非國有股東委派高管與國企全要素生產(chǎn)率

閆翠蘋 郭澤光 李校紅

【摘 要】 立足于“治理”與“管理”相融合的視角，選擇2008—2020年A股主板國有企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了非國有股東委派高管與國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系、路徑機制及影響因素。研究結(jié)果表明，非國有股東委派高管有利于促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，通過降低雙重代理成本和提高資本運營效率促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。進一步研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東委派高管在競爭類國有企業(yè)與壟斷類國有企業(yè)均能促進全要素生產(chǎn)率的提升，但在壟斷類國有企業(yè)提升空間更大。研究結(jié)論揭示了混合所有制改革不能僅停留在“資本”融合、“治理”融合層面，還需要“管理”融合，有助于認識到非國有股東深度參與國有企業(yè)經(jīng)營管理對全要素生產(chǎn)率提升的重要意義，為混改實踐中非國有股東委派高管提供了證據(jù)支持。

【關(guān)鍵詞】 混合所有制改革； 非國有股東； 代理成本； 全要素生產(chǎn)率

【中圖分類號】 F272? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）04-0140-09

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟快速增長，取得了舉世矚目的成就，但是我國經(jīng)濟發(fā)展主要依靠規(guī)模和速度，經(jīng)濟增長質(zhì)量并不高[1]，我國亟須把經(jīng)濟增長目標由追求速度轉(zhuǎn)向追求質(zhì)量。微觀企業(yè)是國民經(jīng)濟的細胞[2]，要實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，必須提高微觀企業(yè)尤其是國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[3]。由于存在所有者缺位、內(nèi)部人控制等現(xiàn)象，我國國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平相對較低[4]。黨的十八屆三中全會后，開啟了新一輪混合所有制改革，希望通過引進非國有股東，提高全要素生產(chǎn)率。對此學者們從不同的角度進行了積極的探索，研究發(fā)現(xiàn)，如果非國有股東僅僅是簡單的股權(quán)混合，而不參與經(jīng)營管理，那么其對國企的影響很小，國企管理體制不會有實質(zhì)變化。

近年來，非國有股東參與國有企業(yè)治理的力度與深度相較于以往國有企業(yè)混改均有所提高，越來越多的非國有股東委派代表參與國有企業(yè)的經(jīng)營管理，形成“股權(quán)混合+經(jīng)營混合”的雙重混合模式。但是現(xiàn)有文獻或者將非國有股東委派的董監(jiān)高作為一個整體（沒有區(qū)分董事、監(jiān)事、高管）進行研究[5]；或者從董事會治理維度進行研究[6]；將非國有股東委派的高管單獨作為研究對象的非常少。眾所周知，董事、監(jiān)事、高管分別屬于決策層、監(jiān)管層和執(zhí)行層，由于其職能不同，在企業(yè)中發(fā)揮的作用也不同，如果不加區(qū)分，得出的結(jié)論往往是混合作用，會存在一定程度的偏差，因此將非國有股東委派的董事、監(jiān)事與高管分別作為研究對象進行研究很有必要。本文的研究主要解決以下問題，非國有股東委派的董事、監(jiān)事與高管對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響相同嗎？如果不相同，哪一種類型的代表可以提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率？其原因是什么？具體作用機制又是什么？本文的研究不僅有助于認識到非國有股東委派代表介入國有企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的程度對全要素生產(chǎn)率影響的重要性，而且在微觀層面為國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。

本文可能的貢獻有：第一，研究視角新?；旌纤兄聘母锊荒軆H停留在“資本”融合、“治理”融合層面，還需要“管理”融合。本文主要基于“治理”與“管理”有效融合的視角，將非國有股東委派的參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理的高管作為研究對象。此前的文獻大多是將非國有股東委派的董監(jiān)高作為一個整體進行研究，得出的結(jié)論是非國有股東委派董監(jiān)高的混合作用，本文的研究是對前人研究的有益補充，為國有企業(yè)進行混合所有制改革時也要重視非國有股東執(zhí)行層管理人員的委派提供了微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。第二，從非國有股東委派高管視角剖析影響國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，為全要素生產(chǎn)率影響因素研究的文獻體系提供經(jīng)驗證據(jù)與理論借鑒。第三，從代理成本與資本運營效率角度分析非國有股東委派高管影響國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的路徑機制，有助于揭示非國有股東委派高管促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升更深層次的作用邏輯，為非國有股東向國有企業(yè)委派高管發(fā)揮治理效應(yīng)與管理效應(yīng)，提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提供了理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）非國有股東委派代表與國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率

