地方政府投资竞争与经济周期波动，本文主要内容关键词为：地方政府论文,竞争论文,经济周期论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
(截稿：2012-3)
一 引言
凯恩斯经济周期理论认为，投资的边际效率冲击造成投资规模变动，从而产生经济周期波动，而后萨缪尔森的乘数—加速数模型则进一步解释了投资规模冲击对产出波动的作用机理。①实际经济周期学派也非常关注投资冲击对经济周期波动的影响性质及程度。Greenwood等(1988)通过在生产函数中引入资本利用率以及在资本存量的永续盘存计算式中加入凯恩斯理论的投资边际效率冲击，将两者纳入实际经济周期模型，在理论上证明了投资冲击是产出波动的一个重要原因。与此同时，他们以美国1948-1985年数据为基础进行模拟对比，发现其所建理论模型能很好地模拟经济周期的突出特征。这为经济周期波动的投资冲击论提供了微观理论和经验基础。之后，投资专有技术进步概念②被提出，一些学者将其从中性技术进步中分离出来纳入实际经济周期模型考察其对经济周期波动的影响，发现新设备投资冲击具有显著的短期经济波动效应(Greenwood等，1992；Fisher，2006；Justiniano等，2009；Raffo，2010)。
国内学者同样关注投资冲击对中国经济周期波动的影响。刘树成(1987)在考察了1953-1986年中国固定资产投资增长率分别与国民收入增长率、社会总产值增长率的关系后认为，固定资产投资的周期波动，是影响经济周期波动的一个直接、物质性的主导力量。刘树成(2005)还认为，经济周期大起大落的核心是固定资产投资波动的剧烈性。刘金全(2003)以1992-2001年季度数据为基础，同时考察投资增长率和投资率(投资占GDP的比值)与经济周期波动的关联性，发现投资和产出之间存在长期均衡关系，投资波动是诱导经济周期波动的重要原因。郭庆旺和贾俊雪(2004)将投资冲击和全要素生产率冲击分离开来，在1978-2002年度数据的基础上运用格兰杰因果检验和脉冲响应函数分别考察二者对经济周期波动的影响，结论表明投资冲击和全要素生产率冲击对于解释经济周期波动均非常重要，但前者效果显现较快，后者时滞较长。以上研究均仅停留在证实投资冲击本身对经济周期波动的影响方面，而在中国的发展模式中，解析投资需求旺盛背后的激励机制对于我们研究投资冲击的经济波动效应，特别是寻找治理投资冲动的有效途径显得更为重要。
中国投资需求之所以表现强劲，地方政府扮演了重要角色，尤其是改革开放以来，地方政府通过投资推动地方经济增长的热情高涨并且效果显著。要深刻解析这一现象，需从地方政府竞争入手(Montinola等，1995；Li和Zhou，2005；周黎安，2007；周业安和宋紫峰，2009)。近年来，国内学者已经开始关注地方政府的激励机制、地方政府竞争与经济周期波动的关系。郭庆旺和贾俊雪(2006)阐述了在政治晋升和财政利益激励下地方政府进行财政竞争导致企业投资过热，从而影响宏观经济稳定的作用机制，然后建立一个三方序贯博弈模型，分析地方政府、企业和中央政府的行为策略，论证地方政府财政竞争行为对宏观经济稳定产生的巨大冲击。周业安和章泉(2008)认为财政分权体制下的地方政府竞争产生了投资冲动，在此冲动下外商直接投资实际利用额变化率和全社会固定资产投资变化率都导致了经济波动。李猛和沈坤荣(2010)认为官员腐败(直接经济利益)、政治晋升(政治利益)和财税收入(间接经济利益)激励地方政府采取短期化竞争行为，并建立地方政府间博弈模型论证了三种激励因素均导致全社会投资总额的膨胀，引起经济波动。
