中央投资、经济效率与地区经济收敛的实证分析—基于动态空间面板模型

邱 婷 副教授 唐沿源 博士 黄 勇 教授（景德镇陶瓷大学 江西景德镇 333403）

引言

缩小地区差距、促进均衡发展不仅是社会和谐发展的需要，也是提高经济效率和促进经济持续稳定增长的内在要求（唐沿源，2012）。然其本身是一种典型的公共品，自由市场机制在其提供上存在失灵（Rosen，2012）。同时，由于涉及地区间利益调整，因而也是一种全国性公共品，需要中央政府介入（Oates，1972）。中央财政对地区间关系的调节，主要有转移支付、中央税收以及中央投资三种手段。当前学界对前两种的研究相对较多（唐沿源，2012、2013），对中央投资的关注较少，但其却有特殊重要性。

首先，投资体制改革始终是我国经济体制改革的重要内容，而中央投资的性质、地位在其中占重要位置。改革开放以来，我国投资体制改革经历了四个阶段。分别是1984年“拨改贷”；1988年对政府投资范围、资金来源和经营方式等方面进行改革；1992年后市场取向改革；2004年7月国务院发布《国务院关于投资体制改革的决定》，标志我国投资体制改革进入新阶段。因而，财政投资始终是与我国经济发展、体制改革推进和政府角色转换相伴随相促进的。

其次，我国仍然是发展中国家，财政除具有公共财政属性外，还具有发展财政的属性（邓力平，2010），因而，需为社会提供先行资本，在一些关键和基础性领域发挥重要作用。以2012年为例，我国中央项目投资23763.77亿元，相比1995年年均增长10.6%。占城镇固定资产投资比重，2000年之前都在20%以上，之后虽有下降，也多在10%以上。地区分布特点则是西部大开发后对西部直接投资迅速增加。

最后，从经济影响来看，有三个方面：一是中央投资是中央财政对资源的一种地区间再分配。因而，其地区分布及差异能直接影响一个地区的资源可用量，进而影响各地区产出差异与均衡发展。二是中央投资的地区分布状况能影响整体资源配置效率。一方面，发达地区社会经济基础较好，相同投资的使用效率更高；另一方面，落后地区资本更稀缺、对其需求更迫切，在其他条件不变的情况下，使用效率也会更高。因此总体影响难先验确定，需具体分析。三是中央投资通过影响地区间财政竞争进而影响经济效率。为争夺流动性税基或为增长而竞争（周黎安，2007、2010），地方政府间会采取一系列策略性行为或财政竞争。中央投资由于能影响一个地区的发展环境，因而能影响其财政竞争力，并对整体经济效率产生影响（Wildasin，1989；Gong和Zou，2001）。财政竞争往往导致过低税率或过高生产性公共投入而损害效率（Wilson，1999；Wilson and Wildasin，2004），中央财政则能通过政策的合理设计，对其结果加以矫正，从而提升社会福利（Robin Boadway，2001）。

本文在对中央投资规模、地区分布特征进行分析的基础上，运用动态空间面板模型对其经济增长及地区收敛效应进行实证检验，并提出相应的政策含义。

实证模型设计

（一）模型设定

为反映经济增长的滞后或惯性影响以及地区间可能存在的增长竞争现象，使用如下同时包含动态和空间效应的动态空间面板模型：

其中，被解释变量dlogpcgdp为经济增长率。解释变量中，dlogpcgdpi,t-1、分别为经济增长率的时间、空间滞后项；fpolcy、logpcgdp分别为中央投资和经济发展水平变量，logpcgdpi,t·fpolcy为二者的交叉项；Xik,t是一系列控制变量；εit为随机扰动项。各变量具体定义和说明如表1所示。

（二）模型解释

对比式（1）和式（2）可以看出，长期效应与短期效应仅相差一个系数1/(1-α)。由于|α|＜1，因而二者符号相同，只有数值大小差别。因此，以下以短期效应为代表。

由模型（1），主要分析以下意义：第一，地区经济收敛性及中央投资的影响。由条件（β）收敛的含义，增长率对经济发展水平的导数， dlogpcgdp/log pcgdp=β1+β2·fpolcy，如果大于0，表明发展水平高的地区增长率也高，地区经济发散；反之，则收敛。

