朱沛華 李軍林

摘?? 要：以國辦發(fā)〔2016〕63號文為政策沖擊構(gòu)造準(zhǔn)實驗，評估建立嚴(yán)格的責(zé)任追究制度對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：總體上，建立責(zé)任追究制度顯著提高了國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生了積極作用。機(jī)制上，建立責(zé)任追究制度顯著抑制了國有企業(yè)的違規(guī)決策與盈余管理行為，進(jìn)而提高了企業(yè)盈利能力與內(nèi)部控制質(zhì)量，即改善內(nèi)部代理沖突、降低代理成本是促使企業(yè)效率提升的重要途徑。此外，制度完善對企業(yè)創(chuàng)新活力的影響并不顯著，表明以監(jiān)管和約束為主的制度改革并不會起到激勵創(chuàng)新的效果。下一步，監(jiān)管改革需要在鼓勵和引導(dǎo)國有企業(yè)自主創(chuàng)新方面有更多作為。

關(guān)鍵詞：國有企業(yè)改革;責(zé)任追究制度;企業(yè)全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F276.1?? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A?? 文章編號：1003-7543（2022）06-0131-14

深化國有企業(yè)改革、推動國有資本做優(yōu)做強(qiáng)不僅是優(yōu)化政府職責(zé)體系和提高政府監(jiān)管效能的著力點，而且是推進(jìn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要內(nèi)容。當(dāng)前，全球經(jīng)濟(jì)面臨較大的不確定性，各國經(jīng)濟(jì)增長普遍乏力。我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入疫情沖擊后的復(fù)蘇階段，要推動有為政府和有效市場更好結(jié)合，在國有資產(chǎn)管理體制領(lǐng)域不僅要著力增強(qiáng)企業(yè)活力，而且要強(qiáng)化監(jiān)管制度保障。

推動國有企業(yè)和國有資本深化改革是研究的重點，如何建立有效的監(jiān)管制度和政策體系始終是國有企業(yè)領(lǐng)域難以繞開的話題。在深化國有企業(yè)治理制度改革的過程中，完善落實相應(yīng)的責(zé)任追究制度對于防止國有資產(chǎn)流失、實現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值具有重要的現(xiàn)實意義。黨的十八大以來，國有企業(yè)進(jìn)入分類改革時期，各地根據(jù)中央相關(guān)政策文件精神與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征有序推進(jìn)不同領(lǐng)域的國有企業(yè)改革。然而，缺乏有效的監(jiān)督是制約國有企業(yè)改革政策落地的制度性障礙。在此背景下，國務(wù)院辦公廳2016年下發(fā)了《關(guān)于建立國有企業(yè)違規(guī)經(jīng)營投資責(zé)任追究制度的意見》（國辦發(fā)〔2016〕63號，以下簡稱“63號文”），要求建立一套監(jiān)督企業(yè)經(jīng)理人決策的約束制度，對管理層的違規(guī)問題做到嚴(yán)查徹查，落實主體責(zé)任。

“63號文”的重要性在于，它規(guī)定了國有資產(chǎn)經(jīng)營過程中的違規(guī)行為并具體界定了責(zé)任追究的范圍，賦予相關(guān)監(jiān)管部門更大的稽查職能，對國有資產(chǎn)的監(jiān)管力度大幅提升?！?3號文”所建立的責(zé)任追究制度是對國有資產(chǎn)監(jiān)督的重大制度變革，對國有企業(yè)的經(jīng)營決策與績效產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。該項監(jiān)管政策是否能夠得到有效實施？是成為懸在國有企業(yè)管理層頭上的“達(dá)摩克利斯之劍”還是被“束之高閣”？縱觀已有的相關(guān)文獻(xiàn)，尚未有研究關(guān)注該項政策的實施效果。

為此，本文基于滬深A(yù)股上市公司樣本，以“63號文”為外生政策沖擊，以國有企業(yè)為實驗組，構(gòu)建雙重差分模型，評估責(zé)任追究制度建立對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并檢驗其對企業(yè)機(jī)會主義行為的治理效應(yīng)。

一、理論假說與典型事實

（一）理論假說

企業(yè)全要素生產(chǎn)率的演化規(guī)律與改革效果評估一直是國有企業(yè)改革領(lǐng)域的重點研究內(nèi)容[1-2]。就演變規(guī)律而言，邵宜航等發(fā)現(xiàn)，1998—2007年大型工業(yè)企業(yè)資源配置效率有所改善，但小型企業(yè)間配置效率不斷惡化，最終不利于整體全要素生產(chǎn)率的改進(jìn)[3]。毛其淋和盛斌研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)中市場競爭、淘汰機(jī)制與進(jìn)入行為在全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化中扮演著重要角色[4]。楊汝岱測算了中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的29個子行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)1998—2009年企業(yè)成長推動生產(chǎn)率持續(xù)提升，但其增長空間越來越小[5]。尹恒和楊龍見考慮了企業(yè)投入與產(chǎn)出異質(zhì)性，對生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計與全要素生產(chǎn)率測算方法進(jìn)行了修正，發(fā)現(xiàn)企業(yè)間資源配置效率呈現(xiàn)明顯的行業(yè)異質(zhì)性[6]。就國企改革的效果評估而言，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)重大改革政策的出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。黃先海等基于1998—2007年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算并研究了國企改革的效果，發(fā)現(xiàn)“抓大放小”的改革政策一方面提高了國有部門內(nèi)部的要素配置效率，另一方面促進(jìn)了國有部門間要素流動，最終提高了制造業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率[7]。Aghion et al.研究了稅收優(yōu)惠、財政補(bǔ)貼、關(guān)稅等產(chǎn)業(yè)扶持政策對中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策能夠推動競爭性部門的效率提升[8]。

