一、文献综述

改革开放近40年来，国有企业经历了一系列变革，基本上实现了做强做大的目标。但关于国有企业盈利能力增强问题，理论界观点分歧严重。持有批评意见的学者认为：国有企业的效率相对于民营企业有一定差距，国有企业过多地参与竞争性行业的经营，会对民营企业产生“挤出”效应，进一步加剧市场的分割状态。王永进、刘灿雷(2016)[1]指出，国有企业对实际经济的反馈信息滞后且有限，忽视自由市场中激励—控制的内部机制的作用。胡星斗(2010)[2]认为国有企业和民营企业近年来呈现非均衡发展态势，国企得到政府的更多帮助，而政府对民营企业的政策支持却没有连续性。基于上述原因，张维迎(2010)[3]等认为国有企业须逐步退出营利性领域。

这种批评固然有一定的道理，但忽略了我国经济的现实性，有失偏颇。一些学者则对国有企业持有积极和肯定态度。刘元春(2001)[4]认为国企是技术模仿扩散和赶超的核心力量，在全要素生产率(TFP)意义上是有效的；并且，国企在出口和技术储备方面确实具有可验证的优势(许昌平，2014)[5]。同时，有学者认为在现阶段，国有经济与民营经济都是中国社会主义市场经济体系的重要组成部分，两者的关系并不是相互对立、此消彼长，而是相互促进、协同发展的关系(林海波，庄序莹，2015)[6]。

爱尿床的宝宝在晚上7点以后就不要饮水了，晚饭也不宜过甜、过咸。宝宝饮水最好控制在白天，以减少夜间膀胱贮尿量。

关于国有经济和民营经济的合意配置问题，首先需要厘清国有经济与民营经济比例的界定。国有经济和民营经济的比例，可以依据不同的划分方法细分成三个问题，一是国有控股公司和民营控股公司的比例，二是公司内部国资民资控制权程度，三是国有资本、民营资本在整体国民经济中的比例。关于第一个问题，马光威、钟坚(2016)[7]从理论上推导出了一个最优比例。实证研究集中在单独分析或者对比国企和民企的绩效。大量的研究集中在第二个问题即国有股权比例对于公司绩效的实证检验，李文贵、邵毅平 (2016)[8]实证研究发现政府持股规模和公司绩效之间呈现左高右低的非对称“U”型关系：随着国家持股比例的上升，企业绩效起初随之下降；但当国家持股比例足够大时，随着国家持股比例的上升，企业绩效也上升。有关第三个问题的研究主要集中在国有企业和民营企业比重对于整体经济绩效的实证文献中，黄险峰、李平(2009)[9]使用了各种衡量国企规模的指标对几个经济增量指标进行回归，系数负面显著性都是很清楚的。刘瑞明(2011)[10]的实证进一步说明了国企对于民企的挤出和市场分割的加剧。

在我国从制造业大国向强国转变的过程中，有关制造业的竞争力和生产效率也成为国内研究的重点。郑学党(2017)[11]研究表明中国制造业价值竞争力总体水平偏低。楚明钦(2016)[12]、王新安和尹纪洋(2016)[13]分析了全国和陕西省的装备制造业竞争力和效率提升问题。郭根龙和鲁慧鑫(2017)[14]研究发现人力资本水平和研发投入水平在生产性服务业FDI对制造业全要素生产率的影响中确实存在门槛效应；魏作磊和刘海红(2017)[15]研究发现服务业FDI主要是通过促进制造业技术进步,从而促进其全要素生产率提升的。李健、杨蓓蓓和潘镇(2016)[16]研究发现企业实际管理效率偏离标准管理效率对企业绩效有负向影响。李惠娟和蔡伟宏(2016)[17]、聂聆和李三妹(2016)[18]则从全球价值链的视角，分别探讨了离岸生产性服务中间投入对制造业生产效率的影响和GVC分工对中国制造业国际分工地位的影响。就对策而言，杜江、袁昌菊和宋跃刚(2017)[19]提出我国应当在提高国内生产技术水平的同时，通过嵌入日本国际生产网络，以国际生产网络的前后关联性产业，推动我国制造业本土生产以及国际分工地位的提升。曲玥(2016)[20]和阳立高等(2016)[21]认为在劳动力成本上升背景下，我国应该突破核心技术，东部地区应逐步发展高端产业，中西部地区应在承接东部产业转移的同时进一步发展资本密集型产业，提升制造业竞争力。桑百川(2016)[22]认为需要通过供给侧改革，提升全要素生产率。吴丁娟(2017)[23]则认为制造业企业应该加快工业化与信息化融合，积极主动地开放系统，与环境选择性地进行物质交互与信息交互，提升竞争力。郝国彩和张朕(2016)[24]提出我国应加强R&D人才储备，提高R&D经费利用效率，促进制造业企业向“微笑曲线”两端转型升级。

