城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的差異性影響

張秀利　祝志勇

摘要 以勞動力轉(zhuǎn)移為主要內(nèi)容的城鎮(zhèn)化、政府投資與民間投資是發(fā)展中國家的重要內(nèi)生變量，文章首次將三者結(jié)合起來，將政府投資與民間投資置于城鎮(zhèn)化的分析框架，研究城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府投資與民間投資的相互關(guān)系以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程對兩者的差異性影響。通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、建立滯后一期和滯后二期的誤差修正模型及Granger因果關(guān)系檢驗后發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的影響存在顯著差異，城鎮(zhèn)化與政府投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系而與民間投資不存在這種關(guān)系，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府投資對民間投資具有一定程度上的擠出效應(yīng)；從城鎮(zhèn)化與政府投資關(guān)系的動態(tài)演化看，城鎮(zhèn)化并沒有引起政府投資的變化而是相反，因此我國的城鎮(zhèn)化推進(jìn)采取的是政府主導(dǎo)型模式而非市場主導(dǎo)型，作為主要投資主體的政府以大規(guī)模財政資金進(jìn)行固定資產(chǎn)投資進(jìn)而推動了城鎮(zhèn)化進(jìn)程，政府投資是我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的重要導(dǎo)因；政府投資對城鎮(zhèn)化的推進(jìn)具有滯后效應(yīng)，政府投資存在績效損失。我國現(xiàn)有的城鎮(zhèn)化模式是一種典型的政府主導(dǎo)型模式，是我國政府主導(dǎo)型經(jīng)濟發(fā)展模式在城鎮(zhèn)化問題上的延伸，政府政治人的角色決定了其具有不計成本實現(xiàn)施政目標(biāo)的特性，從長期看，政府投資由于效率低下而應(yīng)讓位于民間投資，當(dāng)前政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化模式必須轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鲋鲗?dǎo)型模式。為此應(yīng)界定城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資的邊界和范圍，削弱不符合經(jīng)濟規(guī)律的直接干預(yù)、全力打造服務(wù)性政府，鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資，并提高城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資的效率。

關(guān)鍵詞政府投資；民間投資；差異性影響；政府主導(dǎo)型城鎮(zhèn)化

中圖分類號F290文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2014）02-0054-06doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2014.02.008

當(dāng)前我國進(jìn)入提質(zhì)增效的第二季經(jīng)濟發(fā)展，且國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境持續(xù)惡化，面臨著外部需求不確定性增強，內(nèi)部人口紅利下降甚至終結(jié)、老齡化日益嚴(yán)重以及由來已久的內(nèi)需不足的問題，在這種形勢下，遵循著城鎮(zhèn)化能帶動投資大規(guī)模增長從而將成為未來一段時期經(jīng)濟增長的引擎的思路和邏輯，城鎮(zhèn)化開始進(jìn)入制度設(shè)計者的視野。

