公有制经济与非公有制经济互动关系研究

[摘 要] 通过选取了1995-2014年云南省公有制经济投资与非公有制经济投资的年度数据，运用相关的结构突变理论与结构突变分析方法，分析了过去的20年里云南省公有制经济投资与非公有制经济投资之间的互动关系。研究结论表明：在样本期内发生了一次结构突变，结构突变点在2010年。在1995-2009年间，云南省公有制经济投资对非公有制经济投资的拉动力系数达1.8668，非公有制经济投资对公有制经济投资的拉动力系数为0.4962；而在2010-2014年间，公有制经济投资对非公有制经济投资的拉动力系数下降到1.034，而非公有制经济投资对公有制经济投资的拉动力系数上升到0.9668。

[关键词] 云南省；公有制经济；非公有制经济；互动关系；结论

[中图分类号] F420 [文献标识码] B

[文章编号] 1009-6043（2017）02-0048-06

近年来，时间序列的结构突变是学术界的研究热点，因为在实际经济运行中，有许多干扰因素导致数据不具有可比较的连贯性，诸如体制变化、大萧条、经济危机等都可能导致数据的结构性变化。因此，研究结构突变有助于更好的分析时间序列的平稳性，并有利于对数据进行分段，以达到更好分析数据内在联系的目的。1989年Perron在研究美国宏观经济变量的时间序列数据时，突破性的在ADF检验中引入了结构突变，成为研究结构突变的里程碑。Perron指出，如果被检验过程是一个退势平稳过程，并且在考虑的期间内存在趋势结构突变，如果忽略这种趋势突变，当用ADF统计量检验单位根时，将会把一个带趋势突变的退势平稳过程误判为随机趋势非平稳过程。

鉴于此，本文选用1995-2014年云南省公有制经济投资与非公有制经济投资的年度数据，运用相关的结构突变理论和带有结构变化的协整分析方法，分析云南省公有制经济投资与非公有制经济投资的互动关系，以期揭示云南省公有制经济投资与非公有制经济投资在这20年里的动态变化和阶段性变化，以及相互间的作用关系。

一、数据的选取与分析

本文研究云南省公有制经济投资与其非公有制经济投资的互动关系，公有制经济投资的数据选取的是云南省公有制经济固定资产投资总额，非公有制经济投资的数据选取的是云南省的全社会固定资产投资总额减去公有制经济固定资产投资总额。以上数据均来自1996-2015年的《云南省统计年鉴》。由于时间跨度为20年，为了消除价格因数的影响，使数据具有可比性，故将全社会固定资产投资总额和公有制经济固定资产投资总额均转变为1995年的不变价格。图1反映的是1995-2014年云南省公有制固定资产投资与非公有制固定资产投资总量的变化趋势。图2反映的是1995-2014年云南省公有制固定资产投资和非公有制固定资产投资占全社会固定资产投资比重的变化趋势。

从图1可以看出，无论是公有制经济投资额还是非公有制经济投资额在总体上都呈现出不断增加的态势，2005年之前，公有制经济投资额高于非公有制经济投资额，经过2006年的短暂波动之后，从2007年开始非公有制经济投资额均高于公有制经济投资额，并且差距在逐渐拉大。从图2可以看出，云南省公有制经济投资占全社会经济投资的比重基本呈现出逐渐递减的趋势，而非公有制投资从2004年开始占据全社会投资的半壁江山，虽然在2006年出现短暂波动，但是从总体上看，非公有制经济投资已经成为云南省全社会投资的主力军。

为了消除异方差对所研究问题的影响，本文使用公有制经济投资数据和非公有制经济投资数据的对数形式（LNGY和LNFGY）进行比较分析，以期揭示云南省公有制经济投资与非公有制经济投资之间真实的互动关系。

二、公有制经济投资与非公有制经济投资的协整关系研究

进行协整关系研究是为了分析云南省公有制经济投资是否与非公有制经济投资有长期、稳定的均衡关系，首先需要对时间序列进行平稳性检验，只有同阶平稳才能进行协整检验。

（一）时间序列的平稳性检验

本文对LNGY和LNFGY两个时间序列进行的单位根检验采用的是ADF检验方法，使用EVIEWS6.0软件自动选取最佳滞后阶数，表1给出了LNGY和LNFGY的ADF检验结果。

从表1可知，LNGY在一阶之后的ADF值小于1%的临界值，说明LNGY在1%的水平上一阶平稳；而LNFGY在一阶之后的ADF值虽然比5%的临界值稍大，但是很接近5%的临界值，由此也可以认为LNFGY在5%的水平一阶平稳。

（二）协整关系分析

由于两个时间序列数据都是一阶平稳，符合进行协整关系检验的要求。因此进一步采用基于VAR模型的Johansen极大似然估计法对其进行检验。表2给出了Johansen协整关系检验结果。

