混合所有制改革对中国经济高质量发展的影响

莫龙炯，景维民

（1.广东财经大学 财政税务学院，广东 广州 510320；2.南开大学 经济学院，天津 300071）

一、问题提出

国有企业改革是我国经济体制改革的重要环节，也是国家决策层和学术界关注的重点议题。改革开放以来，粗放型经济增长方式推动了我国经济高速增长，也带来发展不充分不平衡、收入分配不平等、资源消耗和环境污染等严峻问题。与此同时，我国国有企业经历了放权让利、公司股份制、民营化等阶段探索，初步建立了现代企业制度，形成了公有制与市场经济结合的混合所有制治理范式。近年来，中国经济进入新常态时期，国有企业改革步入深水区，所有者缺位、预算软约束等深层次问题依然尚未有效解决，这妨碍了现代企业治理制度的完善，降低了国有经济参与社会主义市场经济建设的效率。十八届三中全会以来党中央多次强调，混合所有制是新一轮国有企业改革的主攻方向。事实上，混合所有制并非全新概念，其一脉相承于20世纪90年代以股权多元化为目标的国有企业产权改革。新时代中国经济从高速增长转向高质量发展阶段，高质量发展是经济体制改革和新一轮国企改革的内在要求。探究混合所有制改革与中国经济高质量发展的内在逻辑关系，已然成为全面深化改革亟须解决的重大问题。

学术界对混合所有制改革的经济后果进行了有益的探索。大部分学者从微观层面研究发现，国有企业产权改革通过降低政策性负担、代理成本等途径改善要素配置和生产率，提升了国有企业绩效（刘小玄，2003［1］；郝阳和龚六堂，2017［2］），最终促进经济增长和提高社会福利（刘伟和李绍荣，2001［3］；Beladiand Chao，2010［4］）。宏观层面上，许召元和张文魁（2015）［5］发现国有企业产权改革通过提高资本动态配置效率、促进TFP增长和外部溢出效应等途径提高经济增速。吴振宇和张文魁（2015）［6］实证发现，国有经济比重下降提高了资金使用效率进而促进经济增长，同时增强平抑消费品价格上涨的能力，促进经济平稳运行。樊纲（2000）［7］论证了所有制结构变化内生于经济体制转型过程中，国有企业同时追求社会福利和利润最大化的双重目标导致国有经济比重下降。莫龙炯和景维民（2018）［8］发现转型时期国有经济规模与地区经济增长存在倒U型关系，混合所有制改革的经济增长效应随市场化进程而变化。

毋庸置疑，国有企业效率的提升是经济高质量发展的必要条件。实际上，混合所有制改革将民营资本引入国有企业，促进多种所有制经济共同发展，不仅通过竞争和激励提高国有企业效率，而且打破政府对民营企业的所有制歧视，更加公平地分配社会资源。然而，鲜有学者系统关注混合所有制改革对经济高质量发展的影响。近年以来，混合所有制改革不仅推进了民营经济发展，而且做大做强了国有经济，保证经济稳定发展，为经济高质量发展提供了必要的条件（黄速建等，2018［9］）。鉴于此，在我国经济转向高质量发展背景下，本文基于新发展理念的视角，采用主成分分析法构建中国经济高质量发展的评价体系，全面考察混合所有制改革对经济效率和创新、协调和稳定、资源利用率和环境保护、人民生活福祉和成果分配等方面的影响。研究发现，混合所有制改革使非国有经济规模增大，对经济创新、绿色、开放、共享发展产生正向作用，而对经济协调和稳定发展影响呈负效应；总体上，混合所有制改革对经济高质量发展具有显著促进作用。

本文的潜在边际贡献在于：第一，在五大新发展理念视角下，采用主成分分析法构建中国经济高质量发展评价体系。大部分文献主要从企业绩效、创新效率、全要素生产率等单方面衡量经济增长质量，相对忽略了综合评价经济高质量发展。第二，从创新、协调、绿色、开放、共享的中国经济高质量发展角度，检验混合所有制改革的政策效应。以往研究更关注混合所有制改革对企业微观效率以及经济增长、社会福利的影响效果。第三，混合所有制已然成为国有企业改革和供给侧结构改革的重点。本文研究结论支持深化混合所有制改革，发挥非国有经济的积极作用，促进国有经济高质量发展。这对于落实中央关于混合所有制改革的战略部署具有理论价值，对当下国企改革和迈向经济高质量发展具有重要实践意义和政策启示。

