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内容提要 本文主要研究了地方政府规模对工业企业资本效率的影响。通过Moran’s I检验了中国2011年到2014年之间工业企业资本效率存在的空间自相关特征，发现中国工业企业资本效率在全国层面呈现出“高—高”、“低—低”的现象。并从全国、国企、私企、三资企业四个层面，使用空间杜宾模型（SDM）研究了政府规模对工业企业资本效率的影响，发现全国来看政府投资增加会显着抑制工业企业资本效率的提高，尤其是对私有企业工业企业资本效率产生显着抑制作用，既不利于本地区效率提升，也对周边地区效率产生了严重的抑制效应，但政府投资对国有企业工业企业资本效率几乎没有产生显着影响，对三资企业的作用不具有一致性。政府消费增加未对全国层面的工业企业资本效率产生直接的显着影响，但对私企而言却产生了显着的负外溢效应，而国企和三资企业没有受到显着影响。

关键词 工业企业 资本效率 Moran’s I 空间杜宾模型 织梦内容管理系统

一、引言 织梦内容管理系统

根据The Fraser Institute发布的2015年世界经济自由度指数显示，1990年之后中国经济自由化指数逐年上升，从当年的4.09上升到2013年的6.44，其中货币稳健程度上升最快。这一指数是Gwartney、Lawson和Hall（2015）用5个维度的指标构建的，包括政府规模、司法体系与财产权利、稳健货币、国际贸易自由度以及规制。其中政府规模是影响经济自由度的重要因素，包括政府消费水平、转移支付和补贴对GDP的占比、政府企业与投资、总边际税率，采用10分制的方式进行计分。直观上来讲，区域市场化程度越高市场机制受到扭曲的程度就会越小，效率缺失就会越低，而政府规模增大，意味着政府对市场经济控制的力度加大，虽然正向意味着对市场失灵调节的力度增大，可以抵御外部冲击有力保障区域内部经济稳定性，但过大政府规模可能会造成经济自由度损失，过度政策干扰紊乱经济秩序。 copyright dedecms

从宏观层面来看，政府规模增大对社会福利有何影响?文雁兵（2014）使用政府预算支出对GDP的占比衡量政府规模，发现短期来看政府规模的扩张有利于社会福利的改善，但随着扩张增大社会福利反而会减小，而且政府规模在中国各地区福利影响程度也存在差异，东西部地区呈现倒U型，中部地区政府规模具有正向促进作用，政府规模越大政策之间的协同程度越高，对于公共福利方面的支出越多（赵磊、方成和吴向明，2014），越利于区域之间的要素转移，以及区域资本边际生产率的提高。从微观层面来看，政府规模是否会对企业效率产生影响?马光荣和李力行（2012）通过地方政府面板数据，研究了政府规模对企业税收压力以及逃税现象的影响，他们采用财政支出占GDP的比重衡量政府规模大小，发现政府规模会增加企业税收压力，从而导致企业逃税现象加重，产生了“高政府规模、高赋税、高逃税”的恶性循环。李筱乐（2014）认为大政府对生产性服务业的效率造成抑制，会挤出私人部门的投资与劳动力的吸收，政府垄断经营与管制还会影响到服务贸易业，因此政府规模对生产性服务业的影响可能是倒U型的。他使用政府财政收入在GDP中所占比重来衡量政府规模，通过门限面板模型验证了这种猜想。王莹、范琦和冯经纶（2014）认为增值税会诱导政府规模的扩大，使用财政支出对GDP的占比作为政府规模的表征变量，结合VECM模型证实中国增值税会诱导政府规模扩增的现象。但是作者的样本数据量只是1993年到2013年之间的时间序列数据，因此对区域间的差异性还缺乏进一步研究。

