國有企業(yè)混合所有制改革“混多少”更好？

［摘要］國有企業(yè)混合所有制改革是國資管理體制深化改革的重要舉措，是實現(xiàn)國民經(jīng)濟社會高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的必要保障。通過運用2011-2022年上市國企的面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分模型，實證檢驗了混合所有制改革對國有上市公司企業(yè)績效的提升作用，研究發(fā)現(xiàn)：一是混改顯著提升上市國企的企業(yè)績效；二是混改力度越大對企業(yè)績效提升作用越不顯著，國企實施混改要特別重視“如何混，混多少好”，謹防混改中轉(zhuǎn)移國企控制權(quán)；三是國企負債水平對混改提升企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用明顯，國企負債水平越高，其混改對企業(yè)績效提升的作用越明顯；四是國企混改對企業(yè)績效的提升效果在經(jīng)營風(fēng)險低的企業(yè)比經(jīng)營風(fēng)險高的企業(yè)顯著；五是混改提升企業(yè)績效的渠道有企業(yè)創(chuàng)新和公司治理，企業(yè)創(chuàng)新通過研發(fā)投入和研發(fā)人力提升企業(yè)績效，公司治理通過管理費用對企業(yè)績效施加影響。

[關(guān)鍵詞]國有企業(yè)改革；混合所有制改革；上市國企；企業(yè)創(chuàng)新；國有資本

[中圖分類號]F271；F276.1[文獻標識碼]A[文章編號]1002-8129（2024）08-000-00

• 引言

國有企業(yè)混合所有制改革指國有企業(yè)通過引入非國有資本（集體資本、民營資本、港澳臺資本、外資等），優(yōu)化現(xiàn)代企業(yè)治理能力，增強企業(yè)核心功能和競爭力，有效提升企業(yè)績效的企業(yè)所有制變革。新一輪的國有企業(yè)改革以黨的十八屆三中全會為開端，會議中通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》提出，積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，允許國有資本和集體資本、非公有資本等交叉持股，相互融合發(fā)展成為混合所有制經(jīng)濟。黨的十九大報告進一步指出深化國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)。從經(jīng)濟學(xué)基本理論來看，不同所有制資本具有不同目標函數(shù)、行為模式和利益訴求，國有企業(yè)混合所有制改革的核心在于協(xié)調(diào)處理好不同所有制主體之間的利益關(guān)系。

