國資授權(quán)經(jīng)營改革、融資約束與全要素生產(chǎn)率

朱曉琳（博士）

一、引言

全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)定提升是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵內(nèi)涵（金碚，2018；劉志彪和凌永輝，2020）。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(huì)主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)，并強(qiáng)調(diào)要著力提高全要素生產(chǎn)率。國有經(jīng)濟(jì)是中國特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)的“頂梁柱”，國企的高質(zhì)量發(fā)展直接關(guān)系到宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（黃速建等，2018）。因此，國企高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于提高其全要素生產(chǎn)率。

黨的十八大以來，作為深化國資國企改革的重點(diǎn)，圍繞以“管資本”為主的國資監(jiān)管體制逐步完善，形成了“國務(wù)院國資委—國有資本投資、運(yùn)營平臺(tái)—國企”三層監(jiān)管架構(gòu)。國務(wù)院國資委將出資權(quán)下放至國有資本投資、運(yùn)營公司（簡(jiǎn)稱“兩類公司”），兩類公司發(fā)揮著綜合性資本運(yùn)營平臺(tái)和載體的作用，對(duì)上（國務(wù)院國資委）承接國企出資人職責(zé)，對(duì)下（出資企業(yè)）則以股東身份通過股權(quán)投資等方式主導(dǎo)國有資本布局，是新一輪國資監(jiān)管的重要制度創(chuàng)新（王曙光和楊敏，2018）。2019 年，國務(wù)院印發(fā)《改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制方案》（國發(fā)〔2019〕9號(hào)），明確對(duì)兩類公司開展分類授權(quán)放權(quán)，賦予其更多的經(jīng)營自主權(quán)。國資授權(quán)經(jīng)營改革不僅理順了政府與國企之間的出資關(guān)系，確立了國企的市場(chǎng)主體地位，在制度設(shè)計(jì)上實(shí)現(xiàn)了政企分開、政資分開、所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，而且還有助于減輕國企的政策性負(fù)擔(dān)（柳學(xué)信等，2019；鄭志剛，2019），為發(fā)揮兩類公司的作用和國有經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略的支撐作用提供了政策支撐。2022 年，中國寶武等5 家央企正式轉(zhuǎn)為國有資本投資公司，中國航空工業(yè)集團(tuán)等12 家央企繼續(xù)深化試點(diǎn)。據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，截至2022 年底，在省級(jí)層面全國兩類公司已組建超過150家。

國資授權(quán)經(jīng)營改革在宏觀層面關(guān)乎國有經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略布局優(yōu)化調(diào)整，在微觀層面連接國企的市場(chǎng)化運(yùn)營機(jī)制和核心競(jìng)爭(zhēng)力（黃群慧和王佳寧，2017）。已有研究表明：在宏觀層面，國資授權(quán)經(jīng)營改革可通過產(chǎn)融結(jié)合、發(fā)展混合所有制等優(yōu)化國有資本布局、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（文宗瑜和宋韶君，2018）；在微觀層面，國資授權(quán)經(jīng)營改革有助于緩解政府干預(yù)和管理層代理問題，提升高管的薪酬業(yè)績(jī)敏感性（卜君和孫光國，2021）、降低非效率投資（王景升和石揚(yáng)帆，2022）、促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出（楊興全等，2022）、提高企業(yè)績(jī)效（肖土盛和孫瑞琦，2021）和提升企業(yè)價(jià)值（李端生和宋璐，2020），進(jìn)而促進(jìn)國企高質(zhì)量發(fā)展（陳艷利和錢懷安，2023）。那么，以設(shè)立兩類公司為核心的國資授權(quán)經(jīng)營改革能否提升所出資國企的全要素生產(chǎn)率？其作用機(jī)制是什么？為解答上述問題，本文以2009 ～2021年我國A 股國有上市公司為樣本，利用手工搜集的兩類公司試點(diǎn)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響，并深入分析其中的內(nèi)在機(jī)制。本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：一是基于兩類公司設(shè)立的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從企業(yè)全要素生產(chǎn)率的角度豐富了國資授權(quán)經(jīng)營改革經(jīng)濟(jì)后果的研究，為國資監(jiān)管改革和國企高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和政策支持。二是機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革與國企全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮著渠道效應(yīng)，這一發(fā)現(xiàn)拓寬了關(guān)于國資授權(quán)經(jīng)營改革作用機(jī)制的研究。三是為新時(shí)期新征程繼續(xù)深化國資授權(quán)經(jīng)營改革、推動(dòng)國有資本“做強(qiáng)做優(yōu)做大”、提升國企核心競(jìng)爭(zhēng)力等提出政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）國資授權(quán)經(jīng)營改革與國企全要素生產(chǎn)率

