作者：王文甫
出版社：西南财大出版社
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财政政策的区域效应研究试读：
前言
自1978年以来，中国经济保持了持续快速增长，创造了世界经济发展史上的“中国奇迹”。当探究这种“大国发展道路”背后的本质原因时，研究者发现中国的自然资源禀赋、人力资本和技术不仅远不及美欧等发达国家和地区，甚至还不如印度、俄罗斯等发展中国家，推动中国经济发展的根源在于中国所进行的一系列改革，其中地方政府行为在推动中国经济快速增长中起到了重要作用。然而，国内学者在此方面很少进行深入研究。为此，本书以财政政策的区域效应作为研究对象，研究了一个很重要的课题。本书主要内容分为以下四个部分。
第一部分是对中国省际公共资本存量估算及其经济效益的研究。本部分充分借鉴了国内外相关文献研究成果，在合理界定了公共资本的投资范围后，运用永续盘存法，构建了资本存量估算中的四个核心指标，尝试估算出了1978—2012年全国及1993—2012年31个省市的公共资本存量。通过对东部、中部、西部地区公共资本存量对其地区生产总值的协整检验，得出以下结论：东部、中部、西部地区的地区生产总值增长率、公共资本存量增长率、私人资本存量增长率三个序列变量都存在长期的稳定关系；东部地区的公共资本产出弹性为0.345 2，较为显著；中部地区的公共资本产出弹性为0.019 3，并不显著；西部地区的公共资本产出弹性为-0.158 3，显著为负；东部、中部、西部各地区私人资本存量的产出效应分别为0.563 3、0.517 4和0.590 8，三者较为接近且都较为显著。由此可见，就公共资本和私人资本的平均效应而言，基于不同区域的相关数据，其估计的结果也具有较大的差异性。私人资本的产出弹性大于公共资本的产出弹性，即私人资本对经济增长的拉动作用远大于公共资本对经济增长的拉动作用。各区域和各省市的经济发展差距并不完全是由国家公共资本的投资差异导致的，主要是由于地理位置、市场条件、人力资源和投资环境的差异导致了各省市之间所吸引的私人资本存量和资本利用效率存在较大差异，从而导致了各地区之间以及各省市之间的经济发展水平产生了较大差距。
第二部分是在分权视角下对我国财政支出的收敛性研究。本部分基于我国大陆地区30个省级行政单位面板数据（海南除外），对我国财政支出收敛性进行了实证分析。结果证明，分税制实施以来，我国财政支出呈现出显著发散特征，在控制财政分权、经济发展水平和产业结构等变量时，我国财政支出呈现出条件收敛特性。本书进一步比较了不同地区财政支出收敛特性，发现受益于西部大开发等区域经济协调发展政策的影响，西部地区财政支出条件收敛速度远大于东部和中部地区；同时，由于西部地区产业结构落后，经济结构调整对促进本地经济发展边际效应高，西部地区产业结构升级和经济发展对财政支出的弹性系数大于东部、中部地区；财政分权有助于促进西部地区财政支出收敛，但对东、中部地区财政支出收敛没有显著影响。
然后，基于全国和三大经济区域样本数据，对财政分权与财政支出结构收敛的关系进行了实证分析。分析发现，就财政支农支出而言，在1994—2010年间，东部地区财政支农支出呈现发散特征，而东部和中部地区财政支农支出具有显著收敛特性，财政分权度的提高抑制了东部地区财政支农支出增长，但对中部和西部地区财政支农支出没有显著影响。就科教文卫等基本公共服务支出而言，自1994年分税制改革以来，我国财政用于教育、医疗卫生和文化事业等基本公共服务领域的支出无论是在全国各省份之间，还是三大经济带内部不同省份之间，均呈现出发散特性。财政分权对西部地区增加科教文卫投入具有激励作用，但其对东部地区和中部地区的激励作用并不明显。分税制改革以来，我国行政管理费用支出同样呈现出不断扩大趋势，且中部地区行政管理费用支出发散速度远大于东部和西部地区。财政分权有助于东部地区减少预算内行政管理费用支出，却为西部和中部地区地方政府官员增加行政管理费用支出提供了动机激励。
第三部分对地方政府支出与经济结构失衡进行了探讨。本部分从地方政府的视角对中国结构失衡问题进行了探讨。一方面，利用中国省级年度数据分析，发现由地方政府支出有偏性而促使其投资占比的上升与经济结构失衡这两类现象并存。另一方面，借鉴动态随机一般均衡模型分析框架，揭示了这两个现象是否存在内在逻辑关系。通过分别对大企业的模型、中小企业的模型、粘性价格模型三种模型经济进行模拟，并比较分析发现，这两类现象之间存在一种逻辑关系。研究发现，地方政府行为对经济结构失衡的机理如下：一是由于地方政府盲目追求经济发展和税收收入最大化，于是一方面，它们突出表现为支出的有偏性，偏重于生产性支出而增加政府投资，通过既推动总需求，又促进供给能力的提高，以促进经济发展；另一方面，由于政府投资的正外部性因素存在，企业投资效率提高，从而促使了企业投资增加。二是地方政府想尽办法招商引资，给予优惠政策支持。其中，大企业更容易受到它们的青睐，得以融资，而中小企业则存在融资约束。于是大企业的投资会增加，带动了短期内经济总量和税收的较大幅度的提高。三是由于实体经济中金融摩擦的存在，经济高涨会使企业的风险贴水减低，促使社会投资水平的提高。因此，地方政府投资增加，通过以上三种机制的共同作用引致了社会投资较大幅度地增加，国民收入更倾向于资方，而不是劳方，于是消费者收入随时间推移增加较为缓慢，最终导致了社会投资率上升、劳动收入比的下降和居民消费率的减低，加剧了结构失衡问题。
