王文成，沈紅微，王爔慧

(1.吉林大學中國國有經(jīng)濟研究中心，吉林長春 130012;2.吉林大學經(jīng)濟學院，吉林長春 130012)

國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)研究

王文成1，沈紅微2，王爔慧2

(1.吉林大學中國國有經(jīng)濟研究中心，吉林長春 130012;2.吉林大學經(jīng)濟學院，吉林長春 130012)

選取1980－2010年我國國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟投資水平的年度數(shù)據(jù)，運用相關(guān)的結(jié)構(gòu)突變理論和帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法，對我國國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)進行深入細致的研究。實證研究結(jié)果表明，在長期上，國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資不存在著一個均衡穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系;在1980-1997年，國有經(jīng)濟投資極大地帶動了非國有經(jīng)濟的投資;在1998－2006年，國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的拉動效應(yīng)更加明顯，發(fā)揮了其服務(wù)和助推非國有經(jīng)濟發(fā)展的“助推器”功能;在2007—2010年，盡管“擠進”效應(yīng)仍為主導作用，但國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動能力不足，缺乏廣度和深度。

國有經(jīng)濟投資;非國有經(jīng)濟投資;帶動效應(yīng)

一、引言

自2008年全球金融危機爆發(fā)以來，各國政府均采取了相關(guān)的擴張性宏觀調(diào)控政策來刺激經(jīng)濟的快速復(fù)蘇，對于中國而言，最為明顯的就是政府啟動了4萬億元人民幣的經(jīng)濟刺激計劃。應(yīng)該說，為應(yīng)對經(jīng)濟危機的沖擊，擴張性的政府公共投資政策能夠極大地確保經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，一方面可以拉動總需求(直接促進經(jīng)濟增長)，而另一方面也可以帶動社會投資。在促進經(jīng)濟增長方面，王文成(2011)的研究結(jié)論已經(jīng)表明，在金融危機期間，國有經(jīng)濟的投資能夠迅速調(diào)整以拉動經(jīng)濟的快速上漲。那么，在帶動非國有經(jīng)濟的投資方面，國有經(jīng)濟投資是否也能發(fā)揮出相應(yīng)的正向拉動作用呢?本文擬對此進行深入研究。

關(guān)于國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的拉動效應(yīng)研究，國內(nèi)外學者的研究焦點主要集中在國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的“擠出”、“擠進”效應(yīng)上。一部分學者的研究結(jié)果表明國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資存在著“擠出”效應(yīng)，如Bairam和Ward(1993)考察了25個OECD成員國家，發(fā)現(xiàn)24個國家的政府支出對私人投資有負面影響，其中19個國家的政府支出很大程度上擠出了私人投資［1］，胡琨和陳偉珂(2004)認為政府投資應(yīng)逐步從一般競爭性領(lǐng)域中退出，主要用于市場不能有效配置資源的領(lǐng)域，政府財政投資的使用方向，應(yīng)該從以基礎(chǔ)設(shè)施為主逐步向產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級傾斜［2］。楚爾鳴和魯旭(2008)通過建立三變量SVAR模型分析表明，中國政府投資在一定程度上擠出了私人投資［3］。郭慶然(2010)認為私人投資中的外商投資對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的貢獻不大［4］。一部分學者的研究結(jié)果表明國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資存在著“擠進”效應(yīng)，如Aschauer(1989)認為隨著公共投資支出的擴張，私人資本收益率會提高，從而帶動私人投資的增長。公共資本品比如基礎(chǔ)設(shè)施會提高資本的邊際生產(chǎn)率，因此會對私人投資產(chǎn)生互補效應(yīng)［5］。劉生龍和武麗(2009)認為基礎(chǔ)設(shè)施投資會在短期和長期對經(jīng)濟發(fā)展有正向帶動效應(yīng)［6］。尹貽林和盧晶(2003)運用VAR模型和VECM模型進行了經(jīng)驗分析，結(jié)果表明，在長期內(nèi)，我國公共投資與私人投資之間存在著惟一的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且公共投資對私人投資的綜合效應(yīng)表現(xiàn)為擠入效應(yīng)［7］。汪偉(2009)實證檢驗表明，政府公共投資對私人部門投資在擠進的同時又有擠出，最終起主導作用的是擠進效應(yīng)［8］。也有學者的研究結(jié)果表明國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間不存在著作用關(guān)系，如宋福鐵(2004)采用Granger因果測試模型就國債融資對私人投資的影響進行了檢驗，結(jié)果表明，中國大規(guī)模發(fā)行國債融資實際上尚未對私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但也沒起到刺激私人投資的積極作用［9］。還有學者認為國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間既存在著“擠出”效應(yīng)也存在“擠進”效應(yīng)，如陳時興(2012)［10］。

我們通過比較現(xiàn)有的研究成果不難發(fā)現(xiàn)，之所以會得出不同的國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間關(guān)系的結(jié)論，主要是因為樣本的選取和研究方法的選擇存在著較大差異。一般的研究均是在全樣本空間(未進行階段劃分，但有的研究考慮了長期和短期的特征)上采用一般的時間序列計量分析工具進行的，而幾乎沒有相關(guān)的實證研究將國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資的周期波動特征反映出來。本文認為，在經(jīng)濟周期波動的不同階段上，國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資的形成與發(fā)展應(yīng)存在著一定差異，而不考慮經(jīng)濟周期波動的存在直接對全樣本空間進行分析，很有可能會將國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間可能存在的正負兩個方向的作用機制對沖，而一旦對沖就無法觀測到顯著而準確的效應(yīng)。