以上文献或者只从理论角度探讨地方政府竞争下的投资冲动对经济稳定产生的影响，或者只注重地方政府投资的具体激励因素对于经济波动所起的作用，却都没有对地方政府投资竞争以及影响机理进行量化分析与检验。事实上，作为激励机制下投资冲击的经济波动效应分析框架的重要一环，地方政府投资竞争程度是所有激励因素的作用体现，是地方政府投资冲动的直接来源。因此，定量分析地方政府投资竞争通过省份总投资冲击影响全国经济周期波动的作用机理，③不仅能使我们深入了解中国宏观经济波动的特征，而且也为治理地方政府投资冲动提供了思路。
同以往的研究相比，本文主要具有如下特色。(1)对于宏观经济周期波动，以往文献常常独立地以产出指标的周期波动作为经济周期波动来考察，只研究单一指标，不足以推演出一般结论。本文则综合了产出、就业、投资三项评判经济态势的信息，运用动态因子模型提取其中共同的因素作为经济周期波动的代理变量，所衍生的研究结论更具一般性。(2)对于投资竞争的衡量是一个难点，由于地方政府既追逐中央投资项目又热衷本级投资项目，同时还通过地方政府投融资平台和各种优惠措施以及企业软约束扩大本地投资规模，因此很难厘清地方政府竞争涉及的投资量。本文引入空间计量模型，其因变量空间自回归参数可以很好地捕捉地方政府投资竞争对省份总投资的全国经济波动效应的影响。(3)由于时间序列样本选取的是1994-2009年的年度数据，④如果采用经典统计方法，对于众多的待估参数而言样本数严重不足，因此本文利用贝叶斯方法对动态因子模型和空间计量模型进行参数估计。
本文的结构安排如下：第二部分阐述地方政府投资竞争影响经济周期波动的作用机理，提出不同传导路径的理论假说。第三和第四部分则分两个步骤对这一影响机理假说进行定量检验。其中，第三部分通过动态因子模型定量研究省份总投资冲击对全国经济周期波动的影响，第四部分运用贝叶斯空间计量模型分析地方政府投资竞争通过省份总投资冲击影响全国经济周期波动的作用路径。最后是结论和简要的政策建议。
二 地方政府投资竞争与经济周期波动：一个理论假说
西方发达国家的地方政府受居民选票激励展开公共物品和服务竞争，竞争过程中地方政府收入和支出决策的联系揭示了辖区真实需求，促使地方政府更有效率地提供公共物品和服务、更准确地满足微观主体的多样需求(Tiebout，1956；Oates，1972；Breton，1998)。中国的地方政府竞争则具有不同的激励和特征。在特有的官员晋升机制和财政分权体制下，⑤地方政府同时受到政治利益和经济利益的双重激励，相比于公共物品和服务提供的数量与质量，它们更关心资源配置和经济绩效(周业安和宋紫峰，2009)。积极扩大投资以迅速做大经济“蛋糕”是实现其利益最大化的有效途径，因此投资竞争成为地方政府竞争的重要方面。
地方政府作为政府结构与经济管理体制中承上启下的角色，投资竞争主要涉及三个方面：第一，地方政府努力争取中央投资项目落户本辖区；第二，大干快上本地建设项目；第三，地方政府对企业施行投资软约束管理并采取各种优惠措施，旨在吸引辖区外资金以及鼓励辖区内民间投资增加。
地方政府投资竞争对经济周期波动的影响机理：职务晋升激励和财政利益激励使得地方政府为了推动经济增长而对投资展开激烈竞争，其中包括争取中央政府投资的竞争、本级政府投资的竞争、依托地方政府投融资平台的准政府投资的竞争以及争取民间投资的竞争。争取中央政府投资的竞争和本级政府投资的竞争导致政府投资冲击，地方政府投融资平台的准政府投资的竞争和争取民间投资的竞争导致非政府投资冲击。政府投资冲击和非政府投资冲击又共同作用于省份总投资，使得省份总投资冲击引发全国性经济周期波动。
