國有持股比例降低與國企全要素生產率
——基于多期DID 模型分析

謝眾，王 昊，戴前智

（合肥工業大學 經濟學院，合肥 230601）

一、引言

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》中指出，要按照“完善治理、強化激勵、突出主業、提高效率的要求，深化國有企業混合所有制改革”。混合所有制改革的推進和經濟高質量發展的順利實現有賴于激發國有企業活力和促進轉型升級（黃速建等，2018）。國有企業高質量發展的一個重要途徑是提升企業的資源配置效率，而全要素生產率作為提高資源配置效率的指標顯得尤為重要（蔡昉，2018）。在國內就業率、投資比率等難以大幅增長階段，國有企業作為我國經濟增長的重要動力引擎，以各種要素投入之外的技術進步貢獻（也即全要素生產率），其重要性日益凸顯。2022 年是國有企業改革“三年行動方案”的收官之年，也是不斷完善國有資本監管體制、深化混合所有制改革的攻堅之年。混合所有制改革作為經濟體制改革的重要舉措，對促進國有企業轉型升級、國有資本優化布局具有長遠意義，對實現第二個百年奮斗目標、全面建設社會主義現代化強國發揮重要的戰略支撐。20 世紀90 年代國企改革主要目標是扭轉經營虧損，而現階段混合所有制改革的重要目標是提高國有企業和國有資本的經營效率。當前，相對于非國有企業極具競爭力的要素配置效率，國有企業在全要素生產率方面稍顯不足，改革后的國企仍然存在“一股獨大”“大型國企壟斷”等現象，沒有形成有效的投資主體多元化機制，混合所有制改革步入“深水區”，難以實現提升經營效率的重要目標。

改革開放以來，國企改革大體經歷了從“放權讓利”的初步探索階段，到“抓大放小”的戰略發展階段，再到“規范治理”的深化改革階段。混合所有制改革作為國企改革的重要環節（李剛磊和邵云飛，2021），對于全面深化經濟體制改革、盡快走出國企改革的“深水區”和促進經濟持續健康發展有著重要作用。產權改革是國企改革的核心一環，除了少數國有獨資企業外，大部分國有企業采取優化股權結構形式，例如通過降低國有持股比例、產權多元化等來完善產權結構，激發國有經濟活力。降低國有持股比例作為實現國企產權改革的一種形式，逐漸成為學術界研究和爭論焦點。國有企業在經歷股份制改革后，隨著非國有資本的不斷引入，非國有股權占比不斷提高，國有持股比例持續下降。國有資本與非國有資本充分融合發展，一方面有助于緩解國有企業的政策性負擔，以非國有股東的逐利天性來解決企業效率低下問題；另一方面也起到約束政府、國有企業、非國有股東的作用，加強對管理者的外部監督，解決所有者缺位、追求政治晉升等問題，進一步減少政府直接干預和提升公司治理水平。

綜合來看，現有文獻較少關注國有持股比例降低對國企全要素生產率影響，在效率測度上未考慮環境因素的影響，也較少研究國企降低國有持股比例的政策沖擊。隨著國企混改的不斷深入，降低國有持股比例的“放權讓利”方式，能否帶來全要素生產率的提升？不同行業競爭程度、要素投入類型、企業杠桿風險、“委托-代理”成本的國企是否存在異質性差異？這些都是目前亟需研究的問題。基于此，本文利用2010—2019年中國A 股制造業國有企業數據，實證分析降低國有持股比例對國企全要素生產率的影響。本文可能的創新有兩點：①區別以往文獻的效率指標，采用剔除環境因素與隨機噪聲后的三階段數據包絡分析（DEA）模型測算全要素生產率，使得效率指標更穩健真實；②從全面深化混合所有制改革視角入手，基于多期雙重差分（DID）模型，研究降低國有持股比例對國企全要素生產率的影響。

二、理論分析

（一）影響機制分析

馬克思的所有制理論提供了混合所有制改革是提升國企活力、經營績效的理論基石（榮兆梓，2014）。生產力與生產關系之間的相互制約發展，作為馬克思主義政治經濟學基礎，不斷揭示資本主義制度從產生到滅亡的過程，而推動所有制不斷發生變革的原始動力來自于生產力與生產關系之間的矛盾運動。馬克思認為，“所有制”的前提是勞動者與生產資料的結合，是存在勞動者和生產資料的所有權或支配權之間的規定性結合，這種規定性結合就是所有制。所有制具有不同的形式，可以分為公有制和私有制，并結合衍生不同類型的所有制形態。混合所有制作為中國的一種新經濟形式，自改革開放起已深入融合到我國改革發展的大勢中去，特別是十八屆三中全會以來，全面深化混合所有制已經成為我國在生產資料所有制改革領域的一項重大亮點。現階段的國有企業混合所有制改革，就是要變革最初的國有絕對控股的單一模式，在以公有制為主體情況下，充分融合發展非公有制。在我國改革開放四十多年的探索與實踐中，馬克思所有制理論很好的與中國特色社會主義市場經濟具體實際相結合，混合所有制經濟孕育而生并蓬勃發展。

