民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展關(guān)系的測(cè)定

[摘 要]運(yùn)用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，以中國(guó)中東部某省2014-2019年經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展數(shù)據(jù)為樣本，選取產(chǎn)出、國(guó)有投資、勞動(dòng)投入等經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展中主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量作為代表性指標(biāo)，研究并測(cè)定民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)系。研究得出以下結(jié)論：樣本省份每形成1個(gè)單位的民間資本存量能拉動(dòng)0.193867個(gè)單位的GDP增長(zhǎng);民間投資較國(guó)有投資，與GDP之間更具有良性互動(dòng)關(guān)系，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的潛力更大。并提出合理分配和共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，高效對(duì)接技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目，發(fā)揮國(guó)有投資和PPP項(xiàng)目帶動(dòng)力，提高政策傳導(dǎo)效果等進(jìn)一步激活民間投資，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的對(duì)策。

[關(guān)鍵詞]民間投資; 經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展; 柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型

[中圖分類(lèi)號(hào)]F01 ? [文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A ? ?[文章編號(hào)]2095-0292（2021）03-0080-06

[收稿日期]2021-03-10

[基金項(xiàng)目]安徽省教育廳人文社科研究重點(diǎn)項(xiàng)目“民間資本參與農(nóng)村改革研究”（SK2019A0527）;安徽省社會(huì)科學(xué)創(chuàng)新發(fā)展研究課題“‘三變改革與城鄉(xiāng)融合發(fā)展研究”（2020CX076）

[作者簡(jiǎn)介]張冰秋，宿州學(xué)院商學(xué)院副教授，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)、資本市場(chǎng)投融資研究。

民間投資作為經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的動(dòng)能和社會(huì)總投資的重要組成部分，一直以來(lái)都備受關(guān)注。回顧民間投資的發(fā)展歷程，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景下，民間投資受到個(gè)別階段性變量的短暫沖擊呈現(xiàn)出不同的變化。從長(zhǎng)期來(lái)看，宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的幾個(gè)主要經(jīng)濟(jì)變量始終對(duì)民間投資產(chǎn)生重要的影響。這些經(jīng)濟(jì)變量作為代表性指標(biāo)，能夠在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行不確定因素增加、經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的新形勢(shì)下，準(zhǔn)確闡釋民間投資發(fā)展?fàn)顩r、測(cè)定民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)系。因此，科學(xué)合理的選取影響民間投資的主要經(jīng)濟(jì)變量，研究民間投資與這幾個(gè)變量指標(biāo)的關(guān)系，進(jìn)而測(cè)定民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)系，探索激發(fā)民間投資活力、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的對(duì)策，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)及問(wèn)題

起初，學(xué)者研究主要集中于驗(yàn)證民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系。Robert J. Barro（1991）對(duì)私人投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，提出兩者之間是正相關(guān)的。[1]（P407-443）匡緒輝（2010）通過(guò)總結(jié)西方國(guó)家民間投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，提出民間資本的推動(dòng)力量在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中必不可少[2]（P96-98）。

隨后，學(xué)者開(kāi)始從不同角度、運(yùn)用不同方法對(duì)民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)因子展開(kāi)研究，但主要側(cè)重于民間投資通過(guò)何種因素、渠道拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Jako B Madsen（2002）從因果關(guān)系的角度對(duì)民間投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)展開(kāi)研究，提出民間資本通過(guò)投資機(jī)器設(shè)備拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要促進(jìn)了房屋建筑方面民間投資的增長(zhǎng)。[3]（P157-163）Nadia Tecco（2008）提出投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和現(xiàn)有服務(wù)設(shè)施的修繕是民間資本拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要渠道。[4]（P129-142）羅洎，王瑩（2013）通過(guò)運(yùn)用時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型對(duì)中國(guó)民間投資、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的關(guān)系展開(kāi)研究，發(fā)現(xiàn)民間投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)有顯著、不斷增強(qiáng)的影響。[5]（P57-62）陳朝龍，楊慶（2014）認(rèn)為民間投資可以刺激短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展，需要持續(xù)且有規(guī)劃的政府投資。[6]（P15-19）盧珍珠（2016）以新疆為例，利用1990-2012年數(shù)據(jù)考察政府投資、民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為民間投資才是經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的原動(dòng)力，要優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)發(fā)展民間投資。[7]（P13-16;35）王晶（2017）選取陜西省1994——2014年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明，陜西省民間投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大。[8]（P38-40）