由表2可知，虽然时间序列同阶，但是协整检验结果不尽如人意，没有达到预期所设想的存在均衡关系。导致存在非协整的原因可能有两个方面：一方面是由于此期间我国的经济体制由过去高度集中的计划经济体制向以市场占主导地位的经济体制转变，以及一些非传统因素的影响，数据波动较大。另一方面，可能是由于选取的时间序列本身存在着结构变化，当对其进行差分和协整分析时，就会导致错误的结论。

考虑到上述问题，本文进一步对此时间序列进行结构变化分析，以期寻找到时间序列的结构突变点，通过结构突变点，可以更进一步分析云南省公有制经济投资与非公有制经济投资之间的阶段性波动变化。

三、公有制经济投资与非公有制经济投资的结构变化协整分析

（一）结构突变点的确认

关于结构突变点的确认方法有两种，一种方法是寻找外生结构突变点，这种方法是直接根据重大历史事件（如制度变迁、战争、经济危机等）发生的时间点作为结构突变点，即假设已经预先确认了结构突变点。Perron（1989）在研究美国宏观经济数据时，就是用这种方法寻找结构突变点。另一种方法是寻找内生结构突变点，这种方法是由Zivot和Andrews（1992）提出的，他们在进行研究时发现外生结构突变的假定带有很强的主观性，为避免主观因素的影响，主张通过数据挖掘来寻找实际的结构突变点，即内生结构突变点。

1.内生结构突变点的确定。关于内生结构突变的基本思想和确定步骤，王少平和李子奈（2003）作了十分详尽的论述述，本文不作赘述。检验内生结构突变点的方法很多，本文分别采用递归、滚动、循环检验法考察文中的时间序列是否存在结构突变点和单位根。在研究中我们借鉴张晓峒（2007）的编程方法，利用Eviews6.0进行相关检验。

（1）公有制经济投资内生结构突变点检验

经过多次试验比较，发现公有制经济数据的ADF检验最优的滞后阶数为一阶，所以在以下的检验中均取p=1，故实际的样本容量为T=18（1997-2014年）。

第一，递归检验

递归检验法就是先取得第一个子容量为原容量的1/4，然后逐渐扩大子容量的范围，对每一个子容量进行ADF检验，如果有某个ADF值小于临界值，则说明原序列是带有结构突变的趋势平稳。

从图3可以看出，公有制经济投资的ADF检验值序列大于给出的10%显著水平下的递归检验临界值序列（本文的临界值均由Banerjee在1992年的著作中的临界值插值近似计算得出），所以，从递归检验来看，未发生结构突变。

第二，滚动检验

滚动检验方法类似于递归检验方法，只不过它所取的子样本为原样本的1/3左右，子样本长度并非逐渐扩大，而是向后期滚动。同样的对每一个子样本进行ADF检验，然后把检验值中的最小值与滚动检验的临界值相比较，检验单位根的零假设。

利用滚动检验得到图4，可以很清晰的看到，所选取的子样本的ADF值均大于10%显著水平的滚动检验临界值，说明利用滚动检验的方法也未发现样本序列的结构突变点。

第三，循序检验

循序检验包括两种模型，即均值突变模型和趋势突变模型，这两种模型选取结构突变的检验范围一般为原样本的0.15至0.85倍。利用虚拟变量改变假想结构突变发生的年份，检验所选取的期间发生结构突变的可能性，然后再把检验值的最小值与临界值进行比较，得出是否发生结构突变的结论。

图5和图6给出了两种循环检验的ADF值序列，可以看出，在5%的临界水平下，无论是均值变动还是趋势变动的循环检验所得到的ADF值均大于临界值，说明通过循环检验仍然未能发现公有制经济投资的结构突变点。

（2）非公有制经济投资内生结构突变点检验

类似于寻找公有制经济投资的结构突变点的方法，本文对非公有制经济的结构突变点进行检验。图7至图10分别给出了递归检验、滚动检验和循序检验的检验结果。

从图7可以看出，非公有制投资的ADF检验值序列大于给出的10%显著水平下的递归检验临界值序列，所以，从递归检验来看，未发生结构突变。

从图8可以看出，非公有制投资的ADF检验值序列大于给出的10%显著水平下的滚动检验临界值序列，所以，从递归检验来看，未发生结构突变。

图9和图10给出了非公经济投资的两种循环检验的ADF值序列，可以看出，在5%的临界水平下，无论是均值变动还是趋势变动的循环检验所得到的ADF值均大于临界值，说明通过循环检验仍然未能发现非公有制经济投资的结构突变点。

