國有企業混合所有制改革“混多少”更好？

［摘要］國有企業混合所有制改革是國資管理體制深化改革的重要舉措，是實現國民經濟社會高質量、可持續發展的必要保障。通過運用2011-2022年上市國企的面板數據，采用多期雙重差分模型，實證檢驗了混合所有制改革對國有上市公司企業績效的提升作用，研究發現：一是混改顯著提升上市國企的企業績效；二是混改力度越大對企業績效提升作用越不顯著，國企實施混改要特別重視“如何混，混多少好”，謹防混改中轉移國企控制權；三是國企負債水平對混改提升企業績效的調節作用明顯，國企負債水平越高，其混改對企業績效提升的作用越明顯；四是國企混改對企業績效的提升效果在經營風險低的企業比經營風險高的企業顯著；五是混改提升企業績效的渠道有企業創新和公司治理，企業創新通過研發投入和研發人力提升企業績效，公司治理通過管理費用對企業績效施加影響。

[關鍵詞]國有企業改革；混合所有制改革；上市國企；企業創新；國有資本

[中圖分類號]F271；F276.1[文獻標識碼]A[文章編號]1002-8129（2024）08-000-00

• 引言

國有企業混合所有制改革指國有企業通過引入非國有資本（集體資本、民營資本、港澳臺資本、外資等），優化現代企業治理能力，增強企業核心功能和競爭力，有效提升企業績效的企業所有制變革。新一輪的國有企業改革以黨的十八屆三中全會為開端，會議中通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》提出，積極發展混合所有制經濟，允許國有資本和集體資本、非公有資本等交叉持股，相互融合發展成為混合所有制經濟。黨的十九大報告進一步指出深化國有企業改革，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。從經濟學基本理論來看，不同所有制資本具有不同目標函數、行為模式和利益訴求，國有企業混合所有制改革的核心在于協調處理好不同所有制主體之間的利益關系。

當前混合所有制改革對企業績效的影響研究主要集中在兩方面問題。其一，混合所有制改革能不能提升國有企業的績效？影響機制是什么？其二，該混多少，哪種混改模式更有效？是各類所有制股份均等化更好，還是存在一種主導股份更好？是國資控股更好，還是民資控股更好？第二個問題是混改深化實施的核心問題。黃昶生和王正寒［1］認為混合所有制改革顯著提高了企業價值，如發生企業控制權的轉移，提升效果更為明顯，其中的機制分析變量是企業創新，研發投入和研發人員占比的提升是影響創新的作用渠道。孫鯤鵬、方明月和包家昊［2］研究了國有企業混合所有制股權組合模式對企業績效的影響，認為混改顯著提高了國有企業績效，并且非國資控股方式混改的企業績效高于國資控股方式。周觀平、周皓和王浩［3］認為混合所有制改革后純國有股權結構的國有企業盈利績效能獲得顯著提升，混改后激勵機制的增強是重要原因。楊振中、萬叢穎［4］關注非國有參股企業的個體特征對國有企業績效的影響，民企治理結構越完善，對國有企業績效提升越好；民企行業背景與國企越接近，對國企績效提升越顯著。倪宣明、賀英潔等（2022）［5］國企混改顯著提升了企業的資產收益率，主要通過降低代理成本和杠桿率兩條路徑實現。桑凌和李飛［6］以云南白藥為研究對象，發現混合所有制改革提升了企業的市場績效，認為管理層激勵、代理成本和品牌建設是混改后后中長期績效提升的關鍵。王朋吾、李澤和劉浩［7］構建了國有企業發展活力評價指標體系，發現混改能顯著提高東北地區上市國有企業發展活力。宋冬林和李尚［8］混合所有制改革會顯著促進國有企業創新，只有改革為非國有控股企業，改革作用才顯著。朱磊、陳曦和王春燕［9］認為混合所有制改革通過抑制股東資金侵占行為，提高國有企業創新效率，最終產生價值提升效應。任廣乾、羅新新等［10］以A股國有高新技術企業為研究對象，認為混合所有制改革對國有企業創新投入的促進作用顯著，東部地區樣本公司的混合所有制深度、混合所有制制衡度和非國有資本控制權對企業創新投入的促進作用均最大。王藝明和趙焱［11］認為混合所有制改革顯著提升了國企勞動生產率增長，并且隨著企業規模增加，國資占主導的改革效果優于非國資占主導的改革。李剛磊和邵云飛［12］認為當前混改仍存在“混而不改”“混而不合”“動力不足”等問題，提高國企經營和治理效率的主要改革目標還未實現。趙璨、宿莉莎和曹偉［13］認為不同產權性質的企業通過混改顯著提升了企業投資效率，國企引入非國有資本的引入降低了企業過度投資；民企引入國有資本緩解了企業投資不足。劉曄、張訓常和藍曉燕［14］認為國有企業混改后全要素生產率顯著提高，并且國有控股型混改效果高于完全私有化改革，非國有控股型混改在競爭性行業中對企業效率的提升更大。趙放、劉雅君［15］認為混改對國企創新效率提升作用顯著，東部地區最明顯，其中混改對創新研發效率的提升顯著，對創新產出效率的作用不明顯。王曙光、徐余江［16］認為應以打造市場化環境和促進市場開放競爭為導向，推進宏觀層面混合所有制改革，以尊重企業自主決策為導向，謹慎推進微觀層面混合所有制改革。馬紅、侯貴生［17］認為地方政府的國企依賴行為抑制了國企創新產出和升級水平，而混改優化了國企內部治理結構，緩解了地方國企依賴對國企創新的負面影響。張志平、凌士顯和呂風光［18］認為異質性大股東能顯著提高企業并購價值，作用路徑包括監督控股股東、激勵管理層和為非國有企業提供異質股權“扶持效應”。蘇三妹和劉微芳［19］認為混合所有制改革顯著提高了國企債務成本，國企內部控制質量隨著混改推進也明顯提升，并且良好的內部控制能在混改與債務成本之間發揮有效的調節作用。凌志雄和夏倍蓉［20］認為混合所有制改革能提高國企投資效率，并且在管制性行業、東部地區的國企混改對投資效率的提升作用更大，最終達到提高企業價值的結果。

