公共资本增长效应的区域与时段差异及其决定因素分析

公共资本“增长效应〞的区域与时段差异及其影响因素感谢早稻田大学政治经济学术院薮下史郎教授的对文章初稿的感谢早稻田大学政治经济学术院薮下史郎教授的对文章初稿的指正，感谢重庆大学汪锋博士慷慨地分享了局部的重要数据，文责自负。基于省级面板数据的实证研究摘要：本文实际测算了省级层面的资本和公共资本存量数值，探讨了公共资本在解释区域增长差异中所起到的作用，以及改革后其对产出奉献率的动态变化。通过采用面板数据的分析方式，本文发现由于区域要素资源禀赋差异、经济战略和开展水平的差异，公共资本的边际产出弹性呈现区域差异的特征，东部地区公共资本的产出弹性显著低于中西部地区；伴随着改革的深入和经济水平的开展，公共资本的产出弹性呈现下降趋势；公共资本的总体“增长效应〞是正向的，主要通过对资本形成的“挤入效应〞来实现；财政分权、开放度、地方政府干预程度和市场化进程等体制性变量有助于解释公共资本形成与累积的区域和时段差异。关键词：公共资本增长效应区域和时段差异面板数据GrowthEffectsofPubliccapitalandDeterminants:TestusingprovincialPanelDataofChinaAbstract:ThisarticleestimatesprovinciallevelthedatacapitalstockandpubliccapitalstockofChina,explainsterritorialandperiodicaldifferencesroleofpubliccapital,anddiscussesthedynamicalchangeincontributionrateofpubliccapital.Usingpaneldatafromprovinciallevel,thefollowingconclusionsarefound.Marginalproductivityofpubliccapitalhascharacterofterritorialdifferencesduetoendowments,developmentstrategiesandeconomicconditions,whichislowerfortheEasternareathantheMiddleareaandtheWesternarea.Thedynamicalchangesofpubliccapital’smarginalproductivityshowdecliningtrendwiththeeconomyreformgoingin-depthandeconomicdevelopment.Totaleffectstoeconomicgrowthbypubliccapitalispositive,whichiscarryingoutbythefavorable“spill-over〞effectstotheformationoffixedcapital.Besides,institutionalvariables,suchasdecentralizeddegree,opennessindex,intensityoflocalgovernmentinterventionandextentofmarket-orientedreformetc,haveabilitytoexplaintheterritorialandperiodicaldifferencesinpubliccapitalformation.Keywords：PubliccapitalGrowtheffectTerritorialandperiodicaldifferencesPaneldata一、引言：公共资本作用于经济增长的内在机制Gramlich〔1994〕在一篇综述性文献中认为，尽管既有的大多研究说明，公共资本本文指根底设施投资或公共部门固定资产投资形成的资本，具体口径与测算方式见文章内容。的总量、结构和效率能够深刻地影响企业的投资行为和政府的支出决策，而且能够对产出带来显著的影响，如美国70年代私人投资产出增长率的下将应该归咎于公共资本的短缺〔Aschaner，1989〕，也有其他学者认为拉美国家80年代债务危机期间增长乏力同其根底设施总量低于合意水平有着莫大的关联。但是许多学者在研究经济增长的源泉问题时，却大多忽略了公共资本的作用。从理论和实证层面上深刻解析公共资本的增长效应的内在机制，不仅能够为政府决策提供有效的理论框架和经验依据，而且也有助于更详细地探讨经济增长的内部机制。特别是对具有开展中国家和转型国家双重特征的中国而言，重视公共资本累积有本文指根底设施投资或公共部门固定资产投资形成的资本，具体口径与测算方式见文章内容。不过公共资本的增长效应的在实证层面是模棱两可的。众所周知的凯恩斯主义学派认为政府投资会对私人投资产生明显的“挤出效应〞。在Barro(1990)，BarroandSala-i-Martin(1992)，Aschauer(1989,2000)等系列的文献中，政府的公共资本却被视为决定长期经济增长和产出水平的重要变量。无论是以流量形式存在的政府的产出性效劳〔productiveservice〕，还是作为政府公共资本存量形式引入到企业的生产函数中，都会得出公共资本的正向溢出效应〔spillovereffects〕。Aschauer(2000)的跨国分析〔样本国家为46，区间为1970－1990〕的结果来看，10%的公共资本的增加会带来产出以年均0.15%的速度增加；认为10％的债权融资增长能够导致人均产出0.3%的下降。过度的公共资本累积又会由于其资源的占用对于产出的增长带来负向的作用。公共资本质量和效率的提高对于产出有着微弱的正向促进作用(1%)。Heijdra等〔2002〕也以动态世代交迭模型为分析框架，认为公共投资长期内能够有效的刺激私人资本形成，产出增加，以及工资率的提高。但是取决于将公共资本作为存量还是流量引入到模型中。存量模型中，由于资本的所有权随着年龄不断变老，工资不断提高，公共资本的代际福利效应分布呈现不均衡状态。Aschauer(1989，2000)认为研究此问题时，细分政府的投资领域非常重要，如公共设施，道路建设等与私人投资互补，从而促进私人部门的投资；而另一些政府支出，如国防等那么可能对于私人投资存在“挤出效应〞。国内学者也开始关注我国的公共资本问题，如戴园晨〔2003〕，马栓友〔2003〕，中国社会科学院课题组〔2004〕，庄子银〔2003〕等都得出了公共资本与民间投资互补的结论。值得提及的是张军〔2007〕和郭庆旺等〔2006〕的相关研究，认为我国公共资本对于民间投资的拉动效应尤为明显，不仅是引导民间投资结构优化的重要手段，而且也是实现经济快速增长的一个重要推动力。毫无疑问，上述研究对于理解中国转型期的公共资本支出和根底设施领域的投资能否有效的引起私人投资的“汲水效应〞，进而促进经济增长，提供了很好的启示。国内学者对公共资本的产出弹性的实证分析主要集中于两种方法：〔1〕效仿Aschauer〔1989，2000〕的方式采用C-D函数形式，如马栓友等〔2000〕，缪仕国等〔2006〕，郭庆旺等〔2005〕。〔2〕时间序列分析，协整和VAR分析等，如郭庆旺，贾俊雪等〔2006〕。当然国外的研究还考虑采用超越对数或者本钱函数的实证方法。一个较完善的实证分析参加范九利等〔2004〕。