基于政府視角，改組組建兩類公司，相當(dāng)于在國務(wù)院國資委和國企之間建立一個(gè)隔離帶，從而在制度設(shè)計(jì)層面實(shí)現(xiàn)“政資分開”與“政企分開”，有利于弱化政府干預(yù)，進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。已有研究發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)會(huì)降低國企經(jīng)營效率（Shleifer 和Vishny，1994；陳信元和黃俊，2007），而金字塔層級(jí)越多意味著越能通過放權(quán)機(jī)制弱化政府干預(yù)，進(jìn)而提高企業(yè)經(jīng)營效率（楊興全等，2022）。兩類公司的試點(diǎn)使金字塔結(jié)構(gòu)由兩級(jí)轉(zhuǎn)變?yōu)槿?jí)，直接減輕了國企面臨的政府干預(yù)與政策性負(fù)擔(dān)（肖土盛和孫瑞琦，2021），增加了創(chuàng)新所需的資源要素（江軒宇，2016）。并且，通過國資監(jiān)管改革弱化政府干預(yù)，還有利于激發(fā)國企獨(dú)立自主地選聘考核管理層，推動(dòng)激勵(lì)機(jī)制的有效運(yùn)行，進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。

基于代理問題視角，政府授予兩類公司出資人職責(zé)，有助于抑制行政委托代理關(guān)系的弊端，完善國企公司治理，強(qiáng)化監(jiān)督與激勵(lì)機(jī)制，進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。處于金字塔式控股結(jié)構(gòu)鏈條底端的國企，普遍存在“所有者缺位”與“內(nèi)部人控制”等代理問題（鄭志剛，2019）。有效的高管激勵(lì)機(jī)制通常被視為緩解企業(yè)代理問題的一種有力手段（Jensen 和Meckling，1976）。政府通過授權(quán)清單將決策審批權(quán)、業(yè)績(jī)薪酬考核權(quán)、經(jīng)理層選聘權(quán)等下放至兩類公司，形成更加完善的“授權(quán)—監(jiān)督—反饋”良性循環(huán)體制。兩類公司則通過行使股東表決權(quán)、委派董監(jiān)高等方式積極地發(fā)揮股東的作用（王曙光和王天雨，2017），既能夠加強(qiáng)監(jiān)督機(jī)制以緩解長(zhǎng)期以來國企面臨的“所有者缺位”現(xiàn)象和由此引發(fā)的內(nèi)部人控制問題（柳雅君和郭檬楠，2023），又能夠強(qiáng)化市場(chǎng)化激勵(lì)機(jī)制以激發(fā)國企經(jīng)營活力，進(jìn)而降低國有資本代理成本，提升國有資本股東的監(jiān)督治理效力，有效抑制國企高管的自利行為，激發(fā)其創(chuàng)新意愿，推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資，實(shí)現(xiàn)國企全要素生產(chǎn)率的提升（蔡貴龍等，2018）。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：國資授權(quán)經(jīng)營改革能提升國企全要素生產(chǎn)率。

