國企混改、高管薪酬激勵與全要素生產(chǎn)率

李曉慶，李萌菡

（南京信息工程大學 管理工程學院，南京 210044）

一、引言

黨的十九屆五中全會對國資國企改革發(fā)展作出重大戰(zhàn)略部署，進一步深化國有企業(yè)混合所有制改革（以下簡稱為國企混改），鼓勵和引導國有企業(yè)引入民營企業(yè)等非國有資本作為重要股東參與公司治理，充分發(fā)揮非國有股東的積極作用。2021 年全國兩會期間，相關部委負責人提到，目前國企混改成效已初步顯現(xiàn)，但并沒有達到預期目標，因而要繼續(xù)分類分層推進國有企業(yè)的混合所有制改革。當前，混改已成為學術界最活躍的研究熱點之一，積極穩(wěn)妥深化混改，以優(yōu)化布局補齊高質(zhì)量發(fā)展短板，推動企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，具有重要的現(xiàn)實意義。對于國有企業(yè)來說，混改可以鼓勵各類資本，特別是非公有資本參與到國企之中，彌補“所有者缺失”“一股獨大”等公司治理缺陷，優(yōu)化公司治理機制，同時也能夠促進產(chǎn)業(yè)轉型升級及擴大市場規(guī)模，最終提高國企生產(chǎn)效率。

當前，我國正處于高質(zhì)量發(fā)展階段，實踐表明全要素生產(chǎn)率是國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的動力源泉。黨的十九大報告明確指出要積極“推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”，也是首次提出了提高全要素生產(chǎn)率的迫切要求。企業(yè)效率的提升是整個國民經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率提高的重要微觀基礎（宣燁和余泳澤，2017），但是由于資產(chǎn)配置效率不高、市場經(jīng)濟體制不完善等原因，我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率不足問題突出，尤其是國企全要素生產(chǎn)率普遍更低（錢雪松等，2018）。國企作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的“頂梁柱”，如何提升其全要素生產(chǎn)率顯得尤為重要，而混改作為我國經(jīng)濟體制改革的重要舉措，其是否會提升國企全要素生產(chǎn)率及作用渠道如何值得進一步討論。鑒于此，本文試圖探討混改是否會提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率？并進一步從高管薪酬激勵機制視角（包括貨幣性薪酬激勵和股權激勵）檢驗混改提升國企全要素生產(chǎn)率背后的作用機理。

本文的邊際貢獻可能體現(xiàn)在以下幾個方面：①僅有較少的文獻從全要素生產(chǎn)率視角評價國企混改的實踐效果，且較少涉及混改程度。國企引入的異質(zhì)性股東的持股比例需要達到一定比例才可能真正發(fā)揮治理作用。本文借鑒周觀平等（2021）對國企混改程度的界定，手動收集前五大股東中持股比例超過5%的單個非國有股東，將其作為混改與否的判別條件，并以其持股比例進行量化。②在異質(zhì)性分析中，進一步區(qū)分極端情況即國企完全民營化與部分混改的差異，揭示不同混改方式的實踐效果。③在作用渠道分析中，區(qū)別已有文獻從創(chuàng)新投入和公司治理結構的視角，本文以高管薪酬激勵機制為視角展開討論。為了使中介作用機制結論更為科學，采用非參數(shù)Bootstrapping 方法調(diào)整估計偏差的結構方程模型進行多重中介效應檢驗。

二、文獻述評

發(fā)展混合所有制的主要目的是實現(xiàn)不同所有制資本間的共同發(fā)展和有效制衡，讓混改的“物理反應”變成“化學反應”，放大改革的質(zhì)量效益。當今時代，企業(yè)創(chuàng)新能力不斷提升，體制機制改革明顯提速，國企民企共同發(fā)展，企業(yè)發(fā)展已初步邁向“高質(zhì)量”，混合所有制改革的效果逐步顯現(xiàn)。當前有關混改的研究，主要集中于混改原因的探討、混改實踐效果評價及混改經(jīng)濟后果的影響機制。

早期主要集中于混改原因的探討。良好的公司治理有助于推動企業(yè)體制機制創(chuàng)新、技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新，有助于激發(fā)各類社會資源的固有活力進而提升企業(yè)運作效率和發(fā)展質(zhì)量。但我國企業(yè)，尤其是國有企業(yè)，公司治理問題一直飽受詬病。國有企業(yè)由于委托代理鏈過長、股權結構不合理即“一股獨大”、政策性負擔、內(nèi)部人控制等問題，普遍存在創(chuàng)新效率和動力明顯不足（吳延兵，2012）、企業(yè)績效和生產(chǎn)效率較低（Goldeng et al，2008；劉瑞明和石磊，2010）等缺陷，而國有企業(yè)公司治理不完善問題將會嚴重制約著國企的高質(zhì)量發(fā)展。因此這是國企混改的主要原因。黨的十八屆三中全會后，混改的實踐效果研究備受理論界的關注。混改可以通過降低代理成本和政策性負擔等途徑改善要素配置效率，顯著提升國企績效和生產(chǎn)率（郝陽和龔六堂，2017；周觀平等，2021；Zhu，2021；倪宣明等，2022），尤其是在競爭性行業(yè)中（楊萱，2019；黃瓊宇等，2021）。自主創(chuàng)新是企業(yè)的生命，是企業(yè)發(fā)展壯大的根本，在當前國內(nèi)國外大變革的背景下，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力是促進經(jīng)濟發(fā)展由要素驅動向創(chuàng)新驅動轉型的關鍵途徑，而非國有企業(yè)在科技創(chuàng)新領域迸發(fā)出了不容小覷的力量，涌現(xiàn)出一大批創(chuàng)新型的高科技領軍企業(yè)。因此，國企通過引入非國有資本，會顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新效率（朱磊等，2019；Zhang et al，2020；馮璐等，2021）。除此之外，部分學者也探討了混改對公司治理機制的影響，如股權制衡（盛明泉等，2021）、內(nèi)部控制質(zhì)量（劉運國等，2016）、財務重述（蔡貴龍等，2021）及高管薪酬激勵（蔡貴龍等，2018）等?；旄膶嵺`效果備受關注的同時，一些學者試圖揭示背后的作用機制。非國有股東的加入，一定程度上緩解了“所有制缺位”，而逐利性又促使其有動機整合企業(yè)資源優(yōu)化股權結構，增強對國有股東的制衡作用，緩解第二類代理問題，提高國有資本效率。因此，一些學者從公司治理視角檢驗混改經(jīng)濟后果的作用機制。尤其是非國有資本的引入會對董事會結構產(chǎn)生影響，非國有股東積極提名董事，委派代表自身利益的董事進入董事會提高監(jiān)督能力（蔡貴龍等，2018；王春燕等，2020；熊愛華等，2021）。混改帶來的多元化股權結構，有利于完善公司治理結構，優(yōu)化公司治理機制（黎文飛等，2020；何瑛和楊琳，2021；馬新嘯等，2021），并成為現(xiàn)階段我國國企改革的主要方向。

