創業投資對實體經濟貢獻的測度：滯后與結構效應

谷方杰，張文鋒

(1.大連海洋大學經濟管理學院，遼寧 大連 116023;2.大連海洋大學海洋法律與人文學院，遼寧 大連 116023)

0 引言

當前，中央正在著力實施創新驅動發展戰略，加快供給側改革和結構調整轉型發展。創業投資作為高能資本，是緩解企業創業難、融資難、發展難的必要手段，也是擴大直接融資促進實體經濟發展的有效途徑，對 “三創” (創新、創業、創造)均有重要的拉動作用。創業投資是指專業資本家投入到新興的、能夠迅速發展的、具有市場競爭潛力的企業中的一種權益資本[1]。因此，促進創業投資是落實國家戰略的必然要求。

首先，創業投資極大地促進了技術創新。一方面，創業投資為企業技術創新提供資本源泉。在科技創新的框架中，以科學發現為前端，以科技創新成果實現產業化為后端，就會明確對資金的需求以及投資的主體，即處于不確定性很大，并且收益具有公共性的科學發現階段，政府會成為投資主體；而處于風險較小，并且收益收斂于私人投資者的產業化階段，則民間資本會成為投資主體[2]。相比而言，從技術孵化到實現產業化階段，對資金的需求極為迫切，創業投資往往集中于該領域，從而推動了科技創新發展。另一方面，創業投資主要以企業為依托，通過以市場為導向的高新技術體系來構建。除了資金，創業投資還將關鍵技術、企業管理以及營銷策略等方面融入企業中，提供相應的增值服務，從而實現資源整合，發揮企業的主體作用，獲得創新價值。

其次，創業投資加速科技成果轉化和產業化，能夠有效發揮市場配置創新資源的決定性作用。創業投資加速實現創新科技成果產業化，培育并發展了一批國際競爭力較高的創新企業與新興產業，對經濟社會貢獻巨大。美國創業投資協會 (NVCA)的數據顯示，創業投資企業所創造的GDP占全美GDP的21%，其中，創業投資企業提供的崗位數量占私人雇傭提供崗位總數量的11%。

最后，創業投資助力培育戰略性新興產業。創業投資與戰略性新興產業的培育與發展密不可分，實踐表明，創業投資是支持創新型企業發展的專業金融形態，引導社會資本集中配置于具有先導性、戰略性的新興產業。正是由于創業投資的介入，半導體、網絡、生物技術、醫療設備和清潔技術等行業發展迅速，引發了技術創新浪潮，高新技術在競爭中不斷被研發，繼而產業化。

1 相關文獻綜述

創業投資作為一種專門的融資中介，通過資金支持和咨詢服務支持科技企業的創新活動，Hellman 等肯定了創業投資對技術成果商業化的貢獻[3]。Bettignies強調創業投資對科技企業創新戰略的推動作用[4]。國外學者對這一推動作用的具體影響展開分析，形成了搖錢樹和建設者兩派主要觀點。

搖錢樹觀點認為，創業投資善于判斷市場行情，他們能在正確的時間點投資科技公司，在合適的時間達到上市或出售的目標，以便回籠資金重新投資于新的科技項目[5]。創業投資公司的上述能力和他們的關系網絡使其有意投資發展良好、創新戰略完善的科技企業，以便迅速獲利[6-7]。由此得到創業投資僅能服務于少數科技企業，部分緩解科技企業外源融資成本的結論[8]。

