一、引 言

發(fā)軔于20世紀(jì)70年代末的全球分權(quán)化改革浪潮推動了國有企業(yè)改制和管制放松的權(quán)力下放，在大幅降低中央政府經(jīng)濟(jì)政策權(quán)威的同時賦予了地方政府更多的經(jīng)濟(jì)發(fā)展主動權(quán)

。作為最大的發(fā)展中國家，中國以地方政府為主體推進(jìn)經(jīng)濟(jì)市場化改革，致力于促進(jìn)當(dāng)?shù)貒衅髽I(yè)改革和地方官僚機(jī)構(gòu)合理化，由此形成一套有別于東歐國家和前蘇聯(lián)經(jīng)歷的市場自由化替代方案——地方政府公司化(Local State Corporatism)。它促使地方政府為GDP增長率等可量化目標(biāo)而相互競爭，像區(qū)域性企業(yè)集團(tuán)的總部一樣運作，并允許強(qiáng)有力的地方政府干預(yù)，但需地方官員在做出經(jīng)濟(jì)決策時兼顧社會需求

。

政府和社會資本合作模式(Public Private Partnership，PPP)，是指政府通過特許經(jīng)營權(quán)、合理定價、財政補(bǔ)貼等事先公開的收益約定規(guī)則，引入社會資本參與城市基礎(chǔ)設(shè)施等公益性事業(yè)投資和運營，以利益共享和風(fēng)險共擔(dān)為特征，發(fā)揮雙方優(yōu)勢，提高公共產(chǎn)品或服務(wù)的質(zhì)量和供給效率。[注]2015《政府工作報告》縮略詞注釋，中央政府門戶網(wǎng)站，http://www.gov.cn/xinwen/2015-03/11/content_2832629.htm，2015-03-11。 PPP模式對于增加公共產(chǎn)品供給、改善投融資環(huán)境、激活民間資本、深化供給側(cè)改革具有重要意義。

實際上，中國20世紀(jì)80年代初的地方分權(quán)政策開始賦予地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的權(quán)力，促使地方政府為推動經(jīng)濟(jì)增長而展開地區(qū)間競爭，并進(jìn)一步引發(fā)地方國有企業(yè)改制

。在理論中，作為一種由政府推動的政治性決策行為，混合所有制改革的政策目標(biāo)勢必與政府的改革動機(jī)緊密相連，其他的影響因素往往處于從屬地位，且只有通過影響政府官員的成本和收益才能間接地影響企業(yè)改制的可能性

。這意味著在中國式分權(quán)背景下，混合所有制改革的目標(biāo)將受到政府官員個人收益的影響。那么，地方政府推動國有企業(yè)混合所有制改革的動機(jī)是什么？這些動機(jī)又是如何相互作用的？怎樣的改革次序才能取得更好的政策效果？

回顧以往的相關(guān)研究成果，學(xué)術(shù)界對國有企業(yè)改革動機(jī)的研究頗多，但仍沒有達(dá)成一致的意見。較早的研究來自郭凱和姚洋(2004)

，他們檢驗5種國有企業(yè)改制成因的假說，發(fā)現(xiàn)僅有企業(yè)效率的改進(jìn)在改制決策中不起作用。此后，相關(guān)的研究主要圍繞兩個方向展開。一方面，部分學(xué)者重點針對企業(yè)改制的經(jīng)濟(jì)動機(jī)和社會動機(jī)進(jìn)行深入探討

。曹廷求和崔龍(2010)認(rèn)為2003—2008年我國國有企業(yè)改制的經(jīng)濟(jì)動機(jī)明顯

。另一方面，不少學(xué)者從財政效益及財政分權(quán)角度詮釋國有企業(yè)改制的動機(jī)。韓朝華和戴慕珍(2008)檢驗我國企業(yè)改制對政府財政收入的影響，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)重組顯著提高了改制企業(yè)的納稅水平和創(chuàng)稅效率，符合政府主體追求財政效益最大化的本性

。湯玉剛(2011)進(jìn)一步證明財政壓力是企業(yè)改制的必要條件

。賴海榕(2005)則發(fā)現(xiàn)財政平衡能力影響地方經(jīng)濟(jì)的民營化，認(rèn)為改革進(jìn)程的地區(qū)間差異是預(yù)算約束硬化程度的地區(qū)間差異造成的

。

顯然，已有研究在國有企業(yè)改制動機(jī)上未能達(dá)成共識的原因可能在于：一是中央企業(yè)和地方國有企業(yè)歸屬于不同層級政府管理，且在分權(quán)化背景下，地方國有企業(yè)混合所有制改革各種動機(jī)之間的關(guān)系比中央企業(yè)更加復(fù)雜，因為在要素資源優(yōu)化配置過程中不同層級政府的關(guān)系定位影響到“混合所有制”治理結(jié)構(gòu)的形成

；二是事前的選擇性偏差，政府存在某些傾向而優(yōu)先選擇部分國有企業(yè)改制，進(jìn)而造成政策效應(yīng)評估出現(xiàn)偏差；三是以往研究的樣本大多集中于1995—2003年，對國資委成立以來國有企業(yè)改革動機(jī)的研究較少。區(qū)別于已有文獻(xiàn)，本文主要基于2003—2018年國有上市公司股權(quán)交易數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法和雙重差分面板固定效應(yīng)模型，分析在中國式分權(quán)制度框架下我國地方國有企業(yè)改制的政策效應(yīng)，并與中央企業(yè)進(jìn)行對比分析，進(jìn)而為地方政府推進(jìn)混合所有制改革的動機(jī)提供證據(jù)。

