國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)研究

王文成，沈紅微，王爔慧

(1.吉林大學(xué)中國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林長(zhǎng)春 130012;2.吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長(zhǎng)春 130012)

國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)研究

王文成1，沈紅微2，王爔慧2

(1.吉林大學(xué)中國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林長(zhǎng)春 130012;2.吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長(zhǎng)春 130012)

選取1980－2010年我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資水平的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)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(duì)我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行深入細(xì)致的研究。實(shí)證研究結(jié)果表明，在長(zhǎng)期上，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資不存在著一個(gè)均衡穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系;在1980-1997年，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資極大地帶動(dòng)了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資;在1998－2006年，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的拉動(dòng)效應(yīng)更加明顯，發(fā)揮了其服務(wù)和助推非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“助推器”功能;在2007—2010年，盡管“擠進(jìn)”效應(yīng)仍為主導(dǎo)作用，但國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)能力不足，缺乏廣度和深度。

國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資;非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資;帶動(dòng)效應(yīng)

一、引言

自2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，各國(guó)政府均采取了相關(guān)的擴(kuò)張性宏觀調(diào)控政策來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)的快速?gòu)?fù)蘇，對(duì)于中國(guó)而言，最為明顯的就是政府啟動(dòng)了4萬(wàn)億元人民幣的經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃。應(yīng)該說(shuō)，為應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊，擴(kuò)張性的政府公共投資政策能夠極大地確保經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，一方面可以拉動(dòng)總需求(直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng))，而另一方面也可以帶動(dòng)社會(huì)投資。在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，王文成(2011)的研究結(jié)論已經(jīng)表明，在金融危機(jī)期間，國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資能夠迅速調(diào)整以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速上漲。那么，在帶動(dòng)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資方面，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資是否也能發(fā)揮出相應(yīng)的正向拉動(dòng)作用呢?本文擬對(duì)此進(jìn)行深入研究。

關(guān)于國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的拉動(dòng)效應(yīng)研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究焦點(diǎn)主要集中在國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的“擠出”、“擠進(jìn)”效應(yīng)上。一部分學(xué)者的研究結(jié)果表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資存在著“擠出”效應(yīng)，如Bairam和Ward(1993)考察了25個(gè)OECD成員國(guó)家，發(fā)現(xiàn)24個(gè)國(guó)家的政府支出對(duì)私人投資有負(fù)面影響，其中19個(gè)國(guó)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(rèn)為政府投資應(yīng)逐步從一般競(jìng)爭(zhēng)性領(lǐng)域中退出，主要用于市場(chǎng)不能有效配置資源的領(lǐng)域，政府財(cái)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(jí)傾斜［2］。楚爾鳴和魯旭(2008)通過(guò)建立三變量SVAR模型分析表明，中國(guó)政府投資在一定程度上擠出了私人投資［3］。郭慶然(2010)認(rèn)為私人投資中的外商投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)不大［4］。一部分學(xué)者的研究結(jié)果表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資存在著“擠進(jìn)”效應(yīng)，如Aschauer(1989)認(rèn)為隨著公共投資支出的擴(kuò)張，私人資本收益率會(huì)提高，從而帶動(dòng)私人投資的增長(zhǎng)。公共資本品比如基礎(chǔ)設(shè)施會(huì)提高資本的邊際生產(chǎn)率，因此會(huì)對(duì)私人投資產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)［5］。劉生龍和武麗(2009)認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施投資會(huì)在短期和長(zhǎng)期對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向帶動(dòng)效應(yīng)［6］。尹貽林和盧晶(2003)運(yùn)用VAR模型和VECM模型進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，結(jié)果表明，在長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)公共投資與私人投資之間存在著惟一的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且公共投資對(duì)私人投資的綜合效應(yīng)表現(xiàn)為擠入效應(yīng)［7］。汪偉(2009)實(shí)證檢驗(yàn)表明，政府公共投資對(duì)私人部門投資在擠進(jìn)的同時(shí)又有擠出，最終起主導(dǎo)作用的是擠進(jìn)效應(yīng)［8］。也有學(xué)者的研究結(jié)果表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間不存在著作用關(guān)系，如宋福鐵(2004)采用Granger因果測(cè)試模型就國(guó)債融資對(duì)私人投資的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明，中國(guó)大規(guī)模發(fā)行國(guó)債融資實(shí)際上尚未對(duì)私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但也沒(méi)起到刺激私人投資的積極作用［9］。還有學(xué)者認(rèn)為國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間既存在著“擠出”效應(yīng)也存在“擠進(jìn)”效應(yīng)，如陳時(shí)興(2012)［10］。

