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        基于雙重差分法的國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力實(shí)證檢驗(yàn)

        2018-12-20 07:21:00王朋吾
        統(tǒng)計(jì)與決策 2018年22期
        關(guān)鍵詞:國(guó)有企業(yè)改革模型

        王朋吾,李 澤,劉 浩

        (哈爾濱商業(yè)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院,哈爾濱 150028)

        0 引言

        《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》將混合所有制經(jīng)濟(jì)提高到“公有制為主體、多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展”這一中國(guó)基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式的高度?;旌纤兄频男纬捎欣诠兄平?jīng)濟(jì)和非公有制經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展,并且為建設(shè)現(xiàn)代企業(yè)與國(guó)有企業(yè)制度提供了主要組織形式和實(shí)現(xiàn)形式。結(jié)合兩種經(jīng)濟(jì)模式可以實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ),對(duì)于國(guó)企來說,既有利于加快國(guó)有企業(yè)改革又能提升國(guó)有企業(yè)的發(fā)展效率;對(duì)于其他所有制經(jīng)濟(jì)來說,可以降低資本運(yùn)轉(zhuǎn)的風(fēng)險(xiǎn)并且快速增值。

        現(xiàn)有的混合所有制研究大多集中在概念、改革的必要性和具體的路徑上,國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力的研究大多集中在對(duì)定義和指標(biāo)的探討上以及指標(biāo)體系的設(shè)計(jì)上[1-7],但是研究混合所有制改革與國(guó)有企業(yè)活力,尤其是研究某一區(qū)域的混合所有制改革能否提高國(guó)有企業(yè)活力的文獻(xiàn)卻是缺乏。鑒于此,本文運(yùn)用DSR模型構(gòu)建國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)體系,并運(yùn)用AHP層次分析法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行量化。最后使用雙重差分方法(DID)檢驗(yàn)以東北地區(qū)滬深所A股上市國(guó)企2001—2016年的數(shù)據(jù)為樣本,國(guó)企混合所有制改革對(duì)東北地區(qū)國(guó)企企業(yè)活力的影響。

        1 指標(biāo)體系的構(gòu)建

        在本文定義的國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力的基礎(chǔ)上,參照UNCSD提出的驅(qū)動(dòng)力-狀態(tài)-響應(yīng)(簡(jiǎn)稱DSR)模型,構(gòu)建國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力多維度綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

        本文構(gòu)建的國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)體系分為目標(biāo)層、準(zhǔn)則層和指標(biāo)層,如表1所示。

        表1 國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)層次結(jié)構(gòu)

        根據(jù)表1各層的計(jì)算順序,運(yùn)用Yaahp11.0、Excel2010計(jì)算出各個(gè)準(zhǔn)則層和指標(biāo)層因素的權(quán)重。A目標(biāo)層與其對(duì)應(yīng)的B層指標(biāo)的Wi和CR如下頁(yè)表2所示;B1生存能力及其對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁(yè)表3所示;B2成長(zhǎng)能力及其對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁(yè)表4所示;B3再生能力及其對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁(yè)表5所示。

        由表2至表5的判斷矩陣,根據(jù)整體結(jié)構(gòu)順序進(jìn)行目標(biāo)層的一致性檢驗(yàn),CR=0.0144,同時(shí)CR<0.1,說明體系的建立具有滿意一致性。因此,得到國(guó)企活力評(píng)價(jià)體系的權(quán)重(見下頁(yè)表6)。

        表2 目標(biāo)層(A)及對(duì)應(yīng)的準(zhǔn)側(cè)層(B)指標(biāo)的Wi和CR

        表3 生存能力準(zhǔn)則層(B1)及對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

        表4 成長(zhǎng)能力準(zhǔn)則層(B2)及對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

        表5 再生能力準(zhǔn)則層(B3)及對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

        表6 國(guó)企活力力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系權(quán)重 (單位:%)

        2 國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力實(shí)證分析

        2.1 研究假設(shè)

        混合所有制改革于國(guó)企而言不僅有利于加快國(guó)企改革,又能提升國(guó)企的發(fā)展活力的效率;對(duì)于其他所有制經(jīng)濟(jì)來說,可以降低資本運(yùn)轉(zhuǎn)的風(fēng)險(xiǎn)并且快速增值。在東北地區(qū)進(jìn)行混合所有制的改革能幫助改善其公司治理結(jié)構(gòu),使其更具有活力。

        因而提出假設(shè):東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)參與混合所有制改革之后,其發(fā)展活力提升。本文選用在2001—2016年期間于滬深交易所上市發(fā)行A股的上市國(guó)企的相關(guān)數(shù)據(jù),剔除金融類國(guó)企。在數(shù)據(jù)的處理上,對(duì)比組為已經(jīng)參與混改的國(guó)企。而其中未參與混改的東北地區(qū)國(guó)企,根據(jù)銷售利潤(rùn)率、流動(dòng)比率等主要指標(biāo)篩選后納入基礎(chǔ)組。因除改革虛擬變量有變化,而未有其他變量的不同,因此樣本選擇不會(huì)有差異,數(shù)據(jù)分析后得出的結(jié)論更具有可靠性。調(diào)查樣本分組如表7所示。

        表7 調(diào)查樣本分組

        2.2 模型設(shè)計(jì)

