公共投资的区域经济增长效应之比较

2015-02-21周泽炯

宿州学院学报 2015年3期

关键词：协整效应检验

周泽炯，韦燕

安徽财经大学经济学院，安徽蚌埠,233030

公共投资的区域经济增长效应之比较

周泽炯，韦燕

安徽财经大学经济学院，安徽蚌埠,233030

运用VAR模型的Johansen协整检验，对我国东、中、西部公共投资的区域经济增长效应及其差异性进行实证研究。结果显示，我国东、中、西部公共投资产出弹性依次为0.323 6、0.364 2和0.609 7，说明公共投资对东部地区经济增长的影响较小，对西部地区的影响较大。工业化阶段的差异和市场二元结构特征是我国东、中、西部公共投资经济增长效应地区差异的重要原因。从投资规模和投资结构两方面提出我国区域公共投资管理的对策：东部应控制投资规模，而中西部应适度扩大；东部应加大科学研究与技术服务业、教育业投资力度，而中西部应增加基础设施资金投入。

公共投资，经济增长效应，Johansen协整检验

改革开放初期，我国实施了外向型非均衡发展战略，该发展战略在带来我国经济快速发展的同时也导致我国区域经济增长不平衡现象[1]。尽管在西部大开发和中部崛起的发展战略下，我国中、西部经济发展加快，但东、中西部经济发展的差距依然显著。统计数据显示，2012年，我国东部人均GDP为中、西部的1.61倍和1.91倍。造成我国区域经济发展差距的原因是多方面的，其中公共投资是影响区域经济发展差距最直接、最重要的因素之一[2]。

公共投资作为政府行为，首先，被界定于公共领域；其次，是一种投资，经济学上的投资应是具有生产性的。因此，对公共投资作如下界定：公共投资是政府作为实现和维护公共利益的社会管理组织，在遵循弥补市场失灵、注重社会效益、引导经济协调发展的原则上，在公共领域进行的具有一定生产性或经济效益的投资活动[3]。具体包括经济效益较显著的电力、热力、燃气及水的生产和供应业支出，交通运输、仓储和邮政业支出，教育支出，科学技术和服务业支出，水利、环境和公共设施管理业支出，卫生和社会工作行业支出等[4]。

1994年实行财政分权制改革以来，我国东、中西部公共投资规模不断增加、投资结构不断优化，但不同区域公共投资的经济增长效应却存在明显差异，区域经济不协调问题日益凸显。因此，本文运用VAR模型的Johansen协整检验，采用1995-2012年相关数据对我国东、中西三大区域的公共投资对区域经济增长的贡献程度，即公共投资的区域经济增长效应进行对比分析，并提出相应对策。

1 理论分析与实证模型选择

1.1 理论分析

一个经济体的产出、劳动力、投资和科技等要素之间是相互作用的，公共投资与其他经济变量存在动态联系，共同影响产出。公共投资作为生产要素可以直接作用于产出，也可以通过影响其他生产要素间接作用于产出。前者称为公共投资的直接经济效应，后者称为公共投资的间接经济效应。公共投资的直接经济效应表现在两方面：一是资金投入量大、建设周期长的基础设施和基础产业领域，这类投资私人往往无力投入或不愿投入。而基础设施和基础产业作为国民经济运行的基础，直接制约着其他产业和领域经济活动的开展，因此需要政府投入资金，形成生产资本。二是公共资本投资于外部效应大、私人资本少量进入甚至不愿进入的领域，如卫生和社会工作行业、科学技术与服务业、教育业等。这些领域都需要政府加大资金投入，直接形成生产资本，作用于经济增长。公共投资的间接效应也表现在两方面：一方面，公共投资提供了基础设施等公共产品，溢出了正外部效应，提高了其他要素的边际生产率，降低生产成本，促进产量增加；另一方面，公共投资额的增加会减少市场对其他生产要素的需求，降低产出量，产生挤出效应[5]。

公共投资与其他生产要素对经济产出的作用可以通过生产函数表达。柯布—道格拉斯生产函数是经济学中使用最广泛的一种生产函数形式，它在数理经济学与经济计量学的研究与应用中都具有重要的地位。其函数形式如下：

Y=A(t)LαKβμ

(1)