利益相關者理論也指出，企業難以僅僅依靠市場競爭來獲取發展中所需要的全部要素資源，國企在引入非國有股東后，不同性質股權能夠拓展企業獲取發展所需要的資源途徑（張雨瀟和楊瑞龍，2022）。國有資本的規模優勢與非國有資本的靈活優勢相結合，實現異質性股權相互融合的發展態勢，有利于共同提高企業風險管控能力（張雙鵬等，2019）。國企改革與企業效率的關系始終存在爭論與分歧，早期國內存在吳敬璉和張維迎等的產權代理理論，以及林毅夫為主要代表的競爭理論。微觀角度上，主要以國有企業產值比重（魏峰和榮兆梓，2012）、資本邊際產出和配置效率（許召元和張文魁，2015）、企業創新效率（王業雯和陳林，2017）等指標來進行實證分析，通過比較國企與非國企在經營方面的布局，發現國企在混改后，資本邊際產出提升明顯，工業總產值進一步增加，創新能力也有明顯提升，對國企全要素生產率具有顯著促進作用。宏觀角度上，需要擺脫微觀數據的束縛，從我國經濟發展規律（劉元春，2001）及國有企業所承擔的社會職責等（張永等，2021）方面來深入考查。以往國有經濟不重視創新推動發展，通過研究混改發現，增加研發投入（李春玲和任磊，2018）能夠提高國企創新能力，在促進創新效率的同時也帶動產業鏈更新（宋冬林和李尚，2020），進一步拉動經濟增長。本文從政府補助程度和組織復雜程度兩個角度來闡述國企降低國有持股比例對全要素生產率的影響。

首先，國企引入非國有股東進行混改，引導非國有股東給國企“輸血”，減少政府對國企定向的財政補貼。政府補助對國企效率的影響，一方面，從資源負擔上，國企在獲得政府給予的“定向”補助后，例如通過減稅、降費等政策優惠形式，承擔更多社會公益職責，生產政府調控方向的產品，以低于市價流通于市場，有悖于經濟利潤導向的企業生產目標，造成企業成本提高、資源配置低效；另一方面，政府給予國企補貼，對外傳遞一種企業經營質量較差、需要政府幫扶的信號，導致投資者做出規避策略。通常情況下，定向性的政府補貼能影響國企混改進程，對企業生產經營會有引導作用。國有企業接受政府補貼，需要承擔政策優惠傾斜帶來的社會責任（孫曉華等，2017），導致資本過度冗余，流向低效率的部門。同時，政府頒布研發激勵補助政策，會導致被激勵企業進行研發操縱（楊國超等，2017），從而降低企業研發績效。特別是企業在外部環境因素影響下接受政府補助，會使企業全要素生產率呈現下降趨勢（胡春陽和余泳澤，2019）。此外，政府補助的增加，一方面，會促使企業滋生騙取補助金的意識，而沒有針對核心業務深入經營，資本冗余導致效率低下；另一方面，企業憑借“政治關聯”優勢（余漢等，2017；張新民等，2019），為獲得更多政府補貼，在招投標、戰略投資等方面進一步偏離企業生產經營主線，從而缺乏系統性與針對性，導致資本利用效率低下。

其次，國企引入非國有股東進行混改，完善決策監督機制與提高信息傳遞效率，進一步降低國企組織結構冗余。一方面，利潤導向的非國有股東采用現代企業管理方式，協助國企提升公司治理水平，促進資源配置效率（何瑛等，2022）；另一方面，非國有股東的加入，使得高管決策更加科學規范，優化了傳統科層制國企管理模式，減少信息傳遞冗余，提升企業信息傳遞效率。國企混改引入的非國有股東，能夠優化企業內部控制，完善高管激勵約束機制（李增福等，2021），使得監督機制更加完善、決策方式更加透明，能有效避免決策多層級傳遞帶來的重復冗余現象。關于組織復雜程度對企業效率的影響，我國國有企業在經歷股權改革時期，采用股權比例降低、股權多元化方式能夠降低組織復雜程度，進而提升企業績效或效率（Liu et al，2015；于文成等，2018；楊萱，2019）。國有企業組織復雜程度越高，國有資本傳遞鏈條越長，將面臨較高的股權投資風險損失（Beuselinck et al，2017），多個股東之間的合謀動機，也會造成信息決策的冗余，形成企業投資非效率現象。

