逆向混改會影響民營企業多元化經營嗎

霍 遠（教授），汪 滔

一、引言

黨的二十大報告強調要“構建高水平社會主義市場經濟體制”，不斷“提升企業核心競爭力”。而發展混合所有制經濟，加強不同所有制資本之間的交叉持股、相互融合與戰略合作，逐漸成為提升企業核心競爭力的重要抓手。我國的混合所有制改革（簡稱“混改”）既包括非國有資本進入國有企業的國企混改，也包括國企、國資平臺進入民營企業的逆向混改（劉笑霞和李明輝，2023）。現有關于逆向混改的研究發現，尋求產權保護（孫亮和劉春，2021）是民營企業引入國有資本的主要動因。逆向混改可以降低民營企業的稅收規避程度（翟淑萍等，2022）、減輕代理成本（何德旭等，2022）、促進企業數字化轉型（竇煒等，2023）等。這些研究為逆向混改的進一步探討提供了理論和實證參考。

隨著市場經濟的快速發展，我國出現了企業大規模多元擴張的“潮涌”現象。具體表現為企業管理層因私利動機和投機心理熱衷于“鋪攤子”，在缺乏技術優勢和整體資源布局的情況下盲目布局新產業，甚至“脫實向虛”，違規投資非主業領域（李青原等，2022），大量擠占主業發展空間。由此帶來企業運營成本增加（林鐘高等，2015）和內部資源配置效率降低（Rajan 等，2000）。有研究發現，超過70%的民營企業存在多元化投資行為，可見民營企業多元化經營普遍存在。因此，在我國經濟發展進入高質量發展和注重提升核心競爭力的現實背景下，如何促使民營企業聚焦主業經營是亟待解決的問題。一方面，國有企業、國資平臺基于政治要求推進“聚焦主業”，逐步“去虛向實”，這成為國有企業改革的重要戰略規劃與改革方向。另一方面，逆向混改意味著民營企業股權結構的改變，并伴隨代理問題的改善和治理機制的優化，由此影響民營企業的多元化等經營行為。那么，逆向混改能否優化民營企業的多元化行為使其“回歸”主業呢？其作用機制如何？本文利用手工搜集整理的滬深A 股2013 ～2021 年數據，構建多期雙重差分模型實證考察逆向混改對民營企業多元化經營的影響及其作用機理。

本文可能的邊際貢獻如下：第一，豐富了逆向混改的理論研究。在國家大力推動各種所有制資本協同發展的戰略驅動和深化經濟體制改革的“聚焦主業經營”要求下，從逆向混改視角探究其對民營企業多元化經營的影響。第二，進一步拓展了企業多元化經營的研究視角，形成對已有文獻的有益補充。本文實證考察了逆向混改對民營企業多元化經營的影響及其作用路徑，有利于從不同角度看待企業多元化行為，為長期以來存在的多元化折價和多元化溢價分歧提供證據。

二、制度背景、文獻回顧與理論假設

（一）制度背景

我國混改的推進是一個不斷嘗試、調整的持續性進程。1997年，黨的十五大報告指出“公有制經濟不僅包括國有經濟和集體經濟，還包括混合所有制經濟中的國有成分和集體成分”，并首次提出發展混合所有制經濟的概念。黨的十六屆三中全會通過的《中共中央關于完善社會主義市場經濟體制若干問題的決定》提出“大力發展國有資本、集體資本和非公有資本等參股的混合所有制經濟”。黨的十七大提出“以現代產權制度為基礎，發展混合所有制經濟”。2013 年，黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》在繼續強調“兩個毫不動搖”的同時提出了“兩個都是”，進一步明確指出“國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟，是基本經濟制度的重要實現形式”。尤其是2015 年中共中央、國務院發布的《關于深化國有企業改革的指導意見》及國務院發布的《關于國有企業發展混合所有制經濟的意見》明確將“國有資本入股非國有企業”作為我國混改的重要實現形式，對我國逆向混改實踐具有重要意義。

