陳光 顧純磊

內(nèi)容提要：民間投資平穩(wěn)增長(zhǎng)對(duì)中國意義重大,但近年來民間投資增速下滑。利用2003-2021年全國各省市數(shù)據(jù)分析金融資源區(qū)域配置特征,結(jié)果發(fā)現(xiàn):各地金融資源規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著正相關(guān),但與融資需求存在一定程度的錯(cuò)配,即資金更多流向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),并不一定流向最有需要的地區(qū)。在此基礎(chǔ)上,通過測(cè)度各地區(qū)獲得的超額金融資源衡量金融資源區(qū)域配置失衡程度,并研究其對(duì)民間投資的影響,發(fā)現(xiàn)金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資具有顯著的制約作用,會(huì)導(dǎo)致民間投資效率損失——有些地區(qū)獲得了超額金融資源,卻未能有效提升民間投資增速;而另一些民間投資活躍的地區(qū)卻因?yàn)榻鹑谫Y源缺口,發(fā)展受到了制約。同時(shí),異質(zhì)性分析表明不同金融資源的區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響程度存在差異,其制約作用從大到小分別是股票融資、債券融資和信貸融資。此外,地方政府投資行為和中央財(cái)政支持能夠顯著緩解金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約作用。

一、 引 言

民營經(jīng)濟(jì)和民間投資在穩(wěn)定增長(zhǎng)、促進(jìn)創(chuàng)新、增加就業(yè)、改善民生等方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。2023年7月,中共中央、國務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大的意見》對(duì)促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)做大做優(yōu)做強(qiáng)作出重大部署,并強(qiáng)調(diào)引導(dǎo)和支持民營企業(yè)開展投資。自2012年有民間投資統(tǒng)計(jì)口徑以來,全國民間投資占整體投資比重始終保持在55%以上,最高時(shí)達(dá)65.4%,尤其是在制造業(yè)領(lǐng)域,民間投資的比重超過八成。(1)中國新聞網(wǎng):http:∥www.chinanews.com.cn/cj/2023/05-27/10014782.shtml。2023-5-30。民間投資已經(jīng)成為投資的主力軍,民營經(jīng)濟(jì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用已被大量研究證實(shí),Khan和Reinhart(1989)通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)生產(chǎn)函數(shù),對(duì)全球24個(gè)發(fā)展中國家的投資水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度之間的關(guān)系進(jìn)行了考察,結(jié)果發(fā)現(xiàn)相比于政府投資,民間投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大。國內(nèi)學(xué)者主要通過凱恩斯理論,從不同的側(cè)面分析中國政府投資行為和民營企業(yè)的投資行為在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的不同作用,從理論和實(shí)證上對(duì)政府投資、民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究(崔宏凱和魏曉,2018;劉希章等,2020)。一些文獻(xiàn)還指出民間投資滯后不利于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(趙健,2019)。保持民間投資的平穩(wěn)增長(zhǎng)對(duì)于促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

然而,2013年以后中國民間投資增速出現(xiàn)了較為明顯的下滑,2016年民間投資增速更是出現(xiàn)斷崖式下跌,之后長(zhǎng)期處于低位,明顯低于同期GDP增速與政府投資增速。2016年的“兩會(huì)”期間,習(xí)近平總書記指出,要進(jìn)一步清理、精簡(jiǎn)涉及民間投資管理的行政審批事項(xiàng)和涉企收費(fèi),規(guī)范中間環(huán)節(jié)、中介組織行為,減輕企業(yè)負(fù)擔(dān),降低企業(yè)成本。此后隨著促進(jìn)民間投資一系列政策措施效果逐步顯現(xiàn),民間投資增速也逐漸有所回升,但2020年以來,中國投資再次面臨嚴(yán)峻形勢(shì),受疫情以及預(yù)期等多種因素影響,民間投資增速持續(xù)低于整體投資增速,占全國投資比重也降至近年來低點(diǎn)。

