所有制变迁、经济增长与国有经济最优规模
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所有制变迁、经济增长与国有经济最优规模
○ 王建平 张 川
［ 摘要］ 所有制结构的变化不仅影响经济增长 ，而且受经济波动影响，我国长期 “国退民进 ” 和短 期 “国进民退” 具有内在规律和合理性 。由于国有经济比重与经济增长率之间存在长期稳定关系 ， 国有经济在国民经济中存在着最佳规模 。因此，应加快推进国有经济布局和结构的战略性调整 ， 大 力发展民营经济，防范宏观调控政策对微观结构的负面影响 。 ［ 关键词］ 所有制结构变迁； 经济增长； 国有经济； 最优规模 ［ 中图分类号］ F121. 2 ［ 文献标识码］ A ［ 文章编号］ 1006 —012X （ 2012 ） —02 —0181 （ 04 ） ［ 作者］ 王建平，博士研究生，四川大学经济学院 （ 四川省经济发展研究院 ） ，四川成都 610064 张 川，经济师，中国石油西南油气田公司 ，四川成都 610051 影响所有制结构？ 在经济增长的过程中是否存在所有制结构
NO． 2 ． 2012
t， k） 变量 ADF 值 1% 临界值 5% 临界值 10% 临界值 检验形式（ c， Yt － 0. 896 － 2. 642 － 3. 679 － 4. 297 － 3. 670 － 1. 952 － 2. 968 － 3. 568 － 2. 964 － 1. 610 － 2. 623 － 3. 218 － 2. 621 （ c，0 ，0 ） （ c，0 ，0 ） （ c，t，1 ） （ c，t，0 ）
二、数据说明与统计描述
1． 数据说明 本文选取样本数据的时间范围为 1978 ～ 2009 年。 文中数 据均来源于国家统计局公布的数据 ， 包括中国统计出版社出 、 《中国统计年鉴 》 、 版的 《新中国五十五年统计资料汇编》 《中国工业经济统计年鉴 》 以及 《中国劳动统计年鉴 》 。 由于 官方公布数据为当年价计算值 ， 因此在进行计量分析前应将 相关的代表经济总量的绝对数据换算为以不变价计算值 ， 具 体方法是用各个变量均采用名义值除以 GDP 平减指数换算成 真实值，GDP 平减指数的测算采用孙长青 、 李晖的方法。 此 处以 1978 年为基期，1978 年的指数为 100 。 由于现有统计数 据无法直接判断国民经济中国有经济和非国有经济的比重 ， 考虑到数据的可得性， 本文以各所有制工业总产值占工业总 产值的比重来表示所有制结构 。 为方便分析， 本文以国有工 业产值占比表示所有制结构 。
一、引言
改革开放以来，我国所有制结构发生了显著变化 ， 经济 也实现了快速增长。1978 ～ 2009 年， 我国国有经济占比下降 到 26. 74% ，国民生产总值年均增长 9. 9% 。 我国所有制结构 变迁对经济增长的促进作用已成为无可争辩的事实 ， 并得到 了众多学者的证实。 刘伟、 李绍荣 （ 2011 ） 对所有制结构变 化、对经济增长和要素效率的影响进行了研究 ， 发现非国有 经济比重提高会提高劳动和资本的效率 。 王文成 （ 2011 ） 对 不同所有制经济对经济增长的影响进行分析 ， 发现宏观经济 周期对不同所有制经济的经济增长效应有显著影响 。 陈玉 宇、黄国华 （ 2006 ） 发现经济增长率与国有经济规模呈负相 关关系，即 国 有 经 济 具 有 低 效 率 的 特 点 。 张 海 燕、 于 珊 （ 2009 ） 对我国工业经济增长中的所有制结构因素进行了定量 分析，发现非国有经济已成 ECONOMIC SYSTEM 2． 统计描述 改革开放以来， 我国国有工业总产值年均增长 19. 8% ， 低于非国有工业总产值增速 14. 6 个百分点， 国有工业总产值 比重由 1978 年的 77. 6% 下降为 2009 年的 26. 7% 。 从绝对值 分析工业总产值与非国有工业总产值的关系 ， 发现工业总产 值的波动方向与非国有工业总产值波动方向高度一致 （ 如图 1 所示） 。此外，所有制结构的变动与经济增长率的变动趋势也 基本一致，非国有制经济比重的变化和经济增长率的变动朝 相同方向波动。无论从绝对量的变化还是相对量的变化分析 ， 所有制结 构 的 变 化 和 经 济 增 长 率 的 变 化 可 能 存 在 内 在 关 联 （ 如图 2 所示） 。 表1 ADF 单位根检验结果