基于以上影響機制分析，本文提出假說1。

假說1：國有持股比例降低將會提升國企全要素生產率。具體而言，國有持股比例降低使得國企獲得的政府補助數量減少和國企組織復雜度降低，最終使得國企全要素生產率提升。

（二）異質性影響分析

由于我國各地區、各行業自然稟賦差異和制度環境影響，國企會存在發展態勢和經營效率差異（耿慧芳等，2018）。不同行業競爭程度的國企，具有不同經營目標和特征，行業競爭程度越充分，生產要素越容易從低生產力企業流向高生產力企業（劉宏笪等，2021），配置效率進一步提升。目前，商業類國企普遍競爭程度較高，而公益類國企則偏向競爭不夠充分的國企；相對于商業類國企，公益類國企長期接受政府補助，面向國民經濟重要部門生產非利潤導向的公共產品，其資本利用率低。國企規模擴張并不一定會提升企業績效，特別是具有行業絕對規模優勢的國企，其規模擴張并沒有提高國企經營績效（杜雪鋒等，2014）。因此，有必要進一步探究不同競爭程度的國企效率的差異。此外，相對勞動、技術要素轉化為現實生產力的滯后性，資本的先天逐利性會加快流向資本偏好企業，對不同要素投入特征的國企特別是資本密集型國企（魏峰和榮兆梓，2012），其效率改善將更加明顯。國有企業引入資本要素后，減少普通勞動者和技術人員增加帶來的勞動力冗余現象，企業組織形式更簡潔、結構更簡單，提升企業發展和決策運營效率。而且，國企引入非國有資本，進一步加強非國有股權約束管理層，提升企業監督管理、避免企業合規風險和弱化管理層官僚機制，從信息治理方面進一步提升效率。因此，需要探究勞動、資本、技術等不同要素投入特征的國企，混改對企業效率產生的影響差異。

企業負債率的大小會影響未來投資意愿，導致投資效率具有差異，而代理成本的增加會進一步影響企業信息決策效率，并對企業經營效率產生內在影響。企業負債增加使得債務的稅盾保護作用更凸顯，進一步節省企業經營現金流，提升資本盈利能力和資金運作效率。混改后，政府減少對高杠桿風險的國企財政補助，轉而引導非公有資本緩解債務風險和提升治理能力，通過債權人監督國企經營過程，化解高杠桿國企債務風險和提升企業效率。特別是對于初創型、高科技類型的國企，財務風險較高、融資杠桿較大，更需要外部資金的介入幫助走出初始困難階段，而這些早期企業的員工激勵機制更加明朗，能夠充分調動員工積極性來提升人力資本運作效率。因此，需要對企業杠桿率的高低情況進行異質性分析。混改后的國企雖然成立經理層等治理組織，但信息鏈冗余和利益目標不一致，導致“委托人”與“代理人”之間交流成本增加、決策效率損失，“委托-代理”機制存在改革不力的弊端（秦海林和段曙彩，2021）。多層級交叉架構的國企，其代理鏈條較長、代理成本高昂，且受制于國家宏觀調控的目標導向，改革的內生動力較弱，需要政府出面推動改革，進一步增加國企改革成本，導致效率低下。而代理鏈簡單的國企，一方面有效避免多層級鏈條的代理機制，組織結構更趨向簡化，決策信息傳遞更加高效，國企經營效率得以提升；另一方面也減少過多“委托人”的行政指令干預，激發企業市場化經營的內生動力，提高要素資源利用效率，進一步提升企業效率。因此，有必要對不同代理鏈成本的國企進行異質性分析。

基于以上異質性影響分析，本文提出假說2 和假說3。

假說2：相對于其他行業類型國企，國有持股比例降低對競爭性行業、資本密集型行業國企全要素生產率的提升影響更大；

假說3：相對于其他類型國企，國有持股比例降低對高杠桿風險、低“委托-代理”成本特征的國企全要素生產率的提升影響更大。

三、研究設計

（一）樣本選取

考慮到上市公司財務數據最能反映企業面臨內外部環境影響的經營情況，本文選取2010—2019 年A 股制造業國有企業為初始樣本，并對該樣本進行如下處理：①選取上市公司2010—2019 年的合并報表數據；②剔除退市風險警示的特別處理（ST）、退市風險警示（*ST）、特別轉讓（PT）等具有經營風險的企業；③剔除企業存續期不滿10 年的上市企業；④剔除企業性質在樣本考察期間發生變化的企業；⑤剔除資產總額、負債總額、固定資產總額和營業收入等指標缺失企業。結合國泰安數據庫（CSMAR）與萬德數據庫（Wind）數據庫匹配，最終篩選得到532 家上市企業，本文從研究目的出發，選取244 家國有企業的10 年數據作為最終樣本的考察對象。

（二）生產率測算模型的設計

生產效率測算方法有多種，本文采用三階段數據包絡模型（三階段DEA）來測算，優化了傳統DEA 模型沒有剔除外部環境因素和隨機噪聲影響，改善了Olley-Pakes（OP）、Levinsohn-Petrin（LP）方法主觀設定模型參數的弊端，使得效率測算更穩健真實。

