短期波動(dòng)、投資和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究

盧二坡

（1.南京大學(xué) 應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站，南京 210093；2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 應(yīng)用統(tǒng)計(jì)研究所，安徽 蚌埠 233030）

短期波動(dòng)、投資和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究

盧二坡1,2

（1.南京大學(xué) 應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站，南京 210093；2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 應(yīng)用統(tǒng)計(jì)研究所，安徽 蚌埠 233030）

文章使用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，研究了我國(guó)短期波動(dòng)是否影響投資，以及短期波動(dòng)是否通過(guò)投資影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)。研究表明，波動(dòng)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的邊際影響為負(fù)，對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的邊際影響為正。波動(dòng)對(duì)各種投資的影響隨著各地區(qū)市場(chǎng)化程度的不同而具有異質(zhì)性。非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資可能是我國(guó)波動(dòng)影響增長(zhǎng)的重要渠道之一。

短期波動(dòng)；投資；長(zhǎng)期增長(zhǎng)；市場(chǎng)化

0 引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的投資體制發(fā)生了很多實(shí)質(zhì)性的轉(zhuǎn)變。在投資主體方面，由過(guò)去的以各級(jí)政府和國(guó)有經(jīng)濟(jì)為主，轉(zhuǎn)變?yōu)榘ㄕ蛧?guó)有企業(yè)等國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資主體以及集體經(jīng)濟(jì)、個(gè)體經(jīng)濟(jì)、私營(yíng)經(jīng)濟(jì)、外商投資經(jīng)濟(jì)等非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資主體的多元化投資主體的混合模式。隨著改革的深入，中國(guó)總體投資行為發(fā)生了巨大變化，地方政府和國(guó)有企業(yè)投資在一定程度上逐漸受市場(chǎng)引導(dǎo)，但在投資過(guò)程中數(shù)量擴(kuò)張的沖動(dòng)依然十分強(qiáng)烈。而非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中壯大，與國(guó)有企業(yè)相比，這些企業(yè)有著不同的行為特征，基本上是以市場(chǎng)為導(dǎo)向，以利潤(rùn)為目標(biāo)，對(duì)市場(chǎng)供求和價(jià)格的變化非常敏感，同時(shí)需要承擔(dān)投資的風(fēng)險(xiǎn)。

由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)具有不同的行為特征，我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)不同所有制類(lèi)型的投資的影響也可能是不同的。有統(tǒng)計(jì)分析表明，國(guó)家投資宏觀調(diào)控政策對(duì)國(guó)有投資的影響力影響要明顯大于國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資，每一次的抑制和啟動(dòng)投資都是從國(guó)有部門(mén)開(kāi)始的，并最終通過(guò)市場(chǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制影響到非國(guó)有部門(mén)，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的啟動(dòng)和回落均滯后于國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資。因此，有必要在將總投資分解為國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)短期波動(dòng)是否影響投資從而影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)進(jìn)行研究。

1 模型、變量和數(shù)據(jù)

1.1 實(shí)證模型

本文擬在盧二坡、曾五一（2008）研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)我國(guó)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)投資的影響，以及短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否通過(guò)投資渠道影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)?；谏衔牡目紤]，結(jié)合相關(guān)理論及中國(guó)的實(shí)際，本文將總投資分解為國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資，并綜合考慮了如下的面板數(shù)據(jù)模型：

式（1）中，dmcapitalit是被解釋變量，分別表示各地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生總值的比重all、各地區(qū)國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重stait、各地區(qū)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重nstait，根據(jù)實(shí)證分析的需要，將交替使用這三者做被解釋變量。volit表示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的度量，mktit為市場(chǎng)化程度的度量，volit和 volit×mktit是上述模型中的核心解釋變量，用以考察波動(dòng)對(duì)投資的效應(yīng)以及市場(chǎng)化程度是否會(huì)對(duì)波動(dòng)和投資間的關(guān)系產(chǎn)生影響。ctrlit為根據(jù)理論分析及相關(guān)文獻(xiàn)所選擇的一系列控制變量，i和t分別表示第i個(gè)省份和第t期，εit為獨(dú)立同分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。下面對(duì)相關(guān)變量及數(shù)據(jù)進(jìn)行說(shuō)明。

