混合所有制改革與企業全要素生產率
——基于融資約束和公司治理視角的研究

惠獻波

（河南財政金融學院，河南 鄭州 451464）

一、提出問題

黨的十九大報告指出，“以供給側結構性改革為主線，推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產率”。企業作為微觀主體，其全要素生產率的發展如何，將會直接影響宏觀經濟發展質量（王洪波、陳明，2022）[1]。尤其是在中國經濟增速放緩、新舊動能轉換的情況下，如何創新發展理念，深化供給側結構性改革，推動經濟高質量發展，發揮不同產權資本的價值，全面提升企業全要素生產率（趙璨等，2021）[2]，已成為新常態下中國經濟亟待破解的重大問題之一。

十九大報告明確提出，發展混合所有制經濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業（龐佳璐，2021）[3]。混合所有制改革迅速成為中國企業改革的核心內容之一，成為學術界和公司治理領域共同關心的重要話題。由此形成了文章關注的核心問題:混合所有制改革與企業全要素生產率的關系如何？其內在機理如何？是否存在異質性？文章擬就上述問題展開研究，探究混合所有制改革與中國企業全要素生產率的內在邏輯關系，以期為紓解改革困局，重塑市場微觀主體，實現企業高質量發展提供微觀數據支持。

隨著混合所有制改革的不斷推進，混合所有制改革已成為廣大學者探討的重點議題和熱點話題之一（李剛磊、邵云飛，2021）[4]。

首先，學者們認為，混合所有制改革有助于優化企業股權結構（張斌等，2019）[5]，改善公司治理水平，提高企業運行效率（熊愛華等，2021）[6]。進一步分析發現，企業股權制衡度越高、股權主體性質越豐富，企業經營績效就越高（范玉仙、張占軍，2021）[7]。然而，劉漢民等(2018)[8]認為，對國有企業來說，非國有股權占比與企業績效呈非線性關系，只有非國有股東持股比例在30%～40%區間時，企業績效水平才能達到最佳（馬連福等，2015）[9]。

其次，從內部治理視角來看，現有研究認為非國有股東的引入，可以實現國有股東與非國有股東的資源優勢互補（龐佳璐，2021）[3]，減輕國有企業的政策性負擔（陳思宇，2021）[10]，提升企業經營績效（陳林、唐楊柳，2014）[11]。與此同時，多元化股東的引入可以緩解國有企業所有者缺位、代理鏈過長所引發的代理沖突難題（張斌等，2019）[5]，即合理的股權結構有助于形成合理制衡的多元化股權結構（李胡揚，2017）[12]，從而提升公司治理水平（何瑛、楊琳，2021）[13]。也有部分研究得出相反的結論，即國有企業部分民營化后，企業政策性負擔明顯增加（劉春、孫亮，2013）[14]。另外，鐘昀珈等(2016)通過研究分析認為，國有企業民營化后，非國有股東更多地表現出“掏空”動機，為了自身的利益掏空企業資源，對企業全要素生產率產生負面影響[15]。

綜上所述，關于混合所有制改革經濟后果方面的文獻已十分豐富，然而，現有文獻大多關注于國有企業，在直接圍繞非國有企業參與混合所有制改革的極少數研究中，也僅僅停留在理論層面，忽略了中國獨特的二元經濟結構下，國有企業與非國有企業之間的比較分析。具體來說，現有文獻大多認為國有企業混合所制改有利于提高國有企業經營效率，這些結論適用于非國有企業混合所有制改革嗎？基于此，文章基于融資約束和公司治理視角，實證檢驗不同產權性質下，混合所有制改革對企業全要素生產率的影響效應及作用機理。文章的可能貢獻主要體現在：

第一，基于融資約束和公司治理視角，系統評估混合所有制改革對國有企業和非國有企業的影響效果，為深入推進“雙向混改”提供經驗證據，拓寬了混合所有制改革經濟后果的研究框架。

第二，基于股權多樣性與股體融合度兩個維度，深入分析企業混合所有制改革對企業全要素生產率的影響效應，為探究混合所有制改革與中國企業高質量發展之間的內在邏輯關系提供了實踐和理論雙重支撐。