本文將國有企業(yè)的資本分為國有資本與非國有資本，國有資本指終極控股股東為各級國資委的資本；非國有資本是指除國有資本之外的其他資本，包括外商資本、私營資本以及個人資本等。國有資本的投資者稱為國有股東，非國有資本的投資者稱為非國有股東。本文將非國有股東向國有企業(yè)委派的代表區(qū)分為董事、監(jiān)事與高管。其中董事指非國有股東向國有企業(yè)委派的構(gòu)成國有企業(yè)董事會成員，但不參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理的董事；監(jiān)事指非國有股東向國有企業(yè)委派的監(jiān)事會組成人員；高管指非國有股東向國有企業(yè)委派的介入國有企業(yè)程度較高，參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理的人員。他們包括非國有股東向國有企業(yè)委派的總經(jīng)理、總工程師、總會計師、各部門主管、各部門總監(jiān)以及其他參與日常經(jīng)營管理的人員。需要特別說明的是本文定義的高管，強調(diào)“介入程度”與“日常”，不包括僅出席董事會會議進行決策和監(jiān)督的董事與監(jiān)事，但是如果非國有股東向國有企業(yè)委派的既參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理，同時又在董事會擁有董事席位的，其介入國有企業(yè)程度最高，也包括在本文界定的高管內(nèi)。

研究表明，非國有股東如果僅持有股份，而不參與國有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，很難有效發(fā)揮民營資本的優(yōu)勢。學者們分別從企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量[7]、會計信息質(zhì)量[8]、薪酬業(yè)績敏感性[5]以及全要素生產(chǎn)率[6]等角度研究了非國有股東的治理效應(yīng)。雖然學者們的研究視角不同，但研究結(jié)論非常相似，大部分研究發(fā)現(xiàn)非國有股東持股比例對國有企業(yè)沒有顯著影響，但委派董監(jiān)高或委派董事參與董事會治理對國有企業(yè)有顯著影響。本文認為，出現(xiàn)上述研究結(jié)論的一個重要原因在于非國有股東治理效應(yīng)的發(fā)揮很大程度上取決于其介入國有企業(yè)經(jīng)營管理的程度，非國有股東介入國有企業(yè)經(jīng)營管理的程度直接影響其治理效應(yīng)的有效發(fā)揮。首先，非國有股東作為國有企業(yè)的投資者，面臨著國有企業(yè)高層管理人員與國有大股東雙重逆向選擇與道德風險等代理問題，如果非國有股東不能獲得及時、充分、相關(guān)的信息，這種雙重代理問題產(chǎn)生的風險很難防范[9]。非國有股東通過委派代表參與國有企業(yè)的決策、計劃、生產(chǎn)、經(jīng)營、控制等全過程活動，深入國有企業(yè)的程度較高，不僅能夠獲得及時的信息，還對國有企業(yè)信息掌握更加全面，可以最大限度降低由于信息不對稱帶來的風險，對國有企業(yè)高管進行監(jiān)督與制衡，降低內(nèi)部人控制和所有者缺位現(xiàn)象引發(fā)的代理成本，提高全要素生產(chǎn)率。其次，非國有股東委派高管參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理，可以為國有企業(yè)帶來先進的市場化管理經(jīng)驗，促進市場化管理水平的提升與資源的優(yōu)化配置，而資源優(yōu)化配置是實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率提高的重要途徑。最后，非國有股東委派高管參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理，有利于國有企業(yè)的管理者與非國有企業(yè)管理者在工作中相互融合、交流經(jīng)驗、互相學習、取長補短，發(fā)揮管理協(xié)同效應(yīng)，促進管理技能的提升，管理技能的提高是全要素生產(chǎn)率提升的另一重要途徑。因此，本文從非國有股東委派代表介入國有企業(yè)經(jīng)營管理的程度對全要素生產(chǎn)率的作用進行分析，提出假設(shè)1。

H1a：非國有股東委派的董事如果僅出席董事會參與決策，而沒有兼任國有企業(yè)高管職務(wù)的，由于其介入國有企業(yè)經(jīng)營管理程度較低，不能有效提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

