2013/06 总第434期商业研究COMMERCIAL RESEARCH 文章编号∞1-148X (2013) 06-∞01 -08 我阁政局财政支出挤出放在研究胡坚，杨光，王智强(北京大学经济学院，北京100871) 摘要:通过分析1990-2∞9年中国省级面板数据，本文研究政府财政支出是否具有挤出效应。研究发现:财政支出对私人投资具有明显的挤入效应，动态面板GMM模型的分析显示投资自身具有强烈的自相关性;投资具有通货膨胀效应，而且和消费具有互相抵消的效果;挤入效应在东部和西部存在，而在中部则不存在，1994年的分税制改革导致了挤入效应上升2分位数回归的结果显示挤入效应具有明显的非对称性，在较小和较高水平的私人固定资产投资水平上挤入效应比较大。关键词:挤出效应;动态面板GMM;分位数回归中固分类号文献标识码A受到欧债危机的影响而持续萎缩，因此2012年最一、引言为可靠的增长动力仍然是投资，正是基于此原因中国政府必然将实施积极的财政政策。结构性减2012年中央经济工作会议提出，要保持宏观税当然是此次积极财政政策的亮点，但是传统的政策的连续性和稳定性，继续实施积极的财政政增加政府财政支出的扩张性政策依然会成为财政策和稳健的货币政策，确定了"稳中求进"的工政策的主要支撑力量。然而，这其中也不元担忧。作总基调。会议指出，经济工作主要任务的第一项根据央行2012年1月8日公布的统计报告，2011 是"继续加强和改善宏观调控，促进经济平稳较年全年财政存款减少3∞亿元，这创造了20∞年快发展。统筹处理速度、结构、物价三者关系"。以来的全年财政存款投放的历史记录，同时也意会议在陈述积极性财政政策时，首先提到了继续味着2011年12月单月的财政存款减少了万完善结构性减税政策，继之以加大民生领域投入，亿元，2011年11月财政存款减少了3762亿元，超积极促进经济结构调整，严格财政收支管理，加强过了2∞8年实施财政剌激的水平(2008年11月地方政府债务管理等。而在之后的改革环节，则包J财政存款减少1403亿元，12月万亿元，全年含了推进营业税改征增值税和房产税改革试点，增加408亿元)02012年伊始，大规模的政府财政合理调整消费税范围和税率结构，全面改革资源支出已见端倪，5月份发改委加快项目审批节奏的税制度，研究推进环境保护税改革。行为更是引发了学术界对于新一轮"X万亿剌激当前诸多宏观经济指标，诸如工业增加值增政策"的猜测，这不由得令人产生一旦政府的财速、PMI等等，都预示着中国经济面临着下行风政支出规模持续扩张，能否导致经济学中所谓险。从经济增长摞泉的角度看，消费、投资和净出"挤出效应"问题的担忧。换言之，政府财政支出口拉动经济的三驾马车中，消费圄于传统的"高的扩张是否会导致私人部门的萎缩?本文使用储蓄一低消费"模式始终难有起色，净出口由于收稿日期:2013 -01 -05 作者简介:胡坚(1957-)，女，北京人，北京大学经济学院教授，博士生导师，研究方向:投资学与资本市场;杨光(1977-)，女，北京人，北京大学经济学院博士研究生，研究方向:投资学与资本市场;王智强(1982-)，男，辽宁大连人，北京大学经济学院博士研究生，研究方向:宏观经济学。
2 商业研究2013/06 2∞0-2∞9年中国省级面板数据，研究中国的政异。对于状态依赖的研究，某些文献将通货膨胀因府财政支出是否对私人部门的投资具有挤出效应。素作为首要的关键的影响变量，例如Cohrane(2001)、Dupor(2∞1 )提到，物价水平从根本上二、文献综述决定了国家或者地区的财政政策，因此不同的通关于政府财政支出对投资的影响，国外的实货膨胀水平下结果会截然不同;而Devarajan等证研究没有得出一致的结果，总体上来说，可以将(1996)则认为财政支出是否为生产性的(produc›其研究结论分为三种类别:tive)才是最根本的决定因素，生产性与非生产性第一类研究认为政府财政支出对于私人投资财政支出的比例不同，则同时有可能出现"挤入具有积极的影响。Aschaure(1989)通过研究美国效应"或者"挤出效应"。