(南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院/中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心,天津300071)

一、引言

1978年后中國實行市場導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型，國有經(jīng)濟(jì)改革和非公有制經(jīng)濟(jì)崛起，引致所有制結(jié)構(gòu)變遷和經(jīng)濟(jì)高速增長。長期以來，國有企業(yè)是政府參與市場活動的重要工具，所有制結(jié)構(gòu)改革一直是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的難點。近年來，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，面臨著增速放緩、結(jié)構(gòu)調(diào)整、驅(qū)動轉(zhuǎn)換等挑戰(zhàn)。中共十九大報告提出，我國經(jīng)濟(jì)體制改革以完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場化改革為重點，實現(xiàn)產(chǎn)權(quán)有效激勵、競爭公平有序、企業(yè)優(yōu)勝劣汰，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革。當(dāng)前改革開放進(jìn)入深水區(qū)，產(chǎn)能過剩、僵尸企業(yè)問題依然嚴(yán)峻，國有企業(yè)混合所有制改革被寄予厚望，成為政策與理論界討論的熱點話題。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，探究所有制結(jié)構(gòu)改革對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)，為發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)提供理論探索具有重要的現(xiàn)實意義。

目前研究國有企業(yè)效率及其與宏觀經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的文獻(xiàn)汗牛充棟。很多學(xué)者從微觀視角出發(fā)，由于產(chǎn)權(quán)問題、委托代理問題、競爭不足導(dǎo)致國有企業(yè)本身低效率，進(jìn)而對地區(qū)經(jīng)濟(jì)具有增長拖累效應(yīng)[1]；另一類觀點認(rèn)為，從宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控、彌補(bǔ)市場失靈、提供就業(yè)和公共服務(wù)等視角，國有經(jīng)濟(jì)對宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定具有正向效應(yīng)[2]。還有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為，盡管國有企業(yè)效率低于其他所有制企業(yè)，但其正外部效應(yīng)使得國有經(jīng)濟(jì)對經(jīng)濟(jì)增長的影響不存在顯著負(fù)效應(yīng)[3]。但鮮有文獻(xiàn)從經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期市場制度演變的宏觀視角，考察所有制結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響。鑒于此，本文運用面板門限回歸模型，探究所有制結(jié)構(gòu)改革對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)是否隨市場化進(jìn)程而變化。田國強(qiáng)(1994)[4]提出中國經(jīng)濟(jì)體制平穩(wěn)轉(zhuǎn)型需要經(jīng)歷“經(jīng)濟(jì)自由化、市場化、民營化”三個階段。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期，由于市場經(jīng)濟(jì)剛萌芽、經(jīng)濟(jì)自由度較低，非公有制經(jīng)濟(jì)面臨較高的制度性成本，國有經(jīng)濟(jì)更有利于經(jīng)濟(jì)增長。隨著市場機(jī)制逐漸完善，以私有產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)的非公有制經(jīng)濟(jì)對資源配置更有效率。然而，市場制度環(huán)境完善不能在短期內(nèi)一蹴而就，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期應(yīng)該注重市場化改革、建立現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系，而不是一味對國有企業(yè)大規(guī)模私有化。東歐、俄羅斯等國家的轉(zhuǎn)型經(jīng)驗表明，在市場機(jī)制尚未健全情況下，對國有企業(yè)大規(guī)模私有化改革未必能提高經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型績效。

本文研究側(cè)重點和貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多關(guān)注國有企業(yè)的微觀效率，卻忽視了國有企業(yè)作為社會主義市場經(jīng)濟(jì)制度的堅實基礎(chǔ)，對經(jīng)濟(jì)增長的積極作用。本文結(jié)合新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和政治經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，將市場制度環(huán)境納入邏輯框架，分析國有經(jīng)濟(jì)的“宏觀穩(wěn)定作用”和“增長拖累效應(yīng)”及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響。第二，產(chǎn)權(quán)論認(rèn)為產(chǎn)權(quán)改革是國有企業(yè)改革的根本出路[5]；競爭論認(rèn)為國企改革的關(guān)鍵在于創(chuàng)造公平競爭環(huán)境[6]；超產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為產(chǎn)權(quán)、競爭、公司治理之間存在著某種程度的替代關(guān)系[7]。本文既從國有企業(yè)所有制改革對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)角度肯定了產(chǎn)權(quán)論，又根據(jù)市場化改革和制度環(huán)境完善的角度支持了競爭論，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革并不一定能有效緩解效率損失，完善市場制度環(huán)境也尤為重要。第三，從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析國有經(jīng)濟(jì)多重功能和作用，更全面理解混合所有制經(jīng)濟(jì)的過渡性產(chǎn)權(quán)安排，具有重要的理論價值；為混合所有制改革提供理論依據(jù)，對建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系、完善中國特色社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制具有重要的指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文密切相關(guān)的一類文獻(xiàn)是研究國有企業(yè)效率與宏觀經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。大部分學(xué)者從新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析，由于委托代理問題、剩余索取權(quán)和激勵機(jī)制缺失、政策性負(fù)擔(dān)和預(yù)算軟約束等原因，國有企業(yè)效率普遍低下，并擠占民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而拖累經(jīng)濟(jì)增長。從微觀層面看，國有企業(yè)財務(wù)效益和生產(chǎn)效率低于民營企業(yè)，國有控股比例越高公司績效越差[8]，國有企業(yè)改制通過降低代理成本和管理費用率可以提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益[9]。還有學(xué)者分別從投入產(chǎn)出效率、資本配置效率、技術(shù)和創(chuàng)新效率、全要素生產(chǎn)率等角度分析，得出國有企業(yè)直接效率低下的結(jié)論[10-13]。從宏觀層面講，由于地方政府保護(hù)、行政壟斷、金融壓抑和所有制歧視，國有經(jīng)濟(jì)存在效率損失，并引致市場扭曲和資源錯配，阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[14-15]。

