民间资本投资与行业经济增长的理论与实证研究

民间资本投资与行业经济增长的理论与实证研究——基于浙江省行业及产业面板数据的协整分析

潘静波^[1]

摘　要:随着近年来东部沿海地区民间资本流动、积聚的频繁，民间资本作为重要的生产要素，投资的一种类型，在产业化进程中发挥的作用尤其引人注目。投资增长是经济增长中的一个重要问题，投资的高增长反映了我国工业化、城镇化、市场化、国际化程度不断提高和发展过程中的必然。本文将以浙江地区为研究对象，采用行业和产业数据，沿用面板数据协整验证投资与经济增长、国有及民间资本投资与各行业经济增长的进行实证研究，以探讨现有投资结构和投资效率的对于民间投资及产业投资基金的投资方向的启示，并能够对现有的投资方式、投资制度对产业发展的促进发展提出一些建议。

关键词:投资；经济增长；国有投资；民间投资

一、引言及文献综述

关于投资与经济增长、产业发展的关系，长期以来一直受到学者们的关注。随着近年来东部沿海地区民间资本流动、积聚更加频繁，民间资本作为重要的生产要素，投资的一种类型，在产业化进程中发挥的作用尤其引人注目。投资增长是经济增长中的一个重要问题，投资的高增长反映了我国工业化、城镇化、市场化、国际化程度不断提高和发展过程中的必然（张奇，2007）^[2]。

在新古典生产理论和增长理论框架中，从索罗到丹尼森，进而到乔根森，对经济增长的核算越来越趋于严密^[3]。索罗模型在测算要素投入时，把投资看做简单复制的资本形态，资本投入对美国经济贡献仅为11%。而丹尼森则考虑了劳动质量改善，资本要素投入贡献上升至25%。乔根森考虑到部门和总量的不同，对资本投入进行了度量，发现美国经济的增长约有46%归功于投资数量的增加和质量的提高，资本投入贡献是增加值增长的最重要的根源（乔根森，1989）。因此，金菁等（2007）对投资作用进行了重新审视，指出劳动力再分配是由投资内生决定的，中国总就业增长也是由投资内生决定的，因为这是对一个广泛接受的有关中国转型经验的符合逻辑的应用。Scott（1989）也认为技术进步和投资是同一件事情，投资的效率和投资的水平将相互作用并共同决定增长率。因为投资并非索罗模型中的一次性交易，而是一个持续的过程。因此金菁等指出，在Scott的框架下，改进物质激励机制的政策改革不仅起到短期的促进作用，而且还起到了长期的可持续促进作用，因为投资不仅仅被看成是量的增加，而更加注重结构及变化对经济增长产生的重要影响。

而其中作为投资分支的民间资本及私人投资，能提供非常有效而又非正规的融资渠道和公司治理机制，从而支持非正规部门（定义为除了国有和上市公司外的所有企业）的发展，这些非正规机制是在信誉和关系基础上建立起来的，可以替代正规取得更好的效果（Allen，Qian，2002）。Putnam（2000）指出民间资本具有互惠性和诚信的特质对经济发展至关重要。有学者也提出民间资本及私人投资对经济总量和增量的贡献度大于国有经济投资，并对第二、三产业有明显的推动作用，以及带来产业结构优化配置。

从地区来看，中西部和东部地区投资的开放性及均衡性都有很大的差异；从资本流动角度来看，民间资本存在着区域差异性和产业结构的差异性。因此，李宛（2006）对湖南和浙江的民间投资对经济增长进行了分析，林啸（2011）通过比较浙江区域经投资贡献率的不同，证明民间投资对工业化和产业进程的重要性。毋庸置疑，民间资本投资是经济增长的重要内生性因素，但是对于不同投资结构的质量，会产生不同效度的经济增长。在民间资本业已发展到一定阶段的地区，投资结构的各个组成部分之间的管理、投资结构对需求结构变动的适应、投资部门结构由低级向高级的转变，以及对外界的开放性都会影响经济增长和增长方式（周振华，1991）。