国内学者的研究更多集中于总量的数据的分析。较有启示意义的是张晏、龚六堂〔2006〕和汪锋等〔2006〕的分区域的研究方法，能够结合我国经济开展的“梯度〞非均衡战略和体制背景深入探讨我国的经济增长问题。各区域的经济根底、制度变迁的差异、以及地理位置的不同很可能会造成公共资本对经济增长的作用机制存在很大不同。仅仅从总量数据得出的结论往往是有偏的，无法揭示经济体内部的开展规律。本文拟考察公共资本“增长效应〞的区域差异和时段差异，进而梳理公共资本对经济增长的作用机理，为调节公共资本存量和流量提供相应的理论依据。本文将分区域和时段对公共资本的以下机制进行讨论。总结国内外研究可以发现，公共资本可能以下渠道对经济增长产生作用：〔1〕全要素的提升效应。导致全要素生产率增加，进而促进经济增长；如CatherineLynde〔1993〕，Deno〔1988〕，verberg〔1997〕。〔2〕投资的“外溢效应〞。这里包含两方面的影响。首先，投资的“汲水效应〞。流量公共投资的增加可以减少私人投资对于公共根底设施的“拥挤程度〞，从而增加投资的边际产出，刺激民间投资的增加。政府投资于根底设施，公共资本存在较强的溢出效应〔spillover〕。Erenburg(1993)认为公共资本同私人投资呈正向相关关系。如Erenburg(1993)，Everaert(2003)，Heetal.(2004)，Ljungwall(2005)。其次，流量的公共投资对于私人投资也存在“挤出效应〞，也有研究认为，政府投资可能会影响私人投资的本钱，从而影响私人投资的决策行为。主要是由于以下原因：首先在某些领域，公共投资和私人投资存在较明显的竞争关系，如可以引入民营化的一些工程，从而导致原材料价格上涨，从而导致投资本钱的上升，进而降低私人投资的动力；其次，由于私人投资和公共投资在融资条件方面也存在竞争关系，使得公共投资的增加，导致政府资金需求增加，从而拉升利率，造成私人投资的萎缩。〔3〕公共资本的拥挤效应，Fisheretal.(1998)认为公共资本对私人资本的作用伴随着拥挤程度不同而消涨，Glommetal.(1994)那么认为公共资本的配置效率同拥挤效应无关。〔4〕劳动力供给的跨期“替代效应〞和劳动与其他两种资本的反响机制〔feedback〕。Buffie(1995)和ManuelPina(2005)分别探讨了上述两种情形。〔5〕通胀的影响机制。Buffie〔1995〕认为即便均衡公共资本存量下跌，虽然会对产出造成冲击，但是在跨期替代弹性不是很大的情况下，私人投资仍然可能会上升，但是从长期来看，会导致通胀。〔6〕其他变量。Kamps(2004)总体上看，公共资本能够有效的促进资本累积与产出增加，但是政府征收总量税还是扭曲税收对产出和私人投资分别有着积极和消极的影响。此外，还有消费弹性对公共资本产出弹性的影响等，见郭庆旺、贾俊雪〔2006〕。本文将按照上述机制细分公共资本与“经济增长〞的互动机制，并分区域和时段探讨中国的特征事实。不过，需要注意的是，既有研究大都借用国外的研究框架分析，考虑的是完全竞争均衡的状态如郭庆旺，贾俊雪等〔2005〕的分析框架。，而较少考虑转型期中国的经济增长说内涵的特质。但是既有的研究多采用中国的总量数据，忽略了中国经济开展的非均衡战略造成的东中西部的差距，无法揭示公共资本伴随着体制改革的深入对经济增长的影响模式的动态变化过程和内在机制；对中国实证检验的结果需要更为深入透析中国的特征事实，从而揭示内部规律，进而为决策提供合理的理论支持。其次，上述研究多采用流量的政府投资数据，而不是采用存量的公共资本数据，如果不加考虑的引入到Cobb-Douglas模型会产生设定错误；并且，Cobb-Douglas模型的设定方式过于简单，无法揭示各要素变量间的互动机制。特别是考虑到简单的C-D函数无法区分公共资本的“投资外溢效应〞，“劳动的跨期替代效应〞等，所获取的实证结果不是公共资本的“净产出效应〞，用其简单化的理解公共资本的产出效应，是有偏差的。最后，对我国公共资本和资本累积之间的关系缺少内在机制性的描述，而集中于两变量简单因果关系的探讨。而且，对公共资本累积的影响因素和体制背景缺少必要和深入的分析。本文在实证方面，将比拟C-D函数和超越对数两种回归形式的估计结果如郭庆旺，贾俊雪等〔2005〕的分析框架。超越对数的优点与详细说明可以参见陈玉宇等〔2006〕。文章首先估算了各省的资本存量和公共资本存量。然后，借助超越对数函数的计量模型形式，采用省级面板数据，实证分析了公共资本对经济增长的影响机制。结果发现，在兴旺的东部地区，民间资本的产出弹性远远高于公共资本的产出弹性，东部的公共资本产出弹性低于中西部地区。而且文章也发现公共资本变量也是解释区域经济差异和非收敛均衡的重要变量。然后文章从改革开放后的时间区间内分段检验了公共资本的产出弹性。在此根底上，我们归类要素变量、体制性因素变量和其他宏观变量对公共资本的形成因素进行了分析。发现体制性因素中的开放度、市场化指数和财政分权指标都有着很强的解释能力，并且印证了本文提出的四个假说。文章结构如下，第二局部构建了企业部门和政府部门的跨期模型，从理论层面分析了公共资本、资本存量和经济增长的内在机制；第三局部实际测算了省级层面的公共资本存量和资本存量；第四局部进行了数据处理，讨论了模型的形式；第五局部文章采用中国分省面板数据对上述理论进行实证分析，并引入了其他控制变量探讨了公共资本对经济增长的影响，并探讨公共资本“增长效应〞的内在的机制。第六局部分解了决定公共资本累积的因素分析。最后局部总结全文。二、模型构建：公共资本、资本存量与经济增长1、企业部门设定经济体的产出为资本，劳动和公共资本共同创造。生产函数为C-D函数扩展形式：(1)其中，分别表示技术进步因素，个体企业的资本，所获取的提供的有效效劳的公共资本，劳动力数量，劳动力产出弹性和资本的产出弹性。约束条件为永续盘存法的资本存量的调整方程。(2)借鉴Hayashi(1982),Heijdraetal.(2002)，的设定方式，给出资本存量的动态调整方程，其中Φ(*)为调整本钱方程，Φ，(*)为托宾q值，b为投资调整系数。考虑到转型国家的劳动力市场的特征，为简化模型进一步假定劳动的需求完全取决于两种指标的存量，即资本对劳动的替代弹性趋于无穷，而且劳动供给无穷弹性。借鉴Kalaitzidakis〔2004〕的处理方式，令，其中分别表示为劳动对于私人资本和公共资本的需求弹性，由于中国是开展中的转型经济体，这一点假设具有一定的积极意义。2、政府部门。假定政府能够维持财政收支平衡，不考虑债券发行问题，〔3〕同样给出政府的横截面条件：〔4〕〔3〕可以转化为政府公共资本累积的动态调整方程。与此同时，也将公共资本视为准公共物品，公共资本对于私人资本的外溢效应与“拥挤效应〞成反向变化关系，即，公共资本拥挤度越高，〔5〕其中分别表示对于企业s的公共资本提供数量，公共资本存量，企业s的私人资本存量和所有企业的总资本存量；表示资本的拥挤程度，其数值趋于1，表示公共资本成为完全的公共物品，而企业之间亦不存在所谓的“拥挤效应〞，当其数值愈趋近于0，说明拥挤效应愈明显。结合拥挤效应和模型的设定，公共资本的增长率可以表示为〔6〕其中，(7)企业最优化行为。设定厂商的目标为最大化其现金流，进而实现企业净值的最大化，〔7〕对于企业而言，求其最优化问题：〔8〕求其一阶最优条件，〔9〕〔10〕〔10〕给出工资的决定公式，在本模型中，由于开展中国国家的特征事实，劳动力市场的工资完全由厂商的需求决定。