然而，一些學(xué)者認(rèn)為國有經(jīng)濟(jì)并非都是低效率的。張晨和張宇(2011)[16]發(fā)現(xiàn)，與非國有工業(yè)企業(yè)相比，國有工業(yè)企業(yè)在競爭性行業(yè)中的財務(wù)效率并無顯著差異，甚至在壟斷行業(yè)中具有更高的技術(shù)效率。還有學(xué)者實證研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)改制后其在創(chuàng)新和技術(shù)效率、全要素生產(chǎn)率等方面已經(jīng)趕上民營企業(yè)[17]。中國社會主義市場經(jīng)濟(jì)制度下，國有企業(yè)是我國后趕超時代技術(shù)模仿和經(jīng)濟(jì)趕超的重要工具,宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定器和社會福利的提供者，其在宏觀戰(zhàn)略上對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用。陳波和張益鋒(2011)[18]通過層次分析法(AHP)構(gòu)建國有企業(yè)效率評價指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)無論是社會性效率還是經(jīng)濟(jì)效率都具有一定優(yōu)勢。伍旭中和馮琴琴(2015)[19]通過分析國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值、財政貢獻(xiàn)和公共物品提供，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)具有較高的政策性效率。由此可見，國有經(jīng)濟(jì)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面具有經(jīng)濟(jì)輻射效率，在宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控、彌補(bǔ)市場失靈方面具有政策性效率，在保障就業(yè)、公共服務(wù)方面具有社會性效率，對宏觀經(jīng)濟(jì)增長具有正向效應(yīng)[20]。

現(xiàn)階段，學(xué)術(shù)界對所有制改革與經(jīng)濟(jì)效率之間非線性關(guān)系的研究，多集中于微觀企業(yè)角度。夏立軍和陳信元(2007)[21]考察市場化進(jìn)程、國企改革策略與公司治理結(jié)構(gòu)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)市場化程度影響公司控制人政府級別、政府持股比例和方式。甄紅線等(2015)[22]以代理成本為視角研究發(fā)現(xiàn)，外部制度環(huán)境與控制權(quán)集中度之間存在交互關(guān)系，制度環(huán)境水平較低情況下，終極控制權(quán)集中能夠提升公司績效。田利輝(2005)[23]根據(jù)“政府股權(quán)兩手論”分析我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，由于政府追求政治和經(jīng)濟(jì)雙重利益，國家持股規(guī)模和公司績效之間呈U型關(guān)系。遺憾的是，從宏觀角度研究所有制結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長非線性關(guān)系的文獻(xiàn)鳳毛麟角。樊綱(2000)[24]較早論證所有制結(jié)構(gòu)內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型，市場化改革使國有企業(yè)放棄純粹的社會福利最大化目標(biāo)而部分追逐利潤目標(biāo)，導(dǎo)致國有經(jīng)濟(jì)比重下降趨于一個均衡值。劉偉和李紹榮(2001)[25]考察制度變遷中所有制結(jié)構(gòu)變化，發(fā)現(xiàn)非國有經(jīng)濟(jì)比重的增加提升了要素配置效率，推動經(jīng)濟(jì)增長。已有研究較少地從市場化進(jìn)程角度實證探究所有制改革與經(jīng)濟(jì)效率的非線性關(guān)系。Doamekpor(1998)[26]利用28個發(fā)展中國家和9個發(fā)達(dá)國家的國有企業(yè)數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢的發(fā)展中國家，國有企業(yè)規(guī)模對經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出具有正效應(yīng)；而市場機(jī)制相對完善的發(fā)達(dá)國家結(jié)果則恰好相反。景維民和莫龍炯(2017)[27]利用廣義矩估計法(GMM)實證發(fā)現(xiàn)，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間存在倒U型關(guān)系。綜上文獻(xiàn)分析，為了彌補(bǔ)文獻(xiàn)空白，本文分析市場化改革對國有經(jīng)濟(jì)“宏觀穩(wěn)定作用”和“增長拖累效應(yīng)”的作用機(jī)制，深入探究所有制改革對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)，為混合所有制改革提供了一個新的理論視角。

三、制度背景與理論假設(shè)

在傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟(jì)體制下，國有企業(yè)作為中央計劃經(jīng)濟(jì)和宏觀調(diào)控重要工具。第一，國有經(jīng)濟(jì)具有制度性和資源配置功能。國有經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)的公有制經(jīng)濟(jì)是社會主義經(jīng)濟(jì)制度的內(nèi)在要求，是發(fā)展生產(chǎn)力、消滅剝削和兩極分化，達(dá)到共同富裕的重要保障[28]。與此同時，國有經(jīng)濟(jì)在中央計劃社會生產(chǎn)、資源分配和產(chǎn)品消費等方面起基礎(chǔ)性作用。第二，國有經(jīng)濟(jì)具備經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、政府宏觀調(diào)控等政策性功能。例如，建國初期我國優(yōu)先發(fā)展資本密集型的重工業(yè)，不符合中國勞動力富余、資本稀缺的比較優(yōu)勢，公有制經(jīng)濟(jì)體制可以緩解資源稟賦不匹配矛盾。第三，國有經(jīng)濟(jì)具有維護(hù)社會穩(wěn)定、提供公共服務(wù)的社會性職能。比如提供社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育等公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，保障社會公平。因此，國有經(jīng)濟(jì)有利于實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)趕超、發(fā)展戰(zhàn)略以及提供公共服務(wù)，對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有政策性效率和社會性效率。

改革開放后，中國由計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型，國有企業(yè)經(jīng)歷了一系列改革，通過提升資本動態(tài)配置效率、促進(jìn)TFP增長以及外部正效應(yīng)等途徑提高經(jīng)濟(jì)增速[29]。由于政府干預(yù)、外部環(huán)境以及內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)等原因，國有企業(yè)改革的一些深層次問題仍未解決。究其根源，主要包括：其一，國企經(jīng)營者選拔和晉升機(jī)制下，政府可以干預(yù)國有企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，或利用手中權(quán)力追求自身利益。其二，國有企業(yè)多層委托代理關(guān)系容易帶來道德風(fēng)險，信息不對稱、激勵不相容和目標(biāo)不一致等難題難以克服。其三，政府對國有企業(yè)的“父愛主義”產(chǎn)生預(yù)算軟約束，使國有企業(yè)得到政府補(bǔ)貼[30]。此外，國有企業(yè)承擔(dān)大量社會政策性負(fù)擔(dān)，使其在自由市場競爭中缺乏自生能力，這勢必會造成國有企業(yè)生產(chǎn)效率損失。

由此可見，市場化、所有制改革對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)理如下。第一，市場化進(jìn)程對所有制結(jié)構(gòu)的影響。國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)導(dǎo)致預(yù)算軟約束、委托代理問題，容易造成國有企業(yè)效率損失。國有企業(yè)的偏向性政策在一定程度上妨礙了要素自由流動，導(dǎo)致資源錯配[31]。首先，國有企業(yè)面臨市場競爭和激勵進(jìn)行產(chǎn)權(quán)改革，剝離政策性負(fù)擔(dān)，提高企業(yè)生產(chǎn)率和資源配置效率；其次，市場化改革和產(chǎn)權(quán)、契約、法律等制度環(huán)境的完善，促進(jìn)非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展和所有制結(jié)構(gòu)變化。第二，所有制結(jié)構(gòu)改革對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響具有雙重效應(yīng)。一方面，社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制下，國有經(jīng)濟(jì)不僅承擔(dān)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控等政策性功能，還兼顧提供公共服務(wù)和維護(hù)市場秩序的社會性功能，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。另一方面，由于市場競爭條件下國有企業(yè)的目標(biāo)多樣性、行為政治化，導(dǎo)致國有企業(yè)激勵不足、效率低下，并擠占民營企業(yè)發(fā)展空間，對經(jīng)濟(jì)增長構(gòu)成“拖累效應(yīng)”。第三，市場化、所有制改革與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在作用機(jī)制。市場化改革可以通過社會政策效率、經(jīng)濟(jì)效率來影響國有經(jīng)濟(jì)的“宏觀穩(wěn)定作用”和“增長拖累效應(yīng)”，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用。其一，市場化進(jìn)程影響國有經(jīng)濟(jì)提供就業(yè)和公共服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的社會性功能，以及宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控、經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、產(chǎn)業(yè)政策等政策性功能。其二，市場化改革和非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展，會使國有經(jīng)濟(jì)在企業(yè)生產(chǎn)率、資源配置等經(jīng)濟(jì)效率方面產(chǎn)生增長拖累效應(yīng)。

綜上所述，本文的理論邏輯是：經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，國有產(chǎn)權(quán)“政治人”和“經(jīng)濟(jì)人”的雙重屬性決定了國有企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)“二重性”，既追逐經(jīng)濟(jì)利潤最大化，又追求諸如就業(yè)、公共服務(wù)等社會福利極大化。國有經(jīng)濟(jì)的多重功能、目標(biāo)決定了其具有“宏觀穩(wěn)定作用”和“增長拖累效應(yīng)”。本文提出以下理論假設(shè)，經(jīng)濟(jì)市場化轉(zhuǎn)型時期，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在門限效應(yīng)。在市場體系尚未完善情況下，國有經(jīng)濟(jì)承擔(dān)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、宏觀調(diào)控和社會穩(wěn)定等職能，使其具有宏觀穩(wěn)定作用，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著正效應(yīng)；隨著市場化程度不斷提高，國有經(jīng)濟(jì)在市場競爭中普遍缺乏效率，再加上其政策性負(fù)擔(dān)和委托代理關(guān)系產(chǎn)生代理成本，會帶來效率損失，拖累地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

