新基建投資、原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步與我國(guó)居民消費(fèi)擴(kuò)容

丁建勛 羅潤(rùn)東

[提要] 本文關(guān)于新基建投資如何影響消費(fèi)及其核心機(jī)制的理論闡釋表明,新基建投資能促進(jìn)消費(fèi),其促進(jìn)消費(fèi)的核心機(jī)制在于:新基建投資會(huì)引致原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)。利用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明,新基建投資的確有利于居民消費(fèi)的增加,檢驗(yàn)核心機(jī)制存在性的中介效應(yīng)分析也顯示,新基建投資既會(huì)直接促進(jìn)居民消費(fèi),更可以通過(guò)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步間接促進(jìn)居民消費(fèi),且間接效應(yīng)要大于直接效應(yīng)。最后提出相應(yīng)政策建議。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

消費(fèi)是暢通國(guó)內(nèi)大循環(huán)的關(guān)鍵環(huán)節(jié),也被視為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主引擎。因而,國(guó)家歷來(lái)高度重視實(shí)現(xiàn)消費(fèi)擴(kuò)容。然而,在過(guò)去相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)期內(nèi),我國(guó)居民消費(fèi)率低且上升緩慢的現(xiàn)象持續(xù)存在,2020年才達(dá)到37.7%。這嚴(yán)重制約了國(guó)內(nèi)大循環(huán)的形成和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。于是,探尋擴(kuò)大我國(guó)居民消費(fèi)的途徑,就顯得迫在眉睫。

對(duì)于如何促進(jìn)居民消費(fèi),學(xué)術(shù)界提出了各種措施,其中一個(gè)重要的視角是從基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資切入。

包括基建投資在內(nèi)的公共支出究竟是擠入還是擠出居民消費(fèi),不同的學(xué)派具有不同的觀點(diǎn)。傳統(tǒng)的凱恩斯主義認(rèn)為,政府支出增加使得總需求和產(chǎn)出增加從而帶動(dòng)消費(fèi)增加。根據(jù)新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)或者新凱恩斯主義分析,政府支出增加導(dǎo)致稅負(fù)通過(guò)財(cái)富負(fù)效應(yīng)減少預(yù)期收入從而擠出居民消費(fèi)。但內(nèi)生增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào),公共支出中的基礎(chǔ)設(shè)施投資也會(huì)在一定程度上提高產(chǎn)出從而增加消費(fèi)。

基建投資對(duì)居民消費(fèi)究竟產(chǎn)生何種影響,現(xiàn)有研究也沒(méi)有形成共識(shí)。

一些學(xué)者認(rèn)為基建投資擠出居民消費(fèi)。Aschauer (1985)[1]以及Kormendi(1983)[2]對(duì)美國(guó)的研究發(fā)現(xiàn),政府支出同居民消費(fèi)之間存在明顯的替代關(guān)系;Chen和Yao(2011)[3]的研究表明,基礎(chǔ)設(shè)施投資有利于資本密集型行業(yè),使得收入分配向資本傾斜,進(jìn)而導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降;黃海峰等(2014)[4]的研究發(fā)現(xiàn),政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率每提高1%會(huì)降低居民消費(fèi)率0.13%,且這一負(fù)向關(guān)系在不同的計(jì)量模型和估計(jì)方法下都是穩(wěn)定的;楊琦(2018)[5]認(rèn)為, 從全國(guó)范圍來(lái)看,農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

一些學(xué)者認(rèn)為基建投資會(huì)擠入居民消費(fèi)。Karras(1994)[6]的跨國(guó)研究發(fā)現(xiàn),政府支出增加將提高居民消費(fèi)的邊際效用,從而刺激了居民消費(fèi);Jensen(2007)[7]的研究表明,印度喀拉拉邦手機(jī)覆蓋率提高改善了消費(fèi)者和漁民的福利:產(chǎn)品價(jià)格下降4%,消費(fèi)者剩余和漁民利潤(rùn)分別增加6%和8%;蘇素等(2005)[8]、冉光和等(2017)[9]以及李濤等(2020)[10]的研究表明,基礎(chǔ)設(shè)施投資或資本存量能夠擠入居民消費(fèi)。劉倫武(2010)[11]、孫虹喬(2011)[12]以及張書(shū)云等(2010 )[13]認(rèn)為,農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)需求的增長(zhǎng),但不同類型或不同地區(qū)拉動(dòng)效應(yīng)存在差異;郭廣珍等(2019)[14]、張昊(2020)[15]以及申洋等(2021)[16]則發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)消費(fèi)具有促進(jìn)作用。

