程承坪，程 鵬

(武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

一、引言

改革開放以來，特別是確立社會主義市場經濟體制以來，有關國有經濟和私營經濟在國民經濟中所占比重應該降低還是擴大的爭論一直持續(xù)不斷。有部分學者認為，由于國有經濟依靠行政壟斷獲取利潤，效率低下，擾亂了市場經濟的正常秩序，所以國有經濟應退出競爭性領域(吳敬璉，2012)［1］100-103。更有少部分激進的學者認為，國有經濟絕大部分應當全盤私有化(張維迎，2013;張文魁，2012)［2］16，［3］。但有些學者則較為理性和客觀，認為國有經濟有其存在的現(xiàn)實基礎，保持一定比重的國有經濟不但有利于夯實中國社會主義市場經濟體制的根基，也有利于中國經濟的平穩(wěn)增長(季曉楠，2013;林崗和張晨，2013;程承坪，2013)［4］，［5］5-15，［6］113-120。事 實 上，這 些 年 來，隨 著 國 有 經濟①國有經濟有廣義和狹義之分，廣義的國有經濟指以經濟資源歸國家所有為基礎的一切經濟活動和過程;狹義的國有經濟一般指國有企業(yè)。本文主要從狹義的角度使用國有經濟這一概念。比重的不斷下降，中國收入分配不平等的程度日益加劇(唐未兵和傅元海，2013)［7］47-61，中國經濟增長也出現(xiàn)了較大幅度的波動，這一現(xiàn)象引起了國內外的廣泛關注。然而，國有經濟比重下降與中國經濟增長出現(xiàn)較大幅度的波動之間存在一種怎樣的關系，多數(shù)學者以定性分析為主，少數(shù)學者關于國有經濟對經濟增長的實證研究，缺乏對國有經濟比重下降對經濟增長的波動有怎樣的影響、影響有多大等重要問題的深入研究。針對這一研究缺陷，本文利用1980—2012年的統(tǒng)計數(shù)據，建立向量自回歸模型及誤差修正模型，以研究國有經濟比重的變化與中國經濟增長波動的短期和長期關系，并利用脈沖響應函數(shù)和方差分解，明確國有經濟比重的變化對中國經濟增長的波動幅度，以及各項沖擊對經濟增長波動幅度的貢獻程度。研究結果表明，在控制了其他影響因素的情況下，國有經濟比重的變化與經濟增長波動存在正向協(xié)整的長期均衡關系，隨著國有經濟比重的下降，中國經濟增長的波動幅度不斷加大。這一研究結果對于現(xiàn)階段深入推進國有經濟改革具有十分重要的理論意義和實踐指導意義。

二、文獻述評、相關概念和理論分析基礎

1.相關文獻的簡要述評

詹新宇、方福前(2012)通過在標準真實經濟周期模型的基礎上，引入國有、民營經濟兩類異質性的廠商，來研究中國經濟波動的問題。其主要結論是，中國國有經濟改革深入推進所引起的國有經濟雙重經營目標(利潤目標和規(guī)模目標)相對權重的變動，是影響中國2000年前后經濟波動出現(xiàn)平穩(wěn)化趨勢的重要波動源。［8］11-22但是，一方面該理論模型的假設條件過于理想化，且理論模型中經濟利潤目標權重的設定很難在實際經濟中找到合適的量化指標來佐證;另一方面作者對國有經濟比重下降對經濟增長的影響程度沒有論及。

李鋼、何然(2014)在對工業(yè)數(shù)據進行測度的基礎上，以構建國有經濟控制力的形式，試圖說明國有經濟占比下降可以與國有經濟的控制力的提高相互并存，并且國有經濟比重下降在一定程度和范圍內有助于提升國有經濟的控制力，進而有利于熨平中國經濟周期的波動。［9］124-137然而，該研究結果是經不起推敲的，因為國有經濟控制力的提高必須建立在國有經濟占有相當份額的基礎之上，國有經濟占比的不斷下降不可能大幅度地提高其對國民經濟的控制力。