四、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定和估計方法

近年來，面板門限回歸模型以嚴(yán)格的統(tǒng)計推斷對門限值進(jìn)行參數(shù)估計和假設(shè)檢驗，為本研究提供了思路。沿用Hansen(1999)的方法[32]，考慮面板門限模型的簡化形式

yit=β1xitI(qit≤γ)+β2xitI(qit>γ)+μi+λt+eit

(1)

現(xiàn)實中，所有制結(jié)構(gòu)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響可能存在多重門限效應(yīng)。進(jìn)一步地，考慮二重門限的面板回歸模型，檢驗方程如下

yit=β1xitI(qit≤γ)+β2xitI(γ1γ2)+μi+λt+eit

(2)

上述方程中，xit為外生解釋變量，βi是回歸系數(shù)，I(·)為示性函數(shù)，qit為門限變量(既可以是解釋變量，也可以是獨立變量)，γ為待估計的門限值。面板門限回歸實際上是分組檢驗方法的一種擴(kuò)展，一般使用兩步法進(jìn)行估計[注]關(guān)于面板門限模型的具體估計方法參考：陳強(qiáng).高級計量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用(第二版)[M].北京：高等教育出版社，2014。。借鑒以上方法和思路，選取市場化進(jìn)程指數(shù)作為門限變量，采用固定效應(yīng)門限回歸模型，驗證國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響[注]方法參考王群勇：Q Wang. Fixed-effect panel threshold model using Stata[J]. Stata Journal, 2015,15:121-134.。根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，考慮資本、勞動和國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模，并把人力資本、對外開放、城鎮(zhèn)化和政府干預(yù)等作為控制變量，構(gòu)建面板門限回歸檢驗方程

gdpit=β1soeritI(qit≤γ1)+β2soeritI(γ1λ2)+βjΣcontrolit+μi+λt+eit

(3)

其中，i代表地區(qū)(省份)，t代表年份。μi為個體截距項，控制不可觀測個體效應(yīng)，λt是不隨個體變化的時間效應(yīng)，eit為滿足獨立同分布的隨機(jī)擾動項，control是一系列控制變量。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文選取實際GDP增長率和人均GDP增長率衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平。已有文獻(xiàn)一般用國有工業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)值比重、國有單位職工人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)比重、國有固定資產(chǎn)投資額占全社會固定資產(chǎn)投資額比重衡量國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模。由于國有工業(yè)總產(chǎn)值統(tǒng)計口徑在1998年發(fā)生了變化，前后數(shù)據(jù)的可比性較差。而且，2010年后一些省份的工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失，所以最終采用國有投資比重(soer)和國有職工比重(soe)衡量所有制結(jié)構(gòu)。本文重點考察市場化進(jìn)程對所有制結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響，借鑒樊綱和王小魯?shù)染幹频氖袌龌鄬χ笖?shù)(market)[注]本文度量市場化指數(shù)主要包括政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境等五個方面。相對指數(shù)越大，表示該地區(qū)市場化程度越高。，表示各地區(qū)市場化改革進(jìn)程[33]。該相對指數(shù)越高，意味著市場化進(jìn)程越快，市場體系和制度環(huán)境越完善。

此外，為了得到更為準(zhǔn)確的估計結(jié)果，借鑒經(jīng)濟(jì)增長理論和已有文獻(xiàn)將一些重要控制變量加入檢驗方程，包括：(1)要素稟賦。一般認(rèn)為，資本積累(invest)、人口紅利是拉動中國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要因素；而勞動要素取決于接受教育的有效勞動力，即勞動力規(guī)模(labor)和人力資本(edu)。(2)對外開放度。出口導(dǎo)向型政策是推動經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素之一；對外貿(mào)易(open)可以學(xué)習(xí)國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，而外商直接投資水平(fdi)可以提高資本積累和技術(shù)溢出效應(yīng)。(3)城鎮(zhèn)化進(jìn)程(urb)。城鎮(zhèn)化使勞動力從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門向高生產(chǎn)率的城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，提高資源配置效率，是改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力。(4)政府規(guī)模(gov)。地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中扮演重要角色，既可能是“援助之手”也可能是“攫取之手”。政府規(guī)模越大，可能對經(jīng)濟(jì)活動干預(yù)越多，抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。詳細(xì)的變量選取和計算方法見表1。