H1b：非國有股東委派的監(jiān)事按照相關(guān)規(guī)定不能同時兼任高管，不參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理活動，由于其介入國有企業(yè)經(jīng)營管理程度較低，不能有效提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

H1c：非國有股東委派的高管，參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理活動，由于其介入國有企業(yè)經(jīng)營管理程度較高，能夠有效提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）非國有股東委派高管與國有企業(yè)雙重代理成本

國內(nèi)外學者將股權(quán)結(jié)構(gòu)和代理成本的研究分為第一類代理成本和第二類代理成本（簡稱“雙重代理成本”）。第一類代理成本是指企業(yè)股東與經(jīng)理人由于利益不一致而產(chǎn)生的成本；第二類代理成本是指掌握公司控制權(quán)的大股東侵占中小股東利益而產(chǎn)生的成本。非國有股東委派的高管通過降低上述雙重代理成本提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。首先，非國有股東委派的高管有意愿、有動力改善國有企業(yè)治理水平，降低國有企業(yè)面臨的雙重代理成本。在國有資本控股的混改企業(yè)中，非國有股東常常處于較弱的地位[9]，如果缺乏法律的保護和完善的公司治理，非國有股東的合法權(quán)益很難得到保障[9]，所以，非國有股東委派的高管有意愿并且有動力積極監(jiān)督國有企業(yè)高管的自利行為以及國有企業(yè)大股東的掏空行為，改善國有企業(yè)治理水平，降低雙重代理成本[10]；其次，非國有股東委派的高管進入國有企業(yè)后有能力改善治理水平，降低面臨的雙重代理成本。降低代理成本的一個有效措施是獲取充分相關(guān)的信息[11]。非國有股東委派高管深度介入國有企業(yè)經(jīng)營管理活動，可以獲得更多的生產(chǎn)經(jīng)營信息及其他相關(guān)信息，從而使信息更加透明，能夠?qū)Υ蠊蓶|的隧道挖掘行為和管理人員的自利行為進行有效監(jiān)督，形成制約，降低代理成本；降低代理成本的另外一個有效措施是改善代理人的風險規(guī)避態(tài)度。具有民營企業(yè)經(jīng)歷的高管往往具有冒險精神、風險應(yīng)對能力以及對機會敏銳的感知能力，更善于識別并把握市場機會。非國有股東委派高管參與國有企業(yè)經(jīng)營管理的過程中，潛移默化地影響國有企業(yè)管理者的市場意識和企業(yè)的市場化水平，弱化其風險規(guī)避態(tài)度，強化其市場意識與風險承擔能力，降低代理成本。我國學者研究發(fā)現(xiàn)，代理成本的降低有助于全要素生產(chǎn)率的提升[3，6]，因此，非國有股東委派高管參與國有企業(yè)經(jīng)營管理可以通過降低雙重代理成本實現(xiàn)國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

H2：非國有股東向國有企業(yè)委派高管，通過降低雙重代理成本促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

（三）非國有股東委派高管與資本運營效率

資本運營效率反映企業(yè)全部資產(chǎn)的利用效率和資產(chǎn)管理能力。非國有股東委派高管作為企業(yè)的管理執(zhí)行層，其個人特征、認知模式、價值觀念等在一定程度上影響一個企業(yè)的資源配置效率與管理水平的提升。根據(jù)高層梯隊理論，非國有股東向國有企業(yè)委派高管的民營企業(yè)經(jīng)歷會對其在國有企業(yè)經(jīng)營管理方面產(chǎn)生深遠影響。一方面，非國有股東委派高管參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理，能為國有企業(yè)帶來先進的管理經(jīng)驗，促進國有企業(yè)管理水平的提升[11-13]。非國有資本先天逐利性會更加關(guān)注公司的經(jīng)營和管理，更好地配置企業(yè)資源，而資源的優(yōu)化配置意味著實現(xiàn)投入要素的最優(yōu)組合，從而提高國有企業(yè)資本運營效率。另一方面，非國有股東委派高管介入國有企業(yè)日常經(jīng)營管理能夠獲得充分相關(guān)的信息，對國有企業(yè)管理者進行有效監(jiān)督，減少國有企業(yè)管理者的違規(guī)行為，促使國有企業(yè)管理者勤勉盡責，更加關(guān)注管理技能的提升、國有企業(yè)資本的使用效率和國有企業(yè)價值增值，從而提高國有企業(yè)資本運營效率。因此，非國有股東委派高管參與國有企業(yè)經(jīng)營管理，通過提高資本運營效率，從而達到促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的效果。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

