混合所有制改革、供應(yīng)鏈協(xié)作與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

曹玉珊 陳哲

摘 要：依據(jù)2009—2020年國有上市公司面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建漸進(jìn)雙重差分模型和中介效應(yīng)模型，考量國企混改對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響以及供應(yīng)鏈協(xié)作對二者關(guān)系的中介作用。結(jié)果表明：國企混改能直接或間接地推動國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展；供應(yīng)鏈協(xié)作，包括協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新和增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任，在國企混改促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮中介作用。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，上述促進(jìn)作用在地方國企以及行業(yè)競爭程度更高、地區(qū)市場分割程度更低的國有企業(yè)中更為明顯。鑒于此，應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)分類混改以提升政策成效，發(fā)揮供應(yīng)鏈協(xié)作的積極意義，促進(jìn)供應(yīng)鏈企業(yè)的聯(lián)動發(fā)展。

關(guān)鍵詞：?混合所有制改革；高質(zhì)量發(fā)展；供應(yīng)鏈協(xié)作；市場分割度；行業(yè)競爭度

中圖分類號：F276．1 ??文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A ???文章編號：1003-7217（2023）04-00010-08

一、引 言

黨的二十大報(bào)告指出高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。國有企業(yè)作為中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)的頂梁柱，其發(fā)展水平關(guān)乎國民經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。但長期以來較低的平均生產(chǎn)率以及資源配置效率使國有企業(yè)發(fā)展水平普遍低于非國有企業(yè)［1］。新一輪國有企業(yè)混合所有制改革（以下簡稱“國企混改”）旨在通過“改機(jī)制”優(yōu)化國有企業(yè)資源配置效率，為推動國企發(fā)展做出了有益嘗試。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2020—2021年中央企業(yè)通過混合所有制改革引入社會資本超過7000億元；截至2021年底，央企上市公司在央企系統(tǒng)中貢獻(xiàn)了約66.5%的營業(yè)收入和77.9%的利潤總額［2］。討論國企混改如何促進(jìn)國企高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

既有研究普遍支持國企混改有利于企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展［3，4］。研究視角往往以產(chǎn)權(quán)理論為基礎(chǔ)，從能否提高企業(yè)內(nèi)部監(jiān)管治理水平出發(fā)，發(fā)現(xiàn)國企混改通過賦予非國有股東更多股權(quán)可以實(shí)現(xiàn)股權(quán)治理，強(qiáng)調(diào)非國有股東的制衡與監(jiān)督有助于緩解所有者缺位和一股獨(dú)大帶來的內(nèi)部人控制與監(jiān)管失效等委托代理問題［5］，從而對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極作用。但亦有學(xué)者表明，非國有股東僅僅依靠股權(quán)治理難以產(chǎn)生上述影響，只有參與高層治理才能使國企混改發(fā)揮價(jià)值效應(yīng)［6，7］。隨著阿里和京東陸續(xù)采用雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)權(quán)理論受到挑戰(zhàn)，這反映出產(chǎn)權(quán)安排并非出于控制目的，而是為了更好地協(xié)調(diào)各方以實(shí)現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)。針對上述問題，股東資源理論圍繞異質(zhì)性股東資源的投入和整合效應(yīng)為分析混改經(jīng)濟(jì)后果提供了一個新的理論支撐。基于此，部分研究同時從公司治理和資源互補(bǔ)雙重視角論證國企混改的治理效應(yīng)和資源效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)混改有助于移植非國有企業(yè)靈活的市場機(jī)制，強(qiáng)化國有企業(yè)的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，減輕政策性負(fù)擔(dān)［8］和提升創(chuàng)新效率［9］，進(jìn)而推動國企的高質(zhì)量發(fā)展［10］。

當(dāng)前關(guān)于國企混改與高質(zhì)量發(fā)展的研究多側(cè)重公司內(nèi)部利益相關(guān)者，涉及對股東、員工和管理層的利益協(xié)調(diào)，鮮少有研究將供應(yīng)鏈協(xié)同納入國企混改與高質(zhì)量發(fā)展的邏輯框架。事實(shí)上關(guān)系型交易作為我國企業(yè)交易關(guān)系的首選［11］，與供應(yīng)商和客戶的緊密關(guān)系日益成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵所在，他們會直接影響企業(yè)的投融資選擇、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力、成本管理和企業(yè)價(jià)值［12-14］。因此，國企混改若能提高供應(yīng)鏈協(xié)作能力，則將促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。鑒于此，本文以2009—2020年國有上市公司為樣本，立足供應(yīng)鏈協(xié)作視角，試圖揭示國企混改、供應(yīng)鏈協(xié)作與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系及作用機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）混合所有制改革與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