隨著民間投資增長(zhǎng)出現(xiàn)下滑，學(xué)者開(kāi)始回歸到對(duì)民間投資自身的探討，在此基礎(chǔ)上尋找增長(zhǎng)下滑的原因。邱信豐，趙琨婷（2018）從政策的角度總結(jié)了改革開(kāi)放40年以來(lái)中國(guó)民間投資的結(jié)構(gòu)、總量和績(jī)效。[9]（64-73）崔宏凱，魏曉（2018）基于2011-2015年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型考察得出民間投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間有正向的相互作用和關(guān)系。[10]（P15-19）劉希章，龐加蘭（2019）從勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移視角論證了民間投資對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力水平產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的效應(yīng)存在區(qū)域性差異。[11]李富有，楊振宇，劉希章（2019）運(yùn)用1995—2016年中國(guó)民間投資相關(guān)數(shù)據(jù)分析了民間投資在總量、區(qū)域和所有制結(jié)構(gòu)、行業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面的特點(diǎn)和動(dòng)態(tài)變化，提出在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下應(yīng)對(duì)民間投資增速放緩、提高發(fā)展動(dòng)能的對(duì)策。[12]（39-46）雷霆，鄧少微（2019）認(rèn)為，2012年以來(lái)導(dǎo)致中國(guó)民間投資增長(zhǎng)下滑的主要原因是宏觀經(jīng)濟(jì)下行壓力的負(fù)面影響。[13]（56-60）

學(xué)者運(yùn)用不同的研究方法對(duì)民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系領(lǐng)域的研究較為豐富，對(duì)本文研究尤其是代表性指標(biāo)的選取提供了支撐和參考。但是前人研究鮮有從諸多的影響因素當(dāng)中提煉主要經(jīng)濟(jì)變量，缺乏在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)新形勢(shì)下分析并測(cè)定民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)系。本文以中國(guó)中東部某省2014年—2019年經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立實(shí)證分析模型，分析民間投資與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中主要經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系，進(jìn)而測(cè)定民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)系，并對(duì)如何合理有效分配經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的成果以利于民間投資的長(zhǎng)期健康穩(wěn)定發(fā)展，形成民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展之間的良性互動(dòng)，提高民間投資對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的貢獻(xiàn)提出建議。

二、代表性指標(biāo)的選取、數(shù)據(jù)來(lái)源及模型構(gòu)建

（一）代表性指標(biāo)的選取

為了對(duì)民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行測(cè)定，本文選取產(chǎn)出、國(guó)有投資、勞動(dòng)投入3個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的主要經(jīng)濟(jì)變量作為代表性指標(biāo)。民間投資記為Kp，實(shí)際分析中取民間固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)表示;產(chǎn)出記為Y，實(shí)際分析中取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP數(shù)據(jù)表示;國(guó)有投資記為Kg，實(shí)際分析中取國(guó)有固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)表示;勞動(dòng)投入記為L(zhǎng)，實(shí)際分析中取就業(yè)人數(shù)表示（見(jiàn)表1）。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取中國(guó)中東部某省2014年至2019年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的季度數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，在此期間內(nèi)4個(gè)指標(biāo)一共有96個(gè)觀測(cè)數(shù)據(jù)（見(jiàn)表2）。

（三）模型構(gòu)建

柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是由美國(guó)數(shù)學(xué)家柯布（C.W.Cobb）和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯（Paul H. Douglas）共同提出的研究投入和產(chǎn)出關(guān)系的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型。主要用于預(yù)測(cè)國(guó)家、地區(qū)或者大企業(yè)、工業(yè)系統(tǒng)的生產(chǎn)。本文使用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立實(shí)證分析模型，模型表示為：