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在培育多元化所有制企业类型的经济背景中，不同类型企业在市场结构中的融合方式有所不同，因此政府规模对这些企业所产生的影响作用也应当有所差异。目前文献较多地是测定与比较不同所有制类型企业的效率，比如综合效率以及技术效率。在较早的文献里，姚洋和章奇（2001）选取所有制形式、企业规模、外溢效应、公共研究机构和企业的R&D、地理位置因素，使用随机前沿生产函数比较了国企与非国企工业的技术效率。后来的一些学者结合DEA模型和Malmquist指数法，测算企业TFP指数进行不同类型企业的效率比较，比如张晨和张宇（2011），覃毅和张世贤（2011），任毅和丁黄艳（2014），范建双、虞晓芬和赵磊（2015）。也有学者通过熵值法、聚类分析对不同类型企业效率进行评价，郝书辰、田金方和陶虎（2012）选取了一系列财务指标并将其人均化，但使用人均指标对不同要素密集型的企业来说会产生较大的偏误。以上测量结果中，多数认为国企技术效率增速较快，但对综合效率没有一致性结论，比如姚洋和章奇（2001），范建双、虞晓芬和赵磊（2015）认为国企技术效率低下。 本文来自织梦

但是以上文献中较少地直接研究企业的资本效率，同时在实证过程中忽略了地理空间异质性特征。区域的差异性会使变量的影响程度和解释力度产生差异，赵增耀和夏斌（2012）将政府财政支出占GDP比重作为政府规模变量，使用工业产值比重来衡量区域之间的集聚程度，研究发现工业集聚会产生显着的溢出效应，从而影响到不同区域之间市场潜能的发挥。于斌斌和金刚（2014）通过构建SLM模型发现中国城市结构调整与模型选择，对城市劳动生产率具有显着的空间溢出效应，劳动生产率受地理距离以及区域位置的影响。邓若冰和刘颜（2016）发现工业集聚对经济增长具有显着的促进作用，若不考虑空间因素结果会被高估。彭星（2016）发现在工业绿色转型中东部地区与西部地区环境分权对产业升级的作用不一致，存在显着的空间异质性。

因此本文在现有文献基础上，将工业企业资本效率拓展到地理空间层面与企业类型层面，把工业化率、政府科教支出、房地产与金融比重、人均资本量等控制变量引入模型中，研究政府规模对国企、私企、三资企业的工业企业资本效率的影响。本文余下的内容安排如下：第二部分提出空间依赖现象以及空间杜宾模型，在此基础上提出实证的计量模型基础；第三部对中国工业企业资本效率存在的空间现象进行实证，并分全国、国企、私企、三资企业来检验地方政府规模对工业企业资本效率的影响；第四部分为结论与启示。 织梦好，好织梦

二、理论基础与模型构建 dedecms.com

（一）空间依赖现象的测算 dedecms.com

Tobler（1970）的“地理学第一定律”认为，空间距离越近事物之间的关联程度越强。理论上，对区域经济的研究需要结合地理因素进行经济分析，比如“中心一外围”理论（Toye和Toye，2006；Dosman，2006）认为经济活动具有区位之间的关联性，Krugman（1999）的新经济地理学认为产业活动或经济活动在空间距离上的集聚，可以通过节约成本带来规模报酬递增。然而在对区域经济数据进行实证的过程中，传统计量模型忽略了抽样数据所产生的空间异质性以及空间依赖性特征，不仅时间上存在着自相关，在抽样的空间上也存在着自相关现象，因此包含地理信息数据的面板数据违反了回归模型中的高斯一马科夫假设，空间依赖性定义为“观测值之间及区位之间的一致性”（Anselin，2000），意味着某种现象在地理位置出现集聚，通过测算数据之间的空间相关系数来衡量集聚程度的大小，即Moran’s I或Geary’s I。本文中使用Moran’s I指数衡量空间自相关程度：

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其中Z（I）为显着性统计量，Yi表示第i地区的观测值，n为地区数量，W为空间权重矩阵，本文根据地理位置邻近法则使用0、1表示区域之间的邻近关系。当Moran’s I取值大于0时，表示样本在某一属性上呈现出空间正相关性，即“高—高”或“低—低”扎堆的现象，当Moran’s I取值小于0，表示样本属性在空间上负相关，即“高—低” copyright dedecms

