惠献波

（河南财政金融学院，河南 郑州 451464）

党的十九大报告指出，“以供给侧结构性改革为主线，推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革，提高全要素生产率”。企业作为微观主体，其全要素生产率的发展如何，将会直接影响宏观经济发展质量（王洪波、陈明，2022）[1]。尤其是在中国经济增速放缓、新旧动能转换的情况下，如何创新发展理念，深化供给侧结构性改革，推动经济高质量发展，发挥不同产权资本的价值，全面提升企业全要素生产率（赵璨等，2021）[2]，已成为新常态下中国经济亟待破解的重大问题之一。

十九大报告明确提出，发展混合所有制经济，培育具有全球竞争力的世界一流企业（庞佳璐，2021）[3]。混合所有制改革迅速成为中国企业改革的核心内容之一，成为学术界和公司治理领域共同关心的重要话题。由此形成了文章关注的核心问题:混合所有制改革与企业全要素生产率的关系如何？其内在机理如何？是否存在异质性？文章拟就上述问题展开研究，探究混合所有制改革与中国企业全要素生产率的内在逻辑关系，以期为纾解改革困局，重塑市场微观主体，实现企业高质量发展提供微观数据支持。

随着混合所有制改革的不断推进，混合所有制改革已成为广大学者探讨的重点议题和热点话题之一（李刚磊、邵云飞，2021）[4]。

首先，学者们认为，混合所有制改革有助于优化企业股权结构（张斌等，2019）[5]，改善公司治理水平，提高企业运行效率（熊爱华等，2021）[6]。进一步分析发现，企业股权制衡度越高、股权主体性质越丰富，企业经营绩效就越高（范玉仙、张占军，2021）[7]。然而，刘汉民等(2018)[8]认为，对国有企业来说，非国有股权占比与企业绩效呈非线性关系，只有非国有股东持股比例在30%～40%区间时，企业绩效水平才能达到最佳（马连福等，2015）[9]。

其次，从内部治理视角来看，现有研究认为非国有股东的引入，可以实现国有股东与非国有股东的资源优势互补（庞佳璐，2021）[3]，减轻国有企业的政策性负担（陈思宇，2021）[10]，提升企业经营绩效（陈林、唐杨柳，2014）[11]。与此同时，多元化股东的引入可以缓解国有企业所有者缺位、代理链过长所引发的代理冲突难题（张斌等，2019）[5]，即合理的股权结构有助于形成合理制衡的多元化股权结构（李胡扬，2017）[12]，从而提升公司治理水平（何瑛、杨琳，2021）[13]。也有部分研究得出相反的结论，即国有企业部分民营化后，企业政策性负担明显增加（刘春、孙亮，2013）[14]。另外，钟昀珈等(2016)通过研究分析认为，国有企业民营化后，非国有股东更多地表现出“掏空”动机，为了自身的利益掏空企业资源，对企业全要素生产率产生负面影响[15]。

综上所述，关于混合所有制改革经济后果方面的文献已十分丰富，然而，现有文献大多关注于国有企业，在直接围绕非国有企业参与混合所有制改革的极少数研究中，也仅仅停留在理论层面，忽略了中国独特的二元经济结构下，国有企业与非国有企业之间的比较分析。具体来说，现有文献大多认为国有企业混合所制改有利于提高国有企业经营效率，这些结论适用于非国有企业混合所有制改革吗？基于此，文章基于融资约束和公司治理视角，实证检验不同产权性质下，混合所有制改革对企业全要素生产率的影响效应及作用机理。文章的可能贡献主要体现在：

第一，基于融资约束和公司治理视角，系统评估混合所有制改革对国有企业和非国有企业的影响效果，为深入推进“双向混改”提供经验证据，拓宽了混合所有制改革经济后果的研究框架。

第二，基于股权多样性与股体融合度两个维度，深入分析企业混合所有制改革对企业全要素生产率的影响效应，为探究混合所有制改革与中国企业高质量发展之间的内在逻辑关系提供了实践和理论双重支撑。