（二）文獻回顧

企業多元化作為一項重要的戰略投資決策，往往會引發管理者和股東的關注（Jiang，2022）。一方面，企業多元化戰略的推進雖能給股東帶來投資收益，但也要付出成本代價，平均而言成本代價遠大于投資收益。Andreou等（2019）從交易成本視角揭示了企業多元化是規避外部交易成本的戰略選擇，即企業多元擴張是基于降本動機。另一方面，Jensen（1986）從委托代理視角論證了企業多元化的本質是大股東（經理人）與中小股東之間的利益分歧，即公司追求多元化另一重要動機是管理者攫取私利（Jensen和Murphy，2010）。以降本和攫取私利為目的的多元化戰略存在溢價觀和折價觀的差異。Rajan等（2000）研究發現，忽視主業經營的多元化經營不僅會造成管理協調難度的上升和資源重復配置，還將進一步降低資源配置效率；劉海明和步曉寧（2022）也發現，民營企業債務違約在很大程度上是由于過度多元擴張造成的。

逆向混改作為中國市場經濟體制改革的產物，適應了我國經濟轉向高質量發展階段的需求，其在促進企業創新投資（羅宏和秦際棟，2019）、抑制民營企業稅收規避（翟淑萍等，2022）、降低代理成本（何德旭等，2022）、抑制企業金融化（趙曉陽和衣長軍，2021）和促進企業數字化轉型（竇煒等，2023）等方面具有顯著作用。隨著逆向混改向縱深推進，其還能在哪些方面為民營企業發展賦能提效、實現各種所有制資本共同發展，仍需廣大學者的進一步探究。

綜觀既有文獻，作為市場經濟主體重要組成部分的民營上市企業同樣存在著多元化傾向，且常常進行脫離主業經營（劉海明和步曉寧，2022），甚至“脫實向虛”，違規投資非主業領域（李青原等，2022）。在國家聚焦主業的要求和鼓勵各種所有制資本協同發展的戰略驅動下，探尋逆向混改能否降低民營企業多元化經營既符合國家戰略，也能進一步補充逆向混改與企業多元化經營的理論研究。

（三）理論假設

對于我國民營企業而言，降本動機和攫取私利更為突出（Jiang，2022），將其多元擴張行為融入我國制度情境中考察可能也具有解釋力。我國民營企業因信貸歧視發展空間不足，在產業鏈體系中處于弱勢地位，突出表現在外部市場交易時缺乏議價能力，成本疊加帶來效益減損。加之與政府保持“共生關系”的國有企業擁有要素市場定價等優勢，民營企業在外部市場的投資交易成本較高，因此更可能出于降本動機開展多元化經營。同時，較集中的股權結構也更易滋生代理沖突和內部人掏空問題。逆向混改一方面能有效提升民營企業在外部市場交易中的議價能力，從而降低民營企業因降本動機而無序擴張，起到降低多元擴張的效能；另一方面，國有股東加入后，能發揮改善股權結構、強化治理監督機制、削弱大股東通過多元擴張攫取私利的作用。本文將上述路徑視為降本聚焦效應和治理優化效應。

1.降本聚焦效應。民營企業多元化經營的動機之一是降低外部交易成本，其中既包括獲取外部專用性信息的直接成本，也包括抵御外部交易的風險收入成本（Chatain 和Denisa，2017）。通常，外部市場信息是海量、不易獲得的，同時應對交易行為的經營風險又決定了企業發展的持續性。對民營企業而言，由于所有制屬性的差異，其在外部交易市場上對于專用性信息的搜尋、獲取和處理都處于劣勢（Ghosh 和Olsen，2009），在這種情況下，企業為實現業績回報，會傾向于進軍便于獲取優勢信息、能促進企業短期發展的產業領域，并將本就不充裕的主業資源騰給新開辟的產業項目，從而出現盲目無序擴張的投資行為（林鐘高等，2015；李青原等，2022）。此外，持續穩定的發展需要能夠抵御經營收入風險的實力護航，而通過多元化實現的風險對沖又會反映為外部交易成本的提升（祝丹楓等，2023），不利于主業穩定和發展。