中央投资对经济收敛性的影响体现在β2的符号上。如果为负，说明其促使收敛性向负方向变动，即具有收敛效应；反之，则是发散效应。

第二，中央投资的经济增长效应及地区差异。经济增长率对中央投资的导数， dlogpcgdp/ fpolcy=β2·log pcgdp+δ，如果大于0，说明后者对前者有促进作用；反之，则有抑制效应。如果β2为负，说明中央投资在发达地区对经济增长的促进作用更小或对增长的抑制效应更大，从而在落后地区更有效率；反之，则在发达地区更有效率。

综上，如果β2显著为负，则中央投资有利于地区收敛，且在落后地区更有效率；反之，则不利于地区收敛，且在发达地区更有效率；如果不显著，则中央投资不影响地区经济增长。

（三）空间权重矩阵

变量、数据与描述性统计

（一）变量和数据选取

对于中央投资变量，使用各地区全社会固定资产投资中的中央项目投资数据。根据数据性质和可得性，细分为中央基本建设和更新改造投资、中央房地产开发投资两类。前者数据完整，后者缺2000、2001和2002年数据。同时，为全面反映其经济影响、增强结论的稳健性，分别使用绝对和相对指标。前者反映中央在各地区的投资强度，后者则剔除地区发展差异的影响，反映各地对中央投资的依赖度。

控制变量（Xk）包括如下经济增长模型中的常用变量：投资率。投资既能增加当期需求，又能增加未来供给能力，特别在我国经济发展中，其更具有重要作用。因而，可预期其对经济增长影响为正。就业人口比重。劳动作为生产的要素，在其它条件不变下，投入越多，产出越大。但我国长期存在劳动力相对过剩、市场不完善等问题，因而，其影响难以先验确定。产业结构因素。经济增长与产业结构的变动往往相互影响，为分析产业结构的影响，同时使用两个指标：农业比重和第三产业比重。经济开放度。我国经济增长也是伴随着对外开放不断深入的过程，而贸易也往往通过改善资本质量、提升技术和管理水平等而对一国经济产生重要影响，有必要从实证上对其效应进行检验。基础设施。基础设施作为政府提供的一种公共资本，具有提高私人资本生产力、减少交易成本等效能。同时，如投入过度，则会造成闲置浪费，并可能“挤出”私人资本。因而，其经济增长效应具有不确定性。

数据来源。中央投资数据来源于相应年份《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴》，其余数据均来源于《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》或“中经网统计数据库”，各变量定义和说明如表1所示。

（二）描述性统计

中央投资作为中央政府对整体经济和地区间关系进行调节的一种手段，其在规模和地区分布上都有其独有的特征。

首先，总量增长迅速，但速度却有分期波动性特征，占全社会固定资产投资比重整体上不断下降，如表2所示。从投资总量看，1995年为4274.5亿元，2012年达23763.8亿元，增长4.5倍，年均增长10.62%。从变动趋势看，1998年以前增长稳定，多在10%以上，1999年出现微弱下降，2000年和2001年有微弱增长，2002年和2003年又略有下降。2004-2009年间又持续稳定增长，且增长率多在20%以上，2010年开始又出现增长和下降的波动性。

从占全社会固定资产投资比重看，2000年之前大多维持在20%左右，但从2002年开始比重急剧下降，之后不少年份在10%左右。其原因一是由于这两年中央投资降低，二是全社会固定资产投资增长迅速。从2011年开始，又进一步下降到7%及以下，这主要是由于全社会固定资产投资在这段时间的增速较前一段时间放缓。

其次，从地区分布来看，2000年之后对西部的支持力度最大，居三大地带之首；2006年之后对东部的投资力度也有所增长，但其变动具有波动性；中部地带无论是人均值还是相对值指标都最小。

如图1所示，西部地带在所有年份都是正增长，特别是2000年之后增长迅速，这主要得益于西部大开发后国家的大力支持，中部地带几乎在所有年份都是缓慢平稳增长，东部地带的变化具有波动性：1999年之前明显增长；2000-2003年下降；2004-2010年显著增长，速度几乎与西部相同；2011年后又明显下降和上升。

从地带间比较看，2002年之前，东部由于基础较好，人均投资最高；2002年之后，西部开始高于东部成为三大地带之首，但其与东部间差距不大，2009年开始西部与东部间差距显著扩大；中部在所有年份都最低。

