国有企业与经济增长：基于基础设施的视角

林毅夫 文永恒 顾艳伟

一、引言

自改革开放以来，国有企业先后经过“利润留成”“承包制”“抓大放小”等改革措施，全要素生产率不断得到提高，诸多实证研究表明在2007年之前国有企业生产率与非国有企业已经相差无几。〔1〕然而，2008年国际金融危机以来国有企业出现一些令人不安的现象，比如产能过剩现象主要出现在国有企业部门，同时国有企业资产负债率也明显高于非国有企业。基于此，当下有学者认为2010年以来我国经济节节下滑与国有企业大幅加杠杆、挤压民企造成资源错配密切相关。〔2〕

然而，上述观点忽视了国际金融危机以来发达国家经济复苏乏力、我国外部需求较危机前大幅下滑的事实。由于上游行业具有生产周期长、计划调整慢的特征〔3〕，外部需求大幅下滑必然导致分布于上游的国有企业经营业绩下滑更多，在此背景下国有企业产能过剩、杠杆高企以及经济增长率节节下滑等现象可能更多地是由于外部需求大幅下滑造成的，并不一定是由国有企业本身效率显著下降所致。在实施“抓大放小”以来，在“有进有退、有所为有所不为”的原则下，国有资产向上游基础设施行业集中的特征非常明显。考虑到基础设施对经济增长具有促进效应〔4〕，这为国有企业促进经济增长提供了证据。

关于国有企业、基础设施与经济增长的文献大体可以分为两类。一类研究聚焦于国有企业自身效率，如姚洋发现国有企业自身效率与其他类型企业相比相对低下。〔5〕2008年国际金融危机之后，这类文献进一步基于微观杠杆率（资产负债率）的所有制分化特征，认为低效率国有企业大幅加杠杆推升了宏观杠杆率。〔6〕另一类研究则强调基础设施对经济增长的影响，如贾根良发现，基础设施能够降低流通成本、推动形成统一市场，促进区域经济增长以及增加社会福利。〔7〕

但研究国有企业通过基础设施投资而促进经济增长的文献还比较少见。20世纪90年代末以来，由于国有资产逐渐向上游具有自然垄断性质的基础设施行业集中，国有企业对经济增长的影响在相当程度上取决于能否消除基础设施瓶颈。本文将基础设施作为一个重要变量，考察国有企业通过基础设施正外部性对经济增长的影响及其机制，弥补了目前研究中的不足。我们发现，国有企业投资可以促进经济增长，且对非国有企业投资、总投资和居民消费均具有促进效应。我们进一步考察了国有企业投资增加时与基础设施相关变量的变化情况，发现当国有企业投资增加时，与交易费用相关的企业成本收入比、企业亏损比例均显著下降，同时资本回报率提高，这提供了国有企业通过基础设施发挥作用的证据。我们也就国有企业对杠杆率的影响进行了考察，分析发现，已有文献从微观杠杆率视角探讨杠杆率的所有制分化时由于忽视了2008年以来宏微观杠杆率出现大幅背离的事实〔8〕，导致分析出现偏差，没能得到本文有关国有企业投资因能够促进经济增长而有助于稳定宏观杠杆率的结论。

由于基础设施供给不足在我国这样的发展中国家构成经济发展瓶颈，国有企业在上游行业占据主导地位对于基础设施充分供给至关重要，在这种情况下单纯的私有化并不是最优的，这一点在一定程度上与刘元春关于国有企业在宏观上有效率的论断基本保持一致。〔9〕同时，本文也为理性看待投资与消费的关系提供了新的思路，主流观点认为投资尤其是国有企业投资太多造成国内居民消费不足。从新结构经济学视角来看，居民消费水平取决于收入水平，收入水平能否提高取决于产业升级和技术创新的速度，而产业升级和技术创新都需要投资才能获得。非国有企业在符合其比较优势的产业和技术领域进行投资具有积极性，但对基础设施却基本无能为力，只能依靠政府和国有企业进行投资解决。正如中共二十大报告所指出的，要“深化国资国企改革，加快国有经济布局优化和结构调整，推动国有资本和国有企业做强做优做大，提升企业核心竞争力”〔10〕。