綜上所述，從黨的十八屆三中全會后，混改相關主題的文獻如雨后春筍般紛紛涌現(xiàn)，這為本文提供了豐富的理論基礎。但現(xiàn)有研究主要集中于混改提升國有企業(yè)財務績效、創(chuàng)新能力等實踐效果的政策評價，而從全要素生產(chǎn)率視角研究國企混改實踐效果的文獻則較少?，F(xiàn)有的研究表明，混改有利于激發(fā)國有企業(yè)的內(nèi)生動力和活力，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，推動國有企業(yè)轉型升級（盛明泉等，2021）。進一步研究表明，混改主要通過提高國有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力和完善國企股權結構治理來提升國企全要素生產(chǎn)率。一方面，國企進行混改后創(chuàng)新資源增加，創(chuàng)新意愿增強，促使其增加創(chuàng)新研發(fā)投入（任廣乾等，2022），企業(yè)的自主創(chuàng)新能力也隨之增強，而企業(yè)創(chuàng)新能力的提高對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向作用。因此由創(chuàng)新所帶來的技術進步是國有企業(yè)實施混合所有制改革提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要途徑之一（鄭云堅和王澤宇，2020）。另一方面，非國有股東參與國企混改，可以形成多元化的股權結構，諸多文獻中已經(jīng)證實多個大股東相互制衡的股權結構存在良好的公司治理效應（劉志彪和凌永輝，2020），改“一股獨大”為“多股同大”能夠在一定程度上改善公司的治理結構，從而提高企業(yè)的治理水平，好的公司治理可以顯著提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，推動企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展（Tian 和Twite，2011；王洪盾等，2019）。因此有效的股權制衡是混改后企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的另一重要手段（Yin et al，2018；李雙燕和苗進，2020）。

鑒于此，區(qū)別現(xiàn)有文獻的研究視角，本文進一步拓展混改對國企全要素生產(chǎn)率的影響研究，基于高管薪酬激勵機制視角，探討混改是否會通過完善高管薪酬激勵機制，進而提升國企全要素生產(chǎn)率。

三、理論分析和研究假設

（一）國有企業(yè)混合所有制改革與全要素生產(chǎn)率

當前，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段，微觀企業(yè)發(fā)展質(zhì)量是中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的堅實基礎，經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高需要依賴于微觀機制的構建（宣燁和余泳澤，2017），企業(yè)效率的提升是整個國民經(jīng)濟高效率運轉的重要微觀基礎。自從20 世紀50 年代提出以來，全要素生產(chǎn)率經(jīng)過無數(shù)學者的不斷研究，逐漸發(fā)展成為衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟質(zhì)量的重要指標。由于我國長期實行“粗放型”經(jīng)濟增長模式，導致經(jīng)濟增長速度減緩，難以推動經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)高速增長（錢雪松等，2018）。因此，我國亟須把經(jīng)濟增長轉向全要素生產(chǎn)率驅動。由于資產(chǎn)配置效率不高、市場經(jīng)濟體制不完善等原因，國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率較低（錢雪松等，2018），普遍低于非公有制企業(yè)。全面深化混合所有制改革，不僅改善了國有企業(yè)的經(jīng)營績效，更重要的是能夠大幅度提高國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（許召元和張文魁，2015）。

