民間投資與經濟創新驅動發展關系的測定

[摘 要]運用柯布道格拉斯生產函數模型，以中國中東部某省2014-2019年經濟社會發展數據為樣本，選取產出、國有投資、勞動投入等經濟創新驅動發展中主要宏觀經濟變量作為代表性指標，研究并測定民間投資與經濟創新驅動發展的關系。研究得出以下結論：樣本省份每形成1個單位的民間資本存量能拉動0.193867個單位的GDP增長;民間投資較國有投資，與GDP之間更具有良性互動關系，促進經濟創新驅動發展的潛力更大。并提出合理分配和共享經濟發展成果，高效對接技術創新項目，發揮國有投資和PPP項目帶動力，提高政策傳導效果等進一步激活民間投資，促進經濟創新驅動發展的對策。

[關鍵詞]民間投資; 經濟創新驅動發展; 柯布道格拉斯生產函數模型

[中圖分類號]F01 ? [文獻標志碼]A ? ?[文章編號]2095-0292（2021）03-0080-06

[收稿日期]2021-03-10

[基金項目]安徽省教育廳人文社科研究重點項目“民間資本參與農村改革研究”（SK2019A0527）;安徽省社會科學創新發展研究課題“‘三變改革與城鄉融合發展研究”（2020CX076）

[作者簡介]張冰秋，宿州學院商學院副教授，主要從事農業經濟學、資本市場投融資研究。

民間投資作為經濟創新驅動發展的動能和社會總投資的重要組成部分，一直以來都備受關注。回顧民間投資的發展歷程，在不同的經濟發展背景下，民間投資受到個別階段性變量的短暫沖擊呈現出不同的變化。從長期來看，宏觀經濟運行中的幾個主要經濟變量始終對民間投資產生重要的影響。這些經濟變量作為代表性指標，能夠在當前經濟運行不確定因素增加、經濟創新驅動發展的新形勢下，準確闡釋民間投資發展狀況、測定民間投資與經濟創新驅動發展的關系。因此，科學合理的選取影響民間投資的主要經濟變量，研究民間投資與這幾個變量指標的關系，進而測定民間投資與經濟創新驅動發展的關系，探索激發民間投資活力、促進經濟持續健康發展的對策，具有重要的現實意義。

一、文獻的統計及問題

起初，學者研究主要集中于驗證民間投資與經濟增長的正相關關系。Robert J. Barro（1991）對私人投資與經濟增長的關系進行了實證研究，提出兩者之間是正相關的。[1]（P407-443）匡緒輝（2010）通過總結西方國家民間投資與經濟發展經驗，提出民間資本的推動力量在經濟增長過程中必不可少[2]（P96-98）。

隨后，學者開始從不同角度、運用不同方法對民間投資與經濟增長的互動因子展開研究，但主要側重于民間投資通過何種因素、渠道拉動經濟增長。Jako B Madsen（2002）從因果關系的角度對民間投資和經濟增長展開研究，提出民間資本通過投資機器設備拉動經濟增長，而經濟增長主要促進了房屋建筑方面民間投資的增長。[3]（P157-163）Nadia Tecco（2008）提出投資基礎設施建設和現有服務設施的修繕是民間資本拉動經濟增長的主要渠道。[4]（P129-142）羅洎，王瑩（2013）通過運用時變參數向量自回歸模型對中國民間投資、技術創新和經濟增長三者的關系展開研究，發現民間投資對技術創新和經濟增長在長期內有顯著、不斷增強的影響。[5]（P57-62）陳朝龍，楊慶（2014）認為民間投資可以刺激短期經濟增長，而長期經濟健康發展，需要持續且有規劃的政府投資。[6]（P15-19）盧珍珠（2016）以新疆為例，利用1990-2012年數據考察政府投資、民間投資與經濟增長的關系，認為民間投資才是經濟長期穩定增長的原動力，要優化投資結構發展民間投資。[7]（P13-16;35）王晶（2017）選取陜西省1994——2014年相關數據進行實證分析，研究結果表明，陜西省民間投資對地區經濟增長的貢獻較大。[8]（P38-40）

隨著民間投資增長出現下滑，學者開始回歸到對民間投資自身的探討，在此基礎上尋找增長下滑的原因。邱信豐，趙琨婷（2018）從政策的角度總結了改革開放40年以來中國民間投資的結構、總量和績效。[9]（64-73）崔宏凱，魏曉（2018）基于2011-2015年中國省級面板數據，建立動態面板數據模型考察得出民間投資與產業結構之間有正向的相互作用和關系。[10]（P15-19）劉希章，龐加蘭（2019）從勞動力轉移視角論證了民間投資對中國勞動力水平產業結構升級的效應存在區域性差異。[11]李富有，楊振宇，劉希章（2019）運用1995—2016年中國民間投資相關數據分析了民間投資在總量、區域和所有制結構、行業和產業結構等方面的特點和動態變化，提出在當前經濟環境下應對民間投資增速放緩、提高發展動能的對策。[12]（39-46）雷霆，鄧少微（2019）認為，2012年以來導致中國民間投資增長下滑的主要原因是宏觀經濟下行壓力的負面影響。[13]（56-60）