我們通過(guò)比較現(xiàn)有的研究成果不難發(fā)現(xiàn)，之所以會(huì)得出不同的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間關(guān)系的結(jié)論，主要是因?yàn)闃颖镜倪x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(jìn)行階段劃分，但有的研究考慮了長(zhǎng)期和短期的特征)上采用一般的時(shí)間序列計(jì)量分析工具進(jìn)行的，而幾乎沒(méi)有相關(guān)的實(shí)證研究將國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的周期波動(dòng)特征反映出來(lái)。本文認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的不同階段上，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(jì)周期波動(dòng)的存在直接對(duì)全樣本空間進(jìn)行分析，很有可能會(huì)將國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間可能存在的正負(fù)兩個(gè)方向的作用機(jī)制對(duì)沖，而一旦對(duì)沖就無(wú)法觀測(cè)到顯著而準(zhǔn)確的效應(yīng)。

鑒于此，本文選取1980－2010年我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資水平的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)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(duì)我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行深入細(xì)致的研究，以期揭示國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資作用機(jī)制的動(dòng)態(tài)性和階段性特征。

二、數(shù)據(jù)的選取與分析

關(guān)于國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資帶動(dòng)效應(yīng)的實(shí)證研究，本文將使用如下兩個(gè)時(shí)間序列變量:以INVSOEt表示國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的時(shí)間序列、以INVNSOEt表示非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的時(shí)間序列。國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的數(shù)據(jù)采用的是國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的數(shù)據(jù)則用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額減去國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額計(jì)算所得。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額與國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額的數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)和歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(shí)間跨度較大，因此受價(jià)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(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的現(xiàn)值進(jìn)行研究將對(duì)分析問(wèn)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(jià)格因素的影響，使得數(shù)據(jù)具有可比性，本文通過(guò)對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額和國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額進(jìn)行價(jià)格指數(shù)平減的方法，將全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額和國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額的現(xiàn)值轉(zhuǎn)為不變價(jià)格的值(以1980年的不變價(jià)格為基礎(chǔ))，平減指數(shù)通過(guò)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)計(jì)算所得①需要說(shuō)明的是，在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中》中，只有在1991年之后才公布了固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)，之前并沒(méi)有官方的統(tǒng)計(jì)和計(jì)算。張軍等(2004)利用《中國(guó)國(guó)有生產(chǎn)總值核算歷史資料(1952－1995)》提供的以不變價(jià)格衡量的固定資本形成總額指數(shù)的計(jì)算方法計(jì)算的固定資本投資價(jià)格指數(shù)等等。特別值得一提的是，張軍等(2004)所計(jì)算出的1991－1995年固定資本投資價(jià)格指數(shù)與這一時(shí)期《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(jià)格指數(shù)的選取將直接采用張軍等(2004)的計(jì)算結(jié)果。。圖1和圖2給出了1980－2010年我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的總量變化趨勢(shì)和在全社會(huì)總投資中的比重變動(dòng)趨勢(shì)。在圖1、圖2中“■”曲線表示國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資，“▲”曲線表示非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資。

圖1 國(guó)有與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總量

圖2 國(guó)有與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資比重

圖1和圖2清晰地給出了我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的總量變化趨勢(shì)及其在全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的比重變化趨勢(shì)。從圖中不難看出，無(wú)論是國(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資總量還是非國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(shì)，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(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資總量年均增長(zhǎng)802.44億元，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資總量年均增長(zhǎng)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(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資總量年均增長(zhǎng)6681.21億元，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資年均增長(zhǎng)17839.21億元)。另外，從圖1中可明顯看到，在2001年以前，國(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資總量要大于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資總量，但自2001年起，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資總量超過(guò)了國(guó)有經(jīng)濟(jì)，且這種差距在逐漸地拉大，這一點(diǎn)在圖2中的比重變化趨勢(shì)中表現(xiàn)的更為明顯。從圖2可以看到，在整體上，國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的比重呈不斷下降的趨勢(shì)而非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的比重呈不斷上升的趨勢(shì)，2001年以前國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的比重一直保持著大于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的狀態(tài)，然而，自2001年開始，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的比重超過(guò)了國(guó)有經(jīng)濟(jì)，并且這種差距越拉越大。

需要說(shuō)明的是，本文在實(shí)證研究國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)時(shí)，將使用兩時(shí)間序列的對(duì)數(shù)形式(即lnINVSOEt和lnINVNSOEt)，這樣不但不會(huì)對(duì)實(shí)證分析的結(jié)果產(chǎn)生重大影響，同時(shí)也能消除異方差因素對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響。那么，通過(guò)對(duì)這兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)可知，lnINVSOEt和lnINVNSOEt的Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)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(xiàng)服從正態(tài)分布，通過(guò)了正態(tài)性檢驗(yàn)。

三、國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)