在老基建投資與居民消費(fèi)之間關(guān)系尚存爭(zhēng)議的情況下,新時(shí)代蓬勃發(fā)展起來(lái)的新基建投資與居民消費(fèi)之間存在何種關(guān)系?現(xiàn)有的研究還比較少。而且新基建投資影響居民消費(fèi)的核心機(jī)制是什么?學(xué)術(shù)界也鮮有深入探討。因此,本文擬通過(guò)構(gòu)建理論模型分析新基建投資對(duì)居民消費(fèi)的影響并探討產(chǎn)生影響的核心機(jī)制,然后利用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),以期弄清新基建投資對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響及其內(nèi)在機(jī)理,為暢通消費(fèi)內(nèi)循環(huán)助推高質(zhì)量發(fā)展提供政策建議。

二、新基建投資與消費(fèi):理論分析

借鑒尚文思(2020)[17]含有新基建的生產(chǎn)函數(shù)形式:

Y=AGβKαL1-α

(1)

其中,Y為產(chǎn)出,L為勞動(dòng),K為資本,α為資本的產(chǎn)出彈性。AGβ表示要素生產(chǎn)率,體現(xiàn)新型基礎(chǔ)設(shè)施的外部性對(duì)要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用(尚文思,2020)[17]。同時(shí),如賈俊雪(2017)[18],本文考慮基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資而非存量,因而G為新基建投資。

假設(shè)資本存量的變化由下式給出:

(2)

其中δ為折舊率?；贐arro和Sala-i-Martin(1995)[19](P.240)一個(gè)將家庭和企業(yè)分開(kāi)的模型等價(jià)于一個(gè)家庭直接從事生產(chǎn)的理論框架,采用家庭也是產(chǎn)品生產(chǎn)者的規(guī)定,建立漢密爾頓函數(shù)(當(dāng)人口增長(zhǎng)率為零時(shí))為:

(3)

(4)

(5)

將(4)式的兩邊取自然對(duì)數(shù),再對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)得到:

(6)

由(5)式和(6)式,可以得到:

(7)

記Z=αAG1-αKα-1L1-α-δ-ρ,且假設(shè)消費(fèi)在t=0的值為C(0),則相應(yīng)的消費(fèi)路徑為:

(8)

上式對(duì)G求導(dǎo)可以得到:

(9)

(10)

(9)式表明,新基建投資與消費(fèi)之間成同方向變動(dòng)關(guān)系,即新基建投資是有利于提高消費(fèi)需求的。那么,新基建投資為何能實(shí)現(xiàn)消費(fèi)擴(kuò)容呢?

基礎(chǔ)設(shè)施投資等政府投資性支出可以通過(guò)直接渠道和間接渠道影響消費(fèi)(Chen和Yao,2011;[3]李濤等,2020[10])。但新基建投資的直接消費(fèi)擴(kuò)容效應(yīng)可能并不大。因?yàn)檎仓С隹赡軐?duì)私人消費(fèi)產(chǎn)生直接的“擠出效應(yīng)”。而新基建投資對(duì)消費(fèi)的間接影響可能會(huì)比較大。為什么呢?因?yàn)槿缋碚撃Ｐ退?新基建更會(huì)通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高收入進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)。當(dāng)然,新基建投資通過(guò)此途徑所發(fā)揮的消費(fèi)擴(kuò)容效應(yīng),除了依靠其作為一種直接投入要素產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)外(由于投資的邊際報(bào)酬遞減,這種拉動(dòng)作效應(yīng)會(huì)越來(lái)越小),更重要的是其通過(guò)溢出效應(yīng)影響技術(shù)進(jìn)步而產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步大致可以劃分為兩種類型:引進(jìn)式技術(shù)進(jìn)步和原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步。那么新基建投資追求的是哪一種呢?