1相關(guān)研究文獻(xiàn)述評

對于政府投資與民間投資的關(guān)系，由于西方國家的投資主要是指私人投資，所以國外學(xué)者們對于政府投資與民間投資關(guān)系的理論研究并不是很多[1]6。Fisher的研究發(fā)現(xiàn)，政府支出增加會降低預(yù)算盈余或增加預(yù)算赤字，而預(yù)算盈余與私人投資存在正相關(guān)關(guān)系，因此，政府投資會對私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)[2]。Cebula運用1949-1976年美國和加拿大的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，最后得出了在美國和加拿大存在擠出效應(yīng)的結(jié)論[3]。Aschauer采用總量生產(chǎn)函數(shù)的方法并以西方7國的數(shù)據(jù)為分析基礎(chǔ)，得出政府投資中的基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟增長作用顯著，總體而言政府投資對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)大于民間投資[4]。而Khan和Reinhart的研究卻得出了相反的結(jié)論，他們對24個發(fā)展中國家進(jìn)行考察后發(fā)現(xiàn)，民間投資比政府投資對經(jīng)濟增長有更大的促進(jìn)作用[5]。由此可見，由于研究方法和數(shù)據(jù)選取的差異，導(dǎo)致研究結(jié)果不能達(dá)成一致，無法準(zhǔn)確描述出政府投資、民間投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者對政府投資與民間投資的關(guān)系也進(jìn)行了研究。鈔小靜和任保平的研究發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)政府資本的產(chǎn)出彈性明顯高于民間資本，但長期中政府資本的產(chǎn)出彈性為負(fù)，而民間資本則有著較高的正產(chǎn)出彈性，是拉動經(jīng)濟增長的主要力量[1]5。陳時興運用IS-LM模型研究政府投資對民間投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)與擠入效應(yīng)的影響因素，發(fā)現(xiàn)中國政府投資規(guī)模擴大對民間投資存在部分?jǐn)D入效應(yīng)，也存在部分?jǐn)D出效應(yīng)，但從總體上看累積擠出效應(yīng)并不存在[6]。吳洪鵬和劉璐采用1997年1月至2004年12月的月度數(shù)據(jù)，運用VAR模型對中國存在擠出效應(yīng)的機制進(jìn)行了經(jīng)驗檢驗。結(jié)果表明，可能會導(dǎo)致民間投資減少的三種擠出效應(yīng)機制均不存在，公共投資的擴大產(chǎn)生了對民間投資的擠入效應(yīng)[7]。楚爾鳴和魯旭通過建立三變量SVAR模型分析表明，中國政府投資在一定程度上擠出了私人投資，且不利于產(chǎn)出增長[8]。周衛(wèi)民模擬了市場體制和計劃體制下政府投資、民間金融和民間投資三者間的兩個不同博弈模型，發(fā)現(xiàn)計劃經(jīng)濟體制下政府投資的選擇決定均衡解的存在性，政府投資的低效率特征和主導(dǎo)地位使社會投資效率低于市場經(jīng)濟體制下的投資效率[9]。黃亭亭和楊偉的數(shù)值模擬結(jié)果表明政府投資的效果取決于其與民間投資的互補性[10]。辛賢對我國農(nóng)業(yè)公共R&D投資和農(nóng)業(yè)私人R&D投資之間的關(guān)系研究后發(fā)現(xiàn)兩者之間存在互補而非替代關(guān)系[11]。

對于城鎮(zhèn)化與投資的關(guān)系，蔣時節(jié)利用重慶數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證后發(fā)現(xiàn)，累積的基礎(chǔ)設(shè)施投資對城市化進(jìn)程的影響成對數(shù)線性關(guān)系，城市化水平與基礎(chǔ)設(shè)施投資額顯著相關(guān)[12]。王開科等進(jìn)行的研究顯示，城市化與財政基本建設(shè)投資之間、城市化水平與固定資產(chǎn)投資之間存在長期的均衡關(guān)系[13]。

對上述國內(nèi)外學(xué)者研究成果的梳理后可以發(fā)現(xiàn)，雖然尚未形成統(tǒng)一認(rèn)識，但目前對于政府投資對民間投資的效應(yīng)、政府投資與民間投資對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)的差異的研究還是較為豐富的。然而，將政府投資與民間投資置于城鎮(zhèn)化的分析框架，研究城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府投資與民間投資的相互關(guān)系以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程對兩者影響的差異性，目前還尚無文獻(xiàn)論及。事實上，對于發(fā)展中國家而言，勞動力轉(zhuǎn)移、政府投資、民間投資都是重要的內(nèi)生變量，對政府投資、民間投資與城鎮(zhèn)化的研究可以為發(fā)展中國家長期政策的制定與選擇提供理論依據(jù)，具有強烈的現(xiàn)實意義。基于研究現(xiàn)狀與當(dāng)前現(xiàn)實的需要，本文將選取中國歷史數(shù)據(jù)來研究城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的不同效用，試圖對下述問題作出回答：1城鎮(zhèn)化對政府投資和民間投資的影響是否具有差異性？城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府投資對民間投資是否具有擠出效應(yīng)？2城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府投資是否存在績效損失？3是城鎮(zhèn)化進(jìn)程引起政府投資與民間投資的變化還是相反？本文最終將對我國當(dāng)前的城鎮(zhèn)化模式是政府還是市場主導(dǎo)型進(jìn)行判斷，并從投資的角度提出當(dāng)前城鎮(zhèn)化模式的調(diào)整思路，以此為我國政策的制定與選擇提供一定的理論依據(jù)。

張秀利等：城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的差異性影響中國人口·資源與環(huán)境2014年第2期2模型描述、變量選取與數(shù)據(jù)來源