1.基于三階段DEA 的生產率測算

企業在生產經營中，總會受到內外部因素影響而產生企業的非效率情況。Fried et al（2002）認為，決策單元的績效受到管理無效率（managerial inefficiencies）、環境因素（environmental effects）和統計噪聲（statistical noise）的影響。因此有必要分離這3 種影響。一般來說，企業的非效率主要分為3 個部分：企業本身經營管理導致的非效率、企業所處外部環境變化導致的非效率及隨機噪聲因素造成的非效率。傳統的DEA 模型僅考慮投入產出關系，而沒有涉及外部環境與隨機噪聲對決策單元的影響，計算出的效率值與真實水平具有一定偏差。為了能更準確的測算國有企業效率，通過剔除環境因素與隨機噪聲，本文采用Fried et al（2002）使用的三階段DEA 模型。

第一階段：基于原始投入產出數據來進行DEA-Malmquist 指數模型效率測算。

數據包絡分析是用于分析相同部門間實際產出水平和最優產出水平之間的相對有效性，現實生產中更多使用Banker et al（1984）提出的規模報酬可變的規模報酬可變下的數據包絡分析（BCC）模型。瑞典經濟學家Malmquist（1953）最早在研究消費時候提出測量全要素生產率變化率的方法，被后人命名為Malmquist 生產率指數。全要素生產率（Tfp）相對于單要素效率更能全方位反映企業內、外部變化所引起的效率改變。本文采用規模報酬可變假設的Malmquist 指數模型，基于投入導向來分析每個決策單元初始效率。

第二階段：利用隨機前沿模型（SFA）來剔除投入量的環境因素和隨機噪聲因素。

投入松弛變量包含三個非效率因素導致的冗余：各決策單元受到的環境因素影響、隨機噪聲因素的影響及經營管理無效率，后者是最能反映決策單元自身投入產出水平的影響因素。因此，需要運用SFA 模型來調整決策單元所受到的環境因素和隨機噪聲因素，以此分離經營管理無效率因素。Fried et al（2002）認為，僅對投入松弛變量進行SFA 回歸，并以此調整投入變量，如果存在多個投入松弛變量，則分別進行單獨SFA 回歸，以此犧牲自由度而保持靈活優勢更有效。基于此，本文建立如下模型：

其中：Sm，k為第k個決策單元第m項的投入松弛變量；ENVk為環境變量；δm為環境變量的系數；vm，k+um，k為混合誤差項，其中vm，k為隨機噪聲；um，k為管理無效率項。一般來說，隨機噪聲v～N(0，)，表示隨機噪聲因素對投入松弛變量的影響；u是管理無效率項，假設其服從在零點階段的正態分布，即u～N+(0，)，并且，vm，k、um，k與ENVk之間相互獨立。

依據陳巍巍等（2014）采用的成本函數形式的SFA 回歸模型，建立如下投入變量調整公式：

其中：σ*=；ε為混合誤差項，即vm，k+um，k；?(·)、Φ(·)分別為標準正態分布的概率密度函數和累積分布函數。通過運用DEAP2.1 和Frontier4.1 軟件即可算得以上值。

第三階段：基于調整后的投入產出數據重新進行DEA-Malmquist 指數模型效率測算。

2.基于三階段DEA 的投入產出變量設定

本文以2010—2019 年A 股制造業國有企業為樣本，選取投入、產出和環境變量。

（1）投入變量選擇。企業投入指標包括勞動、資本、技術、土地和企業家才能。本文依據企業財務指標類型，選取上市公司員工人數（Numemployee）、固定資產凈值（Netfixedasset）、高管薪酬總額（Execusalary）作為投入指標，分別對應前面的勞動投入、資本投入和企業家才能投入。

（2）產出變量選擇。經濟附加值（EVA）體現的是稅后營業凈利潤剔除股權、債務等資本成本后的剩余權益，是企業為所有股東貢獻的價值，相對于資產總額、營業收入等指標更能反映出企業經營優劣程度（張濤等，2018）。由于DEA 測算不能存在負數和零。因此本文將EVA原值加上一個常數值作為企業的產出指標。

（3）環境因素變量選擇。環境變量的選擇需要滿足Simar 和Wilson（2007）提出的“分離假設”原則，即所選取的環境因素變量需要滿足既對國有企業的效率產生影響，又不會受到國有企業經營的影響。本文選取政府補助程度（Gsor）、組織復雜程度（Numexecutive）、宏觀經濟程度（GDPr）、股權制衡程度（ECB）、企業經營質量（RPCE）和時間變量（T）6 個環境變量作為調控因素。以上基于三階段DEA 的投入產出變量及詳細說明見表1。

