金融市场分割、国有经济投资与经济增长——基于OLG模型的理论与实证

■方 健

一、引言与文献综述

地方政府债务、经济杠杆率持续上升以及企业融资难等问题是困扰我国当前经济发展的重要难题。本文梳理了我国各省的2019年政府工作报告，发现各省都将投资基础设施作为稳增长的主要手段，万亿级投资规模在各省中比比皆是，国有经济投资对经济增长的干预增强。以国有经济投资中基础设施建设为例，其资金来源有预算内资金、自筹资金、国内贷款、外资和其他资金渠道。其中，预算内资金所占比例逐年上升，但占比仍然较低，从2010年的11.6%上升到2017年的16.1%。自筹资金2017年占比达50%以上，成为基建投资资金主要来源。2019年《政府工作报告》已明确提出要创新项目融资方式，适当降低基础设施等项目资本金比例，用好开发性金融工具，吸引更多民间资本参与重点领域项目建设，国有经济投资与金融市场的联系不断增强。

Nellis（2000）的研究表明具有政治背景的企业会因处于优势的社会地位获得更好的金融服务，其收入保证或偿付能力强意味着更多金融资源，这种状况本质上是金融市场分割。金融市场分割突出表现为以政府、国有企业为代表的国有经济和民营企业融资间的差异。国有经济与民营经济之间在融资市场上存在竞争关系，不同融资期限偏好、信用主体将接受不同的金融服务和利率。杨晔等（2009）、冯涛和崔光庆（2007）、毛锐等（2018）实证分析结果显示公共投资对银行资金存在挤占，产生了与民营企业在资金上的竞争，导致了资金使用性质的错配，降低资金使用效率，地方政府投资项目过快增长带动地区经济增长的同时会进一步加大金融风险，政府过度的投资行为引起了商业银行坏账增长，流动性下降，区域金融差异加剧。金融市场分割作为金融体系的潜在缺陷，阻碍资本流动，造成资本使用效率低，金融市场分割现象不仅使区域上、时间结构上的资本流动受到阻碍，同时使不同主体间的资本流动也受到限制。

政府及国有企业投资对经济增长的影响主要体现在对民营投资的挤入和挤出效应以及作为投资本身对经济的拉动作用。此外，有研究表明，新产业和新技术的诞生离不开基础设施的完善，政府的基础设施建设投资会使生产要素的边际产出增加，从而挤入私人投资，并通过基建投资进行逆经济周期调控达到稳增长的目的。冯涛和崔光庆（2007）、顾剑华（2009）的研究表明政府投资行为对经济增长至关重要，政府公共投资对经济增长具有正的效应。部分研究证明公共投资与私人投资之间呈现非单调变化，周晓燕和徐崇波（2016）的研究认为政府投资短期内会对民间投资产生挤入效应，但长期中会产生挤出效应。陈虹和杨巧（2017）使用GMM回归和门限回归模型对政府债务与私人投资进行实证研究，结果显示OECD国家政府债务对私人投资具有显著的挤出效应，而在我国这种效应则为挤入效应。随着宏观经济环境的差异变化，OECD国家和中国的政府债务与私人投资都表现出“倒U”型的变化。刘生龙等（2015）使用动态面板模型证实我国公共投资对私人投资具有引致效应，认为通过完善地区基础设施、市场环境、互补私人投资等方面带动了私人投资的增长，同时地区信贷规模、政府消费、市场化程度对私人投资有促进作用。

已有研究重点考察了企业投资的挤入和挤出效应以及对经济增长的影响，但多为实证研究，缺少理论支持，对利率、投资、资本边际报酬率之间的关系没有明确传导过程和影响机制，不同利率水平下国有经济投资对经济增长的影响可能存在差异，现有研究也未涉及。由此，本文的创新在于：一是对传统的OLG模型进行了拓展，引入差异化利率和国有经济投资，分析金融市场分割导致利率差异时，国有经济投资对经济增长的影响；二是模型证明了国有经济投资在面临不同的利率时对经济增长产生的效应是不同的，政府和国有企业可以通过投资调整社会资本存量，影响资本的边际产出、利率等，金融市场分割为政府宏观调控创造了条件；三是为保证理论模型研究的可靠性，通过建立门限回归模型进一步实证检验了理论模型的相关推论，并测算出国有经济投资和利率的拐点。