式中，Y表示总产值，A(t)表示综合技术水平，L为投入劳动力数，α为劳动力产出弹性系数，K为投入资本，β为资本产出弹性，μ为随机扰动项。

在柯布—道格拉斯生产函数中加入公共投资资本的生产函数为：

(2)

其中，KG表示公共投资资本，KP表示私人投资资本，β1和β2分别为公共投资和私人投资产出弹性。上式两边取对数,则将非线性模型转换为线性模型，得到的生产函数为：

lnY=c+αlnL+β1lnKG+β2lnKP+μ

(3)

由上式可知，影响一地区经济产出的因素为公共投资、私人投资和劳动力等[6]。

1.2 实证模型选择

基于以上生产函数分析，笔者构建一个包括产出、公共投资、私人投资和劳动力等变量的VAR模型，并采用Johansen检验对公共投资与经济增长之间存在的长期均衡关系进行实证研究。

VAR是一种非结构化模型，不需要太多经济理论的支持，主要解释各经济变量之间的关系。同时，VAR模型平等地对待每一个变量，且充分考虑了变量滞后各期对经济增长的影响，实证结果具有较大的可靠性和信服性[7]。在此构建的VAR(q)模型包含产出、公共投资、私人投资、就业力等4个内生变量，不包含外生变量，其表达式为：

yt=Atyt+…+Apyt-p+εt，t=1,2,…,T

(4)

其中，yt是k维内生变量向量(在此k取4，下同)，p是滞后阶数，εt是扰动项，T是样本数，Ai为参数。

Johansen在1988年和1990年与Juselius一起提出一种以VAR模型为基础的检验回归系数的协整检验方法。将式(4)经过差分变换以后，得到下面表达式：

=1,2,…,T

(5)

y1,t-1，y2,t-1，…，yk,t-1之间是否具有协整关系主要依赖于∏矩阵的秩。将变量yt的协整检验变成对矩阵的分析问题，这就是协整检验的基本理论。因为∏矩阵的秩等于它的非零特征根的个数，因此可以通过对非零特征根个数的检验来检验协整关系[8]。

2 我国东中西部公共投资的经济增长效应

通过建立公共投资和人均GDP等变量之间的VAR模型，运用1995-2012年数据，分析我国东、中西部三个区域公共投资的经济增长效应。在关于我国各省市东、中西部划分上，目前还未形成统一认识，主要分歧在广西、内蒙古和吉林的区域归属上。王威在研究公共投资的区域经济增长效应时，将广西、吉林、内蒙古依次纳入东部、中部、西部[9]。姜涛在研究我国农村基础设施公共投资的区域差距时，将广西划入东部地区，将内蒙古和吉林均划入中部地区[10]。马明在公共资本与我国区域经济增长时，将广西划入西部地区，将内蒙古和吉林划入中部地区[11]。在借鉴国内学者区域划分方法的基础上，根据国家统计局区域划分标准、各省份经济发展水平与地理位置，本文将广西划入东部地区，内蒙古和吉林划入中部地区。因此，三个地区具体包括的省市如下：东部包括辽宁、北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、广西、海南12个地区；中部包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9个地区；西部包括陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、四川、重庆、云南、贵州、西藏10个地区，其中，1995和1996年重庆市数据并入四川省。

2.1 指标选择和数据说明

2.1.1 指标选择

由理论分析所得出的生产函数可知，影响区域经济的主要因素为公共投资、私人投资和劳动力。本文研究的公共投资是经济效益较显著的六大行业固定资产形成的投资，并未包含国防和行政管理支出，因此，纳入经济增长模型的变量为产出、公共投资、私人投资、就业量[12]。下面对经济增长及其影响因素的衡量指标进行具体说明。

(1)产出。各个区域的产出为区域人均实际GDP。由于本文研究基于1995-2012年相关指标数据，为得到各区域每年人均产出实际值，以1995年为基期对其他年份数据进行折算。地区名义GDP除以价格指数得到地区实际GDP，再除以区域人口数量得到区域人均实际GDP。东、中西部人均实际GDP分别用GDPE、GDPC和GDPW表示。

