國有持股比例降低與國企全要素生產(chǎn)率
——基于多期DID 模型分析

謝眾，王 昊，戴前智

（合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601）

一、引言

《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》中指出，要按照“完善治理、強(qiáng)化激勵(lì)、突出主業(yè)、提高效率的要求，深化國有企業(yè)混合所有制改革”?；旌纤兄聘母锏耐七M(jìn)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的順利實(shí)現(xiàn)有賴于激發(fā)國有企業(yè)活力和促進(jìn)轉(zhuǎn)型升級（黃速建等，2018）。國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的一個(gè)重要途徑是提升企業(yè)的資源配置效率，而全要素生產(chǎn)率作為提高資源配置效率的指標(biāo)顯得尤為重要（蔡昉，2018）。在國內(nèi)就業(yè)率、投資比率等難以大幅增長階段，國有企業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿σ?，以各種要素投入之外的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)（也即全要素生產(chǎn)率），其重要性日益凸顯。2022 年是國有企業(yè)改革“三年行動(dòng)方案”的收官之年，也是不斷完善國有資本監(jiān)管體制、深化混合所有制改革的攻堅(jiān)之年?；旌纤兄聘母镒鳛榻?jīng)濟(jì)體制改革的重要舉措，對促進(jìn)國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、國有資本優(yōu)化布局具有長遠(yuǎn)意義，對實(shí)現(xiàn)第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)、全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國發(fā)揮重要的戰(zhàn)略支撐。20 世紀(jì)90 年代國企改革主要目標(biāo)是扭轉(zhuǎn)經(jīng)營虧損，而現(xiàn)階段混合所有制改革的重要目標(biāo)是提高國有企業(yè)和國有資本的經(jīng)營效率。當(dāng)前，相對于非國有企業(yè)極具競爭力的要素配置效率，國有企業(yè)在全要素生產(chǎn)率方面稍顯不足，改革后的國企仍然存在“一股獨(dú)大”“大型國企壟斷”等現(xiàn)象，沒有形成有效的投資主體多元化機(jī)制，混合所有制改革步入“深水區(qū)”，難以實(shí)現(xiàn)提升經(jīng)營效率的重要目標(biāo)。

改革開放以來，國企改革大體經(jīng)歷了從“放權(quán)讓利”的初步探索階段，到“抓大放小”的戰(zhàn)略發(fā)展階段，再到“規(guī)范治理”的深化改革階段?；旌纤兄聘母镒鳛閲蟾母锏闹匾h(huán)節(jié)（李剛磊和邵云飛，2021），對于全面深化經(jīng)濟(jì)體制改革、盡快走出國企改革的“深水區(qū)”和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展有著重要作用。產(chǎn)權(quán)改革是國企改革的核心一環(huán)，除了少數(shù)國有獨(dú)資企業(yè)外，大部分國有企業(yè)采取優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)形式，例如通過降低國有持股比例、產(chǎn)權(quán)多元化等來完善產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，激發(fā)國有經(jīng)濟(jì)活力。降低國有持股比例作為實(shí)現(xiàn)國企產(chǎn)權(quán)改革的一種形式，逐漸成為學(xué)術(shù)界研究和爭論焦點(diǎn)。國有企業(yè)在經(jīng)歷股份制改革后，隨著非國有資本的不斷引入，非國有股權(quán)占比不斷提高，國有持股比例持續(xù)下降。國有資本與非國有資本充分融合發(fā)展，一方面有助于緩解國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，以非國有股東的逐利天性來解決企業(yè)效率低下問題；另一方面也起到約束政府、國有企業(yè)、非國有股東的作用，加強(qiáng)對管理者的外部監(jiān)督，解決所有者缺位、追求政治晉升等問題，進(jìn)一步減少政府直接干預(yù)和提升公司治理水平。

綜合來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少關(guān)注國有持股比例降低對國企全要素生產(chǎn)率影響，在效率測度上未考慮環(huán)境因素的影響，也較少研究國企降低國有持股比例的政策沖擊。隨著國企混改的不斷深入，降低國有持股比例的“放權(quán)讓利”方式，能否帶來全要素生產(chǎn)率的提升？不同行業(yè)競爭程度、要素投入類型、企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)、“委托-代理”成本的國企是否存在異質(zhì)性差異？這些都是目前亟需研究的問題?；诖耍疚睦?010—2019年中國A 股制造業(yè)國有企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的影響。本文可能的創(chuàng)新有兩點(diǎn)：①區(qū)別以往文獻(xiàn)的效率指標(biāo)，采用剔除環(huán)境因素與隨機(jī)噪聲后的三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型測算全要素生產(chǎn)率，使得效率指標(biāo)更穩(wěn)健真實(shí)；②從全面深化混合所有制改革視角入手，基于多期雙重差分（DID）模型，研究降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的影響。

二、理論分析

（一）影響機(jī)制分析

馬克思的所有制理論提供了混合所有制改革是提升國企活力、經(jīng)營績效的理論基石（榮兆梓，2014）。生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系之間的相互制約發(fā)展，作為馬克思主義政治經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)，不斷揭示資本主義制度從產(chǎn)生到滅亡的過程，而推動(dòng)所有制不斷發(fā)生變革的原始動(dòng)力來自于生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系之間的矛盾運(yùn)動(dòng)。馬克思認(rèn)為，“所有制”的前提是勞動(dòng)者與生產(chǎn)資料的結(jié)合，是存在勞動(dòng)者和生產(chǎn)資料的所有權(quán)或支配權(quán)之間的規(guī)定性結(jié)合，這種規(guī)定性結(jié)合就是所有制。所有制具有不同的形式，可以分為公有制和私有制，并結(jié)合衍生不同類型的所有制形態(tài)。混合所有制作為中國的一種新經(jīng)濟(jì)形式，自改革開放起已深入融合到我國改革發(fā)展的大勢中去，特別是十八屆三中全會(huì)以來，全面深化混合所有制已經(jīng)成為我國在生產(chǎn)資料所有制改革領(lǐng)域的一項(xiàng)重大亮點(diǎn)?，F(xiàn)階段的國有企業(yè)混合所有制改革，就是要變革最初的國有絕對控股的單一模式，在以公有制為主體情況下，充分融合發(fā)展非公有制。在我國改革開放四十多年的探索與實(shí)踐中，馬克思所有制理論很好的與中國特色社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)具體實(shí)際相結(jié)合，混合所有制經(jīng)濟(jì)孕育而生并蓬勃發(fā)展。