• 研究假設

假設H1：對于國有上市公司而言，實施混合所有制改革能顯著提升企業績效。

假設H2：對于國有上市公司而言，在實施混改后國資仍處于絕對控股的條件下，推行的混改力度越大企業績效提升越顯著。

假設H3：對于國有上市公司而言，國企財務負債水平對兩者關系的調節作用明顯，即國企負債水平越高，混改對其企業績效提升的作用越顯著。

假設H4：對于國有上市公司而言，國企經營風險對兩者關系的調節作用明顯，即國企經營風險越高，混改對其企業績效提升的作用越顯著。

• 實證研究

• 樣本選取與數據來源

國有企業混合所有制改革是一項準自然實驗，本文研究重點是國有企業試點混合所有制改革后對其企業績效的影響，首先選取2011-2022年上市國有企業的面板數據，然后確定12年期間實際控制人股權性質全部是國企的國企名單，作為一類國企共1142家；再明確12年期間實際控制人股權性質發生過非國有轉變，以及維持非國有年份小于5年且當前仍未國有的國企名單，作為二類國企共60家，最終確定1202家國有上市公司的樣本范圍。

• 企業混合所有制改革成功的界定

國有企業混合所有制改革成功的標準有很多，本文采取在學界被廣泛認可的標準，即國有企業轉讓其國有股權至非國有股東，當國有上市公司股東中出現持股10%及以上的單一非國有股東時，認定國有企業混合所有制改革成功。按照以上標準，再剔除金融業、ST以及變量缺失樣本后，最終得到1202家國有上市公司的13038個樣本數據。其中，2480個樣本屬于發生了國有企業混合所有制改革的樣本數據，將其作為處理組，包含上市國有企業418家，其余10558個樣本被認定為未進行國企混合所有制改革，作為控制組。

本文發生混合所有制改革的國有上市企業名單是通過對國有上市公司前十大股東持股比例數據進行數據清理整理獲得，其余的公司財務、公司治理等數據來源于CSMAR數據庫。本文數據的收集整理、統計推斷和假設檢驗借助STATAMP17.0和EXCEL完成。

• 變量選擇與模型設計

1.被解釋變量

本文選取托賓Q值來測度企業績效。研究發現，該指標對公司價值、績效、發展潛力等具有良好的測度能力。為了進行穩健性檢驗，選用投入資本回報率進行對照實證分析，以驗證研究結論的可靠性。