第三，基于融资约束和公司治理视角，证实了混合所有制改革在不同产权性质企业中产生的不同影响，丰富了混合所有制改革经济后果的研究。

改革开放以来，中国企业改革发展主要经历了萌芽期、初步发展期、推动融合期、分类深化期四个阶段，具体企业改革演进历程如图1 所示。2013 年11 月，中国共产党第十八届三中全会明确提出“积极发展混合所有制经济”，混合所有制改革已成为中国企业改革的关键举措与重要突破口（朱磊等，2019）[16]。企业混合所有制改革的经济后果主要表现在两个方面：一是缓解融资约束，是指通过外部资本的引入，企业具有了某类特殊群体扶持，可以获取更多的政策性资源及信贷资源；
二是提升治理水平，即通过多元化股权的引入，公司的治理股权结构得到进一步优化，有效缓解了“一股独大”“内部人控制”等困境。具体的，文章分别以下两个视角进行阐述：

图1 企业改革演进历程

1.国有企业

目前，代理问题是国有企业面临的一个现实而棘手的难题，所有者缺位和管理人员薪酬行政化造成国有企业对管理者的监督、激励机制失效，在决策过程中，管理人员存在严重的道德风险和机会主义倾向（张莉艳、付晨曦，2022）[17]，通过多种经济成分的引入，可以有效缓解“所有者虚置”和“一股独大”等问题。

首先，股权结构多元化有助于加强对企业的监督。国有企业引入非公经济战略合作者，实现了产权结构多元化和产权主体社会化（盛明泉等，2021）[18]。非国有资本的逐利天性使其有强烈的意愿与动机去监督企业（任广乾等，2021）[19]，可以有效缓解委托—代理问题。另外，非国有股东通过委派高层管理人员的形式，逐步拥有企业部分控制权和决策权，打破了股东会、董事会上国有股东“一言堂”的局面，有助于实现集体决策，提高了企业内部控制质量。

其次，股权融合（制衡） 机制有助于加强对企业控股股东的监督。研究发现，控股权的争夺可以明显降低信息不对称与委托代理问题（叶光亮等，2021）[20]，非国有资本通过委派董事积极参与国有企业经营治理，可以抑制大股东的控制权私利行为，加强企业管理层的监督。与此同时，混合所有制改革形成的股权制衡机制能够减少政府部门对国有企业经营行为的干预（李井林等，2021）[21]，在“企业盈利性”与“国家公共性”权衡下，企业经营目标更加市场化，最终，提高企业全要素生产率。基于此，文章提出假设H1：

假设H1：混合所有制改革能够有效缓解国有企业委托代理问题，从而提高企业全要素生产率。

2.非国有企业

相对于国有企业来说，由于受到不同程度的政策性歧视，非国有企业获取信贷资源难度更大，即使非国有企业可以获得信贷支持，也要承担较高的融资费用以及十分苛刻的还款条件，因此融资渠道不畅往往成为部分非国有企业技术研发、产品创新的“拦路虎”。

首先，直接影响。国有股权代表着与政府部门天然的联系，基于共同利益，有国有股权加入的非国有企业能够获取更多创新资源，信贷资源、降低行业壁垒等。与此同时，国有股权的加入，向社会传递了企业获得政府支持以及企业实力强的信号。研究发现，政治关联可以使企业获取更多的财政补助、税收优惠、投资机会等，甚至发现，国有股权的参与可以帮助非国有企业获得更长的贷款期限和更优惠的利率。

其次，间接影响。现阶段，中国市场经济机制体制尚不完善，政府部门掌握着关键资源配置的分配权，国有企业与政府部门之间存在千丝万缕的联系，国有股权很可能成为非国有企业构建政治关联的有效途径，这种联系可以帮助企业及时了解企业政策导向，获取更多的稀缺资源，减轻企业所面临的融资约束难题。

总之，在市场经济中，政府部门仍然扮演着至关重要的角色，国有股权的引入有助于提升非国有企业的资源获取能力，从而有效缓解因资源匮乏而导致的生产经营困境。基于此，文章提出假设H2：

