沈 俊，黃 祾，李星月，周玉文

(1.武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢430070；2.武漢工商學(xué)院 ，湖北 武漢430070；3.武漢聚冠實業(yè)有限公司，湖北 武漢 630062)

近年來，我國中小企業(yè)蓬勃發(fā)展，對國家GDP增長和稅收增長起到不可或缺的作用。但由于中小企業(yè)缺少銀行貸款所需的抵押擔(dān)保品，我國并未形成可以滿足中小企業(yè)融資的資本市場，融資難成為制約中小企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素。銀行等金融機構(gòu)的融資壁壘較高，而私募等民間金融資本市場的蓬勃發(fā)展為中小企業(yè)解決融資難題提供了新思路。胡格格等指出民間資本融資成本低、信息渠道暢通、擔(dān)保機制靈活，可以有效緩解中小企業(yè)融資難的問題[1]。CUMMING等發(fā)現(xiàn)中小企業(yè)信息不透明，無法以公募方式獲得資金，因此私募股權(quán)融資更能發(fā)揮作用[2]。SCHFER等也發(fā)現(xiàn)私募股權(quán)投資基金在解決信息不對稱、規(guī)避自身風(fēng)險等方面起到重要的作用[3]。劉帥等發(fā)現(xiàn)在中小企業(yè)融資市場中，民間金融資本和正規(guī)金融形成互補關(guān)系[4]。但由于民間資本的自律性與他律性明顯低于正規(guī)金融，使得民間資本與中小企業(yè)之間的共生關(guān)系并不穩(wěn)定。為此，筆者引入θ值測算民間投資額，根據(jù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立回歸模型，驗證民間資本與中小企業(yè)間的非對稱共生關(guān)系。同時，從共生理論視角出發(fā)，探究民間資本與中小企業(yè)間的共生行為模式和組織模式，進(jìn)一步驗證二者間的非對稱互惠共生關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)來源

民間資本投資額是對民間資本的定量指標(biāo)，測算民間資本投資額是民間資本與中小企業(yè)共生關(guān)系實證分析中的首要環(huán)節(jié)。陳時興等認(rèn)為固定資產(chǎn)代表了民間資本實際投資成果，可以用民間資本固定資產(chǎn)投資額表示民間資本投資額[5-6]，但這種方法存在核算不全面的缺點。中國人民銀行福州中心支行研究成果表明：廣義投資包括實物投資和金融投資[7]，該思路能夠較為全面地反映民間資本投資的概況。筆者采用廣義的投資概念，認(rèn)為民間資本投資額主要包括民間固定資產(chǎn)投資額和民間金融規(guī)模。其中，民間固定資產(chǎn)投資額從中國統(tǒng)計年鑒中得出，而民間金融規(guī)模則需要進(jìn)行測算。

1.1 民間金融規(guī)模測算假設(shè)

國內(nèi)學(xué)者對民間金融的估算主要采用間接估計法，李建軍等均采用此方法測算民間金融規(guī)模[8-11]。筆者參照前人研究結(jié)果，結(jié)合中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，運用θ值法估算我國1996—2015年的民間金融規(guī)模。由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)1我國勞動力和資本具有較強的流動性，且我國資金充足，因此，我國各地區(qū)信貸融資額與產(chǎn)出額比例相同，比值用θ表示。

假設(shè)2北京金融行業(yè)發(fā)達(dá)，法律監(jiān)管較為嚴(yán)格，因此假定北京地區(qū)不存在民間金融。

根據(jù)以上假設(shè)可知北京與全國的融資需求比θ相同，即：

(1)

P1=θ×GDP1-(S1+B1+L1+I1)

(2)

式中：S0表示北京地區(qū)股票融資額；B0表示北京地區(qū)短期債券融資額；L0表示北京地區(qū)正規(guī)金融機構(gòu)的短期貸款；I0表示北京地區(qū)外商投資；GDP0表示北京地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值；S1表示全國股票融資額；B1表示全國短期債券融資額；L1表示全國正規(guī)金融機構(gòu)的短期貸款；I1表示全國外商投資；P1表示全國民間金融規(guī)模；GDP1表示全國國內(nèi)生產(chǎn)總值。

