(1.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001； 2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，北京 100081)

1 引言

混合所有制改革的重點(diǎn)是優(yōu)化國有企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響國有企業(yè)的行為，提升國有企業(yè)績效[1]。目前關(guān)于混合所有制改革的研究，主要有兩種思路：一種是直接考察混合所有制改革中的內(nèi)部治理機(jī)制，主要聚焦于混合所有制改革過程中國有企業(yè)的股東、董事會和高管層變化及其影響，如Fan等[2]，郝云宏和汪茜[3]，馬連福等[4]，郝陽和龔六堂[5]。另一種是從外部考察混合所有制改革的制約因素及其宏觀效果，主要聚焦于混合所有制改革過程中的政府行為以及改革所帶來的宏觀效果，如Liao等[6]，Li和Yamada[7]，綦好東等[8]，陳林[9]。第一種研究思路較為直接，成果也較為豐富，但研究結(jié)論并不統(tǒng)一，這主要因?yàn)檫@種研究思路僅僅關(guān)注于混合所有制企業(yè)的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，而忽視了宏觀制度環(huán)境。內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的改變是混合所有制改革的最直接影響，但是這種影響對企業(yè)績效的作用并不是線性直接關(guān)系，而是經(jīng)常受到宏觀制度的制約。第二種研究思路通常把宏觀制度因素納入到混合所有制改革的研究之中，研究結(jié)論也較為一致，但往往忽略微觀機(jī)制的傳導(dǎo)作用。

無論是微觀機(jī)制研究還是宏觀因素分析，都是建立在市場模式基礎(chǔ)上的機(jī)制設(shè)計(jì)。隨著混合所有制改革實(shí)踐的不斷深化，在企業(yè)層面逐漸形成了國有股權(quán)和非國有股權(quán)相混合的二元結(jié)構(gòu)形態(tài)，它們之間的融合程度決定了混合所有制改革的發(fā)展前景。無論是國有股權(quán)還是非國有股權(quán)，其經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的一致性奠定了合作的基礎(chǔ)，然而，國有股權(quán)的性質(zhì)決定了其具有經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的同時還肩負(fù)著社會目標(biāo)，非國有股權(quán)更多地強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，這就導(dǎo)致了國有股權(quán)與非國有權(quán)之間的沖突[10]。在這種合作和沖突的過程中，國有資本的行為邏輯受制于外部的政府控制程度，非國有資本的行為模式則受到不同控制程度下的政府激勵行為所引導(dǎo)[11]。鑒于此，本文把宏觀因素和微觀機(jī)制結(jié)合起來，實(shí)證分析政府控制程度、混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的關(guān)系，探討混合所有制結(jié)構(gòu)如何在政府控制程度對企業(yè)績效產(chǎn)生影響的過程中發(fā)揮作用？最佳政府控制程度應(yīng)該處于什么區(qū)間？最優(yōu)混合所有制結(jié)構(gòu)又應(yīng)該處于什么區(qū)間？與已有研究相比較，本文的貢獻(xiàn)在于：(1)把宏觀政府控制因素和微觀企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)結(jié)合起來研究混合所有制改革及其效果，更好地解釋了混合所有制改革的驅(qū)動因素和改革效果的實(shí)現(xiàn)路徑，拓展和深化了混合所有制改革的理論分析框架。(2)運(yùn)用我國上市國有企業(yè)數(shù)據(jù)，結(jié)合以往研究成果，構(gòu)建了政府控制程度指標(biāo)和混合所有制結(jié)構(gòu)指標(biāo)，并確定了樣本公司的混合所有制結(jié)構(gòu)和政府控制程度閾值，既豐富和拓展了混合所有制改革的理論研究，又為國有企業(yè)績效的提升提供了參考和依據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 政府控制與企業(yè)績效的關(guān)系