她一一向我介紹她的家具：懶人沙發(fā)，逍遙椅，水晶吊燈和銀臺燈。并說，老同學(xué)喜歡什么就搬走什么，沒有問題。

二、理論分析與研究假說

中國制度是一個地方分權(quán)的權(quán)威主義制度，其特點是“政治集權(quán)”和“經(jīng)濟(jì)分權(quán)”，即中央政府控制人事，而地方政府是經(jīng)濟(jì)的主體

。前者將相對經(jīng)濟(jì)績效的晉升考核制度作為激勵手段，促使地方政府不斷追求經(jīng)濟(jì)增長；后者則賦予地方政府必要的資源支配權(quán)，以保障該激勵手段的有效性，這也是中國式分權(quán)的核心內(nèi)涵

。

(一)分權(quán)化與混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)動機(jī)

其中，向量

=(

,

)為系數(shù)，向量

=(

,

)′中的

為軟預(yù)算約束、

為混合所有制改革社會動機(jī)的代理變量(即冗員率)。從模型(1)和(2)可看到，混合所有制改革的政策效應(yīng)系數(shù)由

變?yōu)?/p>

+

，非經(jīng)濟(jì)動機(jī)對經(jīng)濟(jì)動機(jī)的影響為

。如果冗員率對政策效應(yīng)具有正向的聯(lián)動效應(yīng)，即冗員率越高，混合所有制改革的政策效應(yīng)越小，則冗員率與處理效應(yīng)的交互項系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù)。此時，社會動機(jī)削弱了經(jīng)濟(jì)動機(jī)。

可見，財政分權(quán)通過硬化地方政府預(yù)算約束迫使地方政府官員不斷推進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長，以便在地區(qū)間競爭中勝出，達(dá)到職業(yè)晉升的目的，而尋求地方經(jīng)濟(jì)資源控制已成為實現(xiàn)上述通道的重要支撐。那么，分權(quán)化帶來的地區(qū)間競爭又是如何推動國有企業(yè)改制的呢？一方面，盡管分稅制改革表面上具有財政集權(quán)的特征，但在考慮地方政府的轉(zhuǎn)移支付和預(yù)算外收入后，改革開放以來形成的財政分權(quán)化趨勢并沒有改變

。同時，分稅制改革還強(qiáng)化了地方政府的預(yù)算約束，為其財政收支平衡帶來巨大的壓力。更為重要的是，分權(quán)治理結(jié)構(gòu)下地方政府有動機(jī)參與財政競爭(如為吸引外國資本而進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施投資)，這大大增加了政府援助國有企業(yè)的機(jī)會成本，使地方政府不再有激勵向虧損的國有企業(yè)提供支持，繼而形成所謂的“市場維持型聯(lián)邦主義”

。另一方面，隨著市場競爭的日趨激烈，國有企業(yè)的獲利能力比非國有企業(yè)更差，且由于虧損越來越嚴(yán)重，已日益成為地方財政的“包袱”。為維持財政收支平衡，地方政府只好采取“甩包袱”的策略——推動國有企業(yè)改制。因此，在經(jīng)濟(jì)動機(jī)下，地方政府預(yù)算約束硬化可能會強(qiáng)化地方國有企業(yè)預(yù)算約束，進(jìn)而提高其經(jīng)營績效。為此，本文提出研究假說1：在中國式分權(quán)背景下，地方國有企業(yè)混合所有制改革能提高企業(yè)的經(jīng)營績效，且存在預(yù)算軟約束的地方國有企業(yè)的改革效果更好，即經(jīng)濟(jì)動機(jī)占主導(dǎo)地位。

(二)分權(quán)背景下混合所有制改革的社會動機(jī)對經(jīng)濟(jì)動機(jī)的影響

在中國式分權(quán)框架下，地方政府官員既有維護(hù)社會穩(wěn)定的考核壓力，又有進(jìn)一步追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晉升激勵，前者對后者的實現(xiàn)存在影響，且兩者共同觸發(fā)和決定地方國有企業(yè)的改制行為。首先，由于地方政府及其官員對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)擁有巨大的影響力和控制力，而地方國有企業(yè)又是當(dāng)?shù)囟惢?、政治?quán)力基礎(chǔ)及財政收入的重要來源，且其高管通常由地方政府直接任命，這為地方政府官員基于個人考慮去參與或控制國有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動提供了條件

。其次，盡管我國分稅制改革使中央政府與地方政府之間的稅收劃分模式發(fā)生變化，但計劃經(jīng)濟(jì)體制下的財政支出的劃分模式卻被保留下來，地方政府仍需提供教育、醫(yī)療、社會保障、城市建設(shè)及維護(hù)等基本公共產(chǎn)品

。顯然，在事權(quán)與財權(quán)不匹配的制度背景下，地方政府需在追求地區(qū)間錦標(biāo)賽目標(biāo)的同時兼顧中央提出的維護(hù)社會穩(wěn)定的目標(biāo)(如妥善處理好改制企業(yè)下崗職工工作安置等)。最后，當(dāng)企業(yè)有更多剩余勞動力時，改制對社會穩(wěn)定的影響更大，不同層級政府之間的利益分歧隨著剩余勞動力的增加而增加

。

通過消音速流排水管件安裝技術(shù)實際應(yīng)用與普通塑料管件相比較可以看出，此施工材料適合于高層建筑施工，經(jīng)濟(jì)效益和社會效益顯著，具有較高的推廣應(yīng)用價值。