二、理论分析与研究假设

（一）中国经济高质量发展的理论内涵

一般地，宏观经济学将经济增长概念定义为“生产要素积累（可以看成经济增长数量扩张）、资源利用改进和要素生产率增加（经济增长质量提高）的结果”。经济高质量发展是数量扩张与质量提高的统一。从投入产出理论分析，经济高质量发展的内涵体现为投入产出效率和最终产品或服务的质量。其不仅反映劳动力、物质资本和能源等要素资源的投入产出效率（即劳动、资本生产率和全要素生产率），而且体现投入等量要素生产出质量更好、使用价值更高的产品。从可持续发展与以人为本的思想出发，经济高质量发展的内涵还体现了资源环境成本以及人民生活质量。经济高质量发展不单关注投入产出效率变化，还要考虑资源消耗、环境代价等经济成本以及预期寿命、收入公平性、政治制度等因素，最终让人民共享经济发展成果。

首先，高质量发展是实现经济健康持续发展、建设社会主义现代化国家的必由之路。高质量发展注重完善现代化经济体系、实施创新驱动发展，推动经济质量变革、效率变革、动力变革，提升全要素生产率，最终实现经济健康可持续发展。其次，高质量发展是适应社会主要矛盾变化和满足人民美好生活需求的必然要求。中国特色社会主义制度本质是实现全体人民共同富裕、促进人的全面发展。经济高质量发展要求以人民为中心，让社会经济发展成果公平地惠及全体人民（金碚，2018［10］）。最后，高质量发展是创新性、协调性、稳定性、持续性和分享性的统一，关乎经济、社会、环境的全方位均衡发展。高质量发展不单追求经济增长速度和数量，而是要走生产要素投入低、资源环境成本低、要素配置效率高、经济社会效益好、成果公平分配的质量型发展之路。综上所述，在我国经济进入新时代、适应新变化的背景下，高质量发展以满足人民日益增长的美好生活需要作为评价准则，以创新、协调、绿色、开放和共享的新发展理念作为新要求。创新是高质量发展第一动力，实现经济增长动能转换；协调是高质量发展的内在保障，实现经济均衡、稳定发展；绿色是高质量发展的普遍形态，关乎人与自然和谐相处以及经济健康发展；开放是高质量发展的必由之路，新条件下融入全球价值链分工和内外联动发展；共享是高质量发展的最终目标，共同富裕是可持续发展的动力和源泉。

（二）混合所有制改革对经济高质量发展的影响机理

国有经济在我国国民经济中居于主体地位，非公有制经济是社会主义市场经济的重要组成部分，经济高质量发展需要通过国有资本与非国有资本相互融合发展予以实现。国有资本是人类社会发展史上崭新的资本形态，是社会主义基本制度和市场经济的主要结合点。国有资本既要满足人民日益增长的生活需要，又追求国有资本的保值增值，决定了国有企业的“人格二重性”。国有企业作为“经济人”追求企业利益最大化，作为“政治人”又追求宏观经济调控、充分就业和收入再分配等社会目标（贾立政，2002［11］）。随着社会主义市场经济体制的完善，公有制与市场经济有机结合，实现社会主义制度优势与市场经济效率的有效契合（张宇，2016［12］）。国有企业具有企业性与公益性的双重特性，既追求企业效率和经济利益，又追求社会效益和所有者利益，混合所有制经济是公有制与市场经济结合的重要媒介（曾宪奎，2015［13］）。

