民間投資與經濟增長關系的實證分析——基于Granger因果關系檢驗

劉滿丹，尹宗成

（安徽農業大學經濟管理學院，安徽合肥，230036）

一、研究背景

黨的十八屆三中全會通過的《決定》指出，完善金融市場體系，擴大金融業對內對外開放，在加強監管的前提下，允許具備條件的民間資本依法發起設立中小型銀行等金融機構。推進政策性金融機構改革。健全多層次資本市場體系，推進股票發行注冊制改革，多渠道推動股權融資，發展并規范債券市場，提高直接融資比重。完善保險經濟補償機制，建立巨災保險制度，發展普惠金融，鼓勵金融創新，豐富金融市場層次和產品。十八屆三中全會對民營企業發展是一個很大的利好，隨著這次公報提出要發揮市場在資源配置中的決定性作用，民營企業將迎來發展的重大契機。這一屆三中全會之后，對民營企業投融資的窗口將進一步打開，一些高收益的壟斷領域將會放松對民間資本的限制。

二、文獻回顧與理論界定

關于民間投資，眾多學者關注民間投資和政府投資的關系方面，陳時興運用IS-LM模型研究政府投資對民間投資產生擠出效應與擠入效應的影響因素，建立VAR模型分析政府投資對民間投資的影響。［1］宋瑛和杜躍平通過對東、中、西部三大地區1978~2004年間相關數據的實證分析，結果表明，民間投資和地區經濟增長存在正相關的關系，民間投資也是引起地區經濟差異擴大的因素之一。［2］鈔小靜和任保平認為政府投資在短期內可以擴大總需求，拉動經濟增長，但這種作用是暫時的，民間投資才是促進經濟持續增長的原動力。政府投資的作用應該是啟動需求、保證經濟的正常增長，民間投資持續適度的增長才是更高水平經濟增長的根本保證。［3］王吉恒和王微微將政府投資與民間投資進行了關聯性分析，認為二者之間不存在任何關系。［4］國外學者Kelly認為，政府投資能對民間投資起補充作用，進而促進經濟的長期增長，尤其是政府在基礎設施、教育和國防等領域的投資作用尤為明顯。［5］

還有部分學者對民間投資和經濟增長也做了研究。陳兆榮利用面板數據模型，對民間投資與經濟增長進行了實證研究，認為民間投資對不同地區的影響力度不同，這是因為我國經濟的發展是不平衡的。［6］張潔等對民間投資與經濟增長進行了實證研究，認為民間投資能拉動經濟增長，但二者之間僅僅為單向的因果關系。［7］國外學者Barron、Levine等用實證分析方法表明，民間投資與經濟增長之間存在正相關的關系。［8］Jakob通過因果關系研究認為，民間投資對經濟增長的促進作用主要體現在機器和設備方面；而經濟增長對民間投資的作用主要體現在房屋建筑方面。［9］

然而鮮有學者對這兩者關系進行計量經濟學方面的考察，筆者將從以上兩者關系出發，通過搜集和調查數據資料，利用計量經濟學軟件Eviews6，期望得到它們的一些相關性，從而為經濟決策提供一些輔助借鑒。

民間投資是指非國有經濟投資中扣除外資和港澳臺投資的部分，包括聯營、股份制、集體、個體和私營及其他經濟類型的投資。［10］衡量經濟增長的指標很多，下文以國內生產總值GDP作為衡量指標。

三、數據來源與描述性統計

由于數據的可得性和代表性，選取近年來的數據分析，筆者選取我國2000～2013年度數據為研究樣本，變量民間投資簡稱PI、國內生產總值簡稱GDP。

（一）2000~2013年全國各項投資和GDP數據（如表1所示）

（二）2000~2013年全社會投資總情況

從圖1可以看出近年來固定資產總投資的增長能力逐步增強，民間投資正在加速啟動，全社會固定資產投資額和民間投資額均呈現遞增的趨勢。

圖1 2000~2013年全社會各項投資趨勢

（三）2000~2013年民間投資占比

民間投資在全社會固定資產投資中的比重從2000年的49%增加到2013年的74%。總體逐年上升，除了2009~2010年下降，可以解釋為2008年金融危機的影響，投資環境不利，民間資本沒信心投資。隨著2年后危機消除，經濟復蘇，民間投資又呈上升趨勢。

表1 2000~2013年全國各項投資和GDP

圖2 2000~2013年民間投資占總投資比重

（四）2000~2013年民間投資與GDP增長情況

民間投資與GDP的關系可以從圖3中得到驗證。民間投資與GDP增長態勢基本一致，由2000~2005年的相對平穩緩慢增長，到2006~2008年的提速，再到2008~2009年低位徘徊后，2010~2013年走出低谷，大幅增長。

