國有企業(yè)混合所有制改革中的制度阻力——基于地方政府政績壓力的證據(jù)

趙 璨 ，王星晨 ，曹 偉 ，楊德明

（1. 中國海洋大學 管理學院，山東 青島 266100； 2. 中國企業(yè)營運資金管理研究中心，山東 青島266100； 3. 中國混合所有制改革與資本管理研究院，山東 青島 266100； 4. 南京大學 商學院，江蘇 南京210004； 5. 暨南大學 管理學院，廣東 廣州 510000）

一、引 言

一直以來，國有企業(yè)在推動中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用。但“所有者缺位”“內(nèi)部人控制”“政策性負擔”等先天特點降低了國有企業(yè)資源配置和社會生產(chǎn)的效率（Lin等，1998）。為此，中央政府除了對國有企業(yè)進行“放權(quán)讓利”改革、企業(yè)制度建設，以及創(chuàng)新國有企業(yè)監(jiān)督管理體制外，也在積極鼓勵國有企業(yè)吸收民營資本和其他社會資本。2013年中國共產(chǎn)黨十八屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，再次強調(diào)了“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”的重要意義。2017年中國共產(chǎn)黨十九大報告也明確指出，要“深化國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”。中央政府希望通過混合所有制改革，幫助國有企業(yè)改善公司治理結(jié)構(gòu)和完善市場化決策機制，進而提升企業(yè)經(jīng)營治理效率。

然而，就中國混合所有制改革的實踐過程來看，卻遇到了各種的阻力。這些阻力不僅包括既得利益集團的阻礙、意識形態(tài)的固化、公眾的擔憂，而且還包括落后的激勵模式與制度設計（綦好東等，2017）。在學術(shù)界，關(guān)于如何有效推進混合所有制改革的影響因素研究相對較少（陳仕華和盧昌崇，2017；蔡貴龍等，2018）。在研究方法上，也更多聚集在規(guī)范研究和理論推導（綦好東等，2017），一直缺乏大樣本的經(jīng)驗證據(jù)（蔡貴龍等，2018）。因此，從理論層面采用經(jīng)驗研究方法探討中國國有企業(yè)混合所有制改革的阻力及實現(xiàn)路徑很有必要。

政府行為一直是解釋中國經(jīng)濟現(xiàn)象的首選變量。在分權(quán)模式下，中央政府作為委托人與地方政府就本地經(jīng)濟發(fā)展和轄區(qū)企業(yè)生產(chǎn)簽訂契約。由于雙方信息不對稱，地方政府的履約意愿成為契約是否最終達成的關(guān)鍵因素，而財政分權(quán)和政治晉升則是中央政府保證契約有效達成的特殊制度安排。在這一制度安排下，地方政府和官員為了政績訴求，會要求轄區(qū)企業(yè)擴大投資、積極并購、多元化經(jīng)營、雇傭更多員工、攤派稅收和捐款等。特別是當面臨較大的政績壓力時，國有企業(yè)更可能成為地方政府和官員的主要干預對象（陳冬等，2016；徐業(yè)坤和馬光源，2019）。

由于國有企業(yè)的混合所有制改革會通過權(quán)力配置弱化地方政府對轄區(qū)國有企業(yè)的控制權(quán)和干預力，使得地方政府難以通過行政干預以實現(xiàn)其政績目標。因此，國有企業(yè)混合所有制改革進程可能會受到地方政府改革意愿的影響。在眾多影響地方政府改革意愿的要素中，政績考核的制度安排無疑是最為重要的。鑒于此，本文擬從地方政府政治激勵的視角研究如下幾個問題：第一，地方政府政績壓力是否會影響轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)的混合所有制改革進程；第二，地方政府是否會基于“成本—收益”的權(quán)衡選擇混合所有制改革對象；第三，政府的決策過程往往是通過政府官員來實現(xiàn)的，那么官員個體異質(zhì)性會對政績壓力與混合所有制改革之間的關(guān)系產(chǎn)生何種影響?第四，何種治理機制或制度安排可以緩解地方政府政績壓力對混合所有制改革的阻礙?

為了回答上述問題，本文選取2007—2016年深滬兩市A股地方國有上市公司為研究樣本，構(gòu)建了地方政府政績壓力指數(shù)和國有企業(yè)的混合所有制改革指數(shù)，從地方政府政治激勵視角，研究了地方政府政績壓力對轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)混合所有制改革的影響。與前人研究相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在：

第一，從政府干預的視角，補充了官員晉升激勵機制等制度因素對國有企業(yè)混合所有制改革影響的相關(guān)研究。以往關(guān)于混合所有制改革影響因素的研究，主要集中在規(guī)范研究，不多的經(jīng)驗研究也集中在高管個人特征上。即使有文獻涉及政府放權(quán)意愿等政府行為對混合所有制改革的影響，也僅是從省級政府層面展開探討（蔡貴龍等，2018）。但不同層級的地方政府和官員，其關(guān)心的政治和經(jīng)濟利益是不同的（周雪光，2005）；同時，與省級官員相比，市級官員的數(shù)量更多，這可以增加回歸樣本的內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異，從而增強回歸效度。因此，本文的研究提供了市級政府層面干預行為對混合所有制改革影響的新證據(jù)。第二，將地方政府對混合所有制改革的影響研究推進到了官員個體層面。本文討論的制度阻力不僅來源于官員外部，與地方政府政績壓力相關(guān)，而且也來源于官員內(nèi)部，與官員自身的年齡、任期和是否有企業(yè)任職經(jīng)歷等相關(guān)。這有助于理解官員個體異質(zhì)性差異在混改中的不同作用。同時，本文基于“成本—收益”的權(quán)衡分析，也對地方政府在混改過程中更傾向于改革哪類企業(yè)進行了識別，進一步豐富了混改對象選擇方面的研究。第三，本文的研究也具有一定的現(xiàn)實意義。文章結(jié)論不僅為國有企業(yè)混合所有制改革提供了制度層面的解釋，而且對政府如何通過改進激勵機制設計推進國有企業(yè)改革，實現(xiàn)“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”具有一定的啟發(fā)意義。

