PPP 模式是否推动了我国实体经济增长？

■姜 松，周鑫悦

本文以PPP对实体经济增长影响的理论分析为基础，实证PPP模式和实体经济增长之间的关系、PPP模式对实体经济增长的影响效应。研究发现：在关系层面，PPP模式是实体经济增长的格兰杰原因且不存在互动机制，但会因为发展阶段、回报机制、投资期限和运行方式的不同而存在显著的结构性差异；在影响效应方面，PPP模式对实体经济增长的影响显著为正，有效推动了我国实体经济增长。但这种支撑效应存在显著的“门槛转换”特征，影响程度“边际递减”。这反映出PPP模式投资存在“最优水平”，实证结果与理论分析结论一致。在控制变量层面，样本区间内消费水平、金融支持政策和财政政策是约束实体经济增长的主要因素。最后，基于研究结论，本研究从建立风险共担机制、创新回报机制和强化绩效考核机制三个层面提出了增强PPP模式服务实体经济效力的政策建议。

一、引言

实体经济发展离不开投融资体制机制创新，PPP 模式就是其中的典型代表。PPP 模式，即政府与社会资本合作（Public—Private—Partnership），是指通过社会部门和政府的长期合作，发挥各自优势来共同完成公共服务或公共产品的供给。在我国深化供给侧结构性改革中，PPP 模式的创新发展已经走到了世界前沿，更有效的为社会提供了公共产品和服务（贾康，2018；贾康和孙洁，2014），很好的弥补了公共服务供给“短板”，为我国实体经济增长的质量变革、效率变革和动能变革提供了基础条件和有效的保障机制。然而，我国PPP模式起步较晚，实践发展中存在诸多问题，PPP 模式被泛化、滥用，短借长投、期限错配等粗放、野蛮发展的问题屡见不鲜、愈演愈烈（陈少强，2018）。PPP模式发展一时间陷入了乱象丛生、争议四起的困境。那么，PPP模式对我国实体经济增长真实效应如何呢？是否起到了有效支撑作用呢？在防范系统性金融风险、金融服务实体经济的大背景下，解析PPP 模式与实体经济增长之间的相关关系、作用机制，评估PPP模式的实体经济增长效应成为一项亟待开展的研究。

自20世纪90年代PPP模式在英国诞生后，国外学者主要从PPP模式的运行优势和风险解构两个层面开展研究。在运行优势研究方面，PPP 模式通过吸引私人资本进入公共领域，在缓解财政压力、形成广泛社会影响效应的同时，为私营部门提供了新替代方案与多渠道资本来源（Dooren et al，2016；Jelincic et al，2017）。在风险解构研究方面，Jean（2010）认为PPP 模式会将风险转嫁给政府、劳动力以及项目产品和服务的购买方。因此，风险处置机制和分散方式的不同是影响PPP 项目实施效果、最终成效的决定性因素（Kwak，2009；Tsemg，2011）。当然，PPP 模式能否达到预期不仅取决于社会经济环境，还取决于PPP项目所进行的具体分析、设计与执行（Sadka，2007）。

较之国外研究，国内学者关于PPP 模式的学术探讨起步相对较晚，自2014 年开始，关于PPP 模式的研究才成为我国学者的关注热点。国内学者普遍对PPP 模式的积极作用给予肯定，认为PPP 模式是推动政府与市场的“耦合器”、实现了政府和社会资源的零和竞争、缓解了财政压力，有效支撑了产业发展、产能过剩治理、激发了社会发展活力和县域经济发展（袁静雪，2017；黄浩，2017）。也有学者对PPP 模式效果能否达到预期持保留态度，并认为不同的经济环境和制度条件，将导致PPP 模式的效率提升存在显著差异，甚至有可能适得其反、形成制度性背离，为经济带来不确定性影响（张水波等，2015；叶子瑜，2017；王星等，2017）。

国内外学者关于PPP模式影响效应的研究有以下几个方面亟待拓展：一是关于PPP 模式在经济发展中的真实运行效应尚未形成一致性认知，观点甚至截然相反。二是缺少关于PPP模式和实体经济发展关系及其影响效应的计量经济实证研究。为此，本研究基于已有研究搭建理论分析框架，实证分析PPP 模式与实体经济增长之间的关系及其影响效应，为新时期创新PPP模式、服务实体经济发展提供理论支撑和经验佐证。

