基于雙重差分法的國有企業(yè)發(fā)展活力實證檢驗

王朋吾，李 澤，劉 浩

（哈爾濱商業(yè)大學(xué) 會計學(xué)院，哈爾濱 150028）

0 引言

《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》將混合所有制經(jīng)濟提高到“公有制為主體、多種所有制經(jīng)濟共同發(fā)展”這一中國基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式的高度?；旌纤兄频男纬捎欣诠兄平?jīng)濟和非公有制經(jīng)濟的進(jìn)一步發(fā)展，并且為建設(shè)現(xiàn)代企業(yè)與國有企業(yè)制度提供了主要組織形式和實現(xiàn)形式。結(jié)合兩種經(jīng)濟模式可以實現(xiàn)優(yōu)勢互補，對于國企來說，既有利于加快國有企業(yè)改革又能提升國有企業(yè)的發(fā)展效率；對于其他所有制經(jīng)濟來說，可以降低資本運轉(zhuǎn)的風(fēng)險并且快速增值。

現(xiàn)有的混合所有制研究大多集中在概念、改革的必要性和具體的路徑上，國有企業(yè)發(fā)展活力的研究大多集中在對定義和指標(biāo)的探討上以及指標(biāo)體系的設(shè)計上[1-7]，但是研究混合所有制改革與國有企業(yè)活力，尤其是研究某一區(qū)域的混合所有制改革能否提高國有企業(yè)活力的文獻(xiàn)卻是缺乏。鑒于此，本文運用DSR模型構(gòu)建國有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)體系，并運用AHP層次分析法對指標(biāo)進(jìn)行量化。最后使用雙重差分方法（DID）檢驗以東北地區(qū)滬深所A股上市國企2001—2016年的數(shù)據(jù)為樣本，國企混合所有制改革對東北地區(qū)國企企業(yè)活力的影響。

1 指標(biāo)體系的構(gòu)建

在本文定義的國有企業(yè)發(fā)展活力的基礎(chǔ)上，參照UNCSD提出的驅(qū)動力-狀態(tài)-響應(yīng)（簡稱DSR）模型，構(gòu)建國有企業(yè)發(fā)展活力多維度綜合性評價指標(biāo)體系。

本文構(gòu)建的國有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)體系分為目標(biāo)層、準(zhǔn)則層和指標(biāo)層，如表1所示。

表1 國有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)層次結(jié)構(gòu)

根據(jù)表1各層的計算順序，運用Yaahp11.0、Excel2010計算出各個準(zhǔn)則層和指標(biāo)層因素的權(quán)重。A目標(biāo)層與其對應(yīng)的B層指標(biāo)的Wi和CR如下頁表2所示；B1生存能力及其對應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁表3所示；B2成長能力及其對應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁表4所示；B3再生能力及其對應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁表5所示。

由表2至表5的判斷矩陣，根據(jù)整體結(jié)構(gòu)順序進(jìn)行目標(biāo)層的一致性檢驗，CR=0.0144，同時CR＜0.1，說明體系的建立具有滿意一致性。因此，得到國企活力評價體系的權(quán)重（見下頁表6）。

表2 目標(biāo)層（A）及對應(yīng)的準(zhǔn)側(cè)層（B）指標(biāo)的Wi和CR

表3 生存能力準(zhǔn)則層（B1）及對應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

表4 成長能力準(zhǔn)則層（B2）及對應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

表5 再生能力準(zhǔn)則層（B3）及對應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

表6 國企活力力評價指標(biāo)體系權(quán)重 （單位：%）

2 國有企業(yè)發(fā)展活力實證分析

2.1 研究假設(shè)

混合所有制改革于國企而言不僅有利于加快國企改革，又能提升國企的發(fā)展活力的效率；對于其他所有制經(jīng)濟來說，可以降低資本運轉(zhuǎn)的風(fēng)險并且快速增值。在東北地區(qū)進(jìn)行混合所有制的改革能幫助改善其公司治理結(jié)構(gòu)，使其更具有活力。

因而提出假設(shè)：東北地區(qū)國有企業(yè)參與混合所有制改革之后，其發(fā)展活力提升。本文選用在2001—2016年期間于滬深交易所上市發(fā)行A股的上市國企的相關(guān)數(shù)據(jù)，剔除金融類國企。在數(shù)據(jù)的處理上，對比組為已經(jīng)參與混改的國企。而其中未參與混改的東北地區(qū)國企，根據(jù)銷售利潤率、流動比率等主要指標(biāo)篩選后納入基礎(chǔ)組。因除改革虛擬變量有變化，而未有其他變量的不同，因此樣本選擇不會有差異，數(shù)據(jù)分析后得出的結(jié)論更具有可靠性。調(diào)查樣本分組如表7所示。

