第36卷第4期财经研究Vol136No142010年4月JournalofFinanceandEconomicsApr12010 中国省级公共投资的区域效应:互利共赢还是以邻为壑韩仁月,常世旺(山东大学经济学院,山东济南250100) 摘 要:文章通过构建VAR模型考察了省级公共投资对就业和产出的动态效应。实证结果表明:区域间公共投资的就业效应更多地表现为以邻为壑;而产出效应则主要体现为互利共赢。在就业效应方面,本地区公共投资对超过半数地区(16/26)的就业产生挤入效应;而区域外公共投资则对多数地区(18/26)的就业产生挤出效应。从公共投资总就业效应看,公共投资促进了以北京、上海、广东为中心的三大就业地带的形成。在产出效应方面,本地区公共投资对17/26的地区的产出产生挤入效应;而区域外公共投资仅对3/26的地区的产出产生挤出效应。 关键词:公共投资;互利共赢;以邻为壑;溢入效应 中图分类号:F06115;F06216 文献标识码:A文章编号:100129952(2010)04-0036-10一、引 言 公共投资对促进经济增长、提高就业水平无疑具有重要意义。从提供商品或服务的经济属性来看,公共投资是指投向于公共产品或服务行业的投资。但随着技术进步和制度创新,公共品的边界发生变化,公共投资的概念也随之发展。凯恩斯理论认为政府干预经济的政策能刺激消费和投资,从而扩大有效需求,提高就业率。1947年国际劳工组织(ILO)的研究报告指出公共投资在数量和筹资方式上对就业产生重要影响。关于公共投资的实证分析则始于阿尔肖对美国公共投资产出效应的研究。其后来的研究基于C-D生产函数运用美国1970-1990年48个州的数据进行实证分析,结果表明:短期内公共投资对就业的边际影响在01077-01087之间,而长期内公共投资对就业影响的累积效应较大,这表明公共投资水平(公共投资与私人投资之比)与就业量之间存在二次非线性函数关系。Demetriades和Mamuneas利用利润函数导出劳动力需求函数,并在此基础上构造一个结构化模型,对12个OECD国家收稿日期:2009-12-16作者简介:韩仁月(1983-),女,黑龙江七台河人,山东大学经济学院博士生;常世旺(1978-),男,河北冀州人,山东大学经济学院讲师,经济学博士。·36·
韩仁月、常世旺:中国省级公共投资的区域效应:互利共赢还是以邻为壑1972-1991年的数据做了实证检验,研究发现公共投资的就业效应为正,但短期效应比长期要显著。Destefanis和Sena运用C-D生产函数构造了一个两部门(可交易部门和不可交易部门)地区经济模型,在此基础上分析意大利20个行政区的公共投资对地区贸易平衡的影响。结果表明:可交易部门的就业与公共投资的弹性为正,而不可交易部门为负。除了上述的结构化研究方法外,近年来非结构化研究方法(VAR或VEC)被广泛运用,即分析公共投资、产出、就业之间的动态效应。Boarnet、Mikelbank和Jackson认为由于公共投资存在外溢性,某一地区不仅受益于本地区的公共投资,同时也得益于其他地区的公共投资,而地区层面的研究却忽视了公共投资的网络效应。Al2fredoM1Pereira和Roca-Sagales采用向量自回归模型(VAR)来分析产出、本地区公共投资、区域外公共投资、私人投资和就业之间的动态关系,进而考察地区之间公共投资的溢出效应。结果表明:无论是对产出、就业还是私人投资,区域间公共投资的溢出效应明显,溢出效应约占公共投资总效应的50%以上,同时发现西班牙内陆地区的溢入效应较小,周边地区溢入效应较大,而公共投资的就业外溢性较小。 国内学者对公共投资的产出效应研究较多,多数分析公共投资总量或组成部分对经济增长、私人投资的作用(刘国亮,2002;张海星,2004)。王威基于C-D生产函数利用面板数据对我国东、中、西部公共投资的产出效应进行分析,结果表明不同区域的经济增长效应存在明显差别,其中西部地区公共投资效应明显低于东、中部。关于公共投资的就业效应研究较少。徐旭川在总量水平上采用VAR模型分析了中国公共投资对就业总量和三次产业就业量的影响,研究表明公共投资能够带来就业增长,且公共投资对就业的影响存在2期滞后;而采用ARDL方法构建多方程模型的研究却发现中国的公共投资增长在短期内减少就业,长期内对就业有显著的正效应。