利益相關(guān)者理論也指出，企業(yè)難以僅僅依靠市場競爭來獲取發(fā)展中所需要的全部要素資源，國企在引入非國有股東后，不同性質(zhì)股權(quán)能夠拓展企業(yè)獲取發(fā)展所需要的資源途徑（張雨瀟和楊瑞龍，2022）。國有資本的規(guī)模優(yōu)勢與非國有資本的靈活優(yōu)勢相結(jié)合，實(shí)現(xiàn)異質(zhì)性股權(quán)相互融合的發(fā)展態(tài)勢，有利于共同提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管控能力（張雙鵬等，2019）。國企改革與企業(yè)效率的關(guān)系始終存在爭論與分歧，早期國內(nèi)存在吳敬璉和張維迎等的產(chǎn)權(quán)代理理論，以及林毅夫?yàn)橹饕淼母偁幚碚?。微觀角度上，主要以國有企業(yè)產(chǎn)值比重（魏峰和榮兆梓，2012）、資本邊際產(chǎn)出和配置效率（許召元和張文魁，2015）、企業(yè)創(chuàng)新效率（王業(yè)雯和陳林，2017）等指標(biāo)來進(jìn)行實(shí)證分析，通過比較國企與非國企在經(jīng)營方面的布局，發(fā)現(xiàn)國企在混改后，資本邊際產(chǎn)出提升明顯，工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)一步增加，創(chuàng)新能力也有明顯提升，對國企全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用。宏觀角度上，需要擺脫微觀數(shù)據(jù)的束縛，從我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律（劉元春，2001）及國有企業(yè)所承擔(dān)的社會(huì)職責(zé)等（張永等，2021）方面來深入考查。以往國有經(jīng)濟(jì)不重視創(chuàng)新推動(dòng)發(fā)展，通過研究混改發(fā)現(xiàn)，增加研發(fā)投入（李春玲和任磊，2018）能夠提高國企創(chuàng)新能力，在促進(jìn)創(chuàng)新效率的同時(shí)也帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈更新（宋冬林和李尚，2020），進(jìn)一步拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。本文從政府補(bǔ)助程度和組織復(fù)雜程度兩個(gè)角度來闡述國企降低國有持股比例對全要素生產(chǎn)率的影響。

首先，國企引入非國有股東進(jìn)行混改，引導(dǎo)非國有股東給國企“輸血”，減少政府對國企定向的財(cái)政補(bǔ)貼。政府補(bǔ)助對國企效率的影響，一方面，從資源負(fù)擔(dān)上，國企在獲得政府給予的“定向”補(bǔ)助后，例如通過減稅、降費(fèi)等政策優(yōu)惠形式，承擔(dān)更多社會(huì)公益職責(zé)，生產(chǎn)政府調(diào)控方向的產(chǎn)品，以低于市價(jià)流通于市場，有悖于經(jīng)濟(jì)利潤導(dǎo)向的企業(yè)生產(chǎn)目標(biāo)，造成企業(yè)成本提高、資源配置低效；另一方面，政府給予國企補(bǔ)貼，對外傳遞一種企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量較差、需要政府幫扶的信號，導(dǎo)致投資者做出規(guī)避策略。通常情況下，定向性的政府補(bǔ)貼能影響國企混改進(jìn)程，對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營會(huì)有引導(dǎo)作用。國有企業(yè)接受政府補(bǔ)貼，需要承擔(dān)政策優(yōu)惠傾斜帶來的社會(huì)責(zé)任（孫曉華等，2017），導(dǎo)致資本過度冗余，流向低效率的部門。同時(shí)，政府頒布研發(fā)激勵(lì)補(bǔ)助政策，會(huì)導(dǎo)致被激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱（楊國超等，2017），從而降低企業(yè)研發(fā)績效。特別是企業(yè)在外部環(huán)境因素影響下接受政府補(bǔ)助，會(huì)使企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢（胡春陽和余泳澤，2019）。此外，政府補(bǔ)助的增加，一方面，會(huì)促使企業(yè)滋生騙取補(bǔ)助金的意識，而沒有針對核心業(yè)務(wù)深入經(jīng)營，資本冗余導(dǎo)致效率低下；另一方面，企業(yè)憑借“政治關(guān)聯(lián)”優(yōu)勢（余漢等，2017；張新民等，2019），為獲得更多政府補(bǔ)貼，在招投標(biāo)、戰(zhàn)略投資等方面進(jìn)一步偏離企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主線，從而缺乏系統(tǒng)性與針對性，導(dǎo)致資本利用效率低下。

其次，國企引入非國有股東進(jìn)行混改，完善決策監(jiān)督機(jī)制與提高信息傳遞效率，進(jìn)一步降低國企組織結(jié)構(gòu)冗余。一方面，利潤導(dǎo)向的非國有股東采用現(xiàn)代企業(yè)管理方式，協(xié)助國企提升公司治理水平，促進(jìn)資源配置效率（何瑛等，2022）；另一方面，非國有股東的加入，使得高管決策更加科學(xué)規(guī)范，優(yōu)化了傳統(tǒng)科層制國企管理模式，減少信息傳遞冗余，提升企業(yè)信息傳遞效率。國企混改引入的非國有股東，能夠優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部控制，完善高管激勵(lì)約束機(jī)制（李增福等，2021），使得監(jiān)督機(jī)制更加完善、決策方式更加透明，能有效避免決策多層級傳遞帶來的重復(fù)冗余現(xiàn)象。關(guān)于組織復(fù)雜程度對企業(yè)效率的影響，我國國有企業(yè)在經(jīng)歷股權(quán)改革時(shí)期，采用股權(quán)比例降低、股權(quán)多元化方式能夠降低組織復(fù)雜程度，進(jìn)而提升企業(yè)績效或效率（Liu et al，2015；于文成等，2018；楊萱，2019）。國有企業(yè)組織復(fù)雜程度越高，國有資本傳遞鏈條越長，將面臨較高的股權(quán)投資風(fēng)險(xiǎn)損失（Beuselinck et al，2017），多個(gè)股東之間的合謀動(dòng)機(jī)，也會(huì)造成信息決策的冗余，形成企業(yè)投資非效率現(xiàn)象。