企業(yè)內(nèi)部制度是全要素生產(chǎn)率的重要組成部分。學(xué)者們就外部制度改革對內(nèi)部制度以及全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)仍存在較大的研究分歧，并未形成系統(tǒng)性的研究體系。一方面，盛丹和劉燦雷以2003年國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會成立作為外部沖擊，發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化監(jiān)管有效提升了國有企業(yè)的經(jīng)營規(guī)模和生產(chǎn)效率[9]。余明桂等以2009年出臺的《中央企業(yè)負(fù)責(zé)人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》構(gòu)建準(zhǔn)實驗，發(fā)現(xiàn)政策沖擊后受到業(yè)績考核制度約束的中央企業(yè)創(chuàng)新能力相較于民營企業(yè)存在顯著的上升趨勢，表明民營化并非深化國有企業(yè)改革的唯一方向，監(jiān)管層面的制度性變革亦是可行的改革思路[10]。楊繼東和楊其靜基于制度比較優(yōu)勢理論，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)保護(hù)和契約執(zhí)行力度更強(qiáng)的區(qū)域中土地出讓資源會向?qū)Ｓ眯酝顿Y行業(yè)傾斜，進(jìn)而推動制造業(yè)的技術(shù)迭代和產(chǎn)業(yè)升級[11]。另一方面，亦有研究發(fā)現(xiàn)改革的對象和路徑差異會影響政策實施效果[12]。陳林檢驗了1998—2008年混合所有制改革在自然壟斷行業(yè)中的改革效果，發(fā)現(xiàn)混合所有制改革不能顯著提高企業(yè)生產(chǎn)率，不區(qū)分市場壟斷屬性的改革存在巨大的改革風(fēng)險。因此，國企改革應(yīng)遵循分類改革方針，不宜全面鋪開與“一窩蜂”式地推進(jìn)混合所有制改革[13]。

學(xué)者們關(guān)于制度改革對國有企業(yè)生產(chǎn)率的影響尚存在較多爭議，因而有必要進(jìn)行更為充分的討論，提供更為全面的經(jīng)驗證據(jù)?；谝延械谋O(jiān)管制度性變革的經(jīng)驗證據(jù)，本文認(rèn)為責(zé)任追究制度若能夠有效執(zhí)行，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率會存在改革紅利，由此提出第一個有待檢驗的理論假說：

假說1：責(zé)任追究制度提高了國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。B6306A76-F6EE-4F00-A88F-CD0B6C322CBC

從企業(yè)決策和績效的視角出發(fā)，外部制度環(huán)境的改善能夠帶動企業(yè)經(jīng)營行為和投資決策的規(guī)范化，并逐步改善企業(yè)內(nèi)部治理，推動生產(chǎn)效率的提高。曹春方等將2008年地方高院院長異地任職作為改善區(qū)域司法獨立性的準(zhǔn)實驗，發(fā)現(xiàn)存在異地調(diào)任的高院法官的地區(qū)中，企業(yè)違規(guī)被稽查的概率更高，違規(guī)企業(yè)受到的市場懲戒也更強(qiáng)。機(jī)制在于，司法獨立性抑制了企業(yè)不合規(guī)的關(guān)聯(lián)交易行為，且對國有企業(yè)的震懾作用比非國有企業(yè)更強(qiáng)[14]。何軒等基于2004—2010年上市公司樣本，以市場化水平代理區(qū)域制度因素，發(fā)現(xiàn)市場化越高，地區(qū)內(nèi)上市公司違規(guī)次數(shù)越少，而在腐敗較為嚴(yán)重的地區(qū)中，企業(yè)被查處違規(guī)后受到處罰的力度較小[15]。

以企業(yè)報表粉飾行為為例，相關(guān)文獻(xiàn)討論了外部約束制度的治理效果。柳光強(qiáng)和王迪研究了財政部會計信息質(zhì)量隨機(jī)檢查制度的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)制度約束在抑制盈余管理行為的同時，其警示作用存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場化水平、股權(quán)集中度層面的異質(zhì)性[16]。梅蓓蕾等研究了證券交易所問詢機(jī)制的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)行業(yè)被問詢越頻繁，行業(yè)內(nèi)企業(yè)盈余管理行為越少，且在行業(yè)領(lǐng)先者被問詢、競爭更為充分時，警示效應(yīng)更強(qiáng)[17]。