H3：非國有股東向國有企業(yè)委派高管，通過提高國有企業(yè)資本運營效率促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

三、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)

借鑒蔡貴龍等[5]的樣本選擇方法，以2008—2020年A股主板國有上市公司為研究樣本；通過收集整理上市公司年報信息得到非國有股東數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫；采用Stata15進行數(shù)據(jù)分析和實證檢驗。為滿足研究需要，對研究數(shù)據(jù)進行了如下處理：剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除異常值；剔除ST、？觹ST類上市公司。經(jīng)過上述處理后得到9 297個觀測值。為降低極端值影響，對關(guān)鍵連續(xù)變量在上下1％水平進行縮尾處理。

（二）變量測度

1.被解釋變量。全要素生產(chǎn)率通常被解釋為總產(chǎn)出中由于技術(shù)進步與資源優(yōu)化配置帶來的剩余[14]。本文分別使用LP法與WRDG法對全要素生產(chǎn)率（TFP）進行估計。

2.解釋變量。根據(jù)本文的研究目的，非國有股東委派的高管主要指參與企業(yè)日常經(jīng)營管理的人員，詳見前文對高管的界定。本文在主回歸中用非國有股東委派的高管數(shù)量作為關(guān)鍵解釋變量，在穩(wěn)健性檢驗中用非國有股東委派高管比例和是否委派高管啞變量進行穩(wěn)健性檢驗，分別用wpf_ggn、wpf_ggp和d_wpf表示。另外，為了驗證本文觀點，即非國有股東委派代表與國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系取決于非國有股東委派代表介入國有企業(yè)經(jīng)營管理的程度，本文同時將非國有股東委派的董事（wpf_dsn）與監(jiān)事（wpf_jsn）對全要素生產(chǎn)率進行了回歸分析，以便于進行對比分析。

3.中介變量。cost表示代理成本，借鑒王瑤等[3]的研究，第一類代理成本（cost1）用管理費用增長率表示，該指標反映了管理層在職消費等行為產(chǎn)生的代理成本，其數(shù)值越大，說明第一類代理問題越嚴重；第二類代理成本（cost2）用其他應(yīng)收款占營業(yè)總收入比重反映，該比率越高，說明第二類代理問題越嚴重；資本的運營效率用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是考察企業(yè)資本運營效率的一項重要指標，體現(xiàn)資產(chǎn)管理質(zhì)量與利用效率。

4.控制變量。借鑒王瑤等[3]、Levinsohn et al.[15]的研究，本文對影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的公司特征、財務(wù)特征以及個體和年度（year）等因素加以控制。

變量具體定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

為識別非國有股東委派代表對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均影響效應(yīng)，本文采用了個體時點雙固定效應(yīng)模型（即模型1），用以檢驗H1。

TPFi，t=δ0+δ1wpfi，t+δ2sizei，t+δ3levi，t+δ4growi，t+

δ5roai，t+δ6cfri，t+δ7yingyri，t+δ8taxai，t+δ9earni，t+∑Year+

ai+εi，t? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，wpfi，t為非國有股東委派的各類代表，包括董事（wpf_dsn）、監(jiān)事（wpf_jsn）與高管（wpf_ggn），ai為個體固定效應(yīng)，εi，t為模型擾動項，其余變量定義如表1所示。模型1中wpf的系數(shù)δ1表示非國有股東委派代表對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均影響，若該模型中wpf的系數(shù)δ1顯著為正，則表明非國有股東委派代表能夠促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，若模型中wpf的系數(shù)δ1不顯著，則表明非國有股東委派代表對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率作用不明顯。

同時，為驗證非國有股東委派高管可通過降低雙重代理成本與提高資本運營效率對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，本文在模型1基礎(chǔ)上，采用依次檢驗法設(shè)立模型2與模型3進行檢驗。