第四部分就我国税收结构对投资的影响效应进行了实证研究。税制结构成为这部分研究所选择的对象，具体是关于税制结构对投资的影响效应的实证研究。这部分主要是将国民经济按照东部、中部、西部划分，分区域进行税制结构与社会固定资产投资的相关研究。首先，从检验判断税制结构对投资产生的实际影响的角度出发，采用1999—2011年以来的相关样本数据，主要运用了统计基本分析法以及动态均衡分析的方法，进行了较大规模的计量模型研究，探讨了直接税和间接税的占比，增值税、营业税、消费税、个人所得税和企业所得税在总税收收入中的占比，以及历年来税收对固定资产投资率所产生的实际影响。研究结论显示：1999—2011年，直接税占比的不断增加带动了固定资产投资在国内生产总值中占比的增加，直接税的增加能够促使投资在国民经济中发挥积极的作用。就国民收入分配理论而言，间接税占比减少意味着政府从企业缴纳的税款减少，企业作为投资主体就会增加投资资本，在民间资本成为投资主体的情况下，与直接税占比增加对投资率的正相关性是一致的。值得注意的是，在三个地区的系数的绝对值中，中部大于西部，西部大于东部。这说明十三年间直接税占比增加对投资率的影响程度也是中部最大，西部其次，东部最小。这应该与中部、西部地区高速的投资增长率，以及投资市场中民间资本发展正处于较强劲的上升阶段具有相关性。直接税占比与投资率是存在相关性的，直接税在税收收入中相对规模的增长促进了投资率的提高。在以五个主要税种占总税收比为自变量的投资率估计模型中，我们可以看到东部、中部、西部存在的差异。三个地区的营业税和个人所得税对投资率的影响均呈负相关，同时营业税的系数绝对值都比较相近。这说明营业税和个人所得税对投资率的影响地区差异并不大，在投资的调控方面中可以采取一致的营业税和个人所得税税收政策。
在此，对本书的作者做一个说明。本书的第一、第二、第四篇是在已经毕业的我的三个硕士生的毕业论文上修改而成的，撰写第一篇的是窦义海和王文甫，撰写第二篇的是刘兆法和王文甫，撰写第四篇的是候新瑞和王文甫，而第三篇是由王文甫撰写，王德新为本书做了大量的编排工作。
同时，还要特别感谢西南财经大学出版社的两位老师。第一位是何春梅老师，在她的鼓励下，本书申请四川省社科立项重点出版并获得资助；在她的督促下，我在修改书稿中克服了自己的疏懒弱点，更加认真地对待修改工作。第二位是唐一丹老师，她对我们的书稿进行了认真修改和校对，一丝不苟的态度使我在校对书稿的过程中来不得一点马虎。这两位老师对工作的认真态度，使我更加深刻地认识到，做好学问的要义就是“认真”二字。第一篇中国省际公共资本存量估算及其经济效益研究1文献综述1.1 国外研究文献综述
在国外，关于公共资本存量估算及其产出效应的研究较早。Aschauer （1989）在其具有开创性贡献的研究中发现，美国的公共资本具有很强的正产出效应，公共资本甚至比私人资本的生产力更高。然而，在Aschauer的早期研究之后兴起的大量实证研究开始对其上述研究结果产生了挑战。Gramlich （1994）、Sturm和Kuper（1998）、Seitz（2001）等同样认为政府资本具有正的产出效应，但认为这些效应的大小通常比Aschauer的研究小得多。
由于缺乏较多经济合作与发展组织（Organization for Economic Co-operation and Development, OECD）成员国的公共资本存量数据，使得大部分的实证研究都集中于美国。少有的研究调查其他OECD国家的公共资本生产率，如Ford和Poret（1991）、Evans和 Karras（1994）。他们的研究数据都来自于 OECD （1997），包括12个成员国在1970—1996年的资本存量序列。但是，由于不同国家间的估算方法差异很大，因此这些OECD国家的数据并不具有国际可比性。这也是亚太经合组织在1997年之后停止出版资本存量序列并联合成立资本存量统计堪培拉小组的原因之一，它们的活动最终导致了资本测量手册的出版。但到目前为止，只有少数国家调整了自己的估计方法，因此具有国际可比性的资本存量数据仍然是不可用的。
尽管有这些约束，对公共资本生产率的分析仍然是一个比较活跃的研究领域。最近的研究多使用一种基于向量自回归（VAR）模型的方法，如Mittnik和Neumann（2001）、Voss（2002）、Kamps（2005）。不同于早期利用生产函数和成本函数的方法，他们并没有对被研究的变量强加某些因果联系。但VAR模型的主要缺点是通常需要大数据样本以满足常规滞后长度。出于这个原因，大多数研究人员采用VAR方法时，用公共投资的数据来替代公共资本存量数据。这种选择出于两方面的原因：一是缺少多数国家的资本存量数据；二是可以获得每季度的公共投资数据，而公共资本存量只能获得年度数据。这种选择的缺点为存在着公共投资的效果是独立于相应的资本存量水平的隐含假设。经济理论表明，这种假设是值得怀疑的。根据报酬递减法则，如果在前期资本存量较大，增加一定数量的公共资本存量会有一个较小的输出效果；反之亦然。Demetriades和Mamuneas（2000）指出，的确有证据显示公共资本边际生产率是快速下降的。
Kamps（2006）使用基于几何折旧模式的永续盘存法，估算出了具有国际可比性的22个OECD成员国在1960—2001年年度的资本存量数据。他将资本存量数据分为以下三类：（1）非住宅固定资本形成总额；（2）私人住宅固定资本形成总额；（3）政府固定资本形成总额。通过改变主要估计假设的参考国家（美国）的一个敏感性分析，Kamps探讨了资本存量估计的强健性。敏感性分析的结果表明，基准资本存量的估计是强健的。他还分析和比较了生产函数法的估计结果，回归分析的结果表明关于公共资本的产出弹性是积极的且在统计上是显著的，但大多数国家的产出弹性相当大。基于一个简单的面板数据模型的估计，Kamps估算出在OECD成员国中，公共资本的平均产出弹性为0.2。Erden和Holcombe（2006）研究了19个具有代表性的发展中国家1970—1998年的相关数据，研究表明公共投资对其经济增长具有显著的拉动作用。1.2 国内研究文献综述