當前混合所有制改革對企業(yè)績效的影響研究主要集中在兩方面問題。其一，混合所有制改革能不能提升國有企業(yè)的績效？影響機制是什么？其二，該混多少，哪種混改模式更有效？是各類所有制股份均等化更好，還是存在一種主導(dǎo)股份更好？是國資控股更好，還是民資控股更好？第二個問題是混改深化實施的核心問題。黃昶生和王正寒［1］認為混合所有制改革顯著提高了企業(yè)價值，如發(fā)生企業(yè)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，提升效果更為明顯，其中的機制分析變量是企業(yè)創(chuàng)新，研發(fā)投入和研發(fā)人員占比的提升是影響創(chuàng)新的作用渠道。孫鯤鵬、方明月和包家昊［2］研究了國有企業(yè)混合所有制股權(quán)組合模式對企業(yè)績效的影響，認為混改顯著提高了國有企業(yè)績效，并且非國資控股方式混改的企業(yè)績效高于國資控股方式。周觀平、周皓和王浩［3］認為混合所有制改革后純國有股權(quán)結(jié)構(gòu)的國有企業(yè)盈利績效能獲得顯著提升，混改后激勵機制的增強是重要原因。楊振中、萬叢穎［4］關(guān)注非國有參股企業(yè)的個體特征對國有企業(yè)績效的影響，民企治理結(jié)構(gòu)越完善，對國有企業(yè)績效提升越好；民企行業(yè)背景與國企越接近，對國企績效提升越顯著。倪宣明、賀英潔等（2022）［5］國企混改顯著提升了企業(yè)的資產(chǎn)收益率，主要通過降低代理成本和杠桿率兩條路徑實現(xiàn)。桑凌和李飛［6］以云南白藥為研究對象，發(fā)現(xiàn)混合所有制改革提升了企業(yè)的市場績效，認為管理層激勵、代理成本和品牌建設(shè)是混改后后中長期績效提升的關(guān)鍵。王朋吾、李澤和劉浩［7］構(gòu)建了國有企業(yè)發(fā)展活力評價指標體系，發(fā)現(xiàn)混改能顯著提高東北地區(qū)上市國有企業(yè)發(fā)展活力。宋冬林和李尚［8］混合所有制改革會顯著促進國有企業(yè)創(chuàng)新，只有改革為非國有控股企業(yè)，改革作用才顯著。朱磊、陳曦和王春燕［9］認為混合所有制改革通過抑制股東資金侵占行為，提高國有企業(yè)創(chuàng)新效率，最終產(chǎn)生價值提升效應(yīng)。任廣乾、羅新新等［10］以A股國有高新技術(shù)企業(yè)為研究對象，認為混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用顯著，東部地區(qū)樣本公司的混合所有制深度、混合所有制制衡度和非國有資本控制權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用均最大。王藝明和趙焱［11］認為混合所有制改革顯著提升了國企勞動生產(chǎn)率增長，并且隨著企業(yè)規(guī)模增加，國資占主導(dǎo)的改革效果優(yōu)于非國資占主導(dǎo)的改革。李剛磊和邵云飛［12］認為當前混改仍存在“混而不改”“混而不合”“動力不足”等問題，提高國企經(jīng)營和治理效率的主要改革目標還未實現(xiàn)。趙璨、宿莉莎和曹偉［13］認為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)通過混改顯著提升了企業(yè)投資效率，國企引入非國有資本的引入降低了企業(yè)過度投資；民企引入國有資本緩解了企業(yè)投資不足。劉曄、張訓(xùn)常和藍曉燕［14］認為國有企業(yè)混改后全要素生產(chǎn)率顯著提高，并且國有控股型混改效果高于完全私有化改革，非國有控股型混改在競爭性行業(yè)中對企業(yè)效率的提升更大。趙放、劉雅君［15］認為混改對國企創(chuàng)新效率提升作用顯著，東部地區(qū)最明顯，其中混改對創(chuàng)新研發(fā)效率的提升顯著，對創(chuàng)新產(chǎn)出效率的作用不明顯。王曙光、徐余江［16］認為應(yīng)以打造市場化環(huán)境和促進市場開放競爭為導(dǎo)向，推進宏觀層面混合所有制改革，以尊重企業(yè)自主決策為導(dǎo)向，謹慎推進微觀層面混合所有制改革。馬紅、侯貴生［17］認為地方政府的國企依賴行為抑制了國企創(chuàng)新產(chǎn)出和升級水平，而混改優(yōu)化了國企內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，緩解了地方國企依賴對國企創(chuàng)新的負面影響。張志平、凌士顯和呂風(fēng)光［18］認為異質(zhì)性大股東能顯著提高企業(yè)并購價值，作用路徑包括監(jiān)督控股股東、激勵管理層和為非國有企業(yè)提供異質(zhì)股權(quán)“扶持效應(yīng)”。蘇三妹和劉微芳［19］認為混合所有制改革顯著提高了國企債務(wù)成本，國企內(nèi)部控制質(zhì)量隨著混改推進也明顯提升，并且良好的內(nèi)部控制能在混改與債務(wù)成本之間發(fā)揮有效的調(diào)節(jié)作用。凌志雄和夏倍蓉［20］認為混合所有制改革能提高國企投資效率，并且在管制性行業(yè)、東部地區(qū)的國企混改對投資效率的提升作用更大，最終達到提高企業(yè)價值的結(jié)果。