逆向混改的降本聚焦效應能通過降低外部交易成本削弱民營企業多元化經營的動機，促使民營企業減少無序多元擴張、收縮和剝離非主營業務行為。一方面，國有企業、國資平臺具有突出的資源整合能力和重構機制，對外部市場信息的搜集、獲取和處理更便利和有效。隨著逆向混改的實施，這種資源整合機制也能通過穩定和提升關系專用性投資為民營企業獲取和利用外部市場信息賦能助力，降低民營企業獲取外部交易市場信息的成本，削弱其通過非核心多元化投資獲得競爭優勢的動機。另一方面，在國有企業、國資背景下，民營企業能借助政府實現主業資源充分利用，甚至依賴國有企業資源繼續經營核心主業，以保障主營業務經營穩定性和持續性，降低外部交易經營風險成本（Chatain和Denisa，2017），從而減輕無序多元擴張的動機。

2.治理優化效應。在職消費等私利動機同樣會加劇民營企業多元擴張，以致主業經營難以實現持續性。在民營企業單一性質的大股東在決策時，天然的“掏空”私欲體現無遺。作為企業各項戰略決策制定和實施的“一把手”，大股東為滿足個人短期內投資收益最大化，傾向于損害中小股東利益，實施積極冒進的擴張戰略。比如在產業基礎薄弱、缺乏技術優勢的情況下盲目布局新產業，甚至過度投資于高風險非主業領域（李青原等，2022），大量擠占主業發展空間。

逆向混改的治理優化效應能有效發揮治理監督作用，減少民營企業管理層的過度擴張行為，促使民營企業回歸主業。一方面，國有大股東進入民營企業成為其大股東，會改變原本的股權結構設置，能在一定程度上緩解大股東與其他中小股東之間的代理沖突（翟淑萍等，2022）。另一方面，不同性質的股東共同治理，能在彼此監督制衡中確保企業專業化發展方向的正確性（蔡貴龍等，2018），增強對企業內部人機會主義行為的約束機制，減少內部人通過多元化經營謀取個人私利的代理動機。

基于以上分析，逆向混改能通過降低外部交易成本的降本聚焦效應和緩解代理問題的治理優化效應削弱民營企業多元擴張的動機，從而倒逼其合理配置自身資源，剝離低效、非主業業務，通過聚焦主業經營提升競爭力。

因此，本文提出假設：逆向混改能顯著降低民營企業多元化經營。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇2013 ～2021 年滬深兩市A 股民營上市公司為研究對象，剔除PT、ST、*ST、金融業、資不抵債以及存在嚴重數據缺失的公司樣本。經過上述處理，對所有連續變量進行1%水平的縮尾處理，最終得到14416 個公司—年度樣本觀測值。企業主營業務收入及其涉及的行業數目數據來源于Wind 數據庫，其余財務數據均來自CSMAR和CNRDS數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量為多元化經營（Dev）。本文借鑒楊興全等（2020）的研究，根據中國證監會2012 年行業分類標準的前三位行業代碼對企業主營業務收入構成的行業屬性進行劃分，并采用如下兩種方式衡量民營企業多元化經營：一是收入赫芬達爾指數，計算公式為HHI=∑Pi2，Pi表示公司第i項主營業務收入占總業務收入的比重；二是收入熵指數，計算公式為EI=∑Piln（1/Pi）。一般而言，HHI越小、EI越大，意味著企業多元化經營程度越高。

2.解釋變量為逆向混改。在已有研究基礎上，本文借鑒竇煒等（2023）的研究：首先，識別民營企業前十大股東中是否存在國有股東；其次，若民營企業前十大股東中存在比例超過5%的國有股東，則認為民營企業進行了逆向混改。設置處理變量Treat，民營企業若進行了逆向混改，Treat取值為1，否則取值為0；設置時點變量Post，手工處理的數據可以得到民營企業實施逆向混改的年度，當年及之后年度Post 取值為1，否則為0。最后，通過Treat和Post的交乘項來反映逆向混改的凈效應。

