市场化转型、所有制结构与地区经济增长

(南开大学经济学院/中国特色社会主义经济发展协同创新中心,天津300071)

一、引言

1978年后中国实行市场导向的经济体制转型，国有经济改革和非公有制经济崛起，引致所有制结构变迁和经济高速增长。长期以来，国有企业是政府参与市场活动的重要工具，所有制结构改革一直是我国经济体制改革的难点。近年来，中国经济进入新常态，面临着增速放缓、结构调整、驱动转换等挑战。中共十九大报告提出，我国经济体制改革以完善产权制度和要素市场化改革为重点，实现产权有效激励、竞争公平有序、企业优胜劣汰，推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革。当前改革开放进入深水区，产能过剩、僵尸企业问题依然严峻，国有企业混合所有制改革被寄予厚望，成为政策与理论界讨论的热点话题。在供给侧结构性改革背景下，探究所有制结构改革对经济增长的影响效应，为发展混合所有制经济提供理论探索具有重要的现实意义。

目前研究国有企业效率及其与宏观经济增长关系的文献汗牛充栋。很多学者从微观视角出发，由于产权问题、委托代理问题、竞争不足导致国有企业本身低效率，进而对地区经济具有增长拖累效应[1]；另一类观点认为，从宏观经济调控、弥补市场失灵、提供就业和公共服务等视角，国有经济对宏观经济稳定具有正向效应[2]。还有少数学者认为，尽管国有企业效率低于其他所有制企业，但其正外部效应使得国有经济对经济增长的影响不存在显著负效应[3]。但鲜有文献从经济转型时期市场制度演变的宏观视角，考察所有制结构对经济增长的非线性影响。鉴于此，本文运用面板门限回归模型，探究所有制结构改革对地区经济增长的边际效应是否随市场化进程而变化。田国强(1994)[4]提出中国经济体制平稳转型需要经历“经济自由化、市场化、民营化”三个阶段。在经济转型初期，由于市场经济刚萌芽、经济自由度较低，非公有制经济面临较高的制度性成本，国有经济更有利于经济增长。随着市场机制逐渐完善，以私有产权为基础的非公有制经济对资源配置更有效率。然而，市场制度环境完善不能在短期内一蹴而就，经济转型时期应该注重市场化改革、建立现代化经济体系，而不是一味对国有企业大规模私有化。东欧、俄罗斯等国家的转型经验表明，在市场机制尚未健全情况下，对国有企业大规模私有化改革未必能提高经济转型绩效。

本文研究侧重点和贡献主要体现在：第一，现有文献更多关注国有企业的微观效率，却忽视了国有企业作为社会主义市场经济制度的坚实基础，对经济增长的积极作用。本文结合新古典经济学和政治经济学理论，将市场制度环境纳入逻辑框架，分析国有经济的“宏观稳定作用”和“增长拖累效应”及其对经济增长的影响。第二，产权论认为产权改革是国有企业改革的根本出路[5]；竞争论认为国企改革的关键在于创造公平竞争环境[6]；超产权理论认为产权、竞争、公司治理之间存在着某种程度的替代关系[7]。本文既从国有企业所有制改革对经济增长的贡献角度肯定了产权论，又根据市场化改革和制度环境完善的角度支持了竞争论，经济转型时期国有企业产权改革并不一定能有效缓解效率损失，完善市场制度环境也尤为重要。第三，从政治经济学角度分析国有经济多重功能和作用，更全面理解混合所有制经济的过渡性产权安排，具有重要的理论价值；为混合所有制改革提供理论依据，对建设现代化经济体系、完善中国特色社会主义市场经济体制具有重要的指导意义。

二、文献综述

与本文密切相关的一类文献是研究国有企业效率与宏观经济增长的关系。大部分学者从新古典经济学角度分析，由于委托代理问题、剩余索取权和激励机制缺失、政策性负担和预算软约束等原因，国有企业效率普遍低下，并挤占民营经济发展，从而拖累经济增长。从微观层面看，国有企业财务效益和生产效率低于民营企业，国有控股比例越高公司绩效越差[8]，国有企业改制通过降低代理成本和管理费用率可以提高企业经济效益[9]。还有学者分别从投入产出效率、资本配置效率、技术和创新效率、全要素生产率等角度分析，得出国有企业直接效率低下的结论[10-13]。从宏观层面讲，由于地方政府保护、行政垄断、金融压抑和所有制歧视，国有经济存在效率损失，并引致市场扭曲和资源错配，阻碍地区经济增长[14-15]。

