省域面板數(shù)據(jù)的民間資本支持實體經(jīng)濟分析

陳林心　何宜慶

摘要 運用中國2002～2012年31個省域面板數(shù)據(jù)，嘗試估算民間資本對實體經(jīng)濟的支持，實證分析了多種因素對實體經(jīng)濟的不同影響。研究發(fā)現(xiàn)：中、西、東北部實體經(jīng)濟增長格局表現(xiàn)出一定的波動性，云南、河北、內(nèi)蒙和遼寧的實體經(jīng)濟有增強趨勢，黑龍江實體經(jīng)濟趨弱。儲蓄存款對全國各地區(qū)實體經(jīng)濟的貢獻率都比較高；私營企業(yè)流動資產(chǎn)、房地產(chǎn)完成投資和農(nóng)業(yè)機械總動力對實體經(jīng)濟的貢獻次之；固定資產(chǎn)投資中自籌和其它、零售業(yè)流動資產(chǎn)對實體經(jīng)濟有貢獻，但微不足道；社會捐贈教育經(jīng)費對實體經(jīng)濟的作用不明顯，影響西部地區(qū)實體經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素尚不明確。文章對實證結(jié)論背后的政策含義進行了闡釋。

關(guān)鍵詞 民間資本；實體經(jīng)濟；面板數(shù)據(jù)

[中圖分類號]F832.5 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2015）11-0083-05

一、引 言

民間資本對實體經(jīng)濟產(chǎn)生正面影響的解釋源于對羅默內(nèi)生增長模型的擴展與應(yīng)用。Robert J. Barro（1991）經(jīng)過分析得出私人投資和經(jīng)濟增長之間存在著正向相關(guān)的結(jié)論，這是國外最早對民間資本與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系作出定量研究的文獻[1]。Brian W. Sloboda（2008）和Mika Kortelainen（2013）論證了民間資本對國民產(chǎn)出的影響[2-3]。

國內(nèi)學(xué)者對民間資本的研究主要集中在民間資本投資領(lǐng)域定性分析和具體融資模式上，安曉云等（2001）論證了民間資本的發(fā)展通過居民收人的提高，推動消費，最終促進經(jīng)濟增長[4]。楊國群（2003）、李博和胡岳崛（2004）均認為民間資本是推動我國經(jīng)濟增長的重要力量[5-7]。宋瑛等（2006）分析了東、中、西部地區(qū)1978～2004年民間投資和地區(qū)經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系[8]。劉衛(wèi)華（2006）和陳兆榮（2007）分別分析了民間資本投入城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的途徑和民間資本通過投資、出口和消費等途徑來實現(xiàn)對經(jīng)濟的推動作用[9-10]；彭建剛等（2008）指出通過合理的政策和得力的措施，可以引導(dǎo)民間資本參與小額貸款組織、參與村鎮(zhèn)銀行、參與農(nóng)村資金互助社[11]。易曉文（2010）論證了民間資本對溫州經(jīng)濟增長的影響具有典型的普特南矛盾：既有正面影響，也有負面影響[12]。簡楚豫和張菲菲（2012）、呂晨光（2013）提出了規(guī)范民間資本投資的基本策略和開放行業(yè)準入領(lǐng)域[13-15]。

國內(nèi)學(xué)者對實體經(jīng)濟的研究，主要是比較虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟，并對它們的關(guān)系進行定性或定量研究。楊姣等（2010）采用統(tǒng)計綜合指數(shù)方法描述虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟，然后通過建立計量經(jīng)濟模型來分析它們的關(guān)系[16]。姚景超等（2013）運用協(xié)調(diào)度模型測算了1998年以來我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展狀況，指出：我國實體經(jīng)濟逐漸回暖，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟開始重新向均衡發(fā)展路徑收斂[17]。

綜觀國內(nèi)外現(xiàn)有研究，學(xué)者多側(cè)重于民間資本的定性探討，可操作性有待加強，定量研究較少；對民間資本投資的單一渠道進行認證，缺少全局觀念；研究多局限于個別省份，以東南沿海地區(qū)民間資本較為富庶的地區(qū)為主，對于中、西部欠發(fā)達地區(qū)研究較少；研究方法限于傳統(tǒng)的統(tǒng)計方法。本文著眼于民間資本對實體經(jīng)濟的支持作用，通過設(shè)定反映民間資本和實體經(jīng)濟的指標體系，運用主成分賦權(quán)方法和傳統(tǒng)計量方法，建立面板數(shù)據(jù)模型，揭示民間資本對實體經(jīng)濟的作用內(nèi)涵，為國家鼓勵民間資本發(fā)展的金融政策提供一定參考。