新基建投資追求的是促進(jìn)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步。如理論模型中那樣,尚文思(2020)[17]假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為Y=AGβKαL1-α,新基建投資會(huì)通過(guò)溢出效應(yīng)對(duì)要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用,表現(xiàn)為AGβ,這意味著新基建投資追求的是促進(jìn)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步。在現(xiàn)實(shí)中,我國(guó)技術(shù)進(jìn)步方式經(jīng)歷了兩個(gè)階段:1978-2010年以引進(jìn)式為主,但隨著技術(shù)引進(jìn)空間減小以及技術(shù)輸出國(guó)轉(zhuǎn)讓壁壘的限制,大約2010年之后,我國(guó)逐漸轉(zhuǎn)向以原發(fā)式為主(龍少波等,2020)[20]。而新時(shí)代蓬勃發(fā)展的新基建本質(zhì)上是科技基礎(chǔ)設(shè)施,其最典型的特征是發(fā)力于科技端。與傳統(tǒng)基建在技術(shù)端已經(jīng)相對(duì)成熟不同,新基建需要突破技術(shù),更側(cè)重創(chuàng)新。因而,新時(shí)代強(qiáng)調(diào)以數(shù)據(jù)主權(quán)為核心、自主可控為關(guān)鍵以及自主創(chuàng)新為根本的新基建,追求的確是促進(jìn)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步。

原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步有利于消費(fèi)擴(kuò)容。原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步不僅會(huì)提高產(chǎn)出從而提高消費(fèi),而且會(huì)通過(guò)收入分配勞動(dòng)偏向效應(yīng)影響消費(fèi)。因?yàn)樵l(fā)式技術(shù)進(jìn)步是通過(guò)自主研發(fā)獲取先進(jìn)技術(shù)的一種內(nèi)源性技術(shù)進(jìn)步方式。自主研發(fā)需投入大量人力資本,高素質(zhì)勞動(dòng)力成為技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵,因而原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步更具勞動(dòng)偏向性。高素質(zhì)勞動(dòng)力的高需求決定了相對(duì)較高的勞動(dòng)報(bào)酬,有利于改善初次分配中資本報(bào)酬過(guò)高的不合理格局,并通過(guò)增加居民收入刺激消費(fèi)需求(龍少波等,2022)[21]。

綜上可知,新基建投資會(huì)促進(jìn)消費(fèi),其核心在于新建投資有利于促進(jìn)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步。當(dāng)然,新基建投資是否真得能實(shí)現(xiàn)消費(fèi)擴(kuò)容,以及影響消費(fèi)的核心機(jī)制是否存在,仍需要實(shí)證檢驗(yàn)

三、新基建投資與我國(guó)居民消費(fèi):實(shí)證檢驗(yàn)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

為了比較準(zhǔn)確地衡量各地區(qū)居民消費(fèi),本文使用全國(guó)及各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》中的分地區(qū)居民消費(fèi)支出。但由于全國(guó)及各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》中缺乏2017年之后分地區(qū)居民消費(fèi)支出的數(shù)據(jù),因而實(shí)證研究使用2005-2017年我國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政單位(西藏除外)的面板數(shù)據(jù)。所用數(shù)據(jù)均以2000年為不變價(jià)計(jì)算。所有原始數(shù)據(jù)來(lái)自于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《全國(guó)科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》以及各年各地區(qū)《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)模型設(shè)定

根據(jù)上述理論分析,為了檢驗(yàn)新基建投資是否會(huì)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)產(chǎn)生正向影響,構(gòu)建如下模型:

Cjt=d0+cGjt+dxxjt+ψt+νj+εjt

(11)