不过，不同来源、不同性质的投资冲击对省份总投资的全国经济波动效应的影响不同。第一，地方政府争取到的中央政府项目投资具有一定的反周期波动作用。因为地方政府争取到的中央投资项目，不管是出于结构调整的产业升级性投资还是出于协调地区发展的战略性投资，在宏观经济走势趋于过热(过冷)时，中央政府首先会减缓(加大)投资增长幅度或缩小(扩大)投资规模，表现为反经济周期而动。第二，地方本级政府投资也具有一定的反周期波动作用。因为虽然地方政府具有强烈动机开展本地市政建设项目和公用事业项目，但财政性资金来源有限，而且受到法律法规的约束以及中央政府的监管，地方政府很难通过本级政府投资完全释放投资冲动；特别是为了获得积极的政治评价，表现出较强的政策执行力，地方政府会响应中央号召，采取反经济周期波动的紧缩性或扩张性财政投资行为。第三，借助地方政府投融资平台的准政府投资在一定程度上具有顺周期特征。形式多样的地方政府投融资平台(比如各类型的城建投资、城建开发和城建资产公司等)，其绝大部分融资来源于银行贷款(巴曙松，2009)，⑥融资的难易与经济形势紧密相关，经济向好时期融资规模容易扩张，经济下行时期融资难度加大。第四，地方政府竞相争取的民间投资具有顺周期特征。地方政府在采取各种优惠措施以及对企业软约束的过程中，除了制度内的税收优惠等竞争手段以外，也广泛运用制度外的擅自减免税、变相的先征后返、有意放松征管力度以及违规的土地使用优惠等竞争手段。而这些竞争手段在经济不景气时不足以激发民间投资热情，在经济趋热时却起到火上浇油的作用。
由此可见，在地方政府协调全国稳定经济增长(中央政策)和本地快速经济增长(自身利益)的过程中，地方政府的投资竞争造成了这样的经济周期模式：在经济不景气时期，中央政府一般会采取宽松的财政货币政策，地方政府借此机会为获得更多财政利益和在官员考核竞争中脱颖而出，竞相通过投资推动经济快速增长，致使投资竞争行为加剧→融资规模膨胀→投资扩张→社会总需求激增→国民经济增长高位运行→平台公司融资更加容易、民间投资更加活跃→经济增长超速→经济过热；当中央政府实施抑制经济过热的宏观调控措施时，地方政府为获得积极的政治评价而服从中央政策，在减少政府投资的同时，在非政府投资规模上的竞争也开始收敛→投资需求下降→经济下滑→平台公司融资更加困难、民间投资更加低落→经济下行加剧→经济不景气。至此我们可以提出这样的理论假说：地方政府在政府投资规模上的竞争缓解了省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响，在非政府投资规模上的竞争加剧了省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响。
三 省份总投资的全国经济波动效应：经验分析
我们首先分析省份总投资冲击与全国经济周期波动之间的关系。中国经济体规模庞大，且各省的经济发展差别又很大，研究全国经济周期波动，应该从地方经济特征出发，否则难以全面揭示全国整体经济的运行状况。因此，我们需要构建能够从省份宏观经济变量中提取趋势变动一致因子(即公共因子)的模型框架。
(一)动态因子模型
动态因子模型是一种处理高维面板数据的方法，它可以将高维经济变量降维为捕捉截面数据隐含的公共成分以及具体变量的特异成分(Sargent和Sims，1977；Geweke，1978；Stock和Watson，1989)。Otrok和Whiteman(1998)构建了单动态因子模型，利用贝叶斯方法进行模型估计，并进行了数值模拟，效果很好。Kose等(2003)将单动态因子拓展到多动态因子，以60个国家的3个宏观经济变量序列为数据基础，提取了反映世界、区域、国家经济周期波动的68个公共因子，分析了这些公共因子对各国经济的影响。Owyang等(2009)运用动态因子模型以美国各州就业与劳动报酬数据为基础，提取反映全国经济运行状况的3个公共因子，并从就业视角分析了产业结构变动与全国经济周期波动的相互作用。鉴于动态因子模型可以较好地捕捉到多主体经济的协动性，本文应用此模型来考察省份总投资冲击与全国经济周期波动的关系。模型的具体形式如下：