表1 基于三階段DEA 的投入產出變量設定

3.三階段DEA 測算結果的有效性分析

普通DEA 效率測算僅利用投入產出數據來測算，并未考慮環境因素和隨機噪聲因素的影響，本文充分利用環境因素和隨機噪聲的數據信息，運用Malmquist 指數測算得到第三階段全要素生產率變化率結果。從圖1 可以看出，通過對比前后兩個階段的效率值，虛線代表的第三階段測算結果相對于實線代表的第一階段結果，波動幅度更小、趨勢更為穩健。所以，經過第二階段環境因素調整后的全要素生產率有顯著變化，表明為保證效率測算結果穩健，進行環境因素剔除是有必要的。

圖1 第一階段和第三階段全要素生產率變動趨勢圖

（三）多期DID 估計模型的構建

2013 年黨的十八屆三中全會提出的全面深化混合所有制改革，是自上而下的對國有企業混改進行頂層設計，相對于國有企業來說，是一個外生事件。而深化混合所有制改革后，國有企業采取降低國有持股比例的方式引入非國有資本，所以發生混改的國企和未發生混改的國企是實驗組和對照組，符合雙重差分的兩個基本前提。考慮全面深化混合所有制改革政策頒布時間在2013 年11 月份，本文將政策事件視為2014 年發生。由于國有企業在政策發生后，降低國有持股比例的改革時間不一致，傳統DID 很難準確估計政策沖擊對樣本企業的影響，本文借鑒Beck et al（2010）的方法，采用多期DID 進行估計使結果更可信。本文設定2013—2016 年為政策沖擊期，以發生國有持股比例降低的國有企業作為實驗組，未發生國有持股比例降低的國有企業作為對照組（李春玲等，2017），采用多期DID 來檢驗降低國有持股比例對國企全要素生產率的影響。其中，以剔除環境因素與隨機噪聲的效率值作為被解釋變量。因此，本文設定多期DID 回歸模型如下：

其中：下標i和t分別為第i個企業和第t年；Tfp為三階段DEA 測算的全要素生產率，由于Malmquist 指數所求的Tfpch反映的是全要素生產率變化率，為便于分析Tfp與解釋變量等的回歸關系，參考前人（程惠芳和陸嘉俊，2014；李廉水等，2020）的做法，假定基期2010 年的Tfp=1，則2011 年的Tfp等于2010 年的Tfp乘以2011 年的Malmquist 指數，以此類推；β0為模型常數項；β1為核心解釋變量系數；αj為控制變量系數；虛擬變量Mori，t為雙重差分估計量，即企業i在t年發生了國有第一大股東比例減少，則視為全面深化混合所有制改革事件發生，那么企業i在t年及之后的年份中Mori，t取值1，否則取值0；如果Mori，t系數β1顯著大于0，那么全面深化混合所有制改革會提升國有企業效率，反之則抑制效率；νi為個體固定效應；μt為年份固定效應；εi，t為隨機誤差項。

Xi，t是一系列控制變量構成的，參考以往文獻（魏峰和榮兆梓，2012；劉瑞明和趙仁杰，2015；鐘昀珈等，2016），本文加入政府補貼水平（Lngoversubsidy）、企業經營質量（RPCE）、資產負債率（Debtassetratio）、固定資產比率（Fixedassetratio）、資本密集度（Capintensity）、股權制衡度（ECB）、企業家信心指數（ECI）、高管人數比率（Numexecuratio）和企業所處行業壟斷程度（HHI10）等控制變量。由于資產總額、營業收入、政府補貼等極差較大、標準差較高，各企業經營數據較為分散。因此有必要取自然對數以改善數據不均勻分布的情況。此外，模型方程采用控制年份和個體的聯合固定效應。模型中各變量的定義和度量方式見表2。

表2 多期DID 估計模型的變量設定

四、實證結果與分析

（一）基于多期DID 的總體實證結果分析

多期DID 模型的回歸結果見表3，列（1）、列（2）為被解釋變量Tfp的基準回歸，在加入控制變量和個體、年份固定效應后，核心解釋變量Mor的系數在5%顯著水平上為正，這表明降低國有持股比例能夠提高國有企業全要素生產率。此外，采用現有文獻常用的普通最小二乘法（OLS）、LP 測算的全要素生產率指標（楊汝岱，2015），作為替換被解釋變量，進一步補充混改對國企全要素生產率的影響解釋。表3 的列（3）、列（4）和列（5）、列（6）分別為被解釋變量Tfp_ols、Tfp_lp的回歸，在采用聚類穩健標準誤、修正自相關后的回歸系數分別是在1%顯著性水平上為正，說明通過替換其他測度全要素生產率的指標后，基準回歸結論依然是穩健的。國有企業進行混合所有制改革，降低政府補助的資源負擔和信號傳遞的負面影響，同時優化國企組織結構的復雜程度，提升企業治理水平，從而提高企業經營效率。

