周紅根（副教授） 范昕昕 房仲倩

（齊魯工業(yè)大學(xué)（山東省科學(xué)院）管理學(xué)院 山東 濟(jì)南 250353）

一、引言

微觀意義上的全要素生產(chǎn)率是指企業(yè)投入產(chǎn)出的效率，即企業(yè)總產(chǎn)出中剔除企業(yè)資本投入和要素投入后的剩余部分，是一個(gè)企業(yè)獲取持續(xù)競爭力的關(guān)鍵。宏觀意義上說，全要素生產(chǎn)率是衡量技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長效率的重要指標(biāo)[1]。隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，諸多矛盾得以凸顯，人口紅利逐漸消失、資本回報(bào)率下降、環(huán)境污染加重以及勞動(dòng)力成本不斷攀升等問題均成為制約經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率提升的因素，如何有效扭轉(zhuǎn)以往高投入、高耗能、低效率的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式從而提升全要素生產(chǎn)率，加速推進(jìn)新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換成為我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一項(xiàng)重要戰(zhàn)略舉措與任務(wù)安排。企業(yè)作為市場經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的主體，其治理結(jié)構(gòu)影響并制約著企業(yè)的投入產(chǎn)出以及資源配置效率。先前諸多研究已經(jīng)表明公司的治理結(jié)構(gòu)如股東結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)以及激勵(lì)機(jī)制均會影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理最根本的制度安排是組織協(xié)調(diào)、權(quán)力分配以及生產(chǎn)運(yùn)營的重要影響因素，也是降低代理成本、提升員工積極性、增強(qiáng)市場競爭力的重要手段[2]。自十八屆三中全會以來，我國開始穩(wěn)步、有序地推動(dòng)混合所有制改革，并已經(jīng)取得初步成效?，F(xiàn)如今，我國已經(jīng)形成數(shù)量眾多、股權(quán)結(jié)構(gòu)多樣的混合所有制企業(yè)。在此背景下，研究混合所有制與全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系，對提升全要素生產(chǎn)率與繼續(xù)深化推進(jìn)混合所有制改革具有重要意義。在日益激烈的市場環(huán)境中，研發(fā)創(chuàng)新是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的必由之路，必然影響企業(yè)生產(chǎn)、組織效率。政策實(shí)施效果會因市場化水平以及實(shí)際控制人性質(zhì)產(chǎn)生顯著差異，最終如何作用于混合所有制和全要素生產(chǎn)率之間這一問題尚未得到有效的解答。在新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換與深化混合所有制改革的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，研究混合所有制、研發(fā)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文的創(chuàng)新如下：（1）先前研究多為研發(fā)創(chuàng)新的中介作用檢驗(yàn)，較少考慮其調(diào)節(jié)作用。（2）本文分別從實(shí)際控制人性質(zhì)以及市場化水平內(nèi)外部因素對三者關(guān)系進(jìn)行探究，豐富研究視角。（3）以混合所有制和全要素生產(chǎn)率的微觀領(lǐng)域出發(fā)，進(jìn)一步拓寬其研究領(lǐng)域。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）混合所有制與全要素生產(chǎn)率。股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理的基礎(chǔ)，是影響企業(yè)效率的重要因素。股權(quán)混合度的提升是混合所有制改革最為本質(zhì)的股權(quán)結(jié)構(gòu)變化，指異質(zhì)性股東所持股權(quán)的融合程度。關(guān)于股權(quán)混合度對企業(yè)績效影響有以下觀點(diǎn)：觀點(diǎn)一認(rèn)為，王新紅、李婷婷（2018）利用Edwards和Lambert的全效應(yīng)調(diào)節(jié)模型研究時(shí)發(fā)現(xiàn)：股權(quán)混合度與企業(yè)績效間存在顯著的“U”型關(guān)系[3]。股權(quán)混合度存在最優(yōu)值，合理的股權(quán)混合度才能夠提升企業(yè)的績效。劉漢民、齊宇（2018）以股權(quán)和控制權(quán)配置為研究視角，系統(tǒng)闡述了只有在國有股與非國有股的合理配比下最能有效提升企業(yè)的績效[4]。觀點(diǎn)二認(rèn)為，單純意義上提升企業(yè)股權(quán)混合度并不會對企業(yè)績效產(chǎn)生有利的影響，在混合所有制改革的過程中只“混”未“改”而產(chǎn)生所有權(quán)虛置的現(xiàn)象屢見不鮮，并未充分發(fā)揮各種資本共同參與公司治理的作用（馬連福，2015）[5]。觀點(diǎn)三認(rèn)為，股權(quán)混合度正向作用于企業(yè)生產(chǎn)效率。如錢紅光、劉巖（2019）通過研究發(fā)現(xiàn)：在混合所有制企業(yè)中，隨著股權(quán)混合度的提升，企業(yè)會有更好的績效表現(xiàn)。當(dāng)企業(yè)存在異質(zhì)性的第一、二大股東時(shí)，更能發(fā)揮有效的治理效果（Maury和Pajuste2005[6]）。國有股東和非國有股東共同參與公司治理能夠彌補(bǔ)市場化失靈的不足，發(fā)揮異質(zhì)性資本各自的優(yōu)勢，從而提高了公司的績效。多元化的股權(quán)結(jié)構(gòu)比單一股權(quán)結(jié)構(gòu)更能獲得企業(yè)發(fā)展所依賴的各種資源，發(fā)揮各種資本的優(yōu)勢，既能緩解國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)又能互相借鑒彼此的治理經(jīng)驗(yàn)，從而提升企業(yè)的效率。因此，提出本文的研究假設(shè)：