表7 調(diào)查樣本分組

2.2 模型設(shè)計

假設(shè)V表示混合所有制改革后結(jié)果的隨機變量，m=1和m=0分別表示有混改影響的差異，n=1和n=0分別表示在時間上差異。則受混改影響的結(jié)果為E（v|m=1），不受混改影響結(jié)果為E（v|m=0），受混改政策實施前影響效應(yīng)為 E（v|n=0）,受混改政策實施后影響效應(yīng)為 E（v|n=1）。通過橫向比較可以得到混合所有制改革對國有企業(yè)改革的凈影響為E（v|m=1）-E（v|m=0）。通過縱向比較可以得到混合所有制改革實施前后凈效果為E（v|n=1）-E（v|n=0）。由此可推出在不同時間不同國企的混改政策影響變化的凈效應(yīng)為[E（v|m=1）-E（v|m=0）]-[E（v|n=1）-E（v|n=0）]。這一結(jié)果不僅反映了我國混改實施前后的效果，也反映了有無受混改國企活力的差異。

設(shè)解釋變量為V，m表示對比組和基礎(chǔ)組的不同組間的啞變量，n表示企業(yè)實施混改前后與時間相關(guān)的啞變量，mit*nit表為交互項，控制變量用control來表示，隨機干擾項是εit。以此設(shè)立雙重差分模型：

對于對比組而言（即m=1），政策變更前后的政策凈效果為α2+α3。

由式（1b）減去式（1a）得到：

對于基礎(chǔ)組而言（即m=0），政策變更前后的政策凈效果為α2。

由式（1e）減去式（1d）得到：

由此，對于對比組（m=1）和基礎(chǔ)組（m=0）總體混改前后效果為式（1c）減去式（1f）得到α3。α3即為則改雙重差分模型中最主要的雙重差分估計量。若α3＞0，說明我國混合所有制改革對東北地區(qū)國企發(fā)展活力影響是正向作用；若α3＜0，表明混改不僅不能提高國企活力，還具有反向作用。

借鑒韋紅星等（2013）構(gòu)建的模型，結(jié)合東北地區(qū)實際情況，建立模型：

模型（2）中的具體變量解釋如表8所示。

表8 模型變量

模型（2）中考慮并控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)的經(jīng)營年限(Fage)、行業(yè)和年份（Ind&Year）的影響。其中，α2和α3分別控制改革組和非改革組的差異、控制時間影響對比組和基礎(chǔ)組的差異，反映國企混改效果的估計量為α4。根據(jù)DID分析法，若α4＞0說明國企混改后企業(yè)發(fā)展活力增加，反之為減弱。

2.3 回歸分析

表9為各主要變量的描述性統(tǒng)計特征。表10為基礎(chǔ)組和對比組在混合所有制改革前和改革后的東北地區(qū)國有企業(yè)活力的差異。從國企混改后的基礎(chǔ)組數(shù)據(jù)來看，企業(yè)活力均值從0.002增加0.06到0.062，且在1%的水平上顯著；從國企混改后的對比組數(shù)據(jù)來看，前后的均值增加了0.078，同樣也在1%的水平上顯著。這表明從各組樣本觀測值看出，混合所有制改革都切實提升了東北地區(qū)國企活力。DID列⑦中企業(yè)活力均值與中位數(shù)的雙重差分值數(shù)據(jù)分別為0.088和0.022且在1%的水平上顯著。這說明對比組樣本中的企業(yè)在經(jīng)歷了混改后企業(yè)活力提高且具有顯著性水平。數(shù)據(jù)支持上文所提出的假設(shè)。

表9 主要變量的描述性統(tǒng)計特征

表10 分樣本組平均值差異的檢驗

表11 混合所有制改革與企業(yè)活力回歸結(jié)果

表11的回歸分析結(jié)果表明，在控制東北地區(qū)國企的經(jīng)營年限（Fage）、規(guī)模（Size）、年份（Year）和行業(yè)分類（Index）等因素的情況下，交互項（Fv×Ft）α3系數(shù)在1%水平下顯著為0.0769＞0。說明東北地區(qū)實行國企混合所有制改革政策后，企業(yè)活力上升。結(jié)果與模型的假設(shè)和分析是具有一致性。并且國企活力與上述除年份外的控制變量均不存在顯著聯(lián)系。Year的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明隨著國企改革的推進(jìn)，東北地區(qū)國有企業(yè)活力比以往有所提升。

3 結(jié)論

影響東北地區(qū)國有企業(yè)發(fā)展活力的因素眾多，結(jié)合本文的實證檢驗結(jié)果，我國東北地區(qū)國企活力受助于國家大力推行的混合所有制經(jīng)濟政策近。同時也應(yīng)該看到，東北地區(qū)混合所有制改革還存在著政企不分、國有股一股獨大、所有者缺位、員工持股比例普遍較低、國有企業(yè)歷史包袱重、企業(yè)制度不健全等諸多障礙性因素。鑒于此，政府和企業(yè)應(yīng)主動作為，采取包括推動存量產(chǎn)權(quán)多元化，大力鼓勵非公有制經(jīng)濟參與國有商業(yè)類企業(yè)和員工持股細(xì)則，健全商業(yè)類和公益類分級考核指標(biāo)體系，積極引入職業(yè)經(jīng)理人，推進(jìn)高管的去行政化，加快僵尸企業(yè)出清等有針對性的措施，加快混合所有制改革，切實提高國有企業(yè)活力，促進(jìn)東北地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展。