學者運用不同的研究方法對民間投資與經濟增長關系領域的研究較為豐富，對本文研究尤其是代表性指標的選取提供了支撐和參考。但是前人研究鮮有從諸多的影響因素當中提煉主要經濟變量，缺乏在當前經濟新形勢下分析并測定民間投資與經濟創新驅動發展的關系。本文以中國中東部某省2014年—2019年經濟社會發展相關數據為樣本，運用柯布道格拉斯生產函數建立實證分析模型，分析民間投資與宏觀經濟運行中主要經濟變量的關系，進而測定民間投資與經濟創新驅動發展的關系，并對如何合理有效分配經濟增長的成果以利于民間投資的長期健康穩定發展，形成民間投資與經濟創新驅動發展之間的良性互動，提高民間投資對經濟創新驅動發展的貢獻提出建議。

二、代表性指標的選取、數據來源及模型構建

（一）代表性指標的選取

為了對民間投資與經濟創新驅動發展的關系進行測定，本文選取產出、國有投資、勞動投入3個宏觀經濟運行中的主要經濟變量作為代表性指標。民間投資記為Kp，實際分析中取民間固定資產投資數據表示;產出記為Y，實際分析中取國內生產總值GDP數據表示;國有投資記為Kg，實際分析中取國有固定資產投資數據表示;勞動投入記為L，實際分析中取就業人數表示（見表1）。

（二）數據來源

本文選取中國中東部某省2014年至2019年經濟發展的季度數據為樣本數據，在此期間內4個指標一共有96個觀測數據（見表2）。

（三）模型構建

柯布道格拉斯生產函數是由美國數學家柯布（C.W.Cobb）和經濟學家保羅·道格拉斯（Paul H. Douglas）共同提出的研究投入和產出關系的經濟數學模型。主要用于預測國家、地區或者大企業、工業系統的生產。本文使用柯布道格拉斯生產函數建立實證分析模型，模型表示為：

Y=AKαpKβgLΥeε其中α、β、Υ分別表示民間投資、國有投資、勞動投入的產出彈性。為了方便參數估計，同時進一步削弱可能存在的異方差，本文對模型方程式等式兩邊同時取對數，將非線性模型線性化，各個對數指標分別為lkp、lkg、1gdp、ll（見表2），線性化后的模型表示為：

InY=c+αInKp+βInKg+ΥInL+θ 三、描述性分析和相關性分析

（一）描述性分析

如表3所示，首先對4個對數化指標進行描述性分析，以說明樣本數據期間4個指標自身的增長變化情況。其中，lkp均值為8.165，中位數為8.243，偏度取值為-1.273;最大值與最小值差異顯著，分別為8.592和6.989，標準差數值為0.386;峰度為4.583，與正態分布對應的峰度3差異較大，偏度和峰度的JB檢驗量值為8.989，對應的檢驗概率為0.011。上述指標統計量分析表示樣本期間lkp不服從正態分布。說明在上文對模型兩邊同時取對數減少指標變動幅度之前民間投資增長的差異更大，進一步說明民間投資在考察的樣本時期內發展迅速，但是增長波動非常大。同樣分析得出，1gdp、lkg和ll服從正態分布，三個指標樣本期間增長均不平穩，波動幅度明顯。

（二）相關性分析

如表4所示，對4個對數化指標進行相關系數估計與檢驗，結果用以說明4個指標兩兩之間的關系。本文用“***”、“**”、“*”分別表示在0.01、0.05和0.10的顯著性水平下相關系數通過顯著性檢驗，即相關系數非零。1gdp與lkp、lkg的相關系數分別為0.949和0.886，說明國有投資和民間投資對產出的貢獻均為正;1gdp與ll的相關系數為-0.409，兩者負相關，其主要原因是在樣本期間從業人數呈現明顯下降趨勢;lkg與lkp之間的相關系數為0.816，正相關性顯著，說明樣本期間國有投資與民間投資同向增長。lkg與ll的相關系數為-0.400，兩個指標的增長趨勢相反，表明與的相關系數沒有通過顯著性檢驗，這說明樣本期內勞動投入對民間投資和國有投資的影響均較弱。