3.控制變量。參考已有研究（楊興全等，2020；祝丹楓等，2023），本文還對如下變量進行了控制：成長能力（Growth）、固定資產占比（Fixed）、資產負債率（Lev）、盈利狀況（Roa）、企業規模（Size）、現金流水平（Cfo）、企業年齡（Age）、兩職合一（Dual）、獨立董事占比（Indep）、股權制衡度（Balance）、其他機構投資者持股比例（Inst）。各變量定義具體見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

為檢驗逆向混改對民營企業多元化經營的影響，本文參考祝丹楓等（2023）、楊興全等（2020）的研究，構建如下多期雙重差分模型：

其中：Dev為民營企業多元化經營，包括收入赫芬達爾指數（HHI）和收入熵指數（EI）；Treat×Post 用以評價逆向混改對民營企業多元化經營的凈效應；CV為控制變量集；λ 和η 分別為年度固定效應和個體固定效應；v 為隨機誤差項。在模型（1）中，主要關注α1的大小及其顯著性。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2 報告了變量的描述性統計結果。以收入熵指數（EI）和赫芬達爾指數（HHI）衡量的民營企業多元化經營程度的標準差分別為0.4221 和0.2358，意味著民營上市企業的多元經營程度存在一定的差異。解釋變量Treat×Post的平均值為0.0977，意味著在樣本中大概有10%的民營企業受到逆向混改的影響。其他控制變量的整體分布與已有文獻基本一致，不再贅述。

表2 描述性統計

（二）基準回歸

表3報告了基準回歸結果。第（1）、（4）列只加入核心解釋變量，結果顯示，Treat×Post 的系數分別為0.020 和-0.012，且均在10%的水平上顯著。第（2）、（5）列在前述基礎上加入控制變量，結果顯示，Treat×Post 的系數分別為0.017和-0.034，且均在1%的水平上顯著。第（3）、（6）列在前述基礎上進一步加入年度和個體固定效應，結果顯示，Treat×Post 的系數分別為0.020 和-0.037，且均在1%的水平上顯著。上述基準回歸結果表明，逆向混改之后，民營企業多元化經營程度顯著降低。研究假設得到驗證。

表3 基準回歸結果

（三）DID設計的有效性檢驗

1.平行趨勢檢驗。采用多時點雙重差分模型必須要滿足實驗組和對照組樣本在逆向混改前滿足共同趨勢的假設前提。鑒于此，本文參考翟淑萍等（2022）的做法進行平行趨勢檢驗。首先，構造Before（-m）、Current和After（+m）三個指示變量（m=1，2，3）。其中：Before（-m）是逆向混改之前的虛擬變量，Current 表示逆向混改當年的虛擬變量，After（+m）是逆向混改之后的虛擬變量。然后，將其分別與Treat交乘得到交乘項Treat×Before（-m）、Treat×Current、Treat×After（+m）。最后，將此交乘項代入模型（1）中重新進行回歸，Treat×Before（-3）、Treat×Before（-2）、Treat×Before（-1）的回歸系數均不顯著，說明滿足平行趨勢假定。同時，在逆向混改以后幾年內，回歸系數至少在10%的水平上顯著，說明逆向混改降低民營企業多元化經營的作用具有連續性。受篇幅限制，有效性檢驗結果留存被索。

2.安慰劑檢驗。為保證研究結論的可靠性，本文借鑒Ferrara 等（2012）的做法，從樣本中隨機抽取受逆向混改影響的民營企業進行安慰劑檢驗。首先將逆向混改實施的時點打亂，將其隨機賦予每個樣本，然后生成安慰劑檢驗的虛擬變量Treat×Post_random。其次，在隨機生成實驗組的基礎上重復抽樣1000次來減少其他小概率因素對回歸結果的影響。由安慰劑檢驗結果不難發現，偽回歸系數Treat×Post_random 多集中分布于0 附近，基本服從正態分布，意味著主回歸的估計結果不存在嚴重偏誤。