结论 不平稳 平稳 不平稳 平稳
ΔY t － 4. 759 ※ Xt － 2. 283
ΔX t － 6. 191 ※
由于和是同阶单整序列 ，可通过估计模型 Y t = b + cX t + u t 中的残差序列是否平稳来确定两个序列是否存在协整关系 。 通过残差单位根检验， 检验统计量为 － 4. 997 ， 小于 5% 的显 著性水平下的临界值 － 3. 661 ， 估计残差序列 u t 为平稳序列。 因此，Y t 和 X t 存在协整关系，两者之间存在长期均衡关系 。 2． 数据 Granger 因果关系检验 所有制结构变化能引起经济增长率的变化已得到验证 ， 而经济增长率的变化是否引起所有制结构变化则尚无定论 ， 此处用 Granger 因果关系检验来判断两者之间因果关系 。 具体 结果见表 2 。 表2
［4 ］ ［3 ］ ［2 ］ ［1 ］
的最佳比例。 因此，本文拟对改革开放以来我国所有制结构与经济增 长变化的内在联系进行研究 ， 并试图找出有利于我国经济持 续增长的所有制结构的最优安排 。 本文所指的所有制结构是 指各类经济成分的构成 ， 为便于分析， 本文仅从大体上将所 有制结构划分为国有经济和非国有经济之间的比例关系 。
［5 ］
现有研究证实了我国所有制变迁促进经济增长的现实 ， 却忽视了经济增长对所有制结构的影响及所有制结构的最优 安排。事实上，经济增长率的变化也能影响所有制结构 ， 我 国在 20 世纪 80 年代末和 90 年代末经济增长速度放缓情况下 ， 曾出现了国有经济比重上升的状况 。 全球金融危机爆发后， 国有企业在中央政府的经济刺激计划中担当主要角色 ， 一度 引发了让社会各界特别是理论界高度关注和担忧的 “国进民 退” 问题。这些都引发了笔者的思考 ： 经济增长的变化是否
○ 王建平 张 川
［ 摘要］ 所有制结构的变化不仅影响经济增长 ，而且受经济波动影响，我国长期 “国退民进 ” 和短 期 “国进民退” 具有内在规律和合理性 。由于国有经济比重与经济增长率之间存在长期稳定关系 ， 国有经济在国民经济中存在着最佳规模 。因此，应加快推进国有经济布局和结构的战略性调整 ， 大 力发展民营经济，防范宏观调控政策对微观结构的负面影响 。 ［ 关键词］ 所有制结构变迁； 经济增长； 国有经济； 最优规模 ［ 中图分类号］ F121. 2 ［ 文献标识码］ A ［ 文章编号］ 1006 —012X （ 2012 ） —02 —0181 （ 04 ） ［ 作者］ 王建平，博士研究生，四川大学经济学院 （ 四川省经济发展研究院 ） ，四川成都 610064 张 川，经济师，中国石油西南油气田公司 ，四川成都 610051 影响所有制结构？ 在经济增长的过程中是否存在所有制结构
NO． 2 ． 2012
t， k） 变量 ADF 值 1% 临界值 5% 临界值 10% 临界值 检验形式（ c， Yt － 0. 896 － 2. 642 － 3. 679 － 4. 297 － 3. 670 － 1. 952 － 2. 968 － 3. 568 － 2. 964 － 1. 610 － 2. 623 － 3. 218 － 2. 621 （ c，0 ，0 ） （ c，0 ，0 ） （ c，t，1 ） （ c，t，0 ）
二、数据说明与统计描述