中国的现实情况是除了一些上市公司在治理方面的规范化以外，还无法确定一般的非上市公司中的小股东话语权，所以，以控股权来界定国有或者民营进而讨论国资民资的比例是较合理的方法。而这方面的实证，无法用上市公司数据来代表整体。本文的贡献之一就在于使用了中国工业企业数据库的微观数据，使用控股权的分类标准来区分国企和民企，而这个数据库由于涵盖了所有的国有企业和产值以及在产值500万以上的民营企业，在相当大的程度上代表中国制造业的总体情况。用这个数据库中的国有控股企业和民资控股企业的比例来代表整个经济体系中经营性国企和民企的比例关系，以考量这个比例变化对于中国制造业总体发展的影响程度。在中国经济体制的改革过程中，国企从包袱变成明星，因此无法用简单线性去拟合国企民企比例对于经济增长的作用，那么如何能在固定其他体制转变的因素后，观察国资民资比例对于绩效的影响，并且表征这个比例值对应绩效的非线性的影响系数？门限模型可以在其他变量效果固定的情况下考察核心变量的门限值，就是对应于核心变量做出门限值(拐点)，从而做出多个拟线性的回归函数，如果拐点足够多，那么就非常逼近于非线性的一个函数，这也符合基本的经济规律逻辑。本文试图通过门限回归来观察国资民资比例对于目标的影响系数，试图从理论到实证探索一条用逼近非线性(脱离线性)的函数形式来解释国资民资合意比例的路径。所以，刻画国资民资比例对于国民经济发展影响的非线性程度是本文的第二个贡献。

我们主要以Culpeper(2005)的不礼貌模式为理论基础，借助多模态语篇分析方法探讨语料中不礼貌策略的使用情况。Culpeper et al.(2003)指出，不礼貌策略很少单独运用在对话中，经常是多种类型的策略在同一语境中使用。在对话进行过程当中，多种不礼貌策略的混合使用十分常见。这个部分阐释了不礼貌策略在语料中混合使用的情况。

二、理论推导

生产性国资在税收方面有好的表现，国资比例越大，税收影响系数越高，而对于员工福利，国资表现一般，在三个阶段的国资比例对于员工福利的影响系数变化不大。这起码说明国资在显性福利或者在一般员工福利方面没有什么大的比例增长。

(1)信息数据化，供需双方更高的匹配值(满足需求)。大数据时代下，提供了良好的信息平台从而促进了共享经济的发展，预测大数据信息以为更好的匹配“供需”双方的需求，提供更好的服务，获得更好的用户体验，为企业获得更多的利益。要知道，需求一直是共享经济的第一顺位，而大数据时代的出现，更好的为这种需求提供了助力，把可能10%的匹配值上升至70%甚至是90%，离不开大数据的整合分析以及运用。

我们设定民营部门资产投入为P，民营企业其他投入为R，经营性国有资产作为政府财政功能的一部分， 其中Soe为政府经营性资本投入。G为政府非经营性投入，建立以下增长模型：

y=APaRβSoeτGθ (1)

实证结果见表3：

在这两个模型中，用国资民资比例作为门限变量，被解释变量分别为总产出和利润总额。控制了资产规模和职工人数两个变量。

但是从利润作为被解释变量模型2的回归结果来看，则出现了相反的结论，员工数量仍然对于利润有负的贡献，但是国资比例在超过1.02以后，国资比例对于利润的影响系数是0.0497，在0.46到1.02之间时为-0.188，而国资比例下降到0.46以下时，国资比例对于利润的影响反而转正为0.02，这个可以用大型国资高利润率来解释。