(1)政府控制層級或類型對企業(yè)績效的影響。學(xué)者們在研究政府與企業(yè)的關(guān)系時，主要聚焦于不同政府控制層級或類型對企業(yè)績效的影響程度。依據(jù)行政級別，夏立軍和方軼強(qiáng)[12]把政府對企業(yè)的控制類型分為非政府控制、縣級政府控制、市級政府控制、省級政府控制以及中央政府控制，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，政府控制尤其是縣級政府控制和市級政府控制對企業(yè)績效產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，企業(yè)所處制度環(huán)境和市場環(huán)境的改善有利于緩解這種負(fù)面影響。依據(jù)組織形式，劉芍佳等[13]把政府對企業(yè)的控制類型按照終極控制人的不同劃分為國有資產(chǎn)管理機(jī)構(gòu)控制、中央直屬國有企業(yè)控制和地方所屬國有企業(yè)控制三種類型，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，不同類型的政府控制模式所帶來的企業(yè)績效存在較大差異。依據(jù)管控關(guān)系，辛清泉等[14]把政府對企業(yè)的控制類型分為直接控制模式和間接控制模式，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，直接控制模式能夠保障國家和地方政府政策的落實(shí)，但也會導(dǎo)致企業(yè)行為的集中化和趨同化，所以直接控制模式下的企業(yè)績效受到政府控制程度的影響較大，間接控制模式下的企業(yè)績效受到政府的干預(yù)相對較小。

(2)政府控制程度對企業(yè)績效的影響。關(guān)于政府控制層級或類型的研究主要采用定性的劃分標(biāo)準(zhǔn)，關(guān)注的是不同政府控制類型或模式對企業(yè)行為和績效的影響，而在這個影響過程中，政府控制程度與企業(yè)績效之間并不一定是線性關(guān)系[15]。政府控制通常會對企業(yè)產(chǎn)生雙重影響，即扶持之手和掠奪之手[16]。政府的扶持之手更多地體現(xiàn)在政府對自己控制的企業(yè)進(jìn)行利益或資源輸送，通過刺激企業(yè)經(jīng)營帶來地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而為政府官員帶來政治收益。政府的掠奪之手是政府通過控制企業(yè)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)對企業(yè)資源的轉(zhuǎn)移或掠奪，尤其是地方政府官員為了實(shí)現(xiàn)政治晉升的目的，可能會把過多的政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)移給地方政府控制的企業(yè)，導(dǎo)致企業(yè)的行為偏離經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。政府扶持之手和掠奪之手是政府控制行為所產(chǎn)生的兩面效應(yīng)，這種效應(yīng)的發(fā)揮受制于政府控制權(quán)和收益權(quán)的匹配度以及由此導(dǎo)致的激勵收益和侵害收益比較[17,18]?？刂瞥潭仍谶_(dá)到臨界值之前，政府的收益權(quán)大于其控制權(quán)，侵害收益大于激勵收益，政府就有激勵采取掠奪之手，并且政府控制程度越強(qiáng)，掠奪動機(jī)越明顯，因?yàn)槁訆Z收益由政府獨(dú)占，掠奪損失則由政府和企業(yè)的其他利益相關(guān)者共擔(dān)。當(dāng)控制程度超過臨界值之后，政府的收益權(quán)逐漸和其控制權(quán)相匹配，并且隨著政府控制程度的增強(qiáng)，這種匹配程度也不斷提高，此時政府就有激勵采取扶持之手，實(shí)現(xiàn)企業(yè)績效的提升，進(jìn)而帶來政府收益的增加?；谝陨侠碚摲治?，提出本文的第1個假設(shè)：