假设H2：混合所有制改革能够有效降低非国有企业融资约束，从而提高企业全要素生产率。

1.样本选择与数据来源

文章以2010—2020 年中国沪深A 股上市公司面板数据为研究样本，为了提高数据质量，对原始数据进行了如下筛选：剔除关键变量数据缺失的上市公司；
剔除财务状况出现异常（如ST、PT 标记） 的上市公司；
删除金融类上市公司。为了避免异常值对实证结果的影响，运用Winsor2 命令对所有连续变量进行了1%和99%双侧缩尾处理，最终共得到14421 个上市公司年度观测样本，其中，国有企业样本为8710 个，非国有企业样本为5711 个。

2.模型设定与变量选择

为检验不同产权性质下，混合所有制改革对企业全要素生产率的政策效应，文章构建如下模型：

其中，TFP表示样本企业全要素生产率(TFP)，Mixfirm表示混合所有制改革虚拟变量，Control表示控制变量。Year表示年度虚拟变量，Ind表示企业虚拟变量。如果系数α1显著为正，则表示混合所有制改革对企业全要素生产率产生积极影响。

（1） 被解释变量

企业全要素生产率(TFP)。半参数方法（OP 法和LP 法等）可以有效纾解传统计量方法中的内生性困境。基于此，文章以OP 法(Olley-Pakes)测算的企业全要素生产率进行基础回归，以LP 法(Levinsohn-Petrin)测算的企业全要素生产率做稳健性检验。

（2） 解释变量

混合所有制改革(RESTR)。文章借鉴马连福等(2015)[9]的研究思路，混合所有制改革分别用国有股权所占比例、非国有股权所占比例表示，该指标值越大，表示企业混合所有制改革的力度越大。

（3） 控制变量

借鉴李井林(2021)研究思路[21]，在模型(1)中加入下列控制变量：企业规模(Size)、资本结构(LEV)、企业盈利能力(ROA)、现金流量(Cashflow)等。相关变量的定义如表1 所示。

表1 变量定义

1.描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2 所示。由表2 可知：第一，采用OP 法测算的企业全要素生产率(TFP_OP)平均值为14.5911，最大值为17.0644，标准差为0.9836，最小值为12.0631，数据无明显偏态，与宋敏等(2021)[22]学者的测算结果接近；
另外，以LP 方法测算的企业全要素生产率(TFP_LP)也具有类似特征；
第二，混合所有制改革变量(RESTR)平均值为0.3289，标准差为0.24206，最小值为0.0000，最大值为0.8850。可以看出，企业混合所有制改革的广度和深度参差不齐。其他控制变量统计结果均与已有研究相近，取值处于合理范围内。

表2 描述性统计

2.回归结果分析

（1） 基础回归分析

混合所有制改革影响效应回归结果如表3 所示，其中，表3 第(1)列显示的是全样本检验结果，回归系数为0.0392，且在1%的统计水平上通过了显著性检验，说明混合所有制改革能够正向显著影响企业全要素生产率。

表3 混恶化所有制改革影响效应基础回归

区分产权性质后，分组检验结果如表3 第(2)列、第(3)列所示，其中，表3 第(2)列显示的是非国有企业混合所有制改革对企业全要素生产率影响的检验结果，可以看出，回归系数显著为正；
表3 第(3)列国有企业混合所有制改革对企业全要素生产率影响的检验结果，回归系数显著为正。可见，混合所有制改革对企业全要素生产率具有积极影响。

（2） 进一步检验

由上文分析可知，混合所有制改革的本质是实现企业投资主体多元化，基于此，文章重点分析股权多样性、股权融合程度对企业全要素生产率的影响。

第一，股权主体多样性对企业全要素生产率的影响。借鉴杨兴全、尹兴强(2018)[23]研究思路，文章采用如下方法测度企业股权主体多样性(Mixnum)：若上市企业前十大股东全部是国有控股股东，则Mixnum=1；
若上市企业前十大股东内包含国有股东与非国有股东、国有股东与外资股东时，Mixnum=2；
若样本企业前十大股东包含国有股东、民营股东、外资股东时，Mixnum=3。

