金融市場分割、國有經濟投資與經濟增長
——基于OLG模型的理論與實證

■方 健

一、引言與文獻綜述

地方政府債務、經濟杠桿率持續上升以及企業融資難等問題是困擾我國當前經濟發展的重要難題。本文梳理了我國各省的2019年政府工作報告，發現各省都將投資基礎設施作為穩增長的主要手段，萬億級投資規模在各省中比比皆是，國有經濟投資對經濟增長的干預增強。以國有經濟投資中基礎設施建設為例，其資金來源有預算內資金、自籌資金、國內貸款、外資和其他資金渠道。其中，預算內資金所占比例逐年上升，但占比仍然較低，從2010年的11.6%上升到2017年的16.1%。自籌資金2017年占比達50%以上，成為基建投資資金主要來源。2019年《政府工作報告》已明確提出要創新項目融資方式，適當降低基礎設施等項目資本金比例，用好開發性金融工具，吸引更多民間資本參與重點領域項目建設，國有經濟投資與金融市場的聯系不斷增強。

Nellis（2000）的研究表明具有政治背景的企業會因處于優勢的社會地位獲得更好的金融服務，其收入保證或償付能力強意味著更多金融資源，這種狀況本質上是金融市場分割。金融市場分割突出表現為以政府、國有企業為代表的國有經濟和民營企業融資間的差異。國有經濟與民營經濟之間在融資市場上存在競爭關系，不同融資期限偏好、信用主體將接受不同的金融服務和利率。楊曄等（2009）、馮濤和崔光慶（2007）、毛銳等（2018）實證分析結果顯示公共投資對銀行資金存在擠占，產生了與民營企業在資金上的競爭，導致了資金使用性質的錯配，降低資金使用效率，地方政府投資項目過快增長帶動地區經濟增長的同時會進一步加大金融風險，政府過度的投資行為引起了商業銀行壞賬增長，流動性下降，區域金融差異加劇。金融市場分割作為金融體系的潛在缺陷，阻礙資本流動，造成資本使用效率低，金融市場分割現象不僅使區域上、時間結構上的資本流動受到阻礙，同時使不同主體間的資本流動也受到限制。

政府及國有企業投資對經濟增長的影響主要體現在對民營投資的擠入和擠出效應以及作為投資本身對經濟的拉動作用。此外，有研究表明，新產業和新技術的誕生離不開基礎設施的完善，政府的基礎設施建設投資會使生產要素的邊際產出增加，從而擠入私人投資，并通過基建投資進行逆經濟周期調控達到穩增長的目的。馮濤和崔光慶（2007）、顧劍華（2009）的研究表明政府投資行為對經濟增長至關重要，政府公共投資對經濟增長具有正的效應。部分研究證明公共投資與私人投資之間呈現非單調變化，周曉燕和徐崇波（2016）的研究認為政府投資短期內會對民間投資產生擠入效應，但長期中會產生擠出效應。陳虹和楊巧（2017）使用GMM回歸和門限回歸模型對政府債務與私人投資進行實證研究，結果顯示OECD國家政府債務對私人投資具有顯著的擠出效應，而在我國這種效應則為擠入效應。隨著宏觀經濟環境的差異變化，OECD國家和中國的政府債務與私人投資都表現出“倒U”型的變化。劉生龍等（2015）使用動態面板模型證實我國公共投資對私人投資具有引致效應，認為通過完善地區基礎設施、市場環境、互補私人投資等方面帶動了私人投資的增長，同時地區信貸規模、政府消費、市場化程度對私人投資有促進作用。

已有研究重點考察了企業投資的擠入和擠出效應以及對經濟增長的影響，但多為實證研究，缺少理論支持，對利率、投資、資本邊際報酬率之間的關系沒有明確傳導過程和影響機制，不同利率水平下國有經濟投資對經濟增長的影響可能存在差異，現有研究也未涉及。由此，本文的創新在于：一是對傳統的OLG模型進行了拓展，引入差異化利率和國有經濟投資，分析金融市場分割導致利率差異時，國有經濟投資對經濟增長的影響；二是模型證明了國有經濟投資在面臨不同的利率時對經濟增長產生的效應是不同的，政府和國有企業可以通過投資調整社會資本存量，影響資本的邊際產出、利率等，金融市場分割為政府宏觀調控創造了條件；三是為保證理論模型研究的可靠性，通過建立門限回歸模型進一步實證檢驗了理論模型的相關推論，并測算出國有經濟投資和利率的拐點。