假設(shè)1政府控制程度與企業(yè)績效之間存在先減后增的正U型關(guān)系。

2.2 混合所有制與企業(yè)績效的關(guān)系

政府控制程度在影響企業(yè)績效的過程中，混合所有制股權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)揮著重要的影響作用。關(guān)于混合所有制結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效的關(guān)系，學(xué)者們主要從混合所有制結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響以及最優(yōu)混合所有制結(jié)構(gòu)兩個方面進(jìn)行了研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)探討了混合所有制改革中的股權(quán)結(jié)構(gòu)配置及其對企業(yè)績效的影響，如劉漢民等[19]，逯東等[20]。郝陽和龔六堂[5]研究指出，混合所有的股權(quán)結(jié)構(gòu)提高了企業(yè)價(jià)值，但是這種提升作用并不是線性的，蔡貴龍等[21]的研究也得到了類似的結(jié)論。田利輝[16]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，國有股比例與企業(yè)價(jià)值呈左高右低的非對稱倒U型關(guān)系。胡一帆等[22]研究指出，國有企業(yè)在進(jìn)行民營化改革之后，能夠?qū)崿F(xiàn)盈利能力的提升。馬連福等[4]，陳仕華和盧昌崇[23]研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)混合主體的深入度與企業(yè)績效之間存在倒U型關(guān)系。李建標(biāo)等[24]研究發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革能夠發(fā)揮國有資本和非國有資本結(jié)合所帶來的雙重比較優(yōu)勢，進(jìn)而提升企業(yè)績效，且這種提升作用受到制度環(huán)境的影響。張蕊和蔣煦涵[25]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過混合所有制改革的國有企業(yè)工業(yè)增加值高于未進(jìn)行混合所有制改革的國有企業(yè)，混合所有制結(jié)構(gòu)與工業(yè)增加值之間呈倒U型關(guān)系，國有股最優(yōu)比例為46.6%。

這些文獻(xiàn)從不同角度對混合所有制改革進(jìn)行了多方面的研究，主要認(rèn)為混合所有制改革通過股權(quán)結(jié)構(gòu)的多樣化以及股權(quán)制衡度的提升對企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，進(jìn)而改善企業(yè)績效，但是混合所有制股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的提升存在著臨界區(qū)間。當(dāng)混合所有制結(jié)構(gòu)低于臨界值時，混合所有制改革所帶來的治理結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠改善一股獨(dú)大或政府超級股東所帶來的弊端，并且能夠形成相對集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，通過不同性質(zhì)或類型股東之間的制衡實(shí)現(xiàn)利益協(xié)同效應(yīng)，緩解壕溝防御效應(yīng)，從而促進(jìn)企業(yè)科學(xué)決策，尤其是投融資決策和創(chuàng)新決策，因此可以提升企業(yè)短期績效和長期價(jià)值。當(dāng)混合所有制結(jié)構(gòu)超過臨界值時，企業(yè)股權(quán)過度分散化，混合所有制結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步提升會導(dǎo)致股東尤其是大股東為了自身利益侵占公司利益，因?yàn)榍终妓鶐淼氖找嬗勺约邯?dú)占，而成本則有眾多股東一起承擔(dān)，股權(quán)分散還可能導(dǎo)致所有者虛位和搭便車行為下的監(jiān)督缺失和代理成本增加，這些都可能制約企業(yè)的短期績效和長期價(jià)值。因此，混合所有制結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效之間并不是線性關(guān)系，混合所有制結(jié)構(gòu)存在閾值，其對企業(yè)績效的影響呈現(xiàn)先升后降的狀態(tài)?；谝陨侠碚摲治觯岢霰疚牡牡?個假設(shè)：

假設(shè)2混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在先增后減的倒U型關(guān)系。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014～2018年我國A股上市國有企業(yè)為研究樣本，并按照以下規(guī)則進(jìn)行篩選：剔除ST、PT類上市公司以及數(shù)據(jù)缺失的樣本公司，篩選后最終獲得了13個行業(yè)740家公司的3700個樣本觀測值。本文使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)主要來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，借助描述性統(tǒng)計(jì)分析、回歸分析等實(shí)證研究方法，運(yùn)用EXCEL和SPSS 21.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析。

