外部監督與國有企業經營效率

【摘要】聚焦于我國國有企業的經營效率問題， 引入“八項規定”的實施這一準自然實驗， 利用雙重差分模型探究外部監督強度變化對國有企業經營效率的影響， 并從國有企業高管政治晉升動機和經濟動機的角度剖析其影響機制， 從而厘清外部監督在國有企業治理與經營效率方面發揮的作用及其限制條件。 研究發現， 在“八項規定”實施之后， 國有企業的經營效率與非國有企業相比有了顯著的提升， 這種效應主要在腐敗程度較高、市場化程度較高地區以及內部監督較薄弱的企業中顯著。 進一步研究發現， 高管政治晉升動機越強或經濟動機越強的國有企業， 在“八項規定”實施之后經營效率提升越顯著。 研究不僅豐富了公司治理中監督機制作用的相關理論， 而且為“八項規定”等反腐敗措施在企業行為層面的微觀影響研究做出了補充， 同時為國有企業改革中監督與激勵機制的完善提供了新的思路。

【關鍵詞】外部監督;國有企業;經營效率;高管動機

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）03-0017-11

一、引言

國有企業作為我國國民經濟的中流砥柱， 其效率問題一直是各界熱議的焦點之一。 學術界關于國有企業效率的高低之爭雖然沒有形成完全一致的結論， 但“國企效率低下論”仍然占據上風。 相關文獻普遍認為國有企業存在效率損失， 尤其是在競爭性行業里， 國有企業的效率要低于非國有企業[1，2] ， 主張國有企業應該從競爭性領域退出[3] 。 還有一些研究表明， 國有企業不僅自身效率低下， 而且由于存在預算軟約束而會對宏觀經濟增長造成不利影響[4，5] 。 當然也有少數研究提出了不同的觀點， 這些研究認為國有企業的效率在不同時期存在明顯的差異[6] ， 隨著國有企業改革的推進， 國有企業的效率得到提高， 并沒有顯著遜色于其他產權性質的企業[7] 。 盡管衡量國有企業效率的角度有所不同， 研究結論也不盡一致， 但總的來說現有文獻達成如下共識：國有企業與非國有企業相比， 經營效率是較低的， 這種低效通過國有企業改革可以得到改善。

國有企業的經營效率低下是由多種因素造成的， 其中一個重要的因素就是公司治理結構存在缺陷， 缺乏有效的監督機制。 國有企業“所有者缺位”和多層次的委托代理關系導致了“內部人控制”問題[8，9] 。 國有企業的所有者是全體公民， 然而在企業的實際經營過程中公民無法行使委托人的權利， 從而使得國有企業存在“虛委托人”問題。 政府作為全體公民的委托人， 其本身不是所有者， 無法享受所有者的權益， 加之政府目標相對更多元化， 導致其對國有企業的監督作用大大減弱。 復雜的委托代理關系賦予了高管對國有企業至高的控制權， 在放權改革的背景下， 其權力甚至凌駕于整個企業的治理結構之上。 “沒有監督的權力必然導致腐敗”， 國有企業未能建立起股東、經理層和其他利益相關者之間有效的內部制衡機制， 法律和媒體的外部治理作用還有待增強， 薄弱的內外部監督給了國有企業高管攫取私人利益的機會， 滋生了腐敗， 也成為國有企業經營低效的重要原因之一。

因此， 在國有企業改革過程中， 如何完善監督機制、提高國有企業經營效率是理論和實踐中共同關注的重要問題。 中共十八大以來我國開展的系統性腐敗治理， 是國家層面的監管發生制度性變化的標志。 2012年12月4日， 中共中央政治局審議通過了《關于改進工作作風、密切聯系群眾的八項規定》（簡稱“八項規定”）。 “八項規定”的頒布與對腐敗行為的打擊， 大大加強了對國有企業領導層權力的監督和制約。 這種外部監督的加強是否能有效提高國有企業的經營效率值得進一步探討。

本文利用“八項規定”的實施這一準自然實驗來檢驗外部監督的加強對于國有企業經營效率的影響， 并進一步從高管動機角度來解釋外部監督發揮作用的機制， 旨在為探究提高國有企業經營效率的途徑做出有益嘗試。