二、指標選取和樣本數(shù)據(jù)

“民間資本”是中國特有的概念，《浙江統(tǒng)計年鑒（2008）》將民間資本定義為非政府擁有的資本。具體而言，民間資本就是民營企業(yè)的流動資產(chǎn)和家庭的金融資產(chǎn)。我國目前的民間資本主要有4種形式：經(jīng)營性的民間資本、金融性的民間資本、現(xiàn)金性的民間資本、不動產(chǎn)性的民間資本。

實體經(jīng)濟是指物質(zhì)的、精神的產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)、流通等經(jīng)濟活動。包括農(nóng)業(yè)、工業(yè)、交通通信業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)等物質(zhì)生產(chǎn)和服務(wù)部門，也包括教育、文化、知識、信息、藝術(shù)、體育等精神產(chǎn)品的生產(chǎn)和服務(wù)部門。實體經(jīng)濟始終是人類社會賴以生存和發(fā)展的基礎(chǔ)。

本文研究民間資本支持實體，在進行實證分析時，需要對民間資本和實體經(jīng)濟分別進行量化度量。

（一）民間資本和實體經(jīng)濟指標體系

本文參照有關(guān)學(xué)者的研究方法[16-17]，構(gòu)建民間資本和實體經(jīng)濟指標體系，從社會消費、工業(yè)、服務(wù)業(yè)、投資、物流、財政收入、對外貿(mào)易和外匯收入8個產(chǎn)出方面選取了代表實體經(jīng)濟的13個指標，綜合反映實體經(jīng)濟發(fā)展狀況；從儲蓄存款、固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)5個投入方面選取了代表民間資本的7個指標，力求全方位概括民間資本。

（二）樣本數(shù)據(jù)

本文統(tǒng)計樣本包括除香港、澳門特別行政區(qū)、臺灣的中國31個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）（文中簡稱省域），這31個省域分為東北4省域（含內(nèi)蒙古）、中部6省域、西部11省域和東部10省域。實證包括31個省域2002～2012的數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，《中國統(tǒng)計年鑒》2003～2013年相關(guān)各期及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和部分省份統(tǒng)計公報。

三、民間資本支持實體經(jīng)濟實證

在對實體經(jīng)濟進行主成分分析的基礎(chǔ)上，得出2002～2012年各省域?qū)嶓w經(jīng)濟綜合得分后，接著進行面板數(shù)據(jù)分析，實證過程包括：首先，為了避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性，對面板各序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。其次，如果基于單位根檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，進行協(xié)整檢驗。最后，用F檢驗和Hansman檢驗甄別混合估計模型（Mixed Effects Model）、固定效應(yīng)模型（Fixed Effects Regression Model）和隨機效應(yīng)模型（Random Effects Regression Model），選擇適合模型分別確定全國、東部、中部、西部和東北各地區(qū)回歸模型參數(shù)。endprint

（一）實體經(jīng)濟系統(tǒng)的指標權(quán)重賦值及綜合得分

借助SPSS16.0，將實體經(jīng)濟各指標對系統(tǒng)的總體貢獻度作為權(quán)重，貢獻度越大，權(quán)重賦值越高。具體步驟：首先為了消除不同數(shù)量級和量綱帶來的影響，先將原始數(shù)據(jù)進行Zscore標準化；然后進行KMO檢驗，檢驗結(jié)果顯示，各年份實體經(jīng)濟系統(tǒng)的KMO值均在0.7以上，大于0.5，滿足主成分分析條件。

主成分賦權(quán)：利用主成分得到相關(guān)系數(shù)矩陣R和因子載荷矩陣F，為了確定評價指標的權(quán)重分配，利用已得的相關(guān)系數(shù)矩陣R與每一列因子載荷向量F■建立下列回歸方程：R*■=■，并求得■=R■*■。其中b■表示第k個系數(shù)主成分分量貢獻，它與對應(yīng)的方差貢獻D■的組合，便是第m個評價指標的權(quán)重。利用公式■■=■b■*D■（k=1，2，···，n，n為主成分個數(shù)，m=1，2，···，p，p為系統(tǒng)中指標個數(shù)）進行計算，然后對■進行歸一化，獲得標準權(quán)重W■，依次計算出2002～2012年各年實體經(jīng)濟系統(tǒng)的31個省域的各自綜合得分。

