政府投資性支出擠出企業(yè)的投資嗎？

張凱強

(中國社會科學院 財經戰(zhàn)略研究院，北京 100006)

一、引言與文獻綜述

改革開放40多年來，“高投資”現(xiàn)象始終是中國經濟發(fā)展的重要特征，也是中國經濟長期快速發(fā)展的核心動力之一。由圖1可知，中國全社會固定資產投資總額占國內生產總值的比重由1990年的23.9%增長至2016年的81.9%，尤其是2000年后呈現(xiàn)持續(xù)增長的態(tài)勢；2016年后則逐漸回落，2018年的占比為71.7%。通過使用統(tǒng)計口徑相同的數(shù)據(jù)進行比較發(fā)現(xiàn)，在固定資本形成額占GDP的比重方面，中國和歐元區(qū)的均值依次為38.14%、21.36%，其增長率約為13.72%、3.27%；比較可知，中國的數(shù)據(jù)指標均遠高于歐元區(qū)國家的平均水平。黨的十九大報告中指出：“深化投融資體制改革，發(fā)揮投資對優(yōu)化供給結構的關鍵性作用”；基于中國高投資的現(xiàn)象，應利用高投資優(yōu)勢，促進供給側結構改革，進一步深化經濟體制改革，發(fā)揮資源配置優(yōu)勢，保持經濟長期發(fā)展。本文核心是聚焦于地方政府的投資性支出與私人的投資行為，從地方政府與企業(yè)之間相互作用機制的視角理解和分析中國高投資事實，這也將為中國供給側結構改革和經濟“新常態(tài)”下向高質量經濟發(fā)展轉型提供參考和建議。

國內外已經有較多的文獻解釋中國“高投資”的現(xiàn)象，如基于資本高回報率角度，消費者偏好儲蓄行為、制度激勵措施等角度(Narayan，2005；Song et al.，2011；經濟增長前沿課題組，2005；呂冰洋和毛捷，2014)[1～4]，而本文著眼于政府行為與企業(yè)個體的投資行為。從立足于政府支出行為和投資行為的國內外文獻來說，較多的文獻聚焦于政府支出行為對私人投資的擠入和擠出效應。就理論文獻方面，Arrow和Kruz(1970)[5]、Barro(1990)[6]認為政府支出為生產性支出，進入生產函數(shù)具有產出的外部性，其性質與資本相同，具有投資性的用途(1)本文認為文獻中生產性支出即是文章的研究目標——投資性支出。其原因有三：第一，政府的財政支出按經濟影響分類，可以分為生產性支出和消費性支出，顯然相比于消費性支出，生產性支出具有政府投資的功能，故可稱為投資性支出。第二，在2019年的《政府投資條例》中指出，政府投資是指在中國境內使用預算安排的資金進行固定資產投資建設活動，包括新建、擴建、改建、技術改造等。因而，一般公共預算中生產性支出即是政府投資的一部分。參見2019年中華人民共和國國務院令第712號《政府投資條例》。第三，在經驗分析中，文獻中多采納的生產性支出指標主要包括基本建設支出和農林水氣支出，符合政府投資定義，故稱為投資性支出。，在內生增長模型得出政府支出與私人投資均有利于經濟增長和社會福利提高。Turnovsky和Fisher(1995)[7]、嚴成樑和龔六堂(2009)[8]將生產性和消費性支出同時加入Ramsey增長模型，關注不同的財政支出類型與經濟增長、社會福利間的作用機制，而呂冰洋和毛捷(2014)[4]4同樣在該框架下，認為財政支出結構和稅收收入結構能夠解釋中國高投資和低消費的典型事實。在實證文獻方面，政府支出行為對私人投資的影響結論主要有兩個方面，一方面結論如凱恩斯學派的觀點，政府支出的擴大將減低其他市場主體的投資額度，即擠出私人投資(Bairam and Ward，1993；Atesoglu and Emerson，2008)[9～10]；另一方面認為存在擠入效應，政府支出有利于私人投資的增加(Vijverberg et al.，1997)[11]。還有部分文獻認為該結論隨其他因素變化而不同(Erden and Holcombe，2005)[12]。

