合肥人,教授,主要研究方向：國民經(jīng)濟與投資決策。

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1673-2006(2015)03-0018-05