二、PPP模式对实体经济增长的影响机制

PPP模式反映的是公共资本和私人资本之间的“最优”配置比率，本文借鉴Aschauer（2000）的基本方法和操作思路，假定资本要素投入由公共资本要素投入和私人资本要素投入两部分构成，分别将其标记为Kg和K。L表示劳动力要素投入，Y表示经济增长水平。这里需要说明的是，本研究主要侧重的是实体经济范畴，因而在宏观经济部门中剔除了金融产业和房地产业，只是将其看成是实体经济增长的外部支撑条件。为此，涵盖公共资本投入的标准化生产函数就可以写成式（1）：

式（1）中，规模报酬是假定不变的。为此，模型可以继续改写为：

式（2）中，γ=β（1-α）。Kg/k 就是公私资本要素配置比率，用来衡量政府和私人部门合作水平。在式（2）中，需要对参数γ和α分别进行估计，以确定实现实体经济增长目标函数下，最优化的公私资本投资比率。换言之，这也是PPP 模式下的最优投资比重。为求解，继续将效用函数设置为考虑生命周期消费偏好的效用函数V。如式（3）：

式（3）中，C 表示消费，σ为跨期时间弹性的逆，ρ表示时间偏好率。在生产函数（1）中，如果将私人部门（LβK1-β）看成一个整体，其和公共部门资本投入Kg之间也是规模报酬不变的。但在这样的条件下，劳动力要素的投入情况则是不同的。为了简单起见，本研究不考虑任何技术进步或者折旧。如果实体经济沿着稳态增长路径，那么，公共资本投资将以恒定的速度增长。如果用数学表达式进行刻画，如式（4）：

式（4）中，x 是产出、消费和私人资本的共同增长率。由于PPP模式实质是将政府责任以特许经营权等方式转嫁给私人部门。尤其是，在政府付费、缺口补助两种回报机制下，PPP 模式也会形成政府支付责任。政府必须首先通过税收、债券融资形成财政收入，然后补充PPP 项目中的债务和利息支出。以此为基础，将政府预算约束函数设定为式（5）：

式（5）中，r表示利率水平，b表示债务水平，θ表示税率。同时，将私人部门的资源约束条件设定为式（6）：

私人部门为了实现生命周期效用最大化，就需要最大限度地提高当前汉密尔顿量。可以表达为式（7）：

接下来，需要考虑两种不同的情况。一是就业水平恒定；二是就业水平可变。如果就业水平恒定，在Aschauer（2000）的方法中，L设定为1，这样式（7）中，LβK1-β就可以替换为K，并将（1-θ）的单位调整为（L/K）β，以反映劳动要素投入对该实体经济产出价值分配的贡献。

但如果就业水平是可变的。这个时候就需要“两步走”。第一步，将私人部门的要素投入LβK1-β看成是一个整体、结合C和b就可以求得。第二步，利用导出的K和Kg的最优函数，紧接着消除L，重新构建一个优化过后的汉密尔顿量。这样就可以分别得到私人资本K 和L 的最优值。然而，在本研究中不需要使用这第二步。相比之下，第一步的一阶条件是：

其中，式（8）中，φ=Kg/LβK1-β，就是公共部门和私人部门要素投入比。这些条件等同于：消费的边际效用与财富的影子价值、私人资本的税后边际产品以及利率与消费的回报率。综合这些条件，就可以发现利率必须等于私人部门投入的税后边际产出。因此，就可以得到式（9）：

这时候，仍需要为φ确定一个无约束的最优值。基于永续盘存法、以及赤字融资的“黄金法则”（赤字只为政府投资支出融资的规则），则可以得到Kg=b，这时候为了偿还长期债务所需要的税率为θ=rφ1-α，则上式可以进一步转化为：

式（10）中，在给定的横向条件下，暗含着消费和产出的稳步增长。为此，就可以求出产出稳定的增长率为：

现在，使φ相对于x最大化，就可以求解到公私最优资本投资比率，也就是最优化的PPP 投资水平φ的表达式：

结合式（1），本文还可以得到：

将式（12）代入式（13）可得债务与产出比率的最大化长期价值d*：

式（14）描述的是所有要素投入及其投入比率取最优化值时，公共部门资本投入的长期债务比例。可以看出，生产力较低的Kg 会导致α值降低，影响政府和私人资本合作水平，尤其是政府付费、缺口补助两种回报机制下的政府债务偿还能力。此外，在L 固定为1 的情况下在更一般的模型中，当L没有固定或没有其他限制条件时，因为，此时私人部门的投入是LβK1-β，而不单单是K。可以看出，相对产出而言，私人部门较少的经济体，资本覆盖面也较小，会使短期合作水平低于长期。因此，调动私人部门参与积极性对于PPP模式开展的意义远超预期。