（四）穩健性檢驗與內生性處理

1.PSM-DID。雖然在基準回歸中采用的雙重差分模型能在一定程度上緩解內生性問題，但仍有可能存在內生性干擾，為此本文采用PSM-DID 進一步克服內生性。具體地，首先采用Logit模型估計國有股注資入股民營企業的決定因素，并以模型（1）中的全部控制變量作為匹配協變量。以樣本期內未進行逆向混改的民營企業作為對照組，進行了逆向混改的民營企業作為實驗組。其次，分別選取1∶1、1∶2 的匹配比例進行配對，平衡性檢驗結果也表明當進行傾向得分匹配后，實驗組和對照組的各變量基本不存在顯著性差異。最后，對匹配后的樣本采用雙重差分模型進行回歸檢驗。由于篇幅限制，穩健性檢驗表格均未列示。

2.Heckman 兩階段。逆向混改可能并非是隨機的，而是公司選擇的結果，因此，本文還可能存在自選擇問題。借鑒翟淑萍等（2022）的研究，本文采用處理效應模型來緩解和糾正自選擇偏差導致的潛在內生性問題，并以各省國有上市公司數目與上市公司總數的比值（Soerate）作為外生工具變量①。在第一階段Probit 回歸中，選擇模型（1）中的全部控制變量作為Heckman 模型的控制變量，因變量為民營企業前十大股東中是否包括國有股東Soedum，通過該階段回歸估計逆米爾斯比率（IMR）。然后將在第一階段估計出的IMR作為控制變量納入模型（1）中重新進行回歸。

3.替換變量。首先，參考Mackey 等（2017）的研究，以多元化行業數目（HN）衡量民營企業多元化經營。其次，以民營企業前十大股東中是否存在持股比例超過10%、是否存在國有大股東重新設置實驗組和對照組（李鑫等，2022），并生成交乘項Treat×Post10 和Treat×Post1，重新代入模型（1）中進行回歸。

4.剔除特殊樣本。當企業遭受金融危機時，其財務狀況會受到較大影響，進而導致企業多元擴張更加困難，多元化經營程度較低。借鑒吳非等（2021）的研究，剔除了處于2015 年“股災”年度的樣本。另外，在空間維度上，直轄市由于其政治經濟地位的特殊性，會影響民營企業的業務經營行為，因此本文在上述基礎上進一步剔除了企業所在地位于“北京市、天津市、重慶市和上海市”的公司樣本。

5.考慮滯后效應。逆向混改對民營企業多元化經營的影響可能具有連貫性，即逆向混改的當年及其接下來的幾年都會對民營企業多元化經營產生影響。基于此，本文將被解釋變量分別滯后1 ～2期，重新代入模型（1）中進行回歸。

五、進一步分析

（一）作用機制檢驗

前文研究得到逆向混改顯著降低民營企業多元化經營的穩健結論。根據理論分析，逆向混改可以通過降本聚焦效應和治理優化效應兩條路徑降低民營企業多元擴張，本文構建如下模型對上述路徑進行實證檢驗：

為檢驗逆向混改通過降本聚焦路徑促使民營企業回歸主業，參考Ghosh 和Olsen（2009）的研究，以關系專用性投資（HIA）和經營不確定性（RI）衡量外部交易成本。HIA 以公司向前五大供應商的采購和銷售份額測度，RI以企業往期3 年主營業務收入的方差與平均值的比值衡量。表4Panel A 的列（1）中Treat×Post 的系數在10%的水平上顯著為正，說明逆向混改能為民營企業穩定和提升關系專用性投資賦能提效。列（2）、（3）中Treat×Post 和HIA 的系數至少在5%的水平上顯著，表明逆向混改能通過穩定和提升民營企業關系專用性投資削弱民營企業多元擴張的動機。列（4）中Treat×Post 的系數在1%的水平上顯著為負，說明逆向混改能為減輕民營企業的經營不確定性帶來額外成本代價。列（5）、（6）中Treat×Post 和RI的系數至少在5%的水平上顯著，表明逆向混改能通過降低民營企業經營不確定性削弱其多元化經營的傾向。

