我國財政支出對私人投資影響的實證分析

1、我國財政支出對私人投資影響的實證分析     摘要：本文在重新界財政支出對私投資效應(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、誤差修正模型等動態(tài)計經(jīng)濟學(xué)方法分析了我國財政支出對私人投資的長短期效應(yīng)，結(jié)果表明，短期內(nèi)財政支出對私人投資具有一定擠出效應(yīng)，而長期均衡關(guān)系上則表現(xiàn)為擠入效應(yīng)。 關(guān)鍵詞：財政支出，私人投資，擠出效應(yīng)，擠入效應(yīng)一、引  言盡管宏觀經(jīng)濟學(xué)各學(xué)派就財政政策是否有效這個問題一直存在著爭論，但現(xiàn)實情況是各國政府一直以來都把財政政策視為穩(wěn)定經(jīng)濟的重要工具。針對本次我國經(jīng)濟中出現(xiàn)的局部過熱問題，從政府提出的由積極財

2、政政策向穩(wěn)健財政政策轉(zhuǎn)變的思路中，可以看出財政政策仍然被寄予了厚望。由于政府支出對經(jīng)濟的作用不僅取決于其對總需求的直接貢獻，同時也取決于它對私人投資的影響，因此，研究政府支出對私人部門投資的影響也就成為研究財政政策效應(yīng)的一個重要課題。近年來，許多學(xué)者對1998年以來我國實施的擴張性財政政策是否具有擠出效應(yīng)以及對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生的影響進行了一系列的分析，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)進行靜態(tài)分析。但是，財政支出對私人投資的影響本身是個動態(tài)過程，在不同時期表現(xiàn)出的效應(yīng)并不一樣，因此采用定量靜態(tài)分析方法不利于準確地把握財政政策的效果。本文在重新梳理財政支出對私人投資效應(yīng)的基礎(chǔ)上

3、，利用季度數(shù)據(jù)，采用向量自回歸(VAR)模型、協(xié)整檢驗、誤差修正模型等動態(tài)計量模型分析了我國財政支出對私人投資的長短期效應(yīng)，以期為政策效應(yīng)的把握和政策的及時調(diào)整提供依據(jù)。二、財政支出對私人投資的影響：理論分析關(guān)于財政支出對私人部門投資的影響，凱恩斯主義經(jīng)濟學(xué)認為，政府支出增加時會導(dǎo)致利率上升，而利率的上升又會對私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。然而，這種分析并不全面，因為一項財政支出對私人投資的影響可能會隨著時間推移而有所不同。而且擠出效應(yīng)不僅僅包括由于利率上升的擠出部分，還包括與利率無關(guān)的擠出部分，除此之外，財政支出還可能對私人投資帶來擠入效應(yīng)。因此，有必要把財政支出對私人投資的效應(yīng)進行重新劃分，即：直

4、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)”是指政府為了實施擴張性的財政政策，通過向公眾企業(yè)、居民、商銀行等)借款而引起的政府與私人部門在借貸資金需求上的競爭，由于政府在競爭中占據(jù)優(yōu)勢地位，因此，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)機制，同時在時間順序上最先表現(xiàn)出來，所以本文將這種擠出效應(yīng)稱之為“直接擠出效應(yīng)”。我國自改革開放以來，政府的財政收入占GDP的比重呈逐年下降趨勢，因此，積極財政政策的實施更多地依賴于發(fā)行國債進行融資，尤其是1998年以來所實施的積極財政政策基本

5、上是靠單一的發(fā)行國債來為政府投資融資，積極財政政策實施的三年正是國債大幅度增發(fā)的三年，也是財政赤字大幅度增加的三年(閻坤，2002)。無論國債的認購主體是金融機構(gòu)、非金融機構(gòu)還是居民，政府融資都會減少社會金融資源的供應(yīng)，加劇私人部門的融資難度，因此，我們有理由相信財政支出的“直接擠出效應(yīng)”在我國是存在的。(二)間接擠出效應(yīng)凱恩斯主義的財政政策理論認為，假設(shè)經(jīng)濟初始時處于均衡點E處，此時政府支出增加將提高在每一利率水平上的總需求，從而使正點變成了過度產(chǎn)品需求點，于是推動IS曲線向右移動至IS位置，若利率保持固定不變，則新均衡點將移至E點。雖然E在產(chǎn)品市場上達到了均衡，但在資本市場上由于收入的提高

6、增加了貨幣需求，此時E處于過度貨幣需求，因此利率隨之上升，最終的均衡點將位于E點。實際收入增加的部分是(Y-Y0)，低于簡單乘數(shù)效應(yīng)規(guī)模(Y-Y0)。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)濟學(xué)中關(guān)于財政支出對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，也會增加企業(yè)的利潤，從而刺激私人投資的積極性，提高私人部門的投資水平；(2)政府增加在基礎(chǔ)