因此，不規(guī)范的經(jīng)營行為受到抑制后能夠推動國有企業(yè)委托代理問題的緩解，實現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高。由此，本文提出第二個理論假說，作為責(zé)任追究制度提高全要素生產(chǎn)率的理論機(jī)制支撐。

假說2：責(zé)任追究制度能夠有效抑制國有企業(yè)的代理人問題，進(jìn)而提高企業(yè)治理績效。

（二）典型事實

本文使用ACF估計法對滬深A(yù)股上市公司的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，并根據(jù)所有制屬性將企業(yè)劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，繪制出兩類企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值隨時間的變動趨勢圖（見圖1）。2011—2018年，非國有企業(yè)的均值始終高于國有企業(yè)，基本符合現(xiàn)實直覺。2013—2015年，兩類企業(yè)均值均呈現(xiàn)緩慢上升的趨勢。2016年后，兩類企業(yè)的均值出現(xiàn)不同的變化趨勢：非國有企業(yè)出現(xiàn)平穩(wěn)甚至有所下降的趨勢，國有企業(yè)則出現(xiàn)逐步改善的趨勢。因此，可初步判斷得出，針對國有企業(yè)建立的責(zé)任追究制度是推動國有企業(yè)生產(chǎn)效率改善的重要因素。

二、實證設(shè)計

（一）樣本選擇

使用2011—2018年上市公司作為研究樣本。根據(jù)證監(jiān)會公布的行業(yè)分類，本文剔除了金融保險業(yè)以及房地產(chǎn)業(yè)的樣本，剔除了經(jīng)營異常的企業(yè)樣本（ST股票、PT股票），最終保留控股屬性為國有企業(yè)與民營企業(yè)的樣本。數(shù)據(jù)主要來源于國泰安經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。自2019年起，國有企業(yè)改革從“管企業(yè)”為主轉(zhuǎn)向“管資本”，標(biāo)志著國企改革又一重大監(jiān)管制度的變化。本文主要研究和瞄準(zhǔn)責(zé)任追究制度的效果，為剔除其他制度變化因素的影響，故選用2019年以前的樣本，以求更為準(zhǔn)確地評估責(zé)任追究制度在企業(yè)內(nèi)部治理中發(fā)揮的作用。

（二）模型構(gòu)建

構(gòu)建雙向固定效應(yīng)的雙重差分估計模型如下：

TFPit=β0+β1treatit×post+Xitγ+ρi+ρt+εit（1）

式（1）中，TFPit為企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率，下標(biāo)i、t分別為企業(yè)個體、時間代碼。treatit為政策沖擊分組變量，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫披露的上市公司所有制屬性，將企業(yè)分類為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，并剔除所有制屬性不清晰以及外資控股的企業(yè)。本文將民營企業(yè)作為國有企業(yè)的對照組來檢驗責(zé)任追究制度的影響。post為政策時間沖擊變量，將2016年作為政策沖擊的時間點，將2016—2018年標(biāo)識為1，否則為0。Xit為一系列反映企業(yè)特征的控制變量，β、γ為待估參數(shù)，ρi、ρt分別代表企業(yè)個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)，εit為殘差項。

本文主要關(guān)注交互項treatit×post的估計系數(shù)β1，若系數(shù)估計結(jié)果顯著為正，則可認(rèn)為責(zé)任追究制度推動了國有企業(yè)的效率提升。此外，考慮到treatit變量識別方法相對粗糙，本文以上市公司未流通股份中的國有股比例來替代treatit變量，構(gòu)造類DID模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

“63號文”對國有企業(yè)經(jīng)營管理人員的諸多違規(guī)行為均出臺了嚴(yán)格的監(jiān)督和處罰措施，根據(jù)其具體規(guī)定，選取相關(guān)企業(yè)決策因素進(jìn)行機(jī)制檢驗：

Decisionit=β0+β1treatit×post+Xitγ+ρi+ρt+εit（2）

式（2）中，Decisionit為企業(yè)決策變量，這里以違規(guī)決策與盈余管理為例進(jìn)行分析。穩(wěn)健性檢驗部分，本文將企業(yè)研發(fā)決策作為對比分析。從責(zé)任追究制度政策設(shè)計的角度來看，其以限制企業(yè)違規(guī)行為為主，并沒有促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的規(guī)定。因此，預(yù)期政策沖擊對企業(yè)經(jīng)營管理人員的機(jī)會主義行為會產(chǎn)生負(fù)面影響，對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)決策無顯著影響。

企業(yè)相關(guān)決策將最終影響績效，績效的提高亦是效率提升的具體反映。選取企業(yè)績效變量進(jìn)行回歸分析：

Performanceit=β0+β1treatit×post+Xitγ+ρi+ρt+εit（3）

式（3）中，Performanceit為企業(yè)的盈利水平以及內(nèi)部控制質(zhì)量指標(biāo)。責(zé)任追究制度約束了企業(yè)經(jīng)營管理人員的機(jī)會主義行為，其在提高全要素生產(chǎn)率的同時企業(yè)業(yè)績隨之改善。因此，預(yù)期β1的估計系數(shù)顯著為正，即政策沖擊提高了企業(yè)治理績效。