建設者觀點認為，創業投資重視投資公司的商業化戰略，也注重投資對象吸收能力的培養，即吸收和利用新知識的能力。吸收能力在研發活動中有潛在的兩層意思，一是通過科技研究直接產生新知識，二是識別、評估和吸收外部各種形式的訣竅，以更好地服務未來創新活動。整合企業內外知識的能力成為創新成功的關鍵因素，創業投資公司、大學和研究機構被共同視為建立吸收能力的關鍵變量，一旦具備這種能力，創新過程將變成公司持續的競爭優勢[9]。Kortum 等系統分析了創業投資對科技創新活動的影響，他們以美國20個產業30多年專利發明的波動和創業投資的興衰為數據來源，試圖通過回歸分析尋找兩者間的因果關系。實證結果顯示，創業投資相較于其他金融中介更能推動科技創新活動，創業投資資金僅占R&D總經費的3%，對產業創新的貢獻度高達15%[10]。為了突出創業投資資金在創新活動中的高效，Rin等將公共資助和創業投資同時加入回歸模型做比較分析，發現創業投資對科技企業吸收能力的培養具有推動作用，使注資企業更專注于研發活動；相反，公共資助緩解了科技企業的融資約束，并未構建科技企業的吸收能力。創業投資在推動科技創新活動時作用顯著，但仍然不能掩蓋其局限性[11]。當一國的公募市場不夠健全時，創業投資資金的退出渠道不暢通，將降低創業投資公司投資科技企業的熱情[8]。金融發展滯后，阻礙創業投資資金進入科技企業，是形成融資約束、造成經濟體間收入差距的直接原因，創業投資資金的正常運轉在這一微觀金融到宏觀經濟的傳導機制中意義重大[12]。

創業投資在美國取得成功后，許多國家都渴望借鑒美國的成功經驗，促進本國科技企業發展。金融體系不夠完善的現狀使新興經濟體無法充分發揮私人創業投資資本的 “公司建設者”功能，處于初創期的科技企業融資約束趨緊。許多國家試圖采取政府資助創業投資的方式推動科技創新，降低高企的外部融資成本[13]。

一般而言，經濟活動包括實體經濟和創業投資，但實體經濟和創業投資的劃分在經濟學理論上并沒有嚴格的界定，有關兩種經濟的論述最早可以追溯到薩伊的 “貨幣面紗論”，他認為貨幣經濟與實體經濟是相互分離的，貨幣只是起到短暫的交易媒介作用，是遮擋在實體經濟之上的 “面紗”，界定了實體經濟和貨幣經濟的概念[14]。馬克思在 《資本論》中詳細描述了虛擬資本[15]，之后，凱恩斯將整個經濟體系劃分為 “實體經濟”和 “符號經濟”兩部分[16]。國內經濟學者黃群慧指出，實體經濟是人類社會賴以生存和發展的基礎，也是物質財富的基礎，是社會生產力的集中整合，也是社會財富和綜合國力的體現[17]。

米建華等比較了我國創業投資發展與技術創新、經濟增長之間的關系，并以20個省市為例進行了實證研究[18]。謝琳等對創業投資與經濟增長的關系進行研究，通過Granger 因果檢驗后發現，創業投資是經濟增長的 Granger 原因，而經濟增長并不是創業投資的Granger 原因[19]。丁濤等基于南京 2003—2012 年創業投資和區域經濟增長的相關數據及灰色關聯分析模型，分析了創業投資地區指數、創業投資機構數量以及創業投資總額三個因素與區域經濟增長相關的各主要指標之間的關聯度[20]。王蘭芳等選取專利、申請數量和專利質量、有效專利數等衡量企業創新績效，研究結果表明創業投資顯著促進了創新績效[21]。張俊芳等以中國21個省、市、地區為研究樣本，通過Granger因果檢驗、面板數據與聯立方程模型，實證檢驗了風險投資、區域創新能力以及經濟增長三者間的關系[22]。白素霞等研究了創業投資的運作機制，通過構建聯立模型分析并論證了創業投資可以有效促進企業技術創新和創業能力提高，同時利用DEA投入產出模型，測算了京滬深杭四個城市的創業投資效率[23]。

上述文獻表明，從創業投資對經濟增長的研究來看，大都集中于經濟增長本身，較少展開對實體經濟的研究，尤其是對實體經濟進行分層研究。本文通過創業投資對各層次的實體經濟展開分析，為揭示創業投資的機理和作用提供理論和實踐支撐，對進一步推動創業投資促進實體經濟發展提出政策建議。