对于国别差异的研究则的数据发现，政府财政支出的扩张会导致投资回比较常见，Atukeren (2005)选择25个发展中国报率的上升，因此不但不会降低投资水平，反而会家进行研究，发现非洲国家存在"挤出效应而对投资产生明显的"挤入效应oVijverberg 亚洲和拉丁美洲国家同时存在"挤入效应"和(1997)认为，政府部门财政支出的先期扩张，会"挤出效应Monso等(2009)选取17个发达国导致私人部门的繁荣，从而促进社会的固定资产家(包括14个欧盟国家、加拿大、美国和日本)投资水平。Lopez(2006)对西班牙不同地区1965进行实证研究，他们的结论同样是财政支出对投-1997年的面板数据进行了研究，指出政府财政资的影响因国家差别而异。支出具有明显的溢出性，特别市教育部门的公共对我国的财政支出和投资间的关系，理论和支出其溢出性最为明显，但是地区间不存在政府实证研究也并未达成一致的观点。大多数研究认财政支出的溢出性，即某个地区财政支出的扩张为我国存在"挤入效应例如郭庆旺(1999)、不会提高相邻地区的投资水平。Ang(2∞9)通过贾康(2003)等的理论和实证研究都表明我国政马来西亚的宏观经济数据，采用多元协整的方法府财政支出和投资之间存在显著的正相关关系，检验了政府财政支出和私人投资之间的关系，发因此"挤入效应"是存在的，研究方法则是采用现两者之间的关系并非竞争性的，而是具有明显VAR模型居多，最新的方法也有采用空间计量经的互补性。Hatano(2010)考察了日本政府财政支济学模型的方法进行研究。也有部分研究认为我出和投资之间的长期协整关系，并指出两者之间国存在"挤出效应例如张延(2010)研究了财存在一种误差修正机制从而导致长期的均衡状态，政支出、投资和利率之间的关系，认为"挤出效日本的证据表明财政支出对投资是具有"挤入效应"尽管不大，但是仍然存在。此外，部分研究应"的。指出长期和短期结论可能会不同，地域之间也可第二类研究认为政府财政支出对于投资具有能结论不同。董秀良等(2∞6)的实证结论是短消极的影响，因此"挤出效应"是客观存在的。期内存在"挤出效应长期则应为"挤入效应"。Bairam和Ward(1993)研究25个OECD国家政府靳春平(2006)指出了财政支出的经济增长效应财政支出和投资之间的关系，发现其中24个国家在东部和西部之间存在明显的区域性差异，而韩都是负相关关系。此外，另有多篇文献针对不同国仁月(2009)采用VAR模型对我国省级数据进行家或地区的实证检验也都发现了政府财政支出对了研究，发现东部地区为"挤入效应中西部地投资的"挤出效应例如Blejer和Kahn(1988) 区则为"挤出效应"。对24个发达国家的研究，Ghali (1998)对突尼斯三、数据、变量说明及模型设定的研究，Ghura和Goodwin(2000)对亚洲和拉丁美洲国家的研究，Kitaoka (2002)、Nakazato本文的研究样本包括中国内地31个省份、自(2004)对日本的研究等等。治区及直辖市1990-2∞9年的面板数据飞来源为第三类研究认为政府财政支出对于投资的影中经网统计数据库。为研究政府财政支出对于固响是状态依赖(剖st耐at怡edependency)或者国别依赖定资产投资是否具有挤出效应，需要引人其它的(μcou川E控制变量，如表1所示。态的改变决定了到底是"挤入效应"还是"挤出由于各省具有各自的特征，包括文化、社会、效应而后者认为国别间的差异是明显的，到底经济、地理因素，而其中某些无法测量的特征不随是"挤入效应"还是"挤出效应"主要因国别而时间发生变化，因此对于这样的面板数据通常应
3 . 总第434期胡坚:我国政府财政支出挤出效应研究当采用固定效应模型进行分析，本文所采用的固间变化的不可观测特征变量，X表示控制变量，γk定效应(FE, fixed effect)模型如下:为本文所重点研究的政府财政支出变量的系数，如果γ<0则表明政府财政支出对私人固定资产投investu = Cι+ I,< 资具有"挤出效应如果γ>0则表明政府财政其中=1, 2, , 31表示省份，t =1 990, 支出对私人固定资产投资具有"挤入效应"。1991, , 2∞9表示年份。