（二）國資授權(quán)經(jīng)營改革、融資約束與國企全要素生產(chǎn)率

國資授權(quán)經(jīng)營改革一方面能通過弱化政府干預(yù)來強(qiáng)化國企市場(chǎng)經(jīng)營的主體地位，進(jìn)而提高其經(jīng)營效率與內(nèi)源性積累，降低內(nèi)部融資成本；另一方面，能通過優(yōu)化外部融資環(huán)境來緩解國企面臨的融資約束問題。具體而言，企業(yè)面臨的融資約束與外部環(huán)境密切相關(guān)，金融發(fā)展提高了資本的供給及分配效率，尤其是創(chuàng)新性金融工具的使用，能有效緩解企業(yè)融資約束（Love，2003；Campello等，2011）。兩類公司作為國有資本市場(chǎng)化運(yùn)作的專業(yè)平臺(tái)，以資本為紐帶、產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)開展資本運(yùn)作，并通過聯(lián)合社會(huì)資本設(shè)立各類產(chǎn)業(yè)投資基金、拓展金融業(yè)務(wù)板塊、探索產(chǎn)融結(jié)合的業(yè)務(wù)模式等形式創(chuàng)新國企融資方式，為融資創(chuàng)造積極條件（文宗瑜和宋韶君，2018），在一定程度上緩解了國企面臨的外部融資約束問題。另外，在《改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制方案》（國發(fā)〔2019〕9 號(hào)）中，政府鼓勵(lì)在兩類公司所出資企業(yè)中積極發(fā)展混合所有制。已有研究表明，混合股權(quán)有助于企業(yè)獲得更多的股權(quán)融資、銀行借款和商業(yè)信用，從而緩解企業(yè)融資約束（龐廷云等，2019）。這有助于國企靈活應(yīng)對(duì)外部市場(chǎng)、推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、擴(kuò)大人力資本、增加創(chuàng)新投入、提高自身投資價(jià)值等，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率（Chen和Zhang，2018；花俊國等，2022）。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：國資授權(quán)經(jīng)營改革通過緩解融資約束進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。

三、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2009 ～2021 年我國滬深A(yù) 股國有上市企業(yè)為研究樣本，通過國務(wù)院國資委網(wǎng)站、Wind 數(shù)據(jù)庫、天眼查等途徑，手工搜集國有上市公司前十大股東中有試點(diǎn)兩類公司的樣本作為實(shí)驗(yàn)組，其余為處理組。同時(shí)，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失、財(cái)務(wù)狀況異常（*ST、ST、PT）和金融類上市公司。為了避免異常值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%雙側(cè)縮尾處理。最終得到11461 個(gè)樣本觀察值，其中，實(shí)驗(yàn)組1388個(gè)，控制組10073個(gè)。

（二）變量選取

1.全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率（TFP）的測(cè)度方法主要包括參數(shù)法、半?yún)?shù)法和非參數(shù)法。其中，半?yún)?shù)法主要包括OP 法和LP 法，這兩種方法能在一定程度上解決同時(shí)性偏差和樣本選擇偏差問題，有效緩解內(nèi)生性問題，在微觀企業(yè)層面被普遍采用。相比OP法，LP法能夠克服樣本缺失問題，估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。基于此，本文借鑒Levinsohn 和Petrin（2003）、魯曉東和連玉君（2012）等的研究，使用TFP_lp進(jìn)行主回歸檢驗(yàn)，測(cè)算TFP_op并將其用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。TFP_lp測(cè)算模型如下：

其中：Y為企業(yè)產(chǎn)出變量，采用“職工薪酬+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)利潤(rùn)+稅費(fèi)”衡量；L為勞動(dòng)力投入，采用“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”衡量；K 為資本投入，采用固定資產(chǎn)凈額衡量；M為中間投入，采用“購買商品接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金”衡量；殘差ε為測(cè)度出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.國資授權(quán)經(jīng)營改革。國資授權(quán)經(jīng)營改革可被視為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，解釋變量（DID）即為雙重差分估計(jì)量，實(shí)質(zhì)上為兩類公司試點(diǎn)分組虛擬變量（Treat）和時(shí)間虛擬變量（Post）的乘積Treat×Post。若樣本國有上市企業(yè)的前十大股東中有試點(diǎn)兩類公司則為實(shí)驗(yàn)組（Treat=1），否則為控制組（Treat=0）；若樣本期間位于試點(diǎn)當(dāng)年或以后年度則Post 取值為1，否則取值為0。因此，本文采用Treat×Post（DID）來度量國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的凈影響。