1.2 變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究使用我國(guó)大陸地區(qū)1979-2004年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，樣本包括除重慶和西藏之外的29個(gè)省、自治區(qū)、直轄市。為更好的反映波動(dòng)對(duì)投資的影響，本研究選擇五年作為時(shí)間間隔，將1979～2004年劃分為五個(gè)相等的時(shí)間段，分別為 1979～1984、1984～1989、1989～1994、1994～1999、1999～2004。所使用的原始數(shù)據(jù)都來(lái)源于《新中國(guó)統(tǒng)計(jì)資料五十年匯編》和《新中國(guó)統(tǒng)計(jì)資料五十五年匯編》，本研究所涉及的主要變量說(shuō)明如下。

1.2.1 被解釋變量。

式（1）中的被解釋變量分別為國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的份額stait，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額占地區(qū)生總值的比重nstatit以及全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的份額allit。固定資產(chǎn)投資總額是中國(guó)投資統(tǒng)計(jì)特有的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，它與SNA體系中用支出法核算國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的固定資本形成總額有所不同，嚴(yán)格的說(shuō)計(jì)算投資率應(yīng)該使用后者。但由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編制得到的固定資本形成總額數(shù)據(jù)是以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額為基礎(chǔ)通過(guò)一定調(diào)整計(jì)算得到的，因此，大部分年份中固定資產(chǎn)投資總額數(shù)據(jù)和固定資本形成總額數(shù)據(jù)相差不大。由于固定資產(chǎn)投資總額可以分解為國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資，因此，本文計(jì)算投資率使用了固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)。各時(shí)間段內(nèi)不同投資率的計(jì)算方法均為該時(shí)間段內(nèi)各年平均的固定資產(chǎn)投資與平均的地區(qū)生產(chǎn)總值之比。

1.2.2 核心解釋變量。

式（1）中的核心解釋變量分別為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)volit和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與市場(chǎng)化程度的交叉項(xiàng)volit×mktit。這些變量簡(jiǎn)要說(shuō)明如下。

volit：經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是一個(gè)廣義的概念，其度量方法也有很多種，不同的度量方法各有其優(yōu)缺點(diǎn)，并沒(méi)有哪一種波動(dòng)度量方法可以反映波動(dòng)的所有特征。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差由于具有含義明確、計(jì)算簡(jiǎn)便、使用靈活、較少受到數(shù)據(jù)樣本長(zhǎng)度的限制等優(yōu)點(diǎn)，因而，是現(xiàn)有研究波動(dòng)和增長(zhǎng)關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析文獻(xiàn)中普遍使用的一種波動(dòng)度量方法。由于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差會(huì)由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均值的不同而不具有可比性，為消除均值的影響，本文用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)來(lái)表示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的大小，即有：volit=σit/git，其中 σit為 t-τ+1 到 t期 i地區(qū)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)差分的標(biāo)準(zhǔn)差。

mktit：“市場(chǎng)化”是指從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行體制轉(zhuǎn)軌的過(guò)程，它不是簡(jiǎn)單的一項(xiàng)規(guī)章制度的變化，而是一系列經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律等的變革，因此對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程的定量測(cè)定也是一項(xiàng)極為復(fù)雜的工作。本文采用各地區(qū)城鎮(zhèn)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)職工人數(shù)占職工人數(shù)的比重來(lái)表示其市場(chǎng)化進(jìn)程，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重只是經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌的一個(gè)具體反映，它不能完全表征市場(chǎng)化進(jìn)程的所有方面。盡管如此，該指標(biāo)與市場(chǎng)化的其他方面（如現(xiàn)代企業(yè)制度、就業(yè)制度、宏觀調(diào)控方式等）有著較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)關(guān)系，它的變動(dòng)趨勢(shì)（路徑）能夠大體上反映我國(guó)及各地區(qū)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變過(guò)程中制度變遷的強(qiáng)度。各時(shí)間段內(nèi)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重的計(jì)算方法為該時(shí)間段內(nèi)各年非國(guó)有經(jīng)濟(jì)職工人數(shù)總和除以各年職工人數(shù)總和。