由图2可以看出，中央投资占全社会固定资产投资比重三大地带整体都呈下降趋势。如东部从1995年的近15%下降到2012年的6%，中西部分别从近25%下降到5%以下和约10%，这与全国总体变动趋势一致。从地带间比较看，几乎所有年份都是西部最高；2006年以前，中部都高于东部；2006年后，东部高于中部，但差距不大。

表3是上述两个指标在地区间的变异系数。可以看出，人均中央投资的变异系数相对稳定，多在1左右。对比图1地带间差距不断增大的趋势，可得出这一时期地带内差距有缩小趋势。中央投资占全社会固定资产投资比重的变

图1 人均中央投资（单位：元/人）

图2 中央投资占全社会固定资产投资比重（单位：%）

表1 变量、代码与定义

注：总额为当年价格，单位为亿元；“占全社会”为占全社会固定资产投资比重，单位为%；增长率的单位为%。

表3 人均中央投资与中央投资占全社会固定资产投资的比重变异系数

表4 与人均地区生产总值的相关系数

表2 1995-2012年中央投资规模及其变动趋势异系数却有逐年增大趋势。对比图2地带间差距相对稳定或略有缩小，可得出这一时期地带内差距有扩大趋势。

最后，与地区发展水平的相关系数，如表4所示。对于人均中央投资，无论是总额还是分类数据，相关系数都为正，表明经济发展水平高的地区人均中央投资也多。但从逐年变化看，相关系数都不断减小，特别是对总额数据，2010年0.3以下，2012年后到0.2以下。其原因如前文所述，经济最落后的西部人均中央投资最高、增长最迅速，从而使正相关关系大大减弱。

对于中央投资占全社会固定资产投资的比重，三种指标存在差异。其中，总额数据与中央基建投资都是微弱负相关且各年变化不大，这是由西部的比重在三大地带间最高，同时东部的比重在部分年份高于中部共同决定的。中央房地产开发投资则是正相关，表明经济发展水平高的地区中央房地产开发投资的比重也高，这是由房地产的行业特点决定的。

回归结果与分析

（一）估计方法

模型（1）中被解释变量的滞后项出现在方程右边，因而，即使剩余误差项（vit）无自相关，其与地区特定效应（μi）也会相关，从而ols估计量有偏和不一致。对固定效应模型而言，虽然组内变换能剔除μi的影响，但会引入新的解释变量和随机误差项相关，估计量也会有偏和不一致，同样的问题也存在于随机效应模型估计量。为满足一致性要求，并提高估计精度，本文使用Blundell和Bond（1998）发展的系统矩估计法，所用软件为stata12。

（二）回归结果与分析

表5是对模型（1）的估计结果。可以看出，各回归都通过了自相关和过度识别检验，因而结果较理想。表6是进一步根据表5计算的相关变量的边际影响。

由表6可以得到以下结论：

经济发展水平对经济增长率的影响。在四个回归中，两个为正，两个为负。因而平均来看，在该段时期我国经济并不表现出明显的收敛或发散趋势。

中央投资对经济增长的影响。基本建设和更新改造投资，无论绝对指标还是相对指标都为负，且绝对额每增长1%，经济增长率下降约0.23%；相对比重每上升1%，经济增长率下降约7.195%。房地产开发投资，无论绝对指标还是相对指标都为正，表明在这段时期，尽管我国房地产发展迅速，但其对经济增长的促进作用也是正向并且显著的。

第四和第五列分别对应长期效应。可以看出，其与短期的影响方向相同，仅有数值大小差别。说明各变量的影响主要在当期，滞后效应较小，这与前文模型设定一致。

关于空间效应。可以看出，所有回归中空间滞后项系数的符号都显著为正，这表明地区间竞争方式表现为空间替代：邻近省份经济增长率的提高促使本地区经济增长率也相应提高。

关于交叉项（δ）的符号。表5中所有四个回归都为负，表明中央投资有利于地区经济收敛。进一步的，由于基建投资对增长率的影响为负，而房地产开发投资为正，这表明前者在落后地区对经济增长的负效应小于发达地区，而后者在落后地区对经济增长的促进作用大于发达地区。