2 中國創業投資的發展現狀

總體而言，在新一輪的全球經濟周期中，創業投資仍然保持著較高的創新活力。

2.1 總量與規模

2018年，全球主要國家的創業投資市場仍然保持著較高的活躍性，行業機構數和管理資本量等多項指標均達到歷史最好水平。

從全球范圍來看，美國的創業投資規模仍在全球占據主導地位，募集資本占全球募資額的66%。2018年，美國共有1047家創業投資管理公司管理著1884只基金，機構總量2931家，增幅8.9%；管理資本規模同比增長14%，達到4030億美元，占GDP總量的1.97%。中國創業投資市場的規模不斷擴大，據統計，創業投資管理機構的數量共計869家，而創業投資基金總數為1933只，專業的創業投資機構總量為2800家，增幅22.0%；管理資本規模同比增長3.5%，達到9179億元，占GDP總量的1.02%。中美兩國的創業投資總量變化趨勢如圖1所示。

歐洲地區創業投資機構超過600家，管理資產規模約400億歐元；韓國創業投資發展創下自2008年以來新高，共有133家風險投資企業管理807只基金，注冊資本達25623.4億韓元。

2.2 投資總體情況

2018年，在近15300宗交易中，全球創業投資總額為2540億美元，達到歷史峰值。美國創業投資企業投資額占全球投資總額的比重為51%，其中，有8948家企業獲得了1310億美元的融資。中國同期投資527.2億元，投資項目數2740項，與美國存在一定差距 (見圖2)。

其他地區，如歐洲創業投資總額增至82億歐元，是歷史最高水平；獲得投資的公司增至855家，其中90%以上是中小企業。韓國全年投資項目達到1399項，投資金額共計34249億韓元，創下歷史最佳水平。

圖2 中美兩國當年投資情況對比 (2010—2018年)

2.3 投資行業特征

科技型企業一直是創業投資的主要對象，從全球范圍來看，創業投資所投科技型企業占比80%以上，這一比例在以色列更是高達90%以上。截至2018年第一季度，全球約有300家獨角獸企業，其中中美兩國居多，都有創業投資身影。中國獨角獸企業達到131家，共有147家創業投資機構參與了獨角獸企業的早期投資。

2018年，美國軟件行業持續吸引著創業投資活動的最大份額，投資對象和投資金額分別占總量的36%和42%；其次是生命科學領域，共投資1230多家公司，資金超過230億美元，投資對象和投資金額分別占總量的18%和15%。相比而言，中國創業投資的投資類型較為分散。2018年投資領域最多的行業也是軟件與網絡行業，投資金額占比20.4%；生物科技與醫藥保健類合計投資占比15.3%，均小于美國投資占比 (見表1)。同時，對人工智能、數字化經濟和綠色經濟等領域的投資不斷增加，2018年投資金額占比分別達到12.23%、10.46%、7.81%。

表1 按行業統計的投資金額占比 (2018年) 單位：%

2.4 投資階段特征

從全球范圍來看，創業投資發達的國家及地區投資于早前期 (包括種子期、起步期)的項目占比均超過80%。例如，2018年美國種子期項目占比42.0%，歐洲種子期項目占比29.0%，韓國種子期項目占比44.6%，以色列種子期項目占比超過50%。

近年來，我國積極引導促進創業投資行業早前期投資。2018年，多項政策被細化落實，例如，為了引導投資階段前移，財政部和稅務總局聯合制定了天使投資稅收抵扣的優惠政策。調查數據顯示，2018年，項目早期階段投資比例有所上升，其中，種子期、起步期的占比分別為10.94%和32.96%，項目占比分別為24.1%、40.3%，均明顯高于往年 (見圖3)。

圖3 中美創業投資階段對比 (投資項目數占比)