与国外研究相比，国内有关公共资本存量估算及其产出关系的研究略显滞后，这与中国社会和学界高度关注公共投资效率问题的现状具有一定匹配性。马栓友（2003）对中国相关年份的数据进行生产函数法分析，认为中国的公共资本具有显著的经济增长效应，产出对公共资本的弹性为0.55，而且对市场化部门具有很强的正外部性。张海星（2004）利用内生增长理论构建了计量经济模型，对公共资本投资与经济增长之间的相关性进行协整检验和格兰杰因果关系检验，结果表明公共资本的产出弹性是0.296。虽然他们对公共资本产出效应的研究做出了很大贡献，但他们的研究都是采用的公共资本投资数据而不是公共资本存量数据，这对其研究结果的准确性与可信性有一定的影响。缪仕国等（2006）通过建立生产函数模型并对公共资本的产出效应进行估计，结果发现中国公共资本的产出弹性大约为0.4，且与GDP 存在长期的协整关系。郭庆旺和贾俊雪（2006）依靠向量自回归分析框架，对我国1978—2004年公共资本投资对长期经济增长的影响进行实证分析，结论表明政府公共物质资本投资对长期经济增长有显著的正影响。何刚和陈文静（2008）利用分位数回归模型对各省份公共资本的产出弹性进行估计，结论是东部和中部省份的产出弹性系数大部分为正，西部省份的弹性系数则大部分为负，且并不显著。尽管不同学者研究的结论各有不同，但都基本上认为中国的公共资本投资对经济的增长有较为显著的正效应。上述研究中，不同学者在进行相关研究时都是直接给出了公共资本存量数据，而对公共资本存量的具体估算方法没有详细说明，且他们所利用的公共资本存量数据都仅限于全国层面，而没有具体到各省际层面。
公共资本存量尤其是省际数据估算的精确与否，直接关系到投资函数、经济增长、全要素生产率以及公共投资是否有效率等一系列经济问题的研究结果是否科学，从而影响到政府出台的财政政策内容。因此我们需要对省际的公共资本存量加以较为科学和准确的估计。
国内对资本存量估算的相关研究众多（张军、章元，2003；张军，等， 2004；薛俊波、王铮，2007；朱平芳、徐大丰，2007；单豪杰，2008；叶宗裕，2010；徐杰，等，2010；金戈，2012），但绝大多数的研究都是针对全国、部分省市或部分行业等物质资本存量及人力资本存量的估算，而专门针对公共资本存量估算的研究并不多，尤其是关于省际公共资本存量的估算更是寥寥无几。陈志国（2005）依据大口径公共资本形成额和资本存量的估算方法，测算了中国1978—2001年的公共资本存量数据和私人资本存量数据。张学文（2010）在明确了公共投资固定资产投资的统计口径之后，估算了1952年的公共投资固定资本存量数据，并在此基础上估算了1995—2007年中国公共投资固定资本存量数据。张勇（2010）首先估算出了1978年全国的资本存量数据，然后分解为公共资本存量和私人资本存量，从而得出了1978—2007年的公共资本存量数据。但由于上述学者在估算过程中统计口径的不一致以及各核心变量的假设不同，因此他们的估算结果并不具有可比性。因此，对各省份的公共资本存量进行科学合理的估算有一定的价值空间。金戈（2012）在估算了全国层面1953—2008年的基础设施资本存量的基础上，虽然估算了省际层面1993—2008年各年末的基础设施资本存量，但其估算的资本存量范围仅限于基础设施，并不能替代公共资本存量。陈碧琼、张梁梁和曹跃群（2013）通过对资本的性质进行分类，先是估算了1980—2011年我国公共资本存量，进而开创性地估算了全国29个省市（未计算西藏，重庆的数据合并到四川）1985—2011年的公共资本存量数据，填补了国内省际公共资本存量估算的数据空白。2公共资本存量估算及其比较分析2.1 公共资本投资范围的界定
关于中国公共资本投资的范围，概括起来一般有三种：一是政府预算所列示的范围和数量。这种口径没有包含政府的转移性支出。二是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。这种方法中的国债投资已经构成部分基建支出、挖潜改造等支出内容，若将国债单独列项，会造成重复计算。三是以宽口径估算的公共资本支出，但一般相关数据隐蔽且难以统计，只能用作宽口径估算。上述三种统计口径虽然都涵盖了较为丰富的内容，但是都很难避免重复计算或涵盖所有应统计内容进而进行全面、系统的统计。
从现有的文献来看，对公共资本投资范围的界定，国内经济学界一直都没有达成一致。马栓友（2000）定义的公共资本包括电力、煤气、自来水生产和供应业、地质勘探业和水利管理业、交通仓储业和邮电通信业、国家机关和社会团体等公共部门的固定资产投资。缪仕国等（2006）考虑到数据的可得性，将交通运输、仓储邮电通信、电力、煤气及水的生产和供应等部门的固定资产总额列为公共资本。李桢业和金银花（2006）认为公共资本投资是扣除了农林牧渔业、采掘业、制造业、建筑业、批发零售和餐饮业、金融保险业、房地产业及其他部分以外的固定资产投资。尹贻林和卢晶（2007）通过对公共投资经济效应的分析，给出了公共投资范围的界定，包括经济建设支出、科教文卫等事业发展支出和服务于产业政策的财政补贴。陈碧琼等（2013）依据我国1984年首次发布的《国民经济行业分类》标准，以及1994年、2002年和2011年对行业划分统计口径的三次大的调整，将研究划分为几个区间：1980—1984年，公共投资为投入到建筑业、地质勘探、农林水利气象、运输邮电、科研文教卫生和社会福利、城市公用事业的固定资产投资；1985—1992年，公共投资行业为地质普查和勘探业、建筑业、交通运输邮电通讯业、卫生体育和社会福利事业、教育文化艺术和广播电视事业、科学研究和综合技术服务事业，以及国家机关、政府机关和社会团体；1993—2002年，将国民经济行业分类标准单独分离出来的电力、煤气及水的生产和供应业加入到公共投资的范围；2003—2011年，在上次分类标准的基础上，加入了水利、环境、公共设施管理和教育业。上述按照行业分类法对公共资本的投资范围进行的界定有一定的科学性，但是由于不同时段的统计口径有较大的差别，即便对所研究年份进行分段统计，不同时段同一行业的数据统计也很难保证在时间序列上的连续性，进而会影响到最终结果的准确性。此外，随着近年来公共投资行业私人资本的相继进入，仅以行业划分来对公共投资的统计口径进行界定，将会高估公共资本存量的估算结果。