首先，根據(jù)資源依賴?yán)碚摚瑖蠡旄哪軌虼龠M(jìn)異質(zhì)性股東資源優(yōu)勢互補(bǔ)，提高企業(yè)的內(nèi)部資源整合能力，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。隨著非國有股東進(jìn)入國企，他們出于逐利天性和維護(hù)自身利益的訴求，會積極優(yōu)化企業(yè)的經(jīng)營管理方式，推進(jìn)企業(yè)的經(jīng)營管理變革。同時，這會向上下游企業(yè)傳遞其業(yè)績平穩(wěn)、持續(xù)增長及履約能力較強(qiáng)的利好消息，達(dá)到優(yōu)化交易條款的目的［15］，有助于企業(yè)優(yōu)化采購、生產(chǎn)和銷售渠道的資源配置，提高企業(yè)的生產(chǎn)要素利用效率，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

其次，根據(jù)供應(yīng)鏈協(xié)同理論，國企混改能夠通過異質(zhì)性股東擴(kuò)大企業(yè)的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，提高企業(yè)的外部資源吸納能力，深化與上下游企業(yè)的合作，進(jìn)一步塑造企業(yè)的核心競爭力，進(jìn)而提高發(fā)展水平。在實(shí)踐中，這主要體現(xiàn)在企業(yè)通過非國有股東的社會資本邀請供應(yīng)商和客戶通過提供知識資源或直接參與決策等方式，參與企業(yè)的產(chǎn)品設(shè)計(jì)流程等［16］，有助于企業(yè)獲得最新的市場和技術(shù)洞察力，彌補(bǔ)企業(yè)自身的技術(shù)缺口。同時這能提高他們?yōu)槠髽I(yè)提供定制化產(chǎn)品或服務(wù)的積極性，加快新產(chǎn)品的開發(fā)速度，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率和產(chǎn)品市場競爭力，從而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

最后，根據(jù)委托代理理論，國企混改在實(shí)現(xiàn)異質(zhì)性股東資源互補(bǔ)的同時，也通過賦予非國有股東合理的控制權(quán)，提高企業(yè)內(nèi)外部溝通協(xié)調(diào)效率，增強(qiáng)企業(yè)與供應(yīng)鏈上下游企業(yè)間的信任，為上述效應(yīng)提供保障。國企混改使非國有股東獲得決策參與權(quán)，可以彌補(bǔ)國企的“一股獨(dú)大”“內(nèi)部人控制”等治理缺陷［17］，緩解上下游企業(yè)間的信息不對稱，并有效減輕雙方的逆向選擇，增強(qiáng)企業(yè)的供應(yīng)鏈韌性，帶來更多上下游企業(yè)的支持，減少非增值活動，從而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)此，提出假設(shè)H1：H1 國企混改會促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）國企混改與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展：供應(yīng)鏈協(xié)作的中介作用

混合所有制改革，一方面有利于深化企業(yè)與上下游企業(yè)的合作，使之從簡單的交易型關(guān)系進(jìn)一步向戰(zhàn)略合作關(guān)系延伸；另一方面有助于增強(qiáng)企業(yè)間的互信程度，保障上述合作順利推進(jìn)。鑒于此，本文從協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新和增加供應(yīng)鏈信任兩條路徑對國企混改與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)制進(jìn)行分析。

