2018中国公共资本与私人部门经济增长的实证分析

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　　一、引言
在市场经济体制下，国民经济是由市场经济和政府经济、私人部门和公共部门经济组成的混合经济。那么传统上认为是“非生产性”的公共部门投资，是否不能促进经济增长甚至因“挤出”私人部门投资而减少资本积累和影响经济增长？实行公共财政不再对属于竞争领域的私人部门进行投资，那么财政政策还能促进经济长期增长吗？
在市场经济中，虽然经济增长主要来源于私人部门，但公共部门投资形成的公共资本对经济增长也具有影响。公共资本是指政府在公共部门的公共投资形成的资本，在市场经济和公共财政下，它常指基础设施投资形成的公共设施资本，例如高速公路、机场、供水系统等方面的资本。国际研究表明，公共资本是经济增长和生产率的重要决定因素。其中关于公共资本与总产出的实证分析，大部分是估计总量生产函数，也有人利用成本函数和利润函数来分析公共资本的贡献，大都发现公共资本对经济增长具有重要作用。
Ratner(1983)在总量生产函数框架下，利用美国1949-1973年的年度数据，估计了公共设施对总产出的影响，发现产出关于公共资本（不包括军用设备和设施）的弹性为0.06。Aschauer(1989)利用美国1949-1985年的数据，估计出公共资本的产出弹性等于0.39，认为该国1971-1985年全要素生产率下降主要是由公共资本增速降低引起的。Munnell(1990a)用美国48个州1970-1986年的数据，发现公共资本的产出弹性大约为0.1；如只把高速公路和街道视为公共资本，弹性为0.06；如公共资本指供水和排污水系统，弹性则为0.12；对4个地区进行回归，公共资本的产出弹性介于东北地区的0.07到南部地区的0.36之间；Munnell(1990b)估计1969年以后美国劳动生产率下降的78%是由于公共资本／劳动比率下降造成的。Ford和Poret(1991)利用10个工业化国家数据，估计发现各种不同定义的公共资本对全要素生产率的增长具有正且显著的效应。
Cazzavillan(1993)利用欧洲12个国家1957-1987年的数据，得到公共资本的产出弹性为0.25。Fay(1993)集中研究发电能力一种公共资本，利用95个国家1960-1985年间的5年期数据和两阶段最小平方法，在考虑能力利用率和固定效应后，公共资本弹性估计为0.2。Otta和Voss(1994)利用澳大利亚1966-1990年数据，得到公共资本的产出弹性为0.38-0.45。Aschauer(2000)又利用46个中低收入国家1970-1990年的数据，估计发现公共资本的数量和使用效率会使人均产出在20年内增长2.9%，公共资本的产出弹性为0.24。Dessus和Herrera(2000)利用28个发展中国家1981-1991的数据估计，发现公共资本积累对GDP增长具有正的贡献，它对GDP的边际影响约是私人资本的1/2，二者分别为0.126和0.215。
另一方面，有人通过估计工业的成本函数分析公共资本对产出的影响。例如Nadiri和Mamuneas(1991)估计了两种公共资本分别对美国12个制造业成本函数的影响，这两种资本是各级政府的净固定资本存量（不包括住宅建筑）和政府的RD资本存量，发现它们的有显著的生产性效应。Shah(1992)将成本视为是电力、通讯和交通公共资本存量的函数，估计了墨西哥1970-1987年26大产业的成本函数，得到的弹性值是0.05（见Glomm和Ravikumar,1997）。Berndt和Hansson(1992)利用瑞典1960-1988年的数据，发现在其他条件不变时，增加公共设施资本会降低私人部门的成本。Lynde和Richmond(1993)则利用超越对数利润函数，同时考虑数据的非平稳性和使用增加值数据以包括中间品（例如石油）价格的影响，得到公共资本的产出弹性为0.2，认为美国1975-1989年劳动生产率增速比1959-1973年下降1个百分点，其中41%是由政府资本／劳动比率下降导致的。
我国对经济增长和生产率的定量研究，目前主要是不区分公共部门和私人部门、公共资本和私人资本的综合分析，或只就特定行业主要是工业内部的产出、资本和劳动投入关系研究，没有分析“投资环境”对竞争性产业增长的影响，还缺乏关于公共资本与经济增长关系的实证计量。本文将研究传统上认为是非生产性的公共部门对企业部门的外部效应，说明公共资本和投资性公共支出对经济增长的作用。
二、方法与数据