从研究文献中，也可以看到资产要素（包括民间资本）对于发展中国家的作用是极其重要的增长因素，也逐渐从量的关注转变到质和效率的研究。史永东和杜两省（2001）等利用AMSZ准则（Abel et al.1989）^[4]，检验了中国经济的总体动态效率，结果显示，中国经济是动态无效的，也就是说明从总体来看，中国经济仍然没有实现转型。在强调投资重要的同时，必须注意投资方式和空间配置，改善投资的形式结构，调整投资的部门结构，重视企业的更新投资（杜两省，2006）。王谨凯（2004）验证了国有投资与民间投资有着近似的零和博弈关系，李素梅（2008）也指出产业投资基金应重点投向非国有经济企业，因为私人投资的贡献度更显著，也有很多学者关注民间投资优先利用的产业领域和方向。

通过梳理文献，发现缺乏区域投资的实证分析及验证，侧重在国家层面分析投资与经济的关系，也没有差异地区别对待不同投资发展阶段的典型样本。所采用的研究角度较为宏观，研究方法主要建立在本国数据的简单回归，采用的时间序列数据虽然能够解释前后因果关系，但是却存在数据过短而不可靠的可能。因此，本文将以浙江地区为研究对象，采用行业和产业数据，沿用面板数据协整验证投资与经济增长、国有及民间资本投资与各行业经济增长的进行实证研究，以探讨现有投资结构和投资效率的对于民间投资及产业投资基金的投资方向的启示，希望能够对现有的投资方式、投资制度对产业发展的促进发展提出一些建议。

二、实证模型与思路

由于行业投资呈现明显的区域差异，以及在时间上的波动，因此我们结合时间序列和静态面板模型，扩展为能够体现个行业GDP与不同投资部门滞后作为解释变量，从总体数据、产业数据、行业数据建立面板数据模型，并且考虑到浙江地区民间资本及私人投资区域特色。基于此研究浙江地区各个行业国有经济、私人投资等对地区经济的贡献，建立模型如下:

其中，GDP表示各个行业的生产总值，SOI代表国有经济投资，NSOI代表私营个体经济投资，i代表各个行业，t代表年份，Uit代表随机误差项，数据完整、重点发展的行业虚拟变量设为1，其他行业设为0。本文思路是围绕不同投资主体，验证对行业、产业经济增长情况，先进行面板数据的单位根检验，确定协整关系，选择模型，进行回归说明。

本文研究覆盖浙江地区的三大产业51个行业研究样本，共计357个样本。统计数据来自于2003—2010年的《中国工业经济统计年鉴》《中国工业经济普查年鉴》《浙江省统计年鉴（2003—2010）》的相关统计数据。需要说明的是，2005年前后的行业分类有细微差别，小部分第二产业和第三产业的统计口径不一样，通过国家统计数据进行弥补，并且对其中数据不全的产业进行剔除，包括燃气生产和供应业，煤炭采选业，黑色金属矿采选业，有色金属矿采选业，农副食品加工业，家具制造业，信息传输、计算机服务和软件业，居民服务和其他服务业。

三、投资与行业经济增长的实证研究

（一）面板数据的单位根检验

在进行回归之前，为了剔除虚假回归（伪回归），确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进行单位根检验。为了保证结果的稳定性，本文使用LLC、IPS、Breintung、ADF－Fisher和PP－Fisher5种方法进行面板单位根检验。

具体在操作的时候，单位根检验一般是先从水平（level）序列开始检验起，如果存在单位根，则对该序列进行一阶差分后继续检验，若仍存在单位根，则进行二阶甚至高阶差分后检验，直至序列平稳为止。我们记I（0）为零阶单整，为一阶单整，依次类推，I（N）为N阶单整。

ADF检验是通过选择三个模型来完成，首先从含有截距和趋势项的模型开始，再检验只含截距项的模型，最后检验两者都不含的模型。并且认为，只有三个模型的检验结果都不能拒绝原假设时，我们才认为时间序列是非平稳的，而只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可认为时间序列是平稳的。

