民营企业的经济增长效应——基于中国省域面板数据

李毅婷，黄奕涵

（广西大学商学院，广西 南宁530004）

一、引言

改革开放以来我国民营企业队伍不断壮大，全国工商业联合会公布的2020年中国民营企业500强榜单显示，民营企业经济社会效应持续提升，2019年民营企业500强营业收入总额、资产总额和纳税总额达分别达到30.17万亿元、36.96万亿元和1.37万亿元，分别比2015年增加15.48万亿元、23.14万亿元和0.8万亿元，民营企业实力显著增强。民营企业发展水平与区域经济之间有多大的关联?为回答解决上述问题，文章将民营企业发展水平、企业规模与区域经济增长纳入统一的分析框架下，剖析民营企业发展水平对区域经济增长提升的作用机制和效应，以期为如何提高我国特别是中西部欠发达地区的经济增长提供思路。

二、文献综述

已有的关于民营企业的研究主要是围绕影响民营企业绩效的因素展开的，包括外部环境（韩林静，2014；谢海东，2006；耿慧芳等，2016）、企业治理经营行为（鞠芳辉等，2008；王峥，2010；纪晓丽和黄化，2006；刘进等，2017）等视角。一方面，企业的绩效受宏观环境影响，民营企业融资渠道单一，其绩效对货币政策的调控反应敏感（韩林静，2014），宽松的货币政策有助于提升企业绩效，紧缩性货币政策会加剧民营企业融资约束（陆正飞等，2009），降低绩效水平；谢海东（2006）研究表明受投资诱导和利润增长的驱动，一个地区投资经营环境与民营企业绩效呈正相关关系，投资经营环境越优越就越能改善当地民营企业绩效。另一方面，企业自身经营模式等对绩效也会产生关联，特别是高层管理者与企业经营绩效息息相关（Bass et al.，1990）。鞠芳辉等（2008）基于浙江省民营企业调查数据发现，变革型的领导方式对企业绩效呈正相关关系，而具备华人特色的家长型领导方式对企业绩效尚未产生实质性影响，原因在于仁慈与德行两个维度的家长型领导与企业绩效正相关，而威权型领导则与绩效负相关，但在正负相互作用下，家长型领导的管理模式对企业绩效不产生明显影响；王峥（2010）基于性别差异视角，研究表明在高管团队中女性参与会提升企业绩效，若女性高管的人力资本和社会资本越高，则提升效应越强。

经济增长离不开企业的作用。随着我国民营企业队伍的壮大，近年来民营企业对区域经济的作用也更加受到学者重视。徐江和董保宝（2019）研究发现民营企业在创建过程中会日益积累实体资本与人力资本，带动区域经济发展。任普（2016）借助计量模型实证分析民营经济对经济增长的贡献度，得出民营经济规模越大对区域经济促进作用越大的结论；陈熙（2013）认为民营经济的发展加速了区域城镇化进程，提升了经济高质量增长。

三、理论机制

（一）民营企业与经济增长

1.民营企业助力改善资源配置效率提升经济增长

民营企业队伍逐渐壮大并且不断参与到不同行业不同部门的经济活动，引起有限资源重新配置。在市场经济条件下，价格机制和竞争机制促使资源从低效率企业流向高效率企业，提高了资源配置效率和使用价值，经济结构变迁带来的“结构红利”将产生经济增长效应。

2.民营企业调节供需结构带动经济增长

民营企业产权清晰，具有有效的激励约束机制，能敏锐地捕捉市场需求的变化，从而在供给端发力，生产满足消费者需求的产品，动态调节经济结构供需平衡，使得潜在的消费需求得到充分释放，带动经济总量增长。

基于上述分析，提出假说1：民营企业发展可以通过改善资源配置效率、动态调节供需平衡和提升创新能力等促进区域经济增长。

（二）企业规模、民营企业发展与经济增长

经营规模对企业本身发展具有重要影响，不同规模的企业在公司经营治理理念和应对危机的能力方面存在明显的差异，这会影响企业发展水平进而影响区域经济增长水平的提升。此外，企业规模的异质性也会对公司战略取向、经营行为产生影响，大规模公司更有资源和实力进行多元化经营从而获得范围经济，从而影响企业的发展水平。