其中,下標(biāo)j(j=1,2,···,30)表示我國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政區(qū)(西藏除外),下標(biāo)t(t=1,2,···,13)表示2005-2017年13個(gè)年份,Cjt為第j省第t年的居民消費(fèi),Gjt為第j省第t年的新基建投資。除了新基建投資會(huì)影響居民消費(fèi)之外,靳濤等(2017)[22]認(rèn)為,改革開(kāi)放以來(lái)政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)作用和對(duì)外開(kāi)放為我國(guó)轉(zhuǎn)型式增長(zhǎng)模式的兩個(gè)顯著特征,因而它們是影響居民消費(fèi)的重要因素,還有城市化率率以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)等也會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。另外,學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為,可支配性收入是影響居民消費(fèi)的重要因素。因此,控制變量xjt中包括政府一般公共預(yù)算支出、對(duì)外開(kāi)放度、城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及可支配性收入。ψt表示時(shí)間效應(yīng);νj表示個(gè)體效應(yīng);εjt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(三)變量說(shuō)明和統(tǒng)計(jì)描述

1.被解釋變量

居民消費(fèi)C。如上所述,衡量居民消費(fèi)使用的是全國(guó)及各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》中的分地區(qū)居民消費(fèi)支出。由于所得數(shù)據(jù)的數(shù)量級(jí)較大,對(duì)其除以10000得到所用數(shù)據(jù)。

2.核心解釋變量

新基建投資G。新基建投資主要包括信息基建投資、創(chuàng)新基建投資以及融合基建投資三方面。但是,國(guó)家統(tǒng)計(jì)部門并沒(méi)有對(duì)三者及其加總而成的“新基建”投資額進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。因而只有根據(jù)其內(nèi)涵選用近似指標(biāo)代替。其中:信息基建投資用信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資進(jìn)行衡量;創(chuàng)新基建投資用科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資加上衛(wèi)生和社會(huì)工作固定資產(chǎn)投資進(jìn)行衡量;融合基建投資用傳統(tǒng)基建投資乘以融合系數(shù)進(jìn)行衡量。其中,傳統(tǒng)基建投資以電力、熱力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)的投資之和進(jìn)行衡量;融合系數(shù)的計(jì)算采用劉濤和周白雨(2021)[23]的方法,先采用熵權(quán)法分別算出純新基建(信息基建和創(chuàng)新基建)和傳統(tǒng)基建的發(fā)展水平,然后算出兩者的耦合持續(xù)發(fā)展度作為融合系數(shù)。

3.控制變量

(1)政府一般公共預(yù)算支出go。用政府一般公共預(yù)算支出占GDP比重來(lái)衡量。

(2)對(duì)外開(kāi)放度tr。用進(jìn)出口總額占GDP比重來(lái)衡量。

(3)城市化率ur。用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋?lái)衡量。

(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)in。選取第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量。

(5)可支配性收入di。地區(qū)可支配性收入等于地區(qū)總?cè)丝诔艘缘貐^(qū)人均可支配性收入。同樣,由于所得數(shù)據(jù)的數(shù)量級(jí)較大,也都對(duì)其除以10000得到所用數(shù)據(jù)。

4. 描述性分析

(1)各變量的統(tǒng)計(jì)特征,包括均值、中位數(shù)、最大值、最小值以及標(biāo)準(zhǔn)差,如表1所示。

表1 主要變量統(tǒng)計(jì)描述

(2)各解釋變量間的多重共線性。為了觀察解釋變量是否存在共線性,表2和3分別給出了變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣和方差膨脹因子(VIF)?？梢钥吹?各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的最大值為0.744,其他的也不是很高,而且方差膨脹因子都小于10,因而可以認(rèn)為各變量間不存在多重共線性。

表2 主要變量的相關(guān)系數(shù)

