沈柳娟，鄭 華

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽合肥 230036)

國有經(jīng)濟(jì)關(guān)系著國際民生和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。一直以來，規(guī)模目標(biāo)加權(quán)和以及追求利潤目標(biāo)是國有經(jīng)濟(jì)的經(jīng)營目標(biāo)，這也體現(xiàn)了國有經(jīng)濟(jì)的“二重性”，即具有“經(jīng)濟(jì)人”和“政治人”的特性[1]。因此，國有經(jīng)濟(jì)(從狹義的角度，本文中國有經(jīng)濟(jì)即國有企業(yè)代表國有經(jīng)濟(jì))的規(guī)模歷來是廣大學(xué)者爭論的對(duì)象。國有經(jīng)濟(jì)在國民經(jīng)濟(jì)中占有一定的比例有利于國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，其提供著社會(huì)基礎(chǔ)能源，承擔(dān)著社會(huì)責(zé)任，引領(lǐng)其它所有制經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。但不可否認(rèn)的是，國有經(jīng)濟(jì)依靠著政府優(yōu)勢，壟斷著大部分的資源，對(duì)其他企業(yè)產(chǎn)生擠兌效益，影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，本文嘗試通過實(shí)證分析來探究國有經(jīng)濟(jì)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的阻滯效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)綜述

一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模存在相關(guān)關(guān)系[2]。但對(duì)于國有經(jīng)濟(jì)的規(guī)模在經(jīng)濟(jì)中的作用，廣大學(xué)者的觀點(diǎn)各不相同。

有些學(xué)者認(rèn)為，國有經(jīng)濟(jì)的規(guī)模越大，越不利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。若要在質(zhì)量方面促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)的增長，就需要適當(dāng)降低國有經(jīng)濟(jì)比重[3]。此外，在不同的省份或地區(qū)發(fā)現(xiàn)國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模制約著經(jīng)濟(jì)增長的速度[4]。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)國有經(jīng)濟(jì)的規(guī)模在全國和東部地區(qū)抑制經(jīng)濟(jì)增長，在西部地區(qū)卻能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[5]。而且在國有企業(yè)占比較高的地區(qū)、經(jīng)濟(jì)效率低下、經(jīng)濟(jì)扭曲程度高、國有企業(yè)比重低的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度更快[6]。

有部分學(xué)者對(duì)國有經(jīng)濟(jì)的作用持積極態(tài)度。在1980—2006年間，我國的國有經(jīng)濟(jì)明顯地拉動(dòng)了非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)起了很大的促進(jìn)作用，但之后四年間國有經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)能力不夠明顯[7]。此外，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)近幾年中國經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)較大，與國有經(jīng)濟(jì)比重不斷下降有關(guān)，只有遏制住國有經(jīng)濟(jì)比重的下降，才能平穩(wěn)我國經(jīng)濟(jì)的增長。

有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將國有經(jīng)濟(jì)全盤私有化，也有學(xué)者認(rèn)為國有企業(yè)的規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沒有影響。雖然有不少已有研究成果是關(guān)于國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長的，但是大多都是通過定性分析，缺乏對(duì)國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證研究，而且研究成果具有歷史限制。本文選取2001—2016年數(shù)據(jù)，通過建立向量自回歸等模型來實(shí)證研究國有經(jīng)濟(jì)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。

2 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)的選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

2000年，我國正值國企改革的浪潮期，國家對(duì)國有企業(yè)的重點(diǎn)行業(yè)實(shí)施結(jié)構(gòu)調(diào)整，改革企業(yè)內(nèi)部的工資分配制度，推行員工持股試點(diǎn)，實(shí)行政企分開，對(duì)國有企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)進(jìn)行改善等，故本文選取2001—2016年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》，使用Eviews8.0處理樣本數(shù)據(jù)。

2.2 指標(biāo)的選取

衡量國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的指標(biāo)有很多，國內(nèi)外學(xué)者大多會(huì)使用以下幾個(gè)變量：國有經(jīng)濟(jì)工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重、國有企業(yè)投資占國內(nèi)總投資的比重、國有部門的就業(yè)份額、國有企業(yè)增加值占GDP的比重等。由于有些變量的數(shù)據(jù)并不完整，考慮到數(shù)據(jù)的完整性并且借鑒現(xiàn)有的研究成果，現(xiàn)選用國有經(jīng)濟(jì)的社會(huì)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重(SOE-SFI)表示國有經(jīng)濟(jì)比重(SOE)。

圖1 2001—2016年SOE變化趨勢

人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(人均GDP)常被用來衡量經(jīng)濟(jì)狀況，是國民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，具有社會(huì)公平和平等的含義，而且人均GDP能很好地消除貧富差距，故本文使用人均GDP來表示經(jīng)濟(jì)增長。由于人均GDP數(shù)值與SOE的數(shù)值相差較大，故將人均GDP進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