二、理論分析與研究假設

國有企業的低效問題長久以來為人所詬病， 其背后的重要原因之一在于國有企業內部存在較為嚴重的委托代理問題。 現代企業的重要特征是所有權和經營權的分離， 信息不對稱、契約不完全以及所有者和經營者利益不一致使得企業中普遍存在委托代理問題， 而我國的國有企業由于特殊的產權性質和有缺陷的公司治理結構， 代理成本尤其高昂。

首先， 國有企業由于受到政府的干預， 常常要完成非利潤性目標， 如幫助地方政府增加就業、彌補財政赤字、平衡地區貧富差距等， 國有企業目標的多元化既削弱了以業績作為薪酬基礎的有效性[10，11] ， 又使得作為成本費用的國有企業高管薪酬受到政府的嚴格管制。 作為國有企業實際控制人的管理者， 幾乎不擁有剩余索取權。 由此， 國有企業的薪酬激勵機制遠不如市場化的薪酬激勵機制有效， 而高管在職消費或腐敗等替代性激勵方式在邊際激勵效率上也無法等效于市場化條件下的薪酬激勵方式， 國有企業的經營效率因而可能低于市場化主體。

其次， 國有企業高管權力配置結構呈現政企不分的特點， 不少國有企業實行“黨政一肩挑”“黨政成員交叉任職”的領導體制[12] ， “亦商亦官”“似官非官”成為國企高管一個主要特征。 盡管國有企業高管都具備一定的行政級別， 但這并不意味著擁有與之匹配的行政權力。 殘缺的行政權力也使得國有企業高管有動機通過謀取私有收益來彌補行政權力的缺失[13] 。

最后， 從1984年政府分權改革以來， 國有企業管理層權力得到了空前加強， 內部監督作用被削弱。 因此， 從我國國有企業的現實情況來看， 擁有過度控制權的國有企業高管不受或者很少受到制約， 有絕對的能力去謀求自身私有收益。

綜上所述， 國有企業的激勵與監督機制難以有效落實， 為國有企業經營者的自利行為提供了動機與條件， 也導致了國有企業較低的經營效率。

“八項規定”的頒布使國有企業所處的監督環境發生了巨大的變化。 “八項規定”被視作中央實施反腐敗改革的一項重要政策， 其對職務消費進行了明確規范， 國有企業作為反腐敗斗爭的重要戰場， 深受“八項規定”的影響， 中央巡視組更是對央企展開了專項巡視， 并查處了不少違反“八項規定”的行為。 “八項規定”的實施使國有企業面臨更加有效的監督力量， 國有企業的在職消費得到了有效抑制[14-16] 。 此外， 隨著反腐敗改革的開展， 國有企業的投資效率也受到了顯著影響， Pan和Tian[17] 發現在反腐敗改革之后， 國有企業的投資效率顯著上升。 “八項規定”的實施對解決國有企業的代理問題有正面影響。 因此， 本文推測“八項規定”帶來的外部監督的加強有利于提高國有企業的經營效率， 故提出假設1：

H1：相比非國有企業， 國有企業的經營效率在“八項規定”實施之后顯著提高。

“八項規定”之所以會影響國有企業的經營效率， 主要原因在于其改變了國有企業高管的行為動機。 國有企業高管具有“政治人”和“經濟人”的雙重身份[18] ， 政治晉升動機在很大程度上主導了其代理行為。 盡管在對國有企業負責人的考核評價體系中有對業績指標的規定， 但在監管不力的情況下評價機制的執行效果可能會打折扣。 劉青松等[19] 研究發現， 政治關系資源與國有企業高管的升遷密切相關。 而外部監督的加強有利于提高國有企業高管晉升評價機制的有效性[20] ， 高管政治晉升對業績指標的敏感性將得到增強， 從而使政治晉升對于提升國有企業經營效率的激勵作用更加顯著。

此外， 有研究發現國有企業高管為了實現政治晉升而傾向于超額持有現金， 將其用于低效率的政治迎合行為， 但這種代理動機在外部監管制度較完善時能夠得到抑制[21] 。 也有研究認為， 政治晉升預期會對國有企業高管的在職消費、非效率投資行為起到抑制作用[22，23] ， 且這種抑制作用隨著“八項規定”的實施和反腐敗治理的推進而更加顯著[24] 。 由此， 盡管政治晉升動機對國有企業各種經營行為的影響不盡一致， 但外部監督的加強仍有利于提升政治晉升對國有企業經營效率的激勵作用。