然而，一些学者认为国有经济并非都是低效率的。张晨和张宇(2011)[16]发现，与非国有工业企业相比，国有工业企业在竞争性行业中的财务效率并无显著差异，甚至在垄断行业中具有更高的技术效率。还有学者实证研究发现，国有企业改制后其在创新和技术效率、全要素生产率等方面已经赶上民营企业[17]。中国社会主义市场经济制度下，国有企业是我国后赶超时代技术模仿和经济赶超的重要工具,宏观经济的稳定器和社会福利的提供者，其在宏观战略上对经济发展有促进作用。陈波和张益锋(2011)[18]通过层次分析法(AHP)构建国有企业效率评价指标，发现国有企业无论是社会性效率还是经济效率都具有一定优势。伍旭中和冯琴琴(2015)[19]通过分析国有企业的工业总产值、财政贡献和公共物品提供，发现国有企业具有较高的政策性效率。由此可见，国有经济在产业结构调整、基础设施建设方面具有经济辐射效率，在宏观经济调控、弥补市场失灵方面具有政策性效率，在保障就业、公共服务方面具有社会性效率，对宏观经济增长具有正向效应[20]。

现阶段，学术界对所有制改革与经济效率之间非线性关系的研究，多集中于微观企业角度。夏立军和陈信元(2007)[21]考察市场化进程、国企改革策略与公司治理结构的关系，发现市场化程度影响公司控制人政府级别、政府持股比例和方式。甄红线等(2015)[22]以代理成本为视角研究发现，外部制度环境与控制权集中度之间存在交互关系，制度环境水平较低情况下，终极控制权集中能够提升公司绩效。田利辉(2005)[23]根据“政府股权两手论”分析我国上市公司股权结构对公司绩效的影响，由于政府追求政治和经济双重利益，国家持股规模和公司绩效之间呈U型关系。遗憾的是，从宏观角度研究所有制结构与经济增长非线性关系的文献凤毛麟角。樊纲(2000)[24]较早论证所有制结构内生于经济体制转型，市场化改革使国有企业放弃纯粹的社会福利最大化目标而部分追逐利润目标，导致国有经济比重下降趋于一个均衡值。刘伟和李绍荣(2001)[25]考察制度变迁中所有制结构变化，发现非国有经济比重的增加提升了要素配置效率，推动经济增长。已有研究较少地从市场化进程角度实证探究所有制改革与经济效率的非线性关系。Doamekpor(1998)[26]利用28个发展中国家和9个发达国家的国有企业数据分析，发现市场经济发展缓慢的发展中国家，国有企业规模对经济总产出具有正效应；而市场机制相对完善的发达国家结果则恰好相反。景维民和莫龙炯(2017)[27]利用广义矩估计法(GMM)实证发现，国有经济规模与地区经济增长之间存在倒U型关系。综上文献分析，为了弥补文献空白，本文分析市场化改革对国有经济“宏观稳定作用”和“增长拖累效应”的作用机制，深入探究所有制改革对地区经济增长的影响效应，为混合所有制改革提供了一个新的理论视角。

三、制度背景与理论假设

在传统计划经济体制下，国有企业作为中央计划经济和宏观调控重要工具。第一，国有经济具有制度性和资源配置功能。国有经济为主导的公有制经济是社会主义经济制度的内在要求，是发展生产力、消灭剥削和两极分化，达到共同富裕的重要保障[28]。与此同时，国有经济在中央计划社会生产、资源分配和产品消费等方面起基础性作用。第二，国有经济具备经济发展战略、政府宏观调控等政策性功能。例如，建国初期我国优先发展资本密集型的重工业，不符合中国劳动力富余、资本稀缺的比较优势，公有制经济体制可以缓解资源禀赋不匹配矛盾。第三，国有经济具有维护社会稳定、提供公共服务的社会性职能。比如提供社会保障、医疗卫生、基础教育等公共服务和基础设施建设，保障社会公平。因此，国有经济有利于实现经济赶超、发展战略以及提供公共服务，对国民经济发展具有政策性效率和社会性效率。