2.1模型描述

DHSY模型是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟學(xué)模型，其主要形式由Davidson，Hendry，Srba和Yeo于1978年提出。假設(shè)變量x與y存在長期均衡關(guān)系為：

yt=α0+α0xt+μt（1）

由于現(xiàn)實經(jīng)濟運行中x與y很少處于均衡點上，因此實際被觀測到的只是x與y間的短期的或非均衡的關(guān)系。假設(shè)具有如下一階自回歸分布滯后模型，記為ADL（1，1）：

yt=β0+β1xt+β2xt-1+δyt-1+μt（2）

該模型顯示出第t期的y值不僅與x的變化相關(guān)，而且與第t-1期的x與y的狀態(tài)值有關(guān)。由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運用OLS法。對模型（2）適當(dāng)變形后得到：

Δyt=β0+β1Δxt+（β1+β2）xt-1-（1-δ）yt-1+μt

=β1Δxt-（1-δ）yt-1-β021-δ-β1+β221-δxt-1+μt

Δyt=β1Δxt-λ（yt-1-α0-α1xt-1）+μt

λ=1-δ，α0=β0/1-δ，α1=（β1+β2）/（1-δ）（3）

模型（3）即為一階誤差修正模型。若將誤差修正模型中的參數(shù)α1和α2與（1）中的相應(yīng)參數(shù)視為相等，則模型中括號內(nèi)的項就是t-1期非均衡誤差項，于是誤差修正模型表明y的變化決定于x的變化以及前一時期的非均衡程度，同時這也彌補了簡單差分的不足，因為該式含有x與y水平值表示的前期非均衡程度，因此y的值已對前期的非均衡程度做出了修正。（3）式也寫為：

Δyt=β1Δxt-λecmt-1+μt（4）

根據(jù)數(shù)據(jù)的特征及實際研究的需要，也可在模型中引入二階滯后項：

yt=β0+β1xt+β2xt-1+β3xt-2+δ1yt-1+δ2yt-2+μt（5）

2.2變量選取

實證分析主要涉及城鎮(zhèn)化率、政府投資與民間投資三個變量。城鎮(zhèn)化率以城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎乇硎?，記為u。投資主要指固定資產(chǎn)投資，由于固定資產(chǎn)投資中的公益性項目投資理應(yīng)由各級政府承擔(dān)，基礎(chǔ)性項目和競爭性項目的投資則由政府（主要通過國有經(jīng)濟）與民間資本展開，因此政府投資以國有經(jīng)濟投資表示，記為RGI。民間投資以個體和私營經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資表示，記為RPI。

2.3數(shù)據(jù)獲取

城鎮(zhèn)化率u的數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，政府投資和民間投資數(shù)據(jù)來源于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，并按固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，均為實際政府投資和實際民間投資。為部分消除序列相關(guān)問題，并將可能的非線性關(guān)系轉(zhuǎn)化為線性關(guān)系，減少變量的極端值、非正態(tài)分布以及異方差性，首先對u、RGI和RPI三個時間序列取對數(shù)，新產(chǎn)生的序列分別記為lnu、lnRGI和lnRPI。數(shù)據(jù)如表1所示。

3實證分析過程及結(jié)果

3.1ADF檢驗和協(xié)整檢驗

由于現(xiàn)實經(jīng)濟數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)序列直接采用OLS方法容易導(dǎo)致偽回歸，因而對序列平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗是必要的。ADF檢驗是一種通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差分項來控制高階序列相關(guān)的單位根檢驗方法，是目前常用的和較為有效的序列平穩(wěn)性檢驗的工具。下面采用eviews軟件分別對u與lnu、RGI與lnRGI、RPI與lnRPI三組變量進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果如下：

由表2所見，lnu、lnRGI和lnRPI均為二階單整序列。為了驗證lnu與lnRGI、lnu與lnRPI的協(xié)整關(guān)系，下面采用EG（EngleGranger）兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗，分別建立lnu和lnRGI、lnu和lnRPI的線性回歸模型如下：

lnRGI=-1.742+3.032lnu+μ1（6）

（-2.574）（16.073）

R2=0.931D.W.=0.301

lnRPI=-9.665+4.959lnu+μ2（7）

（14.762）（-8.020）

R2=0.920D.W.=0.196

對殘差序列μ1和μ2進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如表3所示。

序列μ1的單位根檢驗值小于1%的臨界值，所以殘差序列平穩(wěn)。而對μ2的檢驗則顯示，三種形式的單位根值均大于1%、5%和10%的臨界值，故殘差序列不平穩(wěn)。這說明城鎮(zhèn)化率與政府投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而與民間投資不存在這種關(guān)系。進(jìn)一步的，從（6）式的回歸結(jié)果看，擬合優(yōu)度值均接近1，說明模型的擬合優(yōu)度較好；但D.W.值較小，因此模型具有較強的自相關(guān)性。利用廣義差分法對原模型進(jìn)行修正，加入兩個滯后變量以消除自相關(guān)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）