表4 機制檢驗

為檢驗逆向混改通過治理優化路徑降低民營企業無序盲目多元化，本文以總資產周轉率（Ato）和經營費用率（Fee）測度國有股進入民營企業后產生的優化治理作用。表4Panel B的列（1）中Treat×Post的系數在1%的水平上顯著為正，說明逆向混改能顯著減輕民營企業管理層的掏空行為，起到優化治理的效能。列（2）、（3）中Treat×Post和Ato 均在1%的水平上顯著，表明逆向混改能通過股權結構的優化起到監督制衡作用，從而降低民營企業管理層因自身私欲進行盲目多元化經營。列（4）中Treat×Post的系數在5%的水平上顯著為負，說明逆向混改顯著降低了經理人過度資源浪費行為。列（5）、（6）中Treat×Post和Fee 至少在5%的水平上顯著，表明逆向混改能通過降低經理人的私利行為減少管理層的多元擴張。

（二）異質性分析

不同的政府控制層級與功能分類伴隨著政府干預程度、資源稟賦以及治理結構異質性，可能會對民營企業內部治理與投資決策產生影響（楊興全等，2020；曾敏等，2022）。不同國有股入股民營企業的目的和意圖可能并不一致，這種差異可能會影響其資源協同優勢和治理優化作用的發揮，對民營企業行為決策和內部治理產生異質性表現。基于此，本文進一步考察了注資入股民營企業的國有股異質性對民營企業多元化經營的影響差異。

1.基于國有股功能分類的異質性檢驗。從國有企業功能分類出發可將國有股東劃分為投資類國有股和實業類國有股（曾敏等，2022），不同經營屬性的國有股參股民營企業，對民營企業多元化經營的影響會有差異。一是國有企業具有“強化激勵、突出主業、提高效率”的改革要求，而其中的實業類國有股相較于投資類國有股則更注重“聚焦主業”。當實業類國有股進入民營企業后，也能將“突出主業”的任務要求反映到民營企業實際經營中。二是企業多元化本質上屬于一種投資戰略（劉海明和步曉寧，2022），而投資類國有股參股民營企業主要以短期內獲取投資收益最大化為目標。故本文推斷：與投資類國有股注資入股民營企業相比，實業類國有股更可能降低民營企業多元化經營。

本文根據參股民營企業的國有股表征的國有企業區分入股民營企業的投資類國有股和實業類國有股類型。若入股民營企業的國有企業名稱當中包含“投資”或者是公司主要經營范圍包括“投資”，則該樣本劃分為投資類國有股，反之則認為入股民營企業的國有股為實業類國有股（曾敏等，2022）。表5 報告了分組檢驗結果，當實業類國有股入股民營企業時，逆向混改降低民營企業多元化經營程度的作用更顯著，組間系數差異檢驗也表明二者之間存在顯著性差異。

表5 基于國有股功能分類的異質性檢驗

2.基于國有股行政層級的異質性檢驗。對于不同層級政府控制下的國有上市公司，其內部治理機制存在較大差異，因而政府干預對企業行為決策的影響也有所不同（楊興全等，2020）。根據國有股的行政層級，可將參股民營企業的國有股劃分為央企國有股和地方國有股。一方面，央企國有股面臨強有力的內外部監管，其重大項目投資行為會受到國務院等嚴格審查，因而當其注資入股民營企業后，其戰略投資行為也將受到中央監督，因此對民營企業盲目“求大”“上層次”的投資擴張項目的助推力度較小（劉海明和步曉寧，2022）。另一方面，從行政距離上來看，地方國有企業受到地方政府的直接干預更突出，地方政府為實現政績考核達標、增加稅收等目標，更有可能促使其過度投資，這一干預作用在國有大股東入股民營企業后可能依舊存在（張洪輝和王宗軍，2010）。故本文推斷：與地方國有股相比，央企國有股參股民營企業更有可能降低民營企業多元化經營。