〔11〕给出影子价格由资本的边际产出，投资的调整本钱，资本的实际本钱等变量共同决定。〔12〕定义了资本的动态调整公式。〔11〕〔12〕〔9〕，〔10〕和〔11〕分别为最优条件，由〔12〕导出资本存量的增长率〔13〕资本的增长率为影子价格增长率和投资本钱的调整系数，减掉折旧。为了附加厂商的横截面条件，同时要求t期资本存量为零，进而停止生产，〔14〕此外，还可以构造企业的托宾q值，由于定义的凹性调整本钱函数对于It和Kt而言为零次齐次同质函数，且生产函数的技术也以拟线性形式存在，故托宾的平均q值和边际q值此时相同。见Heijdraetal.(2002)。3、均衡状态的分析〔6〕和〔13〕联立可以得到，〔15〕(11)经济实现均衡增长时需要和。此时，影子价格的变化为0，公共资本和私人资本之间的比例保持不变。可以得出动态系统的均衡解，将其在均衡点附近线性化当私人资本增长率为正时，亦即〔13〕式大于0，此时方程组存在鞍点均衡。，系统存在鞍点均衡。又由于结合我国的现实特征我国的投资率近年的快速增长已经成为不争的事实。，，故排除均衡，而保存。对落后国家的解释时，不附加的条件时，那么可以解释多重均衡状态。我国的投资率近年的快速增长已经成为不争的事实。4、公共资本与私人资本的互动机制Kalaitzidakis和Kalyvitis(2004)分析了此类模型在跨期最优而且市场出清的均衡条件下，单一均衡存在的条件分析，即当，由〔11〕式可以得出，，将其代入并满足横截面条件，可以得到，可以发现，。即横截面条件成立要求企业的资金本钱或者说边际产出要大于折旧局部。〔15〕包含了相位图中曲线的斜率，，由于，其纵轴截矩项为。同理可以从〔11〕判断，由于，可以判断在初始状态时，当，即时，增长率大于边际投资调整系数倒数和折旧率之积时(资本边际产出增长率)，曲线的斜率为负；此时，通过横截面条件〔4〕，〔14〕和调解z值，刺激私人投资的增长会使经济系统到达稳定状态。〔1〕高速增长的经济体，对应着OE之上均衡，经济体通过不断调整私人资本和公共资本的比例结构，特别是通过提高私人资本的比重，使得经济体趋于稳定状态。尽管这一调整使得增长率有所减缓，但是却利于整个经济的均衡。〔2〕对于低速增长国家，处于阶段，公共资本缺乏，提高根底设施的比重，导致z值下降，有利于经济的增长和经济系的均衡开展。此时公共资本对于私人资本的“挤入效应〞占据主导。(3)对于初始增长速度较低，但是却通过改革或者自然能源发现从而使得增长实现跳跃，由F点到E点的跳跃，那么会由一种较低的均衡A走向另一种均衡B。从而对累积了足够的公共资本，从而实现经济飞跃的开展中国的特征事实，特别是公共资本，私人资本以及产出增长的关系给出了一个统一的解释框架。FOFOBEA图1：资本存量/公共资本比例与经济增长的均衡状态通过模型分析，我们认为，在非竞争均衡的市场环境之下，公共资本和私人资本之间的关系存在多重均衡的可能。公共资本主导型和私人主导型的资本累积方式会造成均衡增长率的差异。从长期的均衡状态而言，高的公共资本投资未必能够有效的促进经济快速的增长。但是在一定区间，本文对应的区间内，公共资本的累积可能会出现缺乏。5、市场化程度与公共资本的“挤入效应〞尽管市场化程度指标存在多维度的涵义，但是由于受指标的可数量化程度影响，也为了便于简化讨论，我们考虑市场的竞争程度替代市场化程度。我们通过定义市场中厂家的数量来定义市场结构，n由1趋向于无穷，行业中拥有的厂商家数越多，市场化的程度越高。下表给出了各参数的设置，，，z的设定参照Kamps(2004)，，，，b由作者给出。校正的结果如下列图所示，纵轴表示私人资本/公共资本的比值，其取值范围为[1,10]，横轴为企业家数。校正的参数设置参数zb数值-0.13340.222y0.30.2伴随着企业家数增多，从1家的完全垄断到100家的竞争度极高的情形，尽管也意味着公共根底设施的“拥挤效应〞在增加，但是却呈现出企业“投资饥渴症〞的现象。这恰恰与中国社会科学院课题组〔2004〕的研究结论相一致。图2：市场结构、公共资本“拥挤效应〞与投资饥渴综合上述模型，可以看出：〔1〕公共资本不仅作为产出的要素促进经济增长，而且也通过经济系统调节同企业投资的关系，实现对经济增长的推动作用。〔2〕公共资本同经济增长存在多重均衡作用，但是通过横截面条件和约束条件，发现模型存在鞍点均衡。公共资本同私人投资之间存在相应的均衡调节机制。〔3〕在考虑市场结构等市场化程度时，发现竞争度的提高会造成企业投资更明显的“拥挤效应〞。本文将结合下文归纳的特征事实，一起提出相应的假说，分析我国公共资本“经济增长效应〞的区域和时段效应。三、分省公共资本存量的测度与假说的提出〔一〕变量的选择、测度与数据处理由于我国缺少对资本存量的统计数据，众多的学者对我国的资本存量进行了估计，从最早的Chow(),龚六堂和谢丹阳，比拟有代表性研究可以参考张军等(2005)，所采用的方法主要有：(1)依照投资的调整方程，进行估算，对于基期年的资本存量采用国际较为常用的方式，。为样本期间投资的年均增长率。对于这种测算方式，公共资本和私人资本的折旧率那么存在着相当大的争议，较为代表性的观点是私人资本的折旧率在=5%左右，王小鲁等(2000)；而公共资本的折旧率那么定于g=3%。上述测算方式根本得到大家的认同。但是自从进入21世纪以来，关于投资和资本形成的先进成果都将投资的调整本钱，也即本文所提出的Φ(*)，引入到理论模型和实证计量形式当中。(2)国民经济核算法，如Chow(1993)利用国民收入关系的恒等式来推测折旧额度，折旧额＝GDP－国民收入＋补贴－间接税。(3)采用分省加总从而得出全国数值。如李治国和唐国兴(2003)。〔4〕计量推算法。通过寻找变量在数据丰富年份相关关系最为密切的变量，推算出二者的经验关系，进而将这一关系应用到数据缺失的年份，这一手段较为便捷。但是很明显，缺点也是极为明显的，如果变量之间的关系在数据丰富年份发生了结构性突变，后者由于技术变迁等冲击导致变量数值的非平稳变化，必然导致估算的误差扩大，从而招致“卢卡斯批判〞〔Lucascritique〕。〔1〕投资变量的选择正如张军(2005)所指出的，对于投资的选择主要分为：(1)采用“累积〞概念，如贺菊煌(1992)，张军〔2005〕等；(2)采用全社会固定资本投资，王小鲁(2000);〔3〕采用资本形成总额或者固定资本形成总额。本文采用由?中国统计年鉴?发布的固定资本形成总额作为衡量投资I的指标。。本文采用由?中国统计年鉴?发布的固定资本形成总额作为衡量投资I的指标。〔2〕对于基年期的选择大都集中在1952年，根据不同的测算方法不同的学者得出了1952年基期不同的资本存量。这些测算结果相差较大。本文根据前文所提及的国际通用计算方式，测算基年的指标总量，。但是如前所述，我们对于资本存量引入“调整本钱〞之后，将方式〔1〕稍作调整，作为估算资本存量的方法。〔3〕投资增长速度分区间测度。本文利用1952－1966年的投资平均增长速度g=0.147来估测1952年的资本存量正如张军(2005)所指出的，对于投资的选择主要分为：(1)采用“累积〞概念，如贺菊煌(1992)，张军〔2005〕等；(2)采用全社会固定资本投资，王小鲁(2000);〔3〕采用资本形成总额或者固定资本形成总额。本文采用由?中国统计年鉴?发布的固定资本形成总额作为衡量投资I的指标。