C表示各省份不随时i表1变量名称、类型及说明变量名称变量类型变量说明mvest 因变量地区全社会固定资产投资总额扣除国营经济性质部分，单位亿元g 自变量地方政府财政预算支出，单位亿元gdp 控制变量地区生产总值，单位亿元Cpl 控制变量地区居民消费价格指数consume 控制变量地区社会消费品零售总额，单位亿元export 控制变量按经营单位所在地分出口总额，单位亿元transportl 控制变量地区货运量总计，单位万吨transport2 控制变量地区货运周转量总计，单位亿吨公里firmasset 控制变量地区工业企业资产总计，单位亿元此外，从中国固定资产投资的现实情况看，长在固定效应模型的基础上将固定资产投资的滞后期以来固定资产投资具有自我加强的特征，因此项也引人到自变量中，采用动态面板差分GMM的本期固定资产投资常常和上一期的固定资产投资方法进行分析，动态面板模型设定如下:具有强烈的相关性。厉以宁称这种特征为"投资investu C+ pi仇nv阳Jiι冲动怪圃他指出，在改革过程中，投资冲动怪四、实证结果分析圈一直反复出现。地方政府对GDP的追求和GDP增长的积极性大于中央政府，而对经济结构调整(一)固定效应模型和动态面板差分GMM模的兴趣小于中央政府。另外，地方为了增加自己的型结果分析财政收入和缓解就业压力，总是要增加GDP，这本文采用上面的模型，对固定资产投资的影就得增加投资，信贷量也随之扩大。这样一来，在响因素进行分析，得到的实证结果如表2所示。全国范围内投资的急剧上升和信贷通胀就造成了产能过剩和物价上涨。因此，考虑这一特征，本文表2固定效应模型和动态面板差分GMM模型结果变量名称FEM系数FEM边际弹性动态面板GMM模型系数invsestt -1 1.俑0"'()g () () …(0.∞3) gdp () 1. 351 () () Cpl ’" () () -1. 069 ( 1. 384) consume '翩翩( () 16) ( ) export () () () transportl ’" (0.∞2) () O.∞2" (0.∞ω) transport2 (0. 020) () * * () Sm嗣蚓"’() *事.() …(0.∞2) 注:括号内表示该系数的标准差，市..表示该变量在1%水平下显著，咆'表示该变量在5%水平下显著表示该变量在10%水平下显著。
4 . 商业研究2013/06 2固定效应模型的拟合优度R=94.∞%，整体相关关系，货运量越大，说明该地区的工业发展拟合情况比较好。从上表的实证结果看，可以发现水平越高，因此固定资产投资也相应会提高。最以下几个特点:后，地区工业企业资产变量的系数为正且在1%第一，政府财政支出对于私人技资的影响是水平下显著。地区工业企业的资产越多，则相应正向的，而且该系数在1%水平下显著。因此，从地表明该地区的资本存量比较大，如果投资率没实证结果上看地方政府的财政支出促进了地方私有差异，则资本存量比较大的地区其投资水平也人固定资产投资，对私人投资存在"挤入效应必然比较高。边际弹性的分析表明政府财政支出对于私人固定接下来我们继续分析动态面板差分GMM模型资产投资的弹性为279毛，因此当政府财政支出变的拟合结果。对于差分GMM模型而言，引入了因化1%的时候，私人固定资产投资会相应地增加变量的滞后项作为自身的工具变量来克服内生性毛。问题，其前提是因变量存在明显的序列相关性，第二，地区生产总值GDP和地区消费价格指Arellano -Bond检验表明差分前的序列存在自相关数CPI的系数均为正数，且在1%水平下显著，而性，而差分后的模型不存在序列相关性，此外，且两者的边际弹性都大于1。这表明地区生产总值Sargan检验的卡方统计量为，表明模型不存对私人投资的增长具有放大效果，地区GDP每增在过度识别的问题。从实证拟合结果看，滞后一期长1%，地区私人固定资产总值可以增长%，的固定资产投资变量的系数为正数，且在1%水平因此正如刘伟(2005)所言，我国长期以来固定下显著。因此，固定资产投资存在自我加强的作资产投资增速一直高于GDP的增速，对投资的过用，上一期的固定资产投资越高，则本期的固定资度依赖已经成为影响我国经济增长方式转变的一产投资水平也相应会升高，上一期的固定资产投大瓶颈。地区消费价格指数CPI的弹性为资越低，则本期的固定资产投资也相应会处于比1. 042%，这表明对于固定资产投资而言，存在一较低的水平。换言之，实证结果支持厉以宁的定的货币幻觉现象i真实固定资产投资不是中性"投资冲动怪圈"的论断，固定资产投资自身具有的，会随着通货膨胀的增长而升高，通货膨胀每上强烈的自相关性。另外，动态面板差分GMM模型升1%，则真实固定资产投资会上升'1岛。