為檢驗上述推斷，本文通過逐一識別入股民營企業的國有股權所屬行政層級，將全樣本劃分為央企國有股和地方國有股。表6報告了檢驗結果，當央企國有股入股民營企業時，逆向混改降低民營企業多元化經營的作用更顯著，組間系數差異檢驗也表明二者之間存在顯著性差異。

表6 基于國有股行政層級的異質性檢驗

（三）進一步檢驗：逆向混改、多元化經營與主業回歸

上文檢驗論證了逆向混改對民營企業多元化經營具有顯著降低作用。那么逆向混改降低民營企業多元化經營的同時，是否真的促使其主業回歸？本文采用研發投入（RD）和創新產出（INNO）衡量企業“去虛向實”、回歸主業。表7 列（1）、（4）中Treat×Post 的系數至少在5%的水平上顯著為正，說明逆向混改能促進民營企業增加研發投入和創新產出。列（2）、（3）、（5）、（6）中Treat×Post的系數顯著為正、多元化經營（HHI 和EI）的系數顯著，意味著逆向混改能通過降低民營企業多元化經營，促進企業的研發投入和創新產出，促使企業回歸主業。

表7 逆向混改、多元化經營與主業回歸

六、結論與啟示

本文利用初始產權性質為民營企業的A 股非金融類上市公司2013 ～2021 年數據，運用多期雙重差分模型實證考察了逆向混改對民營企業多元化經營的影響及其作用路徑。研究發現，逆向混改顯著降低了民營企業多元化經營程度，這一結論經穩健性檢驗和內生性處理后依舊成立。機制檢驗發現，逆向混改通過降低民營企業外部交易成本的降本聚焦效應和對民營企業管理層加以監督制衡的治理優化效應促使民營企業逐步收縮和剝離非主營業務，聚焦主業經營。異質性檢驗發現，在實業類國有資本和央企國有股參股民營企業時，逆向混改降低民營企業多元化經營程度的作用更顯著。同時，逆向混改在降低民營企業多元化經營程度的同時，還能促使企業增加研發投入和創新產出，實現主業回歸。本研究不僅豐富了逆向混改與企業多元化經營的文獻，也為民營企業聚焦主業經營、培育主業核心競爭力和實現高質量發展提供經驗證據。

本文具有如下幾點啟示：第一、逆向混改是“中國之治”下從頂層設計層面推進經濟體制改革的重要舉措之一。如何推動逆向混改成為民營經濟繁榮發展的路徑，實現各種所有制資本的協同融合，已然成為新時代經濟轉型的重要議題。本文的研究表明，逆向混改盡管與以往強調非國有股東治理效能的國有企業混改方向不同，但其仍可以作為一種重要的公司治理機制，能夠緩解大股東和中小股東之間的委托代理問題，降低代理成本，對實現公司有效運轉和高質量發展賦能提質。第二，結合當前我國推進資本優化布局、結構調整以及健全關鍵核心技術攻關的新型舉國體制背景，考察逆向混改這一改革舉措對民營企業專注主業經營的效能，為促進民營企業高質量的相機治理機制提供有益參考。第三，在我國特殊的制度情境下，企業在實施多元化戰略的過程中應更強調資產組合、政府政策和制度環境的作用。在政府引導作用下，通過改善公司治理機制、優化股權結構，降低企業制度性交易成本，營造良好的外部市場環境，以更加優化的外部制度環境弱化企業利用多元化經營構建內部資本市場的動機，促使企業通過聚焦主業的經營戰略在激烈的市場競爭中構建自身核心競爭優勢，不斷做大做優。

【注 釋】

①選用這一工具變量的核心邏輯在于同一省份國有上市公司數量與上市公司總數的比例越高，國有股東越有可能注資入股民營企業，而這一比例的高低與民營企業的多元化經營不存在直接關聯。因此，該工具變量滿足相關性和外生性的要求。

【 主要參考文獻】

蔡貴龍，鄭國堅，馬新嘯等.國有企業的政府放權意愿與混合所有制改革［J］.經濟研究，2018（9）：99 ～115.