采用傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論中的協(xié)整分析方法，對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，以判斷國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間是否存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(一)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果直接對(duì)lnINVSOEt和lnINVNSOEt兩個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行協(xié)整分析，可能會(huì)出現(xiàn)由于時(shí)間序列的非平穩(wěn)性而導(dǎo)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(duì)兩時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

那么，如前文所述，檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)，本文對(duì)lnINVSOEt和lnINVNSOEt兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)將依然采用ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的最佳滯后階數(shù)按照SC準(zhǔn)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(shí)間趨勢(shì)。表1給出了lnINVSOEt和lnINVNSOEt的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。

根據(jù)表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知lnINVSOEt和lnINVNSOEt的水平序列的ADF檢驗(yàn)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(yàn)值小于5%顯著性水平下的Mackinnon臨界值(－3.1349＜ －2.9719)、ΔlnINVNSOEt的 ADF檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果可知，lnINVSOEt和lnINVNSOEt均只存在1個(gè)單位根，即同為I(1)過(guò)程所生成。

(二)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的協(xié)整分析

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

對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，本文使用基于VAR模型的Johansen極大似然估計(jì)法。國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

根據(jù)表2的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，無(wú)論是特征根跡檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)均表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間根本不存在著長(zhǎng)期、均衡、穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間不存在著長(zhǎng)期、均衡、穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，一方面或許表明在經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的不同階段國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)機(jī)制存在著差異，而這種差異導(dǎo)致了國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段上存在著不同的作用機(jī)制，從而造成了現(xiàn)有的在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)二者之間不存在長(zhǎng)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(shí)間序列是帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程，卻被錯(cuò)誤地判斷為單位根過(guò)程，進(jìn)而進(jìn)行差分處理或協(xié)整分析，可能會(huì)得出錯(cuò)誤的結(jié)論［11］，故本文得到的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間不存在著長(zhǎng)期、均衡、穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系的結(jié)果也可能是由于時(shí)間序列存在著結(jié)構(gòu)變化而造成的。

表1 時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

基于此，本文將進(jìn)一步采用慮及結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，選擇這樣的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法，不但能夠準(zhǔn)確判斷時(shí)間序列數(shù)據(jù)的真實(shí)生成過(guò)程，同時(shí)更重要的是，通過(guò)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定，我們可以更加深入地分析在經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的不同階段上國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資間不同的作用機(jī)制。

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

結(jié)構(gòu)突變問(wèn)題是由Perron(1989)最早提出的，他在研究美國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性時(shí)，開創(chuàng)性地在常規(guī)ADF檢驗(yàn)基礎(chǔ)上引入結(jié)構(gòu)突變成分，并得出美國(guó)絕大部分的宏觀經(jīng)濟(jì)變量為帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程的結(jié)論①Perron(1989)通過(guò)引入結(jié)構(gòu)突變成分對(duì)Nelson和Plosser(1982)所研究的13個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行了重新檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其中的10個(gè)變量是帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程，這與Nelson和Plosser(1982)所研究的結(jié)論存在著巨大差異。。對(duì)于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展而言，自改革開放以來(lái)，不但經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)體制的重大轉(zhuǎn)變，也受到了諸如1997年亞洲金融危機(jī)和2008年全球金融危機(jī)等經(jīng)濟(jì)危機(jī)的巨大沖擊，同時(shí)各種關(guān)于國(guó)有經(jīng)濟(jì)調(diào)整和國(guó)有企業(yè)改革的政策措施也對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響，這些都有可能導(dǎo)致國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化。為此，本文首先來(lái)分析我國(guó)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guò)相關(guān)方法確定結(jié)構(gòu)突變的時(shí)機(jī);在此基礎(chǔ)上，對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響進(jìn)行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。

(一)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定

關(guān)于結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)的確定，一種方法是，可以根據(jù)政策實(shí)施、制度變遷的時(shí)間以及較大的歷史事件(經(jīng)濟(jì)危機(jī)、政治運(yùn)動(dòng)等)發(fā)生的時(shí)間等預(yù)先設(shè)定，Perron(1989)正是通過(guò)這樣的方式將結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)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(diǎn)②采用Perron(1989)的方法進(jìn)行外生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定對(duì)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(shí)，同時(shí)由于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)普遍具有滯后效應(yīng)，這一處理方式可能失效，而且其對(duì)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)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(diǎn)，即假定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)未知，將樣本的所有時(shí)間點(diǎn)均作為可能的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行一一檢驗(yàn)，從而準(zhǔn)確搜尋結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時(shí)機(jī)。顯然，內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定體現(xiàn)了“讓數(shù)據(jù)說(shuō)話”的基本思想，極大地避免了外生結(jié)構(gòu)突變對(duì)突變時(shí)機(jī)設(shè)定的主觀性，因此在應(yīng)用研究中被廣泛使用。但在實(shí)際經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的研究中，往往會(huì)由于樣本空間的選擇及經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)不明顯等因素，即使是采用內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變理論也無(wú)法判斷出結(jié)構(gòu)突變位置(即經(jīng)濟(jì)變量可能不是通過(guò)退化趨勢(shì)而獲得的穩(wěn)定過(guò)程)，但又確確實(shí)實(shí)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(lái)處理，即通過(guò)政策實(shí)施、制度變遷的時(shí)間以及較大的歷史事件(經(jīng)濟(jì)危機(jī)、政治運(yùn)動(dòng)等)發(fā)生的時(shí)間等來(lái)預(yù)先設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，據(jù)此進(jìn)行進(jìn)一步的計(jì)量經(jīng)濟(jì)問(wèn)題研究。而本文的處理方式，則是將同時(shí)采用內(nèi)生和外生兩種方式來(lái)尋找結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)，并通過(guò)綜合分析來(lái)確定國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。