中，和固定效应模型FEM相比某些系数发生了变第三，消费和私人投资存在显著的负相关关化，这是因为引入了滞后一期的固定资产投资变系，消费和投资存在一定的补偿效应。从理论上量以后，消除了某些变量的内生性，因此其系数自说，以Ramsey模型为例(戴维·罗默，2004), 然会发生相应的变化。例如，地区消费价格指数家庭需要在消费和资本积累之间进行衡量，因此CPI变得不再显著，也就是说，当考虑到过去的固当期消费越多，则可以用于投资的资本也就越少，定资产投资对当期固定资产投资的影响之后，货因此消费和投资之间存在互相抵消的关系O从实币幻觉现象会消失。证结果看，地区消费零售总额每增加1%，则固定(二)东部、西部、中部地区的"挤人效应"资产投资会相应下降岛。区域差异性分析第四，其它因素同样可以影响地区私人固定上文的研究表明政府财政支出对于私人投资资产投资:首先，地区私人固定资产投资和该地区具有"挤入效应"。在这一部分，本文将研究这种的出口水平存在显著的负相关关系，这一结论初"挤入效应"是否同时存在于我国的东部、西部和看似乎不合常理。因为出口水平越多，则出口相关中部地区。将整体样本按照东部、西部和中部划分产业的固定资产投资水平也应当相应地增加。但为三个，具体而言，东部地区包括东部地区包括是事实上由于模型中同时包含了地区GDP和出口北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福这两个变量，负相关关系的存在依赖于其它变量建、山东、广东和海南等11个省(市)，中部地不变的前提，然而出口的增加必然伴随地区GDP区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省(区)，西部地区包括内蒙的上升，进而重新提升固定资产投资。可以计算出古、四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘地区出口和地区GDP的相关系数是，因此实肃、青海、宁夏、新疆、广西等12个省(区、际的出口对于固定资产的影响应该为市)。采用固定效应模型，得到的实证结果如表3(0. 852 x 1. 351 -O. 223 ) ，两者之间仍然是正相关所示。关系。其次，地区货运量和固定资产投资呈现正
. . 总第434期胡坚:我国政府财政支出挤出效应研究5 表3东部、西部、中部地区固定效应模型结果变量名称东部地区边际效应西部地区边际效应中部地区边际效应 * *嘟g * * * * * * * * * gdp * * * * * * O. 175 * * * * * * * * 2. 157 * * * Cpl ’ 1. 244’ * * * * 1. 015 * * * * * * 1. 160 * * * consume * * * * export * * * *** * * * ∞* * * * * * * * * transpo此 * * * * * * * * * * * * * * * * transport2 O.∞6 O.ω4 fi口 ∞86 2 注:…表示该变量在1%水平下显著表示该变量在5%水平下显著J表示该变量在10%水平下显著。从拟合结果看，东部、西部和中部的固定效应功地实现了在中央政府与地方政府之间税种、税模型的拟合优度匠都超过了93%，整体拟合效果权、税管的划分，实行了财政"分灶吃饭"。比较好。分区域的固定效应模型表明:东部和西部从实质上说，分税制改革主要影响的国家和存在明显的"挤入效应而且两个地区的"挤入地方政府的财政收入，但是财政收入分配的改变效应"非常接近，两个区域的"挤入效应"分别不可避免地会影响到财政支出。分税制成功地使是%和%。与此相比，中部地区不存在全国税收总收入中，中央和地方的分成比例达到显著的"挤入效应也不存在"挤出效应"。此六比四，然而支出改革却没有同步进行，中央和地外，三个区域的GDP和CPI边际弹性都超过了1，方的支出比例仍为3:7。根据预算，2010年中央因此对三个区域来说，GDP的增长都会导致私人本级支出中除了%是对地方的税收返还和转投资的更高速度的增长，以及三个区域都同时存移支付，第二大项支出就是国防(占比%)。在所谓的货币幻觉，物价水平的上涨会拉动真实而省本级财政的支出，以广东省2009年为例，最固定资产投资水平的上升。