城镇化对政府投资与民间投资的差异性影响，本文主要内容关键词为：差异性论文,城镇化论文,民间论文,政府论文，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。
中图分类号 F290 文献标识码 A 文章编号 1002－2104(2014)02－0054－06 doi:10.3969/j.issn.1002－2104.2014.02.008
当前我国进入提质增效的第二季经济发展，且国内外经济环境持续恶化，面临着外部需求不确定性增强，内部人口红利下降甚至终结、老龄化日益严重以及由来已久的内需不足的问题，在这种形势下，遵循着城镇化能带动投资大规模增长从而将成为未来一段时期经济增长的引擎的思路和逻辑，城镇化开始进入制度设计者的视野。
1 相关研究文献述评
对于政府投资与民间投资的关系，由于西方国家的投资主要是指私人投资，所以国外学者们对于政府投资与民间投资关系的理论研究并不是很多[1]6。Fisher的研究发现，政府支出增加会降低预算盈余或增加预算赤字，而预算盈余与私人投资存在正相关关系，因此，政府投资会对私人投资产生挤出效应[2]。Cebula运用1949－1976年美国和加拿大的数据进行检验，最后得出了在美国和加拿大存在挤出效应的结论[3]。Aschauer采用总量生产函数的方法并以西方7国的数据为分析基础，得出政府投资中的基础设施对经济增长作用显著，总体而言，政府投资对经济增长的贡献大于民间投资[4]。而Khan和Reinhart的研究却得出了相反的结论，他们对24个发展中国家进行考察后发现，民间投资比政府投资对经济增长有更大的促进作用[5]。由此可见，由于研究方法和数据选取的差异，导致研究结果不能达成一致，无法准确描述出政府投资、民间投资与经济增长的关系。
国内学者对政府投资与民间投资的关系也进行了研究。钞小静和任保平的研究发现短期内政府资本的产出弹性明显高于民间资本，但长期中政府资本的产出弹性为负，而民间资本则有着较高的正产出弹性，是拉动经济增长的主要力量[1]5。陈时兴运用IS－LM模型研究政府投资对民间投资产生挤出效应与挤入效应的影响因素，发现中国政府投资规模扩大对民间投资存在部分挤入效应，也存在部分挤出效应，但从总体上看累积挤出效应并不存在[6]。吴洪鹏和刘璐采用1997年1月至2004年12月的月度数据，运用VAR模型对中国存在挤出效应的机制进行了经验检验。结果表明，可能会导致民间投资减少的三种挤出效应机制均不存在，公共投资的扩大产生了对民间投资的挤入效应[7]。楚尔鸣和鲁旭通过建立三变量SVAR模型分析表明，中国政府投资在一定程度上挤出了私人投资，且不利于产出增长[8]。周卫民模拟了市场体制和计划体制下政府投资、民间金融和民间投资三者间的两个不同博弈模型，发现计划经济体制下政府投资的选择决定均衡解的存在性，政府投资的低效率特征和主导地位使社会投资效率低于市场经济体制下的投资效率[9]。黄亭亭和杨伟的数值模拟结果表明政府投资的效果取决于其与民间投资的互补性[10]。辛贤对我国农业公共R&D投资和农业私人R&D投资之间的关系研究后发现两者之间存在互补而非替代关系[11]。
对于城镇化与投资的关系，蒋时节利用重庆数据进行验证后发现，累积的基础设施投资对城市化进程的影响成对数线性关系，城市化水平与基础设施投资额显著相关[12]。王开科等进行的研究显示，城市化与财政基本建设投资之间、城市化水平与固定资产投资之间存在长期的均衡关系[13]。
对上述国内外学者研究成果的梳理后可以发现，虽然尚未形成统一认识，但目前对于政府投资对民间投资的效应、政府投资与民间投资对经济增长贡献的差异的研究还是较为丰富的。然而，将政府投资与民间投资置于城镇化的分析框架，研究城镇化进程中政府投资与民间投资的相互关系以及城镇化进程对两者影响的差异性，目前还尚无文献论及。事实上，对于发展中国家而言，劳动力转移、政府投资、民间投资都是重要的内生变量，对政府投资、民间投资与城镇化的研究可以为发展中国家长期政策的制定与选择提供理论依据，具有强烈的现实意义。基于研究现状与当前现实的需要，本文将选取中国历史数据来研究城镇化对政府投资与民间投资的不同效用，试图对下述问题作出回答：1.城镇化对政府投资和民间投资的影响是否具有差异性？城镇化进程中政府投资对民间投资是否具有挤出效应？2.城镇化进程中政府投资是否存在绩效损失？3.是城镇化进程引起政府投资与民间投资的变化还是相反？本文最终将对我国当前的城镇化模式是政府还是市场主导型进行判断，并从投资的角度提出当前城镇化模式的调整思路，以此为我国政策的制定与选择提供一定的理论依据。
2 模型描述、变量选取与数据来源
2.1 模型描述
