我國政府公共投資的宏觀經濟效應分析

劉軍榮

（1.四川大學工商管理學院，成都 610048；2樂山師范學院，樂山 614000）

我國政府公共投資的宏觀經濟效應分析

劉軍榮1,2

（1.四川大學工商管理學院，成都 610048；2樂山師范學院，樂山 614000）

文章基于IS-LM模型，從理論和實證上分析了政府投資對我國經濟周期的影響。研究結果表明政府投資與GDP波動不相關，中央政府和地方政府投資對第一、第三產業均沒有影響，對第二產業產生微弱影響；比較而言，地方政府投資比中央政府投資對第二產業產生影響要大些。分析還發現，政府投資（地方政府投資和中央政府投資）對第二產業隨著時間的推移逐漸弱化。

政府投資；經濟周期；影響

2008年美國次貸危機導致全球金融危機，各國紛紛拋出一攬子的政府投資計劃，以應對面臨當時罕見的經濟震蕩和跌落。我國在此間也提出了三年累計四萬億元的政府投資安排，旨在希望國民經濟從衰退中振作起來，重樹經濟信心。實際上，自二戰以來，政府投資以作為各國應對經濟危機的重要手段。一般說來，政府投資可以彌補市場失靈，協調全社會的重大投資比例關系，進而推動經濟發展和結構優化，當時由于各國的經濟水平，市場化水平以及體制因素各有差異，政府投資的經濟效應。本文旨在通過理論分析和實證檢驗探討我國政府投資的經濟效益以及對國民經濟的長期影響。

1 理論框架

按照新古典主義經濟要義，政府投資作為財政政策的一部分對經濟周期會有或長或短的沖擊，從而使得它作為政府宏觀經濟反周期調控的有效手段。基于IS-LM模型，政府財政支出增加會讓IS曲線的向右平移，從而導致產出增加和利率提高，而利率提高會導致投資減少，造成對私人投資的擠出效應。理論上講，政府財政支出的經濟效率是IS和LM曲線的斜率共同決定的。除此之外，政府投資結構、經濟模式、市場結構、產業結構等因素也發揮者重要作用。本文將基于IS-LM模型分析我國政府投資對經濟周期的影響，并利用我國相關數據進行檢驗以佐證明。

1.1 產品市場

在經典三部門經濟中，總需求等于總供給（Y=AD），即

Y是國民產出，AD為總支出，C是消費，I為投資，G為政府購買，S為儲蓄，T為稅收。由于政府稅收支出不僅包括政府購買G，實際上還應該包括政府投資（廣義的公共投資）Z，轉移支付W，因此有如下表達式：T=G+Z+W。由于政府投資包括中央政府投資Zc和地方政府投資Zl，故Z=Zc+Zl。在國民經濟均衡方程中，

我們假定政府購買和轉移支付來自政府稅收收入，而政府投資部分來源于稅收，部分來源于政府借款，即發行政府債券zλ(Y)；地方政府不能發行政府債券，但是他們可以利用政府融資平臺或銀行進行融資f(r)，假定這些融資具有同質性，并且只與利率有關。中央政府和地方政府的投資分別為Zc和Zl。

由于zλ(Y)和 f(r)存在，原均衡方程被打破，因為zλ(Y)和f(r)是原系統之外的增量。實際上，由于政府債券的存在，人們在儲蓄之外多了一項選擇，人們將會減少儲蓄而購買政府債券。盡管債券收益一般高于銀行儲蓄，但其流動性略低一些。對于中國家庭而言，為保證各種日常支付，中短期儲蓄被普遍接受，而購買債券是在必要儲蓄之外的收入中支付。由此可見，中國家庭在選擇儲蓄和政府債券時，一般會根據收入Y來確定。一般情況，收入越高，用于保證支付的中短期儲蓄之外的剩余就多，家庭對債券的需求就愈大。從這個意義上來講，家庭減少的儲蓄等于政府債券的發行額。地方政府方面，他們的融資工具對于家庭而言相當于地方政府債券，與中央政府債券不同的是地方政府融資平臺與銀行有相似之處，因此家庭在向政府地方政府提供資金時更多地關注利息。由此可見，地方政府融資的規模和需求也是由利率決定的。相比一般家庭銀行儲蓄，地方政府融資主要用于政府公共投資，這是f(r)與家庭銀行存款之間最大的差別。假定f(r)=μS（1＜μ＜0），假定政府所有的債券和融資所得全部用于投資，可得：

其中η為家庭用于購買國家債券占原均衡方程中儲蓄S的比例。 （5）

把（2），（3），（4），（5）式代入（1）式，可得到新的均衡國民收入方程：

需要強調的是，η實際上隱含在Y中的重要參數；μ隱含在r中的重要參數，η和μ分別為家庭用于購買國家債券和地方政府融資占原均衡方程（1）中儲蓄S的比例。

我們進一步假定政府債券供給是由政府確定的；從需求角度來看，債券是由收入Y決定的；除此之外我們還假設政府債券供給等于需求。（7）式轉化為：

i(r)=y-c(y)+b(y)-t(y)+f(r)[這里c(y)，b(y)，t(y)分別為消費函數，政府債券需求函數，和稅收函數，t=τy，稅率τ＜1外生給定]，