鑒于此，本文選取1980－2010年我國國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟投資水平的年度數(shù)據(jù)，運用相關(guān)的結(jié)構(gòu)突變理論和帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法，對我國國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)進行深入細致的研究，以期揭示國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資作用機制的動態(tài)性和階段性特征。

二、數(shù)據(jù)的選取與分析

關(guān)于國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資帶動效應(yīng)的實證研究，本文將使用如下兩個時間序列變量:以INVSOEt表示國有經(jīng)濟投資的時間序列、以INVNSOEt表示非國有經(jīng)濟投資的時間序列。國有經(jīng)濟投資的數(shù)據(jù)采用的是國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額，非國有經(jīng)濟投資的數(shù)據(jù)則用全社會固定資產(chǎn)投資總額減去國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額計算所得。全社會固定資產(chǎn)投資總額與國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)的選取范圍為1980－2010年。

然而，需要注意的是，由于本文選取的樣本空間是1980－2010年，時間跨度較大，因此受價格因素的影響各年投資水平數(shù)據(jù)將不具有可比性，如果使用國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資和非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的現(xiàn)值進行研究將對分析問題的結(jié)果產(chǎn)生一定影響，甚至出現(xiàn)分析結(jié)論的較大偏差。為消除價格因素的影響，使得數(shù)據(jù)具有可比性，本文通過對全社會固定資產(chǎn)投資總額和國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額進行價格指數(shù)平減的方法，將全社會固定資產(chǎn)投資總額和國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額的現(xiàn)值轉(zhuǎn)為不變價格的值(以1980年的不變價格為基礎(chǔ))，平減指數(shù)通過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)計算所得①需要說明的是，在《中國統(tǒng)計年鑒中》中，只有在1991年之后才公布了固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)的數(shù)據(jù)，之前并沒有官方的統(tǒng)計和計算。張軍等(2004)利用《中國國有生產(chǎn)總值核算歷史資料(1952－1995)》提供的以不變價格衡量的固定資本形成總額指數(shù)的計算方法計算的固定資本投資價格指數(shù)等等。特別值得一提的是，張軍等(2004)所計算出的1991－1995年固定資本投資價格指數(shù)與這一時期《中國統(tǒng)計年鑒》所公布的數(shù)據(jù)基本一致，因此本文關(guān)于1980－1990年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)的選取將直接采用張軍等(2004)的計算結(jié)果。。圖1和圖2給出了1980－2010年我國國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的總量變化趨勢和在全社會總投資中的比重變動趨勢。在圖1、圖2中“■”曲線表示國有經(jīng)濟投資，“▲”曲線表示非國有經(jīng)濟投資。

圖1 國有與非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總量

圖2 國有與非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資比重

圖1和圖2清晰地給出了我國國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的總量變化趨勢及其在全社會固定資產(chǎn)投資中的比重變化趨勢。從圖中不難看出，無論是國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量還是非國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量在總體上均呈現(xiàn)出一種不斷增加的趨勢，但增加的幅度具有明顯的階段性:2001年以前不但總量水平較低且增加的幅度較小(1980—2000年，國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量年均增長802.44億元，非國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量年均增長822.57億元)，2001年以后不但總量水平較高且增加的幅度也較大(2001—2010年，國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量年均增長6681.21億元，非國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資年均增長17839.21億元)。另外，從圖1中可明顯看到，在2001年以前，國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量要大于非國有經(jīng)濟的固定資產(chǎn)投資總量，但自2001年起，非國有經(jīng)濟的投資總量超過了國有經(jīng)濟，且這種差距在逐漸地拉大，這一點在圖2中的比重變化趨勢中表現(xiàn)的更為明顯。從圖2可以看到，在整體上，國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的比重呈不斷下降的趨勢而非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的比重呈不斷上升的趨勢，2001年以前國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的比重一直保持著大于非國有經(jīng)濟的狀態(tài)，然而，自2001年開始，非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的比重超過了國有經(jīng)濟，并且這種差距越拉越大。

需要說明的是，本文在實證研究國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)時，將使用兩時間序列的對數(shù)形式(即lnINVSOEt和lnINVNSOEt)，這樣不但不會對實證分析的結(jié)果產(chǎn)生重大影響，同時也能消除異方差因素對實證結(jié)果的影響。那么，通過對這兩個時間序列進行正態(tài)性檢驗可知，lnINVSOEt和lnINVNSOEt的Jarque-Bera統(tǒng)計量分別為1.6890和1.5199，相伴概率值分別為0.4298和0.4677，表明序列殘差項服從正態(tài)分布，通過了正態(tài)性檢驗。

三、國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資關(guān)系的協(xié)整檢驗

采用傳統(tǒng)計量經(jīng)濟理論中的協(xié)整分析方法，對國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間的關(guān)系進行實證研究，以判斷國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間是否存在長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(一)時間序列的平穩(wěn)性檢驗

如果直接對lnINVSOEt和lnINVNSOEt兩個時間序列變量進行協(xié)整分析，可能會出現(xiàn)由于時間序列的非平穩(wěn)性而導致的偽回歸結(jié)果的發(fā)生，那么為避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，我們首先應(yīng)對兩時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。

那么，如前文所述，檢驗時間序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗，本文對lnINVSOEt和lnINVNSOEt兩個時間序列進行單位根檢驗將依然采用ADF檢驗。ADF檢驗的最佳滯后階數(shù)按照SC準則(Schwarz Info Criterion)確定(SC值越小，則滯后階數(shù)越佳)，并選擇常數(shù)而不選擇線性時間趨勢。表1給出了lnINVSOEt和lnINVNSOEt的ADF檢驗結(jié)果。