表1　面板数据的单位根检验

注:1.［］内的数值为相伴概论Pro值，均小于5%，才能说明平稳；2.星号＊＊表示在5%的水平下显著。

从表1的验证数据可以看到，GDP变量的所有方法的单位根检验结果中，0阶含有常数项的模型所有P值均小于0.05，而且只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可认为时间序列是平稳的。所以，GDP的0阶序列平稳，同理GDP的一阶差分变量含有常数项的模型所有P值均小于0.05，拒绝原假设，说明一阶平稳。而SOI变量的所有方法的单位根检验结果中，0阶的三种模式的检验结果均不能拒绝原假设，变量SOI　0阶非平稳。因为只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可认为时间序列是平稳的，所以，SOI的一阶差分变量含有常数项的模型所有P值均小于0.05，拒绝原假设，说明一阶平稳。NSOI变量含有常数项的模型中所有P值均小于0.05，所以拒绝原假设，说明变量含有常数项的模型平稳。因为只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可认为时间序列是平稳的，所以变量平稳。同时NSOI的一阶差分变量含有常数项的模型中所有P值均小于0.05，拒绝原假设，说明其一阶变量同样平稳。同样，为了能够从中观角度进行产业与投资分析，通过上诉思路，以三个产业为方向，进行了单位根的检验，数据显示产业经济增长、产业相关国有投资、产业相关的私人投资也是一阶平稳。

通过单位根检验的结果可以发现，GDP、SOI和NSOI三个变化之间是同阶单整，这样我们就可以进行协整检验，考察变量间长期均衡关系。

（二）面板协整检验

因为本文涉及模型主要以静态面板数据为主，因此选择Kao（1999）提出的面板协整方法。这种方法零假设是没有协整关系的，并且利用静态面板回归的残差来构建统计量。通过协整检验，说明变量之间存在着长期稳定的均衡关系，其方程回归残差是平稳的。因此可以在此基础上直接对原方程进行回归，而此时的回归结果是较精确的。分析结果如表2、表3所示。

表2　基于KAO检验法的协整检验结果（行业数据）

注:1.［］内的数值为相伴概论Pro值，均小于5%，才能说明平稳；2.星号＊＊表示在5%的水平下显著。

从表Kao检验的检验结果，无论是行业面板还是产业面板，两个P值均小于5%，拒绝原假设，无论从微观、中观和宏观角度来看，GDP、SOI和NSOI的面板数据之间存在协整关系，即投资，其包括民间投资和国有投资，与经济增长之间存在着长期协整关系。

（三）Hausman检验

根据面板数据的特性，在回归模型的设定的有效性问题上，我们需要检验混合估计模型、固定效应模型以及随机效应模型的有效性，本文使用Eviews软件对面板回归方程进行计量Hausman检验，具体结果如表4、表5所示。

表4　Hausman检验结果（行业数据检验）

其中Hausman检验的原假设是行业面板数据适合使用随机效应模型。但是检验出来的Prob值为0.0000，小于0.05。因此推翻原假设，认为该面板数据适合使用固定效应模型。同时也符合本文采用面板数据的特点，即采用的是浙江地区各行业产出和投资的总体数据，符合使用固定效应模型的特点。

而对于产业面板数据，Hausman检验的原假设是该面板数据适合使用随机效应模型。检验出来的Prob值为0.082，大于0.05。因此接受原假设，认为该面板数据适合使用随机效应模型。因为相对于行业数据，产业数据样本相对较少。

四、固定效应和随机效应下的回归结果

（一）总体经济增长与国有投资、民间投资的关系

根据表6的数据显示，从所有行业（宏观）的总体而言，SOI和NSOI与GDP的相关性是显著的，SOI和NSOI的相伴概率P值均小于0.05。但是回归方程表面，从三者的长期关系来看，国有投资每增长1个百分点，浙江地区生产总值减少0.057687个百分点，私人投资每增加一个百分点，浙江地区生产总值增加0.363985个百分点，说明总体上来说，经济增长的优势在于发展私人投资。