• 研究假設(shè)

假設(shè)H1：對于國有上市公司而言，實施混合所有制改革能顯著提升企業(yè)績效。

假設(shè)H2：對于國有上市公司而言，在實施混改后國資仍處于絕對控股的條件下，推行的混改力度越大企業(yè)績效提升越顯著。

假設(shè)H3：對于國有上市公司而言，國企財務(wù)負債水平對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用明顯，即國企負債水平越高，混改對其企業(yè)績效提升的作用越顯著。

假設(shè)H4：對于國有上市公司而言，國企經(jīng)營風(fēng)險對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用明顯，即國企經(jīng)營風(fēng)險越高，混改對其企業(yè)績效提升的作用越顯著。

• 實證研究

• 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

國有企業(yè)混合所有制改革是一項準自然實驗，本文研究重點是國有企業(yè)試點混合所有制改革后對其企業(yè)績效的影響，首先選取2011-2022年上市國有企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，然后確定12年期間實際控制人股權(quán)性質(zhì)全部是國企的國企名單，作為一類國企共1142家；再明確12年期間實際控制人股權(quán)性質(zhì)發(fā)生過非國有轉(zhuǎn)變，以及維持非國有年份小于5年且當前仍未國有的國企名單，作為二類國企共60家，最終確定1202家國有上市公司的樣本范圍。

• 企業(yè)混合所有制改革成功的界定

國有企業(yè)混合所有制改革成功的標準有很多，本文采取在學(xué)界被廣泛認可的標準，即國有企業(yè)轉(zhuǎn)讓其國有股權(quán)至非國有股東，當國有上市公司股東中出現(xiàn)持股10%及以上的單一非國有股東時，認定國有企業(yè)混合所有制改革成功。按照以上標準，再剔除金融業(yè)、ST以及變量缺失樣本后，最終得到1202家國有上市公司的13038個樣本數(shù)據(jù)。其中，2480個樣本屬于發(fā)生了國有企業(yè)混合所有制改革的樣本數(shù)據(jù)，將其作為處理組，包含上市國有企業(yè)418家，其余10558個樣本被認定為未進行國企混合所有制改革，作為控制組。

本文發(fā)生混合所有制改革的國有上市企業(yè)名單是通過對國有上市公司前十大股東持股比例數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)清理整理獲得，其余的公司財務(wù)、公司治理等數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文數(shù)據(jù)的收集整理、統(tǒng)計推斷和假設(shè)檢驗借助STATAMP17.0和EXCEL完成。

• 變量選擇與模型設(shè)計

1.被解釋變量

本文選取托賓Q值來測度企業(yè)績效。研究發(fā)現(xiàn)，該指標對公司價值、績效、發(fā)展?jié)摿Φ染哂辛己玫臏y度能力。為了進行穩(wěn)健性檢驗，選用投入資本回報率進行對照實證分析，以驗證研究結(jié)論的可靠性。

2.核心解釋變量

（1）處理組與控制組的區(qū)分。如樣本數(shù)據(jù)反映的國有上市公司股東中出現(xiàn)持股超過10%的單一非國有股東則為處理組，否則為控制組。

（2）試點政策實施時間。以樣本數(shù)據(jù)中國有上市公司實際成功發(fā)生混合所有制改革的相應(yīng)年份為準。

（3）核心變量構(gòu)建。構(gòu)建treated（虛擬變量）區(qū)分處理組和控制組，treated=1代表樣本國有上市公司中實際發(fā)生混改的企業(yè)，歸入處理組；treated=0代表樣本國有上市公司中尚未實現(xiàn)混改的企業(yè)，歸入控制組。構(gòu)建post（虛擬變量）區(qū)分混改開始與否，post=1代表國有上市公司已成功混改，處于試點中，post=0代表上市公司尚未完成混改，處于試點前。