(二)模型估计及结果分析
由于模型待估参数众多，⑩样本时间序列长度有限，平均到每个参数上的观测数据量明显不足，应用经典统计方法已无法令人信服，因此采用贝叶斯方法，综合利用先验信息和样本信息得到参数的后验分布，并用马尔可夫蒙特卡罗(MCMC)方法模拟求出参数的均值、中位数与四分位数，其中以均值作为参数估计值。
具体估算中，自回归阶数确定为3期，因为对于年度时间序列，滞后3期已经可以捕捉绝大部分自相关。对于先验分布和抽样，我们遵从一般做法为参数设置共轭先验分布(Otrok和Whiteman，1998)，并利用观测值信息由贝叶斯理论推导出参数的后验分布，从中抽样进行统计推断。(11)经过反复试验可知，当抽样20 000次时，马尔可夫链已经收敛，由此我们可设置抽样次数为50 000，且将前20 000次舍弃，以确保选取收敛以后的样本作为参数的统计推断依据。
图1是将东、中、西部各1个省份的产出指标分解为全国、地区和省份经济周期波动公共因子成分的示意图，图2是全国经济周期波动公共因子的均值、中位数、上下四分位数示意图，其中四分位数的走势和四分位数间距的紧密程度表明了估算的精确性。表1给出了省份总投资冲击对全国经济周期波动公共因子的影响系数，即省份总投资的全国经济波动效应大小。
图1 省份产出波动分解
图1反映了模型将省份经济变量动态走势分解为全国、地区和省份经济周期波动公共因子成分的情况。图中的公共因子成分是公共因子乘以相应的载荷系数后的所得值，全国、地区、省份经济周期波动公共因子成分与特异成分四者之和即构成省份产出指标值。
由于全国经济周期波动公共因子的波动幅度较小，我们缩短纵坐标对其进行考察(见图2)。(12)全国经济周期波动公共因子是所有省份变量的共同因素，反映了各省份的产出、就业和投资这三项指标的综合走势，是全国整体经济运行态势的表现。
1993-1996年中国经济运行实现软着陆，在此期间，上世纪90年代初的投资过热局面得到抑制，各项经济指标开始恢复到正常区间。1997年亚洲金融危机爆发，为防止经济衰退，中国宏观政策开始转向，货币政策方面采取了一系列放松银根、刺激需求的政策，在1996年5月到1998年的两年多时间里，中央银行先后7次降低存贷款利率，并在1998年初取消国有商业银行的贷款限额控制，降低准备金率，颁布积极实行贷款支持的指导意见等(贾康，2008)。同时，1998年上半年采取增加公共投资、扩大内需的“积极财政政策”，而且效果显著，使中国经济迎来了新一轮的快速增长；也正是从1998年开始，经济软着陆时期蓄积的地方政府投资冲动被释放，整体经济形势开始逆转。
在1998年之后的5年间，由于投资增速过快，房地产、原材料等行业在2003年开始过热，政策也到了转向的时候，2004年年底中共中央政治局会议做出决定，从2005年起实行稳健的财政政策和货币政策，全国经济周期波动公共因子在此时有一个轻微的下探态势，体现了这一政策的变化。然而，中国处于工业化、城镇化和国际化进程的高速发展期，再加之多年来积极财政政策的实施，国民经济持续高位增长。