根據(jù)表1的單位根檢驗結(jié)果可知lnINVSOEt和lnINVNSOEt的水平序列的ADF檢驗值均大于10%顯著性水平下的Mackinnon臨界值(－0.4822＞ －2.6251、0.1457 ＞ －0.6230)，不能拒絕存在單位根的原假設(shè);一階差分后，ΔlnINVSOEt的ADF檢驗值小于5%顯著性水平下的Mackinnon臨界值(－3.1349＜ －2.9719)、ΔlnINVNSOEt的 ADF檢驗值小于1%顯著性水平下的Mackinnon臨界值(－3.9141＜ －3.6793)，表明 ΔlnINVSOEt和ΔlnINVNSOEt分別在5%和1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)。因此，根據(jù)這一檢驗結(jié)果可知，lnINVSOEt和lnINVNSOEt均只存在1個單位根，即同為I(1)過程所生成。

(二)國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資的協(xié)整分析

盡管單位根檢驗的結(jié)果表明lnINVSOEt和ln-INVNSOEt兩個都不是平穩(wěn)的，但根據(jù)協(xié)整理論可知，對于單整階數(shù)相同的時間序列向量，如果存在某種線性組合可以得到一個平穩(wěn)序列，則認為這些非平穩(wěn)的時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，或者說這些序列協(xié)整。而本文單位根檢驗的結(jié)果表明lnINVSOEt和 lnINVNSOEt均只存在1個單位根，符合展開協(xié)整檢驗的基本前提。

對國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間協(xié)整關(guān)系的檢驗，本文使用基于VAR模型的Johansen極大似然估計法。國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間協(xié)整關(guān)系的檢驗結(jié)果見表2。

根據(jù)表2的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果可知，無論是特征根跡檢驗還是最大特征值檢驗均表明國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間根本不存在著長期、均衡、穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間不存在著長期、均衡、穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，一方面或許表明在經(jīng)濟周期波動的不同階段國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟的增長機制存在著差異，而這種差異導致了國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟在經(jīng)濟周期的不同階段上存在著不同的作用機制，從而造成了現(xiàn)有的在整個樣本區(qū)間內(nèi)二者之間不存在長期均衡關(guān)系的結(jié)果，這也與本文的基本預(yù)期相吻合;另一方面，從數(shù)據(jù)的選取角度看，如果時間序列是帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程，卻被錯誤地判斷為單位根過程，進而進行差分處理或協(xié)整分析，可能會得出錯誤的結(jié)論［11］，故本文得到的國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間不存在著長期、均衡、穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系的結(jié)果也可能是由于時間序列存在著結(jié)構(gòu)變化而造成的。

表1 時間序列的單位根檢驗結(jié)果

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

基于此，本文將進一步采用慮及結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法對國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)進行實證研究，選擇這樣的計量經(jīng)濟分析方法，不但能夠準確判斷時間序列數(shù)據(jù)的真實生成過程，同時更重要的是，通過結(jié)構(gòu)突變點的確定，我們可以更加深入地分析在經(jīng)濟周期波動的不同階段上國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資間不同的作用機制。

四、考慮結(jié)構(gòu)變化的國有與非國有經(jīng)濟投資關(guān)系的協(xié)整分析

結(jié)構(gòu)突變問題是由Perron(1989)最早提出的，他在研究美國宏觀經(jīng)濟變量時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性時，開創(chuàng)性地在常規(guī)ADF檢驗基礎(chǔ)上引入結(jié)構(gòu)突變成分，并得出美國絕大部分的宏觀經(jīng)濟變量為帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程的結(jié)論①Perron(1989)通過引入結(jié)構(gòu)突變成分對Nelson和Plosser(1982)所研究的13個宏觀經(jīng)濟變量進行了重新檢驗，發(fā)現(xiàn)其中的10個變量是帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程，這與Nelson和Plosser(1982)所研究的結(jié)論存在著巨大差異。。對于我國的經(jīng)濟社會發(fā)展而言，自改革開放以來，不但經(jīng)歷了經(jīng)濟體制的重大轉(zhuǎn)變，也受到了諸如1997年亞洲金融危機和2008年全球金融危機等經(jīng)濟危機的巨大沖擊，同時各種關(guān)于國有經(jīng)濟調(diào)整和國有企業(yè)改革的政策措施也對國有經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響，這些都有可能導致國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化。為此，本文首先來分析我國的國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資在各種外部環(huán)境的沖擊和影響下是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，并通過相關(guān)方法確定結(jié)構(gòu)突變的時機;在此基礎(chǔ)上，對國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的影響進行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。