三、研究設(shè)計

(一)傾向得分匹配

混合所有制改革可看作是政府對國有企業(yè)進(jìn)行的一項政策實驗，但由于地方政府官員干預(yù)改革，直接估計非隨機(jī)國有企業(yè)改制樣本存在選擇性偏差。為此，本文采用傾向得分匹配方法(PSM)，在對照組中尋找與改制企業(yè)相似的樣本進(jìn)行比較，具體做法是采用核匹配方法(Kernel Matching)逐年匹配，為各年份的處理組找到匹配的虛擬對照組。同時，考慮到樣本中中央企業(yè)改制的數(shù)量較少，借鑒劉曄等(2016)的做法，在每年匹配中仍將往年成功改制的企業(yè)樣本做放回抽樣處理

。此外，為盡可能滿足可忽略性假設(shè)

，根據(jù)以往相關(guān)文獻(xiàn)及使最大化的原則，選用資產(chǎn)收益率、軟預(yù)算約束、管理費用率、冗員率、行業(yè)集中度、地區(qū)市場化程度、管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)年齡、總資產(chǎn)增長率等作為匹配變量(協(xié)變量)。由于地方政府主要依據(jù)上一期的企業(yè)特征選取國有企業(yè)進(jìn)行改制，因而對上述變量均作滯后一期處理。

(二)雙重差分面板固定效應(yīng)模型

由于地方政府可能依據(jù)不可觀察且不隨時間而改變的變量來選擇國有企業(yè)改制，我們將處理組與對照組直接進(jìn)行比較會產(chǎn)生異質(zhì)性偏差。考慮到國有企業(yè)改制的時間不一致，本文借鑒Beck等(2010)的做法

，采用雙重差分面板固定效應(yīng)模型來估計政策效應(yīng)。

1

基準(zhǔn)回歸模型。為區(qū)分PSM處理后的新樣本中的處理組和對照組，本文構(gòu)造地方國有企業(yè)混合所有制改革的分組虛擬變量

。對PSM處理后的處理組企業(yè)，令

=1；對PSM處理后的對照組企業(yè)，令

=0。同時，設(shè)置分期虛擬變量

，令改制前、后的時期取值分別為0、1。在此基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建如下的雙重差分面板固定效應(yīng)模型：

=

+

×

+

+

+

+

(1)

其中，

,

(

=1,2,…,15)分別為對應(yīng)2004—2018年的時間虛擬變量。根據(jù)模型(3)可知，混合所有制改革的動態(tài)邊際政策效應(yīng)為

。

2

改革動機(jī)聯(lián)動檢驗?zāi)Ｐ?。為進(jìn)一步分析地方政府官員的社會動機(jī)對經(jīng)濟(jì)動機(jī)的影響，本文將檢驗與上述動機(jī)相關(guān)因素的影響，并在模型(1)中引入社會動機(jī)的代理變量與政策效應(yīng)的交互項

×

，從而構(gòu)建如下的回歸模型：

近年來，政府做了很多努力，企業(yè)也有諸多進(jìn)步，但消費者對食品安全的感知仍有待加強(qiáng)，這是食品安全領(lǐng)域的重要議題。有社會學(xué)家認(rèn)為，不科學(xué)的信息帶給消費者的傷害遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于真正的食品安全問題。

自2003年國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會成立以來，國有企業(yè)終于擺脫了“九龍治水”的局面，通過確立各級政府分別代表國家履行出資人職責(zé)的國有資產(chǎn)管理體制，地方政府在制度層面擁有當(dāng)?shù)貒衅髽I(yè)的所有者權(quán)益和管理權(quán)利，實現(xiàn)義務(wù)與責(zé)任相統(tǒng)一。因此，本文選取該年度于滬深證券交易所掛牌上市的實際控制人性質(zhì)為國有的公司作為研究樣本。同時，為確保樣本企業(yè)符合國有實際控制人的性質(zhì)，根據(jù)國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的“企業(yè)關(guān)系人性質(zhì)分類標(biāo)準(zhǔn)”，剔除實際控制人性質(zhì)為民營企業(yè)、外國政府、自治組織和自然人的上市公司，并將金融業(yè)和由于退市等原因無法獲得關(guān)鍵數(shù)據(jù)的上市公司也排除在外，最終獲得樣本企業(yè)859家。

=

+

×

+

(

×

×

)+

+

+

+

(2)

自中國財政分權(quán)化改革以來，地方政府預(yù)算約束被大大強(qiáng)化，有效激發(fā)了地方政府追求經(jīng)濟(jì)增長和財政收入的積極性。地方政府賦予其控制的經(jīng)濟(jì)單位更多的經(jīng)營自主權(quán)和更大的剩余利潤索取權(quán)，以增加地方財政收入

。如果地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與地方官員的職位晉升直接掛鉤時，上述的激勵作用更大，這實質(zhì)上是源于一種基于上級政府評價的“自上而下的標(biāo)尺競爭”

。根據(jù)委托-代理理論，政績考核指標(biāo)導(dǎo)向使地方政府面臨一個來自中央政府的多任務(wù)委托合同，既包括經(jīng)濟(jì)增長、稅收增加等經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，又包括社會穩(wěn)定、環(huán)境保護(hù)等社會目標(biāo)。由于信息不對稱和監(jiān)督成本較高，委托人(中央政府)經(jīng)常把GDP、就業(yè)率等作為考核地方官員的主要依據(jù)

。同時，干部考核制度使地方官員對上述晉升標(biāo)準(zhǔn)的期望非常穩(wěn)定，而組織部的存在則進(jìn)一步加強(qiáng)了地方政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和相互競爭的動力

。作為地方政府出資興辦或?qū)嶋H控制的經(jīng)濟(jì)實體，地方國有企業(yè)往往是地方經(jīng)濟(jì)的支柱，理所當(dāng)然地成為地方政府干預(yù)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的重要工具