张勇（2010）将国有企业的生产性投资纳入到公共投资的范围，从而将公共资本投资定义为“预算内财政投资”“预算外财政支出”的资本形成部分与国有企业投资加总之和。张勇和古明明（2011）在上述三部分的基础上，又将“体制外支出”（OECD,2006）列入公共资本投资的范围。他们研究的是政府的行为对实体经济增长的影响，而国有企业就其性质而言更接近于一种政府行为，从这个角度出发将国有企业投资纳入公共投资有一定的合理性。但国有企业毕竟属于生产领域，而生产领域不属于公共投资的范围，因此将国有企业纳入公共投资的范围会造成估算结果偏高，这种做法还值得商榷。此外，在张勇的研究文献中，对“预算外财政支出”的资本形成部分和“体制外支出”的具体数据来源也没有明确列出，其最终结果的合理性仍需进一步验证。
除上述学者利用行业分类来界定公共资本投资的范围外，大量学者的经验分析都采用国家预算内资产投资作为公共资本投资，如张海星（2004）、郭庆旺和贾俊雪（2006）、吴洪鹏和刘璐（2007）、何刚和陈文静（2008）等。采用这种界定范围的一个缺点是，政府“预算外财政支出”会有一部分转化为公共资本，若不将此部分纳入，可能会造成对公共资本存量的低估。
由此可见，国内经济学界对公共投资范围的界定还存在较大分歧。虽然最终的结果会造成一定的低估，但是对于“预算外财政支出”转化为公共资本的数据目前无法获得。因此综合比较分析后，本书倾向于选择何刚和陈文静（2008）等人的做法，即采用国家预算内固定资产投资作为公共资本投资。
所谓国家预算内固定资产投资，是指全社会固定资产投资中由财政预算内提供资金来源的部分。按照《中国统计年鉴2013》的定义，根据资金来源的不同可以将固定资产投资分为国家预算内资金、国内贷款、外资、自筹资金和其他资金。国家预算包括一般预算、政府性基金预算、国有资本经营预算和社保基金预算。各类预算中用于固定资产投资的资金全部作为国家预算资金填报，其中一般预算中用于固定资产投资的部分包括基建投资、车购税、灾后恢复重建基金和其他财政投资。因此，出于后续经验分析的研究需要，充分考虑到数据的可获得性，本书采用国家预算内固定资产投资作为公共资本投资。2.2 永续盘存法简介
Godsmith在1951年开创的永续盘存法是目前国内外研究者对资本存量进行估算时通常采用的方法，如张军等（2003,2004）、徐现祥等（2007）、单豪杰（2008）、叶宗裕（2010）、李宾（2011）、金戈（2012）、柯善咨和向娟（2012）、张建华和王鹏（2012）。本书也采用永续盘存法来估算全国以及各省市的公共资本存量。它是在假定资本品的相对效率服从几何递减的模式下，折旧率与重置率相等。因此资本存量的基本估计公式可以表达为：it
其中，K为第i个地区第t年的以基年不变价格计价的公共资本存itit量；I为该地区以当年价格计算的公共资本投资额；δ为资本折旧率。基于式（1）展开的估算包括以下五个方面的内容：一是确定基期的公共资本存量；二是确定每年公共投资额；三是确定折旧率；四是确定每年公共投资价格指数；五是对原始投资数据来源的分析和缺失数据的处理。2.3 基期公共资本存量的确定
在我国现有的研究文献中，基期资本存量的估算一般定为1952年和1978年两种。在运用永续盘存法估算资本存量时，一般来说基年选择越早，估算的基年资本存量的误差对以后年份的影响也会越小。但我国是从20世纪80年代起才开始具有相对成熟可靠的统计数据的，更早年份历史资料的准确性较差，很多数据是基于后期的推测估算得出，因此在计算较长的时间序列区间时，误差也可能会被持续放大，造成最终的估算结果更加不精确。
由于我国1952—1978年的相关数据缺失严重，统计口径和统计方法也不断发生变化，即便相关资料有对应数据，其数据的连续性也难以保证，且目前的官方资料中，无法找到1993年之前各省市的全社会固定资产投资来自于国家预算内的相关数据。因此本书对全国公共资本存量的估算没有选取常用的1952年，而是以1978年为基年，对各省市的公共资本存量估算选择基年则是1993年。
已有文献采用了不同的方法和假设估算基年资本存量，如张军扩（1991）、何枫、陈荣和何林（2003）是根据资本产出比乘以国民收入来倒推出基年资本存量。贺菊煌（1992）是利用生产性资本在1964—1971年的平均增长率与在1971—1978年的平均增长率相等的60假设，用迭代法进行估算。Hall和 Jones（1999）用I/（g +δ）来估60算一些国家1960年资本存量。其中I是1960年的投资额，g是不同国家各自1960—1970年的投资年均几何增长率，δ是折旧率。Young（2000），张军、吴桂英和张吉鹏（2004），单豪杰（2008）、何刚和陈文静（2008）、叶宗裕（2010）都采用了与Hall 和 Jones相似的方法来估计基年资本存量。稍有不同的是有的人采取直接除以某一设定的折旧率进行估算，而不是除以折旧率与投资年均几何增长率之和。
金戈（2012）在估算1993—2008年省际基础设施资本存量时，认为如果选择以1993年为基年，那么会导致序列的时间跨度较短，因此基年资本存量的高低将对后续所估年份的估算结果产生较大影响，故不能随意用某个经验比例去除基年的投资数据以获得基年的资本存量。他先是估算出全国基础设施资本存量的时间序列，然后用1993年全国基础设施资本存量数据和各地区初始年份的基础设施投资数据对基年各省市基础设施资本存量进行推算，其计算公式为：i,1993i,1993
