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1、2006 年第 7 期 政府公共资本投资的长期经济增长效应 * 郭庆旺 贾俊雪 内容提要 : 本文首先建立一个包含政府公共资本投资的两部门内生增长模型 , 并把公 共资本投资分为政府物质资本投资和人力资 本投资 , 从而对公共资本投资的长期经济增 长效应进行理论分析 。 结论是 , 两种形式的公共资本投资对长期经济增长都可能具有正 效应也可能具有负效应 , 取决于民间经济主体消费跨时替代弹性大小 。 其次 , 我们利用向 量自回归分析框架 , 对我国 1978 2004 年间公共资本投资对长期经济增长的影响作实证 分析 。 结论是 , 我国两种形式的公共资本投资与经济增长之间存在着长期均衡关系
2、 , 其中 政府公共物质资本投资对长期经济增长的正影响更为显著 , 而政府公共人力资本投资对 长期经济增长的正影响较小 , 且在短期内不利于经济 增长 。 这一结论对我国今后科学制 定财政政策和选择公共投资领域都具有重要意义 。 关键词 : 政府物质资本投资 政府人力资本投资 长期经济增长 一、引 言 政府公共资本投资对长期经济增长的作用机制 , 一直是现代经济增长理论的一个重要研究内 容。阿罗和库兹 ( Arrow and Kurz, 1970) 最早将公共资本存量划分为生产型和效用型两类 , 从而在一 个新古典模型框架内研究了公共投资对经济增长的影响 , 认为由于引入生产性公共资本投资 ,
3、 即使 没有外生技术进步 , 经济也可 能实现长期增 长。与阿罗和 库兹做法不同 , 特诺夫斯 基和费舍尔 ( Turnovsky and Fisher, 1995) 考虑的是公共资本投资流量 , 并利用一个中央计划者模型考察了公共资 本投资对经济增长的影响 , 认为公共资本投资对经济存在着两种相反的效应 , 最终的影响取决于这 两种效应的大小关系。巴罗 ( Barro, 1990) 同样考虑的是公共投资流量 , 并利用一个单部门 AK 内生 增长模型分析公共投资对经济增长的影响 , 认为公共资本服务有助于提高经济的生产可能性。无 论阿罗和库兹所说的公共资本存量 , 还是特诺夫斯基和费舍尔及巴
4、罗所指的公共投资流量 , 都是一 个非常宽泛的概念 , 并非仅指公共物质资本 , 还包括公共人力资本。但他们采用的是单部门增长模 型 , 并不能很好地揭示出公共资本投资对长期经济增长的作用机制。 就实证分析而言 , 利用不同方法得到的结论也不尽一致。阿绍尔 ( Aschauer, 1989, 1990) 利用生 产函数法考察了公共资本投资对经济增长的影响 , 得到的基 本结论是 , 公共资本存量增加明显提高 全要素生产率。巴罗 ( Barro, 1991) 依据一个单部门内生增长模型 , 利用横截面回归研究了公共资本 投资对民间投资和经济增长的影响 , 得到的结论是公共资本投资与民间投资和经济
5、增长正相关。 德沃拉俭、斯沃鲁普和邹 ( Devarajan, Swaroop and Zou, 1993) 依据一个单部门新古典增长模型 , 利用 * 郭庆旺、贾俊雪 , 中国人民大学中国财政金融政 策研 究中 心 , 中国人 民大学财 政金融学 院 , 邮政编 码 : 100872, 电子信 箱 : qwguo263. net。本项研究得到 教育部优秀青年教师奖 ! 资助且为国家社会科学 基金重点项目 积极财政政策 效果评估及淡 出策 略研究 ! ( 04AJY006) 和 985 工程 ! 中国财政金融研究哲学社会科学创新基地项目 财政制度、财 政政策与经济发 展 : 中国模式研 究 !