二、理论模型

在不存在金融市场分割的情况下，企业和政府在融资时面对完全竞争的且利率市场化的金融市场，企业和政府都将根据资产回报率选择是否进行融资，利润成本的约束成为是否进行投融资的主要考虑因素，资本边际报酬率低于平均市场利率时无法获得融资。而在金融市场存在分割时，政府和企业获得了异质性的金融服务。本文基于我国国情，对OLG模型进行扩展使其具有以下特征：第一，由于金融市场分割，用于投资的储蓄将分为两部分，分别流入市场化的企业和国有经济体，享有差异化的利率；第二，国有经济投资与市场化的投资不同，国有经济投资项目具有正的外部性，部分投资关系国家安全及民生，控制权由政府掌控，仅可以由政府或国企牵头投资，目标为追求社会福利最大化并非追求收益最大化。

（一）效用函数

假设拓展的OLG模型是技术进步率g为零即技术水平为常数A、人口增长率为n、人均生产函数f（k）为规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数和对数效用的模型。居民消费分为两期，分别为年轻人消费 C1，t和老年人消费 C2，t+1。金融市场分割使得居民储蓄将分为两部分进入生产活动中：一部分St进入市场化的企业中，另一部分Tt进入政府国企主导的建设项目中。两部分收益率不同，企业面对的资金市场和产品市场是完全竞争市场，资本的边际报酬与市场化利率相等，f′（k）=rt+1，这部分的储蓄St的收益也将享有与市场化利率相同的报酬率，而国有经济主导的投资项目多为基础设施建设等具有正外部性的投资，其具有特殊性，通常只能由政府及国有企业投资建设，这部分储蓄Tt收益为非市场化收益（政府融资成本）rt+1，可能与资产的边际报酬f′（k）不相等，即f′（k）=rt+1≠rt+1。

家庭在整个生命周期里最大化效用，效用函数U为：

本文拓展的OLG模型跨期约束为：

整理上式得到跨期约束为：

在对数效用的情况下，经济个体的第一期消费占终生财富的比例为（1+ρ）/（2+ρ），从而可以得到：

将式（7）代入方程（2）求解人均储蓄为：

由各期的总储蓄等于总投资可知：当rt+1=rt+1时，则用于市场化投资的储蓄减少量等于用于政府主导的非市场化投资（基础设施建设等）的储蓄量；rt+1＞rt+1时，则用于市场化投资的储蓄减少量小于用于政府主导的非市场化投资的储蓄量；rt+1＜rt+1时，则用于市场化投资的储蓄减少量大于用于政府主导的非市场化投资的储蓄量，产生对融资的挤出效应，两期社会投资总量减少。

（二）平衡增长路径及推论

设Zt=[（2+ρ）（1+rt+1）-（1+ρ）（rt+1-rt+1）]/（2+ρ）（1+rt+1），则有：

化简Zt得到：

根据t+1时期的资本存量Kt+1等于t时期年轻人总储蓄StLt+TtLt，可知将两边同时除以ALt+1，可以得到单位有效劳动的表现形式，并将St带入可得：

根据生产函数为Cobb-Douglas生产函数的假设，实际工资

将上式实际工资方程带入式（11），得到单位有效劳动衡量的t+1期资本与t期资本之间的关系为：

由上述模型得到以下推论。

推论1：无金融市场分割的情况下国有经济投资对经济增长无影响。

当f′（k）=rt+1=rt+1，Zt=1时，国有经济投资与市场化投资行为对经济的影响无异，不影响连续两期资本存量之间的关系。国有经济投资的融资成本rt+1与市场上投资的资本边际报酬率相等，低于市场平均资本报酬率的项目无法获得融资，在这种情况下投资完全由市场决定。