关于其它控制变量。经济增长率的滞后项一阶滞后都显著为正，表明经济增长具有一定惯性；两期滞后为负，但值远小于一期滞后值。这说明经济增长的滞后效应主要体现为一期，并随时间减弱。投资率在所有回归中都显著为正，表明固定资产投资有利于经济增长，这证实了我国长期以来以投资拉动经济增长的事实。就业人口比重显著为负，反映我国经济发展的瓶颈主要是资本和技术，而非劳动力。基础设施1显著为正，表明铁路运输对我国经济增长的重要性。基础设施2为负，表明其对经济增长有负向影响。这或许反映了部分地区形象工程、重复建设等使基础设施投入过度，从而使用效率低下等问题。并进一步证实不少文献所分析的地区间竞争导致地方政府支出结构扭曲和资源配置效率降低等问题（傅勇、张晏，2007；张军等，2007）。产业结构变量。农业比重在所有回归中都不显著，第三产业比重的影响显著为负，表明对经济增长有负向影响。这或许反映了不少地区盲目推动第三产业发展，使产业结构偏离其自然演进过程，从而与经济效率要求不相适应的问题。经济开放度要么不显著，要么有微弱负向影响，这在一定程度上反映外资对我国经济增长的拉动作用有减弱趋势，因而，逐步使经济增长方式从外需向内需拉动转变具有较强迫切性。

表5 模型（1）回归结果

表6 各重要变量的边际影响

表7 三种空间权重矩阵结果比较

（三）稳健性检验

为检验前述结论的稳健性，本文使用相同样本，但分别用空间地理邻接与空间距离矩阵作为空间权重矩阵对模型（1）进行回归。其中，空间地理邻接矩阵设定为：

因而，地区间竞争仅发生在地理上相邻的省份间，地理上不相邻则无竞争。空间距离矩阵设定为wij=1/dij。其中，dij为省份i与j的省会城市间距离。因而，地区间竞争程度与地理空间距离成反比。

根据回归结果计算相关变量的边际影响，并前文结论列于表7。由表7可以看出，三种空间权重矩阵下的结果基本一致。

经济发展水平的影响。在三种空间权重矩阵的回归中，都同时有正和负向影响。但总的来看，正向影响的个数较多。因此可以认为，在样本期我国地区经济无明显收敛性。

中央基本建设和更新改造投资。绝对指标有两个为正，一个为负；相对指标则两个为负，一个为正，因而总体影响具有不确定性（或前者有微弱正向影响，后者有微弱负向影响）。这一方面说明要确定其具体影响方向，需首先检验地区间竞争方式（三种或更多空间权重矩阵的选择），另一方面，也可能反映我国中央投资的地区分布无明显规律的问题。如人均中央投资为经济最不发达的西部最高，但经济发达的东部的水平又高于经济相对落后的中部，从而使其总体影响不明显。

中央房地产开发投资，无论是绝对指标还是相对指标，在三种空间权重矩阵下都为正，因而结论非常稳健，这表明中央房地产开发投资对地区经济增长具有促进作用。

交叉项系数估计值（δ）的符号在三种空间权重矩阵下都为负，因而结论稳健。这充分证实了前文关于中央投资在落后地区对经济增长的促进作用更大，并有利于地区经济收敛的结论，其原因可能是地区间资本存量差异和边际报酬递减规律在效率影响中占支配地位。

结论

结论表明人均中央投资总量上有较大增长，但增长速度具有明显波动性。分地区看，2002年之前东部最高，2002年之后西部最高，在所有年份中部都最低。中央投资占全社会固定资产投资的比重，全国整体看都不断下降。分地区看，几乎所有年份都是西部最高；2006年以前，中部都高于东部；2006年后，东部高于中部，但差距不大。中央房地产开发投资，无论是绝对指标还是相对指标，都是发达地区高于落后地区。

中央投资的增长效应及地区差异。绝对指标衡量的中央基建投资对经济增长有微弱正向影响，而相对指标衡量的则有微弱负向影响。中央房地产开发投资无论是绝对指标还是相对指标，都具有正向影响。对经济增长的影响，两种类型的中央投资以及绝对和相对指标，都是在落后地区的促进作用更大，或抑制作用更小。因而，有利于地区经济收敛。由于人均指标的中央基建投资对经济增长有微弱正向影响，因此应适当进一步增加其规模。

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