，其發(fā)展往往不受融資約束的限制

。隨著財政分權(quán)化改革的推進(jìn)，地方政府對地方國有企業(yè)生產(chǎn)狀況的關(guān)注度越來越高，進(jìn)而促使國有企業(yè)生產(chǎn)效率的提升

。

7月10日，寶馬集團(tuán)與長城汽車簽署了合資協(xié)議，在中國成立光束汽車，生產(chǎn)MINI電動汽車。記者從長城官方獲悉，近日，魏建軍董事長與寶馬集團(tuán)董事Klaus?Fr?hlich（克勞斯·弗洛里希），長城汽車高級副總裁、光束汽車董事長趙國慶一行共同考察位于江蘇省張家港市的長城寶馬光束汽車項目。目前，長城寶馬光束汽車項目已獲最新進(jìn)展，項目公司名稱已經(jīng)核準(zhǔn)，項目工廠平面布局總圖已經(jīng)完成。

3

動態(tài)邊際效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ汀闄z驗混合所有制改革政策的動態(tài)邊際效應(yīng)，以確保多期DID的相同趨勢假設(shè)成立，本文在模型(1)中引入時間虛擬變量并構(gòu)建如下的模型：

(3)

其中，

衡量國有企業(yè)

在第

期的經(jīng)營績效，代理變量為資產(chǎn)收益率(ROA)；

×

是政策虛擬變量；

是一組因時而變且可觀察的影響國有企業(yè)經(jīng)營績效的變量，包括前文PSM中大部分協(xié)變量及冗員率和管理費用率的平方項；

是時間固定效應(yīng)；

是個體異質(zhì)效應(yīng)；

是隨機(jī)誤差項?？紤]到混合所有制改革政策存在滯后效應(yīng)，本文在回歸中將模型的解釋變量和控制變量均取滯后一期處理。由模型(1)可知，

是混合所有制改革政策的處理效應(yīng)，如果改制帶來正向的政策效應(yīng)，則

的系數(shù)應(yīng)顯著為正，此時混合所有制改革的動機(jī)主要為經(jīng)濟(jì)動機(jī)。

2.改革動機(jī)的測度。參照Liu等(2006)的做法

，本文假定地方政府官員職位晉升的因素包括經(jīng)濟(jì)增長和社會穩(wěn)定，分別代表經(jīng)濟(jì)動機(jī)和社會動機(jī)。(1)經(jīng)濟(jì)增長。雖然2003年國務(wù)院頒布的《中央企業(yè)負(fù)責(zé)人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》規(guī)定中央企業(yè)年度經(jīng)營業(yè)績考核指標(biāo)為凈資產(chǎn)收益率(ROE)，這也是證監(jiān)會對上市公司首次公開發(fā)行(IPO)、配股和特別處理(ST)的考核指標(biāo)，但企業(yè)對該指標(biāo)進(jìn)行盈余管理的現(xiàn)象十分嚴(yán)重

。因此，本文借鑒郭凱和姚洋(2004)、曹廷求等(2007)和楊記軍等(2010)的做法

，采用資產(chǎn)收益率這一廣泛應(yīng)用的會計盈利能力指標(biāo)來衡量上市國有企業(yè)的經(jīng)營績效。(2)社會穩(wěn)定。旨在提高企業(yè)經(jīng)營績效的混合所有制改革勢必使冗余職工下崗，繼而增加地方失業(yè)率并引起社會動蕩，地方政府唯一可行的辦法就是盡量繼續(xù)維持改制企業(yè)的高冗員率或選擇冗員情況不嚴(yán)重的國有企業(yè)進(jìn)行改制，因而本文采用冗員率作為地方政府通過國有企業(yè)維護(hù)社會穩(wěn)定的代理變量。

(三)數(shù)據(jù)來源

特殊的背景和環(huán)境決定了人民日報印刷廠必然承擔(dān)著沉甸甸的政治責(zé)任。人民日報印刷廠時刻秉承“黨報至上，政治第一，守土有責(zé)”的方針，“質(zhì)量服務(wù)創(chuàng)雙優(yōu)，同行業(yè)中高一籌”的宗旨，時刻將政治意識、大局意識列為第一位?！罢浅袚?dān)了這種政治使命，所以人民日報印刷廠在很多事情上，都不能單純只考慮經(jīng)濟(jì)效益。”人民日報印刷廠副廠長楊興華強(qiáng)調(diào)說。

為獲取樣本企業(yè)在考察期內(nèi)國有資產(chǎn)交易行為的數(shù)據(jù)，我們從國泰安CSMAR的“國有股拍賣與轉(zhuǎn)讓數(shù)據(jù)庫”提取樣本公司2003—2018年的1441條交易信息。在將同一家公司同一天發(fā)生的交易作為一筆有效交易予以合并后，最終形成樣本企業(yè)國有資產(chǎn)交易的面板數(shù)據(jù)，一共涵蓋10258個觀察值。為確保各回歸檢驗使用的樣本保持一致，以提高檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性和可信度，本文剔除基準(zhǔn)回歸中解釋變量和被解釋變量存在缺省值的觀察值。為避免異常值對回歸結(jié)果的影響，實證檢驗前對主要被解釋變量和解釋變量等連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行Winsorize縮尾處理。

(四)主要變量

1.混合所有制改革的界定?？紤]到混合所有制企業(yè)的終極控制權(quán)性質(zhì)及控制地位突變對創(chuàng)新乃至企業(yè)經(jīng)營績效存在的動態(tài)影響