式（2）中，I为第i个地区1993年基础设施资本存量，I为1993该地区1993年的基础设施投资，K为全国1993年的基础设施资本存量，以上数据均以1993年的不变价格计算。由于在我们统计的数据中，1993年（本年不变价格计算）各省市公共资本投资额加总之和与全国公共资本投资额之间还有一定的误差，因此，金戈（2012）的这种初始年份资本存量估算方法的实用性还有待验证。
通过比较已有研究可以发现，利用不同的假设和估算方法可以得到不同的基年资本存量，但就如Young（2000）所说，如果我们研究的重点是较近年份的资本存量，那么选择的初始年份越早，基年资本存量数据对近期资本存量估算结果的影响也就越小。因此，不管采用哪种方法和假设都不会产生太大的问题。为了和大多数人的研究成果保持一致性和可比性，本书采用增长率法以下公式分别对全国和各省市的基年公共资本存量进行测算，其计算公式为：19781978
式（3）中，K为全国1978年的公共资本存量，I为该地区1993年的公共资本投资，以上数据均以1978年不变价格计算。g为全国样本期即1978—2012年公共投资的年平均增长率，δ为资本折旧率。i,1993i,1993
式（4）中，K为第 i个地区1993年公共资本存量，I为该i地区1993年的公共资本投资，以上数据均以1993年不变价格计算。gi为该地区样本期即1993—2011年公共投资的年平均增长率，δ为该地区年资本折旧率。2.4 每年公共资本投资额的确定
已有的文献研究中，对每年公共资本投资额的选取有多种形式。早期的张军扩（1991）、贺菊煌（1992）、邹（Chow,1993）、张军和章元（2003）等采用所谓“积累”的概念及相应的统计口径。王小鲁和樊纲（2000）、黄勇峰和任若恩（2002）、王益煊和吴优（2003）等是采用全社会固定资本投资作为每年的公共资本投资额。还有一些学者采用的是资本形成总额或固定资本形成总额，如张军（2004）、单豪杰（2008）、叶宗裕（2010）等。
由于我们对公共资本存量的估算选择的基年是1993年，而我国的统计体系自1993年起就不再公布积累相关数据，因此积累的方法可以排除。李宾（2011）利用资本回报率、柯布—道格拉斯型总量生产函数的系数回归估计、全要素生产率变动率等几个常见的宏观经济分析方法对固定资本形成总额与全社会固定资产投资进行了比较分析，输出的结果比较相近。前者表现稍优，但是也无法得出前者优于后者的结论，因为固定资本形成总额在概念上是不完整的。若认为在支出法的计算方式下，投资额是投资流量的合理指标，那么也不应该使用固定资本形成总额而是使用资本形成总额；但若使用资本形成总额，又会受到Holz（2006）观点的反驳。此外，李宾还指出，全社会固定资产投资与“调整的全社会固定资产投资”的表现相差不大，这表明单豪杰（2008）在固定资本形成总额及全社会固定资产投资之间所做出选择的理由并不是十分合理的。
由于全社会固定资产投资本身并不包含存货等非生产性资本投资，因此较之于积累额或资本形成总额仍不失为一个更为接近资本内涵的指标。本书接受李宾（2011）的检验结果，采取全国和各个省市每年的国家预算内固定资产投资额作为其每年的公共资本投资额。2.5 折旧率的确定
有关折旧率的确定是一个十分重要的问题，已有文献中的研究结果表明，资本存量的估计结果对折旧率的大小表现出极大的敏感性。《中国统计年鉴2013》对固定资产折旧给出的定义为：“一定时期内为弥补固定资产损耗按照规定的固定资产折旧率提取的固定资产折旧，或按国民经济核算统一规定的折旧率虚拟计算的固定资产折旧。它反映了固定资产在当期生产中的转移价值。各类企业和企业化管理的事业单位的固定资产折旧是指实际计提的折旧费；不计提折旧的政府机关、非企业化管理的事业单位和居民住房的固定资产折旧是按照统一规定的折旧率和固定资产原值计算的虚拟折旧。原则上，固定资产折旧应按固定资产的重置价值计算，但是目前我国尚不具备对全社会固定资产进行重估价的基础，所以暂时只能采用上述办法。”在这个定义中，我们可以看出目前大多数的折旧计算都是基于经验而来的。
张军扩（1991）、贺菊煌（1992）、张军和章元（2003）等采用与净投资较为接近且容易获得的生产性积累额数据，而在生产性积累中已经扣除了固定资产折旧，因此他们就不需要再估计折旧数据，从而避开了相关折旧的问题。但问题出现在这些折旧数据都是建立在历史价格基础之上的。
王小鲁和樊纲（2000）将折旧率设定为5%，但并没有假设具体的折旧模式或效率模式，从其不变的折旧率来判断应该采用了几何折旧模式。李治国和唐国兴（2003）以及邹（Chow,1993）采用直接估算每年的折旧额的方法， 1978—1993年的年折旧序列使用公式“折旧=GDP-国民收入+补贴-间接税”得到，1994年之后的折旧序列在统计资料中直接获得。何枫等（2003）在估计资本存量时使用的公式是“本年末资本存量=上年末资本存量+本年固定资本形成总额”，但实际上估计的是总资本存量，因为他们忽略了折旧问题。
