我國(guó)財(cái)政支出對(duì)私人投資影響的實(shí)證分析

1、  我國(guó)財(cái)政支出對(duì)私人投資影響的實(shí)證分析   摘要：本文在重新界定財(cái)政支出對(duì)私人投資效應(yīng)的基礎(chǔ)上，利用季度數(shù)據(jù)，采用向量自回歸(var)模型、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型等動(dòng)態(tài)計(jì)量 經(jīng)濟(jì) 學(xué) 方法 分析 了我國(guó)財(cái)政支出對(duì)私人投資的長(zhǎng)短期效應(yīng)，結(jié)果表明，短期內(nèi)財(cái)政支出對(duì)私人投資具有一定擠出效應(yīng)，而長(zhǎng)期均衡關(guān)系上則表現(xiàn)為擠入效應(yīng)。關(guān)鍵詞： 財(cái)政支出，私人投資，擠出效應(yīng)，擠入效應(yīng)一、引  言盡管宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)各學(xué)派就財(cái)政政策是否有效這個(gè) 問(wèn)題 一直存在著爭(zhēng)論，但現(xiàn)實(shí)情況是各國(guó)政府一直以來(lái)都把財(cái)政政策視為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的重要工具。針對(duì)本次我國(guó)經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)的局部過(guò)熱問(wèn)題，

2、從政府提出的由積極財(cái)政政策向穩(wěn)健財(cái)政政策轉(zhuǎn)變的思路中，可以看出財(cái)政政策仍然被寄予了厚望。由于政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的作用不僅取決于其對(duì)總需求的直接貢獻(xiàn)，同時(shí)也取決于它對(duì)私人投資的 影響 ，因此， 研究 政府支出對(duì)私人部門投資的影響也就成為研究財(cái)政政策效應(yīng)的一個(gè)重要課題。近年來(lái)，許多學(xué)者對(duì)1998年以來(lái)我國(guó)實(shí)施的擴(kuò)張性財(cái)政政策是否具有擠出效應(yīng)以及對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響進(jìn)行了一系列的分析，但大多數(shù)研究仍局限于定性分析，少數(shù)定量分析也多用年度數(shù)據(jù)進(jìn)行靜態(tài)分析。但是，財(cái)政支出對(duì)私人投資的影響本身是個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程，在不同時(shí)期表現(xiàn)出的效應(yīng)并不一樣，因此采用定量靜態(tài)分析方法不利于準(zhǔn)確地把握財(cái)政政策的效果。本文在重新梳理財(cái)

3、政支出對(duì)私人投資效應(yīng)的基礎(chǔ)上，利用季度數(shù)據(jù)，采用向量自回歸(var)模型、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型等動(dòng)態(tài)計(jì)量模型分析了我國(guó)財(cái)政支出對(duì)私人投資的長(zhǎng)短期效應(yīng)，以期為政策效應(yīng)的把握和政策的及時(shí)調(diào)整提供依據(jù)。二、財(cái)政支出對(duì)私人投資的影響： 理論 分析關(guān)于財(cái)政支出對(duì)私人部門投資的影響，凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，政府支出增加時(shí)會(huì)導(dǎo)致利率上升，而利率的上升又會(huì)對(duì)私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。然而，這種分析并不全面，因?yàn)橐豁?xiàng)財(cái)政支出對(duì)私人投資的影響可能會(huì)隨著時(shí)間推移而有所不同。而且擠出效應(yīng)不僅僅包括由于利率上升的擠出部分，還包括與利率無(wú)關(guān)的擠出部分，除此之外，財(cái)政支出還可能對(duì)私人投資帶來(lái)擠入效應(yīng)。因此，有必要把財(cái)政支出對(duì)私

