动态效率_生产性公共支出与结构效应_石奇

动态效率、生产性公共支出与结构效应* 石 奇 孔群喜 内容提要:利用 1979—2008 年三次产业的数据和误差修正模型，本文估算了我国政 府生产性公共支出与经济动态无效的长期关系，考察了政府生产性公共支出对三次产业 的生产要素积累所产生的影响。研究发现:在结构效应为正的条件下，当期公共支出的增 加能够影响资本和劳动在三次产业之间，以及三次产业内部不同行业之间的要素积累方 式，起到改善经济结构、优化资源配置的作用;我国经济的投资拉动型增长方式及与之相 伴随的公共品供给机制，通过“租金”创造机制诱导特定产业的发展，从而能够提升产业 结构，促进资源和生产要素的优化配置，符合赶超型经济的目标要求。 关键词:动态效率 生产性公共支出 结构效应 租金 * 石奇，南京财经大学财政与税务学院，邮政编码:210046，电子信箱:sq@ njue． edu． cn;孔群喜，南京财经大学产业发展研 究院，邮政编码:210003，电子信箱:kongqunxi@ 163. com。本文系国家哲学社会科学基金项目(11BJY076)、教育部人文社会科学重 点研究基地重大项目(08JJD790139)、江苏高校哲学社会科学重点研究基地重大项目(2010JD XM007)和江苏高校优势学科建设 工程资助项目(PAPD)成果。作者感谢匿名审稿人以及南京财经大学黄斌博士、汪冲博士对本文提出的建设性修改意见，但文责 自负。 一、引 言 对于中国经济在转轨进程中长期高速增长的原因，人们的共识是，中国经济保持了高资本积累 率。然而，根据 Phelps(1966) ，当人均资本存量超过了资本边际产品等于劳动增长率的黄金律水平 时，经济是动态无效的，资源配置不再帕累托最优。在这方面，关于中国经济的 经验 班主任工作经验交流宣传工作经验交流材料优秀班主任经验交流小学课改经验典型材料房地产总经理管理经验 研究中，史永东 和杜两省(2001)利用 AMSZ 法则对中国转轨时期经济的动态效率进行了实证检验，发现我国转轨 时期经济虽然正在从动态无效向动态有效转化，但所考察的样本期的中国经济是动态无效的。袁 志刚和何樟勇(2003)利用黄金定律规则对中国经济的动态效率进行了考察，认为 20 世纪 90 年代 初期，中国经济运行处于一种动态无效状态，其原因则主要是，劳动—资本比快速上升引起了资本 边际报酬的迅速下降，资本边际报酬迅速下降进而造成我国这样一个成长型经济过快步入动态无 效状态。杨传风(2004)认为，中国经济动态无效是由中国的粗放式经济增长方式决定的，其根源 在于静态资源配置，特别是投资配置的无效性，因此中国经济动态无效的经验研究结论并不意味着 我国经济发展过程中应当减少资本积累。 应该说，对于中国经济增长路径的动态效率特征仍然有进一步讨论的必要。这不仅是因为诸 如指标的选取等技术方面的歧见导致了对动态效率测度的复杂化，更重要的理由是，到目前为止关 于中国经济动态效率的文献，只是刻画了在假设经济处于稳态情形时资本的边际报酬率与劳动增 长率之间的均衡关系，并试图借助于这种均衡关系反映资源配置的效率。在这种情形下，动态无效 是指，当资本积累量过大，资本的边际报酬率低于劳动增长率时，稳态情形下经济的资源配置效率 未达到帕累托最优，存在帕累托改进的余地。这是一种通过比较资本存量与黄金率水平来检验经 济动态效率的方法，其关于“稳态”经济的基本假设，决定了这种方法被用于考察处于转轨阶段的 中国经济的动态效率时具有局限性。因此不难发现，当前对中国经济运行动态效率的考察多存在 29 石 奇、孔群喜:动态效率、生产性公共支出与结构效应 误区，即把资本边际报酬率与劳动增长率的均衡关系简单地作为经济动态效率的评价 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 ，而忽视 了对经济结构转变和提升的深入思考。 我们认为，正确看待这一问题，需要考虑动态效率计算方法本身的适用性及其局限性，不是从 经济增长的角度，而是从经济转轨过程中结构变迁的角度，结合中国的发展中经济的特点来判断中 国经济运行的动态效率。一方面，由于必须面对经济结构调整和产业结构升级的发展使命，改革开 放以来，中国经济依靠投资拉动，固定资产投资增幅和投资率长期保持较高水平，投资成为拉动国 民经济快速增长的主要动力，固定资产投资长期保持增长，资本存量迅速增加。另一方面，在转轨 过程中，从中央政府到各级地方政府通过多种手段扶持特定产业的发展，我国的固定资产投资的很 大一部分作为公共支出投入到了基础设施和公用事业部门，由此形成的公共品供给为一些领域创 造了“租金”。所以，从一个特定时期来看，我国经济的投资拉动型增长方式及与之相伴随的公共 品供给机制，不可避免地形成了较大规模的资本积累;但从中长期来看，这种在一定时期形成的公 共品供给能力，通过“租金”创造机制诱导特定产业的发展，从而能够提升产业结构，优化经济结 构，促进资源和生产要素的优化配置，符合赶超型经济的目标要求。 本文的研究思路如下:首先，利用世代交叠模型探讨经济动态有效的可能性，在此基础上引入 公共支出变量，考察公共支出对于经济运行动态效率的影响;其次，借助于柯布-道格拉斯生产函数 对世代交叠模型基本假设进行放松，构建结构计量模型，从结构计量模型中提取出公共支出对于经 济运行动态效率影响的系数表达;最后，基于结构计量模型，应用中国三次产业数据进行经验研究， 考察公共支出对于经济动态效率的影响，在此过程中，用“生产性公共支出”来表达“公共支出”。 生产性公共支出主要包括财政基本建设支出、财政教育支出和财政科研支出。这是一种按照政府 公共支出在公共品供给形成中的经济影响进行分类的方法，即把政府公共支出区分为生产性公共 支出与非生产性公共支出。这样处理的原因在于，在本文的研究框架下，只有财政基本建设支出、 财政教育支出和财政科研支出等生产性公共支出才能够形成公共品供给。 