圖1 民間固定資產(chǎn)投資和全國固定資產(chǎn)投資增速

導(dǎo)致民間投資增速下滑的原因很多,包括政策法規(guī)配套不足、所有制歧視、地方政府失信(2)中國政府網(wǎng):http:∥www.gov.cn/xinwen/2016-06/22/content_5084447.htm,2023-5-30。、盈利預(yù)期不振、宏觀政策的不穩(wěn)定(張冰秋,2020)等。2020年,圍繞進(jìn)一步激發(fā)民間投資活力,從部委到地方密集出臺(tái)一系列政策措施,為民間投資清障護(hù)航,民間投資項(xiàng)目庫也密集出爐,廣泛吸引民間投資。值得注意的是,除此之外,民間投資還受到要素端的制約,如:金融資源、人力資本和技術(shù)進(jìn)步的影響。根據(jù)中國人民銀行2013-2021年地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),中國的金融資源絕大多數(shù)長(zhǎng)期流向了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū),并呈現(xiàn)出由東向西逐漸遞減的趨勢(shì)(3)根據(jù)人民銀行公開數(shù)據(jù),2013-2021年,社會(huì)融資規(guī)模排名的前6個(gè)省份基本為北京、廣東、江蘇、上海、山東、浙江所長(zhǎng)期保持,且社會(huì)融資規(guī)模在全國規(guī)模總量中占比巨大。如2015年社會(huì)融資規(guī)模最高的上述6個(gè)省份共占全國總量的43.57%,而西部的內(nèi)蒙古、新疆、海南、青海、西藏、寧夏等6個(gè)省區(qū)所獲得的社會(huì)融資規(guī)模僅占全國總量的5.23%,中西部地區(qū)獲得的社會(huì)融資規(guī)模僅占全國總量的41.8%。。民間投資較為重要的中西部地區(qū)所獲金融資源卻很少,根據(jù)各省統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)計(jì)算,2013年至2021年中國中西部省份的民間投資合計(jì)占全國民間投資總規(guī)模的58.05%,而所獲得的金融資源僅占全國的41.18%。這使得中西部地區(qū)的民間投資愈發(fā)難以融得發(fā)展所需資金。其原因在于,相比于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的金融布局更加完善。一是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)集聚了大量的金融機(jī)構(gòu),形成了多層次的標(biāo)準(zhǔn)化市場(chǎng)的資金融通方式,民營企業(yè)可以通過不同層次的資金市場(chǎng)獲得資金供給。二是金融基礎(chǔ)設(shè)施完善,上交所、北交所和深交所等標(biāo)準(zhǔn)化交易市場(chǎng)均位于東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。三是大量具有豐富金融從業(yè)經(jīng)驗(yàn)的人員集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的市場(chǎng)化金融機(jī)構(gòu)中,具有完善的上升路徑和靈活的就業(yè)機(jī)會(huì),因而金融創(chuàng)新能力較強(qiáng)。四是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的資本市場(chǎng)更完善,雖然中國民營企業(yè)的融資需求主要依靠銀行信貸,但是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)通過股票或者債券融資的比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū),因而民營企業(yè)可以相對(duì)比較便利地在資本市場(chǎng)進(jìn)行直接融資。反觀經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),不僅民營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展面臨較差的經(jīng)濟(jì)生態(tài)環(huán)境,而且由于市場(chǎng)發(fā)育不完善,市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度不健全,導(dǎo)致民營企業(yè)在向資本市場(chǎng)直接融資時(shí)面臨較高的門檻,而機(jī)制較為靈活的非標(biāo)融資成本又過高,特別是大量機(jī)構(gòu)陷入愈演愈烈的債務(wù)危機(jī),其核心原因是內(nèi)生增長(zhǎng)潛力低于資金成本,造成了債務(wù)壓力越來越大。此外,民營企業(yè)自身財(cái)務(wù)制度不健全、可抵質(zhì)押物少,銀行對(duì)于民營企業(yè)的貸款申請(qǐng)?zhí)幱谝环N“惜貸”甚至“懼貸”的狀態(tài)。金融資源區(qū)域配置失衡,降低了中西部地區(qū)民營企業(yè)資金來源,也并未有效促進(jìn)東部地區(qū)民營企業(yè)資金可得性。因此,研究金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響,分析不同融資方式的區(qū)域配置差異對(duì)民間投資影響的異質(zhì)性特征,并針對(duì)此問題提出解決方案,具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

與已有文獻(xiàn)相比,本文可能的貢獻(xiàn)在于:第一,構(gòu)建了金融資源區(qū)域配置失衡的測(cè)算模型,用各地區(qū)獲得的超額金融資源規(guī)模衡量金融資源的區(qū)域配置失衡,發(fā)現(xiàn)中國金融資源更多流向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),東部地區(qū)省份獲得了高于中西部地區(qū)省份的超額金融資源。第二,構(gòu)建了金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資影響的計(jì)量模型,結(jié)果發(fā)現(xiàn)超額金融資源越多,民間投資越低,即金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資產(chǎn)生了顯著的制約作用。第三,構(gòu)建了政府投資行為對(duì)民間投資影響的計(jì)量模型,發(fā)現(xiàn)地方政府投資和中央財(cái)政支持不僅對(duì)民間投資具有促進(jìn)作用,而且能夠減弱金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約作用。

二、 理論分析與研究假說

為檢驗(yàn)金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響,本文首先對(duì)民間投資的影響因素進(jìn)行探析,并構(gòu)建金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資影響的計(jì)量分析模型。

1. 金融資源配置與民間投資

通常而言,處于成長(zhǎng)階段的企業(yè)對(duì)資金需求強(qiáng)烈,而留存收益往往不能滿足企業(yè)快速發(fā)展的需要,因此,企業(yè)就會(huì)尋求外部融資,包括直接融資和間接融資。相對(duì)來說,通過股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)直接融資的成本較低,而間接融資的資金成本較高。然而,即便發(fā)達(dá)地區(qū)積聚了充足的金融資源,也并不一定總能拉動(dòng)本地的民間投資。

首先,不同地區(qū)的金融資源使用效率存在差異,一些東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的金融資源使用效率處于全國末尾,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融資源配置效率方面存在錯(cuò)位(崔建軍,2012),金融資源可能因未能得到有效配置而過剩,而超出本地企業(yè)承載能力之外的金融資源又無法被充分消化,導(dǎo)致增長(zhǎng)乏力。其次,金融資源不一定能夠有效流入實(shí)體經(jīng)濟(jì),一些地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)展不平衡不充分也會(huì)導(dǎo)致資金“脫實(shí)向虛”,在銀行體系內(nèi)部“空轉(zhuǎn)”(沈坤榮和趙亮,2018)。再次,民營企業(yè)在獲取金融資源時(shí)面臨著國有企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)。相比于國有企業(yè),民營企業(yè)無論是在直接融資方面,還是在間接融資方面,通常都面臨嚴(yán)重的融資歧視(Brandt和Li,2010;王志鋒和譚昕,2021)。國有企業(yè)能夠比民營企業(yè)獲得更多的長(zhǎng)期貸款(夏祥謙和范敏,2019;陳利鋒,2020),即使民營企業(yè)能夠獲得銀行貸款,其融資成本也高于國有企業(yè)(汪敏和陳東,2020)。這就使得在東部地區(qū),充沛的金融資源可能會(huì)更多地增加國有企業(yè)的資金供給,對(duì)民營企業(yè)資金可得性的提升有限,而在金融資源相對(duì)貧瘠的中西部地區(qū),當(dāng)?shù)孛駹I企業(yè)相比國有企業(yè)獲取金融資源的難度將會(huì)更大?；谏鲜龇治?本文提出研究假說:

H1:在其他條件不變的情況下,金融資源區(qū)域配置越不合理,民間投資增速越低。

2. 金融資源配置失衡與融資方式差異

在此基礎(chǔ)上,本文進(jìn)一步研究金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響在不同融資方式下的異質(zhì)性特征。企業(yè)對(duì)信貸、債券、股票等各類融資方式的優(yōu)先傾向和需求量存在差異,Myers等在1984年基于信息不對(duì)稱理論提出“優(yōu)序融資理論”(又稱為“啄序理論”),即公司在融資時(shí)遵循內(nèi)部融資、外部債權(quán)融資、外部股權(quán)融資的順序,在直接融資和間接融資中優(yōu)先選擇間接融資,在債權(quán)融資和股票融資中優(yōu)先選擇債權(quán)融資。因此,不同類型的金融資源配置失衡,對(duì)于企業(yè)融資的影響程度可能不相同,即金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約效應(yīng)在不同的融資方式中可能存在程度差異。

然而,不少研究者卻認(rèn)為企業(yè)在實(shí)際融資過程中不遵循“優(yōu)序融資理論”,尤其是在中國等發(fā)展中國家,受限于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和資本市場(chǎng)的發(fā)展進(jìn)程,往往出現(xiàn)企業(yè)的融資順序與“啄序理論”相反的情況,即所謂“反啄序理論”或“啄序悖論”(Frank和Goyal,2003;楊艷等,2009;李鑫和于輝,2020)。Singh(1994)發(fā)現(xiàn),發(fā)展中國家的上市公司具有“異常融資優(yōu)序”現(xiàn)象,即外部融資優(yōu)于內(nèi)部融資,股權(quán)融資優(yōu)于債權(quán)融資。

長(zhǎng)期以來,人民幣貸款是中國民營企業(yè)獲得資金的最主要形式,但信貸融資中存在大量的所有制歧視,這一定程度上影響了民營企業(yè)從銀行信貸渠道獲取資金的能力(Brandt和Li,2010;陳利鋒,2020;王志鋒和譚昕,2021)。隨著近年來中國資本市場(chǎng)的飛速發(fā)展,民營企業(yè)可以通過創(chuàng)業(yè)板、新三板上市,股票融資已日益成為一種有效的融資方式。張信東和張亞男(2021)認(rèn)為,上市是一種稀缺資源,能為公司帶來較豐富的資金,會(huì)導(dǎo)致公司對(duì)債務(wù)融資需求不足。盛明泉和李昊(2010)基于修正的S-M模型,利用539家上市公司的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)中國上市公司融資行為,發(fā)現(xiàn)上市公司融資時(shí)首選股權(quán)融資,其次是債務(wù)融資,最后選擇內(nèi)部融資,不支持“優(yōu)序融資理論”。曹夢(mèng)杰和李治堂(2018)對(duì)中國出版業(yè)上市公司資本結(jié)構(gòu)的研究發(fā)現(xiàn),公司內(nèi)源融資的比例相對(duì)較低,偏好外部融資,而外部融資中股權(quán)融資占比較大。張敏和李延喜(2013)運(yùn)用Ordered-probit模型,基于非金融上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),地區(qū)制度環(huán)境差異影響公司融資順序:在中國東部地區(qū),公司融資順序支持“優(yōu)序融資理論”,而在中西部地區(qū),公司融資順序則不支持“優(yōu)序融資理論”。

上述分析意味著,相比債券、信貸等方式,股票融資渠道是公司更為優(yōu)先考慮、占比較大的融資方式,一旦受阻不利影響更大。也就是說,股票融資方面的區(qū)域配置失衡問題對(duì)于民間投資的影響,可能大于債券融資和信貸融資方面的影響。由此,本文提出研究假說:

H2:金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約效應(yīng)在不同的融資方式中存在差異,制約效應(yīng)從大到小分別是股票融資、債券融資和信貸融資。

3. 政府投資與民間投資

在上述分析的基礎(chǔ)上,本文進(jìn)一步考慮了政府投資行為對(duì)民間投資的影響,即政府投資是否能夠緩解金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)于民間投資的制約效應(yīng)。

1998年以來,中國財(cái)政政策從積極走向穩(wěn)健,又從穩(wěn)健走向積極,在保持國民經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定增長(zhǎng)方面起到了巨大的作用。在積極財(cái)政政策實(shí)施過程中,擴(kuò)大政府投資會(huì)使國民收人和民間部門投資增加,即所謂的“協(xié)同效應(yīng)”。同時(shí),政府投資會(huì)增加當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施的投入,優(yōu)化投資環(huán)境,提升了本地企業(yè)對(duì)金融資源的吸收和承載能力。郭慶旺和賈俊雪(2006)從財(cái)政支出的生產(chǎn)性、投資函數(shù)形式、資產(chǎn)的替代性以及經(jīng)濟(jì)衰退與拉動(dòng)效應(yīng)等方面研究發(fā)現(xiàn),在利率受到管制的條件下,政府投資有利于啟動(dòng)內(nèi)需,拉動(dòng)民間部門的投資支出。戴穎杰等(2012)通過構(gòu)建空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析表明,政府投資對(duì)民間投資有非常顯著的正空間效應(yīng)。