基于以上影響機(jī)制分析，本文提出假說1。

假說1：國有持股比例降低將會(huì)提升國企全要素生產(chǎn)率。具體而言，國有持股比例降低使得國企獲得的政府補(bǔ)助數(shù)量減少和國企組織復(fù)雜度降低，最終使得國企全要素生產(chǎn)率提升。

（二）異質(zhì)性影響分析

由于我國各地區(qū)、各行業(yè)自然稟賦差異和制度環(huán)境影響，國企會(huì)存在發(fā)展態(tài)勢和經(jīng)營效率差異（耿慧芳等，2018）。不同行業(yè)競爭程度的國企，具有不同經(jīng)營目標(biāo)和特征，行業(yè)競爭程度越充分，生產(chǎn)要素越容易從低生產(chǎn)力企業(yè)流向高生產(chǎn)力企業(yè)（劉宏笪等，2021），配置效率進(jìn)一步提升。目前，商業(yè)類國企普遍競爭程度較高，而公益類國企則偏向競爭不夠充分的國企；相對于商業(yè)類國企，公益類國企長期接受政府補(bǔ)助，面向國民經(jīng)濟(jì)重要部門生產(chǎn)非利潤導(dǎo)向的公共產(chǎn)品，其資本利用率低。國企規(guī)模擴(kuò)張并不一定會(huì)提升企業(yè)績效，特別是具有行業(yè)絕對規(guī)模優(yōu)勢的國企，其規(guī)模擴(kuò)張并沒有提高國企經(jīng)營績效（杜雪鋒等，2014）。因此，有必要進(jìn)一步探究不同競爭程度的國企效率的差異。此外，相對勞動(dòng)、技術(shù)要素轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的滯后性，資本的先天逐利性會(huì)加快流向資本偏好企業(yè)，對不同要素投入特征的國企特別是資本密集型國企（魏峰和榮兆梓，2012），其效率改善將更加明顯。國有企業(yè)引入資本要素后，減少普通勞動(dòng)者和技術(shù)人員增加帶來的勞動(dòng)力冗余現(xiàn)象，企業(yè)組織形式更簡潔、結(jié)構(gòu)更簡單，提升企業(yè)發(fā)展和決策運(yùn)營效率。而且，國企引入非國有資本，進(jìn)一步加強(qiáng)非國有股權(quán)約束管理層，提升企業(yè)監(jiān)督管理、避免企業(yè)合規(guī)風(fēng)險(xiǎn)和弱化管理層官僚機(jī)制，從信息治理方面進(jìn)一步提升效率。因此，需要探究勞動(dòng)、資本、技術(shù)等不同要素投入特征的國企，混改對企業(yè)效率產(chǎn)生的影響差異。

企業(yè)負(fù)債率的大小會(huì)影響未來投資意愿，導(dǎo)致投資效率具有差異，而代理成本的增加會(huì)進(jìn)一步影響企業(yè)信息決策效率，并對企業(yè)經(jīng)營效率產(chǎn)生內(nèi)在影響。企業(yè)負(fù)債增加使得債務(wù)的稅盾保護(hù)作用更凸顯，進(jìn)一步節(jié)省企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流，提升資本盈利能力和資金運(yùn)作效率?；旄暮?，政府減少對高杠桿風(fēng)險(xiǎn)的國企財(cái)政補(bǔ)助，轉(zhuǎn)而引導(dǎo)非公有資本緩解債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和提升治理能力，通過債權(quán)人監(jiān)督國企經(jīng)營過程，化解高杠桿國企債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和提升企業(yè)效率。特別是對于初創(chuàng)型、高科技類型的國企，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高、融資杠桿較大，更需要外部資金的介入幫助走出初始困難階段，而這些早期企業(yè)的員工激勵(lì)機(jī)制更加明朗，能夠充分調(diào)動(dòng)員工積極性來提升人力資本運(yùn)作效率。因此，需要對企業(yè)杠桿率的高低情況進(jìn)行異質(zhì)性分析?；旄暮蟮膰箅m然成立經(jīng)理層等治理組織，但信息鏈冗余和利益目標(biāo)不一致，導(dǎo)致“委托人”與“代理人”之間交流成本增加、決策效率損失，“委托-代理”機(jī)制存在改革不力的弊端（秦海林和段曙彩，2021）。多層級交叉架構(gòu)的國企，其代理鏈條較長、代理成本高昂，且受制于國家宏觀調(diào)控的目標(biāo)導(dǎo)向，改革的內(nèi)生動(dòng)力較弱，需要政府出面推動(dòng)改革，進(jìn)一步增加國企改革成本，導(dǎo)致效率低下。而代理鏈簡單的國企，一方面有效避免多層級鏈條的代理機(jī)制，組織結(jié)構(gòu)更趨向簡化，決策信息傳遞更加高效，國企經(jīng)營效率得以提升；另一方面也減少過多“委托人”的行政指令干預(yù)，激發(fā)企業(yè)市場化經(jīng)營的內(nèi)生動(dòng)力，提高要素資源利用效率，進(jìn)一步提升企業(yè)效率。因此，有必要對不同代理鏈成本的國企進(jìn)行異質(zhì)性分析。

基于以上異質(zhì)性影響分析，本文提出假說2 和假說3。

假說2：相對于其他行業(yè)類型國企，國有持股比例降低對競爭性行業(yè)、資本密集型行業(yè)國企全要素生產(chǎn)率的提升影響更大；

假說3：相對于其他類型國企，國有持股比例降低對高杠桿風(fēng)險(xiǎn)、低“委托-代理”成本特征的國企全要素生產(chǎn)率的提升影響更大。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