“八項規定”出臺后由于有不少腐敗官員被查處， 出現了更多的職位空缺， 原本政治瑕疵較少、晉升希望較大的國有企業高管更有動力去追求晉升[25] 。 并且因為反腐敗治理中窩案、大案頻現， 大批與腐敗官員有政治關聯的國有企業高管被查處[17] ， 使得政治關系資源在國有企業負責人任免考核中的作用受到削弱， 加上監管水平的提高會使國有企業高管晉升與經營業績的關聯更緊密， 國有企業高管在政治晉升動機驅使下的非效率行為將得到抑制， 進而使國有企業的經營效率得到提升。 由此， 提出假設2：

H2：相比非國有企業， 高管政治晉升動機越強的國有企業在“八項規定”實施之后經營效率提升越顯著。

盡管國有企業高管的激勵主要來自政治晉升動機， 但經濟動機同樣可能影響國有企業高管的經營決策。 “八項規定”實施以來， 國有企業的在職消費受到了抑制[14-16] ， 使得國有企業高管的隱性激勵下降， 但同時薪酬激勵機制卻得到優化， 表現為“八項規定”實施以來國有企業薪酬業績敏感性的提高[26] 。 隱性收入的下降以及薪酬業績敏感性的提高， 都有可能促使國有企業高管努力提升公司經營績效以追求更高的顯性收入。 此外， 反腐敗治理使得政府補貼的分配、驗收以及國有資產的使用都受到更嚴格的監管， 國有企業要想依靠政府補貼或者過度投資等不合理的資源配置方式來獲得短期業績上升的難度加大[27] ， 國有企業資產的保值增值更加依賴于經營效率的提高。 由此， 提出假設3：

H3：相比非國有企業， “八項規定”實施之后高管薪酬業績敏感度提高越多的國有企業經營效率提升越顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文的初始樣本為2007 ～ 2016年滬深兩市A股上市公司， 主要研究對象為國有企業。 并對樣本進行了如下篩選：剔除ST等被特殊處理的企業; 剔除金融保險類企業; 剔除凈資產小于零的企業。 在剔除了一些主要變量缺失的觀察值后， 最終得到的樣本數量為16011個。 同時， 為了消除離群值給結果帶來的影響， 對關鍵變量進行了首尾1%的縮尾處理（Winsorize）。

本文根據最終控制人產權性質將企業劃分為國有企業與非國有企業， 數據取自于色諾芬（CCER）數據庫。 其他有關上市公司的公司治理數據、財務數據以及高管特征數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫、萬得（WIND）數據庫。 在衡量地區腐敗程度時用到的十八大反腐敗治理以來官員落馬數據由手工收集而得， 原始數據來自于中央紀委監察部網站， 并結合百度搜索、騰訊網進行了補充。

（二）主要變量定義

1. 企業經營效率的衡量。 本文的企業經營效率（Efficiency）指標采用數據包絡法（DEA）來衡量， DEA是利用投入和產出數據、通過線性規劃方法對同類型企業的相對效率進行評價的一種方法， 效率最高的企業賦值為1， 效率最低的企業賦值為0。 DEA方法的優點在于：它是一種非參數方法， 不需要為投入與產出之間的關系確定一個特定的函數表達式; 也無需任何權重假設， 而以決策單元輸入輸出的實際數據求得最優權重， 排除了很多主觀因素， 具有很強的客觀性; 此外， 它并不直接對數據進行綜合， 因此企業的經營效率與投入指標及產出指標值的量綱選取無關。

本文以營業收入作為企業經營效率的產出變量， 因為它是企業經營活動中產生的利潤和現金流最基本也是最主要的來源[28] 。 參考Demerjian等[28] 和Cheng等[29] 的做法， 本文將投入變量確定為以下六個：①固定資產（包括資本化的經營租賃）; ②營業成本; ③銷售費用; ④管理費用; ⑤商譽; ⑥其他無形資產（包括資本化的R&D投入）。 為了增強企業間數據的可比性， 分行業對企業經營效率進行測算。