3.融資約束。Hadlock和Pierce（2010）構(gòu)建的SA指數(shù)使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個(gè)隨時(shí)間變化不大且具有強(qiáng)外生性的變量，能較為穩(wěn)健地反映企業(yè)融資約束程度，在中國情境下的公司金融研究領(lǐng)域中得到廣泛運(yùn)用。具體計(jì)算公式為：SA＝-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中，Size為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，Age為企業(yè)年齡。SA指數(shù)為負(fù)，其絕對(duì)值越大代表企業(yè)受到的融資約束程度越強(qiáng)。本文主檢驗(yàn)部分采用SA指數(shù)作為融資約束的替代變量。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，參考陳峻等（2020）的研究，使用FC指數(shù)衡量融資約束水平。

4.控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文還控制了可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的個(gè)體特征變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、成長(zhǎng)性（Growth）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、兩職合一（Dual）和股權(quán)制衡度（Ebd）。此外，還控制了行業(yè)（IND）虛擬變量和年度（Year）虛擬變量。

主要變量的定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

在國資監(jiān)管改革背景下，兩類公司的試點(diǎn)是逐步推進(jìn)的，所以本文實(shí)驗(yàn)組受到政策沖擊的時(shí)點(diǎn)并不一致。因此，參考Beck 等（2010）的研究，采用多期DID 估計(jì)方法，構(gòu)建如下模型（2）以檢驗(yàn)國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。國企全要素生產(chǎn)率（TFP_lp）的均值為5.215，最小值為2.640，最大值為7.445，表明不同國企之間的全要素生產(chǎn)率存在較大差異。同時(shí)，采用OP 法得到的全要素生產(chǎn)率TFP_ op 與TFP_lp變量的標(biāo)準(zhǔn)差較為接近，說明使用不同方法衡量的全要素生產(chǎn)率差異較小。從融資約束的兩個(gè)指標(biāo)來看，SA和FC指數(shù)比較平穩(wěn)，未表現(xiàn)出較大波動(dòng)。而Size的標(biāo)準(zhǔn)差較大，反映出樣本國有上市公司的企業(yè)規(guī)模差異較大。其余控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與以往研究基本一致。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了研究國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響，本文利用模型（2）進(jìn)行多元回歸分析，具體回歸結(jié)果見表3。第（1）列只控制公司個(gè)體、行業(yè)和年度固定效應(yīng)，結(jié)果顯示核心解釋變量國資授權(quán)經(jīng)營改革（DID）的系數(shù)為0.098 且在1%的水平上顯著。第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入了控制變量，DID 的系數(shù)為0.038 且在5%的水平上顯著。以上結(jié)果說明，兩類公司的試點(diǎn)，即國資授權(quán)經(jīng)營改革能夠顯著提升國企全要素生產(chǎn)率，H1得以驗(yàn)證。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、兩職合一（Dual）的回歸系數(shù)均顯著為正，說明企業(yè)規(guī)模越大、成立時(shí)間越久、總資產(chǎn)收益率越高，以及董事長(zhǎng)與總經(jīng)理越趨于兩職合一，越能夠提升國企全要素生產(chǎn)率；而資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明國企資產(chǎn)負(fù)債率的升高不利于其全要素生產(chǎn)率的提升。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）機(jī)制檢驗(yàn)