改革开放后，中国由计划经济向市场经济体制转型，国有企业经历了一系列改革，通过提升资本动态配置效率、促进TFP增长以及外部正效应等途径提高经济增速[29]。由于政府干预、外部环境以及内部治理结构等原因，国有企业改革的一些深层次问题仍未解决。究其根源，主要包括：其一，国企经营者选拔和晋升机制下，政府可以干预国有企业生产经营活动，或利用手中权力追求自身利益。其二，国有企业多层委托代理关系容易带来道德风险，信息不对称、激励不相容和目标不一致等难题难以克服。其三，政府对国有企业的“父爱主义”产生预算软约束，使国有企业得到政府补贴[30]。此外，国有企业承担大量社会政策性负担，使其在自由市场竞争中缺乏自生能力，这势必会造成国有企业生产效率损失。

由此可见，市场化、所有制改革对地区经济增长的影响机理如下。第一，市场化进程对所有制结构的影响。国有企业的政策性负担导致预算软约束、委托代理问题，容易造成国有企业效率损失。国有企业的偏向性政策在一定程度上妨碍了要素自由流动，导致资源错配[31]。首先，国有企业面临市场竞争和激励进行产权改革，剥离政策性负担，提高企业生产率和资源配置效率；其次，市场化改革和产权、契约、法律等制度环境的完善，促进非公有制经济发展和所有制结构变化。第二，所有制结构改革对地区经济增长的影响具有双重效应。一方面，社会主义市场经济体制下，国有经济不仅承担着经济发展战略、宏观经济调控等政策性功能，还兼顾提供公共服务和维护市场秩序的社会性功能，对地区经济增长具有促进作用。另一方面，由于市场竞争条件下国有企业的目标多样性、行为政治化，导致国有企业激励不足、效率低下，并挤占民营企业发展空间，对经济增长构成“拖累效应”。第三，市场化、所有制改革与经济增长的内在作用机制。市场化改革可以通过社会政策效率、经济效率来影响国有经济的“宏观稳定作用”和“增长拖累效应”，进而对经济增长产生作用。其一，市场化进程影响国有经济提供就业和公共服务、基础设施建设的社会性功能，以及宏观经济调控、经济发展战略、产业政策等政策性功能。其二，市场化改革和非公有制经济发展，会使国有经济在企业生产率、资源配置等经济效率方面产生增长拖累效应。

综上所述，本文的理论逻辑是：经济转型时期，国有产权“政治人”和“经济人”的双重属性决定了国有企业经营目标“二重性”，既追逐经济利润最大化，又追求诸如就业、公共服务等社会福利极大化。国有经济的多重功能、目标决定了其具有“宏观稳定作用”和“增长拖累效应”。本文提出以下理论假设，经济市场化转型时期，国有经济规模对地区经济增长的影响存在门限效应。在市场体系尚未完善情况下，国有经济承担着经济发展战略、宏观调控和社会稳定等职能，使其具有宏观稳定作用，对地区经济增长产生显著正效应；随着市场化程度不断提高，国有经济在市场竞争中普遍缺乏效率，再加上其政策性负担和委托代理关系产生代理成本，会带来效率损失，拖累地区经济增长。

四、研究设计

(一)模型设定和估计方法

近年来，面板门限回归模型以严格的统计推断对门限值进行参数估计和假设检验，为本研究提供了思路。沿用Hansen(1999)的方法[32]，考虑面板门限模型的简化形式

yit=β1xitI(qit≤γ)+β2xitI(qit>γ)+μi+λt+eit

(1)

现实中，所有制结构对地区经济增长的影响可能存在多重门限效应。进一步地，考虑二重门限的面板回归模型，检验方程如下

yit=β1xitI(qit≤γ)+β2xitI(γ1γ2)+μi+λt+eit

(2)