社会主义公有制条件下，由于预算软约束、委托代理问题和激励机制缺失、社会政策性负担等原因，导致国有企业低效率。国有企业追求经济利润和社会稳定“双重目标”，使国有经济在市场竞争下容易造成双重效率损失，最终对国民经济产生“增长拖累效应”（刘瑞明和石磊，2010［14］）。混合所有制改革引进非国有资本可以通过改善激励机制、减少代理成本和政策性负担等途径提高国有企业效率（陈林和唐杨柳，2014［15］）。国有股权“一股独大”的股权结构可能导致控股股东的掏空行为，引入不同性质股东相互制衡将会对企业绩效产生积极作用（Zhang Aet al.，2001［16］；谢海洋等，2018［17］）。郭于玮和马弘（2016）［18］实证研究发现，混合所有制中国有股比重与企业绩效呈倒U型关系，非国有股比例增加会提高企业全要素生产率。其次，政府为了追求经济绩效会干预国有企业投资高风险的创新性项目。混合所有制改革引入非国有股权减少了企业承担的政治目标和政策性负担，降低了政府对企业投资决策的干预，有利于企业为价值最大化目标开展创新活动。江轩宇（2016）［19］研究地方国有企业的金字塔层级与企业创新发现，政府放权和股权分置改革通过减轻政策性负担、增加创新意愿提高企业创新能力。李文贵和余明桂（2015）［20］也发现非国有股权对民营化企业的创新活动具有显著的促进效应。此外，随着经济全球化发展，混合所有制改革吸引外商资本，通过技术外溢效应、要素自由流动和合理配置提高资源配置效率；对外开放对经济高质量发展的作用与日俱增（RolandG，2008［21］）。

在我国经济转型背景下，国有经济履行弥补市场失灵、提供社会福利、保障民生和收入再分配等公共职能，是宏观经济调控的政策工具和社会稳定器，对经济发展具有“宏观稳定效应”（刘元春，2001［22］）。首先，国有经济充当经济改革中利益冲突的缓冲器，协调各方利益关系，维护社会经济稳定，使资源得到有效利用与分配。政府通过财政补贴和金融信贷间接控制国有经济实施宏观调控和产业政策，调整优化经济结构。其次，国有经济承担社会福利、公共服务均等化和收入再分配等社会职能，让全体人民共享发展成果。在我国社会保障和医疗卫生体系尚不健全情况下，国有企业在保障就业、冗员安置、职工医疗和保障以及改善民生等方面发挥重要作用。最后，国有企业迫于政治压力承担节约资源、保护环境和减少污染的社会责任。杜雯翠等（2017）［23］研究发现，产权多元化有助于降低污染排放强度；混合所有制改革中保持一定国有经济规模，可以强化环保社会责任，不会为了经济效率而放弃生态环境绩效。因此，国有经济具有宏观经济调控、维护社会稳定、保护环境、改善民生等社会职能，混合所有制改革过程中保持一定的国有经济比重，有利于经济协调和稳定、绿色和共享发展，满足人民对美好生活的需求。

基于上述理论逻辑，国有企业的双重特性使其既追逐经济利益又追求宏观经济调控、充分就业和收入再分配等社会目标，形成了国有经济的“双重效应”（景维民和莫龙炯，2017［24］）。在市场体系和制度环境不完善的情况下，国有经济在宏观经济调控、弥补市场失灵、社会稳定、保障民生和公共服务等方面对经济发展具有“宏观稳定作用”，混合所有制改革中保持一定比例的国有经济规模，对经济协调和稳定、绿色、共享发展具有促进作用。随着市场化改革，非公有制经济成为国民经济的重要组成部分，是经济持续健康发展的重要动力，在稳定增长、增加税收收入、推进技术创新、保障居民收入和就业、改善民生等方面发挥了重要作用。非国有经济发展减缓了国有经济的“增长拖累效应”，对经济创新、绿色、开放和共享发展产生正效应。因此，总体上混合所有制改革引入非国有经济对经济高质量发展具有促进作用。

综上所述，混合所有制改革对经济高质量发展影响的逻辑框架如图1所示。

图1 混合所有制改革对经济高质量发展影响的逻辑框架

三、研究方法与实证策略

（一）中国经济高质量发展评价体系构建

钞小静和任保平（2011）［25］分别从经济结构与稳定性、科技与创新、资源与环境、对外开放、民生福利与成果分配等维度构建中国经济增长质量指数。魏敏和李书昊（2018）［26］从经济结构优化、动力机制转变、开放稳定共享、生态环境和谐和人民生活质量等方面构建经济增长质量评价体系。高质量发展是以新发展理念和以人民为中心的发展思想为基础的，本文借鉴詹新宇和崔培培（2016）［27］以创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念为视角，从效率与创新、经济协调和稳定性、资源和生态环境代价、全面对外开放、成果分配与人民对美好生活向往等维度综合评价中国经济高质量发展评价体系。