早在1999 年9 月，黨的第十五屆四中全會就通過了《中共中央關于國有企業(yè)改革和發(fā)展若干重大問題的決定》，為國企改革作出具體部署，這也是第一次正式提出發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的相關政策?；旌纤兄圃谖覈?jīng)過三十多年的探索已不是一個陌生的話題。目前由于國企改革已進入“四分離”改革的的深水區(qū)，混合所有制再次引起熱議，并將成為深化國企改革的關鍵點（何瑛和楊琳，2021）?；旄膹娬{(diào)的是不同性質(zhì)資本的相互融合，而隨著混改的不斷深化，其內(nèi)涵不僅僅是不同產(chǎn)權的簡單的混合，更重要的是治理機制的規(guī)范。國企實施混改，隨著非國有資本股權的逐漸增多，國有企業(yè)的政策性負擔也會有所減輕，實現(xiàn)國有資本與民營資本等非國有資本交叉持股、相互融合，充分發(fā)揮國有企業(yè)的資本優(yōu)勢與非國有資本的靈活市場機制優(yōu)勢，提升國有企業(yè)的治理能力，從而產(chǎn)生“1+1＞2”的治理效果（蔡貴龍等，2018）。根據(jù)公司治理理論中的資源依賴理論和利益相關者理論，企業(yè)完全依賴自身的資源來實現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展是不現(xiàn)實的，而通過引入異質(zhì)性資本，能夠充分發(fā)揮不同資本的資源優(yōu)勢，擴大企業(yè)發(fā)展所需要的資源，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由于異質(zhì)性資本的逐利性不同，民營資本、外資等非國有資本參股可以優(yōu)化股權結構，國有和非國有資本形成有效制衡，在公司內(nèi)部發(fā)揮相互制約的作用，有利于減少國有大股東利用股權優(yōu)勢侵占其他股東的利益，有效化解大股東與其他股東之間的利益沖突，也有利于緩解國有企業(yè)“一股獨大”的股權結構所導致的內(nèi)部人控制等缺陷。同時，國企混改不僅是股權結構的混合，更是市場機制的引入，尤其是對國企高管激勵機制的完善。由于委托代理鏈條過長，國企普遍存在產(chǎn)權虛設的“所有者缺位”和“內(nèi)部人”控制現(xiàn)象，兩權分離下的委托代理問題可能會讓國企高管利用國有大股東無法對其進行充分監(jiān)督和激勵這一漏洞，取得國企實際控制權，最后實現(xiàn)自身而非股東利益最大化，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新。當非國有資本參股國企后，就會擁有一定的話語權，有動力完善對高管的激勵和監(jiān)管機制（蔡貴龍等，2018；耿艷麗等，2021；李增福等，2021），抑制國企高管和國有股東的自利行為，維護自身利益。此外，隨著混改將市場化激勵模式引入國有企業(yè)，不但薪酬激勵水平對創(chuàng)新效率的敏感性逐漸提升（王靖宇和劉紅霞，2020），而且有效的薪酬激勵機制在約束高管的機會主義行為和確保高管與股東之間目標一致性（張志平等，2021）的同時，也能夠弱化國企高管的“政治人”特征。國企混改所帶來的高管薪酬激勵機制的完善可以有效緩解第一類委托代理問題、降低創(chuàng)新代理成本，是國企應對“防止國有資產(chǎn)流失”和“效益競爭”雙重強力約束的制度保障，也是國企創(chuàng)新政策工具有效發(fā)揮、獲取創(chuàng)新紅利的制度基礎（徐偉等，2021）?？傊?，國企混改可以通過發(fā)揮非國有資本的監(jiān)督和制衡作用，完善公司治理結構和薪酬激勵機制，激發(fā)高管主觀能動性，進而提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。基于此，本文提出如下研究假設：

混合所有制改革會顯著提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率（H1）。

（二）混合所有制改革提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機制分析——高管薪酬激勵機制

高管作為企業(yè)戰(zhàn)略的制定者和實施者、技術創(chuàng)新的最終決策者，對企業(yè)創(chuàng)新性行為和創(chuàng)新績效起著最為關鍵的作用（周銘山和張倩倩，2016）。合理的薪酬激勵是緩解委托人和代理人之間代理沖突的重要機制（Crowley 和Bourke，2018），高管薪酬作為企業(yè)所有者對管理者的激勵措施，直接關系到高管對研發(fā)投入的積極性，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。典型的薪酬激勵主要包括貨幣性薪酬激勵和股權薪酬激勵（李燁和黃速建，2016），建立合理有效的高管薪酬激勵制度，能激發(fā)高管的工作熱情，促使管理層與股東利益趨于一致，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，對企業(yè)未來的發(fā)展具有關鍵作用（陳文強和賈生華，2015）。

由于國企傾向采取工資一刀切制，這就弱化了高管薪酬的激勵作用，然而缺乏有效的激勵機制將會嚴重制約著高管對于公司生產(chǎn)效率提升的積極履職，導致國企全要素生產(chǎn)率低下。國企混改通過引入非國有股東解決了所有者缺位和道德風險等問題，提高了高管薪酬業(yè)績敏感度（郝陽和龔六堂，2017；陳曉珊和劉洪鐸，2019；耿云江和馬影，2020），增加高管股權薪酬（Gao 和Song，2017；Wang 和Liang，2019；Li，2021），進一步改善高管薪酬激勵機制（Kang et al，2020；莊瑩和買生，2021；馬新嘯和竇笑晨，2022）。傅紅等（2021）從系統(tǒng)動力學角度分析國企混改下完善高管股權薪酬激勵的重要性。通過對國企混改典型案例——招商局集團的剖析，沈昊和楊梅英（2019）發(fā)現(xiàn)，混改后的高管持股起到了薪酬激勵的正向作用。除此之外，混改有利于形成合理有效的股權制衡，完善公司治理結構（Yin et al，2018；李雙燕和苗進，2020；劉志彪和凌永輝，2020），提升公司治理效率。股權制衡作為公司治理的一部分，合理的股權制衡度無論是對于高管貨幣性薪酬還是股權薪酬激勵都會產(chǎn)生積極的正向作用（周軍和張欽然，2019；周紅根和范昕昕，2020）。因此，非國有股東參股國企即混改在一定程度上有利于完善高管薪酬激勵機制，打破了國企僵化的薪酬體系，緩解高管的短視行為，從而促使高管選擇實現(xiàn)公司生產(chǎn)率最大化的戰(zhàn)略方案。隨著混改實踐的深入推進，國企高管薪酬激勵機制將面臨全新的挑戰(zhàn)。國務院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會（國資委）明確指出，未來國企混改的重點是盤活機制，而高管薪酬激勵機制作為國企的一種重要機制，盤活高管薪酬激勵機制成為國企混改的緊迫要求，積極探索高管貨幣性薪酬和股權激勵等激勵方式，充分激發(fā)高管干事的主動性和創(chuàng)造性。2016 年底的國企高管市場化選聘細則決議通過并在試點企業(yè)啟動，這極大推進了國企的現(xiàn)代化企業(yè)制度建設，打破高管行政任命與能上不能下的僵化機制，深化高管的市場化來源。