2. 控制變量。 參照Demerjian等[28] 的做法， 本文選取的控制變量主要包括企業規模（Size）、市場份額（Mktshare）、企業自由現金流（FCF）、企業年齡（Age）和資產負債率（Leverage）。 首先， 規模較大和市場份額較高的企業在與供應商和客戶談判時通常能爭取到更有利的條件， 從而創造更多的利潤， 所以本文將企業規模和在同行業內所占市場份額納入控制變量中。 其次， 自由現金流越多的企業越有能力抓住凈現值為正的投資機會， 從而提高企業的經營效率， 因而控制企業自由現金流。 控制企業年齡是因為不同生命周期的企業可選擇的經營或投資項目是有差別的， 所需投資啟動資金也不一樣， 這些因素都會對企業的經營效率造成影響。 最后， 企業的資本結構會與資本成本和經營風險密切相關， 也會影響企業的經營決策， 因此本文控制了企業的資產負債率。

本文所涉及主要變量的定義和說明見表1。

（三）模型設定

采用雙重差分（Difference in Diffirence， DID）方法， 以國有企業為處理組、非國有企業為控制組， 研究“八項規定”的實施對國有企業經營效率的影響。

根據H1， 構建了如下檢驗模型：

Efficiencyit=α+β1Statei×Postt+β2Statei+

γControlsit+Industryi+Yeart+εit? ?（1）

模型（1）中， 各變量定義見表1。 Controlsit表示控制變量， 包括企業規模（Size）、市場份額（Mktshare）、企業自由現金流（FCF）、企業年齡（Age）和資產負債率（Leverage）。 同時控制了年度和行業固定效應。 該檢驗主要關注交乘項Statei×Postt的系數β1， 若H1成立， 即“八項規定”實施之后， 國有企業的經營效率較非國有企業來說顯著提高， 則β1應該顯著為正。

為了驗證H2， 本文構建了如下三重差分模型：

Efficiencyit=α+β1Statei×Postt×Politicalit+

β2Statei×Postt+β3Politicalit×Postt+β4Politicalit×Statei+β5Postt+β6Statei+β7Politicalit+γControlsit+εit （2）

模型（2）中， Politicalit表示國有企業高管的政治晉升動機， 有以下三個衡量指標：①董事長年齡（Gap）。 由于官員強制退休規定的存在， 年齡就成為官員晉升的重要影響因素， 一般來說， 越接近退休年齡晉升機會越小。 趙璨等[13] 的研究表明， 近年來獲得政治晉升的國有企業高管中約80%的年齡小于52歲。 喬坤元等[30] 也發現市級官員政治晉升的可能性在54歲之后大幅度下降。 考慮到國有企業中真正的決策者是董事長， 因此選擇董事長的年齡來衡量國有企業高管的政治晉升動機， 當董事長的年齡不大于54歲時， 政治晉升動機較強， Politicalit取值為1， 否則為0。 ②營業收入增長率（Salesgrowth）。 ③利潤總額（Profit）。 營業收入增長率和利潤總額是國有企業高管業績考核的重要指標， 也是進行職位任免的重要參考依據。 楊瑞龍等[18] 研究發現， 央企負責人的升遷概率與企業的營業收入增長率呈顯著的正相關關系。 丁肇啟等[31] 通過研究多個業績指標與國有企業高管晉升之間的聯系發現， 只有利潤總額能顯著地提高高管晉升的概率。 因此， 本文認為企業上期的營業收入增長率（利潤總額）越高， 高管的政治晉升概率越大， 動機越強。 當上期的營業收入增長率（利潤總額）高于行業中位數時， Politicalit取值為1， 否則為0。 其余變量定義同模型（1）。

模型（2）中主要關注交乘項Statei×Postt×Politicalit的系數β1， 若H2成立， 即“八項規定”實施之后， 高管政治晉升動機越強的國有企業經營效率提升越顯著， 則β1應該顯著為正。

為了驗證H3， 本文構建了如下模型：

Efficiencyit=α+β1Statei×Postt×PPSit+β2Statei×Postt+β3PPSit×Postt+β4PPSit×Statei+β5Postt+