3.2 變量說明與指標(biāo)界定

(1)政府控制程度。借鑒姚晶晶等[26]，劉行[27]，焦豪等[28]對政府控制程度的測度方法，本文以最終控制人在公司的控制權(quán)與公司規(guī)模為測算基礎(chǔ)，構(gòu)建了公司在其最終控制人投資組合中的重要性指數(shù)，并將其作為政府控制程度的衡量指標(biāo)，具體計(jì)算方法見(1)式

(1)

其中VRi,t,g表示第t年第g個投資組合中最終控制人對i公司的控制權(quán)比例，SIZEi,t,g表示第t年第g個投資組合中i公司的資產(chǎn)規(guī)模。VRi,t,g×SIZEi,t,g代表最終控制人可以控制的公司資產(chǎn)規(guī)模。ZFKZi,t,g反映了每一家樣本公司在其最終控制人投資組合中的重要性，重要性越高，最終控制人通過干預(yù)該公司所能實(shí)際調(diào)配的資源越多，該企業(yè)被政府控制的程度越大。

(2)混合所有制結(jié)構(gòu)。借鑒李永兵等[29]，楊興全和尹興強(qiáng)[30]以及吳秋生和獨(dú)正元[31]衡量混合所有制股權(quán)結(jié)構(gòu)的方法，本文將企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)分為三類，其中R1代表樣本公司前十大股東中國有股所占比例(包括政府持股以及國有法人股)、R2代表樣本公司前十大股東中民營股所占比例、R3代表樣本公司前十大股東中外資股所占比例，具體計(jì)算方法見(2)式

(2)

(3)企業(yè)績效。為了更加客觀全面地量化樣本公司的績效，借鑒國內(nèi)外學(xué)者Nickell[32]，李笑南[33]，任廣乾[34]，Cheng等[35]對企業(yè)績效的量化指標(biāo)，本文采用主成分分析方法，從資產(chǎn)收益率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、成本費(fèi)用利潤率(RPCE)、托賓Q值(Tobin’Q)、每股盈余(EPS)、主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率(CROA)等指標(biāo)中計(jì)算得出兩個主成分F1和F2。

從各績效指標(biāo)的主成分分析結(jié)果可以得出，KMO=0.782>0.6，說明變量相關(guān)性較好，球形檢驗(yàn)顯著性p=0.000<0.001，說明變量之間的相關(guān)矩陣不是單位矩陣，適合進(jìn)行主成分分析。提取特征根的共同度都在50%以上，說明變量的大部分信息可以被主成分解釋，因此，根據(jù)成分得分系數(shù)矩陣得到F1和F2的表達(dá)式

F1=0.29×ROA+0.052×ROE+0.33×RPCE-

0.06×Tobin’Q+0.35×EPS+0.338×CROA

(3)

F2=0.163×ROA+0.638×ROE+0.012×RPCE+

0.639×Tobin’Q+0.03×EPS-0.23×CROA

(4)

以特征根為權(quán)重將F1和F2進(jìn)行加權(quán)處理得到衡量企業(yè)績效的綜合指標(biāo)QYJX=67.3%×F1+32.7%×F2。

(4)控制變量。借鑒國內(nèi)外的研究，本文在回歸分析政府控制程度、混合所有制結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效的關(guān)系時，對以下可能影響企業(yè)績效的因素進(jìn)行了控制，包括高管持股比例、前三高管薪酬比例、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量、第一大股東持股比例、總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、主營業(yè)務(wù)利潤占比、每股盈利、企業(yè)自由現(xiàn)金流、每股未分配利潤、獨(dú)立董事比例、營業(yè)收入增長率，此外還設(shè)置了行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量，其中行業(yè)指標(biāo)參照證監(jiān)會2012版行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，設(shè)置了13個行業(yè)虛擬變量。這些控制變量各自衡量了樣本公司中政府控制程度、混合所有制結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效關(guān)系的影響維度，涵蓋了可能影響樣本公司回歸關(guān)系的其他因素，通過數(shù)據(jù)分析可知它們之間不存在嚴(yán)重的共線性問題。本文的具體變量定義和界定標(biāo)準(zhǔn)見表1。