在實施混改的國有企業(yè)中，提升高管貨幣性和股權薪酬能否對高管產(chǎn)生真正的激勵作用，進而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，也是當前亟須解決的問題。國有資本與非國有資本共同參與治理已成定局，產(chǎn)權結構不斷調(diào)整，非國有股東參與程度，即混改的程度不同，高管薪酬激勵的效果也會不同，對國企全要素生產(chǎn)率的影響也不同。根據(jù)高層梯隊理論，企業(yè)高管憑借其豐富的專業(yè)知識及治理經(jīng)驗等成為公司戰(zhàn)略政策和組織活動的推動者，高管團隊的行為選擇與企業(yè)的生產(chǎn)效率直接相關（鄧超等，2019）。因此，給予高管更多的貨幣性薪酬和一定的公司股權是目前通過高管來提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率最為有效的手段之一，可以推動高管做出更有利于企業(yè)長遠發(fā)展的戰(zhàn)略決策。高管的職業(yè)前途和個人受益基本取決于企業(yè)的生產(chǎn)效率，而作為短期激勵手段的貨幣性薪酬激勵能夠使高管出于對工資獎金等收益的考慮，促使他們充分發(fā)揮自身的優(yōu)勢，積極做出有利于提高企業(yè)生產(chǎn)效率的決策（陳修德等，2015）。這種激勵方式對應的是高管完成的績效報酬，有助于提高高管的滿意度，激勵其更多的參與企業(yè)管理，幫助企業(yè)在短期內(nèi)提升全要素生產(chǎn)率（李燁和黃速建，2016）。同時，股權薪酬激勵是現(xiàn)代公司治理體系中一項有效的制度安排，基于代理理論和最優(yōu)契約理論，高管股權激勵能有效解決由于所有權和代理權分離而產(chǎn)生的企業(yè)內(nèi)第一類委托代理問題，從而提升公司的治理效率，有助于企業(yè)生產(chǎn)效率的提升（戴璐和宋迪，2018）。此外，股權薪酬激勵作為一種長期激勵機制，可以通過增加企業(yè)的研發(fā)投入（朱德勝，2019），進而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，促進企業(yè)的成長。

綜上，本文從高管薪酬激勵機制視角實證檢驗混合所有制改革提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用渠道，如圖1 所示。

圖1 混合所有制改革提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用渠道

基于上述分析，本文提出如下假設：混合所有制改革通過改善貨幣性薪酬激勵機制，激發(fā)國企高管的企業(yè)家精神，進而提升國企全要素生產(chǎn)率（H2）；

混合所有制改革通過完善高管股權薪酬激勵機制，激發(fā)國企高管的企業(yè)家精神，進而提升國企全要素生產(chǎn)率（H3）。

四、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004—2020 年上市的全部國有企業(yè)為研究對象，并對所選樣本按照如下原則進行篩選：①剔除金融行業(yè)的上市公司樣本；②剔除存在退市風險（special treatment，簡稱ST 股）的公司樣本；③剔除上市不滿一年和已退市的上市公司樣本；④剔除主要變量缺失的樣本。此外，考慮到結果的穩(wěn)健性，對企業(yè)樣本數(shù)據(jù)的連續(xù)變量進行1%和99%分位數(shù)的雙邊縮尾處理，最終得到15990 個企業(yè)-年度樣本平衡面板數(shù)據(jù)。本文用到的混合所有制改革程度數(shù)據(jù)是通過手工收集和整理上市公司披露的年報中的相關信息而獲得的，其他變量數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量說明

1.被解釋變量——全要素生產(chǎn)率

本文的被解釋變量為全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP），Olley-Pakes（OP）法和Levinsohn-Petrin（LP）法這兩種半?yún)?shù)方法可以較好地處理傳統(tǒng)計量方法中產(chǎn)生的內(nèi)生性問題（魯曉東和連玉君，2012），且Ackerberg et al（2015）基于OP法和LP法對變量間可能存在的共線性問題進一步修正，得到帶有ACF（Ackerberg-Caves-Frazer）修正的OP 法和LP 法。鑒于此，本文主要采用帶有ACF 修正的OP 法估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以OP 法、LP 法和帶有ACF 修正的OP 法、LP 法四種方法測算的全要素生產(chǎn)率的均值進行穩(wěn)健性檢驗。

2.核心解釋變量——混改程度

國資委表示混改需要引入能夠真正起到制衡和監(jiān)督的大股東，而持股比例超過5%的股東才能視為大股東，才會對公司具有重大影響力。因此，區(qū)別于現(xiàn)有文獻僅以前五大股東中出現(xiàn)異質(zhì)性股東即為混改（劉漢民等，2018）等，本文以國有企業(yè)引入的持股比例超過5%的第一大非國有股東作為首次混改條件，通過查閱大股東持股情況表，手工整理第一大異質(zhì)性股東的持股比例，并將此比例作為企業(yè)的混改程度。

3.中介變量

高管薪酬激勵主要表現(xiàn)為貨幣性薪酬激勵和股權薪酬激勵。因此本文選取貨幣性薪酬和股權薪酬作為混改提升國企全要素生產(chǎn)率的中介變量。借鑒陳修德等（2015）和李世輝等（2021）的做法，貨幣性薪酬通過前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)來衡量，股權薪酬以高管持股數(shù)量占授予時總股本的比例進行衡量。

4.控制變量

參考蔡貴龍等（2018）、李雙燕和苗進（2020）等學者的研究經(jīng)驗，本文控制了一些常見的可能會影響國企混改程度，也可能會影響國企全要素生產(chǎn)率水平的企業(yè)特征變量和公司治理特征變量。企業(yè)特征變量，如資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、企業(yè)現(xiàn)金流、總資產(chǎn)凈利率等，公司治理特征變量，如股權集中度、董事會規(guī)模、兩權分離度等。此外，本文還控制了行業(yè)差異和年份的影響。具體變量見表1。

表1 變量定義

（三）模型設定

本文考察混改程度對國企全要素生產(chǎn)率的影響，構建基準回歸模型如下：

其中：下標i為企業(yè)，t為年份；α0為模型（1）的待估常數(shù)項；α1為自變量（Mixdepit）對因變量（TFPit）的影響效應；εit為隨機誤差項。

混改通過建立有效的高管薪酬激勵機制（貨幣性薪酬和股權激勵）來提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文將貨幣性薪酬（Pay）和股權薪酬（GmShrRat）作為中介變量。本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）及姚戰(zhàn)琪（2021）等人的研究思想，構建遞進方程組的中介效應模型：