表3 主要變量的方差膨脹因子

(四)新基建投資對(duì)居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究結(jié)果

1.居民消費(fèi)同新基建投資的相關(guān)關(guān)系

圖1給出了2005-2017年我國(guó)大陸30個(gè)省份(除西藏外)的居民消費(fèi)支出與新基建投資的散點(diǎn)圖及擬合線?？梢钥吹?圖1比較直觀地描述了我國(guó)居民消費(fèi)與新基建投資之間的正相關(guān)關(guān)系。

圖1 居民消費(fèi)與新基建投資的散點(diǎn)圖(2005-2017年)

圖2 居民消費(fèi)與新基建投資的散點(diǎn)圖(2005-2020年)

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

下面應(yīng)用Stata16軟件使用2005-2017年我國(guó)大陸30個(gè)省份(除西藏外)的面板數(shù)據(jù)對(duì)方程(11)進(jìn)行估計(jì),以檢驗(yàn)新基建投資對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生的影響。首先應(yīng)確定選用何種模型。由表4第(1)-(6)列結(jié)果可以看到,無(wú)論是否加入控制變量,選擇混合回歸或固定效應(yīng)模型(FE)的F檢驗(yàn)的P值為0.000,表明FE模型優(yōu)于混合回歸;選擇混合回歸或隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)的LM檢驗(yàn)的P值為0.000,表明RE模型優(yōu)于混合回歸;選擇使用FE模型或RE模型的Hausman檢驗(yàn)的P值為0.000,表明應(yīng)選擇FE模型;考慮到可能存在時(shí)間效應(yīng),檢驗(yàn)所有年度虛擬變量聯(lián)合顯著性的F檢驗(yàn)的P值為0.000,強(qiáng)烈拒絕無(wú)時(shí)間效應(yīng)的原假設(shè),因而最終應(yīng)選擇雙向固定效應(yīng)模型(TWFE)。估計(jì)時(shí)使用聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤以消除異方差,估計(jì)結(jié)果如表4第(3)和(6)列所示。

首先看新基建投資G對(duì)居民消費(fèi)C的影響。表4第(3)和(6)列雙向固定效應(yīng)模型(TWFE)的結(jié)果顯示,無(wú)論是否加入控制變量,新基建投資G的系數(shù)都顯著為正,表明新基建投資的確會(huì)提高我國(guó)居民消費(fèi)。這個(gè)結(jié)果與上文的觀察相一致,也同理論模型分析的結(jié)論相符合。

然后看控制變量的估計(jì)結(jié)果。表4第(6)列顯示,對(duì)外開(kāi)放度tr的系數(shù)顯著為負(fù),表明對(duì)外開(kāi)放度不利于提升居民消費(fèi),其可能的原因是,對(duì)外開(kāi)放度提升會(huì)加快引進(jìn)式技術(shù)進(jìn)步,使得收入分配傾向資本而不利于居民消費(fèi)的提升;而可支配性收入di的系數(shù)顯著為正,表明提高可支配性收入有利于促進(jìn)居民消費(fèi);政府一般公共預(yù)算支出占GDP比重go、城市化率ur以及第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重in的系數(shù)都不顯著,表明它們對(duì)居民消費(fèi)沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。

表 4 新基建投資對(duì)居民消費(fèi)的影響

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)替換被解釋變量且改變樣本區(qū)間

為了能更好地觀察近年來(lái)新基建投資對(duì)居民消費(fèi)的影響以及檢驗(yàn)上述實(shí)證研究結(jié)果的穩(wěn)健性,本文選擇2005-2020年的地區(qū)人口乘以地區(qū)居民人均消費(fèi)支出來(lái)衡量地區(qū)居民消費(fèi),記為C2。由于所得數(shù)據(jù)的數(shù)量級(jí)也較大,因此再對(duì)其除以10000得到所用數(shù)據(jù)。其他變量的數(shù)據(jù)如上所述,且延長(zhǎng)至2020年。

在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前,同樣也先利用散點(diǎn)圖和擬合線觀察了我國(guó)居民消費(fèi)與新基建投資之間的正相關(guān)關(guān)系,如圖2所示。

