我國轉(zhuǎn)軌時(shí)期公共投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究

杜永瀟+田新民

摘要：在兩部門內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型下，本文將政府公共投資按照職能分類，并以我國1953-2013年度數(shù)據(jù)為樣本構(gòu)建向量誤差修正模型，分析政府公共投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力機(jī)制，實(shí)證檢驗(yàn)公共物質(zhì)資本投資、人力資本投資和科技資本投資對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。研究結(jié)果表明：公共物質(zhì)資本投資對經(jīng)濟(jì)長期增長貢獻(xiàn)顯著，且短期經(jīng)濟(jì)效果明顯；公共人力資本投資和科技投資對經(jīng)濟(jì)長期總產(chǎn)出也存在顯著正影響，但作用效果存在滯后性，對短期經(jīng)濟(jì)存在負(fù)影響。

關(guān)鍵詞：內(nèi)生增長模型；公共投資； 向量誤差修正模型

中圖分類號：F83文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

近年來我國財(cái)政支出不斷擴(kuò)大，公共投資在社會(huì)投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化配置中發(fā)揮了重要的引導(dǎo)作用。關(guān)于公共投資對經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制的研究，目前集中在公共投資的綜合經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析，或者是其中一類公共投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究，公共資本不同結(jié)構(gòu)成分對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究仍然存在空缺?；诠鶓c旺和賈俊雪（2006）的研究，在兩部門內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型下，本文按照公共投資職能將其分為物質(zhì)資本投資、人力資本投資和科技資本投資，通過分析政府公共投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，以揭示不同職能的公共投資對經(jīng)濟(jì)增長的長期效應(yīng)以及短期調(diào)節(jié)效果。

一、理論分析

現(xiàn)將政府公共資本投資納入兩部門內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，分析政府公共資本投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

（一）基本假設(shè)

1.經(jīng)濟(jì)主體非閑暇時(shí)間。假設(shè)經(jīng)濟(jì)主體非閑暇時(shí)間h固定不變，代表人力資本，h=uh+（1-u）h。其中uh表示經(jīng)濟(jì)主體參加商品生產(chǎn)活動(dòng)的時(shí)間，（1-u）h代表經(jīng)濟(jì)主體參加教育培訓(xùn)的時(shí)間，參加教育培訓(xùn)可在后期實(shí)現(xiàn)人力資本的積累。

2.政府公共資本投資。政府人均公共資本支出g包括人均政府物質(zhì)資本支出gk和人均政府人力資本支出gh，即g=gk+gh。政府公共投資資金來源為部分稅收收入：g=φτy，其中τ為常數(shù)，代表稅率，y表示人均產(chǎn)出，φ為人均公共資本投資占人均稅收的比率。

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在物質(zhì)生產(chǎn)部門和人力資本生產(chǎn)部門，物質(zhì)生產(chǎn)部門利用人均私人物質(zhì)資本k、社會(huì)人均人力資本uh和人均政府物質(zhì)資本gk進(jìn)行生產(chǎn)，并采用規(guī)模收益不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)：

y1=F（k，uh，gk）=Akα（uh）βgk1-α-βhη，0α，β，α+β1，η>0（1）

其中y1表示人均產(chǎn)出，A表示?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步參數(shù)，α、β、1-α-β表示人均私人物質(zhì)資本、人均人力資本和人均政府物質(zhì)資本的邊際生產(chǎn)率。人力資本在進(jìn)行生產(chǎn)時(shí)會(huì)產(chǎn)生益于其他生產(chǎn)者的溢出效應(yīng)，存在顯著外部性，用η度量人均人力資本的外部效應(yīng)。因此，消費(fèi)者的資源約束方程為：

c+k·=（1-τ）y1（2）

假設(shè)教育部門以人均民間人力資本（1-u）h和人均政府人力資本gh為生產(chǎn)要素，產(chǎn)品為社會(huì)人力資本，采用規(guī)模收益不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)：

h·=F（（1-u）h，gh）=B[（1-u）h]κgh1-κ（3）

其中κ表示人均民間人力資本邊際生產(chǎn)率，1-κ 表示人均政府資本邊際生產(chǎn)率。

（二）內(nèi)生增長模型

假設(shè)在封閉式魯濱遜經(jīng)濟(jì)中存在無限期的N個(gè)家庭，若不考慮人口增長，每個(gè)家庭均為同質(zhì)且理性的經(jīng)濟(jì)主體，效用函數(shù)為固定跨時(shí)替代彈性系數(shù)的形式，每個(gè)家庭部門所代表的消費(fèi)者面臨的優(yōu)化問題是選擇消費(fèi)c最大化自己的效用U，則：