6、 的阶段性成果。作者感谢匿名评审专家提出的宝贵意见 , 并据此进行 了较大修改 , 文责自负。 29 郭庆旺 、 贾俊雪 : 政府公共资本 投资的长期经济增长效应 1970 1990 年间 69 个发展中国家的数据进行经验分析 , 得到的结论是 , 资本、交通和通讯、保健和 教育等支出 , 与经济增长的相关性或是负的 , 或不显著 ; 与促进经济增长有关的公共支出 , 如果按广 义分类的话 , 却是经常性支出。 近年来 , 国内学者开始更多关注我国公共资本投资的经济增长效应 , 但大都集中考察某一类公 共资本投资对经济增长的影响 , 鲜有将公共物质资本和人力资本投资纳入一个分析框架的研究。 为
7、此 , 本文分别在两部门内生增长模型和向量自回归分析框架下对两类公共资本投资的长期经济 增长效应作理论分 析和实证分析。与以往研究相比 , 本文的理论分析具有两个主要特点 : 一是以卢 卡斯 ( Lucas, 1988) 两部门内生增长模型为基础 , 构建一个包含政府公共资本投资的两部门内生增长 模型 , 从而将公共资本投资长期经济增长效应分析拓展到两部门内生增长模型框架中 ; 二是将 政府公共资本投资分为政府物质资本投资和人力资本投资 , 从而更好地揭示出两种形式的公共资 本投资对长期经济增长影响的作用机制。本文的经验分析是以 1978 2004 年间我国年度数据为 基础 , 首先利用误差修
8、正模型估算我国公共资本投资和 经济增长的长期均衡关系 , 以对本文理论模 型进行检验 , 并具体识别出我国公共资本投资的长期经济增长效应 , 然后利用脉冲响应函数和格兰 杰因果检验就我国公共资本投资对经济增长的动态影响作进一步分析。 二、理论分析 本节通过构建一个包含政府公共资本投资的两部门内生增长模型 , 对公共资本投资的长期经 济增长效应作理论分析。 ( 一 ) 基本假设 我们考虑一个包含竞争性市场的封闭鲁宾逊经济 , 即生产者也是消费者 , 假设经济中存在着 N 个同质、理性和具有无限生命的经济主体。他们拥有技能水平即人力资本为 h ( t ) ( 0 & h 0 ( 1) 其中 , 度
9、量了人均人力资本的外部效应。 、 ! 和 ( 1- - !) 分别度量了人均民间物质资本、人均 人力资本和人均政府物质资本投资的边际生产率。 A 为技术参数 , 为了简化假设为常数。 假设教育部门利用部分人均民间人力资本 ( 1- u) h 和人均政府人力资本投资 gh 来生产人力 资本。这里我们没有考虑民间物质资本对人力资本积累的作用 , 即假设教育部门主要是由政府兴 办的。 同样 , 我们采取人均科布 道格拉斯生产函数且假设规模收 益不变 , 则有 : h = B ( 1 - u) h gh , 0 & # & 1 ( 2) 其中 , # 和 1- # 分别度量人均人力资本和人均政府人力资
10、本投资在人力资本生产中的边际生产 率。 B 同样为技术参数 , 且假设为常数。 ( 二 ) 模型框架 有了上述假设 , 我们考虑经济主体的优化问题。典型经济主体在 ( 1) 式和 ( 2) 式约束下 , 选择 c 和 u 以最大化效用的贴现流。我们采用固定跨时替代弹性系数效用函数 , 则有 : 0 其中 , 0 为贴现率 , % 0 为边际效用弹性 , 它的倒数 % 为消费跨时替代弹性。由于人力资本存 在着外部效应 , 这导致经济的最优增长路径与竞争均衡增长路径不同。为此 , 我们分别讨论经济的 最优增长路径、竞争均衡增长路径和平衡增长路径。 1. 最优增长路径 就最优增长路径而言 , 需要求
11、解约束 ( 1) 式、 ( 2) 式和约束 ha ( t ) = h ( t ) ( t ) 下的优化问题 ( 3) 。我们利用哈密尔顿系统求解此优化问题 , 可得一阶最优条件为 : c = &1 ( 4) &1 ( 1- ) !Ak ( uh) h gk = &2 B# ( 1- u) h hgh ( 5) 其中 , &1 和 &2 为哈密尔顿乘子 , 即物质资本 k 和人力资本 h 的影子价格 , 它们反映了 k 和 h 增加 所增加的边际效用。 ( 4) 式意味着在最优状态下 , 消费的边际效用等于物质资本积累的边际效用 ; ( 5) 式意味着在最优状态下 , 用于当前生产的时间价值等于