二、文獻綜述、理論分析與研究假設

（一）中國混合所有制改革的影響因素研究

不同于西方“私有化”或“民營化”的研究，中國國有企業(yè)的混合所有制改革更有其特殊含義。混合所有制改革的內(nèi)容不僅包括了企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度的變革，而且還包含了國有企業(yè)經(jīng)營機制的轉(zhuǎn)換、非公有制經(jīng)濟的引入和市場競爭機制的發(fā)展等重要內(nèi)容（綦好東等，2017）。那么，哪些因素會影響中國國有企業(yè)的混合所有制改革呢?首先，在涉及企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度變革方面，王紅領等（2001）的研究指出，出于地方收入最大化的考慮，政府會對運營效率差的國有企業(yè)實施民營化；但同時，出于政治利益最大化的考量，政府會保留承擔該地區(qū)就業(yè)等社會責任多的國有企業(yè)。而胡一帆等（2006）卻發(fā)現(xiàn)盈利能力和生產(chǎn)效率高會促進國企民營化，胡一帆等將上述兩種矛盾的結(jié)論歸因于樣本的選擇偏向問題。夏立軍和陳信元（2007）則認為，市場化進程緩解了地方政府控制國有企業(yè)的經(jīng)濟動機，但中央政府“抓大放小”的戰(zhàn)略調(diào)整加劇了地方政府控制大規(guī)模、管制性行業(yè)國有企業(yè)的政治動機。楊記軍等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，小規(guī)模、非戰(zhàn)略性行業(yè)的國有企業(yè)更有可能被政府實施民營化。

其次，在未涉及企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度變革的方面，綦好東等（2017）指出，既得利益者的阻礙、落后激勵機制的制約、意識形態(tài)的固化及公眾對變革的擔憂是阻礙國有企業(yè)混合所有制改革的重要因素。陳仕華和盧昌崇（2017）的研究表明，國企高管存在跨體制聯(lián)結(jié)時，會通過傳遞交易信息和環(huán)境信息、緩解意識形態(tài)障礙來促進國有企業(yè)的混合所有制改革。蔡貴龍等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，省級政府放權(quán)意愿越高，非國有股東持股比例和委派董事、監(jiān)事和高管的比例均顯著提高，即政府的放權(quán)意愿對國有企業(yè)混合所有制改革具有重要促進作用。黃速建等（2019）認為，混合所有制改革失敗可能帶來國有資產(chǎn)流失的風險，以及對失去原有權(quán)力和優(yōu)勢的顧忌是國有企業(yè)混改動力不足的重要原因。

綜合上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有對國有企業(yè)混合所有制改革影響因素，特別是涉及到企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度變革方面的探究還相當有限，且多是基于規(guī)范研究的方法展開的。即使有些經(jīng)驗研究從高管個人和地方政府特征兩個角度展開，但忽略了三個重要問題。首先，現(xiàn)有關(guān)于混合所有制改革中政府干預行為的討論主要停留在省級政府層面（蔡貴龍等，2018），卻沒有關(guān)注市級政府可能對混改產(chǎn)生的影響。一方面，相比于省級官員，市級官員離權(quán)力中心更遠，其考核和晉升過程中對政治因素的考慮更少（姚洋和張牧揚，2013）。另一方面，相比于省級官員，市級官員的樣本更大、變化更多，而樣本內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異可以增強回歸的效度。其次，現(xiàn)有關(guān)于政府干預下的地方國企混合所有制改革對象選擇的研究較少。在政績考核壓力下，地方政府出于自身利益的考慮，可能會對轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)有選擇地釋放控制權(quán)，哪類企業(yè)會被政府實施混改，哪類企業(yè)會被政府繼續(xù)控制，是一個需要討論和檢驗的重要問題。最后，現(xiàn)有關(guān)于國有企業(yè)混合所有制改革的研究，考察官員異質(zhì)性的文獻不多。政府本身是一個抽象的“黑箱”，表現(xiàn)出來的各種行為其實質(zhì)是背后官員個體動機的體現(xiàn)（錢先航等，2011）。鑒于以上分析，本文認為從地方政府干預的視角，探尋影響國有企業(yè)混合所有制改革的動因很有必要。

（二）地方政府政績壓力與混合所有制改革

在中國，自財政分權(quán)改革以來，中央政府在債務安排、稅收管理和預算執(zhí)行等各方面都賦予了地方政府一定的經(jīng)營自主權(quán)。經(jīng)濟權(quán)力的下放和有限的權(quán)力約束機制，使得地方政府能夠最大限度地影響轄區(qū)內(nèi)從要素市場到商品市場的各級領域。但在經(jīng)濟權(quán)力下放的同時，政治權(quán)力卻相對集中（Xu，2011））。上級官員會通過政治升遷或職務晉升等手段激勵下級官員完成或超額完成上級規(guī)定的考核目標，再加上官員升遷標準又多以經(jīng)濟表現(xiàn)為主（Li和Zhou，2005）。因此，地方政府干預轄區(qū)經(jīng)濟、攤派政治任務成為其實現(xiàn)地區(qū)競爭、公共治理和政治升遷的重要手段。即使現(xiàn)階段地方政府的政績考核日趨多樣化，但經(jīng)濟增速和財政盈余等仍然是最重要的考核指標（姚洋和張牧揚，2013）。

由于新中國建國早期“趕超型”經(jīng)濟發(fā)展模式所遺留下來的各種問題，以及政府本身就是國有企業(yè)的實際控制人，因此國有企業(yè)會受到更多政府的干預和影響。大量微觀層面的實證研究也發(fā)現(xiàn)，為了在“政治晉升錦標賽”中脫穎而出，地方政府和官員會對轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)投資、并購、雇傭員工、稅收甚至捐贈等施加影響（周雪光，2005；薛云奎和白云霞，2008；潘紅波等，2008）。雖然近年來經(jīng)濟領域的分權(quán)不斷向前，公共治理模式也在不斷創(chuàng)新，但地方政府并未因此而失去參與國有企業(yè)公司治理與生產(chǎn)經(jīng)營的熱情（田利輝，2005）。

