内容提要 当前中国民营经济正处于转型发展期，分析影响中国民营经济发展的因素显得尤为重要。本文运用向量误差修正模型实证研究了财政金融政策与中国民营经济发展的关系。结果显示，财政政策、金融政策都会正向长期地促进中国民营经济发展，金融政策对中国民营经济发展的影响效应明显比财政政策大，且财政金融政策均为中国民营经济发展的单向因果原因。在此基础上，提出了促进中国民营经济转型发展的相关财政金融政策建议。

关键词 财政政策 金融政策 民营经济

一、引言

探讨影响民营经济发展的相关因素一直是国内外学术界的热点。在国外

[i]，乔(Chiao)等指出中小企业如采用一定的国际化策略就能获得好业绩[1]。麻桑(Mason)等提出可通过知识网络模式来促进社区中小企业的发展[2]。珊苏德哈(Shamsuddoha)等认为发展中国家的政府出口援助能促进本国中小企业的国际化发展[3]。马可阿丹(McAdam)等指出中小企业可利用有效的创新工具来改进其现有的产品质量和生产流程，从而获得持续的发展[4]。沙迪(Sadi)等研究得出特许经营权对中小企业发展是十分重要的[5]。在国内，吴宏洛、吕建锁、魏建和苏春红研究分别得出金融制度、税收与财政政策、地区制度差异都与民营经济发展存在相关关系[6-8]。罗卫东和郑恒从要素投入视角实证研究得出制度改进与技术进步是推动浙江民营经济增长的首要因素[9]。褚保金和张茹研究得出常熟民营金融与民营经济的互动发展是促进其县城经济发展的关键[10]。李宪建、宋琼等分别从地区产业集群发展和商会支持角度说明了它们能促进中国民营经济发展[11，12]。崔执树认为中国民营经济发展面临民营企业治理机制存在缺陷、人力资本短缺、融资渠道不够畅通等问题[13]。周松山认为信贷结构调整能支持民营经济转型升级[14]。

从上述研究可以看出，国内外学者以财政金融视角并运用定量方法来分析民营经济发展影响要素的论文较少。因而本文尝试从财政金融政策的角度研究其与中国民营经济发展的关系，以期揭示是否财政金融政策能对中国民营经济产生作用，并以此为目前中国民营经济转型发展提供一定的政策建议。另外又因中国民营经济的概念众多，故本文特将民营经济限定为广义民营经济，即为国有和国有控股企业以外的多种所有制经济的统称。本文下面的结构安排如下：第二部分是财政金融政策与民营经济发展关系的理论分析;第三部分是模型的设定、数据来源与研究方法;第四部分是实证检验结果与分析;第五部分是研究结论与政策含义。

二、财政政策、金融政策与民营经济发展关系的理论分析

在研究经济增长的众多经典论文中，创新、技术变革、人力资本、物质资本等因素被经济学家们视为经济增长的重要原因，而以诺斯为代表的新制度经济学派则认为制度也是关键因素之一。制度给人们提供了一种竞争规则并构成了一种经济发展秩序，它的形成在静态上决定了经济绩效，而制度的动态变迁则成为长期经济增长的动力。新制度经济学派通常把制度分为正式制度(包括法律法规及相关政策等)和非正式制度(包括意识形态、风俗习惯、道德规范等)，而一个良好经济体制度形成需要其不断的完善。作为影响社会经济发展的必要条件，制度往往取决于政治决策及执行效力。中国民营经济在改革开放以前基本是被消灭了的，只是在改革开放后才在公有制的缝隙中由小到大，从少到多得发展壮大起来。中国民营经济的迅猛发展离不开强有力的制度支持，从1982年国家修改宪法规定“在法律规定范围内的城乡个体劳动者个体经济是社会主义公有制经济的补充”到党的十七大提出“推进公平准入，破除体制障碍，促进个体、私营经济发展”，每次国家法律法规的改进都为民营经济发展提供了坚定的制度结构保证。

法律制度的确立最终会转变为具体政策制度的实施，在影响中国民营经济发展的政策制定中，财政政策制度和金融政策制度则是必不可少的。针对民营经济的每次宪法调整，国家都会制定相应的具体政策制度来推动民营经济发展，其中也包含财政金融政策。例如，在2005年国务院颁布的《关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的若干意见》中就强调要加大对民营经济的财税金融支持，不仅对民营企业实施优惠的财税政策，也对其提供信贷、担保等优惠金融政策。而从民营经济运行主体所涉及的相关要素及环境看，财政金融政策制度不仅能为其提供资金资源，也能为其营造必要的外部环境。财政政策制度和金融政策制度对民营经济运行的作用机制如图1，该机制具有四个方面的内容：