二、特征事实和研究假设

我们围绕国际金融危机前后国有企业加杠杆和国有企业战略布局调整两个方面提炼特征事实并导出研究假设。

（一）“国有企业大幅加杠杆挤出非国有企业金融资源”存在误解

为应对国际金融危机，我国政府在2008年底果断推出“四万亿”基础设施投资计划，并辅之以宽松货币政策，使得我国经济在2009—2010年率先在全球复苏。但是，已有研究发现宽松刺激政策为宏观经济也带来一系列问题，其中一个比较典型的现象是2008年后国有企业持续显著加杠杆而非国有企业却持续降杠杆。例如，国有企业资产负债率从2007年的56%上升至2015年的62%，而非国有企业却从58%下滑至53%。与杠杆率相对应的是国有部门产能过剩现象更加严重。基于此，国际金融危机后国有企业大幅加杠杆挤出了非国有企业的金融资源，由于国有企业通常被认为效率低于非国有企业，因此资源配置效率在国际金融危机后快速恶化并导致2010年后我国经济增长率不断下滑。

如果上述观点成立，那么国有企业负债占总负债比重应该在2010年后显著提高，与此同时非国有企业负债占比应该显著下降。然而事实却是国有企业负债占比在2010年后稳中趋降，非国有企业负债占比稳中略升。从债务规模占GDP比重来看，2010年以后非国有企业债务占GDP比重的上升幅度明显高于国有企业，前者从2010年的33%上升至2015年的55%，上升了22个百分点，上升幅度为66%；后者从79%上升至101%，上升了22个百分点，上升幅度为28%。〔11〕如果宏观杠杆率攀升主要是由国有企业内部的体制机制问题造成的，那么非国有企业没有国有企业的那些体制机制问题，为何也出现大幅上升？

实际上，“国有企业加杠杆、非国有企业降杠杆”现象与国际金融危机后外部需求大幅下滑以及上游行业生产周期长、计划调整慢的背景密切相关。由于2010年后外部需求持续大幅下滑，与能源、钢铁以及矿产等上游行业相关的大宗商品价格持续大幅回落，而这些行业正是我国国有企业主要分布的行业。在价格下滑背景下，国有企业资产上涨幅度必然小于非国有企业从而导致国有企业资产负债率在2010年后上升更加明显。

（二）国有经济向上游基础设施行业集中

“抓大放小”以来，国有企业内部结构发生了两个重要变化。第一，由于大部分中小型国有企业进行了私有化改革，国有资本在下游竞争性行业的份额急剧下滑。同时，通过在下游竞争性行业放开准入，这些行业里的国有企业面临激烈竞争，经营效率不断提高。已有研究表明，1999年以来国有企业全要素生产率迅速上升，在2005年后基本接近非国有企业〔12〕，在国际金融危机后仍然保持对非国有企业的快速追赶。〔13〕第二，同时也是更为重要的方面，在“抓大放小”后，除了在竞争性行业引入竞争外，国有部门还进行了战略性布局调整。比如，为保持对电力、热力、燃气和水的生产和供应业等行业的绝对控制地位，国有资产配置在该行业的份额从1999年的22.2%上升至2018年的33%（见表1）。与对上游行业加强控制形成对比的是，国有资产配置在医药制造业和设备制造业等下游行业的份额明显下降。