最后，只有中部地区的大的支出项是教育119亿，约占省本级所有支出的消费对于固定资产技资存在显著的抵消作用，另16% ;第二大支出是交通运输，约114亿，占比外两个区域则都不显著，中部地区省份的地区社%。会消费品零售总额每上升1%，其固定资产投资水分税制改革以后，地方政府的财政收入普遍平会相应下降。.6151J毛。依赖于中央政府的转移支付制度，其受到中央的(三)"挤人效应"的时变特征分析1994年影响也变得更为明显，中央本级财政产生的相当分税制改革的影响于其收入2/3的大量结余，绝大部分会被转移到在本文研究的样本区间内，发生的最具有影地方政府，以弥补他们的支付缺口。因此，将全响力的政策性事件就是1994年的分税制改革。部的样本分为1990-1994, 1995 -2009年两个1994年，我国经济体制改革在中央的"全面推进、子样本，以期分析是否分税制改革会影响到"挤重点突破"的战略部署指导下进入新阶段，财税入效应"的水平，亦即研究"挤入效应"的时变体制改革充当改革的先锋，根据事权与财权相结性特征。在此我们引人Year1994的虚拟变量，该合的原则，将税种统一划分为中央税、地方税、中虚拟变量在1994年之前(含1994年)为0，之央与地方共享税，建起了中央和地方两套税收管后的年份为1，然后引人其和政府财政支出变量理制度，并分设中央与地方两套税收机构分别征的交叉项Year1994x g，分别采用固定效应模型管;在核定地方收支数额的基础上，实行了中央财和动态面板的随机效应模型，得到的结果如表4政对地方财政的税收返还和转移支付制度等。成所示。
. 6 商业研究2013/06 表41994年分税制改革的影响变量名称FEM系数FEM边际弹性动态面板GMM模型系数invsest’_l l. 096'事掌 ..事∞串串布l. 285’ , , g Yearl994 x g " " , ’ ’ , , ’ , ’ , , gdp Cpl ’" ’ .. consume ’ ’" ’ .. export ’ .. " , 由", 申，, transpo此’ , , O.∞1 ’ , transport2 .. ’ , , t ’ firmasse, ’ , , 注表示该变量在1%水平下显著表示该变量在5%水平下显著J表示该变量在lO'3岛水平下显著。从结果上看交叉项系数在5%水平下显著为本部分我们将通过分位数回归的方法研究负，这表明1994年的分税制改革使得"挤入效"挤入效应"是否存在非对称性。具体而言，我们应"在分税制改革之后显著减弱了。在分税制改将逐个分析每个分位点回归的"挤入效应"的大革之前，地方财政支出每上升1%，相应地地方固小，观察其是否在不同的分位点下具有非对称性，定资产投资会上升%，而在分税制改革之后，即是否在某些分位点下存在极大或极小的"挤入仅会上升0;2319毛。分税制改革对"挤入效应"的效应"。与最小二乘回归相比，分位数回归削弱和上文的分析是一致的，由于改革后地方政(Quantile Regression)利用自变量和因变量的条件府对于财政转移的依赖，因此其财政支出预算受分位数进行建模，因此能充分反映自变量对于因到中央政府的影响增大，导致其对地方固定资产变量的分布的位置、刻度和形状的影响，尤其是对投资的自主决策能力减弱了。动态面板差分GMM于一些非常关注尾部特征的情况非常有效。因此，模型的结果则表明，固定资产投资的自我增强现我们将利用分位数回归的方法讨论"挤入效应"象仍然存在，而分税制改革可以部分削弱这种自的非对称性。采用不同的分为点得到的结果如表5我增强的趋势。所示(由于我们这里主要讨论的是"挤入效应(四)"挤入效应"的非对称性:基于分位数因此此处省略了其它控制变量的回归结果)。回归的研究表5分位数回归结果2分位点政府财政支出系数边际弹性虚拟’ , ’ , lO% 20'3毛’ , , l. lO7’" O. 7∞4 30'3毛"市’ , , 40'3毛’ , ’ , , O. 7496 0696'阜事 ’ .. %31 ’ , ω9串 l. 196’ , ’ , 70'3毛 ’ , 1. 765’ , , 80% ’ ’ , , 90% 注:…表示该变量在1%水平下显著表示该变量在5%水平下显著表示该变量在lO%水平下显著。