二、理论分析 本节以拉姆齐(1928)、卡斯(1965)和库普曼斯(1965)的理论框架为基础，对厂商生产函数、家 庭效用函数和经济平衡增长路径进行界定，为考察经济动态效率提供参照系，然后，借鉴戴蒙德 (1965)的世代交叠模型，假定新家庭连续进入经济，以探寻经济动态无效的条件。在以上工作基 础上，引入公共支出变量，考察公共支出的变动对资本存量，进而对经济动态效率的影响。最后，放 松基本假定，利用柯布—道格拉斯生产函数提取出公共支出影响资本、劳动以及经济动态效率的系 数表达。我们的目的在于说明:(1)当资本存量达到一定程度时，运用比较资本存量与黄金率水平 的方法必然会得出经济运行动态无效的结论; (2)当期公共支出的增加将会降低未来期的资本存 量，从而促进经济运行向动态有效转化;(3)当期公共支出的增加能够影响资本和劳动在三次产业 之间，以及三次产业内部不同行业之间的要素积累方式，起到改善经济结构、优化资源配置的作用。 (一)政府支出可以导致动态无效 1. 厂商行为 按照拉姆齐(1928)、卡斯(1965)和库普曼斯(1965)的基本框架，有大量相同的厂商，生产函数 表达为 Y = F(K，AL) ，厂商在竞争性要素市场上雇佣工人 L 和租用资本 K，并在竞争性产品市场上 销售其产品。厂商把 A 看作是给定的，即知识或劳动的有效性，以速率 g 增长。厂商最大化利润。 资本的边际产品F(K，AL)/K 为 f'(k) ，其中，f(·)为生产函数的密集形式。在竞争性市场 中，资本得到其边际产品，且不含折旧，因此资本的真实报酬率等于其每单位时间的收益，等于 t 时 的真实利率: 39 2012 年第 1 期 r(t) = f'(k(t) ) (1) 有效劳动的边际产品为F(K，AL)/AL，即 f(k)－ kf'(k) ，单位有效劳动的真实工资为: ω(t) = f(k(t) )－ k(t)f'(k(t) ) (2) t + 1 期的资本存量就是 t 期年轻人的储蓄额: Kt+1 = s(rt +1)LtAtω t (3) 进一步地，将公式(3)两端同除以 Lt + 1At + 1可得单位有效劳动的平均资本: kt +1 = 1 (1 + n) (1 + g) s(rt +1)ω t = 1 (1 + n) (1 + g) s(f'(kt +1) ) ［f(kt)－ kt f'(kt) ］ (4) 放松对数效用和柯布—道格拉斯生产函数的假定，则上式可进一步表达为: kt +1 = 1 (1 + n) (1 + g) s(f'(kt +1) ) ［f(kt)－ kt f'(kt) ］ f(kt) f(kt) (5) 2. 家庭行为 按照拉姆齐(1928)、卡斯(1965)和库普曼斯(1965)的基本框架，有大量相同的家庭。每一家 庭的规模以速率 n 增长。家庭的每一成员在每一时点上供给一单位劳动。另外，家庭将其拥有的 所有资本租给厂商。家庭的最初资本持有量为 K(0)/H，其中 K(0)为经济中的最初资本数量，H 为家庭数。假定没有折旧。家庭在每一时点上将其收入用于消费和储蓄，以最大化一生效用。 家庭效用函数的形式为: U = ∫ ∞ t = 0 e － ρt u(C(t) )L(t) H dt (6) C(t)为 t 时每一家庭成员的消费。u(·)为即期效用函数，L(t)为经济中的总人口，ρ 为贴现 率。 即期效用函数的形式为: u(C(t) )= C(t) 1 － θ 1 － θ ，θ ＞ 0，ρ － n － (1 － θ)g ＞ 0 考虑一个 t 期出生的人，第 2 期消费为: C2 t +1 = (1 + rt +1) (ω t At － C1 t) (7) 即可得到预算约束: C1 t + 1 1 + rt +1 C2 t +1 = Atω t (8) 个人在预算约束下的拉格朗日函数为: φ = C1 － θ1 t 1 － θ + 1 1 + ρ C1 － θ2 t 1 － θ + λ Atω t － (C1 t + 1 1 + rt +1 C2 t +1[ ]) (9) 3. 动态无效的可能性 假定效用函数为对数效用函数，生产函数为柯布—道格拉斯生产函数，知识增长速度为 0。在 此情况下平衡增长路径上的 k 值为: k* = ［ 1 1 + n 1 2 + ρ (1 － α) ］1 /(1 －α) (10) 平衡增长路径上资本的边际产品 αk* α － 1为: f'(k*) = α 1 － α (1 + n) (2 + ρ) (11) 由于黄金律资本存量由 f'(kGR)= n 给定，比较平衡增长路径上的资本边际产品与黄金率资本 49 石 奇、孔群喜:动态效率、生产性公共支出与结构效应 存量下的资本的边际产出，存在如下两种情况: (1)f'(kGR)≤f'(k) ，即 1 ＞ α≥n /(2 + 3n + nρ + ρ) ，在这种情况下，经济动态有效。 (2)f'(kGR)＞ f'(k) ，即 0 ＜ α ＜ n /(2 + 3n + nρ + ρ) ，在这种情况下，经济动态无效。 进一步地，引入政府支出变量，令 Gt 表示 t 期每单位有效劳动的平均政府支出，假定政府是通 过向年轻人征收一次性税收来为这些购买融资的，工人在 t 期的税后收入是(1 － α)kαt，公式(10) 变为: kt +1 = 1 (1 + n) (1 + g) 1 2 + ρ ［(1 － α)kαt － Gt］ (12) 因此对于给定的 kt，Gt 高则 kt + 1低。 从公式(12)我们不难看出，在给定 kt 的情形下，Gt 越大，则下期 kt + 1越低。其经济含义在于， 当期政府支出规模增长，将会降低未来期资本存量。也就是说，如果当期经济是动态无效的，那么 增加财政支出将有可能改变这种状况，其路径就在于增加当期政府支出的同时，将会降低下期资本 存量，从而提高资本边际产品，最终有可能达到 f'(k)≥ f'(kGR)的情形。在这种情形下，经济运行 动态有效。 (二)政府支出可以通过公共品供给产生“结构调整效应” 依据前述分析，设定生产函数如下: Yjt = α j0 + α j1K l jt + α j2L l jt + Ajt (13) Yjt表示 j 产业部门 t 时期的真实 GDP 的增长率，K l jt表示 j 产业部门 t 时期投资增长率，L l jt表示 j 产业部门 t 时期的劳动力就业增长率。Ajt表示 j 产业部门 t 时期全要素生产率，α j1、α j2分别表示资 本和劳动的产出弹性。下面，考虑存在政府支出的情形。 根据 Dar ＆ AmirKhalkhali(2002)所提出的观点，借鉴郭小东、刘长生与简玉峰(2009)的处理方 法，假定政府财政支出不仅能够直接影响产业的全要素生产率(A) ，而且能够间接影响产业的要素 积累，从而导致不同产业之间以及同一产业内部不同企业之间生产要素的流动，公式表达如下: Ajt = σ j0 + σ j1Gt + θ jt (14) Kgjt = β j0 + β j1Gt + ξ jt (15) Lgjt =  j0 +  j1Gt + ε jt (16) 其中，θ jt、ξ jt、ε jt是误差项，Gt 是 t 时期政府财政支出规模，K g jt、L g jt分别为政府财政支出对各个产业所 带来的资本存量与劳动就业的变化量，从而有下式: Yjt = γ j0 + γ j1(GK l jt + GK g jt)+ γ j2(GL l jt + GL g jt)+ γ j3GSt + θ jt (17) 在式(17)中，GKljt和 GL l jt表示 j 产业部门 t 期来自于市场配置的资本要素积累和劳动要素积累， GKgjt和 GL g jt表示 j 产业部门 t 期来自于政府公共支出的资本要素积累和劳动要素积累，而 GSt 表示 在 t 期政府对 j 产业部门的公共支出。 参考郭小东、刘长生与简玉峰(2009)的处理方法，如下因素影响一个国家不同产业生产要素 积累:国内生产总值(GDP)、外商直接投资(FDI)、城市化水平(CITY)、居民储蓄率(S)和人口增长 率(POP)等，表达如下: Ktjt = ρ j0 + ρ j1GDPt + ρ j2FDIt + ρ j3CITYt + ρ j4St + ρ j5GSt + ξ jt (18) Ltjt =  j0 +  j1GDPt +  j2FDIt +  j3CITYt +  j4POPt +  j5GSt + ε jt (19) 综上，我们可以将财政支出对于经济增长的经济效应完整地表达如下: Yjt = γ j0 + γ j1(ρ j0 + ρ j1GDPt + ρ j2FDIt + ρ j3CITYt + ρ j4St + ρ j5GSt + ξ jt)+ γ j2( j0 +  j1GDPt +  j2FDIt +  j3CITYt +  j4POPt +  j5GSt + ε jt)+ γ j3GSt + θ jt (20) 59 2012 年第 1 期 从上式中，我们可以清晰地看到政府财政支出对于经济增长的影响路径:首先，政府支出直接 影响全要素生产率，从而推动各个产业部门的发展，系数表达为 γ j3;其次，政府支出影响资本要素 的积累，从而导致不同产业部门之间资本要素的流动，即 γ j1 ρ j5;政府支出影响劳动力里要素的积 累，从而导致不同产业部门之间劳动力要素的流动，即 γ j2 j5。 在我国的经济发展中，政府财政支出大量投向公共品供给。从中长期来看，这种公共品供给机 制会形成“产业结构效应”，即在中长期存在的一种结构性变化趋势。我们将公共品供给的“结构 效应”作如下界定: (1)公共品供给的“结构调整效应”，系数表达如下: 基于资本要素积累的“结构调整效应”为 γ j1 ρ j5GSt，基于劳动力要素积累的“结构调整效应”为 γ j2 j5GSt。 (2)公共品供给“租金效应”，系数表达式为:(γ j1 ρ j5 + γ j2 j5 + γ j3)GSt。 三、经验研究 (一)数据处理与说明 本文以 1979—2008 年中国三次产业国内生产总值作为衡量三次产业总产出的基本指标，并且 按 1990 年不变价格进行换算。以三次产业国内生产总值的增长率为因变量，以生产性公共支出占 GDP 比重的增长率为自变量进行回归。另外，国内生产总值(GDP)、外商直接投资(FDI)、城市化 水平(CITY)、居民储蓄率(S)和人口增长率(POP)等是影响一个国家不同产业生产要素积累的重 要因素，我们将上述五个变量的增长率作为自变量引入影响产业资本和劳动力的回归方程。 对于制造业层面的研究，全部样本为 1979—2008 年的制造业 28 个部门，数据来源为《新中国 五十年统计资料汇编》和 2000—2008 年度的《中国统计年鉴》。从 2003 年起，《中国统计年鉴》采 用了新的产业分类标准(GB /T4754—2002) ，而在这以前统计年鉴沿袭了旧的国家产业分类标准 (GB /T4754—94)。新旧标准中制造业都包含 30 个部门，在新旧标准重合的 29 个部门中，考虑到 新标准中的工艺品及其他制造业和旧标准中的其他制造业存在一定出入，所以本文将该部门排除 在外，以其余的制造业 28 个部门作为研究对象。《中国统计年鉴》提供了制造业各部门的名义增 加值，我们须构造各部门的增加值价格平减指数。利用统计年鉴提供的 14 个主要行业的工业品出 厂价格指数，再根据制造业部门间的关联程度，我们构造了 28 个部门产出年度价格指数作为现价 工业增加值的调节因子。《中国统计年鉴》提供了制造业各部门现价的资本合计以及固定资产相 关数据。 估算按可比价格计算的资本存量最常用的方法是所谓的“永续盘存法”。由于统计资料中只 有 1992 年之后的固定资产投资价格指数，我们以 1990 年为基期用 GDP 平减指数替代固定资产投 资价格指数对各省每年的固定资产投资进行平减。