第三，基于融資約束和公司治理視角，證實了混合所有制改革在不同產權性質企業中產生的不同影響，豐富了混合所有制改革經濟后果的研究。

二、理論基礎與假設提出

改革開放以來，中國企業改革發展主要經歷了萌芽期、初步發展期、推動融合期、分類深化期四個階段，具體企業改革演進歷程如圖1 所示。2013 年11 月，中國共產黨第十八屆三中全會明確提出“積極發展混合所有制經濟”，混合所有制改革已成為中國企業改革的關鍵舉措與重要突破口（朱磊等，2019）[16]。企業混合所有制改革的經濟后果主要表現在兩個方面：一是緩解融資約束，是指通過外部資本的引入，企業具有了某類特殊群體扶持，可以獲取更多的政策性資源及信貸資源；二是提升治理水平，即通過多元化股權的引入，公司的治理股權結構得到進一步優化，有效緩解了“一股獨大”“內部人控制”等困境。具體的，文章分別以下兩個視角進行闡述：

圖1 企業改革演進歷程

1.國有企業

目前，代理問題是國有企業面臨的一個現實而棘手的難題，所有者缺位和管理人員薪酬行政化造成國有企業對管理者的監督、激勵機制失效，在決策過程中，管理人員存在嚴重的道德風險和機會主義傾向（張莉艷、付晨曦，2022）[17]，通過多種經濟成分的引入，可以有效緩解“所有者虛置”和“一股獨大”等問題。

首先，股權結構多元化有助于加強對企業的監督。國有企業引入非公經濟戰略合作者，實現了產權結構多元化和產權主體社會化（盛明泉等，2021）[18]。非國有資本的逐利天性使其有強烈的意愿與動機去監督企業（任廣乾等，2021）[19]，可以有效緩解委托—代理問題。另外，非國有股東通過委派高層管理人員的形式，逐步擁有企業部分控制權和決策權，打破了股東會、董事會上國有股東“一言堂”的局面，有助于實現集體決策，提高了企業內部控制質量。

其次，股權融合（制衡） 機制有助于加強對企業控股股東的監督。研究發現，控股權的爭奪可以明顯降低信息不對稱與委托代理問題（葉光亮等，2021）[20]，非國有資本通過委派董事積極參與國有企業經營治理，可以抑制大股東的控制權私利行為，加強企業管理層的監督。與此同時，混合所有制改革形成的股權制衡機制能夠減少政府部門對國有企業經營行為的干預（李井林等，2021）[21]，在“企業盈利性”與“國家公共性”權衡下，企業經營目標更加市場化，最終，提高企業全要素生產率。基于此，文章提出假設H1：

假設H1：混合所有制改革能夠有效緩解國有企業委托代理問題，從而提高企業全要素生產率。

2.非國有企業

相對于國有企業來說，由于受到不同程度的政策性歧視，非國有企業獲取信貸資源難度更大，即使非國有企業可以獲得信貸支持，也要承擔較高的融資費用以及十分苛刻的還款條件，因此融資渠道不暢往往成為部分非國有企業技術研發、產品創新的“攔路虎”。

首先，直接影響。國有股權代表著與政府部門天然的聯系，基于共同利益，有國有股權加入的非國有企業能夠獲取更多創新資源，信貸資源、降低行業壁壘等。與此同時，國有股權的加入，向社會傳遞了企業獲得政府支持以及企業實力強的信號。研究發現，政治關聯可以使企業獲取更多的財政補助、稅收優惠、投資機會等，甚至發現，國有股權的參與可以幫助非國有企業獲得更長的貸款期限和更優惠的利率。

其次，間接影響。現階段，中國市場經濟機制體制尚不完善，政府部門掌握著關鍵資源配置的分配權，國有企業與政府部門之間存在千絲萬縷的聯系，國有股權很可能成為非國有企業構建政治關聯的有效途徑，這種聯系可以幫助企業及時了解企業政策導向，獲取更多的稀缺資源，減輕企業所面臨的融資約束難題。

總之，在市場經濟中，政府部門仍然扮演著至關重要的角色，國有股權的引入有助于提升非國有企業的資源獲取能力，從而有效緩解因資源匱乏而導致的生產經營困境。基于此，文章提出假設H2：