表6　GDP、SOI和NSOI的样本总体回归结果

（二）三个产业经济增长与国有投资、民间投资的关系

进一步细化数据，从表7可以发现，行业视角（中观）进行分析，模型拟合度好，模型整体和因变量的相关系显著，但是不同的投资主体显然对经济增长的作用不同。第一产业，国有投资的显著性强，每增加1%，产业生产总值增加0.275455，而私人投资对产业经济影响并不显著；第二产业，私人投资的显著性强，每增加1%，产业生产总值增加0.851688，而国有投资对产业经济影响并不显著；第三产业，国有投资和私人投资都呈现出显著性，国有投资比私人投资对第三产业的影响更大。

需要补充说明的是，这里以产业为统计口径，也做了整体产业的回归，数据显示，国有投资和私人投资对经济生产总值同样协助，但是国有投资的系数绝对值小于私人投资，并且对经济增长呈现负向作用，而私人投资是正向作用，与总体样本分析结果一致。

表7　GDP、SOI和NSOI的产业回归结果

注:1.调整后的可决系数Adjusted　R－squared，一般大于0.7即认为模型的拟合度不错；
2.F统计量的P值Prob（F－statistic），小于5%，表示模型整体与因变量的相关性显著；
3.［］内的数值为理论T值超越样本T值的概率Pro值，SOI和NSOI对应的Prob值都小于0.05，即SOI和NSOI对于GDP同样显著；
4.星号＊＊表示在5%的水平下显著，星号＊表示在10%的水平下显著。

（三）各个行业经济增长与国有投资、民间投资的关系

上述的回归不能说明不同行业内部SOI、NSOI与GDP的相关关系的显著程度是否会有差别，下面对诸多行业依次进行普通回归来考察行业内SOI、NSOI与GDP的相关关系，结果如下表。

表8　GDP、SOI和NSOI的行业回归结果

续表

续表

续表

注:1.调整后的可决系数Adjusted　R－squared，一般大于0.7即认为模型的拟合度不错；
2.F统计量的P值Prob（F－statistic），小于5%，表示模型整体与因变量的相关性显著；
3.［］内的数值为理论T值超越样本T值的概率Pro值，SOI和NSOI对应的Prob值都小于0.05，即SOI和NSOI对于GDP同样显著；
4.星号＊＊表示在5%的水平下显著，星号＊表示在10%的水平下显著。

除了数据无法获取完整的8个行业，以及模型拟合度差的6个行业，包括非金属采矿业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，建筑业，教育，交通运输、仓储和邮政业，科学研究、技术服务和地质勘查业，公共管理和社会组织，其他38个行业的模型拟合度非常好，并且F检验在5%显著，表示模型整体与因变量的相关性显著。

固定效应下的回归显示，民间资本及私人投资对21个行业显著，而国有投资因素显著性和相关度差，主要以第二产业为主，并且都是正相关（表8中灰底标注）；国有投资对6个行业经济增长显著，民间资本及私人投资对这6个行业的经济增长效果不明显，但是其中2个行业（饮料制造业、医学制造业）经济增长与国有投资负相关；国有和私人投资对10个行业同样显著，其中如表9所示，国有投资对农业，电力、热力的生产和供应业，租赁和商务服务业，住宿和餐饮业4个行业贡献度较大，而余下6个行业私人投资影响更大，甚至国有投资对饮料制造业和医学制造业产生负向递减效应。