第一，激励机制。其体现为财政金融政策制度通过影响大众舆论氛围及民营企业家意识观念，激发民营企业家发展民营经济的热情，进而促进民营经济发展。从弗洛姆期望激励理论可知，一个目标和愿景的设定对人的激励程度受目标效价和期望值影响，如果人们认为该目标具有价值(即目标效价大)且实现目标的可能性大(即期望值大)，则目标的激励作用就越强。财政金融政策的制定会使人们产生一种政府积极支持和发展民营经济的愿景，基于这种观念认同，人们会主动预测财政金融政策对自身发展民营经济支撑的效用价值以及政策执行的可能性。如果人们判断财政金融政策所产生的效价和期望值都大，则人们会积极发展民营经济，反之亦然。这说明了财政金融政策的有效性和执行力度都将对民营经济发展产生重要影响。

第二，发展导向机制。其主要通过专项财政投入和信贷支持来影响民营经济。在国家针对民营经济的财政金融优惠政策中，一方面利用政策鼓励各地设立促进民营企业发展的财政专项引导基金，同时搭建与此相关的银行等金融机构融资平台，以此来吸引社会资本共同参与民营经济的发展。另一方面也暗含了国家发展民营经济的指导信号，特别是对于转型期的民营经济，政府出台的财政金融政策往往设定了民营经济发展的基调。例如各项政策在高新技术行业的优惠支持力度往往比其他行业大，这就鼓励相关民营企业主动进行创新转型。

第三，资金调控机制。其主要通过影响民营经济运行主体所涉及的资金运动轨迹和数量来发挥作用。从资金运动轨迹和流量看，金融政策制度主要影响着民营企业所需资金的流入方向和流入量，财政政策制度则影响流出方向和流出量。金融政策能通过以银行等金融机构为主的信贷市场调节输入民营企业的资金量，也可影响民营企业是否能在证券市场上市并获取金融资本。财政政策可直接影响民营企业上缴税款的额度，如采用税收减免优惠措施将使民营企业的资金流出量大幅减少，进而可增强民营企业未来自身的投资能力。可见，民营企业的资金运动会受制于财政金融政策制度，一旦财政金融政策对其严格控制，民营企业将面临缺血(资金)或失血(资金)的危险局面，这说明了合理的财政金融政策将是民营经济发展的必要保障。

第四，环境支撑机制。其主要体现为财政金融政策制度能为民营经济发展提供必要的外部条件。在金融政策的支持下，完善的金融中介服务体系不仅能有效促进民营企业融资所接触的金融市场的发展，也可为民营企业自身融资提供必要的金融中介支持。有效的财政政策主要通过财政支出手段来构造民营企业所需的外部环境，例如，对政府公共服务体系建设的支出能提高民营企业去政府部门办事的效率;对国民教育的支出能为民营企业培育所需的潜在专业人才;对基础设施的支出能为民营企业运输产品和原料等提供便利。

可见，财政政策和金融政策都对民营经济发展起着不可缺失的作用，且二者能共同作用于民营经济。因此，对于转型发展期的中国民营经济而言，如何有效协调并配合运用财政金融政策就显得非常重要。本文以下部分将用实证的方法来验证上述理论分析结果，进而支持本文的观点。

三、模型设定、数据来源与研究方法

(一)模型设定

为了从长短期均衡关系角度研究财政金融政策与中国民营经济发展的相互关系，本文将运用向量误差修正模型(VECM)。向量误差修正模型是由恩格尔(Engle)和格兰杰(Granger)将协整与误差修正模型结合起来形成的，高铁梅认为只要变量之间存在协整关系，就可以由自回归分布滞后模型导出误差修正模型，且认为VECM模型是含有协整约束的VAR模型，多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模[15]。

定义一个向量组yt=[LRMDP，LRCZ，LRXD]′，LRMDP表示中国民营经济产值的自然对数值，LRCZ表示中国财政支出的自然对数值，LRXD表示中国金融信贷的自然对数值，进而可设定一组向量自回归模型：

