民间投资与空间溢出的经济增长效应

刘希章，李富有，王 京

(1.西北大学 经济管理学院，陕西 西安 710127； 2.西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、引言

改革开放以来，中国经济取得了令世界瞩目的成就，成为仅次于美国的世界第二大经济体。作为从计划经济过渡而来的特色市场经济体制，政府投资在这改革开发30年发展中的作用不言而喻，然而，当前中国经济已进入新常态发展时期，具体表现为经济发展速度换挡期、结构调整阵痛期以及前期刺激政策消化期。产业结构不合理、产能过剩、环境污染等产业结构问题也日渐成为经济发展的重要障碍。因此，加快经济持续健康增长成为当前中国面临的重大挑战。与此同时，随着经济快速发展，中国民间投资规模逐步扩大，统计数据显示，2012年以来，民间投资占全国固定资产投资比重已连续5年超过60%，最高达到65.4%，其占比也已远远高于政府投资占比，现已成为全社会投资的主要组成部分。国务院为进一步鼓励民间投资发展，顺次发布了《关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的若干意见》(被称为“非公经济36条”)及《鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》(被称为“新36条”)，民间投资的领域和范围得以进一步扩大，特别是新“36条”进一步拓宽了民间投资的投资范围，鼓励推动民营企业加强自主创新和转型升级；并且十九大明确提出毫不动摇鼓励、支持、引导非公有制经济发展，加快建设创新型国家，促进经济高质量发展。因此，在此背景下，研究民间投资与经济增长的关系，探明民间投资对中国经济增长的影响效应，对于中国制定相关民间投资以及经济高质量持续发展政策具有重要的理论和现实意义。

二、文献回顾

国外学者较多从实证角度分析民间投资与经济增长的关系。有学者研究表明私人投资与经济增长互为因果[1]。也有学者基于标准增长模型研究发现，发展中国家的私人投资比公共投资的生产效率高[2]，而且民间投资和政府投资对经济增长均存在促进作用[3-4]。Flyvbjerg认为中国经济增长对民间投资的依赖度高于政府投资[5]，Blanca Sanchez和Marta Bengoa认为投资增加是其经济增长的重要原因，且短期效应明显[6]。Antonios等人研究表明投资与经济增长互为因果关系[7]。Yang Zou研究表明，日本的公共投资对经济发展有更大贡献，美国由于金融市场完善，私人投资的贡献更大[8]。Raouf Boucekkine等人通过研究发现经济增长与投资具有长期动态性的双向相关性[9]。Zhang Jun研究发现，中国经济增长对民间投资的依赖度要高于政府投资[10]。Martimort等通过研究表明政府投资、民间投资对经济增长均有促进作用[11]。

国内学者关于民间投资、政府投资对经济增长影响的研究也较为丰富。有学者研究证实民间投资对全国各地区经济增长存在拉动作用[12]。钞小静将国有投资及民间投资对经济增长的影响关系划分为短期和长期两个阶段，采用近30年的数据进行实证检验表明，不同时间段两种投资的作用存在差异，其中，短期内国有资本的产出明显高于民间资本，而长期来看这种产出弹性作用产生下滑并出现了负值，为此得出维持现阶段民间投资大力发展才是创造更高水平经济增长的有效途径[13]。巴曙松表示现阶段民间投资已经从国有投资手中接过“接力棒”，发挥“主力”作用，并指出这是中国经济发展转变中的一个重要时刻[14]。李佳霖等研究结果表明，较高经济政策不确定性会通过直接渠道和间接渠道导致民间投资水平下降，其影响机制主要包括企业跨期投资决策变化的直接效应和企业融资约束加剧的间接效应[15]。张勇认为当下促进经济增长要靠发展实体经济振兴民间投资来实现[16]。也有学者对中国局部省份的民间投资与经济增长的关系进行了研究。如王晶研究发现陕西省民间投资对经济增长的促进作用相比于政府投资更大[17]。