或“低—高”扎堆的现象，如果Moran’s I接近于0意味着空间上不存在相关性。表1给出了2011年到2014年全国综合工业企业资本效率之间的Moran’s I，通过值的大小在实证部分判断工业企业资本效率之间存在的空间自相关程度。

（二）空间遗漏变量模型的提出 copyright dedecms

考虑了地理因素的空间计量模型，对于特定样本i而言，其因变量变化不仅受到自身的自变量变化带来的影响，而且还受到邻近地区自变量变化带来的影响，如果单纯构建含有外生变量X的模型：Yit=Xitβ+εit，可能受到周边地区的变量溢出效应的影响，因此进一步假设遗漏变量Z也会

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其中，变量个数为K；ρ是空间自回归系数，表示因变量在空间上存在的集聚效应；Wit为样本区域之间N×N阶权重矩阵；η是K×1阶固定而又未知的参数向量；WXit捕捉了解释变量对周边地区产生的外溢效应；为K×1阶参数向量。

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使用这一模型其内部动因在于排除了空间上存在遗漏变量的可能性，外部动因在于引入了自变量的空间外溢性特征，因此更加贴近直观上对空间效应的认识，既考虑了因变量在空间上存在的集聚效应，也考虑了对周边地区产生的溢出效应。将（3）式变换得到（4）式：

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由于因变量的空间滞后项存在，因此不能直接通过读取初次空间模型估计的加权自变量结果来衡量效应影响，需要进一步计算得到自变量带来的影响，此处的Xit变化之后存在两种效应：第一是直接效应，指的是这一改变将会直接影响到自身的被解释变量，导致被解释变量的直接变化；第二是间接效应，这一变量变化之后会导致其他地区被解释变量也受到相应影响，也可以说是其他地区该变量变化之后导致本地区解释变量发生的响应，按照Elhorst（2003）以及LeSage（2014），SDM模型中的直接效应通过计算（Iit-ρWit）-1（η+W）矩阵的所有对角线元素而得，间接效应为（Iit-ρWit）-1（η+W）的非对角线元素，由于W的存在会使此时任何一个自变量产生N×N的效应系数矩阵，因此他们使用上述系数矩阵的对角元素的平均值作为GNS模型中自变量变化后的直接效应，使用非对角元素的行或列平均值表示间接效应，即令R=（Iit-ρWit）-1（η+W），因此第k个变量的直接效应进一步表示为：其中diag（R）表示R的对角元素向量，第k个变量的间接效应为：，μkd为第d个抽样的第k个变量产生的间接效应。 dedecms.com

（三）实证模型的提出

（3）式为下文计量提供了模型基础，通过全国综合水平、国企、私企、三资样本四个层面研究政府规模对工业资本效率的影响，在后文中，因变量为工业企业资本效率，自变量的加权变量既考虑政府规模的外溢效应，也考虑控制变量的空间外溢效应，因此模型为： 织梦内容管理系统

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其中，Xit[cons，gcit，ginit]，Zit=[inrit，gtechit，gdpestit，gdpfinit，klaborit]，η1、η2、1、2为相应的系数向量。关注的政府规模核心变量由政府消费支出比重（gc）以及政府固定资产投资占总固定资产投资比重（gin）构成，所选的控制变量包括工业化率（inr）、政府科教支出比重（gtech）、房地产业比重（gdpest）、金融业比重（gdpfin）、劳动人均资本量（klabor）。 内容来自dedecms

三、政府规模对中国工业企业资本效率的影响

（一）数据来源 内容来自dedecms

本文中数据来源于国泰安统计数据库，通过按照以下变量处理规则进行变量计算，权重矩阵W按照“车”式距离使用0、1来确定省市之间的邻近情况。使用LeSage（2014）以及Elhorst（2003）提供的Matlab空间计量工具包对模型进行估计。