        假設(shè)V表示混合所有制改革后結(jié)果的隨機(jī)變量,m=1和m=0分別表示有混改影響的差異,n=1和n=0分別表示在時(shí)間上差異。則受混改影響的結(jié)果為E(v|m=1),不受混改影響結(jié)果為E(v|m=0),受混改政策實(shí)施前影響效應(yīng)為 E(v|n=0),受混改政策實(shí)施后影響效應(yīng)為 E(v|n=1)。通過橫向比較可以得到混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)改革的凈影響為E(v|m=1)-E(v|m=0)。通過縱向比較可以得到混合所有制改革實(shí)施前后凈效果為E(v|n=1)-E(v|n=0)。由此可推出在不同時(shí)間不同國(guó)企的混改政策影響變化的凈效應(yīng)為[E(v|m=1)-E(v|m=0)]-[E(v|n=1)-E(v|n=0)]。這一結(jié)果不僅反映了我國(guó)混改實(shí)施前后的效果,也反映了有無受混改國(guó)企活力的差異。

        設(shè)解釋變量為V,m表示對(duì)比組和基礎(chǔ)組的不同組間的啞變量,n表示企業(yè)實(shí)施混改前后與時(shí)間相關(guān)的啞變量,mit*nit表為交互項(xiàng),控制變量用control來表示,隨機(jī)干擾項(xiàng)是εit。以此設(shè)立雙重差分模型:

        對(duì)于對(duì)比組而言(即m=1),政策變更前后的政策凈效果為α2+α3。

        由式(1b)減去式(1a)得到:

        對(duì)于基礎(chǔ)組而言(即m=0),政策變更前后的政策凈效果為α2。

        由式(1e)減去式(1d)得到:

        由此,對(duì)于對(duì)比組(m=1)和基礎(chǔ)組(m=0)總體混改前后效果為式(1c)減去式(1f)得到α3。α3即為則改雙重差分模型中最主要的雙重差分估計(jì)量。若α3>0,說明我國(guó)混合所有制改革對(duì)東北地區(qū)國(guó)企發(fā)展活力影響是正向作用;若α3<0,表明混改不僅不能提高國(guó)企活力,還具有反向作用。

        借鑒韋紅星等(2013)構(gòu)建的模型,結(jié)合東北地區(qū)實(shí)際情況,建立模型:

        模型(2)中的具體變量解釋如表8所示。

        表8 模型變量

        模型(2)中考慮并控制了企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)的經(jīng)營(yíng)年限(Fage)、行業(yè)和年份(Ind&Year)的影響。其中,α2和α3分別控制改革組和非改革組的差異、控制時(shí)間影響對(duì)比組和基礎(chǔ)組的差異,反映國(guó)企混改效果的估計(jì)量為α4。根據(jù)DID分析法,若α4>0說明國(guó)企混改后企業(yè)發(fā)展活力增加,反之為減弱。

        2.3 回歸分析

        表9為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。表10為基礎(chǔ)組和對(duì)比組在混合所有制改革前和改革后的東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)活力的差異。從國(guó)企混改后的基礎(chǔ)組數(shù)據(jù)來看,企業(yè)活力均值從0.002增加0.06到0.062,且在1%的水平上顯著;從國(guó)企混改后的對(duì)比組數(shù)據(jù)來看,前后的均值增加了0.078,同樣也在1%的水平上顯著。這表明從各組樣本觀測(cè)值看出,混合所有制改革都切實(shí)提升了東北地區(qū)國(guó)企活力。DID列⑦中企業(yè)活力均值與中位數(shù)的雙重差分值數(shù)據(jù)分別為0.088和0.022且在1%的水平上顯著。這說明對(duì)比組樣本中的企業(yè)在經(jīng)歷了混改后企業(yè)活力提高且具有顯著性水平。數(shù)據(jù)支持上文所提出的假設(shè)。

        表9 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

        表10 分樣本組平均值差異的檢驗(yàn)

        表11 混合所有制改革與企業(yè)活力回歸結(jié)果

        表11的回歸分析結(jié)果表明,在控制東北地區(qū)國(guó)企的經(jīng)營(yíng)年限(Fage)、規(guī)模(Size)、年份(Year)和行業(yè)分類(Index)等因素的情況下,交互項(xiàng)(Fv×Ft)α3系數(shù)在1%水平下顯著為0.0769>0。說明東北地區(qū)實(shí)行國(guó)企混合所有制改革政策后,企業(yè)活力上升。結(jié)果與模型的假設(shè)和分析是具有一致性。并且國(guó)企活力與上述除年份外的控制變量均不存在顯著聯(lián)系。Year的系數(shù)在1%水平下顯著為正,表明隨著國(guó)企改革的推進(jìn),東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)活力比以往有所提升。

        3 結(jié)論

        影響東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力的因素眾多,結(jié)合本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果,我國(guó)東北地區(qū)國(guó)企活力受助于國(guó)家大力推行的混合所有制經(jīng)濟(jì)政策近。同時(shí)也應(yīng)該看到,東北地區(qū)混合所有制改革還存在著政企不分、國(guó)有股一股獨(dú)大、所有者缺位、員工持股比例普遍較低、國(guó)有企業(yè)歷史包袱重、企業(yè)制度不健全等諸多障礙性因素。鑒于此,政府和企業(yè)應(yīng)主動(dòng)作為,采取包括推動(dòng)存量產(chǎn)權(quán)多元化,大力鼓勵(lì)非公有制經(jīng)濟(jì)參與國(guó)有商業(yè)類企業(yè)和員工持股細(xì)則,健全商業(yè)類和公益類分級(jí)考核指標(biāo)體系,積極引入職業(yè)經(jīng)理人,推進(jìn)高管的去行政化,加快僵尸企業(yè)出清等有針對(duì)性的措施,加快混合所有制改革,切實(shí)提高國(guó)有企業(yè)活力,促進(jìn)東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。

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