民間資本支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的空間計(jì)量實(shí)證

文婕

◆ 中圖分類(lèi)號(hào)：F832.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文基于2002-2013年我國(guó)省域面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用主成分賦權(quán)和空間計(jì)量方法，建立空間面板模型，對(duì)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的民間資本因素進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。實(shí)證結(jié)果表明：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的私營(yíng)和個(gè)體部分對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率較高，正向推動(dòng)作用明顯；零售業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)量反向作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)之間存在較強(qiáng)的空間集聚和空間依賴性，表明相鄰省域的實(shí)體經(jīng)濟(jì)存在空間趨同或空間溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：民間資本 實(shí)體經(jīng)濟(jì) 空間計(jì)量

引言

實(shí)體經(jīng)濟(jì)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定的基礎(chǔ)，是最大的就業(yè)容納器和重要的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)器，面對(duì)復(fù)雜的國(guó)際和國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，重視民間資本投資空間的拓展，積極引導(dǎo)民間資本服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)正在成為我國(guó)政府實(shí)施的重要金融改革內(nèi)容之一。

民間資本對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正面影響的解釋源于對(duì)羅默內(nèi)生增長(zhǎng)模型的擴(kuò)展與應(yīng)用。國(guó)外學(xué)者對(duì)民間資本支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的研究，始于民間資本參與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。Robert J.Barro經(jīng)過(guò)分析得出，私人投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正向相關(guān)的結(jié)論，這是國(guó)外最早對(duì)民間資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系作出定量研究的文獻(xiàn)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)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）提出民間資本的發(fā)展有利于實(shí)現(xiàn)居民收入水平的穩(wěn)定增長(zhǎng)，從而有效推動(dòng)消費(fèi)，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。彭建剛等（2008）指出通過(guò)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、村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金互助社。易曉文（2010）基于溫州的實(shí)際經(jīng)驗(yàn)，論證了民間資本對(duì)溫州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有典型的普特南矛盾：既有正面影響，也有負(fù)面影響。

縱觀國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究，學(xué)者多側(cè)重于民間資本的理論探討，定量研究較少；研究多局限于個(gè)別省份，對(duì)于中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)研究較少。針對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本文對(duì)以下理論問(wèn)題進(jìn)行探討：深入揭示民間資本內(nèi)涵和民間資本實(shí)質(zhì)內(nèi)容，建立民間資本評(píng)價(jià)指標(biāo)體系；將實(shí)體經(jīng)濟(jì)獨(dú)立出來(lái)，探討實(shí)體經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)；厘清民間資本各因素對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制，探索實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效途徑。

指標(biāo)選取和評(píng)價(jià)

（一）指標(biāo)選取

“民間資本”是中國(guó)特有的概念，具體而言，民間資本就是民營(yíng)企業(yè)的流動(dòng)資產(chǎn)和居民家庭的金融資產(chǎn)。目前我國(guó)民間資本主要有4種形式：經(jīng)營(yíng)性民間資本、金融性民間資本、現(xiàn)金性民間資本、不動(dòng)產(chǎn)性民間資本。盡管專(zhuān)家們對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的表述有所不同，但對(duì)金融業(yè)是虛擬經(jīng)濟(jì)的觀點(diǎn)被更多人認(rèn)同，本文采納這種實(shí)體經(jīng)濟(jì)表述，從社會(huì)消費(fèi)、工業(yè)、非金融服務(wù)業(yè)、外匯收入等八個(gè)產(chǎn)出方面選取了代表實(shí)體經(jīng)濟(jì)的13個(gè)指標(biāo)，綜合反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。

本文構(gòu)建的民間資本和實(shí)體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)體系（見(jiàn)表1），分析樣本包括除中國(guó)香港、澳門(mén)特別行政區(qū)、中國(guó)臺(tái)灣之外的我國(guó)31個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)），文中簡(jiǎn)稱省域；實(shí)證數(shù)據(jù)包括31個(gè)省域2002-2013年的數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2003-2014）相關(guān)各期及部分省份統(tǒng)計(jì)公報(bào)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）實(shí)體經(jīng)濟(jì)綜合評(píng)價(jià)

