李曉嘉

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 公共管理學院，北京100029）

一、引 言

作為政府調(diào)控經(jīng)濟的基本手段和資源配置機制，公共投資對促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有至關重要的作用。厘清政府公共投資與經(jīng)濟發(fā)展方式之間的關系，考察公共投資這一宏觀調(diào)控工具對提高經(jīng)濟增長質(zhì)量的作用，對于政府制定長期經(jīng)濟政策具有重要參考價值。

全要素生產(chǎn)率（TFP）是衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量和方式的重要指標，是指除勞動力和資本投入要素之外，包含技術進步和公共服務效率提高等因素所帶來的產(chǎn)出增長率。為了探究政府公共投資對經(jīng)濟增長方式的影響，學者們就政府公共投資和TFP之間的關系開展了大量研究。一些研究認為政府公共投資對推動經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變具有積極意義［1］［2］［3］，而另外一些實證研究則得出不同結論［4］［5］。

近年來，隨著積極財政政策的實施和公共投資規(guī)模的擴大，我國學者對公共投資對經(jīng)濟增長方式的影響效應也作了相關研究。張海星依據(jù)中國1980～2002年的實際數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公共人力資本投資及研發(fā)投資可以通過提高全要素生產(chǎn)率及外部性效應促進經(jīng)濟增長［6］；郭慶旺對中國1978～2004年公共資本投資的實證分析表明，政府公共物質(zhì)資本投資比公共人力資本投資對長期經(jīng)濟增長的正影響更為顯著［7］；武普照在內(nèi)生增長理論框架下分析了公共投資對經(jīng)濟增長的促進作用，認為公共投資通過提高私人投資回報率，可促進經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長［8］。

可見，現(xiàn)有的研究已經(jīng)得出諸多重要成果，但仍存在可改進的方面。一是研究視角有待拓寬，關于對我國公共投資如何影響全要素生產(chǎn)率增長進而推進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的研究還比較少，相關問題有待于進一步深入研究。此外，已有的相關文獻局限于分析基礎設施等經(jīng)濟性公共投資對TFP的影響，而分析教育、醫(yī)療、科研等社會性公共投資對TFP影響的文獻卻并不多見，但現(xiàn)代經(jīng)濟理論表明，社會性公共投資對TFP的影響日漸重要。二是研究方法有待改進，內(nèi)生經(jīng)濟增長理論表明，技術進步的過程是連續(xù)的，即當期技術水平受前期水平的制約，而現(xiàn)有的文獻鮮有引入滯后因變量來控制技術進步的累積效應。本文的研究將試圖彌補上述不足，選取1978～2009年數(shù)據(jù)并采用超越隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計我國28個省份TFP變動情況（重慶并入四川，不包括海南、西藏），然后采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分別估算經(jīng)濟性公共投資和社會性公共投資與TFP之間的動態(tài)關系，從而為我國公共投資政策調(diào)整方向提供合理意見。

二、相關指標和數(shù)據(jù)來源

本文以1978～2009年我國28個省級地區(qū)的數(shù)據(jù)對TFP進行測算。文中表示產(chǎn)出的變量以各地區(qū)GDP來代表，并按1978年可比價格換算。投入變量包括物質(zhì)資本和勞動投入兩項，其中物質(zhì)資本采用張軍提供的方法計算獲得［9］，勞動投入即年中從業(yè)人員數(shù)，由全社會年初和年底從業(yè)人數(shù)的平均值來代表。

本文參照財政預算表并考慮數(shù)據(jù)的可得性，以我國財政支出中五項支出之和來反映政府的公共投資情況，并把公共投資分為兩大類即經(jīng)濟性公共投資和社會性公共投資。其中，經(jīng)濟性公共投資包括基本建設支出（FE1）、企業(yè)挖潛改造支出（FE2）及支援農(nóng)村生產(chǎn)和事業(yè)支出（FE3）；社會性公共投資包括文教衛(wèi)生事業(yè)支出（FE4）、公共研發(fā)支出（FE5）［10］。

文中數(shù)據(jù)均來自于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》和歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》和《中國固定產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，根據(jù)我國相關省級面板數(shù)據(jù)進行整理。其中，1978～2006年的公共投資額由上述五項公共支出加總而得。2007年以后地方財政支出劃分方法有所變化，因此本文采用韓仁月的計算方法［11］，根據(jù)當年各地區(qū)交通運輸倉儲、郵電和通信衛(wèi)生體育和社會福利事業(yè)、教育文化藝術事業(yè)、科研和綜合服務事業(yè)、黨政機關和社團等公共行業(yè)的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，計算得到2007～2009年的公共投資額。