在(2)式中如果Δyt和Δyt-i都平稳，且上述三个变量间存在一个协整关系，则(2)式可以用误差修正模型来表示：

其中，Гi为系数矩阵，εt为随机误差向量，VECMt-1为误差修正项，反映变量之间的长期均衡关系，β反映变量之间的均衡关系在偏离长期均衡状态时将其调整到均衡状态的调整速度，p为滞后阶数，而作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。

(二)数据来源

由于现有年鉴及各种资料都未将中国民营经济总产值单独列出来，且民营经济在中国工业和建筑业中所占经济比重最为显著，故本文选取广义民营经济工业和建筑业产值作为衡量民营经济发展的替代指标即历年全部工业和建筑业总产值减去国有企业工业和建筑业的总产值，用MDP表示;对于财政政策变量，以财政支出额替代，用CZ表示财政支出;对于金融政策变量，以金融机构人民币各项贷款额替代，用XD表示金融信贷;另外由于中国民营经济是在改革开放后才逐步发展壮大的，故各变量的样本选择区间为1978～2009年，数据均来源于《新中国五十年统计资料汇编》、《新中国六十年统计资料汇编》以及1996—2010年的历年《中国统计年鉴》。名义变量MDP、CZ和XD用居民消费价格指数折算成实际变量(以1978年为基期)。折算后的民营经济产值、财政支出和金融信贷变量用RMDP、RCZ和RXD表示。又因变量取自然对数不会改变原有的协整关系且能达到消除时间序列异方差的目的，因而我们对上述三个变量的替代指标取自然对数，用LRMDP、LRCZ和LRXD表示。

(三)研究方法

本文首先采用迪基和福勒(Dickey&Fuller，1981)提出的ADF单位根检验方法对各变量进行了平稳性检验，目的是为了避免出现“伪回归”现象，如果各变量是非平稳序列则要进行差分处理以使之平稳。其次采用Johans—en协整检验方法来检验各变量之间是否存在协整关系，以便确定向量误差修正模型。最后判断变量间是否存在因果关系，如果上述各变量间存在协整关系，我们将在VECM的基础上运用Wald联合检验方法进行检验;如果不存在协整关系，我们将利用各变量的差分进行格兰杰因果关系检验。本文使用的计量分析软件为Eviews7.0，其中最优滞后期由AIC和SC信息准则共同判别。

四、实证检验结果与分析

(一)单位根检验

通过上述理论分析，我们首先采用ADF单位根检验方法对民营经济产值(LRMDP)、财政支出(LRCZ)和金融信贷(LRXD)各变量进行平稳性检验;再对这些变量进行一阶差分，分别用ALRMDP、ALRCZ、ALRXD表示。

表1（简略）为各变量指标的对数序列与一阶差分的ADF单位根检验结果，从表1可以看出，各变量的对数序列均接受单位根的零假设，这说明LRMDP、LRCZ、LRXD序列是非平稳的，但是其一阶差分ΔLRMDP、ΔLRCZ、ΔLRXD在1%的显著性水平上均拒绝单位根的零假设，属于平稳过程，所以时间序列LRMDP、LRCZ、LRXD均为一阶单整序列。

(二)协整检验

由于各变量均为一阶单整序列，即变量的一阶差分序列都已平稳，满足了协整检验的前提。通过对LRMDP、LRCZ、LRXD三变量进行图形趋势处理，可以看出这三个变量都具有随时间递增的线性变动趋势，这说明可能存在协整关系(图略)。因此，本文运用Johansen协整检验方法来判断各变量之间的长期均衡关系，在之前需确定无约束VAR模型的最优滞后期。由于VAR模型的稳定性是判断模型好坏的重要条件，且随着滞后期的增大，模型的稳定性也越差，所以当VAR模型不符合稳定条件时向前推一期就得到最长滞后期，然后根据残差检验逐个消除不显著模型，并通过LM检验、White检验、正态性检验的模型为最终模型。利用AIC、SC信息准则和LR统计量标准，并用其他各项检验方法共同判断可得出VAR模型的最优滞后期为4，从而协整检验的VAR模型滞后期确定为3。在此基础上，选择序列和协整方程都有线性趋势的Johansen协整检验进行检验，具体结果如表2所示。

由表2（简略）的检验结果可知，在5%的显著性水平上，通过迹检验和最大特征根检验表明变量LRMDP、LRCZ、LRXD之间仅存在一个协整关系，这说明变量之间具有很强的长期均衡关系。采用标准化协整向量表示方法，将变量间的协整关系写成如下表达式：

