二元經濟轉型影響投資率的實證研究

改革開放以來，中國經濟取得了輝煌的成就。一般的，投資、消費、凈出口被稱為拉動經濟的三駕馬車。中國經濟30年來的高速發展，與居高不下的投資率有莫大的關系。國內不少學者都將高投資率歸因于政府主導性投資超常增加、私人投資快速增加、外商投資對華快速增加以及高儲蓄率等因素，然而筆者認為，在諸多原因的背后，造成我國高投資率的根本原因，是二元經濟結構。二元經濟結構，是指以城市工業為主的現代部門與傳統農業部門并存的經濟結構。二元經濟結構的特點突出地表現在傳統農業部門勞動生產率遠低于現代非農產業的勞動生產率，導致城鄉收入差距過大，社會收入差距增大，社會財富向少數人手中集中，由于邊際消費傾向遞減，少數人消費需求有限，大部分收入會轉化為投資形成新的產出，也就導致了我國高投資率居高不下的現狀。因此，我們不能脫離中國二元經濟結構特征來討論高投資率這一問題。本文將從實證方面著手研究這兩者的關系，從根本上剖析當前中國高投資率現象，對加快我國二元經濟轉型、轉變經濟增長方式也具有一定的現實指導意義。

一、二元經濟結構與投資率的度量

通常度量二元經濟結構的指標主要有比較勞動生產率、二元對比系數及二元反差指數，但是個指標均以反映兩部門生產效率的差異為主要目的，在綜合反映二元經濟結構轉型時就顯得片面，容易得出錯誤的結論。以二元對比系數為例，該系數的變化僅由部門相對勞動生產率的變化決定。長期內，兩部門勞動生產率有收斂趨勢，二元對比系數與二元經濟結構的變動方向一致，即二元對比系數越大，經濟的二元性越弱。但短期內，由于非農部門過快的資本積累和技術進步，部門勞動生產率可能并不會表現出收斂趨勢，甚至還有可能是發散，這就使得二元對比系數并不能夠真正地反映出二元經濟結構的轉換趨勢。

鑒于傳統指標的固有缺陷，本文將以既符合理論邏輯又能反映實際情況為出發點和落腳點，設計新的指標來測度二元經濟結構。基于前文關于二元經濟的理論描述，二元經濟結構的主要特征是以城市工業為主的現代部門與以農村農業為主的傳統部門的并存，傳統部門比重過大，現代部門發展不足，城鄉差距十分明顯。二元經濟結構轉換的關鍵是實現傳統農業部門的剩余勞動力向現代非農業部門轉移，這將最終引起現代非農業部門產值比重的不斷提高。據此，我們采用非農產業產值占比這一指標來測度二元經濟結構。

對于投資率的計算方式，我國的投資率在統計上有資本形成率和固定資產投資率兩種表示方式。前者是資本形成總額與支出法國內生產總值之比，通常用于投資率的國際比較，而后者是全社會固定資產投資總額與國內生產總值之比，多用于國內分析。由于本文的分析只涉及國內分析，因此本文的投資率為后者，即固定資產投資率。

二、我國二元經濟結構與投資率現狀描述

下面我們來分析1994-2010年期間的全國投資率與二元經濟結構的變化情況（圖1）。可以看到，自1994年以來，全國投資率與非農產業產值總體上而言都持續上升。非農產值比從1994年的0.80增長到2010年的0.90，增幅為12.5%，其中在2004年出現小幅度的滑落，但總體而言增長態勢良好，表明近年來我國的二元經濟轉型工作收效較好。投資率從1994年的0.35增長到2010年的0.70，增幅達到了驚人的100%，這原因是多方面的。主要來看，投資率的增長大致可分為三個階段：第一階段為2001年之前，這個階段我國的投資率較為穩定，維持在0.35左右；第二階段為2001-2006年，我國投資率出現了第一波增長，這其中，2001年中國入世所帶來的外商投資效應不容忽視；第三階段為2007-2010年，2007年金融危機席卷全球，我國的投資率增長也放慢了腳步，但為應對金融危機、拉動內需，2009年政府出臺了以“四萬億”為首等一系列的救市計劃， 2009年我國投資率為0.66，相比2008年的0.55，增長率達到了20%！投資率的第二輪上升浪潮就此形成。

盡管增長幅度有所差異，但總體而言，投資率與非農產業產值比的變動方向一致，二者都隨著時間而上升，即二元經濟在向一元經濟轉化的同時，投資率也在持續攀高。

為直觀考察1994-2010年我國投資率與二元經濟結構之間的關系，圖2提供了兩者之間關系的散點圖。由圖中可以看出，隨著時間的推移，投資率與非農產業產值占比之間存在明顯的正相關關系，即非農產業產值占比越高（二元經濟轉型向一元經濟轉化）對應著投資率越高。