所选样本中四个层面的数据，包括全国综合层面、国企、私企、三资全国31省市的数据，由于缺乏数据统计，因此不包含台湾、香港、澳门等地区。由于在较多年份内备择变量劳动的人均资本项缺少数据，加入该变量导致样本损失较为严重，因此含有该变量的模型中样本量少于其他模型。

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（二）变量说明 dedecms.com

首先，地方政府规模衡量。 dedecms.com

借鉴之前学者的研究方法，以及结合中国地方政府数据可得性，本文从两个方面刻画政府规模大小。其一，用政府消费支出占GDP比重（gc）表示，由于政府购买增加对资本市场会产生挤出效应，因此政府规模越大，对经济效率产生的干扰也会相应变大，1998年到2014年期间政府支出规模比重保持相对稳定；其二，用政府投资占GDP比重（gin）表示，政府固定资产投资主要由制造业、基础设施和房地产相关投资、设备等构成，政府主导的固定资产投资尽管发挥着宏观调控政策的作用，可以定向、定量地进行经济调节，与私营经济中硬约束相比，政府主导的投资方式往往出现结构失调，或者局部竞争性过剩投资，比如近年来政府政策着力的去过剩产能。由于中国工业体系发展的历史原因，早年政府固定资产投资总量占GDP比重较高，近年来随着市场化改革程度加深，政府固定资产投资比重逐年出现下降的趋势。 内容来自dedecms

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其次，工业企业资本效率。本文中的企业资本效率指的是企业资本的投入产出效率，经济学中可以通过核算其投入产出比来衡量企业资本效率的大小，由于缺乏投入产出的详细数据，因此本文使用总资产贡献率（eff）来衡量其大小，这项指标反映了企业资金占用的经济效益，体现企业所有资产的收益能力，作为评价和考核企业盈利能力的重要指标。从全国综合水平来看，除台湾、香港、澳门之外，全国工业企业资本效率较高的地区集中在东北、华东、华南地区，较高的省市有陕西、河南、山东、湖南、江西、广西、黑龙江、吉林等；2011年到2014年西北、西南地区的工业企业资本效率出现逐渐下降的趋势；工业企业资本效率较高的省市周围的地区也比较高，比如河南周围的陕西、山东、安徽、湖北等地区的工业资本效率也较高，青海附近的西藏、宁夏、甘肃等地区较低，总体上呈现出高效率或者低效率扎堆的现象。 织梦好，好织梦

为进一步验证这样的猜想，表1显示了全样本中以及部分样本中的Moran’s I，R2表示拟合优度，Moran’s I进一步检验区域之间存在的空间效应如表1所示，除少数省区之外，各年的综合数据都呈现出来显着的区域正相关性，而且随时间推移相关性逐年增强，因此通过对Moran’s I测算验证了图1中存在的“高—高”、“低—低”的扎堆现象，在全体样本中，2014年存在显着的空间溢出现象。 本文来自织梦

最后，控制变量。文中选取了工业化率（inr）、政府科教支出占一般性政府支出比重（gtech）、房地产业（gdpest）与金融产业产值（gdpfin）占GDP的比重作为公共的控制变量，选取地区工业企业劳动的人均资本存量（klabor）作为检验模型稳健性的备择控制变量。工业集聚有可能产生正的规模外溢效应，因此使得工业集聚程度高的地方工业资本效率也相应较高，从面板数据之间呈现出的相关性来看，工业化率与工业资本效率之间的相关系数为0.45，相应的相关系数p值为0.000，即两者之间存在显着的正相关性，因此通过加入区域工业化率排除这种外溢效应带来的影响；政府科教支出则从提高全要素生产率的角度改进工业资本效率，房地产业的发展与工业则可能存在着替代关系，由于实体经济不振与房地产过热并存，因此房地产业为资金增值提供了取向，金融业与工业之间既是替代作用也对工业产生了金融外溢性，金融业发展可以加快社会资金的流动性提升工业的资金获取能力，因此有利于工业资本效率的提升。劳动的人均资本存量（万/人）由资产总计除以全部从业人员年平均数所构成，由于该变量中存在较多年限的缺失，考虑该变量的时候样本分别会损失248、93、217、2A8个，因此从样本的完整及可得性出发，下文将劳动的人均资本存量作为备择控制变量加入模型，在此基础上进一步验证模型的稳健程度。