在地方政府的財政支出行為文獻中，偏向投資性支出是中國地方政府經濟行為的重要特征。首先，在文獻中，中國地方政府偏向投資性支出的主要原因有：一是地方政府追求的經濟增長激勵和稅收增長激勵；二是地方政府官員以經濟增長為跳板，追求個人的政治晉升激勵(Li and Zhou，2005；傅勇和張晏，2007；尹恒和朱虹，2011)[13～15]。地方政府充分發(fā)揮投資性支出的產出效應，利用政府的引導作用，提高本地區(qū)生產要素的積累速度，實現(xiàn)經濟增長和政治晉升。因而，本文關注點在于政府投資性支出是否帶動私人投資的增加，政府投資性支出是否助推中國“高投資”的典型事實，以及政府投資性支出是否有利于引導中國投資結構的優(yōu)化。其次，在政府支出和投資行為的經驗分析文獻中，較多的文獻基于宏觀的經濟數(shù)據(jù)，而本文則著眼于企業(yè)個體的投資行為，同時結合地級市面板數(shù)據(jù)，分析政府投資與私人投資行為的作用機制。最后，本文的文獻來源還參考了其他兩個方面的研究，一方面為政府稅收行為和企業(yè)投資，關注的主題主要有政府稅收優(yōu)惠、納稅征管、稅制改革等行為對企業(yè)投資行為的研究分析(Zwick and Mahon，2017；Liu and Mao，2019；付文林和趙永輝，2014；許偉和陳斌開，2016)[16～19]；另一方面為政府投資性支出和項目實施的制度背景和基礎，劉長喜等(2014)[20]、陳志勇和陳思霞(2014)[21]分別從中央和地方政府的投資能力、財政預算約束等角度對政府投資行為的實施和制度依賴進行分析。

本文在內生增長模型基礎上，加入企業(yè)投資行為的調整成本，理論機制分析表明，地方政府的偏向投資性支出行為，以及企業(yè)的調整成本、消費者偏好等因素均作用于企業(yè)投資的投資選擇；同時聯(lián)系中國的經濟發(fā)展特征，發(fā)現(xiàn)地方政府的投資性支出偏向將促進企業(yè)的投資水平。經驗分析有力地論證了上述結論，發(fā)現(xiàn)地方政府的投資性公共支出占比提高10%，該地區(qū)內企業(yè)的凈投資率將增加0.54%；在地級市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，投資性支出占GDP比值提高10%將帶來該地區(qū)的固定資產投資占GDP比重的增長幅度為12%～14%，進而地方政府投資性支出具有較高的外溢效應，是中國“高投資”典型事實的形成因素之一。

本文的主要貢獻為：第一，基于中國地方政府的投資性支出偏向和中國“高投資”的特點，分析了政府投資對私人投資、投資結構的作用機制，補充了財政支出行為與企業(yè)投資行為之間的文獻。第二，使用企業(yè)和地級市面板數(shù)據(jù)分析政府支出行為對投資的影響，使得經驗分析結論更有說服力。第三，在政策方面，聚焦于優(yōu)化政府支出結構和推進中央與地方政府事權和支出責任劃分，著眼于不同類型的政府支出與市場活力之間的關系，服務于地方政府財政支出結構的優(yōu)化，促進企業(yè)投資的活力，引導企業(yè)創(chuàng)新行為，優(yōu)化市場主體間的投資結構，進而保證區(qū)域經濟的長期穩(wěn)定和發(fā)展。

后文的結構安排依次是：理論模型，實證設計和數(shù)據(jù)說明，實證結果和拓展分析，結論。

二、理論模型和典型事實

本節(jié)首先借鑒文獻將財政支出分為投資性支出和消費性支出，在內生增長模型中加入企業(yè)投資的調整成本，聚焦于政府的財政支出行為與企業(yè)投資行為選擇的作用機制，并建立相關命題結論。

(一)理論模型

在模型設置中，地方政府的不同財政支出類型分別進入生產函數(shù)和效用函數(shù)的內生增長模型中，其中主要分析的財政支出包括投資性支出和消費性支出兩部分；模型假設在地方政府管轄下，存在代表性消費者，該消費者擁有企業(yè)。

1.基本假定

(1)效用函數(shù)設置

消費者的效用在私人消費Ct和公共消費CGt中選擇，CGt為地方政府提供的消費性支出，則代表性消費者的社會福利函數(shù)為：

(1)

依據(jù)Turnovsky(2000)[22]，采用經典的不變替代彈性(Constant Elasticity of Substitution)型效用函數(shù)，具體如下：