从国内学者的研究文献看,存在两点不足:一是缺乏地区层面的研究。由于区域发展的异质性,不同地区公共投资的作用效应不同。因此,通过各地区公共投资产出和就业效应的研究可以比较不同地区公共投资的作用效果;二是尚未涉及公共投资网络效应的研究。一个地区公共投资效应的发挥不仅仅局限在本辖区内,可能对其他地区产出和就业产生影响。因此,对公共投资网络效应的研究可以发现区域外公共投资是否有助于抑或不利于本地区产出和就业的发展。本文对省级公共投资区域效应的研究正弥补了上述不足。二、研究方法:VAR模型构建 根据一般经济理论,一国经济的产出、投资、劳动力和技术等因素是相互作用的。由于人力资本和R&D是公共投资的重要组成部分,因此,公共投资一定程度上促进了技术进步,Aschauer将技术进步定义为公共投资与私人·37·
财经研究2010年第4期投资比例的非线性函数引入生产函数模型。本文放松了Aschauer规模报酬不变的假设,将生产函数设定为: Y=AKαβL(1) 其中:Y为产出;K为私人投资;L为劳动力;A=(KG/Kr①),KG为公共投资。 对方程(1)两边同时取对数得: lnY=r(lnKG-lnK)+αlnK+βlnL(2) 整理可得: lnY=rlnKG+(α-r)lnK+βlnL(3) t时刻,方程(3)可表示为: lnYt=rlnKGt+(α-r)lnKt+βlnLt(4) 对方程(4)作一阶差分可得: ΔlnYt=rΔlnKGt+(α-r)ΔlnKt+βΔlnLt(5) 通过上述推导,可以发现:产出、公共投资、私人投资和就业四者的增长率之间存在相互作用的关系。因此,根据方程(5)建立的模型必然存在内生性。加之柯布—道格拉斯生产函数不能为各变量间的动态关系提供严格的定义,而VAR模型恰恰弥补了这一缺陷。VAR模型的构建只需满足两个条件:一是构建VAR模型的变量之间存在相互作用关系;二是各变量之间存在滞后效应。一个VAR模型由以下N个方程组成。ppp X1,t=α10+∑α11jX1,t-j+∑α12jX2,t-j+⋯+∑α1njXn,t-j+ε1tj=1j=1j=1 ⋯ppp Xn,t=αn0+∑αn1jX1,t-j+∑αn2jX2,t-j+⋯+∑αnnjXn,t-j+εntj=1j=1j=1 其中:X1,X2,⋯,Xn表示j=1,2,⋯,t时的内生变量α,n0,αn1j,⋯,αnnj是参数,p是内生变量的滞后阶数ε,1tε,2t,⋯ε,nt是误差项。因VAR模型中每个方程的右侧只含有内生变量的滞后项,它们与εt是渐进不相关的,所以可以用OLS法依次估计每一个方程,得到的参数估计量都具有一致性。三、中国省级公共投资区域效应的实证检验 由方程(5)可知,产出、就业、公共投资、私人投资增长率之间满足VAR模型建立的条件,因此,本文选择VAR模型来分析公共投资的产出与就业效应。但为了考虑地区层面公共投资的网络效应,我们将公共投资分为本地区公共投资和区域外公共投资,进而用产出、本地区公共投资、区域外公共投资、私人投资、就业五个变量构建VAR模型。所有变量均是对数差分形式,即表示该变量的增长率。·38·
韩仁月、常世旺:中国省级公共投资的区域效应:互利共赢还是以邻为壑 (一)数据说明。本文分析的公共投资包括:交通运输仓储、邮电和通信业;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;国家机关、政党机关和社会团体。我们用各地区各行业1985-2007年的年度固定资产投资数据合成总公共投资。由于全社会固定资产投资可分为公共投资和私人投资两部分,因此可以用投资总量减去合成的公共投资得到私人投资。各地区是指不考虑西藏和海南,并且将四川和重庆数据合并后的28个省、自治区和直辖市。区域外的公共投资则用28个地区公共投资总和减去各地区公共投资而得。1996-2007年的数据源自《中国固定资产投资统计年鉴》和《中国统计年鉴》;1985-1995年的数据源自《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴(1950-1995)》。