 

∀i=1,…,m (3)

Sp为民营部门投资和产出的比值，SR为私人其他投资和民营部门产出的比值，σ为政府支出在整个产出中的份额，δ为折旧率(设所有投入的折旧率相同)，为这两个变量关于时间的导数。相似方法，经营性国资的积累函数表示成：

增长率可以表示成：

（2）当现状滩顶高程高于10年一遇洪水设计水位时，直接护至岸坡顶部，岸顶宽度为3m（生态格网笼顶宽1.0m，生态格网笼岸后回填2m）。回填背水侧边坡1∶1.5，同时还应综合考虑岸坎上下游高度关系、平顺性、施工可行性，布置岸线的防护高度，使工程防护措施更经济、更合理。

 

g表示增长率，表示各个变量的稳态，进一步假设：

SG为转移支付占总产出的份额，星号表明稳态。把(6)式、(7)式、(8)式代入(1)式，能够获得单位资本稳态产出：

 

A0为A(技术)的初始值，根据Mankiw等(1992)和Barro(1995)的方法，我们取围绕稳态的近似，则(9)式可以写成：

模型4：国资比例逐渐增大，对于新产品产值的影响系数由明显大于零的正数变负，再由负变成一个稍微大于零的值，不能得出国资对于创新到底是否有正面作用或者负面作用的结论。

查阅文献[1-3]可知，塑料打包带(绳)的成分主要有聚丙烯(PP)、聚乙烯(PE)和聚对苯二甲酸乙二醇酯(PET)。

把(9)式、(10)式除以t，整理得单位资本产出增长率的表达式：

 

y0为单位资本产出的初始值，并且

(11)式中，SP和SRi分别表示国企和转移支付占政府产出比值的份额。从中看出更高水平的公共投入将直接导致更高的经济增长。在稳态水平下最大化的解为：

显然，a为民营经济部门对于总产出的影响，而γ为国有资本对于总产出的影响。通过民营资本和国有资本对产出的影响系数的比较，来确定国资和民资的最优比例关系。通过上述模型可以有一个基本判断：在稳态增长状态下，需要民资和国资对于产出的贡献都为正才能得出最优化的解的集合。由此可以通过观察国企和民企的比例对于总产出的系数来判断是否国资民资比例在合理范围。

三、数据计量与模型

(一)数据及处理

根据国家统计局涵盖了全部国企和销售额过500万元的民企的工业企业数据库(最适合研究国企与民企比例的公开数据库)，我们选取了1998到2014年的数据，各年数据库连接后选取了这17年间都连续存在的企业，共计7308家，以便于纵向的比较(由于这些企业是十七年间都存续的，实际也可以观察所有制转换，或者说国有控股股权结构改变所造成的影响)，研究国资民资在长时间跨度上的变化情况。

 

表1 被解释变量、解释变量和控制变量

  

变量名称变量指标定义被解释变量总产出产值(不变)总利润利润总额总资产资产总计(不变)解释变量和控制变量职工数全部职工数管理费用管理费用税收应交所得税工资总额应付工资总额福利费用福利费总额新产品产值新产品产值国资民资比例国有控股和民营企业资产比值(详见上文介绍)

 

表2 各变量描述性统计量

  

总资产利润产出职工人数管理费用所得税国资民资比单位千元千元千元千人千元千元样本数7308730873087212711772627308均值60600003885691000028323531000．60标准差57700003124667000020726011303．60最大值8070000026700006480000044800000622179020242．82最小值1754331287871020．0005

(二)计量模型

总产值为因变量，模型为：

Goutit=β1Kit+β2Lit+β3SoeRitI(qit≤γ1)+β4SoeRitI(γ1<qit≤γ2)+β5SoeRI(qit>γ2)+εit (13)

树立乡村文明体系。一是合作社大力培育和弘扬社会主义核心价值观，加强诚信教育，倡导契约精神、科学精神，提高农民文明素质和农村社会文明程度。二是合作社开展文明村组、“星级社员”、“五好文明家庭”创建，培育文明乡风、优良家风、新乡贤文化。三是宣传优秀合作社党员干部、道德模范、身边好人等先进事迹。