综上所述，国内外学者对民间资投资与经济增长关系的研究成果比较丰富。但从现有研究来看，现有成果较多聚焦于民间投资对经济增长影响展开实证研究，从理论层面系统剖释他们内在作用机理关系的文献较少；同时，现有实证研究还没有从空间效应视角研究民间投资与经济增长的关系。因此，本文通过分析民间投资对经济增长的影响，进一步研究二者之间是否存在空间溢出效应。

三、理论分析

由现代经济理论可知，资本、技术、制度等均是经济增长的源泉，而投资是资本形成的重要渠道。在中国，民间投资与政府投资是总投资的重要组成部分，因此，民间投资与政府投资变化会对经济增长带来重大影响。在此借鉴Jorgenson的思路来探讨民间投资、政府投资对经济增长的影响机制[18]。

(1)

(2)

(3)

(4)

Gki代表公共部门i产业的资本要素边际生产率；Gli代表公共部门i产业的劳动要素边际生产率；Pki代表私人部门i产业的资本要素边际生产率；Pli表示私人部门i产业的劳动要素边际生产率；Pgi代表公共部门对私人部门在i产业的外溢影响系数。

在资源配置均衡的理想状态下，各部门各产业的边际要素生产率均相等。但是在非均衡理论分析框架下，公共部门与民间私人部门i产业的边际要素生产率不相等，则有：

(5)

(6)

其中，α，β，γ，δ，μ为任意参数。

(7)

将式(5)与式(6)代入式(7)可得：

(8)

如果各部门的ΔK=ΔK1+ΔK2，ΔL=ΔL1+ΔL2则：

(9)

结合式(3)和式(4)，式(9)亦可表示为：

(10)

式(9)和(10)从一般意义对投资资源在各个部门之间转移对经济增长的贡献作出了解释。分析如下：由式(10)可知，当δ=μ=α=β=0时，模型即为传统的二元经济增长模型；当δ、μ、α、β等系数不同时为0时，即各产业边际资本生产率、边际劳动生产率不相等，则投资资源在产业间的流动会对经济增长产生或正或负的影响。聚焦于中国情形，中国产业间生产效率显然存在差异，投资资源在产业间的流动自然引起投资在公共部门和私人部门的时空分布，即必然导致公共部门政府投资和私人部门民间投资的结构变化，进而通过资本存量渠道、总需求效应以及技术创新效应影响经济增长。

资本存量渠道。民间投资与政府投资行为的经济效应主要是资本积累效应。理论上，投资对经济增长的作用过程表现为，投资发生会导致经济体内生产要素结构的变化，从而引起资本存量结构变化，进而对经济增长产生影响。通常在市场机制的作用下，民间投资在遵循资金逐利的原则下在不同收益率产业之间流动，且表现为民间投资总是向收益率高的部门流动，由此资金配置状态达到最佳，高附加值、高利润率的产业获得快速发展，从而促进经济增长。投资影响经济增长的资本积累效应主要表现在如下两个方面。一方面，作为要素投入的投资的增加可以直接增加社会固定资本，弥补全社会的资金缺口，改善资源配置格局和产出效率，进而引起经济增长发生变化；另一方面，民间投资以公私合作模式进入基础设施建设，可以促使基础设施更加完善，降低了市场交易成本，提高企业利润率，促进企业扩大规模再生产进行投资，引起资源配置格局发生变化，资本积累结构变化，进而引起经济增长发生变化。

总需求效应。一方面，投资可以直接形成投资需求，引起资源在不同部门之间配置，直接影响总需求结构与规模，从而影响到经济增长；另一方面，在投资乘数的作用下，投资可以形成数倍规模的消费需求，从而也导致总需求规模以及结构的变化。民营高新技术企业的发展，可以通过引导消费者对高新技术产品的需求，会促进需求结构高级化，进而促进整体产业结构的优化调整，促进经济高质量地增长。