二、理論模型

在不存在金融市場分割的情況下，企業和政府在融資時面對完全競爭的且利率市場化的金融市場，企業和政府都將根據資產回報率選擇是否進行融資，利潤成本的約束成為是否進行投融資的主要考慮因素，資本邊際報酬率低于平均市場利率時無法獲得融資。而在金融市場存在分割時，政府和企業獲得了異質性的金融服務。本文基于我國國情，對OLG模型進行擴展使其具有以下特征：第一，由于金融市場分割，用于投資的儲蓄將分為兩部分，分別流入市場化的企業和國有經濟體，享有差異化的利率；第二，國有經濟投資與市場化的投資不同，國有經濟投資項目具有正的外部性，部分投資關系國家安全及民生，控制權由政府掌控，僅可以由政府或國企牽頭投資，目標為追求社會福利最大化并非追求收益最大化。

（一）效用函數

假設拓展的OLG模型是技術進步率g為零即技術水平為常數A、人口增長率為n、人均生產函數f（k）為規模報酬不變的Cobb-Douglas生產函數和對數效用的模型。居民消費分為兩期，分別為年輕人消費 C1，t和老年人消費 C2，t+1。金融市場分割使得居民儲蓄將分為兩部分進入生產活動中：一部分St進入市場化的企業中，另一部分Tt進入政府國企主導的建設項目中。兩部分收益率不同，企業面對的資金市場和產品市場是完全競爭市場，資本的邊際報酬與市場化利率相等，f′（k）=rt+1，這部分的儲蓄St的收益也將享有與市場化利率相同的報酬率，而國有經濟主導的投資項目多為基礎設施建設等具有正外部性的投資，其具有特殊性，通常只能由政府及國有企業投資建設，這部分儲蓄Tt收益為非市場化收益（政府融資成本）rt+1，可能與資產的邊際報酬f′（k）不相等，即f′（k）=rt+1≠rt+1。

家庭在整個生命周期里最大化效用，效用函數U為：

本文拓展的OLG模型跨期約束為：

整理上式得到跨期約束為：

在對數效用的情況下，經濟個體的第一期消費占終生財富的比例為（1+ρ）/（2+ρ），從而可以得到：

將式（7）代入方程（2）求解人均儲蓄為：

由各期的總儲蓄等于總投資可知：當rt+1=rt+1時，則用于市場化投資的儲蓄減少量等于用于政府主導的非市場化投資（基礎設施建設等）的儲蓄量；rt+1＞rt+1時，則用于市場化投資的儲蓄減少量小于用于政府主導的非市場化投資的儲蓄量；rt+1＜rt+1時，則用于市場化投資的儲蓄減少量大于用于政府主導的非市場化投資的儲蓄量，產生對融資的擠出效應，兩期社會投資總量減少。

（二）平衡增長路徑及推論

設Zt=[（2+ρ）（1+rt+1）-（1+ρ）（rt+1-rt+1）]/（2+ρ）（1+rt+1），則有：

化簡Zt得到：

根據t+1時期的資本存量Kt+1等于t時期年輕人總儲蓄StLt+TtLt，可知將兩邊同時除以ALt+1，可以得到單位有效勞動的表現形式，并將St帶入可得：

根據生產函數為Cobb-Douglas生產函數的假設，實際工資

將上式實際工資方程帶入式（11），得到單位有效勞動衡量的t+1期資本與t期資本之間的關系為：

由上述模型得到以下推論。

推論1：無金融市場分割的情況下國有經濟投資對經濟增長無影響。

當f′（k）=rt+1=rt+1，Zt=1時，國有經濟投資與市場化投資行為對經濟的影響無異，不影響連續兩期資本存量之間的關系。國有經濟投資的融資成本rt+1與市場上投資的資本邊際報酬率相等，低于市場平均資本報酬率的項目無法獲得融資，在這種情況下投資完全由市場決定。