黄勇峰、任若恩和刘晓生（2002）、孙琳琳和任若恩（2003）、张军、吴桂英和张吉鹏（2004）、单豪杰（2008）、叶宗裕（2010）在估计资本存量时，都使用了几何相对效率下降的模式，这时折旧率与重置率相同，此种情况下资本存量财富与生产性资本存量相等。黄永峰等（2002）、孙琳琳等（2003）假设建筑的寿命为40年、设备的寿命为16年，估计出建筑折旧率为17%、设备折旧率为8%。张军等（2004）在假定各省份全部建筑、设备和其他类型的投资的平均寿命分别为45年、20年和25年的情况下，得到三者的折旧率分别为6.9%、14.9%和12.1%。基于三类资本品在总固定资产中的不同比重，在相对效率呈几何递减模式下，他们得出各省份固定资本形成总额的折旧率δ 为9.6%。单豪杰（2008）则假定建筑寿命38年、设备寿命16年，其他费用是依附在建筑和设备上的，估算出建筑和设备的折旧率分别为8.12%和17.08%，并根据统计年鉴提供的二者的结构比重对折旧率进行加权平均得出10.96%的折旧率。金戈（2012）沿用张军等（2004）的做法，依据建设、设备和其他费用三种资产类型各自所占比重，加权计算得出基础设施资本的折旧率为9.2%。陈碧琼等（2013）参考以往学者的研究成果，直接假定我国的固定资产综合折旧率为9.5%。
上述几种估算方法存在两方面的问题：一是在计算全部存量资本的折旧率时，不以投资中的结构比重进行加权平均得出，而是应当以存量资本中每类资本的结构比重进行加权平均得出，根据前者进行加权平均估算折旧率存在较大误差；二是将所有省市取用同一折旧率，忽略了各省市因三类资产比重不同而使总体折旧率不同的可能性。叶宗裕（2010）针对上述问题进行了改进，假设在各省市每年固定资本形成总额中，建筑类投资与设备类投资所占比例与全社会固定资产投资中的相对比例完全相同，并将其他费用归并到建筑和机器设备上，设定建筑安装类的平均寿命年限为40年、机器设备类资本的平均寿命年限为16年，计算得出这两种资本的折旧率分别为7.73%和18.22%。
由此可见，不同学者在研究时设定不同的折旧率，这也是导致对同一年份的资本存量估计结果出现不同版本且差别较大的主要原因之一。李宾（2011）通过对不同研究者设定的不同折旧率以及官方在1993—2009年时段公布的折旧额进行资本产出比的比较得出结论：折旧率对估算结果的影响最为明显，若折旧率相差1%，资本存量的估计在25年后将出现大约10%的差距，在40年后差距仍有约2%。
张建华和王鹏（2012）充分考虑到各个省份的差异，并结合制度变化（时间差异）带来的影响，依据不同省市分别计算、同一省市分时期计算和充分利用1978—2010年固定资产折旧数据等原则，将1952—2010年每个省份的折旧率分为三个阶段：第一阶段为1952—1978年；第二阶段为1979—1992年；第三阶段为1993—2010年。具体方法为：假定每个省份折旧率取值范围为2%～15%，共131个数据（重庆的数据并入四川，西藏、海南排除在外）。在第一阶段，在每0个折旧率δ下，根据永续盘存法计算出1978年的资本存量。在第二阶1段，根据1978年的资本存量，在每个折旧率δ下，计算得到1979—1992年历年资本存量17 161个，并根据对应的折旧率，估算此时期历年资本折旧额。用最小二乘法原则将得到的资本折旧额与实际资本折01旧额相比较，确定最优的δ′1。反过来，再比较每个δ下折旧额历年0差值的最小平方和，从而确定最优的δ。在确定了前两个阶段的最优2折旧率之后，用同样的方法确定1993—2010年的最优折旧率δ。这种估算方法避免了各省份资本折旧率取值的随意性，使按折旧额和折旧率两种计算当年折旧的方法所得结果尽可能保持一致。他们得出的各省份的资本折旧率如表2-1所示。表2-1 各省份的资本折旧率（%）资料来源：张建华，王鹏．中国全要素生产率：基于分省份资本折旧率的再估计 [J]．管理世界，2012（10）:22.
本书采用张建华和王鹏（2012）的估算方法，参照表2-1中1993—2010年各省份的资本折旧率进行各省份公共资本存量的估算。对全国公共资本存量进行估算时，1978—1992年和1993—2012年分别采用其平均资本折旧率6.4%和6.1%。2.6 每年固定资产投资价格指数的确定《中国统计年鉴》是从1992年开始公布固定资产投资价格指数的。在官方未公布这一指数之前，绝大多数的文献研究是用其他的价格指数来进行替代，或者自创方法来进行估算。
谢千里、罗斯基、郑玉歆（1995）直接用工业出场价格指数代替固定资产投资价格指数，王小鲁和樊纲（2000）直接采用GDP 缩减指数进行替代，张军和章元（2003）直接使用上海市固定资产投资价格指数。黄勇峰和任若恩（2002）与孙琳琳和任若恩（2003）使用了相同的建筑投资价格指数和设备投资价格指数序列，1992年后使用官方投资价格指数，之前用零售价格指数、工业价格指数、建筑价格指数来代替。陈碧琼等（2013）沿用黄永峰的做法，以1980—1990年的商品零售价格指数替代固定资产投资价格指数。上述用以替代的价格指数在构成和计算方式上都与固定资产投资价格指数有较大差别，直接用来进行替代将会影响到其最终估算结果的准确性。李治国等（2003）将1992年后的全国固定资产投资价格指数对上海市固定资产投资价格指数进行线性回归，拟合出全国的固定资产投资价格指数序列。何枫等（2003）依据1952—1995年的资本形成总额和对应指数计算出1952—1995年的隐含投资价格指数，再根据投资价格指数和商品零售价格指数的回归关系估算出1996—2001年的投资价格指数。上述的回归方法在样本分布、回归分析及假设检验上的可靠性都存在问题。张军（2004）、单豪杰（2008）、金戈（2012）等都是根据《中国国内生产总值核算历史资料》提供的以当年价格计算的全国和分省市的固定资本形成价格指数，推算出以1952年为基期的价格平减指数。
由于我国的固定资产投资价格指数是从1991年才开始公布的，对1978—1990年的全国固定资产投资价格指数本书采用张军等、金戈的估算结果， 1991—2012年的全国固定资产投资价格指数直接利用官方公布数据，将其转化为以1978年等于100的序列，如表2-2所示。表2-2 全国固定资产投资价格指数：1978—1990年资料来源：张军，等．中国省际物质资本存量估算：1952—2000 [J]．经济研究，2004（10）.