假定公共资本服务流量与公共资本存量G成比例，私人部门经济的总量生产函数为：Y=A·F(N,K,G)，其中，Y、N、K分别是私人部门的真实产出、劳动和资本存量，G是公共资本，A是生产率或希克斯中性技术变化。假定生产函数是柯布——道格拉斯技术，其两边取对数变为：
y=a+e[,n]n+e[,K]k+e[,G]g　　　　　　　　　　　　　　(1)
其中小写变量表示其大写字母对应变量的自然对数，e[,i]是要素i的产出弹性，i=K,N,G。
生产技术具有规模报酬递增和规模报酬不变两种可能形式：一是所有投入具有规模报酬递增特性，但私人投入的规模报酬不变。在这种情况下，e[,N]+e[,K]=1，把e[,k]=1-e[,N]代入方程(1)并整理得到：
y-k=a+e[,N](n-k)+e[,G]g 　　 (2)
二是生产技术对所有投入具有规模报酬不变性质，这时e[,N]+e[,K]+e[,G]=1，把e[,K]=1-e[,N]-e[,G]代入方程(1)则有：
y-k=a+e[,N](n-k)+e[,G](g-k) 　　 (3)
以上两种模型设定哪个更为合理或符合实际，可以通过以下回归检验确定：
y-k=a+β[,1](n-k)+β[,2]g+β[,3]k+β[,4]cy+u　　　　(4)
其中cy是经济周期指数变量，以反映经济波动对总产出的影响，这是国际大多数经验分析都使用的一个控制变量，其中Aschauer(1989)等采用设备利用率指标表示经济周期。在(4)式中，拒绝限制条件β[,3]=0，等于否定有约束的规模报酬递增设定；拒绝约束条件β[,2]=-β[,3]，就否定了规模报酬不变设定（Otto和Voss,1994）。
关于a=1nA，国际上一般采用常数项和趋势变量表示，例如Aschauer(1989)和Otto和Voss(1994)都在其回归方程中引入截距项和时间变量t代替a。但我们认为技术不一定是线性的，除了常数项为，我们按照Darby(1984)、Tatom(1991)以及Charles、Thompson和Warren(1999)，在(2)-(4)式中引入线性和二次项的时间趋势代表非线性的技术变化，即a=1nA=1nA[,0]exp(γ[,1]t+γ[,2]t[2])，其中常数A[,0]指初始技术水平，γ[,1]和γ[,2]是参数，exp(γ[,1]+γ[,2]t[2])表示e的(γ[,1]+γ[,2]t[2])次方。因此，在以上方程中加入时间变量t和t[2]，另外再加上一个正态分布误差项，它们就是我们要估计的完整单方程模型。
本文主要研究我国公共资本与企业或私人部门经济增长的关系。这里私人部门是指农林牧渔业、采掘业、制造业、建筑业、批发和零售贸易餐饮业、房地产业、社会服务业和金融保险业，它们一般为竞争性领域或企业部门，是市场经济中私人部门的基本组成部分。公共资本是指电力、煤气及水的生产和供应业，地质勘查业和水利管理业，交通运输仓储和邮电通信业，国家机关、政党机关和社会团体等公共部门固定资产投资形成的资本。由于数据限制，尽管这些公共部门的投资并非全部直接来自财政，但由于它们在市场经济中一般被认为是公共部门，并且在我国主要是国有单位，其资本积累仍然可以视为是公共资本活动。因完整的分行业固定资产投资数据始于1981年，分行业GDP数据最新只有到1997年，这决定了我们的样本区间是1981-1997年。
由于我国不存在真实资本存量的总量和结构数据，我们根据投资流量数据和永续盘存法分别构造私人部门资本和公共资本存量：K[,1]=(1-δ)K[,t-1]+I[,t]，其中K[,t]和I[,t]分别是t期的资本存量和投资，δ是几何折旧率，根据我国情况假定它等于5%。基期年的资本存量按以下国际常用方法计算（见Griliches 1979,Coe和Helpman 1995,Baffes和Shah 1998）：K[,0]=I[,0]/(g+δ)，其中g是样本期真实投资的年平均增长率。
本文所用的产出和劳动是指以上定义的私人部门的GDP和从业人数，但后者为年平均数。GDP和固定资产投资数据均是经我们计算的以1990年为100的全国GDP缩减指数调整后的真实变量。另外，因我国没有直接的设备利用率和全面的失业率指标反映经济的景气循环，我们借鉴李京文和钟学义(1998,PP.208)做法，以每年通货膨胀的加速度推算相对的设备利用率。通货膨胀加速度越高，说明我国经济过热：加速度越低，表示需求不足，经济处于经济波动的低谷。我们以1980-1997年通货膨胀率的一阶差分代表经济周期的波动情况。所有的数据都来自于有关各期的《中国统计年鉴》、《中国轻工业统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴1950-1995》。