7 总第434期胡坚:我国政府财政支出挤出效应研究根据表5，可以画图来显示挤入效应(用财政的货币幻觉现象，真实固定资产投资不是中性的，支出变量的边际弹性表示)随分位点的变化情况，会随着通货膨胀的增长而升高，通货膨胀每上升如图1所示。1% ，则真实固定资产投资会上升%。此外，消费和固定资产投资存在显著的负相关关系，消% 费和投资存在一定的补偿效应。50.∞% 第四，动态面板GMM模型的检验表明，厉以40回%宁提出的"投资冲动怪圈"的论断是客观存在的，% 一一一一一一一一固定资产投资自身具有强烈的自相关性，具有自我加强的特性。% 综上所述，实施积极的财政政策扩大政府财% 一一…~……~………一…一一一'一一一一…一一一一…-一句10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 8α如9(J'j‘政支出，不仅不会造成"挤出效应反而可以有-←挤入效应效地提升私人固定资产投资的水平，从而拉动经济走出低谷，避免经济的继续下行。然而，本文的图1不同私人固定资产投资分位点下的"挤入效应"研究结论同样揭示了扩大政府财政支出的几点隐从上图可以看到财政支出的"挤入效应"存忧。首先，政府财政支出的扩张长期而言会诱发通在明显的非对称性:随之分位点的上升，其效应首货膨胀，而私人投资同时具有通货膨胀效应和自先会下降，然后再逐渐上升，并超过了低分位点下我加强效应的双重属性，因此会导致私人投资水的"挤入效应"。因此，在中等固定资产投资水平平出现超过预期的放量增长，积极的财政政策有下，财政支出对其影响是最低的，而在较低水平和可能过分拉动经济迅速走向过热，伴随着高位运较高水平的固定资产投资水平下，财政支出的行的通货膨胀，必然导致经济的再次失衡。而且私"挤入效应"是比较高的，尤其是在更高分位水平人投资的过度增长也不利于中国经济结构的优化，的固定资产投资下，财政支出的"挤入效应"会和"十二五规划"的转型要旨相背离。其次，由变得很高，在90%分位点上，政府财政支出每增子消费和私人投资之间具有补偿效应，投资的增加1%，固定资产投资会上升超过55%。长会导致消费的进一步萎缩，同样不利于经济结构的优化和转型，长期而言对中国经济的健康运-五、结论行并无禅益。本文通过中国20∞-2∞9年省级面板数据，注释:对政府财政支出是否存在"挤出效应"进行了实证研究，得到如下结论:① 由于重庆市在1996年才成为直辖市，因此本文第一，整体而言政府财政支出对私人投资不的样本为不平衡的面板数据(unbalancedpanel 仅没有"挤出效应反而存在显著的"挤入效data) ，但由于这种样本缺失并非由于数据遗漏应政府财政支出上升1%可以拉动私人固定资缺失造成，因此并不会对结论的可靠性产生影产投资上升'1奋。对东部、中部、西部的区域响。研究表明，东部和西部地区存在程度接近的"挤参考文献:入效应而中部地区既不存在"挤入效应"也不存在"挤出效应"。[ 门1MonsonA, 缸由b均ym口E皿第二挤入效应"存在时变性和非对称性。of return of public and private investment: 臼cr仰ow时变性分析表明分税制改革之后"挤人效应"的ding -in and crowding -out effects [J J. Man›程度降低了，这可能与分税制改革后地方财政对chester School, 2009,77( S1) :21 -39. 中央财政的依赖性程度增加所导致;而对其非对[2] Ang J B. Do public investment and FDI crowd in 称性的分析则表明挤入效应"在较低水平和较or crowd out private domestic investment in Ma›高数量的私人固定资产投资下程度较高，而中等laysia [J J. Economics, 2∞9，41 :913 -919. 水平的私人固定资产投资下政府财政支出对其拉[3] A schauer, D. A. Is Public Expenditure Produc›动效果较差。tive? [JJ. J ournal of Political Economy. 1989 , 第三，对于私人固定资产投资而言，存在一定23 :177 -200.
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