(2)公共投资。公共投资用六大行业固定资产投资总额来衡量。六大行业为电力、热力、燃气及水的生产和供应业，交通运输、仓储和邮政业，教育，科学研究和技术服务业，水利、环境和公共设施管理业，卫生和社会工作。将各地区六大公共行业固定资产投资额通过固定资产投资价格指数(以1995年为基期)折算后，再除以区域人口数得到各区域人均实际公共投资。东、中西部人均实际公共投资分别用IGE、IGC和IGW表示。

(3)私人投资。该投资用人均实际私人投资表示。人均实际私人投资由地区国民经济行业总投资减去各地区公共投资得到。东、中西部的私人投资通过固定资产投资价格指数(以1995年为基期)折算后，再除以区域人口数得到东、中西部各区域人均实际私人投资。东、中西部人均实际私人投资分别用IPE、IPC和IPW表示。

(4)就业量。就业量用各区域年度从业人员数表示，单位万人。东、中西部人均实际私人投资分别用LE、LC和LW表示。

2.1.2 数据说明

文中涉及的各地生产总值及指数、地区行业固定资产投资额及投资价格指数、从业人员数和地区人口数等数据来源于《中国统计年鉴》和中国统计年鉴数据库。在固定资产投资价格指数上，广东缺乏1995、1996和1997三年的数据，西藏则无固定资产投资价格指数，均用当地相应年份的商品零售价格指数代替。

2.2 实证分析

2.2.1 单位根检验

为了尽可能消除异方差和数据的波动性，将东、中西部人均实际GDP、人均实际公共投资、人均实际私人投资、就业量等数据分别进行对数化处理。在此基础上，使用Dickey-Fuller和Phillips-Perron两种方法对东部地区人均实际GDP、人均实际公共投资、人均实际私人投资和就业量的对数形式及其一阶差分形式进行单位根检验，结果见表1(仅列出东部地区相关变量)。由表1可知，lnGDPE、lnIGE、lnIPE、lnLE不能拒绝单位根检验，是非平稳序列；经过一阶段差分序列拒绝了单位根检验，是平稳序列，即lnGDPE、lnIGE、lnIPE、lnLE是一阶单整序列，可能存在协整关系。

表1 变量对数及其一阶段差分形式单位根检验结果(东部地区)

同样，对中部地区生产函数的各个变量的对数形式进行单位根检验，结果显示，lnGDPC、lnIGC、lnIPC和lnLC是一阶单整序列,西部地区的lnGDPW、lnIGW、lnIPW和lnLW也是一阶单整序列，即中部和西部地区的人均实际GDP、人均实际公共投资、人均实际私人投资、就业量都可能存在协整关系。

2.2.2 协整检验

本文利用Johansen检验对变量进行协整检验，判断变量之间是否存在长期均衡关系。Johansen协整检验是一种基于向量自回归(VAR)模型的检验方法，因此，首先需要建立VAR模型。根据AIC准则和拟合度确定VAR模型的最优滞后阶数为3阶，且含有常数项和时间趋势项，由此选择滞后2阶的协整检验模型。运用Stata软件对lnGDPE、lnIGE、lnIPE和lnLE之间的协整关系进行验证，结果见表2。

表2 Johansen 协整检验(东部地区)

表2显示，lnGDPE、lnIGE、lnIPE和lnLE变量之间至少存在3个协整关系，反映出东部地区的人均实际GDP、人均实际公共投资、人均实际私人投资、就业量之间存在长期的稳定关系。其中一个协整方程为：

lnGDPE=0.323 6lnIGE+0.095 0lnIPE+

0.922 8lnLE+3.741 8

(6)

上述模型的R2为0.960 5，且公共投资系数在10%的水平下是显著的，说明该模型较好地解释了东部人均实际GDP与公共投资之间的关系。公共投资产出弹性为0.323 6，表示公共投资每增加1%，人均实际GDP增长0.323 6%。为进一步考察公共投资与人均GDP长期关系的稳定性，本文对VAR模型的稳定性进行了验证，结果显示，被估计的VAR模型所有根的倒数绝对值均小于1，即位于单位圆内，说明该模型是稳定的，即东部公共投资与人均GDP之间存在长期的稳定关系。

从回归模型中可以看出，东部其他人均投资和劳动力产出弹性分别为0.095 0和0.922 8，说明其他人均投资、劳动力对经济增长具有拉动作用，但效果不一。其他人均投资对实际国内生产总值的正向影响能力较弱，与经济增长之间的关系不显著；而劳动力经济增长效应较大，对经济增长具有明显的拉动作用，且效果强于公共投资。