12、用于人力资本积累的时间价值。 欧 拉方程为 : &1 = &1 - &1 ( 1 - ) Ak ( uh) gk h ( 6) &2 = &2 - &1 ( 1 - ) ( !+ ) Ak ( uh ) gk h - &2 #B ( 1 - u) h ( 1- u) gh ( 7) 横截面条件和初值条件为 : t t 其中 , 两个横截面条件意味着当时间充分长时 , 若物质资本或人力资本的边际效用 &1 或 &2 大于 零 , 则经济主体会将全部的物质资本或人力资本消耗掉以增加其效用 ; 若物质资本或人力资本不为 这在现实经济中可以找到类似的例子 , 如我国在过去很长一段 时间内 , 教 育都
13、是由 政府包办 的。虽然近些 年来 , 越来 越 多的民间资本参与办学 , 但所占比例仍然很小。 31 ! 1- - ! # 1- # 1-% -t c( t ) - 1 maxU = e dt ( 3) ( 1- % - 1 - % !- 1 + 1 1- - ! #- 1 1- # - 1 ! 1- - ! ! 1- - ! - 1 #- 1 1- # - t - t lim& k ( t ) e = 0, lim & h( t ) e = 0; k ( 0) = h ( 0) = 0 ( 8) 郭庆旺 、 贾俊雪 : 政府公共资本 投资的长期经济增长效应 零 , 则它们的边际效用 &1
14、或 &2 一定为零 , 即物质资本或人力资本的消耗并不能给经济主体带来效 用增加。 2. 竞争均衡增长路径 就竞争均衡增长路径而言 , 仍需在约束 ( 1) 式和 ( 2) 式下求解优化问题 ( 3) 。但与最优增长路径 的区别在于 : 对于最优增长路径 , ha = h 始终成立 ; 而对于竞争均衡增长路径 , 仅当经济均衡时才有 ha = h。所以 , 最优增长路径所要求的条件 ( 1) 、 ( 2) 、 ( 4) 、 ( 5) 、 ( 6) 和 ( 8) 式对于竞争均衡增长路径仍 需成立 , 所不同的是 , 此时条件 ( 7) 式 并不成立 , 变为 : &2 = &2 - &1 ( 1
15、- ) !Ak ( uh) gk h - &2 #B ( 1- u) h ( 1 - u) gh ( 9) 比较 ( 7) 式和 ( 9) 式可以看出 , 当 = 0 即人力资本不存在外部效应时 , ( 7) 式和 ( 9) 式完全相 同。换言之 , 正是由于人力资本存在着外部效应 , 才使得 ( 7) 式所代表的人力资本的社会赋值和 ( 9) 式所代表的人力资本的民间赋值出现了偏差。 3. 平衡增长路径 为了同时刻画经济的最 优增长路径和竞争均衡增长路径 , 我们需要讨论经济的平衡增长路径。 所谓经济的平衡增长是指消费、物质资本和人力资本都以一个恒定的比率增长 , 工作时间分配 u 也是恒定
16、的。设 = c c 为人均消费平衡增长率 , 由 ( 4) 式可得 , &1 &1 = - %, 将其代入 ( 6) 式可得 : + %= ( 1- ) Ak ( uh) gk h ( 10) ( 1) 式两边同除以 k , 并将 ( 10) 式代入 , 则有 : ( c + k ) k = ( 1 - ) Ak ( uh) gk h = ( + %) ( 11) ( 11) 式的右边是一个常数 , 且 k k 也为常数 , 所以 c k 必然是常数。同时 ( 11) 式还意味着 , ( 1- ) y k 为常数 , 而税率 是常数 , 所以 y k 也是常数。我们分别就 c k 和 y k
