国有经济比重与中国经济增长波动的关系研究——基于1980—2012年统计数据的分析*

程承坪，程 鹏

(武汉大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430072)

一、引言

改革开放以来，特别是确立社会主义市场经济体制以来，有关国有经济和私营经济在国民经济中所占比重应该降低还是扩大的争论一直持续不断。有部分学者认为，由于国有经济依靠行政垄断获取利润，效率低下，扰乱了市场经济的正常秩序，所以国有经济应退出竞争性领域(吴敬琏，2012)［1］100-103。更有少部分激进的学者认为，国有经济绝大部分应当全盘私有化(张维迎，2013;张文魁，2012)［2］16，［3］。但有些学者则较为理性和客观，认为国有经济有其存在的现实基础，保持一定比重的国有经济不但有利于夯实中国社会主义市场经济体制的根基，也有利于中国经济的平稳增长(季晓楠，2013;林岗和张晨，2013;程承坪，2013)［4］，［5］5-15，［6］113-120。事 实 上，这 些 年 来，随 着 国 有 经济①国有经济有广义和狭义之分，广义的国有经济指以经济资源归国家所有为基础的一切经济活动和过程;狭义的国有经济一般指国有企业。本文主要从狭义的角度使用国有经济这一概念。比重的不断下降，中国收入分配不平等的程度日益加剧(唐未兵和傅元海，2013)［7］47-61，中国经济增长也出现了较大幅度的波动，这一现象引起了国内外的广泛关注。然而，国有经济比重下降与中国经济增长出现较大幅度的波动之间存在一种怎样的关系，多数学者以定性分析为主，少数学者关于国有经济对经济增长的实证研究，缺乏对国有经济比重下降对经济增长的波动有怎样的影响、影响有多大等重要问题的深入研究。针对这一研究缺陷，本文利用1980—2012年的统计数据，建立向量自回归模型及误差修正模型，以研究国有经济比重的变化与中国经济增长波动的短期和长期关系，并利用脉冲响应函数和方差分解，明确国有经济比重的变化对中国经济增长的波动幅度，以及各项冲击对经济增长波动幅度的贡献程度。研究结果表明，在控制了其他影响因素的情况下，国有经济比重的变化与经济增长波动存在正向协整的长期均衡关系，随着国有经济比重的下降，中国经济增长的波动幅度不断加大。这一研究结果对于现阶段深入推进国有经济改革具有十分重要的理论意义和实践指导意义。

二、文献述评、相关概念和理论分析基础

1.相关文献的简要述评

詹新宇、方福前(2012)通过在标准真实经济周期模型的基础上，引入国有、民营经济两类异质性的厂商，来研究中国经济波动的问题。其主要结论是，中国国有经济改革深入推进所引起的国有经济双重经营目标(利润目标和规模目标)相对权重的变动，是影响中国2000年前后经济波动出现平稳化趋势的重要波动源。［8］11-22但是，一方面该理论模型的假设条件过于理想化，且理论模型中经济利润目标权重的设定很难在实际经济中找到合适的量化指标来佐证;另一方面作者对国有经济比重下降对经济增长的影响程度没有论及。

李钢、何然(2014)在对工业数据进行测度的基础上，以构建国有经济控制力的形式，试图说明国有经济占比下降可以与国有经济的控制力的提高相互并存，并且国有经济比重下降在一定程度和范围内有助于提升国有经济的控制力，进而有利于熨平中国经济周期的波动。［9］124-137然而，该研究结果是经不起推敲的，因为国有经济控制力的提高必须建立在国有经济占有相当份额的基础之上，国有经济占比的不断下降不可能大幅度地提高其对国民经济的控制力。

随着国有经济改革的不断推进和深入，也有不少学者对国有经济规模的大小与国有经济的角色和地位进行了理性思考，认为国有经济比重的不断下降可能存在令人隐忧的结果。严汉平、焦少飞、白永秀(2008)认为，国有经济战略的调整应遵循与经济体制改革进程相结合，坚持市场机制与政府推动相结合等六原则，以保证国有经济战略调整的全面性与科学性。［10］20-24谢地、高鹤文(2010)从宏观、中观和微观三个层面明确了国有经济在经济社会生活中所处的地位和扮演的角色，认为国有经济不能一味的“一退了之”、“腾笼换鸟”。［11］1-25宁向东、吴晓亮(2010)在公共经济范畴的基础上，建立了一个企业产权类型的模型，当企业产权类型的决策者是执政党时，国有产权的规模与范围就不仅仅来自于社会福利方面的因素，还取决于执政党对于社会资源(尤其是企业)的控制，以及由此而来的、保证执政地位强化方面的因素。［12］4-16