接下來本文將全國各省劃分為東、中、西和東北四大區域，依次分析各經濟區域的投資率與二元經濟結構變化情況，并將結果作整體對比。

圖3為各區域內各省平均投資率與非農產值比的時間序列的散點圖。從趨勢線的斜率來看，東部區域較之其他三大區域較為平坦，這一差異主要是由于東部經濟發展較其他區域更為突出，投資率與非農產值比的基數較高，因此非農產值比與投資率的增長都十分有限。這與直覺一致，原本經濟發展較好的地區增長趨勢逐漸減弱趨于平穩，而原本經濟發展較落后的地區則能維持較高的增長。

縱觀四大經濟區域投資率和二元經濟結構的變動情況，可以發現投資率與非農產值比存在正相關關系，即二元經濟向一元經濟轉化的過程中，投資率也隨之而升高，這與之前全國總體分析得出的結論一致。

三、計量模型的建立、變量選擇與數據說明

基于漢森－薩繆爾森理論以及諸多學者的研究（王軍，2001；許雄奇，符濤，2005；孫秋鵬，2010；杜宇瑋、劉東皇，2011等），認為除二元經濟結構之外，影響投資率的主要因素有：

前一期的國民收入：漢森－薩繆爾森模型認為，投資擴張時，投資通過乘數效應對收入產生倍數增加作用，收入的增加又通過加速作用對投資產生加速推進作用，這樣，經濟進入循環擴張階段；相反，投資減少時，減少的投資又通過乘數效應對收入產生倍數縮減作用，收入的縮減又通過加速作用進一步減少投資，這樣，又不斷循環的導致經濟進入衰退階段。因此，前一期的國民收入是影響當期投資率的重要因素，并且與投資率存在同向的變動關系。

相對價格：根據馬克思兩部類理論思想，將我國市場分為投資品市場和消費品市場。則GDP=PT×T+PX×X，在該式中，PT和PX分別為投資品與消費品的價格，T與X則分別為投資品與消費品的數量，那么投資率則可以寫成INV=■=■。若用P表示投資品與消費品的相對價格，即P=PT/PX，根據上式，P與投資率的變化方向一致，因此存在正相關關系。

實際利率：實際利率是真實的資金使用成本。理論上，實際利率是投資率的減函數：實際利率上升說明資金使用成本增加，會抑制投資；相反實際利率下降表示資金使用成本降低，能夠促進投資。因此實際利率與投資率負相關。根據上述因素構建投資率與二元經濟結構的模型：INVi，t=α+βDUALi，t+γ1lnGDPi，t-1+γ2Pi，t+γ3ii，t+εi，t

上式中，INV為投資率，DUAL為二元經濟結構，lnGDP為滯后一期國民收入的對數值，P為投資品與消費品的相對價格，i為實際利率。下標i代表第i個截面，下標t代表第t期。

上述模型各變量的取值和處理如下：

投資率（INVi，t）與二元經濟結構（DUALi，t）：采用本章前述方式，即投資率=固定資產投資總額/地區生產總值；二元經濟結構=非農產值比=1-第一產業產值/地區生產總值。

前一期國民收入（lnGDPi，t-1）：為前一期地區生產總值的對數值。

相對價格（Pi，t）：用當期投資價格指數/消費價格指數，其中投資價格指數與消費價格指數都取2000年=100。各省市的環比價格指數都源于國泰安數據庫，經過處理后得到定基的價格指數（2000年=100）。

實際利率（ii，t）：為6個月至1年期金融機構人民幣貸款基準利率減去當期通貨膨脹率。其中通貨膨脹率由環比CPI指數計算而來，名義年利率按月加權。

本文選取的樣本是我國 30個省市自治區 的面板數據，時間段取1994-2010年是出于1994年以后，我國住房制度改革、高等教育改革、社會保障制度改革及國有企業改革陸續開始，由此帶來的各種不確定性增強，這可能會對投資產生影響的考量。上述數據均來自于國泰安數據庫。所有數據處理及估計均采用STATA11.2軟件。

四、基于省際面板數據的實證研究

本文將基于我國30個省市1994-2010年的省際面板數據，采用STATA11.2軟件估計靜態面板模型參數。

對于靜態面板模型的估計一般采用固定效應模型或隨機效應模型，而區分采用何模型對模型檢驗和估計都是很有必要的。Hausman 檢驗正是篩選使用固定效應模型抑或隨機效應模型的有效方法。在確定采用何模型之后，考慮到特異性誤差項可能并不滿足靜態面板模型同方差、序列無關及截面無關的三個標準假設，則本文將進行異方差、序列相關及截面相關檢驗，并對違背標準假設的情況進行修正。