1． 数据说明 本文选取样本数据的时间范围为 1978 ～ 2009 年。 文中数 据均来源于国家统计局公布的数据 ， 包括中国统计出版社出 、 《中国统计年鉴 》 、 版的 《新中国五十五年统计资料汇编》 《中国工业经济统计年鉴 》 以及 《中国劳动统计年鉴 》 。 由于 官方公布数据为当年价计算值 ， 因此在进行计量分析前应将 相关的代表经济总量的绝对数据换算为以不变价计算值 ， 具 体方法是用各个变量均采用名义值除以 GDP 平减指数换算成 真实值，GDP 平减指数的测算采用孙长青 、 李晖的方法。 此 处以 1978 年为基期，1978 年的指数为 100 。 由于现有统计数 据无法直接判断国民经济中国有经济和非国有经济的比重 ， 考虑到数据的可得性， 本文以各所有制工业总产值占工业总 产值的比重来表示所有制结构 。 为方便分析， 本文以国有工 业产值占比表示所有制结构 。
一、引言
改革开放以来，我国所有制结构发生了显著变化 ， 经济 也实现了快速增长。1978 ～ 2009 年， 我国国有经济占比下降 到 26. 74% ，国民生产总值年均增长 9. 9% 。 我国所有制结构 变迁对经济增长的促进作用已成为无可争辩的事实 ， 并得到 了众多学者的证实。 刘伟、 李绍荣 （ 2011 ） 对所有制结构变 化、对经济增长和要素效率的影响进行了研究 ， 发现非国有 经济比重提高会提高劳动和资本的效率 。 王文成 （ 2011 ） 对 不同所有制经济对经济增长的影响进行分析 ， 发现宏观经济 周期对不同所有制经济的经济增长效应有显著影响 。 陈玉 宇、黄国华 （ 2006 ） 发现经济增长率与国有经济规模呈负相 关关系，即 国 有 经 济 具 有 低 效 率 的 特 点 。 张 海 燕、 于 珊 （ 2009 ） 对我国工业经济增长中的所有制结构因素进行了定量 分析，发现非国有经济已成 ECONOMIC SYSTEM 2． 统计描述 改革开放以来， 我国国有工业总产值年均增长 19. 8% ， 低于非国有工业总产值增速 14. 6 个百分点， 国有工业总产值 比重由 1978 年的 77. 6% 下降为 2009 年的 26. 7% 。 从绝对值 分析工业总产值与非国有工业总产值的关系 ， 发现工业总产 值的波动方向与非国有工业总产值波动方向高度一致 （ 如图 1 所示） 。此外，所有制结构的变动与经济增长率的变动趋势也 基本一致，非国有制经济比重的变化和经济增长率的变动朝 相同方向波动。无论从绝对量的变化还是相对量的变化分析 ， 所有制结 构 的 变 化 和 经 济 增 长 率 的 变 化 可 能 存 在 内 在 关 联 （ 如图 2 所示） 。 表1 ADF 单位根检验结果
结论 不平稳 平稳 不平稳 平稳
ΔY t － 4. 759 ※ Xt － 2. 283
ΔX t － 6. 191 ※
由于和是同阶单整序列 ，可通过估计模型 Y t = b + cX t + u t 中的残差序列是否平稳来确定两个序列是否存在协整关系 。 通过残差单位根检验， 检验统计量为 － 4. 997 ， 小于 5% 的显 著性水平下的临界值 － 3. 661 ， 估计残差序列 u t 为平稳序列。 因此，Y t 和 X t 存在协整关系，两者之间存在长期均衡关系 。 2． 数据 Granger 因果关系检验 所有制结构变化能引起经济增长率的变化已得到验证 ， 而经济增长率的变化是否引起所有制结构变化则尚无定论 ， 此处用 Granger 因果关系检验来判断两者之间因果关系 。 具体 结果见表 2 。 表2
［4 ］ ［3 ］ ［2 ］ ［1 ］
的最佳比例。 因此，本文拟对改革开放以来我国所有制结构与经济增 长变化的内在联系进行研究 ， 并试图找出有利于我国经济持 续增长的所有制结构的最优安排 。 本文所指的所有制结构是 指各类经济成分的构成 ， 为便于分析， 本文仅从大体上将所 有制结构划分为国有经济和非国有经济之间的比例关系 。
［5 ］
现有研究证实了我国所有制变迁促进经济增长的现实 ， 却忽视了经济增长对所有制结构的影响及所有制结构的最优 安排。事实上，经济增长率的变化也能影响所有制结构 ， 我 国在 20 世纪 80 年代末和 90 年代末经济增长速度放缓情况下 ， 曾出现了国有经济比重上升的状况 。 全球金融危机爆发后， 国有企业在中央政府的经济刺激计划中担当主要角色 ， 一度 引发了让社会各界特别是理论界高度关注和担忧的 “国进民 退” 问题。这些都引发了笔者的思考 ： 经济增长的变化是否