上述研究具有重要的启示意义，但是这些文献大多数都是以定性分析的形式展开的，缺乏实证检验的支撑。基于此，我们不能确切地知道，在长期中，国有经济比重的下降是否放大了中国经济增长的波动?波动的幅度有多大?本文试图通过计量经济分析，建立一个VAR模型及其VEC模型，对此问题予以回答。

2.相关概念和理论分析基础

经济波动指国民经济运行的波动，它除了表现为经济增长率或人均GDP的波动外，还要反映出人们消费水平、就业水平、物价水平乃至产业结构等方面的显著变动，是国民经济运行整体状态的变动(沈炳珍和牟安平，2001)［13］13-16。而经济增长率波动，与经济波动有所不同，主要是指国民经济的实际产出水平(GDP增长率和人均GDP)相对于其增长趋势所发生的偏离程度。在本文中，经济增长率波动指的是，1980—2012年中国实际GDP增长率或实际人均GDP(请见图1)相对于其变化趋势所发生的偏离程度。本文主要研究经济增长率波动与国有经济比重之间的关系，不打算扩展到经济波动。

图1 1980—2012年中国名义和实际GDP增长率以及名义和实际人均GDP① 实际GDP增长率=名义GDP增长率/GDP指数，实际人均GDP=名义人均GDP/GDP指数。本文实际GDP增长率和实际人均GDP均以1978年为基期计算，相关数据来自历年《中国统计年鉴》。

影响经济增长率波动的因素有很多，从供给类型或生产要素来看，有资本、劳动力、技术水平等;从需求类型来看，主要有投资、消费和出口。基于研究的需要，本文主要从需求的角度来展开研究。因此，对于关键解释变量之一——国有经济比重(SOE)，按照惯例，我们用国有经济的社会固定资产投资占全社会固定资产投资的份额(SOE_SFI)来表示。如图2所示，国有经济比重从1980年的81.89%降至2012年的25.68%，年均降幅为1.7%。

此外，由于市场化程度对经济增长率波动的影响较大，因此，本文用于衡量经济增长率波动的另一个关键解释变量是市场化程度。由于最终消费支出和对外开放程度，也对经济增长率的波动产生影响。为了较好地反映国有经济比重变化对经济增长率波动的影响，有必要控制住最终消费支出和对外开放程度这两个变量。

图2 1980—2012年中国国有经济在全社会固定资产中所占比重② 数据来自历年《中国固定资产统计年鉴》。

对于经济增长率波动的衡量方法，主要有HP滤波法、BP滤波法等，这两种方法都是较为成熟的方法，其基本思路都是将实际GDP增长率分解为趋势成分和周期成分，然后通过去趋势项以得到波动项。目前各类研究多采用HP滤波法，本文亦采用这一方法。

我们将经济的实际产出Yt视为趋势成分和周期成分的综合结果，因此，实际产出为。基此，可以通过最小化式(1)来衡量实际产出的波动情况:

三、基础模型、变量说明及相关检验

1.基础模型与变量说明

根据上述理论分析，我们建立如下计量模型:

在式(2)和式(3)中，RGDP表示实际GDP的增长率;PCGDP表示实际人均GDP的对数值;SOE表示国有经济的比重，它用全社会固定资产投资中国有经济成分的比重来衡量(詹新宇和方福前，2012;孙琳琳和任若恩，2005)［8］11-22，［14］17-35;FCEX 表示最终消费支出;M 与 OPEN为计量模型中衡量经济制度改革的变量，M为市场化程度，由全社会固定资产投资中“外资、自筹资金和其他投资”三项投资占总投资的比重来表示，OPEN为进出口总额与国内生产总值的比率，用以衡量中国经济对外开放的程度①数据来源于历年《中国统计年鉴》。。FCEX，OPEN为控制变量;ε和u为随机误差项。