隨著國有經濟改革的不斷推進和深入，也有不少學者對國有經濟規(guī)模的大小與國有經濟的角色和地位進行了理性思考，認為國有經濟比重的不斷下降可能存在令人隱憂的結果。嚴漢平、焦少飛、白永秀(2008)認為，國有經濟戰(zhàn)略的調整應遵循與經濟體制改革進程相結合，堅持市場機制與政府推動相結合等六原則，以保證國有經濟戰(zhàn)略調整的全面性與科學性。［10］20-24謝地、高鶴文(2010)從宏觀、中觀和微觀三個層面明確了國有經濟在經濟社會生活中所處的地位和扮演的角色，認為國有經濟不能一味的“一退了之”、“騰籠換鳥”。［11］1-25寧向東、吳曉亮(2010)在公共經濟范疇的基礎上，建立了一個企業(yè)產權類型的模型，當企業(yè)產權類型的決策者是執(zhí)政黨時，國有產權的規(guī)模與范圍就不僅僅來自于社會福利方面的因素，還取決于執(zhí)政黨對于社會資源(尤其是企業(yè))的控制，以及由此而來的、保證執(zhí)政地位強化方面的因素。［12］4-16

上述研究具有重要的啟示意義，但是這些文獻大多數(shù)都是以定性分析的形式展開的，缺乏實證檢驗的支撐。基于此，我們不能確切地知道，在長期中，國有經濟比重的下降是否放大了中國經濟增長的波動?波動的幅度有多大?本文試圖通過計量經濟分析，建立一個VAR模型及其VEC模型，對此問題予以回答。

2.相關概念和理論分析基礎

經濟波動指國民經濟運行的波動，它除了表現(xiàn)為經濟增長率或人均GDP的波動外，還要反映出人們消費水平、就業(yè)水平、物價水平乃至產業(yè)結構等方面的顯著變動，是國民經濟運行整體狀態(tài)的變動(沈炳珍和牟安平，2001)［13］13-16。而經濟增長率波動，與經濟波動有所不同，主要是指國民經濟的實際產出水平(GDP增長率和人均GDP)相對于其增長趨勢所發(fā)生的偏離程度。在本文中，經濟增長率波動指的是，1980—2012年中國實際GDP增長率或實際人均GDP(請見圖1)相對于其變化趨勢所發(fā)生的偏離程度。本文主要研究經濟增長率波動與國有經濟比重之間的關系，不打算擴展到經濟波動。

圖1 1980—2012年中國名義和實際GDP增長率以及名義和實際人均GDP① 實際GDP增長率=名義GDP增長率/GDP指數(shù)，實際人均GDP=名義人均GDP/GDP指數(shù)。本文實際GDP增長率和實際人均GDP均以1978年為基期計算，相關數(shù)據來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

影響經濟增長率波動的因素有很多，從供給類型或生產要素來看，有資本、勞動力、技術水平等;從需求類型來看，主要有投資、消費和出口?；谘芯康男枰?，本文主要從需求的角度來展開研究。因此，對于關鍵解釋變量之一——國有經濟比重(SOE)，按照慣例，我們用國有經濟的社會固定資產投資占全社會固定資產投資的份額(SOE_SFI)來表示。如圖2所示，國有經濟比重從1980年的81.89%降至2012年的25.68%，年均降幅為1.7%。

此外，由于市場化程度對經濟增長率波動的影響較大，因此，本文用于衡量經濟增長率波動的另一個關鍵解釋變量是市場化程度。由于最終消費支出和對外開放程度，也對經濟增長率的波動產生影響。為了較好地反映國有經濟比重變化對經濟增長率波動的影響，有必要控制住最終消費支出和對外開放程度這兩個變量。

圖2 1980—2012年中國國有經濟在全社會固定資產中所占比重② 數(shù)據來自歷年《中國固定資產統(tǒng)計年鑒》。

對于經濟增長率波動的衡量方法，主要有HP濾波法、BP濾波法等，這兩種方法都是較為成熟的方法，其基本思路都是將實際GDP增長率分解為趨勢成分和周期成分，然后通過去趨勢項以得到波動項。目前各類研究多采用HP濾波法，本文亦采用這一方法。

我們將經濟的實際產出Yt視為趨勢成分和周期成分的綜合結果，因此，實際產出為?；?，可以通過最小化式(1)來衡量實際產出的波動情況:

三、基礎模型、變量說明及相關檢驗

1.基礎模型與變量說明

根據上述理論分析，我們建立如下計量模型:

在式(2)和式(3)中，RGDP表示實際GDP的增長率;PCGDP表示實際人均GDP的對數(shù)值;SOE表示國有經濟的比重，它用全社會固定資產投資中國有經濟成分的比重來衡量(詹新宇和方福前，2012;孫琳琳和任若恩，2005)［8］11-22，［14］17-35;FCEX 表示最終消費支出;M 與 OPEN為計量模型中衡量經濟制度改革的變量，M為市場化程度，由全社會固定資產投資中“外資、自籌資金和其他投資”三項投資占總投資的比重來表示，OPEN為進出口總額與國內生產總值的比率，用以衡量中國經濟對外開放的程度①數(shù)據來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。。FCEX，OPEN為控制變量;ε和u為隨機誤差項。

由于我們需要衡量的是國有經濟比重的變化對中國經濟增長率波動的影響，因此要對模型(2)做一些調整。由HP濾波法的基本思路可知，實際產出Y=YT+YC，YC=Y-YT為周期成分，也可以視為產出缺口，反映了實際產出的波動程度，我們用_Y表示?；诖耍梢詫δＰ?2)做去趨勢化處理:

模型(4)和模型(5)分別表示國有經濟比重變化的沖擊、消費沖擊、制度沖擊(包括市場化沖擊和對外開放程度的沖擊)對經濟增長率的波動或實際人均GDP波動的影響。由于本文主要考察變量_SOE的系數(shù)α1、β1和變量_M的系數(shù)α3、β3的符號，因此，如果_SOE的系數(shù)符號為負，那么我們就可以認為國有經濟比重的變化與經濟增長率波動的幅度負相關;反之，則認為國有經濟比重的變化與經濟增長波動的幅度正相關。其他變量系數(shù)的解釋類似。

2.ADF平穩(wěn)性檢驗

表1 各解釋變量的ADF平穩(wěn)性檢驗

為防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，時間序列模型首先必須要進行單位根平穩(wěn)性檢驗。單位根平穩(wěn)性檢驗的比較常用的方法有DF檢驗和ADF檢驗。然而，只有當序列是AR(1)時DF檢驗才有效，因此其具有一定的局限性。ADF則不受該條件限制，故本文采用ADF檢驗。ADF檢驗模型為:

我們需要對式(6)中的系數(shù)γ進行顯著性檢驗，原假設H0:γ=0，即序列存在一個單位根;H1:Y＜0，即序列不存在單位根。檢驗結果見表1。

3.格蘭杰因果關系檢驗①另一個關鍵解釋變量，市場化程度_M與被解釋變量，以及各解釋變量之間也存在格蘭杰因果關系，但限于篇幅，這里略去相關檢驗結果，如果需要可向作者索取。

表2 格蘭杰因果關系檢驗

模型(4)和模型(5)僅簡單表明了解釋變量對被解釋變量的影響狀況，并未給出各解釋變量與被解釋變量之間的因果關系，因此，我們有必要對解釋變量和被解釋變量間的因果關系進行檢驗。表2給出了關鍵解釋變量_SOE與被解釋變量的格蘭杰因果關系檢驗的結果。

表2的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，滯后1期與滯后2期的_RGDP和_PCGDP是_SOE的格蘭杰原因;滯后4期的_RGDP和_PCGDP分別與_SOE互為格蘭杰因果關系;滯后5—7期的_SOE是_RGDP和_PCGDP的格蘭杰原因，從第8期開始，_SOE對_RGDP和_PCGDP的影響均不顯著。這說明國有經濟比重的變化確實是中國經濟增長率波動的原因，但具有一定的滯后作用，而且該滯后作用是有限期的，經濟增長率波動反過來從一開始就對國有經濟比重的變化產生影響，但是從滯后5期開始，這種影響并不顯著。

四、向量自回歸(VAR)模型及誤差修正(VEC)模型

1.VAR模型的建立

格蘭杰因果關系檢驗表明，經濟增長率波動、國有經濟比重、最終消費支出、市場化程度以及對外開放程度之間存在相互影響的關系，且ADF平穩(wěn)性檢驗表明各變量均為平穩(wěn)序列，因此，我們可以建立一個非限制性的VAR模型。

我們采用下述p階非限制性VAR模型:

式(7)中，被解釋變量Y與解釋變量X均為一個由n個內生變量構成的(n×1)維列向量;c=(c1，c2，…，cn)T是VAR模型的截距向量;ψi和ωi為(n×n)維向量，是被解釋變量滯后項與各解釋變量的系數(shù);εi為隨機誤差項，假設其為白噪聲。根據選擇標準，當被解釋變量為_RGDP或_PCGDP時，各項檢驗均顯示為4期，所以，我們將VAR模型的滯后4期作為分析的基本模型，檢驗結果見表3:

表3 VAR模型滯后階數(shù)檢驗

2.協(xié)整檢驗

我們通過Johansen檢驗來判斷各變量之間是否存在協(xié)整關系。由ADF平穩(wěn)性檢驗可知，多數(shù)變量均含有常數(shù)項但無線性趨勢項(見表1)，因此，相應的協(xié)整模型也應該是有常數(shù)項，但無線性趨勢項的(Ohansen S，1994)［15］205-229。

表4顯示了計量模型的Johansen協(xié)整檢驗結果，從數(shù)據中可以看出，在1980—2012年間，被解釋變量_RGDP或_FCEX均與各解釋變量在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關系，Trace跡檢驗和最大特征值檢驗顯示各變量間存在兩個協(xié)整向量。

表4 Johansen協(xié)整檢驗

3.建立VEC模型

誤差修正模型(ECM)是由恩格爾和格蘭杰于1987年提出的。ECM的基本思想是，如果變量之間存在著協(xié)整關系，那么這些變量之間就存在著一定的長期均衡關系，而且這種長期均衡關系是在短期波動的過程中不斷調整得到的，也就是說存在一個誤差修正的調節(jié)機制，保證了變量間長期均衡關系不會出現(xiàn)較大的誤差。

表4的Johansen協(xié)整檢驗結果顯示，各變量間存在兩個協(xié)整向量。在此基礎上，為了探究國有經濟比重、消費支出、制度等對經濟增長率波動這種短期波動的影響以及長期均衡關系，本文進一步地建立式(9)形式的向量誤差修正(VEC)模型:

在式(8)中，ecm為誤差修正項，系數(shù)α反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時將其調整到均衡狀態(tài)的程度，所有解釋變量的差分項表示短期波動，其系數(shù)φi和φi表示解釋變量的短期波動作為對被解釋變量的短期波動的影響。

根據以上分析結果，并結合“若VAR模型為p階時，其VEC模型的滯后階數(shù)應為p-1階”的原則，對于被解釋變量_RGDP和_PCGDP，我們分別建立如下3階VEC模型:

在式(9)中，_RGDP在VEC模型中的誤差修正項的t值為-0.95791，誤差修正項對經濟增長率波動的影響并不顯著，也就是說各變量短期內的波動并不會顯著影響變量間的長期均衡關系。國有經濟比重變化的2期滯后對經濟增長的波動有顯著的正向沖擊，說明從短期來看，國有經濟比重的變化放大了經濟增長的波動幅度。盡管經濟增長率自身波動、最終消費支出和市場化程度的1階至3階滯后對經濟增長率波動的影響并不顯著，但它們t值的絕對值之和通過了顯著性檢驗，說明它們的滯后項對經濟增長率環(huán)比波動有顯著影響。此外，對外開放程度的滯后1期至3期對經濟增長率波動的影響不顯著。

從式(9)中，可知_RGDP與_SOE_SFI，_FCEX，_M，_OPEN長期協(xié)整關系為:

國有經濟比重、市場化程度和控制變量均通過顯著性檢驗。其中，國有經濟比重的變化與中國經濟增長率波動成正比，這說明從長期來看，國有經濟比重每下降1%，將放大中國經濟增長率波動幅度為0.0816%，因而國有經濟比重的持續(xù)下降不利于中國經濟的平穩(wěn)增長。

在式(11)中，_PCGDP在VEC模型中誤差修正項的t值為-2.58742，這說明誤差修正項通過顯著性檢驗，各變量間短期內的波動顯著偏離了長期均衡關系，并且以-0.3541的調整力度，將非均衡狀態(tài)拉回到長期均衡的狀態(tài)。被解釋變量的1期滯后對自身波動的影響非常顯著且程度很大，彈性為0.9927;國有經濟比重的下降在滯后1期至3期對人均GDP的波動有正有負，但并不顯著。

同樣，我們可得到_PCGDP與_SOE_SFI，_FCEX，_M，_OPEN長期協(xié)整關系:

由式(12)可知，核心解釋變量國有經濟比重的變化與其他控制變量都通過了顯著性檢驗。國有經濟比重的下降，在長期放大了人均GDP的波動幅度，彈性為0.6554%。

綜上所述，無論是對于中國經濟增長率還是人均GDP的增長，國有經濟比重的下降都放大了兩者的波動幅度，對人均GDP增長的波動幅度的擴大尤其明顯。這說明從長期來看國有經濟比重的下降，并不利于中國經濟的持續(xù)、穩(wěn)定增長。

五、脈沖響應函數(shù)與方差分解

1.脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)能夠衡量隨機擾動項1單位的沖擊對各個內生變量的影響程度，從而可以衡量一個或幾個變量受到其他變量沖擊時的短期和長期的動態(tài)變化情況。就本文來說，通過脈沖響應函數(shù)分析，我們就能夠知道1980—2012年中國經濟增長率或人均GDP增長受到國有經濟比重變化與各控制變量短期和長期沖擊的程度和趨勢。

但是，在進行脈沖響應函數(shù)分析之前，還必須對VEC模型進行穩(wěn)定性檢驗，如果VEC模型不平穩(wěn)，將會使得響應函數(shù)產生較大偏差，因此不穩(wěn)定的VEC模型不能用于脈沖響應分析。我們分別對模型(8)和模型(10)進行穩(wěn)定性檢驗。穩(wěn)定性檢驗結果表明，兩個模型分別除了自身所假設的4個單位根以外，伴隨矩陣的所有特征根都落在單位圓以內，因此模型(8)和模型(10)都是平穩(wěn)的VEC模型，可以進行脈沖響應函數(shù)分析。

在進行脈沖響應函數(shù)分析時應注意兩個因素。一是脈沖響應函數(shù)對變量的排序很敏感，通常對變量排序的方法是，把不會受到其他變量的影響，但會影響到其他變量的變量作為第一個變量，第二個變量會影響除第一個變量外的剩余的其他變量，以此類推。但廣義的脈沖響應函數(shù)通過正交化的脈沖響應，避免了上述因排序所造成的影響，故而本文使用廣義脈沖響應函數(shù)來進行響應分析。另一個問題是脈沖時期數(shù)的設定，若是年度數(shù)據，該期限一般為10，而本文為了使各項沖擊對被解釋變量的長期影響更為明顯，將這一數(shù)字設定為15期。

脈沖響應函數(shù)分析結果表明，經濟增長率波動受到自身波動的正向沖擊，且起伏較大，分別在第5期和第10期到達低谷，隨后重新提升，符合中國經濟增長“高位波動”、“峰長谷短”的基本特征;國有經濟比重下降在1至3期時，對經濟增長率波動正向沖擊最大，從第4期至第12期，國有經濟比重下降對經濟增長率波動的沖擊有正有負，在第13期時的正向沖擊效果幾乎與1至3期持平，隨后有所減弱，但仍對經濟增長率的波動有放大效應，這再次說明國有經濟比重的下降不利于中國經濟增長的長期、平穩(wěn)運行，與協(xié)整模型(10)的判斷相符;最終消費支出的變化從第1期的正向沖擊轉向之后各期的負向沖擊，市場化程度變化一直保持負向沖擊的效果，但效果有一定程度的下降;對外開放程度的變化一直處于升降相對均勻的正向沖擊狀態(tài)。

人均GDP增長的波動受到了自身波動的正向沖擊，第8期的最低點為分界點，前后的正向沖擊趨勢處于一個對稱的狀態(tài);國有經濟比重變化對人均GDP增長的波動有一個持續(xù)的放大作用，第8期時有一個微弱的熨平效果，但第9期開始又進入持續(xù)上升的放大階段，第14期又達到一個頂峰。市場化程度的提高對人均GDP增長的波動只在1至3期、11期和12期有熨平作用，其他各期均放大了人均GDP增長的波動幅度，第6期和第14期放大程度最大;對外開放水平對人均GDP增長的波動一直處于負向沖擊的狀態(tài)。

2.方差分解

上述針對VEC模型(8)和(10)的脈沖響應函數(shù)分析結果所顯示的長期趨勢，符合協(xié)整模型(10)和(12)的基本結論。盡管脈沖響應函數(shù)描述了一個變量的沖擊對其他變量的影響，但并未給出每一個結構性沖擊對該變量發(fā)生變化時的貢獻程度。我們以方差分解的形式分別給出了1980—2012年前15期被解釋變量為_RGDP和_PCGDP時各項沖擊的貢獻程度(見表5和表6)。