，且本文著重研究的是地方國有企業(yè)混合所有制改革過程中地方政府的行政干預(yù)行為，我們參照武常岐和韓煦(2011)的做法

，改制界定為國家將生產(chǎn)性資產(chǎn)的所有權(quán)或控制權(quán)轉(zhuǎn)移給私營部門的動態(tài)過程。因此，本文的混合所有制改革是指國有企業(yè)的控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的國有資產(chǎn)交易行為，當(dāng)且僅當(dāng)轉(zhuǎn)讓方的經(jīng)濟(jì)屬性為國有、受讓方的經(jīng)濟(jì)屬性為非國有(記為

)。由于國泰安CSMAR的“國有股拍賣與轉(zhuǎn)讓數(shù)據(jù)庫”沒有完全披露全部轉(zhuǎn)讓方和受讓方的經(jīng)濟(jì)屬性，本文依據(jù)每家公司的年度財務(wù)報告、國家市場監(jiān)督管理總局公示的企業(yè)信息逐一判斷核實，篩選轉(zhuǎn)讓方和受讓方的經(jīng)濟(jì)屬性分別為國有和非國有的交易，最終獲得控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的地方國有企業(yè)89家。

本研究發(fā)現(xiàn),①Harris評分:研究組患者的優(yōu)良率顯著的高于對照組,經(jīng)過數(shù)據(jù)的分析可得,差異均存在一定的統(tǒng)計學(xué)的意義,即P<0.05。②Barthe評分:研究組患者的良中率顯著的高于對照組,經(jīng)過數(shù)據(jù)的分析可得,差異均存在一定的統(tǒng)計學(xué)的意義,即P<0.05;③研究組的并發(fā)癥的發(fā)生情況顯著的低于對照組,經(jīng)過數(shù)據(jù)的分析可得,差異均存在一定的統(tǒng)計學(xué)的意義,即P<0.05。

3.控制變量。企業(yè)-年份層面的控制變量包括總資產(chǎn)增長率、資產(chǎn)負(fù)債率、公司年齡等，省份-年份層面的控制變量包括地區(qū)市場化程度和地區(qū)生產(chǎn)總值等。從軟預(yù)算約束的角度看，地區(qū)市場化進(jìn)程弱化地方政府控制地方國有企業(yè)的經(jīng)濟(jì)動機(jī)，但也誘導(dǎo)地方政府基于社會動機(jī)去控制規(guī)模較大的公司和管制性行業(yè)的公司

。此外，在分權(quán)化背景下，地方政府官員還可能存在尋求私人利益的動機(jī)。本文借鑒楊治等(2007)的做法

，采用企業(yè)的管理費用率作為代理變量，對地方政府官員通過企業(yè)可能獲得的個人收益予以控制。

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。全樣本

的均值為0

094，說明發(fā)生改制的樣本國有企業(yè)占9

4

，6

6

的樣本企業(yè)具有軟預(yù)算約束。

的均值為-0.630，意味著樣本企業(yè)的冗員情況并不嚴(yán)重。按樣本企業(yè)是否發(fā)生混合所有制改革分成兩組并進(jìn)行比較，結(jié)果顯示絕大部分變量的均值均存在顯著差異。

(二)相關(guān)檢驗

1.傾向得分匹配平衡性檢驗。為獲得“數(shù)據(jù)平衡”以提高PSM匹配結(jié)果的可靠性，本文分別對各年得分匹配的平衡性進(jìn)行檢驗?？傮w而言，在所有年份的傾向得分匹配中，16次PSM匹配后的處理組和對照組在資產(chǎn)收益率、軟預(yù)算約束、管理費用率、冗員率等方面的差異均大幅下降，各匹配變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值不超過10%，達(dá)到了數(shù)據(jù)平衡的要求

。

2.反向因果檢驗。眾所周知，政府在選擇國有企業(yè)改制的策略上往往受企業(yè)經(jīng)營績效的影響。一方面，政府可能優(yōu)先選擇經(jīng)營績效較差的國有企業(yè)進(jìn)行改制，如20世紀(jì)90年代以提高中小國有企業(yè)經(jīng)營績效的“抓大放小”改制策略。另一方面，對經(jīng)營績效好的國有企業(yè)，政府也會基于“冰棍效應(yīng)”的考慮而采取“靚女先嫁”改制策略

。因此，本文研究混合所有制改革政策對國有上市公司經(jīng)營績效的影響將存在內(nèi)生性偏差。為檢驗企業(yè)經(jīng)營績效是否影響國有企業(yè)的改制行為，我們考慮在控制樣本企業(yè)的既有特征變量的基礎(chǔ)上，利用Cox模型檢驗ROA對國有企業(yè)發(fā)生混合所有制改革之前存續(xù)期的影響。由于二者之間可能存在非線性關(guān)系，本文在檢驗?zāi)Ｐ椭屑尤隦OA的平方項。結(jié)果顯示，資產(chǎn)收益率ROA及其平方項的回歸系數(shù)均不顯著，P值分別為0.630和0.922。換句話說，國有企業(yè)的存續(xù)期并沒有跟隨既有企業(yè)經(jīng)營績效的變化而發(fā)生顯著改變。

百姓的違法作亂首先需要施政者反省自身的缺失，不教便刑是“罔民”的行為，其錯誤全在于領(lǐng)導(dǎo)者。這里就指出了“文”教之于社會治理的基礎(chǔ)性作用。

3.相同趨勢檢驗。由于樣本企業(yè)受政策沖擊的時間不一，為準(zhǔn)確捕捉處理組和對照組的樣本企業(yè)在混合所有制改革前后的企業(yè)經(jīng)營績效變化趨勢，我們參照Beck等(2010)的做法