同时，还需要注意的是，一般意义上的模型已经揭示：在劳动力要素正常化后，不能分别改变劳动力要素、私人资本和公共资本之间的比率以实现最优的投资组合，或者无条件的获得公共部门与私人部门之间最优的投资比例。这也是本研究立足的理论起点。在后续章节安排中，将建立揭示模型予以实证，确定PPP模式投资的最优水平。当然，需要注意的是，由于PPP模式多样，涉及的环节和发展阶段众多，最优的投资比率也仅涉及资本投资环节，后续实证也是从这一角度切入的。

三、实证设计、变量说明与数据来源

（一）实证设计

本文实证主要从PPP模式与实体经济增长关系检验、PPP 模式对实体经济增长影响效应两个层面进行。前者旨在刻画PPP模式与实体经济增长关系的确定性、存在性、方向性；后者旨在评估PPP 模式对实体经济增长的影响方向、影响程度，并通过运用门槛回归技术揭示支撑实体经济增长的最优投资水平。一般来说，在不确定性环境下检验变量之间关系最常用的方法就是格兰杰因果关系检验，本研究在检验PPP模式和实体经济增长关系时候运用该方法。为了说明其基本原理，构造式（15）和式（16），其中：

如果式（15）中，滞后的PPP 的系数估计值整体显著不为零且式（16）中RE 的滞后项整体显著为零，则说明PPP模式是实体经济增长的格兰杰原因，PPP模式能够有效支撑实体经济增长。如果式（16）中PE 的滞后项系数整体显著不为零且式（15）中PPP 的系数估计值整体显著为零，则说明实体经济增长是PPP模式的格兰杰原因。如果式（15）中滞后的PPP 的系数估计值整体显著不为零和式（16）中RE的滞后项系数整体显著不为零，则说明PPP模式和实体经济增长互为因果关系，二者之间存在相互作用机制。如果式（15）中滞后的PPP的系数估计值整体显著为零且式（16）中RE 的滞后项系数整体显著为零，则说明PPP 模式和实体经济增长之间不存在格兰杰因果关系。由于在统计层面，关于PPP 模式的数据统计在时间维度层面十分丰富，涵盖总体层面、不同发展阶段、不同回报机制、不同投资年限、不同运行方式等多层面。因此，为了丰富研究结论、系统刻画二者之间关系，本研究在进行具体操作时，采用总体和结构相结合的思路，分别从总体、分阶段、分回报机制、分投资期限、分运行方式等五个方面进行。以理论分析和关系检验为基础，进一步建立回归模型评估PPP模式对实体经济增长的影响效应。见式（17）：

其中，CON表示其他影响实体经济增长的一系列控制变量。参照现有研究成果、遵循数据可获性原则，这里着重考虑“三驾马车”——固定资产投资（FI）、消费水平（CL）、出口水平（EX），实体经济运行成本（CRE），房地产投资（EI），金融支持（FS），财政政策（PFP）等变量。其中，“三驾马车”是牵引实体经济增长的引擎，也是核心影响因素。实体经济运行成本、房地产投资分别用于刻画影响实体经济增长的内部约束条件和外部影响因子。实体经济运行成本作为约束实体经济增长的内部约束条件顾名思义、理所当然。那么房地产投资为什么会是外部影响因子呢？本研究主要基于以下考虑，房地产投资实际上代表的是虚拟经济的重要组成部分，这一指标背后折射出的实质问题就是实体经济和虚拟经济协调发展的问题，二者之间的均衡水平、协调程度和融合共生关系将直接影响着我国宏观经济走向和发展趋势。金融支持和财政政策用以衡量实体经济增长的制度条件和保障。基于此，将式（17）进一步改写为：