本书对各省份公共资本存量的估算是从1993年开始的，因此不需要对相应的价格指数进行替代或重新估算，而是直接采用官方公布的各省份历年固定资产投资价格指数对公共资本存量进行估算。2.7 对原始投资数据来源的分析和缺失数据的处理
本书的原始数据主要来源于《新中国60年统计资料汇编》《中国国内生产总值核算历史资料：1952—2004》、历年《中国统计年鉴》、历年《中国固定资产投资统计年鉴》、某些省、自治区、直辖市部分年份的统计年鉴。
目前对资本存量的估算，由于数据的缺失比较严重，大部分研究都将重庆、西藏和海南三地区予以忽略。本书试图对这三个地区进行相应的公共资本存量估计，随着今后统计序列的延长，对上述三个地区的公共资本存量估计可以延续，因此，把重庆、西藏和海南纳入研究的范围是很有意义的。这样我们估算的地区是除中国香港、中国澳门、中国台湾之外的中国内地31个省、自治区和直辖市。2.7.1 公共资本投资额数据
依据固定资产投资的管理渠道分类，全社会固定资产投资=基本建设投资+更新改造投资+房地产投资+其他固定资产投资。其中，其他固定资产投资来自于国家预算内资金的数额，因其所占比例较小，且历年的统计年鉴和相关统计资料中都没有公布，故对其忽略不计。
全国固定资产投资来源于国家预算内资金，虽然其缺少1978—1980年的数据，但在1950—1995年的《中国固定资产投资统计年鉴》中，有全国基本建设投资、更新改造投资中分别来源于国家预算内资金的数据，我们将其加总便可得到这三年全国固定资产投资来源于国家预算内资金。由于年鉴中是从1986年才开始公布房地产开发相应数据的，且其所占比例不大，故此数据的缺失不会对整体的估算产生大的影响。《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴》自2004年起，开始公布各省、自治区和直辖市的固定资产投资来源于国家预算内资金数，且两者公布数据完全一样，因此2003—2012年各省、自治区和直辖市的公共资本投资额可从上述年鉴中直接获得。1993—2002年的相关统计年鉴中并没有公布各省市固定资产投资来源于国家预算内资金数据，但是统计年鉴里有各省市基本建设投资、更新改造投资和房地产投资中分别来源于国家预算内资金的数据。这样我们就可以通过按照固定资产投资管理渠道的分类方法将上述三项数据进行加总，从而得到各省市的公共资本投资数据。而在这些年份中，1993—1995年的统计资料中，没有各省、自治区和直辖市关于房地产投资来源于国家预算内资金的相关数据，1996—2002年的统计资料中，部分省份的房地产投资来源于国家预算内资金数据亦有缺失，但通过对这些年份已经公布省份的房地产投资来源于国家预算内资金数据进行测算可知，房地产投资来源于国家预算内资金额占全社会固定资产投资额来源于国家预算内资金额的比例基本维持在1%左右，因此个别省份某些年份此数据的缺失并不会对各省、自治区、直辖市公共资本存量的整体估算造成较大影响。
由于重庆1997年才直辖，因此重庆缺少1993—1996年固定资产投资来源于国家预算内资金数据，我们采用1993—1996年重庆市地区生产总值占四川省地区生产总值的比例乘以四川省固定资产投资来源于国家预算内资金额计算得出。通过对比按此方法计算得出的1998年与1999年重庆市固定资产投资来源于国家预算内资金额与统计资料中公布的这两年相关数据，差距在10%左右，因此我们认为这种计算方法是可行的。2.7.2 固定资产投资价格指数
1994—2012年的《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴》基本上公布了绝大部分省市历年的固定资产投资价格指数。其中，广东省缺少1993—2000年的固定资产投资价格指数，海南省缺少1993—1999年的固定资产投资价格指数。对这两个省份缺失的价格指数，我们采用张军等（2004）使用原始数据和推算方法得出的全国固定资产投资价格指数进行替代。重庆缺少1993—1996年的固定资产投资价格指数，我们用四川省相应年份的固定资产投资价格指数进行替代。西藏缺少所有年份的固定资产投资价格指数，为了减少用全国的固定资产投资价格指数进行替代所带来的误差，我们采用与西藏地理位置、经济结构都比较相近的青海和新疆的历年固定资产投资价格指数的几何平均数进行替代。2.7.3 资本折旧率
张建华和王鹏（2012）在估计各省市的资本折旧率时，将重庆市数据并入四川，海南和西藏排除在外，故而没有上述三个省市的资本折旧率。以对重庆市的资本折旧率，我们采用与重庆相似的北京、天津和上海三个直辖市资本折旧率的几何平均数或算术平均数（6.7%）来进行替代。海南省虽然地理位置与广东接近，但海南的经济发展水平与结构都与广东有较大不同，因此本书对海南省的资本折旧率采用全国各省区的平均折旧率（6.1%）进行替代。西藏的资本折旧率同西藏的固定资产投资价格指数算法，即采用青海和新疆资本折旧率的几何平均数（3.9%）进行替代。2.8 估算结果及其比较
根据上述测算方法和依据，我们分别估算出了1978—2012年全国公共资本存量数据和1993—2012年的全国31个省、自治区、直辖市的公共资本存量数据。2.8.1 全国公共资本存量估算结果
表2-3给出了1978—2012年全国公共资产存量估算结果。
以上估算结果均以1978年不变价格计算。图2-1给出了1978—2012年全国公共资本存量的变化趋势图。从趋势图中可以清晰地看出，在2000年之前，我国公共资本存量先是缓慢增加，在1988—1997年期间呈现出一定的下降趋势，之后又是缓慢的小幅的增加。2000年之后，公共资本存量开始快速增长，年均增长率由2000年之前的1.68%增长到13.09%。这与陈碧琼等（2013）的估算结果变化趋势基本一致，1994年之前的估算结果数值也比较接近，但其估算结果数值在1994年之后要明显大于本书的估算结果。这一方面是由于关于公共资本投资范围的统计口径不同造成的；另一方面是由于折旧率的选取有较大差异。表2-3 全国公共资产存量估算结果：1978—2012年 单位：亿元
数据来源：依据历年《中国统计年鉴》中的数据计算、整理得到。图2-1 1978—2012年中国公共资本存量变化趋势图资料来源：依据表2-3整理得到。