，利用模型(3)追蹤國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)經(jīng)營績效的逐年影響。在剔除混合所有制改革政策的實施年份后，我們對每一家國有企業(yè)的混合所有制改革時間做趨勢變換(De-trending)和中心化(Centering)處理，進(jìn)而估計相對于改制年份的混合所有制改革影響企業(yè)經(jīng)營績效的政策效應(yīng)?？紤]到研究樣本的時間跨度為16年，我們選取混合所有制改革年份的前三年和后九年共12年作為窗口期，對超出窗口期的年份分別以窗口期邊界年份進(jìn)行替換處理。結(jié)果顯示，國有企業(yè)經(jīng)營績效的變化并非先于混合所有制改革的出現(xiàn)，因而滿足相同趨勢假設(shè)，且地方國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)經(jīng)營績效的影響比中央企業(yè)更快得以實現(xiàn)。

(三)改制效應(yīng)檢驗及分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析。以PSM處理結(jié)果為基礎(chǔ)，本文根據(jù)模型(1)進(jìn)行政策效應(yīng)檢驗。表3顯示，無論全樣本、地方國有企業(yè)抑或中央企業(yè)，混合所有制改革政策的平均處理效應(yīng)均在1%的水平上顯著為正，說明2003—2018年國有企業(yè)改制的確帶來企業(yè)經(jīng)營績效的提高。這部分驗證了假說1關(guān)于地方分權(quán)引起政府官員晉升錦標(biāo)賽，進(jìn)而推動地方混合所有制改革和提高改制企業(yè)經(jīng)營績效的內(nèi)容。該結(jié)論與曹廷求和崔龍(2010)的研究保持一致

，支持了國企改革的經(jīng)濟(jì)動機(jī)。

2.改革動機(jī)聯(lián)動檢驗結(jié)果。模型(2)的檢驗結(jié)果由表4列示，可知在逐次增加不同動機(jī)后回歸模型檢驗結(jié)果的R

不斷提高，說明混合所有制改革政策的處理效應(yīng)與影響因素之間的聯(lián)動效應(yīng)影響到國有企業(yè)改制后的企業(yè)經(jīng)營績效，即社會動機(jī)確實對經(jīng)濟(jì)動機(jī)的實現(xiàn)產(chǎn)生作用。混合所有制改革政策效應(yīng)的改革動機(jī)聯(lián)動檢驗結(jié)果表明，軟預(yù)算約束削弱了地方國有企業(yè)混合所有制改革的政策效應(yīng)，這與假說1的內(nèi)容相悖，意味著雖然整體上混合所有制改革能提升企業(yè)經(jīng)營績效，但地方分權(quán)帶來地區(qū)間競爭引起地方政府和地方國有企業(yè)的預(yù)算硬化，并最終提高國有企業(yè)的經(jīng)營績效的機(jī)制并沒有得到支持。相反地，存在預(yù)算軟約束的國有企業(yè)改革效果更差，其原因可能在于：存在預(yù)算軟約束的國有企業(yè)底子較差，難以充分吸收和發(fā)揮混合所有制改革帶來的新生產(chǎn)要素和公司治理模式。此外，中央企業(yè)軟預(yù)算約束對處理效應(yīng)的影響與地方國有企業(yè)幾乎一致。

從企業(yè)冗員水平看，當(dāng)國有企業(yè)的冗員水平較高時，在經(jīng)濟(jì)動機(jī)或效率導(dǎo)向下，地方政府利用混合所有制改革來推動地方國有企業(yè)減少冗員，以降低運營成本、提高經(jīng)營績效。然而，由于企業(yè)冗員率過高，混合所有制改革帶來職工下崗的程度較為嚴(yán)重，引起下崗職工抗議和社會輿論施壓，反過來促使地方政府為維護(hù)社會穩(wěn)定而減輕改革對就業(yè)的負(fù)面影響，從而抑制了企業(yè)經(jīng)營績效的提升效果。此時，地方政府的社會動機(jī)占主導(dǎo)地位，兩種動機(jī)對應(yīng)的改革效果是“魚和熊掌不可兼得”。與此相反，當(dāng)國有企業(yè)的冗員水平較低時，混合所有制改革降低企業(yè)就業(yè)水平的負(fù)面影響較小，此時地方政府可將社會動機(jī)置于從屬地位，并更加專注于國有企業(yè)經(jīng)營績效的提升。為此，我們提出研究假說2：在中國式分權(quán)背景下，地方國有企業(yè)的冗員水平與混合所有制改革的企業(yè)經(jīng)營績效提升效果之間呈倒U型的非線性關(guān)系。

表4的回歸結(jié)果還顯示，地方國有企業(yè)的冗員率(負(fù)或正)與政策效應(yīng)之間存在倒U型的非線性聯(lián)動關(guān)系，意味著在較高的企業(yè)冗員率水平上，冗員率越高，地方國有企業(yè)實施混合所有制改革的政策效應(yīng)越弱，而較低的企業(yè)冗員率水平則剛好相反，這驗證了假說2的內(nèi)容。在較高的企業(yè)冗員率水平下，地方政府官員維護(hù)社會穩(wěn)定的社會動機(jī)強(qiáng)于提高企業(yè)經(jīng)營績效的經(jīng)濟(jì)動機(jī)，而在較低的企業(yè)冗員率水平上，由于政府擁有較大的政策空間，可為實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營績效提升的目標(biāo)而暫時將冗員問題擱置一邊?；貧w結(jié)果表明，與地方國有企業(yè)恰好相反，中央企業(yè)的冗員率與改制效應(yīng)之間存在U型的非線性關(guān)系，或許是由于維持社會就業(yè)的任務(wù)往往更多地壓在了地方政府的肩上，中央企業(yè)在維護(hù)社會穩(wěn)定上的壓力比地方政府小，從而可在改制中優(yōu)先考慮經(jīng)濟(jì)動機(jī)。