inmi，t=β0+β1wpf_ggni，t+

β2sizei，t+β3levi，t+β4growi，t+

β5roai，t+β6cfri，t+β7yingyri，t+

β8taxai，t+β9earni，t+∑Year+ai+εi，t

（2）

TFPi，t=γ0+γ1wpf_ggni，t+

γ2inmi，t+γ3sizei，t+γ4levi，t+

γ5growi，t+γ6roai，t+γ7cfri，t+

γ8yingyri，t+γ9taxai，t+γ10earni，t+

∑Year+ai+εi，t? ? ?（3）

其中，inm表示中介變量，包括第一類代理成本（cost1）、第二類代理成本（cost2）和資本運營效率（effi）。模型2中wpf_ggn的系數(shù)β1表示非國有股東委派高管對中介變量影響的平均效應(yīng)，若該模型中wpf_ggn的系數(shù)β1與模型3中inm的系數(shù)γ2均顯著，則表明inm變量是非國有股東委派高管促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的傳導路徑。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最小值為12.025，最大值為20.321，均值為16.124，中位數(shù)為16.015，這與謝海洋等（2020）的研究基本一致。非國有股東委派的高管（wpf_ggn）的最小值為0，最大值為11，均值為0.077，中位數(shù)為0。非國有股東委派的董事（wpf_dsn）的最小值為0，最大值為6，均值0.201，中位數(shù)為0。非國有股東委派的監(jiān)事（wpf_jsn）的最小值為0，最大值為5，均值為0.098，中位數(shù)為0。從非國有股東委派代表的中位數(shù)均為0，可以看出，委派代表入駐國有企業(yè)的非國有股東較少。

（二）主回歸分析

為了驗證本文的觀點，即非國有股東委派代表對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用取決于其介入國有企業(yè)經(jīng)營管理的程度，表3分別報告了LP法與WRDG法下的非國有股東委派高管（wpf_ggn）、董事（wpf_dsn）和監(jiān)事（wpf_jsn）對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率回歸的結(jié)果。表3（1）列、（4）列顯示，非國有股東委派高管（wpf_ggn）顯著促進了國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，均在1%水平上顯著為正；表3（2）列—（3）列、（5）列—（6）列顯示，非國有股東委派董事（wpf_dsn）與監(jiān)事（wpf_jsn）對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響均不顯著，H1初步得到驗證，即非國有股東委派代表對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用取決于其介入國有企業(yè)經(jīng)營管理的程度，在非國有股東委派的代表中，高管參與國有企業(yè)日常經(jīng)營管理活動，介入國有企業(yè)的程度較高，能夠促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

（三）穩(wěn)健性檢驗

內(nèi)生性問題產(chǎn)生的主要原因是雙向因果關(guān)系，即全要素生產(chǎn)率越高的國有企業(yè)，越有可能吸引非國有股東參與治理，因此有可能是這些國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率本來就高，所以吸引了非國有股東委派高管參與經(jīng)營管理。本文表3顯示非國有股東委派董事和監(jiān)事對全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響的結(jié)論可以說是用反證法證明了反向因果關(guān)系不成立。如果反向因果關(guān)系成立的話，即國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率高導致了非國有股東向國有企業(yè)委派高管，則委派董事與監(jiān)事的回歸系數(shù)也應(yīng)該顯著為正。表3表明只有委派高管時才顯著為正，所以表3有力地證明了主回歸模型不存在反向因果關(guān)系；借鑒謝海洋等[16]、王瑤等[3]、馬春愛等[16]以及李濤等[13]的做法，以分行業(yè)分年度非國有股東委派高管的平均數(shù)（mggn）與非國有股東委派高管的滯后一期數(shù)（L.wpf_ggn）作為工具變量進行了兩階段最小二乘回歸檢驗（因版面有限，結(jié)果略）；為解決樣本選擇偏差引起的內(nèi)生性問題，選取企業(yè)成長性、償債能力、規(guī)模、自由現(xiàn)金流量、營運資本及權(quán)益凈利率等作為匹配特征變量采用PSM方法（1■4鄰近匹配）進行了穩(wěn)健性檢驗（表4（1）列、（5）列）；另外，改變時間窗口，選擇2015—2020年的數(shù)據(jù)（表4中（2）列、（6）列）、改變關(guān)鍵解釋變量wpf_ggn測度方法（替換為非國有股東委派高管的比例（wpf_ggp）與非國有股東是否委派高管虛擬變量（d_wpf）進行了穩(wěn)健性檢驗（見表4（3）列—（4）列、（7）列—（8）列），以上穩(wěn)健性檢驗均與主檢驗結(jié)論相一致。