其中，I(·)作为显示性函数，当限制条件满足，则I(·)=1，不满足则I(·)=0，门限变量分别为SoeR(国有企业份额)，计算方式为用中国工业企业数据库中的01类(国有独资)企业的总资产除以其他类资产，主要包括02、03、09类。根据门限变量q的取值和门限值γ1、γ2的关系观察不同阶段的门限变量和因变量的机制，其他变量含义为：Gout为总产值，K为总资产，L为总职工人数。

然后用总利润作为因变量，模型为：

Yit=β1Kit+β2Lit+β3Xit+β4SoeRitI(qit ≤γ1)+β5SoeRitI(γ1<qit≤γ2)+β5SoeRI(qit>γ2)+εit

(14)

其中，Gprofit为总利润，其他变量含义同式(6)。

把国企资产和民企资产的比值作为门限变量来观察这个比值和不同地区企业总产值和总利润之间呈现什么样的非线性关系，即拐点发生的情况。

去年秋季，丁小强去省城领取了属于他的勤政廉洁先进个人称号。会议结束，他顺便去看看正在省文明办汇报演出的公司团队。杜一朵是队花。因为她的一双长腿，公司工会在丁小强的暗示下编排了一曲独舞，表演者就是杜一朵。还专门从歌舞团请来了指导老师。丁小强走进表演大厅的时候，杜一朵正在雷动的掌声中频频谢幕。那双修长的白腿在追光的照射下散发着丝质的光泽，这光泽似乎带着芒刺，一下子勾住了台下男人们的眼珠。当然，也包括发现和鉴赏者丁小强助理。

四、实证结果及解释

(一)以总产出和利润总额为因变量的实证分析

构造积累方程，民营企业的再生产积累函数为：

 

表3 以国资民资资产比例作为门限变量的回归结果

  

总产出增长(模型1)利润总额增长(模型2)robustrobust总资产1．26∗∗∗0．0732∗∗∗-21．02-14．44

续表3

  

总雇佣人数-2．17∗-4．7∗∗∗(-1．86)(-3．1)国企/民资比例4．2∗∗∗0．497∗∗∗第一门限(7．92)(2．97)0．45∗∗∗-0．188∗∗∗(5．73)(-2．37)第二门限0．0423∗0．0221∗∗(1．79)(1．98)第一门限第二门限0．46∗∗∗∗0．46∗∗∗1．78∗∗∗∗1．02∗∗∗门限检验F值8．769．82

注：系数值下方括号内是t统计值;***，**，*分别代表1%、5%和10%的显著性水平。门限值检验用F检验。

包括以后各实证在内，门限检验表明均只存在一个门限，由于每个模型均有检验，所以检验结果从略。

对于模型1产出做为被解释变量的解释：资产在总产值的贡献上面有1.26的系数，而员工数量有明显的负贡献，我们只能解释为国企员工有冗余，国资相对于民资比例在0.46以下时，该项比例对于总产出有4.2的影响系数，跨过这个门限值在0.46到1.78这个比例区间，国资比例对于总产出有0.45的影响系数；跨过第二个门限值，在国资比例高于1.78以上时，该比例对于总产出有0.0423的影响。说明国资比例越小，经济越不受到比例的干扰，反过来说，民资比例越大，对于总产出贡献程度越大。

不同区域的地质灾害发育程度、危险性等级的划分也不同，所以要因地制宜，研究人员要进行实地考察，根据事实得出结论，根据成果划分区域，对地质灾害高易发区加大资金与科技的投入，建立更多有效的预警和避难系统。这种因地制宜的方法能够有效的节约资金，减少不必要的投入。另外，进行区域的划分也能让人们针对地质灾害的情况产生预警心理，有防灾的意识，也能有效的降低地质灾害的风险。

由此我们认为在对于到2014年大样本数据门限模型分析后，国企和民企的比例在0.46和1.78之间对于那个发展阶段是一个比例的峰值。

在单词之间的三音素的识别训练时，基于树的聚类的细节以及用混合高斯训练模型的方法必须由用户进行自定义开发。还有更多先进的技术，例如个性化适应和区分性训练来提高识别系统的可用性能，但是这种工具链的开发费用显着增加，没有丰富的知识就不可能建立起来，所以我们在比较中没有使用这些技术。