其中：Medit為中介變量，即貨幣性薪酬變量（Pay）或股權薪酬變量（GmShrRat）；γ0為模型（2）的待估常數(shù)項；γ1為自變量（Mixdepit）對中介變量（Medit）的影響效應；δ0為模型（3）的待估常數(shù)項；δ1為自變量（Mixdepit）對因變量（TFPit）的總影響效應；δ2和δ3為中介變量（Medit）的部分影響效應。

本文使用逐步回歸法對中介效應進行初步檢驗。在方程（1）中，若α1顯著，利用似不相關回歸法回歸方程（2），如果γ1顯著，對方程（3）進行回歸，考察系數(shù)δ2和δ3，若顯著，則表明存在中介效應。同時滿足以上所有條件后，如果系數(shù)δ1顯著，則存在部分中介效應，反之存在完全中介效應。

由于乘積系數(shù)的檢驗是中介效應最為核心的部分，并與其他中介效應檢驗方法相比，Bootstrap 法具有較高的統(tǒng)計效力，是目前公認的比較理想的可以直接替代Sobel 方法的直接檢驗乘積系數(shù)的手段。溫忠麟和葉寶娟（2014）綜合了逐步檢驗法和Bootstrap 法的優(yōu)點，推薦先嘗試簡單逐步檢驗，再利用Bootstrap 法檢驗系數(shù)乘積以提高檢驗力。為更準確的驗證中介效應，本文借鑒韓晨等（2020）、劉春林和田玲（2021）等做法，采用偏差校正的非參數(shù)Bootstrapping 方法構建結構方程模型進行中介效應檢驗，提高中介效應的檢驗效度。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果，從結果中可以看出，樣本期內(nèi)國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值為10.4949，標準差為0.9495，表明各企業(yè)的全要素生產(chǎn)率基本符合正態(tài)分布并且也存在一定的差距，這個差距可能就是混改產(chǎn)生的。國企混改程度均值為0.0756，而在所有樣本企業(yè)中，共有613 家企業(yè)實施了混改，且該企業(yè)數(shù)量在逐年增多，隨著混改的積極穩(wěn)妥推進，混改成效也逐漸顯現(xiàn)。因此，越來越多的企業(yè)加入了混改大軍，混改程度也不斷加深，最大混改程度也達到了0.6740，可見，混改帶來的積極作用得到了驗證，混合所有制改革在不斷深化。其他變量總體上分布合理，與現(xiàn)有文獻保持一致，不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）混合所有制改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基準回歸

本文的核心問題是混改是否會顯著提升國企的全要素生產(chǎn)率。因此，本文對國有企業(yè)樣本進行基準回歸，并采用企業(yè)層面的聚類調(diào)整標準誤估計。表3為模型（1）的檢驗結果，列（1）是不控制其他變量因素、行業(yè)及時間影響的普通最小二乘法（ordinary least squares，OLS）回歸結果；列（2）是不控制行業(yè)和時間，僅控制了其他變量因素影響的高維固定效應回歸的結果；列（3）是不控制其他變量因素影響，僅控制了行業(yè)和時間的高維固定效應回歸的結果；列（4）是同時控制其他變量因素影響、時間和行業(yè)的高維固定效應的回歸結果。根據(jù)表3 的回歸結果，無論是否加入控制變量、控制行業(yè)和時間，混改與國企的全要素生產(chǎn)率之間均在1%的水平下，呈現(xiàn)顯著的正相關關系。在控制了會對結果產(chǎn)生影響的所有變量之后，混改程度每提高1 個單位，樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率會提升0.1790 個單位，這表明，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率會隨著混改程度的增大而不斷增加。國企不斷深化混改，有助于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，提高企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量，保證企業(yè)可持續(xù)健康發(fā)展。本文的假設H1 得以驗證。

表3 基準回歸結果

（三）基準回歸的穩(wěn)健性檢驗

本文旨在檢驗混改對國企全要素生產(chǎn)率的影響，然而全要素生產(chǎn)率對混改可能會產(chǎn)生反向因果關系，另外選擇研究變量時可能存在樣本自選擇偏差等內(nèi)生性問題，從而會產(chǎn)生較為嚴重的內(nèi)生性偏誤。因此，為了得到基準回歸更穩(wěn)健的檢驗結果，本文通過面板工具變量法、更換被解釋和解釋變量、雙重聚類處理、Heckman 兩階段、傾向得分匹配（PSM）法、PSM+多期雙重差分（DID）法等方法對混改的內(nèi)生性問題進行控制，從而保證基準回歸結果的穩(wěn)健性。

1.面板工具變量法

為了更好地解決反向因果關系所帶來的內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。參考蔡貴龍等（2018）的做法，與他們選擇地區(qū)內(nèi)生工具變量不同的是，本文使用行業(yè)的年度平均混改程度，作為樣本企業(yè)混改程度的工具變量（IV）。本文按照國有企業(yè)所屬行業(yè)與年度兩個維度進行分組，計算每組中除企業(yè)i之外的其他企業(yè)的混改程度的均值，作為分組N中企業(yè)i的工具變量，具體公式如下：

其中：M為分組N中的元素個數(shù)。二階段的F統(tǒng)計量值為183.292，大于經(jīng)驗值16.38。因此，回歸通過了弱工具變量檢驗。表4 的列（1）和列（2）表明，采用工具變量估計后，混改程度仍然與企業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)顯著的正相關關系，這表明緩解反向因果關系問題后本文的研究結論保持穩(wěn)健。

2.更換關鍵變量和雙重聚類分析

為了消除樣本自選擇偏差等內(nèi)生性問題對實驗結果產(chǎn)生的影響，本文將TFP變更為TFP*、將混改程度變量替換為混改虛擬變量（Mixdum），分別帶入主回歸模型中進行回歸。除此之外，本文進行公司和年度雙重聚類回歸以避免異方差和自相關對結果造成的不利影響。表4 的列（3）表明，1 單位的混改程度會顯著提高0.1051 單位的全要素生產(chǎn)率。表4 的列（4）和列（5）表明，混改程度與國企全要素生產(chǎn)率存在顯著正相關關系，本文結論依然成立。