R2=0.982D.W.=2.029（8）

修正后的模型顯示，回歸方程的擬合優(yōu)度好且D.W.值較為理想，自相關(guān)性得到極大改善。該模型表明城鎮(zhèn)化水平與政府投資呈正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化率每提高1%，政府投資上升3.015%。但該模型表述的是變量之間的長期均衡關(guān)系，而實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)卻是由非均衡過程生成的，因此建模時需用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡過程，下面將建立誤差修正模型進(jìn)一步考察兩個變量的短期動態(tài)及其調(diào)整關(guān)系。

3.2建立ECM模型

通過前述所得到的u與RGI協(xié)整方程的殘差序列μ1，令誤差修正項ecmt=μ1，分別建立滯后一期和滯后二期的誤差修正模型：

ΔlnRGIt=0.218-2.971Δlnut-0.04（lnRGIt-1

-3032lnu+1.742）+εt

=0.218-2.917Δlnut-0.04ecmt-1+εt（9）

（3.499）（-1.593）（-0.339）

R2=0.141D.W.=1.712

由此可見，無論是滯后一期（9）式還是滯后二期（10）式的誤差修正模型，其誤差修正項的系數(shù)均為負(fù)，符合反向修正機制。因此u與RGI在短期內(nèi)存在波動關(guān)系，但從長期看，這種波動可以通過誤差修正模型反向修正到均衡狀態(tài)。

3.3Granger因果關(guān)系檢驗

分析表4，若給定顯著性水平5%，可以看出僅當(dāng)滯后期為4時，RGI引起了u的變化，除此之外，其他滯后期下RGI和u不存在Granger因果關(guān)系。

3.4結(jié)果分析

對上述實證檢驗及模型數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析可以得到如下結(jié)果：

（1）從對協(xié)整方程殘差項的單位根檢驗結(jié)果看，政府投資與城鎮(zhèn)化率回歸模型的殘差序列平穩(wěn)，而民間投資對城鎮(zhèn)化率回歸的殘差序列不平穩(wěn)，這說明政府投資與城鎮(zhèn)化率存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而民間投資與城鎮(zhèn)化率在長期中不存在均衡關(guān)系，這意味著城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的影響存在顯著差異，同時也從側(cè)面反映出政府大舉進(jìn)入城鎮(zhèn)化建設(shè)的投資行為對民間投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。

（2）Granger因果關(guān)系檢驗始終不能拒絕城鎮(zhèn)化不是政府投資的Granger原因的原假設(shè)，但當(dāng)滯后期為4時拒

表4變量u和RGI的Granger因果關(guān)系檢驗

Tab.4Results of granger causality test of u and RGI

滯后

階數(shù)

Lag order

number2零假設(shè)H0：u不是RGI的

Granger原因

Null Hypothesis（H0）：

u is not the Granger

cause of RGI2零假設(shè)H0：RGI不是u的

Granger原因

Null Hypothesis（H0）：

RGI is not the Granger

cause of uF2P2F2P120.306 020.565 220.344 020.565 2222.199 620.147 722.076 520.162 3320.899 220.472 322.704 9*20.096 5421.791 520.223 825.532 1**20.019 6522.461 720.172 722.016 520.229 9注：**與*分別表示通過5%與10%的顯著性水平拒絕“不存在Granger因果關(guān)系”的原假設(shè)。

絕政府投資不是城鎮(zhèn)化的Granger原因的原假設(shè)，這說明在城鎮(zhèn)化與政府投資的動態(tài)演化過程中，城鎮(zhèn)化并未直接導(dǎo)致政府投資的提高而是政府投資導(dǎo)致了城鎮(zhèn)化率的提高。這也意味著總體而言，中國式城鎮(zhèn)化是政府主導(dǎo)型而非市場主導(dǎo)型的，政府作為投資主體，以大規(guī)模財政資金進(jìn)行固定資產(chǎn)投資直接推動了城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