政府投資對(duì)于民間投資的影響與時(shí)間、行業(yè)、水平等因素有關(guān)。周曉燕和徐崇波(2016)以“卡斯-庫普曼斯-拉姆齊”模型為理論基礎(chǔ)的實(shí)證檢驗(yàn)表明,政府投資對(duì)民間投資具有顯著影響,大規(guī)模、長(zhǎng)時(shí)期的擴(kuò)張性財(cái)政政策會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生短期的擠入效應(yīng)。王婧(2017)研究認(rèn)為,在農(nóng)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)、環(huán)保產(chǎn)業(yè)四個(gè)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域政府投資對(duì)民間投資產(chǎn)生不同程度的“擠進(jìn)”效應(yīng)。王小華和黃捷(2021)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府財(cái)政支出處于較低水平時(shí),政府財(cái)政支出的增加會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用,而當(dāng)政府財(cái)政支出處于較高水平時(shí),當(dāng)期財(cái)政支出會(huì)顯著抑制民間投資增長(zhǎng),上一期財(cái)政支出卻對(duì)民間投資具有明顯促進(jìn)作用?；谏鲜龇治?本文提出研究假說:

H3:地方政府投資和中央財(cái)政支持能夠緩解金融錯(cuò)配對(duì)民間投資的制約效應(yīng)。

三、 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

中國人民銀行利用地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模來衡量各地區(qū)所實(shí)際獲得的金融資源,社會(huì)融資規(guī)模和貨幣供應(yīng)量,在貨幣政策最終目標(biāo)和操作目標(biāo)之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性,兩者對(duì)貨幣政策最終目標(biāo)的影響以及對(duì)操作目標(biāo)的反應(yīng)大體是一致的。盡管貨幣供應(yīng)量長(zhǎng)期扮演貨幣政策中介目標(biāo)的角色,然而作為貨幣政策資產(chǎn)端的“鏡像”指標(biāo),社會(huì)融資規(guī)模是對(duì)貨幣供應(yīng)量的有益對(duì)照和補(bǔ)充,社會(huì)融資規(guī)模相較于貨幣供應(yīng)量更能準(zhǔn)確地反映各地區(qū)融資需求主體得到滿足的程度。從廣義的角度來說,貨幣供應(yīng)量是全社會(huì)的貨幣存量,只能代表所有經(jīng)濟(jì)主體共有的承擔(dān)流通和支付手段的金融工具總和,而地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模則準(zhǔn)確衡量了各地區(qū)企業(yè)所獲得的真實(shí)的金融資源。盡管中國的貨幣政策并不具有歧視性,然而,金融資源配置過程中的逐利屬性及其對(duì)回報(bào)安全性的考慮,必然使得不同地區(qū)融資需求主體資金可得性不同。

1. 金融資源區(qū)域配置失衡的測(cè)算模型

盡管地區(qū)金融資源規(guī)模東西部差異巨大,然而,考慮到不同地區(qū)企業(yè)融資需求和經(jīng)濟(jì)存量不同,融資需求較大或經(jīng)濟(jì)存量較大的地區(qū)獲得金融資源較多并不能代表金融體系存在資源配置失衡,只有當(dāng)該地區(qū)在剔除了融資需求和經(jīng)濟(jì)存量后,還獲得了超過其他地區(qū)的額外投資時(shí),才能說明金融資源存在配置失衡,因此考慮到東西部經(jīng)濟(jì)總量以及融資需求不同引致的區(qū)域性差異,本文參考Richardson(2006)投資效率模型,利用殘差衡量金融資源配置失衡程度,構(gòu)建計(jì)量模型如下:

financei,t=β0+β1demandi,t+β2GDPi,t+εi,t

(1)

2. 金融資源區(qū)域配置失衡測(cè)算的數(shù)據(jù)來源及基本處理

為測(cè)度金融資源區(qū)域配置失衡,本文收集了全國各省市2003到2021年地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模數(shù)據(jù)以及社會(huì)融資規(guī)模中人民幣貸款、債券融資和股票融資的分類數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司、各地區(qū)人民銀行的年度《金融運(yùn)行報(bào)告》等。

demandi,t表示第t年省份i的平均融資需求,demandi,t越高,融資需求越高。

為了控制各地經(jīng)濟(jì)存量對(duì)金融資源的影響,本文收集了2003年到2021年各省的國內(nèi)生產(chǎn)總值,數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

3. 計(jì)量模型構(gòu)建

考慮到人力資本和技術(shù)進(jìn)步也是影響民間投資的重要因素,本文將技術(shù)進(jìn)步和人力資本作為控制變量。20世紀(jì)80 年代以來,以羅默、盧卡斯創(chuàng)立和發(fā)展的內(nèi)生增長(zhǎng)理論更多地強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步、人力資本的重要性。人力資本和技術(shù)進(jìn)步作為投資的配套投入,必然會(huì)對(duì)投資的效率產(chǎn)生影響。魏敏等(2005)的研究指出,發(fā)達(dá)地區(qū)由于具有優(yōu)良的區(qū)位條件,大量的要素資源就會(huì)被吸引去,從而在高梯度地區(qū)形成資本、勞動(dòng)力和技術(shù)三個(gè)引力場(chǎng),對(duì)梯度推移的正常開展產(chǎn)生“粘性”,并造成東、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的日益擴(kuò)大。黃福才等(2007)則解釋了這種粘性的形成機(jī)理,是由于經(jīng)濟(jì)區(qū)位中心沿海化和市場(chǎng)化、要素流動(dòng)的空間集中、技術(shù)與制度創(chuàng)新的路徑依賴性、梯度擴(kuò)散轉(zhuǎn)移成本四方面關(guān)鍵因素導(dǎo)致。特別是考慮到中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程加速了人力資本區(qū)域性積聚,導(dǎo)致民間投資的要素條件的區(qū)域差異嚴(yán)重,因此本文需要考慮人力資本對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響。