上述方程中，xit为外生解释变量，βi是回归系数，I(·)为示性函数，qit为门限变量(既可以是解释变量，也可以是独立变量)，γ为待估计的门限值。面板门限回归实际上是分组检验方法的一种扩展，一般使用两步法进行估计[注]关于面板门限模型的具体估计方法参考：陈强.高级计量经济学及Stata应用(第二版)[M].北京：高等教育出版社，2014。。借鉴以上方法和思路，选取市场化进程指数作为门限变量，采用固定效应门限回归模型，验证国有经济规模对地区经济增长的非线性影响[注]方法参考王群勇：Q Wang. Fixed-effect panel threshold model using Stata[J]. Stata Journal, 2015,15:121-134.。根据柯布-道格拉斯生产函数，考虑资本、劳动和国有经济规模，并把人力资本、对外开放、城镇化和政府干预等作为控制变量，构建面板门限回归检验方程

gdpit=β1soeritI(qit≤γ1)+β2soeritI(γ1λ2)+βjΣcontrolit+μi+λt+eit

(3)

其中，i代表地区(省份)，t代表年份。μi为个体截距项，控制不可观测个体效应，λt是不随个体变化的时间效应，eit为满足独立同分布的随机扰动项，control是一系列控制变量。

(二)变量选取和数据说明

本文选取实际GDP增长率和人均GDP增长率衡量地区经济增长水平。已有文献一般用国有工业总产值占全部工业总产值比重、国有单位职工人数占全部就业人数比重、国有固定资产投资额占全社会固定资产投资额比重衡量国有经济规模。由于国有工业总产值统计口径在1998年发生了变化，前后数据的可比性较差。而且，2010年后一些省份的工业总产值数据缺失，所以最终采用国有投资比重(soer)和国有职工比重(soe)衡量所有制结构。本文重点考察市场化进程对所有制结构与地区经济增长关系的影响，借鉴樊纲和王小鲁等编制的市场化相对指数(market)[注]本文度量市场化指数主要包括政府与市场的关系、非国有经济的发展情况、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法律制度环境等五个方面。相对指数越大，表示该地区市场化程度越高。，表示各地区市场化改革进程[33]。该相对指数越高，意味着市场化进程越快，市场体系和制度环境越完善。

此外，为了得到更为准确的估计结果，借鉴经济增长理论和已有文献将一些重要控制变量加入检验方程，包括：(1)要素禀赋。一般认为，资本积累(invest)、人口红利是拉动中国经济高速增长的重要因素；而劳动要素取决于接受教育的有效劳动力，即劳动力规模(labor)和人力资本(edu)。(2)对外开放度。出口导向型政策是推动经济增长的关键因素之一；对外贸易(open)可以学习国外先进技术和管理经验，而外商直接投资水平(fdi)可以提高资本积累和技术溢出效应。(3)城镇化进程(urb)。城镇化使劳动力从低生产率的农业部门向高生产率的城镇转移，提高资源配置效率，是改革开放以来我国经济增长的重要推动力。(4)政府规模(gov)。地方政府在经济发展过程中扮演重要角色，既可能是“援助之手”也可能是“攫取之手”。政府规模越大，可能对经济活动干预越多，抑制地区经济增长。详细的变量选取和计算方法见表1。

表1变量说明及指标度量

变量性质变量名称变量含义计算方法被解释变量ggdp实际GDP增长率(地区国内生产总值指数-100)/100regdp人均GDP增长率(地区人均国内生产总值指数-100)/100核心解释变量soer国有投资比重地区国有经济固定资产投资额/地区全社会固定资产投资额soe国有职工比重地区国有单位职工人数/地区职工总人数门限变量market市场化进程相对指数具体计算方法参照樊纲等(2011,2016)控制变量invest投资增长率地区全社会固定资产投资增长率labor劳动力增长率年末就业总人数增长率edu人力资本普通高等学校在校人数/地区总人口open外贸依存度地区进出口总额/地区生产总值fdi利用外资水平实际利用外商直接投资/地区生产总值urb城镇化进程地区城镇人口数/地区总人口数gov政府规模地方政府消费额/地区生产总值