从上述的检验图中，均未发现公有制经济投资和非公有制经济投资的结构突变点。那么说明无法从内生结构突变的方法中寻找出结构突变点，这不符合数据所带来的预期，即数据存在阶段性的变化。故本文将进一步根据公有制经济投资和非公有制经济投资的周期波动来判断二者的外生结构突变点。

2.外生结构突变点的确认。外生结构突变点的选择，一般是选择有重大历史事件发生的年份作为假设已知的突变点。1995年至2014年这20年中，对于云南省经济发展最大的外部环境冲击是2008年的全球金融危机。我们可以预估这个突变点为2008年，但是，2008年是否是真实的经济结构转变点需要再判断。因为经济在实际运行中，面对外部冲击，不同的经济变量会有着超前或者是滞后的反应，而且不一定是当期就能反映出外部冲击所产生的影响。

为了找出真实的结构突变点，本文用HP滤波方法，找出公有制经济投资和非公有制经济投资的波动情况（纵轴代表投资比重，横轴代表年份），并且与全社会投资情况相比较。如图11、图12和图13。

根据图11可知，公有制经济投资的波动在2008年达到一个较为明显的波谷，然后随着中央“四万亿”救市计划的出台，积极拉动了公有制经济投资在2010年达到波峰。随着国家救市“后遗症”的出现，云南省经济投资开始出现雪崩式下滑，并且在2011年达到20年来的最低点。这一结果说明，面对经济冲击时，云南省公有制经济的反映是较为缓慢的，一直到经济危机发生时才有所反映。而根据图12我们发现了非公有制经济与公有制经济之间的差别。首先，在2008年之前，云南省的非公有制经济投资在2006年就已经达到了波谷，说明非公有制经济市场已经事先预知到经济运行中的问题，并且开始逐渐调整。其次，波峰出现在2009年，说明非公有制经济对于市场的“四万亿”注资的反映快于公有制经济。最后，最大的波谷出现在2010年，此时正好是公有制经济投资的最高点，说明在国家经济刺激计划的作用下，云南省公有制经济投资比非公有制经济投资具有更强的可调控性。

通过进一步分析云南省全社会投资的情况，面对2008年经济危机时，全社会投资的波谷出现在当年，这说明云南省的整体经济运行对于全球经济危机的反映不敏感，到2009年时由于经济刺激政策，投资达到波峰，在2011年投资水平达到波谷。非公有制经济投资在2010年就已经达到了波谷，而全社会投资的波谷位置与公有制经济投资的波谷位置相同，说明云南省的公有制经济投资延缓了全社会经济投资的快速下滑，也说明面对巨大的外部冲击时，公有制经济投资是很好的平缓经济波动的一种政策性工具。

由于本文的研究点是公有制经济投资与非公有制经济投资之间的互动关系，因此，根据对图11、图12和图13的分析，恰当的结构突变点为2010年，因此以2010年为结构突变点分析公有制经济与非公有制经济之间的互动关系。

（二）模型设定与结构变化的协整分析

根据前面的分析，找出的结构突变点为外生结构突变点，那么本部分将根据此结构突变点，采用结构变化的协整分析方法，分析云南省公有制经济投资与非公有制经济投资之间的动态变化过程。

1.云南省公有制经济投资与非公有制经济投资的动态关联性特征分析

根据外生结构突变点，把所选取的数据分为两个阶段，即：1995-2009年和2010-2014年。通过计算可知，1995-2009年间，公有制经济投资的年平均增长率为11.87%，非公有制经济投资的年平均增长率为20.59%；在2010-2014年间，公有制经济投资的年平均增长率为10.27%，非公有制经济的年平均增长率为15.05%。从此数据可以看出云南省的公有制经济投资与非公有制经济投资的确存在着明显的结构变化特征。在面对2008年的经济危机时，非公有制经济投资年增长率出现大幅下滑，而公有制经济投资的增长率却出现了上涨，这说明在面对经济冲击时，云南省的公有制经济表现出了更强的灵活性，通过政府的宏观调控，不仅使得经济没有“硬着陆”，而且给非公有制经济提供了喘息的空间。为了分析云南省公有制经济与非公有制经济的关联性，表3给出了两个阶段的公有制经济投资与非公有制经济投资的相关系数。

从表3可以看出，两个阶段的相关系数都大于90%，说明云南省的公有制经济投资与非公有制经济投资有着很强的关联性。但从相关系数的值来看，1995-2009年的相关系数比2010-2014年的相关系数高出了7个百分点，说明存在明显的阶段性。