考慮到上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)最能反映企業(yè)面臨內(nèi)外部環(huán)境影響的經(jīng)營情況，本文選取2010—2019 年A 股制造業(yè)國有企業(yè)為初始樣本，并對該樣本進(jìn)行如下處理：①選取上市公司2010—2019 年的合并報(bào)表數(shù)據(jù)；②剔除退市風(fēng)險(xiǎn)警示的特別處理（ST）、退市風(fēng)險(xiǎn)警示（*ST）、特別轉(zhuǎn)讓（PT）等具有經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)；③剔除企業(yè)存續(xù)期不滿10 年的上市企業(yè)；④剔除企業(yè)性質(zhì)在樣本考察期間發(fā)生變化的企業(yè)；⑤剔除資產(chǎn)總額、負(fù)債總額、固定資產(chǎn)總額和營業(yè)收入等指標(biāo)缺失企業(yè)。結(jié)合國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）與萬德數(shù)據(jù)庫（Wind）數(shù)據(jù)庫匹配，最終篩選得到532 家上市企業(yè)，本文從研究目的出發(fā)，選取244 家國有企業(yè)的10 年數(shù)據(jù)作為最終樣本的考察對象。

（二）生產(chǎn)率測算模型的設(shè)計(jì)

生產(chǎn)效率測算方法有多種，本文采用三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)模型（三階段DEA）來測算，優(yōu)化了傳統(tǒng)DEA 模型沒有剔除外部環(huán)境因素和隨機(jī)噪聲影響，改善了Olley-Pakes（OP）、Levinsohn-Petrin（LP）方法主觀設(shè)定模型參數(shù)的弊端，使得效率測算更穩(wěn)健真實(shí)。

1.基于三階段DEA 的生產(chǎn)率測算

企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營中，總會(huì)受到內(nèi)外部因素影響而產(chǎn)生企業(yè)的非效率情況。Fried et al（2002）認(rèn)為，決策單元的績效受到管理無效率（managerial inefficiencies）、環(huán)境因素（environmental effects）和統(tǒng)計(jì)噪聲（statistical noise）的影響。因此有必要分離這3 種影響。一般來說，企業(yè)的非效率主要分為3 個(gè)部分：企業(yè)本身經(jīng)營管理導(dǎo)致的非效率、企業(yè)所處外部環(huán)境變化導(dǎo)致的非效率及隨機(jī)噪聲因素造成的非效率。傳統(tǒng)的DEA 模型僅考慮投入產(chǎn)出關(guān)系，而沒有涉及外部環(huán)境與隨機(jī)噪聲對決策單元的影響，計(jì)算出的效率值與真實(shí)水平具有一定偏差。為了能更準(zhǔn)確的測算國有企業(yè)效率，通過剔除環(huán)境因素與隨機(jī)噪聲，本文采用Fried et al（2002）使用的三階段DEA 模型。

第一階段：基于原始投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來進(jìn)行DEA-Malmquist 指數(shù)模型效率測算。

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析是用于分析相同部門間實(shí)際產(chǎn)出水平和最優(yōu)產(chǎn)出水平之間的相對有效性，現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)中更多使用Banker et al（1984）提出的規(guī)模報(bào)酬可變的規(guī)模報(bào)酬可變下的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（BCC）模型。瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家Malmquist（1953）最早在研究消費(fèi)時(shí)候提出測量全要素生產(chǎn)率變化率的方法，被后人命名為Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)。全要素生產(chǎn)率（Tfp）相對于單要素效率更能全方位反映企業(yè)內(nèi)、外部變化所引起的效率改變。本文采用規(guī)模報(bào)酬可變假設(shè)的Malmquist 指數(shù)模型，基于投入導(dǎo)向來分析每個(gè)決策單元初始效率。

第二階段：利用隨機(jī)前沿模型（SFA）來剔除投入量的環(huán)境因素和隨機(jī)噪聲因素。

投入松弛變量包含三個(gè)非效率因素導(dǎo)致的冗余：各決策單元受到的環(huán)境因素影響、隨機(jī)噪聲因素的影響及經(jīng)營管理無效率，后者是最能反映決策單元自身投入產(chǎn)出水平的影響因素。因此，需要運(yùn)用SFA 模型來調(diào)整決策單元所受到的環(huán)境因素和隨機(jī)噪聲因素，以此分離經(jīng)營管理無效率因素。Fried et al（2002）認(rèn)為，僅對投入松弛變量進(jìn)行SFA 回歸，并以此調(diào)整投入變量，如果存在多個(gè)投入松弛變量，則分別進(jìn)行單獨(dú)SFA 回歸，以此犧牲自由度而保持靈活優(yōu)勢更有效?；诖?，本文建立如下模型：

其中：Sm，k為第k個(gè)決策單元第m項(xiàng)的投入松弛變量；ENVk為環(huán)境變量；δm為環(huán)境變量的系數(shù)；vm，k+um，k為混合誤差項(xiàng)，其中vm，k為隨機(jī)噪聲；um，k為管理無效率項(xiàng)。一般來說，隨機(jī)噪聲v～N(0，)，表示隨機(jī)噪聲因素對投入松弛變量的影響；u是管理無效率項(xiàng)，假設(shè)其服從在零點(diǎn)階段的正態(tài)分布，即u～N+(0，)，并且，vm，k、um，k與ENVk之間相互獨(dú)立。

依據(jù)陳巍巍等（2014）采用的成本函數(shù)形式的SFA 回歸模型，建立如下投入變量調(diào)整公式：

其中：σ*=；ε為混合誤差項(xiàng)，即vm，k+um，k；?(·)、Φ(·)分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)。通過運(yùn)用DEAP2.1 和Frontier4.1 軟件即可算得以上值。

第三階段：基于調(diào)整后的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)重新進(jìn)行DEA-Malmquist 指數(shù)模型效率測算。

2.基于三階段DEA 的投入產(chǎn)出變量設(shè)定

本文以2010—2019 年A 股制造業(yè)國有企業(yè)為樣本，選取投入、產(chǎn)出和環(huán)境變量。

（1）投入變量選擇。企業(yè)投入指標(biāo)包括勞動(dòng)、資本、技術(shù)、土地和企業(yè)家才能。本文依據(jù)企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)類型，選取上市公司員工人數(shù)（Numemployee）、固定資產(chǎn)凈值（Netfixedasset）、高管薪酬總額（Execusalary）作為投入指標(biāo)，分別對應(yīng)前面的勞動(dòng)投入、資本投入和企業(yè)家才能投入。