DHSY模型是一种具有特定形式的计量经济学模型，其主要形式由Davidson,Hendry,Srba和Yeo于1978年提出。假设变量x与y存在长期均衡关系为：
由于现实经济运行中x与y很少处于均衡点上，因此实际被观测到的只是x与y间的短期的或非均衡的关系。假设具有如下一阶自回归分布滞后模型，记为ADL(1，1)：
该模型显示出第t期的y值不仅与x的变化相关，而且与第t－1期的x与y的状态值有关。由于变量可能是非平稳的，因此不能直接运用OLS法。对模型(2)适当变形后得到：
模型(3)即为一阶误差修正模型。若将误差修正模型中的参数
与(1)中的相应参数视为相等，则模型中括号内的项就是t－1期非均衡误差项，于是误差修正模型表明y的变化决定于x的变化以及前一时期的非均衡程度，同时这也弥补了简单差分的不足，因为该式含有x与y水平值表示的前期非均衡程度，因此y的值已对前期的非均衡程度做出了修正。(3)式也写为：
根据数据的特征及实际研究的需要，也可在模型中引入二阶滞后项：
2.2 变量选取
实证分析主要涉及城镇化率、政府投资与民间投资三个变量。城镇化率以城镇人口与总人口的比重表示，记为u。投资主要指固定资产投资，由于固定资产投资中的公益性项目投资理应由各级政府承担，基础性项目和竞争性项目的投资则由政府(主要通过国有经济)与民间资本展开，因此政府投资以国有经济投资表示，记为RGI。民间投资以个体和私营经济的固定资产投资表示，记为RPI。
2.3 数据获取
城镇化率u的数据来自历年《中国统计年鉴》，政府投资和民间投资数据来源于《中国固定资产投资统计年鉴》，并按固定资产投资价格指数进行了调整，均为实际政府投资和实际民间投资。为部分消除序列相关问题，并将可能的非线性关系转化为线性关系，减少变量的极端值、非正态分布以及异方差性，首先对u、RGI和RPI三个时间序列取对数，新产生的序列分别记为lnu、lnRGI和lnRPI。数据如表1所示。
3 实证分析过程及结果
3.1 ADF检验和协整检验
由于现实经济数据大多是非平稳序列，对非平稳序列直接采用OLS方法容易导致伪回归，因而对序列平稳性进行单位根检验是必要的。ADF检验是一种通过在回归方程右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关的单位根检验方法，是目前常用的和较为有效的序列平稳性检验的工具。下面采用eviews软件分别对u与lnu、RGI与lnRGI、RPI与lnRPI三组变量进行ADF检验，结果如下：
由表2所见，lnu、lnRGI和lnRPI均为二阶单整序列。为了验评lnu与lnRGI、lnu与lnRPI的协整关系，下面采用EG(Engle-Granger)两步法进行协整检验，分别建立lnu和lnRGI、lnu和lnRPI的线性回归模型如下：
对残差序列
进行单位根检验，结果如表3所示。
序列
的单位根检验值小于1％的临界值，所以残差序列平稳。而对
的检验则显示，三种形式的单位根值均大于1％、5％和10％的临界值，故残差序列不平稳。这说明城镇化率与政府投资存在长期稳定的均衡关系，而与民间投资不存在这种关系。进一步地，从(6)式的回归结果看，拟合优度值均接近1，说明模型的拟合优度较好；但D.W.值较小，因此模型具有较强的自相关性。利用广义差分法对原模型进行修正，加入两个滞后变量以消除自相关性，建立模型如下：
lnRGI=-1.656+3.015lnu+1.379AR(1)-0.631AR(2)
(-1.013) (6.637) (6.382) (-2.482)
修正后的模型显示，回归方程的拟合优度好且D.W.值较为理想，自相关性得到极大改善。该模型表明城镇化水平与政府投资呈正相关关系，城镇化率每提高1％，政府投资上升3.015％。但该模型表述的是变量之间的长期均衡关系，而实际经济数据却是由非均衡过程生成的，因此建模时需用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程，下面将建立误差修正模型进一步考察两个变量的短期动态及其调整关系。
3.2 建立ECM模型
通过前述所得到的u与RGI协整方程的残差序列，令误差修正项
，分别建立滞后一期和滞后二期的误差修正模型：
由此可见，无论是滞后一期(9)式还是滞后二期(10)式的误差修正模型，其误差修正项的系数均为负，符合反向修正机制。因此u与RGI在短期内存在波动关系，但从长期看，这种波动可以通过误差修正模型反向修正到均衡状态。
3.3 Granger因果关系检验
分析表4，若给定显著性水平5％，可以看出仅当滞后期为4时，RGI引起了u的变化，除此之外，其他滞后期下RGI和u不存在Granger因果关系。
3.4 结果分析
对上述实证检验及模型数据进行进一步分析可以得到如下结果：