许多研究者采用1952年到2004年的投资平均增长速度，如张军〔2005〕，黎德福〔2006〕等。本文认为由于所涉及的区间过长，而且期间经过数次结构性变化，所以用来估测1952年的资本存量有失偏颇。数据来源：1953－1990年的数据取自?新中国统计资料五十五年?；由于其后发生了数据调整，1991－2005年的数据取自?中国统计年鉴2006?调整后的数据。投资品价格指数的构造方面，采用投资隐含平减指数替代固定资本投资价格指数，我们采用了与黎德福〔2006〕的计算方式，补充计算了1952－1989年的固定资本投资价格指数，1990－2005取自于?新中国统计资料五十五年?，但是文章将其统一为1952年＝1的基期的计算方式。对于基年期资本存量K0的取值，我们采取1952年的投资1952－1962年间投资的几何平均增长率，加上5％的折旧率作为分母，估算出来的初始资本存量为937.2亿元此值与贺菊煌〔1992〕所测算的数值946亿最为接近〔其为1990年价格为基准〕。，所得估计值居于张军〔2005〕的800亿元，黎德福等〔2006〕年的1740亿元，Chow(1993)的2000亿元之间。然后利用测算各年的存量数据。分别表示t期和t-1期资本存量，It为流量投资。依照，估算641.51亿元。据此，资本的估计方程化为，此值与贺菊煌〔1992〕所测算的数值946亿最为接近〔其为1990年价格为基准〕。(7)公共资本指标选择。首先需要对公共投资进行估算我国公共资本支出存在着诸多的口径：如政府预算列示的范围和数量；对现行预算中相关预算科目调整并根据市场经济条件下政府职能范围确定并测算的数量；以宽口径估算的公共资本支出，即包括地方政府建设性债务和集资和摊派投资等。但是各有其利弊。。Lingall(2002)采用政府的根本建设支出作为政府部门对于公共投资的替代变量；Teresa,G.Mila〔1996〕借助于Munnell(1990)的方式，认为政府公共投资应该理解为政府的资本性支出加上对公共资本的投资，将其来源归结于三类广义的根底设施。本文将政府的公共投资视为政府的总支出减去国防费用和行政费用根本建设支出，增拨企业流动资金，挖潜改造资金和科技三项费用，地质勘探费，工交流通部门事业费，支农支出，文教，科学，卫生支出，抚恤和社会福利救助费和政策性补贴支出。。然后依据类似于资本存量的估测，也对于公共资本的存量进行估计欢送向作者索要相关的公共资本测定方式与相关结果，限于篇幅，文章没有列出相关的数据。我国公共资本支出存在着诸多的口径：如政府预算列示的范围和数量；对现行预算中相关预算科目调整并根据市场经济条件下政府职能范围确定并测算的数量；以宽口径估算的公共资本支出，即包括地方政府建设性债务和集资和摊派投资等。但是各有其利弊。根本建设支出，增拨企业流动资金，挖潜改造资金和科技三项费用，地质勘探费，工交流通部门事业费，支农支出，文教，科学，卫生支出，抚恤和社会福利救助费和政策性补贴支出。欢送向作者索要相关的公共资本测定方式与相关结果，限于篇幅，文章没有列出相关的数据。〔8〕体制性变量的测度方式，该类型变量主要包括开放度、市场化指标、地方政府干预程度和财政分权指标等。其中地方政府干预程度指标为地方支出占该地区GDP的比值，财政分权指标为地方净转移支付占总支出的比例。市场化指标和开放度指标来自于汪锋等十分感谢汪锋博士慷慨的分享这两个重要指标的数据，为本文作者按照其测算方式提供了验证的“十分感谢汪锋博士慷慨的分享这两个重要指标的数据，为本文作者按照其测算方式提供了验证的“参照系〞。结合本文理论模型和实际测度的结果，本文提出以下特征事实和可检验的假说。假说一：相较于兴旺国家，我国的公共资本供给水平仍然缺乏，表现为公共资本的边际产出较高。伴随着改革的深入和经济水平的开展，公共资本的产出弹性呈现下降趋势。图4我国资本/公共资本与投资/公共投资指标的变化趋势分析：1952－2005上图为流量投资和存量资本相比照例的变化趋势。可以看出在60年代以后，流量的投资比率一直高于存量资本之比，到了90年代中期，高速增长的投资率和资本形成，使得二者偏离程度到达最大。而近两年，二者的比例趋于平稳。与此同时，可以比照中美两类指标的变化趋势的异同。美国的资本存量同公共资本的相比照例非常平稳。在80年代之前高于我国的此指标的水平。局部由于中国作为转型国家和开展中国家的特征事实，在1978年之前的根底设施建设本身即构成资本存量的一局部，从而造成核算上的偏差；同时也是由于在此之前，民间投资力量在经济体中的份额过少所致。然而改革开放之后，民间投资迅速增加，使得这一指标很快高于美国在50－80年代的平均水平。这也从侧面意味着进入80年代以来，快速的投资增长也带来了对公共资本的巨大需求，而当前二者的比例是偏高的，初步推测根底设施供给是缺乏的当然这一指标作为结果出现，其的变化只是一种表象，关于其深入的讨论将在下文给出。当然这一指标作为结果出现，其的变化只是一种表象，关于其深入的讨论将在下文给出。事实上，由于中国的公共资本相对稀缺，公共资本的规模远没有到达最优规模，特别是中国自1978年以来，近30年的高投资率〔见图1〕，尽管公共资本的规模有所增加，但是投资增长的速度更快，使得二者的比值远高于美国的水平通过观察图3可以很明显的印证此判断。。基于上述特征事实，文章提出以下待检验的假说通过观察图3可以很明显的印证此判断。假说二：由于要素资源禀赋差异、经济战略和开展水平的差异，公共资本的边际产出弹性呈现区域差异的特征。经济开展水平高的东部地区，由于根底设施供给较为充分，公共资本的边际弹性低于中西部地区。假说三：结合中国转型期开展的特点，公共资本的增长效应是正向的，应当主要通过固定投资的“挤入效应〞，全要素的“提升效应〞来实现，由于转型期的劳动供给相对缺乏弹性，劳动力的跨期“替代效应〞不显著。假说四：公共资本的累积受要素变量、体制性因素和其他经济因素的综合影响。公共资本的累积主要取决于地方政府的资本性支出鼓励。1994年分税制改革之后，地方政府的公共资本投入动力缺乏。其他因素，如拥挤效应〔同市场化程度紧密相关〕等也会对公共资本的“增长效应〞带来影响。四、数据处理与模型设定虽然总体宏观数据的关系分解能够为我们提供直觉上的印象，但是由于中国作为开展中的大国，区域经济开展极为不平衡。所以文章有必要对国内各区域的公共资本和资本存量之间的关系进行实证分析，从而能够为判断二者关系提供更为细节性的信息。根据各省所处的地理位置及其经济开展状况，我们将各省进行以下区分C.Ljungwall(2005)也依照此标准进行了划分，但是由于数据的可得性，其排除了北京，重庆，内蒙古，四川和西藏等地区，而且其变量都采用了流量的政府支出扣除行政管理费用。C.Ljungwall(2005)也依照此标准进行了划分，但是由于数据的可得性，其排除了北京，重庆，内蒙古，四川和西藏等地区，而且其变量都采用了流量的政府支出扣除行政管理费用。表2：各省的区域划分东部地区北京，天津，河北，辽宁，上海，江苏，浙江，福建，山东，广东，海南,广西中部地区山西，吉林，黑龙江，安徽，江西，河南，湖北，湖南西部地区内蒙古，四川〔重庆〕，贵州，云南，陕西，甘肃，青海，宁夏，新疆类似于单方程模型中的单位根问题，面板数据中的单位根同样会对检验结果带来有偏的估计结果。所以文章首先对于省级数据按照Levinetal.(2002)的面板单位根的检验方法对分省的宏观变量产出〔y？〕，公共资本存量〔pub？〕，私人资本存量〔pc？〕，劳动就业人数〔em？〕序列进行单位根检验，从而对其平稳性进行判断，其中为被检测变量，i表示横截面个数，t表示样本观测值，假定满足跨截面的独立分布。该检验的零假设〔H0〕为对于所有的i都存在单位根，都有；替代性假设为。Im-Pesaran-Shin检验和PP-FisherChi-square检验的原理与之类似，零假设为被检测变量存在单位根。下表为采用不同方法对各变量的面板单位根检验的结果。表3：各省变量的面板单位根检验〔1978-2005〕变量Levin-Lin-Chu检验Im-Pesaran-Shin检验PP-FisherChi-square检验平稳阶数LevelsFirstDifferencesLevelsFirstDifferencesLevelsFirstDifferences产出0.83-4.16***-2.99*-9.07***