H1：混合所有制改革對全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用。

（二）混合所有制、研發(fā)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率。創(chuàng)新理論認(rèn)為，創(chuàng)新不僅是拉動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎，也是企業(yè)獲取持續(xù)市場競爭力的內(nèi)在動(dòng)力。以往多集中于研究研發(fā)創(chuàng)新的中介作用，較少關(guān)注其調(diào)節(jié)效應(yīng)的發(fā)揮。有關(guān)研發(fā)創(chuàng)新主要存在“激勵(lì)效應(yīng)”和“侵占效應(yīng)”兩種不同的觀點(diǎn)。“激勵(lì)效應(yīng)”觀點(diǎn)認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新是促進(jìn)產(chǎn)品升級、保持市場份額、實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置以及提升企業(yè)績效的重要手段與內(nèi)生動(dòng)力（戴浩、柳劍平，2018）[7]?！扒终夹?yīng)”觀點(diǎn)認(rèn)為，研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)大、沉淀成本高、投資回收期長等特點(diǎn)，需耗費(fèi)大量的資金，會對其他項(xiàng)目的開展產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，從而降低企業(yè)績效。但綜合來看，企業(yè)生產(chǎn)效率的提升很大程度依賴技術(shù)進(jìn)步，而創(chuàng)新則是技術(shù)進(jìn)步最為根本的動(dòng)力，創(chuàng)新水平的提升常伴有全要素生產(chǎn)的提升?；诖?，提出本文的研究假設(shè)：

H2：研發(fā)創(chuàng)新向正向調(diào)節(jié)混合所有制與全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系。

（三）不同市場化水平以及實(shí)際控制人下混合所有制與全要素生產(chǎn)率關(guān)系分析。企業(yè)所處的市場化水平是研究企業(yè)生產(chǎn)效率時(shí)不可忽視的外部環(huán)境因素，通常意義上來說，政府管制以及干預(yù)經(jīng)濟(jì)的程度隨市場化指數(shù)提升而降低，更能發(fā)揮企業(yè)內(nèi)部股權(quán)治理的優(yōu)勢以及生產(chǎn)經(jīng)營的自主權(quán)，市場化水平低的地區(qū)資本配置效率也比較低。程小可等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，較高的市場化水平在提升全要素生產(chǎn)率、提升企業(yè)的創(chuàng)造力以及降低融資成本等方面起到了重要作用[8]。市場化水平高的地區(qū)，生產(chǎn)要素自由流動(dòng)、創(chuàng)新程度高、產(chǎn)業(yè)間升級較快，更能充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用，實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，提升企業(yè)經(jīng)營績效。在開放程度較高的市場化環(huán)境下，企業(yè)既能及時(shí)獲取有價(jià)值的信息，又可充分發(fā)揮其參與公司治理的自主性，企業(yè)的生產(chǎn)效率往往較好。在此基礎(chǔ)上，提出本文的研究假設(shè)：

H3：市場化水平高的地區(qū)，混合所有制對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更明顯。

在現(xiàn)代企業(yè)制度下，實(shí)際控制人普遍存在于上市企業(yè)中，與國有企業(yè)促進(jìn)全民發(fā)展的目標(biāo)不同，非國有企業(yè)以企業(yè)利潤最大化為經(jīng)營目標(biāo)。在我國特定的產(chǎn)權(quán)制度環(huán)境下，實(shí)際控制人性質(zhì)不同會產(chǎn)生差異化治理效果。企業(yè)實(shí)際控制人為國有股東時(shí)，更容易產(chǎn)生內(nèi)部人控制、利益輸送、依賴權(quán)力開展“尋租”以獲取高額收益等現(xiàn)象。國有企業(yè)需肩負(fù)的譬如改善民生、促進(jìn)就業(yè)以及穩(wěn)定物價(jià)等政策性負(fù)擔(dān)會對公司治理產(chǎn)生負(fù)面影響。李育紅、秦江萍（2010）研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人為非國有控股上市公司時(shí)內(nèi)部控制的有效性更高[9]。非國有性質(zhì)的實(shí)際控制人擁有更強(qiáng)的主人翁意識，更加關(guān)注企業(yè)的績效表現(xiàn)，參與公司治理的積極性更高，同時(shí)混合所有制改革在非國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下也更能發(fā)揮其作用，企業(yè)績效表現(xiàn)也較好。在此基礎(chǔ)上，提出本文的研究假設(shè)：