圖2 2001—2016年人均GDP變化趨勢

從圖1和圖2可以看出，我國國有經(jīng)濟(jì)的社會(huì)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重略微有些波動(dòng)，但整體是呈下降趨勢，國有經(jīng)濟(jì)的規(guī)模在減小。我國的人均GDP經(jīng)過對(duì)數(shù)化處理后呈逐年攀升，這說明我國的經(jīng)濟(jì)是逐年增長的。

3 實(shí)證過程與結(jié)果分析

VAR模型不需要有任何變量的先驗(yàn)性約束，可以直接研究各個(gè)時(shí)間序列變量之間的關(guān)系，所以選取VAR模型來探究國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往會(huì)不平穩(wěn),從而出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，導(dǎo)致產(chǎn)生錯(cuò)誤結(jié)論，所以先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，SOE在1%的顯著性水平下平穩(wěn)，人均GDP在10%的顯著性水平下平穩(wěn)。所以，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

表1 SOE和人均GDP的單位根檢驗(yàn)

3.2 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)時(shí)間序列變量之間是否具有因果關(guān)系。本文對(duì)國有經(jīng)濟(jì)比重(SOE)和人均GDP進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析，結(jié)果如表2所示。在5%的顯著性水平下，SOE是人均GDP的原因，但人均GDP不是SOE的原因，國有經(jīng)濟(jì)的規(guī)模是經(jīng)濟(jì)變化的原因。

表2 SOE和人均GDP的Granger因果檢驗(yàn)

注：Y代表人均GDP，下同。

3.3 脈沖響應(yīng)及方差分解

3.3.1 滯后期的選擇

如表3所示，隨著滯后期的增加，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長短期相關(guān)系數(shù)的最大值出現(xiàn)在Lag4，即在5%的顯著性水平下LR、FPE、AIC、SC和HQ指標(biāo)的最后滯后期為4，因此確定模型的滯后階數(shù)為4。

表3 VAR模型最佳滯后階數(shù)

注：*表示由準(zhǔn)則選擇的最后滯后順序。

3.3.2 建立VAR模型

3.3.3 AR根檢驗(yàn)

如果VAR模型不穩(wěn)定，則接下來的脈沖響應(yīng)和方差分解模型就無效，所以需要對(duì)VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)。如圖3所示，所有的單位根都在單位圓內(nèi)，因此該VAR模型是穩(wěn)定的，SOE和人均GDP之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解。

3.3.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠看出，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模受到?jīng)_擊后給經(jīng)濟(jì)增長帶來的影響。圖4中上下兩條線分別代表正兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶和負(fù)兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，中間那條線代表標(biāo)準(zhǔn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)。從圖4中可以看出，當(dāng)給國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模一個(gè)正向沖擊后，人均GDP表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，并在第六期時(shí)候的負(fù)效應(yīng)最大，在第四期時(shí)正效應(yīng)最大，之后幾期呈減少趨勢，但始終在零線之下，呈負(fù)向。由此可見，在短期內(nèi)國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大，不利于經(jīng)濟(jì)的增長，當(dāng)然這種影響隨著時(shí)間增加會(huì)趨向于零。

圖3 單位根檢驗(yàn)視圖

圖4 SOE對(duì)人均GDP的脈沖響應(yīng)

3.3.5 方差分解模型

通過方差分解模型能分析出國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變化的貢獻(xiàn)度，方差分解結(jié)果如表4所示。在第一期，經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)基本只受自身波動(dòng)的影響，從第二期開始，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模(SOE)的波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(Y)的影響達(dá)到88.83%，并隨著時(shí)間的變化，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響越來越大，達(dá)到90%甚至95%以上。因此，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，國有經(jīng)濟(jì)的阻滯效應(yīng)明顯。

表4 人均GDP的方差分解表

4 結(jié)論

綜上所述，國有經(jīng)濟(jì)的阻滯效應(yīng)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展作用明顯，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大抑制我國經(jīng)濟(jì)增長。國有經(jīng)濟(jì)雖然具有壟斷優(yōu)勢，但正因如此，導(dǎo)致企業(yè)缺乏競爭力，企業(yè)活力不夠，員工動(dòng)力不足；此外，國有經(jīng)濟(jì)在資金使用方面一直優(yōu)先于非國有經(jīng)濟(jì)，對(duì)非國有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生擠兌效應(yīng)，使那些創(chuàng)新能力、競爭力都很強(qiáng)的非國有經(jīng)濟(jì)無法得到更好的發(fā)展，這對(duì)我國經(jīng)濟(jì)也會(huì)產(chǎn)生負(fù)面作用。

目前，我國經(jīng)濟(jì)正向新常態(tài)邁進(jìn)，把任務(wù)重心放在經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量上。在國有經(jīng)濟(jì)改革的基礎(chǔ)上，適度減少國有經(jīng)濟(jì)的規(guī)模以減輕其阻滯效應(yīng)，并對(duì)目前的國有企業(yè)進(jìn)行改革，促進(jìn)其競爭力和活力。此外，大力支持非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，有利于經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展。