表3 基于多期DID 的檢驗結果

（二）穩健性檢驗

為檢驗國有持股比例降低對國企全要素生產率影響的穩健性，本文通過平行趨勢檢驗、滯后期檢驗和雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）穩健性檢驗來驗證結果的可靠性。

1.平行趨勢的檢驗

評估政策沖擊對樣本企業影響的先決條件，需要對政策沖擊進行平行趨勢檢驗。國企降低國有持股比例的混改政策沖擊，如果政策沖擊前處理組與控制組的全要素生產率趨勢沒有顯著差異，并且政策沖擊后具有顯著性差異，則表明符合平行趨勢穩健性檢驗。本文通過設定政策沖擊時間，構造提前、滯后多個年份的政策沖擊虛擬變量，分別檢驗不同政策沖擊時間對Tfp的平行趨勢影響，檢驗結果如圖2 所示。圖2 中pre2、pre4 分別為政策沖擊時間假定在2012、2010 年的虛擬變量；post1～post5 分別為政策沖擊時間假定在2015—2019 年的虛擬變量；current為政策沖擊時間為2014 年的虛擬變量。從圖2 可以看出，政策沖擊前的年份結果不顯著，而當前年份current及post1、post2、post3 政策沖擊后的年份結果顯著為正，表明處理組與控制組在該政策沖擊前對全要素生產率趨勢沒有顯著差異，通過多期DID 的平行趨勢檢驗。

圖2 平行趨勢檢驗圖

2.考慮滯后影響的檢驗

為檢驗政策效果的持續性程度，本文使用滯后期的被解釋變量與當期解釋變量等進行回歸，結果見表4。其中列（1）～列（4）中的Tfp_ f1、Tfp_ f2 分別為滯后一期、二期的全要素生產率，在加入控制變量和個體、年份固定效應后，核心解釋變量系數分別在5%、10%顯著水平上為正；而列（5）、列（6）中的Tfp_ f3 為滯后三期的全要素生產率，同樣在加入控制變量、個體和年份固定效應后，核心解釋變量不顯著。滯后期回歸結果表明，降低國有持股比例會對國有企業全要素生產率存在滯后性的影響效果，且存在兩期的滯后性。

表4 考慮滯后影響的檢驗結果

3.基于PSM-DID 的檢驗

PSM-DID 方法能夠進一步降低基準回歸的選擇性偏誤，使結果更具準確性，本文借鑒Caliendo 和Kopeinig（2005）的做法，將2010—2013 年的4 年平均值作為待匹配樣本，以充分利用面板樣本信息。具體來說，選取員工人數（Lnnumemployee）、成本費用利潤率（RPCE）、資產負債率（Debtassetratio）、固定資產比率（Fixedassetratio）、資本密集程度（Capintensity）、前三名高管薪酬總額（Lntopthreeexecusalary）和高管人數比率（Numexecuratio）作為企業特征的匹配變量，采取一對一最近鄰匹配方法來計算傾向匹配得分，對降低國有持股比例的國企進行Logit 回歸，尋找與其傾向得分相近的未降低國有持股比例的國企，再進行DID 估計，最終檢驗結果見表5。從表5 看出，Tfp關于核心解釋變量系數在10%顯著水平上為正，在替換被解釋變量為Tfp_ols、Tfp_lp后，核心解釋變量系數在1%顯著水平上為正，且滯后一期、二期被解釋變量系數仍然在5%顯著性水平上為正。該結果表明，在使用PSM-DID 降低選擇性偏誤后，前文結論依舊成立。

表5 基于PSM-DID 的檢驗結果

（三）基于三階段DEA 的機制檢驗分析

在測算三階段DEA 效率值時，環境因素會影響全要素生產率變動。本文基于第一階段得到的全要素生產率變化值，以及員工人數、固定資產凈額、高管薪酬總額的冗余值，在第二階段將其作為被解釋變量，使用政府補助程度、組織復雜程度、宏觀經濟程度、股權制衡程度、企業經營質量和時間變量作為解釋變量，構建隨機前沿生產函數模型，進一步分析環境因素對投入變量的作用效果，進而判斷對效率的影響：

其中：Si，t為各個投入變量對應的冗余值，δ為待估 參數，i為各個企業；t為年份。利用Frontier4.1 軟件，采用極大似然估計方法分別對員工人數、固定資產凈額、高管薪酬總額冗余量進行回歸，若系數值為正數，表明環境因素增加會使得冗余值提升，進而降低企業效率，反之亦然。通過分析表6 的回歸結果，可以得到如下結論：