三、分析方法及計量模型

1.以隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的方法度量經(jīng)濟增長方式

本文采用的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)（frontier production function）是基于DEA的Malmquist指數(shù)法，不考慮隨機誤差對經(jīng)濟增長的影響。由于這種方法的隨機誤差項對結果的影響較小，因而更適合針對我國各省區(qū)域特征明顯、數(shù)據(jù)時間跨度較大的特點進行區(qū)域性分析。

本文以Battese and Coelli模型為基礎建立分析框架［12］：

式（1）中，Qit表示1978年不變價的GDP，下標i表示第i個省份，N等于28；t表示年份編號，T=32。Kit和Lit是物質(zhì)資本和勞動力數(shù)量，α和β都是待估計的參數(shù)。誤差項由經(jīng)典隨機誤差vit和生產(chǎn)非效率隨機變量uit兩個獨立部分組成，其中，vit服從正態(tài)分布N（0，），uit服從非負斷尾正態(tài)分布，即uit=uiexp［-η（t - T ） ］，其中，ui～N+（μ） ，η 是待估參數(shù)。

技術進步指數(shù)通過（1）式估計的參數(shù)計算。當技術進步是非中性時，技術進步指數(shù)的變化即為TFP，即TFP可表示為技術進步指數(shù)相鄰年份變化的幾何平均值［13］：

其中，E （Q）表示產(chǎn)出的期望值。

這種方法計算的TFP表明，相鄰期TFPt和TFPt-1均包含E （Qt-1） 因子，有密不可分的關聯(lián)?？梢哉f，前期TFPt-1對當期TFPt會產(chǎn)生重要影響，TFP的增長是一個連續(xù)的過程，因此引入滯后因變量將在考察公共投資對全要素生產(chǎn)率的影響時更加符合理論與現(xiàn)實。同時，為平滑數(shù)據(jù)以減輕異方差的影響，并賦予變量系數(shù)“彈性”的經(jīng)濟學意義，本文對模型中相關變量取對數(shù)。假定以固定效應的面板數(shù)據(jù)模型來表示，則：

2.估計的相關結果

（1）全要素生產(chǎn)率

首先，本文使用計算工具Frontier 4.1的最大似然法估計各省生產(chǎn)效率變動即TFP，如表1所示。

表1 隨機前沿函數(shù)模型的估計結果

從表1的估計結果可知，模型中的大部分系數(shù)在5%以上的置信水平上是顯著的。其中，lnK的估計系數(shù)顯著為正值，lnL二次項的系數(shù)同樣拒絕了零假設。這說明模型中考慮了效率變動之后，物質(zhì)資本投入顯示出對產(chǎn)出的明顯作用，勞動投入的作用則顯示在二次項估計系數(shù)中。另外，估計出的方差參數(shù)γ=σ2u／σ2s是顯著的，可以推斷出技術無效率項u對產(chǎn)出具有顯著的影響。

本文用估計出的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)對時間求偏導，得到各省的技術進步指數(shù)，再利用式（2）計算TFP，計算結果表明：1978～2009年全國28個省份的TFP平均為6.53個百分點，由1978年的7.95%到2009年的5.66%，整體上呈波動下降趨勢，但越到后期則變動越小，近年來基本保持在6%左右。分地區(qū)來看，這段時期東部地區(qū)平均TFP達7.45%，中部地區(qū)為6.21%，西部地區(qū)最低為5.73%。同時隨著時間的推移，東部地區(qū)省份TFP整體緩慢下降，西部地區(qū)快速提升，各省份TFP的地區(qū)差異在縮小，說明我國區(qū)域TFP有一定的收斂性。限于篇幅，各個省份具體的全要素生產(chǎn)率計算結果此處不再詳列。

（2）估計公共投資對全要素生產(chǎn)率的影響

為在技術上實現(xiàn)對我國公共投資促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)換的實證度量，本文通過計算得到的1978～2009年全國28個省份的TFP及各類公共投資數(shù)據(jù)來考察式（3）。式（3）因變量滯后項同樣作為自變量出現(xiàn)，因此是一個動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。本文采用系統(tǒng)廣義矩法（SYS GMM）估計，以尋找因變量滯后項的工具變量的估計方法（IV），克服有偏的問題，即先對模型進行一階差分，再采用（t-2）期前因變量的滯后項和其一階差分的滯后項作為工具變量，得到一致且更為有效的估計結果［14］［15］。本文采用 Stata 11.0，估計結果如表2所示。