本部分進(jìn)一步檢驗(yàn)國資授權(quán)經(jīng)營改革影響國企全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制，結(jié)果見表4。第（1）列顯示DID 的系數(shù)顯著為正，表明國資授權(quán)經(jīng)營改革在一定程度上能夠緩解國企融資約束問題。第（2）列檢驗(yàn)了融資約束對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示SA 值越大，即樣本企業(yè)面臨的融資約束程度越小，其全要素生產(chǎn)率越高。第（3）列是將DID和SA納入同一個(gè)模型的回歸結(jié)果，可以看出解釋變量DID和SA的回歸系數(shù)仍顯著為正，且相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，DID的回歸系數(shù)和T值統(tǒng)計(jì)量均有所降低，驗(yàn)證了融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革和國企全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮著渠道效應(yīng)。

表4 機(jī)制檢驗(yàn)

（四）異質(zhì)性分析

1.基于企業(yè)所屬行政層級(jí)的異質(zhì)性分析。國企所屬行政層級(jí)不同，導(dǎo)致其受政府干預(yù)的程度和管理層代理問題的程度存在差異，因此國資授權(quán)經(jīng)營改革的治理作用也可能不盡相同。相比央企，地方國企面臨著更為嚴(yán)重的政府干預(yù)和管理層代理問題。一方面，地方國企受到的內(nèi)外部監(jiān)督遠(yuǎn)弱于央企，管理層代理問題更為嚴(yán)重；另一方面，地方政府官員為了完成政績(jī)目標(biāo)，有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和能力去干預(yù)地方國企的經(jīng)營決策。為考察行政層級(jí)的異質(zhì)性影響，本文借鑒陳艷利和錢懷安（2023）的研究，按照最終控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將樣本分為央企和地方國企，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表5第（1）和第（2）列所示。可以看出，DID的系數(shù)僅在地方國企樣本組中顯著為正，說明國資授權(quán)經(jīng)營改革能夠促進(jìn)地方國企全要素生產(chǎn)率的提升，而對(duì)央企則無明顯影響。可見，在存在更為嚴(yán)重的政府干預(yù)和管理層代理問題的地方國企中，國資授權(quán)經(jīng)營改革的作用更大，對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的積極影響更顯著。

表5 異質(zhì)性分析

2.基于企業(yè)代理成本的異質(zhì)性分析。本文前述理論分析認(rèn)為，國資授權(quán)經(jīng)營改革影響國企全要素生產(chǎn)率的途徑之一便在于緩解管理層代理問題。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率能夠體現(xiàn)管理層的努力程度和管理效率，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，說明管理層使用公司資產(chǎn)引致的代理成本越高（羅進(jìn)輝，2012）。因此，本部分借鑒卜君和孫光國（2021）的方法，采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量企業(yè)第一類代理成本，并按照其年度中位數(shù)將樣本分為高代理成本、低代理成本兩組分別進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5第（3）～（4）列所示。可以看出，國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響僅在第一類代理問題更為嚴(yán)重的樣本組中顯著為正。其可能原因是，在代理成本較高的企業(yè)中，國資授權(quán)經(jīng)營改革更能通過緩解代理問題發(fā)揮更大程度的政策效應(yīng)。這一結(jié)果不僅從代理成本異質(zhì)性角度提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，而且從代理路徑上證明了國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策實(shí)施之前具有相同趨勢(shì)是DID 估計(jì)的關(guān)鍵前提，本文對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示。將政策前一期作為基準(zhǔn)，橫軸時(shí)間變量pre_2 和pre_3 分別代表政策實(shí)施前兩年、前三年，current表示政策實(shí)施當(dāng)年，post_1、post_2和post_3分別代表政策實(shí)施后一至三年；縱軸是國資授權(quán)經(jīng)營改革試點(diǎn)政策對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)。可以看出，在兩類公司試點(diǎn)前政策效應(yīng)在0以下波動(dòng)，試點(diǎn)后在0以上波動(dòng)。這表明平行趨勢(shì)假設(shè)成立，同時(shí)也可初步判斷國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率有一定的正向影響。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

（二）PSM-DID檢驗(yàn)

