■韓旺紅 王 可

一、引言及文獻(xiàn)綜述

政府投資是我國(guó)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要政策工具之一，但是經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不能只依賴于政府投資，更要注重民間投資的發(fā)展。關(guān)于政府投資和民間投資兩者間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。

國(guó)外學(xué)者由于研究的樣本存在地域上、體制上和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上的較大差異，結(jié)果也往往存在較大的差別。Aschauer在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下構(gòu)建模型分析了1945—1985年美國(guó)的數(shù)據(jù)得出政府投資對(duì)私人投資存在顯著的擠入效應(yīng)［1］。隨后Bairam通過(guò)對(duì)25個(gè)經(jīng)合組織國(guó)家的數(shù)據(jù)研究得出多數(shù)成員國(guó)的政府投資對(duì)民間投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)［2］。Ahved和Stephen通過(guò)對(duì)政府支出的劃分進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)不同性質(zhì)的政府支出對(duì)民間投資會(huì)產(chǎn)生不同的作用［3］。Erden通過(guò)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)政府投資對(duì)私人投資的擠入擠出效應(yīng)在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國(guó)家存在差異［4］。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也從不同的角度對(duì)我國(guó)政府投資的擠入擠出效應(yīng)進(jìn)行了研究，具體可分為四類：第一類是存在擠入效應(yīng)。劉溶滄和馬栓友利用似不相關(guān)（SUR）的方法測(cè)算了積極的財(cái)政政策效應(yīng)，認(rèn)為政府投資由于產(chǎn)生了正的外部性從而擠入了民間投資［5］。第二類是存在擠出效應(yīng)。梁學(xué)平認(rèn)為我國(guó)政府投資對(duì)民間投資的擠出效應(yīng)明顯，且這種效應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而變得更加明顯［6］。第三類是政府投資和民間投資不相關(guān)論。劉國(guó)光認(rèn)為民間投資的發(fā)展不足不是由于政府投資的擠出效應(yīng)導(dǎo)致，而是受到體制性和政治性因素的影響［7］。第四類是政府投資和民間投資的作用隨條件變化而變化。陳工運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)我國(guó)1994—2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)政府投資從總體上對(duì)民間投資產(chǎn)生了擠入效應(yīng)，但是這種擠入效應(yīng)存在支出結(jié)構(gòu)上的差異［8］。

雖然目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)政府投資的擠入擠出效應(yīng)進(jìn)行了深入研究，但國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究仍存在一些不足：一是大多從宏觀角度出發(fā)，較少涉及空間截面和空間面板數(shù)據(jù)，沒(méi)有從區(qū)域差異的角度進(jìn)行分析。二是較少將政府投資的擠入擠出效應(yīng)置于我國(guó)財(cái)產(chǎn)分權(quán)這一背景之下進(jìn)行分析，對(duì)我國(guó)國(guó)情缺乏相對(duì)深刻的理解。

基于以上不足，本文嘗試給出了以下解決思路：一是運(yùn)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，深入考察地方政府投資行為的差異引起的省區(qū)擠入擠出效應(yīng)的差異。二是參考張中華［9］、王立國(guó)［10］的有關(guān)研究，將我國(guó)政府投資的擠出效應(yīng)置于財(cái)政分權(quán)這一大背景下進(jìn)行分析。三是引入財(cái)政透明度這一指標(biāo)，對(duì)財(cái)政分權(quán)影響民間投資的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行探討。

二、理論模型

本文主要使用世代交疊模型來(lái)研究政府投資與民間投資的關(guān)系。參考Aschauer的研究方法，［1］假定人口規(guī)模不變，并將人們的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)時(shí)期分為青年期和老年期，同時(shí)假定稅收是政府投資的唯一來(lái)源。我們將c定義為代表性個(gè)體的消費(fèi)，s為代表性個(gè)體的儲(chǔ)蓄，tax為代表性個(gè)體需繳納的稅收，r為利率，w為工資。可以得到兩個(gè)時(shí)期的消費(fèi)約束式：