26.85112.1**I(0)或I(1)就业量1.45-10.76***5.18-14.57***

60.631133.56***I(1)公共资本存量

11.35-1.61**16.98-6.67***0.94

112.57***I(1)资本存量0.66-3.33***8.42-4.44***7.28

76.44***I(1)注：1、上述样本为剔除重庆市外，其余30个省面板数据的平稳性检验。2、滞后期数的选择取决于SIC指标，滞后期为0-6期；个体截矩与时间趋势项的取舍决定于其检验效果。3、为防止计量检验中的异方差问题，本文对原始数据进行了对数化处理。4、*，**，***分别表示各变量在10%，5%和1%显著程度上通过统计检验。从上表可以看出，Levin-Lin-Chu检验和PP-FisherChi-square检验的结果较为一致，各变量在其一阶差分之后都属于平稳过程，Im-Pesaran-Shin检验那么对于GDP数据的平稳性检验较为敏感，在对GDP对数化处理后的数据进行检验时，能够较好的防止由于时间序列带来的有偏性问题，从而防止了虚假回归问题。由于转型期我国要素间替代，特别是劳动力对于资本和技术要素的替代效应十清楚显，而且大多数技术进步呈现非中性的状态，所以采用如张军等〔2005〕的形式，事实上内涵假定要素之间的替代弹性为1，将生产函数直接分析会存在一定的问题。为此文章在变量的平稳性检验根底之上，文章采用超越对数生产函数的形式超越对数生产函数模型实际上是更具有一般性的变替代弹性的生产函数模型，结构上属于平方反响面模型，相对于常替代弹性能够揭示更多的经济学含义。超越对数生产函数模型实际上是更具有一般性的变替代弹性的生产函数模型，结构上属于平方反响面模型，相对于常替代弹性能够揭示更多的经济学含义。Cobb-Douglas回归形式和分别表示产出、就业、资本存量和公共资本存量及其对应的参数，表示残差矩阵；i代表省份(i=1..30)，t代表年份〔1978－2005〕超越对数形式其中为第t年第i地区的总产出GDP；分别为第t年第i地区的就业数量，资本存量和公共资本存量；等为待估参数；vit为随机白噪音过程(whitenoise)，包括数据误差和各种不可控因素。uit为非负的随机变量,表示生产无效率项，vit和uit独立不相关且满足标准分布。3、公共资本累积影响因素的分解方程Kg，表示分省的公共资本存量矩阵，U为残差序列矩阵，X表示模型1和模型2所包含的要素性变量，资本存量K和就业数量L，Z表示体制性变量由于产出Y和公共资本Kg存在高度的相关性，而且由于模型1和模型2中所内涵的经济学涵义，如果引入产出变量Y，必然会导致多重共线性问题，所以从模型中剔除产出变量Y。Z为影响公共资本累积的体制性因素，包括政府干预性指标〔Lgi？=地方政府支出/地方产出〕，开放度指标〔Ex？〕，市场化指数〔Mi？〕，财政分权指标〔Dc？=地方净转移支付/地方财政支出〕。其中开放度指标和市场化指数相关数据的测算原理可参见汪锋等〔2006〕。五、公共资本增长效应的区域、时段差异：实证检验本局部将分别采用Cobb-Douglas函数和超越对数形式的估计形式进行实证分析，从而揭示公共资本的“增长效应〞和公共资本同其他要素之间的互动机制。〔一〕C-D模型的初步估计结果分析Cobb-Douglas函数形式被早期的文献用来检验公共资本的“增长效应〞，如Deno〔1988〕对美国的研究，，Demetriades〔2000〕对于OECD国家的研究，Kato〔2002〕对日本的研究，以及Alfredo(2003)对西班牙的研究都采用了这种形式。但是由于受到不断的批评而纷纷采用更为灵活的函数形式。为了更好地揭示公共资本对产出的作用机制，我们采用比拟分析了两种方式的估计结果。表4：C-D模型的PLS估计结果模型区域差异效应时间差异效应全国东部中部西部1978－19891990－19941995－2005常数项1.13***〔7.05〕1.05***(7.05)1.20***(5.59)-0.90***(-11.10)-4.63***(-19.30)-2.36***(-3.35)1.05***(14.42)资本存量0.28***〔7.12〕0.41***(8.81)0.27***(8.28)0.52***(9.90)0.45***(13.29)1.04***(12.83)0.21***(4.76)就业量0.095**〔2.40〕0.10***〔2.82〕0.09**(2.12)0.28***(6.20)1.61***(15.69)0.66***(2.58)-0.00(0.02)公共资本0.28***〔4.45〕0.11**(2.49)0.21***(4.11)0.43***(5.00)0.39***(6.08)-0.02(-0.16)0.51***(13.08)Adj-R20.9880.9940.9980.970.990.990.99S.E.0.0760.050.020.150.510.030.1模型类型双向固定双向固定双向固定单向固定单向固定单向固定单向固定样本观测值838336224278360150178注：***，**，*分别表示变量能够在1％，5％和10％的统计意义上通过显著性检验。上表为采用Cobb-Douglas函数导出的PoolLeastSquare形式得到的估计结果。从公共资本的区域差异效应来看，东中西部的公共资本产出弹性分别为0.11，0.21和0.43，由于公共资本的边际产出和私人资本类似存在着边际产出递减的规律。所以综合来看，西部的公共资本最为稀缺，中部次之，东部的公共资本产出弹性最小。初步印证了假说2。虽然我们无法明确得出经济开展水平同公共资本供给之间的因果关系，但是推论出公共资本的边际产出弹性同经济开展水平呈反向变化关系。尽管模型对中部和西部模型进行Hausman检验时，统计量显示存在随机效应〔Randomeffect〕，但是由于文章采用的是全国和各区域的全部样本，而非抽样分析，所以仍然采用了固定效应模型〔Fixedeffect〕〔ChengHsiao，2003〕ChengHsiao(2003)ChengHsiao(2003)认为固定效应与随机效应的选择同面板数据的选择有关，如果样本是总体样本，而不是随机抽样本时，采用固定效应更为适合，或者在截面样本大于等于30时，两种计量方式的结果较为接近。一般而言，公共资本的形成和累积同政府的资本性支出关联密切。所以文章根据中央政府和地方政府财政分权的制度演变，结合经济的结构性变化，将改革开放以来的公共资本累积分为三个阶段：〔1978－1989〕，〔1990－1994〕，和〔1995－2005〕。