（3）Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果雖然表明政府投資規(guī)模的逐年增大引致城鎮(zhèn)化率提高，但在5%的顯著性水平下，滯后期為1、2、3及5的P值均未能通過檢驗，僅當(dāng)滯后期為4時通過檢驗拒絕原假設(shè)，這說明政府投資對城鎮(zhèn)化率的提高存在滯后效應(yīng)，也從側(cè)面說明我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府投資存在績效損失，政府投資效率有待提高。

4結(jié)論及政策建議

通過對1990-2010實際政府投資、實際民間投資及城鎮(zhèn)化率三個時間序列的實證研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資存在顯著的差異性影響，長期中城鎮(zhèn)化與政府投資存在穩(wěn)定均衡關(guān)系而與民間投資不存在這種協(xié)整關(guān)系，而且從城鎮(zhèn)化與政府投資關(guān)系的動態(tài)演化看，城鎮(zhèn)化并沒有引起政府投資的變化而是政府投資引起城鎮(zhèn)化，這充分說明我國當(dāng)前的城鎮(zhèn)化采取的是政府主導(dǎo)型模式，政府投資是我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的重要推動因素。政府投資在城鎮(zhèn)化中的主導(dǎo)地位是由我國政府主導(dǎo)型的經(jīng)濟發(fā)展模式?jīng)Q定的，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，政府作為投資主體，以大規(guī)模財政資金進(jìn)行固定資產(chǎn)投資，對其他經(jīng)濟主體進(jìn)入競爭性基礎(chǔ)建設(shè)項目形成了一定排斥，從而產(chǎn)生擠出效應(yīng)。相較于民間投資，政府投資調(diào)整經(jīng)濟運行具有外部時滯短、見效快、指向性強及乘數(shù)效應(yīng)大的優(yōu)點，但政府政治人的角色決定了政府往往具有不計成本實現(xiàn)施政目標(biāo)的特性，從長期看，政府投資存在效率低下的問題。因此政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化模式不僅不利于市場化改革的進(jìn)一步推進(jìn)，同時也直接導(dǎo)致了經(jīng)濟績效的損失。

針對本文的研究結(jié)果，政府主導(dǎo)型模式的市場化改革路徑建議如下：

（1）削弱不符合經(jīng)濟規(guī)律的直接干預(yù)，全力打造服務(wù)性政府。政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化模式取得了突出的成績，但政府的政治人角色決定了政府往往具有不計成本實現(xiàn)施政目標(biāo)的特性。從發(fā)展的眼光看，這種政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化模式理應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鲋鲗?dǎo)型模式，全力打造服務(wù)性政府，營造相對透明而健康的商業(yè)環(huán)境，完善城鎮(zhèn)化發(fā)展中的公共服務(wù)，并保障城鎮(zhèn)化的質(zhì)量。

（2）界定城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資的邊界和范圍。政府干預(yù)經(jīng)濟的理據(jù)是市場經(jīng)濟自發(fā)作用所導(dǎo)致的市場失靈的存在，以及特定經(jīng)濟周期中刺激或逆刺激經(jīng)濟以確保宏觀調(diào)控目標(biāo)的實現(xiàn)，基于此，關(guān)于城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資邊界的一個簡單而清晰的邏輯推論便是，在非經(jīng)濟蕭條時期，政府投資的邊界是公共產(chǎn)品投資；在經(jīng)濟蕭條時期，政府投資的邊界可以超出公共產(chǎn)品，而部分涉及私人產(chǎn)品的投資與供給。具體而言，政府在城鎮(zhèn)化推進(jìn)中的投資范圍是公益性項目及部分基礎(chǔ)性項目，不再參與競爭性項目。政府主要承擔(dān)在規(guī)劃、環(huán)境保護(hù)、公共設(shè)施建設(shè)等方面的工作與投資，且必須重視規(guī)劃的可行性及投資效率。