同時(shí)我們可以定義：ej為人均政府支出，ρ為主觀貼現(xiàn)因子，θ函數(shù)用于描述個(gè)人消費(fèi)與政府投資之間的關(guān)系，δj為個(gè)人相對(duì)偏好，通過(guò)以下效用函數(shù)可得：

在公式（1）和（2）的約束下求（3）式的極值，可以得到兩個(gè)最大化的一階條件：

其中，St為最大化代表性個(gè)體一生的效用U下的選擇儲(chǔ)蓄，參數(shù)σ=1/2+ρ>0。

同時(shí)，我們假定每個(gè)時(shí)期t，按照私人資本K、公共資本G以及勞動(dòng)力L三種要素定義Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

為簡(jiǎn)便考慮，將公式（7）轉(zhuǎn)化為單位勞動(dòng)和單位規(guī)模報(bào)酬的生產(chǎn)函數(shù)形式，并假定每一期私人資本和公共資本都會(huì)完全折舊，這樣就有：

最大化廠商利潤(rùn)可得均衡工資和均衡利率：

因此可以得到老年期私人可用投資金額為：

在效用函數(shù)中，我們將政府支出分解為政府消費(fèi)（cgt）和政府投資（igt）兩個(gè)部分：

當(dāng)民間投資為穩(wěn)態(tài)時(shí)，我們可以得到如下表達(dá)式：

從公式（16）中可以看出稅收對(duì)民間投資具有擠出效應(yīng)，從公式（17）我們發(fā)現(xiàn)政府投資對(duì)民間投資產(chǎn)生的效應(yīng)可以分為兩個(gè)部分：第一部分是從稅收角度出發(fā)的對(duì)民間投資的擠出效應(yīng)，第二部分則為政府投資與民間投資的邊際生產(chǎn)率的關(guān)系。如果政府投資可以促進(jìn)民間投資邊際生產(chǎn)率的提高，且這種作用強(qiáng)于稅收的擠出作用，那么從總體上看政府投資將會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生擠入作用，如果這種作用為負(fù)或弱于稅收的擠出作用，那么從總體上看政府投資將會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

很顯然，我國(guó)政府投資對(duì)民間投資到底起擠入效應(yīng)還是擠出效應(yīng)取決于政府投資是否能顯著提高民間投資的邊際生產(chǎn)率。然而，政府投資對(duì)民間投資的邊際生產(chǎn)率的影響存在著時(shí)間維度、地域維度和產(chǎn)業(yè)維度上的差異。本文將從財(cái)政分權(quán)這一背景出發(fā)，著重分析區(qū)域差異引起的政府投資與民間投資的關(guān)系變化。

三、實(shí)證模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）實(shí)證模型設(shè)定

從上文的理論分析可以看出，政府投資對(duì)民間投資的邊際生產(chǎn)率的影響對(duì)研究二者的關(guān)系起決定作用。結(jié)合前人的研究，本文將政府投資總量、民間資本存量、財(cái)政分權(quán)程度、財(cái)政透明度作為衡量政府投資對(duì)民間投資的邊際生產(chǎn)率作用的指標(biāo)。參考楊俊有關(guān)民間投資擠出效應(yīng)的實(shí)證模型，構(gòu)建模型如下：

其中PIit為地方民間投資；GIit為地方政府投資；Yit為各省人均產(chǎn)出，作為民間資本存量的代替變量；DCit為各省財(cái)政分權(quán)度。i和t分別代表第i省份和第t年。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明與來(lái)源