17、对时间 t 求导 , 则有 : y y = k k = c c = ( 12) ( 12) 式表明 , 在不考虑人口增长的情况下 , 人均产出、人均物质资本和人均消费的平衡增长率 是相同的 , 都为 。给出 , 也就给出了经济的平衡增长路径。 ( 三 ) 政府公共资本投资对平衡增长路径的影响 设 (= h h 为人均人力资本平衡增长率 , )k = gk gk 为人均政府物质资本投资增长率 , )h = g h gh 为人均政府人力资本投资增长率。 ( 10) 式两边对时间 t 同时求导 , 并代入 ( 12) 式可得平衡增长 率 : 1 - 1 - ( 13) 式表明 , 经济平衡增长率取决
18、于 人均人力资本平衡增长率 (和人均政府物质资本投资增 长率 )k 。人力资本积累对经济平衡增长率具有正影响 , 影响力度为 ( + !) ( 1- ) , 即由人力资本 的外部效应 和边际生产率 ! 以及民间物质资本边际生产率 共同决定 : 在 不变的情况下 , 人 力资本的外部效应和边际生产率越大 , 它对经济平衡增长率的正影响越大。政府物质资本投资对 经济平衡增长率也具有正影响 , 影响力度为 ( 1- - !) ( 1- ) , 即由其边际生产率 ( 1- - !) 以及 民间物质资本 的边际生产率 共同决定 : 在 不变的情况下 , 政府物质资本投资边际生产率越高 , 它对经济平衡增
19、长的影响越大。 我们进一步考察人均人力资本平衡增长率 (的决定因素。 ( 5) 式两边对时间 t 求导 , 并将 ( 5) 式和 &1 &1 = - %代入 , 则有 : &2 &2 = ( - %) + ( + !- #) (+ ( 1 - - !) )k + ( #- 1) )h ( 14) 由 ( 2) 、 ( 5) 、 ( 7) 、 ( 13) 和 ( 14) 式可得人力资本的 最优增长率 ( 为 : 32 ! 1- - ! - 1 #- 1 1- # - 1 ! 1- - ! - 1 ! 1- - ! !+ 1- - ! = (+ ) ( 13) * ( = 1 ( 1 - u *
20、* )( 1- ) - ( 1 - u * ) ( 1- - !) ( 1 - %) )k 2006 年第 7 期 + ( 1- * u ) ( 1- * #) ( 1- ) )h * ( 15) 其中 , = ( !+ ) ( 1- + ) ( 1- %) + #u ( 1- ) ! , u 为经济主体在最优增长路径上的工作时 间分配。 ( 15) 式表明 , 政府物质资本和人力资本投资对人力资本最优增长具有正效应还是负效应 , 取决于边 际效用弹性 % 的大小 : 第一 , 当 % 0, 政府物质资本和人力资本投资对人 力资本最优增长分别具有负效应 ( 系数 - ( 1- u ) ( 1-
21、 - !) ( 1- %) 0) , 而当 %= 1 时 , 上述两系数都等于零 , 表明政府物质资本和人力资本 投资对人力资本最优增长没有任何影响 ; 第二 , 当 1 0, 政府物质资本和人力资本投资对人力资本最优增长都具有正效应 ; 第三 , 当 % 1+ #u ( 1- ) ( 1- u ) !时 , 则有 0, 政府物质资本和人力资本投资对人 力资本竞争均衡增长分别具有负效应 ( 系数 - ( 1- u ) ( 1- - !) ( 1- %) , 0) , 而当 %= 1 时 , 上述两系数都等于零 , 表明政府物质 资本和人力资 本投资对人力资本竞争均衡增长没有任何影响 ; 第二
22、, 当 1 0, 政府物质资本和人力资本投资对人力资本竞争均衡增长都具有正效应 ; 第三 , 当 % 1 + #u ( 1- ) ( 1- u) ( !+ ) 时 , 则有 , 1+ #u ( 1- ) ( 1- u ) ! 或 % 1+ #u( 1- ) ( 1- u) ( !+ ) 时 , 政府人力资本和物质资本投资对经济平衡增长都具有负效应。 综上所述 , 我们可以看出 : ( 1) 政府人力资本投资对经济平衡增长的影响源于其对民间人力资 本 积累的影响 , 且对经济平衡增长可能具有正效应也可能具有负效应 , 取决于民间经济主体消费跨 时替代弹性大小 : 若消费跨时替代弹性较大 , 政府