(一)結(jié)構(gòu)突變點的確定

關(guān)于結(jié)構(gòu)突變時機的確定，一種方法是，可以根據(jù)政策實施、制度變遷的時間以及較大的歷史事件(經(jīng)濟危機、政治運動等)發(fā)生的時間等預(yù)先設(shè)定，Perron(1989)正是通過這樣的方式將結(jié)構(gòu)突變點預(yù)先設(shè)定為已知的，而這種處理方法也被稱為外生的結(jié)構(gòu)突變點②采用Perron(1989)的方法進行外生結(jié)構(gòu)突變點的確定對結(jié)構(gòu)突變的位置具有極高的條件依賴，在序列的結(jié)構(gòu)變化特征不顯著時，同時由于經(jīng)濟活動普遍具有滯后效應(yīng)，這一處理方式可能失效，而且其對結(jié)構(gòu)突變點的設(shè)定主觀性也比較大。。另一種方法是，Zivot和Andrews(1992)［12］所提出的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點，即假定結(jié)構(gòu)突變點未知，將樣本的所有時間點均作為可能的結(jié)構(gòu)突變點進行一一檢驗，從而準確搜尋結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時機。顯然，內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點的確定體現(xiàn)了“讓數(shù)據(jù)說話”的基本思想，極大地避免了外生結(jié)構(gòu)突變對突變時機設(shè)定的主觀性，因此在應(yīng)用研究中被廣泛使用。但在實際經(jīng)濟問題的研究中，往往會由于樣本空間的選擇及經(jīng)濟變量波動不明顯等因素，即使是采用內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變理論也無法判斷出結(jié)構(gòu)突變位置(即經(jīng)濟變量可能不是通過退化趨勢而獲得的穩(wěn)定過程)，但又確確實實存在著結(jié)構(gòu)上的變化，那么，在這種情況下，就不得不采用第一種方式來處理，即通過政策實施、制度變遷的時間以及較大的歷史事件(經(jīng)濟危機、政治運動等)發(fā)生的時間等來預(yù)先設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點，據(jù)此進行進一步的計量經(jīng)濟問題研究。而本文的處理方式，則是將同時采用內(nèi)生和外生兩種方式來尋找結(jié)構(gòu)突變時機，并通過綜合分析來確定國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資的結(jié)構(gòu)突變點。

1.內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點的確定

所謂內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點的檢驗，如上文所述，就是將樣本的所有時間點均作為可能的結(jié)構(gòu)突變點進行一一檢驗。關(guān)于內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗的基本思想和步驟，王少平和李子奈(2003)［13］進行了詳細介紹，本文不作贅述。內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗的方法有很多，如遞歸檢驗、滾動檢驗、循序檢驗、均值突變的虛擬變量檢驗、均值和趨勢雙突變的虛擬變量檢驗以及退勢檢驗方法等，本文將采用Banerjee、Lumsdaine 和 Stock(1992)［14］的遞歸檢驗、滾動檢驗和循序檢驗(均值變動循序檢驗和趨勢變動循序檢驗)三種方法并借鑒張曉峒(2007)［15］帶有結(jié)構(gòu)突變單位根檢驗程序來對我國國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資進行內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗。

(1)國有經(jīng)濟投資的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點檢驗

我們首先來對國有經(jīng)濟投資的時間序列進行遞歸檢驗①遞歸檢驗的基本思想是首先選擇第一個子樣本的空間(通常取原樣本容量的1/4為標準)，然后逐年擴大子樣本范圍，對每個子樣本進行含有截距項和趨勢項的ADF檢驗，然后再根據(jù)由ADF值組成的時間序列圖判斷是否存在某個ADF值小于遞歸檢驗臨界值，若有某個ADF值小于這個臨界值，說明原序列在此處發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。以確定其是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。由于本文選取的數(shù)據(jù)范圍是1980－2010年(共31個樣本點)，因此遞歸檢驗的子樣本空間分別為1982－1988年②經(jīng)過檢驗我們發(fā)現(xiàn)，ADF檢驗式的滯后階數(shù)取2可以基本上消除自相關(guān)，故實際樣本容量為29。、1982－1989年等等，依此類推，即從1988年開始逐期擴大子樣本空間;然后對每一個子樣本進行形為:

ΔlnINVSOEt= θlnINVSOEt－1+ δ+ γt+α1ΔlnINVSOEt－1+ α2ΔlnINVSOEt－2+ εt的 ADF 檢驗，并將所有子樣本的ADF檢驗值繪制成圖以判斷是否發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。圖3給出了國有經(jīng)濟投資遞歸檢驗的ADF值序列。

圖3 遞歸檢驗值序列

從圖3中清晰可見，國有經(jīng)濟投資的ADF檢驗值序列在選擇的所有子樣本空間上均大于10%顯著性水平下的遞歸檢驗臨界值，因此遞歸檢驗的結(jié)果表明國有經(jīng)濟投資未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。

我們再來使用滾動檢驗③滾動檢驗的基本原理與遞歸檢驗類似，區(qū)別在于所選擇的子樣本空間(此時的子樣本空間一般為原樣本空間的1/3)不是逐期擴大，而是保持不變，并對每個子樣本進行含有截距項和趨勢項的ADF檢驗，然后從ADF檢驗值序列中選擇最小值與相應(yīng)的臨界值進行比較，從而判斷是否發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。來判斷國有經(jīng)濟投資是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。根據(jù)滾動檢驗的基本原理，子樣本空間應(yīng)為1982－1991年、1983－1992年，……，2001－2010年(每個子樣本空間都含有10個樣本)，然后對每個子樣本空間進行形為ΔlnINVSOEt= θlnINVSOEt－1+ δ + γt+α1ΔlnINVSOEt－1+ α2ΔlnINVSOEt－2+ εt的 ADF 檢驗，并從所有子樣本的ADF檢驗值序列中選擇最小的與相應(yīng)的顯著性水平下的臨界值進行比較來判斷是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，圖4給出了國有經(jīng)濟投資滾動檢驗的ADF值序列。從圖4來看，國有經(jīng)濟投資的滾動檢驗ADF值序列也都大于10%顯著性水平下的滾動檢驗臨界值，故也表明國有經(jīng)濟投資并未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。最后，我們來使用循序檢驗①循序檢驗的基本原理是選擇一個子樣本空間(通常為原樣本空間的0.15倍至0.85倍)，并在子樣本空間內(nèi)循序使用虛擬變量改變假想結(jié)構(gòu)發(fā)生突變的時期，即對子樣本進行含有截距項、趨勢項和虛擬變量的循序ADF檢驗，進而通過與相應(yīng)的循序檢驗臨界值進行比較，判斷結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時機。來判斷國有經(jīng)濟投資是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。循序檢驗是在子樣本空間1984－2006年上循序用虛擬變量來假想結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時期，而由于使用了虛擬變量，那么對虛擬變量進行不同定義就可形成兩種循序檢驗方法:若定義虛擬變量為0(t≤k)和1(t＞k)，稱為均值變動的循序檢驗;若定義虛擬變量為0(t≤k)和t－k(t＞k)，則稱之為趨勢變動的循序檢驗。圖5和圖6即給出了國有經(jīng)濟投資的均值變動循序檢驗和趨勢變動循序檢驗的ADF值序列。從循這兩個圖可知，在5%的顯著性水平下，無論是均值變動序檢驗還是趨勢變動循序檢驗的ADF檢驗值序列均大于相應(yīng)的臨界值，表明均值變動循序檢驗和趨勢變動循序檢驗也未檢驗出國有經(jīng)濟投資存在結(jié)構(gòu)突變點。