表4 基準回歸的穩(wěn)健性檢驗結果Ⅰ

3.Heckman 兩階段法

由于部分數(shù)據(jù)缺失而存在一定的自選擇偏誤問題，本文使用Heckman 兩階段法來修正這一內(nèi)生性問題。借鑒馬勇等（2020）處理思路，在Heckman 第一階段估計國企實施混改（Mixdum）概率Probit 模型，解釋變量為Cfo、Ins、Age、Top1、InDrcRat及Cmceo等。結果顯示，國企混改與否與Ins呈顯著正相關，而與Cfo、Age、Top1、InDrcRat及Cmceo等呈顯著負相關。進一步計算逆米爾斯比率（IMR），并將IMR代入主回歸模型，表5的列（6）和列（7）表明，IMR的系數(shù)顯著，這表明樣本可能存在選擇性偏誤，用Heckman 兩階段模型是有必要的。在控制了逆米爾斯比率（IMR）后，混改程度與國企全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)顯著正相關，相關系數(shù)為0.3882。本文的假設H1 得到進一步的證實。

4.PSM 法

為了緩解樣本選擇偏差問題，即基本的回歸分析無法較好回答混改前后國企全要素生產(chǎn)率的差異性，本文借鑒鄭云堅和王澤宇（2020）等選取協(xié)變量的方法，并采用杜興強和張穎（2021）的選取變量的方法，以Heckman 兩階段法中的第一階段變量作為協(xié)變量，通過Logit 回歸計算混改傾向得分值，以首次混改的樣本企業(yè)為處理組，根據(jù)最近鄰匹配法按1∶3 比例進行有放回的樣本配對，在混改前一年匹配同時間、同行業(yè)和同地區(qū)內(nèi)傾向得分值最接近并從未實施混改的國企為控制組。本文最終得到8352 個配對樣本，并進行了平衡假設實驗，檢驗結果顯示，所有匹配變量標準偏差的絕對值在匹配之后均小于5%，且匹配后的t 統(tǒng)計量都不顯著，即處理組和控制組無系統(tǒng)差異，由于篇幅原因，就不在此列示。表5 列（8）的結果顯示，在PSM 匹配后的樣本回歸中，混改程度與國企全要素生產(chǎn)率之間的相關系數(shù)為0.1557，且在1%的水平下顯著，這也與基準回歸里的0.1790 較為貼近。因此，本文假設H1 的結果穩(wěn)健。

5.PSM+多期DID

傳統(tǒng)DID 一般是兩期，考慮到樣本企業(yè)混改的年份不同，那么就不能將控制組和處理組簡單地分為兩期。因此，借鑒周觀平等（2021）的多期DID 方法，以前面PSM 法匹配樣本為基礎，再進行多期DID 處理，以國企混改作為外生沖擊事件，將未混改的樣本企業(yè)作為控制組、混改的樣本企業(yè)作為處理組，本文構建如下雙重差分模型：

其中：ω0為模型（5）的待估常系數(shù)；Post為混改年份的虛擬變量，混改之前的年份取0，之后的年份取1；Treat為混改與否的虛擬變量，混改的取1，未混改的取0；根據(jù)雙重差分的基本思想，交叉項Treat×Post系數(shù)ω1體現(xiàn)混改前后國企全要素生產(chǎn)率發(fā)生的變化，即混改對國企全要素生產(chǎn)率影響的凈效應；ind為行業(yè)虛擬變量。

表5 中的列（9）的PSM 匹配后的多期DID 回歸結果顯示混改會顯著提升國企的全要素生產(chǎn)率，這也再次印證了假設H1 的成立。

表5 基準回歸的穩(wěn)健性檢驗結果Ⅱ

綜上，為了緩解反向因果關系、樣本自選擇偏差及遺漏變量等內(nèi)生性問題，本文經(jīng)過面板工具變量法、更換被解釋變量和解釋變量、雙重聚類處理、Heckman 兩階段、PSM 法、PSM+多期DID 法等一系列的穩(wěn)健性檢驗后，混改顯著提升國企全要素生產(chǎn)率的結果仍然成立，說明本文結論穩(wěn)健可靠。

（四）異質(zhì)性分析

本文進一步通過異質(zhì)性分析來揭示國企混改的分類分層實施可能還需要在哪些方面進行優(yōu)化提升。具體探討的問題：國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度是否會因為企業(yè)層級屬性的不同而存在顯著差異呢？混改后提升國企全要素生產(chǎn)率的程度是否會因為控制權的變更與否而存在差異呢？當引入的非國有資本為民營或境外資本時，混改對國企全要素生產(chǎn)率的提升程度是否會存在顯著差異呢？

通過比較兩組回歸的系數(shù)差異對上述問題進行檢驗，但分組回歸后的組間系數(shù)并不能直接比較。本文使用費舍爾組合檢驗（Permutation test）的bdiff 命令，分別對Permutation 1000 次和Bootstrap 1000 次抽樣的分組回歸后來檢驗組間系數(shù)差異。