maxU=∫

SymboleB@ 0e-ρtu（c）dt（4）

其中效用函數(shù)： u（c）=c（t）1-σ-11-σ

lnc，σ=1，σ>0且σ≠1，式中c表示人均消費(fèi)，ρ>0表示貼現(xiàn)率，為保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)增長率為正，且經(jīng)濟(jì)主體效用有界，需要對貼現(xiàn)率施加限制條件：（1-σ）A<ρ0表示邊際效用替代彈性，1σ表示消費(fèi)跨時(shí)替代彈性，為常數(shù)。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)體滿足效用最大化時(shí)，一階最優(yōu)化條件為：

λ1=c-σ（5）

λ1（1-τ）βy1=λ2κ1（1-u）h（6）

其中λ1和λ2為漢密爾頓乘子，代表影子價(jià)格，λ1表示物質(zhì)資本積累的邊際效用，λ2表示人力資本積累的邊際效用，對應(yīng)的歐拉方程：

λ1·=λ1ρ-λ1αy1k（7）

λ2·=λ2ρ-λ1（1-τ）（β+η）y1h-λ2κh·h（1-u）（8）

橫截性條件為：limt→

SymboleB@ λ1ke-ρt=0，limt→

SymboleB@ λ2he-ρt=0，表示當(dāng)物質(zhì)資本的邊際效用大于零時(shí)，增加物質(zhì)資本投入經(jīng)濟(jì)主體效用增加，經(jīng)濟(jì)主體會(huì)持續(xù)增加物質(zhì)資本的投入以增加自身效用，直至物質(zhì)資本存量為零；當(dāng)人力資本的邊際效用大于零時(shí)，增加人力資本投入經(jīng)濟(jì)主體效用增加，經(jīng)濟(jì)主體會(huì)持續(xù)增加人力資本的投入以增加自身效用，直至人力資本為零。由式（5）知λ1=c-σ，將式（7）變形：

ρ-λ1·λ1=（1-τ）αy1k（9）

將式（9）帶入式（2）得：

c+k·k=（1-τ）y1k=ρ-λ·1λ1α（10）

當(dāng)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)平衡增長時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的消費(fèi)、物質(zhì)資本和人力資本以固定不變的比率增長，設(shè)c=θ，則λ·1λ1=-θσ，等式（10）右邊為常數(shù)，則[]k和[SX（]1k為常數(shù)，對（10）式關(guān)于時(shí)間t求導(dǎo)，得：

1[]y1=[]c[SX）〗=k·[]k=θ（11）

式（11）表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)平衡增長時(shí)，人均產(chǎn)出、人均消費(fèi)和人均物質(zhì)資本都以固定不變的增長率θ增長。對式（9）兩邊關(guān)于時(shí)間t求導(dǎo)，帶入（11）式得經(jīng)濟(jì)平衡增長率表達(dá)式：

θ=λh（η+β1-α）+λk（1-α-β1-α）（12）

其中λh=h·h代表人均人力資本增長率，λk=g·kgk表示人均政府物質(zhì)資本增長率。由式（12）可知，經(jīng)濟(jì)的平衡增長率由人均人力資本增長率和人均政府物質(zhì)資本增長率共同決定。人力資本增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的影響系數(shù)為：η+β1-α>0，表明人力資本對經(jīng)濟(jì)增長有正向推動(dòng)作用。當(dāng)私人物質(zhì)資本邊際產(chǎn)出率α固定不變時(shí)，人力資本的外部效應(yīng)η越大；人力資本的邊際產(chǎn)出β越大時(shí)，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響越大。政府物質(zhì)資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為：1-α-β1-α>0，表明政府物質(zhì)資本對經(jīng)濟(jì)增長有正向推動(dòng)作用。當(dāng)私人物質(zhì)資本邊際產(chǎn)出率α固定不變時(shí)，政府物質(zhì)資本的邊際生產(chǎn)率1-α-β越大，政府物質(zhì)資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響越大。

二、實(shí)證分析

由上述分析可知政府公共投資對經(jīng)濟(jì)增長有正向推動(dòng)作用，有利于維持經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)內(nèi)生增長。根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)踐，現(xiàn)以我國1953-2013年的年度相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建向量誤差修正模型，對上述理論分析進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）模型設(shè)定