H4：混合所有制對非國有控股上市公司的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究設(shè)計(jì)。

1.樣本選取。本文選取2008—2018年滬深兩市A股中的混合所有制企業(yè)為樣本。在樣本篩選過程中遵循以下原則：（1）剔除資產(chǎn)負(fù)債率＞1的以及財(cái)務(wù)指標(biāo)異常的樣本；（2）剔除ST、ST*類企業(yè)；（3）剔除金融、保險(xiǎn)類企業(yè)樣本；（4）剔除財(cái)務(wù)指標(biāo)不全以及數(shù)據(jù)缺失的樣本；（5）剔除非混合所有制企業(yè)。最終得到16 571個(gè)數(shù)據(jù)樣本。

2.數(shù)據(jù)來源。企業(yè)性質(zhì)以及混合所有制數(shù)據(jù)主要來自CCER數(shù)據(jù)庫，全要素生產(chǎn)率測算所需指標(biāo)、技術(shù)創(chuàng)新以及相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為降低極端數(shù)據(jù)對回歸結(jié)果的影響，對文中主要連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。數(shù)據(jù)處理軟件為Stata15.0以及Excel 2019。

（二）變量定義以及測度。

1.全要素生產(chǎn)率。借鑒魯曉東、連玉君（2012）[10]的研究，采用LP法對2008—2018年企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，TFP所需變量以及計(jì)算模型如下：

其中，Y為上市公司主營業(yè)務(wù)收入的對數(shù)，以代表企業(yè)工業(yè)銷售額的自然對數(shù)；L為上市公司員工人數(shù)的對數(shù)，以代表企業(yè)投入工人數(shù)量；K為上市公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)，以代表企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)；M為上市公司購買商品以及勞務(wù)支付現(xiàn)金的自然對數(shù)，以代表企業(yè)原材料以及中間投入品的自然對數(shù)；O為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.混合所有制。股權(quán)混合度的改變是混合所有制改革最本質(zhì)的變化，因此以股權(quán)混合程度衡量混合所有制改革，測度方式為前五大股東非國有股比例與前五大股東國有股比例的比值[11]。

3.研發(fā)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)以研發(fā)投入為支撐，研發(fā)資金的金額可以較好地衡量企業(yè)對創(chuàng)新的重視程度。借鑒李姝等（2018）對研發(fā)創(chuàng)新的測度方式，采取研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比重作為研發(fā)創(chuàng)新的代理變量[12]。

4.混合所有制企業(yè)判斷標(biāo)準(zhǔn)。本文根據(jù)錢紅光、劉巖（2019）對混合所有制企業(yè)的定義，如果非國有性質(zhì)的股東存在于樣本前五大股東中且滿足該性質(zhì)股東持股比例不低于1%的條件，則定義該樣本為混合所有制企業(yè)，否則為非混合所有制企業(yè)[11]。文中各變量名稱以及具體測度方式如表1所示。

表1 主要變量名稱以及定義方式

（三）模型構(gòu)建。模型（2）、（2a）分別用以檢驗(yàn)混合所有制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響以及研發(fā)創(chuàng)新對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)分析。混合所有制企業(yè)樣本中全要素生產(chǎn)率的均值為6.038，最大值為7.736，最小值為4.647，標(biāo)準(zhǔn)差為0.601，說明不同混合所有制企業(yè)全要素生產(chǎn)率差異較大。混合所有制的標(biāo)準(zhǔn)差為17.121，樣本企業(yè)股權(quán)混合情況存在較大差異，為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。研發(fā)創(chuàng)新的最大值為0.097，最小值為0.001，標(biāo)準(zhǔn)差為0.018，說明不同企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)水平差異不大，這也與目前企業(yè)積極開展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的現(xiàn)狀相符合。企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率最大值為0.847，最小值為0.042，平均數(shù)為0.382，說明多數(shù)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率在合理范圍內(nèi)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）混合所有制與全要素生產(chǎn)率關(guān)系以及技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)。在對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前，對文中變量進(jìn)行了方差膨脹因子（VIF）檢測，VIF的取值范圍為[1.02，1.79]，基本可忽略多變量間的多重共線性，并對模型進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，最終選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)的回歸處理，并對文中交互項(xiàng)進(jìn)行中心化處理以降低多重共線性對結(jié)果產(chǎn)生的不利影響。模型（2）的結(jié)果顯示：混合所有制（OMD）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明混合所有制對全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，H1得以驗(yàn)證。模型（2a）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入研發(fā)創(chuàng)新、研發(fā)創(chuàng)新與混合所有制的交互項(xiàng)，以驗(yàn)證研發(fā)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用?；貧w結(jié)果顯示：混合所有制與研發(fā)創(chuàng)新的交互項(xiàng)（Tc*OMD）系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明在其他因素不變的情況下，研發(fā)創(chuàng)新可正向調(diào)節(jié)混合所有制與全要素生產(chǎn)間的關(guān)系，H2得到驗(yàn)證?；旌纤兄聘母锏倪^程中充分發(fā)揮各種資本參與公司治理的優(yōu)越性，對提升全要素生產(chǎn)率具有重要意義。