假設H2：混合所有制改革能夠有效降低非國有企業融資約束，從而提高企業全要素生產率。

三、研究設計

1.樣本選擇與數據來源

文章以2010—2020 年中國滬深A 股上市公司面板數據為研究樣本，為了提高數據質量，對原始數據進行了如下篩選：剔除關鍵變量數據缺失的上市公司；剔除財務狀況出現異常（如ST、PT 標記） 的上市公司；刪除金融類上市公司。為了避免異常值對實證結果的影響，運用Winsor2 命令對所有連續變量進行了1%和99%雙側縮尾處理，最終共得到14421 個上市公司年度觀測樣本，其中，國有企業樣本為8710 個，非國有企業樣本為5711 個。

2.模型設定與變量選擇

為檢驗不同產權性質下，混合所有制改革對企業全要素生產率的政策效應，文章構建如下模型：

其中，TFP表示樣本企業全要素生產率(TFP)，Mixfirm表示混合所有制改革虛擬變量，Control表示控制變量。Year表示年度虛擬變量，Ind表示企業虛擬變量。如果系數α1顯著為正，則表示混合所有制改革對企業全要素生產率產生積極影響。

（1） 被解釋變量

企業全要素生產率(TFP)。半參數方法（OP 法和LP 法等）可以有效紓解傳統計量方法中的內生性困境。基于此，文章以OP 法(Olley-Pakes)測算的企業全要素生產率進行基礎回歸，以LP 法(Levinsohn-Petrin)測算的企業全要素生產率做穩健性檢驗。

（2） 解釋變量

混合所有制改革(RESTR)。文章借鑒馬連福等(2015)[9]的研究思路，混合所有制改革分別用國有股權所占比例、非國有股權所占比例表示，該指標值越大，表示企業混合所有制改革的力度越大。

（3） 控制變量

借鑒李井林(2021)研究思路[21]，在模型(1)中加入下列控制變量：企業規模(Size)、資本結構(LEV)、企業盈利能力(ROA)、現金流量(Cashflow)等。相關變量的定義如表1 所示。

表1 變量定義

四、實證結果分析

1.描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表2 所示。由表2 可知：第一，采用OP 法測算的企業全要素生產率(TFP_OP)平均值為14.5911，最大值為17.0644，標準差為0.9836，最小值為12.0631，數據無明顯偏態，與宋敏等(2021)[22]學者的測算結果接近；另外，以LP 方法測算的企業全要素生產率(TFP_LP)也具有類似特征；第二，混合所有制改革變量(RESTR)平均值為0.3289，標準差為0.24206，最小值為0.0000，最大值為0.8850。可以看出，企業混合所有制改革的廣度和深度參差不齊。其他控制變量統計結果均與已有研究相近，取值處于合理范圍內。

表2 描述性統計

2.回歸結果分析

（1） 基礎回歸分析

混合所有制改革影響效應回歸結果如表3 所示，其中，表3 第(1)列顯示的是全樣本檢驗結果，回歸系數為0.0392，且在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，說明混合所有制改革能夠正向顯著影響企業全要素生產率。

表3 混惡化所有制改革影響效應基礎回歸

區分產權性質后，分組檢驗結果如表3 第(2)列、第(3)列所示，其中，表3 第(2)列顯示的是非國有企業混合所有制改革對企業全要素生產率影響的檢驗結果，可以看出，回歸系數顯著為正；表3 第(3)列國有企業混合所有制改革對企業全要素生產率影響的檢驗結果，回歸系數顯著為正。可見，混合所有制改革對企業全要素生產率具有積極影響。

（2） 進一步檢驗

由上文分析可知，混合所有制改革的本質是實現企業投資主體多元化，基于此，文章重點分析股權多樣性、股權融合程度對企業全要素生產率的影響。

第一，股權主體多樣性對企業全要素生產率的影響。借鑒楊興全、尹興強(2018)[23]研究思路，文章采用如下方法測度企業股權主體多樣性(Mixnum)：若上市企業前十大股東全部是國有控股股東，則Mixnum=1；若上市企業前十大股東內包含國有股東與非國有股東、國有股東與外資股東時，Mixnum=2；若樣本企業前十大股東包含國有股東、民營股東、外資股東時，Mixnum=3。