4、人投資的效應(yīng)進(jìn)行重新劃分，即：直接擠出效應(yīng)、間接擠出效應(yīng)、間接擠入效應(yīng)。(一)直接擠出效應(yīng)所謂“直接擠出效應(yīng)”是指政府為了實(shí)施擴(kuò)張性的財(cái)政政策，通過(guò)向公眾( 企業(yè) 、居民、商業(yè)銀行等)借款而引起的政府與私人部門在借貸資金需求上的競(jìng)爭(zhēng)，由于政府在競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位，因此，在 金融 資源既定的約束下私人部門投資需求的資金供應(yīng)必然要減少，從而造成對(duì)私人投資的擠出效應(yīng)。這種擠出效應(yīng)不需要其它中間變量作為傳導(dǎo)機(jī)制，同時(shí)在時(shí)間順序上最先表現(xiàn)出來(lái)，所以本文將這種擠出效應(yīng)稱之為“直接擠出效應(yīng)”。我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，政府的財(cái)政收入占gdp的比重呈逐年下降趨勢(shì)，因此，積極財(cái)政政策的實(shí)施更多地依賴于發(fā)行國(guó)債進(jìn)行融資

5、，尤其是1998年以來(lái)所實(shí)施的積極財(cái)政政策基本上是靠單一的發(fā)行國(guó)債來(lái)為政府投資融資，積極財(cái)政政策實(shí)施的三年正是國(guó)債大幅度增發(fā)的三年，也是財(cái)政赤字大幅度增加的三年(閻坤，2002)。無(wú)論國(guó)債的認(rèn)購(gòu)主體是金融機(jī)構(gòu)、非金融機(jī)構(gòu)還是居民，政府融資都會(huì)減少全 社會(huì) 金融資源的供應(yīng)，加劇私人部門的融資難度，因此，我們有理由相信財(cái)政支出的“直接擠出效應(yīng)”在我國(guó)是存在的。(二)間接擠出效應(yīng)凱恩斯主義的財(cái)政政策理論認(rèn)為，假設(shè)經(jīng)濟(jì)初始時(shí)處于均衡點(diǎn)e處，此時(shí)政府支出增加將提高在每一利率水平上的總需求，從而使正點(diǎn)變成了過(guò)度產(chǎn)品需求點(diǎn)，于是推動(dòng)is曲線向右移動(dòng)至is位置，若利率保持固定不變，則新均衡點(diǎn)將移至e點(diǎn)。雖然e

6、在產(chǎn)品市場(chǎng)上達(dá)到了均衡，但在資本市場(chǎng)上由于收入的提高增加了貨幣需求，此時(shí)e處于過(guò)度貨幣需求，因此利率隨之上升，最終的均衡點(diǎn)將位于e點(diǎn)。實(shí)際收入增加的部分是(y-y 0 )，低于簡(jiǎn)單乘數(shù)效應(yīng)規(guī)模(y-y 0 )。而(y-y)部分就是由于政府支出使利率上升從而導(dǎo)致私人投資水平降低的結(jié)果。宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于財(cái)政支出對(duì)私人投資的擠出效應(yīng)指的就是該效應(yīng)，由于這種擠出效應(yīng)是以利率作為中間變量進(jìn)行傳導(dǎo)的，因此可以稱之為“間接擠出效應(yīng)”。(三)間接擠入效應(yīng)間接擠入效應(yīng)是指：(1)政府在基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資會(huì)使投資環(huán)境得到明顯的改善，從而降低私人投資成本，這樣即便是在收益既定的情況下，也會(huì)增加企業(yè)的利潤(rùn)，從而刺激私

7、人投資的積極性，提高私人部門的投資水平；(2)政府增加在基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資又會(huì)增加與之相關(guān)聯(lián)行業(yè)的需求，為這些行業(yè)提供新的投資機(jī)會(huì)，從而增加這些領(lǐng)域的私人投資。由于上述兩種作用分別依靠成本和中間行業(yè)來(lái)傳導(dǎo)，所以將之稱為“間接擠入效應(yīng)”。1998年以來(lái)，我國(guó)實(shí)施積極財(cái)政政策的重點(diǎn)是加大對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資，這一方面有效地緩解了許多地區(qū)由于基礎(chǔ)設(shè)施滯后對(duì)經(jīng)濟(jì) 發(fā)展 的“瓶頸”約束，降低了企業(yè)的成本，刺激了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；另一方面由于新的投資機(jī)會(huì)的增加，有效地帶動(dòng)了與基礎(chǔ)設(shè)施相關(guān)聯(lián)行業(yè)的投資水平，比如鋼鐵、水泥和部分機(jī)械設(shè)備制造行業(yè)的增長(zhǎng)。這兩方面作用有效地刺激了私人部門投資水平的提高，形成較強(qiáng)的擠入效