推論2：金融市場分割的情況下國有經濟投資對經濟增長具有門限效應。

當 f′（k）=rt+1＜rt+1，Zt＞1 時，與沒有國有經濟投資的情況相比，國有經濟投資的融資成本高于市場上資本邊際報酬，國有經濟投資項目產生的資本收益不足以支付資本成本，國有經濟無效率的投資使得kt+1下降，平衡增長路徑上的k*下降。由于生產函數是資本的嚴格單調增函數，資本減少導致產出減

當f′（k）=rt+1＞rt+1，Zt＜1時用于國有經濟投資的融資成本較低，小于市場化投資的利率（資本邊際報酬率），國有經濟投資產生的資本收益高于融資成本，處于資本存量較低的時期，國有經濟投資加速資本積累，kt+1在下一期達到更高的資本存量，資本的邊際收益下降。由于生產函數是資本的嚴格單調增函數，資本增加導致產出增加

國有經濟投資對資本及產出的影響呈倒U形變化，國有經濟投資對資本積累的影響拐點發生在政府融資利率與資本回報率相同時。當融資利率高于資本邊際報酬率時，降低資本存量，提高資本邊際報酬率。當融資利率低于資本邊際報酬率時，加速資本積累，降低資本邊際報酬率。

推論3：國有經濟投資具有宏觀調控效應。

此外，當國有經濟投資的融資成本大于資產的邊際報酬率時，即 f′（k）=rt+1＜rt+1，Zt＞1時，使得 kt+1下降，此時的經濟若是動態有效率的，國有經濟投資將使得c進一步低于黃金律時的kGR，從而減少了未來各代人的福利水平，降低可能的消費。若最初的經濟處于動態無效率，k*＞kGR，此時政府投資項目的存在將使得k*下降，逐漸趨于kGR，消除資本過度積累、產能過剩導致的動態無效率，從而提高未來各代人的消費和相應福利。在金融市場分割的情況下，國有企業和政府可以通過向市場融資或稅收的方式籌集資金進行投資，以達到調節社會資本存量，影響資本效率和經濟增長的目的。

三、實證檢驗與結果分析

（一）變量選取與描述性統計

1.因變量的選取與說明

經濟增長變量（lngdp）。本文選取中國季度GDP增長率作為衡量經濟增長的指標。為消除季節因素對我國經濟總量變化的影響，選取的GDP增長率指標為同比數據，同時為消除可能存在的異方差影響，將GDP增長率序列數據取對數，考慮到經濟活動可能存在的時滯效應和本文理論模型的構建，經濟增長變量GDP增長率數據采用t+1期，而其他自變量數據為t期。

2.自變量的選取與說明

（1）國有經濟投資水平變量（gint）。本文采用非民間固定資產投資占固定資產投資總額的比重衡量國有經濟投資水平。同時模型為分析國有經濟投資在不同利率水平下對經濟增長影響的拐點，需要在模型中加入gint的平方項gint2，即假設gint的邊際效應是可變的。

（2）市場資本必要報酬率即市場利率水平變量（R）。選取一年期貸款基準利率用以衡量市場融資成本即資本邊際報酬率。

（3）貨幣相關變量（mb，M1M2）。分別從貨幣量（mb）和貨幣結構（M1M2）作為控制變量來研究其對經濟增長的影響。選取基礎貨幣余額同比增速作為衡量貨幣量的指標，選取M1增速減M2增速形成的剪刀差作為貨幣結構的衡量指標。M1代表狹義貨幣供應量，主要由企業活期存款構成，可以看作企業投資的準備金。M2代表廣義貨幣供應量，是居民將貨幣使用權以存款的形式讓渡給企業進行投資形成的，與銀行貨幣派生和投資相關。當M1M2剪刀差大于零時，表示投資不足，小于零則表示投資過熱。