以y為自變量對該式求全微分，則得：

（β，θ分別為邊際消費和對政府債券邊際需求，0＜β＜1，0＜θ＜1），

（9）式是三部門的IS的斜率表達式。在利率變動對投資影響給定的情況下，利率對國民收入的影響決定于β，θ和。由于＜0，因此由于＜0，因此-的絕對值相比絕對值小。假定β是個常數，θ越大，IS的斜率的絕對值越小，反之則反。實際上，由于收入的提高，邊際消費β長期呈下降趨勢，而θ逐漸提高，因此-β+θ將逐漸增大，τ政府外生給定。

1.2 貨幣市場：LM曲線

在經典模型中，貨幣市場均衡的貨幣供應k=εY-hr，變形可得：

其中h是貨幣需求對利率的敏感度，體現在貨幣投機需求曲線的斜率上，ε是貨幣需求對收入的敏感度，體現在交易需求的曲線的斜率上。

凱恩斯主義理論認為，貨幣需求分為交易動機的貨幣需求、謹慎動機需求和投機動機的貨幣需求，從我國經濟運行的情況來看，貨幣的謹慎需求和投機需求是不斷增加的。投機需求增加，推動利率上升。然而中國金融市場和資本市場不健全，利率機制發揮不顯著，致使投機需求對利率變動缺乏彈性，導致h變小，即貨幣投機需求曲線斜率較大。就貨幣交易需求而言，隨交易和支付的方式發生轉變，存在大量的、便捷的交易手段和支付手段電子平臺，使得貨幣交易性需求對國民收入反應敏感度愈來愈低，貨幣交易性需求對國民收入的依賴也越來越小，使得貨幣市場均衡方程中的k減小。綜上所述，我國LM曲線的斜率較大，呈陡峭走勢。

1.3 IS-LM的均衡

政府投資相當于在IS-LM模型中IS曲線向右上方平移，形成的新的均衡收入和均衡利率由IS和LM斜率決定。通過上面的論述，我們已得出我國IS曲線的斜率總體較小，走勢平緩；LM曲線的斜率較大，走勢陡峭。我們用IS-LM均衡過程（圖1）來分析政府投資對宏觀經濟的影響。

由于IS曲線的斜率總體較小，LM曲線的斜率較大。在政府投資后，IS向右移動到IS（'與LM交與C點）。由于IS曲線平緩，因此在利率r水平上形成了巨大的國民收入增量Δy=y'-y。但是，隨著IS曲線的右移，利率也大大提高Δr=r'-r。由于利率大大提高使得政府投資形成的真正產出增量僅為Δya=y"-y，非常小；政府投資對私人投資形成顯著擠出效應，形成的擠出產值為Δyc=y'-y"。

圖1 政府投資IS-LM均衡過程

上述分析表明政府投資對國民經濟增長影響不顯著，接下來將利用我國相應宏觀數據來驗證政府投資對我國宏觀經濟的影響。

2 實證分析

2.1 數據描述

為了更清晰的說明政府投資對宏觀經濟的影響，我們擬利用1978～2008年的數據進行實證分析。但是，由于政府投資（中央政府和地方政府）數據在2003年后有很大變異。從圖2我們可以看出，2004年之前，中央政府投資增長率、地方政府投資增長率和三次產業年增長率相互的偏差較大，而在2004年調整后的這些指標出現較明顯的非一致性。為了保證數據分析的有效性，我們僅選擇1978～2003年為考察期。我們選擇我國GDP指數為被解釋變量，中央政府投資年增長率（CGI）和地方政府投資年增長率（LGI）作為解釋指標。為了進一步清晰地了解我國政府投資對產業的影響，本實證把GDP分解為第一產業增加值指數（FIP），第二產業增加值指數（SIP），第三產業增加值指數（TIP）。所有這些數據來自1985～2004年《中國統計年鑒》。

圖2 宏觀經濟指標的增長率長期趨勢

2.2 實證結果

（1）單位根檢驗。

首先對上述數據進行平穩性檢驗，本文采用ADF對時間序列進行平穩性檢驗。檢驗結果可以看出，因為上述所有序列的ADF統計量均位于5%顯著水平臨界值的左邊，所以我們確定上述時間序列在5%顯著水平是平穩序列。