表1 變量定義及界定標(biāo)準(zhǔn)

3.3 模型構(gòu)建

本文利用模型1和模型2對假設(shè)1和假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)，利用模型3對政府控制程度、混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的深入分析和比較，利用模型4考察混合所有制結(jié)構(gòu)在政府控制程度與企業(yè)績效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

模型1：QYJX=a0+b1ZFKZ+b2ZFKZ2+CnControl+εi

(5)

模型2：QYJX=a0+b1HHSYZ+b2HHSYZ2+CnControl+εi

(6)

模型3：QYJX=a0+b1ZFKZ+b2HHSYZ+b3ZFKZ2+b4HHSYZ2+CnControl+εi

(7)

模型4：QYJX=a0+b1ZFKZ2+b2HHSYZ+b3ZFKZ2×HHSYZ+CnControl+εi

(8)

其中Control表示控制變量，εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可知，企業(yè)績效的均值為1.212，標(biāo)準(zhǔn)差為1.567，最大值與最小值之間的差異較大，這說明受政府控制模式、行業(yè)和規(guī)模等因素影響，我國國有企業(yè)績效之間存在著較大的差距。政府控制程度的最小值為0.125，最大值為0.876，均值為0.386，標(biāo)準(zhǔn)差為0.432，說明我國國有企業(yè)的政府控制程度也存在較大差異?；旌纤兄平Y(jié)構(gòu)最大值為0.978，最小值為0.132，均值為0.484，說明我國國有企業(yè)混合所有制程度的差異也較大。從控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果還可以看出，大部分控制變量的最大值和最小值之間的差距都較大，說明本文所選取的樣本分布范圍較廣泛，具有較好的代表性。控制變量中的高管持股比例、獨(dú)立董事比例差距相對較小，分布較為集中，這與我國《公司法》等法律法規(guī)對上市公司的相關(guān)規(guī)定有關(guān)。

4.2 多元回歸分析

4.2.1 政府控制程度對企業(yè)績效影響的檢驗(yàn)結(jié)果

為了考察政府控制程度與企業(yè)績效之間的關(guān)系，本部分利用模型1進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表2，表2的回歸結(jié)果表明：模型1的F檢驗(yàn)值為25.775，且在1%的顯著性水平上顯著，說明模型1的整體顯著性較好，R2為0.334，說明模型1的擬合度也較好。政府控制程度的系數(shù)為-0.213，政府控制程度平方的系數(shù)為0.192，二者均在1%的水平上顯著，由此可知，政府控制程度與企業(yè)績效呈正U型關(guān)系。

根據(jù)U型關(guān)系的函數(shù)表達(dá)式可得出政府控制程度的閾值為0.554，即當(dāng)政府控制程度為0.554時，企業(yè)績效最低。從正U型關(guān)系還可以發(fā)現(xiàn)，在達(dá)到閾值之前，政府控制程度對企業(yè)績效的提升具有負(fù)面作用，這與學(xué)者們之前的研究結(jié)果相一致。在達(dá)到閾值后，政府控制程度對企業(yè)績效的提升則具有促進(jìn)作用，因此應(yīng)盡量避免政府控制程度達(dá)到0.554左右的區(qū)間，政府控制對企業(yè)績效提升程度最高的比例區(qū)間存在于政府控制程度較低和較高兩個范圍，政府控制程度處于50%～60%范圍內(nèi)的企業(yè)，其績效最容易因受到政府的干預(yù)而降低?？偨Y(jié)以上結(jié)論，政府控制程度與企業(yè)績效之間存在先減后增的正U型關(guān)系，且存在政府控制程度閾值，即0.554，由此假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表2 模型1的回歸結(jié)果

注：*,**,***表示在10%、5%、1%顯著性水平上顯著。下同。

4.2.2 混合所有制結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效影響的檢驗(yàn)結(jié)果