本文的數據均來自Wind數據庫，樣本數據為2004～2018年共60期季度觀測數據，采用STATA15.1進行數據分析。表1給出了本文所用數據的描述性統計分析。其中，國有經濟投資所占比重均值為47%，波動范圍在35%～72%之間，可以看出國有經濟投資始終是影響經濟發展的重要因素。

表1 變量描述性統計分析

（二）門限回歸模型構建

為了檢驗上述理論模型中變量間的非線性關系，避免因直接采用線性回歸模型導致結果出現的明顯偏誤，本文借鑒Hansen（2000）提出的門限回歸（threshold regression），以嚴格的統計推斷方法對門限值進行參數估計和假設檢驗。

構建的門限回歸模型為：

其中yt為被解釋變量lngdp，α為常數項，xt為一組外生解釋變量，包含 Rt，gintt，M1M2t，mbt。其中核心解釋變量為Rt，gintt，并與擾動項εt不相關，qt為門限變量，其可以是xt的組成部分，γ為待估計的門限值。I（?）為示性函數，即如果括號內表達式為真，則取1，反之則取0。

（三）實證結果分析

實證分析過程采用Hansen（2000）的門限效應檢驗方法，檢驗原始數據中是否存在非線性關系即門限效應。確認存在門限效應后，將利率R、國有經濟投資比重gint分別作為門限變量進行門限回歸分析。

將利率作為門限變量時，檢驗結果顯示LM統計量為15.07，對應的P值為0.0266，表明在5%的水平下拒絕原假設，模型中存在非線性的門限效應，門限值γ為5.31，證明采用門限回歸模型的正確性。將得到的門限值帶入門限回歸模型進行門限回歸分析，其似然函數序列如圖1所示，模型參數如表2第一列所示。

圖1 以利率為門限變量時的門限值及置信區間

門限回歸結果表明，聯合R2為0.71，模型具有較強的解釋力，利率對經濟增長存在門限效應。當利率小于門限值5.31%時，處于低利率水平，社會資本對資本報酬率要求相對較低，此時利率變量對經濟增長的影響為正，回歸系數在5%的水平下顯著為正（0.8365），在較低的利率水平范圍內，增加利率吸引居民儲蓄，為投資活動提供資金，促進了經濟增長，M1M2剪刀差回歸系數在1%的水平下顯著為正（0.0424），低利率水平下資金使用成本較低，M1超過M2時企業現金流充足，企業和居民交易活躍，不會在資金的來源和成本上對企業投資形成阻礙，有利于經濟增長。當利率大于門限值時，處于高利率水平，社會資本對資本報酬率要求相對較高，此時利率變量對經濟增長的影響為負，回歸系數在5%的水平下顯著為負（-0.1528），較高的融資成本要求企業投資高資本報酬率的項目，投資意愿減弱，企業資金成本壓力大，不利于經濟增長。M1M2剪刀差回歸系數在5%的水平下顯著為負（-0.0415），可以解釋為高利率情況下，融資成本和資本報酬率均處于較高水平，M1超過M2時表示企業留存較高的活期存款尋找投資機會，高成本的資金未能得到有效利用將抑制經濟增長。作為貨幣流動性指標的基礎貨幣余額同比增速mb對經濟增長的影響始終為正。

表2 門限回歸模型分析結果

國有經濟投資對經濟增長的影響與上述理論模型分析得到的推論相同，根據理論模型可知門限值5.31%代表了國有經濟投資的邊際報酬率，國有經濟投資項目融資利率高于資本邊際報酬率時（Regime1），將對經濟增長產生負效應，回歸系數在5%的水平下顯著為負（-22.9420），可以證明在市場平均利率低于國有經濟融資成本時，政府干預或通過國有企業投資期限較長，融資成本較高的項目，可以降低資本存量，淘汰落后產能，糾正經濟的動態無效率。國有經濟投資融資利率小于資本邊際報酬率時（Regime2），國有經濟投資將加速資本積累，進而增加總產出，對經濟增長產生正效應，回歸系數在1%的水平下顯著為正（23.5256），但資本積累會降低資本的邊際產出，產生調節市場資本報酬率的效應，影響市場利率。