(1′)

(1″)

其中，在基準模型中，分析式(1″)的簡單情形，在后文的擴展分析中討論式(1′)的情形。其中，σ>0，為消費的跨期替代彈性；β∈(0,1)表示消費者的偏好關系。且函數(shù)(1′)是二階可微且單調遞增的嚴格凹函數(shù)。

(2)企業(yè)行為設置

借鑒文獻將政府投資性支出PGt加入生產函數(shù)，簡化分析，設置勞動要素為不變量，且企業(yè)生產函數(shù)為齊次型：

(2)

其中，Y為產出，F(xiàn)(·)為生產函數(shù)，K為資本，A為技術，α為政府投資性支出PGt的產出彈性。

如同Lucas(1967)[23]等文獻設置，企業(yè)的投資需要調整成本，記為:

(3)

其中，V為企業(yè)投資行為的調整成本，I為企業(yè)投資量，v為企業(yè)投資成本系數(shù)，且v>0。顯然，當v>1，企業(yè)的投資所需要的邊際成本遞增，即企業(yè)投資越高，所使用的調整成本越高；當v<1，企業(yè)的投資所需要的邊際成本遞減，即企業(yè)投資越高，所使用的調整成本越低，即存在規(guī)模效應，企業(yè)的成本降低。

(3)政府間行為

模型設置稅收為收入稅，令實際稅率為τ，地方政府稅收收入為：

Tt=τtF(Kt,PGt)

(4)

其中，T為地方政府的總收入，PG為地方政府的投資性支出，則地方政府預算約束方程為：

PGt+CGt=Tt

(5)

gt=τt

(6)

(7)

或者，記為：

Kt+1-Kt=Yt-Tt-Ct-Vt=Yt-Tt-Ct-(Kt+1-Kt)v

(7′)

其次，聯(lián)立式(2)、式(4)，簡化企業(yè)的生產函數(shù)為：

(8)

2.動態(tài)分析

根據(jù)模型的基本設置，考慮消費的效用函數(shù)為式(1″)時，建立動態(tài)Lagrange函數(shù)為：

(9)

其中，λt為資本的動態(tài)影子價格，分別對資本和消費的求偏導，可得到最優(yōu)條件為：

(10)

(11)

化簡整理有，其中記Ct+1/Ct=gC,t+1。

(12)

(13)

命題1：在一定條件下，地方政府的投資性支出偏向將直接影響經濟系統(tǒng)均衡中企業(yè)個體的投資行為，其中企業(yè)投資成本的調整系數(shù)等參數(shù)的變化也將作用于上述影響機制。

對式(13)進行分析，進一步化簡可知：

(13′)

進一步，進行偏微分分析可知，且假設v≠1，則有：

(14)

(二)典型事實分析

在前文中，建立政府投資性支出與企業(yè)投資行為之間的作用機制，二者之間的作用關系則立足于較多的外生條件，如消費者的行為偏好、政府投資支出的產出彈性、私人投資的成本調整系數(shù)等。一方面，由于消費者和企業(yè)個體均屬于個體行為，具有穩(wěn)定性和復雜性；另一方面，在政府行為上，政府投資性支出行為將直接或間接作用于個體行為。該部分著重分析政府投資性支出行為的特點。

首先，中國地方政府具有偏向投資性支出的行為特點。較多的文獻認為中國地方政府投資性支出偏向的特點，主要原因在于地方政府的稅收收入激勵和政治晉升激勵。無論是稅收收入激勵還是政治晉升激勵，二者均以區(qū)域經濟高速增長的顯性經濟事實為表現(xiàn)目標。在稅收收入角度，地方政府追逐財政自主權，提高產出外部性，實現(xiàn)經濟增長；在政治晉升角度，地方政府官員的考核指標也主要以經濟增長水平為政績考核指標(楊其靜和鄭楠，2013)[26]。地方政府的投資性支出行為將直接帶來地區(qū)經濟發(fā)展的顯著上升。一方面，政府投資性支出是GDP發(fā)展的一部分；另一方面，政府投資性支出也將短期內促進私人的投資和就業(yè)行為，經濟的快速發(fā)展和增長也促使地方政府加大投資性支出，形成渦輪式推動發(fā)展。