表9　行业回归结果显著性说明

五、结论及政策建议

本文利用浙江省面板数据，对国有投资和民间投资是否促进地区经济增长，以及不同投资主体对行业及产业的影响程度进行了实证检验，得出如下结果。

第一，从总体经济来看，浙江地区经济增长的优势在于发展民间资本及私人投资。从总体经济和产业来看，民间资本及私人投资的增量促进经济增长，而国有投资增量没有同样的效果，说明了两种资本要素的不同经济绩效。即使在民间投资繁荣的浙江，资本实现有效流动仍然是个相对概念，信贷配给、民间金融以及资本市场都对私人投资存在不同程度的约束，国民生产总值对国有投资的“反哺性”仍然存在。^[5]而国有投资的资本要素需要进行资源优化配置，更多是在社会组织制度和权力结构方面的改善，以提高边际资本投入与使用率。同时要从资本流动角度来观看在浙江经济产业化升级过程中民间投资的发展方向，其能够促进生产的连续性、产品的标准化、生产过程的集成化和高度组织化，以及促进生产和组织的研究和发展，并且在产业化过程中实现资本的有效增值。

第二，从产业发展来看，制造业仍然是浙江地区民间资本及私人投资的增长引擎，虽然浙江经济增长模式发生了实质性的变化，第三产业在经济增长中的地位和作用正在不断增强，对GDP的贡献率已接近第二产业，从资本方向上来看，第三产业资本密集度（产业技术水平的重要指标）远高于第二产业（表10），但是民间资本及私人投资对于现代服务业的贡献度并不明显，一方面可能是与进入门槛有关，另一方面可能是受到了硬性约束。因为现代服务业涉及公共产品、无形资产、关键产品开发、技术革新都具有明显的外部性，例如文化教育、金融租赁等，这些都对投资行为将会产生极大的影响。所以民间资本于产业结构升级是否能够产生正向的作用，还需要政府对投资的宏观调控机制，创造平台，引导私人部门及投资能发挥其在第三产业中微观调节机制，即借助共同的信任、规范和社会网络等非物质形态的要素，将物质形态的资本实现生产性和增值性。

表10　浙江省产业资本密集度变化（万元/人）

资料来源:根据浙江省统计局历年《浙江统计年鉴》计算而得。

第三，从行业分布来看，目前产业投资基金投资方向可从第二产业逐渐向第三产业过渡。从行业数据验证来看，民间资本及私人投资，在第二产业中资本流向资本密集型和技术密集型行业，并且能够促进经济增长，包括电气机械及器材制造业、通用设备制造业、交通运输设备制造业、化学原料及化学制品制造业、塑料制品业、化学纤维制造业等。现阶段，政府可通过各类民间财富管理机构及平台，引导民间资本重点进入先进制造业产业带，促进第二产业高端攀升。

【参考文献】

［1］李素梅.中国产业投资基金综合绩效及发展战略研究［M］.北京:中国金融出版社，2008.

［2］林啸.浙江民间投资的比较分析［J］.时代金融，2011（18）.

［3］李宛.民间投资与区域经济增长研究——以浙江、湖南两省为例［D］.长沙:中南大学硕士学位论文，2006.

［4］于瑾凯.资本流动与民间投资发展［M］.上海:上海三联书店，2004.

［5］周振华.现代经济增长中的结构效应［M］.上海:上海三联书店，1991.

［6］乔根森D　W，格洛普F　M，弗劳梅尼B　M.生产率与美国经济增长［M］.吴奇，王松宝，译.北京:经济科学出版社，1989.

［7］James　R，金菁，高坚.中国经济增长新论:投资、融资与改革［M］.北京:北京大学出版社，2007.

［8］Scott，Maurice F.A new view of Economic Growth［M］.Oxford∶Clarendon Press，1989.

［9］Allen F，Jun Qian，Meijun Qian.Law，Finance，and Economic Growth in China［J］.Journal of Financial Economics，2005（77）.

【注释】

[1]潘静波，女，浙江金融职业学院投资与保险系教师。

[2]张奇:《中国制造业投资研究》，经济管理出版社2007年版，第13页。

[3]参阅杜两省:《有效经济增长与投资方式改变》，科学出版社2006年版，第151—157页。

[4]参阅杜两省:《有效经济增长与投资方式改变》，科学出版社2006年版，第168—179页。

[5]于瑾凯:《资本流动与民间投资发展》，上海三联书店2004年版，第10页。