表1 相關變量的平穩性檢驗（ADF單位根檢驗）

（2）Granger因果檢驗。

從Granger因果檢驗結果來看，中央政府投資CGI和地方政府投資LGI僅對第二產業在5%的顯著水平上存在因果關系，對第一產業和第二產業和整體GDP不存在GRANGER因果關系。相關性檢驗顯示，中央政府投資與第二產業增加值相關系數為0.80以上，地方政府投資與第二產業增加值相關系數在0.84以上。關于政府投資對宏觀經濟的動態沖擊，我們將運用脈沖響應函數和方差分解作進一步分析。

表2 政府投資與經濟產出的GRANGER因果關系檢驗

（3）脈沖響應檢驗和方差分解。

通過脈沖響應分析可以考察變量對其他不同變量脈沖擾動的短期和長期反應，進而發現變量之間的動態關系。我們給政府投資一個沖擊信號，來考察政府投資對第二產業增加值的動態影響。

根據檢驗可見，中央政府投資在第1期到第4期對第二產業具有顯著的正向沖擊，但是該影響從第1期逐漸減弱，第4期到第5期沖擊弱化為負，且負向沖擊很不顯著；同時地方政府投資對第二產業的沖擊表現出大體類似的動態過程。該檢驗同時也表明，經濟狀態對其自身同樣具有5-6期的中期影響，但正向沖擊僅在1-2期表現，在第2-5期表現出較明顯的負向沖擊，第6期為正向沖擊，并在第7期沖擊影響減弱至零。

為了比較中央政府和地方政府對第二產業波動的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，我們將對第二產業波動的總方差進行分解，方差分解結果見表3。

表3 第二產業波動的總方差進行分解

3 主要結論

（1）政府投資對宏觀經濟波動不相關。

本研究結果與一些學者（如Ratner(1983)，Duffy-Deon和Eberts（1989）等）對國外研究的同類問題結果大體一致。通常情況下，政府通過在公開市場上出售政府債券來為其支出籌資。由于貨幣供給量沒有增加，政府債券出售使債券價格下降，利率上升。同時，由于貨幣的投機性需求對利率很敏感，當利率上升幅度很小時，投機性需求會大幅下降，從而使私人投資下降幅度也很大，從而對私人投資形成巨大的擠出效應。基于我國IS和LM曲線的特征，我國政府投資會引起利率大幅提高，對私人投資形成巨大的“擠出效應”，繼而顯示出我國政府投資作為財政政策的無效性或低效性。總而言之，主要由于我國政府發行國債，而國債發行會擠占國民儲蓄，國民儲蓄減少降低私人投資資金來源，直接提高利息，進一步提高私人投資成本。尤其是銀行存款利息降低和收入提高時，持有政府債券的傾向更大。

實際上，我國高儲蓄是我國高投資的重要保證，隨著我國市場經濟深化和金融市場漸漸成形了，人們理財意識和財產資產化傾向越來越明顯。然而我國金融市場為投資者提供的可投資品極有限，且缺乏大量專門人士（代理）的指導，政府債券成了機構、銀行和民眾首選之品，從而形成了政府與私人爭奪資金的狀況，致使政府投資對經濟推動不顯著。這才是最根本的原因。

（2）中央政府和地方政府投資對第二產業產生影響，但影響較弱。

中央政府和地方政府投資對第一、第三產業均沒有影響。我國政府投資按主要行業分的全社會固定資產投資比例來看，制造業占25～30%，電、氣和水等供應占8～10%，房地產業固定投資占20%左右，這三項加總占總固定投資的53～60%，這些更為基礎的投入主要是政府投入。電、氣和水主要滿足工業生產的要素需求，房地產主要帶動建筑業的發展，這顯然有利第二產業的發展。假定我國LM曲線稍微再平坦些，政府投資對第二產業的影響更為顯著。同時，經驗分析顯示，地方政府投資和中央政府投資均對第二產業前期影響較大，在中期內影響不明顯，長期內沒有影響，這與我國政府投資結構、經濟模式、市場結構、產業結構等因素復雜關聯，這是一個值得研究的課題。

（3）地方政府投資比中央政府投資對第二產業產生影響更顯著。

2003年前，我國不存在地方政府債券，所有的政府債券全部屬中央政府發行的債券。因此，中央政府債券對我國儲蓄有著較大的影響，也是我國貨幣市場貨幣供應和需求發生不均衡的主要原因，從而導致利率提高，對私人投資產生很大擠出。而我國地方政府沒有發行債券，從而對私人投資的擠占相對較少，使得地方政府投資比中央政府投資對第二產業產生影響要大些。從投資力度來看，從1978～2003的絕大年份中，地方政府投資遠遠大于中央政府投資，就投資總量來看中央政府57610億元遠小于地方政府投資160553億元。這也能部分解釋地方政府投資比中央政府投資對第二產業產生影響較大的現象。

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(責任編輯/浩 天)

F062.6

A

1002-6487（2012）24-0155-04

四川省教育廳科研項目（08SA078）

劉軍榮（1971-），男，四川廣元人，博士后，副教授，研究方向：國際金融。