借助SPSS16.0，將實(shí)體經(jīng)濟(jì)各指標(biāo)對(duì)系統(tǒng)的總體貢獻(xiàn)度作為權(quán)重，貢獻(xiàn)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(jí)和量綱帶來(lái)的影響，先將原始數(shù)據(jù)進(jìn)行Zscore標(biāo)準(zhǔn)化；然后進(jìn)行KMO檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各年份實(shí)體經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的KMO值均在0.8以上，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(píng)價(jià)指標(biāo)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Fk建立下列回歸方程：R*bmk=Fk，并求得bmk=R-1*Fk。其中bmk表示第k個(gè)系數(shù)主成分分量貢獻(xiàn)，其與對(duì)應(yīng)的方差貢獻(xiàn)Dk的組合，便是第m個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重。利用公式（k=1，2，…，n，n為主成分個(gè)數(shù)，m=1，2，…，p，p為系統(tǒng)中指標(biāo)個(gè)數(shù)）進(jìn)行計(jì)算，然后對(duì)Bm進(jìn)行歸一化，獲得標(biāo)準(zhǔn)權(quán)重Wij，依次計(jì)算出2002-2013年各年實(shí)體經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)31個(gè)省域的各自綜合得分。

省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)

全局空間自相關(guān)是從區(qū)域空間的整體上刻畫(huà)實(shí)體經(jīng)濟(jì)空間分布的集聚情況。本文選用在給定空間單元最鄰近的4個(gè)單元的K值最鄰近空間矩陣，創(chuàng)建空間距離權(quán)值矩陣進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)。由表2得知，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的Morans I均為正，從2002年的0.1566變化到2013年的0.2919，其中2005年和2008年兩度出現(xiàn)峰值，2006年出現(xiàn)第一個(gè)低谷，可以看出，省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)在地理上具有明顯的空間自相關(guān)性，指數(shù)逐年增加，反映了實(shí)體經(jīng)濟(jì)水平的空間相關(guān)性有逐年加強(qiáng)的趨勢(shì)。Morans I的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量z均為正，除2002年外，均大于正態(tài)分布函數(shù)在0.05 水平下的臨界值（1.96），且z值的P值均小于顯著性水平0.05，表明2002-2013年省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)空間正自相關(guān)，且均為顯著，觀測(cè)值趨于空間集聚。

省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)在空間分布上具有明顯的正自相關(guān)關(guān)系（空間依賴性），說(shuō)明各省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的空間分布并非處于完全隨機(jī)狀態(tài)，而是表現(xiàn)出相似值之間的空間集聚，正的空間相關(guān)代表相鄰地區(qū)的特性類(lèi)似。

圖1是2013年實(shí)體經(jīng)濟(jì)值（Y）的Morans I散點(diǎn)圖，散點(diǎn)圖能更清楚地顯示實(shí)體經(jīng)濟(jì)的分布呈現(xiàn)強(qiáng)的區(qū)域性和集聚趨勢(shì)，即第Ⅰ象限實(shí)體經(jīng)濟(jì)值較大，而第Ⅲ象限實(shí)體經(jīng)濟(jì)值較小，東部、中部和東北部、西部省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)值逐級(jí)下降的輪廓比較明顯。可知，省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)指標(biāo)值在地理空間上極不均衡，大體上呈現(xiàn)出東-中-西梯度遞減的分布模式，且鄰近區(qū)域的實(shí)體經(jīng)濟(jì)水平基本相近，具有較明顯的空間集聚特征。

從散點(diǎn)圖對(duì)應(yīng)的詳細(xì)省市看（見(jiàn)表3），觀測(cè)值并非均勻分布在4個(gè)象限，表明省域之間存在空間自相關(guān)性。35.5%的（11個(gè)）省域位于第Ⅰ象限，是高-高的正空間自相關(guān)集群（HH），表示高統(tǒng)計(jì)值的省域被高統(tǒng)計(jì)值的省域所包圍；5省域在第Ⅱ象限，為低-高的負(fù)空間自相關(guān)集群（LH），表示低統(tǒng)計(jì)值的省域被高統(tǒng)計(jì)值的省域所包圍；41.9%的（13個(gè)）省域位于第Ⅲ象限，同樣是低-低的正空間自相關(guān)集群（LL），表示低統(tǒng)計(jì)值的省域被低統(tǒng)計(jì)值的省域所包圍；四川和廣東兩省位于第Ⅳ象限，為高-低的負(fù)空間自相關(guān)集群（HL），表示四川和廣東被相對(duì)低統(tǒng)計(jì)值的省域所包圍。包含在第Ⅰ和第Ⅲ象限87.4%的省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)具有同質(zhì)性，而只有包含在第Ⅱ和第Ⅳ象限的其它12.6%的省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)具有異質(zhì)性。