技术创新效应。理论和实践均可证明：一国的产业发展水平和国际竞争力水平，最终都会取决于它的科技发展水平。一方面，投资可以提升人力资本以及技术水平，例如民间投资对于教育行业的投资能够提高全社会劳动者技能与素质，进而提升人力资本水平；还有民间投资研发投入的增加可以提高技术创新，促进技术进步，从而能够推动经济增长；另一方面，投资进入高新技术产业，能够吸引高素质以及高层次人才加入，形成良性螺旋上升发展，从而可以加快区域经济增长。同时，在市场竞争机制下，民间企业面临生存与发展的压力，其自身天然具有自我优化投资行为的属性，民间投资主体亦会加大自身技术创新，寻求进一步发展。

四、实证分析

(一)变量选取与处理

1.变量选取

此处选定国民生产总值(GDP)作为被解释变量，选取民间投资(PI)、政府投资(NI)作为核心解释变量，将劳动从业人口数量(labor)、外商直接投资(FDI)作为控制变量。此外，影响经济增长的因素还有很多，张淑翠等人研究发现财政支出对经济增长有明显的影响[19][20]；张立光认为贸易开放度对经济增长具有间接的显著促进作用[21]，崔宏凯等在研究民间投资对经济增长的作用时也将贸易开放度作为控制变量[22]。因此，考虑上述因素，最终选取的控制变量包括外商直接投资(FDI)、劳动从业人口数量(labor)、财政支出(exp)和贸易开放度(trade)。相关数据来源于历年中国统计年鉴(2004～2019)、Wind数据数据库、中国人口和就业统计年鉴以及国研网。

2.变量处理

(1)民间投资与政府投资存量的测算

目前被大多数学者所追随和采用的方法是Gold-smith提出的永续盘存法(PIM)，其原理采用相对效率几何递减模型，提出当期的资本存量由前一期资本存量扣除当期资本折旧额加当期新增投资额构成。因此，民间投资与政府投资存量的测算需要确定基期资本存量和资本折旧率。

借鉴贺菊煌的思路，此处在测算民间投资与政府投资的初期资本存量时，分别测算出中国省际层面2003～2018年民间投资实际投资增长率与政府投资实际投资增长率的平均值[23]。并用2003年省际层面实际固定资产投资除以对应的平均实际投资增长率，从而测算出2003年中国各省份资本存量估计值。

张军等研究得出经济折旧率δ为9.6%[24]。雷辉测算出中国固定资产投资的年平均折旧率与张军等的研究结论非常类似，为9.732%[25]。考虑到上述学者测算出的经济折旧率较为接近，本文在处理各省民间投资与政府投资存量的年折旧率时，选用大多数学者参考的张军等的方法，设定δ=9.6%。综上，民间投资与政府投资存量的公式表达如下：

(11)

式(11)中Kit代表i省份在t年份的民间投资(PI)或政府投资(NI)的资本存量，Ki，t-1表示i省份t-1年份的资本存量，δt为固定资本经济折旧率，取9.6%，Iit、Pit为i省t年的民间投资或政府投资流量以及对应的固定资产投资价格指数。同时，外商直接投资存量(FDI)的测算亦采取上述测算公式。

(2)变量确定

为剔除物价变动影响，采用GDP平减指数对GDP进行处理；采用消费价格指数对进出口贸易总额(trade)与财政支出(exp)进行处理；同时，考虑到指标经济意义以及计量需要，将各变量分别取对数，即为lnGDP、lnPI、lnNI、lnFDI、lnlabor、lntrade、lnexp。

(二)模型设定

此处首先建立民间投资和政府投资对经济增长影响的空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM)，尔后建立空间杜宾模型(SDM)。

1.空间滞后模型

空间滞后模型(SAR)亦称空间自回归模型，该模型反应了其他地区因变量对本地区因变量的空间溢出影响。在此设立空间滞后模型如下：

lnGDPit=ρWlnGDPit+β1lnPIit+β2lnNIit+

β3lnFDIit+β4lnlaborit+β5lntradeit+

β6lnexpit+εit

(12)