各指標(biāo)具體含義和數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

政府投資和民間投資（GIit&PIit）:從目前的文獻(xiàn)來(lái)看，學(xué)者們對(duì)我國(guó)的政府投資和民間投資的界定并不一致，其中多以預(yù)算內(nèi)固定資產(chǎn)投資作為政府投資，固定資產(chǎn)形成總額扣除固定資產(chǎn)投資中的國(guó)家預(yù)算資金投資作為民間投資。然而陳工認(rèn)為這種辦法獲得的數(shù)據(jù)涉及大量的估算，從而大大降低了可靠性［8］。他根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地方統(tǒng)計(jì)年鑒以及《中國(guó)固定資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》中將全社會(huì)固定資產(chǎn)投資按國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)劃分為18類這一特點(diǎn)，將交通運(yùn)輸和倉(cāng)儲(chǔ)、地質(zhì)勘探和水利管理、煤氣水電生產(chǎn)和供應(yīng)、教育文化藝術(shù)和廣播電視、科學(xué)研究和綜合服務(wù)、衛(wèi)生體育和社會(huì)福利、國(guó)家機(jī)關(guān)和社會(huì)團(tuán)體等行業(yè)的投資之和作為政府投資，其余行業(yè)的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資之和作為民間投資。本文借鑒了這種方法，并通過(guò)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。

人均產(chǎn)出（Yit）：用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示，由各省實(shí)際GDP（以1978年為基期進(jìn)行平減）除以各省總?cè)藬?shù)后獲得。

財(cái)政分權(quán)度（DCit）：反映地方政府財(cái)政自主性的大小，財(cái)政分權(quán)程度越高，地方政府的自由度就越大。在財(cái)政分標(biāo)的選取上，本文主要參考劉金濤、曲曉飛［11］的方法，首先將各省財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入和支出進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，并選擇調(diào)整后的兩者較大值和預(yù)算外收入結(jié)合起來(lái)，構(gòu)造各省財(cái)政分權(quán)度指標(biāo)如下：

DCit=（max{本省本年度預(yù)算內(nèi)支出，本省本年度預(yù)算內(nèi)收入}+本省本年度預(yù)算外收入）/全國(guó)本年度預(yù)算內(nèi)外總支出

財(cái)政透明度：衡量各省財(cái)政透明程度的指標(biāo)。本文的具體數(shù)據(jù)來(lái)源于透明中國(guó)《2013年中國(guó)省級(jí)財(cái)政透明度評(píng)估報(bào)告》。主要通過(guò)對(duì)113項(xiàng)政府財(cái)政信息的獲取難易程度進(jìn)行評(píng)分，從而對(duì)省級(jí)政府財(cái)政透明度進(jìn)行判斷。

本文利用全國(guó)30個(gè)?、佟⒆灾螀^(qū)和直轄市10年（2003—2012年）政府投資與民間投資的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)固定資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地方統(tǒng)計(jì)年鑒以及透明中國(guó)網(wǎng)站等。表1給出了主要變量的描述統(tǒng)計(jì)。

表1 搖主要變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)

四、估計(jì)結(jié)果及分析

在數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方面，由于本文的時(shí)間跨度較小，常規(guī)檢驗(yàn)易受影響，因此本文選擇Levin,Lin&Chut檢驗(yàn)、Breitung t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、Im,Pesaran and Shin 檢驗(yàn)、ADF—Fisher卡方檢驗(yàn)和PP—Fisher卡方檢驗(yàn)五種面板單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)本文所選取的解釋變量和被解釋變量在水平值上都存在單位根，但是對(duì)各變量在一階差分基礎(chǔ)上進(jìn)行上述檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)不存在單位根，說(shuō)明各變量都是一階單整序列。因?yàn)楦鱾€(gè)變量是同階單整序列，本文利用Pedroni(Engle-Granger based)檢驗(yàn)和Kao(Engle-Granger based)檢驗(yàn)對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)都拒絕了原假設(shè)，即被解釋變量和解釋變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，在長(zhǎng)期中是均衡的，因此可以進(jìn)行后續(xù)的回歸分析。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