3.控制變量

為了排除相關(guān)其他因素的干擾，選擇以下控制變量，包括資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營成長性、負債水平、創(chuàng)利能力、營運能力、獨立董事占比、高管平均薪酬、年份虛擬變量，以及代表宏觀經(jīng)濟發(fā)展水平與形勢的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和采購經(jīng)理人指數(shù)等指標。

4.模型構(gòu)建

基于2011-2022年上市國有企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分模型（DID）進行大樣本估計。由于不同國企上市公司實施混合所有制改革的不盡相同，傳統(tǒng)雙重差分模型要求政策試點發(fā)生時間點一致，因此本文在傳統(tǒng)雙重差分模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建不同試點的多期雙重差分模型，如下式（1）（2）所示：

其中：βi（i=0，1，2）為各解釋變量的回歸系數(shù)；i表示企業(yè)，y表示年份，tobinqi，y和roici，y表示公司i在y年的企業(yè)績效；DIDi，y為核心解釋變量，等于treated*post，其系數(shù)β1能捕捉發(fā)生混合所有MPndjIQFWJAWnNnthbtS5w==制改革對國有上市公司企業(yè)績效的平均變動，系數(shù)為正表示混改提升了企業(yè)績效，為負表示混改抑制了企業(yè)績效；controls為企業(yè)經(jīng)營治理方面的特征變量；γi為企業(yè)固定效應(yīng)，δy為年份固定效應(yīng)，εi，y為隨個體與時間同時改變的擾動項。

• 實證分析與結(jié)果

• 基準模型結(jié)果分析

使用TOBINQ和ROIC作為被解釋變量，對多期雙重差分模型（1）與（2）進行回歸分析，結(jié)果如表2所示。模型1列顯示，當完全控制時間效應(yīng)、個體固定效應(yīng)，并排除與企業(yè)經(jīng)營治理特征和相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量時，核心解釋變量DID的回歸系數(shù)為0.3059，在1%的置信水平上顯著為正；模型2列顯示，當放松排除控制變量的影響時，DID系數(shù)變?yōu)?.2208，在1%的置信水平上顯著為正，說明國企進行混合所有制改革會顯著提升企業(yè)績效，并且控制變量對于厘清核心解釋變量對企業(yè)績效的真實解釋力必不可少，缺失將導(dǎo)致實證分析偏差。還需判斷回歸模型中是否存在個體固定效應(yīng)，綜合評判個體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動項方差中占比0.5595，以及固定效應(yīng)回歸中F檢驗的P值0.0000，認為固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸模型。

為進一步檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用投入資本回報率替代托賓Q值作為被解釋變量，模型（3）控制時間效應(yīng)、個體效應(yīng)，并排除控制變量影響，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.1022；模型（4）放松以上三者的影響，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.1623，兩者在10%的置信水平上均不顯著。同時，兩模型的個體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動項方差中占比分別為0.2024和0.0807，固定效應(yīng)回歸中F檢驗的P值分別為0.0435和0.7857，均明顯大于0.0000，說明混合回歸優(yōu)于固定效應(yīng)雙重差分模型，應(yīng)選用混合回歸。模型（5）為被解釋變量仍為ROIC的混合回歸結(jié)果，DID系數(shù)變?yōu)?.5206，在1%的置信水平上顯著為正，說明國企進行混合所有制改革會顯著提升企業(yè)績效。