（二）單位根檢驗

對面板數(shù)據(jù)的各自然對數(shù)序列（Y除外）的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，檢驗通過三個模型來完成，首先從含有截距和趨勢項（Individual intercept and trend）的模型開始，再檢驗只含截距項（Individual intercept）的模型，最后檢驗二者都不含（None）的模型。并且認為，只有三個模型的檢驗結(jié)果都接受零假設(shè)時，才認為時間序列是非平穩(wěn)的，只要其中有一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就認為時間序列是平穩(wěn)的。

結(jié)論顯示序列l(wèi)nX3、lnX4和lnX7平穩(wěn)，序列Y、lnX1、lnX2、lnX5和lnX6均存在單位根，于是對這四個序列的一階差分（1st difference）再進行單位根檢驗，單位根檢驗結(jié)果如表2。

再對序列Y、lnX1、lnX2、lnX5和lnX6進行一階差分序列變換，經(jīng)檢驗所有序列平穩(wěn)。

（三）模型選擇

基于單位根檢驗和序列變換后的同階單整序列，可以直接進行回歸分析。面板數(shù)據(jù)分析中常用的三種回歸模型即混合模型（Mixed effects model）、固定效應(yīng)模型（Fixed effects model）和隨機效應(yīng)模型（Random effects model），在分析模型的選擇上，采用F檢驗決定選用混合模型還是固定效應(yīng)模型，然后用Hausman檢驗確定應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。

1. 參數(shù)約束的F檢驗

H■：α■ =α。模型中不同個體的截距相同（真實模型為混合效應(yīng)模型）。

H■：模型中不同個體的截距項α■不同（真實模型為固定效應(yīng)模型）。

SSE■=75.9947（混合估計的殘差平方和），SSE■=7.2315（固定效應(yīng)的殘差平方和），

F= ■

=■=88.1577？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖

F■ = 1.83

因為F=88.1577>F■ =1.83，推翻原假設(shè)，比較上述兩種模型，建立固定效應(yīng)回歸模型更合理。

2. Hausman 檢驗

Hausman檢驗的基本思想：由于在遺漏相關(guān)變量的情況下，往往導(dǎo)致解釋變量與隨機擾動項出現(xiàn)同期相關(guān)性，即cov（x■，u■）≠0，外生性條件不滿足，從而使得OLS估計量有偏且非一致。

表4Hausman檢驗的P值小于5%，拒絕原假設(shè)，說明隨機效應(yīng)模型的基本假設(shè)（個體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)）得不到滿足，所以選擇個體固定效應(yīng)模型比較合適。

類似對東北省域、中部省域、西部省域和東部省域三種類型的回歸模型進行F檢驗和Hansman檢驗，固定時點的效應(yīng)模型為最優(yōu)。各模型估計參數(shù)如表5。

四、結(jié)論與討論

本文根據(jù)2002～2012年面板數(shù)據(jù)，對我國大陸內(nèi)地31個省域的民間資本對實體經(jīng)濟的支持作用進行實證分析，主要有以下結(jié)論：

（1）所有回歸模型擬合度都高于0.96，擬合效果較好 。顯著影響實體經(jīng)濟的因素分為三個層次：儲蓄存款余額（X2）為第一層次，私營工業(yè)企業(yè)流動資產(chǎn)（X4）、房地產(chǎn)完成投資額（X1）、農(nóng)業(yè)機械總動力（X5）為第二層次，固定資產(chǎn)投資中自籌和其它（X3）、零售業(yè)流動資產(chǎn)（X6）為第三層次，它們對實體經(jīng)濟的解析力度漸次降低，解釋變量社會捐贈教育經(jīng)費（X7）均未通過顯著性檢驗，可以認為社會捐贈教育經(jīng)費對實體經(jīng)濟的貢獻不顯著。其中，儲蓄存款余額對實體經(jīng)濟的貢獻率依東部、東北、中部和全國而遞減，儲蓄存款余額增加1%，實體經(jīng)濟水平分別提高2.514%、1.745%、0.725%和0. 427%，西部地區(qū)儲蓄存款反而成為阻礙實體經(jīng)濟發(fā)展的因素；私營企業(yè)流動資產(chǎn)和房地產(chǎn)完成投資額對東北和西部地區(qū)的實體經(jīng)濟作用不顯著，農(nóng)業(yè)機械總動力對中、西部地區(qū)的實體經(jīng)濟也未有明顯促進作用。