Y=AKαpKβgLΥeε其中α、β、Υ分別表示民間投資、國(guó)有投資、勞動(dòng)投入的產(chǎn)出彈性。為了方便參數(shù)估計(jì)，同時(shí)進(jìn)一步削弱可能存在的異方差，本文對(duì)模型方程式等式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，將非線性模型線性化，各個(gè)對(duì)數(shù)指標(biāo)分別為lkp、lkg、1gdp、ll（見(jiàn)表2），線性化后的模型表示為：

InY=c+αInKp+βInKg+ΥInL+θ 三、描述性分析和相關(guān)性分析

（一）描述性分析

如表3所示，首先對(duì)4個(gè)對(duì)數(shù)化指標(biāo)進(jìn)行描述性分析，以說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)期間4個(gè)指標(biāo)自身的增長(zhǎng)變化情況。其中，lkp均值為8.165，中位數(shù)為8.243，偏度取值為-1.273;最大值與最小值差異顯著，分別為8.592和6.989，標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值為0.386;峰度為4.583，與正態(tài)分布對(duì)應(yīng)的峰度3差異較大，偏度和峰度的JB檢驗(yàn)量值為8.989，對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)概率為0.011。上述指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量分析表示樣本期間lkp不服從正態(tài)分布。說(shuō)明在上文對(duì)模型兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)減少指標(biāo)變動(dòng)幅度之前民間投資增長(zhǎng)的差異更大，進(jìn)一步說(shuō)明民間投資在考察的樣本時(shí)期內(nèi)發(fā)展迅速，但是增長(zhǎng)波動(dòng)非常大。同樣分析得出，1gdp、lkg和ll服從正態(tài)分布，三個(gè)指標(biāo)樣本期間增長(zhǎng)均不平穩(wěn)，波動(dòng)幅度明顯。

（二）相關(guān)性分析

如表4所示，對(duì)4個(gè)對(duì)數(shù)化指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)系數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)，結(jié)果用以說(shuō)明4個(gè)指標(biāo)兩兩之間的關(guān)系。本文用“***”、“**”、“*”分別表示在0.01、0.05和0.10的顯著性水平下相關(guān)系數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即相關(guān)系數(shù)非零。1gdp與lkp、lkg的相關(guān)系數(shù)分別為0.949和0.886，說(shuō)明國(guó)有投資和民間投資對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)均為正;1gdp與ll的相關(guān)系數(shù)為-0.409，兩者負(fù)相關(guān)，其主要原因是在樣本期間從業(yè)人數(shù)呈現(xiàn)明顯下降趨勢(shì);lkg與lkp之間的相關(guān)系數(shù)為0.816，正相關(guān)性顯著，說(shuō)明樣本期間國(guó)有投資與民間投資同向增長(zhǎng)。lkg與ll的相關(guān)系數(shù)為-0.400，兩個(gè)指標(biāo)的增長(zhǎng)趨勢(shì)相反，表明與的相關(guān)系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明樣本期內(nèi)勞動(dòng)投入對(duì)民間投資和國(guó)有投資的影響均較弱。

四、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

（一）單位根檢驗(yàn)

本文首先采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)模型中的對(duì)數(shù)指標(biāo)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以防止產(chǎn)生多重共線性，為下文的協(xié)整檢驗(yàn)做好準(zhǔn)備。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，1gdp、lkp、lkg與都是一階單整變量，可以進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察民間投資與主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系，同時(shí)考慮到既定樣本數(shù)據(jù)容量，本文選用EG（Engle-Granger）兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先對(duì)上文建立的模型進(jìn)行協(xié)整回歸。表6為協(xié)整回歸的結(jié)果及其有關(guān)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果。由回歸結(jié)果可以看出，首先常數(shù)項(xiàng)和變量lkg和lkp的顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值都顯著為零，表示兩者都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，在模型中顯著存在，這說(shuō)明民間投資和國(guó)有投資均與GDP存在正向相關(guān)關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展有促進(jìn)作用。其中，lkg和lkp的系數(shù)估計(jì)分別為0.505324和0.193867，這表示，樣本數(shù)據(jù)期間國(guó)有投資對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的產(chǎn)出性更好。民間投資形成1個(gè)單位的民間資本存量能拉動(dòng)0.193867個(gè)單位的GDP增長(zhǎng)，國(guó)有投資形成1個(gè)單位的國(guó)有資本存量能拉動(dòng)0.505324個(gè)單位的GDP增長(zhǎng)，國(guó)有投資對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的正向拉動(dòng)作用大于民間投資的作用。其次，ll變量對(duì)應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)的p值不顯著為零，說(shuō)明該變量在模型中不是顯著存在的，說(shuō)明勞動(dòng)投入對(duì)GDP和經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的影響不明顯。