1.2.3 重要控制變量。

結(jié)合投資理論以及中國(guó)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)，影響我國(guó)投資的還有其他一些因素，如地理位置、市場(chǎng)化程度、金融深化、政府干預(yù)等等，在式（1）中它們就是一系列控制變量，用ctrlit表示，各控制變量說(shuō)明如下。

mktit：反映市場(chǎng)化程度的指標(biāo)，用非國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重表示。隨著我國(guó)市場(chǎng)化程度的提高，包括勞動(dòng)力在內(nèi)的生產(chǎn)要素逐漸向非國(guó)有部門(mén)轉(zhuǎn)移，非國(guó)有部門(mén)面臨的投資領(lǐng)域增多，進(jìn)入市場(chǎng)的門(mén)檻被降低，要素約束程度也有所松弛，無(wú)疑有利于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)部門(mén)的投資。預(yù)計(jì)mktit對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資nstait的影響為正，對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資stait的影響為負(fù)。當(dāng)模型中包括叉項(xiàng)vol×mkt時(shí)，為減輕變量之間多重共線性的影響，在模型中使用東部地區(qū)虛擬變量east作為對(duì)市場(chǎng)化程度mktit的離散型度量。

loanit：貸款占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，是反映金融發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)。金融發(fā)展應(yīng)該包括金融機(jī)構(gòu)發(fā)展和資本市場(chǎng)發(fā)展，中國(guó)的資本市場(chǎng)尚不成熟，金融機(jī)構(gòu)能代表中國(guó)整體金融發(fā)展水平，金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展又集中于銀行的發(fā)展上，而銀行貸款是中國(guó)金融資源的主要配置方式，因此用貸款占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重可以反映整體金融發(fā)展水平。金融深化可以增加金融資源的流動(dòng)性，減少金融投資的交易成本，從而導(dǎo)致投資的增加，但是我國(guó)的銀行貸款對(duì)國(guó)內(nèi)資本存在歧視，銀行貸款主要流向了國(guó)有企業(yè)，而非國(guó)有企業(yè)得到的銀行貸款卻很少，不得不主要依靠?jī)?nèi)部融資和外資。因此，銀行貸款對(duì)不同投資的影響是不同的。各子時(shí)間段內(nèi)貸款占地區(qū)生產(chǎn)總值平均比重的計(jì)算方法同市場(chǎng)化程度。

govit：政府消費(fèi)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，可以反映政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)。理論上講，縮減政府規(guī)模和不必要的財(cái)政干預(yù)是市場(chǎng)化的目標(biāo)，這對(duì)于促進(jìn)投資是必要的。然而，政府消費(fèi)也可能會(huì)誘致企業(yè)投資，而且像基礎(chǔ)設(shè)施之類(lèi)的公共品還離不開(kāi)財(cái)政投入，因此無(wú)從預(yù)計(jì)它們對(duì)投資的影響。各子時(shí)間段內(nèi)政府消費(fèi)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的計(jì)算方法同市場(chǎng)化程度。

此外，與 Ramey and Ramey(1995)、Aizenman and Marion(1999)的做法一致，在投資方程中還加入了其他控制變量，包括各時(shí)間段初始的對(duì)數(shù)人均地區(qū)生產(chǎn)總值lnyi,t-τ，初始的人力資本水平humi,t-τ，以及人口增長(zhǎng)率popit。這些變量是由Levine and Renelt(1992)識(shí)別出的在跨國(guó)投資和增長(zhǎng)回歸方程中具有穩(wěn)健性的重要變量。其中，初始的人力資本水平用各時(shí)間段期初每萬(wàn)人中大學(xué)生數(shù)來(lái)表示；人口增長(zhǎng)率用各時(shí)間段期末與期初人口數(shù)的對(duì)數(shù)差分來(lái)計(jì)算。

表1 波動(dòng)和投資

2 計(jì)量結(jié)果及分析

使用我國(guó)29個(gè)省區(qū)1979～2004年不同時(shí)間段的面板數(shù)據(jù)，分別以國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資率和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資率作為被解釋變量，對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。表 1 中第（1）、（2）列是沒(méi)有在解釋變量中添加交叉項(xiàng)（vol×mkt）的結(jié)果，第（3）、（4）、（5）列是添加了交叉項(xiàng)后的結(jié)果。 為了控制各子時(shí)間段內(nèi)的動(dòng)態(tài)差異，估計(jì)時(shí)加入了期間固定效應(yīng)（即期間啞變量）。由于控制變量中包含的東部地區(qū)啞變量與地區(qū)固定效應(yīng)呈多重共線性，為了便于不同結(jié)果的對(duì)比，在估計(jì)時(shí)都沒(méi)有考慮地區(qū)固定效應(yīng)。此外，為了控制可能存在的異方差的影響，表中括號(hào)內(nèi)給出的是White異方差穩(wěn)健估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差。