技術(shù)進(jìn)步則是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉,Cohen和Levinthal(1989)指出,由于知識(shí)產(chǎn)品的生產(chǎn)具有很強(qiáng)的自我累積性和路徑依賴特點(diǎn),因此經(jīng)濟(jì)主體的技術(shù)吸收能力受到其自身技術(shù)水平的限制。中國在不同時(shí)期,生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)發(fā)揮不同的作用,影響程度也不同。目前理論界比較一致的看法是,改革開放以后中國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠要素投入的增加來推動(dòng),在影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的諸因素中,投資的增長(zhǎng)最為重要,其次為生產(chǎn)率和人力資本的貢獻(xiàn),而技術(shù)進(jìn)步是生產(chǎn)率提高的重要原因,投資的增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致相應(yīng)配套的勞動(dòng)力投入增長(zhǎng)(王智勇和李瑞,2021),這就意味著,技術(shù)和人力資本不足會(huì)制約投資的生產(chǎn)效率。

根據(jù)上述分析,本文首先將技術(shù)進(jìn)步和人力資本作為控制變量,研究金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響,模型設(shè)定如下:

ln(privatei,t)=β0+β1resi,t+β2teci,t+β3HRi,t+εi,t

(2)

其中,privatei,t為被解釋變量,表示省份i在第t年的民間投資,數(shù)據(jù)主要通過查找各省市統(tǒng)計(jì)局、統(tǒng)計(jì)年鑒和政府工作報(bào)告中收集得到。(4)部分地區(qū)在個(gè)別年份未直接公布民間投資數(shù)據(jù),本文通過該地區(qū)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)、政府工作報(bào)告等材料中相關(guān)數(shù)據(jù)(如民間投資增長(zhǎng)率、民間投資占比等)結(jié)合前后年份數(shù)據(jù)綜合計(jì)算,得到該地區(qū)民間投資的測(cè)算值。resi,t包括finance_resi,t、credit_resi,t、bond_resi,t和stock_resi,t,如前文所述,為模型(1)測(cè)算出來的省份i在第t年的超額金融資源總量、超額信貸融資、超額債券融資和超額股票融資。teci,t表示省份i在第t年的技術(shù)發(fā)展水平。本文使用專利數(shù)量作為技術(shù)發(fā)展水平的代理變量,即每年各省市專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)(萬件)。HRi,t表示省份i在第t年的人力資源。參考姚先國(2008)、汪敏等(2017)的做法,本文使用非文盲率作為人力資源的代理變量,即非文盲人口占15歲及以上人口的比重,令人力資源=1-文盲率。專利和文盲數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、前瞻數(shù)據(jù)庫等。

為了進(jìn)一步分析政府投資行為對(duì)民間投資的影響,本文在模型(2)的基礎(chǔ)上,加入地方政府投資local和中央財(cái)政支持變量state,構(gòu)建模型如下:

ln(privatei,t)=β0+β1resi,t+β2locali,t+β3statei,t+β4teci,t+β5HRi,t+εi,t

(3)

為了分析地方政府投資行為和中央財(cái)政支持是否影響了金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約效應(yīng),增加地方政府支出、中央財(cái)政支持與超額金融資源之間的交叉項(xiàng),構(gòu)建模型如下:

ln(privatei,t)=β0+β1resi,t+β2locali,t+β3statei,t+β4resi,t×locali,t+β5resi,t×statei,t+β6teci,t+β7HRi,t+εi,t

(4)

其中,locali,t為省份i在第t年的地方政府投資,我們用地方政府預(yù)算內(nèi)的投資支出來表示這一變量。由于在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上并不直接存在政府投資這個(gè)指標(biāo),并且政府財(cái)政支出中除了科、教、文、衛(wèi)支出和行政管理費(fèi)用外,其他部分基本上都體現(xiàn)為政府投資,因此我們把地方財(cái)政一般預(yù)算支出扣除了科、教、文、衛(wèi)支出、地方財(cái)政一般公共服務(wù)支出和地方財(cái)政國債還本付息支出之后的部分作為表示地方政府投資的一個(gè)代理變量在計(jì)量模型中使用,數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、《中國財(cái)政年鑒》等。statei,t為省份i在第t年獲得的中央財(cái)政支持資金,本文主要使用各地固定資產(chǎn)投資中國家預(yù)算內(nèi)資金表示中央對(duì)地方的財(cái)政支持,即中央財(cái)政和地方財(cái)政中由國家統(tǒng)籌安排的基本建設(shè)撥款和更新改造撥款,以及中央財(cái)政安排的專項(xiàng)撥款中用于基本建設(shè)的資金和基本建設(shè)撥款改貸款的資金等,數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局,locali,t與statei,t共同反映了政府投資行為對(duì)民間投資的影響。