上世纪九十年代以来，国有企业才进行股份制、民营化、建立现代企业制度等改革。由于樊纲和王小鲁等编写的市场化进程指数是从1997年开始，最新更新到2014年，考虑到原始数据可获性和完整性，最终选择1990-2014年共25年，覆盖中国大陆30个省份(直辖市)的样本数据[注]由于西藏的很多数据缺失，样本不包括西藏；此外，1996年之前重庆是在四川省的行政管辖内，重庆和四川省数据合并统计。为了保持统一口径，我们将1996年前四川省和重庆的数据分开，故本文样本为30个省份。。值得强调，本文对1997年之前市场化指数的数据处理，参考邵传林(2016)的做法，用插值法估算1990-1996年各省份的市场化进程[注]邵传林. 中国式分权、市场化进程与经济增长[J].统计研究，2016(3):63-71.。数据来源于各年《中国统计年鉴》《各省统计年鉴》《新中国六十年统计资料汇编》和Wind数据库。特别说明的是，由于选取样本时间跨度较长，为了使不同年份的数据具有可比性并减少模型异方差的影响，以1990年为基期对原始数据采用GDP平减指数处理为实际值以剔除物价因素的影响，变量数据的统计特性如表2所示。

表2变量的描述性统计

变量名称观察值均值标准差最小值最大值变量处理ggdp7500.113 00.033 60.001 00.415 0增长率regdp7500.126 70.056 20.007 30.336 5增长率soer7500.481 40.185 90.094 40.907 2取比例soe7500.650 10.157 80.176 60.901 4取比例market7505.352 52.835 50.985 614.452 6取指数invest7500.183 10.277 4-0.998 81.162 6增长率labor7500.011 30.123 0-0.951 11.791 6增长率edu7500.017 30.014 50.001 50.065 2取比例open7500.264 60.413 50.005 67.140 4取比例fdi7500.029 90.034 00.000 10.242 5取比例urb7500.434 30.180 30.119 90.900 0取比例gov7500.017 30.014 50.001 50.065 2取比例

五、实证结果与分析

(一)面板门限回归结果

为了初步检验所有制结构与地区经济增长的非线性关系，首先加入国有经济规模的二次项(soer2),采用普通最小二乘法(OLS)进行估计。表4中第(1)列发现，国有投资比重的一次项系数为0.096，二次项系数为-0.100,都通过1%显著性水平检验。为了计量结果的精确性，去掉不显著的变量再回归得到第(2)列，不难发现，系数符号和显著性都没有发生变化。这一正一负系数说明，国有经济规模与地区经济增长之间呈倒U型关系。然而，上述方法只能简单描述非线性关系，无法准确估计门限值，也不能考察市场化进程对所有制结构与地区经济增长关系的影响。为了进一步验证理论假设，选取市场化进程指数为门限变量，使用面板门限回归模型进行深入研究。首先，运用格栅搜索法(grid search)检验是否存在门限效应，并寻找可能的门限值以确定门限重数。由表3的结果可知，门限回归模型存在双重门限效应，门限值分别为1.277 5和10.557 0。

表3门限效应检验结果

模型门限值置信区间F值P值BS次数自抽样临界值1%5%10%单一门限10.557 0[10.188,10.580]39.890.050 01 00052.246 739.821 033.868 1双重门限10.557 0[10.188,10.580]39.890.032 01 00048.140 237.624 132.384 11.277 5[1.199 4,1.281 4]24.100.071 01 00044.816 236.408 231.291 0三重门限10.557 0[10.188,10.580]39.890.044 01 00052.769 438.367 131.348 51.277 5[1.199 4,1.281 4]24.100.081 61 00048.827 236.287 131.348 52.235 6[2.230 9,2.247 0]5.990.833 01 00041.812 524.299 319.170 4