圖4 滾動檢驗值序列

圖5 均值變動循序檢驗值序列

圖6 趨勢變動循序檢驗值序列

綜合以上3種內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗方法的檢驗結(jié)果可知，在1980—2010年間，我國的國有經(jīng)濟投資序列未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。

(2)非國有經(jīng)濟投資的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點檢驗

類似于上一部分對國有經(jīng)濟投資進行內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變的檢驗，對非國有經(jīng)濟投資序列，我們?nèi)匀皇褂眠f歸檢驗、滾動檢驗和循序檢驗3種方法來識別其發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的時機，圖7－圖10給出了這幾種檢驗方法的檢驗結(jié)果。

根據(jù)圖7－圖10的檢驗結(jié)果可知，無論是遞歸檢驗、滾動檢驗還是均值變動循序檢驗、趨勢變動循序檢驗亦均未檢驗出非國有經(jīng)濟投資序列的結(jié)構(gòu)突變點，表明我國的非國有經(jīng)濟投資也未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。

圖7 遞歸檢驗值序列

圖8 滾動檢驗值序列

圖9 均值變動循序檢驗值序列

圖10 趨勢變動循序檢驗值序列

通過對1980－2010年我國的國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資序列進行內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點的檢驗結(jié)果可知，無論是國有經(jīng)濟投資還是非國有經(jīng)濟投資均未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變，這樣的結(jié)果表明這兩個時間序列并不是通過退勢而得到的趨勢穩(wěn)定過程，而確確實實都是1階的平穩(wěn)過程，這就意味著本文并未錯誤地判斷這兩個時間序列數(shù)據(jù)的生成過程(1階單位根過程)。然而，雖然這兩列數(shù)據(jù)都是1階的單位根過程，但在長期上又不存在均衡的穩(wěn)定關(guān)系，那么結(jié)合本文所研究問題的基本預(yù)期，國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間的作用機制應(yīng)該存在著經(jīng)濟周期波動的階段性變化，故本文將進一步根據(jù)國有經(jīng)濟投資和非國有經(jīng)濟投資的周期波動特征來判斷二者的外生結(jié)構(gòu)突變時機。

2.外生結(jié)構(gòu)突變點的確定

根據(jù)前文的分析，關(guān)于結(jié)構(gòu)突變時機，可以根據(jù)政策實施、制度變遷的時間以及較大的歷史事件(經(jīng)濟危機、政治運動等)發(fā)生的時間等預(yù)先設(shè)定，那么從本文選取的樣本空間上來看，在1980－2010年間，我國的經(jīng)濟發(fā)展從整體上看受到了3個外部環(huán)境變化的沖擊:1992年的經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變、1997年的亞洲金融危機以及2008年的國際金融危機。于是，我們可以較為粗略地判斷這3個時點為我國經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)構(gòu)突變時機。但從經(jīng)濟的實際運行狀況來看，面對外部環(huán)境的沖擊，不同的經(jīng)濟變量可能會表現(xiàn)出超前或滯后的不同反應(yīng)，而并非一定是在當期反應(yīng)出來，因此這種粗略的判斷方式也許不能準確地反映一個具體經(jīng)濟變量的結(jié)構(gòu)變化時機。就本文的實際研究問題來看，我們將通過分析國有經(jīng)濟投資、非國有經(jīng)濟投資以及全社會總投資的實際波動狀況，并結(jié)合3個具體時點的外部沖擊來判斷相應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變時機。圖11和圖12給出了國有經(jīng)濟投資、非國有經(jīng)濟投資以及全社會總投資的波動趨勢變化情況。

圖11 國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟投資的波動特征

圖12 全社會固定資產(chǎn)投資的波動特征

關(guān)于國有經(jīng)濟投資、非國有經(jīng)濟投資以及全社會總投資波動成分的計算采用的是HP濾波方法。根據(jù)圖11可知，國有經(jīng)濟投資的波動成分較為明顯的波峰和波谷出現(xiàn)在1998年和2007年(圖中的實線部分)，而非國有經(jīng)濟投資的波動成分較為明顯的波峰和波谷出現(xiàn)在1996年和2005年(圖中的虛線部分)。這一結(jié)果說明，面對1997年亞洲金融危機的沖擊，非國有經(jīng)濟投資在超前1年就有所反應(yīng)，而國有經(jīng)濟投資則在滯后1年才有所反應(yīng);在面對2008年的全球金融危機的沖擊時，非國有經(jīng)濟的波動成分在提前3年就達到了谷底，而國有經(jīng)濟投資的波動成分則在2007年才達到谷底。此外，國有經(jīng)濟投資波動成分的波峰低于非國有經(jīng)濟投資的波峰，而國有經(jīng)濟投資波動成分的波谷則高于非國有經(jīng)濟投資的波谷，表明非國有經(jīng)濟投資的波動較國有經(jīng)濟投資的波動更加劇烈，即面對外部環(huán)境的沖擊非國有經(jīng)濟投資表現(xiàn)的較為明顯，也即非國有經(jīng)濟投資受外部環(huán)境的影響較大。與非國有經(jīng)濟投資的波動特征相比，國有經(jīng)濟投資的波動較為平和以及國有經(jīng)濟投資面對外部環(huán)境沖擊反應(yīng)的滯后性從某種意義上也表明了國有經(jīng)濟投資有延緩經(jīng)濟快速下滑、避免整個經(jīng)濟跌入更深谷底的功能。因此，從這一角度看，這樣的統(tǒng)計描述結(jié)果也在一定程度上驗證了王文成(2011)［16］關(guān)于國有經(jīng)濟“制動器”功能的理論預(yù)期。