1.內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定

所謂內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的檢驗(yàn)，如上文所述，就是將樣本的所有時(shí)間點(diǎn)均作為可能的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行一一檢驗(yàn)。關(guān)于內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)的基本思想和步驟，王少平和李子奈(2003)［13］進(jìn)行了詳細(xì)介紹，本文不作贅述。內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)的方法有很多，如遞歸檢驗(yàn)、滾動(dòng)檢驗(yàn)、循序檢驗(yàn)、均值突變的虛擬變量檢驗(yàn)、均值和趨勢(shì)雙突變的虛擬變量檢驗(yàn)以及退勢(shì)檢驗(yàn)方法等，本文將采用Banerjee、Lumsdaine 和 Stock(1992)［14］的遞歸檢驗(yàn)、滾動(dòng)檢驗(yàn)和循序檢驗(yàn)(均值變動(dòng)循序檢驗(yàn)和趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn))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(yàn)程序來(lái)對(duì)我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資進(jìn)行內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)。

(1)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)

我們首先來(lái)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的時(shí)間序列進(jìn)行遞歸檢驗(yàn)①遞歸檢驗(yàn)的基本思想是首先選擇第一個(gè)子樣本的空間(通常取原樣本容量的1/4為標(biāo)準(zhǔn))，然后逐年擴(kuò)大子樣本范圍，對(duì)每個(gè)子樣本進(jìn)行含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，然后再根據(jù)由ADF值組成的時(shí)間序列圖判斷是否存在某個(gè)ADF值小于遞歸檢驗(yàn)臨界值，若有某個(gè)ADF值小于這個(gè)臨界值，說(shuō)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(gè)樣本點(diǎn))，因此遞歸檢驗(yàn)的子樣本空間分別為1982－1988年②經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)我們發(fā)現(xiàn)，ADF檢驗(yàn)式的滯后階數(shù)取2可以基本上消除自相關(guān)，故實(shí)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(kuò)大子樣本空間;然后對(duì)每一個(gè)子樣本進(jìn)行形為:

ΔlnINVSOEt= θlnINVSOEt－1+ δ+ γt+α1ΔlnINVSOEt－1+ α2ΔlnINVSOEt－2+ εt的 ADF 檢驗(yàn)，并將所有子樣本的ADF檢驗(yàn)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資遞歸檢驗(yàn)的ADF值序列。

圖3 遞歸檢驗(yàn)值序列

從圖3中清晰可見(jiàn)，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的ADF檢驗(yàn)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(yàn)臨界值，因此遞歸檢驗(yàn)的結(jié)果表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。