表6 第二階段環境變量影響投入冗余的檢驗結果

政府補助程度方面，政府對上市公司的補貼水平，是其一項重要收入來源，企業所有制的異質性使得政府補貼程度具有差異，進而影響企業經營情況。政府補貼對企業效率影響結果不一，一方面，政府補貼能刺激企業研發創新；另一方面，政府補貼會加深企業對外部資金依賴，從而降低企業競爭力，導致資源配置非效率。本文采用政府補貼額與營業收入之比作為政府補助程度來度量，該變量在對固定資產凈額冗余分析時，系數在1%的顯著水平上為正數，而在對員工人數和高管薪酬總額冗余上不顯著，表明企業接受政府補助不利于減少固定資產項目投資冗余，從而抑制企業生產效率提升。組織復雜程度方面，公司內部組織結構簡單，便于信息決策者全面掌握公司情況，有利于執行效率提升；隨著公司結構復雜化，管理層內部決策“官僚化”凸顯，導致信息冗余。本文使用上市公司高管人員數量作為組織復雜程度的衡量指標，該變量在對員工人數、固定資產凈額和高管薪酬冗余分析時，系數都在1%的顯著水平上為正數，說明企業內部組織結構越復雜越不利于企業的生產效率提升。綜合以上，假說1 得以證明。

（四）異質性影響分析

1.考慮行業的競爭程度和要素投入特征

（1）行業競爭程度。由于不同行業經營中存在不同程度的壟斷或競爭要素。因此有必要對制造業不同行業按照行業競爭程度劃定為競爭性、壟斷性領域①借鑒張帆和張友斗（2018）的方法，競爭性領域：電氣機械及器材制造業，紡織業，非金屬礦物制品業，化學原料及化學制品制造業，計算機、通信和其他電子設備制造業，金屬制品業，酒、飲料和精制茶制造業，農副食品加工業，汽車制造業，食品制造業，通用設備制造業，橡膠和塑料制品業，醫藥制造業，造紙及紙制品業，專用設備制造業。壟斷性領域：黑色金屬冶煉及壓延加工業，化學纖維制造業，石油加工、煉焦及核燃料加工業，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業，儀器儀表制造業，印刷和記錄媒介復制業，有色金屬冶煉及壓延加工業。。從表7 的列（1）、列（2）回歸結果可以看出，競爭性領域的國有企業核心解釋變量系數在5%顯著水平上為正，而壟斷性領域核心解釋變量系數不顯著。結果表明，降低國有持股比例對競爭性行業國有企業全要素生產率提升明顯，而對壟斷性行業國有企業沒有顯著影響。可能的原因是，2015 年頒布的《關于深化國有企業改革的指導意見》明確把國有企業劃分為公益類和商業類，其中競爭性行業的國企基本屬于商業類，主要職能是在維持國有資本保值增值前提下，進一步提升國有資本的影響力和控制力，并提高經營效率。而公益類國有企業主要是壟斷性國企，基本是關系國民經濟發展、生產生活狀況，也關系到社會福利狀況與社會穩定。不同領域的國企經營目的不一致，競爭性行業國企相對于壟斷性行業國企，非公有資本進入或退出更為自由，公有資本與非公有資本的外部市場條件差異較小，資本流動更為充分，效率提升更為顯著。

（2）行業要素投入特征。為了研究不同要素聚集類型對企業全要素生產率產生的影響，本文將涉及的制造業細分行業按照生產要素偏好類型分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三種②參考王志華和董存田（2012）的方法，勞動密集型：紡織業，非金屬礦物制品業，金屬制品業，農副食品加工業，食品制造業，橡膠和塑料制品業，印刷和記錄媒介復制業。資本密集型：黑色金屬冶煉及壓延加工業，化學纖維制造業，化學原料及化學制品制造業，酒、飲料和精制茶制造業，石油加工、煉焦及核燃料加工業，通用設備制造業，有色金屬冶煉及壓延加工業，造紙及紙制品業。技術密集型：電氣機械及器材制造業，計算機、通信和其他電子設備制造業，汽車制造業，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業，醫藥制造業，儀器儀表制造業，專用設備制造業。，表7 的列（3）～列（5）顯示的是要素集聚類型異質性分析回歸結果。從表7 可知，資本密集型產業的核心解釋變量系數在5%顯著水平上為正，而勞動密集型和技術密集型產業的核心解釋變量系數為正但不顯著。結果表明，降低國有持股比例對資本密集型產業的全要素生產率有顯著提升影響，而對勞動密集型、技術密集型產業沒有顯著影響。可能的解釋是，隨著國企混改的持續進行，一方面，國企用工人數規模優勢不再顯現，人力資本對企業經營績效的邊際效應提升作用在減弱；知識資本轉化為現實的生產力具有滯后性，以技術更新為特征的國企混改類型并沒有成為主角；另一方面，國企混改最早以引入非公有資本參股形式展開，資本辨識度高、營運效率優化，極大提高資本規模優勢，能夠快速改善企業經營績效，從而提升企業效率。綜合以上，假說2 得以證明。

