政府投资对民间投资挤出效应的实证研究_基于浙江的经验数据

2011年第11期
/改革开放以来，我国民间投资的活力和效率，在浙江经济发展的实践中已经得到了充分的证明。

相比国有投资和外商投资，浙江的民间投资已占到全省固定资产投资的67％以上。

更重要的是，民间投资的效率相对更高，这也正是民间投资得以持续发展的基础。

但是，2008年发生的全球金融危机，极大地打击了民间投资的信心，对此，政府出台了4万亿元的投资计划，以此带动地方投资和民间投资的跟进。

而“4万亿”投资能否取得
预期的效果，关键是在于能否启动民间投资以及如何更好地拉动民间投资。

只有民间投资重新活跃起来，才能使经济由目前的政策主导状态，过渡到以经济内生性增长为主的可持续发展状态。

因此，当下的政府投资会不会对民间投资产生挤出效应，便是一个值得深入研究和探讨的问题。

国内外学者在相关研究中分别从理论和实证的角度，探讨了政府投资对私人投资的影响，但并未达成一致
政府投资对民间投资挤出效应的实证研究
———基于浙江的经验数据
■浙江宁波/魏友
燕小青
潘洁
摘要：本文以浙江省为例，利用2008～2010年的月度经济统计数据，对金融危机后扩张的政府投资如何影响民间投资进行了实证研究。

研究发现：政府投资并没有对民间投资产生挤出效应。

相反，政府投资在一定程度上带动了民间投资的增长。

最后，对实证结果进行分析并给出相关的政策建议。

关键词：政府投资；民间投资；挤出效应
一些学者认为，中国城市化率47％是明显低估。

如李迅雷认为应按照（总人口－农村常住人口）÷总人口计算，2009年中国城市化率应为50％～55％。

借鉴国外的经验，在47％～60％的城市化率期间，大国的城市化率速度下降，持续时间较长，而小国的城市化率速度会得到保持，持续时间较短。

而中国被城市化的农村人口基数史无前例地扩大（截至2009年末高达7.1亿人），再加上未来土地财政模式的改革，由此得出的结论是：中国未来的城市化（或城镇化）将继续进行，其速度在再经历5年左右的快速阶
段后，将进入增速下降阶段，总体上持续时间将较长。

2.预测未来15年房地产行业销售额平均增速为15％，可能前高后低
世界主要国家城市化率在47％～60％期间，住宅销售额增速，如美国、日本、韩国年均增速基本保持在10％以上。

综合上述关于“城市化未来经历先快速增长后下降阶段”的结论，尤其是在人均GDP 达到3700美元的基础上，中国城市化率低于其他国家，与经济发展速度不匹配（估计其原因与中国的户籍制度、城乡二元结构有关），未来15年房地产行业销售额平均增速为15％，并且可能前高后低（见表1）。

3.更重要的是结构：房地产行业发展趋势转向二三四线区域
与美国的发展历程相似，中国的区域经济发展正在经历由南向北、由东向西的梯次发展过程。

区域经济发展的不平衡性，既造成了不同城市发展水平的巨大差异，同时也为二三四线城市的发展，留出了广阔的空间。

（作者单位：天津城投置地投资发展有限公司）
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冯学恭
国别、地区
中国日本意大利韩国法国美国德国英国香港
年度200919731975198719721965197219741978
城市化率（％）
475566687272728291
表3：世界主要国家（地区）人均GDP 达到3700美元的年份和城市化
率（数据来源：世界银行、联合国）
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/的观点。

有的学者如Bairam 、Ward （1993）、孟祥仲（2003）、田杰棠（2002）、张延（2010）等人认为，政府投资对私人投资存在挤出效应。

还有学者如Aschauer （1989）、刘溶沧、马拴友（2001）和郭定文（2009）等人认为，不存在挤出效应。

此外，国内的研究都是从全国总体情况出发的，缺乏对于各个地区民间投资发展程度差异，以及政府投资对民间投资的作用结果可能会有所差别的研究。

基于以上背景，本文以民间投资较为发达的浙江省为例，实际考证金融危机后扩张的政府投资对民间投资的影响，以期能为政策的制定与选择，提供一定的参考依据。

政府投资影响民间投资的路径分析及模型设定
1.路径分析及相关变量的选取
（1）政府投资挤出民间投资的路径分析。

通过对凯恩斯挤出效应理论的分析及其他学者对这一问题的补充，我们发现，扩张性财政政策对私人投资的挤出效应存在三种路径依赖：一是价格传导路径；二是资金传导路径；三为利率传导路径。