2.5 退出總體情況

創業投資生命周期的關鍵就在于是否存在健康的退出環境。從全球范圍來看，并購退出是創業投資最主要的退出方式。

2018年，美國投資企業中共有85家上市，779家通過并購退出，從首次投資到退出的平均持有時間為6.5年。相比而言，中國創業投資虧損項目占比更高，項目平均持有時間更短，更愿意選擇上市退出。2018年，中國創業投資行業共披露了704個退出項目情況，其中，共有125家投資企業上市，占比16.2%；218家通過并購退出，占比31.0%；全行業退出項目虧損占比45.9%。受資本市場股指下挫的影響，2018年，并購退出的項目回報率1.3倍，均較2017年大幅下降。行業年均回報率31.1%，項目平均持有時間為4.7年。

3 中國創業投資對實體經濟的貢獻測度

3.1 模型構建

本研究在柯布-道格拉斯生產函數基礎上引入創業投資變量，即：

Y=ALαKβVCγμ

(1)

其中，Y為實體經濟，A為全要素生產率，L為投入的勞動，K為投入的資本，VC為創業投資，α為勞動力產出的彈性系數，β為資本產出的彈性系數，γ為創業投資產出的彈性系數，μ為隨機干擾項。

3.2 變量選取

本文選取以下變量：①Y，實體經濟；②K，經濟運行系統中總共使用的資本量，用資本存量凈額來衡量；③L，經濟系統中總共投入的勞動量，主要選取各年度從業人員數量來衡量；④VCI，用當年的投資額來度量。

3.3 數據來源

不同層次的實體經濟數據、各年度從業人員數量來源于相關年份 《中國統計年鑒》 《中國統計摘要 (2019)》、歷年統計公報、Wind資訊數據。資本存量數據根據張軍的研究計算整理得到[24]。VC數據主要來自每年的 《中國創業投資發展報告》[25]。

3.4 實體經濟的滯后效應檢驗

(1)單位根檢驗。自然對數的實際GDP為lnYt，創業投資為lnVCt，在對lnYt和lnVCt進行一次差分后，得到的序列分別記作DlnYt和DlnVCt，之后對時間序列進行ADF檢驗，如表2所示。由表2可知，lnYt和lnVC不是平穩序列，但經過一階差分后消除了單位根，成為平穩序列，換言之，序列DlnYt和DlnVC同為一階單整序列。

(2)協整檢驗與誤差修正模型。雖然lnYt和lnVCt是非平穩序列，但二者可能存在反映變量間

表2 各時間序列的單位根檢驗

的長期穩定關系的線性組合，這種穩定關系就是協整關系。協整檢驗和估計主要采用的是極大似然跡檢驗和估計以及EG (Engle-Granger)兩步法。只存在兩個時間序列時，只有一個線性的協整關系，在這種情況下，EG兩步法非常適用。前文對序列進行單整檢驗后可知，lnYt和lnVCt同為一階單整序列，并且符合協整檢驗的前提條件，因此本文選擇EG兩步法。在運用最小二乘法估計序列的長期線性均衡關系之后得到：

lnYt=8.432+0.587lnVCt

(1)

(17.434) (19.643)

R2=0.932，F=343.947

其中，括號內數據為t的統計值。回歸結果顯示，原來的擬合優度以及修正后的擬合優度均較高，回歸結果令人滿意，同時各項檢驗參數顯著不為零，F統計量的數值達到343.947，表明回歸方程顯著成立，并且統計性質良好。如果序列lnYt和lnVCt存在協整關系，那么回歸后的殘差序列εt就應當具有平穩性。

對序列εt做單位根檢驗后可得：

△εt=-0.364εt-1+0.191△εt-1

(2)

(-4.432) (3.089)

ADF值為-2.661，小于5%顯著性水平的臨界值-1.948，說明殘差項不存在單位根，是平穩序列，也就是說1978—2018年，創業投資與經濟增長存在唯一的協整關系。根據Hendry的建模方法，在選定4階的滯后變量，對不顯著的變量進行逐一排除后得到：

DlnYt=0.264-0.148DlnVCt+0.382DlnVCt-2-0.323ECMt-1

(3)