股權主體多樣性與融合度的實證檢驗結果如表4 所示，由第(1)列可知，企業股權主體多樣性(Mixnum)系數為0.0380，在5%的統計水平下通過了顯著性檢驗，表明企業股權多元化與企業全要素生產率正向相關，可能的解釋是：股權多元化可以帶動知識和資源的轉移，實現資源多維度的優勢互補，為企業生產經營活動注入新活力，為企業生產經營活動提供了強大的資本、知識及技術支持。

第二，股權主體融合度對企業全要素生產率的影響。借鑒朱磊(2019)[16]的研究思路，文章采用如下方法測度股權主體融合度(Mixrate)：當企業國有股比例大于非國有股比例時，Mixrate=非國有股占比/國有股占比，否則，Mixrate=國有股占比/非國有股占比。

檢驗結果如表4 第(2)列所示，股權主體融合度(Mixrate)系數為0.0541，且在5%的統計水平上通過了顯著性檢驗，表明企業股權融合度與企業全要素生產率顯著正向相關。可能的解釋是：股權融合實現了量（股權多樣性） 的飛躍，加深了不同性質股東之間的利益關聯，有助于加強對控股股東的監督，顯著改善了企業治理和內部控制失效困境。

表4 股權主體多樣性與融合度檢驗結果

3.內生性問題

（1） 工具變量

借鑒楊運杰等(2020)[24]的思路，使用企業流動資產周轉次數，即企業主營業務收入與平均流動資產的比值，作為企業混合所有制改革的工具變量(IV)。相關性：企業流動資產周轉次數越小，表明企業生產效率越低。為了從根本上改善企業生產經營狀況，提高企業的盈利能力與運營效率，企業有動力參與混合所有制改革，工具變量滿足相關性要求。外生性：企業流動資產周轉次數是省級比率指標，相對獨立于單個上市企業，能較好地滿足工具變量的外生性假設。

回歸結果如表5 所示。其中，第(1)列、第(2)列為工具變量第一階段的回歸結果，可以看出，F 值大于10，工具變量(IV)系數（非國有企業、國有企業） 估計值分別為0.1296、0.2730，均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，表明企業流動資產周轉次數越高，企業混合所有制改革力度越大，符合工具變量的相關性假定。第(3)列、第(4)列給出了第二階段回歸結果，可以看出，RESTR系數（非國有企業、國有企業） 均在1%水平上顯著為正，這說明在緩解潛在內生性問題后，研究結論依然是可靠的。除此之外，文章還檢驗了過度識別問題，Sargan 統計量P 值大于0.05，這表明所選工具變量(IV)滿足外生性原則，具有合理性。同時，通過GMM 動態面板分析的結果也具有穩健性，此處不再贅述。

表5 工具變量法

（2） 替換被解釋變量

為保證檢驗結果的穩健性，文章以LP 法測算的全要素生產率為被解釋變量重新進行回歸，回歸結果如表6 所示。由表6 可知，RESTR系數分別在5%、1%、5%的統計水平上顯著為正，與表3 的回歸結果基本一致，證明文章結論是穩健的。

表6 替換被解釋變量

五、機制分析

1.融資約束機制

為檢驗混合所有制改革是否通過融資約束渠道影響企業全要素生產率，文章借鑒宋敏(2021)[22]的研究經驗，選用SA指標量化企業面臨的融資約束，SA指數值為負，值越大，表明企業面臨的融資約束程度越高。具體公式如下：

非國有企業的混合所有制改革(RESTR)與融資約束(SA)檢驗結果如表7 第(1)列、第(2)列所示。由第(1)列可知，非國有企業混合所有制改革(RESTR)系數在1%統計水平上顯著為負，說明混合所有制改革能夠顯著緩解非國有企業面臨的融資約束困境；由第(2)列可知，融資約束SA系數在1%統計水平上顯著為負，即融資約束對企業全要素生產率具有顯著抑制效應；混合所有制改革(RESTR)系數在5%統計水平上顯著為正，并且數值稍有降低（同表3 基礎回歸結果0.0392 相比），即融資約束是混合所有制改革與非國有企業全要素生產率之間的部分中介因子。