以上結(jié)果證明，對于國有上市公司而言，國企進行混合所有制改革會顯著提升企業(yè)績效，證明了假設(shè)H1成立。

• 混改力度對企業(yè)績效提升的影響機制分析

在假設(shè)H1成立的基礎(chǔ)上，有必要進一步探究混改的力度與企業(yè)績效提升的關(guān)系，即深度挖掘國有企業(yè)混合所有制改革應(yīng)該“如何混，混多少好”的問題。采用模型（6）和（7）來初步檢驗混改力度與企業(yè)績效的關(guān)系，回歸結(jié)果顯示在同樣控制個體效應(yīng)、時間效應(yīng)和控制變量影響的條件下，核心解釋變量混改力度did的回歸系數(shù)分別為0.0033和-0.0263，兩者系數(shù)的絕對值相對模型（1）（2）和（5）均明顯變小，并且前者在10%的置信水平上不顯著，后者僅在5%的置信水平上顯著為負，這與以假設(shè)H1代表的基本理論解釋相悖，很可能混改力度對企業(yè)績效提升的影響不是在一種初始條件下的簡單結(jié)論，需要厘清不同初始條件對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)機制。

下面根據(jù)國有上市公司將其國有股權(quán)轉(zhuǎn)讓至非國有股東的關(guān)鍵股比，參考《公司法》中合法有效行使股東決策權(quán)的相關(guān)規(guī)定，整理出調(diào)節(jié)回歸結(jié)果的不同初始條件，即將樣本數(shù)據(jù)按照“國有上市公司實施混改后出現(xiàn)非國有的大股東、非國有擁有一票否決權(quán)的大股東、非國有擁有相對控制權(quán)的大股東和非國有擁有絕對控制權(quán)的大股東”進行分組，來深度挖掘國有企業(yè)混合所有制改革應(yīng)該“如何混，混多少好”，回歸結(jié)果如表3所示。

表3模型（8）至（15）列示了混改力度對企業(yè)績效的影響變化，在同樣控制固定效應(yīng)，排除控制變量影響的條件下，模型（10）至（15）的核心變量did的系數(shù)絕對值均明顯偏低，且在10%的置信水平上都不顯著，證明不存在混改力度越大對企業(yè)績效提升作用越明顯的結(jié)論，假設(shè)H2不成立。具體而言，結(jié)合模型（6）和（7）的結(jié)果判斷，國有上市公司實施混改后僅在非國有股東持股10%至33%的條件下，混改力度與企業(yè)績效提升顯著相關(guān)，但影響方向并不確定，充分檢驗了在國有上市公司領(lǐng)域?qū)嵤┗旌纤兄聘母?，其混改力度對企業(yè)績效提升的影響機制具有相當?shù)膹?fù)雜性，如模型（8）和（9）的did回歸結(jié)果所示。根據(jù)模型（6）至（15）的個體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動項方差中占比和固定效應(yīng)回歸中F檢驗的P值綜合評判，以上模型采用固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸。

• 不同初始條件的異質(zhì)性分析

國有上市公司的初始狀態(tài)千差萬別，其對混改與企業(yè)績效提升的調(diào)節(jié)作用也會不同，混改對初始條件較好企業(yè)的提升作用可能低于初始條件較差的企業(yè)。本文借鑒劉瑞明和趙仁杰［21］的研究方法，從企業(yè)的負債水平和經(jīng)營風(fēng)險兩個視角來研究混改對企業(yè)績效的不同作用效果。

1. 1.負債水平的影響

本文選取2011-2022年樣本范圍內(nèi)國有上市公司的資產(chǎn)負債率作為企業(yè)不同負債率水平的依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)分為低負債組和高負債組進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。模型（16）和（17）為低負債組，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.2470和-0.0009，前者在1%的置信水平上顯著為正，后者在10%的置信水平上不顯著。模型（18）和（19）為高負債組，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.3645和0.3934，兩者分別在1%和5%的置信水平上顯著為正，相比低負債組，其回歸系數(shù)的絕對值明顯更大，證明混改對高負債企業(yè)的績效提升作用更明顯更強，混改可以緩解高負債企業(yè)的高財務(wù)杠桿負擔，假設(shè)H3成立。根據(jù)模型（16）至（19）的個體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動項方差中占比和固定效應(yīng)回歸中F檢驗P值進行綜合檢驗，以上模型采用固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸。