(二)稳健性检验

仅仅使用产出和利润，不足以涵盖经营性国资的功能，我们用其他指标作为因变量来考察国资民资比例的门限值。

构建计量模型：

Yit=β1Kit+β2Lit+β3Xit+β4SoeRitI(qit≤γ1)+β5SoeRitI(γ1<qit≤γ2)+βv5SoeRI(qit>γ2)+εit

(15)

其中Y为福利费用、税收、管理费用、新产品产值(不变价)，X为资产、员工数量、利润、产值、管理费用等。

A是对于R的调整系数，可以理解为技术进步或者教育等。

中国人民银行发布的《中国农村金融服务报告（2016）》显示，我国农村金融体系不断健全，农村金融服务覆盖面明显扩大，农村金融服务可持续发展能力显著增强，为促进“三农”发展和农民收入增长做出了重要贡献。涉农贷款不断增长，自2007年创立涉农贷款统计以来，全部金融机构涉农贷款余额累计增长361.7%，9年间平均年增速为18.8%，涉农贷款余额从2007年末的6.1万亿元增加至2016年末的28.2万亿元，占各项贷款的比重从22.0%提高至26.5%。可见，农村金融有效地支持了我国“三农”发展。

 

表4 福利创新等指标作为因变量的国资民资比例的影响系数

  

福利(模型1)税收(模型2)管理费用(模型3)新产品(模型4)总资产0．0042∗∗∗(2．3778)职工人数0．6796∗∗∗-0．8744∗∗∗(7．2049)(-2．3986)利润总额0．0672∗∗∗0．1879∗∗∗0．3487∗∗∗-0．8754∗(8．0101)(7．6555)(3．3043)(-1．6542)总产值0．0309∗∗∗

续表4

  

(4．9556)管理费用3．9328∗∗∗(6．8644)国资/民资比例-1．67∗∗∗-1．07∗∗∗-1．62∗∗∗2．11∗∗∗第一门限(-3．5001)(-3．3284)(-5．1569)(3．0962)第一第二门限之间-0．237∗∗∗0．283∗∗-2∗∗∗-1．04(-3．0204)(2．4563)(-3．3905)(-1．6212)第二门限-0．00445∗3．349-0．0438∗∗∗0．0931∗∗(-1．7188)(1．5086)(-3．3631)(2．0098)第一门限值0．4306∗∗∗1．0067∗∗∗0．4306∗∗∗1．0259F统计量8．89059．963511．11582．8657第二门限值1．8197∗∗∗2．2166∗∗∗1．6213∗∗∗3．5902

注：系数值下方括号内是t统计值;***，**，*分别代表1%，5%和10%的显著性水平。

模型1显示总资产对福利有正的影响，员工数量有负的影响，国资比例低于0.43时，对于福利影响是-1.67，在0.43到1.82时为-0.237的影响，而越过1.82，则影响为-0.004。说明国资比例越大，对于福利增进影响越好。

模型2：资产对于税收有正面影响，说明重资产的企业在纳税方面也是表现良好的。在税收上，国资比例在1.01以下时，对于税收影响系数是-1.07，国资比例在1.03到2.21之间时，对税收影响转为正值，而国资比例超过2.21后，一下子跃升到3.349，说明国资对于税收的提升有很大的贡献。

其中(a,b) 是有序数对，集合S和T中的元素个数分别为m和n．若对于任意的a∈A，总有-a∉A ，则称集合A具有性质P． ① ②问略.③判断m和n的大小关系，并给出证明.