假设第一期的资本存量是过去投资的加总，选 择一个固定的折旧率 5%。由于《中国统计年鉴》所提供的资本合计数据为当年价格，因此需要对 该数据进行价格调整，我们借鉴了涂正革和肖耿(2006)构造的数据，利用投资产品价格指数对资 本合计进行了价格调整。然后以 1984 年固定资产净值存量为基数，利用固定资本形成价格缩减指 数(1991 年以前)及固定资产投资价格指数(1991 年以后) ，用永续盘存法计算而得。劳动力投入 方面，本文借鉴李胜文和李大胜(2008)的方法，以行业每年国有和非国有规模以上企业年均职工 数作为劳动投入，假设每年内职工增长是匀速的，职工的年平均数等于本年度年底职工数与上一年 度年底职工数之和除以 2。 本文的国内生产总值、居民储蓄率和外商直接投资的数据来自 2000—2008 年度的《中国统计 年鉴》，人口增长率是由相关年份人口数据计算得到。城市化水平采用城镇人口占总人口的比重 69 石 奇、孔群喜:动态效率、生产性公共支出与结构效应 来衡量。工业总产值、工业总价值、固定资产净值、全部从业人员年平均人数的数据都来自《新中 国五十年统计资料汇编》和 2000—2008 年度的《中国统计年鉴》。固定资产投资价格指数、工业品 出厂价格指数、固定资本形成价格缩减指数来自 2000—2008 年度《中国统计年鉴》。细分行业职 工人数数据来源于 1991—2006 年《中国劳动统计年鉴》和 2007—2009 年《中国统计年鉴》。财政 支出数据的选择借鉴赵志耘和吕冰洋(2005)的处理，认为生产性公共支出主要包括财政基本建设 支出、财政教育支出和财政科研支出。这种处理方法是按照政府公共支出在公共品供给形成中的 经济影响进行的分类，即生产性公共支出与非生产性公共支出，两者的区分对于本文研究目的的实 现至关重要，因为在本文的研究框架下只有生产性公共支出才能够形成公共品供给。尽管学术界 对于生产性公共支出和非生产性公共支出的具体内容还存在一定的分歧，但从本文研究目的出发， 选取财政基本建设支出、财政教育支出和财政科研支出这类能够直接形成物质资本、人力资本的政 府公共支出来反映政府生产性支出是有一定说服力的。 (二)实证结果与分析 1. 动态无效与公共品供给 本节以我国 1979—2008 年数据为基础，首先利用误差修正模型估算我国政府财政支出和经济 动态无效的长期均衡关系，以对本文的结构计量模型进行检验。 表 1 变量 ADF 单位根检验① 变量 检验 ADF 临界值(99%) 临界值(95%) 临界值(90%) DI 平稳性检验 一阶差分项平稳性检验 － 2. 11 － 3. 33＊＊＊ － 4. 00 － 3. 21 － 3. 10 － 2. 75 － 2. 69 － 1. 60 GS 平稳性检验 一阶差分项平稳性检验 － 1. 43 － 3. 88＊＊ － 2. 76 － 4. 30 － 1. 97 － 3. 21 － 1. 60 － 2. 75 注:＊＊和＊＊＊分别表示 5%和 1%的显著性水平。 参考史永东和杜两省(2001)的处理方法，用总投资与总收益差额的绝对值对 GNP 的比例来反 映中国经济动态无效的趋势，将之定义为动态无效指数(DI) ;②用政府财政支出占国内生产总值的 比例来反映政府财政支出规模，将之定义为政府财政支出规模(GS)。在进行协整分析之前，必须 对所有的序列进行单位根检验，用以检验 DI 序列和 GS 序列是否是平稳的。首先，我们采用 ADF 检验方法，分别对 DI 序列和 GS 序列以及各自的差分序列进行平稳性检验，检验结果见表 1。我们 发现变量序列 DI 和 GS 在 10%的显著水平下均是非平稳的，但变量序列 DI 的一阶差分序列 ΔDI 在 1%的显著水平上是平稳的，变量序列 GS 的一阶差分序列 ΔGS 在 5%的显著水平上是平稳的。 基于 ADF 检验结果，我们可以得出如下结论，即 1979—2008 年我国经济的动态无效指数(DI)和政 府财政支出规模(GS)为一阶单整，即 I(1) ，我们可以进一步检验它们之间是否存在协整关系。 我们用 Johansen 最大似然法分析两个变量之间的协整关系，协整模型的设定与滞后期的选择 首先根据 AIC 和 SC 信息最小化的赤池准则选取，然后进行模型检验，即利用 Cochrane-Orcutt 迭代 法和 CUSUMS 方法修正随机残差自相关、正态性检验和稳定性，在不能通过检验的情况下，重新进 行设定，直到找出相对理想的模型。我们经过多次检验，确定协整变量具有线性趋势并有截距项， 79 2012 年第 1 期 ① ② 此处 ADF 单位根检验滞后阶数用赤池准则(AIC 取值越小越好)来确定，DI 序列检验形式为不含趋势项、含截距项，DI 一 阶差分序列检验形式为不含趋势项、含截距项，GS 序列检验形式为不含趋势项、不含截距项，GS 一阶差分序列检验形式为不含趋 势项、不含截距项目。 按照史永东和杜两省(2001)的处理方法，总收益 = GNP －间接税 －企业补贴 －劳动者报酬;总投资 = 固定资产投资 + 存 货投资;净收益 =总收益 －总投资。 选择滞后 1 期，检验结果见表 2。 表 2 Johansen 协整检验 假设协整方程数量 特征值 极大特征值统计量 5%临界值 P 值 不存在协整关系 * 0. 71 24. 26 20. 26 0. 01 至多存在一个协整关系 0. 54 6. 40 9. 17 0. 45 注:*表示在 5%的显著性水平上拒绝变量间不存在协整关系的原假设。 表 2 中，在 5%的显著水平上，只有一个原假设被拒绝，即 GS 序列和 DI 序列之间存在且仅存 在一个协整方程，同时我们得到了 DI 和 GS 之间的标准协整向量关系:① DI = － 0. 16 (－1. 86＊＊) + 0. 72 GS (1. 86＊＊) (21) R2 = 0. 72，D． W． = 2. 