在經(jīng)歷了一系列分權(quán)化改革之后，雖然地方政府成為了最終的“剩余索取者”，但也面臨較大的GDP增長和財政壓力（Qian 和 Xu，1993）。經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，地方政府的政績壓力越大，越有動機將壓力轉(zhuǎn)嫁于轄區(qū)內(nèi)的國有企業(yè)。如錢先航等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，隨著地方官員政績壓力的增加，城商行會增加中長期貸款，并且信貸資源將投向那些更容易出政績的建筑和房地產(chǎn)行業(yè)，而減少投向難以直接轉(zhuǎn)化為政績的批發(fā)零售業(yè)。曹春方等（2014）也認為，政績壓力會導致地方國有企業(yè)的過度投資行為。陳冬等（2016）則注意到，在經(jīng)濟下行期，地方政府會將稅收和財政支出壓力轉(zhuǎn)嫁到地方國有企業(yè)頭上，使其納稅行為呈現(xiàn)出顯著的“逆經(jīng)濟周期支持效應”。徐業(yè)坤和馬光源（2019）則研究發(fā)現(xiàn)，較大的政績壓力使得地方政府更有動機干預企業(yè)擴張產(chǎn)能，最終導致轄區(qū)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)能利用率顯著下降。

混合所有制是中國國有企業(yè)改革的方向和目標?；旌纤兄聘母锏膶嵸|(zhì)是針對國有企業(yè)“一股獨大”的現(xiàn)象，通過引入非國有資本，增加國有企業(yè)股權(quán)的多元性，發(fā)揮各種類型資本的優(yōu)勢和長處，最終達到共同發(fā)展的制度安排（綦好東等，2017）。張輝等（2016）認為，混合所有制改革主要通過兩種方式影響企業(yè)：一是通過混改使國有企業(yè)經(jīng)營目標更加市場化，減少政府對其經(jīng)營行為的行政干預；二是通過混改促進國有企業(yè)的信息公開程度與透明度，減輕內(nèi)部人控制等問題。因此，這一制度安排必然會伴隨企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)的變化，進而在一定程度上減弱地方政府對國有企業(yè)的影響力和控制權(quán)。特別是當?shù)胤秸凸賳T面臨較大的政績壓力時，其推進國有企業(yè)股權(quán)多元化的動力就會大打折扣。鑒于以上分析，本文提出假設H1：

假設H1：地方政府的政績壓力越大，轄區(qū)內(nèi)地方國有企業(yè)混合所有制改革程度越低。

（三）地方政府政績壓力與混合所有制改革的對象識別

誠如前文所述，在政績壓力較小的地區(qū)，地方政府更傾向于分散國有股權(quán)，而在政績壓力較大的地區(qū)，地方政府更傾向于集中國有股權(quán)。那么，政績壓力對于地方國企控制力的影響是否存在對象選擇上的差異呢?理論上，地方政府干預轄區(qū)內(nèi)企業(yè)混合所有制改革進程需要進行“成本—收益”的權(quán)衡。通常來說，地方政府更傾向于控制“干預成本”較低和“干預收益”較高的國有企業(yè)。

那么，如何識別地方政府“干預成本”的大小呢?本文認為，“金字塔”型股權(quán)架構(gòu)能夠很好地識別這一問題。首先，“金字塔”型股權(quán)架構(gòu)是在不轉(zhuǎn)移企業(yè)控制權(quán)的前提下，實現(xiàn)有效的分權(quán)化管理。在這樣的架構(gòu)中，終極控制人雖然通過直接持股和間接人事任免等手段實現(xiàn)了對不同層級企業(yè)的控制，但層級的增加卻降低了企業(yè)經(jīng)營信息從底層到頂層的傳遞效率，增加了實際控制人干預企業(yè)的成本。干預成本的增加必定會降低頂層干預底層生產(chǎn)經(jīng)營的意愿，加強了底層企業(yè)的市場化經(jīng)營程度。其次，在中國國有企業(yè)中，普遍存在這種“金字塔”型股權(quán)架構(gòu)，政府通過這種股權(quán)結(jié)構(gòu)控制和影響著各類型的國有企業(yè)。最后，在經(jīng)驗研究方面，“金字塔”型股權(quán)架構(gòu)作為法律保護的替代機制可以保護公司免受政府行政干預的結(jié)論也多次被印證。如，隨著地方國有企業(yè)“金字塔”層級的增加，企業(yè)的過度投資行為減少、稅收負擔減輕、經(jīng)理人薪酬與會計業(yè)績的相關(guān)性變強、企業(yè)創(chuàng)新意愿提高等（Fan等，2013；Zhang等，2016；江軒宇，2016；周靜和辛清泉，2017）。因此，在政績壓力較大的情況下，考慮到具體的干預成本，地方政府更傾向于控制金字塔層級較少的地方國有企業(yè)，進而阻礙了這類國有企業(yè)的混合所有制改革進程。鑒于以上分析，本文提出假設H2：

假設H2：相對于金字塔層級多的企業(yè)，地方政府政績壓力對混合所有制改革的抑制效應在金字塔層級少的企業(yè)中更為顯著。

進一步識別“干預收益”的大小。地方政府和官員往往會將自身的政績考核壓力分攤至轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)，使他們形成政策性負擔（Lin和Li，2008）。這些政策性負擔包括，因充實地方財政資金而使企業(yè)承擔高額稅負（陳春華等，2019）、因保證地區(qū)就業(yè)穩(wěn)定而使企業(yè)雇傭更多員工（曾慶生和陳信元，2006）、因拉動當?shù)谿DP而使企業(yè)過度投資等（曹春方等，2014）。但并不是所有企業(yè)都有承擔政策性負擔的能力，地方政府和官員更傾向于讓有能力承擔政策性負擔的企業(yè)分擔其壓力，特別是當他們面臨較大的政績壓力時。錢先航等（2011）認為，地方政府會將信貸資源引向更容易出政績的領域和行業(yè)。陳冬等（2016）認為，在經(jīng)濟下行期，地方政府會將稅收壓力和財政支出壓力通過稅收行政介入的方式轉(zhuǎn)嫁到國有企業(yè)。而異質(zhì)股東的引入，會弱化地方政府在企業(yè)中的話語權(quán)，企業(yè)政策性負擔的承擔也會隨之降低（張輝等，2016）。因此，在政績壓力較大的情況下，考慮到具體的干預收益，地方政府更傾向于控制能夠較好承擔政策性負擔的地方國有企業(yè)，進而阻礙了這類國有企業(yè)的混合所有制改革進程。鑒于以上分析，本文提出假設H3：

假設H3：相對于政策性負擔輕的企業(yè)，地方政府政績壓力對混合所有制改革的抑制效應在政策性負擔較重的企業(yè)中更為顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