基于此，文章提出假说2：民营企业发展水平对经济增长的作用会受企业规模的影响。

四、研究设计

（一）模型设定

基于理论机制分析，论文构建以下模型以验证民营企业对地方经济增长的影响效应，模型如下所示：

式（1）中，

i

和

t

分别表示时间和地区，gdp

表示地区生产总值，value

表示某地区民营企业的销售产值，是控制变量，

λ

为地区固定效应，

μ

是随机干扰项。

在式（1）的基础上，加入企业规模变量与民营企业销售产值的交互项以考察民营企业对经济增长的作用大小是否受到企业规模的影响，设定的模型如下所示：

式（2）中，size

表示各地区民营企业的平均规模，value

×size

表示企业规模对民营企业经济增长效应的调节作用。

根据预实验部分筛选出来的目标词汇，运用E-prime 2.0软件，参照之前学者们的研究[23-26]，编制GNAT内隐自杀意念测验程序.GNAT实验程序中正式实验部分的4个block的信息刺激分别为“自我词+积极词”、“自我词+消极词”、“他人词+积极词”、“他人词+消极词”.实验中4个block的呈现顺序在被试之间平衡，以表1中GNAT-1操作步骤呈现顺序为例．GNAT-1正式实验部分步骤为(5-6-7-8)；GNAT-2正式实验部分步骤为(6-8-5-7)；GNAT-3正式实验部分步骤为(8-7-6-5)；GNAT-4正式实验部分步骤为(7-5-8-6).

（二）数据来源

文章搜集2001～2016年的除西藏以外中国30个省（直辖市、自治区）的数据，数据来源于《中国工业统计年鉴》《中国统计年鉴》、中经网、EPS数据库。部分缺失的数据使用插值法补齐。

1.被解释变量

实际国内生产总值（gdp），使用以2001年为基期的实际国内生产总值来衡量地区经济增长。

2.解释变量

民营企业发展（value）。考虑到数据的可获得性，文章采用省域层面私营工业企业的销售产值衡量民营企业发展。

3.控制变量

资本投资率（invest）：采用固定资产投资总额与国内生产总值刻画资本投资率；人力资本（human）：用每百人口中高等教育平均在校生数量衡量；产业结构升级（upgrade）：用第三产业与第二产业产值比值来表示产业结构升级；金融发展水平（finance）：采用常用的存贷款余额与国内生产总值的比值测算金融发展水平；城镇化水平（urbanization）：用城镇常住人口与总人口的比重刻画城镇化水平。

表1 变量的描述性统计

变量 计算说明 均值 最小值最大值标准差经济增长（gdp） 实际国内生产总值取对数 4.13 1.10 6.38 1.03民营企业发展（value） 私营工业企业实际销售产值取对数 4.96 2.03 7.71 1.30资本投资率（invest） 固定资产投资总额/国内生产总值 0.51 0.02 1.26 0.26人力资本（human） 每百人口中高等教育平均在校生数量 2.01 0.28 6.90 1.13产业结构升级（upgrade） 第三产业产值/第二产业产值 0.94 0.49 4.17 0.47金融发展水平（finance） 存贷款余额/国内生产总值 2.71 1.29 8.13 1.03城镇化率（urban） 城镇常住人口数/总人口数 0.50 0.24 0.90 0.15

五、实证结果

（一）基准回归结果

具体的回归结果如表2所示，其中第（1）列为个体固定效应，第（2）列加入交互项的回归结果，第（3）（4）（5）列为东部、中部和西部分地区的回归结果。

表2 回归结果

（1） （2）FE 加入交互项（3） （4） （5）分地区东部 中部 西部value 0.939***（-0.0728）0.873***（-0.0711）0.610***（-0.188）0.337***（-0.128）0.703***（-0.0911）scale - 0.0362***（-0.00622） - - -invest 0.332***（-0.0476）0.308***（-0.0461）0.348***（-0.0855）0.233***（-0.0725）0.0476（-0.0736）human 0.249***（-0.0188）0.277***（-0.0188）0.0709***（-0.0241）0.382***（-0.0439）0.511***（-0.0342）upgrade 0.155***（-0.0424）0.143***（-0.041）0.288***（-0.0558）0.0977（-0.072）-0.0246（-0.0878）finance 0.305***（-0.0277）0.288***（-0.0268）0.224***（-0.0411）0.157**（-0.0725）0.358***（-0.037）