（三）變量選擇

1.全要素生產(chǎn)率

本文建立上市公司的生產(chǎn)函數(shù)模型，搭建企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率估計框架。在變量選取方面，由于上市公司并未披露增加值、總產(chǎn)值指標(biāo)，本文使用企業(yè)年報中的營業(yè)收入作為總產(chǎn)值的代理指標(biāo)，并以2000年為基期的PPI指數(shù)進(jìn)行平減。根據(jù)該函數(shù)形式，需要選取對應(yīng)的資本、勞動以及中間投入要素。其中，資本要素以企業(yè)固定資產(chǎn)凈值與無形資產(chǎn)凈值之和來表示，并使用2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減。勞動要素用企業(yè)在職員工人數(shù)來表示。中間投入并沒有一個直接的指標(biāo)來測度。由于中間投入概念較為寬泛，并不僅僅是原材料，本文借鑒和簡化相關(guān)研究的處理方法[18-19]，將中間投入的測度方法調(diào)整為：中間投入=營業(yè)成本-應(yīng)付職工薪酬-折舊-攤銷+財務(wù)費用。該方法是將企業(yè)營業(yè)成本中屬于資本要素報酬和勞動要素報酬的部分剔除。同時，會計核算中財務(wù)費用屬于中間投入，本文將其加入測算公式，最終得到中間投入要素投入的粗略估計。對生產(chǎn)函數(shù)相關(guān)變量進(jìn)行上下0.5%的縮尾處理后，使用半?yún)?shù)估計方法進(jìn)行估計，并使用索洛余值法得到全要素生產(chǎn)率的估計[20]。B6306A76-F6EE-4F00-A88F-CD0B6C322CBC

2.機(jī)制變量

（1）決策變量

以企業(yè)被披露違規(guī)以及盈余管理作為決策變量，檢驗責(zé)任追究制度對經(jīng)營管理人員的約束效應(yīng)。

違規(guī)經(jīng)營投資行為的數(shù)據(jù)來源于CSMAR的違規(guī)處理數(shù)據(jù)庫。根據(jù)企業(yè)的處罰信息提取對應(yīng)的違規(guī)年度，進(jìn)而構(gòu)造出企業(yè)是否違規(guī)的虛擬變量。一般而言，違規(guī)行為存在三種類型：信息披露違規(guī)、經(jīng)營違規(guī)、高管個人違規(guī)。信息披露違規(guī)主要包括虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載、推遲披露、重大遺漏、披露不實以及一般會計處理不當(dāng);經(jīng)營違規(guī)主要包括出資違規(guī)、擅自改變資金用途、占用公司資產(chǎn)、違規(guī)擔(dān)保以及其他生產(chǎn)經(jīng)營問題;高管個人違規(guī)主要包括：內(nèi)幕交易、違規(guī)買賣股票以及操縱股價。不管是哪種類型的違規(guī)，都受到責(zé)任追究制度的嚴(yán)格約束。因此，預(yù)期政策沖擊能夠顯著且大幅降低國有企業(yè)違規(guī)的可能性。

企業(yè)盈余管理因素則借鑒陳冬華等的處理方法，以操縱性應(yīng)計利潤（絕對值）占營業(yè)收入的比例來代表盈余管理的水平，具體計算方法為：盈余管理=|銷售費用+管理費用+資產(chǎn)減值損失|/營業(yè)收入[21]?！?3號文”指出，要嚴(yán)查“操縱中介機(jī)構(gòu)出具虛假財務(wù)審計、資產(chǎn)評估鑒證結(jié)果”，故國有企業(yè)在財務(wù)報表上的盈余管理行為受到制度約束。

（2）企業(yè)治理績效變量

選取企業(yè)的總資產(chǎn)報酬率（ROA）指標(biāo)與內(nèi)部控制指數(shù)作為企業(yè)績效的代理變量，進(jìn)一步考察責(zé)任追究制度與企業(yè)治理績效的關(guān)系。ROA是反映企業(yè)盈利能力的重要指標(biāo)，企業(yè)經(jīng)營管理有關(guān)人員在制度約束下，侵占企業(yè)資源行為受到抑制，直觀的表現(xiàn)是企業(yè)經(jīng)營成本的下降，即企業(yè)盈利能力的上升。因此，預(yù)期政策沖擊對企業(yè)ROA指標(biāo)產(chǎn)生正向作用。

此外，選取迪博公司發(fā)布的中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)，并作標(biāo)準(zhǔn)化處理，作為企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量進(jìn)行機(jī)制檢驗。當(dāng)企業(yè)經(jīng)營行為更為規(guī)范時，往往代表著內(nèi)部控制制度更為完善，能形成更為有效的制衡，發(fā)生風(fēng)險事件的可能性更低[22]。因此，預(yù)期責(zé)任追究制度能夠提高國有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量。