23、人力资本投资对经济平衡增长具有正效应 ; 若消 费跨时替代弹性较小 , 政府人力资本投资对经济平衡增长具有负效应。 ( 2) 政府物质资本投资对经 济平衡增长具有直接正效应和间接效应 , 其中间接效应源于政府物质资本投资对民间人力资本积 33 * * * * * * * 1 (= ( 1- u) ( 1 - ) - ( 1- u ) ( 1- - !) ( 1 - %) )k + ( 1- u) ( 1 - #) ( 1 - ) )h * * * #u ( 1- - !) ( 1+ ) (1- u ) ( !+ ) ( 1- u ) ( !+ ) ( 1 - #) ! = + ) + ) (
24、1- u) ( !+ ) ( 1- u) ( !+ ) ( 1 - #) #u ( 1- - !) = + )+ ) ( 18) * * * * 郭庆旺 、 贾俊雪 : 政府公共资本 投资的长期经济增长效应 累的影响 , 是正还是负取决于经济主体的消费跨时替代弹性的大小。当消费跨时替代弹性较大时 , 政府物质资本对经济平衡增长最终具有正效应 ; 当消费跨时替代弹性较小时 , 政府物质资本投资对 经济平衡增长最终具有负效应。 ( 四 ) 消费跨时替代弹性大小分析 卢卡斯 ( Lucas, 1988) 给出民间储蓄率 s 和消费跨时替代弹性之间关系 : s = ( + ) ( + %) 。 其中
25、, + )为产出平衡增长率 , )为劳动力增长率 , 为贴现率 , 为物质资 本边际生产率。卢卡 斯利用美国 1909 1957 年间 上述参数的经验数据 , 给 出美国民间经济主体 % 的取值范 围为 ( 0, 4 82) 。对于我国 , 1978 2004 年间劳动力平均增长率为 2 47% , 所以我们取 )= 0 0247; 郭庆旺和 贾俊雪 ( 2004) 给出我国 1978 2002 年间潜在产出增长率为 9 56% , 物质资本边际生产率为 0 69, 所以我们取 + )= 0 0956, 即 = 0 0512, = 0 69; 我国在 20 世纪 80 年代的平 均储蓄率为 3
26、7% , 90 年代以来上升到 42% ( 王建 , 2001) , 所以我们取 s = 0 4。据此 , 我们可以求得我国民间经济主体 % 的取值范围为 ( 0, 3 22) 。当然 , 如果我们取陈昆亭、龚六堂、邹恒甫 ( 2004) 给出的物质资本边际生 产率 0 5, 则 % 的取值范围将更小为 ( 0, 2 36) 。 由此可见 , 我国民间经济主体的边际效用弹性 % 的取值范围明显小于美国民间经济主体 % 的 取值范围 , 但由于我们无法准确给出我国民间主体 %的具体数值 , 我们并不能由上面的 理论模型 对我国公共物质资本和人力资本投资的长期经济增长效应做出理论判断。为此 , 我
27、们将进一步对 我国公共物质资本和人力资本投资的长期经济增长效应作经验分析。 三、经验分析 本节以我国 1978 2004 年间数据为基础 , 在向量自回归分析框架下 , 首先利用误差修正模型 估算我国公共资本投资和经济增长的长期均衡关系 , 以对本文的理论分析进行检验 , 并具体识别出 我国公共资本投资的长期经济增长效应 , 然后利用脉冲响应函数和格兰杰因果检验就我国公共资 本投资对经济增长的动态影响作进一步分析。数据来源于 +中国统 计年鉴 ,( 2005) 和 +中国财政统 计年鉴 ,( 2005) 。 ( 一 ) 模型设定 为了全面地捕捉到公共资本投资对经济增长和民间经济活动的影响 ,
28、我们的计量模型包括人 均政府物质资本投资 ( GI ) 、人均政府人力资本投资 ( GH ) 、人均实际产出 ( Y) 、人均民间物质资本投 资 ( PI ) 和民间人力资本投资 ( PH ) 。我们采用传统意义上的人均财政投资来度量人均政府物质资 本投资 ( PI ) , 并利用固定资产价格指数折算为实际值 ; 由于数据限制 , 我们利用人均政府公共教 育支出来度量人均 政府人力资本投资 ( HI ) , 并利用全国商品零售价格指数折算为实际值 ; 我们用 人均全社会固定资产投资总额减去人均政府物质资本投资来度量人均民间物质资本投资 ( PI ) , 并 利用固定资产价格指数折算为实际值 ;