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，P值为bootstrap后得到的。

然后，利用门限回归检验方程(3)验证理论假设，表4报告了具体结果。模型的判定系数(R2)在47%左右，F联合检验通过1%的显著性水平检验，说明模型具有良好的解释力。第(3)列结果显示，外贸依存度(open)系数为0.001，说明对外贸易是促进地区经济增长的因素之一，但是影响系数比较小且在统计上不显著。而外商直接投资(fdi)对地区经济增长具有显著正效应。这可能是由于国际经济形势变化，对外开放对经济增长影响由进出口贸易拉动变为外商投资驱动。为避免不显著变量干扰，先把最不显著的变量(open)去掉再回归。第(4)列中，投资增长率(invest)系数为0.059，在1%统计水平上显著。也就是说，资本积累对地区经济增长产生显著的驱动效应。另外，劳动力增长率(labor)系数为0.002，但在统计上不显著，表明劳动力因素对地区经济增长的作用日益不明显。教育是人力资本形成的重要途径，教育水平(edu)系数为0.969，这在某种程度上说明，中国经济进入人口红利衰减的新常态时期，传统劳动力因素将逐步让位于人力资本。为了回归结果的精确性，再次把不显著的变量去掉再回归得第(5)列。笔者发现，核心变量(soer)的系数符号和显著性都没有发生变化，其他变量的回归系数也只发生微小变化，统计上依然显著。政府规模(gov)和城镇化(urb)的回归系数分别为-0.147和0.058，均通过1%显著性水平检验。政府规模在一定程度上反映政府对经济活动的干预程度，地方政府过多干预市场不利于地区经济增长；而城镇化是改革开放以来地区经济增长的重要推动力。

最后，将重点放在核心解释变量(soer)的回归结果。(1)当市场化进程指数(market)小于1.277 5时，国有经济规模回归系数为0.062，通过1%显著性水平检验。也就是说，在市场化程度较低时，国有经济规模每增加一个百分点，地区经济增长率提高6.2%。我国经济转型初期，价格信号和市场体系尚未健全，国有经济在提供就业和公共品、产业政策、基础设施建设方面发挥“宏观稳定作用”，对地区经济增长产生显著正效应。(2)随着市场导向的经济体制改革，市场化指数在1.277 5-10.577 0之间时，国有经济规模系数变为0.006，在统计上不显著。随着产权、法律等市场制度环境逐步完善，非公有制经济在生产效率、交易成本、信息和激励方面具有优势，民营经济快速崛起，国有经济规模对地区经济增长的正向效应逐渐减弱，并且变得不显著。(3)当市场化指数超过10.577 0时，国有经济规模回归系数由正转负，变为-0.068，在统计上显著。当市场制度环境比较完善时，私有产权为基础的市场机制有利于减少信息不对称、降低交易成本、提高资源配置效率，国有经济的“增长拖累效应”逐渐显现并超过“宏观稳定作用”，国有经济规模过大会抑制地区经济增长。简言之，国有经济规模对地区经济增长的边际效应随着市场化进程而变化。

表4面板门限回归估计结果

变量ggdp(1)OLS(2)OLS(3)P-Threshold(4)P-Threshold(5)P-Thresholdsoer(market<1.2775)soer(1.2775,10.577)soer(market>10.577)0.096***(0.000)0.095***(0.000)0.062***(0.000)0.062***(0.000)0.062***(0.000)0.005(0.675)0.005(0.649)0.006(0.637)-0.068***(0.002)-0.068***(0.002)-0.068***(0.002)soer2-0.100***(0.000)-0.099***(0.000)———invest0.061***(0.000)0.062***(0.000)0.059***(0.000)0.059***(0.000)0.059***(0.000)labor0.002(0.757)—0.002(0.729)0.003(0.725)—edu0.457***(0.000)0.456***(0.000)0.961*** (0.000)0.969*** (0.000)0.973*** (0.000)gov-0.145***(0.000)-0.145***(0.000)-0.148***(0.000)-0.147***(0.000)-0.147***(0.000)urb0.036***(0.000)0.036***(0.000)0.059***(0.000)0.058***(0.000)0.058***(0.000)fdi0.141***(0.000)0.141***(0.000)0.200*** (0.000)0.202*** (0.000)0.203*** (0.000)open0.005**(0.049)0.005**(0.050)0.001(0.816)——C0.105***(0.000)0.105***(0.000)0.124*** (0.000)0.124*** (0.000)0.124*** (0.000)R2(within)0.43570.43640.47680.47680.4767F Test65.27***[0.000]73.51***[0.000]3.79***[0.000]4.01***[0.000]4.02***[0.000]