3.控制變量

借鑒已有文獻(xiàn)的處理方法，本文從企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營情況兩方面選取控制變量[23]。治理結(jié)構(gòu)方面，選取董事人數(shù)、獨董比例以及董事長總經(jīng)理兩職兼任作為控制變量。經(jīng)營情況則選擇企業(yè)經(jīng)營規(guī)模、銷售業(yè)績以及管理費率作為控制變量，其中，經(jīng)營規(guī)模用對數(shù)化的資產(chǎn)總計表示;銷售業(yè)績用營業(yè)收入與資產(chǎn)總計之比表示;管理費率以管理費用占營業(yè)收入的比重表示。

（四）統(tǒng)計特征

為控制極端值導(dǎo)致的估計結(jié)果偏誤，本文對連續(xù)變量進(jìn)行上下0.5%的縮尾處理，主要變量的統(tǒng)計特征如表1（下頁）所示。各個變量均值基本符合現(xiàn)實直覺，可排除極端觀測值的干擾。上市公司的全要素生產(chǎn)率均值約為1.696。實驗組變量treat均值為0.371，上市公司樣本中國有企業(yè)占比約為37%;沖擊時間變量post均值為0.444，即2016年及以后的樣本占比達(dá)到44%，表明樣本分布較為均勻，適合構(gòu)造雙重差分模型進(jìn)行政策效果評估。

三、實證檢驗

（一）基準(zhǔn)回歸

這里對雙重差分模型進(jìn)行估計以評估“63號文”對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，結(jié)果如表2（下頁）所示。其中，列（1）—（3）為常規(guī)雙重差分模型的估計結(jié)果。在不考慮控制變量的影響下，交互項treat×post的估計系數(shù)為0.013，且在1%的水平上顯著，表明責(zé)任追究制度推動了國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著提升;加入企業(yè)治理相關(guān)的控制變量后，交互項系數(shù)基本不變;進(jìn)一步加入企業(yè)財務(wù)相關(guān)的控制變量后，交互項估計系數(shù)提升至0.023。

為控制樣本選擇偏誤而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，采取PSM-DID估計方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在模型設(shè)置上，第一步為PSM估計，以TFP為結(jié)果變量，以企業(yè)是否屬于國有企業(yè)（實驗分組變量）作為分組變量，加入控制變量進(jìn)行回歸，檢驗分組的平衡性，并根據(jù)匹配結(jié)果剔除不滿足共同區(qū)域的觀測樣本。第二步是對匹配后的樣本進(jìn)行DID估計，結(jié)果如列（4）所示。結(jié)果顯示，交互項treat×post估計系數(shù)與列（3）基本一致，均發(fā)揮著顯著的正向作用。由此可見，“63號文”的政策沖擊引致國有企業(yè)生產(chǎn)效率的改進(jìn)，表明深化監(jiān)管制度改革取得了提高企業(yè)生產(chǎn)效率的成效。

金融危機(jī)爆發(fā)后，地方政府隱性債務(wù)擴(kuò)張、產(chǎn)能過剩等問題成為阻礙經(jīng)濟(jì)運行效率提升的重要因素。上述問題的一個集中表現(xiàn)形式是國有經(jīng)濟(jì)大而不強(qiáng)，存在大量低效率企業(yè)并未退出市場。在此背景下，深化國有企業(yè)改革、著力提高企業(yè)效率成為改革的重點。其中，一個改革的重要方向是構(gòu)建有效的責(zé)任追究制度，加強(qiáng)對經(jīng)營管理人員的監(jiān)督，以防止國有資產(chǎn)流失，引導(dǎo)企業(yè)建立有效的治理結(jié)構(gòu)和內(nèi)控制度，通過有效的內(nèi)外部制衡來提高生產(chǎn)經(jīng)營效率。

控制變量估計結(jié)果顯示，企業(yè)治理因素中董事人數(shù)、兩職兼任起顯著正向作用，獨董比例的影響為負(fù)但不顯著。企業(yè)財務(wù)因素中經(jīng)營規(guī)模的影響顯著為正，銷售業(yè)績的影響為正但不顯著，管理費率的影響顯著為負(fù)。整體上，企業(yè)規(guī)模呈現(xiàn)明顯的效率紅利，包括經(jīng)營規(guī)模、董事會規(guī)模等因素均與企業(yè)生產(chǎn)效率呈正相關(guān)關(guān)系。管理費率反映了企業(yè)經(jīng)營過程中的成本效率水平，期間費用占營業(yè)收入越高，越會降低企業(yè)生產(chǎn)效率。然而，與企業(yè)現(xiàn)代化治理相關(guān)的因素，包括獨立董事比例提高并不存在正向作用，而董事長總經(jīng)理兩職兼任反而能夠提高企業(yè)生產(chǎn)效率。由此可見，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率不能只停留在管理層人事任命層面，而應(yīng)建立健全內(nèi)部治理制衡機(jī)制與監(jiān)管約束制度。