29、 民间人力资本投资 ( PH ) 的度量方法很多 , 这里我们遵循德 拉富恩特 ( De La Fuente, 2003) 的做法 , 利用中等学校和高等学校在校学生总数与劳动力的比值加以 # 卢卡斯 (Lucas, 1988) 指出 , 参数 和 % 共同反映了消费者偏好 , 现实经济中是无法单独识别的。 正如前文所指出的 , 公共资本投资经济增长效应的实证分析主要有五类方法 , 目前使 用较多的有横截 面回归法和向 量自 回归分析框架。横截面回归法主要以 Barro(1990) 的分析框架为主 , 但这类方法 由于存在着伪回 归和逆因果 性等问题 而受到一 些 经 济学家的质疑 ( Lev
30、ine and Renelt, 1992; Levine and Zervos, 1993; Crihfield and Panggabean, 1995) 。为了避免这些问题 , 且考虑到误差修 正模型可以很好地捕捉到公共资本投资对长期经济增长的影响 , 因此我们采取向量自回归分析框架。 传统意义上的财政投资是指全社会固定资产投资中由财政预算内提供资金来源的 部分 , 关于固定 资产价格指数的 估算 , 请参阅郭庆旺、贾俊雪 ( 2004) 。在利用横截面回归分析中 , 很多文献都用生产性财政支出来度量公共物质资本投资 , 而在向量自回 归分析框架内则更多地是利用政府投资来度量公 共物质资本
31、投资 , 且为了更好地度量民间物质资本投资 , 因此 本文这里利用 财政 投资来度量公共物质资本投资。 34 # 度量。图 1 表明 , 我国人均政府物质资本 投资波动较为明显 , 1978 2006 年第 7 期 1997 年间呈逐年 下降趋势 , 1997 年以来呈现出快速增加的趋势。人均政府人力资本投资一直呈现出上升趋势 , 其中 1997 年以 来上升得较快。 图 1 人均政府物质资本投 资 ( GI ) 和人均政府人力资本投资 ( GH ) 表 1 各变量的 ADF 单位根检验 变量 LnY LnGH LnGI LnPH LnPI 检验 原序列平稳性检验 原序列一阶差分项平稳 性检验
32、 原序列平稳性检验 原序列一阶差分项平稳 性检验 原序列平稳性检验 原序列一阶差分项平稳 性检验 原序列平稳性检验 原序列一阶差分项平稳 性检验 原序列平稳性检验 原序列一阶差分项平稳 性检验 ADF - 0 78 - 3 07 - 0 847 - 3 12 - 1 34 - 3 16 - 2 12 - 2 03 - 2 75 - 3 11 临界值 ( 99% ) - 4 38 - 3 75 - 4 38 - 3 75 - 4 38 - 3 75 - 4 38 - 2 66 - 4 38 - 3 75 临 界值 ( 95% ) - 3 6 - 3 0 - 3 6 - 3 0 - 3 6 - 3
33、 0 - 3 6 - 1 95 - 3 6 - 3 0 表 2 LnY 、 LnGH 、 LnGI 、 LnPH 、 LnPI 之间的协整检验 原假设 R( . ) = 0 特征值 0 94 滞后阶数 2 最大 )统 计量 68 95 迹统计量 119 6 最大 ) 统计量临界值 33 46 迹统计量临界值 68 52 注 : 表 2 给出的是 JJ 协整检验 ( Johanson and Juselius, 1990) 的结果。 由表 1 的 ADF 单位根检验和表 2 的协整检验可知 , 1978 2004 年间我国 人均产出、人均民间物 质资本投资、民间人力资本投资、人均政府物质资本投资