股权主体多样性与融合度的实证检验结果如表4 所示，由第(1)列可知，企业股权主体多样性(Mixnum)系数为0.0380，在5%的统计水平下通过了显著性检验，表明企业股权多元化与企业全要素生产率正向相关，可能的解释是：股权多元化可以带动知识和资源的转移，实现资源多维度的优势互补，为企业生产经营活动注入新活力，为企业生产经营活动提供了强大的资本、知识及技术支持。

第二，股权主体融合度对企业全要素生产率的影响。借鉴朱磊(2019)[16]的研究思路，文章采用如下方法测度股权主体融合度(Mixrate)：当企业国有股比例大于非国有股比例时，Mixrate=非国有股占比/国有股占比，否则，Mixrate=国有股占比/非国有股占比。

检验结果如表4 第(2)列所示，股权主体融合度(Mixrate)系数为0.0541，且在5%的统计水平上通过了显著性检验，表明企业股权融合度与企业全要素生产率显著正向相关。可能的解释是：股权融合实现了量（股权多样性） 的飞跃，加深了不同性质股东之间的利益关联，有助于加强对控股股东的监督，显著改善了企业治理和内部控制失效困境。

表4 股权主体多样性与融合度检验结果

3.内生性问题

（1） 工具变量

借鉴杨运杰等(2020)[24]的思路，使用企业流动资产周转次数，即企业主营业务收入与平均流动资产的比值，作为企业混合所有制改革的工具变量(IV)。相关性：企业流动资产周转次数越小，表明企业生产效率越低。为了从根本上改善企业生产经营状况，提高企业的盈利能力与运营效率，企业有动力参与混合所有制改革，工具变量满足相关性要求。外生性：企业流动资产周转次数是省级比率指标，相对独立于单个上市企业，能较好地满足工具变量的外生性假设。

回归结果如表5 所示。其中，第(1)列、第(2)列为工具变量第一阶段的回归结果，可以看出，F 值大于10，工具变量(IV)系数（非国有企业、国有企业） 估计值分别为0.1296、0.2730，均在1%的统计水平上通过了显著性检验，表明企业流动资产周转次数越高，企业混合所有制改革力度越大，符合工具变量的相关性假定。第(3)列、第(4)列给出了第二阶段回归结果，可以看出，RESTR系数（非国有企业、国有企业） 均在1%水平上显著为正，这说明在缓解潜在内生性问题后，研究结论依然是可靠的。除此之外，文章还检验了过度识别问题，Sargan 统计量P 值大于0.05，这表明所选工具变量(IV)满足外生性原则，具有合理性。同时，通过GMM 动态面板分析的结果也具有稳健性，此处不再赘述。

表5 工具变量法

（2） 替换被解释变量

为保证检验结果的稳健性，文章以LP 法测算的全要素生产率为被解释变量重新进行回归，回归结果如表6 所示。由表6 可知，RESTR系数分别在5%、1%、5%的统计水平上显著为正，与表3 的回归结果基本一致，证明文章结论是稳健的。

表6 替换被解释变量

1.融资约束机制

为检验混合所有制改革是否通过融资约束渠道影响企业全要素生产率，文章借鉴宋敏(2021)[22]的研究经验，选用SA指标量化企业面临的融资约束，SA指数值为负，值越大，表明企业面临的融资约束程度越高。具体公式如下：

非国有企业的混合所有制改革(RESTR)与融资约束(SA)检验结果如表7 第(1)列、第(2)列所示。由第(1)列可知，非国有企业混合所有制改革(RESTR)系数在1%统计水平上显著为负，说明混合所有制改革能够显著缓解非国有企业面临的融资约束困境；
由第(2)列可知，融资约束SA系数在1%统计水平上显著为负，即融资约束对企业全要素生产率具有显著抑制效应；
混合所有制改革(RESTR)系数在5%统计水平上显著为正，并且数值稍有降低（同表3 基础回归结果0.0392 相比），即融资约束是混合所有制改革与非国有企业全要素生产率之间的部分中介因子。