价格传导路径，是指市场的资源供应并非无限，扩张政府投资可能造成生产资料供不应求价格上涨，使得民间部门生产成本上升，而放弃或退出投资领域产生的排挤效应；资金传导路径，是指政府为实施扩张财政政策而向公众和商业银行借款，引起政府部门和民间部门在借贷资金需求上的竞争，在金融资源既定的情况下，政府投资挤出民间投资；利率传导路径，即政府投资造成市场利率上升而引起私人部门投资减少的这一过程。

（2）相关变量的选取。

基于以上分析，本文相关变量选取如下：将民间投资（pinv ）界定为集体经济、个体经济、
私营经济、联营经济、股份制经济和其他经济之和的经济变量；政府投资额（ginv ）用不变价格计算的每月固定资产投资额减去民间投资额作为政府投资额（ginv ）；用2008年1月为基期、并剔除了物价水平的月度工业增加值（y ）作为衡量经济发展水平的指标；用3个月的全国银行间同业拆借市场加权平均利率（r ）作为短期利率的指标；选择2008年1月为基期的生产资料价格指数（price
）来反映政府投资带来的对民间部门生产成本的影响；采用银行存贷差与贷款余额之比（fund ）来反映民间部门获得银行资金支持的程度。

2.模型设定与变量处理
基于以上分析，政府投资等变量对民间投资的影响，可在如下的函数关系式框架下进行：pinv t =F （ginv t ，r t ，price t ，fund t ）。

其中，数据采用2008年1月～2010年12月的月度数据，来源于浙江统计信息网、浙江物价局网站和中国人民银行网站等。

数据的选取，
基于以下两点考虑：这一时间正是金融危机后开始实施扩张性财政政
策的时间段，因此，能对扩张性财政政策的有效性作出评价；用月度数据进行分析，不仅能反映时间序列的动态变化，还能减少其他因素对变量的影响程度。

实证检验及结果分析
1.平稳性检验
经过ADF 平稳性检验，我们发现，各变量序列的水平值在10%的显著水平下不平稳，而各变量一阶差分在5％的显著水平下平稳。

因此，它们均为1阶单整。

2.协整检验
由于各变量都是1阶单整，可进行协整检验以观察变量间是否具有协整关系。

通过Johansen 极大似然法，建立以民间投资为被解释变量，其他变量为解释变量的协整方程，结果见表1。

（说明：最大滞后期参考AIC 和SC 准则，结合LR 检验进行选取。

**表明在5%的显著水平下有意义。

）结果显示，民间投资额与各变量在5%置信水平下存在协整关系，且协整方程为：
ln pinv=-0.236+0.074ln ginv+1.032ln y-0.004ln r-0.18lln price+0.368loan
从协整方程可以看出，政府投资并没有挤出民间投资，反而对民间投资有一定的拉动作用，其每增加1个百分点，能拉动民间投资0.074个百分点；工业增加值对民间投资的系数为1.032。