其次，中國“高投資”的典型經濟事實。如圖3所示，1990年以來，中國全社會固定資產投資和消費的年均增長率依次為21.0%、14.9%，消費的增長速度顯著低于投資的增長速度，一系列文獻論述探討了中國“高投資”的典型事實，聚焦于中國經濟增長特征和轉型發(fā)展。其中，呂冰洋和毛捷(2014)[4]4認為財政支出結構和稅收結構的變化共同解釋了中國高投資和低消費典型事實，并突出投資性支出的外部性作用，將推動投資消費比的上升，促進經濟增長。

在理論模型中，首先建立政府投資性支出與企業(yè)投資行為之間的作用機制，基于數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)投資成本的調整系數(shù)大于1時，政府投資性支出增加將減少企業(yè)投資規(guī)模；反之，則增加投資規(guī)模。在典型事實分析中，基于中國地方政府偏向投資性支出的行為特點，在“高投資”的典型事實大背景下，本文依據(jù)1998—2006年企業(yè)數(shù)據(jù)和地級市面板數(shù)據(jù)進行經驗分析，并提出如下命題假設。

假設1：地方政府的投資性支出偏向將提高企業(yè)個體的投資水平。

此外，基于上述理論模型和典型事實分析，結合后文的實證分析，本文的核心將政府投資性支出定義為政府預算支出中的投資性、資本性、生產性的財政支出。因而，本文一定程度上忽視了基于地方政府行為下非預算性的財政支出，如地方政府投融資項目支出，與社會資本合作的資本性支出以及地方政府債券中，投資性支出等方面。其原因主要有，一方面政府預算內的投資性支出測算和衡量更為標準化和具有代表性；另一方面，在政府投融資支出和地方政府債券中，投資性支出的統(tǒng)計口徑具有較大的差異性和不確定性。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

為了從實證上檢驗地方政府投資性支出偏好對私人投資行為的影響，本節(jié)首先采用1998—2006年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)進行實證分析(3)考慮到在《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》對財政支出分類統(tǒng)計的截止年份為2007年；為保證生產性支出指標的統(tǒng)一，故采用的年份時間為1998—2006年。。

(一)計量模型

在實證分析中，以縣級地區(qū)的投資性支出比重作為核心解釋變量，以企業(yè)個體的凈投資率為被解釋變量，建立如下雙向固定效應(FE)模型：

yi,c,t=α+β·pdrc,t+γ1·Xc,t+γ2·Yi,c,t+ui+vt+εi,c,t

(15)

其中，yi,c,t為結果變量，表示位于縣級地區(qū)c的企業(yè)i在t年的凈投資率；解釋變量pdrc，t是縣級地區(qū)c在t年的政府投資性支出的比重。模型中的控制變量依次為，縣級地區(qū)的控制變量Xc,t和企業(yè)的控制變量Yi,c,t。此外，ui為企業(yè)的固定效應，εi,c,t為誤差項。

在式(15)中，被解釋變量為yi,c,t，表示企業(yè)的凈投資率，本文在基準模型中使用指標inr1=(基于生產經營用的固定資產原值的實際值-上一年基于生產經營用的固定資產原值的實際值)/企業(yè)總產值，記為基于生產經營用的固定資產原值的企業(yè)凈投資率；在穩(wěn)健性分析中，使用inr2=(固定資產原值的實際值-上一年固定資產原值的實際值)/企業(yè)總產值，記為基于固定資產原值的企業(yè)凈投資率。其中，圖4描述企業(yè)凈投資率變量的指標(INR1)在不同地區(qū)的均值變化；可以發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)，企業(yè)的凈投資率水平呈現(xiàn)逐步提高的趨勢，而中部和西部地區(qū)的企業(yè)凈投資率水平則表現(xiàn)出跳躍、不穩(wěn)定的變化趨勢，且二者顯著低于東部地區(qū)。

在式(15)中，解釋變量pdrc,t是縣級地區(qū)c在t年的政府投資性支出的比重，如前文中說明，在該指標中略去政府融資平臺和地方政府債券中的投資性支出。參考已有文獻的做法，本文采用兩種統(tǒng)計口徑來衡量。一是基準口徑：