（二）機(jī)制檢驗

1.責(zé)任追究制度對企業(yè)決策行為的影響

“63號文”提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制有待探討。本文檢驗了責(zé)任追究制度對企業(yè)機(jī)會主義行為的約束作用。以企業(yè)違規(guī)決策、盈余管理為被解釋變量，估計結(jié)果如表3（下頁）所示。在控制其他變量影響的情況下，交互項treat×post對兩類機(jī)會主義行為的影響均顯著為負(fù)，且使用PSM-DID估計方法得到的系數(shù)估計結(jié)果基本不變。由此可知，隨著“63號文”的出臺和責(zé)任追究制度的建立，企業(yè)管理層機(jī)會主義行為被查處的可能性、個人被追究處罰的力度大幅提升。因此，國有企業(yè)經(jīng)理人為個人利益牟利的機(jī)會成本與既定違規(guī)收益得以更有效地匹配，企業(yè)違規(guī)行為受到抑制。B6306A76-F6EE-4F00-A88F-CD0B6C322CBC

就經(jīng)營管理人員的具體行為而言，以往在監(jiān)管制度缺位下，相關(guān)經(jīng)營管理人員能夠通過多個渠道來影響財務(wù)審計，如資產(chǎn)估值違反規(guī)定、超發(fā)薪酬福利、編制虛假財報等，以達(dá)到侵占國有資產(chǎn)并牟取利益的目的。其最終結(jié)果是企業(yè)最終的報表產(chǎn)生“水分”，不能如實反映企業(yè)的實際經(jīng)營行為。體現(xiàn)在報表中，是產(chǎn)生的期間費用（銷售費用、管理費用）以及資產(chǎn)減值損失等利潤表科目的異常?！?3號文”的出臺使國有企業(yè)相關(guān)經(jīng)營管理人員財務(wù)相關(guān)違規(guī)行為得到治理，擠出了企業(yè)操作性應(yīng)計利潤科目的“水分”。

綜上，“63號文”的出臺能夠有效降低企業(yè)管理層的機(jī)會主義行為，有效緩解國有企業(yè)的委托代理問題。代理成本降低是責(zé)任追究制度推動企業(yè)生產(chǎn)效率提高的重要機(jī)制。

2.責(zé)任追究制度與企業(yè)治理績效

企業(yè)違規(guī)行為、代理成本減少的直接結(jié)果是企業(yè)治理績效的改善。本文進(jìn)一步檢驗“63號文”對企業(yè)治理績效的影響：一是企業(yè)盈利水平的提升，二是內(nèi)部控制質(zhì)量的改善。選取ROA以及內(nèi)部控制指數(shù)分別作為被解釋變量進(jìn)行機(jī)制檢驗，結(jié)果如表4所示。交互項treat×post對兩類治理績效變量的影響均顯著為正，表明“63號文”提高了國有企業(yè)的盈利水平與內(nèi)部控制質(zhì)量。一方面，在代理成本得到有效治理的情況下，國有企業(yè)成本控制能力提升，帶動盈利水平上升。另一方面，企業(yè)違規(guī)、報表粉飾行為的減少有助于形成高效執(zhí)行經(jīng)營戰(zhàn)略的組織制度，意味著內(nèi)部控制質(zhì)量的改善。此外，治理績效改善往往意味著企業(yè)效率的提升，能夠為責(zé)任追究制度對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用提供其他維度的支持。綜上，外部制度環(huán)境的改善可以助推企業(yè)內(nèi)部制度質(zhì)量的改善，對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、形成經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動力具有重要意義。

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）建立責(zé)任追究制度是否存在創(chuàng)新激勵效應(yīng)

迄今為止，上文討論的路徑均是從企業(yè)治理的視角出發(fā)，基本上延續(xù)著“63號文”的規(guī)定進(jìn)行檢驗。作為約束型的監(jiān)管制度變革，“63號文”并無任何關(guān)于激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的制度安排。為更為精準(zhǔn)地識別責(zé)任追究制度對全要素生產(chǎn)率的影響，本文檢驗其對企業(yè)創(chuàng)新的作用，以進(jìn)一步排除其他可能的外生沖擊因素干擾。

本文根據(jù)CSMAR提供的上市公司研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫，選取企業(yè)研發(fā)投資占營業(yè)收入的比重以及發(fā)明專利申請數(shù)量（對數(shù)化處理）分別作為企業(yè)創(chuàng)新決策的代理變量進(jìn)行機(jī)制檢驗，結(jié)果如表5所示。列（1）、（2）以研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重為被解釋變量，列（3）、（4）以企業(yè)發(fā)明專利申請量為被解釋變量。結(jié)果顯示，交互項treat×post對兩類創(chuàng)新變量的影響均不顯著，即“63號文”的政策沖擊并未引起國有企業(yè)創(chuàng)新活力的顯著變動，故并不具有創(chuàng)新激勵效應(yīng)。這表明，一方面，雙重差分模型設(shè)置符合預(yù)期，能夠較為準(zhǔn)確地識別責(zé)任追究制度的影響，具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。另一方面，責(zé)任追究制度在限制企業(yè)管理層機(jī)會主義行為、提高企業(yè)內(nèi)部治理水平的條件下，仍不能推動形成國有企業(yè)自主研發(fā)的激勵機(jī)制。因此，在對國有企業(yè)形成有效監(jiān)管的制度約束下，探索激勵企業(yè)創(chuàng)新的政策設(shè)計是下一步深化改革的重點。