进一步的，PPP模式存在显著的阶段性特征，要刻画PPP 模式的最优发展水平，就需要确定PPP 模式不同发展水平的分界点。一般来说，按照现有统计口径划分，PPP 模式一般分为准备阶段、识别阶段、采购阶段和执行阶段等四个阶段。为此，可以将PPP 模式下的投资水平划分四个时段：（-∞，PPP1]、（PPP1，PPP2]、（PPP2，PPP3]、（PPP3，+∞）。运用门槛回归技术，进一步将式（18）改造成为面板门槛模型，反映其对实体经济增长的阶段性特征，见式（19）。其中，I（·）表示指示函数。通过比较λ11、λ12、λ13、λ14影响方向、影响程度的变化就可以刻画和反映不同区间范围内，PPP 模式对实体经济增长影响效应的阶段性特征和动态变化趋势。

（二）变量说明

实体经济增长（RE），借鉴（刘志彪，2015）关于实体经济的论述，考虑到统计数据的可得性，本文用工业增加值累计增长速度来表示；PPP 模式（PPP），关于PPP模式的统计主要从项目数和投资额两个层面进行统计。本文在衡量PPP模式时主要从投资额的角度进行量化，用PPP项目投资额来表示；固定资产投资（FI），鉴于数据可获性，本文主要运用固定资产投资完成额累计增长速度来量化；消费水平（CL），实体经济增长受限于消费，消费的变化能够在实体经济中得到迅速反应。借鉴王静（2014）的做法，本文用CPI 来度量消费水平；出口水平（EX），除投资、消费“两驾马车”外，出口是促进实体经济增长的第三驾马车，而且在微观层面，出口还存在“自我选择”和“出口学习”效应（李春顶。2015），利于提升生产效率，提升实体经济发展质量。本文运用累计出口金额同比增长速度来量化出口水平；实体经济运行成本（CRE），成本过高将直接挤压实体经济利润空间，削减实体经济发展后劲。参照国内外学者的基本方法，本文用生产者价格指数PPI 来表示；房地产投资（EI），实体经济与虚拟经济是经济部门的两个侧面，在理论层面，二者理应共生发展、相互融合。这意味着二者之间占比能否达到“合意”比例对于实体经济增长至关重要，否则将陷入实体经济“虚化”的发展困境。本文用房地产投资来量化虚拟经济发展程度，并揭示其对实体经济增长的影响；金融支持（FS），实体经济是金融发展的根基，金融支持则是实体经济增长的血脉、制度保障。本文在对金融支持进行量化时主要采用金融机构人民币贷款余额来表示；财政政策（PFP），与金融支持政策一样，财政支持政策也是促进实体经济增长的重要制度保障，不同的是，财政政策主要调控社会总供给。本文用公共财政支出来衡量财政政策。

（三）数据来源

本文中所有数据均来自Wind 数据库以及中国国家统计局数据库，时间跨度为2016年1月至2018年8 月。其中，检验PPP 模式和实体经济增长关系时所运用的数据类型为时间序列数据；实证PPP 模式对实体经济增长影响效应时的数据类型为省际月度面板数据。对于缺失数据用邻近两个月份的平均数来填补。同时，为了确保数据口径、量纲的一致性，研究中所运用的数据均为取自然对数后的处理数据。

四、PPP模式与实体经济增长关系的检验

进行PPP模式与实体经济增长之间关系的前提条件是涉及数据必须是平稳的。由于传统的ADF和PP检验等方法往往存在效度低和样本偏差问题，研究结论扭曲较为严重，因而本文采用Ng-Perron方法（姜松和黄庆华，2018），检验结果见表1。可以看到，在总体层面，实体经济增长（RE）、PPP 模式（PPP）在相应的显著性水平下，MZa、MZt、MSB 和MPT四个变量同时拒绝“存在单位根”的原假设，说明二者都是平稳时间序列。

表1 Ng-Perron单位根检验结果

续表1

在结构层面，主要是发展阶段、回报机制、投资年限、运行方式等四个层面，4 个变量均在不同的显著性水平下拒绝原假设，说明序列平稳。因此，无论是在总体层面还是结构层面，PPP 模式的量化序列均为平稳的，可以直接从总体和结构层面，检验PPP 模式和实体经济增长之间的格兰杰因果关系。