此外，通過模型中加入的國有經濟投資比重的平方項gint2可以分別計算出在兩種利率水平下國有經濟投資占比的拐點。當利率水平小于5.31%時，國有經濟融資利率高于資本邊際報酬率，國有經濟投資比重對經濟增長的影響在57.34%左右出現拐點，表示在國有經濟投資比重低于57.34%時，對經濟增長產生抑制作用，國有經濟投資不足，而當國有經濟投資比重高于57.34%時可拉動經濟增長。當利率大于5.31%時，國有經濟融資利率小于資本邊際報酬率，國有經濟投資比重在57.79%左右出現拐點，在國有經濟投資比重小于57.79%時，對經濟增長產生促進作用，在國有經濟投資比重高于57.79%時，對經濟增長的影響轉為負效應。

圖2 以國有經濟投資比重為門限變量時的門限值及置信區間

國有經濟投資比重gint作為門限變量時，檢驗結果顯示LM統計量為15.04，對應的P值為0.041，門限值γ為0.56，表明在5%的水平下拒絕原假設，模型中存在非線性的門限效應，證明采用門限回歸模型的正確性。將得到的門限值帶入門限回歸模型進行門限回歸分析，其似然函數序列如圖2所示，模型參數如表2第二列所示。

采用國有經濟投資比重作為門限變量時，門限回歸得到的聯合R2為0.73，模型具有較強的解釋力，國有經濟投資比重對經濟增長存在門限效應。當國有經濟投資比重低于門限值0.56時，其對經濟增長的影響并不顯著，而在國有經濟投資比重高于門限值0.56時，其對經濟增長的影響為負，回歸系數在5%的水平下顯著（-220.3459），此時國有經濟投資過度且無效率。貨幣流動性變量mb始終為正且顯著，表示貨幣流動性充裕有利于經濟增長。

四、結論與政策建議

本文基于金融市場分割的經濟特征，通過構建一個含有國有經濟投資和差異化利率的OLG模型，研究不同利率水平下國有經濟投資對經濟增長的影響。研究發現，國有經濟投資對經濟增長的影響在不同的利率水平下具有正反兩種效應，高利率水平下即資本邊際報酬率高于國有經濟融資成本時，國有經濟投資增加對經濟增長具有正效應，反之則對經濟增長具有負效應。本文的實證研究通過建立門限回歸模型證實了理論模型的推論，并測算出國有經濟投資和利率的拐點。據此，本文提出如下建議：

第一，國有經濟投資在干預投資市場過程中，融資成本低于資本邊際報酬率時，發揮彌補因資金成本較高導致的民間資本投資不足和基礎設施不完善等問題的作用，刺激經濟增長。融資成本高于資本邊際報酬率時，應逐步減少國有經濟投資，在需要進行必要的基礎設施投資時，可通過引入民間資本進行PPP模式的合作建設，而當社會資本存量較高所導致的資本邊際報酬下降時，此時通過加大國有經濟投資擠出民間資本投資，淘汰落后產能，可以糾正資本存量較高時經濟的動態無效率；第二，金融市場分割效應體現在因不同的融資主體，融資期限而享有不同的利率。為保證經濟健康發展，國有經濟在投資時應考慮投資項目的期限、資本回報率等與融資有關的因素，對比市場利率，分析因融資利率差異、資本報酬率差異、國有經濟投資拐點等對資本市場及經濟增長造成的影響，評估投資對社會福利產生的邊際效應，積極實施債務置換降低融資成本，選擇合理的融資期限，提高資金使用效率；第三，保障金融市場流動性合理充裕、貨幣結構合理，疏通貨幣政策傳導機制。貨幣流動性是保障投資得以進行的前提，流動性合理充?？梢杂行П苊庖蛄鲃有跃o張阻礙投資及企業債務危機產生的連鎖反應所導致的經濟危機，同時要關注流動性過剩、貨幣結構等問題，防止金融資源脫實入虛，沖擊實體經濟。中央銀行等監管機構應監測利率水平和國有經濟投資比重，通過控制基礎貨幣存量和調整貨幣結構，調控社會融資規模，以達到干預國有經濟投資能力的目的。