β6Statei+β7PPSit+γControlsit+εit （3）

模型（3）中， PPSit表示企業高管的經濟動機， 用薪酬業績敏感度的變化來表示。 “八項規定”實施之后， 若薪酬業績敏感度的提高高于平均水平， 則PPSit=1， 代表高管提升顯性收入的動機較強; 若薪酬業績敏感度的提高低于平均水平， 則PPSit=0， 代表經濟動機較弱。 其余變量定義同模型（2）。 在此模型中， 主要關注交乘項Statei×Postt×PPSit的系數β1， 若H3成立， 即“八項規定”實施之后， 高管薪酬業績敏感度提高越多的國有企業經營效率提升越顯著， 則β1應該顯著大于0。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。 Efficiency衡量的是企業的相對經營效率， 最大值為1， 表示處在有效生產邊沿。 其余變量的描述性統計結果與以往研究基本一致。

（二）外部監督與國有企業經營效率檢驗

1. 主回歸結果。 采用模型（1）對本文的主要研究問題——外部監督對國有企業經營效率的影響進行回歸分析， 結果如表3所示。 借鑒Demerjian等[28] 和Cheng等[29] 的研究， 本文對各變量的符號進行了預測， 后續的回歸結果與預測基本相符。 表3中處理組是國有企業， 控制組是非國有企業， 交乘項State×Post的系數為正， 且在1%的水平上顯著， 表明“八項規定”實施之后， 國有企業的經營效率與非國有企業相比顯著提高， 說明外部監督的加強有利于抑制國有企業的低效率行為。

2. 穩健性檢驗。

（1）宏觀因素的干擾。 本文的經營效率指標測算中采用的產出變量（營業收入）可能會受到宏觀經濟因素的影響， 而“八項規定”實施的代理指標Post是一個時間虛擬變量， 可能存在的擔憂是本文的結論并不是由“八項規定”的實施引起的， 而是由宏觀因素的影響造成的， 盡管本文采用DID模型可以減少內生性問題帶來的困擾， 但仍然不能完全避免宏觀因素對結論的干擾。 為了降低經營效率指標測算中受宏觀經濟因素影響出現的偏差， 采用GDP增長指數對本文原始的經營效率指標Efficiency進行平滑處理， 以新的經營效率指標Efficiency1作為被解釋變量進行穩健性檢驗， 結果如表4所示。 可見， 交乘項的系數顯著為正， 表明與非國有企業相比， 外部監督的加強提高了國有企業的經營效率， 與主檢驗的結論一致。

宏觀經濟因素帶來的另一個干擾是：本文觀察到的結論可能是由宏觀因素對處理組和控制組的影響不同而導致的。 本文的DID模型中， 處理組為國有企業， 控制組為非國有企業， 可能出現的質疑是：2012年之后GDP的增長速度低于2012年之前， 國有企業和非國有企業受到宏觀經濟增長放緩的影響可能有所不同， 從而導致國有企業和非國有企業之間經營效率的差異在2012年前后會出現變化。 為了證明本文觀察到的結果是由“八項規定”的實施及配套的反腐敗改革引起的， 而不是由宏觀經濟因素造成的， 我們采用安慰劑檢驗（Placebo Test）的方法， 找到另一段宏觀經濟增速下降的區間， 看是否在另一段宏觀經濟走勢相似的區間里也能得出相似的研究結論， 如不能， 則可在一定程度上排除宏觀經濟因素的影響。 后文關于主結果的進一步分析也可緩解此內生性問題。

選取2007 ～ 2009年作為穩健性檢驗的樣本區間， 因為2008年宏觀經濟受到金融危機的波及， GDP增速較2007年出現了大幅下降， 到2009年仍穩定在較低水平。 本文設置一個新的時間虛擬變量Post1， 若年份處于2008年之后， 則Post1=1， 年份為2008年之前， 則Post1=0， 研究2008年前后國有企業的經營效率與非國有企業相比是否發生了顯著的變化， 結果列示在表5中。 在新的樣本區間內， 2008年之后的GDP增長率小于2008年之前的GDP增長率， 宏觀經濟走勢與本文原來樣本區間內的走勢相似。 如果內生性問題存在， 宏觀經濟增速下降會對國有企業和非國有企業的經營效率產生顯著不同的影響， 則表5中交乘項State×Post1的系數應具有顯著性。 然而實際的回歸結果中， State×Post1的系數并不具有顯著性， 說明宏觀經濟增速下降對國有企業與非國有企業的經營效率并未產生顯著的差異化影響。 這進一步提高了本文研究結論的可信度， 即是“八項規定”的實施而非宏觀經濟因素導致國有企業的經營效率相比非國有企業來說有所提升。