4. 變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)前文所述,本文被解釋變量為民間投資(private),用各省市民間投資規(guī)模來衡量;核心解釋變量為金融資源區(qū)域配置失衡,具體分為超額金融資源總量(finance_res)以及細(xì)分的超額信貸融資規(guī)模(credit_res)、超額債券融資規(guī)模(bond_res)、超額股票融資規(guī)模(stock_res),分別用各省市的超額社會(huì)融資規(guī)?？偭俊⒊~人民幣貸款總量、超額債券融資規(guī)模、超額股票融資規(guī)模來衡量;本文還選擇了地方政府投資(local)和中央財(cái)政支持(state)變量來探討其與民間投資的關(guān)系,分別用地方政府投資規(guī)模和各省市獲得的中央財(cái)政支持資金規(guī)模來衡量;為了控制外部環(huán)境的影響,本文選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)、技術(shù)發(fā)展水平(tec)、人力資本水平(HR)作為控制變量,分別用各省市地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、專利數(shù)量以及非文盲率作為代理變量。本文使用的變量及其含義詳見表1。

表1 相關(guān)變量及其說明

樣本的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。根據(jù)表2,被解釋變量民間投資(private)的最小值為0.023,最大值為38.151,平均值為1.097,各省市之間的民間投資差距懸殊,并且數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)左偏特征,表明大部分省市的民間投資不旺,民營企業(yè)畏懼投資的心態(tài)比較普遍。金融資源總量(total_finance)的最小值為-10.24,最大值為406.92,平均值僅為54.546,同樣反映出金融資源在各省市之間的分布存在巨大差距,且大部分省市存在金融資源供給不足的問題,從信貸、債券和股票分項(xiàng)來看,呈現(xiàn)出與總體相同的問題。融資需求(demand)的最小值為0,最大值為8.547,平均值和方差分別為5.832和1.344,說明各省市以非金融企業(yè)債券票面利率加權(quán)平均表征的融資需求之間存在著較大差異,且呈現(xiàn)出右偏特征,即大部分省市的企業(yè)為了獲得資金不惜以較高利率進(jìn)行融資。其他變量的描述性結(jié)果分析思路類同,不再贅述。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、 金融資源區(qū)域配置失衡狀況測(cè)算及分析

對(duì)Richardson(2006)投資效率模型的估計(jì)可以O(shè)LS方法,也可以使用GMM方法,但使用GMM方法估計(jì)可以消除內(nèi)生性和異方差干擾,所得到的估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確?；谀Ｐ?1)使用兩種方法估計(jì)所得結(jié)果如表3所示,顯著性基本一致且系數(shù)比較接近,這在一定程度上反映了模型(1)受到的內(nèi)生性和異方差干擾有限。

表3 中國金融資源區(qū)域配置失衡

由表3可知,回歸結(jié)果列(1)至列(8)中融資需求demand的系數(shù)顯著為負(fù),表明中國的金融資源無論是從總體上看,還是從人民幣貸款、債券融資與股票融資等不同融資方式來看,均非流向融資需求最高的地區(qū),甚至存在向較不需要資金的地區(qū)反向流動(dòng)的趨勢(shì)。表3回歸結(jié)果列(1)至列(8)中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平GDP的系數(shù)均顯著為正,表明地區(qū)的經(jīng)濟(jì)存量越大,金融資源規(guī)模越大,即中國金融資源存在向經(jīng)濟(jì)存量較大的地區(qū)集聚的趨勢(shì)。金融資源向經(jīng)濟(jì)存量較大的地區(qū)流動(dòng)是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、金融市場(chǎng)開放的伴生現(xiàn)象,金融資源作為一種可流動(dòng)的生產(chǎn)要素,在金融市場(chǎng)開放的條件下,必然會(huì)向風(fēng)險(xiǎn)較小、收益較高的地區(qū)流動(dòng),形成類似產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的聚集效應(yīng)和區(qū)域金融發(fā)展的二元結(jié)構(gòu)。

基于GMM估計(jì)得到的系數(shù),表4給出了根據(jù)模型(1)測(cè)算所得東中西部平均獲得的超額金融資源值(5)限于篇幅,僅列示2017-2021年數(shù)據(jù)結(jié)果,其余年份備索。。

表4 超額金融資源測(cè)算值 (單位:百萬億元)

由上述結(jié)果可知,整體來看,2003年到2021年中國東部地區(qū)平均獲得了正的超額金融資源,而中、西部地區(qū)在大多數(shù)年份特別是近幾年更多地獲得了負(fù)的超額金融資源,證實(shí)了金融資源更加偏好經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)。這表明,在剔除經(jīng)濟(jì)總量和融資需求后,金融資源還是偏好投資于風(fēng)險(xiǎn)較低、收益穩(wěn)定的東部地區(qū),而中、西部地區(qū)均受到了嚴(yán)重的地域歧視。本文這一結(jié)論與趙文舉和張?jiān)?2022)對(duì)于各區(qū)域金融資源配置效率的分析基本一致,也基本符合崔建軍(2012)在測(cè)算中國各省的金融資源配置效率的基礎(chǔ)上,將各省排名并分為“一個(gè)中國,四個(gè)世界”的結(jié)果。

五、 實(shí)證分析

1. 金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資影響的實(shí)證分析及異質(zhì)性分析

表5給出了金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資影響的實(shí)證分析結(jié)果,其中表5列(1)為各地總體超額金融資源與當(dāng)?shù)孛耖g投資水平的GMM估計(jì)結(jié)果,表5列(2)至列(4)列為異質(zhì)性分析,分別為各地獲得的超額信貸融資、超額債券融資、超額股票融資與民間投資的GMM估計(jì)結(jié)果。