民間資本支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的空間面板模型

空間面板數(shù)據(jù)模型分為空間固定效應(yīng)面板模型和空間隨機(jī)效應(yīng)面板模型兩種。當(dāng)樣本回歸分析局限于一些特定的個(gè)體時(shí)，空間固定效應(yīng)模型應(yīng)該是更好的選擇（Baltagi，2001）。因此，為了同時(shí)控制時(shí)間和空間因素，本文采用時(shí)間和空間雙固定效應(yīng)面板模型，包括空間滯后面板數(shù)據(jù)模型和空間誤差面板數(shù)據(jù)模型。

空間滯后面板數(shù)據(jù)模型主要探討各變量在一個(gè)地區(qū)是否有擴(kuò)散現(xiàn)象（溢出效應(yīng)），其基本形式為：

Y=α+ρ（ITWN）WY+Xβ+ε （1）

式中，Y為因變量；X為NT×K的外生解釋變量矩陣；ρ為空間回歸相關(guān)系數(shù)，反映樣本觀測(cè)值的空間依賴作用，即相鄰區(qū)域的觀測(cè)值Y對(duì)本地區(qū)觀察值Y的影響方向和程度；WN為N×N階的空間權(quán)值矩陣；內(nèi)生變量WY為空間滯后因變量，反映了空間距離對(duì)區(qū)域行為的作用。ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量，參數(shù)β反映了自變量X對(duì)因變量Y的影響。

空間誤差面板數(shù)據(jù)模型主要探討經(jīng)濟(jì)變量的空間依賴性是否存在誤差擾動(dòng)項(xiàng)，來(lái)測(cè)度鄰近地區(qū)因變量的誤差沖擊對(duì)本地區(qū)因變量經(jīng)濟(jì)行為的影響程度，空間誤差面板數(shù)據(jù)模型的基本形式為：

Y=α+Xβ+u （2）

u=λ（ITWN）u+ε （3）

其中，u為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量，衡量樣本觀察值的誤差項(xiàng)引起的因變量經(jīng)濟(jì)行為變動(dòng)程度，ε為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。λ為空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的不可觀測(cè)因素對(duì)該地區(qū)產(chǎn)生的影響。

根據(jù)理論分析和變量選取，本文具體設(shè)定空間面板模型如下，為了消除民間資本指標(biāo)不同數(shù)量級(jí)而引致的數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)，對(duì)所有解釋變量取常用對(duì)數(shù)。

空間面板滯后模型（SLM）：

Yit=α+β1LgX1it+β2LgX2it+β3LgX3it+β4LgX4it+β5LgX5it+β6LgX6it+β7LgX7it+ρWYit+μi+υt+εit （4）

空間面板誤差模型（SEM）：

Yit=α+β1LgX1it+β2LgX2it+β3LgX3it+β4LgX4it+β5LgX5it+β6LgX6it+β7LgX7it+μi+υt+uit （5）

uit=λWuit+εit， εit～iidN（0，σ2） （6）

其中，為避免虛擬變量陷阱，設(shè)定，β為回歸參數(shù)。WN是NTNT的分塊空間權(quán)重矩陣，μi為第i省域的特定固定效應(yīng)，表示在控制其它解釋變量后，省域i自身的區(qū)域特性對(duì)本省域內(nèi)歷年實(shí)體經(jīng)濟(jì)溢出所產(chǎn)生的長(zhǎng)期固定影響。υt為第t年的時(shí)間特定固定效果，表示在控制其它解釋變量后，自身的區(qū)域特性在第t年對(duì)各省域的實(shí)體經(jīng)濟(jì)溢出產(chǎn)生的短期固定效應(yīng)。

建立影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的民間資本因素空間面板模型，表4是MATLAB空間面板程序運(yùn)行結(jié)果。表4中，空間滯后模型的擬合度（R-squared）稍優(yōu)于空間誤差模型，兩種模型中各解釋變量的估計(jì)參數(shù)大體一致；空間滯后變量W*dep.var的自回歸系數(shù)和空間誤差系數(shù)spat.aut均在1%的水平上顯著，表明省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)指標(biāo)值在地理空間的鄰接上表現(xiàn)出了較強(qiáng)的溢出效應(yīng)和相鄰省域的不可觀測(cè)因素對(duì)該省域的實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了實(shí)質(zhì)影響。

解釋變量中，只有X2（全社會(huì)固定資產(chǎn)投資：私營(yíng)）、X3（全社會(huì)固定資產(chǎn)投資：個(gè)體）和X6（零售業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)）通過(guò)了統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性檢驗(yàn)，其它解釋變量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)值的解釋意義均不顯著。