2.核心解釋變量

（1）處理組與控制組的區分。如樣本數據反映的國有上市公司股東中出現持股超過10%的單一非國有股東則為處理組，否則為控制組。

（2）試點政策實施時間。以樣本數據中國有上市公司實際成功發生混合所有制改革的相應年份為準。

（3）核心變量構建。構建treated（虛擬變量）區分處理組和控制組，treated=1代表樣本國有上市公司中實際發生混改的企業，歸入處理組；treated=0代表樣本國有上市公司中尚未實現混改的企業，歸入控制組。構建post（虛擬變量）區分混改開始與否，post=1代表國有上市公司已成功混改，處于試點中，post=0代表上市公司尚未完成混改，處于試點前。

3.控制變量

為了排除相關其他因素的干擾，選擇以下控制變量，包括資本結構、企業規模、經營成長性、負債水平、創利能力、營運能力、獨立董事占比、高管平均薪酬、年份虛擬變量，以及代表宏觀經濟發展水平與形勢的國內生產總值指數和采購經理人指數等指標。

4.模型構建

基于2011-2022年上市國有企業的面板數據，本文采用雙重差分模型（DID）進行大樣本估計。由于不同國企上市公司實施混合所有制改革的不盡相同，傳統雙重差分模型要求政策試點發生時間點一致，因此本文在傳統雙重差分模型的基礎上，構建不同試點的多期雙重差分模型，如下式（1）（2）所示：

其中：βi（i=0，1，2）為各解釋變量的回歸系數；i表示企業，y表示年份，tobinqi，y和roici，y表示公司i在y年的企業績效；DIDi，y為核心解釋變量，等于treated*post，其系數β1能捕捉發生混合所有MPndjIQFWJAWnNnthbtS5w==制改革對國有上市公司企業績效的平均變動，系數為正表示混改提升了企業績效，為負表示混改抑制了企業績效；controls為企業經營治理方面的特征變量；γi為企業固定效應，δy為年份固定效應，εi，y為隨個體與時間同時改變的擾動項。

• 實證分析與結果

• 基準模型結果分析

使用TOBINQ和ROIC作為被解釋變量，對多期雙重差分模型（1）與（2）進行回歸分析，結果如表2所示。模型1列顯示，當完全控制時間效應、個體固定效應，并排除與企業經營治理特征和相關宏觀經濟變量時，核心解釋變量DID的回歸系數為0.3059，在1%的置信水平上顯著為正；模型2列顯示，當放松排除控制變量的影響時，DID系數變為0.2208，在1%的置信水平上顯著為正，說明國企進行混合所有制改革會顯著提升企業績效，并且控制變量對于厘清核心解釋變量對企業績效的真實解釋力必不可少，缺失將導致實證分析偏差。還需判斷回歸模型中是否存在個體固定效應，綜合評判個體效應方差在復合擾動項方差中占比0.5595，以及固定效應回歸中F檢驗的P值0.0000，認為固定效應雙重差分模型優于混合回歸模型。

為進一步檢驗實證結果的穩健性，采用投入資本回報率替代托賓Q值作為被解釋變量，模型（3）控制時間效應、個體效應，并排除控制變量影響，核心解釋變量DID的系數為0.1022；模型（4）放松以上三者的影響，核心解釋變量DID的系數為0.1623，兩者在10%的置信水平上均不顯著。同時，兩模型的個體效應方差在復合擾動項方差中占比分別為0.2024和0.0807，固定效應回歸中F檢驗的P值分別為0.0435和0.7857，均明顯大于0.0000，說明混合回歸優于固定效應雙重差分模型，應選用混合回歸。模型（5）為被解釋變量仍為ROIC的混合回歸結果，DID系數變為0.5206，在1%的置信水平上顯著為正，說明國企進行混合所有制改革會顯著提升企業績效。

以上結果證明，對于國有上市公司而言，國企進行混合所有制改革會顯著提升企業績效，證明了假設H1成立。

• 混改力度對企業績效提升的影響機制分析

在假設H1成立的基礎上，有必要進一步探究混改的力度與企業績效提升的關系，即深度挖掘國有企業混合所有制改革應該“如何混，混多少好”的問題。采用模型（6）和（7）來初步檢驗混改力度與企業績效的關系，回歸結果顯示在同樣控制個體效應、時間效應和控制變量影響的條件下，核心解釋變量混改力度did的回歸系數分別為0.0033和-0.0263，兩者系數的絕對值相對模型（1）（2）和（5）均明顯變小，并且前者在10%的置信水平上不顯著，后者僅在5%的置信水平上顯著為負，這與以假設H1代表的基本理論解釋相悖，很可能混改力度對企業績效提升的影響不是在一種初始條件下的簡單結論，需要厘清不同初始條件對兩者關系的調節機制。