其中，模型中的参数ρ表示空间溢出效应。

2.空间误差模型

空间误差模型主要反映了影响因变量的不可观测因素的空间溢出效应，即扰动项的空间关联性。设立空间误差模型的参数表达式如下：

(13)

其中，参数 λ衡量了不可观测因素的空间关联性的大小及方向，W 表示空间权重矩阵。

3.空间杜宾模型(SDM)

考虑到一个地区的被解释变量经济增长可能受到相邻的其他地区的民间投资等变量因素的影响，结合空间滞后模型和空间误差模型，设定空间杜宾模型如下：

lnGDPit=ρWlnGDPit+β1lnPIit+β2lnNIit+β3lnFDIit+β4lnlaborit+β5lntradeit+

β6lnexpit+εit+θ1lnPIit+θ2lnPIit+

θ3lnPIit+θ4lnlaborit+θ5lntradeit+

θ6lnexpit

(14)

从计量理论上看，面板模型的建立过程中同样应该进行空间效应的相关性检验。空间效应的相关性检验方法主要由两种，即事前检验与事后检验。其中，事前检验是站在统计的角度验证研究对象是否存在空间效应，并进一步检验确定研究对象的最佳适用模型，而事后检验是指先引入空间效应进行计量经济模型的回归，再根据模型设定的结果进行检验，探究模型是否能有效解决相应经济变量的空间效应问题。此处研究民间投资、政府投资对经济增长影响的模型设立过程采取事前检验的方法。同时，此处空间面板模型借助分块对角矩阵进行自相关性检验，即以30*30的中国省、市、自治区邻接空间权重矩阵W为基础，构造分块对角矩阵，最终形成480*480的新的空间权重矩阵。应当指出的是，通过构造分块对角矩阵进行Moran’s I统计量计算仅能检验出空间面板模型是否存在自相关性，无法获知这种空间上的相关性以何种形式存在。因此，进一步可以通过LM-Error检验、LM-ErrorRobust检验衡量空间误差相关性，原假设为模型相对应的OLS估计误差项之间无空间相关性；借助LM-Lag检验、LM-LagRobust检验探究空间滞后项的相关性，原假设为模型相对应的OLS估计未发现空间滞后相关。其中，稳健的LM检验比一般LM检验更可靠。

(三)描述性统计分析

鉴于数据的可获得性，选取全国除西藏与台湾之外的30省(市)作为研究样本，样本区间设定为2003～2018年，个别缺失原始数据根据插值法计算取得。样本期内民间投资、政府投资等核心变量均具有较大的变动范围。其中，lnGDP的平均值为7.808，标准差为0.892，变动范围为5.256～9.495；lnPI在全国范围内的均值为8.762，标准差为1.362，变动范围为4.834～11.723；lnNI均值为8.675，标准差为0.899，变动范围为6.252～10.918。其他相关控制变量外商投资、劳动就业人口、贸易进出口总额和财政支出也都有较大的变异性和区域差异，如表1所示。

表1 变量描述性统计

(四)实证结果分析

1.OLS混合模型回归结果分析

首先，OLS模型回归结果并不理想，核心解释变量民间投资并未通过显著性检验，其余变量的系数均通过了1%的显著性检验如表2所示。这与现实中的情形存在不一致，可能是由于未考虑到不同地区间的相互作用影响，因此进一步通过引入空间效应改进模型。在OLS混合模型的基础上针对面板模型进行Moran’s I检验，其检验结果通过了1%的显著性检验，从而应使用空间经济计量方法。