续表

注：、、分别表示在10%、5%和1%水平上显著，括号内是标准误。

（1） （2）FE 加入交互项（3） （4） （5）分地区东部 中部 西部urbanization 1.719***（-0.188）1.470***（-0.187）3.947***（-0.341）2.452***（-0.566）0.590***（-0.202）常数项 -3.020***（-0.352）-2.830***（-0.341）-2.636**（-1.042）0.174-0.613-1.355***（-0.363）省份效应 YES YES YES YES YES N 480 480 176 128 176

使用固定效应验证民营企业发展对经济增长的影响。表1中第（1）列报告了个体固定效应结果，容易得知民营企业的发展对经济增长有显著的促进作用，民营企业发展水平的系数均在1%的水平下显著为正，说明民营企业发展水平每提升1%，将促进经济增长0.60%，表明民营企业发展水平越高则越利于区域经济增长。

此外，其他控制变量的结果与预期保持一致，不同程度地影响着经济增长。资本投资率（invest）的系数在1%的置信水平下显著为正，表明固定资产投资效率越高则越能发挥其对经济增长的积极正向影响。人力资本（human）的系数显著为正，说明人力资本水平越高，地区劳动力素质越高，使得经济发展呈现规模报酬递增。产业结构升级（upgrade）的系数为正说明产业结构升级促进经济增长。金融发展水平（finance）的系数在1%的水平下显著为正，表明金融发展水平越好，越能激发经济增长潜能。城镇化水平（urbanization）的系数为正说明城镇化水平越高，人口集聚带来的消费需求和城市基础设施建设产生的需求能直接带动经济增长。

（二）考虑企业规模

民营企业的经济增长效应总体上是受企业规模影响的，但究竟是什么样的规模更有利于经济增长不得而知。下面将在基准模型2的基础上加入民营企业与企业规模的交互项（scale）以考察不同企业规模对民营企业经济效应的影响。考虑数据的可获得性并参考周黎安和罗凯（2005）的文献，使用私营工业总平均用工人数与企业数量的比值来衡量企业的规模，表2第（2）列汇报了结果，结果显示，交互项（scale）的系数为0.04且在1%的水平下显著，说明企业规模越大就越有助于强化民营企业发展对经济增长的提升作用。

（三）基于不同区域的异质性分析

不同区域之间在民营企业数量、规模和结构都有明显的异质性，各区域民营企业发展水平对提升经济的作用存在差异。论文将30个地区的样本进一步划分为东部、中部和西部三个子样本以考察不同区域之间民营企业发展的经济增长效应的异质性。根据表2第（3）～（5）列结果容易看出，考虑区域异质性以后代表民营企业的系数（value）仍然显著为正，说明其可以促进地区经济增长，只是作用大小存在差异。具体的，民营企业发展的经济增长效应从大到小依次为西部、东部和中部。

六、结论及政策建议

（一）研究结论

文章基于2001～2016年中国民营工业企业的相关数据，从省域层面验证了民营企业的经济增长效应。就全样本而言，民营企业显然可以促进当地经济增长。另外，民营企业对经济增长的正向效应受企业规模影响，企业规模越大则能促进民营企业发展从而提升经济增长。在样本按地区分类后，研究发现民营企业的经济增长效应存在区域异质性，该增长效应由大到小依次为西部、东部和中部地区。研究结论对未来民营企业发展和政府政策具有一定的启示意义。

（二）政策建议

1.优化营商环境，提振企业信心

首先，政府出台激励措施和容错免责机制，解放思想观念、敢于创新、勇于作为，与民营企业保持密切关系。其次，提升服务效率，借助信息化和大数据等通信技术，进一步加深政务与互联网的融合深度，进一步提高企业办事便利度。

2.加快市场改革，突破民营企业发展瓶颈

进一步放开束缚企业发展的限制，特别是在未来围绕新型城镇化建设、新基建等领域放开市场准入门槛，在重大项目、重大工程和重大活动招标中破除招投标隐性壁垒，积极吸引民营企业参与，给予民营企业生存发展的机会。

3.依托区位优势，因地制宜培育大型龙头企业

企业单靠自身实现规模扩张存在多重困难，因此政府应该有靶向地扶持培育本地大型民营企业，积极培育一批具有影响力的大型企业，促进企业做大做强。