1.2 民間金融規(guī)模的測算

將1996—2015年北京市和全國各項經(jīng)濟數(shù)據(jù)代入式(1)，即可計算出融資需求比θ，計算結(jié)果如表1所示。

由表1可知，各年度的融資需求比θ值在0.870 0上下浮動，屬可接受范圍，驗證了融資需求比例不變這一假設(shè)。

將1996—2015年北京市和全國各項經(jīng)濟數(shù)據(jù)代入式(2)，可以計算出我國民間金融規(guī)模，結(jié)果如表2所示。

1.3 民間資本投資額的測算

根據(jù)前文的測算思路，民間資本投資額用民間金融規(guī)模與民間固定資產(chǎn)投資額之和表示。從中國統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計得出1996—2015年民間固定資產(chǎn)投資額，與表2中1996—2015年全國民間金融規(guī)模測算數(shù)相加，得到1996—2015年全國民間資本投資額，如表3所示。

表1 1996—2015年北京市θ值測算表

表2 1996—2015年全國民間金融規(guī)模測算表 億元

表3 1996—2015年全國民間資本投資額測算表 億元

2 實證檢驗

2.1 建立模型

利用生產(chǎn)函數(shù)能夠方便筆者對各生產(chǎn)要素和產(chǎn)量的關(guān)系進(jìn)行深入研究，民間投資與中小企業(yè)產(chǎn)值的關(guān)系符合生產(chǎn)函數(shù)中所描述投入與產(chǎn)出關(guān)系。根據(jù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立中小企業(yè)產(chǎn)值與民間資本投資水平模型：

Y=A(t)LαKβμ

(3)

式中：Y表示中小企業(yè)產(chǎn)值；A(t)表示其他影響因素；L表示勞動力；K表示資本；α、β分別表示勞動力產(chǎn)出和資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)；μ表示隨機干擾項。A(t)主要包括技術(shù)進(jìn)步、正規(guī)金融規(guī)模、民間資本投資水平等因素，分別用A1(t)、A2(t)、A3(t)表示，則：

A(t)=A1(t)·A2(t)·A3(t)

(4)

將式(4)代入式(3)可得：

Y=A1(t)·A2(t)·A3(t)LαKβμ

(5)

通過推導(dǎo)可得：

(6)

式中：GA1表示技術(shù)進(jìn)步對中小企業(yè)產(chǎn)出的影響；GA2表示正規(guī)金融規(guī)模對中小企業(yè)產(chǎn)出的影響；GA3表示民間資本投資對中小企業(yè)產(chǎn)出的影響；GL表示勞動力變化對中小企業(yè)產(chǎn)出的影響；GK表示資本投入對中小企業(yè)產(chǎn)出的影響，由于筆者主要研究民間資本投資對中小企業(yè)產(chǎn)值的影響，故假設(shè)GA1、GA2、αGL、βGK因素不變。令C=GA1+GA2+αGL+βGK，則：

(7)

根據(jù)式(7)，對民間資本投資與中小企業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行回歸分析。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)“偽回歸”，在進(jìn)行OLS最小二乘法估計前，需要對民間資本投資額和中小企業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。對民間資本投資額和中小企業(yè)產(chǎn)值分別取對數(shù)，用lnP、lnY表示。根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，lnP與lnY的ADF值均大于10%的臨界值，表示數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，再對其進(jìn)行差分，二階差分通過了平穩(wěn)性測試，即二階差分后數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進(jìn)行OLS回歸分析。

2.3 回歸分析

采用OLS法檢驗上文所獲取的兩組時間序列間的協(xié)整關(guān)系，用lnP：I(2)和lnY：I(2)來檢驗lnP和lnY之間的協(xié)整關(guān)系，則估計模型如下：

lnY=c+αlnP+e

(8)

用式(8)對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到以下的回歸結(jié)果：

lnY=-6.547 4+1.454 2lnP+e

(9)

2.4 格蘭杰因果檢驗

根據(jù)上述計算可知，民間資本投資額與中小企業(yè)產(chǎn)值存在正相關(guān)關(guān)系，但并不意味著二者存在因果關(guān)系。進(jìn)行因果關(guān)系檢驗則有利于進(jìn)一步研究二者間的相互作用關(guān)系。筆者采用格蘭杰因果檢驗，選取4期滯后，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

選取5%的置信區(qū)間，可以判斷出在短期內(nèi)民間資本與中小企業(yè)之間存在因果關(guān)系，民間資本的投資行為會促進(jìn)中小企業(yè)的發(fā)展，中小企業(yè)的發(fā)展也會助力民間資本投資規(guī)模的擴張。但是隨著時間的推移，中小企業(yè)對民間資本的作用要小于民間資本對中小企業(yè)的影響。從長遠(yuǎn)來看，中小企業(yè)對民間資本的影響不具有長期性、持久性，而民間資本對中小企業(yè)的影響會隨著時間的推移而越發(fā)明顯。因此證明：民間資本與中小企業(yè)的發(fā)展是不對稱的。