模型3：随着国资比例增大，对管理费用的影响越来越小，说明国企的管理成本由于规模优势而下降。

定义为收敛速度。

依据Solow(1956)[25]增长模型和Barro(1990)[26]的包含政府部门的内生增长模型的框架，加入民营部门，分析经营性国资和民资的比例对于增长的影响系数之间的关系。

(三)不同经济发展阶段的实证结果比较

东中西部显然处于不同的发展阶段，我们进一步拆分数据，考察不同的地区所有制比例对于经济增长的影响，仍然采用以上的两个目标指标，结果见下表：

 

表5 分地区总利润作为因变量考察国资民资比例的影响

  

利润增长率(东部)利润增长率(中部)利润增长率(西部)总资产0．079∗∗∗∗0．079∗∗∗∗0．067(18．52)(18．52)(14．8)总雇佣人数-5．2852∗∗∗∗-5．2852∗∗∗∗-14．22(3．99)(3．99)(-7．8424)国企/民资比例-10．6∗∗∗∗-10．6∗∗∗∗-0．515第一门限(-3．58)(-3．58)(-3．02)第一第二门限之间-2．58∗∗∗∗-2．58∗∗∗∗-0．102(-3．54)(-3．54)(-4．51)第二门限-1．08∗∗∗∗-1．08∗∗∗∗(-6．56)(-6．56)国资/民资比例第一门限值0．5426∗∗∗∗0．5426∗∗∗∗2．64∗∗∗国资/民资比例第二门限值0．8503∗∗∗∗4．1002∗∗∗∗5．53∗∗∗

注：系数值下方括号内是t统计值;***，**，*分别代表1%，5%和10%的显著性水平。

东部地区国资比例对于企业总利润有负面影响，当国资比例小于0.54时，影响系数为-10.6；当国资比例大于0.54而小于0.85时，影响系数为-2.58；当国资比例大于0.85时，影响系数为-1.08。中部地区和东部地区情况类似，而西部地区则在国资比例大于2.64时有-0.54的影响系数，在比例为2.64到5.53之间有-0.1的影响系数，而在国资比例大于5.53时，影响系数统计不显著。东部、中部地区国资对于企业总体利润的负面影响远远大于西部地区。如果把东部、中部和西部看成是我国经济发展的几个阶段，比如东部定义成3级，中部定义成2级而西部定义成1级，可以有这样的结论：在国民经济处于初级阶段(1级)的时候，国有经济能够提升生产效率，但这来自于没有民营经济的比较和竞争，而在有比较强大民营经济竞争的阶段，国有经济资产规模的扩大有可能对民营经济造成一定程度的冲击，国有经济在现有效率水平下，挤出了民营经济的“活力”。

 

表6 分地区总产值作为因变量考察国资民资比例的影响

  

东部中部西部东北总资产1．16∗∗∗∗0．47∗∗∗∗0．65∗∗∗∗(22．77)(4．97)(14．68)总雇佣人数-27．45∗-71．73∗∗∗∗(-1．72)(-3．97)国企/民资比例121∗∗23．8∗∗∗∗17．6∗∗∗∗第一门限(2．09)(4．24)(3．79)第一第二门限之间-22．9∗∗∗∗-2．88∗2．41∗∗∗∗(-6．39)(-1．79)(2．81)第二门限-11．5∗∗∗∗(-6．58)国资/民资比例的第一门限值0．39∗∗∗3．14∗1．37∗∗∗∗第二门限值0．83∗∗∗4．62∗4．17∗∗∗∗

注：系数值下方括号内是t统计值;***，**，*分别代表1%，5%和10%的显著性水平。

东部、中部和西部的国资比例对于总产值在低限时都有正的影响，东部最大；而当国资比例跨过0.39一直到0.83之前，即到了第二个阶段，东部和西部的国资比例对于总产值有负的影响，东部的负影响是-22.9，更加高于中部的负面影响(-2.88)。这个和总体面板回归的结果不一致，说明在更加细分的区域上，国资比例的增加影响了产出。而西部则没有这种情况，在第二阶段国资比例对于总产值的系数继续为正，可能的原因是东部地区有很强大的民营经济，国有经济的增大可能挤出了民企的产出。而西部民资相对不发达，所以，国企仍然起到了提高产量的作用。在第三阶段，东部地区系数显著，为-11.5，其他地区系数统计不显著。