我們?cè)賮?lái)使用滾動(dòng)檢驗(yàn)③滾動(dòng)檢驗(yàn)的基本原理與遞歸檢驗(yàn)類似，區(qū)別在于所選擇的子樣本空間(此時(shí)的子樣本空間一般為原樣本空間的1/3)不是逐期擴(kuò)大，而是保持不變，并對(duì)每個(gè)子樣本進(jìn)行含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，然后從ADF檢驗(yàn)值序列中選擇最小值與相應(yīng)的臨界值進(jìn)行比較，從而判斷是否發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。來(lái)判斷國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。根據(jù)滾動(dòng)檢驗(yàn)的基本原理，子樣本空間應(yīng)為1982－1991年、1983－1992年，……，2001－2010年(每個(gè)子樣本空間都含有10個(gè)樣本)，然后對(duì)每個(gè)子樣本空間進(jìn)行形為ΔlnINVSOEt= θlnINVSOEt－1+ δ + γt+α1ΔlnINVSOEt－1+ α2ΔlnINVSOEt－2+ εt的 ADF 檢驗(yàn)，并從所有子樣本的ADF檢驗(yàn)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(jìn)行比較來(lái)判斷是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，圖4給出了國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資滾動(dòng)檢驗(yàn)的ADF值序列。從圖4來(lái)看，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的滾動(dòng)檢驗(yàn)ADF值序列也都大于10%顯著性水平下的滾動(dòng)檢驗(yàn)臨界值，故也表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資并未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。最后，我們來(lái)使用循序檢驗(yàn)①循序檢驗(yàn)的基本原理是選擇一個(gè)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(shí)期，即對(duì)子樣本進(jìn)行含有截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和虛擬變量的循序ADF檢驗(yàn)，進(jìn)而通過(guò)與相應(yīng)的循序檢驗(yàn)臨界值進(jìn)行比較，判斷結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時(shí)機(jī)。來(lái)判斷國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。循序檢驗(yàn)是在子樣本空間1984－2006年上循序用虛擬變量來(lái)假想結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時(shí)期，而由于使用了虛擬變量，那么對(duì)虛擬變量進(jìn)行不同定義就可形成兩種循序檢驗(yàn)方法:若定義虛擬變量為0(t≤k)和1(t＞k)，稱為均值變動(dòng)的循序檢驗(yàn);若定義虛擬變量為0(t≤k)和t－k(t＞k)，則稱之為趨勢(shì)變動(dòng)的循序檢驗(yàn)。圖5和圖6即給出了國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的均值變動(dòng)循序檢驗(yàn)和趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn)的ADF值序列。從循這兩個(gè)圖可知，在5%的顯著性水平下，無(wú)論是均值變動(dòng)序檢驗(yàn)還是趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn)的ADF檢驗(yàn)值序列均大于相應(yīng)的臨界值，表明均值變動(dòng)循序檢驗(yàn)和趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn)也未檢驗(yàn)出國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。

圖4 滾動(dòng)檢驗(yàn)值序列

圖5 均值變動(dòng)循序檢驗(yàn)值序列

圖6 趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn)值序列

綜合以上3種內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1980—2010年間，我國(guó)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資序列未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。

(2)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)

類似于上一部分對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資進(jìn)行內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變的檢驗(yàn)，對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資序列，我們?nèi)匀皇褂眠f歸檢驗(yàn)、滾動(dòng)檢驗(yàn)和循序檢驗(yàn)3種方法來(lái)識(shí)別其發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的時(shí)機(jī)，圖7－圖10給出了這幾種檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果。

根據(jù)圖7－圖10的檢驗(yàn)結(jié)果可知，無(wú)論是遞歸檢驗(yàn)、滾動(dòng)檢驗(yàn)還是均值變動(dòng)循序檢驗(yàn)、趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn)亦均未檢驗(yàn)出非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資序列的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，表明我國(guó)的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資也未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。

圖7 遞歸檢驗(yàn)值序列

圖8 滾動(dòng)檢驗(yàn)值序列

圖9 均值變動(dòng)循序檢驗(yàn)值序列

圖10 趨勢(shì)變動(dòng)循序檢驗(yàn)值序列

通過(guò)對(duì)1980－2010年我國(guó)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資序列進(jìn)行內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的檢驗(yàn)結(jié)果可知，無(wú)論是國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資還是非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資均未發(fā)生結(jié)構(gòu)突變，這樣的結(jié)果表明這兩個(gè)時(shí)間序列并不是通過(guò)退勢(shì)而得到的趨勢(shì)穩(wěn)定過(guò)程，而確確實(shí)實(shí)都是1階的平穩(wěn)過(guò)程，這就意味著本文并未錯(cuò)誤地判斷這兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的生成過(guò)程(1階單位根過(guò)程)。然而，雖然這兩列數(shù)據(jù)都是1階的單位根過(guò)程，但在長(zhǎng)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(wèn)題的基本預(yù)期，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間的作用機(jī)制應(yīng)該存在著經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的階段性變化，故本文將進(jìn)一步根據(jù)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的周期波動(dòng)特征來(lái)判斷二者的外生結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)。

2.外生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定

根據(jù)前文的分析，關(guān)于結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)，可以根據(jù)政策實(shí)施、制度變遷的時(shí)間以及較大的歷史事件(經(jīng)濟(jì)危機(jī)、政治運(yùn)動(dòng)等)發(fā)生的時(shí)間等預(yù)先設(shè)定，那么從本文選取的樣本空間上來(lái)看，在1980－2010年間，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展從整體上看受到了3個(gè)外部環(huán)境變化的沖擊:1992年的經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變、1997年的亞洲金融危機(jī)以及2008年的國(guó)際金融危機(jī)。于是，我們可以較為粗略地判斷這3個(gè)時(shí)點(diǎn)為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)。但從經(jīng)濟(jì)的實(shí)際運(yùn)行狀況來(lái)看，面對(duì)外部環(huán)境的沖擊，不同的經(jīng)濟(jì)變量可能會(huì)表現(xiàn)出超前或滯后的不同反應(yīng)，而并非一定是在當(dāng)期反應(yīng)出來(lái)，因此這種粗略的判斷方式也許不能準(zhǔn)確地反映一個(gè)具體經(jīng)濟(jì)變量的結(jié)構(gòu)變化時(shí)機(jī)。就本文的實(shí)際研究問(wèn)題來(lái)看，我們將通過(guò)分析國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資以及全社會(huì)總投資的實(shí)際波動(dòng)狀況，并結(jié)合3個(gè)具體時(shí)點(diǎn)的外部沖擊來(lái)判斷相應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)。圖11和圖12給出了國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資以及全社會(huì)總投資的波動(dòng)趨勢(shì)變化情況。