在使用空间面板模型之前，首先应判定面板数据使用固定效应还是随机效应，Hausman检验结果表明应拒绝原假设，即后续模型应采用固定效应模型。然而，固定效应模型的设定形式有多种，包括个体固定效应、时间固定效应和双向固定效应等三种形式，具体采用哪一种形式应进一步给予确定。从研究问题的现实情况出发，虽然中国经济增长和民间投资制度虽然在各省存在一些差异，但是从整个国家层面来讲，其变化拥有相对一致的时间趋势，例如国务院先后出台的“非公有经济36条”和“新36条”，为全国整体民间投资进一步发展提供了新的机遇；同时，由计量理论可知，当面板数据呈现N较大而T较小的特征时，使用固定效应模型如果不考虑时间固定效应则会导致偏误产生，且时间固定效应能够有效缓解解释变量内生性问题。聚焦于本文，考虑到此处数据选取为30省(市)16年的面板数据，属于大N小T的样本特征，因此模型设定应选用时间固定效应。

表2 空间模型回归结果

2.空间滞后模型(SAR)回归结果分析

民间投资和政府投资对经济增长的空间滞后模型(SAR)表达式如下：

lnGDPit=0.05WlnGDPit+0.299lnPIit+0.035lnNIit+0.008lnFDIit+0.236lnlaborit+0.077lntradeit+0.367lnexpit+εit

易知，公式中除了FDI控制变量之外其他变量参数均至少通过了10%的显著性检验，拟合度R2为0.826，空间滞后项参数ρ=0.051，表明模型中各地区经济增长(GDP)存在正的空间溢出效应。相比于混合OLS估计，由于该模型考虑到空间滞后因素影响，因此，民间投资对经济增长的促进作用通过了1%的显著性检验且作用效果明显提高，其促进作用显著高于政府投资。

3.空间误差模型(SEM)回归结果分析

民间投资和政府投资对经济增长的空间误差模型(SEM)表达式如下：

SEM模型与SAR模型的回归结果较为相近，在SEM模型中，民间投资依然是助力经济增长的重要变量因素，且贡献因子仍然高于政府投资，即民间投资已成为经济增长最为主要的动力。此外，劳动就业人数、贸易开放度及财政支出等控制变量均表现出对经济增长存在正向促进作用，空间误差项参数λ=0.463且均通过了1%的显著性检验，说明误差项同样存在地理空间上的相关关系。

4.空间杜宾模型(SDM)回归结果分析

空间杜宾模型是嵌套了SEM与SAR模型的一般形式，且能够衡量本地区民间投资、政府投资等经济变量对相邻地区经济增长的影响。为了进一步比较分析民间投资和政府投资两者对经济增长的作用，此处将模型拆分为三种形式：模型1为民间投资对经济增长作用的空间杜宾模型，模型2为政府投资对经济增长作用的空间杜宾模型，而模型3为民间投资与政府投资共同作用于经济增长的空间杜宾模型，其余控制变量不变，回归结果如表3所示。

模型1中仅考虑民间投资对经济增长的作用，研究结果表明，民间投资能够独立且显著地促进经济增长，且民间投资增长1%，有效促进GDP上涨0.256%；模型2中仅考虑政府投资对经济增长的作用，同样研究发现政府投资能够单独且显著促进经济增长，政府投资增加1%，GDP增长0.059 5%，其贡献系数明显弱于模型1中民间投资对经济增长的贡献度；同时，当模型3综合考虑民间投资和政府投资对经济增长的影响效应时，可以发现，民间投资对经济增长的促进作用与模型1较为类似，其贡献系数为0.254且通过显著性检验，同时，政府投资对经济的贡献度进一步减弱且不显著。