2.模型设定与模型检验

根据前面的分析可知，云南省的公有制经济投资与非公有制经济投资均存在阶段性变化，即存在结构突变点，以2010年作为结构突变点，首先引入虚拟变量：

D=1，1995≤i≤20090，2010≤i≤2014

建立虚拟变量模型（1）为：LNFGY=α0Di+β0LNGY+β1DiLNGY+μt

其中，β0+β1表示1995-2009年公有制经济投资对非公有制经济投资的影响程度，β0表示2010-2014年公有制经济投资对非公有制经济投资的影响程度。

对上面的模型利用Eviews6.0进行估计可得：

LNFGY=-5.9732Di+1.0340LNGY+0.8328DiLNGY+μt

（73.0574） （-6.9985） （6.2217）

其中括号内为t检验值，得到的估计参数的p检验值均为0.000，调整的R2=0.9592。

下面对此模型进行协整检验，运用Engle和Granger于1987年提出的两步检验法，也称为EG检验法。首先对两个变量进行最小二乘法回归，得到模型残差；然后对模型的残差序列进行平稳性检验，如果残差序列平稳则说明估计的模型为协整回归方程。对模型的残差序列的平稳性检验运用的是ADF检验方法，并根据AIC准则选取最佳的滞后阶数。表4给出了残差序列的ADF检验结果。

建立虚拟变量模型（2）为：LNGY=α0Di+β0LNGY+β1DiLNGY+μt

其中，β0+β1表示1995-2009年非公有制经济投资对公有制经济投资的影响程度，β0表示2010-2014年非公有制经济投资对公有制经济投资的影响程度。

对上面的模型利用Eviews6.0进行估计可得：

LNGY=3.4349Di+0.9668LNGY-0.4706DiLNGY+μt

（14.6680） （124.9346） （-11.8935）

由此得到的估计参数的P值均为0，调整的R2=0.9632。通过对此模型的残差序列进行ADF分析，得到表5。

从表4和表5可以认为残差序列为平稳序列，进而可知在1995-2014年间，云南省公有制经济投资与非公有制经济投资的确存在结构变化的协整关系。

3.云南省公有制经济投资与非公有制经济投资结构突变的互动关系分析

从模型（1）的估计结果可知，在1995-2009年间，云南省公有制经济对非公有制经济投资的影响系数为1.8668，表明在这15年间，公有制经济投资每增加1%，将使得非公有制经济投资上涨1.8668%；在2010-2014年间，云南省公有制经济投资对非公有制经济投资的影响系数为1.0340，明显低于过去前15年的拉动系数，说明自从2008年的经济危机之后，公有制经济投资对非公有制经济投资的拉动力在降低，每增加1%的公有制经济投资仅能使非公有制经济投资上升1.0340%。

从模型（2）的估计结果可知，在1995-2009年间，云南省非公有制经济投资对公有制经济的影响系数为0.4962，说明在这15年间，非公有制经济投资每增加一个百分点，公有制经济投资就会上涨0.4962个百分点；在2010-2014年间，非公有制经济投资对公有制经济投资的影响系数上涨为0.9668%，在这5年之间非公有制经济投资对公有制经济投资的影响上涨了一倍，每增加一单位的非公有制经济投资，公有制经济投资也会上涨一单位。

综上可知，在过去的20年里，云南省的非公有制经济投资快速发展，公有制经济投资对非公有制经济投资的拉动力在下降，由过去的1.8668%下降到1.0340%。与此相相反的是非公有制经济投资对公有制经济投资的拉动力在快速上升，由原来的0.4962%上升到0.9668%。可以预期，在国家大力发展非公有制经济的背景下，非公有制经济投资将会成为云南省拉动全社会投资的重要支撑。

四、基本结论

本文利用1995-2014年云南省公有制经济投资与非公有制经济投资的年度数据分析，通过结构突变的协整分析方法，得出如下结论：

第一，在过去的20年间，云南省公有制经济投资与非公有制经济投资互动关系并不是持续稳定的，而是呈现出明显的阶段性特征。

第二，在面对2008年的全球经济危机时，云南省公有制经济投资的反映速度不及非公有制经济投资的反映速度快，且在经济危机发生的当年公有制经济投资才有所反映，说明云南省的国有经济管理部门，对防范风险、预测风险的调控能力不足。

第三，就拉动力而言，公有制经济投资对非公有制经济投资的拉动力在逐年下降，而非公有制经济投资对公有制经济投资的拉动力在逐年上升，发展非公有制经济已经成为拉动地区经济发展的重要手段。

第四，云南省公有制经济投资对于全社会投资的贡献在下滑，与之相反的是非公有制经济投资近年来已经成为支撑全社会投资增长的重要力量。

第五，就整体而言，云南省公有制经济投资与非公有制经济投资都是云南省经济快速发展的重要保障，如何科学、合理、高效的分配社会资源，是关系到全省经济社会持续、稳定与协调发展的重大问题，必须引起高度重视。

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