為進一步分析國有經(jīng)濟與非國有經(jīng)濟投資波動的特征，我們再來看全社會總投資的波動情況。全社會總投資波動成分明顯的波峰和波谷出現(xiàn)在1996年和2006年，也均提前于兩次金融危機的發(fā)生，表明投資的波動要領(lǐng)先于經(jīng)濟危機的發(fā)生。全社會總投資波動在1996年的波峰位置與非國有經(jīng)濟投資的波峰位置相同，表明此時期非國有經(jīng)濟投資決定著總投資的走勢，這是因為此時我國剛好經(jīng)歷了社會經(jīng)濟體制的變化以及國有經(jīng)濟改革與發(fā)展處于艱難的歷史時期，而社會主義市場經(jīng)濟體制的建立也極大地促進了非國有經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，于是導致了此時期非國有經(jīng)濟投資是全社會總投資的主導。全社會總投資波動在2006年的波谷位置處于非國有經(jīng)濟投資波動與國有經(jīng)濟投資波動波谷的中間，表明面對不斷惡化的全球金融危機，更加適應(yīng)市場經(jīng)濟環(huán)境的非國有經(jīng)濟的投資持續(xù)受到?jīng)_擊，而具有政策調(diào)控靈活性的國有經(jīng)濟在經(jīng)過不斷探索與改革相對成功后表現(xiàn)出了極大的韌性，這種韌性不但使其自身波動滯后于非國有經(jīng)濟投資波動兩年后到達低谷，也減緩了全社會總投資波動到達低谷的時間(相對于非國有經(jīng)濟投資的波動，全社會總投資波動延遲了1年)，這樣的結(jié)果表明了國有經(jīng)濟投資延緩了全社會總投資的快速下滑，也說明面對外部環(huán)境的巨大沖擊，國有經(jīng)濟投資作為一種政策性的工具很好地發(fā)揮了平抑經(jīng)濟危機沖擊的作用。

雖然國有經(jīng)濟投資、非國有經(jīng)濟投資以及全社會總投資的波動成分出現(xiàn)明顯波峰和波谷的位置不一致，但從總體上看，與兩次金融危機的發(fā)生時間基本吻合，即1997年前后和2008年左右。此外，由于本文的目的在于研究國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的影響，因此本文對結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時機以國有經(jīng)濟投資的結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化的時間點為基準，即本文所判斷的結(jié)構(gòu)變化時機為1998年和2007年，這將有助于后文準確判斷在結(jié)構(gòu)發(fā)生變化前后(經(jīng)濟周期波動的不同階段)國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資作用機制的動態(tài)性和階段性特征。

(二)帶有結(jié)構(gòu)變化的國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資影響的協(xié)整分析

根據(jù)上文的分析，我們已確定了國有經(jīng)濟投資存在著2個結(jié)構(gòu)變化時機，那么本部分將根據(jù)這2個結(jié)構(gòu)變化點，采用帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法來研究國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資影響的階段性和動態(tài)性變化特征，從而進一步深入揭示國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的作用機制。

1.國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資的增長與動態(tài)關(guān)聯(lián)性特征分析

根據(jù)前面的分析可知，國有經(jīng)濟投資的波動成分存在2個結(jié)構(gòu)突變時機，而這2個結(jié)構(gòu)突變點將我們所選取的樣本空間分成了3個階段:1980－1997年、1998－2006年和2007－2010年。下面我們來分析這3個階段上國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資的增長特征及關(guān)聯(lián)性特征。

通過計算可知，在1980－1997年間，國有經(jīng)濟投資的年平均增長率為19.20%(以同比價格計算的環(huán)比增長率，下同)，非國有經(jīng)濟投資的年平均增長率為30.53%;在1998－2006年間，國有經(jīng)濟投資的年平均增長率為10.78%，非國有經(jīng)濟投資的年平均增長率為23.35%;在2007－2010年間，國有經(jīng)濟投資的年平均增長率為26.30%，非國有經(jīng)濟投資的年平均增長率為26.06%。從這一結(jié)果可知，我國的國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資增長確實存在著明顯的結(jié)構(gòu)性變化特征。首先來分析第一個階段，經(jīng)過改革開放的重大歷史轉(zhuǎn)變，盡管在1980－1997年間我國的國有經(jīng)濟比重較大，但隨著改革開放的不斷深入特別是社會主義市場經(jīng)濟體制的建立，我國的非國有經(jīng)濟得到了巨大發(fā)展，非國有經(jīng)濟投資的增速遠遠大于國有經(jīng)濟投資的增速;在經(jīng)歷了較快的增長階段后，特別是經(jīng)過社會主義市場經(jīng)濟體制建立初期的過熱發(fā)展后，自1997年亞洲金融危機以來，無論是國有經(jīng)濟還是非國有經(jīng)濟的投資增速均趨于平緩，兩類投資的增長速度均大幅下降，表明這一時期國有經(jīng)濟和非國有經(jīng)濟的投資均趨于理性，也表明投資并非是此時期經(jīng)濟快速增長的主要驅(qū)動力;面對2008年國際金融危機的沖擊，為確保經(jīng)濟的平穩(wěn)增長，無論是國有經(jīng)濟還是非國有經(jīng)濟的投資增幅均表現(xiàn)出了大幅的上升，特別是國有經(jīng)濟的投資平均增速從1998－2006年的10.78%上升到了26.30%，甚至超過了非國有經(jīng)濟投資的平均增速，國有經(jīng)濟投資增速的上升幅度之大也表明了國有經(jīng)濟投資具有較強的政策靈活性，一旦面對經(jīng)濟危機的沖擊，通過對國有經(jīng)濟投資的調(diào)控，不但可以確保經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，同時也為非國有經(jīng)濟投資的增加提供了巨大保證。下面我們來分析一下國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資在這3個階段上的關(guān)聯(lián)性，表3給出了不同階段上國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間的相關(guān)系數(shù)。