二是僅使用包括基本建設支出的小口徑來衡量：

其中，財政支出均指一般預算財政支出。

本文將主要關注β的估計系數(shù)。根據(jù)理論機制分析，如果地方政府提高投資性支出比重，該地區(qū)企業(yè)的凈投資率水平將提高，即β>0。

本文將設置控制變量置于縣級地區(qū)的控制變量Xc,t和企業(yè)的控制變量Yi,c,t。依據(jù)已有文獻設置，Xc,t包括經濟發(fā)展水平(lngpc)，即人均實際國內生產總值的自然對數(shù)來反映；人口密度(popint)；工業(yè)化水平(indr)，使用的是第二產業(yè)增加值占國內生產總值的比重；城鎮(zhèn)化水平(urbr)，即城鎮(zhèn)人口占總人口的比重；政府規(guī)模(lnfispop)，使用的是每萬人財政供養(yǎng)人口；轉移支付比重(tranr)，即令轉移支付等于一般公共預算收入與支出差值，取其差值與一般公共預算支出的比值。

企業(yè)的控制變量Yi,c,t包括企業(yè)員工人數(shù)(lnL)、企業(yè)年齡(lnage)、企業(yè)貸款能力(finr)、企業(yè)的銷售額與總產值之比(saler)、企業(yè)的利潤率(ROA)、企業(yè)的負債率(debr)、是否為國有企業(yè)(dusoe)、是否為外資企業(yè)(dufrn)以及企業(yè)的流動負債比率(ldx)，反映該企業(yè)對資金的流動性需求等。

本文在基準模型中，首先，使用OLS方法和固定效應(FE)方法進行回歸分析，使用基準口徑的企業(yè)凈投資率和投資性支出占比作為核心變量；其次，更換核心變量、分地區(qū)進行分樣本分析；再次，考慮到投資性支出占比和企業(yè)凈投資率可能存在的內生性，如反向因果、遺漏變量的可能性，故考慮用工具變量法(IV)對式(15)進行分析，其中使用工具變量為省級地區(qū)在當年任職的中央委員和中央候補委員的數(shù)量(記作中央委員數(shù))，回歸結果是穩(wěn)健的；最后，進一步拓展，使用地級市面板數(shù)據(jù)，分析政府性投資支出與地區(qū)投資結構的影響機制。

(二)數(shù)據(jù)說明

實證分析數(shù)據(jù)采用1998—2006年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)，企業(yè)的數(shù)據(jù)主要來自于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理方法如下：采用與Brandt等(2011)[27]類似的方法進行企業(yè)代碼核實，剔除主要指標的缺失或小于0的那些觀測值，剔除關鍵變量的大于其99%分位數(shù)和小于其1%分位數(shù)的觀測值?？h級地區(qū)、地級市城市的財政數(shù)據(jù)和其他控制變量數(shù)據(jù)，主要來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》。其中，對關鍵變量數(shù)據(jù)剔除各變量1%的極端值。工具變量數(shù)據(jù)使用縣級地區(qū)所在省份具有的中央委員數(shù)目，數(shù)據(jù)來源于相關網(wǎng)站的手工整理。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果

(一)基準回歸結果

表2顯示了使用OLS方法和固定效應(FE)估算方法估算方程(15)的結果。其中，第(1)列為OLS方法，第(2)至第(5)列為FE方法，控制變量依次變換，分別控制企業(yè)和年度控制變量。該模型的標準誤聚類是在縣域產業(yè)層面。

表2 投資性支出占比對企業(yè)凈投資率的影響(基準模型)

回歸結果表明，政府投資性支出比例的增加將顯著提高企業(yè)的凈投資率。第(5)列回歸系數(shù)表明，縣級地區(qū)政府投資性支出占比提高10%，地區(qū)企業(yè)凈投資率提高0.54%，相當于0.10樣本標準差。第(2)～(4)列回歸系數(shù)顯著正相關，顯著水平至少為10%，其回歸結果與第(5)列相似。回歸結果發(fā)現(xiàn)，地方政府的投資支出偏好行為符合假設1，將顯著提升地方企業(yè)的投資水平，進而有利于該地區(qū)的經濟發(fā)展。