然后，對(duì)協(xié)整回歸模型的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。模型的擬合優(yōu)度為0.942，調(diào)整擬合優(yōu)度為0.933，說(shuō)明模型擬合優(yōu)度很高，擬合優(yōu)度F檢驗(yàn)呈現(xiàn)出高度顯著;模型的方差膨脹因子都小于5，說(shuō)明模型中不存在多重共線性;模型的殘差自相關(guān)和異方差檢驗(yàn)量的值分別為3.203和2.045，對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)概率分別為0.2016和0.1111，都超過(guò)0.05顯著性水平，表明殘差不存在自相關(guān)和異方差。基于上述統(tǒng)計(jì)分析，協(xié)整回歸模型通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

最后，對(duì)協(xié)整回歸的有效性進(jìn)行驗(yàn)證。通過(guò)對(duì)殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知ADF值為-5.584763，小于0.05顯著性水平下的臨界值。利用Eviews6.0軟件直接完成EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。以1gDP為因變量時(shí)，EG協(xié)整檢驗(yàn)的兩個(gè)檢驗(yàn)量值對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)概率分別為0.0087和0.0060，因此拒絕原假設(shè)?；谏鲜龇治觯瑲埐钍瞧椒€(wěn)的，表明指標(biāo)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，這說(shuō)明本文的協(xié)整回歸是有效的。

（三）誤差修正模型

在上文協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文還需要進(jìn)行誤差修正。這是因?yàn)?，協(xié)整檢驗(yàn)只能驗(yàn)證指標(biāo)變量之間在長(zhǎng)期內(nèi)是存在協(xié)整關(guān)系的，即存在長(zhǎng)期均衡;但短期內(nèi)有出現(xiàn)偏離均衡的可能。由于本文設(shè)定考察2014-2019年，數(shù)據(jù)樣本期時(shí)間較短，因此上文建立的模型和指標(biāo)變量需要在短期內(nèi)進(jìn)行糾偏，從而保持指標(biāo)變量之間的長(zhǎng)期均衡。表8給出了誤差修正模型估計(jì)結(jié)果?！鞅硎咀兞康囊浑A差分，RES（-1）表示協(xié)整回歸模型殘差序列的一階滯后項(xiàng)形成的序列，即誤差修正項(xiàng)，系數(shù)估計(jì)為-1.143713，在0.01的顯著性水平下顯著為負(fù)，滿足誤差修正機(jī)制要求，模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和計(jì)量檢驗(yàn)也表明該模型是合適的，可以分析樣本期間內(nèi)4個(gè)指標(biāo)變量短期波動(dòng)的關(guān)系。

如表8所示，1gdp的變動(dòng)受自身變動(dòng)滯后1期的影響為負(fù)，系數(shù)估計(jì)為-0.155219，在0.10的顯著性水平下顯著;受到lkp變動(dòng)滯后1期的影響為正，系數(shù)估計(jì)為0.385859，數(shù)值較高，在0.01的顯著性水平下顯著;受到ll變動(dòng)滯后1期的影響為負(fù)，系數(shù)為-0.164951，在0.01的顯著性水平下顯著。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)為-1.143713，在0.01的顯著性水平下顯著為負(fù)，因此滿足誤差修正機(jī)制要求。由于國(guó)有投資Δlkg的短期波動(dòng)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此被剔除。