此外，通过研究历年的公共资本投资增长率可以发现，在1997年和2008年两次大的经济危机发生时，公共资本的投资量会有明显的增加。例如，1998年公共资本投资量比1997年增加了137.69亿元，增长了72.2%;2009年公共资本投资量比2008年增加了1 084.23亿元，增长了63.4%。上述公共资本投资增加额均以1978年不变价格计算。这也充分说明了全国公共资本存量的变化，与国家的整体经济运行形势密切相关，当经济出现衰退或者下滑时，国家会通过增加资本投资的方式来促进经济的复苏和增长。2.8.2 东部、中部、西部各省公共资本存量估算结果
这里需要指出的是，在对各省市公共资本存量进行基期估算的过程中，本书进行了适当调整。具体做法如下：在计算其平均增长率时，对除北京市之外的各省市所估算年份（1993—2012年）公共资本投资（以1993年不变价格）的历年增长率，分别扣除2个增幅最大的数值和2个增幅最小的数值，然后再重新计算其平均增长率。各省份经过调整之后的历年公共投资平均增长率，扣除了个别年份由于国家整体经济运行、本地区政策变化、自然灾害等一系列突发情况下造成的增幅过大或过小而带来的不稳定因素，从而使得公共投资在一个相对稳定的增长速度增加，这样就可以尽可能地减少对基期公共资本存量估算的误差，使得最终的估算数据序列更加精确。各省市公共资本存量估算结果见表2-4。
需要说明的是，在估算的过程中，通过比较各省市估计年份历年扣除价格因素后的全社会固定资产投资平均增长率和公共投资平均增长率发现，在进行上述调整之前，除了北京、河南和湖北之外，所有省份的公共投资平均增长率都是大于其全社会固定资产投资平均增长率的。这其中，河南和湖北的公共投资平均增长率分别为17.46%和15.31%，全社会固定资产投资平均增长率分别为19.55%和18.18%，两者的差距并不是很大。在调整之后，天津、河北、内蒙古、吉林、河南、湖北、重庆和甘肃的全社会固定资产投资平均增长率大于其公共投资平均增长率，上述省份的公共投资平均增长率分别由调整前的21.66%、22.52%、28.43%、25.74%、17.46%、15.31%、30.36%、28.52%变为调整后的17.32%、17.51%、15.65%、17.71%、13.92%、15.85%、16.57%、18.35%，除重庆外，调整之后的公共投资平均增长率都有明显下降。与其全社会固定资产投资平均增长率（依次为18.04%、19.23%、20.96%、18.52%、19.55%、18.18%、18.95%、19.10%）相比，调整后的上述省份的平均增长率更为接近，且差距更小。
而北京市的公共投资平均增长率调整前为4.91%，调整后变为2.10%，远远小于其全社会固定资产投资平均增长率11.71%，与其他各省市的变动规律严重不符。因此我们对北京市的公共投资增长率做进一步的调整，采用其统计年份的全社会固定资产投资平均增长率进行替代，以减少由于政策性变动或由于数据本身的不准确而造成的估算误差。表2-4 各省市公共资本存量估算结果（1993年不变价格）:1993—2011年表2-4（续）说明：北京市的公共资本存量，估算过程中将其公共投资平均增长率由全社会固定资产投资平均增长率进行替代后计算得出。资料来源：依据历年《中国统计年鉴》等数据计算、整理得到。
从表2-4中我们可以看出，几乎所有省市的公共资本存量都是逐年增加的，且绝大多数省份的增幅都比较稳定。这其中，福建、四川和山西2012年的公共资本存量比2002年的公共资本存量分别增长了14.3倍、10.3倍和9.8倍，增长倍数位列所有省份的前三位。而北京、上海和天津三个直辖市2012年的公共资本存量比2002年的公共资本存量分别增长了1.2倍、2.8倍和3.0倍，增长倍数位列所有省份的末位。全国其余各省市2012年的公共资本存量比2002年的公共资本存量增长的倍数基本在3.6～9.5倍之间。
值得注意的是，与全国公共投资增长率的变化相似，在经济危机发生年份，绝大多数省市的公共资本投资额也会明显地增加。此外，重大自然灾害及突发性事件发生后的次年，相应省份的公共资本存量数额同样会有明显的增加。如1998年特大洪水受灾严重的省份、2003年的“非典”重灾区以及2008年的汶川大地震受灾区。以四川省为例，2008年的公共资本存量为757亿元，较之之前年份增速相对稳定。由于2008年四川汶川发生了特大地震，2009年四川的公共资本存量激增为1 345亿元，2010年达到2 128亿元，2009年和2010年的公共资本存量分别比上年增长了77.7%和51.8%，远远高于四川省其他年份以及其他省份相同年份的增长率。这说明，国家预算内投资会随着整个国民经济运行的实际情况，在各地区进行有针对性的分配，使得有些地区资本存量激增，进而促进该地区的经济快速发展。
根据前文对全国公共资本存量的估算结果可知，2010年、2011年和2012年的全国公共资本存量分别为13 808亿元、15 926.4亿元和18 695.4亿元（均按1978年不变价格），折算为1993年的不变价格，这三年全国公共资本存量分别为37 853.7亿元、44 292.2亿元和52 641.6亿元。而2010年、2011年和2012年的各省份公共资本存量加总之和分别为32 888.8亿元、38 794.9亿元和46 659.9亿元。这两组数据的误差率分别为13.1%、12.4%和11.4%，这与陈碧琼等（2013）的估算误差率基本一致。3公共资本投资的经济效益分析3.1 东部、中部、西部各省市公共资本投资效率
公共资本的投资效率是指公共资本的投资主体在其投资活动中，所取得的成果与所消耗或占用的公共资本之间的对比关系，它反映了公共资本在生产过程中被有效利用的程度，通常用公共资本产出比这一指标来衡量。3.1.1 全国公共资本产出比
表3-1给出了全国1993—2012年各年份的公共资本产出比。从表中可以看出，近20年的全国公共资本产出比基本上呈现出逐年增加的趋势，说明中国整体的公共资本投资效益是在逐年下降的。表3-1 全国公共资本产出比（以1993年不变价格）数据来源：依据表2-3以及历年《中国统计年鉴》等数据计算、整理得到。3.1.2 东部、中部、西部各省市公共资本产出比
为进一步分析比较不同地区间的公共资本差异与地区生产总值增长之间的关系，我们把全国31个省市分别纳入东部、中部、西部三个区域，对其各省市的公共资本产出比进行比较分析，如表3-2所示。表3-2 东部、中部、西部各省份公共资本产出比（以1993年不变价格）
试读结束[说明：试读内容隐藏了图片]