X1（居民儲(chǔ)蓄存款）和X7（社會(huì)捐贈(zèng)教育經(jīng)費(fèi)）未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，原因可能是居民儲(chǔ)蓄存款更多投向了高盈利的股市和房市而游離于實(shí)體經(jīng)濟(jì)之外，并且居民儲(chǔ)蓄存款和教育投資對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響有著極復(fù)雜的機(jī)制。

X4（全社會(huì)固定資產(chǎn)投資：其它）和X5（私營(yíng)工業(yè)企業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)）未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，原因可能是民間資本的過(guò)分逐利性而導(dǎo)致的固定資產(chǎn)投資效率低下，而存在于虛擬經(jīng)濟(jì)體內(nèi)、實(shí)體經(jīng)濟(jì)之外的私營(yíng)工業(yè)企業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)顯然正向于虛擬經(jīng)濟(jì)投資效率，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)而言，流動(dòng)性資產(chǎn)存在較高的機(jī)會(huì)成本。

解釋變量X2（全社會(huì)固定資產(chǎn)投資：私營(yíng)）和X3（全社會(huì)固定資產(chǎn)投資：個(gè)體）對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)起正向推動(dòng)作用，每增長(zhǎng)1%，實(shí)體經(jīng)濟(jì)分別增長(zhǎng)0.612%、0.673%；X6（零售業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)）對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)起阻礙作用，零售業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)每增長(zhǎng)1%，實(shí)體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)值約減少0.77%，減少幅度很大。

結(jié)論與討論

本文根據(jù)2002-2013年省域面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)31個(gè)省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的空間依賴性和民間資本對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支持作用進(jìn)行實(shí)證研究。主要有以下結(jié)論：

第一，省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)存在地理空間上的依賴性和異質(zhì)性。實(shí)體經(jīng)濟(jì)的區(qū)域分布規(guī)律較為明顯，省域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的溢出效應(yīng)，并且以地理位置為主要依據(jù)形成四個(gè)集群。

第二，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的個(gè)體部分對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支持作用較明顯，表明現(xiàn)階段分散的個(gè)體民間投資仍然是實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推器，一方面反映了個(gè)體民間投資的務(wù)實(shí)性，另一方面這些投資促進(jìn)了社會(huì)就業(yè)。

第三，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的私營(yíng)部分對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起一定促進(jìn)作用，政府加強(qiáng)對(duì)私企的資金支持力度，有利于引導(dǎo)資金流向。

第四，接近3萬(wàn)億的零售業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)反作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)和超過(guò)44萬(wàn)億的居民儲(chǔ)蓄存款對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用不顯著，是值得關(guān)注的。政府一方面可以從簡(jiǎn)化審批管理，支持投資并購(gòu)，減少企業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)持有比例；另一方面通過(guò)多元化投資政策積極引導(dǎo)居民儲(chǔ)蓄存款投向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，打破實(shí)體經(jīng)濟(jì)和非實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資回報(bào)反差巨大的僵局。

本文的政策含義也十分明顯。首先，利率市場(chǎng)化成為迫切之需，扭轉(zhuǎn)長(zhǎng)期以來(lái)利率管制扭曲的資金價(jià)格使實(shí)體經(jīng)濟(jì)受損的局面，有效地把儲(chǔ)蓄和企業(yè)、個(gè)人手中的流動(dòng)資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為投資，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供充分融資。其次，努力拓寬民間資本直接和間接進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)的渠道。民間資本可以以靈活多樣的方式直接進(jìn)入壟斷性行業(yè)，民間資本也可以通過(guò)股權(quán)融資或債權(quán)融資方式間接服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。最后，在加強(qiáng)金融監(jiān)管的前提下，允許具備條件的民間資本依法設(shè)立金融機(jī)構(gòu)，發(fā)揮民間資本應(yīng)有的活力，發(fā)展普惠金融。改變金融業(yè)以往“扶富不扶貧”的做法，使全民都能享受到優(yōu)質(zhì)的、個(gè)性化的金融服務(wù)。

需要指出的是，本文研究還存在一定局限。選擇12年數(shù)據(jù)作為分析的時(shí)間尺度顯然太短，長(zhǎng)時(shí)間尺度對(duì)于揭示民間資本支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)空間格局演變規(guī)律更為科學(xué)與可信；再者，受限于民間資本數(shù)據(jù)的難以統(tǒng)計(jì)和可獲得性，在構(gòu)建衡量民間資本指標(biāo)體系方面存在明顯局限，這些不足有待在今后的研究中漸進(jìn)解決。

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