(1)从对协整方程残差项的单位根检验结果看，政府投资与城镇化率回归模型的残差序列平稳，而民间投资对城镇化率回归的残差序列不平稳，这说明政府投资与城镇化率存在长期稳定的均衡关系，而民间投资与城镇化率在长期中不存在均衡关系，这意味着城镇化对政府投资与民间投资的影响存在显著差异，同时也从侧面反映出政府大举进入城镇化建设的投资行为对民间投资产生了挤出效应。
(2)Granger因果关系检验始终不能拒绝城镇化不是政府投资的Granger原因的原假设，但当滞后期为4时拒绝政府投资不是城镇化的Granger原因的原假设，这说明在城镇化与政府投资的动态演化过程中，城镇化并未直接导致政府投资的提高而是政府投资导致了城镇化率的提高。这也意味着，中国式城镇化是政府主导型而非市场主导型的，政府作为投资主体，以大规模财政资金进行固定资产投资直接推动了城镇化进程。
(3)Granger因果关系检验的结果虽然表明政府投资规模的逐年增大引致城镇化率提高，但在5％的显著性水平下，滞后期为1、2、3及5的P值均未能通过检验，仅当滞后期为4时通过检验拒绝原假设，这说明政府投资对城镇化率的提高存在滞后效应，也从侧面说明我国城镇化进程中政府投资存在绩效损失，政府投资效率有待提高。
4 结论及政策建议
通过对1990－2010年实际政府投资、实际民间投资及城镇化率三个时间序列的实证研究发现，城镇化对政府投资与民间投资存在显著的差异性影响，长期中城镇化与政府投资存在稳定均衡关系而与民间投资不存在这种协整关系，而且从城镇化与政府投资关系的动态演化看，城镇化并没有引起政府投资的变化而是政府投资引起城镇化，这充分说明我国当前的城镇化采取的是政府主导型模式，政府投资是我国城镇化进程的重要推动因素。政府投资在城镇化中的主导地位是由我国政府主导型的经济发展模式决定的，在城镇化进程中，政府作为投资主体，以大规模财政资金进行固定资产投资，对其他经济主体进入竞争性基础建设项目形成了一定排斥，从而产生挤出效应。相较于民间投资，政府投资调整经济运行具有外部时滞短、见效快、指向性强及乘数效应大的优点，但政府政治人的角色决定了政府往往具有不计成本实现施政目标的特性，从长期看，政府投资存在效率低下的问题。因此政府主导型的城镇化模式不仅不利于市场化改革的进一步推进，同时也直接导致了经济绩效的损失。
针对本文的研究结果，政府主导型模式的市场化改革路径建议如下：
(1)削弱不符合经济规律的直接干预，全力打造服务性政府。政府主导型的城镇化模式取得了突出的成绩，但政府的政治人角色决定了政府往往具有不计成本实现施政目标的特性。从发展的眼光看，这种政府主导型的城镇化模式理应转变为市场主导型模式，全力打造服务性政府，营造相对透明而健康的商业环境，完善城镇化发展中的公共服务，并保障城镇化的质量。
(2)界定城镇化推进中政府投资的边界和范围。政府干预经济的理据是市场经济自发作用所导致的市场失灵的存在，以及特定经济周期中刺激或逆刺激经济以确保宏观调控目标的实现，基于此，关于城镇化推进中政府投资边界的一个简单而清晰的逻辑推论便是，在非经济萧条时期，政府投资的边界是公共产品投资；在经济萧条时期，政府投资的边界可以超出公共产品，而部分涉及私人产品的投资与供给。具体而言，政府在城镇化推进中的投资范围是公益性项目及部分基础性项目，不再参与竞争性项目。政府主要承担在规划、环境保护、公共设施建设等方面的工作与投资，且必须重视规划的可行性及投资效率。
(3)鼓励民间资本参与城镇化投资。从政府投资与民间投资对经济增长的长短期效用分析，一般认为政府投资对经济增长的短期效用较明显，而民间投资的长期效用则更显著。为落实民间资本进入这些市场领域的政策措施，应优化民间资本市场准入的审批机制、对国有资本进行存量调整和环节拆分、探索“宽进严管”机制、建立民间资本市场进入的援助机制、公平化民间资本与其他所有制企业的待遇、落实政府性资金支持民间投资的措施等。
(4)提高城镇化推进中政府投资的效率。与城镇化推进中固定资产投资的高歌猛进相反，近年来政府的投资效率却备受质疑。为此需首先提高政府投资项目决策的科学化、民主化水平，完善科学的决策规则和程序，完善对政府投资项目决策的信息披露制度，采取多种途径使得利益相关者能够参与到项目各环节的监督中去。其次，建立科学的政府投资绩效评价体系。我国对政府投资绩效评价的研究尚处于起步阶段，为提高政府投资效率，应从理论上加强对政府投资绩效测评方面的研究，选取合理的指标和权重，尽快建立并完善政府投资绩效评价体系。第三，建立投资决策失误的责任追究制度。政府投资决策责任追究机制将对官员行为形成有效的约束，在明确决策主体的基础上，界定各相关决策主体的权力和责任。
收稿日期：2013－10－18
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