（2）產(chǎn)出變量選擇。經(jīng)濟(jì)附加值（EVA）體現(xiàn)的是稅后營業(yè)凈利潤剔除股權(quán)、債務(wù)等資本成本后的剩余權(quán)益，是企業(yè)為所有股東貢獻(xiàn)的價(jià)值，相對于資產(chǎn)總額、營業(yè)收入等指標(biāo)更能反映出企業(yè)經(jīng)營優(yōu)劣程度（張濤等，2018）。由于DEA 測算不能存在負(fù)數(shù)和零。因此本文將EVA原值加上一個(gè)常數(shù)值作為企業(yè)的產(chǎn)出指標(biāo)。

（3）環(huán)境因素變量選擇。環(huán)境變量的選擇需要滿足Simar 和Wilson（2007）提出的“分離假設(shè)”原則，即所選取的環(huán)境因素變量需要滿足既對國有企業(yè)的效率產(chǎn)生影響，又不會(huì)受到國有企業(yè)經(jīng)營的影響。本文選取政府補(bǔ)助程度（Gsor）、組織復(fù)雜程度（Numexecutive）、宏觀經(jīng)濟(jì)程度（GDPr）、股權(quán)制衡程度（ECB）、企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量（RPCE）和時(shí)間變量（T）6 個(gè)環(huán)境變量作為調(diào)控因素。以上基于三階段DEA 的投入產(chǎn)出變量及詳細(xì)說明見表1。

表1 基于三階段DEA 的投入產(chǎn)出變量設(shè)定

3.三階段DEA 測算結(jié)果的有效性分析

普通DEA 效率測算僅利用投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來測算，并未考慮環(huán)境因素和隨機(jī)噪聲因素的影響，本文充分利用環(huán)境因素和隨機(jī)噪聲的數(shù)據(jù)信息，運(yùn)用Malmquist 指數(shù)測算得到第三階段全要素生產(chǎn)率變化率結(jié)果。從圖1 可以看出，通過對比前后兩個(gè)階段的效率值，虛線代表的第三階段測算結(jié)果相對于實(shí)線代表的第一階段結(jié)果，波動(dòng)幅度更小、趨勢更為穩(wěn)健。所以，經(jīng)過第二階段環(huán)境因素調(diào)整后的全要素生產(chǎn)率有顯著變化，表明為保證效率測算結(jié)果穩(wěn)健，進(jìn)行環(huán)境因素剔除是有必要的。

圖1 第一階段和第三階段全要素生產(chǎn)率變動(dòng)趨勢圖

（三）多期DID 估計(jì)模型的構(gòu)建

2013 年黨的十八屆三中全會(huì)提出的全面深化混合所有制改革，是自上而下的對國有企業(yè)混改進(jìn)行頂層設(shè)計(jì)，相對于國有企業(yè)來說，是一個(gè)外生事件。而深化混合所有制改革后，國有企業(yè)采取降低國有持股比例的方式引入非國有資本，所以發(fā)生混改的國企和未發(fā)生混改的國企是實(shí)驗(yàn)組和對照組，符合雙重差分的兩個(gè)基本前提?？紤]全面深化混合所有制改革政策頒布時(shí)間在2013 年11 月份，本文將政策事件視為2014 年發(fā)生。由于國有企業(yè)在政策發(fā)生后，降低國有持股比例的改革時(shí)間不一致，傳統(tǒng)DID 很難準(zhǔn)確估計(jì)政策沖擊對樣本企業(yè)的影響，本文借鑒Beck et al（2010）的方法，采用多期DID 進(jìn)行估計(jì)使結(jié)果更可信。本文設(shè)定2013—2016 年為政策沖擊期，以發(fā)生國有持股比例降低的國有企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，未發(fā)生國有持股比例降低的國有企業(yè)作為對照組（李春玲等，2017），采用多期DID 來檢驗(yàn)降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的影響。其中，以剔除環(huán)境因素與隨機(jī)噪聲的效率值作為被解釋變量。因此，本文設(shè)定多期DID 回歸模型如下：

其中：下標(biāo)i和t分別為第i個(gè)企業(yè)和第t年；Tfp為三階段DEA 測算的全要素生產(chǎn)率，由于Malmquist 指數(shù)所求的Tfpch反映的是全要素生產(chǎn)率變化率，為便于分析Tfp與解釋變量等的回歸關(guān)系，參考前人（程惠芳和陸嘉俊，2014；李廉水等，2020）的做法，假定基期2010 年的Tfp=1，則2011 年的Tfp等于2010 年的Tfp乘以2011 年的Malmquist 指數(shù)，以此類推；β0為模型常數(shù)項(xiàng)；β1為核心解釋變量系數(shù)；αj為控制變量系數(shù)；虛擬變量Mori，t為雙重差分估計(jì)量，即企業(yè)i在t年發(fā)生了國有第一大股東比例減少，則視為全面深化混合所有制改革事件發(fā)生，那么企業(yè)i在t年及之后的年份中Mori，t取值1，否則取值0；如果Mori，t系數(shù)β1顯著大于0，那么全面深化混合所有制改革會(huì)提升國有企業(yè)效率，反之則抑制效率；νi為個(gè)體固定效應(yīng)；μt為年份固定效應(yīng)；εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

Xi，t是一系列控制變量構(gòu)成的，參考以往文獻(xiàn)（魏峰和榮兆梓，2012；劉瑞明和趙仁杰，2015；鐘昀珈等，2016），本文加入政府補(bǔ)貼水平（Lngoversubsidy）、企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量（RPCE）、資產(chǎn)負(fù)債率（Debtassetratio）、固定資產(chǎn)比率（Fixedassetratio）、資本密集度（Capintensity）、股權(quán)制衡度（ECB）、企業(yè)家信心指數(shù)（ECI）、高管人數(shù)比率（Numexecuratio）和企業(yè)所處行業(yè)壟斷程度（HHI10）等控制變量。由于資產(chǎn)總額、營業(yè)收入、政府補(bǔ)貼等極差較大、標(biāo)準(zhǔn)差較高，各企業(yè)經(jīng)營數(shù)據(jù)較為分散。因此有必要取自然對數(shù)以改善數(shù)據(jù)不均勻分布的情況。此外，模型方程采用控制年份和個(gè)體的聯(lián)合固定效應(yīng)。模型中各變量的定義和度量方式見表2。