表1 规模以上工业企业国有企业战略性调整

国有资产向上游基础设施行业集中对我国经济发展意义重大。与发达国家不同，改革开放以来，类似我国这样的发展中国家普遍存在基础设施落后的问题，基础设施供给不足经常成为阻碍经济发展的瓶颈。如果我国能够有效提高基础设施供给，那么不仅可以在短期内增加就业，还会因交易费用下降、流通成本降低、市场规模扩大而在长期起到促进经济增长的效果。正因为如此，上游国有企业增加基础设施投资能够对下游竞争性行业产生正外部性从而提高下游行业的生产率；下游竞争性行业得到发展后反过来增加对上游基础设施的需求，而上游国有企业便可以再次增加生产性投资进一步提高下游行业生产率。上下游行业的这种动态发展过程形成市场需求与基础设施供给的良性发展机制。

与非国有企业相比，国有企业控制上游行业具有更高的社会福利水平。这是因为上游基础设施行业通常具有自然垄断特征，如果由非国有企业经营则供给不足的问题难以克服。尽管从理论上讲，国有企业控制上游行业也存在供给不足的问题，但是政府可以利用税收、基金等方式解决一次性大规模投资的资金来源问题，同时指导其产品价格靠近边际成本，从而使基础设施供给接近社会最优水平。〔14〕

综上所述，我们可以得到有关国有企业的三个重要事实。第一，在2008年国际金融危机后，国有企业确实存在显著的加杠杆行为，但不存在所谓的国有企业挤出非国有企业金融资源的问题。第二，20世纪90年代，自中央提出“抓大放小”的国有企业改革战略以来，竞争性行业中的国有企业全要素生产率迅速赶超私营企业，由于竞争的加剧，这一结论在2008年之后仍然成立。第三，由于存在基础设施瓶颈，上游自然垄断行业中的国有企业增加基础设施投资能对下游竞争性行业产生正外部性，上下游企业相互促进、相互补充，共同推动我国经济良性发展。

（三）研究假设

从上文分析可知，由于存在充分竞争的市场，下游竞争性行业中的国有企业是有效率的，从而不存在所谓的国有企业投资挤出非国有企业投资的问题。上游国有企业通过投资基础设施对下游企业具有正向促进效应，从而增加国有企业投资性支出会促进非国有企业发展。因此，从国有企业整体来看，本文提出以下假说：

H1：国有企业投资对经济增长具有正向促进效应，并且这一效应通过基础设施投资的正外部性得到进一步放大。

三、研究设计

我们通过构造国有企业乘数指标度量国有企业投资效率，并对研究假设进行检验。

（一）国有企业投资乘数

本文通过国有企业投资乘数将研究假设进行量化。国有企业投资乘数定义为，国有企业投资每增加1个单位，实际产出就增加几个单位。照此定义，如果国有企业有效率但基础设施供给不足不构成经济发展瓶颈，国有企业投资乘数应该等于1。如果国有企业有效率并且基础设施供给不足构成经济发展瓶颈，那么国有企业投资乘数应该大于1，大于1的部分体现的是基础设施正外部性的大小。

（二）计量模型

参考已有研究〔15〕，构建如下计量模型：

其中，Yt表示实际产出，St表示国有企业投资（实际值），shockt表示国有企业投资的外生变动冲击，Controlst表示其他控制变量，包括滞后一期的实际产出和国有企业投资（均取对数）以及时间趋势项t。（1）式βyh的含义为，国有企业投资在t期外生变动1个单位，h期后的产出与（t-1）期产出的差值与（t-1）期产出的比值变化βyh个单位。（2）式βsh的含义为，国有企业投资在t期外生变动1个单位，h期后的国有企业投资与（t-1）期国有企业投资的差值与（t-1）期产出的比值变化βsh个单位。

根据国有企业投资乘数定义，h期的国有企业投资乘数为βyh/βsh，即国有企业投资在t期增加1个单位，h期后的产出变化值与国有企业投资变化值的比值。由于国有企业投资并非一次性到位，需要持续若干期才能完成，本文使用更加准确的累计乘数概念。国有企业投资累计乘数定义为其含义为：在0—h期内，国有企业投资平均每增加1个单位，实际产出平均增加mh个单位。事实上，（1）式和（2）式可以使用