在第一阶段，中央政府和地方政府的财政分权体制为“财政包干〞，在此阶段，地方政府的公共资本投入的积极性非常高。在第二阶段，从1988年“财政包干〞体制进一步完善，地方经济的开展提高了地方政府的鼓励，从而也使得地方政府积极扮演“援助之手〞的角色，增加公共资本投入的鼓励很强〔陈抗等，2002；周冰等，2006〕。但是上述体制使得中央政府的支出能力日益捉襟见肘，从1994年开始实施分税制改革。分税制改革大大弱化了地方政府开展地方经济的鼓励，因为分税后的大局部增量收入需要上缴中央。不过，各项改革都有着明显的滞后性，为了更好的捕捉体制变化对公共资本时段差异效应，文章在划分时间分界点都选择在关键性改革的滞后一年。表4显示改革开放之后，公共资本的产出弹性呈现出较大的波动。在改革之初的1978－1989阶段和1995－2005年两个阶段，公共资本的产出弹性分别为0.39和0.42，能够在1％的统计意义上通过显著性检验，但是在分税制实行前的阶段〔1990－1994〕公共资本的产出弹性为负。这恰恰验证了在财政包干体制实施了一定时段之后，公共资本的投入迅速增加，出现了挤占私人投资的现象，以至于其产出弹性为负值，而且无法通过统计检验。但是在分税制改革之后，地方政府的投入积极性下降，公共资本的供给又出现相对“稀缺〞状态，公共资本的产出弹性上升到0.42。另一方面，索罗余项〔SolowResidual〕那么随着经济开展水平的提升而不断提升，不仅表现为东中西部对应的依次递减，而且从时序上看，伴随着改革的深入和经济的开展，该项数值不断增加。当然从表4还可以看出西部地区的资本稀缺性明显高于东部和中部，所对应的系数为0.52，也能够在1％水平上通过显著性检验。改革以来资本的边际产出弹性呈现倒“U〞型变化趋势，三个阶段的资本产出弹性分别为0.45，1.04和0.49，劳动的产出弹性也呈现出递减的趋势。总之，采用Cobb-Douglas函数形式导出的估计结果中可以大概发现公共资本对应地区间的经济产出有着很强的解释力，而且在统计意义上非常显著，连同其他要素能够解释不同区域和时段的产出水平和差异。虽然基于上述估计形式的过程简单直观，但是Cobb-Douglas函数形式过于简便，无法揭示各要素之间的交互作用机制。为了更好地揭示公共资本的地区差异效应和时段差异效应，我们下面将采用更为灵活的超越对数函数〔Translog〕形式进行估计。超越对数的另一优点是选取交叉积变量作为控制变量，能够较好地揭示各要素之间的互动机制。特别是有助于揭示公共资本对其他要素的作用形式，以及对产出的影响。结果如表5和表6所示。表5：公共资本的地区差异效应：超越对数形式的检验地区全国东部中部西部模型超越对数简化模型超越对数简化模型超越对数简化模型超越对数简化模型常数项0.19〔0.89〕1.7***(10.40)0.38(1.04)0.1(1.41)1.7***(2.96)1.57***(6.33)-0.33(-0.47)-0.88***(-4.58)资本存量1.53***(8.17)0.06***(1.34)035**(2.41)0.56***(12.88)1.73***(5.56)0.1(1.44)0.22(0.56)0.65***(9.02)就业量-0.95***(-6.93)0.09**(2.45)-0.04(-0.15)0.18***(12.40)-2.8***(-7.68)0.09(1.43)-1.53***(-2.63)0.23(9.02)公共资本-0.29(-1.16)-0.01(0.26)0.26(1.46)-0.03(-0.84)1.0***(2.65)0.09(1.43)2.36***(3.85)0.33**(2.68)公共资本×资本存量-0.39**(-1.77)0.07***(9.27)0.93***(4.06)0.07***(7.02)-0.56**(-1.85)0.05**(2.83)0.25(0.43)0.004(0.19)资本存量×就业量-0.08(-1.15)0.14*(1.61)-0.54***(-6.26)0.007(0.04)公共资本×就业量0.06(0.63)-0.21**(-2.05)0.29***(2.91)0.06(0.19)公共资本的平方项0.27*(1.83)-0.45***(-3.48)-0.003(-0.02)-0.6(-1.32)资本存量的平方项0.09(1.07)-0.4***(-3.62)0.38**(3.14)-0.01(-0.45)就业量的平方项0.24(8.08)0.05(1.15)0.61***(9.33)0.28**(1.91)Adj-R20.9930.990.9910.9910.990.9710.990.95S.E.0.0880.070.0650.0671.020.030.150.15模型类型FEcrossFE*FEFEperiodFEperiodFEcrossFEcrossFEcrossRE样本观测值838838336336224224278278注：***，**，*分别表示变量能够在1％，5％和10％的统计意义上通过显著性检验。按照范九利等〔2004〕的归纳，不同的学者对美国公共资本产出弹性的估计分别为0.03和0.19-0.26不等，总体上小于我国的东西部地区的公共资本弹性。间接地证明了假说1。表5比照了全国和东中西部地区的公共资本和其他要素的产出弹性，及其对产出的交互作用机制。采用了单向〔one-way〕和双向〔two-way〕的固定效应进行分析，计量方法为FGLS(Feasiblegeneralleastsquare)。文章通过在Cobb-Douglas模型的根底上增加公共资本和资本存量的交叉积变量来探讨二者的互动机制及其对产出的影响，从而判断公共资本的“增长效应〞是否主要通过其对投资的“外溢效应〞来实现？在引入交叉积变量之后，资本、劳动和公共资本的揭示力有所下降。同C-D函数类似，公共资本的解释能力伴随着经济水平的上升，解释能力呈现下降趋势。东部地区的公共资本产出弹性低于中部和西部，同样与经济开展水平呈现反向关系，支持假说2。以下文章将探讨公共资本与其他要素的互动对经济增长的影响：〔1〕对资本的“外溢效应〞。公共资本与资本存量的交叉积变量在不同的模型中，系数的符号存在很大不同，东部地区模型中，该系数为正，而且非常显著，在中部地区模型中，系数为负值，西部地区公共资本和资本的交叉积变量系数为正，但是无法通过显著性检验。说明在较为兴旺的东部地区，公共资本和资本存量之间存在较为良好的互动机制，公共资本可以通过促进资本形成来推动经济增长。但是中部地区却可能由于公共资本的供给缺乏，私人投资存在较为明显的“拥挤效应〞，而在西部地区这一机制并不明显。〔2〕公共资本同劳动力的交互作用机制在各地区差异非常明显，东部地区为正向互动，这可能与东部地区根底设施完善，劳动力的就业时机和培训水平，以及对全国人才的吸引都导致了二者能够较好的互动。但是中部地区的二者间的“替代机制〞较为明显，而西部地区此变量不够显著。〔3〕在所有的机制中，公共资本同资本存量的交叉作用机制在“增长效应〞中占据主导性，支持假说3。〔4〕资本存量和就业的互动机制对经济增长的作用为负，对应西部地区的系数不够显著。〔5〕公共资本的平方项的系数为负，说明公共资本的自我调整机制为负。