經Hausman檢驗的結果為負（-300.96），高度拒絕了隨機效應模型假設，這表明應該采用固定效應模型更合理。

表1為省際面板數據的回歸結果，其中第一列（模型1）為固定效應的估計結果，隨后我們分別采用修正的Wald檢驗、Wooldridg自相關檢驗以及Pesaran檢驗對模型進行了組間異方差、一階自相關和截面相關的檢驗，三個檢驗結果都顯示，模型在1%的顯著性水平下高度拒絕原假設，即模型存在組間異方差、截面相關和一階自相關的問題。

對于面板數據的處理，Driscoll與Kraay于1998年提出了一個綜合的方法 ，本文將采用他們的方法對模型的上述問題進行修正。表4-5的第二列顯示的是修正了截面相關和組間異方差后的估計結果，第三列為進一步考慮一階自相關后的估計結果。可以看到，與模型（1）相比，模型（2）、（3）的各解釋變量的系數均未發生變化，t統計量都有所改變，但各變量的顯著性水平都未改變。模型（3）是對上述問題的一個綜合修正，其中各系數標準誤為Driscoll-Kraay穩健標準誤，各解釋變量的系數穩健性較高。模型（3）的組間擬合優度為0.6865，顯示模型具有較好的擬合優度。F統計量的P值顯示模型在1%的顯著水平下高度拒絕原假設，即模型除常數項之外的解釋變量具有高度聯合顯著性。總體而言，模型3的估計結果較為可信。因此，下面的分析將以模型（3）為基礎。

注：各模型系數下方的括號內為t統計值，其中模型（1）下的t統計值是根據通常的標準誤計算的，而模型（2）和（3）的t統計值是根據穩健標準誤計算的；*、**、***表示相應統計量分別在1%、5%、10%的顯著水平上拒絕原假設；F統計值、修正后的Wald統計量、Wooldridge統計量及Pesaran統計量下方的括號內為相應統計量的P值。

模型（3）的估計結果表明，二元經濟轉型對我國投資率產生了顯著的正向影響，該影響系數為1.0624，說明在其他條件不變的情況下，非農產值比每增加1個單位，投資率將增加1.0624個單位。在中國，二元經濟轉型的顯著特征是工業化，勞動力從農業向非農業轉移。勞動力從生產率較低的農業轉移到生產率較高的非農產業，同時也是人均收入相對較高的第二和第三產業，這將導致勞動人口收入的顯著上升；另一方面，勞動力從農村的移出減少了過剩的農業從業人口，這在一定程度上提高了剩余農業從業人員的收入。總得來說，二元經濟結構的轉型提高了總體收入，總收入的增加，而邊際消費傾向較低，導致投資率的增加。

另外，根據回歸結果，滯后一期的國民收入對投資率有正向的影響，其系數為0.0965且在1%的顯著性水平下顯著，說明在其他條件不變的情況下，滯后一期國民收入增長率提高1個單位，投資率將增加0.0965個單位。這與漢森－薩繆爾森理論一致，即上一期的國民收入對當期的投資率有一個正向的作用。

相對價格上升也將導致投資率的上升，由于本文的相對價格是投資價格指數與消費價格指數之比，因此相對價格的上升說明投資品價格上漲快于消費品價格上漲，這將直接導致投資占總收入的比重增加，即投資率上升。模型（3）顯示，相對價格每增加1個單位，投資率將上升0.6524個單位，很好的驗證了這一點。

利率的系數為-0.0019，與投資率負相關。這與我們的認知相符，即利率作為投資的資金使用成本，它的提高會對投資產生一定的抑制作用。但是模型（3）的實證結果顯示，該系數較為接近于0，相對于其他幾個變量，利率對投資率的影響并不算大。這說明在我國投資大熱的大環境下，利率的小幅度調整對投資的抑制作用效果并不樂觀。

五、小結

本文首先對傳統二元經濟結構度量指標的不足進行了分析，并給出了本文的二元經濟結構度量指標。在此基礎上對我國二元經濟結構與投資率的現狀進行描述；然后基于省際面板數據實證檢驗了二元經濟轉型對投資率的影響。以上實證分析均表明二元經濟轉型會促進投資的提高。二元經濟轉型過程將使得資本與人口不斷向非農產業聚集，在這過程中，一方面需要跟多的投資來匹配這部分投資需求，另一方面二元經濟轉型也提高了國民收入，而低消費的現象并未改善，因此更多的資金涌向了投資，也造成了我國投資率居高不下的現狀。另外，價格因素也是投資率偏高的一大因素。由此看來， 投資率的不斷提高是由我國現階段的國情所決定的，是現階段經濟社會發展的必然結果，并不是非理性的現象。

因此，問題的關鍵不是警惕“高”投資率或降低投資率，而是應正視我國目前的投資率水平是適應經濟社會發展的結果，具體來說，我們更應關注的是投資結構、投資效率等問題。現階段，加速二元經濟結構向一元經濟結構轉變已經成為不可阻擋的趨勢，這一過程中我們還應當正確發揮投資的重要作用。