本文主要研究的是地域差異所導(dǎo)致的政府投資對(duì)民間投資的擠入或擠出效應(yīng)變化，且選取的樣本是全國(guó)各省份的面板數(shù)據(jù)，因此先驗(yàn)地認(rèn)為應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)模型。在計(jì)量分析上，本文將采用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)分兩步確定相應(yīng)的模型類別。首先，利用F檢驗(yàn)判斷使用混合效應(yīng)模型還是個(gè)體固定效應(yīng)模型，經(jīng)計(jì)算得到F統(tǒng)計(jì)量的值為93.87，遠(yuǎn)大于臨界值F（29，264），因此拒絕原假設(shè)，選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。其次，利用Hausman檢驗(yàn)判斷使用個(gè)體固定效應(yīng)模型還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，經(jīng)計(jì)算得到Hausman統(tǒng)計(jì)量的值為174.24，遠(yuǎn)大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。綜上所述，本文應(yīng)選用個(gè)體固體效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表2 搖面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 搖全國(guó)及分地區(qū)、分組回歸結(jié)果

鑒于中國(guó)東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度存在較大差異，本文在以全國(guó)所有省份為樣本進(jìn)行回歸的同時(shí)，還分地區(qū)進(jìn)行了回歸②。同時(shí)，考慮到財(cái)政透明度這一指標(biāo)對(duì)模型的影響，本文將全國(guó)各省份按高財(cái)政透明度組 （信息透明度超過(guò)20%）和低財(cái)政透明度組（信息透明度低于20%）③進(jìn)行分類回歸，具體回歸結(jié)果如表3所示。

表3的第（1）列報(bào)告了全國(guó)范圍內(nèi)的面板數(shù)據(jù)用個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在全國(guó)范圍內(nèi)政府投資對(duì)民間投資有著顯著的擠入效應(yīng) （系數(shù)為0.199，在1%的顯著性水平下顯著）。究其原因，一是地方政府投資多投資于基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)行業(yè)，具有正的外部性，能夠?yàn)槊耖g資本創(chuàng)造良好的投資環(huán)境。二是政府投資通常從全局出發(fā)，能夠帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的整體發(fā)展，并為民間投資提供基本的生產(chǎn)資料，既能促進(jìn)民間資本的積累，也能提高民間資本的收益。三是政府投資能夠通過(guò)改善民生來(lái)擴(kuò)大投資需求，進(jìn)一步拉動(dòng)民間投資的增長(zhǎng)。民間投資顯著的正相關(guān)于人均產(chǎn)出（系數(shù)為1.425，在1%的顯著性水平下顯著），這說(shuō)明地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其民間資本存量則越多，就會(huì)引致更多的民間投資。最后，財(cái)政分權(quán)度顯著的負(fù)相關(guān)于民間投資（系數(shù)為-0.062，在1%的顯著性水平下顯著）。這說(shuō)明從全國(guó)范圍內(nèi)來(lái)看，地方政府的財(cái)政自由度與民間投資產(chǎn)生呈負(fù)相關(guān)態(tài)勢(shì)。

表3的第 （2）、（3）、（4） 列報(bào)告了分別從東部、中部和西部的估計(jì)結(jié)果。在政府投資與民間投資的關(guān)系上，三個(gè)地區(qū)都表現(xiàn)為顯著的擠入效應(yīng)（皆在1%的顯著性水平下顯著）。其中,中、西部地區(qū)政府投資對(duì)民間投資的擠入效應(yīng)（0.284、0.239）要明顯高于東部地區(qū)（0.107）。在民間資本存量與民間投資的關(guān)系上，東部地區(qū)的正相關(guān)系數(shù)（1.785）要高于中部（1.432）和西部（1.354）。這說(shuō)明在東部地區(qū)，民間投資的增長(zhǎng)主要?dú)w功于較高的資本存量，在中西部地區(qū)，政府投資的擠入效應(yīng)是民間投資增長(zhǎng)的主要原因。此外，我們發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)度在東部地區(qū)對(duì)民間投資起顯著的負(fù)作用（系數(shù)為-0.111，在1%的顯著性水平下顯著），而在中、西部的效應(yīng)卻并不顯著。這一結(jié)果并不奇怪。目前，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是邊際遞減的，在此作用下二者存在“倒U型”的非線性關(guān)系，我們通過(guò)觀察財(cái)政分權(quán)度的分地區(qū)值可以得到：東部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)度均值（3.54）明顯高于中部地區(qū)（2.50）和西部地區(qū)（1.85）④，這說(shuō)明東部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)程度很可能已經(jīng)處于“倒U型”曲線拐點(diǎn)的右側(cè)，過(guò)高的財(cái)政自由度將會(huì)通過(guò)對(duì)民間投資顯著的負(fù)相關(guān)效應(yīng)來(lái)間接地影響經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而在中西部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)程度可能正處于“倒U型”曲線的拐點(diǎn)上或其左側(cè)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用并不通過(guò)引致投資來(lái)表現(xiàn)出來(lái)，這與林毅夫［12］的觀點(diǎn)是一致的。