五、结论及建议

(一)结论

本文研究表明，在一般性的生产领域，国资比例越高，对社会总产出的影响系数越低，可能的原因就是国资的投入增加挤占了民资的发展空间。在资金密集和技术密集的生产领域，国资比例较高时，国企占比对制造业的总体利润有显著的正面影响。在一般性的生产领域中，国资超过一定比例后对于利润的显著影响系数。可能有两个原因，一是由于大型国企的行业垄断性而产生高利润率，二是国资在布局中占有政策上或者规划上的优势。

根据平板对峙培养的筛选结果，对筛选出的有较大抑菌带和对病原菌抑制效果好的18株菌株进行了菌核萌发的抑制测试，其中ax2、DH20、DH34对菌核萌发的抑制效果均高于90%，ax2和DH20萌发菌丝为0级，图2展示了3株抑制效果较好的菌株在显微镜下菌核萌发情况。

国资对于总利润和总产出上完全相反的影响系数表现是需要深入挖掘的问题，出现这种悖论的一个原因可能来自于国企对于目标追求的多元化，或者是国企领导层非利润最大化的政策目标。

研究数据纳入SPSS17.0软件分析，计量资料以（± s）表示，采用t检验；计数资料用（%）表示，采用χ2检验，P＜0.05差异有统计学意义。

在社会福利方面，国企比例越大，对于税收的贡献越多，当然，这与前面国企比例大从而利润高的结论有相关性，但从另外一个角度看，也反映了国资对于财政的直接贡献。另外，由于员工数量对于总利润有明显负的系数，而员工冗余问题一般存在于国企，那么国企对于冗余员工的态度一方面可以看作是低效率的表现，一方面也可以看作是对社会福利的一个贡献。由此，在社会福利增进的表现上国企还是大于民企的。

国企比例在表3模型3中是0.43-1.62，用这个值去观察对其他指标的影响系数，表现都适中，对于总产出、总利润和新产品的影响系数都为正，这样的结果符合我们利润模型中的结论：在这个区间的国资民资比例不违背国资民资均衡增长的必要条件。

在分地区的分析中，总体样本实证结论似乎进一步印证了东部地区国资份额的增大，对于社会总产出有一定的负面影响，说明在民营资本培育较好的地区国企如果过度投入竞争性生产领域，有可能挤占民企的发展空间。虽然实证结果表明，东部地区的国企对于总利润有一定负面的影响，但这不同于全国样本的实证结果。对中西部观察的结果表明，在民营经济没有培育到一定程度时，国有资产投入竞争性生产领域仍然对当地经济发展有很大的引领作用，提高了社会总生产规模及利润，保证了财政收入和福利。

(二)建议

对于国资和民资的比例问题应当辩证地看，实证表明，在不同的时期、不同的地区，国企发挥作用的条件和产生的结果是不同的。

1.在东部地区，一是应该进一步加大国企资产从竞争性领域退出，转而集中在事关国计民生的重点行业，起到技术引领作用。二是为增强国企的活力，可适当增加民营资本在国有控股公司的股权比例，以提高绩效。三是国资民资互相参股，发挥各自的长处和优点，培育新型现代混合经济。

2.在中西部经济相对不发达地区，由于民营经济发展不够，一方面要适当重视国资的作用，另一方面要吸引东部民资的投资。一是继续加大资金特别是国有资金的引进力度，在加强软硬件建设的同时，用市场化手段吸引在东部地区的国有资本转移到中西部地区，以加速和引领当地的经济发展。二是要着力改善市场经营环境，吸引更多的社会资本，特别是东部地区的民营资本到中西部投资，促进当地经济发展。三是借鉴东部地区民营企业的成功经验，改善国企的经营管理模式，增强企业活力。

3.由于制造业特别是一般制造业的天然属性，规模的扩大和集聚亦不一定意味着效率的提高，可适当利用国企的带动效应分散制造业布局，带动地方经济的发展，促进各地区的平衡发展，从而有利于社会整体经济绩效的提高。

4.充分发挥民资在社会生产领域的重要作用。一是政府要适当放宽投资领域，允许民资进入一些重点行业和领域，如参股国有控股公司，以改善国企的现行管理模式；二是地方政府在招商引资方面，不但要引入民企投资，更重要的是做好服务工作，提高中西部地区的经济发展绩效。三是国资民资的比例要根据当地的实际经济条件和发展需要，控制在绩效最优化的比例范围之内。

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