基于数据平稳性检验结果，进一步从总体和结构两个维度对PPP模式和实体经济增长之间的格兰杰因果关系进行检验。检验结果见表2。由结果可知，总体层面，在5%的显著性水平下，拒绝“PPP 模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设，同时实证结果接受“实体经济增长不是PPP模式的格兰杰原因（RE⇏PPP）”原假设，这表明PPP模式与实体经济增长的关系是单向格兰杰因果关系，不存在互动机制。其原因在于PPP 模式是为了化解财政压力、债务压力和充分尽责实施和谐社会管理战略机制创新时的诱致性改革变迁（贾康，2014），并不是由实体经济外部大环境因素所引致的。

发展阶段层面，在采购阶段、执行阶段，检验结果拒绝“PPP 模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设。在准备阶段、识别阶段，检验结果无法拒绝“PPP 模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设。这说明不能“为了PPP 而PPP”，应推动PPP 模式的落实、执行，才能为实体经济增长提供有效支撑。值得注意的是，除在准备阶段，检验结果拒绝“实体经济增长不是PPP模式的格兰杰原因（RE⇏PPP）”原假设外，在识别阶段、采购阶段、执行阶段，检验结果都无法拒绝这一假设。这表明在准备PPP模式的产生有一定内生性，受实体经济增长对于融资模式、公共服务供给机制创新的现实需要所推动。

回报机制方面，在可行性缺口补助、政府付费机制下，检验结果拒绝“PPP模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设，采用可行性缺口补助、政府付费机制的PPP 模式能促进实体经济增长。但结果无法拒绝“实体经济增长不是PPP 模式的格兰杰原因（RE⇏PPP）”原假设。这也说明在可行性缺口补助、政府付费机制下，二者也是单向关系。但在使用者付费机制下，接受“PPP模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设以及“实体经济增长不是PPP 模式的格兰杰原因（RE⇏PPP）”原假设。可能是因为我国经营性项目采用可行性缺口补助机制运行的PPP项目较多，这类项目名义上是PPP模式，但并没有将经营风险完全转移，政府在许多项目中负责“兜底”和承担最终风险（贾康和孙洁，2014），从实体经济增长需求层面以及市场化改革方向来看，使用者付费机制会应成为主流。因此，在使用者付费机制下，实体经济增长是促进PPP模式发展的格兰杰原因。

投资期限方面，1～10 年、11～20 年、21～30 年、31年以上投资年限的检验结果接受“PPP 模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设，分投资期限的检验结果表明PPP 模式无法促进实体经济增长。结合回报机制的检验结果，可能是因为PPP项目投资年限较长，市场风险、信用风险较大，投资期限与盈利无法找到最佳平衡点，致使项目实际回报率偏低，进而很难吸引和调动社会资本积极性。而为了达到预期收益，社会资本势必会寻求政府的缺口补助、政府付费等政策支持，这也解释了分投资期限检验结果不显著、而可行性缺口补助机制与政府付费机制显著的原因。值得关注的是，1～10 年、21～30 年的投资年限的检验结果拒绝“实体经济增长不是PPP 模式的格兰杰原因（RE⇏PPP）”原假设。这与实体经济生产周期长的属性决定其资金需求期限一定是长期的投资属性有很大关联。

表2 格兰杰因果关系检验

运行方式方面，除在BOT运行方式下的检验结果拒绝“PPP 模式不是实体经济增长的格兰杰因果原因（RE⇏PPP）”原假设外，BOO、MC、O&M、ROT、TOT、TOT＋BOO、TOT＋BOT以及其他运行方式下，都无法拒绝原假设。这说明除了BOT运行方式外，其他运行方式的PPP模式都没有对实体经济增长形成有效推动作用。这一情况主要是因为BOT 运行方式在实践中普及率较高、认知度较广、发展也较为成熟，能充分利用市场经济所带来的收益同时保证政府的所有权、实现有效监督，因而对于实体经济增长的推动作用也就较为显著。同时，除BOT、TOT＋BOT运行方式外，BOO、MC、O&M、ROT、TOT、TOT＋BOO、TOT＋BOT 等运行方式下，检验结果均拒绝“实体经济增长不是PPP 模式的格兰杰原因（RE⇏PPP）”的原假设，这说明随着实体经济增长，需要不断创新PPP模式的运行方式以适应实体经济增长的新特征、新需求。

综合来看，总体上PPP 模式会对实体经济增长形成有效推动作用，且其与实体经济增长之间的关系是单向格兰杰因果关系。在结构层面，大部分遵循总体规律，但会因不同发展阶段、回报机制、投资年限、运行方式存在一定的差异。