從縣級控制變量來看，縣級地區(qū)的經濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平將顯著提高該地區(qū)企業(yè)的凈投資率，而轉移支付占財政支出的比例將顯著降低企業(yè)的凈投資水平。如表2所示，縣級區(qū)域經濟發(fā)展水平(lngpc)和城鎮(zhèn)化水平(urbr)均為1%的顯著水平，這在一定程度上表明縣級區(qū)域具有良好的經濟發(fā)展基礎和產業(yè)結構。合理的條件有助于促進投資，優(yōu)化經濟發(fā)展。轉移支付比例顯著降低了企業(yè)的凈投資水平，這一結論符合凱恩斯學派關于財政政策的“擠出效應”理論。當?shù)胤秸枚愂照{節(jié)各地區(qū)的財政平衡時，一定的條件是利用政府支出行為擠出私人投資，使公司的凈投資率降低。在企業(yè)方面，企業(yè)盈利能力的提高、流動負債率的提高以及員工人數(shù)的增加將有助于公司投資水平的提高，而公司的年齡、貸款能力、銷售率、負債率等因素不會增加企業(yè)投資比重。

(二)討論

1.更換核心變量

首先，表3依次更換被解釋變量和解釋變量，直接采用企業(yè)按固定資產原值計算的凈投資率(INR2)，不再關注公司生產經營的固定資產；同時解釋變量替換為小口徑指標，只有包括基本建設支出的投資性支出(pdr2)的占比作為解釋變量。(1)～(2)、(3)～(4)列的被解釋變量為INR1、INR2。

表3 投資性支出占比對企業(yè)凈投資率的影響(更換核心變量)

回歸結果表明，更換核心解釋變量和被解釋變量，擴大政府投資性支出比例將顯著提高公司的凈投資率，結論與基準模型相同。在第(3)列中，該地區(qū)政府投資性支出占縣級財政支出的比重提高了10%，企業(yè)凈投資率也將提高0.22%，該比值小于基準模型；這在一定程度上表明，地方政府的投資性支出在促進企業(yè)生產經營、擴大企業(yè)固定資產項目產值等方面的投資將更加密集，但對其他消費性支出和使用性固定資產項目的激勵力度將有所降低。在第(2)列和第(4)列的小口徑指標的回歸結果中，公司凈投資率在1%顯著水平上為正，回歸結果分別為0.66%和0.33%(當政府投資性支出比例增加10%時)；該結果均略大于基準口徑下的結論，說明地方政府的基本建設性支出將更有利于企業(yè)投資率的提高。

2.按照地區(qū)分組

表4分析東部、中部和西部地區(qū)的子樣本估計結果。結果表明，當?shù)胤秸顿Y性支出占比增加時，中西部地區(qū)的企業(yè)凈投資率將增加，東部地區(qū)的企業(yè)凈投資率變動不顯著。表4顯示，無論選基準口徑或小口徑的投資性支出比例，模型的估計結果相近。當投資性支出比重提高1%時，中部地區(qū)企業(yè)凈投資率將提高0.09%～0.10%，西部地區(qū)將提高0.19%～0.22%，東部地區(qū)的估計系數(shù)為0.02%～0.04%，故東部地區(qū)的估計結果均小于中西部地區(qū)，且中部地區(qū)的估計系數(shù)小于西部地區(qū)。已知東部地區(qū)的投資性支出占比高于中部地區(qū)，中部地區(qū)高于西部地區(qū)，上述模型的估計系數(shù)正好與上述比重的排序相反，主要原因為，一是東部相較于中部，中部相較于西部，均具有較好的產業(yè)結構和資本投資率，故該地區(qū)的企業(yè)對凈投資的需求程度減?。欢歉鶕?jù)邊際報酬遞減規(guī)律，當西部地區(qū)具有較低的投資性支出比重時，其對企業(yè)投資行為的影響程度更大，故該地區(qū)企業(yè)凈投資率的提高程度更大。

表4 投資性支出占比對企業(yè)凈投資率的影響(地區(qū)分組)

3.按照企業(yè)性質分組

表5采用企業(yè)凈投資率(INR1)作為被解釋變量。(1)～(3)和(4)～(6)集團分別是國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)(包括香港和澳門)，對兩種口徑的投資性支出比例分別進行分析。

表5 投資性支出占比對企業(yè)凈投資率的影響(企業(yè)性質分組)

回歸結果表明，縣級政府投資性支出較高，該地區(qū)的國有企業(yè)和外商投資企業(yè)將顯著提高企業(yè)的凈投資率，而民營企業(yè)則不那么突出。首先，如表5所示，雖然第(2)列和第(5)列私營企業(yè)組的回歸系數(shù)不顯著，但統(tǒng)計結果與其他公司的結果一致；本文認為，地方政府投資性支出比例的增加將促進企業(yè)發(fā)展。增加投資，擴大產出和業(yè)績，其結論與基準模型一致。其次，外商投資企業(yè)的凈投資率對地方政府行為的影響最大?？赡艿脑蚴峭赓Y企業(yè)通常具有較大的產值和規(guī)模，能夠充分發(fā)揮公共支出產出的外部性。