圖11 國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)特征

圖12 全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的波動(dòng)特征

關(guān)于國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資以及全社會(huì)總投資波動(dòng)成分的計(jì)算采用的是HP濾波方法。根據(jù)圖11可知，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)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(shí)線部分)，而非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)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(shuō)明，面對(duì)1997年亞洲金融危機(jī)的沖擊，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資在超前1年就有所反應(yīng)，而國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資則在滯后1年才有所反應(yīng);在面對(duì)2008年的全球金融危機(jī)的沖擊時(shí)，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)成分在提前3年就達(dá)到了谷底，而國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)成分則在2007年才達(dá)到谷底。此外，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)成分的波峰低于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波峰，而國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)成分的波谷則高于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波谷，表明非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)較國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)更加劇烈，即面對(duì)外部環(huán)境的沖擊非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資表現(xiàn)的較為明顯，也即非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資受外部環(huán)境的影響較大。與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)特征相比，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)較為平和以及國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資面對(duì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資有延緩經(jīng)濟(jì)快速下滑、避免整個(gè)經(jīng)濟(jì)跌入更深谷底的功能。因此，從這一角度看，這樣的統(tǒng)計(jì)描述結(jié)果也在一定程度上驗(yàn)證了王文成(2011)［16］關(guān)于國(guó)有經(jīng)濟(jì)“制動(dòng)器”功能的理論預(yù)期。

為進(jìn)一步分析國(guó)有經(jīng)濟(jì)與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)的特征，我們?cè)賮?lái)看全社會(huì)總投資的波動(dòng)情況。全社會(huì)總投資波動(dòng)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(jī)的發(fā)生，表明投資的波動(dòng)要領(lǐng)先于經(jīng)濟(jì)危機(jī)的發(fā)生。全社會(huì)總投資波動(dòng)在1996年的波峰位置與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波峰位置相同，表明此時(shí)期非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資決定著總投資的走勢(shì)，這是因?yàn)榇藭r(shí)我國(guó)剛好經(jīng)歷了社會(huì)經(jīng)濟(jì)體制的變化以及國(guó)有經(jīng)濟(jì)改革與發(fā)展處于艱難的歷史時(shí)期，而社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的建立也極大地促進(jìn)了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，于是導(dǎo)致了此時(shí)期非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資是全社會(huì)總投資的主導(dǎo)。全社會(huì)總投資波動(dòng)在2006年的波谷位置處于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)與國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)波谷的中間，表明面對(duì)不斷惡化的全球金融危機(jī)，更加適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資持續(xù)受到?jīng)_擊，而具有政策調(diào)控靈活性的國(guó)有經(jīng)濟(jì)在經(jīng)過(guò)不斷探索與改革相對(duì)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(dòng)滯后于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)兩年后到達(dá)低谷，也減緩了全社會(huì)總投資波動(dòng)到達(dá)低谷的時(shí)間(相對(duì)于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)，全社會(huì)總投資波動(dòng)延遲了1年)，這樣的結(jié)果表明了國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資延緩了全社會(huì)總投資的快速下滑，也說(shuō)明面對(duì)外部環(huán)境的巨大沖擊，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資作為一種政策性的工具很好地發(fā)揮了平抑經(jīng)濟(jì)危機(jī)沖擊的作用。

雖然國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資以及全社會(huì)總投資的波動(dòng)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(jī)的發(fā)生時(shí)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響，因此本文對(duì)結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時(shí)機(jī)以國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化的時(shí)間點(diǎn)為基準(zhǔn)，即本文所判斷的結(jié)構(gòu)變化時(shí)機(jī)為1998年和2007年，這將有助于后文準(zhǔn)確判斷在結(jié)構(gòu)發(fā)生變化前后(經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的不同階段)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資作用機(jī)制的動(dòng)態(tài)性和階段性特征。