在新一輪國資授權(quán)經(jīng)營改革下，國有資本投資運(yùn)營平臺(tái)選擇投資對(duì)象時(shí)可能會(huì)受國企某些特征的影響，進(jìn)而導(dǎo)致樣本存在選擇性偏差。為了避免該類問題對(duì)回歸結(jié)果的影響，本部分采用傾向得分匹配與雙重差分模型相結(jié)合（PSM-DID）的方法進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。具體做法如下：首先，選取企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、公司年齡（Age）、市賬比（BM）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、兩職合一（Dual）、股權(quán)集中度（Ebd）等八個(gè)特征變量作為匹配協(xié)變量，按照“1∶3、有放回”進(jìn)行最近鄰匹配，并進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)。其次，從樣本中剔除不滿足共同區(qū)域假定的觀測(cè)值后，進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)。從PSM匹配效率分析（見表6）可以看出，匹配前各變量存在顯著差異，而在匹配后差異不再顯著，且匹配后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，較匹配前也都有明顯下降。同時(shí)p＞Chi2值由0.000變?yōu)?.910，進(jìn)一步表明了匹配的合理性。

表6 PSM匹配效率分析

表7 列示了采用固定效應(yīng)模型的PSM-DID 回歸結(jié)果。第（1）列顯示，配對(duì)后的差分估計(jì)量PSM_DID 對(duì)TFP_lp 的系數(shù)顯著為正，表明采用PSM 配對(duì)后，受國資授權(quán)經(jīng)營改革影響的實(shí)驗(yàn)組同樣能夠顯著提升國企的全要素生產(chǎn)率。第（2）～（4）列列示了PSM 配對(duì)后融資約束渠道效應(yīng)的檢驗(yàn)：兩類公司試點(diǎn)政策仍然能夠緩解國企面臨的融資約束，且融資約束在PSM_DID 與TFP_lp 之間仍發(fā)揮渠道效應(yīng)。上述結(jié)果表明，采用PSM 配對(duì)樣本的回歸結(jié)果不影響本文結(jié)論的有效性。

表7 PSM-DID檢驗(yàn)

（三）替換變量

1.替換全要素生產(chǎn)率變量。在本部分將利用以O(shè)P法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率（TFP_op）替換原以LP 法測(cè)算的被解釋變量TFP_lp，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表8。可以看出，國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用依舊顯著，而且融資約束在其中發(fā)揮的渠道效應(yīng)也與上文保持一致。

表8 替換全要素生產(chǎn)率變量

2.替換融資約束變量。本文還參考陳峻等（2020）的方法，使用FC指數(shù)衡量企業(yè)受到的融資約束程度。具體算法為：①按照年度對(duì)企業(yè)規(guī)模、公司年齡、現(xiàn)金股利支付率三個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后的變量均值對(duì)上市公司進(jìn)行升序排序，確定融資約束虛擬變量FC_qu，定義上三分位和下三分位的樣本分別為低融資約束組（FC_qu=0）和高融資約束組（FC_qu=1）；②使用式（3）進(jìn)行Logit回歸，進(jìn)而擬合出每一企業(yè)年度的P（FC_qu=1）值作為融資約束的代理變量FC，其值取值范圍為0 ～1，該值越大說明企業(yè)面臨的融資約束問題越嚴(yán)重。

其中，Size 為企業(yè)規(guī)模，Lev 為企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率，CashDiv 為企業(yè)當(dāng)年發(fā)放的現(xiàn)金股利，MB 為企業(yè)的賬面市值比，NWC 為企業(yè)的凈營運(yùn)資本，EBIT 為企業(yè)的息稅前利潤(rùn)，Ta為企業(yè)的總資產(chǎn)。

由表9的穩(wěn)健性回歸結(jié)果可知，前文得出的融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革和全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮渠道作用的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表9 替換融資約束變量

（四）安慰劑檢驗(yàn)