第一，效率与创新。新常态下要素驱动的经济增长方式难以为继，经济高质量发展不能单纯依赖要素资源大规模投入，还要实施创新驱动发展、提升全要素生产率，向效率驱动发展方式转变。

第二，协调与稳定。我国高储蓄、高投资、低消费的经济特征导致投资消费结构失衡，部分产业投资增长过快引起生产能力过剩和产业结构失衡，在一定程度上造成金融结构失衡。城乡二元经济结构和收入分配结构失衡导致发展不平衡。坚持协调平稳发展有利于资源有效利用和优化配置。

第三，绿色与开放。绿色发展和生态文明体现经济增长健康水平和可持续能力。中国经济增长要向生态环境友好型方式转变，提高资源利用率、重视生态环境保护。此外，对外开放有助于我国与世界经济有机融合、建立全面开放型经济，提升国际生产要素流动性和资源配置效率。

第四，共享与人民对美好生活向往。新时代经济高质量发展强调以人民为中心的发展思想，实现全体人民共同富裕。共享反映了人民对美好生活向往，本文从收入、消费、教育、医疗卫生服务以及城乡共享、共同富裕等方面去综合评价人民福利水平和成果分配。

本文详细的评价体系和度量方法见表1所列。

表1 中国经济高质量发展评价体系

特别强调的是，本文参考张军等（2004）［28］的做法利用永续盘存法计算资本存量：Kt+1=(1-δ)Kt+It，其中综合折旧率δ为9.6%，用全社会固定资产投资额衡量投资（It），然后使用索洛余值法计算全要素生产率。本文主要借鉴詹新宇和崔培培（2016）的做法，采用农业部门与非农业部门的比较劳动生产率之比衡量城乡二元经济结构，计算公式为城乡二元结构=B1/B2，其中，B1为农业部门比较劳动生产率；B2为非农业部门比较劳动生产率。，其中，G为总产值；L为劳动力总数；G1为农业部门产值；G2为非农业部门产值；L1为农业部门劳动力数；L2为非农业部门劳动力数。

（二）中国经济高质量发展指数测算方法

以往研究文献主要采用相对指数法、因子分析法、熵值法和主成分分析法量化测算中国经济高质量发展指数。鉴于主成分分析法在确定指标权重和反映基础指标贡献方面具有一定优势，本文选择主成分分析法确定各基础指标的权重并合成分指标，最终测度1997-2017年中国各省份经济高质量发展综合指数。具体的指标处理和测算方法如下：首先，对原始数据进行统一数据特性、去量纲化等标准化处理。考虑各基础指标的属性、量纲和数量级不完全一致，需要进行变换处理，以消除指标量纲与数量级的影响。先将基础指标的属性分为正指标、逆指标，对所有逆向指标取倒数处理，使所有基础指标对经济高质量发展的作用趋同化。由于基础指标的数值存在较大差异，可能导致较大数量级的指标具有过高的权重，本文采用均值化方法（用各基础指标除以该变量的平均值）对基础指标进行无量纲化处理。其次，借助软件将多个评价指标转化为综合指标，并保留原始指标的统计信息。具体操作步骤如下：第一步，求特征协方差矩阵及其特征值和特征向量，对基础指标进行主成分分析；第二步，根据负偏协方差矩阵和负偏相关系数矩阵、KMO抽样充分性、碎石图、得分图等指标和方法分析主成分的恰当性，并选择主成分；第三步，根据协方差的特征值确定各主成分的权重，结合特征向量计算指数总得分，最终得到各省份经济高质量发展指数的综合得分。