（四）作用機制分析

為了驗證非國有股東委派高管參與國有企業(yè)經(jīng)營管理有利于促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用機制，本文在模型1的基礎(chǔ)上，依據(jù)模型2與模型3，依次檢驗非國有股東委派高管是否通過降低雙重代理成本和提高資本運營效率對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生積極影響，回歸結(jié)果見表5。

表5中（1）列、（2）列報告了第一類代理成本中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，（1）列中非國有股東委派高管（wpf_ggn）的系數(shù)顯著為負（系數(shù)為-0.01，在10%水平上顯著），表明非國有股東委派高管有利于國有企業(yè)降低第一類代理成本（cost1）；（2）列中同時加入非國有股東委派高管（wpf_ggn）和第一類代理成本（cost1）后，wpf_ggn的回歸系數(shù)顯著為正（系數(shù)為0.030，在1%水平上顯著），cost1的回歸系數(shù)顯著為負（系數(shù)為-0.090，在1%水平上顯著），驗證了第一類代理成本的降低是非國有股東委派高管促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要傳導路徑。

表5中（3）列、（4）列報告了第二類代理成本中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，列（3）中非國有股東委派高管（wpf_ggn）的系數(shù)顯著為負（系數(shù)為-0.003，在10%水平上顯著），表明非國有股東委派高管有利于國有企業(yè)降低第二類代理成本（cost2）；（4）列中同時加入非國有股東委派高管（wpf_ggn）和第二類代理成本（cost2）后，wpf_ggn的回歸系數(shù)顯著為正（系數(shù)為0.029，在1%水平上顯著），cost2的回歸系數(shù)顯著為負（系數(shù)為-0.545，在1%水平上顯著），驗證了第二類代理成本的降低是非國有股東委派高管促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要傳導路徑。

表5中（5）列、（6）列報告了資本運營效率中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，（5）列中非國有股東委派高管（wpf_ggn）的系數(shù)顯著為正（系數(shù)為0.011，在10%水平上顯著），表明非國有股東委派高管有利于國有企業(yè)提升資本運營效率（effi）；（6）列中同時加入非國有股東委派高管（wpf_ggn）和資本運營效率（effi）后，wpf_ggn的回歸系數(shù)為0.025，在1%水平上顯著，effi的回歸系數(shù)為0.927，在1%水平上顯著，驗證了資本運營效率的提高是非國有股東委派高管促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要傳導路徑。

（五）異質(zhì)性檢驗

非國有股東委派高管能夠促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，那么在不同類型的國有企業(yè)中，非國有股東委派高管對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)是否存在差異？

競爭類國有企業(yè)市場化程度較高，受政府相關(guān)部門的約束較少，非國有股東委派的高管在其中可以充分發(fā)揮非國有資本的治理效應(yīng)；壟斷類國有企業(yè)市場化程度較低，政府對壟斷性國有企業(yè)的管制力度較大，要素自由流動障礙較多，使得壟斷類資本的配置和運行效率較低。相較于競爭類國有企業(yè)，壟斷類國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的空間更大，可以預期，非國有股東委派高管在壟斷類國有企業(yè)中發(fā)揮的作用更大，對全要素生產(chǎn)率的提升程度也更大。為驗證以上預期，本文按照國有企業(yè)的類型進行了分組回歸，結(jié)果見表6。表6中（1）列、（2）列反映的是LP法下按國有企業(yè)類型所做分組的回歸結(jié)果，（3）列、（4）列反映的是WRDG法下分組回歸結(jié)果。

表6的（1）、（2）列顯示，LP法下，在按國有企業(yè)性質(zhì)進行分組的情況下，無論是競爭類組還是壟斷類組，非國有股東委派高管（wpf_ggn）均顯著提升了國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。但是，相較于競爭類國有企業(yè)組，非國有股東委派高管（wpf_ggn）在壟斷類國有企業(yè)組對全要素生產(chǎn)率的提升程度更大（系數(shù)為0.051），與預期相符，壟斷類國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的空間更大。表6（3）列、（4）列顯示的是WRDG法下的回歸結(jié)果，可以看出，在WRDG法下的回歸結(jié)果與LP法下相似，不再贅述。

五、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論

本文以實現(xiàn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展為背景，選擇2008—2020年A股主板國有企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了非國有股東委派高管參與國有企業(yè)經(jīng)營管理對全要素生產(chǎn)率的影響及其作用路徑。研究結(jié)果表明：非國有股東委派高管參與國有企業(yè)經(jīng)營管理能夠顯著促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，其路徑是降低雙重代理成本與提高資本運營效率；進一步研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東委派高管在競爭類國有企業(yè)與壟斷類國有企業(yè)均能促進全要素生產(chǎn)率的提升，但是在壟斷類國有企業(yè)對全要素生產(chǎn)率的提升程度更高。

