政府投资对民间投资挤入挤出效应的风险分析

　1引言
　　对于挤出效应，传统的观点是基于IS-LM模型的分析，当政府采取扩张性的财政政策增加支出时，会引起货币市场均衡状态的改变，提高利率，从而挤出民间投资，使得财政政策部分失效甚至对经济发展有不良影响。1989年Aschauer提出了公共投资的挤入效应理论，认为当公共支出作为生产要素投入且与民间资本互补时，公共投资的增加会提高民间资本的劳动生产率，对民间投资产生促进作用，即挤入效应。实际经济中政府投资与私人投资的挤入挤出效应表现为一种综合效应，究竟是挤入还是挤出要看两种效应的强弱，具体需要通过实证来检验，大量的学者针对这一问题做了实证分析。
　　国内外学者的观点大体有三种，一是认为政府投资对民间投资更倾向于挤入效应，Aschauer（1989）首先通过对美国的数据进行实证分析验证了自己观点的正确性，他发现长期中政府的公共设施投资在民间生产分配方面对民间投资呈现互补关系，挤入效应的作用更加明显。二是认为政府投资对民间投资存在挤出效应，Ghali（1998）、Pritha Mitra（2006）等学者的实证研究都支持这一观点。三是认为政府投资对民间投资的影响有限，比如Monadjemi（1996）利用方差分解对英国和美国的数据进行了实证研究，表明财政支出并不是影响民间投资的主要因素。
　　国内学者对我国的具体情况也做了大量的分析，楚尔鸣，鲁旭（2008）结构向量自回归模型证明政府投资对同期的民间投资产量了一定的挤出效应；董昕（2010）基于房地产市场的省级面板数据，认为政府投资在土地、信贷资金等方面与私人投资的竞争挤出了私人投资。刘溶沧，马拴友（2001）通过对国债对利率的影响分析，认为公共投资对私人投资有一定挤入作用。另外，孙旭，罗季（2004）、王玺，张勇（2009）等认为我国政府投资对民间投资的抑制或者带动作用并不显著。
　　概括以往的研究，国内外学者并没有得到一个统一的结论，双方都有着大量的实证支持。在此基础上，本文选择协整与向量误差修正模型，用我国1981—2011年的年度数据进行进一步的实证研究。
　　2指标选取和数据处理
　　2.1指标选取
　　从官方公布数据的体系来看，我国政府投资和民间投资并没有准确的官方数据，学术界对于政府投资和民间投资的界定主要有三种方式：一是从政府财政预算支出的科目来进行划分，主要是将财政支出分为经常性支出和资本性支出，其中资本性支出可以用来表示政府投资。二是从投资方向上进行划分，将公共性较强的行业作为政府投资的范畴，将其他竞争性行业的投资看做民间投资。三是从资金来源上划分，将预算内资金形成的投资作为政府投资，选择自筹和其他资金作为民间投资。
　　本文选择第三种划分方法：用全社会固定资产投资按资金来源分的预算内投资来表示政府投资规模（用符号“zftz”表示）；用全社会固定资产投资按资金来源分的自筹和其他资金来表示民间投资规模（用符号“mjtz”表示）。另外，引入国内生产总值（用符号“gdp”表示）来表示宏观经济的发展情况。
　　本文所使用数据来源于《中国统计年鉴》。
　　2.2数据的处理
　　本文选择中国1981—2011年的年度数据进行研究，为了保证数据的可比性，首先要对数据进行价格平减。分别用GDP指数和固定资产投资价格指数将GDP和政府投资、民间投资换算到2000年的可比价。其中1981—1989年的固定资产投资价格指数缺失，用GDP价格指数进行替代。
　　另外，为了尽量减少数据变化的非线性影响，分别对每个变量取自然对数，得到lnzftz、lnmjtz、lngdp。
　　3实证分析过程
　　3.1变量的平稳性检验
　　建立协整和向量误差修正模型，要保证每个变量具有相同的单整阶数，因此，首先要对每个变量进行单位根检验，判断各序列的平稳性。本文采用ADF法对序列进行单位根检验，选择AIC准则确定最优滞后阶数，检验结果如表1所示，本文中三个变量都是一阶单整序列，具有相同的单整阶数。
　　表1变量平稳性检验结果变量12检验类型