注：“***”、“**”和“*”分别表示在 1%、5%和10%的显著性水平下显著。

(二)稳健性检验

为了检验实证结果的可靠性和稳健性，对关键指标进行重新测量。具体来说，重新选择人均GDP增长率作为被解释变量，用国有职工比重(soe)代替国有投资比重(soer)衡量所有制结构。首先，在检验方程加入国有职工比重二次项(soe2)，使用普通最小二乘法(OLS)得到第(6)列。同样地，逐渐去掉不显著变量，第(7)列结果显示，国有职工比重(soe)回归系数为0.153，通过5%显著性水平检验，二次项系数为-0.102，在10%统计水平上显著。这初步说明国有经济规模与地区经济增长倒U型关系的结论没有改变。然后，面板门限效应检验得到门限值为3.157 5和8.391 0，具体的回归结果见表5。采用同样的步骤，逐渐去掉不显著变量得到第(10)列。不出意料，从第(8)到(10)列，国有经济规模的回归系数只发生微小变化，符号没有变化，均通过显著性检验。具体来说，当市场化进程指数低于3.157 5时，市场体系还不完善，国有经济的宏观稳定作用较明显，对地区经济增长影响呈显著正效应；当市场化指数位于3.157 5-8.391 0之间时，随着市场化改革逐渐深化，非公有制经济在市场竞争条件下不断释放经济活力，国有经济规模对地区经济增长正向作用减弱，且变得不显著；当市场化指数超过8.391 0时，国有企业的制度性劣势使其“增长拖累”逐渐显现，国有经济对地区经济增长影响效应由正转负。

需要强调的是，稳健性检验结果发现，国有经济规模的回归系数符号没变，系数只有很小变动，而且统计量依然显著。唯一变化是，使用不同的核心解释变量估算出市场化进程的门限值有所不同。但正如樊纲所说，市场化进程指数只是一个相对值。本文衡量的是各地区市场机制发展相对完善程度，市场化指数较小，只说明相对来说市场体系还不够完善。所以具体数值对本文结论没有太大的影响。更为重要的是，国有经济规模的回归系数依然是由正转负，国有经济规模对地区经济增长具有门限效应的结论没有改变，具有一定的稳健性。

表5稳健性检验结果

变量ggdp(6)OLS(7)OLS(8)P-Threshold(9)P-Threshold(10)P-Thresholdsoe(market<3.1575)soe(3.1575,8.3910)soe(market>8.3910)0.140*(0.051)0.153**(0.029)0.071**(0.012)0.071**(0.011)0.072**(0.011)0.018(0.532)0.017(0.549)0.018(0.525)-0.024**(0.016)-0.024*(0.056)-0.023*(0.072)sce2-0.080(0.193)-0.102*(0.085)———invest0.092***(0.000)0.092***(0.000)0.088***(0.000)0.088***(0.000)0.087***(0.000)labor0.008(0.597)—0.012(0.391)——edu0.283(0.144)—1.633*** (0.000)1.642*** (0.000)1.637*** (0.000)gov-0.253***(0.000)-0.237***(0.000)-0.323***(0.000)-0.322***(0.000)-0.321***(0.000)urb0.036***(0.007)0.026**(0.024)0.077***(0.000)0.078***(0.000)0.078***(0.000)fdi0.092(0.117)0.102*(0.059)0.303*** (0.000)0.307*** (0.000)0.304*** (0.000)open0.002(0.654)—0.003(0.670)0.002(0.683)—C0.099***(0.000)0.098***(0.000)0.133*** (0.000)0.132***(0.000)0.133*** (0.000)R2(within)0.304 00.301 70.386 20.385 50.385 4F Test35.92***[0.000]53.50***[0.000]1.74***[0.010 0]1.73**[0.010 6]1.73**[0.010 7]