為了排除其他未知因素的影響，確保樣本國有上市公司全要素生產(chǎn)率的提升是由國資授權(quán)經(jīng)營改革引起的，本文還進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。具體地，將兩類公司試點(diǎn)時(shí)間整體向前推三年，構(gòu)造差分估計(jì)量DID_3 并進(jìn)行回歸分析。由表10 安慰劑檢驗(yàn)回歸結(jié)果可知，國有資本投資運(yùn)營公司成立前DID_3 與TFP_lp 和TFP_op 均不再存在顯著相關(guān)性，表明國企全要素生產(chǎn)率的提升確實(shí)是由本輪國資授權(quán)經(jīng)營改革引起的，本文研究結(jié)論不變。

表10 安慰劑檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

本文基于兩類公司試點(diǎn)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多期DID 模型考察了國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)，并分析了其內(nèi)在影響機(jī)制，得出如下結(jié)論：國資授權(quán)經(jīng)營改革下，兩類公司的試點(diǎn)顯著提升了國企全要素生產(chǎn)率；融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革和國企全要素生產(chǎn)率二者之間發(fā)揮著渠道效應(yīng)；異質(zhì)性分析表明，對(duì)于地方國企和代理成本較高的國企，國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為顯著。

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，持續(xù)深化由“管資產(chǎn)”向“管資本”轉(zhuǎn)變的國資監(jiān)管體制改革。要充分發(fā)揮兩類公司的積極作用，明確兩類公司的功能定位，筑牢政府與國企之間的隔離帶。一方面促使國務(wù)院國資委加強(qiáng)外部監(jiān)督職能，減少對(duì)國企的直接干預(yù)，另一方面促進(jìn)國企由行政型治理轉(zhuǎn)向市場(chǎng)型治理，以提高國有資產(chǎn)的運(yùn)行效率，提升所出資國企的全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而推動(dòng)國有經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

第二，繼續(xù)加強(qiáng)國資授權(quán)經(jīng)營改革。通過授權(quán)清單等保障國有資本投資、運(yùn)營公司市場(chǎng)主體地位，發(fā)揮其人格化股東的監(jiān)督與治理作用，實(shí)現(xiàn)國企所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)、決策權(quán)與信息最佳匹配。鑒于國企所處層級(jí)、代理問題嚴(yán)重程度等因素對(duì)國資授權(quán)經(jīng)營改革效果有所影響，應(yīng)當(dāng)一企一策實(shí)施授權(quán)放權(quán)，以扎實(shí)有效地推進(jìn)國資授權(quán)經(jīng)營改革。

第三，充分發(fā)揮兩類公司的類金融屬性，緩解國企面臨的融資約束。運(yùn)用兩類公司市場(chǎng)化手段和專業(yè)的資本運(yùn)作能力，通過創(chuàng)新融資方式、優(yōu)化外部金融環(huán)境等降低國企融資成本，提高國有資本配置效率，優(yōu)化國有資本布局。同時(shí)在兩類公司優(yōu)化投資組合的過程中，積極推動(dòng)符合條件的被出資企業(yè)同時(shí)開展混合所有制改革，以更好地發(fā)揮國資授權(quán)經(jīng)營的作用。

第四，繼續(xù)完善國企公司治理機(jī)制，為全面深化國企改革及完善國有資產(chǎn)監(jiān)督管理體制提供有利條件。本文前述研究發(fā)現(xiàn)存在嚴(yán)重代理問題的國企阻礙了國資授權(quán)經(jīng)營改革效果，因此，應(yīng)持續(xù)完善國企現(xiàn)代股份公司制度與公司治理機(jī)制，完善績(jī)效考核與激勵(lì)約束機(jī)制，緩解管理層代理問題，確保授權(quán)接得住、行得穩(wěn)，進(jìn)而提升國企核心競(jìng)爭(zhēng)力，助力國有經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

【 主要參考文獻(xiàn)】

卜君，孫光國.國資監(jiān)管職能轉(zhuǎn)變與央企高管薪酬業(yè)績(jī)敏感性［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2021（6）：117 ～135.

陳信元，黃俊.政府干預(yù)、多元化經(jīng)營與公司業(yè)績(jī)［J］.管理世界，2007（1）：92 ～97.