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（三）实证结果

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使用空间杜宾模型（SDM）对全国数据、国企、私企、三资企业进行研究，SDM模型的好处在于可以把空间滞后模型（SAR）和空间误差模型（SEM）包括进来一般化。通过Wald与LM检验了模型选择SDM还是SAR或SEM，Wald lag和LM lag检验是否SDM模型可以简化为SAR模型，Wald erro或LM erro检验是否SDM模型可以简化为SEM模型，并使用稳健的LR检验判断时间、空间固定效应模型。 织梦好，好织梦

表2—表5显示了全国数据、国企、私企、三资企业的实证回归结果，表中给出了自变量变化产生的直接效应、间接效应以及总效应，分别采用混合模型、时空固定效应、空间随机时间固定效应，由于篇幅的限制没有给出含有WX自变量的详细结果。所有组实证回归结果中，全国数据结果作为对比组。模型（1）到模型（3）为不含人均资本项的估计，模型（4）到模型（6）为加入人均资本后的估计，并作为检验自变量的效应是否稳健，如果加入该变量之后变量结果仍然是显着而且符号相同的，则认为变量的估计结果是稳健的，否则变量的结果不具有稳健性。

第一，全国综合水平来看，政府规模对全国工业资本效率的综合影响。 织梦内容管理系统

从全国水平来看，LR检验显着支持时间与空间固定效应模型，在不含人均资本的模型中样本总量为527，由于人均资本数据年限少因此样本总量为279，固定（2）模型中显示出显着的空间滞后现象，即全国层面来看工业企业资本效率出现扎堆的情况，工业企业资本效率越高的地区周边也较高。在显着模型中：工业化率的提升有利于工业资本效率的提升，直接效应来看，区域自身工业化程度越高，工业化所产生的集聚效应越大，在所有模型中都表现为对工业企业资本效率的显着促进作用，而间接效应来看本地区工业化率的提升产生的溢出效应多数不显着，在随机模型中表现为显着的负效应；不含人均资本的固定效应模型中政府消费抑制了工业资本效率提升，但不论是对本地区工业还是周边地区工业，其抑制作用的显着程度都不高；政府投资比重增加对工业企业资本效率有显着的抑制作用，尤其是本地区政府投资增加显着地抑制了本地区的工业企业资本效率，而对周边地区产生的作用不明显，考虑人均资本的固定模型中，本地投资对外地投资会产生正外溢效应，促进了外省工业资本效率的提升；不含人均资本模型中政府科技投入会显着提升工业资本效率，尤其对周边地区有较强的溢出效应，直接效应不显着；房地产业比重提升对本地区工业企业资本效率有抑制作用但不显着，对周边地区有较显着的正溢出效应，但总体上看房地产业对工业的效应不显着；金融业比重提升会使工业企业资本效率降低，尤其对周边地区具有显着的负外溢效应；人均资本增加抑制了工业资本效率提升。 内容来自dedecms

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第二，政府规模对国有企业工业企业资本效率的综合影响。 织梦好，好织梦

LR检验显着支持时间与空间固定效应模型，工业化率的提升显着地提升本地区工业资本效率，而周边地区国企工业资本效率具有负溢出效应，因而两种效应之和没有呈现出显着的促进作用；在不含人均资本的模型中，政府消费增加对本地区具有显着的抑制作用，对周边地区则具有显着的促进作用，由于后者效应更大，因此总体上政府消费对工业企业资本效率具有正效应；根据固定效应模型结果，政府投资对国企工业企业资本效率没有显示出明显的影响作用，但不含人均资本的则出现了抑制效应，尤其是对周边地区的国企工业企业资本效率产生强烈的抑制；政府科技投入增加有利于本地区的国企工业企业资本效率改善，但对周边地区国企效率没有显着溢出作用；房地产业比重增加对本地区工业企业资本效率具有显着的抑制作用，对周边地区则具有显着的正外溢性，由于后者强于前者因此总体来讲房地产业比重增加改善了国企工业企业资本效率；金融业比重的提升有利于本地区国企工业资本效率的提升，对周边地区工业企业资本效率则有抑制作用，考虑人均资本模型后其负向的溢出效应减小，但两者都不显着；人均资本量的增加反而使国企工业企业资本效率显着降低。 织梦好，好织梦