(二)帶有結(jié)構(gòu)變化的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資存在著2個(gè)結(jié)構(gòu)變化時(shí)機(jī)，那么本部分將根據(jù)這2個(gè)結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，采用帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法來(lái)研究國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資影響的階段性和動(dòng)態(tài)性變化特征，從而進(jìn)一步深入揭示國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的作用機(jī)制。

1.國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的增長(zhǎng)與動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性特征分析

根據(jù)前面的分析可知，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的波動(dòng)成分存在2個(gè)結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)，而這2個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)將我們所選取的樣本空間分成了3個(gè)階段:1980－1997年、1998－2006年和2007－2010年。下面我們來(lái)分析這3個(gè)階段上國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的增長(zhǎng)特征及關(guān)聯(lián)性特征。

通過(guò)計(jì)算可知，在1980－1997年間，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年平均增長(zhǎng)率為19.20%(以同比價(jià)格計(jì)算的環(huán)比增長(zhǎng)率，下同)，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年平均增長(zhǎng)率為30.53%;在1998－2006年間，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年平均增長(zhǎng)率為10.78%，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年平均增長(zhǎng)率為23.35%;在2007－2010年間，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年平均增長(zhǎng)率為26.30%，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年平均增長(zhǎng)率為26.06%。從這一結(jié)果可知，我國(guó)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資增長(zhǎng)確實(shí)存在著明顯的結(jié)構(gòu)性變化特征。首先來(lái)分析第一個(gè)階段，經(jīng)過(guò)改革開放的重大歷史轉(zhuǎn)變，盡管在1980－1997年間我國(guó)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較大，但隨著改革開放的不斷深入特別是社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的建立，我國(guó)的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)得到了巨大發(fā)展，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的增速;在經(jīng)歷了較快的增長(zhǎng)階段后，特別是經(jīng)過(guò)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制建立初期的過(guò)熱發(fā)展后，自1997年亞洲金融危機(jī)以來(lái)，無(wú)論是國(guó)有經(jīng)濟(jì)還是非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資增速均趨于平緩，兩類投資的增長(zhǎng)速度均大幅下降，表明這一時(shí)期國(guó)有經(jīng)濟(jì)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資均趨于理性，也表明投資并非是此時(shí)期經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)力;面對(duì)2008年國(guó)際金融危機(jī)的沖擊，為確保經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)，無(wú)論是國(guó)有經(jīng)濟(jì)還是非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資增幅均表現(xiàn)出了大幅的上升，特別是國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資平均增速?gòu)?998－2006年的10.78%上升到了26.30%，甚至超過(guò)了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的平均增速，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資增速的上升幅度之大也表明了國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資具有較強(qiáng)的政策靈活性，一旦面對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊，通過(guò)對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的調(diào)控，不但可以確保經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，同時(shí)也為非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的增加提供了巨大保證。下面我們來(lái)分析一下國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資在這3個(gè)階段上的關(guān)聯(lián)性，表3給出了不同階段上國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間的相關(guān)系數(shù)。

表3 國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間的相關(guān)系數(shù)

從表3可清晰看到，在三個(gè)階段上，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的相關(guān)系數(shù)均接近于1，說(shuō)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間應(yīng)存在著階段性的作用機(jī)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(lái)研究我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制。

2.模型設(shè)定和協(xié)整檢驗(yàn)

帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析模型實(shí)際上就是考慮協(xié)整向量的時(shí)變性來(lái)建立協(xié)整方程。于是，根據(jù)上文所確定的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資波動(dòng)的兩個(gè)結(jié)構(gòu)變化時(shí)點(diǎn)以及對(duì)整個(gè)樣本空間的階段性劃分，為建立帶有結(jié)構(gòu)變化的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間的協(xié)整方程，我們首先引入如下兩個(gè)虛擬變量

根據(jù)如上兩個(gè)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(lái)研究國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資在不同周期波動(dòng)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響程度，β0+β1表示1998－2006年國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響程度，β0+β2表示2007－2010年國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響程度。

對(duì)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(jìn)行協(xié)整分析。E－G兩步法的基本思想是:首先，對(duì)模型進(jìn)行最小二乘回歸(OLS)并計(jì)算模型的殘差;然后，對(duì)得到的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則OLS估計(jì)的結(jié)果即為協(xié)整方程的估計(jì)結(jié)果。于是，我們首先對(duì)模型(1)式進(jìn)行OLS估計(jì)，得到的估計(jì)結(jié)果為(括號(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)值)

其中，調(diào)整R2=0.9950，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(jì)量表明殘差是白噪聲序列。

下面，我們對(duì)模型(2)式估計(jì)得到的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用單位根的ADF檢驗(yàn)方法，同時(shí)選擇不含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)形式，并根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)。表4給出了殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果①需要說(shuō)明的是，由于殘差項(xiàng)是采用OLS估計(jì)所得，因此用于檢驗(yàn)其平穩(wěn)性的估計(jì)量往往是向下偏倚的，于是將導(dǎo)致拒絕原假設(shè)的機(jī)會(huì)比實(shí)際情形大，所以對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)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(guò)模擬試驗(yàn)給出的修正的協(xié)整ADF檢驗(yàn)臨界值。。