由于我们需要衡量的是国有经济比重的变化对中国经济增长率波动的影响，因此要对模型(2)做一些调整。由HP滤波法的基本思路可知，实际产出Y=YT+YC，YC=Y-YT为周期成分，也可以视为产出缺口，反映了实际产出的波动程度，我们用_Y表示。基于此，可以对模型(2)做去趋势化处理:

模型(4)和模型(5)分别表示国有经济比重变化的冲击、消费冲击、制度冲击(包括市场化冲击和对外开放程度的冲击)对经济增长率的波动或实际人均GDP波动的影响。由于本文主要考察变量_SOE的系数α1、β1和变量_M的系数α3、β3的符号，因此，如果_SOE的系数符号为负，那么我们就可以认为国有经济比重的变化与经济增长率波动的幅度负相关;反之，则认为国有经济比重的变化与经济增长波动的幅度正相关。其他变量系数的解释类似。

2.ADF平稳性检验

表1 各解释变量的ADF平稳性检验

为防止伪回归现象的出现，时间序列模型首先必须要进行单位根平稳性检验。单位根平稳性检验的比较常用的方法有DF检验和ADF检验。然而，只有当序列是AR(1)时DF检验才有效，因此其具有一定的局限性。ADF则不受该条件限制，故本文采用ADF检验。ADF检验模型为:

我们需要对式(6)中的系数γ进行显著性检验，原假设H0:γ=0，即序列存在一个单位根;H1:Y＜0，即序列不存在单位根。检验结果见表1。

3.格兰杰因果关系检验①另一个关键解释变量，市场化程度_M与被解释变量，以及各解释变量之间也存在格兰杰因果关系，但限于篇幅，这里略去相关检验结果，如果需要可向作者索取。

表2 格兰杰因果关系检验

模型(4)和模型(5)仅简单表明了解释变量对被解释变量的影响状况，并未给出各解释变量与被解释变量之间的因果关系，因此，我们有必要对解释变量和被解释变量间的因果关系进行检验。表2给出了关键解释变量_SOE与被解释变量的格兰杰因果关系检验的结果。

表2的格兰杰因果关系检验结果表明，滞后1期与滞后2期的_RGDP和_PCGDP是_SOE的格兰杰原因;滞后4期的_RGDP和_PCGDP分别与_SOE互为格兰杰因果关系;滞后5—7期的_SOE是_RGDP和_PCGDP的格兰杰原因，从第8期开始，_SOE对_RGDP和_PCGDP的影响均不显著。这说明国有经济比重的变化确实是中国经济增长率波动的原因，但具有一定的滞后作用，而且该滞后作用是有限期的，经济增长率波动反过来从一开始就对国有经济比重的变化产生影响，但是从滞后5期开始，这种影响并不显著。

四、向量自回归(VAR)模型及误差修正(VEC)模型

1.VAR模型的建立

格兰杰因果关系检验表明，经济增长率波动、国有经济比重、最终消费支出、市场化程度以及对外开放程度之间存在相互影响的关系，且ADF平稳性检验表明各变量均为平稳序列，因此，我们可以建立一个非限制性的VAR模型。

我们采用下述p阶非限制性VAR模型:

式(7)中，被解释变量Y与解释变量X均为一个由n个内生变量构成的(n×1)维列向量;c=(c1，c2，…，cn)T是VAR模型的截距向量;ψi和ωi为(n×n)维向量，是被解释变量滞后项与各解释变量的系数;εi为随机误差项，假设其为白噪声。根据选择标准，当被解释变量为_RGDP或_PCGDP时，各项检验均显示为4期，所以，我们将VAR模型的滞后4期作为分析的基本模型，检验结果见表3:

表3 VAR模型滞后阶数检验

2.协整检验

我们通过Johansen检验来判断各变量之间是否存在协整关系。由ADF平稳性检验可知，多数变量均含有常数项但无线性趋势项(见表1)，因此，相应的协整模型也应该是有常数项，但无线性趋势项的(Ohansen S，1994)［15］205-229。

表4显示了计量模型的Johansen协整检验结果，从数据中可以看出，在1980—2012年间，被解释变量_RGDP或_FCEX均与各解释变量在5%的显著性水平下存在协整关系，Trace迹检验和最大特征值检验显示各变量间存在两个协整向量。