　　（C，T，K）12ADF统计量125%临界值12相伴概率12结论lnzftz12（C，0，1）1202512-2.97120971212非平稳Δlnzftz12（C，0，0）12-3.53**12-2.97120014112平稳lnmjtz12（C，0，7）123.4712-2.99121000012非平稳Δlnmjtz12（C，0，0）12-3.57**12-2.97120013012平稳lngdp12（C，0，4）1201112-2.98120959212非平稳Δlngdp12（C，0，1）12-4.21***12-2.97120002812平稳注：1C、T表示检验回归中含常数项和趋势项，K表示检验回归包含的滞后阶数。
　　2*、**、***分别代表在1%、5%和10%的显著性水平下拒绝原假设。
　　3.2协整检验
　　本文中三个变量都是一阶单整的，它们之间可能存在某种平稳的线性组合，即变量之间的协整关系。本文用Johansen方法检验政府投资与私人投资之间的这种长期均衡关系。根据AIC准则，选择最佳滞后阶数为3，选择有截距项无趋势项的协整检验形式，得到检验结果如表2所示。
　　表2政府投资、民间投资与GDP的Johansen协整检验结果零假设12特征根12迹检验12最大特征根检验迹统
计量125%临
　　界值12P值12最大特
　　征值125%临
　　界值12P值没有1206021236.34*122979120007122487*1221.13120014至多1个1203371211.471215.491201841211081214.26120150至多2个12001412039123.8412053312039123.84120533
　　迹统计量和最大特征值统计量都在5%的显著性水平下拒绝了没有协整关系的原假设，说明各变量间存在一个协整关系。进一步，得到标准化的协整方程：
　　lnmjtzt=036lnzftzt+1.33lngdpt+773+ecmt
　　（-1024）（-42.25）
　　ecmt为平稳序列，下方括号中为参数的T统计量。
　　从协整模型的结论来看，政府投资与民间投资存在正向的长期均衡关系，在其他条件不变的情况下，政府投资增加1%会导致民间投资增加036%，即政府投资对民间投资存在一定的挤入效应。
　　3.3向量误差修正模型
　　协整关系反映了政府投资与民进投资的长期静态的稳定关系，在此基础上，需要建立误差修正模型来研究它们之间的短期动态关系。
　　向量误差修正模型的标准形式为：
　　Δyt=αecmt-1+p-112i=1ΓiΔyt-i+ξ t
　　为了使模型更合理，删除不显著的变量后，得到民间投资的向量误差修正模型估计结果为：
　　Δlnmjtz=-008-054ecmt-1-018Δlnzftzt-2-017Δlnzftzt-3+2.71Δlngdpt-1
　　（-484）（-2.16）（-207）（4.78）
　　R2=061F=846D-W=2.31
　　下方括号中为估计参数的T统计量。
　　向量误差修正模型中，误差修正项的系数显著不为零，表明当变量偏离均衡状态时，模型会以54%的速度将其调回均衡状态，使变量之间的长期均衡关系得以持续。滞后二期和三期的政府投资的系数也显著不为零，说明民间投资和政府投资存在短期的关系，短期内政府投资对民间投资有一个负的影响，政府投资增长速度的加快会导致民间投资增长速度的减慢，政府投资对民间投资存在一定的挤出效应。
　　4主要结论与政策建议
　　通过建立协整关系和向量误差修正模型进行实证分析的结果是：政府投资对民间投资在长期存在挤入效应，短期内则表现为一定的挤出效应。这是因为政府投资的方向大多是具有正外部性的公共基础设施，能显著改善投资环境，提高民间投资的收益率，在长期来看能够为民间投资的发展创造良好的条件，从而可以刺激民间投资，促进整个社会的经济发展；而在短期内，政府投资增加时，由于在资金、劳动力等生产要素上与民间投资形成一定的竞争，民间部门对投资前景不看好会导致政府投资对民间投资的挤出效应。
　　实证分析的结论首先肯定了现阶段我国政府投资对民间投资的带动作用，政府投资对于繁荣民间投资和发展国民经济的作用是不容忽视的，但在政府投资的实施过程中，为了尽量减少短期内对民间投资的挤出，应该尽量避免与民间投资争夺市场资源。政府投资应该更多的集中于公共物品领域，加强基础设施建设，为民间投资以及整个国民经济的健康持续发展创造条件。
　　[作者简介]王晶（1990—），女，山西霍州人，山西财经大学硕士，研究方向：国民经济核算与宏观经济统计分析。

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