对中部和西部人均GDP与公共投资进行的协整检验也表明中部和西部人均GDP和公共投资之间均存在长期的稳定关系。中部和西部地区的协整方程分别为：

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，中部地区公共投资产出弹性为0.364 2，即中部地区公共投资每增加1%,人均实际GDP增长0.364 2%。由方程(8)可知，西部地区公共投资产出弹性为0.609 7，即西部公共投资每增加1%,人均实际GDP增长0.609 7%。另外，从方程(7)和(8)可知其他人均投资和劳动力对中西部经济增长的影响。在中部，其他人均投资、劳动力与经济增长呈现正相关关系，产出弹性为0.145 6和1.058 0。在西部，其他人均投资对经济增长具有负向作用，产出弹性为-0.177 3，说明私人投资每增长1%，人均实际GDP下降0.177 3%；劳动力对西部经济增长有着明显的正向作用，产出弹性为3.385 4，为三区域中最高。

3 东、中西部公共投资经济增长效应地区差异的形成原因及其对策

3.1 东、中西部公共投资经济增长效应地区差异的形成原因

实证研究结果显示，我国东、中西部公共投资产出弹性依次为0.323 6、0.364 2和0.609 7，这说明公共投资对经济增长影响最大的是西部地区，影响最小的是东部地区。究其原因，主要是工业化阶段的差异和市场二元结构特征。东部地区处于工业化高级阶段，经济发展水平高于西部，发展速度快于西部，有着完善的基础设施，良好的外部经济环境；而西部则刚步入工业化中期，经济发展水平较低，发展速度较慢，缺乏相应的基础设施，需要投入资金为当地经济发展创造良好的外部环境。同时，由于东、西部市场二元结构明显，地方政府实行保护主义，生产要素不能按照市场需求自由流动，加之欠缺区位、资源优势的吸引，西部地区紧缺人才、科技、资金的支撑，急需国家政策的倾斜。只有加大人力资源和科教经费投入，西部才能吸引外来资本，发展当地经济。因此，政府应加强公共投资管理，协调区域经济发展，提高国民经济整体效益。

3.2 协调区域经济发展的公共投资对策

为提高我国公共投资的经济增长效应及调节区域经济发展中的过大差异，提出以下几点对策。

3.2.1 东部地区公共投资管理对策

第一，控制公共投资总量规模。目前，东部部分地区的公共投资已超过最优规模，即实际公共投资占实际GDP比重已超过最佳限度，公共投资资金的使用效率低下。因此，采取以下措施控制东部公共投资总量规模：事前制定科学的公共投资计划，包括总体规划和专项规划，控制公共投资规模；事中加强公共投资领域监管，避免重复建设、公共资金浪费等问题的出现；事中、事后对公共投资利用效率进行定期测算评价[13]。

第二，优化公共投资结构。以人均GDP衡量，东部处于工业化高级阶段。W.W.Rosto认为，在经济发展的早期、起飞和中期阶段，基础设施投资是必不可少的；步入成熟期后，教育、保健与福利应成为公共投资的投资重点。根据上述观点，我国东部地区应加强科学与技术服务业、教育行业的发展，同时，积极引导私人资本进入，为科研和教育行业的发展注入新的资本[14]。

3.2.2 中、西部地区公共投资管理对策

第一，适度扩大公共投资规模。目前，中、西部公共投资尚未达到最优规模，说明中、西部存在公共投资不足问题。实证分析结果可知，公共投资可明显地带动中、西部经济增长。因此，应适当扩大中、西部公共投资规模，将中、西部公共投资提高到最佳规模，充分发挥公共投资的经济增长效应[15]。

第二，优化公共投资结构。自西部大开发和中部崛起战略实施以来，我国加大对中、西部地区基础设施建设的力度，然而中、西部基础设施投资依然不足，资金投入使用效率依然较低,因此，中、西部应加大基础设施投资力度，提高基础设施资金使用效率[16]。此外，中、西部科学研究与技术服务、教育、卫生和社会工作等也明显落后于东部，因此,应加大这些行业的投资力度，不断优化公共投资结构。

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