表3 PPP模式对实体经济增长影响效应估计结果

五、PPP模式对实体经济增长影响效应检验

为了避免存在多重共线性问题，本文采用分步回归的方式，逐步引入变量以增强研究结论的可信度和科学性。表3 中模型（1）给出了只涵盖核心变量PPP 模式的模型估计结果。模型（2）-（4）给出的是在模型（1）基础上，分别添加实体经济运行成本（CRE）、消费水平（CL）、固定资产投资（FI）等内部控制变量的估计结果。模型（5）-（8）给出的是在模型（1）基础上，添加房地产投资（EI）、出口水平（EX）、金融支持（FS）以及财政政策（PEP）等外部控制变量的估计结果。模型（9）则是引入全部变量的估计结果。各模型中给出的估计结果均为FGLS 的估计结果。比较结果发现，引入全部变量后，模型估计结果并未发生显著变化，模型较为稳健。因此，最终以模型（9）作为分析的基准模型。

从结果可以看出，PPP 模式对实体经济增长的影响为正，并在1%的显著性水平下通过检验。由于进行了自然对数操作，因而边际影响系数即为弹性。也就是说，PPP 模式下的投资每增加1%，实体经济增长增加0.084%，PPP 模式对实体经济增长的支撑作用十分明显。PPP模式目前所覆盖的领域大多集中于环境保护、交通运输、市政工程、能源工程等与实体经济发展密切相关、互为支撑的基础性、服务性领域，是国家治理体系改革、机制创新的重要体现，利于弥补公共服务“短板”，切实促进实体经济高质量发展，实现质量变革、效率变革和动力变革，为实体经济增长提供了有效支撑。

从控制变量来看，实体经济运行成本（CRE）对实体经济增长的影响显著为正，由于实证检验样本所处的时间段正好是我国供给侧改革实施与推进的关键时期，政府出台了一系列改革措施，实体经济运行的增值税税率、物流成本、能源价格逐步降低，实体经济运行成本不断降低，助力实体经济增长。固定资产投资（FI）对实体经济增长的影响显著为正，这表明固定资产投资能够带来实体经济增长。消费水平（CL）对实体经济增长的影响显著为负。实证结论反映了当前社会消费不足的客观现实，消费仍是制约实体经济增长的瓶颈。出口水平（EX）对实体经济增长的影响也显著为正。综合来看，样本区间内，“三驾马车”中除消费水平（CL）外，固定资产投资（FI）、出口水平（EX）对实体经济增长都有正向推动作用。因此，新时期扩大内需、刺激消费和实现消费升级是促进我国实体经济增长中的重要战略举措。房地产投资（EI）对实体经济增长的影响显著为正，这说明以房地产为代表的虚拟经济发展是一把“双刃剑”，其存在和发展对实体经济的发展有显著的拉动作用。结合上述消费水平对实体经济增长的负向影响效应，该研究结论也可能说明房地产投资会导致储蓄率增加，必然对消费率产生“挤出效应”，最终抑制消费需求影响实体经济增长。金融支持水平（FS）对实体经济增长的影响显著为负，这可能与实体经济“去杠杆”有很大关联，实体经济已经受到“去杠杆”的冲击。财政政策（PFP）对实体经济增长的影响也显著为负，这可能与本研究在对政策量化时选取的是“公共财政支出”这一政策工具有关。一般来说，这一工具主要体现的是政府对于商品和劳务的购买，是“政府消费行为”的体现，对于工业等实体经济的带动作用相对较为间接。从关联性角度来看，与实体经济增长联系更为密切的是“税率调整”工具。因此，研究结论可能表明，财政政策面临着结构性矛盾，也间接反映了当前我国实体经济税负负担过重的事实。综合来看，在控制变量层面，消费水平、金融支持政策和财政政策是约束样本区间内实体经济增长的主要因素。

前文的理论分析框架表明：PPP 模式下政府和私人资本合作存在“最优水平”。换言之，以投资量化的PPP模式也就存在一个最优值。为了刻画和揭示这一特征，本研究继续运用门槛回归技术，揭示不同门槛区间范围内，PPP 模式对实体经济增长影响效应的阶段特征及其动态变化。检验结果见表4。由结果可知，PPP模式的量化指标存在3个门槛值，分别是7.022、8.053 和8.617。因此，可以将PPP模式下的投资水平划分为：（-∞，7.022]、（7.022，8.053]，（8.053，8.617]，（8.617，+∞）四个区间。为了表达方便，分别将这四个区间标记为：PPP_1、PPP_2、PPP_3、PPP_4。