第三，政府规模对私有企业工业企业资本效率的影响。

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LR检验以及Wald或LM检验都显着地拒绝原假设，因此适宜解释模型的结果选取时空固定效应下的SDM结果。工业化率对本地区私企工业企业资本效率的提升具有显着促进作用，考虑人均劳动资本时亦对周边地区私企产生显着的正外溢性；在固定模型中，政府消费对本地区工业企业资本效率没有产生显着的影响，对周边地区产生了显着的抑制作用，不利于其工业企业资本效率的提升，总体上政府消费会抑制私有企业的工业企业资本效率，但表现得不显着；政府投资对本地区私有企业工业企业资本效率以及周边地区都有显着的抑制作用，对周边地区的抑制作用更强，直接效应与外溢效应的联合效应也具有显着性；政府科技投入对私有企业工业企业资本效率的直接效应或间接效应表现为提升作用，但作用不显着；房地产业对私有企业工业企业资本效率具有显着的抑制作用，尤其是当本地区房地产业比重上升之后，周边地区工业企业资本效率所受到的影响程度更大更显着，总体上房地产对私有企业工业企业资本效率具有抑制效应；金融业比重越大本地区工业企业资本效率越低，对本地区产业的替代作用较强，对周边地区的影响的外溢性不一致且不显着；本地人均资本量的增加对私企工业企业资本效率没有显著作用，但周边地区的效率则出现抑制效应。 织梦好，好织梦

第四，政府规模对三资企业工业企业资本效率的影响。

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在不含人均资本的模型中，Wald与LM检验支持SDM模型，通过表5的实证结果发现，不含人均资本的模型中，政府消费对本地区三资企业具有显着的促进作用，而对周边地区有轻微显着的抑制作用；政府投资对本地区三资企业没有显著作用，对周边地区有轻微显着的促进作用；而房地产业、金融比重对三资企业没有显着影响。

然而，包含人均资本的模型中没有通过SDM的假设检验，其中Wald与LM检验都没有显着地拒绝SAR以及SEM模型，因此对于包含人均资本变量的模型中，使用常规面板模型、SAR以及SEM进行补充性实证。表6给出了常规面板估计结果、SEM以及SAR的直接效应，SEM的直接效应通过自变量系数直接得到，因此间接效应为0，于是总效应就为直接效应。通过表6结果发现，常规面板估计支持固定效应模型，政府投资与工业企业资本效率之间呈现显着负相关性，金融业对三资企业工业企业资本效率具有提升作用，在SEM以及SAR固定效应模型中尽管为正效应但不显着；人均资本与工业企业资本效率之间存在显着正相关性；其他变量对三资企业工业企业资本效率没有产生显着影响，而且所有变量都没有体现出显着的空间溢出效应，如表7所示。 copyright dedecms

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（四）小结

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本部分主要使用空间杜宾模型（SDM）Wald、LM、LR检验，选定政府消费比重以及政府固定资产投资比重作为衡量政府规模的重要变量，控制工业化率、政府科技支出、房地产比重以及金融业比重，并使用人均资本变量作为判断模型稳健性的基础进行实证，发现加入人均资本量变量之后，模型中部分变量的显着性降低或者不存在显着性，因此，以此衡量自变量对工业企业资本效率影响的一致性程度以及显着性，其中：工业化率、政府投资、房地产业、金融业的系数估计具有较强的一致性，政府科技投入、政府消费具有较弱的一致性。 织梦内容管理系统