如下工具变量方程得到：

其中，国有企业投资的外生变动冲击shockt作的工具变量，mh表示h期后的国有企业累计乘数。使用工具变量方程的好处是可直接估计累计乘数的标准差，并根据工具相关性统计量判断国有企业投资乘数估计结果的可靠性。如果假设H1正确，那么mh应该大于1。

（三）国有企业投资冲击的识别

估计（3）式国有企业投资乘数的关键在于准确识别国有企业投资的外生变动冲击shockt。之所以特别强调外生性变动，是因为理性预期的存在会对国有企业投资效果产生严重影响，即在理性预期下，如果国有企业投资行为能够被市场预期到，那么市场可能提前采取应对措施导致国有企业投资增加后其投资效果不显著，因此合理解决理性预期问题构成政策评估的一个关键。〔16〕在我国，通过理性预期影响国有企业投资的一大因素是财政政策。由于国有企业是我国财政政策逆周期调节政策最直接的实施对象〔17〕，其投资行为经常与财政政策方向保持一致，比如国有企业投资增速在2009年大幅上升以及在2011年大幅下滑均与当时财政政策方向高度一致。可以推断，在理性预期下，当经济下行时，理性人预期政府可能实施积极的财政政策，从而增加国有企业的投资。同样当经济扩张时，理性人则可能预期积极财政政策退出从而国有企业投资增速下降。

为检验上述推断，构建如下计量回归方程：

其中，gsoet表示国有企业投资实际值的对数一阶差分，即国有企业投资增速，gyt-1表示上期实际GDP对数的一阶差分，即产出增速，inft-1表示上期的通货膨胀率。

回归结果见表2。表2使用了两种指标衡量国有企业投资：一种为通常意义上的国有企业投资，另一种为更加宽泛的国有控股企业投资。①在样本期间（2004—2015年），国有企业投资平均占国有控股企业投资的74%。可以看出，无论因变量是国有企业投资增速（见列（1））还是国有控股企业投资增速（见列（2））时，产出增速和通货膨胀率的系数均显著为负，并且这一结论即使在加入当期的产出增速后依然显著成立（见列（3）和列（4））。上述结果表明，国有企业投资增速确实依据上一期的实际经济增长率和通货膨胀率对总需求进行逆周期调节。考虑到国有企业和财政政策的关系，这个逆周期调节效应可以认为主要是通过财政政策来实现的。在识别国有企业投资冲击即shockt时应剔除这一内生性变动以得到未被预期到的外生性变动，这个外生性部分可以用（4）式的残差et表示。

表2 国有企业投资逆周期行为检验：2004Q1—2015Q4

通过对残差et进行分析可以发现，2008Q4—2009Q1两个季度对应的冲击值最大，分别相当于约1.6和1.2个标准差，而其他时期的冲击值基本落在正负1个标准差以内，表明国有企业在2008Q4—2009Q1两个季度的投资力度远超市场预期，而在其他时期则并未显著超出或低于市场预期。这个结果与2008年底我国受国际金融危机影响，外部需求遭遇断崖式下滑，政府以国有企业为抓手进行大规模投资，“出手快、出拳重”，从而超出市场预期的共识基本吻合。

有效防范保险公司财务风险问题的发生，应该根据保险公司经营业务领域的实际情况，建立完善保险公司财务风险预警体系，合理的设置财务风险预警指标，综合保险公司经营活动中的财务数据信息以及业务数据信息等，及时发现可能出现的财务风险，进而制定应对措施。同时，还应该充分发挥内部审计的作用，通过内部审计来审查、评价、改善保险公司的业务活动、内部控制和风险管理的适当性和有效性。在内部审计的实施方面，应该增强保险公司内部审计机构的独立性，综合运用审核、观察、监盘、访谈、调查、函证、计算和分析程序等方法，对审计过程中发现的问题及时进行反馈整改，进而确保保险公司内部财务控制目标的实现。