综合以上分析的结论，可以发现公共资本的“增长效应〞存在较明显的区域差异，而且东部地区的产出弹性最低，支持假说1，2和3。表6：公共资本的时段效应差异：超越对数的FGLS估计结果地区1978-19891990-19941995－2005模型超越对数简化模型超越对数简化模型超越对数简化模型常数项-1.63***(-7.51)-3.3***(-8.99)1.03***(3.78)1.68***(5.44)-0.97***(-6.00)-1.39***(-8.91)资本存量0.48**(2.59)0.28(1.03)2.17***(12.79)1.09***(5.45)0.998***(5.19)0.84***(4.49)就业量1.13***(6.64)1.21***(7.66)-0.51***(-2.87)-0.25(-1.28)1.25***(10.86)1.71***(20.00)公共资本-0.14(-0.68)0.08(0.20)-2.15***(-11.51)-1.63***(-5.6)-0.95***(-4.30)-0.94***(-4.08)公共资本×资本存量-2.34***(-9.97)0.07**(0.50)-1.94***(-7.79)0.17**(2.55)0.64***(3.69)0.33***(13.80)资本存量×就业量0.67***(5.17)-0.03(-0.31)-0.42***(-4.88)-0.28***(-4.99)-0.49***(-6.89)-0.3***(-5.25)公共资本×就业量-1.42***(-8.50)0.11(0.84)0.81***(4.58)0.51***(4.86)-0.02(-0.26)-0.11**(-1.81)公共资本的平方项2.41***(13.84)1.18***(5.44)-0.23**(-2.24)资本存量的平方项0.70***(6.32)0.79***(9.46)-0.07(-0.81)就业量的平方项0.09(1.36)-0.02(-0.42)0.14***(-6.44)Adj-R20.980.990.990.990.990.99S.E.0.090.040.060.060.10.1模型类型EGLSFEc样本观测值360360150328328注：***，**，*分别表示变量能够在1％，5％和10％的统计意义上通过显著性检验。表6给出了公共资本“增长效应〞的时段差异。同样，由于交叉积变量的引入，公共资本、资本存量和劳动等单元素变量的解释能力相对于C-D模型中的情形，显著性有所下降。但是却可以将各变量的解释能力分解到不同的“渠道〞。〔1〕从超越对数模型的结果来看，公共资本和资本存量的互动机制伴随着改革的深入同经济增长的互动机制逐渐优化，从〔1978－1989〕和〔1990－1994〕两个阶段，公共资本和资本存量的互动机制未能够有效地促进经济增长，但其后其内在的影响机制日益优化，同经济增长呈现出良好的互动关系。〔2〕公共资本同劳动力的互动机制，在〔1990－1994〕阶段能够较好的解释经济增长，说明在本阶段，劳动力在根底设施的“催化〞作用之下，能够更好的发挥其要素作用。事实上，对应这段时期也是中国城市化，特别是农村劳动力向城市转移最快的一段时期。〔3〕尽管引入了交叉积变量，但是资本存量对经济增长的解释力并没有弱化，符号为正，而且能够通过显著性检验。〔4〕公共资本对经济增长的解释能力在剔除了资本和劳动对其施加的影响后，公共资本对经济增长的“净增长效应〞为负。恰恰与C-D函数所得出的结论相反，这说明如果仅仅依靠C-D函数的计量检验形式可能无法真正的揭示公共资本对经济增长的实质性作用机制。六、公共资本累积的主要影响因素前文的实证研究发现，公共资本“经济增长效应〞主要通过其对投资的“外溢效应〞来实现。那么公共资本存量的形成和累积又取决于哪些因素？本文同样采用省级层面的面板数据来分析公共资本形成的决定因素。如第二局部所论述的，因素分为三类：〔1〕要素类变量，分析决定经济增长的其他要素变量对公共资本的反向作用，包括资本存量、就业量。此处由于同时引入要素变量和产出必然导致多重共线性，所以文章此处在解释变量局部，回避了产出变量。〔2〕体制性变量。毕竟区域差异和时段差异的分析需要考虑相对应的体制背景，此处重点考虑政府干预变量、市场化指数、开放度、财政分权度等。〔3〕其他宏观变量。主要是通货膨胀率，进而验证中国是否存在Buffie〔1995〕提出的，公共资本的累积会提高通货膨胀率。Kg，表示分省的公共资本存量矩阵，X表示模型1和模型2所包含的要素性变量，资本存量K和就业数量L；Z表示体制性变量；P表示通货膨胀率。表7：公共资本形成和累积的决定因素分析地区全国东部中部西部模型单向双向双向双向常数项-0.03〔-0.44〕-0.23(-0.83)3.27***(15.12)1.69***(7.61)资本存量0.77***(69.85)0.62***(11.32)0.21***(5.91)0.36***(7.60)就业量0.05**(2.15)0.1**(2.21)-0.16***(-3.55)0.00(0.02)政府干预变量0.62***(10.23)0.996***(4.71)0.58***(2.96)0.1(1.31)市场化指数0.07***(2.59)0.26***(3.67)-0.43***(-9.42)-0.19***(-5.69)开放度指数-0.04***(-4.39)0.05***(3.48)0.03**(2.18)-0.12***(-6.62)通胀率-0.03**(-2.25)0.03(1.41)-0.04***(-2.78)-0.003(-0.21)财政分权指标0.02(4.16)0.02***(1.41)0.03**(2.22)-0.14***(-5.12)Adj-R20.970.990.9960.989S.E.0.070.060.030.05样本观测值837333226278单向FE双向EGLSHausman19.8519.650.6328.32注：***，**，*分别表示变量能够在1％，5％和10％的统计意义上通过显著性检验。对全国和东中西部地区进行面板数据分析时，如前所述，应该采用固定效应模型，而且所对应Hausman检验的Chi-Square统计量分别为19.85，19.6，50.63，28.32；拒绝了零假设。所以采用了固定效应模型，为了控制截面异方程，进行White加权处理，所对应的估计方式为EGLS。〔1〕要素性变量。从双向固定效应模型的估计结果来看，资本存量对于公共资本累积的作用都是正向的，但是东部地区的固定资本形成能够更好的拉动公共资本的形成，其系数为0.62，远高于西部的0.36和东部的0.21；与此同时，就业量的解释出现了分歧，东部地区的就业量能显著的解释公共资本的累积〔5％的显著性〕，在中部地区就业量的解释能力为负，非常显著。这说明在中部和东部，公共资本的形成机制是存在较大差异的，而西部地区的就业量对应公共资本形成没有解释力，无法通过显著性检验。〔2〕体制性变量。政府干预变量在东部地区的解释能力最强，这一方面同我们指标的定义相关，另一方面也说明在东部兴旺地区的公共资本累积更多的依赖于地方政府的支出，中部地区的解释能力仅为0.58。西部地区的模型中，该变量不够显著。市场化指数变量在东部地区为正值，市场化的进程能够较好的促进公共资本的累积，中西部地区，市场化的改革要滞后于经济增长。