表1變量說明及指標(biāo)度量

變量性質(zhì)變量名稱變量含義計算方法被解釋變量ggdp實際GDP增長率(地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)-100)/100regdp人均GDP增長率(地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)-100)/100核心解釋變量soer國有投資比重地區(qū)國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額/地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額soe國有職工比重地區(qū)國有單位職工人數(shù)/地區(qū)職工總?cè)藬?shù)門限變量market市場化進(jìn)程相對指數(shù)具體計算方法參照樊綱等(2011,2016)控制變量invest投資增長率地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資增長率labor勞動力增長率年末就業(yè)總?cè)藬?shù)增長率edu人力資本普通高等學(xué)校在校人數(shù)/地區(qū)總?cè)丝趏pen外貿(mào)依存度地區(qū)進(jìn)出口總額/地區(qū)生產(chǎn)總值fdi利用外資水平實際利用外商直接投資/地區(qū)生產(chǎn)總值urb城鎮(zhèn)化進(jìn)程地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)/地區(qū)總?cè)丝跀?shù)gov政府規(guī)模地方政府消費額/地區(qū)生產(chǎn)總值

上世紀(jì)九十年代以來，國有企業(yè)才進(jìn)行股份制、民營化、建立現(xiàn)代企業(yè)制度等改革。由于樊綱和王小魯?shù)染帉懙氖袌龌M(jìn)程指數(shù)是從1997年開始，最新更新到2014年，考慮到原始數(shù)據(jù)可獲性和完整性，最終選擇1990-2014年共25年，覆蓋中國大陸30個省份(直轄市)的樣本數(shù)據(jù)[注]由于西藏的很多數(shù)據(jù)缺失，樣本不包括西藏；此外，1996年之前重慶是在四川省的行政管轄內(nèi)，重慶和四川省數(shù)據(jù)合并統(tǒng)計。為了保持統(tǒng)一口徑，我們將1996年前四川省和重慶的數(shù)據(jù)分開，故本文樣本為30個省份。。值得強(qiáng)調(diào)，本文對1997年之前市場化指數(shù)的數(shù)據(jù)處理，參考邵傳林(2016)的做法，用插值法估算1990-1996年各省份的市場化進(jìn)程[注]邵傳林. 中國式分權(quán)、市場化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長[J].統(tǒng)計研究，2016(3):63-71.。數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》《各省統(tǒng)計年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和Wind數(shù)據(jù)庫。特別說明的是，由于選取樣本時間跨度較長，為了使不同年份的數(shù)據(jù)具有可比性并減少模型異方差的影響，以1990年為基期對原始數(shù)據(jù)采用GDP平減指數(shù)處理為實際值以剔除物價因素的影響，變量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特性如表2所示。

表2變量的描述性統(tǒng)計

變量名稱觀察值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值變量處理ggdp7500.113 00.033 60.001 00.415 0增長率regdp7500.126 70.056 20.007 30.336 5增長率soer7500.481 40.185 90.094 40.907 2取比例soe7500.650 10.157 80.176 60.901 4取比例market7505.352 52.835 50.985 614.452 6取指數(shù)invest7500.183 10.277 4-0.998 81.162 6增長率labor7500.011 30.123 0-0.951 11.791 6增長率edu7500.017 30.014 50.001 50.065 2取比例open7500.264 60.413 50.005 67.140 4取比例fdi7500.029 90.034 00.000 10.242 5取比例urb7500.434 30.180 30.119 90.900 0取比例gov7500.017 30.014 50.001 50.065 2取比例

五、實證結(jié)果與分析

(一)面板門限回歸結(jié)果

為了初步檢驗所有制結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系，首先加入國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的二次項(soer2),采用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計。表4中第(1)列發(fā)現(xiàn)，國有投資比重的一次項系數(shù)為0.096，二次項系數(shù)為-0.100,都通過1%顯著性水平檢驗。為了計量結(jié)果的精確性，去掉不顯著的變量再回歸得到第(2)列，不難發(fā)現(xiàn)，系數(shù)符號和顯著性都沒有發(fā)生變化。這一正一負(fù)系數(shù)說明，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型關(guān)系。然而，上述方法只能簡單描述非線性關(guān)系，無法準(zhǔn)確估計門限值，也不能考察市場化進(jìn)程對所有制結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響。為了進(jìn)一步驗證理論假設(shè)，選取市場化進(jìn)程指數(shù)為門限變量，使用面板門限回歸模型進(jìn)行深入研究。首先，運用格柵搜索法(grid search)檢驗是否存在門限效應(yīng)，并尋找可能的門限值以確定門限重數(shù)。由表3的結(jié)果可知，門限回歸模型存在雙重門限效應(yīng)，門限值分別為1.277 5和10.557 0。

表3門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

模型門限值置信區(qū)間F值P值BS次數(shù)自抽樣臨界值1%5%10%單一門限10.557 0[10.188,10.580]39.890.050 01 00052.246 739.821 033.868 1雙重門限10.557 0[10.188,10.580]39.890.032 01 00048.140 237.624 132.384 11.277 5[1.199 4,1.281 4]24.100.071 01 00044.816 236.408 231.291 0三重門限10.557 0[10.188,10.580]39.890.044 01 00052.769 438.367 131.348 51.277 5[1.199 4,1.281 4]24.100.081 61 00048.827 236.287 131.348 52.235 6[2.230 9,2.247 0]5.990.833 01 00041.812 524.299 319.170 4