表3的第（5）、（6）列報(bào)告了高財(cái)政透明組和低財(cái)政透明組的估計(jì)結(jié)果。在高財(cái)政透明組中，政府投資對(duì)民間投資的擠入效應(yīng)（系數(shù)為0.229，在1%的顯著性水平下顯著）和資本存量與民間投資的正相關(guān)系數(shù)（系數(shù)為1.411，在1%的顯著性水平下顯著）都明顯高于低財(cái)政透明組（系數(shù)分別為0.152和0.806，皆在1%的顯著性水平下顯著）。同時(shí)，在低財(cái)政透明組中，財(cái)政分權(quán)度（系數(shù)為-0.294，在1%的顯著性水平下顯著）對(duì)民間投資起異常顯著的負(fù)作用，而在高財(cái)政透明組，其效應(yīng)是不顯著的。這說(shuō)明，除財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身的倒“U”型曲線性質(zhì)外，財(cái)政透明度也是財(cái)政分權(quán)影響民間投資增長(zhǎng)乃至經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。在財(cái)政信息并不公開(kāi)的省份和地區(qū)，不僅政府投資對(duì)民間投資的擠入效應(yīng)相對(duì)較低，同時(shí)財(cái)政分權(quán)程度也會(huì)由于受到地方政府的治理水平、地方官員的權(quán)力尋租行為等因素的影響而成為民間資本增長(zhǎng)的制約因素。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)Aschauer關(guān)于政府投資與民間投資的經(jīng)濟(jì)理論構(gòu)造了反映民間投資與政府投資關(guān)系的個(gè)體固定效應(yīng)模型，并利用我國(guó)30個(gè)省、直轄市、自治區(qū)2003—2012年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，我國(guó)政府投資在總體上顯著地?cái)D入了民間投資，但不同地區(qū)、不同財(cái)政透明度的省份的擠入效應(yīng)卻存在差異。同時(shí)，基于財(cái)政分權(quán)背景下對(duì)政府投資與民間投資的關(guān)系進(jìn)行研究，我們發(fā)現(xiàn)在全國(guó)范圍內(nèi)財(cái)政分權(quán)與民間投資的增長(zhǎng)起顯著的負(fù)相關(guān)作用，這一表現(xiàn)在東部地區(qū)和低財(cái)政透明度的省份尤為突出。究其原因，一是因?yàn)闁|部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)程度可能已經(jīng)處于倒“U”型曲線拐點(diǎn)的右側(cè)，將會(huì)通過(guò)降低民間投資來(lái)間接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。二是受到政府治理水平、官員權(quán)力尋租行為的影響，財(cái)政分權(quán)程度的提高也會(huì)對(duì)民間投資的增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率產(chǎn)生負(fù)作用?；谝陨辖Y(jié)論分析，本文在目前我國(guó)財(cái)政分權(quán)的大背景下提出以下建議：

（一）積極發(fā)揮政府投資對(duì)私人投資的擠入效應(yīng)