2008年下半年国际金融风暴爆发，开始波及中国经济运行，出口额急剧下降，外商直接投资额大幅下滑，大量加工型中小企业倒闭，工人就业大幅缩减，宏观经济下行压力明显。中央政府迅速启动第二次积极财政政策，提出扩大内需10大举措以及4万亿投资计划，当年第4季度就增加中央投资1000亿元，拉动需求的效果很快显现。另外，随即出台扶持中小企业政策，不仅增加中小企业发展专项资金和税收优惠，降低创业门槛，扩大担保融资服务，而且实施特别职业培训计划，尤其对失去工作返乡的农民工开展实用技能培训和对城镇失业人员开展技能就业培训，对稳定就业起到了积极效果。也就是说在宏观调控政策下，中国总投资额并未下滑，就业的严峻形势也得到缓解，全国经济周期公共因子作为反映产出、就业和投资变动的综合性指标，其下滑态势较为缓和。
表1显示了省份总投资的全国经济波动效应，符号的正(负)意味着省份总投资冲击对全国经济周期波动的加剧(减弱)作用。具体而言，在29个考察省份中有26个系数为正，其中，东、中部省份系数均为正，西部地区有3个省份系数为负(贵州-0.020，青海-0.035，宁夏-0.001)，但绝对值较小，说明省份总投资冲击在总体上加剧了全国经济周期波动，而且东、中部各省总投资冲击对全国经济周期波动的加剧作用总体上大于西部省份。
图2 全国经济周期波动公共因子
究其原因，主要在于西部省份经济发展相对滞后、公共物品和服务提供水平较低，西部省份的地方政府在非政府投资规模上的竞争处于劣势地位，即使在经济向好时期，通过平台公司融资以及吸引外来投资和本地企业追加投资的能力也有限。因此，这些省份的投资对于中央政策的依赖性较强：一方面，省份投资中直接来源于国家预算内资金的投资额占总投资额的比重较大；(13)另一方面，当地政府在非政府投资规模上的竞争也需要中央优惠政策的倾斜和支持。那么，在“经济持续稳定增长”的发展目标下，经济过热时，中央会收紧优惠政策，严控项目审批，加大对违规投资项目的治理力度，由此给西部省份带来的冲击势必比东、中部省份更大；经济不景气时，中央会实施经济刺激措施，加大投资力度，而一些专项扶持优惠政策只针对西部地区，东、中部省份无法享受，由此会对西部省份造成较强的投资冲击。有鉴于此，一方面西部省份在非政府投资规模上的竞争力较弱，使其投资冲击对全国经济周期波动的影响不如东、中部省份；另一方面，在中央反周期调控的政策导向下，它们的投资甚至会起到减弱全国经济周期波动的作用，这与政府投资(来源于国家预算内资金)占总投资的比重有一定关系。譬如，系数为负值的3个省份中，青海和宁夏的这一比重在1994-2009年平均值分别为11.1%和7.9%，均高于西部省份平均水平，贵州虽然只有5.6%，但也高于东部和中部省份的平均水平。然而，在西部地区中也有一些省份凭借低廉的土地使用、资源和劳动力成本作为引资的筹码，通过提高公共物品质量和公共服务水平，改善竞争中的地位，从而争取到更大规模的非政府投资。所以有些西部省份的省份总投资冲击也具有较强的全国经济波动效应。
四 省份总投资的全国经济波动效应：机理检验
从省份视角来看投资冲击总体上加剧了全国经济周期波动，那么在省份总投资的全国经济波动效应背后，地方政府投资竞争起什么作用以及如何起作用，需要进一步的定量检验。
(一)贝叶斯空间计量模型
本节所要考察的被解释变量为省份总投资的全国经济波动效应(以表1中的系数度量)，核心解释变量为政府投资冲击和非政府投资冲击，分别以国家预算内和其余部分(包括来源于国内贷款、利用外资、自筹资金和其他资金)的实际全社会固定资产投资增长率来度量，两部分实际投资额是以地区固定资产投资价格指数将当期值折算为以1993年为基期的可比值，数据来源于《中国统计年鉴》。(14)同时，选取两个哑变量来刻画省份的地区差异，分别设定为是否属于东部地区(是则取1，不是则取0)以及是否属于中部地区(是则取1，不是则取0)。这样可以控制住地区差异对省份总投资的全国经济波动效应的影响，更好地研究核心解释变量的作用。另外，考虑到省份政府间的投资竞争行为以及各省份自然条件和文化差异，我们建立带有异方差的空间计量模型。由于经济发展水平相近和地理相邻的省份之间最有可能产生投资互动行为，因此，需要将两类空间因素均纳入考察。具体模型形式如下：空间自相关模型(SAR)和空间误差模型(SEM)。