在實(shí)證檢驗(yàn)中,根據(jù)表5第(1)-(6)列中模型選擇的各種檢驗(yàn),應(yīng)選擇雙向固定效應(yīng)模型(TWFE)。由表5第(3)和(6)列結(jié)果可以看到,無(wú)論是否加入控制變量,新基建投資G的系數(shù)依舊顯著為正。這表明,新基建投資有利于提升我國(guó)居民消費(fèi)的結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表5 新基建投資對(duì)居民消費(fèi)的影響: 替換被解釋變量且改變樣本區(qū)間

(2)考慮內(nèi)生性問(wèn)題

內(nèi)生性通常是由于遺漏變量、測(cè)量誤差以及雙向因果等因素引起的,且往往不可避免。于是,表6第(1)和(2)列給出了異方差穩(wěn)健的DWH檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥吹?由于DWH檢驗(yàn)的P值為0.000,因而在1%的顯著性水平下拒絕所有解釋變量均為外生的原假設(shè),即認(rèn)為新基建投資是內(nèi)生變量。

考慮到嚴(yán)重的內(nèi)生性會(huì)造成估計(jì)系數(shù)的有偏和非一致性,有必要對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果中存在的內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理。而解決內(nèi)生性問(wèn)題的一個(gè)有效方法就是工具變量估計(jì)法。在工具變量的選擇上,考慮前一期的新基建投資會(huì)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)生影響,而不會(huì)對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)產(chǎn)生影響,故將新基建投資的滯后一期作為工具變量。有關(guān)工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6第(1)和(2)列所示。可以看到,無(wú)論是否加入控制變量,不可識(shí)別檢驗(yàn)的Kleibergen-PaaprkLM統(tǒng)計(jì)量的P值為0.000,表明強(qiáng)烈拒絕工具變量不可識(shí)別的原假設(shè),弱工具變量檢驗(yàn)的Cragg-DonaldWaldF統(tǒng)計(jì)量、Kleibergen-PaaprkWaldF統(tǒng)計(jì)量表明,可以拒絕弱工具變量的原假設(shè),HansenJ統(tǒng)計(jì)量為0.000,表明不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。綜上檢驗(yàn)表明,新基建投資的滯后一期可以作為有效工具變量引入模型。

加入工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法(2SLS)回歸的結(jié)果如表6第(1)和(2)列所示。同時(shí),為了穩(wěn)健起見(jiàn),也進(jìn)行了對(duì)弱工具變量不敏感的有限信息最大似然法(LIML)估計(jì),以及當(dāng)存在異方差時(shí)比兩階段最小二乘法(2SLS)更有效率的廣義矩(GMM)估計(jì)。結(jié)果表明,無(wú)論是否考慮控制變量,新基建投資G系數(shù)依舊顯著為正,而且三種估計(jì)方法的回歸結(jié)果相同(因?yàn)槠耷遗c2SLS的結(jié)果相同,所以LIML和GMM的回歸結(jié)果省略),因而表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

(五)新基建投資促進(jìn)居民消費(fèi)的核心機(jī)制探討

1.中介效應(yīng)模型

上述實(shí)證研究?jī)H檢驗(yàn)了新基建投資對(duì)居民消費(fèi)的總體影響效果,還需要深入闡釋了新基建投資促進(jìn)居民消費(fèi)的核心機(jī)制。而欲證明上述機(jī)制的存在性,可以使用中介效應(yīng)分析方法。中介效應(yīng)模型的示意圖如圖3所示。

圖3 中介效應(yīng)分析示意圖

根據(jù)中介效應(yīng)分析的步驟,第一步的計(jì)量模型即(11)式,其他步驟的相應(yīng)計(jì)量模型如下:

rdjt=d1+aGjt+dzzjt+υt+ωj+ζjt

(12)

Cjt=d2+c'Gjt+brdjt+dxxjt+?t+?j+μjt

(13)