34、和人均政府人力资本投资的自然对数均为 I( 1) 序列 , 且它们之间存在着协整关系 , 因此为了避免伪回归 , 我们建立如下形式的误差修正模型 ( VECM) : p i= 1 35 /y = 0 + 0Z + 1 /y + 2 ( 19) 郭庆旺 、 贾俊雪 : 政府公共资本 投资的长期经济增长效应 其中 , y t = ( LnYt , LnGH t , LnGIt , LnPIt , LnPH t ) ., / 为一阶差分算子 , 0 0 为非约束因变量 , 0 为误差 修正向量 , 它表示的是当变量偏离长期均衡状态时对失衡的调节速度。 Zt- 1 = Ayt- 1 捕捉了变量间 的协
35、整关系 , 1 i 为短期参数 , 它表示的是各变量之间的短期影响 , p 为滞后阶数。 ( 二 ) 长期均衡分析 正如本文理论分析所指出的 , 政府公共资本投资对经济平衡增长具有影响。因此我们首先利 用误差修正模型估算出我国公共资本投资和经济增长之间的长期均衡关系 , 以检验本文理论分析 的正确性 , 并识别公共资本投资对长期经济增长的影响。依据 AIC 等信息指 数且考虑到样本量的 限制 , 我们确定误差修正模型 ( VECM) 的最优滞后阶数 , 并给出具体估算结果 ( 见表 3) 。 表 3 长期均衡关系 : LnY= - 0. 038 + VECM 模型的估算结果 0. 43LnPI
36、 + 0. 53LnPH ( 0. 21, 0. 04) ( 0. 48, 0. 08) + 0. 09LnGH ( 0. 23, 0. 7) + 0. 18LnGI ( 0. 1, 0. 09) 误差修正 : 协整方程 L /. Ln Y L/. LnPI L /. LnPH L /. LnGH L/. LnGI 常数项 R 对数似然值 /LnY - 0. 031( 0. 03, 0. 4) - 0. 28( 0. 28, 0. 32) 0. 262( 0. 08, 0. 00) 0. 02( 0. 2, 0. 9) - 0. 063( 0. 16, 0. 69) 0. 076( 0. 04
37、, 0. 04) 0. 063( 0. 02, 0. 00) 0. 86 222. 68 /LnPI 0. 24( 0. 1, 0. 02) - 0. 66( 0. 83, 0. 42) 0. 67( 0. 25, 0. 00) 0. 66( 0. 65, 0. 31) - 0. 58( 0. 45, 0. 2) 0. 13( 0. 11, 0. 24) 0. 097( 0. 05, 0. 05) 0. 75 /LnPH - 0. 12( 0. 02, 0. 00) - 0. 51( 0. 21, 0. 01) 0. 098( 0. 06, 0. 11) 0. 14( 0. 16, 0. 38
38、) 0. 29( 0. 11, 0. 00) 0. 13( 0. 03, 0. 00) 0. 02( 0. 01, 0. 13) 0. 88 /LnGH 0. 05( 0. 07, 0. 5) - 0. 11( 0. 55, 0. 84) 0. 15( 0. 16, 0. 38) 0. 06( 0. 44, 0. 89) - 0. 04( 0. 3, 0. 89) 0. 16( 0. 07, 0. 03) 0. 05( 0. 03, 0. 11) 0. 39 /LnGI - 0. 24( 0. 22, 0. 3) - 2. 79( 1. 71, 0. 1) 0. 6( 0. 51, 0. 23
39、) 0. 85( 1. 34, 0. 53) 0. 99( 0. 9, 0. 29) 0. 26( 0. 22, 0. 25) 0. 09( 0. 1, 0. 4) 0. 65 注 : 表中小括号中的数字分别为标准差和显著性检验的 p 值。 由误差修正模型估算结果可以看出 , 政府公共资本投资与经济增长之间存在着长期均衡关系 , 这较好地验证了本文理论分析结论。从估算的长期均衡关系来看 , 我国政府人均公共人力资本投 资和人均公共物质资本投资对长期人均产出增长都具有正影响。其中政府人均公共人力资本投资 的影响力度较小 ( 影响系数为 0 09) , 且不具有统计显著性 , 而人均公共物质资本投