18 (＊＊表示 5% 显著性水平) 基于两个变量的协整分析，我们找到了变量之间的长期均衡关系，但依旧无法得到这两个变量 的短期动态关系。根据格兰杰表示定理(Granger Representation Theorem，Engle ＆ Granger，1987) ， 具有协整关系的一组变量具有误差修正模型的形式，因此可以在协整检验的基础上进一步建立误 差修正模型，研究动态无效指数与政府财政支出规模的短期动态关系，略去系数未通过显著性为 10%的 t 检验解释变量。我们利用 Davidson et al．(1978)的方法构建如下形式的误差修正模型:② ΔDIt = － 1. 53 + 1. 78ΔGSt－1 － 0. 31［DIt －1 － 0. 72GSt－1］ (22) = － 1. 53 (－1. 92＊＊) + 1. 78ΔGSt－1 (1. 89＊＊) － 0. 31ecm(－ 1) (－1. 97＊＊) R2 = 0. 72，D． W． = 1. 83 (＊＊表示 5% 显著性水平) 从公式(22)的误差修正模型我们发现，从长期来看，政府财政支出规模每提高 1%，经济的动 态无效程度将增强 0. 72 个百分点，这说明在推动中国经济偏离经济有效路径的因素中，政府财政 支出规模的影响是显著的。另一方面，由于滞后一期的误差修正项 ecm(－ 1)系数显著，反映了其 对长期均衡的调整状况明显，表示当短期波动偏离长期均衡时，DI 将在下一期作出调整，以使得 DI 和 GS 两者恢复到长期均衡关系。误差修正模型方程中各解释变量差分项的系数反映了短期波动 的影响，式(22)中 GS 序列一阶差分序列 ΔGSt － 1的系数和 ecm 滞后项的系数均显著。这说明短期 来看，政府财政支出与经济的动态无效之间存在显著的因果关系。如何来看待这一实证结果呢? 按照袁志刚和何樟勇(2003) ，“经济的动态效率是指一个国家的经济从长期增长的动态角度 看，其储蓄是否与经济最有增长所要求的储蓄水平相一致”。从经验研究的角度，经济的动态有效 就要求实际利率大于或等于经济增长率;反之，实际利率低于经济增长率时则意味着经济动态无 效。不论是史永东和杜两省(2001) ，还是史永东和齐鹰飞(2002)、袁志刚和何樟勇(2003) ，都得出 了中国经济是动态无效的相似结论(尽管程度有所差别) ，或者说，都描述了中国经济长期以来都 存在着实际利率低于经济增长率的现实。鉴于中国名义利率长期以来被人为制定在相对较低水平 的事实，上述研究多采用资本边际报酬率与经济增长率相比较的方法来评价中国经济的动态效率。 探讨中国经济动态效率的另一种方法是，按照 AMSZ 准则，用净收益与 GDP 的比值来衡量。 当这个比值小于零时，也就是总投资大于总资本收益时，中国经济动态无效。总资本收益等于 GDP 减去间接税、企业补贴和劳动者报酬，而总投资则是由固定资产投资和存货投资构成。对于 89 石 奇、孔群喜:动态效率、生产性公共支出与结构效应 ① ② DI 和 GS 的标准协整向量关系中，截距项和自变量 GS 的 t 统计量分别为 － 1. 86 和 1. 86，其相伴概率均为 0. 09，在 10%的 显著水平上显著。 误差修正模型中，截距项、自变量 ΔGSt － 1和误差修正项 ecm(－ 1)的 t 统计量分别为 － 1. 92、1. 89 和 － 1. 97，相伴概率分 别为 0. 08、0. 09 和 0. 06，均在 10%的显著水平上显著。 总投资超过总资本收益的事实，结合我国经济发展的现实，我们认为造成中国经济动态无效的根本 原因不在于资本的边际报酬率低于经济增长率，而在于长久以来我国经济的投资拉动型增长方式 及与之相应的公共品供给机制。 从总资本收益和总投资的计算公式中，很容易看到提高固定资产投资对于净收益的影响。当 固定资产投资和存货投资之和大于总资本收益时，将会得到中国经济动态无效的结论。然而，我们 更应该从转型经济的特征方面，深刻认识各种类型的政府支出推动经济发展的内在机理。我们认 为，政府财政支出主导的固定资产投资增加确实造成了中国经济动态无效，造成总投资增加并导致 净收益减少甚至为负，但从更长的时期来看，我国经济在某一特定阶段的投资拉动型增长方式及与 之相伴随的公共品供给机制，造成了较大规模的资本积累。这种在一定时期形成的公共品供给能 力，使得特定行业的资本边际报酬递增，在相应领域形成“租金效应”。特定领域“租金效应”的存 在，促进了要素流动，优化了资源配置，提升了产业结构，改善了经济结构，可以称之为公共品供给 的“动态效应”。 2. 公共品供给的“结构调整效应” 我们需要更细致地讨论公共品供给的“动态效应”，这里将其定义为“结构调整效应”。对模型 (18)、(19)进行最小二乘法估计，以确定政府财政支出对三次产业生产要素积累所产生的影响。 如表 3，相关的统计检验值表明，尽管 DW 统计量反映结果良好，但二阶自相关检验显示模型(18)、 (19)的最小二乘法估计存在二阶自相关，模型估计结果不可信。为此，我们对这两个模型进行广 义矩估计，结果表明基于第一产业和第二产业样本数据的经验模型通过显著性检验，然而基于第三 产业样本数据的经验模型未能通过显著性检验。这一发现值得关注，我们之后将进行更细致的讨 论和解释。基于广义矩方法估计结果，我们还发现政府财政支出规模在对第一产业的生产要素积 累产生负向影响的同时，对第二产业和第三产业的生产要素积累产生了正向影响(尽管基于第三 产业样本数据的经验模型的大部分系数都未能通过显著性检验)。对于这种影响趋势，我们认为 可以做出如下解释:政府财政支出推动了生产要素在三次产业之间的流动，而且促进了生产要素在 同一产业内部的流动。这两种生产要素流动的结果可视为是一种政府财政支出的“结构调整效 应”，即政府财政支出不仅优化了三次产业之间的资源配置方式，而且改进了三次产业内部的资源 配置方式。