上面括号内数字表示参数估计的t统计值，其表明各参数估计都具有显著性水平。从协整关系式中，我们可以看出财政支出和金融信贷变化对民营经济产值都具有正向的影响，且财政支出的影响远小于金融信贷的影响，二者系数相差达11.341。上述关系式结果与前文的理论分析相符，说明了财政金融政策能对中国民营经济发展起作用，且其中也显示出金融政策的影响效应更大。

(三)向量误差修正模型

为进一步论证前文中各变量存在的协整关系是否构成因果关系，下面将构建向量误差修正模型对各变量的长期和短期关系进行分析。因此，本文将(3)式分解成(5)、(6)和(7)三个方程，以对三变量间的格兰杰长短期因果关系进行检验。

其中，θm、θc和θx为误差修正项系数，P为滞后阶数3(其同前文的选择一致)。向量误差修正模型具体估计结果如(8)式：

从向量误差修正模型整体检验结果表明，模型整体对数似然函数值足够大(115.66)，同时AIC和SC值相当小，分别为-5.6186和-3.8582，说明模型整体解释能力较强。向量误差修正项VECMt-1的系数符号均与协整方程(4)中相应的系数符号相反，符合反向修正机制，但仅有方程(5)和(6)的误差项系数通过了显著性水平的t检验，说明仅此两方程的变量间具有修复偏离长期均衡状态的能力，这更加确定了上文协整关系的正确性。另外通过对VECM模型的系数显著性进行有约束的Wald联合检验，以此来确定了变量之间是否存在因果关系。该检验结果为表3，其中原假设H0为各项系数为零，表示行变量不是列变量的原因，P值是根据系数的Wald联合检验卡方统计量计算出来的相伴概率。表3显示，LRCZ变化是LRMDP变化的格兰杰原因(显著水平为0.54%);LRXD变化是LRMDP变化的格兰杰原因(显著水平为0.3%);LRCZ和LRXD的共同变化是LRMDP变化的格兰杰原因(显著水平为0.88%);而各变量之间的其他格兰杰因果关系未得到论证。

五、研究结论与政策含义

(一)研究结论

本文基于1978～2009年的各项时间序列数据，运用向量误差修正模型对财政政策、金融政策与中国民营经济发展之间的关系进行了协整分析，并在此基础上对各变量进行了Wald因果关系联合检验。结果显示，财政政策、金融政策都与中国民营经济发展存在长期正向稳定的均衡关系，且通过因果关系检验表明财政支出和金融信贷均为中国民营经济产值的单向格兰杰原因，从而证实了改革开放以来中国民营经济的蓬勃发展在一定程度上得益于政府实施的有效财政金融政策，且民营经济的发展需要良好的财政政策和金融政策配合作用。但同时实证结果也显示出金融政策对民营经济发展的影响效应大于财政政策，这暗示了在实施促进民营经济发展的财政金融政策时，重点运用金融政策显得非常必要。

(二)政策含义

基于以上研究结论，本文的政策建议如下：第一，在财政政策方面，加强政府公共财政综合服务平台建设，为民营企业转型发展提供必要的政策信息等帮助;合理运作财政专项资金，积极资助具有自主创新能力的民营企业，以助推其进行技术创新;综合运用税收减免、补贴等政策以积极支持民营企业进行科研发展、技术成果转化、自主品牌建立等企业活动。第二，在金融政策方面，积极开展金融产品、信用担保和信贷管理制度创新，加大对创新型民营企业的资金支持力度;积极搭建非银行金融机构与其他机构的融资平台，保障其能为民营企业提供贷款，且不断降低民营企业融资成本;积极关注当前产业转移、企业并购重组以及技术改造升级中的民营企业资金需求，灵活设计相应的信贷融资方案和服务模式。第三，在财政金融政策配合方面，应协调实施对转型发展的民营企业的财政金融优惠政策，也应根据其面临的转型形势调整和创新财政金融政策，同时重点加强金融信贷政策的有效运用。

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[15]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006：276—277.

[i]鉴于国外未划分民营与非民营经济类型且国内民营企业大多为中小企业，故本文主要从国外中小企业的角度近似地对国外民营经济相关文献进行综述。

(作者：冉光和 重庆大学经济与工商管理学院教授;张冰 重庆大学经济与工商管理学院博士研究生）