1.協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新的中介作用。已有研究指出，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于技術(shù)創(chuàng)新［18］，而供應(yīng)商和客戶作為重要的利益相關(guān)者，能為企業(yè)提供創(chuàng)新資源，使企業(yè)獲取更多協(xié)同利益。在國企混改背景下，國有企業(yè)能通過優(yōu)化公司治理機(jī)制和提高資源配置效率提升雙方協(xié)同創(chuàng)新意愿，并增強(qiáng)與供應(yīng)鏈企業(yè)的協(xié)同創(chuàng)新能力，從而促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。從協(xié)同創(chuàng)新意愿來看，混改通過股權(quán)治理和高層治理能有效提高企業(yè)的治理水平，減少管理層短視行為和大股東掏空現(xiàn)象，增加企業(yè)對供應(yīng)鏈企業(yè)的專有性投資和協(xié)同創(chuàng)新意愿。同時，混改通過建立激勵相容的薪酬制度，有利于增加管理層的創(chuàng)新投入，向供應(yīng)鏈上下游企業(yè)傳遞積極信號，加深他們的聯(lián)合創(chuàng)新意愿。而供應(yīng)商（客戶）更多參與企業(yè)產(chǎn)品設(shè)計(jì)活動，會帶來最新的市場需求和技術(shù)變革，助力企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。進(jìn)一步地，協(xié)同創(chuàng)新關(guān)系的建立使得供應(yīng)商（客戶）更能夠感知到企業(yè)的承諾，能加深雙方共享知識的意愿，有利于企業(yè)獲得更多定制化的產(chǎn)品或服務(wù)［19］，提高企業(yè)發(fā)展水平。從協(xié)同創(chuàng)新能力來看，非國有股東的進(jìn)入能促成國有企業(yè)創(chuàng)新資源和要素的有效匯聚［7］，吸收異質(zhì)性股東資源和實(shí)現(xiàn)知識溢出效應(yīng)，強(qiáng)化企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新活力并降低協(xié)同創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)。而且非國有股東的逐利天性有助于企業(yè)形成市場化的經(jīng)營體制，減輕政策性負(fù)擔(dān)，使企業(yè)將更多資源配置到創(chuàng)新等價(jià)值增值活動，賦能供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新活動。這又會進(jìn)一步降低企業(yè)的生產(chǎn)成本與交易費(fèi)用，減少對勞動、資本的依賴，從而促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展［20］。據(jù)此，提出假設(shè)H2a：

H2a 國企混改通過協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2.增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任的中介作用。供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新活動在不完全契約條件下難以順利推進(jìn)，而信任作為正式制度的有益補(bǔ)充，能有效抑制供應(yīng)鏈企業(yè)的機(jī)會主義行為，為供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新活動提供保障。在實(shí)踐中，供應(yīng)鏈信任通常表現(xiàn)為企業(yè)商業(yè)信用獲取和供給水平。從供應(yīng)鏈融資需求來看，國企混改能通過非國有股東的聯(lián)結(jié)，使供應(yīng)商更深入地了解企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況，增加互信程度，企業(yè)也因此更易于獲得供應(yīng)商融資。同時，非國有股東的進(jìn)入不但能帶來市場、技術(shù)等無形資源，也會注入財(cái)務(wù)資源，提高企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，增強(qiáng)企業(yè)償債能力，減少采購環(huán)節(jié)的資金占用。這有助于保障材料的及時供應(yīng)、提高采購效率，并進(jìn)一步對后續(xù)生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)節(jié)的存貨占用水平產(chǎn)生系統(tǒng)性影響，從而提高產(chǎn)品的生產(chǎn)效率和質(zhì)量，提升企業(yè)產(chǎn)品市場的競爭優(yōu)勢［21］，促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展。從供應(yīng)鏈融資供給來看，混改會增加政府干預(yù)成本，減少非經(jīng)濟(jì)因素對國有企業(yè)決策的干擾，恢復(fù)國有企業(yè)治理的自主權(quán)，提高企業(yè)與客戶的議價(jià)能力，合理減少商業(yè)信用供給。這不僅能加速銷售款項(xiàng)回收，也能降低客戶資產(chǎn)專用性投資損失和轉(zhuǎn)換成本［22］，將回款繼續(xù)投入采購和生產(chǎn)環(huán)節(jié)，為企業(yè)提高專業(yè)化水平、改進(jìn)原材料和零部件的性能提供必要支持，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。此外，混改能提高公司與供應(yīng)商（客戶）之間的信息流暢性，增加雙方信任并能有效減輕雙方的逆向選擇，使雙方更好地理解供應(yīng)鏈關(guān)系，提高企業(yè)的快速響應(yīng)能力，縮短生產(chǎn)周期并提高服務(wù)水平，促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)此，提出假設(shè)H2b：

H2b 國企混改通過加強(qiáng)供應(yīng)鏈信任促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

股權(quán)分置改革于2007年基本完成，為更準(zhǔn)確檢驗(yàn)變量關(guān)系，本文選取2009—2020年A股國有上市公司作為初始研究樣本，并按照如下標(biāo)準(zhǔn)對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除 ST 類公司；（3）剔除信息缺失值。為緩解極端值影響，對連續(xù)變量進(jìn)行1%水平的雙側(cè)縮尾處理。通過篩選，共得到9377個公司年度觀測值。混合所有制改革數(shù)據(jù)通過手工搜集、整理企業(yè)年報(bào)等方式取得，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫。所有回歸均使用異方差調(diào)整和公司聚類（cluster）調(diào)整得到穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