由表5可以看出，在對中國經濟增長波動的各項沖擊中，經濟增長自身的波動沖擊到第14期時一直是最大的方差比因子，但占比逐期下降，從第2期的86.9350%降至15期的43.2499%;盡管國有經濟比重下降放大了經濟增長率的波動幅度，但其預測方差的比重并不大，在15期時僅為2.0719%;最終消費支出變化的沖擊，從第2期的7.7757%迅速上升至3期的12.3081%，第15期時比重超過45%，升至方差比因子的第一位;然后是市場化程度，從第2期的3.1896%擴大至15期的5.6597%;對外開放程度的預測方差比重處于較為平穩(wěn)波動的狀態(tài)。

表5 解釋變量為_RGDP的方差分解

表6 解釋變量為_PCGDP 的方差分解

根據表6，在對人均GDP波動的各項沖擊中，來自其自身的沖擊所占的方差比重雖然有所下降，但一直占方差因子的第一位，第15期時仍有69.7918%;國有經濟比重變化的沖擊所占的比重從第2期的2.7477%，急速增加至第3期的15.6516%，15期時方差比重為13.3913，在預測方差因子中處于第二位;人均消費支出變化和市場化程度變化的預測方差比重在15期時分別為9.0640%和6.8800%;最后一位是對外開放程度，第15期時為0.8729%。

六、研究結論及相關政策建議

本文根據1980—2012年的相關統(tǒng)計數(shù)據，從投資、消費、出口三大需求類型以及制度變遷的角度，建立了國有經濟比重變化與中國經濟增長波動的向量自回歸模型及其誤差修正模型，并通過脈沖響應函數(shù)和方差分解，分別從經濟增長率波動和人均GDP增長波動兩個方面，衡量了中國經濟增長率波動受國有經濟比重下降及其他沖擊的反應，明確了各項沖擊對經濟增長波動幅度的貢獻程度。研究結果顯示，在控制了其他影響因素的情況下，中國經濟增長波動與國有經濟比重存在短期滯后的波動關系和長期協(xié)整關系，并且有:(1)國有經濟比重的下降，放大了中國經濟增長率波動和人均GDP增長波動的幅度，彈性分別為0.0816%和0.6554%，不利于中國經濟的長期、穩(wěn)定增長;(2)各項沖擊對經濟增長率波動幅度和人均GDP增長波動幅度的貢獻程度是不一樣的。在經濟增長率的波動幅度中，方差占比為第1和第2位的分別是經濟增長率自身的波動和最終消費支出的變化，其次是市場化程度和對外開放程度，國有經濟比重排在最后;在人均GDP的波動幅度中，人均GDP增長自身波動的方差占比和國有經濟比重下降的方差占比排在前兩位，其次是最終消費支出和市場化程度，對外開放程度所占比重始終很小。

根據上述研究結果可能得出結論:中國國有經濟比重的不斷下降使得中國經濟增長的波動幅度不斷加大，這種局面不利于中國經濟的平衡增長。

因此，為了促進中國經濟快速而平衡的增長，本文提出以下政策建議:

1.在大力發(fā)展非公有制經濟的同時，必須堅持和鞏固公有制經濟的主體地位不動搖。

2.黨的十八屆三中全會在《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》中提出要“積極發(fā)展混合所有制經濟”，并指出混合所有制經濟既是我國基本經濟制度的重要實現(xiàn)形式，也有利于放大國有資本的功能，提高國有資本的競爭力，促進各種所有制經濟的和諧發(fā)展。因此，可以通過大力發(fā)展混合所有制經濟的形式堅持和鞏固公有制的主體地位。

3.為了提升國有經濟的控制力，政府應繼續(xù)鞏固國有經濟在關系國家安全和國民經濟命脈的重要行業(yè)和關鍵領域的支配地位，提升國有經濟在戰(zhàn)略性新興產業(yè)和戰(zhàn)略性高新技術產業(yè)中的份額和影響力。國有經濟還應當在提供公共產品和公共服務，以及保障社會公共利益等方面發(fā)揮決定性的作用。只有保證國有經濟占有相當?shù)谋戎?，提高國有經濟的控制力才有堅實的基礎，才能保證中國經濟長期、平穩(wěn)地增長。

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