表7 融資約束機制檢驗

由表7 第(3)列、第(4)列可知，混合所有制改革(RESTR)對融資約束(SA)回歸系數為負，但均未通過顯著性檢驗，這說明對國有企業來說，混合所有制改革并未緩解企業面臨的融資約束難題。

2.公司治理機制

為考察企業混合所有制改革是否通過代理成本和代理效率渠道影響企業全要素生產率，文章借鑒李壽喜(2007)[25]研究思路，選用管理費用率來衡量企業代理成本，資產周轉率來衡量企業代理效率，具體計算公式如式(3)、(4)所示：

中介作用的檢驗結果如表8 所示，由第(1)列、第(2)列可知，非國有企業混合所有制改革(RESTR)對代理成本的回歸系數為負，但沒有通過顯著性檢驗，這說明混合所有制改革并沒有顯著降低非國有企業代理成本。

由表8 第(3)列可知，混合所有制改革(RESTR)系數為0.1088，在1%統計水平上通過了顯著性檢驗，說明混合所有制改革能顯著降低國有企業代理成本。由第(4)列可知，代理成本(Agency1)系數在1%統計水平上顯著為負，即代理成本能夠顯著抑制企業全要素生產率增長，混合所有制改革(RESTR)系數在5%統計水平上顯著為正，并且數值（與表3 基礎回歸結果0.0392 相比） 稍有降低，這意味著代理成本是國有企業混合所有制改革與企業全要素生產率之間的部分中介因子。

表8 代理效應機制檢驗

表8 第(5)列～第(8)列匯報了代理效率(Agency2)對混合所有制改革與企業全要素生產率之間中介作用的檢驗結果。由表8第(5)列、第(6)列可知，混合所有制改革(RESTR)對代理效率(Agency2)為負，但未通過顯著性檢驗。這說明在非國有企業中，混合所有制改革未顯著發揮“治理效應”。

由表8 第(7)列可知，混合所有制改革(RESTR)系數為0.1846，且在1%統計水平上通過了顯著性檢驗，這說明混合所有制改革能夠顯著提升國有企業代理效率（資本周轉率）。

表8 第(8)列可知，在加入資本周轉率之后，國有企業混合所有制改革(RESTR)系數為0.0292，且在5%統計水平上通過了顯著性檢驗，且在數值上（與表3 基礎回歸結果0.0392 相比）稍有降低。這充分說明，代理效率(Agency2)變量是混合所有制改革與國有企業全要素生產率的部分中介因子。

六、研究結論與政策建議

文章基于融資約束和公司治理視角，選取2010—2020 年中國A 股上市公司面板數據，實證檢驗了不同產權性質下，混合所有制改革對企業全要素生產率的影響效應。結果表明：混合所有制改革與企業全要素生產率顯著正相關，即股權主體多元和股權融合程度越高，企業全要素生產率水平越高，在考慮內生性問題后，該結論依然穩健。進一步研究表明，國有企業混合所有制改革能夠對企業管理形成有效的監督，提升公司治理水平，而非國有企業混合所有制改革能夠有效彌補制度缺陷，緩解企業融資約束。基于理論分析與研究結論，文章提出以下三點政策建議：

1.積極推進混合所有制改革

結合不同資本結構的特點，深化企業混合所有制改革，形成交叉持股、股權制衡等企業法人治理機制，實現各種所有制資本互相聯合和有效制衡，充分激發不同產權資本的活力，提高企業核心競爭力。

2.優化企業混合所有制改革路徑

結合中國企業的實際情況，進一步完善混合所有制改革的“選擇菜單”。與此同時，深化投融資體制改革，暢通股權融資渠道，改善企業資金配置效率，保障混合所有制改革實施效果。

3.營造良好的宏觀制度環境

構建以市場價格和公平競爭等為核心的市場機制，減少政府對資源的直接配置，使市場在資源配置中起決定性作用，為發揮多元化資本監督和治理優勢提供制度保障。