40、资的影响力度 较大 ( 影响系数为 0 18) 且在 10% 的显著水平上具有统计显著性。这表明 , 就我国经济发展的具体 实践而言 , 政府公共物质资本投资对长期经济增长要更为重要。此外 , 可以看出民间物质资本和人 力资本投资对长期经济增长也都具有显著的正影响 , 且影响力度明显高于政府公共资本投资。这 意味着 , 1978 年以来的市场化经济改革是我国经济长期增长的主要推动力 , 今后仍需坚定不移地 贯彻这一发展战略。民间人力资本投资的影响力度最大 ( 影响系数为 0 53) , 这也从一个侧面验证 了卢卡斯 ( Lucas, 1988) 强调人力资本积累是经济长期持续增长的动力机制这一
41、重要论断的正确性。 ( 三 ) 动态影响分析 我们在误差修正模型的基础上 , 进一步利用脉冲响应函数分析政府公共资本投资对人均产出、 人均民间物质资本投资和民间人力资本投资增长的动态影响。图 2 给出了人均产出、人均民间物 质资本投资和民间人力资本投资增长对政府人均公共人力资本投资和人均公共物质资本投资增长 的脉冲响应图。 36 2 2006 年第 7 期 由图 2 可以看出 , 人均政府人力资本投资增长在短期内对人均产出增长产生了明显的反向冲 击 , 并在第 2 年达到最大。此后 , 反向冲击力度开始减弱 , 在第 4 年后变为正向冲击并于第 7 年达 到一个相对高点 , 此后在较长时间内保
42、持在一个相对稳定的水平上 : Ln Y 变化基本上保持在 0 003 个百分点水平上。人均政府人力资本投资冲击同样在短期内不利于人均民间物质资本投资增长 , 但第 2 年后便转为正向冲击 , 并在第 7 年达到一 个相对高点 , 此后在较长一段时间内都保持在一个 相对稳定的水平上 : LnPI 变化基本上保持在 0 036 个百分点水平上。与前两种情况不同 , 人均政 府人力资本投资冲击对民间人力资本投资始终具有正向影响 , 且在第 1 年达到最大 , 此时 , 1 个百 分点的 LnGH 冲击导致 LnPH 增加 0 006 个百分点 , 此后冲击力度呈现出缓慢减弱的态势。人均政 府物质资本
43、投资增长冲击对人均产出、人均民间物质资本投资和民间人力资本投资增长始终都具 有正向影响 , 其中对人均产出和人均民间物质资本投资增长的正向冲击 分别在第 6 年和第 5 年达 到峰值 , 此时 , 1 个百分点的 LnGI 冲击分别导致 Ln Y 和 LnPI 增加 0 0285 和 0 06 个百分点 , 此后冲 击力度逐步减弱。对民间人力资本投资增长的正向冲击在第 8 年左右达到相对高点 ( 1 个百分点 的 LnGI 冲击导致 LnPH 增加 0 07 个百分点 ) , 此后仍呈现出缓慢增加的态势。 图 2 政府公共人力和物质资本投资增长对 产出 、 民间物质和人力资 本投资增长的动态影
44、响 上述分析表明 , 两种形式的政府公共资本投资对人均产出、人均民间物质资本投资和民间人力 资本投资增长的动态冲击模式存在明显差异 : 政府物质资本投资的正向影响更迅速、力度也更大 , 而政府人力资本投资在短期内并不利于产出和民间物质资本投资增长。 ( 四 ) 因果关系分析 对于两个变量 z t 和 xt , 如果对于 s 0, 基于 ( x t , xt- 1 , /) 的预测 x t- s 的均方误差 , 与利用 ( xt , xt- 1 , /) 和 ( z t , zt- 1 , /) 所得到的预测的均方误差相同 , 也即 z t 的信息对于 x t- s 的预测没有任何帮 助 , 就可以认为 zt 的变化不能引起 x t 的格兰杰变化。反之 , 如果可以验证 x t 的变化不能引起 zt 的 格兰杰变化 , 就可以认为 x t 和 z t 之间不存在格兰杰因果关系。这样的定义可以很容易地推广到二 元或多元向量情形。格兰杰因果检验本质上是回归系数的线性约束检验 , 线性约束的检验方法很 多 , 我们这里使用 Wald 检验。具体检验中 , 滞后阶数分 别取 1 4, 具体结果如下 : 37 郭庆旺 、 贾俊雪 : 政府公共资本 投资的长期经济增长效应 原假设 LnGI 的变化不能引起