为了进行对比分析，我们将4个模型的贝叶斯统计推断结果列于表3a、b，图3显示的是空间计量模型的异方差性。由图3可知，v[，1]的后验分布均值表现出明显的异方差性。其中，中部省份的方差偏离相对较小，东部省份辽宁和浙江的方差在SAR、SAC和SDM模型中偏离明显，而西部省份广西和内蒙古的方差在4个模型中偏离均较大。由此说明，除解释变量对省份总投资全国经济波动效应的影响以外，还有一些省份非解释变量因素的影响不确定性较大。这些因素往往不易衡量和观测，包括市场运行机制差异、文化和自然条件差异等。
从估算结果来看，
(SAR：0.650；SAC：0.380；SDM：0.631)显著为正值，表明地方政府投资竞争确实存在，经济发展水平相近省份倾向于相似的投资变动，加剧了省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响。
(SEM：0.565；SAC：0.604)也显著为正值，表示经济发展水平相近省份总投资的随机干扰项冲击也会正向影响省份总投资的全国经济波动效应。换言之，地方政府投资竞争与随机干扰项冲击均不利于宏观经济稳定。这是由于经济发展水平相近的省份会视对方为竞争标尺，且在国民经济发展中地位相似，在国家政策规划中往往属于同类省份。它们在对上争取国家项目投资和对下引导民间投资时具有相似的政策基础和引资条件，倾向于较为一致的投资需求。譬如，当某省争取到中央的优惠政策来吸引民间投资时，则其他经济发展水平相近省份也会凭借相似的经济地位向中央要政策从而增加民间投资。
(SAR：-0.419；SAC：-0.561；SDM：-0.424)和
(SEM：-0.202；SAC：-0.334)均为负值，说明地理相邻省份之间表现出投资的空间负外部效应，即如果某个省份投资增加，带来当地经济发展，则周边省份的优质人力资源、物质生产要素投资就会流入该省份，促进当地经济进一步发展。周边省份由于优质资源的流失，经济发展滞后，投资将可能进一步流失。
图3 模型的异方差性
政府投资冲击的影响系数
(SAR：-0.107；SEM：-0.177；SAC：-0.292；SDM：-0.128)为负值，但绝对值较小，在一定程度上缓冲了省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响，表明伴随市场经济体制的建立，中央政府调控政府投资以稳定经济的效果已经显现。1993-1996年“软着陆”中实施的适度从紧财政和货币政策，1998年应对亚洲金融危机开启的积极财政政策和稳健货币政策，2005年防止经济过热实施的“双稳健”调控政策，2008年全球金融危机中实施的积极财政政策和适度宽松的货币政策以及2011年货币政策再次转向稳健，无不反映中央通过调控投资稳定经济发展的意愿，尤其政府投资的扩张和紧缩对于稳定经济起到直接的效果。地方政府为了满足中央稳定经济的政策意愿以获得积极的政治评价，在政府投资规模上的竞争往往倾向于能够平抑经济波动的投资行为，促使政府投资最终表现出稳定宏观经济的作用。
非政府投资冲击的影响系数