四、單位根檢驗、協整檢驗與誤差修正模型

（一）單位根檢驗

本文首先采用ADF單位根檢驗方法，對模型中的對數指標變量進行單位根檢驗，以防止產生多重共線性，為下文的協整檢驗做好準備。檢驗結果如表5所示，1gdp、lkp、lkg與都是一階單整變量，可以進行下一步協整檢驗。

（二）協整檢驗

為進一步考察民間投資與主要宏觀經濟變量的關系，同時考慮到既定樣本數據容量，本文選用EG（Engle-Granger）兩步法進行協整檢驗。首先對上文建立的模型進行協整回歸。表6為協整回歸的結果及其有關計量檢驗結果。由回歸結果可以看出，首先常數項和變量lkg和lkp的顯著性檢驗t統計量對應的p值都顯著為零，表示兩者都通過了顯著性檢驗，在模型中顯著存在，這說明民間投資和國有投資均與GDP存在正向相關關系，對經濟創新驅動發展有促進作用。其中，lkg和lkp的系數估計分別為0.505324和0.193867，這表示，樣本數據期間國有投資對經濟創新驅動發展的產出性更好。民間投資形成1個單位的民間資本存量能拉動0.193867個單位的GDP增長，國有投資形成1個單位的國有資本存量能拉動0.505324個單位的GDP增長，國有投資對經濟創新驅動發展的正向拉動作用大于民間投資的作用。其次，ll變量對應的顯著性檢驗的p值不顯著為零，說明該變量在模型中不是顯著存在的，說明勞動投入對GDP和經濟創新驅動發展的影響不明顯。

然后，對協整回歸模型的殘差進行平穩性檢驗。模型的擬合優度為0.942，調整擬合優度為0.933，說明模型擬合優度很高，擬合優度F檢驗呈現出高度顯著;模型的方差膨脹因子都小于5，說明模型中不存在多重共線性;模型的殘差自相關和異方差檢驗量的值分別為3.203和2.045，對應的檢驗概率分別為0.2016和0.1111，都超過0.05顯著性水平，表明殘差不存在自相關和異方差。基于上述統計分析，協整回歸模型通過平穩性檢驗。

最后，對協整回歸的有效性進行驗證。通過對殘差的平穩性檢驗可知ADF值為-5.584763，小于0.05顯著性水平下的臨界值。利用Eviews6.0軟件直接完成EG兩步法協整檢驗，結果如表7所示。以1gDP為因變量時，EG協整檢驗的兩個檢驗量值對應的檢驗概率分別為0.0087和0.0060，因此拒絕原假設。基于上述分析，殘差是平穩的，表明指標變量之間存在協整關系，這說明本文的協整回歸是有效的。

（三）誤差修正模型

在上文協整檢驗的基礎上，本文還需要進行誤差修正。這是因為，協整檢驗只能驗證指標變量之間在長期內是存在協整關系的，即存在長期均衡;但短期內有出現偏離均衡的可能。由于本文設定考察2014-2019年，數據樣本期時間較短，因此上文建立的模型和指標變量需要在短期內進行糾偏，從而保持指標變量之間的長期均衡。表8給出了誤差修正模型估計結果。△表示變量的一階差分，RES（-1）表示協整回歸模型殘差序列的一階滯后項形成的序列，即誤差修正項，系數估計為-1.143713，在0.01的顯著性水平下顯著為負，滿足誤差修正機制要求，模型的擬合優度檢驗和計量檢驗也表明該模型是合適的，可以分析樣本期間內4個指標變量短期波動的關系。

如表8所示，1gdp的變動受自身變動滯后1期的影響為負，系數估計為-0.155219，在0.10的顯著性水平下顯著;受到lkp變動滯后1期的影響為正，系數估計為0.385859，數值較高，在0.01的顯著性水平下顯著;受到ll變動滯后1期的影響為負，系數為-0.164951，在0.01的顯著性水平下顯著。誤差修正項的系數估計為-1.143713，在0.01的顯著性水平下顯著為負，因此滿足誤差修正機制要求。由于國有投資Δlkg的短期波動沒有通過顯著性檢驗，因此被剔除。

五、Grange因果關系檢驗

最后，通過Grange因果關系分析與、的關系，并將、與的關系進行對比，以更好的說明民間投資對經濟創新驅動發展的作用。由于Grange因果關系檢驗對滯后期比較敏感，因此本文選擇滯后1期、滯后2期和滯后3期分別進行檢驗。如表9所示，0.10的顯著性水平下，在三種滯后期下，民間投資與產出之間存在雙向的Grange因果關系。國有投資與產出在滯后1期時不存在Grange關系，但在滯后2期和滯后3期檢測到兩者之間存在雙向Grange因果關系。這表明樣本數據期間，民間投資與GDP之間存在雙向互動關系更加明顯，民間投資與經濟創新驅動發展良性互動的潛力更大。