推论2：金融市场分割的情况下国有经济投资对经济增长具有门限效应。

当 f′（k）=rt+1＜rt+1，Zt＞1 时，与没有国有经济投资的情况相比，国有经济投资的融资成本高于市场上资本边际报酬，国有经济投资项目产生的资本收益不足以支付资本成本，国有经济无效率的投资使得kt+1下降，平衡增长路径上的k*下降。由于生产函数是资本的严格单调增函数，资本减少导致产出减

当f′（k）=rt+1＞rt+1，Zt＜1时用于国有经济投资的融资成本较低，小于市场化投资的利率（资本边际报酬率），国有经济投资产生的资本收益高于融资成本，处于资本存量较低的时期，国有经济投资加速资本积累，kt+1在下一期达到更高的资本存量，资本的边际收益下降。由于生产函数是资本的严格单调增函数，资本增加导致产出增加

国有经济投资对资本及产出的影响呈倒U形变化，国有经济投资对资本积累的影响拐点发生在政府融资利率与资本回报率相同时。当融资利率高于资本边际报酬率时，降低资本存量，提高资本边际报酬率。当融资利率低于资本边际报酬率时，加速资本积累，降低资本边际报酬率。

推论3：国有经济投资具有宏观调控效应。

此外，当国有经济投资的融资成本大于资产的边际报酬率时，即 f′（k）=rt+1＜rt+1，Zt＞1时，使得 kt+1下降，此时的经济若是动态有效率的，国有经济投资将使得c进一步低于黄金律时的kGR，从而减少了未来各代人的福利水平，降低可能的消费。若最初的经济处于动态无效率，k*＞kGR，此时政府投资项目的存在将使得k*下降，逐渐趋于kGR，消除资本过度积累、产能过剩导致的动态无效率，从而提高未来各代人的消费和相应福利。在金融市场分割的情况下，国有企业和政府可以通过向市场融资或税收的方式筹集资金进行投资，以达到调节社会资本存量，影响资本效率和经济增长的目的。

三、实证检验与结果分析

（一）变量选取与描述性统计

1.因变量的选取与说明

经济增长变量（lngdp）。本文选取中国季度GDP增长率作为衡量经济增长的指标。为消除季节因素对我国经济总量变化的影响，选取的GDP增长率指标为同比数据，同时为消除可能存在的异方差影响，将GDP增长率序列数据取对数，考虑到经济活动可能存在的时滞效应和本文理论模型的构建，经济增长变量GDP增长率数据采用t+1期，而其他自变量数据为t期。

2.自变量的选取与说明

（1）国有经济投资水平变量（gint）。本文采用非民间固定资产投资占固定资产投资总额的比重衡量国有经济投资水平。同时模型为分析国有经济投资在不同利率水平下对经济增长影响的拐点，需要在模型中加入gint的平方项gint2，即假设gint的边际效应是可变的。

（2）市场资本必要报酬率即市场利率水平变量（R）。选取一年期贷款基准利率用以衡量市场融资成本即资本边际报酬率。

（3）货币相关变量（mb，M1M2）。分别从货币量（mb）和货币结构（M1M2）作为控制变量来研究其对经济增长的影响。选取基础货币余额同比增速作为衡量货币量的指标，选取M1增速减M2增速形成的剪刀差作为货币结构的衡量指标。M1代表狭义货币供应量，主要由企业活期存款构成，可以看作企业投资的准备金。M2代表广义货币供应量，是居民将货币使用权以存款的形式让渡给企业进行投资形成的，与银行货币派生和投资相关。当M1M2剪刀差大于零时，表示投资不足，小于零则表示投资过热。