表3 國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間的相關(guān)系數(shù)

從表3可清晰看到，在三個階段上，國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資的相關(guān)系數(shù)均接近于1，說明二者在不同階段上的相關(guān)程度均較高，這一跡象也表明國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間應(yīng)存在著階段性的作用機制。下面本文就將采用帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法來研究我國國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的動態(tài)作用機制。

2.模型設(shè)定和協(xié)整檢驗

帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析模型實際上就是考慮協(xié)整向量的時變性來建立協(xié)整方程。于是，根據(jù)上文所確定的國有經(jīng)濟投資波動的兩個結(jié)構(gòu)變化時點以及對整個樣本空間的階段性劃分，為建立帶有結(jié)構(gòu)變化的國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間的協(xié)整方程，我們首先引入如下兩個虛擬變量

根據(jù)如上兩個虛擬變量D1和D2的設(shè)定，本文將建立如下形式的虛擬變量模型來研究國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資在不同周期波動階段上的影響

其中，α0、α1、α2、β0、β1和 β2為模型的待估參數(shù)。根據(jù)虛擬變量模型的性質(zhì)，β0表示1980－1997年國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的影響程度，β0+β1表示1998－2006年國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的影響程度，β0+β2表示2007－2010年國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的影響程度。

對于上面的模型(1)式，本文將采用Engle和Granger(1987)所提出的E－G兩步法進行協(xié)整分析。E－G兩步法的基本思想是:首先，對模型進行最小二乘回歸(OLS)并計算模型的殘差;然后，對得到的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則OLS估計的結(jié)果即為協(xié)整方程的估計結(jié)果。于是，我們首先對模型(1)式進行OLS估計，得到的估計結(jié)果為(括號內(nèi)為t檢驗值)

其中，調(diào)整R2=0.9950，F(xiàn)統(tǒng)計量為1187.989(相應(yīng)的P值為0.0000);殘差序列的自相關(guān)圖表明在5%的水平上殘差不具有自相關(guān)性，且Jarque-Bera統(tǒng)計量表明殘差是白噪聲序列。

下面，我們對模型(2)式估計得到的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗采用單位根的ADF檢驗方法，同時選擇不含有截距項和趨勢項的檢驗形式，并根據(jù)AIC準則確定最佳滯后階數(shù)。表4給出了殘差序列的ADF檢驗結(jié)果①需要說明的是，由于殘差項是采用OLS估計所得，因此用于檢驗其平穩(wěn)性的估計量往往是向下偏倚的，于是將導致拒絕原假設(shè)的機會比實際情形大，所以對殘差項進行平穩(wěn)性檢驗的ADF臨界值應(yīng)該比正常的臨界值小，而本文正是采用MacKinnon(1991)通過模擬試驗給出的修正的協(xié)整ADF檢驗臨界值。。

表4 殘差序列的單位根檢驗結(jié)果

根據(jù)表4對殘差序列的ADF單位根檢驗結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，殘差序列是平穩(wěn)的。于是，根據(jù)Engle和Granger(1987)我們可以判定，在1980－2010年間，我國的國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資間存在著帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整關(guān)系，而式(2)的估計結(jié)果也即為國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資之間的帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整方程。

3.國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資影響的變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析

從式(2)的估計結(jié)果來看，在1980－1997年，國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的影響系數(shù)為1.2958，t檢驗統(tǒng)計量為36.581，在1%的水平下顯著，表明國有經(jīng)濟投資每增加1%將帶動非國有經(jīng)濟投資增加1.2958%;D1lnINVSOEt的估計參數(shù)為1.0175，且在1%的水平下顯著(t檢驗統(tǒng)計量為5.4687)，表明在1998－2006年間國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)達到了2.3133，即國有經(jīng)濟投資每增加1個百分點將帶動非國有經(jīng)濟投資增加2.3133個百分點;D2lnINVSOEt的估計參數(shù)為－0.4545，相應(yīng)的t檢驗統(tǒng)計量為－1.8771(在10%)的水平下顯著，表明在2007－2010年間國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)下降到了0.8413，即國有經(jīng)濟投資每增加1%將帶動非國有經(jīng)濟投資增加0.8413%。這樣的結(jié)果表明，無論在哪個時期，國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資都存在著“擠進”效應(yīng)，但這種“擠進”效應(yīng)的程度存在著顯著的階段性和差異性特征，下面我們來對這一結(jié)果進行深入分析。