表4 门槛值检验

基于门槛值检验结果，进一步估计每个区间内PPP模式对实体经济增长的影响效应的差异性。具体估计结果见表5。其中，模型（10）和模型（11）给出的是单门槛模型的普通标准误差和稳健标准误差的估计结果。模型（12）、模型（13）给出的是双门槛模型一阶段回归的普通标准误差和稳健标准误差的估计结果。模型（14）、模型（15）给出的是双门槛模型二阶段回归的普通标准误差和稳健标准误差的估计结果。模型（16）、模型（17）给出的是三门槛模型一阶段回归的普通标准误差和稳健标准误差的估计结果。模型（18）、模型（19）给出的是三门槛模型二阶段回归的普通标准误差和稳健标准误差的估计结果。通过比较，最终选择模型（19）作为分析的基准模型。由于控制变量对于实体经济增长的影响效应在上述分析中已经涉及，此处不再赘述，只分析PPP 模式四个门槛区间的影响效应的变化及其特征。

由模型（19）可知，当PPP 至于第一区间（-∞，7.022]（PPP_1）时，其对实体经济增长影响显著为正，影响弹性为0.414；当PPP 至于第二区间（7.022，8.053]（PPP_2）时，其对实体经济增长影响显著为正，影响弹性为0.317；当PPP 至于第三区间（8.053，8.617]（PPP_3）时，其对实体经济增长的影响也显著为正，影响弹性为0.206；当PPP 至于第四区间（8.617，+∞）（PPP_4）时，其对实体经济增长的影响显著为正，但是影响弹性仅为0.094。比较影响弹性发现，PPP 模式对实体经济增长的影响弹性逐步递减，并在第四区间时达到最小值。也就是说，随着PPP模式的不断发展、投资不断增加，其对实体经济增长的影响效应呈现递减趋势，这说明PPP 模式对于实体经济增长的带动作用存在“边际效应递减”规律。可以从以下几个方面来解释：

一是从本质上来看，PPP 模式投资是实体经济的配套产业，其健康发展的基础是实体产业，与产业发展一脉相承、同步前行。若实体性产业发展大环境不好，势必会影响PPP 模式影响效应发挥。当前，我国经济大环境在相当长时间内是“总体平稳、稳中有变、变中有忧”，这势必会使PPP 模式效应发挥存在一定的不确定性、波动反复性以及转变的艰难性。

二是PPP模式是政府和社会资本合作的联结纽带，界定的是政府和社会资本权责边界。因此，从表面上看，PPP模式是金融问题，但是其背后仍是制度、体制和机制问题。随着政府举债机制的逐步规范，实践运作中政府借PPP 模式之名行“变相举债”之实的问题有增无减，“庞氏骗局”的现象比较突出，加剧了财政金融风险和影响了PPP 模式效应的发挥。从运作主体来看，中央企业和地方大型国有企业通过PPP 模式参与大型基础设施建设，形成了事实性垄断，对民间资本有一定的“挤出效应”，并未撬动社会资本发展，影响了PPP 模式的运作和服务实体经济的效果。

三是从社会资本角度来说，由于当前PPP 项目现行运行机制大多采用缺口补助、政府付费机制居多，导致社会资本在建设期的积极性较高，在获得财政相应补贴后，就没有事实性动力和积极性参与项目运营，有的甚至纷纷离场，将风险转至政府。社会资本的这种“补贴偏好”导向使得PPP模式的参与主体陷入畸形的“偏利共生”困境，加剧了财政风险乃至系统性金融风险，影响了PPP 模式支撑实体的运行效果。同时，社会资本为了降低风险、尽快收回建设运营成本，也会缩短其与政府的合作期限，形成了典型的“期限错配”问题，无法在长期支撑实体经济增长。这些原因可能是导致PPP模式对实体经济增长支撑效应递减的原因。