（2）控制組的干擾。 對于本文DID模型的一個可能的擔憂是：非國有企業作為DID模型的控制組， 并不能避免受到政策沖擊的影響。 因為“八項規定”的出臺伴隨著全面徹底的反腐敗治理行動， 本次反腐敗治理是全國范圍內的一次深入改革， 對全國所有地區、所有非國有和國有企業都形成了沖擊。 盡管非國有企業不是“八項規定”的直接適用對象， 受反腐敗改革的影響沒有國有企業直接和深刻， 但反腐敗改革后政治關聯的斷裂和尋租受到的抑制同樣會給非國有企業帶來影響。 考慮到“八項規定”的實施及反腐敗改革對非國有企業可能的影響， 本文在穩健性檢驗的控制組中或剔除了有政治關聯的非國有企業， 或剔除了“八項規定”實施之前尋租水平較高的非國有企業。

本文根據企業的董事長或總經理是否在政府、人大或政協擔任過職務來判定企業是否具有政治關聯。 現有的研究表明反腐敗改革使政治關聯給企業帶來的價值降低， 有政治關聯的非國有企業受到反腐敗改革的影響更大[17，32，33] ， 因此本文將有政治關聯的非國有企業從控制組中剔除， 再次回歸后的結果列示在表6的第（1）列和第（2）列中。 此外， 由于反腐敗改革抑制了企業的尋租行為[15，32] ， “八項規定”實施之前尋租水平較高的非國有企業受到“八項規定”的影響會更嚴重， 因此本文將“八項規定”實施之前尋租水平較高的非國有企業從控制組中剔除后重新進行穩健性檢驗， 結果列示在表6的第（3）列和第（4）列中， 非國有企業的尋租水平用管理費用明細中的“八項費用”來衡量[34，35] 。

表6中， 第（1） ～ （4）列中交乘項State×Post的系數均顯著為正， 表明剔除了受“八項規定”影響較大的控制組樣本之后， 仍然發現與非國有企業相比， 外部監督的加強顯著提升了國有企業的經營效率， 這與原來的主回歸結果一致， 增強了本文結論的穩健性。

（3）政策時點的干擾。 “八項規定”的出臺時間是2012年12月4日， 雖接近2012年財政年度末， 但是仍然可能對2012年的財務報告數據造成一定影響， 對于應將2012年劃分到政策實施前還是實施后尚存在一定的爭議。 因此， 本文剔除了2012年的樣本， 采用相同的DID模型對主回歸結果進行了穩健性檢驗， 結果見表7。

在表7的回歸結果中， 交乘項State×Post的系數均為正， 且在1%的水平上顯著， 表明“八項規定”實施之后， 國有企業的經營效率與非國有企業相比顯著提高。 穩健性檢驗的結果與主回歸結果一致。

3. 對主回歸結果的進一步分析。

（1）按地區腐敗程度分組。 以“八項規定”的實施為標志的反腐敗改革對腐敗程度不同地區的影響可能不同[26，36] 。 地區腐敗程度越高， 企業受到的外部監督越薄弱， 效率越低[37] ， 因此在外部監督加強以后， 企業經營行為的改變也應該更加明顯。 本文用“八項規定”頒布之后（2012年12月 ～ 2016年12月）各省份落馬官員的人數作為衡量地區腐敗程度的指標， 將落馬官員人數高于該指標中位數的地區認定為腐敗程度高的地區， 低于中位數的地區則認定為腐敗程度低的地區， 進一步將總樣本劃分為高腐敗地區和低腐敗地區兩個子樣本分別進行模型（1）的回歸分析。 表8列示了分組回歸的結果。

表8第（1）列中交乘項State×Post的系數顯著為正， 而第（2）列中State×Post的系數不顯著， 這表明“八項規定”對國有企業經營效率的提升作用主要體現在腐敗程度高的地區， 而在腐敗程度低的地區， “八項規定”實施之后國有企業的經營效率與非國有企業相比并沒有顯著提升， 這個結果也可以在一定程度上緩解遺漏變量造成的內生性問題。 第（3）列和第（4）列中將被解釋變量替換為Efficiency1， 回歸結果相同。