表7 融资约束机制检验

由表7 第(3)列、第(4)列可知，混合所有制改革(RESTR)对融资约束(SA)回归系数为负，但均未通过显著性检验，这说明对国有企业来说，混合所有制改革并未缓解企业面临的融资约束难题。

2.公司治理机制

为考察企业混合所有制改革是否通过代理成本和代理效率渠道影响企业全要素生产率，文章借鉴李寿喜(2007)[25]研究思路，选用管理费用率来衡量企业代理成本，资产周转率来衡量企业代理效率，具体计算公式如式(3)、(4)所示：

中介作用的检验结果如表8 所示，由第(1)列、第(2)列可知，非国有企业混合所有制改革(RESTR)对代理成本的回归系数为负，但没有通过显著性检验，这说明混合所有制改革并没有显著降低非国有企业代理成本。

由表8 第(3)列可知，混合所有制改革(RESTR)系数为0.1088，在1%统计水平上通过了显著性检验，说明混合所有制改革能显著降低国有企业代理成本。由第(4)列可知，代理成本(Agency1)系数在1%统计水平上显著为负，即代理成本能够显著抑制企业全要素生产率增长，混合所有制改革(RESTR)系数在5%统计水平上显著为正，并且数值（与表3 基础回归结果0.0392 相比） 稍有降低，这意味着代理成本是国有企业混合所有制改革与企业全要素生产率之间的部分中介因子。

表8 代理效应机制检验

表8 第(5)列～第(8)列汇报了代理效率(Agency2)对混合所有制改革与企业全要素生产率之间中介作用的检验结果。由表8第(5)列、第(6)列可知，混合所有制改革(RESTR)对代理效率(Agency2)为负，但未通过显著性检验。这说明在非国有企业中，混合所有制改革未显著发挥“治理效应”。

由表8 第(7)列可知，混合所有制改革(RESTR)系数为0.1846，且在1%统计水平上通过了显著性检验，这说明混合所有制改革能够显著提升国有企业代理效率（资本周转率）。

表8 第(8)列可知，在加入资本周转率之后，国有企业混合所有制改革(RESTR)系数为0.0292，且在5%统计水平上通过了显著性检验，且在数值上（与表3 基础回归结果0.0392 相比）稍有降低。这充分说明，代理效率(Agency2)变量是混合所有制改革与国有企业全要素生产率的部分中介因子。

文章基于融资约束和公司治理视角，选取2010—2020 年中国A 股上市公司面板数据，实证检验了不同产权性质下，混合所有制改革对企业全要素生产率的影响效应。结果表明：混合所有制改革与企业全要素生产率显著正相关，即股权主体多元和股权融合程度越高，企业全要素生产率水平越高，在考虑内生性问题后，该结论依然稳健。进一步研究表明，国有企业混合所有制改革能够对企业管理形成有效的监督，提升公司治理水平，而非国有企业混合所有制改革能够有效弥补制度缺陷，缓解企业融资约束。基于理论分析与研究结论，文章提出以下三点政策建议：

1.积极推进混合所有制改革

结合不同资本结构的特点，深化企业混合所有制改革，形成交叉持股、股权制衡等企业法人治理机制，实现各种所有制资本互相联合和有效制衡，充分激发不同产权资本的活力，提高企业核心竞争力。

2.优化企业混合所有制改革路径

结合中国企业的实际情况，进一步完善混合所有制改革的“选择菜单”。与此同时，深化投融资体制改革，畅通股权融资渠道，改善企业资金配置效率，保障混合所有制改革实施效果。

3.营造良好的宏观制度环境

构建以市场价格和公平竞争等为核心的市场机制，减少政府对资源的直接配置，使市场在资源配置中起决定性作用，为发挥多元化资本监督和治理优势提供制度保障。

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