由表第（1）、（2）列估計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，在解釋變量中未添加交叉項(xiàng)時(shí)，波動(dòng)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響為負(fù)，對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響為正，然而，其影響都不顯著。第（3）、（4）列在解釋變量中添加了交叉項(xiàng)，當(dāng)以sta為被解釋變量時(shí)，波動(dòng)變量vol的系數(shù)顯著為正，而交叉項(xiàng)vol×mkt的系數(shù)顯著為負(fù)。當(dāng)以nsta為被解釋變量時(shí)，結(jié)果恰好相反，波動(dòng)變量vol的系數(shù)顯著為負(fù)，而交叉項(xiàng)vol×mkt的系數(shù)卻顯著為正。第（5）列進(jìn)一步以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資all為被解釋變量，得到的結(jié)果顯示，波動(dòng)對(duì)all的影響顯然是對(duì)sta和nsta影響綜合的結(jié)果。

就其他重要解釋變量而言，市場(chǎng)化程度（mkt以及east）對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資影響顯著為負(fù)，對(duì)非國(guó)有投資的影響顯著為正，這與前文的預(yù)期一致；銀行貸款對(duì)國(guó)有投資的影響顯著為正，而對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性；政府消費(fèi)（gov）對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資有顯著的影響，而對(duì)非國(guó)經(jīng)濟(jì)投資的影響顯著為負(fù)。

下面主要對(duì)在解釋變量中添加交叉項(xiàng)后的計(jì)量結(jié)果進(jìn)行分析。 由第（3）列可見(jiàn)，vol的系數(shù)為正，vol×mkt的系數(shù)顯著為負(fù)，總體來(lái)看，波動(dòng)變量對(duì)國(guó)有投資的邊際影響為負(fù)（邊際影響為0.097-0.562×mkt），并且這一負(fù)面影響隨著市場(chǎng)化程度的提高而加大。這可能是由于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，國(guó)有投資的擴(kuò)張與收縮一直是中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的直接原因，反過(guò)來(lái)，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)國(guó)有投資可能也有重要影響。

首先、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和國(guó)家宏觀調(diào)控的影響。由于預(yù)算軟約束，國(guó)有部門(mén)存在有強(qiáng)烈的投資沖動(dòng)，投資的高速增長(zhǎng)依賴于充足的金融資源，國(guó)有部門(mén)的資金來(lái)源中銀行貸款占有很大比重，而銀行貸款在很多情況下受?chē)?guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的影響。當(dāng)投資過(guò)熱引起通貨膨脹、物資短缺時(shí)，國(guó)家就會(huì)實(shí)行緊縮政策，對(duì)于國(guó)有部門(mén)而言，緊縮往往是通過(guò)行政手段和信貸數(shù)量的控制達(dá)到的，因此，會(huì)出現(xiàn)國(guó)有投資的更加猛烈的下降。

其次、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和市場(chǎng)化的影響。一方面，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化程度的加深、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)上面臨越來(lái)越激烈的競(jìng)爭(zhēng)，國(guó)有企業(yè)由于競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)，經(jīng)營(yíng)狀況不佳，特別是在經(jīng)濟(jì)衰退期間，國(guó)有企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益低下、資產(chǎn)負(fù)債率高，而造成銀行不良貸款增加。另一方面，隨著商業(yè)銀行規(guī)范化管理的加強(qiáng)，在一定程度上使銀行出現(xiàn)“惜貸”現(xiàn)象，從而影響到國(guó)有投資的增長(zhǎng)，如1998-2002年的情況。

由表 1 第（4）列可見(jiàn)，vol的系數(shù)顯著為負(fù)，vol×mkt的系數(shù)顯著為正，總體來(lái)看，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)非國(guó)有投資的邊際影響為正（邊際影響為-0.037+0.255×mkt），并且這一正面影響隨著市場(chǎng)化程度的提高而加大。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響與國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資不同，可能是由于如下原因：（1）隨著市場(chǎng)化程度的提高，非國(guó)有部門(mén)在發(fā)展過(guò)程中自我積累能力增強(qiáng)，非國(guó)有部門(mén)投資的資金來(lái)源主要是自籌資金，受?chē)?guó)家宏觀調(diào)控的影響要小于國(guó)有投資。（2）非國(guó)有投資對(duì)市場(chǎng)的反應(yīng)更加敏感，更加追求投資效益、注重規(guī)避投資風(fēng)險(xiǎn)，改革開(kāi)放以來(lái)，由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的整體趨勢(shì)比較明朗，國(guó)家的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)較低，投資的預(yù)期收益足以彌補(bǔ)投資的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，因此，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性（國(guó)家的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)）對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資也有正面影響。（3）市場(chǎng)化不同的地區(qū)的非國(guó)有投資受到波動(dòng)的影響也有所不同。由于國(guó)家統(tǒng)一的宏觀調(diào)控政策，在實(shí)行緊縮政策時(shí)，市場(chǎng)化程度較低的西部地區(qū)企業(yè)融資渠道單一，對(duì)國(guó)有銀行依賴大，由于信貸的緊縮，無(wú)法及時(shí)獲得額外資金。而東部地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)育程度較高，市場(chǎng)融資渠道較多，在資金緊縮時(shí)仍可以采取其他融資渠道，因此經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)經(jīng)濟(jì)主體資金需求受到的影響比西部地區(qū)要?。欢趯?shí)行擴(kuò)張政策時(shí)，東部地區(qū)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)也比西部地區(qū)的可利用資金更多，因此，不同地區(qū)的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資受到的波動(dòng)的影響也不同。