8、應(yīng)。由于間接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)均表現(xiàn)為政府投資若干期后的效應(yīng)，兩種效應(yīng)孰強(qiáng)孰弱從理論上很難辨清，經(jīng)濟(jì)中更可能是表現(xiàn)為這兩種效應(yīng)的一個(gè)綜合效應(yīng)，因此，它對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是正還是負(fù)必須通過(guò)實(shí)證分析加以解決。三、財(cái)政支出擠出、擠入效應(yīng)的實(shí)證分析(一)財(cái)政支出對(duì)私人投資的長(zhǎng)期影響由于宏觀經(jīng)濟(jì)是一個(gè)動(dòng)態(tài)的、隨機(jī)性的系統(tǒng)，它是現(xiàn)在和過(guò)去各種沖擊的反應(yīng)(mountford，uhlig，2004)，采用動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的向量自回歸(var)模型顯然是分析財(cái)政支出效應(yīng)的理想工具。因此，本文首先建立一個(gè)var模型，然后使用johansen(1988、1991)和juselius(1990)提出的基于 var模型的協(xié)

9、整關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)有兩個(gè)優(yōu)點(diǎn)：一是它可以有效地避免利用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立模型出現(xiàn)的偽回歸問(wèn)題；二是協(xié)整關(guān)系具有明確的經(jīng)濟(jì)含義，它表明變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，因此我們利用協(xié)整檢驗(yàn)考察變量之間的長(zhǎng)期影響。我們選擇五個(gè)變量：實(shí)際gdp(用y t 表示)、財(cái)政支出(g t )、宏觀稅收(t t )和私人投資(i t )、貨幣供給(m t )。之所以加入貨幣變量是因?yàn)檎趯?shí)施財(cái)政政策時(shí)，通常伴隨著相應(yīng)貨幣政策的實(shí)施，此時(shí)，財(cái)政政策變量和貨幣政策變量同時(shí)對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)生影響，因此，我們把貨幣供給變量引入到模型中，但是我們著眼點(diǎn)仍然是財(cái)政政策變量對(duì)私人投資的影響。在上述變量中私人投資、財(cái)政支出、

10、實(shí)際gdp都是采用名義值經(jīng)過(guò)價(jià)格指數(shù)調(diào)整而得到的。所有變量均采用季度時(shí)間序列，樣本范圍為1996年到2003年，樣本數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家信息中心的數(shù)據(jù)中心網(wǎng)站和( 中國(guó) 人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào))，部分?jǐn)?shù)據(jù)是通過(guò)把月度數(shù)據(jù)折算為季度數(shù)據(jù)得到的。上述各序列均采用x11季節(jié)調(diào)整程序進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，并進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換。1.單位根檢驗(yàn)var模型的分析結(jié)果嚴(yán)格依賴于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)為白噪聲序列這一假設(shè)條件，而且協(xié)整檢驗(yàn)也是針對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列提出的。因此，首先利用單位根檢驗(yàn)判斷各序列平穩(wěn)性。 表1給出了單位根檢驗(yàn)的adf統(tǒng)計(jì)量、pp統(tǒng)計(jì)量和1%水平的臨界值，根據(jù)表1的檢驗(yàn)可知，5個(gè)序列的adf和pp統(tǒng)計(jì)量值均大于在1%

11、的顯著水平下臨界值，因此，它們均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即這5個(gè)變量在水平值上都是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步對(duì)各序列的1階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)這5個(gè)變量都是一階差分平穩(wěn)的(檢驗(yàn)過(guò)程略)。因此，可以判斷所考察的時(shí)間序列都是1階單整的。由于各序列均為同階單整，下面我們就可以通過(guò)建立var模型進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。2.財(cái)政支出對(duì)私人投資的長(zhǎng)期效應(yīng)：協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)設(shè)隨機(jī)向量為：x t =(y t ，g t ，t t ，i t ，m t )，它的p階var模型為：其中 t 是無(wú)序列相關(guān)的殘差序列，t是樣本容量。可以將上述模型表示為：對(duì)于模型(2)，如果矩陣是降秩的，即0<rank()=r<5，則