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，P值為bootstrap后得到的。

然后，利用門限回歸檢驗方程(3)驗證理論假設(shè)，表4報告了具體結(jié)果。模型的判定系數(shù)(R2)在47%左右，F(xiàn)聯(lián)合檢驗通過1%的顯著性水平檢驗，說明模型具有良好的解釋力。第(3)列結(jié)果顯示，外貿(mào)依存度(open)系數(shù)為0.001，說明對外貿(mào)易是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的因素之一，但是影響系數(shù)比較小且在統(tǒng)計上不顯著。而外商直接投資(fdi)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正效應(yīng)。這可能是由于國際經(jīng)濟(jì)形勢變化，對外開放對經(jīng)濟(jì)增長影響由進(jìn)出口貿(mào)易拉動變?yōu)橥馍掏顿Y驅(qū)動。為避免不顯著變量干擾，先把最不顯著的變量(open)去掉再回歸。第(4)列中，投資增長率(invest)系數(shù)為0.059，在1%統(tǒng)計水平上顯著。也就是說，資本積累對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的驅(qū)動效應(yīng)。另外，勞動力增長率(labor)系數(shù)為0.002，但在統(tǒng)計上不顯著，表明勞動力因素對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用日益不明顯。教育是人力資本形成的重要途徑，教育水平(edu)系數(shù)為0.969，這在某種程度上說明，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入人口紅利衰減的新常態(tài)時期，傳統(tǒng)勞動力因素將逐步讓位于人力資本。為了回歸結(jié)果的精確性，再次把不顯著的變量去掉再回歸得第(5)列。筆者發(fā)現(xiàn)，核心變量(soer)的系數(shù)符號和顯著性都沒有發(fā)生變化，其他變量的回歸系數(shù)也只發(fā)生微小變化，統(tǒng)計上依然顯著。政府規(guī)模(gov)和城鎮(zhèn)化(urb)的回歸系數(shù)分別為-0.147和0.058，均通過1%顯著性水平檢驗。政府規(guī)模在一定程度上反映政府對經(jīng)濟(jì)活動的干預(yù)程度，地方政府過多干預(yù)市場不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；而城鎮(zhèn)化是改革開放以來地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力。

最后，將重點放在核心解釋變量(soer)的回歸結(jié)果。(1)當(dāng)市場化進(jìn)程指數(shù)(market)小于1.277 5時，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)?；貧w系數(shù)為0.062，通過1%顯著性水平檢驗。也就是說，在市場化程度較低時，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模每增加一個百分點，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率提高6.2%。我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期，價格信號和市場體系尚未健全，國有經(jīng)濟(jì)在提供就業(yè)和公共品、產(chǎn)業(yè)政策、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面發(fā)揮“宏觀穩(wěn)定作用”，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著正效應(yīng)。(2)隨著市場導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體制改革，市場化指數(shù)在1.277 5-10.577 0之間時，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模系數(shù)變?yōu)?.006，在統(tǒng)計上不顯著。隨著產(chǎn)權(quán)、法律等市場制度環(huán)境逐步完善，非公有制經(jīng)濟(jì)在生產(chǎn)效率、交易成本、信息和激勵方面具有優(yōu)勢，民營經(jīng)濟(jì)快速崛起，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向效應(yīng)逐漸減弱，并且變得不顯著。(3)當(dāng)市場化指數(shù)超過10.577 0時，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)?；貧w系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)，變?yōu)?0.068，在統(tǒng)計上顯著。當(dāng)市場制度環(huán)境比較完善時，私有產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)的市場機(jī)制有利于減少信息不對稱、降低交易成本、提高資源配置效率，國有經(jīng)濟(jì)的“增長拖累效應(yīng)”逐漸顯現(xiàn)并超過“宏觀穩(wěn)定作用”，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模過大會抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。簡言之，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)隨著市場化進(jìn)程而變化。

表4面板門限回歸估計結(jié)果

變量ggdp(1)OLS(2)OLS(3)P-Threshold(4)P-Threshold(5)P-Thresholdsoer(market<1.2775)soer(1.2775,10.577)soer(market>10.577)0.096***(0.000)0.095***(0.000)0.062***(0.000)0.062***(0.000)0.062***(0.000)0.005(0.675)0.005(0.649)0.006(0.637)-0.068***(0.002)-0.068***(0.002)-0.068***(0.002)soer2-0.100***(0.000)-0.099***(0.000)———invest0.061***(0.000)0.062***(0.000)0.059***(0.000)0.059***(0.000)0.059***(0.000)labor0.002(0.757)—0.002(0.729)0.003(0.725)—edu0.457***(0.000)0.456***(0.000)0.961*** (0.000)0.969*** (0.000)0.973*** (0.000)gov-0.145***(0.000)-0.145***(0.000)-0.148***(0.000)-0.147***(0.000)-0.147***(0.000)urb0.036***(0.000)0.036***(0.000)0.059***(0.000)0.058***(0.000)0.058***(0.000)fdi0.141***(0.000)0.141***(0.000)0.200*** (0.000)0.202*** (0.000)0.203*** (0.000)open0.005**(0.049)0.005**(0.050)0.001(0.816)——C0.105***(0.000)0.105***(0.000)0.124*** (0.000)0.124*** (0.000)0.124*** (0.000)R2(within)0.43570.43640.47680.47680.4767F Test65.27***[0.000]73.51***[0.000]3.79***[0.000]4.01***[0.000]4.02***[0.000]