六、研究结论与政策建议

本研究以PPP 模式对实体经济增长影响机制的理论分析为基础，检验了PPP 模式和实体经济增长之间的关系，揭示PPP 模式对实体经济增长影响效应及其动态特征。研究发现，总体上PPP 模式是实体经济增长的格兰杰因果原因，实体经济增长不是PPP 模式的格兰杰原因，二者之间不存在互动机制。但在结构层面，二者关系会因发展阶段、回报机制、投资年限、运行方式不同而不同。以关系检验支撑，进一步的影响效应实证检验表明：在控制实体经济运行成本、消费水平、固定资产投资、房地产投资、出口水平、金融支持以及财政政策等变量后，PPP 模式对实体经济增长的影响显著为正，PPP模式下的投资每增加1%，实体经济增长0.084%。综合控制变量检验结果，当前消费水平、金融支持政策和财政政策是约束样本区间实体经济增长的主要因素。进一步的，门槛模型检验表明，PPP 模式对实体经济增长的影响存在显著的“门槛效应”。当PPP 模式下的投资跨越不同门槛值，其对实体经济增长的支撑效应存在明显的“边际效应递减”现象。在低门槛区间，PPP 模式对实体经济增长的影响弹性要大于高门槛区间的影响弹性。可以看出，PPP 模式投资存在“最优水平”，这与理论分析结论一致。尤其是，当PPP 模式下的投资迈入第四个门槛区间后，其对实体经济增长的影响弹性达到最小值。基于以上研究结论，新时期增强PPP模式支撑实体经济增长效力应从以下几个方面入手：

一是建立风险共担机制，牢固树立PPP 模式服务实体经济的根本定位。PPP模式服务实体经济边际效应递减的关键是并未建立PPP模式参与主体之间的风险共担机制。政府在政策风险分担上有比较优势，社会资本在市场竞争大环境下，拥有技术、专业、管理、人才优势和竞争优势，在市场风险分担上有比较优势；金融机构对于信用风险、利率风险乃至汇率风险等金融风险有较强的管理和分担能力。因此，各参与主体应界定权责边界和市场分工，建立风险共担机制，集合各利益主体需求与期望，促进政府、社会资本和金融机构之间的高效衔接，共同服务实体经济增长。

二是创新PPP 模式的回报机制，增强服务实体经济效果。现行PPP模式的回报机制一般以缺口补贴和政府付费居多，这种回报机制事实上在很大程度上都强调了政府在PPP 模式中的主导作用和地位。但事实上，PPP 模式的核心是政府和社会资本通过协作共赢，实现动态均衡和分享合作利润的过程，二者应是处于平视、平等地位，而缺口补助机制和政府付费机制，一方面加剧了政府的财政负担，另一方面也使社会资本“使命漂移”。因此，新时期要创新PPP 模式的回报机制，政府在前期与社会资本共同研究项目规模、空间布局等，若无法实现达成一致目标，该项目就应废止；若执意执行，社会资本就应承担相应风险，逐步增强项目边际效用能力，减少PPP 项目中缺口补助、政府付费比例，逐步增加使用者付费机制占比，增强PPP 模式服务实体经济的效果。

三是建立PPP 模式绩效考核机制，改进服务实体经济效率。从实践效果来看，PPP 项目只有最终落地才能实现对实体经济增长的有效支撑。前期建设投资虽然可以带动实体经济相关产业发展，但是支撑作用是不可持续的。因为现行PPP项目大多来源于众多施工单位的原有市场，施工型社会资本占据PPP 项目的较大比例。在这样的条件下，社会资本基本上全部涌入建设环节，并从中分享施工利润，致使PPP模式项目陷入“重施工、轻管理”的恶性循环，服务实体经济持续性较差、效率较低。要化解这种困境就必须建立PPP模式绩效考核机制。一方面政府要转变观念，明确PPP模式制度设计内涵，政府应针对PPP模式发展阶段，明确立项阶段、投标阶段、特许权授予阶段、设计施工阶段和运营移交阶段等不同阶段的任务重点，设计指标体系并赋予运营移交阶段较大“权重”，扭转现阶段“重建设、轻运营”，“重过程、轻结果”的考核偏向。同时，逐步弱化建设阶段的财政补贴力度，强化对运营效果的补贴力度，并将绩效结果作为政府履约付费的主要依据。政府按效付费，才能在避免因为政府大量出资而形成社会资本“跑路”风险的同时，形成有效“激励”，督促社会资本认真运营项目，提升并改进服务实体经济效率。