基于雙重差分法的國有企業發展活力實證檢驗

2018-12-20 07:21:00王朋吾

統計與決策 2018年22期

王朋吾，李澤，劉浩

（哈爾濱商業大學會計學院，哈爾濱 150028）

0 引言

《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》將混合所有制經濟提高到“公有制為主體、多種所有制經濟共同發展”這一中國基本經濟制度的重要實現形式的高度。混合所有制的形成有利于公有制經濟和非公有制經濟的進一步發展，并且為建設現代企業與國有企業制度提供了主要組織形式和實現形式。結合兩種經濟模式可以實現優勢互補，對于國企來說，既有利于加快國有企業改革又能提升國有企業的發展效率；對于其他所有制經濟來說，可以降低資本運轉的風險并且快速增值。

現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，國有企業發展活力的研究大多集中在對定義和指標的探討上以及指標體系的設計上[1-7]，但是研究混合所有制改革與國有企業活力，尤其是研究某一區域的混合所有制改革能否提高國有企業活力的文獻卻是缺乏。鑒于此，本文運用DSR模型構建國有企業發展活力指標體系，并運用AHP層次分析法對指標進行量化。最后使用雙重差分方法（DID）檢驗以東北地區滬深所A股上市國企2001—2016年的數據為樣本，國企混合所有制改革對東北地區國企企業活力的影響。

1 指標體系的構建

在本文定義的國有企業發展活力的基礎上，參照UNCSD提出的驅動力-狀態-響應（簡稱DSR）模型，構建國有企業發展活力多維度綜合性評價指標體系。

本文構建的國有企業發展活力指標體系分為目標層、準則層和指標層，如表1所示。

表1 國有企業發展活力指標層次結構

根據表1各層的計算順序，運用Yaahp11.0、Excel2010計算出各個準則層和指標層因素的權重。A目標層與其對應的B層指標的Wi和CR如下頁表2所示；B1生存能力及其對應的C層指標的權重和一致性系數如下頁表3所示；B2成長能力及其對應的C層指標的權重和一致性系數如下頁表4所示；B3再生能力及其對應的C層指標的權重和一致性系數如下頁表5所示。

由表2至表5的判斷矩陣，根據整體結構順序進行目標層的一致性檢驗，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重（見下頁表6）。

表2 目標層（A）及對應的準側層（B）指標的Wi和CR

表3 生存能力準則層（B1）及對應的C層指標的Wi和CR

表4 成長能力準則層（B2）及對應的C層指標的Wi和CR

表5 再生能力準則層（B3）及對應的C層指標的Wi和CR

表6 國企活力力評價指標體系權重（單位：%）

2 國有企業發展活力實證分析

2.1 研究假設

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

因而提出假設：東北地區國有企業參與混合所有制改革之后，其發展活力提升。本文選用在2001—2016年期間于滬深交易所上市發行A股的上市國企的相關數據，剔除金融類國企。在數據的處理上，對比組為已經參與混改的國企。而其中未參與混改的東北地區國企，根據銷售利潤率、流動比率等主要指標篩選后納入基礎組。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，數據分析后得出的結論更具有可靠性。調查樣本分組如表7所示。

表7 調查樣本分組

2.2 模型設計

設解釋變量為V，m表示對比組和基礎組的不同組間的啞變量，n表示企業實施混改前后與時間相關的啞變量，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國企發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）構建的模型，結合東北地區實際情況，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規模（Size）、企業的經營年限(Fage)、行業和年份（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組的差異，反映國企混改效果的估計量為α4。根據DID分析法，若α4＞0說明國企混改后企業發展活力增加，反之為減弱。

2.3 回歸分析

表9為各主要變量的描述性統計特征。表10為基礎組和對比組在混合所有制改革前和改革后的東北地區國有企業活力的差異。從國企混改后的基礎組數據來看，企業活力均值從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據來看，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國企活力。DID列⑦中企業活力均值與中位數的雙重差分值數據分別為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在經歷了混改后企業活力提高且具有顯著性水平。數據支持上文所提出的假設。

表9 主要變量的描述性統計特征

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活力回歸結果

表11的回歸分析結果表明，在控制東北地區國企的經營年限（Fage）、規模（Size）、年份（Year）和行業分類（Index）等因素的情況下，交互項（Fv×Ft）α3系數在1%水平下顯著為0.0769＞0。說明東北地區實行國企混合所有制改革政策后，企業活力上升。結果與模型的假設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系。Year的系數在1%水平下顯著為正，表明隨著國企改革的推進，東北地區國有企業活力比以往有所提升。

3 結論

影響東北地區國有企業發展活力的因素眾多，結合本文的實證檢驗結果，我國東北地區國企活力受助于國家大力推行的混合所有制經濟政策近。同時也應該看到，東北地區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、國有企業歷史包袱重、企業制度不健全等諸多障礙性因素。鑒于此，政府和企業應主動作為，采取包括推動存量產權多元化，大力鼓勵非公有制經濟參與國有商業類企業和員工持股細則，健全商業類和公益類分級考核指標體系，積極引入職業經理人，推進高管的去行政化，加快僵尸企業出清等有針對性的措施，加快混合所有制改革，切實提高國有企業活力，促進東北地區經濟社會發展。