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論將勞動(dòng)增長率和技術(shù)進(jìn)步視為外生變量，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論則將上述兩個(gè)變量內(nèi)生化；同時(shí)，將傳統(tǒng)意義上的投資進(jìn)行了拓展，認(rèn)為投資是可以帶來產(chǎn)出的所有支出，其中包括提高勞動(dòng)力素質(zhì)的投資部分和益于科技進(jìn)步的投資部分。為了全面捕捉到政府公共資本投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響，更加直觀的觀測政府公共投資對社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，本文從我國公共資本投資領(lǐng)域角度出發(fā)，依據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，按照投資功能，將公共投資分解為三部分：公共物質(zhì)資本投資、公共人力資本投資和公共科技資本投資，目的在于客觀揭示不同職能的公共投資對社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)程度。

根據(jù)研究目標(biāo)，計(jì)量模型變量包括公共物質(zhì)資本投資Inv、公共人力資本投資Edu、公共科技資本投資Res和經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出Y，則yt=（Yt，Invt，Edut，Rest）′。如果各變量之間存在協(xié)積關(guān)系，可構(gòu)建向量自回歸模型：

yt=m+A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+ut（13）

式（13）可用來反映經(jīng)濟(jì)增長Yt與政府公共投資Invt、Edut、Rest之間的長期均衡關(guān)系，其中p表示滯后階數(shù)，Ai表示系數(shù)矩陣，i=1，2，…，p，ut表示經(jīng)典誤差項(xiàng)，E（μt）=0，var（（μt）=σ2，cov（ui，uj）=0，t=1，2，…，T 。根據(jù)格蘭杰表示法定理（Granger Representation Theorem），向量自回歸模型可表達(dá)為向量誤差修正模型，形式如下：

Δyt=m+Πyt-1+B1Δyt-1+B2Δyt-2+…+Bp-1yt-p+1+ut（14）

令x=（Δyt-1，Δyt-2，…，Δyt-p+1），式（14）可變形為：

Δyt=m+Πyt-1+Bx+ut（15）

式（15）表示向量誤差修正模型，此模型將表示長期均衡關(guān)系的yt-1作為自變量引入模型，描述短期變量波動(dòng)向均衡狀態(tài)的調(diào)節(jié)過程，同時(shí)將表示自變量短期波動(dòng)影響的x=（Δyt-1，Δyt-2，…，yt-p+1）引入模型，描述因變量對自變量短期波動(dòng)的反應(yīng)。其中Δ 表示差分算子，ΠYt-1表示誤差修正項(xiàng)，Π=A1+A2+…+Ap-I，表示誤差修正向量，衡量當(dāng)變量偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)的修復(fù)速度，B表示短期參數(shù)矩陣，衡量變量短期波動(dòng)的影響，以此分析政府公共投資Invt、Edut、Rest短期波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出的影響。

（二）指標(biāo)與數(shù)據(jù)選取

公共物質(zhì)資本投資Inv指以自然壟斷性行業(yè)、國家機(jī)關(guān)以及社會(huì)團(tuán)體等為代表的公共部門的物質(zhì)投資，受數(shù)據(jù)獲取限制，可以政府預(yù)算內(nèi)固定資產(chǎn)投資來近似代替。公共人力資本投資Edu，勞動(dòng)者的勞動(dòng)素質(zhì)是人力資本的關(guān)鍵因素，勞動(dòng)素質(zhì)外部體現(xiàn)在勞動(dòng)者自身知識和專業(yè)技能上，而教育和培訓(xùn)投資則是提高勞動(dòng)素質(zhì)的途徑，本文以我國財(cái)政內(nèi)教育支出代表政府人力資本投資規(guī)模。由于我國缺少R&D支出數(shù)據(jù)，公共科技資本投資Res用與之相關(guān)的我國財(cái)政在科學(xué)研究方面的投資來代替，產(chǎn)出變量采用我國國家統(tǒng)計(jì)局公布的同期國內(nèi)生產(chǎn)總值及基于GDP平減指數(shù)修訂后數(shù)據(jù)來度量。本文所有數(shù)據(jù)均來自有關(guān)各期的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國金融年鑒》以及我國財(cái)政部財(cái)政數(shù)據(jù)網(wǎng)站。對于無法直接在年鑒和官方網(wǎng)站上獲取的數(shù)據(jù)，為確保研究數(shù)據(jù)的客觀性與完整性，本文根據(jù)經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，借鑒已有研究方法，對數(shù)據(jù)進(jìn)行必要的修正處理。