本文的数据均来自Wind数据库，样本数据为2004～2018年共60期季度观测数据，采用STATA15.1进行数据分析。表1给出了本文所用数据的描述性统计分析。其中，国有经济投资所占比重均值为47%，波动范围在35%～72%之间，可以看出国有经济投资始终是影响经济发展的重要因素。

表1 变量描述性统计分析

（二）门限回归模型构建

为了检验上述理论模型中变量间的非线性关系，避免因直接采用线性回归模型导致结果出现的明显偏误，本文借鉴Hansen（2000）提出的门限回归（threshold regression），以严格的统计推断方法对门限值进行参数估计和假设检验。

构建的门限回归模型为：

其中yt为被解释变量lngdp，α为常数项，xt为一组外生解释变量，包含 Rt，gintt，M1M2t，mbt。其中核心解释变量为Rt，gintt，并与扰动项εt不相关，qt为门限变量，其可以是xt的组成部分，γ为待估计的门限值。I（∙）为示性函数，即如果括号内表达式为真，则取1，反之则取0。

（三）实证结果分析

实证分析过程采用Hansen（2000）的门限效应检验方法，检验原始数据中是否存在非线性关系即门限效应。确认存在门限效应后，将利率R、国有经济投资比重gint分别作为门限变量进行门限回归分析。

将利率作为门限变量时，检验结果显示LM统计量为15.07，对应的P值为0.0266，表明在5%的水平下拒绝原假设，模型中存在非线性的门限效应，门限值γ为5.31，证明采用门限回归模型的正确性。将得到的门限值带入门限回归模型进行门限回归分析，其似然函数序列如图1所示，模型参数如表2第一列所示。

图1 以利率为门限变量时的门限值及置信区间

门限回归结果表明，联合R2为0.71，模型具有较强的解释力，利率对经济增长存在门限效应。当利率小于门限值5.31%时，处于低利率水平，社会资本对资本报酬率要求相对较低，此时利率变量对经济增长的影响为正，回归系数在5%的水平下显著为正（0.8365），在较低的利率水平范围内，增加利率吸引居民储蓄，为投资活动提供资金，促进了经济增长，M1M2剪刀差回归系数在1%的水平下显著为正（0.0424），低利率水平下资金使用成本较低，M1超过M2时企业现金流充足，企业和居民交易活跃，不会在资金的来源和成本上对企业投资形成阻碍，有利于经济增长。当利率大于门限值时，处于高利率水平，社会资本对资本报酬率要求相对较高，此时利率变量对经济增长的影响为负，回归系数在5%的水平下显著为负（-0.1528），较高的融资成本要求企业投资高资本报酬率的项目，投资意愿减弱，企业资金成本压力大，不利于经济增长。M1M2剪刀差回归系数在5%的水平下显著为负（-0.0415），可以解释为高利率情况下，融资成本和资本报酬率均处于较高水平，M1超过M2时表示企业留存较高的活期存款寻找投资机会，高成本的资金未能得到有效利用将抑制经济增长。作为货币流动性指标的基础货币余额同比增速mb对经济增长的影响始终为正。

表2 门限回归模型分析结果

国有经济投资对经济增长的影响与上述理论模型分析得到的推论相同，根据理论模型可知门限值5.31%代表了国有经济投资的边际报酬率，国有经济投资项目融资利率高于资本边际报酬率时（Regime1），将对经济增长产生负效应，回归系数在5%的水平下显著为负（-22.9420），可以证明在市场平均利率低于国有经济融资成本时，政府干预或通过国有企业投资期限较长，融资成本较高的项目，可以降低资本存量，淘汰落后产能，纠正经济的动态无效率。国有经济投资融资利率小于资本边际报酬率时（Regime2），国有经济投资将加速资本积累，进而增加总产出，对经济增长产生正效应，回归系数在1%的水平下显著为正（23.5256），但资本积累会降低资本的边际产出，产生调节市场资本报酬率的效应，影响市场利率。