(SAR：1.241；SEM：0.964；SAC：1.352；SDM：1.223)在SAR、SEM和SDM模型中均显著为正，说明非政府投资冲击明显加剧了省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响：在经济企稳上升阶段，地方政府投融资平台融资趋易以及民间投资在政府优惠的引资条件下开始扩张，直到经济高位运行，平台公司融资更加容易，而且民间投资在经济大好的形势下愈发活跃，加剧了经济过热；当经济转而下行时，地方政府在中央强化监察下缩减投融资平台的融资规模以及收敛对民间投资的竞争行为，非政府投资收缩，经济下滑，平台公司融资难度加大，民间投资在经济不景气的预期下更加收紧，加剧经济下行。
地区所属哑变量的系数
(SAR：0.102，0.120；SEM：0.097，0.102；SAC：0.104，0.139；SDM：0.105，0.116)在SAR、SEM和SDM模型中均显著为正，表示省份所处地区对其总投资的全国经济波动效应具有显著影响。同时，我们还可以看到，东、中部省份的省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响明显大于西部省份。
鉴于以上分析，在控制了因地理区位条件相近引起的投资互动以后，经济发展水平相近的省份间表现出显著的政府投资竞争。也就是说，中国地方政府投资竞争主要是经济发展水平相近省份之间的竞争。但地方政府投资竞争对全国经济周期波动的影响机制和途径存在较大差异：在政府投资规模上的竞争在一定程度上缓解了经济周期波动，在非政府投资规模上的竞争则明显加剧了经济周期波动。这一结论很好地验证了我们提出的理论假说。
五 主要结论与政策建议
自从Tiebout(1956)将古典经济学理论中的市场竞争引入公共选择理论以来，地方政府竞争便成为学术界关注的重点问题。近年来，由于中国经济的强劲表现越来越受到国际社会的广泛关注，大量文献致力于探索其背后的激励机制，其中关于地方政府竞争作用的研究成为一个重要方面。对于联邦制国家，地方政府竞争可以促使公共物品和服务的税收价格与边际成本相等，从而有助于提高公共物品和服务的供给效率。对于中国，地方政府竞争的形成和效果则有较大差异。以经济绩效为主的地方官员晋升标准和财政收入分成促使地方政府并不十分关心公共物品和服务的提供状况，而最在乎地方经济绩效的好坏，因此能够迅速推动经济增长的投资便成为地方政府竞争的重要对象。一旦地方政府对投资进行激烈竞争，由此导致的投资冲击势必引起经济周期波动。然而，目前对于这一传导机制的定量检验还比较缺乏。
本文将地方政府投资竞争纳入省份投资冲击的分析框架，构建空间计量模型确定地方政府竞争参数，从而研究地方政府投资竞争对宏观经济波动的影响机理。结果表明，省份总投资冲击在总体上加剧了全国经济周期波动，不利于宏观经济稳定。地方政府投资竞争加剧了这种不利影响，即地方政府投资竞争机制的综合效果是加剧了省份总投资冲击对全国经济周期波动的不利影响，但这种作用主要是在非政府投资规模上的竞争造成的。在政府投资规模上的竞争在一定程度上缓解了省份总投资的全国经济波动效应。原因在于，在政治上的职务晋升激励下，地方政府要服从和执行中央政府的宏观调控政策，公共投资行为必然呈现出一定程度的反经济周期特征；而在经济上的财政利益激励下，为了尽快做大经济“蛋糕”，地方政府通过投融资平台进行准政府投资，以及通过各种优惠措施以及企业软约束来吸引民间投资成为其释放投资冲动的主要途径，这最终成为推动宏观经济波动的主要因素。
本文的分析和结论对于重新审视中国地方政府激励机制，辩证看待投资和调控经济周期波动具有重要意义。第一，在中国寻求经济发展方式转变的新阶段，首先要培育和树立新的地方政府政绩观，改变不当的激励机制。第二，在中国仍需一定经济增长速度的情况下，不能全盘否定地方政府在非政府投资规模上的竞争行为，只是竞争的方式和方法应予以改变。第三，政府投资依然重要，特别是在“二元”经济结构特征明显、地区差距和城乡差距较大的情况下，没有适度的政府投资就无法解决这些战略性问题。但是，政府投资的规模与领域应以不阻碍民间投资的发展为前提，政府应注重提供优质的公共物品和服务，创造良好的社会环境。