12、稱向量的各個(gè)分量之間是協(xié)整的，這時(shí)存在列滿秩矩陣 5×r 和 5×r ，使得= 5×r 5×r 。這時(shí)稱矩陣的每一列為協(xié)整向量，即它們作為系數(shù)可以使得xt-1是平穩(wěn)的。當(dāng)且僅當(dāng)若干個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列具有協(xié)整關(guān)系時(shí)，由這些變量所建立的回歸模型才有意義，同時(shí)變量之間的協(xié)整關(guān)系一般也有著明顯的 經(jīng)濟(jì) 含義，它表示這些變量之間存在著共同的趨勢(shì)，具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。在確定var模型的滯后階時(shí)，我們利用aic準(zhǔn)則和sc準(zhǔn)則，并采用滯后結(jié)構(gòu)(lag structure)診斷，最終確定的滯后階數(shù)為2階。表2給出了利用johansen(1988、1991)和juselius

13、(1990)提出的基于 var 方法 的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(僅給出了第一、第二及第三大特征根)。首先，五變量y t ，g t ，t t ，i t ，m t 的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，第一、第二個(gè)跡統(tǒng)計(jì)量值均大于5%的顯著水平下臨界值，可知第一個(gè)和第二個(gè)原假設(shè)被拒絕，第三個(gè)統(tǒng)計(jì)量值小于臨界值，接受原假設(shè)，所以檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量之間有且僅有2個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此，五個(gè)變量之間在5%顯著水平下存在協(xié)整關(guān)系，這同時(shí)表明實(shí)際gdp、財(cái)政支出、私人投資、宏觀稅收以及貨幣供給之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的相互作用關(guān)系。進(jìn)一步將協(xié)整向量標(biāo)準(zhǔn)化(取第一個(gè)分量為單位1)后，可以得到如下顯著性最高的協(xié)整組合(3)式：上式中u t 為平

14、穩(wěn)時(shí)間序列，各變量下括號(hào)中的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量值。從協(xié)整組合關(guān)系式(3)可以看出，財(cái)政支出和貨幣供給量均與私人投資呈同方向變化，即從長(zhǎng)期均衡關(guān)系看，財(cái)政支出對(duì)私人投資具有帶動(dòng)作用，而且參數(shù)顯著，說(shuō)明擴(kuò)張性的財(cái)政支出對(duì)拉動(dòng)私人投資較為有效，并沒(méi)有出現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)私人投資的擠出效應(yīng)，所以財(cái)政支出對(duì)私人投資在長(zhǎng)期效應(yīng)上綜合地表現(xiàn)為擠入效應(yīng)。貨幣供給量雖然與私人投資也呈正向關(guān)系，但參數(shù)不顯著，說(shuō)明貨幣擴(kuò)張對(duì)私人投資的 影響 輕微。因此，從上述的檢驗(yàn)結(jié)果看，我們從1998年開(kāi)始實(shí)行的擴(kuò)張性財(cái)政政策對(duì)拉動(dòng)投資、解決內(nèi)需不足等 問(wèn)題 是能夠得到統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)支持的。另外，從模型(3)中還可以看到稅收和私人投資呈同方向變

15、動(dòng)，但參數(shù)不顯著，這是因?yàn)閺?996年以后，我國(guó)的宏觀稅率(稅收相對(duì)于gdp的比值)并沒(méi)有與擴(kuò)張性的政府支出保持相同的政策方向，即宏觀稅率從1996年開(kāi)始呈上升趨勢(shì)(參見(jiàn)圖2)，稅收的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)大于gdp的增長(zhǎng)速度，這顯然與擴(kuò)張性的財(cái)政政策相背離，不過(guò)這種影響在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。另外，由于上述協(xié)整組合的各個(gè)變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換，變量前的參數(shù)是彈性系數(shù)的概念，是某一變量的變化率對(duì)私人投資變化率的比率，因此，在協(xié)整方程中出現(xiàn)私人投資與實(shí)際gdp符號(hào)相反也是正常的，因?yàn)閺?998年開(kāi)始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率一直處于下滑態(tài)勢(shì)，而我們的樣本區(qū)間正好是1996年至2002年。不過(guò)應(yīng)該注意的是，我們使用的模型只是