最终测算1997-2017年中国省际经济高质量发展指数的变化趋势如图2所示（1）。不难发现，除了1998年亚洲金融危机和2008年国际经济危机略有下降波动之外，中国经济高质量发展综合指数呈逐渐上升趋势。其中，创新、绿色、共享分指数与总指数变动趋势相似，协调和稳定分指数的变化趋势比较平稳，没有显著上升；由于受到国际金融危机的影响，开放分指数变化趋势自2008年开始有小幅度下降。

图2 中国经济高质量发展指数变化趋势

（三）实证策略和数据来源

为了从宏观层面分析混合所有制改革对中国经济高质量发展的影响效应，本文将经济高质量发展总指数及各项分指数（Hgdp）作为被解释变量。同时，加入所有制结构的平方项检验混合所有制结构与经济高质量发展之间是否存在非线性关系，建立计量回归模型：

其中，下标i和t分别代表地区和年份；Xit为一系列控制变量；ui表示个体固定效应；γt为时间效应；eit为随机扰动项。本文的关键任务是如何衡量地区混合所有制改革情况。从宏观层面上看，混合所有制经济包括公有制经济和集体、私营、外资、个体等其他不同所有制经济。本文参考莫龙炯和景维民（2018）用所有制结构中非国有经济比重（nsoer）衡量地区混合所有制改革进程。具体采用非国有经济固定投资占全社会固定资产投资比重、非国有单位职工人数占全部就业人数比重作为代理变量。同时，采用索洛剩余法计算地区全要素生产率（TFP）进行稳定性检验。本文首先用混合OLS、固定效应和随机效应模型进行初步回归估计。考虑被解释变量滞后期对当期的影响以及模型中内生性问题，加入经济高质量发展指数的滞后一期为解释变量考察其动态变化，构建动态面板回归模型：

鉴于计量模型可能存在双向因果关系导致内生性问题，本文进一步采用广义矩估计（GMM）方法提高回归结果的稳健性。由于系统广义矩估计法（SYS-GMM）结合了水平和差分变量的滞后项作为工具变量，缓解了差分广义矩估计法（DIF-GMM）容易受到弱工具变量和有限样本偏误的影响。因此，本文主要采用系统GMM估计方法进行稳健性检验，有效缓解动态面板模型的内生性问题。为了估计结果的准确性，又避免与评价体系高度相关，本文参考刘瑞明和石磊（2010）的做法加入一些控制变量：①地区经济增长率（ggdp）。经济增长速度是经济高质量发展的重要条件，经济增长率越高、越可能实现高质量发展。②政府规模（gov）。政府在经济发展过程中扮演重要的角色，政府对经济干预会影响经济高质量发展，本文用政府消费额/地区生产总值衡量地方政府规模。③城镇化（urb）。城镇化使要素资源从低生产率的农业部门向高生产率的其他部门转移，通过提高资源配置效率促进经济高质量发展。④教育水平（edu）。教育是形成人力资本的重要途径，人力资本积累也是促进经济高质量发展的重要动力，主要用教育经费支出占地区财政支出比例衡量地区教育水平。

鉴于原始数据可得性和研究需要，本文最终选择1997-2017年中国30个省份（地区）的样本数据（2）。本研究的原始数据主要来源于国家统计局的国家数据National data、万德Wind数据库以及历年各省统计年鉴、各省科技统计年鉴和各省能源统计年鉴。为了使样本数据具有可比性并减少模型异方差的影响，采用年平均汇率将进出口贸易额和实际利用外商直接投资的美元数据换算成人民币，并将变量数据经过GDP平减指数处理为实际值（以1997年为基期）。本文详细的变量说明、指标度量和描述性统计见表2所列。

表2 变量说明及描述性统计

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

本文分别运用OLS、固定效应和随机效应模型进行初步回归估计，Hausman检验结果表明模型适合选择固定效应模型（FE）。表3第（5）列回归结果显示，混合所有制中非国有经济规模系数为2.326，在1%统计水平上显著，表明非国有经济规模增加有助于提高我国经济高质量发展指数。为了进一步考察混合所有制和经济高质量发展的内在关系，第（6）列加入非国有经济规模的二次项（nsoer2），回归结果发现非国有经济规模的一次项和二次项系数为一负一正，均在1%统计水平上显著。这初步说明了混合所有制改革对我国经济高质量发展的影响呈U型关系，即在经济转型初期市场机制不完善的情况下，国有经济大规模民营化、过快地发展非国有经济不利于经济高质量发展；随着市场化改革和制度环境完善，逐渐建立产权保护、契约法律等制度，混合所有制改革引入非国有经济有助于促进经济高质量发展。