（二）模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)回歸模型。基于十八屆三中全會提出全面深化所有制改革外生事件，借鑒Beck等（2010）［23］的研究構(gòu)建漸進(jìn)雙重差分模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體模型如（1）所示：

其中，TFP_opit表示企業(yè)i在t年的高質(zhì)量發(fā)展水平；Mixit表示國企混改；Controlsit表示控制變量；ui表示公司個體固定效應(yīng)；τt表示年份固定效應(yīng)；εit代表隨機(jī)擾動項(xiàng)。系數(shù)β1估計(jì)了國企混改對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

2.機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀榱蓑?yàn)證假設(shè) H2a、假設(shè) H2b，構(gòu)造模型（2）、模型（3），以檢驗(yàn)不同供應(yīng)鏈協(xié)作路徑在上述因果推斷中的作用機(jī)制。

其中，模型（2）、模型（3）中的Medit表示中介機(jī)制變量，包括協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新（SupplyInnit）、增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任（SupplyTrustit）。其中，協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新（SupplyInnit），借鑒黃宏斌等（2022）［24］的研究，從智慧芽數(shù)據(jù)庫（PatSnap）下載全部專利的申請人名稱，若企業(yè)與其供應(yīng)商或客戶名稱同時出現(xiàn)在當(dāng)前申請人名單里，則判定存在協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新，并將該年份獲得的專利數(shù)取對數(shù)作為替代變量。增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任（SupplyTrustit），借鑒張園園等（2020）［25］的研究，使用商業(yè)信用作為替代變量，計(jì)算公式為［（應(yīng)付賬款＋應(yīng)付票據(jù)＋預(yù)收賬款）－（應(yīng)收賬款＋應(yīng)收票據(jù)＋預(yù)付賬款）］／營業(yè)收入。模型（3）中Medit的系數(shù)β2表示國企混改對中介變量的影響效應(yīng)，若模型（2）中的β1與模型（3）中的系數(shù)β2均顯著，則表示Medit是國企混改影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的傳導(dǎo)路徑。

（三）變量選取

1.被解釋變量：企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP_opit）。作為反映企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量、科技創(chuàng)新程度和發(fā)展水平的綜合指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率體現(xiàn)了在既定要素投入下企業(yè)的最大產(chǎn)出能力，可以作為評價(jià)企業(yè)發(fā)展水平的標(biāo)準(zhǔn)［22］。參照魯曉東和連玉君（2012）［26］的研究，采用半?yún)?shù)方法中的OP法測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以同時修正同時性偏差和樣本選擇偏差問題，有效緩解內(nèi)生性問題。同時，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中用LP法的結(jié)果作為替代變量。

2.解釋變量：國企混改（Mixit）。現(xiàn)有文獻(xiàn)對于混合所有制的衡量尚無定論。鑒于國企混改本質(zhì)上是將國有股權(quán)轉(zhuǎn)讓給非公有股東的過程，借鑒易陽等（2021）［27］的研究將國有股東在樣本期內(nèi)累計(jì)轉(zhuǎn)讓超過5%股份的企業(yè)識別為混改企業(yè)。步驟如下：首先，根據(jù)實(shí)際控制人性質(zhì)篩選國有上市公司，識別國有企業(yè)股東性質(zhì)；其次，參考《中華人民共和國證券法》有關(guān)規(guī)定①，將在樣本期內(nèi)累計(jì)轉(zhuǎn)讓超過5%國有股份給非公有性質(zhì)股東的國有上市公司識別為混改公司，并將超過5%的時點(diǎn)作為劃分混改前后的時點(diǎn)。因此，國企混改（Mixit）為虛擬變量，國企混改當(dāng)年及以后為1，否則為0。