(四)關(guān)于混合所有制改革進(jìn)程的影響

在859家國有企業(yè)樣本中，2003—2018年132家發(fā)生首次股權(quán)轉(zhuǎn)移，其中日后控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的有89家。本文參照梁永福等(2017)的做法

，將國有企業(yè)首次股權(quán)交易行為對企業(yè)經(jīng)營績效的影響與前文控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的改制情形相比較，以捕捉混合所有制改革政策效應(yīng)隨改革深入推進(jìn)表現(xiàn)出來的差異性。結(jié)果表明，雖然國有企業(yè)首次股權(quán)轉(zhuǎn)讓的政策效應(yīng)依然在1%的水平上顯著為正，但控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的改制行為對企業(yè)經(jīng)營績效的積極影響大幅提高，中央企業(yè)的政策效應(yīng)提升了3.55倍(比地方國有企業(yè)提升的1.28倍要高)，說明混合所有制企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)是獲得積極政策效應(yīng)的關(guān)鍵，政府讓渡國有企業(yè)控制權(quán)讓改制效果大幅提升。當(dāng)混合所有制改革深入推進(jìn)時，地方國有企業(yè)的冗員率與改制效應(yīng)之間的倒U型非線性聯(lián)動關(guān)系基本不變，但中央企業(yè)的U型非線性聯(lián)動關(guān)系卻從不顯著變?yōu)轱@著為正，說明與地方國有企業(yè)不同，中央企業(yè)在混合所有制改革初期更關(guān)注就業(yè)穩(wěn)定，而隨著改革深入推進(jìn)，中央政府轉(zhuǎn)而以經(jīng)濟(jì)動機(jī)為主。其原因可能在于：中央企業(yè)不像地方國有企業(yè)那樣肩負(fù)沉重的就業(yè)負(fù)擔(dān)，在控制權(quán)不發(fā)生轉(zhuǎn)移的前提下，中央政府仍具備利用中央企業(yè)實現(xiàn)高就業(yè)水平、維護(hù)社會穩(wěn)定的目標(biāo)的政策空間

。

在新經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的過程當(dāng)中，企業(yè)財務(wù)會計只有進(jìn)一步完善相應(yīng)的規(guī)章制度，使得企業(yè)財務(wù)會計和管理會計有機(jī)的結(jié)合在一起，只有這樣才能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)勢相互補(bǔ)充，相互促進(jìn)的作用，把財務(wù)會計以及管理會計二者之間相互融合才能夠更加明確企業(yè)的管理目的，財務(wù)會計只有充分的明白企業(yè)的管理需求，才能夠更有效地體現(xiàn)出財務(wù)信息的重要價值，從而使得企業(yè)能夠健康持續(xù)的發(fā)展。

(五)改革動機(jī)的異質(zhì)性分析

本文從市場競爭程度、管理層持股和企業(yè)規(guī)模三個維度進(jìn)一步探討地方國有企業(yè)混合所有制改革動機(jī)的異質(zhì)性。表5的檢驗結(jié)果表明，地方國有企業(yè)混合所有制改革對壟斷型企業(yè)的經(jīng)營績效提升具有顯著的正向效果，而對競爭型企業(yè)的影響不顯著。地方壟斷國有企業(yè)從混合所有制改革中獲得經(jīng)營績效提升的效果比競爭型國有企業(yè)更好，這一結(jié)論為黨的十八大以來我國各地區(qū)、各有關(guān)部門和國有企業(yè)積極穩(wěn)妥地發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，在電力、石油、天然氣、鐵路、民航、電信和軍工等重點行業(yè)推動混合所有制改革試點提供了積極的經(jīng)驗證據(jù)。地方國有企業(yè)混合所有制改革對管理層持股較少的企業(yè)的經(jīng)營績效具有顯著的正向提升效果，而對管理層持股較多的影響盡管更大，但其顯著性更低。管理層持股過多可能抑制了混合所有制改革帶來的經(jīng)營機(jī)制改善效果。地方國有企業(yè)混合所有制改革對規(guī)模較大的企業(yè)的經(jīng)營績效具有顯著的正向提升效果，而規(guī)模較小的企業(yè)的政策效應(yīng)更小。

表6報告了地方國有企業(yè)混合所有制改革動機(jī)的異質(zhì)性檢驗結(jié)果。可見，從市場競爭程度、管理層持股和企業(yè)規(guī)模三個維度分別按均值分組檢驗，軟預(yù)算約束對地方國有企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)效率影響均顯著為負(fù)，且壟斷型、管理層持股較多和規(guī)模較大的國有企業(yè)的影響更大，即地方政府在地方國有企業(yè)混合所有制改革中的經(jīng)濟(jì)動機(jī)更強(qiáng)烈。對壟斷型和規(guī)模較大的地方國有企業(yè)而言，其冗員率與政策效應(yīng)之間存在顯著的倒U型非線性聯(lián)動關(guān)系。

劉加霞提出度量的焦點：一是度量單位（從標(biāo)準(zhǔn)的不統(tǒng)一到統(tǒng)一，形成單位體系）；二是度量單位的個數(shù)，即量的多少。前期實踐說明，對三年級學(xué)生而言，面積單位為什么要統(tǒng)一？選正方形做面積單位基于什么想法？學(xué)生是模糊的，后期教學(xué)可以從以下方面落實。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)改變PSM匹配方法及比例

因不同的PSM匹配方法和比例帶來不一樣的匹配樣本和匹配質(zhì)量，進(jìn)而影響回歸結(jié)果的可靠性，因而我們將核匹配改為1∶1和1∶5的最近鄰匹配進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健