表4 殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表4對(duì)殘差序列的ADF單位根檢驗(yàn)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(guó)的國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(jì)結(jié)果也即為國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資之間的帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整方程。

3.國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資影響的變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析

從式(2)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在1980－1997年，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的影響系數(shù)為1.2958，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為36.581，在1%的水平下顯著，表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資每增加1%將帶動(dòng)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資增加1.2958%;D1lnINVSOEt的估計(jì)參數(shù)為1.0175，且在1%的水平下顯著(t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為5.4687)，表明在1998－2006年間國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)達(dá)到了2.3133，即國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資增加2.3133個(gè)百分點(diǎn);D2lnINVSOEt的估計(jì)參數(shù)為－0.4545，相應(yīng)的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為－1.8771(在10%)的水平下顯著，表明在2007－2010年間國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)效應(yīng)下降到了0.8413，即國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資每增加1%將帶動(dòng)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資增加0.8413%。這樣的結(jié)果表明，無(wú)論在哪個(gè)時(shí)期，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資都存在著“擠進(jìn)”效應(yīng)，但這種“擠進(jìn)”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(lái)對(duì)這一結(jié)果進(jìn)行深入分析。

伴隨著改革開放的不斷深化和社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的建立，盡管國(guó)有經(jīng)濟(jì)仍為整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的絕對(duì)主導(dǎo)，但借助于國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展基礎(chǔ)，加之于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境的不斷完善，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)有了迅猛發(fā)展的“土壤”，從而導(dǎo)致了其投資的不斷增加。而在經(jīng)過(guò)1997年的亞洲金融危機(jī)沖擊后，同時(shí)伴隨國(guó)有經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略調(diào)整的深化和國(guó)有企業(yè)改革成效的顯現(xiàn)以及經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的拉動(dòng)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(guó)有經(jīng)濟(jì)投資在經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展時(shí)期(景氣時(shí)期)并未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接的貢獻(xiàn)，但國(guó)有經(jīng)濟(jì)通過(guò)增加對(duì)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(dòng)了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的不斷增加，起到了服務(wù)和助推非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。

然而，值得注意的是，從本文的研究結(jié)果來(lái)看，盡管在本輪經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資仍有著正向的帶動(dòng)效應(yīng)，即在主導(dǎo)作用上看仍是“擠進(jìn)”效應(yīng)，但這種帶動(dòng)效應(yīng)的程度較小，甚至不及改革開放和社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制建立的初期，特別是D2lnINVSOEt的估計(jì)參數(shù)為負(fù)，這一方面表明本輪經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響程度的巨大，而另一方面也說(shuō)明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)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(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資在本輪經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向拉動(dòng)作用的結(jié)論，我們認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)蕭條或內(nèi)需不足等特殊經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期，在非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資意愿在短期內(nèi)很難改變的情況下，為保證整個(gè)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，加大國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資以彌補(bǔ)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的不足來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是切實(shí)有效的。然而僅僅依靠國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的擴(kuò)張來(lái)擴(kuò)大總需求從而保障經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)應(yīng)該說(shuō)或許會(huì)缺乏經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性，而從投資的角度看，國(guó)有經(jīng)濟(jì)對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)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(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析和帶有結(jié)構(gòu)變化的協(xié)整分析方法，對(duì)我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，得到了如下的基本結(jié)論:

第一，在長(zhǎng)期上，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資與非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資不存在著一個(gè)均衡穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資并不存在一個(gè)持續(xù)、相同的帶動(dòng)效應(yīng);

第二，在改革開放初期和社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制建立的初期，借助于國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展和整個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境不斷改善的“土壤”，國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資極大地帶動(dòng)了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資;

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

第四，在經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間，盡管“擠進(jìn)”效應(yīng)仍為主導(dǎo)作用，但國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資的帶動(dòng)能力不足，缺乏廣度和深度，同時(shí)從投資的角度看，國(guó)有經(jīng)濟(jì)并未充分體現(xiàn)出在經(jīng)濟(jì)陷入低谷后通過(guò)其先行啟動(dòng)發(fā)展帶動(dòng)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)快速跟進(jìn)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(xué)“985工程”中國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)改革與發(fā)展哲學(xué)社會(huì)科學(xué)創(chuàng)新基地項(xiàng)目;2012年吉林省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目;(2012B31)。

王文成(1969－)，男，吉林省吉林市人，吉林大學(xué)中國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)經(jīng)研中心副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向:國(guó)有經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

(本文責(zé)編:海 洋)