下面根據國有上市公司將其國有股權轉讓至非國有股東的關鍵股比，參考《公司法》中合法有效行使股東決策權的相關規定，整理出調節回歸結果的不同初始條件，即將樣本數據按照“國有上市公司實施混改后出現非國有的大股東、非國有擁有一票否決權的大股東、非國有擁有相對控制權的大股東和非國有擁有絕對控制權的大股東”進行分組，來深度挖掘國有企業混合所有制改革應該“如何混，混多少好”，回歸結果如表3所示。

表3模型（8）至（15）列示了混改力度對企業績效的影響變化，在同樣控制固定效應，排除控制變量影響的條件下，模型（10）至（15）的核心變量did的系數絕對值均明顯偏低，且在10%的置信水平上都不顯著，證明不存在混改力度越大對企業績效提升作用越明顯的結論，假設H2不成立。具體而言，結合模型（6）和（7）的結果判斷，國有上市公司實施混改后僅在非國有股東持股10%至33%的條件下，混改力度與企業績效提升顯著相關，但影響方向并不確定，充分檢驗了在國有上市公司領域實施混合所有制改革，其混改力度對企業績效提升的影響機制具有相當的復雜性，如模型（8）和（9）的did回歸結果所示。根據模型（6）至（15）的個體效應方差在復合擾動項方差中占比和固定效應回歸中F檢驗的P值綜合評判，以上模型采用固定效應雙重差分模型優于混合回歸。

• 不同初始條件的異質性分析

國有上市公司的初始狀態千差萬別，其對混改與企業績效提升的調節作用也會不同，混改對初始條件較好企業的提升作用可能低于初始條件較差的企業。本文借鑒劉瑞明和趙仁杰［21］的研究方法，從企業的負債水平和經營風險兩個視角來研究混改對企業績效的不同作用效果。

1. 1.負債水平的影響

本文選取2011-2022年樣本范圍內國有上市公司的資產負債率作為企業不同負債率水平的依據，將樣本數據分為低負債組和高負債組進行回歸檢驗，檢驗結果如表4所示。模型（16）和（17）為低負債組，核心解釋變量DID的系數為0.2470和-0.0009，前者在1%的置信水平上顯著為正，后者在10%的置信水平上不顯著。模型（18）和（19）為高負債組，核心解釋變量DID的系數為0.3645和0.3934，兩者分別在1%和5%的置信水平上顯著為正，相比低負債組，其回歸系數的絕對值明顯更大，證明混改對高負債企業的績效提升作用更明顯更強，混改可以緩解高負債企業的高財務杠桿負擔，假設H3成立。根據模型（16）至（19）的個體效應方差在復合擾動項方差中占比和固定效應回歸中F檢驗P值進行綜合檢驗，以上模型采用固定效應雙重差分模型優于混合回歸。

1. 2.經營風險的影響

企業在實際運營中除了面臨財務風險考驗，還會因為大量固定資產投資衍生經營風險。同樣對經營風險進行分組檢驗，選取2011-2022年樣本范圍內國有上市公司的經營杠桿系數作為衡量企業不同經營風險水平的依據，將樣本數據分為低風險組和高風險組進行回歸檢驗，檢驗結果如表5所示。

模型（20）至（22）為低經營風險組，核心解釋變量DID的系數分別為0.2645、0.2869和0.9158，前后兩者均在1%的置信水平上顯著為正，中間的系數在10%的置信水平上不顯著，并且中間模型（21）的固定效應F檢驗P值高達1.0000，證明采用被解釋變量ROIC進行穩健性檢驗時，更宜采用混合回歸模型而非固定效應模型，因此應在模型（21）和（22）中采用模型（22）的檢驗結果。模型（23）和（24）為高經營風險組，核心解釋變量DID的系數為0.0000和0.0005，兩者的系數絕對值均非常小，并且均在10%置信水平上都不顯著，證明相較高經營風險的企業混改對低經營風險企業的績效提升作用更明顯，混改無法緩解高經營風險企業的高經營杠桿，假設H4成立。對模型（23）和（24）的個體效應方差在復合擾動項方差中占比和固定效應回歸中F檢驗P值進行綜合研判，以上模型采用固定效應雙重差分模型優于混合回歸。