1. 樣本選擇

本文研究的是市級政府的政績壓力對轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)混合所有制改革的影響。因此本文選擇了2007年至2016年滬深兩市A股市縣級國有上市公司為初選研究樣本。在此基礎上剔除了如下樣本。（1）剔除金融、保險類上市公司樣本；（2）剔除B股上市的公司樣本；（3）剔除AB股或AH股交叉上市的公司樣本；（4）剔除公司財務數(shù)據(jù)、地方經(jīng)濟數(shù)據(jù)缺失的樣本；（5）剔除特定功能類的國有企業(yè)樣本。這是因為，2015年國務院發(fā)布《關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的意見》中指出分類改革的思路，對處于充分競爭行業(yè)和領域的商業(yè)類國有企業(yè)推行股權(quán)多元化的混合所有制改革；而對處于重點行業(yè)和關(guān)鍵領域的商業(yè)類國有企業(yè)（即特定功能類國有企業(yè)）要保持國有資本控股地位，有條件的支持非國有資本參股。即特定功能類國有企業(yè)的混合所有制改革仍處在相對管制的階段。因此，本文將該種類型的國有企業(yè)剔除。根據(jù)《關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的意見》，并參考魏明海等（2017）的研究，本文將以下兩類樣本定義為特定功能類國有企業(yè)：第一，涉及國家經(jīng)濟安全和主導國民經(jīng)濟命脈的行業(yè)，即軍工、電網(wǎng)電力、石油石化、電信、煤炭、民航和航運等；第二，肩負改善民生和保障城市安全等功能的國有企業(yè)，即供水、供氣、供熱、電力、通信、公共交通、物流配送、防災避險等國有企業(yè)。通過上述條件篩選，最終得到2551個公司樣本的觀測值。

2. 數(shù)據(jù)來源

地方國有企業(yè)混合所有制程度的原始數(shù)據(jù)來自上市公司年度報告和天眼查等網(wǎng)站；地方政府政績壓力的原始數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，其他宏觀數(shù)據(jù)也來源于此；公司財務數(shù)據(jù)和企業(yè)產(chǎn)權(quán)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設定和變量說明

借鑒馬連福等（2015）、陳仕華和盧昌崇（2017）的研究，本文構(gòu)建模型（1）對假設H1進行檢驗。假設H2和假設H3的檢驗是基于模型（1），分別根據(jù)上市公司的“金字塔層級”多少和政策性負擔輕重進行的分組再檢驗。

1. 被解釋變量：混合所有制改革（Ref）的衡量

本文借鑒馬連福等（2015）、郝陽和龔六堂（2017）的研究，首先，通過公司年報報告、天眼查網(wǎng)站判讀前10大股東的股權(quán)性質(zhì)。其次，將前10大股東的股權(quán)性質(zhì)分為國有股東、外資股東、民營法人股東、機構(gòu)投資者和自然人五類，其中，后四類統(tǒng)稱為非國有股股東。最后，根據(jù)國有股和非國有股的比例在各個維度構(gòu)建關(guān)于地方國企混改程度的指標。具體做法是：第一，構(gòu)建混合主體深入度（Nostatecgpr）指標，采用前10大股東中非國有股東持股比例之和量化。Nostatecgpr數(shù)值越大，表示國有企業(yè)中非國有股東持股比例越高，混合所有制改革的程度越高；第二，構(gòu)建混合主體制衡度（Restr）指標，采用非國有股東持股比例除以國有股東持股比例作為混合主體制衡度的代理變量，Restr數(shù)值越大，表示非國有股東對國有股東的制衡程度越高，混合所有制改革的程度越高。

2. 解釋變量：政府政績壓力（Psc）

參考錢先航等（2011）、曹春方等（2014）的研究，采用各城市GDP增長率和財政盈余率兩組數(shù)據(jù)衡量地方政府政績壓力（Psc）。計算過程如下：首先，分別從上市公司注冊地提取并計算每個城市的GDP增長率和財政盈余率。其中，GDP增長率=（年末GDP-年初GDP）÷年初GDP；財政盈余率=（財政收入-財政支出）÷財政收入。其次，考慮到各城市經(jīng)濟規(guī)模、資源稟賦的不同，以及地方官員之間的相對業(yè)績考核機制，本文將各城市分為普通城市、副省級城市和直轄市三類可對比城市組，①副省級城市共15個，分別為：廣州、武漢、哈爾濱、沈陽、成都、南京、西安、長春、濟南、杭州、大連、青島、深圳、廈門和寧波；直轄市共4個，分別為北京、上海、天津和重慶。地方政府政績壓力要在可對比城市組內(nèi)進行比較。再次，以各地區(qū)、各對比組GDP總量為權(quán)重加權(quán)計算各城市GDP增長率和財政盈余率。最后，按照可對比城市組的比較邏輯，對所屬城市進行分類比較，當某城市加權(quán)GDP增長率和財政盈余率小于對比組中的加權(quán)平均數(shù)時，賦值為1，否則為0。政績壓力指數(shù)的賦值范圍為0至2，指數(shù)值越大，政績壓力也越大。

3. 分組變量

（1）金字塔層級（Rank）的分組標準。金字塔層級（Rank）用最終控制人到上市公司之間的代理鏈條長度來表示。如果金字塔層級（Rank）小于等于樣本中位數(shù)，將其定義為金字塔層級較少的樣本組；反之，如果金字塔層級（Rank）大于樣本中位數(shù)，將其定義為金字塔層級較多的樣本組。

（2）政策性負擔（Burden）的分組標準。本文根據(jù)企業(yè)的政策性負擔（Burden）是否高于所在行業(yè)、年度的中位數(shù)將全樣本分成政策負擔重和政策性負擔輕的兩組樣本。本文借鑒張霖琳等（2015）關(guān)于國有企業(yè)政策性負擔（Burden）的計量方法。構(gòu)建模型（2）以估計企業(yè)的政策性負擔。其中，因變量INTENC表示資本密集程度，用每百萬資產(chǎn)雇傭員工衡量，Sizei，t-1，Levi，t-1，Growthi，t-1，Roai，t-1，Capitali，t-1分別代表第t-1年的公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入增長率、資產(chǎn)收益率及資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，并進行地區(qū)（District），年度（Year）及行業(yè)（Ind）的控制；其次，計算企業(yè)實際資本密集程度與經(jīng)濟要素稟賦所決定的最優(yōu)資本密集程度的偏離。正殘差表現(xiàn)為戰(zhàn)略性負擔，源于地方經(jīng)濟增長任務推動下企業(yè)被迫進入具有比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的行業(yè)或采用比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的技術(shù)，使得其實際資本密度要高于最優(yōu)資本密集程度，而負殘差表現(xiàn)為雇傭冗員的社會性負擔。對殘差ε取絕對值以衡量國有企業(yè)的政策性負擔（Burden）。