四、计量实证结果

根据前文（3）式，我们考察国有企业投资对其他宏观变量的影响，首先对宏观数据来源和处理过程进行说明。

（一）数据来源和处理过程

本文所用宏观变量包括国有企业投资、非国有企业投资、实际产出、居民消费、资本形成和实体部门杠杆率。其中，实体部门杠杆率数据来自国家资产负债表研究中心（CNBS），国有企业投资数据来自国家统计局，非国有企业投资定义为全社会固定资产投资减去国有控股企业投资后的部分。为了得到实际值，本文使用上述投资变量的名义值平减固定资产价格指数得到。其他变量包括固定资产投资价格指数、GDP平减指数、通货膨胀率、实际产出、居民消费以及资本形成等数据均来自查涛等整理的中国宏观季度数据库。〔18〕①该数据库的一个优点是对各变量均进行了季节性处理，大大简化了个体处理数据可能导致的偏误，数据网址见：https://www.frbatlanta.org/cqer/research/china-macroeconomy。其中，居民消费和资本形成分别使用名义值平减居民消费价格指数和固定资产投资价格指数得到实际值。样本区间为2004Q1—2015Q4。②本文选择2015年作为样本结束点有两个原因：一是国家在2016年开始推行供给侧结构性改革，导致不同国有企业指标出现明显偏离。为保持指标一致性，将样本控制在2016年之前；二是国有企业投资行为在2015年之后出现了与之前明显不同的行为。在2016年之前，国有企业充当逆周期调节的抓手；但在2016年之后，国有企业逆周期特征消失，为满足后文模型估计的前提条件，选择2016年之前数据是比较合理的做法。

（二）实证结果

利用（3）式估计的国有企业投资乘数结果见表3。可以看出，在基准情形下，国有企业投资乘数短期内小于1但随着时间的推移显著超过1，在第4、8、12和16个季度的值分别为0.68、1.39、2.49和2.58，表明国有企业投资增加对非国有部门支出会产生短暂的挤出效应，但这种挤出效应很快便消失了。从中长期和平均意义上看，增加国有企业投资不但对实际产出具有正向促进效应，而且对非国有企业支出也具有挤入效应，从而证实了研究假设H1。上述结果一方面是由于对竞争性行业中的国有企业引入竞争提升效率，这一点能够保证国有企业投资乘数不会显著低于1；另一方面，同时也是更加重要的方面，归功于上游国有企业通过基础设施所产生的正外部性，这一点进一步使得国有企业投资乘数有可能超过1。

表3 国有企业投资乘数

为了保证估计结果的稳健性，本文使用其他两个国有企业投资指标进行检验。第一个指标为国有企业投资与国有独资公司投资之和，这一指标将国有独资公司加以考虑从而扩大了国有企业投资的范围，第二个指标为国有控股企业投资，该指标在国有企业投资基础上，进一步纳入国有资产绝对控股和相对控股的企业投资，其外延比前一指标更大。从表3可以看出，两种指标下的国有企业投资乘数与基准情形相差不大，均呈现出随时间逐渐增大，从小于1到逐渐超过1的特征，在第4、8、12和16个季度的值分别为0.37/0.43、0.95/0.89、1.89/1.98和1.91/2.15，再次证实了国有企业通过竞争效应和基础设施供给渠道对经济增长具有正向促进效应。

（三）国有企业投资对主要宏观经济变量的影响

为更加全面了解国有企业投资的宏观经济效应，在此考察国有企业投资对非国有企业投资、资本形成、产出、居民消费以及实体部门杠杆率的影响。参考已有研究〔19〕，构建如下宏观计量方程：

其中，Xt表示因变量，依次为国有企业投资、非国有企业投资、资本形成、产出、居民消费和实体部门杠杆率（均为实际值，并取对数），soet表示国有企业投资（实际值，取对数），Controlst表示控制变量，包括滞后一期的产出、国有企业投资和因变量自身。γxh表示因变量Xt在第h期对国有企业投资冲击的脉冲反应函数。由于soet具有内生性，本文使用（4）式识别的国有企业投资冲击shockt作为soet的工具变量。各变量脉冲反应函数见图1。