表2 多期DID 估計(jì)模型的變量設(shè)定

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基于多期DID 的總體實(shí)證結(jié)果分析

多期DID 模型的回歸結(jié)果見表3，列（1）、列（2）為被解釋變量Tfp的基準(zhǔn)回歸，在加入控制變量和個(gè)體、年份固定效應(yīng)后，核心解釋變量Mor的系數(shù)在5%顯著水平上為正，這表明降低國有持股比例能夠提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。此外，采用現(xiàn)有文獻(xiàn)常用的普通最小二乘法（OLS）、LP 測算的全要素生產(chǎn)率指標(biāo)（楊汝岱，2015），作為替換被解釋變量，進(jìn)一步補(bǔ)充混改對國企全要素生產(chǎn)率的影響解釋。表3 的列（3）、列（4）和列（5）、列（6）分別為被解釋變量Tfp_ols、Tfp_lp的回歸，在采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤、修正自相關(guān)后的回歸系數(shù)分別是在1%顯著性水平上為正，說明通過替換其他測度全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)后，基準(zhǔn)回歸結(jié)論依然是穩(wěn)健的。國有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革，降低政府補(bǔ)助的資源負(fù)擔(dān)和信號傳遞的負(fù)面影響，同時(shí)優(yōu)化國企組織結(jié)構(gòu)的復(fù)雜程度，提升企業(yè)治理水平，從而提高企業(yè)經(jīng)營效率。

表3 基于多期DID 的檢驗(yàn)結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)國有持股比例降低對國企全要素生產(chǎn)率影響的穩(wěn)健性，本文通過平行趨勢檢驗(yàn)、滯后期檢驗(yàn)和雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）穩(wěn)健性檢驗(yàn)來驗(yàn)證結(jié)果的可靠性。

1.平行趨勢的檢驗(yàn)

評估政策沖擊對樣本企業(yè)影響的先決條件，需要對政策沖擊進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。國企降低國有持股比例的混改政策沖擊，如果政策沖擊前處理組與控制組的全要素生產(chǎn)率趨勢沒有顯著差異，并且政策沖擊后具有顯著性差異，則表明符合平行趨勢穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文通過設(shè)定政策沖擊時(shí)間，構(gòu)造提前、滯后多個(gè)年份的政策沖擊虛擬變量，分別檢驗(yàn)不同政策沖擊時(shí)間對Tfp的平行趨勢影響，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2 所示。圖2 中pre2、pre4 分別為政策沖擊時(shí)間假定在2012、2010 年的虛擬變量；post1～post5 分別為政策沖擊時(shí)間假定在2015—2019 年的虛擬變量；current為政策沖擊時(shí)間為2014 年的虛擬變量。從圖2 可以看出，政策沖擊前的年份結(jié)果不顯著，而當(dāng)前年份current及post1、post2、post3 政策沖擊后的年份結(jié)果顯著為正，表明處理組與控制組在該政策沖擊前對全要素生產(chǎn)率趨勢沒有顯著差異，通過多期DID 的平行趨勢檢驗(yàn)。

圖2 平行趨勢檢驗(yàn)圖

2.考慮滯后影響的檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)政策效果的持續(xù)性程度，本文使用滯后期的被解釋變量與當(dāng)期解釋變量等進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4。其中列（1）～列（4）中的Tfp_ f1、Tfp_ f2 分別為滯后一期、二期的全要素生產(chǎn)率，在加入控制變量和個(gè)體、年份固定效應(yīng)后，核心解釋變量系數(shù)分別在5%、10%顯著水平上為正；而列（5）、列（6）中的Tfp_ f3 為滯后三期的全要素生產(chǎn)率，同樣在加入控制變量、個(gè)體和年份固定效應(yīng)后，核心解釋變量不顯著。滯后期回歸結(jié)果表明，降低國有持股比例會(huì)對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在滯后性的影響效果，且存在兩期的滯后性。

表4 考慮滯后影響的檢驗(yàn)結(jié)果

3.基于PSM-DID 的檢驗(yàn)

PSM-DID 方法能夠進(jìn)一步降低基準(zhǔn)回歸的選擇性偏誤，使結(jié)果更具準(zhǔn)確性，本文借鑒Caliendo 和Kopeinig（2005）的做法，將2010—2013 年的4 年平均值作為待匹配樣本，以充分利用面板樣本信息。具體來說，選取員工人數(shù)（Lnnumemployee）、成本費(fèi)用利潤率（RPCE）、資產(chǎn)負(fù)債率（Debtassetratio）、固定資產(chǎn)比率（Fixedassetratio）、資本密集程度（Capintensity）、前三名高管薪酬總額（Lntopthreeexecusalary）和高管人數(shù)比率（Numexecuratio）作為企業(yè)特征的匹配變量，采取一對一最近鄰匹配方法來計(jì)算傾向匹配得分，對降低國有持股比例的國企進(jìn)行Logit 回歸，尋找與其傾向得分相近的未降低國有持股比例的國企，再進(jìn)行DID 估計(jì)，最終檢驗(yàn)結(jié)果見表5。從表5 看出，Tfp關(guān)于核心解釋變量系數(shù)在10%顯著水平上為正，在替換被解釋變量為Tfp_ols、Tfp_lp后，核心解釋變量系數(shù)在1%顯著水平上為正，且滯后一期、二期被解釋變量系數(shù)仍然在5%顯著性水平上為正。該結(jié)果表明，在使用PSM-DID 降低選擇性偏誤后，前文結(jié)論依舊成立。

表5 基于PSM-DID 的檢驗(yàn)結(jié)果

（三）基于三階段DEA 的機(jī)制檢驗(yàn)分析

在測算三階段DEA 效率值時(shí)，環(huán)境因素會(huì)影響全要素生產(chǎn)率變動(dòng)。本文基于第一階段得到的全要素生產(chǎn)率變化值，以及員工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈額、高管薪酬總額的冗余值，在第二階段將其作為被解釋變量，使用政府補(bǔ)助程度、組織復(fù)雜程度、宏觀經(jīng)濟(jì)程度、股權(quán)制衡程度、企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量和時(shí)間變量作為解釋變量，構(gòu)建隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，進(jìn)一步分析環(huán)境因素對投入變量的作用效果，進(jìn)而判斷對效率的影響：