表2 波動(dòng)、投資和增長(zhǎng)

由上述分析可見(jiàn)，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資具有不同的影響，而投資是推動(dòng)我國(guó)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的重要力量，那么波動(dòng)是否通過(guò)投資這一渠道對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，通過(guò)哪種投資渠道對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)產(chǎn)生影響？為檢驗(yàn)這一問(wèn)題，本文用我國(guó)29個(gè)省區(qū)1979-2004年各個(gè)五年時(shí)間段的面板數(shù)據(jù)，在盧二坡、曾五一（2008）的計(jì)量模型的基礎(chǔ)上，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為被解釋變量，將總投資率分解為國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資率和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資率作為解釋變量，以觀察不同類(lèi)型的投資對(duì)波動(dòng)和增長(zhǎng)的關(guān)系的影響。其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為各個(gè)五年時(shí)間段的平均增長(zhǎng)率，其他控制變量見(jiàn)前文說(shuō)明。得到的估計(jì)結(jié)果如表2所示。

由表2可以看出，各模型估計(jì)結(jié)果中，波動(dòng)變量vol及交叉項(xiàng)vol×mkt都在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，vol的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)有負(fù)面影響，vol×mkt的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明市場(chǎng)化程度的提高有助于減輕短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的負(fù)面影響，這一結(jié)論與已有文獻(xiàn)的分析結(jié)果也都一致。第（1）列給出了當(dāng)解釋變量中未包含投資率時(shí)的估計(jì)結(jié)果，由結(jié)果可以看出波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響為-0.030+0.110×mkt，使得波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的影響由負(fù)轉(zhuǎn)變?yōu)檎氖袌?chǎng)化監(jiān)界值為27.2%。表2第（2）、（3）列分別在解釋變量中添加了國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資率變量sta和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資率變量nsta。第（2）列顯示，sta系數(shù)為正，但不顯著，而波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響-0.031+0.114×mkt，市場(chǎng)化臨界值為27.1%，與第一列相比基本沒(méi)有變化；第（3）列在解釋變量中添加了nsta的結(jié)果表明，nsta的系數(shù)顯著為正，并且波動(dòng)變量vol和交叉項(xiàng)vol×mkt的系數(shù)的絕對(duì)值都明顯下降，波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響為-0.021+0.063×mkt，波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響也明顯變小。第（4）列在解釋變量中同時(shí)添加了sta和nsta，與前面的分析結(jié)果一致，sta的系數(shù)為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而nsta的系數(shù)顯著為正，波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響為-0.025+0.082×mkt，與第（3）列結(jié)果相差不大。

由上述估計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)我國(guó)長(zhǎng)期趨勢(shì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了重要影響，而國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響雖然為正卻不顯著。究其原因，可能在于國(guó)有經(jīng)濟(jì)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資效率的不同。根據(jù)張軍的研究，國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資效率普遍比非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資效率差很多，其ICOR（邊際資本產(chǎn)出比）值遠(yuǎn)高于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的相應(yīng)值（張軍，2005）。更為重要的是，國(guó)有經(jīng)濟(jì)的ICOR在80年代中前期有所下降后逐步升高，其投資效率反而越來(lái)越惡化了，而非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的ICOR值一直在降低，其投資效率一直處于不斷的改善之中，二者的投效率差距不斷擴(kuò)大。顯然，國(guó)有經(jīng)濟(jì)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資效率的不同，導(dǎo)致非國(guó)有經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)具有更為重要的影響。另外，有研究表明，不同的投資主體結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是不同的，政府投資的作用是在短期內(nèi)啟動(dòng)經(jīng)濟(jì)和改變經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的方向，而民間投資才是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)力（鈔小靜、任保平，2006）。同時(shí)，本文計(jì)量結(jié)果也表明，當(dāng)在模型中加入非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資率時(shí)，波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響大為減少，由此可見(jiàn)，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資可能是我國(guó)短期波動(dòng)影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)的重要渠道之一。