4. 控制變量的選取

參考馬連福等（2015）、蔡貴龍等（2018）、陳仕華和盧昌崇（2017）的研究，選取企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（Roa）、營業(yè)收入增長率（Growth）、第一大股東持股比例（No1）、董事會規(guī)模（Bdsize）、董事會獨立性（Indsize）、董事長和總經(jīng)理是否兩職合一（Same）、高管薪酬指標（Wage）、四大審計（Big4）及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Gdpsc）等指標作為主要控制變量。此外，模型（1）中還控制了行業(yè)（Ind）和年度（Year）的固定效應。具體變量定義詳見表1。

表1 主要變量定義表

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文對主要的連續(xù)性變量進行上下1%的Winsorize處理，以消除極端值的影響。表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，樣本企業(yè)的混合主體深入度（Nostatecgpr），即前10大股東中非國有股比例之和最大值為44.06%，最小值為0.803%，存在較大的差異，均值為11.56%，樣本企業(yè)的混合主體深入度仍處于較低水平；樣本企業(yè)的混合主體制衡度（Restr），即前10大股東中非國有股持股與國有股持股之比的最大值為1.927，最小值為0.012，均值與中位數(shù)分別為0.374與0.206，樣本企業(yè)的混合主體制衡度差異較大，且國有股東占據(jù)絕對優(yōu)勢。樣本企業(yè)所在城市的政府政績壓力（Psc）均值和標準差分別為0.613和0.594，最小值和最大值分別為0和2，中位數(shù)為1。這說明政績壓力在個體之間存在差異，且整體分布較為均勻。其他主要變量均在合理范圍內(nèi)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）單變量分析

表3提供了混合所有制改革的分樣本統(tǒng)計結(jié)果。首先，Panel A根據(jù)政績壓力的中位數(shù)將樣本分成政績壓力小的樣本組（Psc〈1）和政績壓力大的樣本組（Psc≥1）。在地方政府政績壓力小的樣本組中，混合主體深入度（Nostatecgpr）和混合主體制衡度（Restr）的均值分別為11.940和0.389，比政府政績壓力大的樣本組高出0.678和0.027，均值差異性測試的T值分別為1.781和1.683，且均通過了10%的顯著性水平測試，假設H1得到初步驗證。

其次，Panel B根據(jù)金字塔層級的中位數(shù)將樣本分為金字塔層級少的樣本組（Rank〈=2）和金字塔層級多的樣本組（Rank〉2）。在金字塔層級少的樣本組中，混合主體深入度（Nostatecgpr）和混合主體制衡度（Restr）在政績壓力較小和較大的兩樣本中，均值差異性測試的T值分別為1.722（通過了10%的顯著性水平測試）和1.273（未通過顯著性水平測試）；而在金字塔層級多的樣本組中，衡量混改程度的兩個指標在政績壓力較小和較大兩樣本中，均值差異性測試顯示不存在顯著性差異，為假設H2提供了初步的證據(jù)。

最后，Panel C根據(jù)企業(yè)政策性負擔的年度行業(yè)中位數(shù)將樣本分為政策性負擔重的樣本組（Burden〉行業(yè)年度中位數(shù)）和政策性負擔輕的樣本組（Burden〈=行業(yè)年度中位數(shù)）。在政策性負擔重的樣本組中，混合主體深入度（Nostatecgpr）和混合主體制衡度（Restr）在政績壓力較小和較大的兩樣本中，均值差異性測試的T值分別為2.242和1.743，均至少通過了10%的顯著性水平測試；而在政策性負擔輕的樣本組中，衡量混改程度的兩個指標在政績壓力較小和較大的兩樣本中，均值差異性測試顯示不存在顯著性差異，為假設H3提供了初步的證據(jù)。

表3 混合所有制改革的分樣本統(tǒng)計表

（三）多元回歸分析

1. 地方政府政績壓力與國企的混合所有制改革-主效應回歸

表4報告了假設H1的回歸結(jié)果。其中，第（1）和第（2）列未加入行業(yè)和年度的固定效應，第（3）和第（4）列加入了行業(yè)和年度的固定效應?；貧w結(jié)果顯示，地方政府的政績壓力（Psc）回歸系數(shù)分別為-0.5893、-0.0278、-0.7277和-0.0338，且均通過了至少10%的顯著性水平測試。這說明，地方政府政績壓力越大，轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)的混合主體深入度與混合主體制衡度越低，假設H1得以驗證。

在控制變量方面，首先，公司規(guī)模（Size）和資產(chǎn)負債率（Lev）的回歸結(jié)果不顯著。這說明，公司規(guī)模大小和資產(chǎn)負債率的高低并不會對國有企業(yè)的混合所有制改革產(chǎn)生影響。這里需要特別指出的是，公司規(guī)模的檢驗結(jié)果與早期國有企業(yè)改革“抓大放小”的相關(guān)政策并不矛盾，因為混合所有制改革更強調(diào)公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化，“抓大放小”政策更強調(diào)公司控制權(quán)的轉(zhuǎn)換。其次，公司資產(chǎn)收益率（Roa）越高，其混合主體的深入度與制衡度均較高，這從側(cè)面也說明，非國有股股東更傾向于參股經(jīng)營業(yè)績好的企業(yè)。再次，第一大股東持股比例（No1）與混合主體深入度（Nostatecgpr）、混合主體制衡度（Restr）的回歸結(jié)果呈顯著負相關(guān)關(guān)系，高管薪酬（Wage）與混合主體深入度（Nostatecgpr）、混合主體制衡度（Restr）的回歸結(jié)果呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這說明控制權(quán)的過度集中在一定程度上會降低非國有股東的參股動機。最后，公司所在城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Gdpsc）中第三產(chǎn)業(yè)占比超過第二產(chǎn)業(yè)占比越高，該地區(qū)公司其混合所有制改革程度越高，這在一定程度上表明，混合所有制改革與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展程度密切相關(guān)。