表3 空间杜宾模型(SDM)回归结果

综上可知，SDM模型与SAR、SEM模型的回归参数十分接近，均印证了民间投资相较于政府投资能更有效地促进经济增长。具体从SDM模型来看，一个地区的民间投资不仅可以促进当地的GDP增长，并且对地理邻接地区的GDP具有间接推动作用，即民间投资对经济增长的直接效应、间接效应和总效应均通过了至少5%的显著性检验，这意味着本地区的民间投资每增加1%，则推动当地经济增长0.259%，且带动相邻地区经济增长0.0942%(如表3中间接效应结果所示)。同时发现，政府投资对经济增长的直接效应和间接效应均不显著；亦可发现，劳动力人口对经济增长的影响同样通过了直接效应、间接效应和总效应的空间性检验，即存在空间溢出性。这是因为劳动从业人口数量增长将带来本地区经济向好，而本地区劳动力市场发展较好也可能会吸引周边地区的劳动力发生迁移，从而导致对周边地区经济增长出现负的空间溢出效应。

五、结论与建议

本文运用2003—2018年中国省际面板数据构建了包含空间效应的空间滞后模型(SAR)、空间误差模型(SEM)以及空间杜宾模型(SDM)，实证研究民间投资对经济增长的作用影响。研究证实了民间投资、政府投资均能够促进经济增长，民间投资对经济增长的促进作用大于政府投资，同时，研究发现民间投资对经济增长存在正向的空间溢出效应，即一个地区的民间投资不仅可以促进当地的GDP增长，并且对地理邻接地区的GDP具有间接推动作用。依据研究结论，提出如下对策建议。

第一，继续降低民间投资准入门槛，进一步扩大投资领域。研究表明，民间投资能够促进经济增长，且民间投资对经济增长的促进作用大于政府投资，因此宜进一步扩大民间投资领域，降低民间投资门槛，对于不是国民经济命脉领域或者关键领域，要打破传统行业市场垄断行为，为民间投资与民营经济发展创造更广阔的市场空间，进一步激发民间投资的积极性与活力。特别是应积极鼓励民间资本进入中国基础设施建设领域、引导民间资本力量参与介入政府资本和社会资本合作项目。比如，当前地方政府财政不足以支撑庞大的基础设施建设的资金需求，导致落后的基础设施公共服务无法满足人们日益增长的公共服务需求；同时，大量民间资本由于投资渠道狭窄而沉淀于银行体系，造成资金闲置与配置无效率，因此，地方政府宜从资金保障、进入障碍、前期经验等方面着手，不断降低准入门槛、完善制度，积极引导民间资本进入城市基础设施领域。

第二，发挥政府投资引导作用，提升公共领域政府投资效率。本文研究表明，政府投资能够促进经济增长，因此宜在鼓励发展民间投资的同时，也应发挥政府投资的引导作用。首先要消除过去政府在资源配置中起主导作用的模式，建立统一市场，促进市场效率的提升；再次，平等对待各类投资主体，建立公正透明的管理机制，让民营企业对政府和市场更加有信心；最后，建立良好、有序的市场竞争环境，打破各种行政干预及由政府背景的垄断现象，使市场更加公开、透明；最后，构建企业自主经营管理、消费者自由选择、生产要素自由交易流动的现代市场体系。同时，针对基础设施和公共服务领域，通过优化政府投资的安排方式，提升政府投资的整体效率，充分发挥政府投资的指导作用和放大效应。

第三，建立民间投资服务体系，更好地挖掘民间投资发展潜力。本文研究表明，民间投资能够促进当地以及相邻地区的经济增长，因此宜建立民间投资服务体系，更好地发挥民间投资的经济增长效应以及空间溢出效应。地方政府应尽快实现由管理型向服务型的身份转换，与企业合作共赢，让当地民营企业尽快了解政府的各项政策制度与经济产业目标规划，积极充当民营企业信息中介和信息咨询服务的角色，向其提供法律、市场、技术方面指导。同时，推进产融结合模式，健全民间投资市场体系。具体而言，建立区域民间投资聚集区、地区性的民间投资公共信息平台、相对集中的民间投资债券发行流通市场以及建立民间投资股权交易市场，促使投融资信息共享，丰富民间投资品种，降低民营企业融资成本，提高民间投资市场配置效率，更好地促进民间投资推动当地经济高质量增长以及发挥积极的正向空间溢出效应。