• 影響機制分析

企業績效的提升與企業創新、公司治理水平等因素密切相關，國企混合所有制改革對企業績效提升的作用大小，關鍵要檢驗影響企業績效提升的渠道機制。公司治理提升企業績效的原因在于規范化、制度化的監督治理體系可以督促國企管理代理人聚焦運營效率、質量和業績的提升，降低運營成本費用。管理費用包含企業招待費、員工福利費、辦公費等相關運營管理費用，本文采用管理費用（ADMIN）作為機制分析變量之一進行渠道機制分析。企業創新主要通過研發投入（R&D）和研發人力資本投入（STAFF）兩個途徑影響企業績效提升。

通過考察混改對管理費用占營業收入比重（ADMIN）、研發投入占總資產比重（R&D）和研發人力資本投入占企業全體員工比重（STAFF）這三個機制分析變量的影響，進行機制分析檢驗，分析混改對企業績效提升的影響機制，檢驗結果如表6所示。模型（25）至（27）檢驗混改變量DID對三個機制分析變量的影響，核心解釋變量DID的系數分別為3.9092、-1.2985和-0.1625，前兩者均在1%的置信水平上顯著為正和負，R&D的系數在10%的置信水平上不顯著。將三個機制分析變量和核心解釋變量混改DID共同放入解釋變量建模，對托賓Q值進行回歸檢驗，檢驗結果如表6模型（28）所示，管理費用（ADMIN）作為機制分析模型（25）中的中介指標，以及作為混改對企業績效提升總體影響模型（28）的解釋變量，其回歸系數均在1%的置信水平上顯著為正，證明存在機制分析；研發人員投入占比（STAFF）、研發投入占比（R&D）作為機制分析模型（26）和（27）的中介指標，以及作為混改對企業績效提升總體影響模型（28）的解釋變量，在模型（28）中兩者回歸系數在1%和5%的置信水平上顯著，研發人員投入為正，研發投入占比為負，結合總體影響模型（28）的核心解釋變量DID在10%的置信水平上不顯著（P值高達0.349），證明存在機制分析，并且混改對企業績效提升的正向影響是完全通過以上2個途徑（公司治理和企業創新）和3個渠道影響企業績效，因為DID已由顯著為正變為不顯著。

五、研究結論與管理建議

（一）結論

研究發現：一是混改顯著提升了上市國企的企業績效，這一結果進行穩健性檢驗后依然成立；二是混改力度越大，企業績效提升越明顯的結論不成立，國有企業實施混改要特別重視“如何混，混多少好”的問題。實證結果顯示，國企混改要謹防發生控制權實質性轉移的情況，混得非國有股份過多將侵蝕國企規范監管的根基，長遠將損害國有股東利益；三是國企負債水平對混改提升企業績效的調節作用明顯，國企負債水平越高，其混改對企業績效提升的作用越明顯；四是國有企業混合所有制改革對企業績效的提升效果在經營風險低的企業比經營風險高的企業更顯著；五是混改顯著促進企業創新和公司治理，企業創新通過研發投入和研發人力顯著作用于企業績效，公司治理通過管理費用對企業績效實施影響。

（二）政策建議

第一，本文實證檢驗了國有企業實施混合所有制改革對企業績效提升具有顯著正向作用，為國有企業混改中取得的成績提供了理論支撐。鑒于這種作用的真實有效性，建議在受到中美摩擦等不確定性沖擊的經濟新常態背景下，有效利用國企混改的政策契機，積極引入優質外資和民資參與國有企業混改，向市場釋放積極的開放信號，穩定民資的投資信心，提高國有企業績效，實現國有企業對國民經濟壓艙石和穩定器的功效。

第二，國有企業的混合所有制改革應當聚焦國有資本占主導地位的混改類型。推進混改、引入非國有新資本，旨在充分發揮非國有資本在激發企業活力、提升企業創新、拓展市場化投融資方式等方面的作用，同時更應重視國有資本在企業規范化治理和程序體系化監督等方面的根本，避免非國有資本單方面利用國有資本“無序發展、野蠻生長”擾亂國民經濟發展秩序。按照實證檢驗結果，國企混改要謹防國有企業控制權的實質性轉移，混得非國有股份過多將侵蝕國企規范監管的根基，將勢必損害國有股東利益。