表4 假設H1:地方政府政績壓力與地方國企混合所有制改革

2. 地方政府政績壓力、金字塔層級與混合所有制改革

表5報告了假設H2的回歸結(jié)果。本文按照全樣本中金字塔層級的中位數(shù)，將全樣本分為金字塔層較多的樣本組（Rank〉2）和金字塔層級較少的樣本組（Rank≤2）。表5中第（1）和第（2）列被解釋變量為混合主體深入度（Nostatecgpr），第（3）和第（4）列被解釋變量為混合主體制衡度（Restr）。第（1）和第（3）列為金字塔層級較少的樣本組的回歸結(jié)果，第（2）和第（4）列為金字塔層級較多的樣本組的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，當被解釋變量為混合主體深入度（Nostatecgpr）時，在金字塔層級少的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-1.0139，通過了5%的顯著性水平測試，而在金字塔層級較多的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-0.008 7，未通過顯著性水平測試。當被解釋變量為混合主體制衡度（Restr）時，也有類似結(jié)果。這說明，在政績壓力較大的情況下，出于“干預成本”的考量，地方政府更傾向于控制金字塔層級少的國有企業(yè)，進而阻礙了這類國有企業(yè)的混合所有制改革進程，假設H2得到了驗證。

表5 假設H2:地方政府政績壓力、金字塔層級與混合所有制改革

3. 地方政府政績壓力、政策性負擔與混合所有制改革

表6報告了假設H3的回歸結(jié)果。本文按照行業(yè)年度政策性負擔的中位數(shù)，將全樣本分為政策性負擔較重的樣本組（Burden〉中位數(shù)）和政策性負擔較輕的樣本組（Burden≤中位數(shù)）。表6中第（1）和第（2）列被解釋變量為混合主體深入度（Nostatecgpr），第（3）和第（4）列被解釋變量為混合主體制衡度（Restr）。第（1）和第（3）列為政策性負擔較重的樣本組的回歸結(jié)果，第（2）和第（4）列為政策性負擔較輕樣本組的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，當被解釋變量為混合主體深入度（Nostatecgpr）時，在政策性負擔較重的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-1.2678，通過了1%的顯著性水平測試，而在政策性負擔較輕的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-0.2481，未通過顯著性水平測試。當被解釋變量為混合主體制衡度（Restr）時，也有類似結(jié)果。這說明，在政績壓力較大的情況下，出于“干預收益”的考量，地方政府更傾向于控制政策性負擔較重的國有企業(yè)，進而阻礙了這類國有企業(yè)的混合所有制改革進程，假設H3得到了驗證。

表6 假設H3:地方政府政績壓力、政策性負擔與混合所有制改革

續(xù)表6 假設H3:地方政府政績壓力、政策性負擔與混合所有制改革

五、進一步研究

（一）地方政府政績壓力、官員異質(zhì)性與混合所有制改革

政府決策過程是通過官員來完成的，因此政府行為背后更多是官員個體意志的體現(xiàn)（錢先航等，2011）。在中國，政府的行政權(quán)力又主要集中在各級黨委，特別是黨委“一把手”中（周黎安，2007）。因此，地方政府的施政方向很大程度上取決于地方主政官員的自身偏好。鑒于此，基于地方主政官員異質(zhì)性的視角，探尋地方政府政績壓力對混合所有制改革的影響很有必要。本文借鑒曹偉等（2017）、張華和唐玨（2019）的研究，從官員年齡和任期等時間維度、官員的企業(yè)經(jīng)歷等空間維度探究官員異質(zhì)性對政績壓力與混合所有制改革的影響。

在官員年齡方面。一方面，年齡較小的官員由于其未來晉升空間大，政治晉升激勵的作用強，因此其干預和控制轄區(qū)經(jīng)濟的動機也越明顯（王賢彬等，2009）。另一方面，混合所有制改革過程中難免涉及財權(quán)、事權(quán)等核心利益的重新配置（綦好東等，2017）。因此，相比于年齡較大的官員來說，年齡較小的官員可能更傾向于采取觀察和保守的態(tài)度。鑒于上述分析，本文預期，地方政府的政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在地方官員年齡較小的樣本中更為明顯。在衡量方式上，本文將地級市市委書記年齡大于55歲、副省級城市市委書記年齡大于57歲，以及直轄市市委書記年齡大于67歲的定義為年齡較大組；反之，定義為年齡較小組。

在官員任期方面。一方面，地方官員任期越長，意味著其距離任期考核的時點越來越近，這勢必會加大其對轄區(qū)經(jīng)濟的干預動機。另一方面，地方官員任期越長，意味著其與轄區(qū)地方國企高管之間存在更多的交流與合作，彼此之間更為熟悉，也更方便對轄區(qū)國企實施干預（潘紅波等，2018）。因此，相較于任期較短的地方官員來說，任期長的官員可能更傾向于控制和影響地方國有企業(yè)。鑒于上述分析，本文預期，地方政府的政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在地方官員任期較長的樣本中更為明顯。在衡量方式上，本文將樣本企業(yè)所在城市市委書記任期高于可對比城市市委書記任期年度中位數(shù)的定義為長任期組；反之，定義為短任期組。①需要特別說明的是，官員上任通常是在年中的某一月份開始的，對于在一年中的1-6月上任的，將該年記為該市委書記上任的開始年份；對于在一年中的7-12月上任的，將次年記為該市委書記上任的開始年份。

在官員的企業(yè)任職經(jīng)歷方面，如果地方官員具有企業(yè)任職經(jīng)歷，那么其對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動更為了解，與企業(yè)之間的交流與合作會更容易開展，因此對企業(yè)的干預能力相對較強。特別是當政績壓力較大時，具有企業(yè)任職經(jīng)歷的官員更有能力基于自己的工作經(jīng)歷和人脈關(guān)系影響轄區(qū)國企的混合所有制改革進程，以便服務于自身的政績訴求。鑒于上述分析，本文預期，地方政府的政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在地方官員具有企業(yè)任職經(jīng)歷的樣本中更為明顯。在衡量方式上，本文將市委書記存在企業(yè)任職經(jīng)歷的，定義為存在企業(yè)任職經(jīng)歷樣本組；否則，定義為不存在企業(yè)任職經(jīng)歷樣本組。