圖3 2000~2013年民間投資與GDP增長趨勢

四、實證檢驗

為了深人研究民間投資與GDP的關系，我們首先對民間投資與GDP進行總量分析，考慮到消除可能存在的異方差問題，對所有樣本數據進行了對數化處理，記為InGDP和lnPI。如圖4所示，根據對數線性模型：

代入數據，運用普通最小二乘法（OLS）進行參數估計，結果為：

R2=0.99，DW=0.75，P=0.00。經查表，該模型通過F檢驗和t檢驗。樣本決定系數R2=0.99，說明模型的擬合優度好。因此在粗略的情況下，該模型可以采用，模型的經濟意義可以如此解釋，在2000~2013年間全國民間投資每增加l%，生產總值大約增加0.58%。

圖4 模型（1）的OLS估計結果

其次，對PI和GDP的因果關系檢驗。

1.單位根檢驗。在構造誤差修正模型以前，首先應該對每個變量的平穩性進行檢驗，才能夠避免不平穩而造成的偽回歸。本文采用的是傳統的ADF方法進行單位根檢驗，結果如圖5和圖6所示。首先對序列進行單位根檢驗，檢驗結果發現這兩個序列都存在單位根，即它們是非平穩序列。分別對序列進行差分，檢驗結果如下：

圖5 序列PI的單位根檢驗結果

圖6 序列GDP的單位根檢驗結果

從圖5和圖6可以看到，序列PI的ADF檢驗t統計量值=-4.3582，其相應的概率值P=0.0092，小于1%檢驗水平，因此拒絕序列存在單位根的原假設，即可以認為序列PI是平穩的，是二階差分平穩。序列GDP的ADF檢驗t統計量值=-5.4367，其相應的概率值P=0.0021，小于1%檢驗水平，因此拒絕序列存在單位根的原假設，即可以認為序列GDP是平穩的，是二階差分平穩。

2.Granger因果關系檢驗。圖7給出檢驗結果，第一個原假設，其概率值P=0.002，小于1%的檢驗水平，因此拒絕該原假設，即可以認為GDP是引起PI變化的Granger原因。第二個原假設，其概率值P=0.2682，大于10%的檢驗水平，因此不能拒絕該原假設，即可以認為PI不是引起GDP變化的Granger原因。民間投資與GDP之間僅為單向的格蘭杰因果關系，即民間投資非GDP的格蘭杰原因，而GDP是民間投資的格蘭杰原因。一方面，民間投資對GDP影響不明顯，原因是經濟的增長還受到消費、出口等眾多因素的影響。另一方面，經濟增長推動民營企業的興起，促進了民間資本的發展。

圖7 Granger因果關系檢驗結果

五、結論與啟示

通過以上定性和定量的分析，得出如下結論：一是民間投資增長速度快，所占總投資的比重越來越高，說明它的地位越來越重要。二是民間投資和GDP呈同向增長，兩者有線性關系，從宏觀經濟學上解釋為兩者關系密切，互相促進。三是GDP是民間投資的格蘭杰原因，民間投資非GDP的格蘭杰原因，從計量經濟學上解釋為經濟增長是促進民間投資的原因，而民間投資不是直接促進經濟增長的原因。

啟示是政府鼓勵民間投資最直接最根本的措施是促進經濟增長，提高GDP。因為只有經濟發展，宏觀投資環境改善，民營資本才有信心投資。要刺激經濟增長，需要充分調動民間投資。這樣兩者良性循環互動，進而改善投資結構，促進經濟健康平穩發展。

［1］ 陳時興.政府投資對民間投資擠入與擠出效應的實證研究——基于1980~2010年的中國數據［J］.中國軟科學，2012（10）：169-176.

［2］ 宋瑛，杜躍平.民間投資和地區經濟增長差異的實證分析［J］.開發研究，2006（5）：44-47.

［3］ 鈔小靜，任保平.經濟轉型，民間投資成長與政府投資轉向——投資推動中國經濟高速增長的實證分析［J］.經濟科學，2008（2）：32-35.

［4］ 王吉恒，王微微.政府投資與民間投資關系分析［J］.當代經濟，2011（1）：70-71.

［5］ Kelly Trish.Public Investment and Growth：Testing the Non-line-arity Hypothesis［J］.International Review of Ap?plied Economics，1997，11（2）：249-262.

［6］ 陳兆榮.民間投資對我國經濟增長影響的實證分析［J］.統計教育，2007（4）：60-61.

［7］ 張潔，劉科偉.我國民問投資與經濟增長關系分析［J］.西安郵電學院學報，2007，12（6）：65-67.

［8］ Barren R.Economic Growth in a Cross Section of Coun?tries［J］.Quarterly Journalof Economics，1991（5）：407-443.

［9］ Jakob B Madsen.The Causality Between Investment and Economic Growth［J］.Economics Letters，2002，74：157-163.

［10］ 國家統計局投資司.民間投資的概念和統計方法［EB/OL］.（2003-06）.http：www.jmtj.gov.cn.