陳艷利，錢懷安.國有資本授權(quán)經(jīng)營能否助力國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——來自A 股國有上市公司的證據(jù)［J］.中國地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2023（2）：103 ～119.

江軒宇.政府放權(quán)與國有企業(yè)創(chuàng)新——基于地方國企金字塔結(jié)構(gòu)視角的研究［J］.管理世界，2016（9）：120 ～135.

花俊國，劉暢，朱迪.數(shù)字化轉(zhuǎn)型、融資約束與企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.南方金融，2022（7）：54 ～65.

黃速建，肖紅軍，王欣.論國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（10）：19 ～41.

黃群慧，王佳寧.國有企業(yè)改革新進(jìn)展與趨勢(shì)觀察［J］.改革，2017（5）：5 ～14.

金碚.關(guān)于“高質(zhì)量發(fā)展”的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（4）：5 ～18.

李端生，宋璐.國有資本投資運(yùn)營公司成立提高企業(yè)價(jià)值了嗎？——來自中央企業(yè)和省級(jí)改革試點(diǎn)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2020（10）：103 ～120.

劉志彪，凌永輝.結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換、全要素生產(chǎn)率與高質(zhì)量發(fā)展［J］.管理世界，2020（7）：15 ～29.

柳學(xué)信，孔曉旭，牛志偉.新中國70 年國有資產(chǎn)監(jiān)管體制改革的經(jīng)驗(yàn)回顧與未來展望［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2019（5）：5 ～11.

柳雅君，郭檬楠.國資監(jiān)管體制改革與國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2023（1）：80 ～86.

魯曉東，連玉君.中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計(jì)：1999-2007［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2012（2）：541 ～558.

羅進(jìn)輝.媒體報(bào)道的公司治理作用——雙重代理成本視角［J］.金融研究，2012（10）：153 ～166.

王曙光，楊敏.地方國有資本投資運(yùn)營平臺(tái)：模式創(chuàng)新與運(yùn)行機(jī)制［J］.改革，2018（12）：131 ～141.

文宗瑜，宋韶君.國有資本運(yùn)營職能從國有企業(yè)剝離的改革邏輯及績(jī)效評(píng)價(jià)體系重構(gòu)［J］.北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018（2）：10 ～17+104.

肖土盛，孫瑞琦.國有資本投資運(yùn)營公司改革試點(diǎn)效果評(píng)估——基于企業(yè)績(jī)效的視角［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2021（8）：5 ～22.

楊興全，李文聰，尹興強(qiáng).國資管理體制改革與國企創(chuàng)新——基于“兩類公司”設(shè)立的證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2022（6）：24 ～42.

張治棟，廖常文.全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展——基于政府干預(yù)視角［J］.軟科學(xué)，2019（12）：29 ～35.

鄭志剛.分權(quán)控制與國企混改的理論基礎(chǔ)［J］.證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2019（1）：4 ～10+18.

Beck T.，Lwvine R.，Levkov A..Big Bad Banks？The Winners and Losers from Bank Deregulation in the Unite States［J］.The Journal of Finance，2010（5）：1637 ～1667.

Campello M.，Lin C.，Ma Y.，Zou H..The Real and Financial Implications of Corporate Hedging［J］.The Journal of Finance，2011（5）：1515 ～1647.

Chen Y.，Zhang L..Human Capital，Technology Adoption and Firm Performance：Impacts of China's Higher Education Expansion in the Late 1990s［J］.The Economic Journal，2018（614）：2282 ～2320.

Jensen M.C.，Meckling W.H..Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure［J］.Journal of Finance，1976（4）：5 ～50.

Levinsohn J.，Petrin A..Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Un-observables［J］.Review of Economic Studies，2003（2）：317 ～341.

Love I..Financial Development and Financing Constraints：International Evidence from the Structural Investment Model［J］.The Review of Financial Studies，2003（3）：765 ～791.

Shleifer A.，Vishny R.W..Politicians and Firms［J］.Quarterly Journal of Economics，1994（4）：995 ～1025.