1. 2.經(jīng)營風(fēng)險的影響

企業(yè)在實際運營中除了面臨財務(wù)風(fēng)險考驗，還會因為大量固定資產(chǎn)投資衍生經(jīng)營風(fēng)險。同樣對經(jīng)營風(fēng)險進行分組檢驗，選取2011-2022年樣本范圍內(nèi)國有上市公司的經(jīng)營杠桿系數(shù)作為衡量企業(yè)不同經(jīng)營風(fēng)險水平的依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)分為低風(fēng)險組和高風(fēng)險組進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

模型（20）至（22）為低經(jīng)營風(fēng)險組，核心解釋變量DID的系數(shù)分別為0.2645、0.2869和0.9158，前后兩者均在1%的置信水平上顯著為正，中間的系數(shù)在10%的置信水平上不顯著，并且中間模型（21）的固定效應(yīng)F檢驗P值高達1.0000，證明采用被解釋變量ROIC進行穩(wěn)健性檢驗時，更宜采用混合回歸模型而非固定效應(yīng)模型，因此應(yīng)在模型（21）和（22）中采用模型（22）的檢驗結(jié)果。模型（23）和（24）為高經(jīng)營風(fēng)險組，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.0000和0.0005，兩者的系數(shù)絕對值均非常小，并且均在10%置信水平上都不顯著，證明相較高經(jīng)營風(fēng)險的企業(yè)混改對低經(jīng)營風(fēng)險企業(yè)的績效提升作用更明顯，混改無法緩解高經(jīng)營風(fēng)險企業(yè)的高經(jīng)營杠桿，假設(shè)H4成立。對模型（23）和（24）的個體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動項方差中占比和固定效應(yīng)回歸中F檢驗P值進行綜合研判，以上模型采用固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸。

• 影響機制分析

企業(yè)績效的提升與企業(yè)創(chuàng)新、公司治理水平等因素密切相關(guān)，國企混合所有制改革對企業(yè)績效提升的作用大小，關(guān)鍵要檢驗影響企業(yè)績效提升的渠道機制。公司治理提升企業(yè)績效的原因在于規(guī)范化、制度化的監(jiān)督治理體系可以督促國企管理代理人聚焦運營效率、質(zhì)量和業(yè)績的提升，降低運營成本費用。管理費用包含企業(yè)招待費、員工福利費、辦公費等相關(guān)運營管理費用，本文采用管理費用（ADMIN）作為機制分析變量之一進行渠道機制分析。企業(yè)創(chuàng)新主要通過研發(fā)投入（R&D）和研發(fā)人力資本投入（STAFF）兩個途徑影響企業(yè)績效提升。

通過考察混改對管理費用占營業(yè)收入比重（ADMIN）、研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重（R&D）和研發(fā)人力資本投入占企業(yè)全體員工比重（STAFF）這三個機制分析變量的影響，進行機制分析檢驗，分析混改對企業(yè)績效提升的影響機制，檢驗結(jié)果如表6所示。模型（25）至（27）檢驗混改變量DID對三個機制分析變量的影響，核心解釋變量DID的系數(shù)分別為3.9092、-1.2985和-0.1625，前兩者均在1%的置信水平上顯著為正和負，R&D的系數(shù)在10%的置信水平上不顯著。將三個機制分析變量和核心解釋變量混改DID共同放入解釋變量建模，對托賓Q值進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表6模型（28）所示，管理費用（ADMIN）作為機制分析模型（25）中的中介指標，以及作為混改對企業(yè)績效提升總體影響模型（28）的解釋變量，其回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為正，證明存在機制分析；研發(fā)人員投入占比（STAFF）、研發(fā)投入占比（R&D）作為機制分析模型（26）和（27）的中介指標，以及作為混改對企業(yè)績效提升總體影響模型（28）的解釋變量，在模型（28）中兩者回歸系數(shù)在1%和5%的置信水平上顯著，研發(fā)人員投入為正，研發(fā)投入占比為負，結(jié)合總體影響模型（28）的核心解釋變量DID在10%的置信水平上不顯著（P值高達0.349），證明存在機制分析，并且混改對企業(yè)績效提升的正向影響是完全通過以上2個途徑（公司治理和企業(yè)創(chuàng)新）和3個渠道影響企業(yè)績效，因為DID已由顯著為正變?yōu)椴伙@著。