表5 超額金融資源對(duì)民間投資的影響

表5列(1)至列4)列結(jié)果中,finance_res、credit_res、bond_res和stock_res的系數(shù)均顯著為負(fù),這就表明在剔除經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和融資需求的影響后,金融資源有剩余的地區(qū),未能充分消化所額外獲得的金融資源,該地區(qū)的民間投資增速較低;而金融資源有較大缺口的地區(qū)民間投資活躍,需求較大增速較高,但所獲得的金融資源卻短缺不足,無法滿足民間投資進(jìn)一步發(fā)展的需要,這必然會(huì)顯著制約民間投資的增長(zhǎng)。所以,金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資存在顯著的制約效應(yīng),證實(shí)了本文研究假說H1。

此外,比較表5各列中各項(xiàng)超額金融資源的系數(shù)可知,對(duì)民間投資的制約效應(yīng)從大到小分別是超額股票融資、超額債券融資和超額信貸融資,證實(shí)了本文研究假說H2。同時(shí)由前文可知,2003年到2021年中國東部地區(qū)平均在多數(shù)年份獲得了正的超額股票融資,而中、西部地區(qū)平均在大多數(shù)年份獲得了負(fù)的超額股票融資,結(jié)合上述估計(jì)結(jié)果表明,在東部地區(qū),股票融資作為融資渠道對(duì)民營企業(yè)的影響力越來越大,已有超過信貸融資和債券融資的趨勢(shì)。

另外,技術(shù)進(jìn)步與人力資本的系數(shù)在表5各列中均顯著為正,表明技術(shù)進(jìn)步和人力資本均對(duì)民間投資產(chǎn)生了顯著促進(jìn)作用。由此可知,盡管中國人力資本存在向東部地區(qū)積聚的傾向,但只要中西部地區(qū)能提高其自身的技術(shù)水平和技術(shù)吸收能力,也能保持較高的民間投資增長(zhǎng),不過這也依賴于中西部地區(qū)的技術(shù)吸收能力的改善(王智勇和李瑞,2021)。

2. 金融資源區(qū)域配置失衡背景下,中央和地方政府投資行為對(duì)民間投資的影響

上述分析結(jié)果表明,金融資源的區(qū)域配置失衡顯著制約了民間投資的增長(zhǎng),為了進(jìn)一步分析中央財(cái)政支持和地方政府投資行為對(duì)民間投資的影響,本文對(duì)模型(3)和模型(4)進(jìn)行GMM估計(jì),所得結(jié)果如表6所示。

表6 中央和地方政府投資行為對(duì)民間投資的影響

根據(jù)表6列(1)至列(16)結(jié)果可知,中央財(cái)政支持和地方政府投資的各項(xiàng)系數(shù)均顯著為正,表明在其他條件保持不變的情形下,中央財(cái)政支持、地方政府投資支出越高,民間投資越多,這說明政府投資于基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域,改善了投資的外部環(huán)境,有助于降低企業(yè)投資成本和增加企業(yè)的預(yù)期利潤(rùn),并能提高民間投資的積極性,帶動(dòng)民間投資發(fā)展,對(duì)民間投資產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。

同時(shí),根據(jù)表6列(5)至列(8)和列(13)至列(16)可知,若將中央財(cái)政支持與超額金融資源的交叉項(xiàng)加入模型,交叉項(xiàng)的系數(shù)大多顯著為負(fù),表明考慮中央財(cái)政支持后,金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約效應(yīng)顯著減弱,即中央財(cái)政支持可以降低金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響,部分證實(shí)了本文研究假說H3。

類似地,若將地方政府投資與超額金融資源的交叉項(xiàng)加入模型,根據(jù)表6列(9)至列(16)結(jié)果發(fā)現(xiàn),交叉項(xiàng)的系數(shù)大多顯著為負(fù),表明考慮地方政府投資后,金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約效應(yīng)顯著減弱,即地方政府投資可以降低金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響。綜上,研究假說H3得證。

六、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用Heckman兩階段模型、傾向得分匹配法(PSM)、兩階段最小二乘法等不同方法對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。(6)限于篇幅,兩階段最小二乘法回歸結(jié)果不再列示,備索。

1. Heckman兩階段模型檢驗(yàn)

本文選用用電缺口(gap)、老齡化比率(old)作為超額金融資源的2個(gè)工具變量,以進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)。其中,用電缺口(gap)是本地售電量與發(fā)電量的差(單位:億千瓦小時(shí));老齡化比率(old)為各省市65歲及以上老年人口占人口數(shù)比率(單位:%)。上述兩個(gè)變量與民間投資(invest)相關(guān)性較低(<0.1),并均通過了外生性檢驗(yàn)(Hansen J統(tǒng)計(jì)量=1.402,p = 0.496)和弱工具變量檢驗(yàn)(Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量=43.350,Stock-Yogo weak ID test critical values:10% maximal IV size=22.30)。

超額金融資源代表該地區(qū)的金融資源配置失衡情況,即超出或者不能滿足本地需求,與之類似,用電缺口也反映了本地電力資源相對(duì)于本地用電需求的富余或不足。資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政策等因素作用于各地區(qū),往往在用電缺口與超額金融資源上呈現(xiàn)相反效果,比如東部發(fā)達(dá)地區(qū)金融資源比較富余,而用電存在較大缺口。陳熠輝等(2023)指出人口老齡化會(huì)加劇金融資源錯(cuò)配。同時(shí),上述兩個(gè)變量均不直接對(duì)民間投資具有重大影響,且?guī)缀鯖]有關(guān)于用電量、老齡化能夠促進(jìn)或抑制民間投資的研究。因此,二者是合適的工具變量。