竇煒，王世豪，石佳鑫.“反向混改”能促進民營企業數字化轉型嗎［J］.財經科學，2023（10）：120 ～136.

何德旭，曾敏，張碩楠.國有資本參股如何影響民營企業？——基于債務融資視角的研究［J］.管理世界，2022（11）：189 ～207.

李青原，陳世來，陳昊.金融強監管的實體經濟效應——來自資管新規的經驗證據［J］.經濟研究，2022（1）：137 ～154.

李鑫，郭飛，周丹等.國有資本介入與民營企業戰略風險承擔——基于高管激勵與機會主義行為視角［J］.證券市場導報，2022（10）：14 ～25.

林鐘高，鄭軍，卜繼栓.環境不確定性、多元化經營與資本成本［J］.會計研究，2015（2）：36 ～43+93.

劉海明，步曉寧.民營企業債務違約是內因驅動嗎？——基于短貸長投和多元化經營視角的分析［J］.金融研究，2022（3）：79 ～95.

羅宏，秦際棟.國有股權參股對家族企業創新投入的影響［J］.中國工業經濟，2019（7）：174 ～192.

孫亮，劉春.民營企業因何引入國有股東？——來自向下調整盈余的證據［J］.財經研究，2021（8）：109 ～122.

吳非，胡慧芷，林慧妍等.企業數字化轉型與資本市場表現——來自股票流動性的經驗證據［J］.管理世界，2021（7）：130 ～144+10.

楊興全，任小毅，楊征.國企混改優化了多元化經營行為嗎？［J］.會計研究，2020（4）：58 ～75.

曾敏，李常青，李宇坤.國有資本參股何以影響民營企業現金持有？——基于合作優勢和競爭制衡的雙重視角［J］.經濟管理，2022（4）：134 ～152.

張洪輝，王宗軍.政府干預、政府目標與國有上市公司的過度投資［J］.南開管理評論，2010（3）：101 ～108.

趙曉陽，衣長軍.國資介入能否抑制實體企業的脫實向虛？——兼論親清政商關系的調節作用［J］.經濟管理，2021（7）：61 ～74.

祝丹楓，李搖琴，鄢哲明.供應鏈創新與企業多元化經營——基于“信息機制”和“契約機制”的分析［J］.財經論叢，2023（3）：57 ～69.

Andreou P.C.，John A.D.，Demetris K.，et al..Valuation Effects of Overconfident CEOs on Corporate Diversification and Refocusing Decisions［J］.Journal of Banking and Finance，2019（100）：182 ～204.

Chatain O.，Denisa M..Estimating Value Creation from Revealed Preferences：Application to Value Based Strategies［J］.Strategic Management Journal，2017（10）：1964 ～1985.

Ghosh D.，Olsen L..Environmental Uncertainty and Managers' Use of Discretionary Accruals［J］.Accounting，Organizations and Society，2009（2）：188 ～205.

Jensen M.C..Agency Costs of Free Cash Flow，Corporate Finance，and Takeovers［J］.The American Economic Review，1986（2）：323 ～329.

Jensen M.C.，Murphy K.J..CEO Incentives—It's not How Much You Pay，but How［J］.Journal of Applied Corporate Finance，2010（1）：64 ～76.

Rajan R.，Servaes H.，Zingales L..The Cost of Diversity：The Diversification Discount and Inefficient Investment［J］.The Journal of Finance，2000（1）：35～80.