3 結(jié)論及政策含義

在有關(guān)短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)影響的理論分析中，投資是波動(dòng)影響增長(zhǎng)的重要渠道之一，本文旨在從經(jīng)驗(yàn)研究的角度分析我國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否影響投資，以及是否通過(guò)投資渠道影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)。考慮到國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資具有不同的投資行為，本文分別研究了波動(dòng)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，總體來(lái)看，波動(dòng)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的邊際影響為負(fù)，對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的邊際影響為正，并且經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)各種投資的影響在市場(chǎng)化程度不同的地區(qū)間具有異質(zhì)性。本文還進(jìn)一步研究了波動(dòng)是否通過(guò)投資影響增長(zhǎng)，研究結(jié)果表明，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資可能是我國(guó)波動(dòng)影響增長(zhǎng)的重要渠道之一。

本文所得結(jié)論具有重要政策含義：為減小我國(guó)短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的負(fù)面影響，必須進(jìn)一步推進(jìn)市場(chǎng)化改革，減輕經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響。2008年爆發(fā)全球金融危機(jī)以來(lái)，我國(guó)刺激經(jīng)濟(jì)主要靠的是政府投資，而企業(yè)和民間投資不足，當(dāng)我國(guó)進(jìn)入后危機(jī)階段后，如果企業(yè)和民間投資沒(méi)有大的增長(zhǎng)，這部分投資如果不能成為主體，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇還是困難的。因此，必須大力發(fā)展民間投資，放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入，努力削減民間投資在體制、融資、稅收等方面的壁壘。

[1]Pindyck,R S.Inrreversibility,Uncertainty,and Investment[J].Journal of Economic Literature,1991,29.

[2]Aizenman, J.，Marion, N.Policy Uncertainty, Persistence, and Growth[J].Review of International Economics,1993,1(2).

[3]Caballero,R.J.On the Sign of the Investment—uncertainty Relationship[J].American Economic Review,1991,81.

[4]Black,F.Business Cycles and Equilibrium[M].New York:Basil Blackwell,1987.

[5]Ramey,G.，V.A.Ramey.Cross-country Evidence on the Link Between Volatility and Growth[J].American Economic Review,1995,85(5).

[6]Aizenman,J.，Marion,N.Volatility and Investment:Interpreting Evidence from Developing Countries[J].Economica,1999,66.

[7]Serven,L.Macroeconomic Uncertainty and Private Investmentin LDCs:An Empirical Investigation[C].World Bank,Policy Research Working Paper 2035,1998.

[8]宋海巖,劉淄楠,蔣萍.改革時(shí)期中國(guó)總投資決定因素的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2003，(1).

[9]張軍.資本形成、投資效率與中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—實(shí)證研究[M].北京:清華大學(xué)出版社，2005.

[10]羅長(zhǎng)遠(yuǎn).外商直接投資、國(guó)內(nèi)資本與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[M].上海：上海人民出版社,2005.

[11]Wu Yanrui.Business Cycle and Growth[A].Economic Growth,Transition and Globalization in China[C].Northampton:Edward Elgar Publishing,2006.

[12]盧二坡,曾五一.轉(zhuǎn)型期中國(guó)經(jīng)濟(jì)短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究[J].管理世界,2008，(12).

[13]中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所宏觀課題組.投資、周期波動(dòng)與制度性緊縮效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究,1999，(3).

[14]Levine,R.,D.Renelt.A Sensitivity AnalysisofCross-country Growth Regressions[J].American Economic Review,1992,82(4).

[15]鈔小靜,任保平.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、民間投資成長(zhǎng)與政府投資的轉(zhuǎn)向——投資推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)過(guò)程的實(shí)證分析[A].任保平,安立仁.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)理論方法與創(chuàng)新論壇[C].北京:中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社,2006.

C812

A

1002－6487（2010）21－0103-04

國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目（10CTJ008）

盧二坡（1976-），男，河南焦作人，博士后，副教授，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)分析。

（責(zé)任編輯/亦 民）