四、结论与启示 dedecms.com

（一）结论 copyright dedecms

本文主要研究了地方政府规模对工业企业资本效率的影响。通过Moran’s I检验了中国2011年到2014年之间工业资本效率存在的空间自相关特征，发现中国工业企业资本效率在全国层面呈现出“高一高”、“低一低”的现象，在空间并从全国、国企、私企、三资企业四个层面，使用空间杜宾模型（SDM）研究了政府规模对工业企业资本效率的影响，研究发现，全国来看政府投资增加会显着抑制工业企业资本效率的提高，尤其是对私有企业工业企业资本效率产生显着抑制作用，既不利于本地区效率提升，也对周边地区效率产生了严重的抑制效应，但政府投资对国企工业企业资本效率几乎没有产生显着影响，对三资企业工业企业资本效率的作用不具有一致性。政府消费增加未对全国层面的工业企业资本效率产生直接的显着影响，但对私有企业工业企业资本效率而言却产生了显着的负外溢效应，本地区政府消费比重增加会严重损害周边地区的私企工业企业资本效率，而国企和三资企业没有受到一致的显着影响。

研究还发现，工业产业集聚利于提高资本效率，工业化率增加对全国工业企业资本效率具有显着提升作用，对本地区国企和私企的工业企业资本效率提升具有很强的作用，但对三资企业没有显着影响。政府的科技投入仅对国企工业企业资本效率提高起到一致的显著作用，对其他类型企业没有显着影响，全国层面来看也不具有显著作用；房地产比重增加对私有企业工业企业资本效率产生抑制效应，尤其对周边地区私有企业工业企业资本效率产生显着的负外溢效应，但对国企则产生显着的正外溢效应，对三资企业没有显着影响；金融业发展对私有企业产生的直接性抑制很强，对国企和三资企业没有产生显着影响。从企业类型来看，私企资本效率对政府规模变化反应最显着，尤其是政府投资规模的影响具有显着的直接效应和外溢效应，对国企以及三资企业的影响不显着。 织梦内容管理系统

（二）启示 dedecms.com

首先，合理完善政府投资体系，优化政府投资结构，减少对资本市场的干扰和扭曲。进一步推进政府公共服务均等化，将政府投资集中在公共产品供给方面，降低民企投资的行业限制，提升政府投资在中西部地区基础设施、教育、医疗、文化、体育、精准脱贫方面的调整力度，由中央政府制定一系列政府投资指导计划，严格限制地方政府竞争性过度投资。

其次，推进政府采购体制改革、招标投标体制改革，促进政府采购公平度，打破地方政府的市场保护以及国企优先的原则，推行公平的采购制度，促进政府采购公平竞争，减少对工业品市场的价格扭曲。

再次，促进政府科技投入的成果转化。推进国有科技成果的转化，赋予单位、研发团队、科技人员对科技成果的自主处理权利，强化对知识产权的司法保护，提高科技工作者的创造积极性，促进工业企业技术升级，培育新型工业产品，逐渐淘汰落后产业产品，提升工业品中的科技与智能劳动的含量比重。 本文来自织梦

最后，培育多元化、公平的投资渠道，降低私有企业的融资难度，配合三次产业调整政策合理引导资金流入实体经济，发挥工业制造在跨越“中等收入陷阱”中的核心作用，防止中国制造业空心化与低端化；积极培育健康的资本市场与房地产市场，平衡中长期发展目标与短期政府绩效的关系，避免虚拟经济过度膨胀而造成对实体经济的资金吸卷效应，提升中国经济的长期增长动力。 内容来自dedecms

参考文献：

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10、王莹、范琦、冯经纶：《增值税与政府规模扩张的实证分析》，《财贸经济》2014年第11期。 织梦内容管理系统

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13、于斌斌、金刚：《中国城市结构调整与模式选择的空间溢出效应》，《中国工业经济》2014年第2期。 dedecms.com

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