五、Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)

最后，通過(guò)Grange因果關(guān)系分析與、的關(guān)系，并將、與的關(guān)系進(jìn)行對(duì)比，以更好的說(shuō)明民間投資對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的作用。由于Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期比較敏感，因此本文選擇滯后1期、滯后2期和滯后3期分別進(jìn)行檢驗(yàn)。如表9所示，0.10的顯著性水平下，在三種滯后期下，民間投資與產(chǎn)出之間存在雙向的Grange因果關(guān)系。國(guó)有投資與產(chǎn)出在滯后1期時(shí)不存在Grange關(guān)系，但在滯后2期和滯后3期檢測(cè)到兩者之間存在雙向Grange因果關(guān)系。這表明樣本數(shù)據(jù)期間，民間投資與GDP之間存在雙向互動(dòng)關(guān)系更加明顯，民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展良性互動(dòng)的潛力更大。

六、結(jié)論和對(duì)策

（一）結(jié)論

2014年—2019年期間，樣本省份民間投資增長(zhǎng)和GDP增長(zhǎng)雖然存在著穩(wěn)定的正向關(guān)系，但是兩者增長(zhǎng)均不平穩(wěn)，民間投資增長(zhǎng)波動(dòng)幅度較大，甚至出現(xiàn)過(guò)“斷崖式”的下滑。勞動(dòng)投入雖然能形成人力資本，提高生產(chǎn)效率，但是在樣本時(shí)期內(nèi)，從業(yè)人數(shù)明顯呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不明顯，這說(shuō)明過(guò)去民間投資——新崗位——高就業(yè)助推經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模式已經(jīng)無(wú)法發(fā)揮作用，新形勢(shì)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)能轉(zhuǎn)換為民間投資——?jiǎng)?chuàng)新創(chuàng)業(yè)——經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展。國(guó)有投資和民間投資對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的貢獻(xiàn)均為正，并且兩者同向增長(zhǎng)。民間投資形成1個(gè)單位的民間資本存量能拉動(dòng)0.193867個(gè)單位的GDP增長(zhǎng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的正向拉動(dòng)作用小于國(guó)有投資。但是民間投資與GDP之間雙向互動(dòng)關(guān)系較國(guó)有投資更加明顯，這一方面說(shuō)明民間投資與經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展之間更具有良性互動(dòng)關(guān)系，民間投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的潛力更大，另一方面說(shuō)明樣本期間出臺(tái)的激發(fā)民間投資有效活力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定發(fā)展的政策充分發(fā)揮了效用。

（二）對(duì)策

要合理有效的將資源分配給民間投資，讓民間投資充分參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果;實(shí)現(xiàn)民間投資高效對(duì)接技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目，助推科技成果轉(zhuǎn)化，打造經(jīng)濟(jì)發(fā)展新引擎;發(fā)揮國(guó)有投資帶動(dòng)作用助推民間投資增長(zhǎng)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展;提高政策傳導(dǎo)效果，助推民間投資以“創(chuàng)新速度”高質(zhì)量發(fā)展，全面提高民間投資對(duì)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的貢獻(xiàn)。

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Abstract：This paper uses the Cobb Douglas production function model， takes the economic and social development data of a province in central and eastern China from 2014 to 2019 as a sample， and selects output， state-owned investment， labor input and other major macroeconomic variables in economic innovation and development as representative indicators to study the relationship between private investment and economic innovation and development. This article draws the following conclusions. First， every unit of private capital stock in the sample provinces can drive 0.193867 units of GDP growth. Second， private investment has a more benign interactive relationship with GDP than state-owned investment， and has greater potential to promote economic innovation and developmen. Third， private investment will maintain a growth trend in the next two years. This article proposes the rational distribution and sharing of economic development achievements， efficient docking of technological innovation projects， giving full play to the driving force of state-owned investment and PPP projects， and improving policy transmission effects to further activate private investment and promote economic innovation and developmen.

Key words：private investment; economic innovation and developmen; cobb douglas production function model

[責(zé)任編輯 孫蘭瑛]