在利用市场机制配置资源的条件下，政府财政支出推动生产要素流动的根本动机在于 遵循比较优势原理，通过要素流动来改进生产要素的禀赋比较优势，改善资源配置结构，提高生产 要素的边际回报率。林毅夫、蔡昉和李周(1999)在系统解释我国传统 计划 项目进度计划表范例计划下载计划下载计划下载课程教学计划下载 体制的内生性时曾提 出，作为传统体制的一部分的财政体制也是内生于重工业优先发展的赶超战略。我们赞同这一观 点，并且更进一步地认为我国市场经济体制下的财政体制是内生于市场化带动新工业化的发展战 略之中，而财政支出的“结构调整效应”正是此种发展战略实施过程中的重要组成部分。换言之， 改革开放之前形成的背离比较优势的产业结构以及各种生产要素的价格扭曲，正是通过包括财政 支出手段在内的各种政策手段①的实施得以矫正。 在广义矩估计中，对第一产业而言，财政支出规模对于资本要素积累率的影响是负向的(系数 分别为 γ11 × ρ15 = － 0. 021) ，财政支出规模对于劳动力要素积累率的影响也是负向的(γ12 × 15 = － 0. 188) ，因此可以认为第一产业政府财政支出规模对于劳动力要素积累率的负向影响要大过对 于资本要素积累率的负向影响。在这里需要说明的是，我们国家的政府财政支出分类中，有专门用 于农业的支出(支农支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费等) ，本文之所以没 99 2012 年第 1 期 ① 从经济体制改革的实践来看，矫正产业结构扭曲的政策手段有很多，但基本手段仍是产业政策，包括财政手段、金融手 段、物资供应手段、外贸外汇手段、行政审批手段和信息发布手段等。 有选择该支出项目作为变量，主要是有如下考虑:此处考察的重点在于通过检验政府生产性支出对 于三次产业结构调整的影响，来分析政府生产性支出作为公共品提供的性质和影响，并进而将政府 财政支出规模对于三次产业产出、资本要素积累和劳动力要素积累的影响进行横向对比，因此就需 要统一变量。就这种处理方式而言，无疑将会低估政府财政支出对于农业产出和生产要素积累的 整体影响，但却能够更准确地比较生产性支出对于三次产业的影响。从建国之后一直到改革开放 将近三十年的时间里，我国都在致力于推行重工业优先发展战略，为了保护重工业并推动其发展， 国家通过 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 安排实行了农产品、劳动力和原材料的低价政策，这种价格扭曲被制度化，其结果是 长久以来农产品价格过低，农业生产效率低下。1978 年末改革开放以来，政府将农民只能居住在 农村，并从事农业生产的户籍和职业的双重管制改为单项的户籍管制，大量农民涌入非农产业，而 这种就业结构转换为非农产业提供了大量劳动力，推动了二三产业的发展。在这样的大背景下，农 业人口向非农产业转移直接影响了农业的劳动力要素积累。 表 3 政府财政支出结构调整效应估计(1979—2008 年)① 系数 第一产业 第二产业 第三产业 OLS GMM OLS GMM OLS GMM γ j1 0. 23＊＊ (2. 46) 0. 11＊＊ (2. 16) 0. 33＊＊ (2. 66) 0. 50＊＊ (1. 88) 0. 39 (1. 32) 0. 13 (1. 21) γ j2 0. 78＊＊ (2. 84) 0. 48＊＊ (2. 61) 0. 12 (1. 07) 0. 44* (1. 46) 0. 26 (1. 21) 0. 25 (1. 39) γ j3 － 0. 16* (－ 1. 76) － 0. 34＊＊ (－ 1. 96) 0. 15* (1. 54) 0. 26* (1. 64) 0. 09* (1. 59) 0. 09 (1. 12) ρ j5 － 0. 26＊＊ (－ 2. 63) － 0. 19* (－ 1. 73) 0. 36 (1. 33) 0. 21＊＊ (2. 58) 0. 12＊＊ (2. 63) 0. 76＊＊ (2. 12)  j5 － 0. 19＊＊ (－ 2. 15) － 0. 41＊＊ (－ 2. 45) 0. 28＊＊ (1. 96) 0. 33＊＊ (2. 01) 0. 24＊＊ (2. 76) 0. 51＊＊＊ (3. 72) 一阶序列自相关检验 P 值 0. 07 0. 08 0. 04 0. 05 0. 04 0. 08 二阶序列自相关检验 P 值 0. 01 0. 86 0. 02 0. 57 0. 01 0. 75 Sargan 检验 P 值 1. 00 1. 00 1. 00 联合显著 Wald 检验 0. 00 0. 00 0. 00 Adj． R2 0. 71 0. 74 0. 75 0. 76 0. 71 0. 72 D． W． 1. 83 2. 13 2. 05 2. 03 1. 91 1. 95 注:(1)Sargan 检验 p 值均在 1. 000，表明工具是整体有效的;(2)模型整体在 p = 0. 001 水平上通过 Wald 检验;(3)回归系数下 方括弧内为 t 统计量;(4)* 、＊＊和＊＊＊分别表示 10%、5%和 1%的显著性水平;(5)限于篇幅，国内生产总值、外商直接投资、城市化 水平、居民储蓄率和人口增长率等变量的系数值及统计量值并未列出，如需要可向作者索取。 财政支出规模对于第二产业生产要素积累的影响趋势较为明显，政府财政支出规模对于资本 要素积累的影响是正向的(γ21 × ρ25 = 0. 106) ，政府财政支出规模对于劳动力要素积累的影响也是 正向的(γ22 × 25 = 0. 147) ，这可以从我国经济改革的发展历程中得到证明。始于 1978 年末旨在 001 石 奇、孔群喜:动态效率、生产性公共支出与结构效应 ① 尽管 DW 检验值介于 1. 02 和 2. 98(= 4 － 1. 02)之间，说明不存在一阶序列自相关，但模型存在高阶自相关时，本身不能 够用杜宾—瓦特森检验法进行自相关检验。