其中：Si，t為各個(gè)投入變量對應(yīng)的冗余值，δ為待估 參數(shù)，i為各個(gè)企業(yè)；t為年份。利用Frontier4.1 軟件，采用極大似然估計(jì)方法分別對員工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈額、高管薪酬總額冗余量進(jìn)行回歸，若系數(shù)值為正數(shù)，表明環(huán)境因素增加會(huì)使得冗余值提升，進(jìn)而降低企業(yè)效率，反之亦然。通過分析表6 的回歸結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：

表6 第二階段環(huán)境變量影響投入冗余的檢驗(yàn)結(jié)果

政府補(bǔ)助程度方面，政府對上市公司的補(bǔ)貼水平，是其一項(xiàng)重要收入來源，企業(yè)所有制的異質(zhì)性使得政府補(bǔ)貼程度具有差異，進(jìn)而影響企業(yè)經(jīng)營情況。政府補(bǔ)貼對企業(yè)效率影響結(jié)果不一，一方面，政府補(bǔ)貼能刺激企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新；另一方面，政府補(bǔ)貼會(huì)加深企業(yè)對外部資金依賴，從而降低企業(yè)競爭力，導(dǎo)致資源配置非效率。本文采用政府補(bǔ)貼額與營業(yè)收入之比作為政府補(bǔ)助程度來度量，該變量在對固定資產(chǎn)凈額冗余分析時(shí)，系數(shù)在1%的顯著水平上為正數(shù)，而在對員工人數(shù)和高管薪酬總額冗余上不顯著，表明企業(yè)接受政府補(bǔ)助不利于減少固定資產(chǎn)項(xiàng)目投資冗余，從而抑制企業(yè)生產(chǎn)效率提升。組織復(fù)雜程度方面，公司內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)簡單，便于信息決策者全面掌握公司情況，有利于執(zhí)行效率提升；隨著公司結(jié)構(gòu)復(fù)雜化，管理層內(nèi)部決策“官僚化”凸顯，導(dǎo)致信息冗余。本文使用上市公司高管人員數(shù)量作為組織復(fù)雜程度的衡量指標(biāo)，該變量在對員工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈額和高管薪酬冗余分析時(shí)，系數(shù)都在1%的顯著水平上為正數(shù)，說明企業(yè)內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)越復(fù)雜越不利于企業(yè)的生產(chǎn)效率提升。綜合以上，假說1 得以證明。

（四）異質(zhì)性影響分析

1.考慮行業(yè)的競爭程度和要素投入特征

（1）行業(yè)競爭程度。由于不同行業(yè)經(jīng)營中存在不同程度的壟斷或競爭要素。因此有必要對制造業(yè)不同行業(yè)按照行業(yè)競爭程度劃定為競爭性、壟斷性領(lǐng)域①借鑒張帆和張友斗（2018）的方法，競爭性領(lǐng)域：電氣機(jī)械及器材制造業(yè)，紡織業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)，金屬制品業(yè)，酒、飲料和精制茶制造業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，汽車制造業(yè)，食品制造業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，專用設(shè)備制造業(yè)。壟斷性領(lǐng)域：黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)。。從表7 的列（1）、列（2）回歸結(jié)果可以看出，競爭性領(lǐng)域的國有企業(yè)核心解釋變量系數(shù)在5%顯著水平上為正，而壟斷性領(lǐng)域核心解釋變量系數(shù)不顯著。結(jié)果表明，降低國有持股比例對競爭性行業(yè)國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升明顯，而對壟斷性行業(yè)國有企業(yè)沒有顯著影響。可能的原因是，2015 年頒布的《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》明確把國有企業(yè)劃分為公益類和商業(yè)類，其中競爭性行業(yè)的國企基本屬于商業(yè)類，主要職能是在維持國有資本保值增值前提下，進(jìn)一步提升國有資本的影響力和控制力，并提高經(jīng)營效率。而公益類國有企業(yè)主要是壟斷性國企，基本是關(guān)系國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生產(chǎn)生活狀況，也關(guān)系到社會(huì)福利狀況與社會(huì)穩(wěn)定。不同領(lǐng)域的國企經(jīng)營目的不一致，競爭性行業(yè)國企相對于壟斷性行業(yè)國企，非公有資本進(jìn)入或退出更為自由，公有資本與非公有資本的外部市場條件差異較小，資本流動(dòng)更為充分，效率提升更為顯著。

（2）行業(yè)要素投入特征。為了研究不同要素聚集類型對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響，本文將涉及的制造業(yè)細(xì)分行業(yè)按照生產(chǎn)要素偏好類型分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三種②參考王志華和董存田（2012）的方法，勞動(dòng)密集型：紡織業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，金屬制品業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)。資本密集型：黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，酒、飲料和精制茶制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，造紙及紙制品業(yè)。技術(shù)密集型：電氣機(jī)械及器材制造業(yè)，計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)，汽車制造業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，專用設(shè)備制造業(yè)。，表7 的列（3）～列（5）顯示的是要素集聚類型異質(zhì)性分析回歸結(jié)果。從表7 可知，資本密集型產(chǎn)業(yè)的核心解釋變量系數(shù)在5%顯著水平上為正，而勞動(dòng)密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的核心解釋變量系數(shù)為正但不顯著。結(jié)果表明，降低國有持股比例對資本密集型產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率有顯著提升影響，而對勞動(dòng)密集型、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)沒有顯著影響?？赡艿慕忉屖?，隨著國企混改的持續(xù)進(jìn)行，一方面，國企用工人數(shù)規(guī)模優(yōu)勢不再顯現(xiàn)，人力資本對企業(yè)經(jīng)營績效的邊際效應(yīng)提升作用在減弱；知識資本轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力具有滯后性，以技術(shù)更新為特征的國企混改類型并沒有成為主角；另一方面，國企混改最早以引入非公有資本參股形式展開，資本辨識度高、營運(yùn)效率優(yōu)化，極大提高資本規(guī)模優(yōu)勢，能夠快速改善企業(yè)經(jīng)營績效，從而提升企業(yè)效率。綜合以上，假說2 得以證明。