第三，有效實施國有企業深化改革得重要前提是實施分類管理，要針對不同屬性、不同初始條件的國有企業制定“一類一策、一企一法”的混改方案，找準國有企業混合改革的發力點。參考本文不同初始條件下異質性分析的檢驗結果，建議對國企負債水平較高，或經營風險較低的目標國企實施混合所有制改革，充分釋放放大混改的政策紅利，助推國有企業實現高質量轉型發展。

第四，根據本文機制分析的檢驗結果，建議國有企業在推進高質量發展和深化改革中，要精細系統編制戰略發展規劃，聚焦戰略引領創新，鼓勵國有企業創新投入，在研發經費投入和研發人員配置上適當傾斜，助力國企改革取得更好更優的績效。

［參考文獻］

[1]黃昶生，王正寒.混合所有制改革與企業價值提升—基于上市國有企業的實證研究[J].工業技術經濟，2021，（8）.

[2]孫鯤鵬，方明月，包家昊.如何“混改”更好——國企混合所有制股權組合模式對企業績效的影響[J].財貿經濟，2021，（6）.

[3]周觀平，周皓，王浩.混合所有制改革與國有企業績效提升——基于定義矯正和PSM、DID、IV法的再透視[J].經濟學家，2021，（4）.

[4]楊振中，萬叢穎.參股民營企業治理結構、行業背景與國有企業績效—基于混合所有制改革的實證研究[J].財經問題研究，2020，（12）.

[5]倪宣明，賀英潔，彭方平，等.混合所有制改革對國有企業盈利水平影響及作用路徑研究[J].管理評論，2022，（2）.

[6]桑凌，李飛.混合所有制改革能提升企業的市場績效嗎？—以云南白藥集團股份有限公司為例[J].財經問題研究，2019，（9）.

[7]王朋吾，李澤，劉浩.基于雙重差分法的國有企業發展活力實證檢驗[J].統計與決策，2018，（22）.

[8]宋冬林，李尚.混合所有制改革與國有企業創新研究[J].求實學刊，2020，（1）.

[9]朱磊，陳曦，王春燕.國有企業混合所有制改革對企業創新的影響[J].經濟管理，2019，（11）.

[10]任廣乾，羅新新，劉莉.等.混合所有制改革、控制權配置與國有企業創新投入[J].中國軟科學，2022，（2）.

[11]王藝明，趙焱.混合所有制改革對國有企業勞動生產率的影響研究[J].財政研究，2021，（10）.

[12]李剛磊，邵云飛.混合所有制改革如何影響企業創新？研究述評及未來展望[J].技術經濟，2021，（9）.

[13]趙璨，宿莉莎，曹偉.混合所有制改革：治理效應還是資源效應？—基于不同產權性質下企業投資效率的研究[J].上海財經大學學報，2021，（1）.

[14]劉曄，張訓常，藍曉燕.國有企業混合所有制改革對全要素生產率的影響—基于PSM-DID方法的實證研究[J].財政研究，2016，（10）.

[15]趙放，劉雅君.混合所有制改革對國有企業創新效率影響的政策效果分析——基于雙重差分法的實證研究[J].山東大學學報（哲學社會科學版），2016，（6）.

[16]王曙光，徐余江.民營企業發展與混合所有制改革實證研究—路徑選擇與政策框架[J].國家行政學院學報，2017，（5）.

[17]馬紅，侯貴生.混合所有制改革、地方國企依賴與國有企業創新升級—基于制造業的實證研究[J].上海財經大學學報，2019，（2）.

[18]張志平，凌士顯，呂風光.混合所有制改革背景下異質性大股東治理效應研究—基于并購價值視角的實證分析與檢驗[J].現代財經（天津財經大學學報），2021，（9）.

[19]蘇三妹，劉微芳.混合所有制改革對內部控制與債務成本的影響—基于PSM-DID模型的實證研究[J].財會月刊，2019，（18）.

[20]凌志雄，夏倍蓉.混合所有制改革對國有企業投資效率的影響研究—基于PSM-DID方法的實證分析[J].財會通訊，2019，（24）.

[21]劉瑞明，趙仁杰.國家高新區推動了地區經濟發展嗎？—基于雙重差分方法的驗證[J].管理世界，2015，（8）.