同时，如果模型的解释变量包括内生滞后变量时，杜宾—瓦特森检验法也不适用。因 此，我们进一步给出了二阶自相关检验值。 构造新经济体制的经济改革，其初衷就是希望从根本上改变新中国建国之后长期推进重工业优先 发展战略所造成的诸多不利局面，并解决微观经营主体效益低下、生产积极性匮乏的问题。因此， 我国改革开放以来的经济体制改革的内容，不论是旨在激发企业、劳动者等微观主体生产积极性的 微观经营机制改革，还是旨在优化生产要素配置、充分发挥资源禀赋优势的资源计划配置制度改 革，其目的都在于推动资源配置的市场化进程，进而带动工业化进程。可以说，中国经济三十多年 的经济体制改革，中心任务就是通过市场机制来优化资源配置，而工业化发展战略乃至我国当前加 工工业生产方式的形成都是市场化配置资源方式的必经阶段。 与第一产业、第二产业不同的是，政府财政支出对于第三产业生产要素积累影响的经验模型绝 大部分系数未能通过检验。也就是说，这一结果意味着在我们的理论分析框架下，中国政府财政支 出未能够在第三产业内部形成公共品供给，从而不能够通过公共品供给的“结构调整效应”来促进 第三产业生产要素积累。这一结果是如何产生的呢?我们认为，造成这一结果的根本原因在于，本 文所刻画的政府财政支出带来公共品供给，进而形成公共品供给的“结构调整效应”来促进生产要 素在三次产业之间以及同一产业内部各个行业之间的流动的过程，隐含了一个基本的前提假设，即 事实上是政府财政支出中的生产性支出，通过本文所刻画的公共品供给机制，来直接推动社会物质 资本和人力资本生产过程，达到促进生产要素优化配置的目标。基于这样一个基本的前提假设，我 们在选取生产性支出的过程中，选择了财政基本建设支出、财政教育支出和财政科研支出这类能够 直接形成物质资本、人力资本的政府公共支出。 3.“结构调整效应”是“租金效应”诱导出的结果 改革开放之初，我国产业政策的着眼点是改进经济效率，建立合理的激励机制，从而最终达到 调整产业结构、优化资源配置的目标。政府财政支出的“结构调整效应”不仅加速了三次产业之间 生产要素的流动，而且优化了不同阶段三次产业内部生产要素的合理配置，资本生产要素积累和劳 动生产要素积累在一定程度上实现了资源禀赋的比较优势，因此在一定程度上可以说财政支出的 “结构调整效应”是推进产业结构调整、资源优化配置的重要途径。从宏观层面来看，政府财政支 出能够在三次产业之间和三次产业内部产生“结构调整效应”，优化资源配置;从微观产业层面来 说，政府财政支出能够促进特定行业产生“租金效应”，也就是说政府财政支出在行业层面短期内 可能并不能够产生明确的正向促进，但从中长期来看，由于政府财政支出的投入方向多集中在科 技、研发、教育等部门，这类部门能够产生具有广泛溢出效应的公共品供给，而这类公共品供给能够 显著推动特定产业的发展。 表 4 给出了从 1994—2008 年十四年间制造业 28 个行业资本生产要素积累和劳动生产要素积 累的平均增长弹性系数(二者的增长率与财政支出规模增长率之比)。我们不难看出无论是制造 业总体，还是 28 个制造业分行业，资本生产要素积累和劳动生产要素积累的平均增长弹性系数总 体上存在相似的变化趋势。以制造业总体为例，资本生产要素积累的平均增长弹性系数从 1994— 1998 年的 － 4. 3，增加到了 1999—2003 年的 － 1. 36，再增加到了 2004—2008 年的 4. 04。制造业资 本生产要素积累平均增长弹性系数的变动趋势说明了财政支出引致的资本生产要素积累增长率在 开始阶段是负向的，而后逐步变成了正向，也就是说在前期阶段财政支出抑制了资本生产要素的积 累，后期又促进了资本生产要素的积累，制造业劳动生产要素积累同样符合这样的一个变动趋势 (尽管变动的幅度比资本生产要素要小得多)。 为什么制造业资本生产要素劳动生产要素的平均增长弹性系数会出现这样一个先减后增的变 化趋势呢?首先，初期阶段财政支出抑制了资本生产要素的积累的结果，其实正是证明了财政支出 对于制造业内部分行业生产要素的“结构调整效应”的存在。在我国经济体制改革的初期阶段，财 政支出带来的生产要素流动，必然会导致无论是资本生产要素还是劳动力生产要素都将通过流动 101 2012 年第 1 期 表 4 生产要素积累的平均增长弹性系数:1994—2008① 行业 dGK /dGS dGL /dGS 1994—1998 1999—2003 2004—2008 1994—1998 1999—2003 2004—2008 I － 4. 03 － 1. 36 4. 04 － 0. 02 － 0. 49 1. 73 I1 － 4. 25 － 0. 41 3. 27 － 0. 47 － 0. 63 1. 86 I2 － 13. 15 － 1. 61 2. 42 0. 24 － 0. 43 1. 51 I3 － 9. 37 1. 22 2. 91 － 0. 52 － 0. 36 0. 94 I4 － 1. 80 12. 01 3. 07 0. 45 － 0. 33 － 0. 89 I5 － 2. 32 0. 34 0. 22 0. 39 － 0. 68 1. 07 I6 － 1. 99 0. 88 2. 54 0. 50 － 0. 25 2. 35 I7 4. 32 － 2. 62 2. 95 － 1. 15 － 0. 57 1. 89 I8 － 0. 96 － 0. 68 3. 38 0. 79 － 0. 62 2. 56 I9 － 42. 28 － 2. 52 4. 24 0. 00 － 0. 46 4. 53 I10 － 6. 28 － 2. 77 3. 30 － 0. 59 － 0. 71 0. 92 I11 － 5. 56 － 0. 52 2. 94 0. 31 － 0. 48 0. 80 I12 10. 56 2. 63 1. 88 － 2. 23 － 0. 16 1. 