表3 混合所有制、研發(fā)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果

（三）不同市場化水平下股權(quán)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果以及研發(fā)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用。表4分別列示了較高、較低市場化水平下混合所有制、研發(fā)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系，鑒于市場化指數(shù)尚未披露到本研究年度，但根據(jù)市場化指數(shù)平穩(wěn)變化的現(xiàn)實(shí)情況，2015—2018年市場化指數(shù)的值以2014年為基礎(chǔ)加上最近三年市場化指數(shù)的變化量。較高的市場化水平下，混合所有制與全要素生產(chǎn)率間的系數(shù)顯著為正，且研發(fā)創(chuàng)新與混合所有制的交互項(xiàng)的系數(shù)為0.01，通過了顯著性檢驗(yàn)。而較低的市場化水平下，混合所有制對全要素生產(chǎn)率并未產(chǎn)生顯著影響，研發(fā)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用并不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性。在市場化水平較高的地區(qū)，政府管制較為寬松，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營自主權(quán)更強(qiáng)，更易實(shí)現(xiàn)混合所有制改革的積極效應(yīng)，混合所有制改革進(jìn)程較慢的地區(qū)，政策反應(yīng)較差，對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用不明顯。

表4 不同市場化水平下混合所有制對全要素生產(chǎn)率的影響以及創(chuàng)新研發(fā)的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)實(shí)際控制人的性質(zhì)，將樣本企業(yè)劃分為實(shí)際控制人為國有股東的企業(yè)與非國有股東的企業(yè)。回歸結(jié)果如表5所示。實(shí)際控制人為非國有股東時(shí)，混合所有制對全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用，研發(fā)創(chuàng)新顯著增強(qiáng)混合所有制與全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系。當(dāng)實(shí)際控制人為國有股東時(shí)，該結(jié)論則不成立，H4成立。實(shí)際控制人為國有企業(yè)時(shí)，所有者缺位而產(chǎn)生內(nèi)部控制人現(xiàn)象以及尋租行為屢見不鮮，治理結(jié)構(gòu)混亂。混合所有制改革違背部分利益集團(tuán)利益，在國企推行過程中受到較大阻力，股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化實(shí)際作用較低。

表5 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下混合所有制對全要素生產(chǎn)率的影響以及研發(fā)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)文中結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)一步控制不同的變量以及將研究年度縮短為2011—2018年，重新進(jìn)行回歸處理，結(jié)論與前文基本保持一致，證明文章結(jié)論是可靠的，限于篇幅，并未展示。

五、研究結(jié)論及相關(guān)建議

本文以2008—2018年的混合所有制企業(yè)為研究樣本，采用固定效應(yīng)模型，研究混合所有制、研發(fā)創(chuàng)新以及全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系，并進(jìn)一步根據(jù)實(shí)際控制人性質(zhì)和注冊地市場化水平高低進(jìn)行分組檢驗(yàn)，主要研究結(jié)論如下：（1）全樣本下混合所有制對全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，研發(fā)創(chuàng)新正向調(diào)節(jié)混合所有制與全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系；相較于市場化水平低的地區(qū)，高市場化水平更能有效發(fā)揮研發(fā)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用；按照實(shí)際控制人性質(zhì)對樣本企業(yè)進(jìn)行分組發(fā)現(xiàn)，當(dāng)實(shí)際控制人為非國有股東時(shí)，全樣本的研究結(jié)論成立。

相關(guān)建議：（1）企業(yè)應(yīng)積極順應(yīng)混合所有制改革的倡導(dǎo)，構(gòu)建合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)形式，發(fā)揮各種資本參與公司治理的優(yōu)勢，根據(jù)企業(yè)自身發(fā)展以及所處環(huán)境特點(diǎn)，差異化地推進(jìn)混合所有制改革，從而全面提升全要素生產(chǎn)率。（2）立足于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，融入創(chuàng)新潮流，高效、穩(wěn)步推進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的開展，從而帶動(dòng)生產(chǎn)、經(jīng)營績效的全面提升。