使用Heckman兩階段模型進(jìn)行估計(jì),第一階段使用probit模型估計(jì)得到逆米爾斯比率(IMR),代入第二階段進(jìn)行估計(jì)所得各變量的系數(shù)和顯著性如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn),該估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致。

表7 Heckman兩階段模型檢驗(yàn)

2. 傾向得分匹配法(PSM)

為消除可能存在的內(nèi)生性問題,本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法(PSM)進(jìn)行檢驗(yàn)。1對(duì)1、1對(duì)4的近鄰匹配,半徑分別為0.01和0.05的卡尺匹配、核匹配的ATT效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表8,均顯著為負(fù)。即處理組(超額金融資源為正)的平均處理效應(yīng)顯著為負(fù),這表明超額金融資源對(duì)民間投資存在負(fù)的顯著影響,符合前文結(jié)論。

表8 ATT效應(yīng)檢驗(yàn)

將匹配后的樣本進(jìn)行回歸(舍棄部分未匹配樣本),結(jié)果如表9所示?？梢钥闯?民間投資與超額金融資源的相關(guān)性均同樣顯著為負(fù),與匹配前的回歸結(jié)果相一致,進(jìn)一步驗(yàn)證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。對(duì)超額信貸融資、超額債券融資、超額股票融資的檢驗(yàn)結(jié)果,以及帶上地方政府投資、中央財(cái)政支持的檢驗(yàn)結(jié)果與此基本一致,此處不再贅述。

表9 匹配后樣本回歸結(jié)果

此外,前文是對(duì)模型(1)使用GMM方法估計(jì),將所得殘差作為超額金融資源測(cè)算值進(jìn)行實(shí)證的結(jié)果。對(duì)模型(1)換用OLS方法估計(jì),并提取殘差作為超額金融資源測(cè)算值后,重復(fù)進(jìn)行前述實(shí)證,其結(jié)果與前文結(jié)果顯著性一致且系數(shù)比較接近,進(jìn)一步說明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

七、 結(jié)論與啟示

1. 主要結(jié)論

本文在金融資源區(qū)域配置失衡背景下研究了金融資源的非理性配置對(duì)中國民間投資制約作用,本文的主要結(jié)論如下:從金融資源的配置來看,中國金融資源主要流向了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),而融資需求較高的地區(qū)并不總能得到資金的青睞。在此基礎(chǔ)上,本文研究了金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)超額金融資源較多的地區(qū),未能充分消化所額外獲得的金融資源轉(zhuǎn)化為民間投資增速的提升;而另一些金融資源有較大缺口的地區(qū),雖然民間投資活躍、增速較高,但所獲得的金融資源卻短缺不足,無法滿足民間投資進(jìn)一步發(fā)展的需要,證實(shí)了金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資存在制約效應(yīng)。實(shí)證分析還表明,地方政府投資和中央財(cái)政支持對(duì)民間投資具有帶動(dòng)效應(yīng),政府投資水平越高,民間投資增速越高,且地方政府投資和中央財(cái)政支持能夠緩解金融資源區(qū)域配置失衡對(duì)民間投資的制約。

2. 政策啟示

第一,建立國企和民企公平競(jìng)爭(zhēng)的基礎(chǔ)制度環(huán)境。必須堅(jiān)持發(fā)展非公有制經(jīng)濟(jì)“兩個(gè)毫不動(dòng)搖”的基本方略,排除錯(cuò)誤言論對(duì)民間投資的誤導(dǎo),強(qiáng)化民間投資的預(yù)期,為民間投資不斷注入信心。強(qiáng)化金融體制改革創(chuàng)新,逐步優(yōu)化金融基礎(chǔ)制度環(huán)境,消除國企和民企在獲取金融資源上的所有制歧視,著力解決民營企業(yè)融資難融資貴問題,充分發(fā)揮金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用,為民間投資注入內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。

第二,改善金融資源空間配置。減少政府對(duì)金融資源配置的不當(dāng)干預(yù),按照不同區(qū)域的融資需求合理、均衡地配置金融資源,避免金融資源過度集中在東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)而造成的資源錯(cuò)配,讓金融資源可以合理地跨區(qū)域流動(dòng),減少金融摩擦,提高金融資源的使用效率,緩解民營中小企業(yè)融資難問題。同時(shí),合理配置金融資源,優(yōu)化金融資源在不同產(chǎn)業(yè)之間的合理配置,讓金融資源從產(chǎn)能過剩行業(yè)及虛擬經(jīng)濟(jì)中退出,并且流向符合國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策、有良好發(fā)展前景的產(chǎn)業(yè),推動(dòng)民間投資高質(zhì)量發(fā)展。

第三,構(gòu)建政府投資與民間投資協(xié)同增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。地方政府投資和中央財(cái)政支持對(duì)民間投資具有帶動(dòng)作用,采取積極財(cái)政政策有利于提升民間投資積極性,扭轉(zhuǎn)民間投資增速回落的趨勢(shì)。但是單一使用增加政府投資方式,其效果存在局限性,同時(shí)民間投資相比政府投資占比過低還會(huì)使得投資效率損失。應(yīng)注重綜合運(yùn)用多方面政策手段,聚焦于基礎(chǔ)設(shè)施改善和公共服務(wù)提升,并通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、改善投資環(huán)境、提升人才素質(zhì)、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新等措施,增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后勁和產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)效應(yīng),發(fā)揮好政府投資的補(bǔ)充和引導(dǎo)作用,形成政府投資和民間投資協(xié)同增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。