表7提供了官員異質(zhì)性部分的多元回歸統(tǒng)計結(jié)果。具體來說，Panel A列示了基于官員年齡的多元回歸結(jié)果。其中，在官員年齡較小的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-0.7121和-0.0284，均通過了5%的顯著性水平測試；而在官員年齡較大的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-0.1991和-0.0195，均未通過顯著性水平測試。這說明，地方政府的政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在地方官員年齡較小的樣本中更為明顯。

表7 地方政府政績壓力、官員異質(zhì)性與混合所有制改革

Panel B列示了基于官員任期的多元回歸結(jié)果。其中，在官員任期較長的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-1.1830和-0.0471，均通過了1%的顯著性水平測試；而在官員任期較短的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-0.2818和-0.0239，均未通過顯著性水平測試。這說明，地方政府的政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在官員任期較長的樣本組中更為明顯。

Panel C列示了基于官員是否有企業(yè)任職經(jīng)歷的多元回歸結(jié)果。其中，在具有企業(yè)任職經(jīng)歷的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-1.3366和-0.0628，均至少通過了5%的顯著性水平測試；而在無企業(yè)任職經(jīng)歷的樣本組中，政績壓力（Psc）回歸系數(shù)為-0.2285和-0.0104，均未通過顯著性水平測試。這說明，地方政府的政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在官員具有企業(yè)任職經(jīng)歷的樣本組中更為明顯。

（二）治理效應的研究

雖然地方政府的政績考核壓力在一定程度上阻礙了國有企業(yè)的混合所有制改革進程，但不能否認晉升錦標賽的激勵效果。在這種激勵模式下，如何揚長避短、趨利避害保證混合所有制改革的順利進行則是本文需要繼續(xù)回答的另一問題。下文主要從積極發(fā)展非公有制經(jīng)濟和地方政府考核機制轉(zhuǎn)變兩個層面上進行進一步研究。

在發(fā)展非公有制經(jīng)濟方面，一方面，非公有制經(jīng)濟的發(fā)展對地方經(jīng)濟的增長以及就業(yè)增長等方面具有較大的貢獻。特別是當?shù)貐^(qū)非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，會減輕地方政府對轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)的依賴程度。另一方面，地區(qū)非公有的資本實力較為雄厚時也有利于其參股轄區(qū)內(nèi)的國有企業(yè)，進一步促進國有企業(yè)的股權(quán)多元化。因此，本文預期，地方非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平的提升可以緩解地方政府政績壓力對地方國企混合所有制改革的抑制作用。在衡量方式上，本文按照各省份非公有制企業(yè)固定資產(chǎn)比重來衡量非公有制經(jīng)濟在當?shù)氐陌l(fā)展程度。①非公有制企業(yè)固定資產(chǎn)比重＝期末非公有制企業(yè)固定資產(chǎn)總額÷期末規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)總額。如果上市公司所在省份的非公有制企業(yè)固定資產(chǎn)比例大于所有省份的年度中位數(shù)，則定義為非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平高組；反之，定義為非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平低組。

在地方政府考核機制的轉(zhuǎn)變方面。早在2006年，中央政府就開始制定并頒布了類似于《體現(xiàn)科學發(fā)展觀要求的地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價試行辦法》《關(guān)于印發(fā)節(jié)能減排綜合性工作方案的通知》等規(guī)章制度，試圖改變官員政績考評內(nèi)容，打破“唯GDP”論。但由于指標衡量直觀、政績考核需要等問題，GDP增速和財政收入等指標依然在上級對下級的評分系統(tǒng)中占據(jù)首位（姚洋和張牧揚，2013）。在2013年全國組織工作會議上，習近平同志提出，要把民生改善、社會進步、生態(tài)效益等指標和實績作為重要考核內(nèi)容，再也不能簡單地以國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率來論英雄了。至此開始，中國多個省份開始對市、縣（區(qū)）官員的政績考核進行調(diào)整。②如，2014年7月山西省取消了國定貧困市（縣）的“GDP增長速度”指標；2014年8月福建省下發(fā)通知，取消了34個縣（市）的GDP考核；2015年1月上海市政府工作報告中未提及GDP增長預期等。因此，本文有預期，從2013年開始的政績觀轉(zhuǎn)變將會正向調(diào)節(jié)地方政府政績壓力對地方國企混合所有制改革抑制作用的影響。

表8提供了治理效應的多元回歸統(tǒng)計結(jié)果。具體來說，Panel A列示了積極發(fā)展非公有制經(jīng)濟的多元回歸結(jié)果。其中，第（1）列和第（2）列采用混合主體深入度（Nostatecgpr）衡量混合所有制程度；第（3）列和第（4）列采用混合主體制衡度（Restr3）衡量混合所有制程度。在第（1）和第（3）列非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平低的樣本組中，政績壓力（Psc）的回歸系數(shù)分別為-1.2533和-0.0645，且均通過了5%的顯著性水平測試；但在第（2）和第（4）列非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平高的樣本組中，政績壓力（Psc）的回歸系數(shù)分別為-0.5342和-0.0217，均未通過顯著性水平測試。這說明，非公有制經(jīng)濟發(fā)展水平的提升可以緩解地方政府政績壓力對地方國企混合所有制改革的抑制作用。

表8 治理效應的研究

Panel B列示了地方政府考核機制轉(zhuǎn)變的多元回歸結(jié)果。其中，第（1）列和第（2）列采用混合主體深入度（Nostatecgpr）衡量混合所有制程度；第（3）列和第（4）列采用混合主體制衡度（Restr）衡量混合所有制程度。在第（1）和第（3）列政績觀還未改變之前，政績壓力（Psc）的回歸系數(shù)分別為-1.4099和-0.0556，且均通過了1%的顯著性水平測試；第（2）和第（4）列政績觀改變之后，政績壓力（Psc）的回歸系數(shù)分別為0.3481和-0.0021，均未通過顯著性水平測試。這說明，官員政績考核觀的改變，在一定程度上緩解了政績壓力對國有企業(yè)混合所有制改革的抑制作用。