4.內生性分析

針對地方政府投資性支出資金與企業(yè)生產經營項目固定資產投資之間可能存在的反向因果關系，本文利用工具變量(IV)檢驗了兩者之間的關系。據(jù)吳鳳武等(2013)[28]、呂冰洋和張凱強(2018)[29]表示，地方政府的轉移支付資金和政府資金的使用受到省政府的政治權力(省一級中央委員的數(shù)量)的影響。因而，本文選擇將在省級的中央委員人數(shù)作為投資性支出比例的工具變量，一方面中央委員人數(shù)與地方政府支出規(guī)模相關，進而也將決定該地區(qū)的政府投資性支出規(guī)模，因而表現(xiàn)工具變量(IV)與核心解釋變量間的相關性；另一方面，中央委員人數(shù)與該地區(qū)企業(yè)投資規(guī)模則表現(xiàn)為獨立性。回歸結果如表6所示，并控制相關變量。

工具變量的LM檢驗、弱工具變量檢驗和顯著性檢驗均滿足工具變量的識別條件?；貧w結果表明，該結論與基準模型相似，即縣級地區(qū)政府投資性支出比例的增加將顯著提高該地區(qū)企業(yè)的凈投資率。如表6第(1)列和第(2)列所示，盡管第(1)列的顯著性較弱，但考慮回歸系數(shù)值的大小和符號的方向，則認為內生處理后的模型結果也與基準模型相同。

表6 投資性支出占比對企業(yè)凈投資率的影響(IV分析)

綜上所述，穩(wěn)健性分析有力地論證了基準結果，聯(lián)系理論機制分析，顯著地說明中國地方政府的投資性支出偏向均有利于促進地方企業(yè)投資率水平的提高，進而擴大企業(yè)產出，提高企業(yè)創(chuàng)新能力，促進地區(qū)的經濟增長。

五、拓展分析

基于前文的經驗分析，地方政府偏向投資性支出，極大地促進企業(yè)增加固定資產投資投入，提高企業(yè)的凈投資率。另外，在政府投資和企業(yè)投資的經驗分析中，政府投資性支出占財政支出比重增加10%，企業(yè)凈投資率將增加0.54%左右；那么政府投資是否擠出私人投資資金，進而符合凱恩斯的觀點，本文進一步使用地級市的投資結構進行分析。

首先，更換以地級市城市的固定資產投資數(shù)據(jù)作為被解釋變量；同時，增加投資性支出指標pdr4=(基本建設支出+農林水氣支出)/GDP，其中，pdr3=(基本建設支出+農林水氣支出)/財政支出，保持不變。因而，建立如下雙向固定效應(FE)模型：

yp,t=α1+β1·pdrp,t+γ1·Xp,t+up+vt+εp,t

(15′)

其中，在式(15′)中，yp,t為結果變量，表示位于地級市城市p在t年的固定投資水平，即固定資產投資占GDP比重，其描述性和趨勢性分析見圖5；比較圖4和圖5可知，尤其在西部地區(qū)，地級市的固定資產投資額度遠高于該地區(qū)企業(yè)的私人固定資產投資投入，也相應地表明，地方政府的投資在西部地區(qū)占有較高的比重，而企業(yè)投資水平落后于東部和中部地區(qū)。解釋變量pdrp,t則表示在地級市城市p在t年的政府投資性支出比重。在式(15′)的模型中控制地級市的控制變量Xp,t，包括該城市的經濟發(fā)展水平、人口密度、工業(yè)化水平、轉移支付比重以及該城市的醫(yī)療機構床位數(shù)、中小學在校人數(shù)占比、所在省份的老年人口比率和市場化指數(shù)等(5)此處省略相關變量的數(shù)據(jù)描述，如有需要，可聯(lián)系作者。。