7、設(shè)施領(lǐng)域的投資又會增加與之相關(guān)聯(lián)行業(yè)的需求，為這些行業(yè)提供新的投資機會，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)來傳導(dǎo)，所以將之稱為“間接擠入效應(yīng)”。1998年以來，我國實施積極財政政策的重點是加大對基礎(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)施滯后對經(jīng)濟發(fā)展的“瓶頸”約束，降低了企業(yè)的成本，刺激了經(jīng)濟的發(fā)展；另一方面由于新的投資機會的增加，有效地帶動了與基礎(chǔ)設(shè)施相關(guān)聯(lián)行業(yè)的投資水平，比如鋼鐵、水泥和部機械設(shè)備制造行業(yè)的增長。這兩方面作用有效地刺激了私人部門投資水平的提高，形成較強的擠入效應(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)，

8、兩種效應(yīng)孰強孰弱從理論上很難辨清，經(jīng)濟中更可能是表現(xiàn)為這兩種效應(yīng)的一個綜合效應(yīng)，因此，它對經(jīng)濟的影響是正還是負必須通過實證分析加以解決。三、財政支出擠出、擠入效應(yīng)的實證分析(一)財政支出對私人投資的長期影響由于宏觀經(jīng)濟是一個動態(tài)的、隨機性的系統(tǒng)，它是現(xiàn)在和過去各種沖擊的反應(yīng)(Mountford，Uhlig，2004)，采用動態(tài)計量經(jīng)濟學(xué)的向量自回歸(VAR)模型顯然是分析財政支出效應(yīng)的理想工具。因此，本文首先建立一個VAR模型，然后使用Johansen(1988、1991)和Juselius(1990)提出的基于 VAR模型的協(xié)整關(guān)系檢驗。協(xié)整關(guān)系檢驗有兩個優(yōu)點：一是它可以有效地避免利用非平穩(wěn)

9、時間序列建立模型出現(xiàn)的偽回歸問題；二是協(xié)整關(guān)系具有明確的經(jīng)濟含義，它表明變量之間存在著長期的均衡關(guān)系，因此我們利用協(xié)整檢驗考察變量之間的長期影響。我們選擇五個變量：實際GDP(用Yt表示)、財政支出(Gt)、宏稅收(Tt)和私人投資(It)、貨幣供給(Mt)。之所以加入貨幣變量是因為政府在實施財政政策時，通常伴隨著相應(yīng)貨幣政策的實施，此時，財政政策變量和貨幣政策變量同時對實際經(jīng)濟發(fā)生影響，因此，我們把貨幣供給變量引入到模型中，但是我們著眼點仍然是財政政策變量對私人投資的影響。在上述變量中私人投資、財政支出、實際GDP都是采用名義值經(jīng)過價格指數(shù)調(diào)整而得到的。所有變量均采用季度時間序列，樣本范圍為

10、1996年到2003年，樣本數(shù)據(jù)來自國家信息中心的數(shù)據(jù)中心網(wǎng)站和(中國人民銀行統(tǒng)計季報)，部分數(shù)據(jù)是通過把月度數(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)整程序進行了季節(jié)調(diào)整，并進行了對數(shù)變換。1.單位根檢驗VAR模型的分析結(jié)果嚴格依賴于隨機擾動項為白噪聲序列這一假設(shè)條件，而且協(xié)整檢驗也是針對非平穩(wěn)時間序列提出的。因此，首先利用單位根檢驗判斷各序列平穩(wěn)性。      表1給出了單位根檢驗的ADF統(tǒng)計量、PP統(tǒng)計量和1%水平的臨界值，根據(jù)表1的檢驗可知，5個序列的ADF和PP統(tǒng)計量值均大于在1%的顯著水平下臨界值，因此，它們均不能拒絕“

11、存在單位根”的原假設(shè)，即這5個變量在水平值上都是非平穩(wěn)的。進一步對各序列的1階差分進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)這5個變量都是一階差分平穩(wěn)的(檢驗過程略)。因此，可以判斷所考察的時間序列都是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建立VAR模型進行協(xié)整關(guān)系檢驗。2.財政支出對私人投資的長期效應(yīng)：協(xié)整關(guān)系檢驗設(shè)隨機向量為：Xt=(Yt，Gt，Tt，It，Mt)，它的P階VAR模型為：其中t是無序列相關(guān)的殘差序列，T是樣本容量?？梢詫⑸鲜瞿Ｐ捅硎緸椋簩τ谀Ｐ?2)，如果矩陣是降秩的，即0<rank()=r<5，則稱向量的各個分量之間是協(xié)整的，這時存在列滿秩矩陣5×r和5&

12、#215;r，使得=5×r5×r。這時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。當且僅當若干個非平穩(wěn)時間序列具有協(xié)整關(guān)系時，由這些變量所建立的回歸模型才有意義，同時變量之間的協(xié)整關(guān)系一般也有著明顯的經(jīng)濟含義，它表示這些變量之間存在著共同的趨勢，具有長期的均衡關(guān)系。在確定VAR模型的滯后階時，我們利用AIC準則和SC準則，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(1990)提出的基于 VAR方法的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果(僅給出了第一、第二及第三大特征根)