3.控制變量：參考孫蘭蘭和翟士運(yùn)（2019）［28］、謝富生（2020）[4]、任廣乾等（2022）[9]的研究設(shè)置控制變量，即企業(yè)規(guī)模（Size）、償債能力（Lev）、盈利能力（Roe）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Atr）、現(xiàn)金流量（Cashflow）、營業(yè)利潤增長率（Growth）、管理費(fèi)用率（Manfee）、大股東資金占用（Occupy）、勞動力投入（Labor）、托賓Q（TobinQ）。具體變量及其定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可知，國企混改虛擬變量（Mixit）的均值為0.311，表明約有31.1%的公司年度觀測值為國企混改樣本。企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP_opit）的均值為6.942，標(biāo)準(zhǔn)差為0.946，最小值為2.572，最大值為10.735，說明國有企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量整體較低，且存在較大差異。

（二）基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果分析

表3列示了模型（1）的回歸結(jié)果。其中列（1）是不加控制變量的估計(jì)結(jié)果，列（2）為加入控制變量后的估計(jì)結(jié)果。從列（1）可以發(fā)現(xiàn)，使用TFP_opit衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展時，在控制了公司、年度固定效應(yīng)后，解釋變量Mixit的回歸系數(shù)為0.073，且在1%水平上顯著，表明國企混改顯著提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)了高質(zhì)量發(fā)展。進(jìn)一步加入控制變量后，列（2）Mixit的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，因此假設(shè)H1得到初步驗(yàn)證。同時，該結(jié)果不僅在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，在經(jīng)濟(jì)意義上也顯著，即國有股東每向非國有股東轉(zhuǎn)讓1%的股權(quán)，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率將提高3.9%。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)。應(yīng)用雙重差分法的基本前提是在沒有處理效應(yīng)情況下，結(jié)果變量在處理組和控制組的波動趨勢是相似的，即滿足平行趨勢假定。為檢驗(yàn)處理組與控制組滿足平行趨勢假設(shè)，構(gòu)建了模型（4）。

其中，Didjit表示國企是否混改的虛擬變量。假設(shè)企業(yè)i混改年份為y，令j=y－yi；當(dāng)j=－4時，Did－4it=1，否則為0，以此類推。在具體的回歸中，以j=－1為基準(zhǔn)期，因此模型（4）中沒有Did－1it這個虛擬變量。圖1匯報(bào)了估計(jì)參數(shù)大小及其95%水平上的置信區(qū)間。由圖1可知，在5%水平上國企混改前的系數(shù)βj均不顯著異于0，說明混改前實(shí)驗(yàn)組與對照組沒有顯著差異，滿足平行趨勢假設(shè)。但混改之后實(shí)驗(yàn)組顯著提高了全要素生產(chǎn)率水平，并且這一正向影響呈逐年遞增趨勢。假設(shè)H1得到驗(yàn)證。2.安慰劑檢驗(yàn)。為緩解不可觀測因素的影響，借鑒石大千等（2018）［29］的研究隨機(jī)選取個體作為處理組，重復(fù)500次，結(jié)果如圖2所示。不難發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)生成變量的系數(shù)β ^ random分布在零的附近且服從正態(tài)分布，符合安慰劑檢驗(yàn)的預(yù)期，同時顯著異于基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)，表明基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果并非偶然得到的，較小可能受到其他政策或者隨機(jī)性因素的影響。假設(shè)H1再次得到驗(yàn)證。3.PSM-DID。進(jìn)一步地，使用逐年P(guān)SM-DID方法以減少樣本自選擇問題，降低漸進(jìn)雙重差分法的估計(jì)偏誤。以Year-1年度協(xié)變量進(jìn)行最近鄰1對2匹配，并將匹配后的樣本重新進(jìn)行回歸。表4的列（1）～列（2）為逐年P(guān)SM匹配后樣本的回歸結(jié)果，在不考慮控制變量時Mixit的回歸系數(shù)為0.050，在5%水平上顯著為正；當(dāng)增加控制變量后，Mixit的回歸系數(shù)為0.037，在1%水平上顯著為正，再次驗(yàn)證了假設(shè)H1。

4.更換指標(biāo)檢驗(yàn)。為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，還分別替換了解釋變量和被解釋變量的度量方式，重新進(jìn)行檢驗(yàn)：（1）替換解釋變量，將樣本期內(nèi)累計(jì)轉(zhuǎn)讓超過10%的國有股份給非公有性質(zhì)股東的國有上市公司識別為混改公司，重新回歸后結(jié)果如表4列（3）～列（4）所示。（2）替換被解釋變量，使用LP法估計(jì)的全要素生產(chǎn)率（TFP_lpit）作為因變量TFP_opit的替代變量，以修正同時性偏差，結(jié)果如表4列（5）～列（6）所示。回歸結(jié)果顯示，解釋變量回歸系數(shù)的符號和顯著性均未改變，其他核心變量回歸系數(shù)的符號和顯著性也與基準(zhǔn)模型一致，支持了假設(shè)H1。