图1 国有企业投资对主要宏观经济变量的影响

可以看出，当正向国有企业投资冲击到来后，国有企业投资当期立即上升，此后逐渐向稳态收敛，符合预期。当国有企业投资增加后，非国有企业投资并未显著下降，而是逐渐上升，且显著性逐步提高，表明增加国有企业投资非但不会挤出非国有企业投资，而且会通过基础设施投资增加所释放的正外部性效应对非国有企业投资在中长期产生的正向促进效应。由于国有企业和非国有企业的投资都显著增加，总投资（即资本形成）显著上升，并持续维持在高位。在总投资明显上升的前提下，产出呈现逐渐上升然后持续高于稳态的特征，这也正是国有企业投资乘数大于1的主要原因。

居民消费水平取决于收入水平，收入水平能否提高则取决于产业升级和技术创新的速度，而产业升级和技术创新都需要投资才能获得，因此投资对居民消费应该具有挤入效应，而非挤出效应。由于非国有企业在符合其比较优势的产业和技术领域进行投资具有积极性，但对基础设施却基本无能为力，只能由政府和国有企业进行投资解决，因此国有企业投资对居民消费也具有挤入效应。本文实证结果支持新结构经济学观点，即从图1可以看出，国有企业投资增加导致产出显著上升，居民消费紧随产出变动且变化幅度基本相当，同样呈现出持续上升并维持高位的特征。

与对居民消费的看法类似，国有企业大幅加杠杆过度投资是造成国际金融危机后宏观杠杆率快速上升的主要原因。一方面，正如第二部分所言，国有企业并未在金融市场上挤出非国有企业；另一方面，国有企业投资增加对中长期经济增长具有促进效应，这对抑制宏观杠杆率具有积极意义。从图1可以看出，国有企业投资增加后，实体部门杠杆率在短期内有所上升，说明实际债务短期内显著上升且增幅高于产出，但是随着产出的持续上升，实体部门杠杆率在中长期出现回落并显著下降。因此，近年来实体部门杠杆率的快速上升并非由国有企业投资所致，而是很大程度上与国际金融危机后持续疲软的外部需求密切相关。

（四）国有企业促进经济增长的机制

前文实证结果基本证实了国有企业投资主要通过基础设施供给渠道促进经济增长的研究假说。本节从新结构经济学视角具体阐述国有企业投资基础设施促进经济增长的机制。

本文认为，一国（地区）的要素禀赋及其结构决定该经济体具有比较优势的最优产业结构和技术结构，但是比较优势不等于竞争优势，政府需要在硬的基础设施和软的制度安排方面发挥积极有为的作用，通过不断降低交易费用的方式把比较优势变成竞争优势。只有这样，本国（地区）经济才会有最低的生产成本、最大的竞争力、最大的经济剩余以及最高的资本回报率。〔20〕

国有企业通过投资基础设施所释放的正外部性主要源于经济发展的基础设施瓶颈不断消除后交易费用不断下降。为了对此进行检验，我们构建一个衡量交易费用的指标——成本收入比，即企业主营业务成本与主营业务收入之比，表示一单位收入对应的成本。如果基础设施降低了交易费用，那么应能够观察到企业单位收入对应成本的下降。同时，如果交易费用下降，那么企业盈利状况应该改善，即资本回报率上升，同时企业亏损比例应该下降。为了对上述猜想进行检验，我们再次利用（5）式实证考察国有企业投资对上述三个指标的影响，脉冲反应函数估计结果见图2。