控制变量的回归结果发现，经济增长率（ggdp）回归系数在1%统计水平上显著为正，表明地区经济增长速度是经济高质量发展的重要条件。城镇化进程（urb）和教育水平（edu）的正向作用至少通过10%统计水平检验，城镇化进程促进要素资源从生产率较低的农业部门向生产率高的城镇部门流动，提高经济高质量发展指数；而教育水平提高可以为创新驱动发展积累人力资本，进而助推经济高质量发展。政府规模（gov）回归系数不显著，地方政府在经济增长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”，需要进一步具体分析才能确定其对我国经济高质量发展的影响作用。

表3 基准回归结果

（二）内生性和稳定性检验

基准模型可能由于双向因果关系导致内生性问题，本文加入经济高质量发展的滞后一期为解释变量构建动态面板回归模型，然后采用系统GMM估计方法重新回归，结果见表4所列。AR检验结果表明模型存在一阶相关性但不存在二阶负自相关，Sargan检验结果说明，选择变量滞后性作为工具变量不存在过度识别问题，系统GMM估计较为可信。第（7）列结果显示，非国有经济规模回归系数显著为正，表明非国有经济比重每增加一个百分点，我国经济高质量发展总指数提高0.540。第（8）列加入二次项（nsoer2）后发现，非国有经济规模的一次项和二次项系数为一负一正，均在1%水平上显著，说明非国有经济规模对经济高质量发展的影响呈U型关系。转型初期市场机制不完善，国有部门大规模民营化，过快地发展非国有经济不利于我国经济高质量发展；随着市场化改革的深入，产权、契约等制度环境逐渐完善，混合所有制改革引进非国有经济，通过降低政策性负担和代理成本提高国有部门效率，非国有经济规模增加对中国经济高质量发展产生正向作用。此外，控制变量的回归结果没有发生太多变化；经济高质量发展滞后一期（hgdpit-1）的回归系数在1%统计水平上显著为正，表明经济禀赋可以推动地区经济高质量发展。

表4 稳健性检验结果

为了检验估计结果的稳健性，本文用非国有职工比重（nsoe）代替非国有投资比重（nsoer）衡量非国有经济规模，估计结果见第（9）～（10）列。不难发现，非国有经济规模对经济高质量发展产生正向作用；加入二次项后，非国有经济规模的一次项（soe）和平方项系数（soe2）为一负一正，并且在1%水平上显著，表明非国有经济规模对我国经济高质量发展的影响存在显著U型关系。进一步地，用全要素生产率代替经济高质量发展指数，不管使用非国有投资比重（nsoer）还是非国有职工比重（nsoe）作为解释变量，得到的回归结果与前面结果类似（见第11～12列）。综上结果可知，混合所有制改革引致非国有经济规模增加对我国经济高质量发展影响呈U型关系，现阶段混合所有制结构优化有助于促进我国经济高质量发展，此结论具有一定的稳健性。

（三）分指数回归结果

本文基于五大新发展理念构建经济高质量发展评价体系，因而有必要从创新、协调、绿色、开放、共享等角度进行进一步分析。为此，运用系统GMM估计方法，深入分析混合所有制改革对中国经济高质量发展的影响机制。从表5分指数回归结果中发现：

首先，非国有经济规模对创新、共享发展分指数的影响显著为正。在创新驱动和共享发展的政策背景下，非国有经济发展在技术创新、保障与改善民生等方面发挥了重要作用，有助于中国经济创新和共享发展，促进经济高质量发展。进一步加入二次项（nsoer2）后，非国有经济规模与创新、共享发展分指数之间呈显著“U型”关系。这一结果与总指数回归类似，在市场经济体制不完善情况下，国有经济大规模民营化，过快发展非国有经济不利于创新和共享经济的发展；随着市场化改革深入，产权制度完善和营商环境优化，其他所有制经济发展会促进创新指数提升和共享发展。