2.5 共生關(guān)系分析

德國真菌學(xué)家ANTON最早提出“共生”這一概念，認(rèn)為共生是不同生物種屬按照某種聯(lián)系而生活在一起的狀態(tài)。簡要而言，就是共生雙方均能從對方獲利，實現(xiàn)共同發(fā)展。根據(jù)共生理論，民間資本與中小企業(yè)的共生模式由共生行為模式與共生組織模式兩部分組成，3種共生行為模式特點如表5所示。

表5 3種共生行為模式特點

民間資本與中小企業(yè)之間屬于非對稱性互惠共生行為模式，原因如下：①民間資本與中小企業(yè)相互支持、相互促進(jìn)，能夠產(chǎn)生新的能量，帶來新利潤。②民間資本與中小企業(yè)之間利潤分配并不均衡，在資金稀缺的情況下，分配機制更傾向于民間資本。4種共生組織模式特點如表6所示。

表6 4種共生組織模式特點

民間資本與中小企業(yè)之間屬于連續(xù)共生組織模式，原因在于：①民間資本與中小企業(yè)能量交換具有連續(xù)性。由于中小企業(yè)是持續(xù)經(jīng)營的，中小企業(yè)與民間資本之間的能量交換也是連續(xù)不間斷的。②民間資本與中小企業(yè)共生介質(zhì)多樣化，在信息、物質(zhì)、資金等方面源源不斷地進(jìn)行交流與交換。但目前而言，民間資本與中小企業(yè)的關(guān)系并不具有很高的穩(wěn)定性[12-13]。

根據(jù)共生模式的定量表達(dá)方法，令δ12表示A、B兩個共生單元間以主質(zhì)參量描述的共生度，為A的主質(zhì)參量Z1的相對變動與B的主質(zhì)參量Z2的相對變動的比值，反映了Z1對Z2變動的敏感程度，δ21的定義與δ12類似。則A與B的共生度為：

(10)

在民間資本與中小企業(yè)這一共生單元中，主質(zhì)參量Z1、Z2分別表示民間資本投資額和中小企業(yè)產(chǎn)值，將式(9)代入式(10)，則式(10)可表示為：

(11)

(12)

由于lnP恒大于4.502 4，則δ12、δ21恒大于0，因此，中小企業(yè)與民間資本之間存在正向共生關(guān)系，說明我國民間資本和中小企業(yè)之間是相互作用、相互影響的。

通過上述分析得出：①民間資本和中小企業(yè)之間屬于非對稱性互惠共生行為模式和連續(xù)共生組織模式。②民間資本和中小企業(yè)的主質(zhì)參量兼容，而且具有很強的共生度，在良性循環(huán)中得到了帕累托改進(jìn)，兩者存在相互依存、相互制約的共生關(guān)系。

3 結(jié)論

人們對“民間資本與中小企業(yè)存在互惠共生關(guān)系”的結(jié)論已形成共識，但二者到底屬于哪種類型的共生關(guān)系并未得到驗證和解釋，因此會進(jìn)一步影響相關(guān)利益者的最終決策。筆者選取1996—2015年北京市和全國有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用θ值法測算民間資本投資額；應(yīng)用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立中小企業(yè)產(chǎn)值與民間資本投資水平模型；經(jīng)平穩(wěn)性檢驗、回歸分析、格蘭杰因果檢驗和共生度的計算分析，得到以下主要結(jié)論：①通過回歸分析與格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，我國民間資本與中小企業(yè)之間具有極強的共生性，并且存在因果關(guān)系。中小企業(yè)的發(fā)展短期內(nèi)會促進(jìn)民間資本的擴張，而民間資本的發(fā)展會在更長的時間內(nèi)推動中小企業(yè)進(jìn)步。②通過研究共生關(guān)系，得出目前我國民間資本與中小企業(yè)之間表現(xiàn)為連續(xù)性非對稱互惠共生關(guān)系，兩者在相互促進(jìn)的同時，資源更偏向于民間資本，兩者的能量交換通過多樣化介質(zhì)不間斷地進(jìn)行。 ③通過對共生度的計算，得出民間資本與中小企業(yè)的主質(zhì)參量兼容，奠定了二者共生關(guān)系的基礎(chǔ)，共生過程中生成的新能量，最終保證了共生關(guān)系的良性發(fā)展。

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