（三）單位根檢驗(yàn)

對總產(chǎn)出Y、公共物質(zhì)資本投資Inv、公共人力資本投資Edu、公共科技資本投資Res樣本數(shù)據(jù)取對數(shù)，并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。通過各變量時(shí)間趨勢圖（圖1）可以看出我國總產(chǎn)出一直呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢，物質(zhì)資本投資、人力資本投資以及科技資本投資基本是一條波折上升的曲線；在1995年以后，三類資本投資呈現(xiàn)穩(wěn)定增長趨勢，其中政府公共物質(zhì)投資波動(dòng)較為明顯；在1960-1970年之間波動(dòng)最為劇烈，1998年后呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢；公共教育投資上升平穩(wěn)，在2011年呈現(xiàn)快速增長趨勢；公共科技投資1953年至1960年增速最快，之后呈現(xiàn)平穩(wěn)增長趨勢。另外，通過趨勢圖可以看出歷年各經(jīng)濟(jì)變量有常數(shù)項(xiàng)。由于各經(jīng)濟(jì)變量帶有時(shí)間趨勢特征，可以考慮帶常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)。

由于單位根DF檢驗(yàn)使用一階自回歸檢驗(yàn)，嚴(yán)格要求擾動(dòng)項(xiàng)為獨(dú)立白噪聲序列。如果擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)，則需要引入更高階的滯后項(xiàng)來控制，即單位根ADF檢驗(yàn)。為了使研究更有一般性，本文選擇ADF單位根檢驗(yàn)。首先確定最大滯后階數(shù)，按照Phillips的建議，最大滯后階數(shù)pmax=int4（T/100）^（2/9），其中T為樣本數(shù)，故本文檢驗(yàn)的最大滯后階數(shù)pmax=int4（61/100）^（2/9）=3，在1-3階滯后項(xiàng)中分別回歸檢驗(yàn)方程，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由于各變量的ADF統(tǒng)計(jì)量為左邊單側(cè)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于95%的臨界值，-1929>-3493，-0393>-3493，-0512>-3493，-1802>-3493，因此無法在5%的置信水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，即可以認(rèn)為總產(chǎn)出lnY，物質(zhì)資本投資lnInv，人力資本投資lnEdu，科技資本投資lnRes表示的時(shí)間序列存在單位根，均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。

對于非平穩(wěn)時(shí)間序列，中心極限定理不再適用，最小二乘估計(jì)為一致有偏估計(jì)量。如果各變量的時(shí)間序列經(jīng)過d 次差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，則認(rèn)為序列之間存在長期均衡關(guān)系，可以接受存在協(xié)積關(guān)系的原假設(shè)。對模型中各變量進(jìn)行一階差分，從差分后的序列趨勢圖（圖2）可以看出，一階差分后各變量既無常數(shù)項(xiàng)，也無明顯的時(shí)間趨勢項(xiàng)。因此在對一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，考慮方程中沒有常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)。另外，各變量之間的升降性具有一定的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，變量總產(chǎn)出lnGDP，物質(zhì)資本投資lnInv，人力資本投資lnEdu，科技資本投資lnRes很可能存在長期均衡關(guān)系，即協(xié)積關(guān)系。

對各變量的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。各變量的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%的臨界值：-3702<-2925，-3994<-2925，-2932<-2925，-3264<2925，可以在5%的置信水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，即可以認(rèn)為總產(chǎn)出lnGDP，公共物質(zhì)資本投資lnInv，公共人力資本投資lnEdu，公共科技資本投資lnRes經(jīng)過一階差分后為平穩(wěn)時(shí)間序列，為I（1）過程。