其次，非国有经济规模对经济协调稳定分指数的回归系数为-0.283，通过1%显著性水平检验，表明非国有经济规模过大不利于经济协调稳定发展。由于国有经济具有宏观经济稳定效应，非国有经济规模增加导致国有经济比重相对减少，对协调和稳定发展指数产生负向作用；保持一定比重的国有经济规模有助于经济协调和稳定发展。同样地，加入二次项（nsoer2）后，非国有经济规模的一次项回归系数显著为负，二次项系数显著为正。这表明非国有经济规模与经济协调稳定发展分指数之间呈“U型”关系，经济转型时期非国有经济比重增加对经济协调稳定发展产生负向影响。

最后，非国有经济规模对绿色发展、开放指数的影响系数显著为正。改革开放以来，我国积极建立外向型经济发展模式，对外贸易和外商直接投资快速增加，提高了开放程度和技术转移水平，通过技术溢出效应和要素配置效率提高的作用机制推动经济高质量发展。不同之处在于：加入二次项（nsoer2）后，非国有经济规模与绿色发展、经济开放之间呈先上升后下降的“倒U型”关系。这表明了混合所有制改革引入非国有经济规模对绿色发展、经济开放的影响先促进后抑制。可能的解释是：经济转型时期，民营、外资企业等非国有经济通过技术溢出效应实现绿色发展，同时通过经济开放提高要素资源流动与配置效率，推动经济高质量发展。随着非国有经济规模加大，国有经济对环境保护的“宏观稳定效应”减弱，开放扩大使市场竞争越大，反而不利于经济高质量发展。总体上，上述计量结果证实了混合所有制结构优化对中国经济高质量发展具有显著促进作用。

表5 中国经济高质量发展分指数回归结果

五、结论与启示

混合所有制改革使国有经济与其他所有制经济相互融合、制衡和监督约束，提升了国有企业治理效率和宏观经济效率。在中国经济转向高质量发展的背景下，探讨混合所有制结构优化对中国经济高质量发展的影响是值得深究的课题。本文从新发展理念视角构建中国经济高质量发展评价体系，全面探究混合所有制改革进程对中国经济高质量发展的影响。研究发现，非国有经济规模与经济高质量发展总指数之间呈显著U型关系，现阶段优化混合所有制结构引入非国有经济对推动经济高质量发展具有积极作用。分指数回归结果表明：非国有经济规模与绿色发展、经济开放分指数之间呈显著“倒U型”关系，与中国经济高质量发展其他各项分指数之间呈显著“U型”关系；现阶段非国有经济规模增加对经济创新、绿色、开放、共享发展分指数产生正效应，而对经济协调和稳定发展分指数产生负向影响。

本文研究结论有助于理解发展混合所有制经济的理论基础，并为深化混合所有制改革以推进中国经济高质量发展提供重要政策启示。首先，鉴于非国有经济规模对我国经济高质量发展的影响呈U型关系，在深化市场化改革、完善制度环境的情况下，非国有经济规模增加对经济高质量发展产生正向作用。所以，当务之急应该完善现代化经济体系和产权制度、创建公平的市场竞争环境，使市场在资源配置中起决定性作用。其次，尽管非国有经济规模增加可以提高经济创新、绿色、开放、共享等分指数，但国有经济在经济协调和稳定发展指数等方面依然具有一定积极作用。不能一味地对国有经济进行大规模民营化，而应强化国有企业的激励机制、引入非公有制企业竞争，提高国有经济效率，做大做强做优国有经济，更好地发挥国有经济对经济的协调和稳定作用。最后，支持和鼓励非国有经济发展，发挥非国有经济效率和创新的相对优势；同时，大力发展国有资本和民营资本有效融合的混合所有制经济，以混合所有制改革助推中国经济高质量发展。

注 释：

（1）具体计算方法是:将30个省份的总指数和分指数加总，然后求平均值，得到各地区经济高质量发展的变化趋势。

（2）由于西藏地区的很多数据缺失，样本不包括西藏地区；同时，1997年重庆已经成为直辖市，故四川和重庆的数据分开统计，最终样本为30个省份。