图2 国有企业投资对非国有企业交易费用、亏损比例和利润的影响

由于本文重点关注国有企业投资基础设施对非国有企业产生的正外部性，我们首先汇报非国有企业的结果。可以看出，国有企业投资增加能够显著降低非国有企业的成本收入比和企业亏损比例，同时显著提高企业资本回报率（利润总额/资产）。与非国有企业相比，国有企业亏损比例也显著下降，但成本收入比并未出现显著下降，同时资本回报率的上升比较短暂。这个结论表明国有企业投资基础设施确实能够显著降低交易费用，与新结构经济学有关有为政府在克服市场失灵、降低交易费用从而促进经济增长方面的理论见解吻合，同时也表明国有企业投资基础设施对其自身并不会产生显著的负面影响。

五、国有企业投资效果与经济周期

国际金融危机后，各界对国有企业投资效率存在较大争议。主流观点认为在经济增长率持续下滑的情况下，继续增加国有企业投资非但不能稳定经济增长，反而容易造成产能过剩并导致经济增长率进一步下滑。这个观点背后其实涉及国有企业投资效果与经济周期的关系。根据主流观点，国有企业投资乘数在经济衰退期应该明显小于1。

为考察上述非线性效应，本文将（3）式的线性模型拓展为如下非线性方程：

其中，It-1表示二值变量，当经济处于衰退期时取1，处 于 繁荣期取0。令It-1·shockt和(1-It-1)·shockt作为的工具变量。其他变量含义与（3）式保持一致。这样，mrj和mbj分别表示衰退期和繁荣期的国有企业投资乘数。根据主流观点，mrj应该显著小于1。

基于已有文献通常做法〔21〕，本文依据过去七个季度的实际GDP环比增速的移动平均值作为判断经济繁荣期和衰退期的标准。首先令zt=(lyt-1-lyt-8)/7，lyt表示t期实际GDP的自然对数值，然后选择序列zt最低的50%的样本数作为衰退期，其他时期为繁荣期。这样定义得到的衰退期为2005Q1、2009Q1—2010Q2和2011Q4—2015Q4，繁荣期为2003Q4—2004Q4、2005Q2—2008Q4和2010Q3—2011Q3。可以看出，这个方法区分出的经济衰退期与国内各界质疑国有企业投资效果下滑的时间段高度一致，从而能够确保检验的准确性。估计结果见表4。

表4 不同经济状态下的国有企业投资乘数

可以看出，衰退期/繁荣期的国有企业投资乘数在第4、8、12和16个季度分别为0.90/0.53、2.39/1.01、2.90/2.34、2.52/2.08，均呈现出逐渐上升并超过1的特征，并且衰退期的乘数并不低于繁荣期乘数，甚至短期内前者更大。这个结果表明，国有企业投资在2009年以及2012—2015年对稳定经济增长具有积极意义，并没有主流观点所认为的投资效率严重下滑的问题。并且，这一结论对于另外两个国有企业（包含国有独资企业后的国有企业和国有控股企业）投资指标仍然稳健。

为进一步考察国有企业投资宏观经济效应与经济周期的关系，将（5）式拓展为如下非线性形式的方程（7）。

其中，Xt表示关注的宏观经济变量，It-1表示前文定义的经济状态。γxrh和γxbh表示h期后的Xt分别在衰退期和繁荣期对国有企业投资冲击所作出的脉冲反应函数。其他变量含义与（5）式保持一致。为避免内生性，令It-1·shockt和(1-It-1)·shockt作为It-1·soet和(1-It-1)·soet的工具变量。脉冲反应函数见图3。

图3 不同经济周期下的国有企业投资效果

结果表明，当Xt分别表示国有企业投资、产出和非国有企业投资时，衰退期和繁荣期的脉冲反应函数均与线性情形（即（5）式）保持一致。当国有企业投资增加时，产出均显著上升并维持在高位。正是由于这一点，衰退期的国有企业投资乘数并不显著低于繁荣期。与之相一致的是，在衰退期增加国有企业投资并未挤出非国有企业投资，反而在中长期对后者具有正向促进效应。