由于1985-1995年没有关于固定资产投资总数的统计,根据全社会固定资产投资包括基本建设投资、更新改造投资、房地产开发投资、集体经济固定资产投资(城镇集体所有制单位固定资产投资和农村集体所有制单位固定资产投资)、城乡个人固定资产投资五个部分,因此,可以将基本建设投资、更新改造投资、集体经济固定资产投资中的公共投资合并得到总公共投资;将房地产投资和城乡个人固定资产投资归为私人投资。此外,考虑到各地区农村集体所有制单位的固定资产投资没有按行业划分,本文按全国农村集体所有制单位固定资产投资中公共投资的比例来计算各地区农村集体所有制单位固定资产投资中的公共投资份额。 各地区GDP和就业的数据源自各省、直辖市、自治区的统计年鉴,并将名义GDP、私人投资、公共投资(本地区的公共投资和区域外的公共投资)折算成实际值。实际GDP=名义GDP/GDP折算指数,GDP折算指数根据各地区GDP指数计算而得,也即: GDP折算指数=第t年名义GDP第t年GDP指数÷1985年GDP名义值1985年GDP指数 私人投资和公共投资按照各地区以1978年为基期的商品零售价格指数折算。GDP指数和商品零售价格指数均来自各地区统计年鉴。 (二)数据检验。为考察构模前的平稳性检验和序列相关,我们拟对各地区公共投资、区域外公共投资、私人投资、GDP的实际值和就业的对数差分形式进行ADF和PP检验,结果除天津和内蒙古外,其余地区这五个变量在10%的显著性水平下都通过平稳性检验。 (三)模型设定。不考虑天津和内蒙古,每个地区建立一个VAR模型,这样得到26个VAR模型。模型的设定如表1所示。根据AIC准则确定模型的滞后阶数;外生变量常数项和时间趋势的选择是基于模型拟合程度的考虑。 (四)动态区域效应分析。对以上26个模型进行脉冲响应分析。分析公共投资对产出和就业动态作用的关键是识别出来自公共投资的冲击。本文运用乔利斯基(Cholesky)分解法将公共投资冲击从总冲击中分离出来。根据累·39·
财经研究2010年第4期表1 各地区VAR模型的设定地 区滞后常数项时间趋势期数(C)项地 区滞后常数项时间趋势(T)期数(C)项(T)北河京北2C河南2C1C湖北2T山辽西宁2CT湖南2CT2CT广东2T黑吉龙林江2C广西2CT2T四川2CT上江海苏2贵州2CT2T云南2C浙安江徽1C陕西2C2C甘肃2CT福江建西2CT青海2CT2CT宁夏2C山东2T新疆2CT积脉冲响应函数的结果可以计算累积弹性。累积弹性反映未来一定时期内公共投资(本地区的公共投资和区域外的公共投资)累积变化一个百分点引起产出或就业累积变化的百分比。根据响应函数的收敛时间,即冲击消失的时间来确定时期的选择。通过观察各地区脉冲响应函数图可知,收敛时期一般在5-10年,鉴于各地区的可比性,本文分别计算出各地区5年和10年的累积弹性。根据公共投资产出和就业的累积弹性,可以计算出公共投资的边际产出和边际就业,也即: MPKG=εr×(Y/KG) MLKG=εL×(L/KG) 其中:MPKG为公共投资的边际产出;MLKG为公共投资的边际就业;εY和εL分别为公共投资产出的累积弹性和公共投资就业的累积弹性。Y/KG和L/KG根据样本区间最后5年或10年的数据计算,再取平均值。 11公共投资的就业效应。由于本文将公共投资分为本地区公共投资和区域外公共投资,因此,根据上述边际产出公式分别计算本地区公共投资的边际就业(MLKIG)和区域外公共投资的边际就业(MLKOG),进而可以计算该地区区域外公共投资的溢入效应为:MLKOG/(MLKOG+MLKIG),计算结果如表2所示。 (1)从区域内公共投资的效果看,短期内16个地区、长期内14个地区的本地区公共投资对就业产生正效应,这表明在超过半数的地区内公共投资与劳动力要素是互补品。其中山西、福建、江西、山东、广西和四川本地区公共投资对就业的边际促进作用较大,这六个地区拥有全国从业人员的29%,却分别获得区域内公共投资就业正效应的72%(短期)和66%(长期)。而安徽、河南、甘肃及黑龙江将受到负面影响,可见,通过增加公共投资促进就业在这些省份未能达到效果。从发展趋势看,广东、吉林及新疆的情况可能更不理想。 (2)从区域外公共投资的效果看,相对产出而言,区域外公共投资对本地区就业的促进作用较弱,这表明以邻为壑的现象在公共投资的就业效应上表现明显。短期内10个地区、长期内仅8个地区的就业受益于区域外公共投·40·