表4 Johansen协整检验

3.建立VEC模型

误差修正模型(ECM)是由恩格尔和格兰杰于1987年提出的。ECM的基本思想是，如果变量之间存在着协整关系，那么这些变量之间就存在着一定的长期均衡关系，而且这种长期均衡关系是在短期波动的过程中不断调整得到的，也就是说存在一个误差修正的调节机制，保证了变量间长期均衡关系不会出现较大的误差。

表4的Johansen协整检验结果显示，各变量间存在两个协整向量。在此基础上，为了探究国有经济比重、消费支出、制度等对经济增长率波动这种短期波动的影响以及长期均衡关系，本文进一步地建立式(9)形式的向量误差修正(VEC)模型:

在式(8)中，ecm为误差修正项，系数α反映了变量之间偏离长期均衡状态时将其调整到均衡状态的程度，所有解释变量的差分项表示短期波动，其系数φi和φi表示解释变量的短期波动作为对被解释变量的短期波动的影响。

根据以上分析结果，并结合“若VAR模型为p阶时，其VEC模型的滞后阶数应为p-1阶”的原则，对于被解释变量_RGDP和_PCGDP，我们分别建立如下3阶VEC模型:

在式(9)中，_RGDP在VEC模型中的误差修正项的t值为-0.95791，误差修正项对经济增长率波动的影响并不显著，也就是说各变量短期内的波动并不会显著影响变量间的长期均衡关系。国有经济比重变化的2期滞后对经济增长的波动有显著的正向冲击，说明从短期来看，国有经济比重的变化放大了经济增长的波动幅度。尽管经济增长率自身波动、最终消费支出和市场化程度的1阶至3阶滞后对经济增长率波动的影响并不显著，但它们t值的绝对值之和通过了显著性检验，说明它们的滞后项对经济增长率环比波动有显著影响。此外，对外开放程度的滞后1期至3期对经济增长率波动的影响不显著。

从式(9)中，可知_RGDP与_SOE_SFI，_FCEX，_M，_OPEN长期协整关系为:

国有经济比重、市场化程度和控制变量均通过显著性检验。其中，国有经济比重的变化与中国经济增长率波动成正比，这说明从长期来看，国有经济比重每下降1%，将放大中国经济增长率波动幅度为0.0816%，因而国有经济比重的持续下降不利于中国经济的平稳增长。

在式(11)中，_PCGDP在VEC模型中误差修正项的t值为-2.58742，这说明误差修正项通过显著性检验，各变量间短期内的波动显著偏离了长期均衡关系，并且以-0.3541的调整力度，将非均衡状态拉回到长期均衡的状态。被解释变量的1期滞后对自身波动的影响非常显著且程度很大，弹性为0.9927;国有经济比重的下降在滞后1期至3期对人均GDP的波动有正有负，但并不显著。

同样，我们可得到_PCGDP与_SOE_SFI，_FCEX，_M，_OPEN长期协整关系:

由式(12)可知，核心解释变量国有经济比重的变化与其他控制变量都通过了显著性检验。国有经济比重的下降，在长期放大了人均GDP的波动幅度，弹性为0.6554%。

综上所述，无论是对于中国经济增长率还是人均GDP的增长，国有经济比重的下降都放大了两者的波动幅度，对人均GDP增长的波动幅度的扩大尤其明显。这说明从长期来看国有经济比重的下降，并不利于中国经济的持续、稳定增长。

五、脉冲响应函数与方差分解

1.脉冲响应函数

脉冲响应函数能够衡量随机扰动项1单位的冲击对各个内生变量的影响程度，从而可以衡量一个或几个变量受到其他变量冲击时的短期和长期的动态变化情况。就本文来说，通过脉冲响应函数分析，我们就能够知道1980—2012年中国经济增长率或人均GDP增长受到国有经济比重变化与各控制变量短期和长期冲击的程度和趋势。

但是，在进行脉冲响应函数分析之前，还必须对VEC模型进行稳定性检验，如果VEC模型不平稳，将会使得响应函数产生较大偏差，因此不稳定的VEC模型不能用于脉冲响应分析。我们分别对模型(8)和模型(10)进行稳定性检验。稳定性检验结果表明，两个模型分别除了自身所假设的4个单位根以外，伴随矩阵的所有特征根都落在单位圆以内，因此模型(8)和模型(10)都是平稳的VEC模型，可以进行脉冲响应函数分析。