六、穩(wěn)健性檢驗①鑒于篇幅限制，本文省略了穩(wěn)健性檢驗的部分實證結(jié)果，如有需要，可向通訊作者索取。

（一）內(nèi)生問題的處理

考慮到本文可能存在遺漏變量等問題導致的內(nèi)生問題，為此，本文采用工具變量（IV）法控制可能存在的內(nèi)生問題。工具變量的選取原則需滿足以下兩個條件：第一，與內(nèi)生變量高度相關(guān)；第二，與被解釋變量無關(guān)。本文選取地區(qū)客運量的對數(shù)（Lky）作為地方政府政績壓力（Psc）的工具變量。理論上，地區(qū)客運量是一個較為合理的工具變量。這是因為，地區(qū)客運量反映了一個地區(qū)的外來人口數(shù)量，從側(cè)面反映了地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和財政狀況，地區(qū)客運量越多，地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和財政狀況越好，地方政府的政績壓力相對越低。由此可知，地區(qū)客運量與地方政府政績壓力高度相關(guān)，而地區(qū)客運量與混合所有制改革在理論層面并不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。同時，我們對選取的工具變量（地區(qū)客運量的對數(shù)）進行了弱工具變量檢驗。Cragg-Donald檢驗的F值為52.8603，遠大于臨界值10，即拒絕“存在弱工具變量的假設”。同時，在一階段的回歸結(jié)果中，地區(qū)客運量（Lky）的回歸系數(shù)為-0.1042，t值為-7.2416，通過了1%的顯著性測試，說明地區(qū)客運量（Lky）與政績壓力（Psc）高度相關(guān)，不存在弱工具變量的問題。

（二）替換被解釋變量

還借鑒馬連福等（2015）、郝陽和龔六堂（2017）的研究，構(gòu)建混合主體多樣性（Mix）②混合主體多樣性（Mix）是將樣本企業(yè)前10大股東的性質(zhì)區(qū)分為五類：國有股東、外資股東、民營股東、機構(gòu)投資者、自然人，當僅有一種性質(zhì)的股東時，Mix取值為1，當存在兩種性質(zhì)的股東時，Mix取值為2，依此類推。和非國有資本參股比例是否超過10%（Dumnos10）③非國有資本參股比例是否超過10%（Dumnos10）是虛擬變量。若非國有股東參股比例超過10%則定義為1，否則定義為0。指標來衡量國有企業(yè)的混合所有制改革程度。前文的研究結(jié)果并未發(fā)生實質(zhì)性改變。

（三）針對中央和省級國企進行回歸

本文中地方政府的政績壓力是基于城市層面數(shù)據(jù)構(gòu)建的。理論上，用本文方法構(gòu)建的地方政府政績壓力指標應該僅對市級及市級以下國有企業(yè)的混合所有制改革產(chǎn)生影響，并不能影響省級以上國有企業(yè)的混改進程。為此，本文分別以省級國有企業(yè)和中央企業(yè)為樣本重新進行了回歸?；貧w結(jié)果表明，政績壓力（Psc）在省級和中央國企樣本中的回歸系數(shù)均不顯著。

（四）剔除失去晉升激勵的樣本回歸

本文研究的前提條件是官員存在晉升激勵。但在現(xiàn)實中，地方官員可能存在激勵不足，甚至是過分追求個人私利的情況（錢先航等，2011）。因此，本文剔除了落馬的市委書記樣本，回歸結(jié)果未發(fā)生改變。

（五）極端值影響的分位數(shù)回歸

考慮到被解釋變量的樣本分布方差較大，最小值、中位數(shù)和最大值存在較大差異，本文的實證結(jié)果可能是由于極值導致的。因此，本文設置了三個分位點：30%、50%和70%。在不同分位數(shù)下，政績壓力（Psc）的回歸系數(shù)均顯著為負。因此，本文的研究結(jié)論并非極端值導致的。

（六）其他穩(wěn)健性檢驗

本文進一步檢驗了市委書記級別、直轄市以及黨組織治理差異是否會影響前文的研究邏輯、實證研究表明，上述差異不會影響政績壓力對混合所有制改革的抑制作用。

七、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建地方政府的政績壓力指數(shù)和國企混合所有制改革程度指標，實證檢驗了地方政府的政績壓力對所在轄區(qū)國有企業(yè)混合所有制改革的影響。文章研究發(fā)現(xiàn)，地方政府的政績壓力越大，轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)的混合所有制改革程度越低。這是因為，混合所有制改革減弱了地方政府對國有企業(yè)的影響力和控制權(quán)。因此，當政績壓力較大時，減緩國企的混改進程以便服務于自身的政績考核是地方政府的理性選擇。同時，出于干預過程中“成本—收益”考量，地方政府會對混合所有制改革的對象進行選擇。即在政績壓力較大的情況下，地方政府更傾向于阻礙金字塔層級少、政策性負擔重的國有企業(yè)進行混改。進一步結(jié)合官員個體異質(zhì)性特點研究發(fā)現(xiàn)，地方政府政績壓力對混合所有制改革的抑制作用在官員年齡小、任期長、具有企業(yè)任職經(jīng)歷的樣本中更為明顯。最后，基于國家治理效應，文章研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)非公有制經(jīng)濟的發(fā)展和地方政府政績考核方式的轉(zhuǎn)變會弱化政績壓力對混合所有制改革的抑制作用。

基于已有研究結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，中央政府應該深化地方政府政績考核機制，加快干部人事體系管理改革，降低行政干預對企業(yè)各項決策的影響。財政分權(quán)體系下的地方政府、經(jīng)濟指標考核下的地方官員，在成功帶動中國經(jīng)濟發(fā)展的過程中，其作用的局限性也在不斷顯現(xiàn)。

第二，在重視政府層面的制度改革外，也應當繼續(xù)降低政府行政干預影響，減少企業(yè)承擔的政策性負擔。為實現(xiàn)財政收入最大化、GDP高增長和穩(wěn)定就業(yè)率等社會、政治目標，地方政府會控制轄區(qū)國有企業(yè)，并使得其承擔較重的政策性負擔。

第三，發(fā)展本地區(qū)非公有制經(jīng)濟也是促進混合所有制改革順利進行的外部保障。本文經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，當?shù)胤枪兄平?jīng)濟發(fā)展水平越高，地方政府政績壓力對于轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)混合所有制改革的阻礙作用越弱。因此，積極發(fā)展非公有制經(jīng)濟，不僅有利于本地區(qū)各類資本的有機結(jié)合，而且有利于國有企業(yè)混合所有制改革的實現(xiàn)。