（四）協(xié)積檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)單個(gè)變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性，而協(xié)積檢驗(yàn)則是用來檢驗(yàn)一組非平穩(wěn)變量組合之間的穩(wěn)定性。如果存在協(xié)積關(guān)系，則意味著變量組中各變量之間存在長期均衡關(guān)系。對變量組做包含常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢項(xiàng)的Johansen協(xié)積秩檢驗(yàn)（trace statistic）（結(jié)果如表3所示），結(jié)果表明當(dāng)原假設(shè)為協(xié)積方程個(gè)數(shù)最多為0時(shí)，Johansen秩檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示61231> 5464，可以在5%的置信水平上拒絕協(xié)積方程是0個(gè)的原假設(shè)，認(rèn)為變量組存在協(xié)積關(guān)系；當(dāng)原假設(shè)為最多存在一個(gè)協(xié)積方程時(shí)，秩檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示249396<3455，無法在5%的置信水平上拒絕協(xié)積方程最多為1的原假設(shè)（表中打星號者），認(rèn)為變量組最多存在一個(gè)協(xié)積關(guān)系，即最多存在一個(gè)線性無關(guān)的協(xié)積向量，消除原非平穩(wěn)序列的隨機(jī)趨勢項(xiàng)。根據(jù)秩檢驗(yàn)，可以認(rèn)為總產(chǎn)出lnGDP，物質(zhì)資本投資lnInv，人力資本投資lnEdu，科技資本投資lnRes之間存在一個(gè)協(xié)積關(guān)系，變量之間存在長期均衡關(guān)系。

在確定總產(chǎn)出lnY、物質(zhì)資本投資lnInv、人力資本投資lnEdu，以及科技資本投資lnRes之間的協(xié)積關(guān)系之后，建立向量誤差修正模型。根據(jù)表4協(xié)積方程所代表的長期均衡關(guān)系估計(jì)結(jié)果信息，可將總產(chǎn)出、公共物質(zhì)資本投資、公共人力資本投資、公共科技資本投資關(guān)系函數(shù)式寫為：

lnY=6.285+0.326（-2.75）lnInv+0.157（-1.78）lnEdu+0.339（-7.04）lnRes+μt（16）

式（16）下方括號內(nèi)代表的是t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明各變量在5%的顯著水平上均有統(tǒng)計(jì)顯著性。從估計(jì)結(jié)果可以看出經(jīng)濟(jì)增長與公共物質(zhì)資本投資、人力資本投資和科技資本投資之間存在一個(gè)長期均衡關(guān)系。從估算結(jié)果看我國公共物質(zhì)資本投資、公共人力資本投資和公共科技資本投資對長期總產(chǎn)出具有正影響，其中公共科技資本投資的長期影響力度最大，影響系數(shù)為0339，且具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這表明我國政府公共科技投資對經(jīng)濟(jì)的長期增長更為重要。此外，可以看出我國公共物質(zhì)資本投資對長期經(jīng)濟(jì)增長有顯著正效應(yīng)，公共人力資本投資也是經(jīng)濟(jì)長期增長的動(dòng)力機(jī)制。公共投資對科研教育等領(lǐng)域提供的資金支持，有助于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生要素發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的提高，對經(jīng)濟(jì)長期增長產(chǎn)生了顯著積極效應(yīng)。所以，公共資本投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系，驗(yàn)證了理論分析的結(jié)論。

根據(jù)向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果，可以得到如下向量誤差修正模型：

ΔlnYt=0039（235）+0743（560）ΔlnYt-1+014（030）ΔlnInvt-1-0019（-101）ΔlnEdut-1-0096（-166）ΔlnRest-1-0046（-246）μt-1（17）

式（17）給出了總產(chǎn)出與公共物質(zhì)資本投資、公共人力資本投資與公共科技資本投資的短期波動(dòng)關(guān)系，模型估計(jì)結(jié)果顯示公共物質(zhì)資本投資可促進(jìn)短期經(jīng)濟(jì)增長，而公共人力資本投資與公共科技資本投資不利于短期經(jīng)濟(jì)增長，這表明公共人力資本投資和公共科技資本投資對經(jīng)濟(jì)推動(dòng)作用存在滯后性。綜合不同職能的公共投資對經(jīng)濟(jì)增長短期影響程度來看，公共物質(zhì)資本投資對短期經(jīng)濟(jì)的作用更直接，也更顯著，具有良好的短期逆周期調(diào)節(jié)效果，且公共物質(zhì)資本投資的短期正效應(yīng)大于其它兩類投資的短期負(fù)效應(yīng)，公共資本投資的短期凈效應(yīng)大于零。

政府公共投資通過政府直接參與市場經(jīng)濟(jì)而彌補(bǔ)市場失靈，以及提供有效的公共物品供給而實(shí)現(xiàn)優(yōu)化社會(huì)資源配置的目的，它是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的解釋變量。我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的財(cái)政政策與計(jì)劃經(jīng)濟(jì)條件下的“國家財(cái)政”、市場經(jīng)濟(jì)條件下的“公共財(cái)政”有顯著不同。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)條件下，政府擁有社會(huì)經(jīng)濟(jì)的所有資源，財(cái)政政策是國家滿足自身職能，配置社會(huì)資源的一種手段。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，為滿足公共服務(wù)需求，彌補(bǔ)市場失靈，政府以提供社會(huì)公共產(chǎn)品為手段而發(fā)揮財(cái)政政策對社會(huì)資源的引導(dǎo)作用。目前，我國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期，財(cái)政模式留有計(jì)劃模式的影子，各地對國家財(cái)政存在不同程度的路徑依賴，致使創(chuàng)立市場經(jīng)濟(jì)條件下的公共財(cái)政制度受到制約。