最后需要指出的是，本文只就地方政府投资竞争产生的投资规模变动对经济周期波动的影响进行了较为深入的研究。实际上，上述影响是地方政府对各行业和各细分类型投资主体进行投资竞争的综合表现，因此，进一步分类分项考察地方政府投资竞争行为对经济周期波动的影响是一个非常值得深入研究的方向。
注释：
①投资边际效率是预期收益率概念，属于一种心理因素，其受到冲击的结果在实际经济活动中表现为投资规模的变动。本文主要研究投资规模的变动，因此后文中投资冲击表示的是投资规模冲击。
②投资专有技术进步指融合在新设备或新设施投资中的技术进步。这些体现前沿技术的设备或设施包括更强大的计算机、更快捷高效的通讯和运输设施以及自动化生产线等(Greenwood和Krusell，1992)。
③本文中的地方政府指省级政府，省份总投资指省份的全社会固定资产投资，省份总投资冲击引起全国经济周期波动的效应称为省份总投资的全国经济波动效应。
④中国在1992年正式确立社会主义市场经济体制和建立现代企业制度，前者的确立使得市场在资源配置中开始起基础性作用，这为非政府投资的合理流动提供了前提，后者的建立为政府职能转变拉开了序幕，政府职能从直接介入经济活动向提供公共服务转变，这为地方政府在非政府投资规模上的竞争提供了途径。另外，1994年分税制实施后，地方政府意识到通过市场展开竞争的可能性与重要性，使得地方政府间的竞争发生本质变化。有鉴于此，样本数据从1994年开始选取是比较合适的。
⑤中国特有的官员晋升机制表现在中央对于地方政府官员的任免拥有绝对的权威，而任用提升标准已由改革开放前的以政治表现为主转变为以经济绩效为主。中国特有的财政分权体制表现在没有赋予地方政府税收立法权，是一种经济分权与垂直政府管理相结合的制度安排。
⑥根据中国银监会的统计数据，截至2009年底，地方政府投融资平台借款余额为7.38万亿元。
⑦为行文方便，本文将直辖市、省和自治区统称为省。由于数据问题，没有考虑西藏，且将重庆加入四川来考虑。
⑧原始数据来源于《中国统计年鉴》，地区生产总值平减指数由名义地区生产总值和地区生产总值指数计算出实际地区生产总值进而间接获得。
⑨由于产出、就业和投资之间的弹性不为1，因此需要对它们的数据进行标准化使其量纲相同，这样才可以充分提取每一变量中蕴含的经济周期波动成分。
⑩仅载荷系数和公共因子就294个，还不算未确定滞后期的公共因子和干扰项的自回归系数。
(12)由于公共因子成分是公共因子乘以相应的载荷系数后的所得值，图1中的全国经济周期波动公共因子成分与图2中的全国经济周期波动公共因子并不相同。
(13)1994-2009年，东、中、西部政府投资比重(来源于国家预算内资金的全社会固定资产投资额占全社会固定资产投资总额的比值)的平均值分别为3.02%、4.84%、7.58%。
(14)这里的政府投资冲击和非政府投资冲击，是包括地方政府投资竞争的所有原因引起的政府投资规模和非政府投资规模的变动。由于地方政府投资竞争所引致的投资冲击最终体现在投资规模的变动，因此，这里的政府投资冲击和非政府投资冲击可以用来检验投资竞争的影响路径，不会影响最终结论。
(15)空间自回归参数之所以可以捕捉地方政府投资竞争的影响是基于“地方政府统御区域经济发展”的判断(李猛与沈坤荣，2010)。地方政府被认为是当地最大的“经济发展总公司”，区域间投资的策略互动主要来自于地方政府主导的投资竞争。
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