13、。首先，五變量Yt，Gt，Tt，It，Mt的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，第一、第二個跡統(tǒng)計量值均大于5%的顯著水平下臨界值，可知第一個和第二個原假設(shè)被拒絕，第三個統(tǒng)計量值小于臨界值，接受原假設(shè)，所以檢驗結(jié)果表明，變量之間有且僅有2個協(xié)整關(guān)系。因此，五個變量之間在5%顯著水平下存在協(xié)整關(guān)系，這同時表明實際GDP、財政支出、私人投資、宏觀稅收以及貨幣供給之間存在長期穩(wěn)定的相互作用關(guān)系。進一步將協(xié)整向量標準化(取第一個分量為單位1)后，可以得到如下顯著性最高的協(xié)整組合(3)式：上式中ut為平穩(wěn)時間序列，各變量下括號中的數(shù)值為t統(tǒng)計量值。從協(xié)整組合關(guān)系式(3)可以看出，財政支出和貨幣供給量均與私人投資呈同方

14、向變化，即從長期均衡關(guān)系看，財政支出對私人投資具有帶動作用，而且參數(shù)顯著，說明擴張性的財政支出對拉動私人投資較為有效，并沒有出現(xiàn)財政支出對私人投資的擠出效應(yīng)，所以財政支出對私人投資在長期效應(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，說明貨幣擴張對私人投資的影響輕微。因此，從上述的檢驗結(jié)果看，我們從1998年開始實行的擴張性財政政策對拉動投資、解決內(nèi)需不足等問題是能夠得到統(tǒng)計檢驗支持的。另外，從模型(3)中還可以看到稅收和私人投資呈同方向變動，但參數(shù)不顯著，這是因為從1996年以后，我國的宏觀稅率(稅收相對于GDP的比值)并沒有與擴張性的政府支出保持相同的政策方

15、向，即宏觀稅率從1996年開始呈上升趨勢(參見圖2)，稅收的增長速度遠大于GDP的增長速度，這顯然與擴張性的財政政策相背離，不過這種影響在統(tǒng)計上是不顯著的。另外，由于上述協(xié)整組合的各個變量均進行了對數(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)私人投資與實際GDP符號相反也是正常的，因為從1998年開始，我國經(jīng)濟增長率一直處于下滑態(tài)勢，而我們的樣本區(qū)間正好是1996年至2002年。不過應(yīng)該注意的是，我們使用的模型只是一個局部檢驗?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)并非嚴格

16、意義上的彈性系數(shù)，參數(shù)大小也僅具有相對意義。(二)財政支出對私人投資短期影響：誤差修正模型下面我們使用誤差修正模型(ECM)來描述財政支出等變量對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)整過程的ECM模型：對于上式，系數(shù)表示誤差修正系數(shù)，也表示調(diào)整過程的收斂速度，如果ECM中誤差調(diào)整系數(shù)的絕對值小于1，則意味著短期波動向長期均衡收斂。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模型來刻劃變量之間的短期影響關(guān)系以及短期波動向長期均衡收斂情況。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PIt方程，其它方程略)：上式括號內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計量值

17、。分析上述誤差修正模型我們發(fā)現(xiàn)：首先，協(xié)整誤差對于私人投資的短期波動存在著顯著的修正影響，這說明私人投資受到共同趨勢作用的影響；其次，在短期調(diào)整中，財政支出、稅收、貨幣供給以及實際GDP等幾個變量中，只有財政支出的參數(shù)顯著，表明財政支出短期波動對私人投資具有顯著的影響，并且呈反方向作用，這正是財政支出擴張對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，財政支出對私人投資的影響不僅包括凱恩斯宏觀經(jīng)濟理論所提出的與利率有關(guān)的擠出效應(yīng)，還包括與利率無關(guān)的擠出效應(yīng)，并且，財政支出對私人投資的影響會隨著時間的推移呈現(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)，而在中長期則是間接擠出

18、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)系檢驗表明，私人投資、財政支出、貨幣供給、宏觀稅收以及實際GDP之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系；財政支出對私人投資在長期均衡關(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。這是由于我國近些年來財政支出的重點是加大對基礎(chǔ)設(shè)施的投資，在國民經(jīng)濟發(fā)展較快時，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，而且還會對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生輻射效應(yīng)，從而形成新的、有利的投資機會，這是導(dǎo)致財政支出在長期上表現(xiàn)為擠入效應(yīng)的根本原因。第三，從ECM模型中可以看出，私人投資對于經(jīng)濟的長期均衡關(guān)系進行著顯著的調(diào)整反應(yīng)，但是收斂速度很慢，這意味著我國經(jīng)濟中的私人投資調(diào)整還有一定的余地。同時，從短期波動來看，財政支出與私人投資呈現(xiàn)反方向變化特征，這是財政支出短期內(nèi)對私人投資具有擠出效應(yīng)的具體體現(xiàn)。這種擠出效應(yīng)是由于政府在實行擴張性政策時，同私人部門