在进行脉冲响应函数分析时应注意两个因素。一是脉冲响应函数对变量的排序很敏感，通常对变量排序的方法是，把不会受到其他变量的影响，但会影响到其他变量的变量作为第一个变量，第二个变量会影响除第一个变量外的剩余的其他变量，以此类推。但广义的脉冲响应函数通过正交化的脉冲响应，避免了上述因排序所造成的影响，故而本文使用广义脉冲响应函数来进行响应分析。另一个问题是脉冲时期数的设定，若是年度数据，该期限一般为10，而本文为了使各项冲击对被解释变量的长期影响更为明显，将这一数字设定为15期。

脉冲响应函数分析结果表明，经济增长率波动受到自身波动的正向冲击，且起伏较大，分别在第5期和第10期到达低谷，随后重新提升，符合中国经济增长“高位波动”、“峰长谷短”的基本特征;国有经济比重下降在1至3期时，对经济增长率波动正向冲击最大，从第4期至第12期，国有经济比重下降对经济增长率波动的冲击有正有负，在第13期时的正向冲击效果几乎与1至3期持平，随后有所减弱，但仍对经济增长率的波动有放大效应，这再次说明国有经济比重的下降不利于中国经济增长的长期、平稳运行，与协整模型(10)的判断相符;最终消费支出的变化从第1期的正向冲击转向之后各期的负向冲击，市场化程度变化一直保持负向冲击的效果，但效果有一定程度的下降;对外开放程度的变化一直处于升降相对均匀的正向冲击状态。

人均GDP增长的波动受到了自身波动的正向冲击，第8期的最低点为分界点，前后的正向冲击趋势处于一个对称的状态;国有经济比重变化对人均GDP增长的波动有一个持续的放大作用，第8期时有一个微弱的熨平效果，但第9期开始又进入持续上升的放大阶段，第14期又达到一个顶峰。市场化程度的提高对人均GDP增长的波动只在1至3期、11期和12期有熨平作用，其他各期均放大了人均GDP增长的波动幅度，第6期和第14期放大程度最大;对外开放水平对人均GDP增长的波动一直处于负向冲击的状态。

2.方差分解

上述针对VEC模型(8)和(10)的脉冲响应函数分析结果所显示的长期趋势，符合协整模型(10)和(12)的基本结论。尽管脉冲响应函数描述了一个变量的冲击对其他变量的影响，但并未给出每一个结构性冲击对该变量发生变化时的贡献程度。我们以方差分解的形式分别给出了1980—2012年前15期被解释变量为_RGDP和_PCGDP时各项冲击的贡献程度(见表5和表6)。

由表5可以看出，在对中国经济增长波动的各项冲击中，经济增长自身的波动冲击到第14期时一直是最大的方差比因子，但占比逐期下降，从第2期的86.9350%降至15期的43.2499%;尽管国有经济比重下降放大了经济增长率的波动幅度，但其预测方差的比重并不大，在15期时仅为2.0719%;最终消费支出变化的冲击，从第2期的7.7757%迅速上升至3期的12.3081%，第15期时比重超过45%，升至方差比因子的第一位;然后是市场化程度，从第2期的3.1896%扩大至15期的5.6597%;对外开放程度的预测方差比重处于较为平稳波动的状态。

表5 解释变量为_RGDP的方差分解

表6 解释变量为_PCGDP 的方差分解

根据表6，在对人均GDP波动的各项冲击中，来自其自身的冲击所占的方差比重虽然有所下降，但一直占方差因子的第一位，第15期时仍有69.7918%;国有经济比重变化的冲击所占的比重从第2期的2.7477%，急速增加至第3期的15.6516%，15期时方差比重为13.3913，在预测方差因子中处于第二位;人均消费支出变化和市场化程度变化的预测方差比重在15期时分别为9.0640%和6.8800%;最后一位是对外开放程度，第15期时为0.8729%。