其中,中介效應(yīng)為ab,c'為直接效應(yīng)。rd為原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步,其主要來(lái)自于研發(fā),借鑒王林輝和董直慶(2012)[24],衡量指標(biāo)選擇R&D投入。實(shí)證研究中,由于所得數(shù)據(jù)的數(shù)量級(jí)較大,也對(duì)其除以10000得到所用數(shù)據(jù)。z代表影響原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步的其他因素,由于原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步通常是經(jīng)濟(jì)體發(fā)展到較高階段通過(guò)研發(fā)方式獲得,因而z主要包括研發(fā)人員rl和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平y(tǒng)n,研發(fā)人員用研發(fā)從業(yè)人員占總就業(yè)人數(shù)的比重衡量,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用人均GDP衡量。

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

下面利用2005-2017年我國(guó)大陸30個(gè)省份(除西藏外)的面板數(shù)據(jù)對(duì)方程(12)和(13)進(jìn)行估計(jì),得到第二步和第三步的結(jié)果分別如表7和8所示。根據(jù)模型選擇的各種檢驗(yàn),在第二步分析中,未考慮和考慮控制變量時(shí),應(yīng)分別選擇雙向隨機(jī)效應(yīng)模型(TWRE)和雙向固定效應(yīng)模型(TWFE),在第三步分析中,無(wú)論是否考慮控制變量,都應(yīng)選擇雙向固定效應(yīng)模型(TWFE),并且估計(jì)時(shí)都使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以消除異方差,結(jié)果分別如表7第(3)列和(6)列以及表8第(3)和(6)列所示?？梢钥吹?

第一,在中介效應(yīng)分析的第二步,表7第(3)和(6)列結(jié)果顯示,無(wú)論是否考慮控制變量,新基建投資G的系數(shù)顯著為正,表明新基建投資的確會(huì)引致原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步。第二,在中介效應(yīng)分析的第三步,表8第(3)和(6)列結(jié)果顯示,無(wú)論是否加入控制變量,新基建投資G的系數(shù)都顯著為正,原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步rd的系數(shù)也顯著為正。第三,綜合中介效應(yīng)分析的結(jié)果可以看到,c、c'、a和b都是顯著的。按照三步檢驗(yàn)法,此時(shí)中介效應(yīng)顯著。也就是說(shuō),新基建投資會(huì)直接促進(jìn)居民消費(fèi),更會(huì)通過(guò)引致原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步再促進(jìn)居民消費(fèi)。而且,通過(guò)實(shí)證結(jié)果可以看到應(yīng)該存在ab>c',即新基建投資通過(guò)中介變量“原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步rd”實(shí)現(xiàn)的特定中介效應(yīng)ab要大于直接效應(yīng)c'。這表明,新基建投資促進(jìn)居民消費(fèi)的核心機(jī)制是存在的。

表7 中介效應(yīng)分析(第二步)

表8 中介效應(yīng)分析 (第三步) 樣本區(qū)間:2005-2017年

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)替換被解釋變量且改變樣本區(qū)間

下面使用2005-2020年的地區(qū)人口乘以地區(qū)居民人均消費(fèi)支出來(lái)衡量地區(qū)居民消費(fèi),進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

根據(jù)表9和10中模型選擇的各種檢驗(yàn),在第二步分析中,未考慮和考慮控制變量時(shí),應(yīng)分別選擇雙向隨機(jī)效應(yīng)模型(TWRE)和雙向固定效應(yīng)模型 (TWFE),在第三步分析中,無(wú)論是否加入控制變量,都應(yīng)選擇雙向固定效應(yīng) (TWFE)模型,在估計(jì)時(shí)也都使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以消除異方差,結(jié)果分別見(jiàn)表表9第(3)和(6)列以及表10第(3)和(6)列所示?？梢钥吹?