（四）機(jī)制分析

1.協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新。

根據(jù)表5列（1）～列（2）可知，在加入?yún)f(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新（SupplyInnit）中介變量后，國企混改（Mixit）對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP_opit）的正向促進(jìn)作用顯著下降，表明國企混改通過協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新，促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。同時列（2）中Mixit的系數(shù)仍然顯著，說明存在部分中介效應(yīng)。

2.增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任。

根據(jù)表5列（3）～列（4）可知，在加入供應(yīng)鏈信任（SupplyTrustit）中介變量后，國企混改（Mixit）對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP_opit）的正向影響顯著下降，表明國企混改通過增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任，促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)H2b得到驗(yàn)證。同時列（4）中Mixit的系數(shù)仍然顯著，說明存在部分中介效應(yīng)。

（五）異質(zhì)性分析

鑒于國有企業(yè)性質(zhì)層級、行業(yè)競爭程度和所處地區(qū)市場分割度的差異，本文將進(jìn)一步考察國企混改對不同類型企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性。

1.行政層級。

借鑒朱磊等（2019）［30］的研究，將國有企業(yè)按照最終控制人性質(zhì)分為中央國企和地方國企，分組檢驗(yàn)不同行政層級國企混改對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。從表6列（1）～列（2）可知，當(dāng)企業(yè)為央企時，國企混改（Mixit）的系數(shù)為0.002但不顯著；而當(dāng)企業(yè)為地方國企時，系數(shù)為0.048，且在1%水平上顯著。該結(jié)果表明，國企混改顯著促進(jìn)了地方國企高質(zhì)量發(fā)展。可能的解釋是，當(dāng)國企隸屬層級不同時，其政策性負(fù)擔(dān)也不盡相同。央企肩負(fù)著國家層面的民生、安全和戰(zhàn)略發(fā)展重任，需要國企發(fā)揮較大的正外部性[8]。相對而言，地方國企一般為當(dāng)?shù)鼐用裆睢⒌胤浇?jīng)濟(jì)發(fā)展提供服務(wù)和支撐，政策性負(fù)擔(dān)更輕，在引入非國有資本方面的力度更大。鑒于政策性負(fù)擔(dān)會降低國企的經(jīng)營效率，因此相對于央企，地方國企的混改對國企高質(zhì)量發(fā)展的作用更明顯。

2.行業(yè)競爭程度。

借鑒朱磊等（2019）［30］的研究，將樣本按照行業(yè)競爭程度分組，檢驗(yàn)在不同行業(yè)競爭程度下的異質(zhì)性。從表6列（3）～列（4）可知，當(dāng)國有企業(yè)處于競爭程度更高的行業(yè)時，國企混改（Mixit）的系數(shù)為0.044，且在5%水平上顯著；而當(dāng)國有企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度更低時，其系數(shù)為0.021，在10%水平上顯著。該結(jié)果表明，國企混改顯著促進(jìn)了充分競爭行業(yè)的企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。可能的原因是，當(dāng)行業(yè)競爭越充分時，國有企業(yè)為了在激烈的競爭中降本增效、實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)保值增值，更樂意引入非國有股東以提高全要素生產(chǎn)率。同時在競爭性行業(yè)中，國有企業(yè)受政府干預(yù)程度也較低，非國有資本進(jìn)入相對容易，能更加深入地參與公司的經(jīng)營決策，生產(chǎn)要素也更容易流入企業(yè)，進(jìn)而對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更大影響。而對于壟斷性行業(yè)，國有企業(yè)多為公益類企業(yè)，關(guān)系國計(jì)民生，受政府干預(yù)影響程度更深，因而非國有資本進(jìn)入門檻更高，混改對國企高質(zhì)量發(fā)展的提升作用更弱。