注：“***”、“**”和“*”分別表示在 1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗實證結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，對關(guān)鍵指標(biāo)進(jìn)行重新測量。具體來說，重新選擇人均GDP增長率作為被解釋變量，用國有職工比重(soe)代替國有投資比重(soer)衡量所有制結(jié)構(gòu)。首先，在檢驗方程加入國有職工比重二次項(soe2)，使用普通最小二乘法(OLS)得到第(6)列。同樣地，逐漸去掉不顯著變量，第(7)列結(jié)果顯示，國有職工比重(soe)回歸系數(shù)為0.153，通過5%顯著性水平檢驗，二次項系數(shù)為-0.102，在10%統(tǒng)計水平上顯著。這初步說明國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長倒U型關(guān)系的結(jié)論沒有改變。然后，面板門限效應(yīng)檢驗得到門限值為3.157 5和8.391 0，具體的回歸結(jié)果見表5。采用同樣的步驟，逐漸去掉不顯著變量得到第(10)列。不出意料，從第(8)到(10)列，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的回歸系數(shù)只發(fā)生微小變化，符號沒有變化，均通過顯著性檢驗。具體來說，當(dāng)市場化進(jìn)程指數(shù)低于3.157 5時，市場體系還不完善，國有經(jīng)濟(jì)的宏觀穩(wěn)定作用較明顯，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響呈顯著正效應(yīng)；當(dāng)市場化指數(shù)位于3.157 5-8.391 0之間時，隨著市場化改革逐漸深化，非公有制經(jīng)濟(jì)在市場競爭條件下不斷釋放經(jīng)濟(jì)活力，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長正向作用減弱，且變得不顯著；當(dāng)市場化指數(shù)超過8.391 0時，國有企業(yè)的制度性劣勢使其“增長拖累”逐漸顯現(xiàn)，國有經(jīng)濟(jì)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)。

需要強(qiáng)調(diào)的是，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的回歸系數(shù)符號沒變，系數(shù)只有很小變動，而且統(tǒng)計量依然顯著。唯一變化是，使用不同的核心解釋變量估算出市場化進(jìn)程的門限值有所不同。但正如樊綱所說，市場化進(jìn)程指數(shù)只是一個相對值。本文衡量的是各地區(qū)市場機(jī)制發(fā)展相對完善程度，市場化指數(shù)較小，只說明相對來說市場體系還不夠完善。所以具體數(shù)值對本文結(jié)論沒有太大的影響。更為重要的是，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模的回歸系數(shù)依然是由正轉(zhuǎn)負(fù)，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有門限效應(yīng)的結(jié)論沒有改變，具有一定的穩(wěn)健性。

表5穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

變量ggdp(6)OLS(7)OLS(8)P-Threshold(9)P-Threshold(10)P-Thresholdsoe(market<3.1575)soe(3.1575,8.3910)soe(market>8.3910)0.140*(0.051)0.153**(0.029)0.071**(0.012)0.071**(0.011)0.072**(0.011)0.018(0.532)0.017(0.549)0.018(0.525)-0.024**(0.016)-0.024*(0.056)-0.023*(0.072)sce2-0.080(0.193)-0.102*(0.085)———invest0.092***(0.000)0.092***(0.000)0.088***(0.000)0.088***(0.000)0.087***(0.000)labor0.008(0.597)—0.012(0.391)——edu0.283(0.144)—1.633*** (0.000)1.642*** (0.000)1.637*** (0.000)gov-0.253***(0.000)-0.237***(0.000)-0.323***(0.000)-0.322***(0.000)-0.321***(0.000)urb0.036***(0.007)0.026**(0.024)0.077***(0.000)0.078***(0.000)0.078***(0.000)fdi0.092(0.117)0.102*(0.059)0.303*** (0.000)0.307*** (0.000)0.304*** (0.000)open0.002(0.654)—0.003(0.670)0.002(0.683)—C0.099***(0.000)0.098***(0.000)0.133*** (0.000)0.132***(0.000)0.133*** (0.000)R2(within)0.304 00.301 70.386 20.385 50.385 4F Test35.92***[0.000]53.50***[0.000]1.74***[0.010 0]1.73**[0.010 6]1.73**[0.010 7]