08 I13 0. 15 － 3. 01 3. 83 － 0. 21 － 0. 44 0. 83 I14 － 8. 21 － 0. 26 4. 47 － 0. 26 － 0. 49 1. 35 I15 － 3. 72 1. 64 3. 58 － 0. 78 － 0. 24 1. 43 I16 5. 92 － 4. 78 0. 65 － 0. 67 － 1. 02 0. 47 I17 － 1. 89 － 1. 36 1. 72 0. 00 － 0. 49 0. 81 I18 2. 08 － 0. 21 3. 53 － 1. 20 － 0. 52 2. 55 I19 － 0. 14 － 1. 56 6. 27 － 0. 91 － 0. 49 0. 51 I20 － 9. 77 － 3. 60 3. 18 0. 00 － 0. 36 0. 77 I21 1. 47 1. 50 5. 99 0. 00 － 0. 06 1. 20 I22 2. 65 1. 28 5. 12 0. 23 － 0. 71 2. 89 I23 － 2. 41 － 0. 58 5. 15 1. 27 － 0. 64 1. 71 I24 － 5. 91 1. 60 4. 49 － 0. 51 － 0. 61 1. 73 I25 － 4. 67 － 1. 50 5. 11 － 1. 10 － 0. 24 1. 62 I26 1. 20 － 0. 50 6. 02 － 0. 71 － 0. 46 2. 58 I27 － 7. 79 － 1. 20 2. 31 － 0. 84 － 0. 06 3. 84 I28 8. 33 － 0. 48 6. 87 0. 67 － 0. 68 2. 94 注:本表以 1994 年不变价格计算。 来获得更为优化的资源配置方式，在生产要素流动的过程中将会显示出平均年度弹性系数为负的 结果。当到了我国经济体制改革中后期阶段，资本和劳动力的流动趋于稳定，生产要素的资源优化 201 石 奇、孔群喜:动态效率、生产性公共支出与结构效应 ① I1—I28 代表行业如下:农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草制品业、纺织业、纺织服装、鞋、帽制造业、皮革、 毛皮、羽毛(绒)及其制品业、木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业、家具制造业、造纸及纸制品业、印刷业和 记录 混凝土 养护记录下载土方回填监理旁站记录免费下载集备记录下载集备记录下载集备记录下载 媒介的复制、文教体 育用品制造业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业、医药制造业、化学纤维制造业、橡胶制品业、塑料制 品业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、金属制品业、通用设备制造业、专用设备制造 业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、通信设备、计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化、办公用机械制造 业。 配置在不同行业之间得以实现，两类生产要素的平均年度弹性系数变为正，表明政府财政支出的 “结构调整效应”产生效果。其次，政府财政支出不仅促进了两类型生产要素在制造业内部不同行 业之间的流动，更重要的是，政府财政支出提供的公共品供给具有明确的“租金效应”。从制造业 分行业的计算结果来看，除了极个别的行业呈现出生产要素平均增长弹性系数为负的结果，几乎所 有的制造业分行业生产要素平均年度弹性系数都为正，这说明我们国家制造业从中长期来看，政府 财政支出对于制造业的发展的推动效果明显。通过中央和地方两级的直接财政支出、财政拨款、财 政安排贷款等方式，政府对不同制造业行业进行有计划的扶持，不仅能够促进各种生产要素在遵循 比较优势的原则下自由的流动，而且还能够对特定行业形成“租金效应”，从而进一步推动其发展。 四、结 论 在一定时期内政府通过其支出规模与支出结构体系的变化，影响生产要素在不同产业部门形 成积累与重新分配，从而影响不同产业的发展及产业结构的替代与变迁，从要素积累的角度来看， 会产生特有的结构效应:政府通过财政收入与支出手段干预经济运行，提高了社会资源的配置效 率。如政府通过公共基础设施投资支出，可以直接增加社会固定资本;通过公共教育支出增加社会 人力资本，带动相关部门劳动力就业，并在社会再生产中产生新的积累结构。政府支出引发的要素 积累对不同产业部门产生不同的影响，从而导致产业发展程度的差异与产业结构的变迁。 本文对我国的产业结构效应与经济总量效应之间的关系进行实证研究，可以得到以下几点明 确的结论: 1. 我国的转轨经济中存在着一种机制，使产业结构与经济增长之间具有共同的随机变动趋 势。尽管我国经济增长与产业结构变动都不具有平稳性，但长期而言二者在统计上是高度相关的， 通过调整和优化产业结构从而控制经济增长的产业政策在我国是积极有效的。 2. 我国以高度集中的资源配置模式推动的重工业优先发展战略，在实现了加速发展重工业的 预设目标的同时，付出了经济结构严重扭曲和微观效率极端低下的代价。但是，在以市场取向的经 济转轨过程中，从中央政府到各级地方政府的很大一部分公共支出投入到了基础设施和公用事业 部门。其中直接介入和作用于经济活动的包括:农业基础设施、江河治理、城市公用设施、邮电通 讯、能源工业(电力、石油)、基本原材料工业(钢铁、有色)以及交通运输业(高速公路、航运)、科技 开发与应用研究、职业教育、支柱产业投资、金融保险业和高新技术产业扶持，等等。这种公共品投 入和供给机制极大地改进了被高度扭曲的要素市场，促进了资源和生产要素的优化配置，提供了我 国经济长期增长的动力