R2=0.952，D.W=1.982，ECMt-1=lnYt-1-7.732-0.649lnVCt-1

由模型 (1)可知，從長期看，創業投資對GDP的彈性為0.649，也就是說創業投資每增長1個百分點，GDP將增長0.649%，說明創業投資對GDP的帶動作用十分顯著；由模型 (3)可知，誤差修正項系數為-0.323，符合負反饋修正機制，同時，對偏離長期均衡的調整幅度較大，為32.3%，也就是說，上年度的GDP和創業投資的非均衡誤差以31.7%的比率對本年度的GDP增長率進行修正。我們還可以從模型 (3)中看出，創業投資對GDP的短期彈性為0.234 (-0.148+0.382)，說明創業投資對GDP的長期彈性遠大于短期彈性，也就是說短期的作用和效果不大。原因在于物質和人力資本的效率提高，創業投資的生產力作用才得以發揮，而在短期內，物質和人力資本效率無法迅速提高，創業投資效果也就沒那么快體現出來；另一方面，創業投資對GDP的長期影響要比短期影響更大，這就意味著制定長遠的創業投資戰略才是企業的必然政策選擇。

(3)Granger因果檢驗。在進行 Granger因果關系檢驗之前，本文已采用相關分析方法對創業投資和經濟增長之間的關系進行了簡單判斷。根據1978—2018年的相關數據，對兩個變量之間的相關系數進行測算，測算結果為0.972，而滯后一期的相關系數為0.837，說明兩個變量之間的關系緊密，但并不能判斷出這兩個變量之間是否存在顯著的單向或雙向因果關系。為了深入研究兩個變量之間的因果關系，本文采用Granger因果關系檢驗法進行檢驗，結果見表3。

表3 創業投資與經濟增長的Granger檢驗結果

由于創業投資和經濟增長序列不是平穩時間序列，而且二者都存在增長的趨勢，因而需要先對原序列進行平穩轉換之后，再進行Granger因果關系檢驗。由表3可知，當變量滯后期等于1期或大于5期時，二者之間不存在因果關系，而當變量滯后期為2～5期時，檢驗結果不變，換言之，在第一個原假設下，統計量對應的P值>0.05，因而接受 “經濟增長率不是創業投資增長率變化的原因”這一原假設；在第二個原假設下，統計量值對應的P值<0.05，所以拒絕 “創業投資增長率不是經濟增長率的原因”這一原假設。根據Granger因果關系檢驗結果，創業投資增長率與經濟增長率之間存在顯著的單向因果關系。

(4)脈沖響應函數分析。圖4是在VAR模型的基礎上，運用漸進解析法進行模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸為響應函數的追蹤期，總共10年，縱軸為因變量對解釋變量的響應程度；實線表示響應函數的測算值，虛線表示響應函數值加或減兩倍標準差的置信區間。

圖4 脈沖響應函數曲線

由圖4a可知，創業投資對GDP信息的一個標準差擾動響應波動較大，但調整幅度較小，呈現出穩定的、持續時間較長的正向響應。這就意味著GDP與創業投資之間聯系緊密，GDP的增長能夠有效促進創業投資增長，而且屬于一種長期性聯系。由圖4b可知，在短期內，GDP對創業投資信息的標準差擾動的響應水平較低；但從長期看，創業投資對GDP的正向拉動影響存在穩定長久的特點。這也證實了協整的實證結果，表明GDP增長與創業投資之間的長期緊密關系，意味著政府應更加傾向于制定長期的創業投資政策，這樣才能將創業投資科學有效地轉化成生產力，從而實現經濟產出。

(5)方差分解：貢獻分析。方差分解與脈沖響應函數分析存在不同，方差分解是能夠提供描述系統動態的方法，原理是通過將系統的均方誤差進行分解后，再分析每個結構沖擊對內生變量變化的貢獻程度。本文的模型符合平穩性條件，因而方差分解模型采用近似的相對方差貢獻率 (RVC)：

i，j=1，2，…，k

(4)

圖5所示為各變量對實際GDP和創業投資貢獻率的合成圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，為10年；縱軸表示不同滯后期各變量的貢獻率。由圖5可知，如果忽略實際GDP自身的貢獻率 (自我累加效應)，那么創業投資對實際GDP的方差貢獻率會非常突出，特別是在5年之后，創業投資貢獻率就會超過GDP的自我累加效應，但此時實際GDP的貢獻率不高，這與我們的協整檢驗結果基本一致，意味著創業投資的產出效應十分顯著。