此外，通过模型中加入的国有经济投资比重的平方项gint2可以分别计算出在两种利率水平下国有经济投资占比的拐点。当利率水平小于5.31%时，国有经济融资利率高于资本边际报酬率，国有经济投资比重对经济增长的影响在57.34%左右出现拐点，表示在国有经济投资比重低于57.34%时，对经济增长产生抑制作用，国有经济投资不足，而当国有经济投资比重高于57.34%时可拉动经济增长。当利率大于5.31%时，国有经济融资利率小于资本边际报酬率，国有经济投资比重在57.79%左右出现拐点，在国有经济投资比重小于57.79%时，对经济增长产生促进作用，在国有经济投资比重高于57.79%时，对经济增长的影响转为负效应。

图2 以国有经济投资比重为门限变量时的门限值及置信区间

国有经济投资比重gint作为门限变量时，检验结果显示LM统计量为15.04，对应的P值为0.041，门限值γ为0.56，表明在5%的水平下拒绝原假设，模型中存在非线性的门限效应，证明采用门限回归模型的正确性。将得到的门限值带入门限回归模型进行门限回归分析，其似然函数序列如图2所示，模型参数如表2第二列所示。

采用国有经济投资比重作为门限变量时，门限回归得到的联合R2为0.73，模型具有较强的解释力，国有经济投资比重对经济增长存在门限效应。当国有经济投资比重低于门限值0.56时，其对经济增长的影响并不显著，而在国有经济投资比重高于门限值0.56时，其对经济增长的影响为负，回归系数在5%的水平下显著（-220.3459），此时国有经济投资过度且无效率。货币流动性变量mb始终为正且显著，表示货币流动性充裕有利于经济增长。

四、结论与政策建议

本文基于金融市场分割的经济特征，通过构建一个含有国有经济投资和差异化利率的OLG模型，研究不同利率水平下国有经济投资对经济增长的影响。研究发现，国有经济投资对经济增长的影响在不同的利率水平下具有正反两种效应，高利率水平下即资本边际报酬率高于国有经济融资成本时，国有经济投资增加对经济增长具有正效应，反之则对经济增长具有负效应。本文的实证研究通过建立门限回归模型证实了理论模型的推论，并测算出国有经济投资和利率的拐点。据此，本文提出如下建议：

第一，国有经济投资在干预投资市场过程中，融资成本低于资本边际报酬率时，发挥弥补因资金成本较高导致的民间资本投资不足和基础设施不完善等问题的作用，刺激经济增长。融资成本高于资本边际报酬率时，应逐步减少国有经济投资，在需要进行必要的基础设施投资时，可通过引入民间资本进行PPP模式的合作建设，而当社会资本存量较高所导致的资本边际报酬下降时，此时通过加大国有经济投资挤出民间资本投资，淘汰落后产能，可以纠正资本存量较高时经济的动态无效率；第二，金融市场分割效应体现在因不同的融资主体，融资期限而享有不同的利率。为保证经济健康发展，国有经济在投资时应考虑投资项目的期限、资本回报率等与融资有关的因素，对比市场利率，分析因融资利率差异、资本报酬率差异、国有经济投资拐点等对资本市场及经济增长造成的影响，评估投资对社会福利产生的边际效应，积极实施债务置换降低融资成本，选择合理的融资期限，提高资金使用效率；第三，保障金融市场流动性合理充裕、货币结构合理，疏通货币政策传导机制。货币流动性是保障投资得以进行的前提，流动性合理充裕可以有效避免因流动性紧张阻碍投资及企业债务危机产生的连锁反应所导致的经济危机，同时要关注流动性过剩、货币结构等问题，防止金融资源脱实入虚，冲击实体经济。中央银行等监管机构应监测利率水平和国有经济投资比重，通过控制基础货币存量和调整货币结构，调控社会融资规模，以达到干预国有经济投资能力的目的。