五、研究結(jié)論與管理建議

（一）結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)：一是混改顯著提升了上市國企的企業(yè)績效，這一結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗后依然成立；二是混改力度越大，企業(yè)績效提升越明顯的結(jié)論不成立，國有企業(yè)實施混改要特別重視“如何混，混多少好”的問題。實證結(jié)果顯示，國企混改要謹防發(fā)生控制權(quán)實質(zhì)性轉(zhuǎn)移的情況，混得非國有股份過多將侵蝕國企規(guī)范監(jiān)管的根基，長遠將損害國有股東利益；三是國企負債水平對混改提升企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用明顯，國企負債水平越高，其混改對企業(yè)績效提升的作用越明顯；四是國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)績效的提升效果在經(jīng)營風(fēng)險低的企業(yè)比經(jīng)營風(fēng)險高的企業(yè)更顯著；五是混改顯著促進企業(yè)創(chuàng)新和公司治理，企業(yè)創(chuàng)新通過研發(fā)投入和研發(fā)人力顯著作用于企業(yè)績效，公司治理通過管理費用對企業(yè)績效實施影響。

（二）政策建議

第一，本文實證檢驗了國有企業(yè)實施混合所有制改革對企業(yè)績效提升具有顯著正向作用，為國有企業(yè)混改中取得的成績提供了理論支撐。鑒于這種作用的真實有效性，建議在受到中美摩擦等不確定性沖擊的經(jīng)濟新常態(tài)背景下，有效利用國企混改的政策契機，積極引入優(yōu)質(zhì)外資和民資參與國有企業(yè)混改，向市場釋放積極的開放信號，穩(wěn)定民資的投資信心，提高國有企業(yè)績效，實現(xiàn)國有企業(yè)對國民經(jīng)濟壓艙石和穩(wěn)定器的功效。

第二，國有企業(yè)的混合所有制改革應(yīng)當聚焦國有資本占主導(dǎo)地位的混改類型。推進混改、引入非國有新資本，旨在充分發(fā)揮非國有資本在激發(fā)企業(yè)活力、提升企業(yè)創(chuàng)新、拓展市場化投融資方式等方面的作用，同時更應(yīng)重視國有資本在企業(yè)規(guī)范化治理和程序體系化監(jiān)督等方面的根本，避免非國有資本單方面利用國有資本“無序發(fā)展、野蠻生長”擾亂國民經(jīng)濟發(fā)展秩序。按照實證檢驗結(jié)果，國企混改要謹防國有企業(yè)控制權(quán)的實質(zhì)性轉(zhuǎn)移，混得非國有股份過多將侵蝕國企規(guī)范監(jiān)管的根基，將勢必損害國有股東利益。

第三，有效實施國有企業(yè)深化改革得重要前提是實施分類管理，要針對不同屬性、不同初始條件的國有企業(yè)制定“一類一策、一企一法”的混改方案，找準國有企業(yè)混合改革的發(fā)力點。參考本文不同初始條件下異質(zhì)性分析的檢驗結(jié)果，建議對國企負債水平較高，或經(jīng)營風(fēng)險較低的目標國企實施混合所有制改革，充分釋放放大混改的政策紅利，助推國有企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展。

第四，根據(jù)本文機制分析的檢驗結(jié)果，建議國有企業(yè)在推進高質(zhì)量發(fā)展和深化改革中，要精細系統(tǒng)編制戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃，聚焦戰(zhàn)略引領(lǐng)創(chuàng)新，鼓勵國有企業(yè)創(chuàng)新投入，在研發(fā)經(jīng)費投入和研發(fā)人員配置上適當傾斜，助力國企改革取得更好更優(yōu)的績效。

［參考文獻］

[1]黃昶生，王正寒.混合所有制改革與企業(yè)價值提升—基于上市國有企業(yè)的實證研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2021，（8）.