注：“***”、“**”和“*”分別表示在 1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

(三)進(jìn)一步拓展分析

由實證結(jié)果可知，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響存在門限效應(yīng)，門限值分別為1.277 5和10.557 0。當(dāng)市場化指數(shù)超過10.557 0時，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)。根據(jù)樊綱和王小魯(2016)的報告，分別整理中國東、中和西部地區(qū)市場化進(jìn)程的變化趨勢，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)市場化指數(shù)逐漸增大，其中東部地區(qū)的市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，市場化程度較高。2014年東部地區(qū)市場化指數(shù)已達(dá)到11.61，東部地區(qū)市場體系和制度環(huán)境較完善，非公有經(jīng)濟(jì)特別是民營經(jīng)濟(jì)更具效率和活力，在就業(yè)、稅收方面對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)增大，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模過大對民營經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。這正好說明，為什么東部沿海(如浙江、江蘇和廣東)的市場經(jīng)濟(jì)和民營企業(yè)發(fā)展這么迅速，市場的力量使東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)崛起。同時也很好解釋了為什么很多學(xué)者主張對國有經(jīng)濟(jì)進(jìn)行民營化改革。然而2014年中、西部地區(qū)市場化指數(shù)分別為8.78、7.40。必須清醒認(rèn)識到，現(xiàn)階段我國大部分地區(qū)(特別是西部地區(qū))經(jīng)濟(jì)體制改革和市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，市場化進(jìn)程指數(shù)還在[1.277 5,10.557 0]區(qū)間。在此門限區(qū)間內(nèi)，盡管國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響正效應(yīng)較小，在統(tǒng)計上不顯著，但還未進(jìn)入由正轉(zhuǎn)負(fù)階段。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在地區(qū)異質(zhì)性。在市場機(jī)制和制度環(huán)境較完善的東部地區(qū)，應(yīng)該鼓勵非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展；在中西部地區(qū)，特別是市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢的地區(qū)，應(yīng)盡快完善產(chǎn)權(quán)、法律等制度環(huán)境，不能一味地對國有經(jīng)濟(jì)進(jìn)行大規(guī)模民營化改革。

六、結(jié)論與啟示

混合所有制改革是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重點內(nèi)容。深刻理解社會主義市場經(jīng)濟(jì)制度下國有經(jīng)濟(jì)的功能和定位，是發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的理論基礎(chǔ)。毋庸置疑，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期國有經(jīng)濟(jì)承擔(dān)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控等政策性職能，以及彌補(bǔ)市場失靈、提供就業(yè)及公共品等社會性功能，是社會主義市場經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的重要基礎(chǔ)。但不可否認(rèn)，隨著市場化改革，國有企業(yè)的軟預(yù)算約束和政策性負(fù)擔(dān)使其效率損失，造成國有經(jīng)濟(jì)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生增長拖累效應(yīng)。運用面板門限回歸模型，實證探究國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)市場化程度較低時，國有經(jīng)濟(jì)具有較高的政策社會性效率，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向效應(yīng)；市場化指數(shù)大于10.557 0時，市場體系和制度環(huán)境比較完善，國有經(jīng)濟(jì)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的“拖累效應(yīng)”逐漸顯現(xiàn)。當(dāng)然，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)是復(fù)雜的，所有制結(jié)構(gòu)內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，隨著制度環(huán)境演進(jìn)而變化。因此，不能只借鑒西方國有經(jīng)濟(jì)理論片面主張對國有經(jīng)濟(jì)進(jìn)行大規(guī)模私有化，同時也要進(jìn)一步深化市場化改革、完善制度環(huán)境。

本文結(jié)論表明，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)，不但與所有制結(jié)構(gòu)有關(guān)，而且取決于市場制度環(huán)境的演進(jìn)。我國市場化程度還不高、制度環(huán)境尚未完善。東部地區(qū)的市場化程度超過門限值(10.557 0)，國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響呈負(fù)效應(yīng)；但中西部地區(qū)市場化進(jìn)程還處于[1.277 5,10.557 0]區(qū)間，盡管國有經(jīng)濟(jì)規(guī)模對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響作用減弱，但未進(jìn)入負(fù)效應(yīng)階段。因此，在市場體系尚未完善的轉(zhuǎn)型時期，應(yīng)該綜合考慮市場制度環(huán)境和國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革，盲目地對國有經(jīng)濟(jì)大規(guī)模私有化會產(chǎn)生巨大的風(fēng)險成本，反而不利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和社會穩(wěn)定。當(dāng)市場體系尚未完善時，混合所有制經(jīng)濟(jì)不失為一種合理的過渡性所有制安排。國有經(jīng)濟(jì)和非國有經(jīng)濟(jì)都是社會主義市場經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，是我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，要處理好政府與市場的關(guān)系，推進(jìn)以完善產(chǎn)權(quán)制度和市場化改革為重點的全方位聯(lián)動改革，深化混合所有制經(jīng)濟(jì)改革。一方面，完善產(chǎn)權(quán)制度、市場環(huán)境的現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系，鼓勵非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使市場在資源配置中起決定性作用；另一方面，完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制，加快國有經(jīng)濟(jì)布局優(yōu)化、結(jié)構(gòu)調(diào)整、戰(zhàn)略性重組，更好地發(fā)揮政府的作用。