圖5 創業投資對實際GDP的貢獻率

3.5 實體經濟的結構效應檢驗

(1)實體經濟的分解。對于我國貨幣層次的分類形式，本文主要參考黃群慧[26]提出的有關實體經濟的三層次分類框架，如圖6所示。第一層次R0為制造業，這一層次是實體經濟的核心部分，也是最為狹義的實體經濟；第二層次R1主要包括R0、農業、建筑業以及不包括制造業在內的其他工業；第三層次R2主要包括R1、批發和零售業、交通運輸倉儲和郵政業、住宿和餐飲業，以及不包括金融業、房地產業在內的其他服務業，這就構成了實體經濟的全部內容。

圖6 實體經濟分類框架

由表4可知，實體經濟在國民經濟中的占比逐漸下降，尤其是傳統意義上的實體經濟R1降速最快，2011—2017年就下降了近8.1個百分點；同時，實體經濟R0占比也下降了近2.2個百分點，實體經濟R2下降了近3.1個百分點。

表4 實體經濟發展規模

在第一層次的實體經濟條件下，Hausman檢驗結果顯示，在1%的置信水平下，不接受隨機效應和固定效應無差異這一原假設，選擇固定效應模型，回歸結果見表5。由表5可知，L的系數為0.41，P值為0.044，也就是說就業率對GDP存在顯著正向影響，就業率提高能夠加快實體經濟增長速度。同時，一國的資本形成占GDP的比重與經濟增長之間呈顯著正相關，說明資本形成每增加一個單位，就會拉動0.28個單位的經濟增長。可以看到，VC對經濟增長的系數為0.34，帶動經濟增長的作用更大，統計結果較為顯著。

在第二層次實體經濟中，根據Hausman的檢驗結果，在1%的置信水平下，不接受隨機效應和固定效應無差異的這一原假設，選擇固定效應模型，回歸結果見表6。其中VC對實體的影響顯著為正，其他變量均不顯著。

表6 實體經濟R1的面板回歸結果

在第三層次實體經濟中，根據Hausman的檢驗結果，在1%的置信水平下，不接受隨機效應和固定效應無差異這一原假設，選擇固定效應模型，回歸結果見表7。其中，控制變量中的行業 (Iot_industry)和網絡屬性 (Individuals_internet)變量對GDP的影響顯著為正，其他變量均不顯著。

表7 實體經濟R0的面板回歸結果

(2)穩健性檢驗。值得注意的是，創業投資和實際產出之間可能會產生內生性問題。一方面，創業投資水平能夠提高產出水平，使經濟增長；另一方面，一個地區的經濟增長越快，那么對應凈值就越高，從而越有助于人們選擇更多的創業投資，創業資本水平可能就越高。此外，為了解決內生性問題，我們將滯后1期和滯后2期的創業投資作為解釋變量來進一步研究創業資本對實體經濟的影響。

表8為穩健性檢驗結果，可見滯后1期創業投資對應的系數仍顯著為正，說明創業投資對實際產出有促進作用。此外，創業投資對經濟增長的影響可能會持續，也就是說當期創業投資既會對當期經濟增長產生影響，也會對未來幾期的經濟增長產生影響。由于樣本數據量有限，我們先假定新社會資本對實體經濟增長影響的持續時間為兩年，可以發現，創業投資對應的系數顯著為正，這意味著創業投資對實體經濟具有穩健的促進作用。更為重要的是，創業投資對第三層次的實體經濟的系數最大，表明對其影響最為顯著，滯后期越長，創業投資的功效越顯著。