（2）全國模型的五個變量估計值對應(yīng)的P值，通過了水平為5%的顯著性檢驗，儲蓄存款余額對實體經(jīng)濟的貢獻最大，彈性系數(shù)為42.7%；另兩個變量農(nóng)業(yè)機械總動力和房地產(chǎn)完成投資額對實體經(jīng)濟的貢獻彈性系數(shù)分別為22.6%和22.3%，固定資產(chǎn)投資中自籌和其它緊隨其后。

（3）東北地區(qū)模型中，除儲蓄存款余額外，農(nóng)業(yè)機械總動力估計值也通過顯著性檢驗，后者對實體經(jīng)濟的貢獻率為負，彈性系數(shù)分別為174.5%和-34.5%。

（4）中部地區(qū)模型中，變量儲蓄存款余額、房地產(chǎn)完成投資額、私營企業(yè)流動資產(chǎn)和零售業(yè)流動資產(chǎn)估計值通過顯著性檢驗，固定資產(chǎn)投資中自籌和其它、農(nóng)業(yè)機械總動力和社會捐贈教育經(jīng)費對本地區(qū)實體經(jīng)濟的提升作用不明顯。儲蓄存款和房地產(chǎn)投資對中部地區(qū)實體經(jīng)濟的發(fā)展發(fā)揮了重要作用。endprint

（5）西部地區(qū)模型中，只有變量固定資產(chǎn)投資中自籌和其它、零售業(yè)流動資產(chǎn)對實體經(jīng)濟作用顯著，各自增加1%時，實體經(jīng)濟水平分別提高0. 123%和0.109%。

（6）東部地區(qū)包括了中國實體經(jīng)濟發(fā)展最好和民間資本最多的省和直轄市，模型中的變量儲蓄存款余額、農(nóng)業(yè)機械總動力、私營工業(yè)企業(yè)流動資產(chǎn)和房地產(chǎn)完成投資額對實體經(jīng)濟影響顯著。儲蓄存款對實體經(jīng)濟存在倍增作用，農(nóng)業(yè)機械總動力對實體經(jīng)濟的促進作用不容忽視，房地產(chǎn)投資對本地區(qū)實體經(jīng)濟的發(fā)展相比其它地區(qū)，表現(xiàn)最好。

本文的政策含義也十分明顯：首先，利率市場化成為迫切之需，扭轉(zhuǎn)長期以來利率管制扭曲的資金價格，實體經(jīng)濟受損的局面，改革要圍繞提高居民儲蓄回報率，有效地把高儲蓄轉(zhuǎn)化為高投資，為實體經(jīng)濟提供充分的融資。其次，東北地區(qū)應(yīng)大力發(fā)展高附加值的工業(yè)和服務(wù)業(yè)，適當限制機械化農(nóng)業(yè)的發(fā)展；要看到中部地區(qū)房地產(chǎn)還有比較大的發(fā)展空間，積極出臺支持私營企業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策或稅收政策，加快物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都是大有裨益的。最后，影響西部地區(qū)實體經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素尚不明確，要著力發(fā)掘；而東部地區(qū)可以通過發(fā)展農(nóng)村機械化水平和增加房地產(chǎn)投資進一步夯實實體經(jīng)濟基礎(chǔ)。

需要指出的是，本文研究還存在一定局限性，選擇11年數(shù)據(jù)作為分析的時間尺度，顯然太短，長時間尺度對于揭示民間資本支持實體經(jīng)濟空間格局演變規(guī)律更為科學(xué)與可信；再者，在構(gòu)建衡量民間資本和實體經(jīng)濟指標體系方面存在局限，有限的幾個指標并不能說明全部，這些不足有待在今后的研究中漸進解決。

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（責(zé)任編輯：張丹郁）endprint