16、一個(gè)局部檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停茨Ｐ蛢H考慮了與私人投資有關(guān)變量的相關(guān)性，忽略了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中其它變量的影響，所以模型中各變量前的參數(shù)并非嚴(yán)格意義上的彈性系數(shù)，參數(shù)大小也僅具有相對(duì)意義。(二)財(cái)政支出對(duì)私人投資短期影響：誤差修正模型下面我們使用誤差修正模型(ecm)來(lái)描述財(cái)政支出等變量對(duì)私人投資的短期影響關(guān)系。利用協(xié)整組合，可以得到下述描述短期調(diào)整過(guò)程的ecm模型：對(duì)于上式，系數(shù)表示誤差修正系數(shù)，也表示調(diào)整過(guò)程的收斂速度，如果ecm中誤差調(diào)整系數(shù)的絕對(duì)值小于1，則意味著短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡收斂。 i 是短期參數(shù)，代表變量之間的短期影響關(guān)系。因此，可以用ecm模型來(lái)刻劃變量之間的短期影響關(guān)系以及短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡收

17、斂情況。下述模型給出了具體的誤差修正模型(限于本文的 研究 目的，下面僅給出了pi t 方程，其它方程略)：上式括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量值。 分析 上述誤差修正模型我們發(fā)現(xiàn)：首先，協(xié)整誤差對(duì)于私人投資的短期波動(dòng)存在著顯著的修正影響，這說(shuō)明私人投資受到共同趨勢(shì)作用的影響；其次，在短期調(diào)整中，財(cái)政支出、稅收、貨幣供給以及實(shí)際gdp等幾個(gè)變量中，只有財(cái)政支出的參數(shù)顯著，表明財(cái)政支出短期波動(dòng)對(duì)私人投資具有顯著的影響，并且呈反方向作用，這正是財(cái)政支出擴(kuò)張對(duì)私人投資具有短期擠出效應(yīng)的體現(xiàn)。四、基本結(jié)論首先，從 理論 分析可知，財(cái)政支出對(duì)私人投資的影響不僅包括凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論所提出的與利率有關(guān)的擠出效應(yīng)，還

18、包括與利率無(wú)關(guān)的擠出效應(yīng)，并且，財(cái)政支出對(duì)私人投資的影響會(huì)隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)出不同的效應(yīng)，在短期上可能表現(xiàn)出直接擠出效應(yīng)，而在中長(zhǎng)期則是間接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)的綜合效應(yīng)。其次，利用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表明，私人投資、財(cái)政支出、貨幣供給、宏觀稅收以及實(shí)際gdp之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系；財(cái)政支出對(duì)私人投資在長(zhǎng)期均衡關(guān)系上表現(xiàn)為擠入效應(yīng)，這種擠入效應(yīng)正是間接擠出效應(yīng)和間接擠入效應(yīng)的綜合反映。這是由于我國(guó)近些年來(lái)財(cái)政支出的重點(diǎn)是加大對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的投資，在國(guó)民經(jīng)濟(jì) 發(fā)展 較快時(shí)，加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅可以改善投資環(huán)境，降低成本，而且還會(huì)對(duì)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生輻射效應(yīng)，從而形成新的、有利的投資機(jī)會(huì)，這是導(dǎo)致財(cái)政支出在長(zhǎng)期上表現(xiàn)為擠入效應(yīng)的根本原因。第三，從ecm模型中可以看出，私人投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行著顯著的調(diào)整反應(yīng)，但是收斂速度很慢，這意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)中的私人投資調(diào)整還有一定的余地。同時(shí)，從短期波動(dòng)來(lái)看，財(cái)政支出與私人投資呈現(xiàn)反方向變化特征，這是財(cái)政支出短期內(nèi)對(duì)私人投資具有擠出效應(yīng)的具體體現(xiàn)。這種擠出效應(yīng)是由于政府在實(shí)行擴(kuò)張性政策時(shí)，同私人部門產(chǎn)生借貸資金競(jìng)