通過(guò)對(duì)全國(guó)的分析，我們發(fā)現(xiàn)政府投資對(duì)民間投資具有顯著的擠入效應(yīng)。近年來(lái)，政府投資在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展三駕馬車中的地位愈發(fā)突出，這是因?yàn)檎顿Y多集中于基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)行業(yè)，為經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)奠定了基礎(chǔ)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，政府投資的作用可謂舉足輕重。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制在我國(guó)的逐步確立，民間投資的作用也日趨重要，當(dāng)前，我國(guó)民間投資仍處于發(fā)展的初級(jí)階段，我國(guó)應(yīng)加大政府投資力度，注重對(duì)投資的結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，多集中于具有規(guī)模效應(yīng)、改善民生、科技教育等相關(guān)行業(yè)，為民間資本創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，進(jìn)一步提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率。

（二）確定科學(xué)合理的分地區(qū)政府投資重點(diǎn)

通過(guò)對(duì)東部、中部和西部的分析，雖然三個(gè)地區(qū)都顯著表明政府投資對(duì)民間投資具有擠入作用，但依然存在差異。中、西部地區(qū)政府投資對(duì)民間投資的擠入作用高于東部，但民間資本存量對(duì)民間投資的拉動(dòng)作用較低，因此在中、西部地區(qū)我國(guó)政府應(yīng)該更加注重政府投資的擠入效應(yīng)，同時(shí)注重提高中、西部地區(qū)的民間資本存量，不斷強(qiáng)化民間資本存量對(duì)民間投資的引致作用。東部地區(qū)雖然民間資本存量對(duì)民間資本具有良好的拉動(dòng)作用，但是東部地區(qū)民間投資的增長(zhǎng)會(huì)受到財(cái)政分權(quán)因素的影響，因此在東部地區(qū)應(yīng)合理控制地方政府的財(cái)政自由度，尋找到財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的 “倒U型”曲線拐點(diǎn)，通過(guò)制定科學(xué)的財(cái)政分權(quán)程度來(lái)提高政府投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率。

（三）推動(dòng)投資決策和投資過(guò)程的民主化和法制化

通過(guò)對(duì)高財(cái)政透明組和低財(cái)政透明組的分析，我們發(fā)現(xiàn)政府財(cái)政透明度對(duì)當(dāng)?shù)卣顿Y的擠入效應(yīng)有明顯作用，為提高我國(guó)政府投資的效率，地方政府應(yīng)不斷推進(jìn)投資決策的法制化和民主化建設(shè)。十八屆四中全會(huì)《中共中央關(guān)于全面推進(jìn)依法治國(guó)若干重大問(wèn)題的決定》中兩次提到“投資”，一次提到“政府投資”，說(shuō)明我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)法制化進(jìn)程已經(jīng)刻不容緩。地方政府應(yīng)在投資過(guò)程中對(duì)決策階段的公開(kāi)化和民主化進(jìn)行法律程序上的規(guī)定，避免造成投資決策的隨意性，建立科學(xué)化、民主化、法制化的政府投資決策體制，合理有效地發(fā)揮政府投資對(duì)民間投資的擠入效應(yīng)。

注釋：

①由于西藏?cái)?shù)據(jù)不可得，因此并未包括在樣本內(nèi)。

②根據(jù)國(guó)發(fā)（2000）33號(hào)文件，本文所指東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、土海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個(gè)省、直轄市；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個(gè)?。晃鞑康貐^(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古11個(gè)省、直轄市和自治區(qū)（西藏?cái)?shù)據(jù)不可得，故未包括在內(nèi)）。

③根據(jù)透明中國(guó) 《2013年中國(guó)省級(jí)財(cái)政透明度評(píng)估報(bào)告》，高財(cái)政透明組包括：福建、內(nèi)蒙古、安徽、北京、遼寧、江蘇、天津、四川、河南、青海、廣東11個(gè)省、直轄市和自治區(qū)；低財(cái)政透明組包括：貴州、山東、湖北、浙江、上海、湖南、江西、陜西、新疆、山西、廣西、河北、重慶、寧夏、黑龍江、海南、云南、甘肅、吉林19個(gè)省、直轄市和自治區(qū)（西藏?cái)?shù)據(jù)不可得，故未包括在內(nèi)）。

④經(jīng)作者計(jì)算得到。

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