可见，经济发展水平对民间投资部门的影响较大。

3.格兰杰因果检验
根据Granger 因果检验对各变量间的因果关系加以确定，其结果见表2。

（说明：*、**、***分别表示检验值大于在1％、5％和10％置信区间下的临界值）
（1）民间投资与政府投资存在双向的因果关系。

由上面的协整方程可知，政府支出对民间投资的系数为0.074，政府投资的增长对民间投资有一定的促进作用。

（2）民间投资与工业增加值存在双向的因果关系。

民间投资表现出了随经济周期变化的特征，这与改革开放以来浙江民间投资所表现出来的“逐利性”相吻合。

零假设
r=0**r 1r 2
迹统计量125.001269.7352235.22000
5%临界值95.7536671.8188947.85613
特征值0.8009340.6692930.436299最大特征值统计量53.2660033.5152218.916635%临界值40.0775736.8768727.58434
表1：模型中不平稳变量之间的协整关系检验原假设LNPINV →LNGINV LNPINV →LNY LNPINV →LNR LNPINV →LNPINCE LNPINV →LNLOAN LNGINV →LNLOAN F 值
5.27830*3.45763**0.711761.140092.125691.12054概率5.E-050.04500.49920.33370.13760.3398原假设LNGINV →LNPINV LNY →LNPINV
LNR →LNPINV
LNPINCE →LNPINV
LNLOAN →LNPINV LNLOAN →LNGINV
F 统计量14.2612**12.0391*0.840970.115863.10334***0.61699概率0.01110.00020.44150.89100.0601
0.5465表2：Granger 因果检验结果
经管研究J INGGUANY ANJ IU
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/参考文献：
[1]Bairam Erkin and Ward Bert:The Externality Effect of Government Expenditure on Investment in OECD Countries
[J].Applied Economics.1993(25):435-439．
[2]Aschauer David A:Does Public Capital Crowd Out Private Capital?[J].Journal of Monetary Economics.1989(24):
171-188．
[3]孟祥仲．我国扩张性财政政策中的挤出效应问题．山东经济,2003（6）.[4]田杰棠．近年来财政扩张挤出效应的实证分析.财贸研究，2002（3）.
[5]张延．中国财政政策的“挤出效应”———基于1952-2008年中国年度数据的实证分析.金融研究，2010（1）.[6]刘溶沧，马拴友．赤字、国债与经济增长关系的实证分析———兼评积极财政政策是否有挤出效应.经济研究，
2001（1）.
[7]许莉，郭定文．我国政府支出对私人投资影响的实证分析.经济问题探索，2009（4）.
（本文为国家社会科学基金《民间资本支持中小企业发展路径与对策》〈10BJY105〉的阶段性成果）
（作者单位：宁波大学商学院）
编辑
沈德力
（3）短期利率不是民间投资的Granger 原因，利率并未显著的影响民间投资。

从上面的协整方程来看，利率对民间投资的系数为-0.004，但这一估计结果并不十分显著，表明利率对浙江民间投资活动的影响较小。

（4）生产资料价格不是民间投资的Granger 原因，民间投资活动并没显著受到生产资料价格水平的影响。

产生这种现象的原因可能有两点：一是，生产资料价格的上涨可能是经济的快速增长所造成；二是，民间投资活动的高额回报率足以弥补生产成本的上升。

（5）虽然商业银行资金供给是民间投资的Granger 原因，但政府投资的增加也并未引起银行可贷资金的减少。

可见，政府投资并没有从银行信贷总量上挤占民间投资。

4.脉冲响应分析
借助脉冲响应函数来刻画这些变量对民间投资影响的时间轨迹，所得的部分脉冲响应结果如下图所示。

政府投资的冲击产生后，民间投资先产生负反应，在第2期到达低谷后上升并在第3期达到最大，此时政府投资每增加1个百分点，
民间投资增加约0.06个百分点，随后影响开始趋于平缓；工业增加值的冲击发生以后，民间投资随即出现正向的反应，并在第4期达到最大，此时民间投资增加约0.05个百分点；而当银行贷款产生一个冲击后，民间投资则是先出现负向反应，随后在到达低谷后趋于平稳。

5.方差分解
利用VAR 模型可以了解各变量对民间投资的相对重要程度。

我们发现，除了民间投资自己解释的部分外，政府投资和工业增加值对民间投资的预测误差贡献度大一些，其他变量的贡献度较小且变化基本不大。

结论和政策建议
1.结论
金融危机发生后政府实施的积极财政政策，并没有对民间投资产生挤出效应，反而对民间投资有一定的带动作用。

具体来说，政府投资每增加1个百分点能带动民间投资约0.074个百分点。

由此可见，之前政府所实施的积极财政政策是较为成功的。

相比较其他因素而言，对民间投资影响最大的是经济发展水平，而且民间投资表现出典型的经济周期性。

2.政策建议
（1）基于民间投资这种短期性与逐利性，政府应出台相应政策予以引导，以实现民间部门投资方向的调整和优化，并防止民间投资波动所造成经济的大起大落；另外，民间投资往往扎堆于一个行业或领域而造成产能过剩和恶性竞争，而关键还在于民间部门的投资领域过于狭隘。

尽管政府于2010年相继出台了民间投资“新36条”及相关细则，但仍需各部门进一步落实。

（2）民间投资受银行信贷支持影响较大，当民间部门难于从银行信贷上获得支持时，往往寻求民间金融市场的支持，而这种疏于监管的金融体制很容易造成非法金融活动的发生与国家调控政策的失效。

因此，政府应加快中小银行、村镇银行、小额贷款公司等中小型金融机构的建立，尽快将非正规金融纳入到正规金融的框架监管下，并建立多方式、多渠道、多层次的融资体系。

（3）考虑到政府投资的连续性与周期性，本文认为，此轮积极财政政策的效果可能并未完全得以发挥，仍有待于进行后期的进一步观察和检验。

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