表7 基于行業(yè)異質(zhì)性的檢驗(yàn)結(jié)果

2.考慮企業(yè)的杠桿風(fēng)險(xiǎn)和“委托-代理”成本特征

（1）企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)特征。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的核心任務(wù)之一就是“去杠桿”。隨著我國改革開放的大門不斷打開，國有企業(yè)市場化改革也不斷展開。一方面，財(cái)務(wù)成本快速增加、成本費(fèi)用紅線不斷提高（張俊瑞等，2017），過高的企業(yè)負(fù)債率嚴(yán)重影響企業(yè)正常經(jīng)營；另一方面，債務(wù)稅盾的經(jīng)濟(jì)效益會(huì)在一定程度上緩解企業(yè)財(cái)務(wù)成本壓力，同時(shí)債權(quán)人的監(jiān)管會(huì)縮小“股東-經(jīng)理人”委托代理問題。考慮流動(dòng)負(fù)債對企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)影響較小，本文采用混改事件發(fā)生前一年企業(yè)非流動(dòng)負(fù)債與總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)衡量指標(biāo)，當(dāng)企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)大于所有企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)均值時(shí)，則認(rèn)定其為高杠桿風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)，取值為1，反之取值為0。從表8 的列（1）、列（2）回歸結(jié)果可以看出，高杠桿風(fēng)險(xiǎn)國企核心解釋變量系數(shù)在10%顯著水平上為正，而低杠桿風(fēng)險(xiǎn)國企核心解釋變量系數(shù)不顯著。表明，高杠桿風(fēng)險(xiǎn)國企在混改中極大調(diào)動(dòng)了“去杠桿”的積極性，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極正向影響。

（2）企業(yè)“委托-代理”成本特征。以往國有企業(yè)普遍存在代理鏈過長、所有者缺位、產(chǎn)權(quán)歸屬不清晰等委托代理問題（任海云，2010），嚴(yán)重影響創(chuàng)新能力，導(dǎo)致代理成本高于非國有企業(yè)（劉漢民等，2018），極大降低企業(yè)生產(chǎn)效率。而國有企業(yè)引入非國有資本，可以有效實(shí)現(xiàn)資源與機(jī)制相結(jié)合，減少國企承擔(dān)的政策性負(fù)擔(dān)，一定程度上可以降低政治風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、所有者缺位導(dǎo)致的代理沖突（金宇超等，2016）。本文采用國企混改前2013 年的管理費(fèi)用率來表示代理成本，當(dāng)該國企代理成本大于所有國企均值時(shí)，則認(rèn)定其為高代理成本國企，取值為1，反之取值為0。從表8 的列（3）、列（4）回歸結(jié)果可看出，低代理成本國企核心解釋變量系數(shù)在10%顯著水平上為正，而高代理成本國企系數(shù)不顯著。結(jié)果表明，代理成本越低，國企引入非國有股東作為代理人，能夠有效緩解代理沖突導(dǎo)致的業(yè)績不強(qiáng)、創(chuàng)新能力不足問題，從而顯著提升國企全要素生產(chǎn)率。綜合以上，假說3 得以證明。

表8 基于企業(yè)異質(zhì)性的檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文采用2010—2019 年中國A 股制造業(yè)國有企業(yè)數(shù)據(jù)，基于Malmquist 指數(shù)的三階段DEA 模型，在剔除環(huán)境因素和隨機(jī)噪聲對企業(yè)經(jīng)營影響后，測算了國有企業(yè)真實(shí)效率，并利用多期DID 模型實(shí)證檢驗(yàn)降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的政策沖擊。研究發(fā)現(xiàn)，降低國有持股比例的混改舉措對國企全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用，且有兩年的政策滯后效應(yīng)。另外，降低政府補(bǔ)助水平、優(yōu)化組織結(jié)構(gòu)復(fù)雜程度，有利于降低投入冗余，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。此外，競爭性領(lǐng)域國企、資本密集型國企的全要素生產(chǎn)率提升更顯著；高杠桿風(fēng)險(xiǎn)國企、低“委托-代理”成本國企，混改后的全要素生產(chǎn)率提升更為顯著。本文研究結(jié)論具有重要的政策意義。

第一，針對不同國有企業(yè)要“因企施策”。首先，繼續(xù)選擇優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)的方向與路徑，對于已經(jīng)實(shí)行股份制、上市的混改企業(yè)，需要完善企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)，合理安排國有資本的配置；對于尚未混改但符合條件的企業(yè)，則需要以市場機(jī)制為核心來建設(shè)企業(yè)，試點(diǎn)推進(jìn)、因企施策。其次，合理安排政府補(bǔ)助額度與方向，降低對效率低下的國企補(bǔ)助額度，優(yōu)化政府補(bǔ)助結(jié)構(gòu)。最后，優(yōu)化股權(quán)制衡的影響，按照出資人股權(quán)結(jié)構(gòu)比例，形成決策授權(quán)與制約相平衡，不斷完善中國特色現(xiàn)代企業(yè)制度。

第二，大力推進(jìn)不同領(lǐng)域國企改革。一方面，在保持競爭性領(lǐng)域國有企業(yè)充分開放競爭條件下，逐步放開壟斷性領(lǐng)域國有企業(yè)混合所有制改革，通過介入非公有制資本、勞動(dòng)和技術(shù)等來增強(qiáng)壟斷國企效率；另一方面，政府應(yīng)加大對資本密集型制造業(yè)的投資，同時(shí)對于技術(shù)密集型的新一代數(shù)字經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)加快技術(shù)升級，通過“產(chǎn)學(xué)研”結(jié)合來培育核心技術(shù)，提高技術(shù)革新對制造業(yè)的貢獻(xiàn)。

第三，完善制度環(huán)境，降低企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)與代理成本。地方政府可以基于地區(qū)發(fā)展導(dǎo)向，出臺完善地方國企混改的制度保障措施，提高規(guī)章制度的保障作用。對于高杠桿率風(fēng)險(xiǎn)國企，通過其他投融資渠道例如引入戰(zhàn)略投資、風(fēng)險(xiǎn)投資、私募股權(quán)、上市融資等方式，合理調(diào)整債務(wù)與股權(quán)比例，緩解由于債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的破產(chǎn)重組。此外，進(jìn)一步優(yōu)化“委托-代理”鏈條，以國有資本控股、非公資本參股、高管激勵(lì)約束機(jī)制，減少中間監(jiān)管費(fèi)用支出，降低國企代理成本。