（2）按企業內部監督水平分組。 從企業層面看， “八項規定”實施之前內部監督水平較低的國有企業， 在外部監督加強以后受到的影響更大。 一方面， 企業內部監督不力會給高管腐敗提供更大的空間， 這些企業往往內部腐敗程度也較高， 在“八項規定”實施后高壓的反腐態勢之下被調查的風險較高， 因此高管為了降低被查處的風險會進一步約束自己的行為， 降低代理成本， 從而企業經營效率的提升應該更加明顯[38] 。 另一方面， 企業內部監督不力導致內部控制薄弱， 經營效率會隨之降低[29，39，40] 。 而外部監督的加強可以在一定程度上彌補內部監督的低效， 對企業的經營效率起到正面促進作用。

本文采用獨立董事比例和機構投資者持股比例作為衡量企業內部監督水平的指標。 獨立董事比例越高或機構投資者持股比例越高， 則高管面臨的內部監督強度越大。 還引入“其他應收款”項目來反映企業內部監督的效果， 因為關聯方或股東占款都可能記入“其他應收款”科目， 所以該科目金額越大， 企業內部腐敗的空間越大， 企業內部監督的效率越低。 按以上三個指標的中位數對全樣本進行分組， 分別進行模型（1）的回歸分析， 結果列示在表9中。

表9中第（1）列和第（2）列的被解釋變量為Efficiency， 第（3）列和第（4）列的被解釋變量為Efficiency1。 Panel A表示按獨立董事比例分組回歸的結果， 第（2）列和第（4）列中交乘項State×Post的系數均在1%的水平上顯著為正， 顯著性高于第（1）列和第（3）列， 說明獨立董事比例越低， 國有企業經營效率在“八項規定”實施之后提升越顯著。 Panel B表示按機構投資者持股比例分組回歸的結果， 只在第（2）列和第（4）列中交乘項State×Post的系數在1%的水平上顯著為正， 這說明“八項規定”的實施主要影響機構投資者持股比例較低的國有企業。 機構投資者持股比例越低的國有企業， 在“八項規定”實施之后經營效率的提升越顯著。 Panel C表示按其他應收款分組回歸的結果， 第（2）列和第（4）列中交乘項State×Post的系數均在1%的水平上顯著為正， 表示在其他應收款較多的國有企業中， “八項規定”實施之后企業的經營效率顯著提高， 而在其他應收款較少[第（1）列和第（3）列]的樣本中， “八項規定”的實施對國有企業的經營效率則無顯著影響。

根據表9的回歸分析結果， 可以看出“八項規定”實施后外部監督的加強對于國有企業經營效率的提升作用主要體現在內部監督水平較低的企業中， 外部監督與內部監督作為監管體制的兩個方面， 存在互相補充的關系。

（3）按市場化程度分組。 Lin等[41] 的研究表明， 反腐敗改革之后， 投資者對位于市場化程度較高地區的企業會給予更加積極的反應。 Cao等[42] 也發現， 在中央巡視組巡視期間， 處于市場化程度較高地區的企業會顯著抑制公司壞消息的披露。 本文根據王小魯、樊綱等[43] 編制的分省份市場化指數將企業按所處地區的市場化程度分為兩個組， 探究處于市場化程度不同地區的企業， 其經營效率受外部監督變化的影響是否存在差異。 表10為根據地區市場化程度分組回歸的結果。 只有第（1）列和第（3）列中交乘項State×Post的系數在1%的水平上顯著為正， 表明在市場化程度較高的地區， 國有企業的經營效率在“八項規定”實施之后與非國有企業相比顯著提高了。 在市場化程度較低的地區， “八項規定”實施前后國有企業的經營效率與非國有企業相比則沒有顯著變化。 這與之前一些研究的結論相似， 即反腐敗改革對位于高市場化程度地區的企業影響更大。

（三）外部監督影響國有企業經營效率的機制檢驗

1. 高管的政治晉升動機。 H2認為， 相比非國有企業， 高管政治晉升動機越強的國有企業在“八項規定”實施之后經營效率提升越顯著。 本文采用模型（2）來驗證H2， 用董事長年齡、營業收入增長率和利潤總額三個指標來衡量國有企業高管的政治晉升動機（Political）。 當董事長的年齡不大于54歲時， 政治晉升動機較強， Political取值為1， 否則為0; 企業上期的營業收入增長率（利潤總額）越高， 高管的政治晉升動機越強， 概率越大， 因此， 當上期的營業收入增長率（利潤總額）高于行業中位數時， Political取值為1， 否則為0。