六、結論和對策

（一）結論

2014年—2019年期間，樣本省份民間投資增長和GDP增長雖然存在著穩定的正向關系，但是兩者增長均不平穩，民間投資增長波動幅度較大，甚至出現過“斷崖式”的下滑。勞動投入雖然能形成人力資本，提高生產效率，但是在樣本時期內，從業人數明顯呈現下降趨勢，勞動投入對經濟增長的促進作用不明顯，這說明過去民間投資——新崗位——高就業助推經濟增長的模式已經無法發揮作用，新形勢下經濟發展動能轉換為民間投資——創新創業——經濟創新驅動發展。國有投資和民間投資對創新驅動發展的貢獻均為正，并且兩者同向增長。民間投資形成1個單位的民間資本存量能拉動0.193867個單位的GDP增長，其對經濟創新驅動發展的正向拉動作用小于國有投資。但是民間投資與GDP之間雙向互動關系較國有投資更加明顯，這一方面說明民間投資與經濟創新驅動發展之間更具有良性互動關系，民間投資促進經濟創新驅動發展的潛力更大，另一方面說明樣本期間出臺的激發民間投資有效活力，促進經濟健康穩定發展的政策充分發揮了效用。

（二）對策

要合理有效的將資源分配給民間投資，讓民間投資充分參與市場競爭、共享經濟發展成果;實現民間投資高效對接技術創新項目，助推科技成果轉化，打造經濟發展新引擎;發揮國有投資帶動作用助推民間投資增長，拉動經濟創新驅動發展;提高政策傳導效果，助推民間投資以“創新速度”高質量發展，全面提高民間投資對經濟創新驅動發展的貢獻。

[參 考 文 獻]

[1]Robert J. Barro. Economic Growth in a Cross Section of Countries[J]. Quarterly Journal of Economics，1991（106）.

[2]匡緒輝.鼓勵和促進民間投資健康發展的政策研究[J].湖北社會科學，2010（12）.

[3] Jakob B. Madsen. The Causality Between Investment and Economic Growth[J].Economics Letters，2002（2）.

[4] Nadia Tecco. Financially sustainable investments in developing countries water sectors： what conditions could promote private sector involvement？ [J].International Environmental Agreements，2008，8（2）：129-142.

[5] 羅洎，王瑩.民間投資、技術創新與經濟增長[J].中南財經政法大學學報，2013（4）.

[6] 陳朝龍，楊慶.政府投資與民間投資刺激經濟增長效果分析[J].軟科學，2014（7）.

[7] 盧珍珠.新疆政府投資、民間投資與經濟增長的關系研究[J].經濟論壇，2016（11）.

[8] 王晶.政府投資與民間投資對地區經濟增長的效應分析——以陜西省為例[J].金融經濟，2017（16）.

[9] 邱信豐，趙琨婷.改革開放40年來中國民間投資政策演變、經濟績效與長效機制構建[J].企業經濟， 2018（12）.

[10] 崔宏凱，魏曉.民間投資、產業結構與經濟增長——基于中國省級動態面板數據的實證分析[J].經濟問題，2018（1）.

[11] 劉希章，龐加蘭.民間投資對產業結構升級的影響——基于勞動力轉移視角的實證[J].管理學刊，2019（6）.

[12] 李富有，楊振宇，劉希章.民間投資總量特征、結構分布與動態演進[J].人文雜志，2019（6）.

[13] 雷霆，鄧少微.民間投資增速下滑的成因及對策分析[J].新金融，2019（3）.

Abstract：This paper uses the Cobb Douglas production function model， takes the economic and social development data of a province in central and eastern China from 2014 to 2019 as a sample， and selects output， state-owned investment， labor input and other major macroeconomic variables in economic innovation and development as representative indicators to study the relationship between private investment and economic innovation and development. This article draws the following conclusions. First， every unit of private capital stock in the sample provinces can drive 0.193867 units of GDP growth. Second， private investment has a more benign interactive relationship with GDP than state-owned investment， and has greater potential to promote economic innovation and developmen. Third， private investment will maintain a growth trend in the next two years. This article proposes the rational distribution and sharing of economic development achievements， efficient docking of technological innovation projects， giving full play to the driving force of state-owned investment and PPP projects， and improving policy transmission effects to further activate private investment and promote economic innovation and developmen.

Key words：private investment; economic innovation and developmen; cobb douglas production function model

[責任編輯 孫蘭瑛]