表8 穩健性檢驗

4 結論與政策啟示

本文利用1978—2018年相關數據，對創業投資與經濟增長的關系進行實證分析，并檢驗滯后與結構效應，研究發現：

(1)GDP和創業投資雖然并不是平穩序列，但二者存在長期且穩定的均衡關系。回歸結果顯示，創業投資對GDP的長期彈性為0.649，說明創業投資對GDP增長起到非常明顯的帶動作用。衡量創業投資和GDP的短期波動關系的變量 (ECM)表明，創業投資對GDP的長期彈性要大于短期彈性，原因在于創業投資的效果需要經過長時間才能體現出來，而且創業投資對GDP的帶動作用需要經過中間過程的轉化。因此，采取希望通過提高創業投資總量使當期GDP有所提高的短期政策并非是行之有效的。

(2)創業投資對經濟增長具有十分重要的促進作用，但經濟增長對創業投資的貢獻不顯著，同時創業投資對經濟增長的作用不會在短期內體現。由于國家創業投資主要集中在基礎研究、前沿以及重大共性關鍵技術研究等領域，導致成果轉化周期較長，產生了創業投資對經濟增長的滯后效應。因此，在擴大創業投資時，既要包容創業投資的滯后性，避免短視行為，又要利用創業投資的時效性，提高使用效率。

(3)一方面，從脈沖響應函數的分析看，即使GDP對創業投資的響應存在短期波動，但仍然存在正向且穩定的長期響應，這就意味著GDP和創業投資兩個變量之間存在長期緊密的關系，因此，應選擇長期的政策措施，以確保創業投資對GDP的長期正向帶動作用；另一方面，從方差分解看，創業投資對實際GDP的方差貢獻率十分可觀，特別是在5年之后，創業投資貢獻率已超過GDP的自我累加效應。

(4)在第一層次的實體經濟條件下，VC對經濟增長的促進作用較大。在第二層次實體經濟中，VC對實體經濟的影響是顯著的。創業投資對第三層次的實體經濟的系數最大，表明對其影響最為顯著，滯后期越長，創業投資的功效越顯著。

根據前文分析，提出以下政策建議。

(1)堅持創業投資與實體經濟互動協調發展。創業投資發展應以實體經濟需要為基礎，即應該解放思想，允許和鼓勵創業投資行業的創新發展。合理科學地擴大創業投資行業的規模，提高行業發展速度，使金融行業發展水平與實體經濟相匹配，相互促進。

(2)引導創業投資行業回歸本源。一方面，完善私募基金的法律法規體系，明確證券投資基金、創業投資基金以及其他類型股權投資基金的投資邊界，通過法律約束避免 “打擦邊球”，為專業化發展奠定法律基礎；另一方面，完善差異化的政策扶持體系和差異化的行政監管制度，避免 “一刀切”行為，在行業市場準入、注冊審批、退出、扶持優惠等方面給予充分考慮，推進落實創新容錯機制，實施差異化的監管政策。

(3)多渠道、多元化拓寬創業投資資金渠道。充分發揮創業投資激發民間資本 “催化劑”作用，發揮好國有企業、政府基金引導帶動作用；在法律法規允許的框架范圍內，創新各類資金募集手段，鼓勵各類有風險承受能力的主體 (包括企業、高凈值人群、非營利組織等)開展創業投資；完善制度設計，放寬銀行、保險資金、社保基金等金融與類金融機構創業投資的門檻；鼓勵和支持運作規范化、合理化的創業投資企業，通過上市、發行債券和資金信托等方式，使融資渠道和來源多樣化。

(4)進一步完善創業投資發展生態。首先，發揮好創業投資 “孵化器”作用，催生更多的原始性創新項目，加強對基礎研究與顛覆性技術的投入；加大項目的孵化撫育機制建設，加強國際實驗室、孵化器建設。其次，完善多層次資本市場建設，推進資本市場化改革，減少行政干預，加強創業投資與科創板等板塊的聯動，加強國際化市場建設，暢通項目的退出渠道。最后，充分發揮科技投資服務平臺作用，加強對早期項目的投資服務；加強創業投資行業信用體系建設，強化行業自律功能；確保銀行、保險、券商、擔保及其他科技金融機構之間的聯動和銜接，使金融服務科技創新更加全面化和系統化。