[2]孫鯤鵬，方明月，包家昊.如何“混改”更好——國企混合所有制股權(quán)組合模式對企業(yè)績效的影響[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2021，（6）.

[3]周觀平，周皓，王浩.混合所有制改革與國有企業(yè)績效提升——基于定義矯正和PSM、DID、IV法的再透視[J].經(jīng)濟學(xué)家，2021，（4）.

[4]楊振中，萬叢穎.參股民營企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、行業(yè)背景與國有企業(yè)績效—基于混合所有制改革的實證研究[J].財經(jīng)問題研究，2020，（12）.

[5]倪宣明，賀英潔，彭方平，等.混合所有制改革對國有企業(yè)盈利水平影響及作用路徑研究[J].管理評論，2022，（2）.

[6]桑凌，李飛.混合所有制改革能提升企業(yè)的市場績效嗎？—以云南白藥集團股份有限公司為例[J].財經(jīng)問題研究，2019，（9）.

[7]王朋吾，李澤，劉浩.基于雙重差分法的國有企業(yè)發(fā)展活力實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2018，（22）.

[8]宋冬林，李尚.混合所有制改革與國有企業(yè)創(chuàng)新研究[J].求實學(xué)刊，2020，（1）.

[9]朱磊，陳曦，王春燕.國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟管理，2019，（11）.

[10]任廣乾，羅新新，劉莉.等.混合所有制改革、控制權(quán)配置與國有企業(yè)創(chuàng)新投入[J].中國軟科學(xué)，2022，（2）.

[11]王藝明，趙焱.混合所有制改革對國有企業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響研究[J].財政研究，2021，（10）.

[12]李剛磊，邵云飛.混合所有制改革如何影響企業(yè)創(chuàng)新？研究述評及未來展望[J].技術(shù)經(jīng)濟，2021，（9）.

[13]趙璨，宿莉莎，曹偉.混合所有制改革：治理效應(yīng)還是資源效應(yīng)？—基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)投資效率的研究[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2021，（1）.

[14]劉曄，張訓(xùn)常，藍曉燕.國有企業(yè)混合所有制改革對全要素生產(chǎn)率的影響—基于PSM-DID方法的實證研究[J].財政研究，2016，（10）.

[15]趙放，劉雅君.混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的政策效果分析——基于雙重差分法的實證研究[J].山東大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2016，（6）.

[16]王曙光，徐余江.民營企業(yè)發(fā)展與混合所有制改革實證研究—路徑選擇與政策框架[J].國家行政學(xué)院學(xué)報，2017，（5）.

[17]馬紅，侯貴生.混合所有制改革、地方國企依賴與國有企業(yè)創(chuàng)新升級—基于制造業(yè)的實證研究[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2019，（2）.

[18]張志平，凌士顯，呂風(fēng)光.混合所有制改革背景下異質(zhì)性大股東治理效應(yīng)研究—基于并購價值視角的實證分析與檢驗[J].現(xiàn)代財經(jīng)（天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報），2021，（9）.

[19]蘇三妹，劉微芳.混合所有制改革對內(nèi)部控制與債務(wù)成本的影響—基于PSM-DID模型的實證研究[J].財會月刊，2019，（18）.

[20]凌志雄，夏倍蓉.混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的影響研究—基于PSM-DID方法的實證分析[J].財會通訊，2019，（24）.

[21]劉瑞明，趙仁杰.國家高新區(qū)推動了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展嗎？—基于雙重差分方法的驗證[J].管理世界，2015，（8）.