（二）對策建議

基于前文研究結(jié)論，本文提出兩方面的對策建議：一方面，鼓勵更多高管參與非國有股東的委派。混合所有制改革不能僅停留在“資本”融合、“治理”融合層面，還需要“管理”融合，非國有股東選派代表入駐國有企業(yè)時，不僅要重視董事與監(jiān)事的委派，也需要重視執(zhí)行層管理人員的委派，執(zhí)行層管理人員在深入企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的過程中，不僅能獲得充分相關(guān)的信息，對國有企業(yè)管理者與大股東進行監(jiān)督，而且可以與國有企業(yè)的經(jīng)營管理者深度交流，充分發(fā)揮管理協(xié)同效應(yīng)，促進資源優(yōu)化配置，實現(xiàn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，要繼續(xù)推進分類治理改革。本文發(fā)現(xiàn)，非國有股東參與經(jīng)營管理對全要素生產(chǎn)率的影響在壟斷類國有企業(yè)中提升空間更大，所以在保持國有股控股的前提下，壟斷類國有企業(yè)可以適當引入非國有股東高管參與經(jīng)營管理。

【參考文獻】

［1］ 柯昌華.中國現(xiàn)行經(jīng)濟增長模式的特征和后果分析［J］.商場現(xiàn)代化，2010（10）：24-26.

［2］ 宣燁，余泳澤.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升研究——來自230個城市微觀企業(yè)的證據(jù)［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2017，34（2）：89-104.

［3］ 王瑤，郭澤光.機構(gòu)投資者持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：有效監(jiān)督還是無效監(jiān)督［J］.山西財經(jīng)大學學報，2021，43（2）：113-126.

［4］ 綦好東，郭駿超，朱煒.國企混合所有制改革：動力、阻力與實現(xiàn)路徑［J］.管理世界，2017（10）：8-19.

［5］ 蔡貴龍，柳建華，馬新嘯.非國有股東治理與國企高管薪酬激勵［J］.管理世界，2018，34（5）：137-149.

［6］ 謝海洋，呂振偉，曹少鵬.非國有股東參與治理與全要素生產(chǎn)率——基于國企混合所有制改革的實證檢驗［J］.金融學季刊，2020，14（4）：155-184.

［7］ 劉運國，鄭巧，蔡貴龍.非國有股東提高了國企的內(nèi)部控制質(zhì)量嗎？——來自國有上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.會計研究，2016（11）：61-68.

［8］ 曾詩韻，蔡貴龍，程敏英.非國有股東能改善會計信息質(zhì)量嗎？——來自競爭性國有上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.會計與經(jīng)濟研究，2017，31（4）：28-44.

［9］ 黃速建.中國國企混合所有制改革研究［J］.經(jīng)濟管理，2014，36（7）：1-10.

［10］ 陳曙光，霍曉萍，任藝.混合所有制改革與國企投資效率——基于委托代理沖突和股東間沖突的視角［J］.會計之友，2021（16）：143-150.

［11］ 平新喬，范瑛，郝朝艷.中國國企代理成本的實證分析［J］.經(jīng)濟研究，2003（11）：42-53.

［12］ 梁馨月，許為賓，蔡蘭.CEO職業(yè)經(jīng)歷對企業(yè)投資“脫實向虛”的影響——來自上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.會計之友，2021（19）：35-42.

［13］ 李濤，沈晶，宋沂邈，等.CEO個人特征、激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效——基于創(chuàng)業(yè)板高科技企業(yè)的實證研究［J］.會計之友，2021（19）：27-34.

［14］ BAIER ＳＬ，et al.Ｈow important are capital and to tal factor productivity for economic growth？［J］.Ｅconomic Inquiry，2006，44（1）：23-49.

［15］ LEVINSOHN J，PETRIN A.Estimating? production? functions? using? inputs? to? control? for? unobservables［J］.Review? of? Economic Studies，2003（70）：317-341.

［16］ 馬春愛，郝馥瑩，呂桁宇.管理者激勵對企業(yè)創(chuàng)新投資效率的影響研究［J］.會計之友，2022（3）：41-48.