六、研究结论及相关政策建议

本文根据1980—2012年的相关统计数据，从投资、消费、出口三大需求类型以及制度变迁的角度，建立了国有经济比重变化与中国经济增长波动的向量自回归模型及其误差修正模型，并通过脉冲响应函数和方差分解，分别从经济增长率波动和人均GDP增长波动两个方面，衡量了中国经济增长率波动受国有经济比重下降及其他冲击的反应，明确了各项冲击对经济增长波动幅度的贡献程度。研究结果显示，在控制了其他影响因素的情况下，中国经济增长波动与国有经济比重存在短期滞后的波动关系和长期协整关系，并且有:(1)国有经济比重的下降，放大了中国经济增长率波动和人均GDP增长波动的幅度，弹性分别为0.0816%和0.6554%，不利于中国经济的长期、稳定增长;(2)各项冲击对经济增长率波动幅度和人均GDP增长波动幅度的贡献程度是不一样的。在经济增长率的波动幅度中，方差占比为第1和第2位的分别是经济增长率自身的波动和最终消费支出的变化，其次是市场化程度和对外开放程度，国有经济比重排在最后;在人均GDP的波动幅度中，人均GDP增长自身波动的方差占比和国有经济比重下降的方差占比排在前两位，其次是最终消费支出和市场化程度，对外开放程度所占比重始终很小。

根据上述研究结果可能得出结论:中国国有经济比重的不断下降使得中国经济增长的波动幅度不断加大，这种局面不利于中国经济的平衡增长。

因此，为了促进中国经济快速而平衡的增长，本文提出以下政策建议:

1.在大力发展非公有制经济的同时，必须坚持和巩固公有制经济的主体地位不动摇。

2.党的十八届三中全会在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中提出要“积极发展混合所有制经济”，并指出混合所有制经济既是我国基本经济制度的重要实现形式，也有利于放大国有资本的功能，提高国有资本的竞争力，促进各种所有制经济的和谐发展。因此，可以通过大力发展混合所有制经济的形式坚持和巩固公有制的主体地位。

3.为了提升国有经济的控制力，政府应继续巩固国有经济在关系国家安全和国民经济命脉的重要行业和关键领域的支配地位，提升国有经济在战略性新兴产业和战略性高新技术产业中的份额和影响力。国有经济还应当在提供公共产品和公共服务，以及保障社会公共利益等方面发挥决定性的作用。只有保证国有经济占有相当的比重，提高国有经济的控制力才有坚实的基础，才能保证中国经济长期、平稳地增长。

［1］吴敬琏.“国进民退”中国改革的风险［J］.中国民营科技与经济，2012(11-12).

［2］张维迎.中国不死一批企业不可能真正转型［J］.中国纺织，2013(10).

［3］张文魁.绝大部分国企都应民营化［N］.福建工商时报，2012-5-22.

［4］季晓楠.把握国有企业改革的正确方向［N］.经济日报，2013-6-21.

［5］林岗，张晨.关于进一步推进国有经济改革发展的一些意见［J］.经济理论与经济管理，2013(2).

［6］程承坪.国有企业性质新论:基于交易费用的视角［J］.社会科学辑刊，2013(1).

［7］唐未兵，傅元海.所有制结构变迁对我国居民收入差距的阈值效应［J］.马克思主义研究，2013(2).

［8］詹新宇，方福前.国有经济改革与中国经济波动的平稳化［J］.管理世界，2012(3).

［9］李钢，何然.国有经济的行业分布与控制力提升［J］.改革，2014(1).

［10］严汉平，焦少飞，白永秀.我国国有经济战略调整绩效评价指标体系研究［J］.福建论坛·人文社会科学版，2008(2).

［11］谢地，高鹤文.中国国有经济角色的演进、反思与前瞻［J］.国有经济评论，2010(9).

［12］宁向东，吴晓亮.国有企业存在的原因、规模和范围的决定因素［J］.财经研究，2010(7).

［13］沈炳珍，牟安平.关于经济波动的若干问题:析我国国民经济增长率的波动与经济波动之关系［J］.数量经济技术经济研究，2001(2).

［14］孙琳琳，任若恩.资本投入测量综述［J］.经济学(季刊)，2005(7).

［15］Ohansen S.The Role of the Constant and Linear Terms in Integration Analysis of Nonstationary Variables［J］.Econometric Reviews，1994(13).