伴隨著改革開放的不斷深化和社會主義市場經(jīng)濟體制的建立，盡管國有經(jīng)濟仍為整個國民經(jīng)濟發(fā)展的絕對主導，但借助于國有經(jīng)濟的發(fā)展基礎(chǔ)，加之于我國經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的不斷完善，非國有經(jīng)濟有了迅猛發(fā)展的“土壤”，從而導致了其投資的不斷增加。而在經(jīng)過1997年的亞洲金融危機沖擊后，同時伴隨國有經(jīng)濟戰(zhàn)略調(diào)整的深化和國有企業(yè)改革成效的顯現(xiàn)以及經(jīng)濟的快速發(fā)展，國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的拉動效應(yīng)更加明顯，這也與王文成(2011)的結(jié)論遙相呼應(yīng):盡管國有經(jīng)濟投資在經(jīng)濟的快速發(fā)展時期(景氣時期)并未對經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接的貢獻，但國有經(jīng)濟通過增加對公共品和具有正的外部效應(yīng)的公共服務(wù)的投資，極大地帶動了非國有經(jīng)濟投資的不斷增加，起到了服務(wù)和助推非國有經(jīng)濟發(fā)展的作用。

然而，值得注意的是，從本文的研究結(jié)果來看，盡管在本輪經(jīng)濟危機期間，國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資仍有著正向的帶動效應(yīng)，即在主導作用上看仍是“擠進”效應(yīng)，但這種帶動效應(yīng)的程度較小，甚至不及改革開放和社會主義市場經(jīng)濟體制建立的初期，特別是D2lnINVSOEt的估計參數(shù)為負，這一方面表明本輪經(jīng)濟危機對經(jīng)濟發(fā)展影響程度的巨大，而另一方面也說明國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動能力不足，缺乏廣度和深度。根據(jù)這一結(jié)果，并結(jié)合王文成(2011)對國有經(jīng)濟投資在本輪經(jīng)濟危機期間對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向拉動作用的結(jié)論，我們認為在經(jīng)濟蕭條或內(nèi)需不足等特殊經(jīng)濟發(fā)展時期，在非國有經(jīng)濟投資意愿在短期內(nèi)很難改變的情況下，為保證整個經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，加大國有經(jīng)濟投資以彌補非國有經(jīng)濟投資的不足來促進經(jīng)濟增長是切實有效的。然而僅僅依靠國有經(jīng)濟投資的擴張來擴大總需求從而保障經(jīng)濟的增長應(yīng)該說或許會缺乏經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性，而從投資的角度看，國有經(jīng)濟對非國有經(jīng)濟的帶動能力顯然還存在著巨大的不足。

五、基本結(jié)論

本文利用1980－2010年我國國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析和帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法，對我國國有經(jīng)濟對非國有經(jīng)濟的帶動效應(yīng)進行實證研究，得到了如下的基本結(jié)論:

第一，在長期上，國有經(jīng)濟投資與非國有經(jīng)濟投資不存在著一個均衡穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，表明國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資并不存在一個持續(xù)、相同的帶動效應(yīng);

第二，在改革開放初期和社會主義市場經(jīng)濟體制建立的初期，借助于國有經(jīng)濟發(fā)展和整個經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境不斷改善的“土壤”，國有經(jīng)濟投資極大地帶動了非國有經(jīng)濟的投資;

第三，伴隨國有經(jīng)濟戰(zhàn)略調(diào)整的深化和國有企業(yè)改革成效的初現(xiàn)以及經(jīng)濟的快速發(fā)展，國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動效應(yīng)更加明顯，發(fā)揮了其服務(wù)和助推非國有經(jīng)濟發(fā)展的“助推器”功能;

第四，在經(jīng)濟危機期間，盡管“擠進”效應(yīng)仍為主導作用，但國有經(jīng)濟投資對非國有經(jīng)濟投資的帶動能力不足，缺乏廣度和深度，同時從投資的角度看，國有經(jīng)濟并未充分體現(xiàn)出在經(jīng)濟陷入低谷后通過其先行啟動發(fā)展帶動非國有經(jīng)濟快速跟進的“牽引器”功能。

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Study on the Driving Effect of Investment by State-owned Economy on Investment by Non-state-owned Economy

WANG Wen-cheng1，SHEN Hong-wei2，WANG Xi－ hui2
(1.The Research Center of the Chinese State-owned Economic，Jilin University，Changchun130012，China;2.Institute of Economics in Jilin University，Changchun130012，China)

Paper selected years 1980-2010 annual data on the level of investment in China's state-owned economy and the non-state-owned economy，Structure catastrophe theory and cointegration with structural changes in analytical methods，intensive research on the effect of the non-state-owned economy，driven by investment in China's state-owned economic investment.The empirical results show that，in the long term，the state-owned economic investment and non-state economic investment does not exist with a balanced and stable cointegration relationship;In 1980-1997，the state-owned economic investment greatly boosted investment in non-state-owned economy;In 1998-2006，the state-owned economic investment pull effect of non-state economic investment more obvious play its services and boost non-state economic development"booster"function;In 2007-2010"crowding-in"effect is still leading role，but the state-owned economic investment capacity to promote the investment of non-state-owned economy，lack the breadth and depth.

state-owned economic investment;non-state economic investment;driving effect

F121.2

A

1002－9753(2013)07－0132－13

2012－10－09

2013－04－11

吉林大學“985工程”中國國有經(jīng)濟改革與發(fā)展哲學社會科學創(chuàng)新基地項目;2012年吉林省社會科學基金項目;(2012B31)。

王文成(1969－)，男，吉林省吉林市人，吉林大學中國國有經(jīng)濟經(jīng)研中心副教授，經(jīng)濟學博士，研究方向:國有經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。

(本文責編:海 洋)