表7 基于行業異質性的檢驗結果

2.考慮企業的杠桿風險和“委托-代理”成本特征

（1）企業杠桿風險特征。供給側結構性改革的核心任務之一就是“去杠桿”。隨著我國改革開放的大門不斷打開，國有企業市場化改革也不斷展開。一方面，財務成本快速增加、成本費用紅線不斷提高（張俊瑞等，2017），過高的企業負債率嚴重影響企業正常經營；另一方面，債務稅盾的經濟效益會在一定程度上緩解企業財務成本壓力，同時債權人的監管會縮小“股東-經理人”委托代理問題。考慮流動負債對企業債務違約風險影響較小，本文采用混改事件發生前一年企業非流動負債與總資產的比值作為企業杠桿風險衡量指標，當企業杠桿風險大于所有企業杠桿風險均值時，則認定其為高杠桿風險企業，取值為1，反之取值為0。從表8 的列（1）、列（2）回歸結果可以看出，高杠桿風險國企核心解釋變量系數在10%顯著水平上為正，而低杠桿風險國企核心解釋變量系數不顯著。表明，高杠桿風險國企在混改中極大調動了“去杠桿”的積極性，對企業全要素生產率產生積極正向影響。

（2）企業“委托-代理”成本特征。以往國有企業普遍存在代理鏈過長、所有者缺位、產權歸屬不清晰等委托代理問題（任海云，2010），嚴重影響創新能力，導致代理成本高于非國有企業（劉漢民等，2018），極大降低企業生產效率。而國有企業引入非國有資本，可以有效實現資源與機制相結合，減少國企承擔的政策性負擔，一定程度上可以降低政治風險規避、所有者缺位導致的代理沖突（金宇超等，2016）。本文采用國企混改前2013 年的管理費用率來表示代理成本，當該國企代理成本大于所有國企均值時，則認定其為高代理成本國企，取值為1，反之取值為0。從表8 的列（3）、列（4）回歸結果可看出，低代理成本國企核心解釋變量系數在10%顯著水平上為正，而高代理成本國企系數不顯著。結果表明，代理成本越低，國企引入非國有股東作為代理人，能夠有效緩解代理沖突導致的業績不強、創新能力不足問題，從而顯著提升國企全要素生產率。綜合以上，假說3 得以證明。

表8 基于企業異質性的檢驗結果

五、結論與建議

本文采用2010—2019 年中國A 股制造業國有企業數據，基于Malmquist 指數的三階段DEA 模型，在剔除環境因素和隨機噪聲對企業經營影響后，測算了國有企業真實效率，并利用多期DID 模型實證檢驗降低國有持股比例對國企全要素生產率的政策沖擊。研究發現，降低國有持股比例的混改舉措對國企全要素生產率具有正向促進作用，且有兩年的政策滯后效應。另外，降低政府補助水平、優化組織結構復雜程度，有利于降低投入冗余，進而提升全要素生產率。此外，競爭性領域國企、資本密集型國企的全要素生產率提升更顯著；高杠桿風險國企、低“委托-代理”成本國企，混改后的全要素生產率提升更為顯著。本文研究結論具有重要的政策意義。

第一，針對不同國有企業要“因企施策”。首先，繼續選擇優化股權結構的方向與路徑，對于已經實行股份制、上市的混改企業，需要完善企業法人治理結構，合理安排國有資本的配置；對于尚未混改但符合條件的企業，則需要以市場機制為核心來建設企業，試點推進、因企施策。其次，合理安排政府補助額度與方向，降低對效率低下的國企補助額度，優化政府補助結構。最后，優化股權制衡的影響，按照出資人股權結構比例，形成決策授權與制約相平衡，不斷完善中國特色現代企業制度。

第二，大力推進不同領域國企改革。一方面，在保持競爭性領域國有企業充分開放競爭條件下，逐步放開壟斷性領域國有企業混合所有制改革，通過介入非公有制資本、勞動和技術等來增強壟斷國企效率；另一方面，政府應加大對資本密集型制造業的投資，同時對于技術密集型的新一代數字經濟產業加快技術升級，通過“產學研”結合來培育核心技術，提高技術革新對制造業的貢獻。

第三，完善制度環境，降低企業杠桿風險與代理成本。地方政府可以基于地區發展導向，出臺完善地方國企混改的制度保障措施，提高規章制度的保障作用。對于高杠桿率風險國企，通過其他投融資渠道例如引入戰略投資、風險投資、私募股權、上市融資等方式，合理調整債務與股權比例，緩解由于債務違約風險導致的破產重組。此外，進一步優化“委托-代理”鏈條，以國有資本控股、非公資本參股、高管激勵約束機制，減少中間監管費用支出，降低國企代理成本。