与线性情形不同，国有企业投资增加在短期内对实体部门杠杆率的影响与经济周期存在密切关系。①使用M2/GDP衡量宏观杠杆率也能得到类似结果。从图3可以看出，尽管中长期内实体部门杠杆率均出现显著下降，但短期内的影响存在显著不同——在衰退期，实体部门杠杆率很快转为下降，但在繁荣期实体部门杠杆率上升时间比较长。本文猜想这是由于衰退期的商品价格相对较低，从而国有企业投资成本相对较低，对债务的推升效应比较弱。此外，尽管在繁荣期，十个季度内国有企业投资会提升宏观杠杆率，但是在十个季度后其会降低宏观杠杆率；并且与繁荣期相反，其在衰退期不会显著提高宏观杠杆率。这个结果表明，在经济萧条期增加国有企业投资不但能够起到很强的稳增长效应，而且不会增加宏观经济的债务风险，尽管在繁荣期国有企业投资短期会带来比较明显的债务风险，但在中期会慢慢降低。这可能是因为在经济衰退期，总需求下降，价格水平比较低，政府推动投资可以拉动总需求、提高价格，使得宏观杠杆率的分母提升幅度大于分子上升幅度。

总结来看，国有企业投资效率在国际金融危机期间和2012—2015年并未出现显著下降。正如第二部分所言，与国际金融危机之前相比，危机后竞争性行业中的国有企业面临更加激烈的竞争，上游自然垄断部门中的国有企业继续主导基础设施投资，破除经济发展瓶颈，提高长期经济增长率，这些都保证了国际金融危机后国有企业投资效率不会显著下降。近年来，国有企业产能过剩和实际经济增长率节节下滑现象同时出现，但并不必然意味着国有企业投资效率下降导致经济增长率下滑。

六、结论

国有企业对经济增长的影响历来存在争议，“国进民退”思潮再次将国有企业改革推向风口浪尖。但是，经过40多年的高速经济增长，国有企业已基本符合由国内要素禀赋所决定的比较优势，过去围绕扶持国有企业所进行的政府补贴已由“雪中送炭”变为“锦上添花”〔22〕，国有企业对经济增长的影响作用早已发生了变化。由于我国的现实情况非常复杂，本文只是从基础设施这一视角进行了国有企业影响经济增长的机制分析。通过实证研究，发现以下四点结论：第一，国有企业投资水平的提高可以促进经济增长。第二，国有企业投资水平的提高能够以增加基础设施供给的方式降低市场的交易费用，提高资本回报率，拉动非国有企业投资，促进居民消费。第三，国有企业投资水平的提高在中长期通过做大分母方式而有助于抑制宏观杠杆率、化解债务风险。第四，上述国有企业投资效果并未在国际金融危机期间以及2012—2015年等经济下行阶段发生显著变化。

已有文献忽视了国有企业向上游基础设施行业集中，进而可能通过基础设施这一渠道对经济增长产生作用的机制。本文也给政策制定者提供了一个全面理解国有企业作用的视角，即不仅要关注国有企业自身效率问题，更要关注国有企业通过投资基础设施、对实体经济产生正外部性的间接效应。在发展中国家，基础设施供给不足是普遍存在的现象，由于得不到有效解决，交易费用过高，导致流通成本居高不下、区域贸易量难以增加、市场规模扩张受限，陷入发展停滞的国家比比皆是。而我国则创造性地通过国有企业向上游基础设施行业集中，破解了基础设施供给不足的问题，已初步形成具有超大规模优势的基础设施网络，成为保障国内国际经济循环畅通和要素高效流动的主动脉，有力支持了经济社会发展。但也要看到，目前我国基础设施同国家发展和安全保障需要相比还不适应，在畅通国内循环、城乡区域协调发展、建设全国统一大市场、建设现代流通体系、赋能产业升级等方面仍存在短板，在区域分布、功能类型等方面依然存在结构性矛盾，未来仍需继续发挥国有企业主导基础设施建设的关键作用。应努力实现政治责任、经济责任和社会责任的高度统一，短期自身利益与长期国家利益的统一，处理好让利社会与企业收益的关系，促进经济社会健康、稳定、可持续发展。