。

(二)改變被解釋變量的度量指標(biāo)

本文采用資產(chǎn)報酬率(ROTAR)、資本保值增值率(

)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)替代原來的資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量改制的企業(yè)經(jīng)營績效，并沿用前文的控制變量重新對模型進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，地方國有企業(yè)混合所有制改革的動機(jī)檢驗結(jié)果絕大部分與前文保持一致，只有當(dāng)被解釋變量為

和ROE時，冗員率與政策效應(yīng)之間的非線性關(guān)系不顯著，但相關(guān)系數(shù)的符號依然為負(fù)。

(三)改變考察期

為避免2008年外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境劇烈變化帶來的外生影響，我們將考察期縮短為2003—2008年，發(fā)生改制的地方國有企業(yè)由87家變?yōu)?6家。對上述樣本重新進(jìn)行檢驗后發(fā)現(xiàn)，改制依然對國有企業(yè)的經(jīng)營績效具有顯著影響，相關(guān)影響因素的作用效果與前文的回歸結(jié)果相一致。

(四)安慰劑檢驗

本文將全樣本國有企業(yè)的改制年份打亂后再次隨機(jī)選取，并確保每年改制的企業(yè)數(shù)與之前一樣，把新生成的處理組和控制組采用模型(1)重復(fù)回歸500次。如果混合所有制改革對企業(yè)的經(jīng)營績效不存在影響，即地方混合所有制改革不存在經(jīng)濟(jì)動機(jī)，那么真實政策效應(yīng)的t值應(yīng)位于反事實t值分布的中間位置。結(jié)果顯示，500次隨機(jī)模擬中共有491次小于實際的t值(占98.2%)，意味著本文構(gòu)造的虛擬處理效應(yīng)并不存在，地方國有企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)營績效提升效果確實是由改制政策所致。

六、主要結(jié)論與政策建議

中國式分權(quán)是我國實現(xiàn)民族偉大復(fù)興的獨有制度優(yōu)勢，也是過去40年取得舉世矚目經(jīng)濟(jì)成就的重要原因之一，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌尤其是國有企業(yè)改革必然與之存在密切關(guān)系。本文采用傾向得分匹配和雙重差分面板固定效應(yīng)模型，實證檢驗地方政府推進(jìn)混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)動機(jī)及其如何受社會動機(jī)的影響。結(jié)果表明，地方分權(quán)引起政府官員晉升錦標(biāo)賽，進(jìn)而推動地方國有企業(yè)混合所有制改革并提高企業(yè)的經(jīng)營績效，但該政策效應(yīng)或經(jīng)濟(jì)動機(jī)在壟斷程度較高的企業(yè)中并不存在；地方國有企業(yè)經(jīng)營績效的改善與企業(yè)軟預(yù)算約束呈負(fù)相關(guān)，該關(guān)系在壟斷型、管理層持股較多和規(guī)模較大的國有企業(yè)中影響更大，且隨著混合所有制改革深入推進(jìn)，企業(yè)經(jīng)營績效與冗員率之間的關(guān)系始終顯著為負(fù)；與中央企業(yè)相反，地方國有企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)動機(jī)與企業(yè)的冗員率之間存在倒U型的非線性聯(lián)動關(guān)系，在冗員率水平較低時，混合所有制改革的社會動機(jī)從屬于經(jīng)濟(jì)動機(jī)，這一關(guān)系僅在壟斷程度較高和規(guī)模較大的企業(yè)中顯著。

圖1中建立固聯(lián)于圓盤凸輪的右手直角坐標(biāo)系Oxy，取原點O在凸輪軸心處，坐標(biāo)軸x通過點O和凸輪圓心C，點C到O的方向為軸x的正向，軸x繞點O反時針轉(zhuǎn)過90得坐標(biāo)軸y。

圍繞上述的研究結(jié)論，本文對分權(quán)化制度背景下推進(jìn)地方國有企業(yè)混合所有制改革提出以下的幾點政策建議。(1)強(qiáng)調(diào)混合所有制改革的分類推進(jìn)，充分激發(fā)地方政府的經(jīng)濟(jì)動機(jī)。按照目前國有企業(yè)的分類，商業(yè)類國有企業(yè)因以增強(qiáng)國有經(jīng)濟(jì)活力、實現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值為主要目標(biāo)，地方政府在推進(jìn)地方商業(yè)類國有企業(yè)開展混合所有制改革時應(yīng)強(qiáng)調(diào)其經(jīng)濟(jì)動機(jī)，而對公益類國有企業(yè)應(yīng)以社會動機(jī)為主導(dǎo)。(2)降低軟預(yù)算約束的負(fù)面影響，重點選取特定企業(yè)優(yōu)先改革。從預(yù)算軟約束與混合所有制改革的關(guān)系看，地方政府可優(yōu)先選取競爭型、管理層持股比例較低和規(guī)模較小的國有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革，以降低其軟預(yù)算約束對經(jīng)濟(jì)動機(jī)的負(fù)面影響。(3)權(quán)衡經(jīng)濟(jì)動機(jī)和社會動機(jī)，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和社會穩(wěn)定兼得。為將社會穩(wěn)定問題的影響降到最低，以更好地發(fā)揮混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)效率促進(jìn)作用，地方政府應(yīng)依據(jù)國有企業(yè)的冗員率水平的不同，優(yōu)先選取特定企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革(如優(yōu)先在壟斷程度較高和規(guī)模較大的地方國有企業(yè)中選取冗員率處于均值水平的企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革)，以實現(xiàn)國有企業(yè)的經(jīng)營績效獲得最大程度的改善。

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