韩仁月、常世旺:中国省级公共投资的区域效应:互利共赢还是以邻为壑表2 公共投资的边际就业及溢入效应指标边际就业本地区公共投资区域外公共投资总边际就业溢入效应地区5年10年5年10年5年10年5年10年北京101636186-010401011015961870011%河北1314111169-0199-1159121421011000山西19123251750102-01261912425149011%0辽宁215516112-0142-015221131516100吉林2115-17175-014201111173-171650100%黑龙江-21172-2917601040119-21168-29158100%100%上海91311119401230121915412115214%118%江苏-4102-7117-0148-1152-4150-8169--浙江61246100-0144-01805180512000安徽-36168-511240131-0126-36137-51151100%-福建2419613155-0191-0190241051216500江西15113281400131-011215144281292%0山东1611922126017101711619022197412%311%河南-41102-2310701251118-40177-21190100%100%湖北131846164-1167-115412118511000湖南-47162-54168-2121-2132-49183-57100--广东0107-11175110411411111-101349314%100%广西42115421180120-01024213542116015%0四川3612928109-2196-2122331332518700贵州-21104-21149-0177-0191-21180-22140--云南-5112-17158-0171-0168-5183-18126--陕西01656195-0166-0155-0101614000甘肃-28158-2917201300130-28129-29143100%100%青海-215814197-0111-0117-217014180-0宁夏-11177-15175-0111-0114-11188-15189--新疆1128-6122-0141-01320187-61540- 注:在计算溢入效应时,本地区公共投资或区域外公共投资的边际就业出现负值时视为0。“-”是两者都为0的情况。资,其中广东、河南、山东三个从业人员最多的省份是最大受益者,他们占有全国从业人员的24%,却分别获得区域外公共投资就业正效应的59%(短期)和80%(长期)。无论本地区公共投资还是区域外公共投资对江苏、湖南、贵州、云南、宁夏的就业都产生负效应,由此可见,这些地区就业目标的实现需依靠私人投资的带动。 (3)从公共投资总边际就业看,短期内58%的地区表现出正效应,受益最大的地区仍是山西、福建、江西、山东、广西和四川。由此可见,公共投资促进了国内三大就业地带的形成:一是以北京为中心,包括河北、辽宁、山西和山东;二是以上海为中心,包括浙江、福建、江西、湖北;三是以广东为中心,包括广西、四川。 (4)从公共投资就业的溢入效应看,多数地区的溢入效应为0,这表明各地区的劳动市场相对封闭。从劳动力的流向看,广西、山西、山东、河北、江西及广东将成为净流入地;湖南、黑龙江、湖北将成为净流出地;而四川、甘肃、安徽和河南会成为流入流出并存的双向流动地区。·41·
财经研究2010年第4期 公共投资对就业的影响途径主要包括:短期内因公共投资增加,一定程度上需要更多的人员,从而带动了就业;长期内,也是主要的途径,因公共投资增加特别是文教科卫投入增加,促进了劳动力素质的提高和人力资本的积累,加之户籍制度的逐渐放松,引致劳动力跨区域流动,向经济较发达地区以及新的经济增长地区集中。2005年全国1%人口抽样调查数据也表明:外来劳动力占全部城市地区劳动力的比例约为19137%,主要是农村流动劳动力,占所有流动劳动力的7918%,流入地主要集中在省会城市和地级市。 21公共投资的产出效应。利用公式MPKOG/(MPKOG+MPKIG)计算出公共投资产出的溢入效应,如表3所示。