（二）平行趨勢檢驗

本文對前文進(jìn)行的DID模型進(jìn)行平行趨勢檢驗，以測試實驗組（國有企業(yè)）與對照組（非國有企業(yè)）是否具有可比性。為此，構(gòu)建估計方程式（4）。以2013—2015年為沖擊前三年，以2016—2018年為沖擊后三年，構(gòu)建時間虛擬變量timej，并與實驗組變量treatit構(gòu)建交互項，作為主要解釋變量進(jìn)行回歸檢驗。被解釋變量Yit為上文使用的全要素生產(chǎn)率以及機(jī)制檢驗指標(biāo)。

Yit=β0+∑αitreatit×timej+Xitγ+ρi+ρt+εit（4）

根據(jù)不同被解釋變量的估計結(jié)果，將交互項的參數(shù)αi繪制成趨勢圖，并以95%的顯著性標(biāo)注置信區(qū)間，如圖2—6所示。

全要素生產(chǎn)率的平行趨勢檢驗結(jié)果顯示，在政策沖擊前，國有企業(yè)與非國有企業(yè)并不存在顯著的趨勢變動差異，在2016年“63號文”下發(fā)后亦未呈現(xiàn)顯著的差異，通過了平行趨勢檢驗。2017—2018年系數(shù)顯著為正，結(jié)合圖1，國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)存在追趕的趨勢。這表明在“63號文”下發(fā)后國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率得到有效改善，責(zé)任追究制度切實提高了國有經(jīng)濟(jì)運行效率。

違規(guī)決策與盈余管理的平行趨勢檢驗結(jié)果顯示，國有企業(yè)在決策層面對責(zé)任追究制度較為敏感。在政策沖擊前，實驗組與對照組并未出現(xiàn)趨勢的顯著分化;2016年“63號文”下發(fā)后，違規(guī)行為、盈余管理等機(jī)會主義行為顯著減少。且隨著時間的推移，國有企業(yè)機(jī)會主義行為下降的幅度更大，表明責(zé)任追究制度具有較強(qiáng)的約束性，其治理效應(yīng)具有長期性。

此外，ROA、內(nèi)部控制質(zhì)量的檢驗結(jié)果與全要素生產(chǎn)率類似，在2017年后實驗組開始出現(xiàn)顯著提升，意味著國有企業(yè)治理績效伴隨著責(zé)任追究制度的建立而逐步得到改善。綜上，從傳導(dǎo)邏輯的角度出發(fā)，責(zé)任追究制度由于首先影響企業(yè)管理層的經(jīng)營決策，故在2016年直接抑制企業(yè)諸如違規(guī)決策、報表粉飾等因素，而對企業(yè)績效的影響存在一定的滯后性，制度改革的顯著效應(yīng)在2017年及以后才得以顯現(xiàn)。

（三）替換實驗變量

為排除實驗分組的識別偏差問題，本文使用新的處理組變量進(jìn)行再檢驗，變量為上市公司未流動股份中國有股份的占比stateit。國有資本持股比例越高，受到責(zé)任追究制度的約束越強(qiáng)。該變量為連續(xù)變量，相比標(biāo)準(zhǔn)DID模型中的分組變量具有更高的瞄準(zhǔn)精度。然而，該變量亦存在一定測算偏差問題，未流通股份并非企業(yè)全部股份，國有股的比例并不能真實反映企業(yè)國有化的程度。在此，構(gòu)建基于雙向固定效應(yīng)的類DID模型：

Yit=β0+β1stateit×post+β2stateit+Xitγ+ρi+ρt+εit（5）

式（5）中，交互項stateit×post的估計系數(shù)β1衡量了政策沖擊效應(yīng)，stateit的估計系數(shù)β2則反映了國有股份占比的影響效應(yīng)，其他變量符號含義同上。估計結(jié)果如表6（下頁）所示。一方面，stateit對全要素生產(chǎn)率、ROA以及內(nèi)部控制質(zhì)量呈現(xiàn)顯著的負(fù)面效應(yīng)，表明國有股權(quán)與企業(yè)治理績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，stateit對盈余管理呈現(xiàn)顯著的正向作用，表明國有股比例越高，企業(yè)盈余管理水平越嚴(yán)重。另一方面，交互項stateit×post對TFP、ROA以及內(nèi)部控制質(zhì)量起到了顯著的促進(jìn)作用，表明國有股比例越高的企業(yè)，2016年實施責(zé)任追究制度后企業(yè)生產(chǎn)效率、治理績效的上升幅度越大。stateit×post對企業(yè)違規(guī)、盈余管理行為均呈現(xiàn)顯著的抑制作用。因此，以責(zé)任追究制度為代表的國企改革深化能有效抑制國有企業(yè)經(jīng)營管理人員的機(jī)會主義行為，緩解企業(yè)委托代理問題，從而顯著提升企業(yè)治理績效。綜上，替換實驗組變量得到的估計結(jié)果與前文一致，研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。B6306A76-F6EE-4F00-A88F-CD0B6C322CBC