对应的开放度指标在中东部地区能够发挥积极作用，有效地促进公共资本累积，而西部地区由于其开放度较差，对于招商引资的根底设施和外部环境建设较为落后。财政分权改革有助于改善中东部地区的公共资本累积，但是却对西部地区的公共资本累积造成了不良影响。支持了假说4。〔3〕通货膨胀对公共资本的解释能力不够显著。在兴旺的东部地区支持了Buffie〔1995〕的公共资本快速累积会造成通货膨胀的假说。对中西部地区而言，通货膨胀不利于公共资本的累积。表8公共资本形成的时间差异效应地区全国1978－19891990－19941995－2005模型EGLSEGLSfxPLSfxPLSfx常数项-0.03〔-0.44〕-1.58***(-11.86)-1.02**(-2.04)-0.99***(-12.07)资本存量0.77***(69.85)0.44***(33.93)0.58***(14.38)0.97***(47.76)就业量0.05**(2.15)0.92***(17.62)0.66***(3.85)0.02(1.10)政府干预变量0.62***(10.23)-0.17***(-7.05)0.02(0.27)-0.11(-1.26)市场化指数0.07***(2.59)-0.03*(-1.82)-0.13***(-2.69)0.19***(3.35)开放度指数-0.04***(-4.39)-0.007(-1.35)-0.002(-0.15)0.07***(4.64)通胀率-0.03**(-2.25)-0.008**(-2.28)-0.007(-0.13)-0.01(-0.57)财政分权指标0.02(4.16)-0.00(-0.27)0.005(0.51)-0.20***(-4.98)Adj-R20.970.990.990.99S.E.0.070.030.020.04样本观测值837357150330Hausmantest19.85114.7537.01465.5注：***，**，*分别表示变量能够在1％，5％和10％的统计意义上通过显著性检验。上表给出了公共资本形成的时段差异效应。尽管从表7中给出了就业量对公共资本累积的解释能力较弱，但是这种效应是伴随着改革的逐步深入而相应弱化的，其解释能力也是逐步弱化的。市场化指数和开放度指数都是在改革初期的两个时间区间同公共资本的累积反向变动关系，但是伴随着经济的开展和体制改革的深入，两个指标同公共资本的形成呈现同向变化关系。这说明开放度和市场化程度的加深，有助于经济增长，因为前文的实证研究已经说明，公共资本的累积有助于经济增长。通货膨胀率从时间序列上看，不利于公共资本的形成。不过仍然需要认真分析财政分权指标对公共资本累积的作用。如同陈抗等〔2002〕的观点，本文也认为政府以“扶助之手〞的形式干预经济在改革时期，具有促进投资和经济增长的作用。但是1994年的分税制改革弱化了政府的“扶助〞倾向，转向于“攫取之手〞，表现为该变量的系数符号的变化。另外，还可以通过下列图来验证这一点。政府干预在〔1990－1994〕区间内不利于公共资本的形成，可能同政府对经济的支出集中于行政费用等消费性支出有关。图5：政府支出偏好结构的趋势变化图七、结论分析本文实际测算了省级层面的资本和公共资本存量数值，探讨了公共资本在解释区域增长差异中所起到的作用，以及改革后其对产出奉献率的动态变化。通过采用面板分析的方式，本文发现相较于兴旺国家，我国的公共资本供给水平仍然缺乏，表现为公共资本的边际产出较高。由于区域要素资源禀赋差异、经济战略和开展水平的差异，公共资本的边际产出弹性呈现区域差异的特征。伴随着改革的深入和经济水平的开展，公共资本的产出弹性呈现下降趋势。经济开展水平的东部地区，由于根底设施供给较为充分，公共资本的边际弹性低于中西部地区。结合中国转型期开展的特点，公共资本的增长效应总体判断是正向的，其主要通过对固定投资的“挤入效应〞来实现，由于转型期的劳动供给相对缺乏弹性，劳动力的跨期“替代效应〞不显著。公共资本的累积受要素变量、体制性因素和其他经济因素的综合影响。细分了东中西部地区，结果发现较为兴旺的东部地区，财政分权、开放度和市场化进程等体制性变量有助于公共资本的形成。而时段效应分析时，财政分权变量和地方政府干预指标的解释能力非常显著，能够解释公共资本的形成。综合来看，公共资本的“增长效应〞及其形成的影响因素和机制存在明显的“区域差异〞和“时段差异〞，本文所提出的四个假说得到了实证的支持。参考文献：AlfredoMarvãoPereiraandOriolRoca-Sagalés.,Spillovereffectsofpubliccapitalformation:evidencefromtheSpanishregions.JournalofUrbanEconomics53(2003)238–256AlvaroManuelPina,MiguelSt.Aubyn.,Comparingmacroeconomicreturnsonhumanandpubliccapital:AnempiricalanalysisofthePortuguesecase(1960–2001).,JournalofPolicyModeling27(2005)585–598Barro,R.Governmentspendinginasimplemodelofendogenousgrowth.,JournalofPoliticalEconomy98(1990),103–125.Ben,Heidra,LexMei,dam.,PublicinvestmentandintergenerationalDistribution.,JournalofEconomicDynamics&Control26(2002)707-735.BenoıˆtLeleux,BernardSurlemont.,Publicversusprivateventurecapital:seedingorcrowdingout?Apan-Europeananalysis,JournalofBusinessVenturing18(2003)81–104CatherineLynde;Richmond.,PublicCapitalandTotalFactorProductivity.InternationalEconomicReview,Vol.34,No.2.(May,1993),pp.401-414.ChengHsiao,AnalysisofPanelData(SecondEdition),CambridgeDavidAlanAschauer.,PublicCapitalandEconomicGrowth:IssuesofQuantity,Finance,andEfficiency.EconomicDevelopmentandCulturalChange,Vol.48,No.2.(2000),pp.391-406.ErenburgS.,WoharM.,“Publicandprivateinvestment:aretherecausallinkages?〞,JournalofMacroeconomics,Winter(1995),Vol.17,No.1,pp.1-30.FisherWH.andTurnovskyS.,Publicinvestment,congestionandprivateaccumulation.TheEconomicJournal,Vol.108,N0