為了考察混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的關(guān)系，本部分利用模型2進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表3，表3的回歸結(jié)果表明：模型2的F檢驗(yàn)值為28.623，且在1%的水平上顯著，說明模型2的整體顯著性較好，R2為0.228，說明模型2的擬合度較好?；旌纤兄平Y(jié)構(gòu)一次項(xiàng)與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.135，且在1%的水平上顯著，混合所有制結(jié)構(gòu)的平方項(xiàng)與企業(yè)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.107，且在5%的水平上顯著，說明樣本公司的混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在倒U型關(guān)系。

根據(jù)模型2的回歸系數(shù)計(jì)算可得，混合所有制結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效影響的閾值為0.631，說明當(dāng)混合所有制結(jié)構(gòu)為0.631時，企業(yè)績效的提升程度最大，因此，適度提高國有企業(yè)的混合所有制程度有利于企業(yè)績效的改善，但是當(dāng)混合所有制結(jié)構(gòu)超過臨界值0.631時，則會因股權(quán)過于分散而導(dǎo)致控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)出現(xiàn)較大偏離，加劇代理問題，因此，混合所有制程度過高則會對企業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)面影響。總結(jié)以上實(shí)證結(jié)論，混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在先增后減的倒U型關(guān)系，且求解出了最優(yōu)混合所有制結(jié)構(gòu)的閾值為0.631，由此假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3 模型2的回歸結(jié)果

4.2.3 進(jìn)一步檢驗(yàn)與分析

本部分利用模型3深入比較分析政府控制程度和混合所有制結(jié)構(gòu)的作用差異，回歸結(jié)果見表4。從表4的回歸結(jié)果可以看出，政府控制程度的系數(shù)為-0.198，混合所有制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.128，二者分別在1%和5%的水平上顯著。政府控制程度的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，平方項(xiàng)系數(shù)為正，說明政府控制程度與企業(yè)績效之間存在先減后增的正U型關(guān)系?；旌纤兄平Y(jié)構(gòu)的一次項(xiàng)系數(shù)為正，平方項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在先增后減的倒U型關(guān)系。因此，假設(shè)1和假設(shè)2得到再一次驗(yàn)證。

深入分析表4的回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，政府控制程度系數(shù)的絕對值為0.198，混合所有制結(jié)構(gòu)系數(shù)的絕對值為0.128，由此可知，政府控制程度對企業(yè)績效的影響作用大于混合所有制結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響作用。因此，在我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)背景下，政府控制程度在企業(yè)績效中發(fā)揮了更大的影響作用，在未來的國有企業(yè)深化改革過程中，應(yīng)該減少政府干預(yù)，進(jìn)一步多樣化股權(quán)結(jié)構(gòu)，因?yàn)槎喾N所有制形式通過股權(quán)的相互制衡可以在一定程度上緩解政府控制程度對企業(yè)績效所帶來的負(fù)面影響，促進(jìn)其正面影響。