1.企業(yè)層級屬性的異質(zhì)性影響

國企混改從最初的混資本到混機制，不同企業(yè)層級屬性的國有企業(yè)自身的資源稟賦可能存在明顯差異。本文將國企樣本劃分為中央國企和地方國企兩大類進行分組回歸，并且針對兩組回歸后的系數(shù)進行了Permutation 1000 次和Bootstrap 1000 次抽樣的組間系數(shù)大小差異性統(tǒng)計檢驗，見表6 列（1）和列（2）。結果顯示，在地方國企中，在1%的水平下，混改會顯著提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；而在中央國企中，混改程度與國企全要素生產(chǎn)率呈負關系，但并不顯著；地方國有和中央國有兩組間的系數(shù)差異為0.5647，且兩種抽樣方法下的p經(jīng)驗值均為0.000。這說明，在地方國有企業(yè)中，混改有助于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，而在中央國有企業(yè)中不存在這種關系。究其原因，相比于地方國企，中央國企的規(guī)模更大，經(jīng)營業(yè)務更加繁雜，混改牽涉到更多的利益相關者，實施難度更大（魏明海等，2017）。國企的行政層級越高，非國有資本進入國企的機會越少，發(fā)揮制衡作用的可能性越小，混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的治理作用有限。但是在地方國企中，引入的非國有資本力度更大，其參與公司治理的可能性也會更大，就會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生更顯著的作用。

表6 異質(zhì)性檢驗

2.混合所有制改革后股權性質(zhì)的異質(zhì)性影響

實際控制人掌控整個公司的發(fā)展大勢，掌握了公司各項資源的配置權，決定了公司的治理結構，實際控制人性質(zhì)不同，其經(jīng)營行為、法人治理結構等方面也存在顯著差異。國企混改也會使得部分企業(yè)股權性質(zhì)發(fā)生變更，即完全混改模式，本文將實施混改的樣本企業(yè)分為股權性質(zhì)是否發(fā)生變更兩組分別進行回歸，并對組間系數(shù)進行差異性檢驗，回歸結果見表6 的列（3）和列（4）。結果表明，當股權性質(zhì)未發(fā)生變更時，混改程度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%水平下呈現(xiàn)正相關關系，而股權性質(zhì)發(fā)生變更時，這種相關性并不顯著，兩組之間系數(shù)差異達到0.2985，且兩種抽樣方法的p經(jīng)驗值均為0.000。這可能是因為，當實際控制人變更為非國有資本時，其由于一些政治關系為了保護個人利益而實施掏空行為，不利于全要素生產(chǎn)率的提升（涂國前和劉峰，2010），控制權掌握在國有資本手里時，企業(yè)更有利于獲得其發(fā)展所需要的資源和優(yōu)勢，并且能夠減少改革的阻力（劉漢民等，2018），更有利于國有企業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

3.非國有資本屬性的異質(zhì)性影響

國企混改的主要方式是不斷引入非國有資本（陳仕華和盧昌崇，2017），民營資本和境外資本是最主要的非國有資本，國有企業(yè)在實施混改時，既可以與民營資本混合，也可以與境外資本混合。本文根據(jù)引入的非國有資本類別，將混改的樣本企業(yè)分為兩大類分別回歸，回歸結果見表6 的列（5）和列（6），當引入的非國有資本為民營資本時，混改對國企全要素生產(chǎn)率起正向作用，而當境外資本被引入時，混改程度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈不顯著的負相關關系，兩組之間無論是系數(shù)符號還是顯著性水平都具有明顯差異，兩組之間系數(shù)差異為0.5022，且無論是Permutation 1000 次抽樣還是Bootstrap 1000 次抽樣，組間系數(shù)大小差異性的統(tǒng)計檢驗的p經(jīng)驗值均為0.000。對此可能的解釋是，相對于外資企業(yè)，境內(nèi)民營企業(yè)的生產(chǎn)效率和技術效率更高。因此民營資本的引入，可以充分發(fā)揮其自身優(yōu)勢，從而提高全要素生產(chǎn)率，除此之外，外資企業(yè)更容易受到世界宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響，例如全球金融危機的影響等，這就不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)步提升。

六、作用渠道分析

上文的結果表明，國企深入推進混改能夠顯著提升全要素生產(chǎn)率，促進企業(yè)可持續(xù)性發(fā)展。那么混改提升國企全要素生產(chǎn)率背后的作用渠道是怎樣的？合理的薪酬激勵是緩解委托人和代理人之間代理沖突的重要機制，作為所有者對管理者實行的激勵措施，直接關系到高管對創(chuàng)新投入的積極性。因此，國有企業(yè)建立有效的高管薪酬激勵機制，有利于激發(fā)高管的潛能，升華企業(yè)家精神，激勵其更多的參與企業(yè)管理，增加研發(fā)創(chuàng)新投入，積極作出提高企業(yè)生產(chǎn)效率的決策，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。國企在推進混改的過程中，引進了非國有資本豐富股權結構的同時，也引入了市場化的薪酬激勵體系。貨幣性薪酬和股權薪酬激勵是否會成為混改提升國企全要素生產(chǎn)率的傳導路徑？

（一）多重中介效應檢驗

多重中介效應檢驗的結果見表7 的列（2）和列（3），混改程度（Mixdep）與高管貨幣性薪酬（Pay）、股權薪酬（GmShrRat）兩個中介變量均顯著正相關，再將這兩個中介變量與解釋變量同時帶入模型中回歸，結果見表7 列（4）。回歸結果表明，混改程度（Mixdep）對企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）的直接影響系數(shù)從0.1882 變?yōu)?.1607，而通過提高高管貨幣性薪酬（Pay）和股權薪酬（GmShrRat）進而提升全要素生產(chǎn)率的中介效應分別為0.1285（0.2949×0.4357）和0.0386（0.0115×3.3545），并在1%水平下顯著。進一步對兩個中介效應加總，得到整體的中介效應為0.1671（0.1285+0.0386），并在統(tǒng)計上高度顯著。從兩類中介效應的相對貢獻來看，在混改提升國企全要素生產(chǎn)率的整體影響中，大約50.98%通過高管貨幣性薪酬和股權薪酬兩條傳導路徑來實現(xiàn)，其中，高管貨幣性薪酬作為傳導路徑的相對貢獻為39.20%，高管股權薪酬的相對貢獻為11.78%。上述結果表明，高管貨幣性薪酬和股權薪酬分別具有重要的部分中介效應，成為混改提升國企全要素生產(chǎn)率的重要途徑，初步證實了本文的假設H2 和假設H3。提高高管貨幣性薪酬和股權薪酬即建立有效的高管薪酬激勵機制，在一定程度上有利于充分發(fā)揮高管的決策作用，做出有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關鍵決策，而混改也強化了這種推動作用。