注：“***”、“**”和“*”分别表示在 1%、5%和10%的显著性水平下显著。

(三)进一步拓展分析

由实证结果可知，国有经济规模对地区经济增长影响存在门限效应，门限值分别为1.277 5和10.557 0。当市场化指数超过10.557 0时，国有经济规模对地区经济增长的影响效应由正转负。根据樊纲和王小鲁(2016)的报告，分别整理中国东、中和西部地区市场化进程的变化趋势，发现各地区市场化指数逐渐增大，其中东部地区的市场经济发展较快，市场化程度较高。2014年东部地区市场化指数已达到11.61，东部地区市场体系和制度环境较完善，非公有经济特别是民营经济更具效率和活力，在就业、税收方面对经济增长贡献增大，国有经济规模过大对民营经济产生挤出效应，抑制地区经济增长。这正好说明，为什么东部沿海(如浙江、江苏和广东)的市场经济和民营企业发展这么迅速，市场的力量使东部地区经济崛起。同时也很好解释了为什么很多学者主张对国有经济进行民营化改革。然而2014年中、西部地区市场化指数分别为8.78、7.40。必须清醒认识到，现阶段我国大部分地区(特别是西部地区)经济体制改革和市场经济发展缓慢，市场化进程指数还在[1.277 5,10.557 0]区间。在此门限区间内，尽管国有经济规模对地区经济增长影响正效应较小，在统计上不显著，但还未进入由正转负阶段。在当前经济转型时期，国有经济规模对经济增长的影响存在地区异质性。在市场机制和制度环境较完善的东部地区，应该鼓励非公有制经济发展；在中西部地区，特别是市场经济发展缓慢的地区，应尽快完善产权、法律等制度环境，不能一味地对国有经济进行大规模民营化改革。

六、结论与启示

混合所有制改革是供给侧结构性改革的重点内容。深刻理解社会主义市场经济制度下国有经济的功能和定位，是发展混合所有制经济的理论基础。毋庸置疑，经济转型时期国有经济承担着经济发展战略、宏观经济调控等政策性职能，以及弥补市场失灵、提供就业及公共品等社会性功能，是社会主义市场经济稳定发展的重要基础。但不可否认，随着市场化改革，国有企业的软预算约束和政策性负担使其效率损失，造成国有经济对地区经济增长产生增长拖累效应。运用面板门限回归模型，实证探究国有经济规模对地区经济增长的非线性影响关系。研究发现，当市场化程度较低时，国有经济具有较高的政策社会性效率，对地区经济增长产生正向效应；市场化指数大于10.557 0时，市场体系和制度环境比较完善，国有经济对地区经济增长的“拖累效应”逐渐显现。当然，国有经济规模对地区经济增长的影响效应是复杂的，所有制结构内生于经济转型过程中，随着制度环境演进而变化。因此，不能只借鉴西方国有经济理论片面主张对国有经济进行大规模私有化，同时也要进一步深化市场化改革、完善制度环境。

本文结论表明，国有经济规模对地区经济增长的影响效应，不但与所有制结构有关，而且取决于市场制度环境的演进。我国市场化程度还不高、制度环境尚未完善。东部地区的市场化程度超过门限值(10.557 0)，国有经济规模对地区经济增长的影响呈负效应；但中西部地区市场化进程还处于[1.277 5,10.557 0]区间，尽管国有经济规模对地区经济增长影响作用减弱，但未进入负效应阶段。因此，在市场体系尚未完善的转型时期，应该综合考虑市场制度环境和国有企业产权改革，盲目地对国有经济大规模私有化会产生巨大的风险成本，反而不利于地区经济增长和社会稳定。当市场体系尚未完善时，混合所有制经济不失为一种合理的过渡性所有制安排。国有经济和非国有经济都是社会主义市场经济的重要组成部分，是我国社会经济发展的重要基础。当前中国经济转型时期，要处理好政府与市场的关系，推进以完善产权制度和市场化改革为重点的全方位联动改革，深化混合所有制经济改革。一方面，完善产权制度、市场环境的现代化经济体系，鼓励非公有制经济发展，使市场在资源配置中起决定性作用；另一方面，完善社会主义市场经济体制，加快国有经济布局优化、结构调整、战略性重组，更好地发挥政府的作用。