回歸分析結果列示在表11中， 主要關注交乘項State×Post×Political的系數。 在第（1）列和第（2）列中交乘項State×Post×Political的系數均為正， 且當經營效率用Efficiency1來衡量時， 該系數在5%的水平上顯著為正， 表明當高管年齡不超過54歲時， 外部監督對國有企業經營效率的提升作用比對高管年齡超過54歲的國有企業更加顯著。 第（3）列和第（4）列中交乘項State×Post×Political的系數也都為正， 且分別在5%和1%的水平上顯著， 可以看出無論采用Efficiency還是Efficiency1來衡量企業經營效率， 均可表明“八項規定”實施之后， 當上一期營業收入增長率較高、高管政治晉升動機較強時， 國有企業經營效率的提升與非國有企業相比更加顯著。 第（5）列中交乘項State×Post×Political的系數在5%的水平上顯著， 表明“八項規定”實施之后， 上一期利潤總額超過行業平均水平、高管政治晉升動機較強時， 國有企業的經營效率比非國有企業有了更加明顯的提升。 第（6）列中交乘項State×Post×Political系數雖不顯著但依然為正， 與第（5）列的結論基本一致。

由表11可以看出， 外部監督對國有企業經營效率的作用因高管的政治晉升動機強弱而有所不同， 高管政治晉升動機越強的國有企業與非國有企業相比， 在“八項規定”實施之后經營效率提升越顯著， 與H2的判斷相一致。

2. 高管的經濟動機。 “八項規定”的實施抑制了國有企業高管的隱性收入， 但同時使國有企業的薪酬業績敏感度提高了[26] 。 激勵機制的優化使得國有企業高管更有動機提升公司經營績效以追求更高的顯性收入。 此外， 由于外部監督的加強， 政府補貼的分配、驗收以及國有資產的使用都將受到更嚴格的監管， 國有企業要想依靠政府補貼或者過度投資等不合理的資源配置方式來獲得短期業績上升的難度加大， 國有企業高管想要提高考核業績就更加依賴于企業經營效率的提升。

采用模型（3）來驗證H3， 用“八項規定”實施前后高管薪酬業績敏感度的提升水平來衡量國企高管的經濟動機， 當企業高管薪酬業績敏感度的提升幅度處在中位數以上， 代表高管的經濟動機較強， PPS取值為1， 否則為0。 表12列示了模型（3）的回歸結果， 主要關注三重交叉項State×Post×PPS， 其系數在第（1）列和第（2）列中均為正， 并分別在5%和1%的水平上顯著， 說明外部監督加強以后， 高管經濟動機越強的國有企業與非國有企業相比在經營效率方面提升得越顯著， 與H3的分析一致。

五、結論

本文引入“八項規定”的實施這一準自然實驗， 利用雙重差分模型探究了外部監督強度變化對國有企業經營效率的影響。 研究發現， 在“八項規定”實施之后， 國有企業的經營效率與非國有企業相比顯著提高。 并且這種提升作用主要體現在腐敗程度較高、市場化程度較高地區以及內部監督較薄弱的企業。 進一步地， 本文從高管政治晉升動機和經濟動機的角度探究外部監督是如何影響國有企業經營效率的， 發現高管政治晉升動機越強（或經濟動機越強）的國有企業， 與非國有企業相比， 在“八項規定”實施之后經營效率提升越顯著。

本文研究了外部監督對國有企業經營效率的影響及其作用機制， 有助于補充國有企業經營效率和公司治理中監督機制的相關研究， 也為探究國有企業改革路徑做出了有益嘗試。

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【基金項目】教育部人文社會科學研究青年基金項目（項目編號：18YJC790204）;四川省社會科學規劃重點項目（項目編號：

SC18A006）;四川大學青年杰出人才培育項目（項目編號：SKSYL201822）;四川大學創新火花庫重點項目（項目編號：2018hhf-47）

【作者單位】四川大學商學院， 成都 610064