第一,在中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的第二步,表9第(3)和(6)列結(jié)果顯示,無(wú)論是否考慮控制變量,新基建投資G的系數(shù)同樣顯著為正。第二,在中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的第三步,表10第(3)和(6)列顯示,無(wú)論是否考慮控制變量,新基建投資G的系數(shù)顯著為正,原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步rd的系數(shù)也顯著為正。第三,綜合來(lái)看,由于c、c'、a和b的符號(hào)都為正且依仍然顯著,此時(shí)中介效應(yīng)依舊顯著,且同樣存在ab>c'。這與上面的中介效應(yīng)分析結(jié)果完全一致。因而可以認(rèn)為表7和8的中介效應(yīng)分析結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表9 中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(第二步)

表10 中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(第三步) 樣本區(qū)間:2005-2020年

(2)考慮內(nèi)生性問(wèn)題

在中介效應(yīng)分析中,我們同樣也需要考慮內(nèi)生性問(wèn)題。各種檢驗(yàn)見(jiàn)表6第(3)-(6)列所示。同樣選擇新基建投資的滯后一期作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法(2SLS)回歸,也給出了對(duì)弱工具變量不敏感的有限信息最大似然法(LIML)以及當(dāng)存在異方差時(shí)比兩階段最小二乘法(2SLS)更有效率的廣義矩(GMM)的估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹?無(wú)論是否考慮控制變量,三種估計(jì)方法的回歸結(jié)果也完全相同,并且與表7和8的結(jié)果相比,新基建投資G以及原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步rd的系數(shù)符號(hào)和顯著性均未發(fā)生改變,因而表明表7和8中的中介效應(yīng)分析結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

綜上實(shí)證分析結(jié)果可知,新基建投資是有利于促進(jìn)我國(guó)居民消費(fèi)擴(kuò)容的,而且新基建投資通過(guò)引致原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)的機(jī)制的確存在。

四、結(jié)論與啟示

新基建投資對(duì)居民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生何種影響及其影響消費(fèi)的核心機(jī)制是什么,學(xué)術(shù)界還缺乏深入探討。本文關(guān)于新基建投資如何影響消費(fèi)及其核心機(jī)制的理論闡釋表明,新基建投資能促進(jìn)消費(fèi),其促進(jìn)消費(fèi)的核心機(jī)制在于:新基建投資會(huì)引致原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)。利用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明,新基建投資的確有利于居民消費(fèi)的增加,檢驗(yàn)核心機(jī)制存在性的中介效應(yīng)分析也顯示,新基建投資既會(huì)直接促進(jìn)居民消費(fèi),更可以通過(guò)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步間接促進(jìn)居民消費(fèi),且間接效應(yīng)要大于直接效應(yīng)?；谘芯拷Y(jié)果,本文得出以下啟示:

首先,應(yīng)重視新基建投資對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)。以新基建投資替代老基建投資,更能發(fā)揮基建投資的穩(wěn)增長(zhǎng)保收入從而促消費(fèi)的積極作用;以新基建替代老基建,也能降低交易以及流通等成本,提高消費(fèi)便捷度和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率,從而擴(kuò)大消費(fèi)。因此應(yīng)重視新基建投資的消費(fèi)效應(yīng),切實(shí)發(fā)揮新基建投資促進(jìn)消費(fèi)的功能,在雙循環(huán)格局下將推進(jìn)新基建投資成為促消費(fèi)的重要抓手。

其次,加大新基建投資力度。新基建投資既能引致原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步,也能擴(kuò)大居民消費(fèi),因而應(yīng)積極推進(jìn)新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資。這除了需要政府加大新基建投資力度以外,還應(yīng)積極進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施投融資體制改革,建立起政府與市場(chǎng)合理分工的基礎(chǔ)設(shè)施投融資體制,以加大社會(huì)資本引入力度。

最后,適當(dāng)引導(dǎo)新基建支出的投向。新基建的初衷是為搶占全球新一代信息技術(shù)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)制高點(diǎn)創(chuàng)造基礎(chǔ)條件的戰(zhàn)略之舉,其重要方向是創(chuàng)新,因而在加大投資力度時(shí)也要優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。在確保信息基建、創(chuàng)新基建和融合基建三方面投資保持合適比例的前提下,應(yīng)加大投向有利于促進(jìn)原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),這樣既能增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力,也會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi),從而能更好地推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。