表3 公共投资的边际产出及溢入效应指标边际产出本地区公共投资区域外公共投资总边际产出溢入效应地区5年10年5年10年5年10年5年10年北京5116114601880182610421281415%3519%河北2110720188119811582310522146816%7%山西-2186310201470147-21393149100%1315%辽宁-5158-1011401831131-4175-8183100%100%吉林-1112-1112901480132-10172-10197100%100%黑龙江-24142-1915501640158-23178-18197100%100%上海321433713701470125321937162114%017%江苏2019614116116201752215814192712%511%浙江1012410163103214313127131032219%1816%安徽-1129610411040193-01246197100%1313%福建2312722190168-01142319522176218%0江西61771157013801471151196514%2012%山东2615224183116301742811525157518%219%河南8124513411090124913351581116%413%湖北-12183-816301680128-12115-8135100%100%湖南-4123-21570194-0101-3128-2159100%-广东561553218-0108-0132561473214900广西1516812192010901517712192016%0四川611581610143-016861587193615%0贵州-5174-61450120122-5155-6124100%100%云南5125127-0133-01354187419200陕西12171911301420139131149152312%411%甘肃-1312-1114601210121-12199-11124100%100%青海-4111-718501080109-4103-7176100%100%宁夏151911114010201031519211117011%013%新疆-1818-11138-0127-0119-19107-11157-- 注:在计算溢入效应时,本地区公共投资或区域外公共投资的边际产出出现负值时视为0。“-”是两者都为0的情况。 (1)从区域内公共投资的效果看,半数以上地区的公共投资促进了本地区产出的增加。广东、上海、山东、福建、江苏及河北从本地区公共投资中受益最大,而黑龙江、吉林、辽宁、湖北、甘肃及贵州从本地区公共投资中受到负面影响,以促进经济增长为目的的公共投资在这些省份未达到预期效果。从区域外公共投资的效果看,对大部分地区而言,区域外公共投资对本地区产出具有·42·
韩仁月、常世旺:中国省级公共投资的区域效应:互利共赢还是以邻为壑正溢出效应。这表明省级公共投资在区域间形成互利共赢。其中,河北、辽宁、江苏、浙江和山东是受益较大的地区,而广东和云南将受到负面影响。从公共投资总边际产出看,广东、上海、山东、福建、江苏、河北等六个地区从公共投资总效应中受益最大,这说明公共投资在一定程度上提高了地区层面经济活动的集中度,促进了产出集中。 (2)从公共投资产出的溢入效应看,多数地区存在着公共投资溢入效应,短期内中西部地区对区域外公共投资的依赖性较强。本文得出与国外学者②AlfredoM1Pereira不同的结论,即公共投资的溢入效应在内陆地区(除了河南、四川、江西、宁夏、陕西)表现得更明显,而沿海和邻边地区(除了辽宁、吉林、黑龙江)则更受益于本地区的公共投资,广东和云南两省溢入效应为零,有可能成为两个独立的经济增长中心。一般来说,如果一个地区省际贸易较小,而国际贸易的贡献较大,那么可以认为该地区从区域外公共投资中受益较少。改革开放以来,我国国际贸易较活跃的地区可分为三类:一是具有地理优势的北京、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东;二是边境地区,如新疆、云南、广西的国际贸易较为活跃;三是内陆地区的宁夏、陕西和江西在国际贸易上各具发展优势:宁夏的开放度相对较高,陕西发展国际旅游业,江西的FDI较活跃。