第一，TFP滯后項（lnTFPit-1）具有顯著的正向影響（彈性系數(shù)幾乎都在0.57以上），如果忽略技術水平滯后因素的影響會使估計結果有偏，這表明我國技術水平存在比較明顯的累積效應；第二，經(jīng)濟性投資項目的系數(shù)都具有顯著的特征，表明經(jīng)濟性投資項目對TFP有明顯的影響，但各項投資對TFP的作用卻并不相同，具體分析如下：

①基本建設支出（lnFE1it）對三大區(qū)域的TFP均存在顯著正向影響，其效應呈東、中、西部地區(qū)依次遞增（東、中、西部地區(qū)影響系數(shù)分別為0.0402、0.0302和0.0289）。這主要是因為基本建設支出大多用于基礎設施的建設和完善，而良好的基礎設施能有效地改善市場環(huán)境，既有利于擴大區(qū)域內(nèi)人員和商品的交流，帶動知識和技術的傳播；也有利于吸引區(qū)域外資本、技術、勞動力等生產(chǎn)要素的流入，從而有效地提升本區(qū)域TFP的增長。東部地區(qū)的經(jīng)濟較為發(fā)達，地方政府的財政實力較強，提供的基礎設施較為完善，能夠有效地促進區(qū)域內(nèi)全要素生產(chǎn)率的增長。而中西部地區(qū)的地方政府的公共投資能力較弱，區(qū)域基礎設施相對不足，不利于經(jīng)濟的集聚和市場的擴張，區(qū)域內(nèi)全要素生產(chǎn)率增速相對緩慢。我國政府從1997年開始實施積極財政政策，并配合國家的西部大開發(fā)的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，大規(guī)模增加了對西部交通、水利、電網(wǎng)、通訊等基礎設施建設的投資，有效地改善了西部地區(qū)落后的市場環(huán)境，推動了西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的增長，使得三大區(qū)域TFP呈現(xiàn)一定的收斂性。

表2 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結果

第三，公共投資中的社會性投資項目對TFP的影響并不一致，但影響明顯小于經(jīng)濟性投資項目。

②公共研發(fā)支出（lnFE5it）對東部和中部的TFP都具有負向影響，且統(tǒng)計顯著；對西部地區(qū)的影響為正，但統(tǒng)計不顯著。可能的原因有兩個：一是由于政府研發(fā)支出主要用于基礎研究、前沿技術研究和重大共性關鍵技術研究等公共科技活動，轉(zhuǎn)化過程中的周期一般較長，使得公共研發(fā)支出對經(jīng)濟增長的作用存在一定的滯后性。二是政府研發(fā)支出更多的會投入到諸如環(huán)境保護、健康醫(yī)療等公共項目，這些公共項目并不直接作用于生產(chǎn)力，上述原因?qū)е铝苏难邪l(fā)投入不僅不能提高全要素生產(chǎn)率，在短期內(nèi)還起到了相反的效果。

四、結論及建議

研究結果表明，改革開放以來我國政府公共投資有效地促進了全要素生產(chǎn)率的增長，從而對經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變也起到了積極的推動作用，經(jīng)濟性比社會性公共投資對TFP的提升作用更加顯著。不同類型的公共投資項目對TFP的拉動作用存在著較大的區(qū)域差異。綜上，本文提出的政策建議如下：

一是調(diào)整政府職能，改革投資體制。政府公共投資要一方面逐步退出具有盈利性質(zhì)的經(jīng)營活動，另一方面將公共投資主要投向社會進步和經(jīng)濟發(fā)展所必需的公共領域，不斷加強我國公共投資的社會效益，為推進我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)化創(chuàng)造必要的條件，實現(xiàn)政府通過財政政策拉動經(jīng)濟可持續(xù)增長的目標。

二是調(diào)整公共投資的區(qū)域結構，更有效率地利用公共資本。對于經(jīng)濟發(fā)展不成熟的中西部地區(qū)，政府應大力增加對企業(yè)技術改造和基礎設施建設等經(jīng)濟性公共項目的投資，完善投資環(huán)境并促進企業(yè)的技術進步。而對于經(jīng)濟發(fā)展比較發(fā)達的東部地區(qū)，政府應增加文教科衛(wèi)等社會性公共項目的投資，促進知識和人力資本的積累，不斷提高生產(chǎn)中的技術含量。

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