回歸結果見表7，F(xiàn)E模型的結論顯示，當?shù)丶壥姓耐顿Y性支出占比提高時，將增加該地區(qū)的固定資產投資水平。首先，如表7結果顯示，當政府投資性支出占財政支出比值提高10%，該地區(qū)的固定資產投資總額將提高1.8%～2.0%；當政府投資性支出占GDP比值提高10%，該地區(qū)的固定資產投資總額將提高12%～14%。其次，當使用財政支出占比指標時，結合表2的基準結果發(fā)現(xiàn)，該比重遠大于企業(yè)固定資產凈投資水平，這里原因主要有，地級市的固定資產投資數(shù)據(jù)指標包括政府投資和農村建設投資，因而一定程度上放大了地方政府財政支出的外部性作用。最后，當使用投資性支出占GDP比重時，地區(qū)的固定資產投資水平的增加幅度高于前者；另外，考慮到投資性支出與固定資產投資絕對量的差異，地方政府的投資性支出具有較大的產出外部性和外溢效應，因而地方政府的投資性支出是中國“高投資”典型事實的一個重要因素。

表7 地級市投資性支出占比對投資的影響(城市面板基準模型)

其次，更換被解釋變量為固定資產投資的構成，依次為固定資產投資中的房地產開發(fā)投資(fixedr_estate)、基本建設投資(fixedr_con)、更新改造投資(fixedr_new)和國有企業(yè)新增固定資產投資(fixedr_soenew)，結果如表8所示。表8顯示，地方政府提高投資性支出，將有利于房地產投資和基本建設投資，而對更新改造投資的影響幅度顯著弱于前二者，也不利于國有企業(yè)的增加新投資。結合表3的回歸結果，可以看出，地方政府投資性支出指標的增加更有利于生產經營性固定資產投資項目的增加。

表8 地級市投資性支出占比對投資的影響(投資結構分組)

六、結論

本文使用1998—2006年企業(yè)面板數(shù)據(jù)和地級市面板數(shù)據(jù)，分析中國地方政府的投資性支出偏向對私人投資、企業(yè)投資行為、區(qū)域投資結構的影響，其結論為：

在內生增長模型基礎上，加入企業(yè)投資行為的調整成本，理論機制分析表明，地方政府的投資性支出偏向以及企業(yè)的調整成本、消費者偏好等因素均作用于企業(yè)的投資行為。經驗分析論證上述結論，發(fā)現(xiàn)地方政府的政府投資性支出占財政支出比值提高10%，該地區(qū)內企業(yè)的凈投資率將增加0.54%，一系列穩(wěn)健性分析也驗證該結論；在地級市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，投資性支出占GDP比值提高10%將帶來該地區(qū)的固定資產投資占GDP比重的增長幅度為12%～14%，進而地方政府投資性支出具有較高的外溢效應，是中國“高投資”典型事實的形成因素之一。

基于地方政府的偏向投資性支出的行為特點，立足于解釋中國“高投資”背景下企業(yè)投資行為選擇的現(xiàn)狀和問題，本文的分析將為構建和完善政府間財政支出責任和事權的劃分，激活和擴大企業(yè)投資，促進區(qū)域經濟發(fā)展和穩(wěn)定提供政策建議。第一，科學認識政府投資的經濟范疇和概念。要科學認識政府投資的邊界和范圍，充分發(fā)揮政府投資的積極性，識別和辨別市場失靈的誤區(qū)，發(fā)揮政府的引導作用，帶動市場主體的活力。第二，現(xiàn)階段推進中央與地方財政事權和支出責任劃分也是新時期推進和完善現(xiàn)代財政制度建設的重要內容，一方面充分發(fā)揮基層政府的積極性，建立服務型政府；另一方面厘清各個政府層級間的責任，充分推動“放管服”政策的落實，便利市場主體的行為，進而也將作用于企業(yè)的投資和經營活動。第三，地方政府投資性支出不僅影響企業(yè)固定資產投資，降低投資成本，也將降低市場主體的經營成本、融資成本等，促進區(qū)域間協(xié)同發(fā)展。第四，2019年《政府投資條例》的頒布實施，以及新冠肺炎疫情流行的大背景，應該科學地制定政府投資的規(guī)模和結構，加強市場投資的短板，有利地引導市場經濟的發(fā)展。因而，完善政府和市場關系，優(yōu)化政府支出結構，引導和鼓勵企業(yè)的投資和創(chuàng)新行為，激活企業(yè)經營活力，擴大經濟產出和效益，對于中國區(qū)域經濟的均衡發(fā)展和穩(wěn)定增長具有重要意義。