近年來我國為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長，而不斷調(diào)整財(cái)政政策。由于公共投資支出以政府主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)建設(shè)投資為主，而以提供公共服務(wù)產(chǎn)品為主的投資相對滯后，致使公共投資支出結(jié)構(gòu)出現(xiàn)不平衡。因此，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期需要合理調(diào)控政府公共投資結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)人力資本和科技領(lǐng)域的資金供給，加大短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)不顯著，但對經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生要素起關(guān)鍵作用領(lǐng)域的投資，發(fā)揮政府主導(dǎo)的投資拉動(dòng)和優(yōu)化分配的職能，以便減少未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的復(fù)雜程度，降低財(cái)政轉(zhuǎn)型的難度。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)向量誤差修正模型的穩(wěn)定性（特征值檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，單位根結(jié)果如圖3所示）結(jié)果顯示，除了VECM模型本身所假設(shè)的單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內(nèi)，這個(gè)VECM是穩(wěn)定的。

三、結(jié)論

在一個(gè)兩部門內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型下，本文分析了政府公共投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，實(shí)證檢驗(yàn)了公共物質(zhì)資本投資、人力資本投資和科技資本投資對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，以識別公共投資不同結(jié)構(gòu)成分對長期經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)以及短期效應(yīng)，主要結(jié)論如下：

1.在私人物質(zhì)資本邊際產(chǎn)出率不變的條件下，人力資本投資與政府物質(zhì)資本投資共同決定了經(jīng)濟(jì)增長率。人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度取決于人力資本的外部效應(yīng)與人力資本的邊際產(chǎn)出率的大小，政府物質(zhì)資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度，取決于政府物質(zhì)資本的邊際生產(chǎn)率。

2.就我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的具體實(shí)踐而言，經(jīng)濟(jì)增長與公共物質(zhì)資本投資、人力資本投資、科技資本投資之間存在長期均衡關(guān)系。其中，公共物質(zhì)資本投資對經(jīng)濟(jì)長期增長貢獻(xiàn)顯著且短期經(jīng)濟(jì)效果明顯，政府公共人力資本投資和政府科技投資對經(jīng)濟(jì)長期總產(chǎn)出也存在顯著正影響，但作用效果存在滯后性，不適于短期經(jīng)濟(jì)調(diào)控。

上述理論分析與實(shí)證分析對我國政策實(shí)踐的指導(dǎo)意義。在政策層面上，我國政府公共投資仍然是國民經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)有效增長的重要推動(dòng)力，為保障經(jīng)濟(jì)增長由高速向平穩(wěn)的新常態(tài)過渡，在未來很長一段時(shí)間內(nèi)，政府公共物質(zhì)資本投資仍然是國民經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力。但是，不應(yīng)從短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的視角去評價(jià)我國人力資本投資與科學(xué)技術(shù)資本投資，這兩類公共資本投資在未來一定期限內(nèi)可實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)者素質(zhì)與勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，有效提高經(jīng)濟(jì)增長效率與質(zhì)量，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)長期內(nèi)生穩(wěn)定增長。所以，政府部門需要合理調(diào)控公共投資領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)政府財(cái)政優(yōu)化分配，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。

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Research on Economic Effect of Public Investment During the

Transformation Period in China

DU Yong-xiao， TIAN Xin-min

（School of Economics， Capital University of Economics and Business， Beijing 100070，China）

Abstract：In a two -sector endogenous growth model， we classify public capital investment according to functions， build the vector error correction model by use of Chinese annual data from 1953 to 2013， analyze the mechanics of government public investment on economic growth， and empirically test the effects of public physical capital investment， public human capital investment， science and technology investment on China′s macro economy. The empirical tests show that public physical capital investment has a significant effect on long-run and short-run economic growth， public human capital investment and science and technology investment have positive time-lag effect on long-run economic growth，otherwise， having negative effect on economic growth in short term.

Key words：endogenous growth model； public investment； vector error correction model

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）