其中,由于沿海和邻边地区具有市场接近性和较低的海运成本两大优势,因此,国际贸易较活跃的地区,其本地区公共投资对产出贡献较大。而对外贸易相对较少的甘肃、青海、贵州、湖南、湖北、安徽、黑龙江和吉林的发展则更多依靠国内市场和省际贸易,因此,公共投资的溢入效应较大。四、结论:来自“就业—产出”效应矩阵的启示 本文考察了省级公共投资的区域影响,即地区层面公共投资与产出就业的溢出效应。实证结果表明:一是多数地区受益于本地区公共投资,且不同地区受到公共投资的作用效果不同。东部地区从本地区公共投资中受益最大,这表明公共投资促进了地区层面产出的集中。中西部地区受到公共投资的负效应较明显,可见,以促进经济增长为目的的公共投资在这些省份未达到预期效果。从产业与就业的组合效应来看(见图1),东部地区及新兴经济增长图1 省级本地区公共投资就业—产出效应矩阵点(广西、四川、陕西)的公共投资对本地区产出与就业产生正效应。而与广西、广东邻近的贵州、湖南;与四川、陕西邻近的青海、甘肃及与山东、浙江、江西邻近的安徽等成为最大的受损者,·43·
财经研究2010年第4期这在一定程度上表明省域经济发展可能存在以邻为壑的现象。 二是本地区公共投资对超过半数地区(16/26)的就业产生挤入效应;而区域外公共投资对多数地区(18/26)的就业则产生挤出效应。这表明区域外公共投资一定程度上引致本地区劳动力的外流,以邻为壑的现象在公共投资的就业效应上表现明显。这种现象主要体现在四川、湖北和湖南等内陆地区。从公共投资总就业效应看,公共投资促进了以北京、上海、广东为中心的三大就业地带的形成。 三是由于地区发展的异质性,不同地区获得的区域外公共投资产出溢入效应不同。本文将这种差异解释为各地区对外贸易程度的差异。由于沿海和邻边地区具有较好的市场接近性和较低的海运成本,国际贸易活跃,因此,从区域外公共投资中受益较小。而大多内陆地区对外贸易相对较少则更依赖于本地区公共投资。与就业相比,省级公共投资对区域间产出的影响更多表现为互利共赢。 值得指出的是,本文的后续研究应包括:一是省级乃至国家公共投资的溢出效应研究,以确定最佳投资和重点投资区域;二是省级公共投资是否会促进抑或阻碍区域经济的一体化发展等。注释:①DavidAlanAschauer(1997)认为技术进步与KG/K呈二次函数关系。这里仅是证明公共投资、私人投资、就业和产出之间存在相互作用,因此这种关系的设定仅为推导方便,不对文章结论产生任何影响。②AlfredoM1Pereira(2004)研究表明西班牙内陆地区的溢入效应较小,而周边地区溢入效应较大。参考文献:[1]刘国亮1政府公共投资与经济增长[J]1改革,2002,(2):80—851[2]张海星1公共投资与经济增长的相关性分析———中国数据的计量检验[J]1财贸经济,2004,(1):43-491[3]王威1公共投资的区域经济增长效应[J]1当代经济管理,2008,(2):14-171[4]徐旭川,杨丽琳1公共投资就业效应的一个解释———基于CES生产函数的分析及其检验[J]1数量经济技术经济研究,2006,(11):94—1031[5]刘学军,赵耀辉1劳动力流动对城市劳动力市场的影响[J]1经济学(季刊),2009,8(2):693—7101[6]PereiraAM,ORocaSagales1Spillovereffectsofpubliccapitalformation:EvidencefromtheSpanishRegions[J]1JournalofUrbanEconomics,2003,53(2):238-2561[7]AschauerDA1Outputandemploymenteffectsofpubliccapital[R]1TheJeromeLevyEconomicsInstitute,WorkingPaperNo1190,19971[8]DemetriadesP,MamuneasT1Intertemporaloutputandemploymenteffectsofpublicin2frastructurecapital:Evidencefrom12OECDeconomies[J]1TheEconomicJournal,·44·
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