表4 模型3的回歸結(jié)果

4.2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

借鑒方杰等[36]的研究，本部分利用模型4檢驗(yàn)混合所有制結(jié)構(gòu)在政府控制程度與企業(yè)績效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。利用模型1測算出的政府控制程度閾值0.554對樣本進(jìn)行分組，低于0.554為低樣本組，高于0.554為高樣本組，其中低樣本組共有2135個數(shù)據(jù)觀測值，高樣本組共有1565個數(shù)據(jù)觀測值。從模型4的低樣本組回歸結(jié)果可知，ZFKZ2×HHSYZ的系數(shù)為0.136，小于模型1中ZFKZ2的系數(shù)0.192，且在1%的水平上顯著，這表明在低于閾值的情況下，混合所有制結(jié)構(gòu)在政府控制程度與企業(yè)績效關(guān)系中具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，混合所有制結(jié)構(gòu)能夠緩解政府控制程度對企業(yè)績效產(chǎn)生的負(fù)面影響。高樣本組中ZFKZ2×HHSYZ的系數(shù)為0.205，大于模型1中ZFKZ2的系數(shù)0.192，但不顯著，這表明在高于閾值的情況下，政府控制程度對企業(yè)績效會產(chǎn)生正向影響，混合所有制結(jié)構(gòu)能夠在一定程度上促進(jìn)這種正向影響，但是在影響企業(yè)績效的因素中，政府控制程度的作用更加重要，這也與表4的分析結(jié)果一致。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃徒Y(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，本文通過替換變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將企業(yè)績效變量替換為每股盈余(EPS)、托賓Q值(Tobin’Q)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)分別進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由結(jié)果可知，以每股盈余作為被解釋變量時，政府控制程度的系數(shù)為-0.198，混合所有制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.121，且都在10%的水平上顯著；以托賓Q值作為被解釋變量時，政府控制程度的系數(shù)為-0.187，混合所有制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.146，分別在1%和5%的水平上顯著；以凈資產(chǎn)收益率作為被解釋變量時，政府控制程度的系數(shù)為-0.207，混合所有制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.177，分別在5%和1%的水平上顯著。另外，模型3所得到的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)系數(shù)符號也都與上文的結(jié)果一致，且均顯著。因此本文的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃蛯?shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

5 結(jié)論與建議

本文以2014～2018年上市國有企業(yè)為研究樣本，對政府控制程度、混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)合前人研究成果，本文得到以下結(jié)論：(1)政府控制程度與企業(yè)績效之間存在正U型關(guān)系，且閾值為0.554，當(dāng)政府控制程度逐漸增加并達(dá)到0.554時，企業(yè)績效逐漸降低，當(dāng)政府控制程度高于0.554時，企業(yè)績效則隨政府控制程度的增加而提升。(2)混合所有制結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在倒U型關(guān)系，且閾值為0.631，當(dāng)混合所有制結(jié)構(gòu)逐漸增加并達(dá)到0.631時，企業(yè)績效逐漸提高，當(dāng)混合所有制結(jié)構(gòu)高于0.631時，企業(yè)績效則逐漸降低。(3)混合所有制結(jié)構(gòu)對政府控制程度與企業(yè)績效的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，當(dāng)政府控制程度低于閾值時，混合所有制程度可以顯著地緩解政府控制程度對企業(yè)績效的負(fù)面影響，當(dāng)政府控制程度高于閾值時，混合所有制結(jié)構(gòu)能夠正向調(diào)節(jié)政府控制程度對企業(yè)績效的提升作用，但不顯著。

為了在混合所有制改革過程中實(shí)現(xiàn)合理的政府控制，進(jìn)而提升企業(yè)績效，本文建議：(1)通過多種所有制結(jié)構(gòu)分散政府控制對企業(yè)績效可能造成的負(fù)面影響，在國有企業(yè)混合所有制改革的過程中，要逐漸實(shí)現(xiàn)混合所有制結(jié)構(gòu)向閾值0.631靠近。(2)推動國有企業(yè)的分類改革，保持政府控制程度處于兩端，當(dāng)政府控制程度低于閾值時，可以適當(dāng)降低政府控制程度，進(jìn)而提升企業(yè)績效，當(dāng)政府控制程度高于閾值時，則可以進(jìn)一步提升政府控制程度，以實(shí)現(xiàn)政府收益權(quán)和其控制權(quán)的匹配，緩解代理成本，提升企業(yè)價(jià)值。(3)提升國有企業(yè)的公司治理水平，在股權(quán)優(yōu)化的基礎(chǔ)上，混合所有制改革還需要不斷完善國有企業(yè)的董事會結(jié)構(gòu)及權(quán)責(zé)利體系，加強(qiáng)獨(dú)立董事和監(jiān)事會的監(jiān)督職能，優(yōu)化高管層的激勵和約束機(jī)制。