（3）鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資。從政府投資與民間投資對經(jīng)濟增長的長短期效用分析，一般認(rèn)為政府投資對經(jīng)濟增長的短期效用較明顯，而民間投資的長期效用則更顯著。為落實民間資本進(jìn)入這些市場領(lǐng)域的政策措施，應(yīng)優(yōu)化民間資本市場準(zhǔn)入的審批機制、對國有資本進(jìn)行存量調(diào)整和環(huán)節(jié)拆分、探索“寬進(jìn)嚴(yán)管”機制、建立民間資本市場進(jìn)入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資的措施等。

（4）提高城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資的效率。與城鎮(zhèn)化推進(jìn)中固定資產(chǎn)投資的高歌猛進(jìn)相反，近年來政府的投資效率卻備受質(zhì)疑。為此需首先提高政府投資項目決策的科學(xué)化、民主化水平，完善科學(xué)的決策規(guī)則和程序，完善對政府投資項目決策的信息披露制度，采取多種途徑使得利益相關(guān)者能夠參與到項目各環(huán)節(jié)的監(jiān)督中去。其次，建立科學(xué)的政府投資績效評價體系。我國對政府投資績效評價的研究尚處于起步階段，為提高政府投資效率，應(yīng)從理論上加強對政府投資績效測評方面的研究，選取合理的指標(biāo)和權(quán)重，盡快建立并完善政府投資績效評價體系。第三，建立投資決策失誤的責(zé)任追究制度。政府投資決策責(zé)任追究機制將對官員行為形成有效的約束，在明確決策主體的基礎(chǔ)上，界定各相關(guān)決策主體的權(quán)力和責(zé)任。

（編輯：李琪）

參考文獻(xiàn)（References）

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（3）鼓勵民間資本參與城鎮(zhèn)化投資。從政府投資與民間投資對經(jīng)濟增長的長短期效用分析，一般認(rèn)為政府投資對經(jīng)濟增長的短期效用較明顯，而民間投資的長期效用則更顯著。為落實民間資本進(jìn)入這些市場領(lǐng)域的政策措施，應(yīng)優(yōu)化民間資本市場準(zhǔn)入的審批機制、對國有資本進(jìn)行存量調(diào)整和環(huán)節(jié)拆分、探索“寬進(jìn)嚴(yán)管”機制、建立民間資本市場進(jìn)入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資的措施等。

（4）提高城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資的效率。與城鎮(zhèn)化推進(jìn)中固定資產(chǎn)投資的高歌猛進(jìn)相反，近年來政府的投資效率卻備受質(zhì)疑。為此需首先提高政府投資項目決策的科學(xué)化、民主化水平，完善科學(xué)的決策規(guī)則和程序，完善對政府投資項目決策的信息披露制度，采取多種途徑使得利益相關(guān)者能夠參與到項目各環(huán)節(jié)的監(jiān)督中去。其次，建立科學(xué)的政府投資績效評價體系。我國對政府投資績效評價的研究尚處于起步階段，為提高政府投資效率，應(yīng)從理論上加強對政府投資績效測評方面的研究，選取合理的指標(biāo)和權(quán)重，盡快建立并完善政府投資績效評價體系。第三，建立投資決策失誤的責(zé)任追究制度。政府投資決策責(zé)任追究機制將對官員行為形成有效的約束，在明確決策主體的基礎(chǔ)上，界定各相關(guān)決策主體的權(quán)力和責(zé)任。

（編輯：李琪）

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（4）提高城鎮(zhèn)化推進(jìn)中政府投資的效率。與城鎮(zhèn)化推進(jìn)中固定資產(chǎn)投資的高歌猛進(jìn)相反，近年來政府的投資效率卻備受質(zhì)疑。為此需首先提高政府投資項目決策的科學(xué)化、民主化水平，完善科學(xué)的決策規(guī)則和程序，完善對政府投資項目決策的信息披露制度，采取多種途徑使得利益相關(guān)者能夠參與到項目各環(huán)節(jié)的監(jiān)督中去。其次，建立科學(xué)的政府投資績效評價體系。我國對政府投資績效評價的研究尚處于起步階段，為提高政府投資效率，應(yīng)從理論上加強對政府投資績效測評方面的研究，選取合理的指標(biāo)和權(quán)重，盡快建立并完善政府投資績效評價體系。第三，建立投資決策失誤的責(zé)任追究制度。政府投資決策責(zé)任追究機制將對官員行為形成有效的約束，在明確決策主體的基礎(chǔ)上，界定各相關(guān)決策主體的權(quán)力和責(zé)任。

（編輯：李琪）

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