表7 作用渠道的回歸結果

（二）多重中介效應的統(tǒng)計檢驗

上述分析結果表明，混改會顯著提升國企的全要素生產(chǎn)率，貨幣性薪酬和股權薪酬起到部分中介效應。但簡單的逐步回歸法可能不會很好地檢驗中介效應的存在，本文借鑒韓晨等（2020）、向東和余玉苗（2020）等法，使用偏差校正的非參數(shù)Bootstrapping 1000 次結構方程模型進行更為嚴格的多重中介效應檢驗。

表8 的結果顯示，混改對國企全要素生產(chǎn)率的直接效應系數(shù)為0.1843，置信區(qū)間（BC interval 95%）為［0.1033，0.2675］，不包含0，說明混改會直接影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。進一步來看，混改通過影響貨幣性薪酬影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Mixdep→Pay→TFP）的中介效應系數(shù)為0.1531，置信區(qū)間（BC interval 95%）為［0.1165，0.1753］，不包含0，說明國企混改能夠完善高管貨幣性薪酬激勵機制，從而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；混改通過影響股權薪酬影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Mixdep→GmShrRat→TFP）的中介效應系數(shù)為0.0488，置信區(qū)間（BC interval 95%）為［0.0386，0.0612］，不包含0，說明國企混改會通過影響高管股權薪酬激勵進而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。國企混改提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的直接效應為47.71%（0.1843/0.3863），而通過中介變量的中介效應為52.26%（貨幣性薪酬激勵貢獻39.63%，股權薪酬激勵12.63%）。這表明，混改通過強化國企的高管薪酬激勵機制，進而促進其全要素生產(chǎn)率的提升。

表8 中介效應檢驗

綜上，高管貨幣性薪酬和股權薪酬激勵是混改提升國企全要素生產(chǎn)率的兩類重要渠道，其中貨幣性薪酬激勵的中介作用更強，本文的假設H2 和假設H3 得以證實。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證中介效應回歸結果的可靠性和穩(wěn)健性，本文采用與基準回歸類似的穩(wěn)健性檢驗方法，涉及的具體檢驗方法就不再贅述。中介效應的面板工具變量估計、Heckman 兩階段、PSM 法、PSM+多期DID、更換解釋變量與被解釋變量等穩(wěn)健性檢驗的結果顯示，混改對國企全要素生產(chǎn)率的正向作用主要通過高管貨幣性薪酬激勵和股權薪酬激勵兩個路徑來傳導的結論是穩(wěn)健和可靠的。也就是說，混改可以通過完善高管薪酬激勵機制，激發(fā)高管能動性，進而提升國企全要素生產(chǎn)率。與高管股權激勵相比，貨幣性薪酬激勵的影響機制可能更為重要，這一結論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗之后依然成立。由于篇幅有限，檢驗結果就不附上。

七、結論與建議

混合所有制改革作為新一輪國企改革的重要突破口，將為國有企業(yè)注入新的活力和動力，也是實現(xiàn)我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的關鍵，在提高國企全要素生產(chǎn)率方面發(fā)揮了極其重要的作用。本文主要探討了混改是否會促進國企全要素生產(chǎn)率的提升，并從高管薪酬激勵機制視角分析背后的作用渠道。為保證研究結論的可靠性，本文采用面板工具變量、更換解釋變量和被解釋變量及雙重聚類處理、Heckman 兩階段、PSM 法及PSM+多期DID 等進行穩(wěn)健性檢驗。同時，進行異質(zhì)性分析，揭示混改對國企全要素生產(chǎn)率的影響是否因為企業(yè)層級屬性、混改后的股權性質(zhì)和非國有資本的股權性質(zhì)的不同而存在差異。在作用渠道分析中，本文使用多重中介效應法，實證檢驗高管貨幣性薪酬激勵和股權薪酬激勵的中介作用。為了提高多重中介效應法的檢驗力，使用非參數(shù)Bootstrapping 方法調(diào)整估計偏差的結構方程模型進行多重中介效應檢驗（Bootstrap 1000 次）。研究結果表明：①混合所有制改革會顯著提升國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，一系列穩(wěn)健性檢驗后，結論依然成立；②異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向作用主要表現(xiàn)在地方國有企業(yè)、引入的非國有資本為民營資本及混改后依然為國有控股企業(yè)中；③中介效應檢驗結果表明，高管貨幣性薪酬和股權薪酬發(fā)揮了重要的中介作用，其中貨幣性薪酬激勵的作用更強。

《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035 年遠景目標綱要》中特別強調(diào)要深化國企混改，對混合所有制企業(yè)探索實行有別于國有獨資、全資公司的治理機制和監(jiān)管制度，混改是我國經(jīng)濟體制改革的重要舉措，也是國有企業(yè)與國有資本改革的關鍵抓手。為在國企混改中進一步推動全要素生產(chǎn)率的提升，本文提出以下幾點建議：第一，要繼續(xù)推進國企混改，并將其作為提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要手段。積極引入非國有資本尤其是民營資本等優(yōu)秀戰(zhàn)略者，利用非國有資本的自身優(yōu)勢激發(fā)國有企業(yè)的潛力，不僅僅是資本的融合，更加要重視機制的融合，從而帶動企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率，推動國有企業(yè)實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第二，高管薪酬激勵問題作為新一輪混改的重要方面，應不斷完善高管薪酬激勵機制。充分利用高管團隊的專業(yè)能力和治理經(jīng)驗，推動高管作出更有利于提升企業(yè)效率，促進企業(yè)長遠發(fā)展的戰(zhàn)略決策。第三，國有企業(yè)在進行混改時要重視非國有資本的股權比例。在充分考慮非國有資本在國有企業(yè)中的話語權的同時，也應當控制其持股比例，合理安排企業(yè)的控制權，實現(xiàn)股權的最優(yōu)配置，保證混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極作用。