3.市場分割程度。

參照毛其淋和盛斌（2011）［31］的研究，采用價(jià)格指數(shù)法測算的以市場分割指數(shù)分組檢驗(yàn)市場分割程度情形下的異質(zhì)性。從表6列（5）～列（6）可知，當(dāng)國有企業(yè)處于市場分割程度更低的環(huán)境時，國企混改（Mixit）的系數(shù)為0.038，且在1%水平上顯著；而當(dāng)國有企業(yè)所處環(huán)境的市場分割程度更高時，其系數(shù)為正但不顯著。該結(jié)果表明，國企混改顯著促進(jìn)了市場分割程度更低地區(qū)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。可能的解釋是，雖然近年來市場一體化不斷推進(jìn)，但是各省份之間的市場分割程度仍比較嚴(yán)重，市場一體化程度仍然低［32］。在市場一體化較高的地區(qū)，要素資源和商品的流動性更強(qiáng)，易于企業(yè)整合外部資源，國企混改所引致的企業(yè)資源配置和治理水平的提升效果明顯，因而非國有股東的進(jìn)入對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用愈發(fā)凸顯。而在市場分割程度較高的地區(qū)，企業(yè)難以充分利用相關(guān)資源，會降低對市場需求的反應(yīng)能力，增加供應(yīng)鏈斷鏈的風(fēng)險(xiǎn)，降低企業(yè)發(fā)展水平。因此，當(dāng)企業(yè)所處地區(qū)的市場割裂程度更低時，國企混改對國企高質(zhì)量發(fā)展的積極作用更顯著。

五、結(jié)論及建議

依據(jù)2009—2020年中國國有上市公司數(shù)據(jù)，將全要素生產(chǎn)率作為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的替代變量，運(yùn)用漸進(jìn)雙重差分模型，考察國企混改對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：國企混改顯著促進(jìn)了企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展；在供應(yīng)鏈協(xié)作視角下，其作用機(jī)制主要為協(xié)同供應(yīng)鏈創(chuàng)新和增強(qiáng)供應(yīng)鏈信任；國企混改對于地方國企以及行業(yè)競爭程度更高、地區(qū)市場一體化程度更高國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展起到了更大的作用。

建議： 第一，進(jìn)一步完善混合所有制改革，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。結(jié)合不同類型國有企業(yè)特征，分類推進(jìn)混合所有制改革，優(yōu)化國有企業(yè)治理機(jī)制，提高其資源獲取能力，推動國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。第二，密切關(guān)注國企混改對供應(yīng)鏈協(xié)作的積極影響。企業(yè)在制定混改政策時，需要重點(diǎn)關(guān)注供應(yīng)鏈企業(yè)關(guān)系管理的作用，積極提高供應(yīng)鏈關(guān)系管理能力，進(jìn)一步促進(jìn)上下游企業(yè)的優(yōu)勢互補(bǔ)，據(jù)此實(shí)現(xiàn)供應(yīng)鏈企業(yè)的協(xié)同效應(yīng)，推動國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。第三，加快市場一體化建設(shè)，培育發(fā)展強(qiáng)大國內(nèi)市場。市場分割度限制了國企混改的積極作用，有必要加快建立全國統(tǒng)一的市場基礎(chǔ)規(guī)則，打破不同地區(qū)間的市場壁壘，使企業(yè)與供應(yīng)鏈上下游企業(yè)互通有無，加快要素的自由流動，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

注釋：

①《中華人民共和國證券法》第六十三條第一款、第二款規(guī)定：當(dāng)股權(quán)轉(zhuǎn)讓達(dá)到5%時，需披露權(quán)益變動書。

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責(zé)任編輯：鐘 瑤）

Mixed Ownership Reform， Supply Chain Collaboration

and Corporate High-quality Development：

An Empirical Analysis of State-owned Listed Companies

CAO Yushan， CHEN Zhe

（School of Accounting， Jiangxi University of Finance and Economics， Nanchang， Jiangxi 330013， China）

Abstract：Based on the panel data of state-owned listed companies from 2009 to 2020， this paper utilizes the staggered Difference-in-Difference model and the mediation effect model to investigate the impact of the mixed ownership reform of state-owned enterprises （SOEs） on corporate high-quality development， as well as the intermediary role of supply chain collaboration in above relationship. The findings indicate that the mixed reform of SOEs can directly or indirectly facilitate the corporate high-quality development. Furthermore， supply chain collaboration， including collaborative supply chain innovation and supply chain trust， plays a mediating role in above effect. Additional analysis reveals that the above effect is more significant for local SOEs， and those in higher competitive industries and higher market integration. Consequently， it is imperative to continue promoting the classified mixed ownership reform to enhance the efficacy of the policy， and to harness the positive significance of supply chain cooperation for fostering the interconnected development of supply chain companies.

Key words：mixed ownership reform; high-quality development; supply chain collaboration; market segmentation; industry competition degree