五、研究結(jié)論與政策建議

本文以建立國有企業(yè)的責(zé)任追究制度為政策沖擊構(gòu)建準(zhǔn)實驗，探討了監(jiān)管政策完善帶來的治理效果及其機(jī)制?；?011—2018年滬深A(yù)股上市公司樣本的研究結(jié)果表明：第一，責(zé)任追究制度建立對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率起到了顯著的促進(jìn)作用，且經(jīng)過了平行趨勢檢驗、替換分組變量的穩(wěn)健性檢驗支持。第二，“63號文”對企業(yè)違規(guī)以及盈余管理行為均產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新無顯著影響，表明責(zé)任追究制度能夠有效抑制企業(yè)管理層的機(jī)會主義行為，對并未涉及的企業(yè)創(chuàng)新決策無激勵或約束效應(yīng)。在企業(yè)代理成本得到緩解和控制的情況下，企業(yè)的盈利能力與內(nèi)部控制質(zhì)量得到有效提升。

上述發(fā)現(xiàn)為“63號文”與國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率搭建了一個邏輯分析框架，探討了完善監(jiān)管政策對規(guī)范國有企業(yè)經(jīng)營、建立現(xiàn)代企業(yè)制度的重要意義。同時，也要看到，監(jiān)管政策的約束主要從緩解代理問題的渠道產(chǎn)生作用，并不能提高企業(yè)創(chuàng)新活力。因此，下一步改革應(yīng)將重心集中在激勵國有企業(yè)自主創(chuàng)新的機(jī)制設(shè)計上?；谏鲜鼋Y(jié)論，提出如下政策建議：

第一，嚴(yán)格貫徹落實責(zé)任追究制度，推動監(jiān)管政策的制度化與常態(tài)化。監(jiān)管力度的松弛、稽查能力的滯后可能助長企業(yè)管理層的機(jī)會主義行為，引發(fā)一系列惡劣的社會影響。在“63號文”的基礎(chǔ)上，監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)立足于中國國情，積極探索并進(jìn)一步細(xì)化相關(guān)政策規(guī)定，重點監(jiān)督集團(tuán)管控、購銷管理、工程承包、股權(quán)產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)讓、固定資產(chǎn)投資、投資并購、改組改制、資金管理、風(fēng)險管理等關(guān)鍵經(jīng)營環(huán)節(jié)，逐步將責(zé)任追究制度融入常規(guī)監(jiān)管過程中，形成公開透明、具有系統(tǒng)性與約束力的監(jiān)管體系。

第二，進(jìn)一步優(yōu)化國有資產(chǎn)監(jiān)管職能，建立跨部門協(xié)同監(jiān)管體系。國有資產(chǎn)保值增值是深化改革的主要目標(biāo)之一，但企業(yè)經(jīng)營的復(fù)雜性與違規(guī)違法行為的隱蔽性使得監(jiān)管始終難以穿透企業(yè)的財務(wù)報表。原因在于，當(dāng)前中國的監(jiān)管體系涉及多個部門，不同監(jiān)管部門存在職能分工的差異。盡管多頭機(jī)構(gòu)監(jiān)管有利于提升監(jiān)管的專業(yè)性，但也會出現(xiàn)監(jiān)管機(jī)構(gòu)之間的沖突與漏洞問題。為此，需要從更高層面推動各類監(jiān)管的有機(jī)銜接，形成職能互補(bǔ)、信息暢通的協(xié)同監(jiān)管體系，提高違規(guī)稽查能力，同時縮短違規(guī)與查處之間的“時差”。

第三，推動大數(shù)據(jù)技術(shù)在監(jiān)管中的運用，著力提高政府監(jiān)管效能。隨著數(shù)字化、網(wǎng)絡(luò)化、智能化技術(shù)的商用進(jìn)程不斷推進(jìn)，監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)做到技術(shù)應(yīng)用層面的與時俱進(jìn)，積極采用新技術(shù)，推動智慧監(jiān)管項目落地，提高監(jiān)管信息化水平。在不正當(dāng)競爭行為認(rèn)定、市場風(fēng)險識別跟蹤等領(lǐng)域，探索以大數(shù)據(jù)技術(shù)為基礎(chǔ)的監(jiān)管新路徑與新方式，以維護(hù)市場競爭秩序，強(qiáng)化風(fēng)險預(yù)防、預(yù)警、處置能力。

第四，將激勵創(chuàng)新的政策設(shè)計與防范國有資產(chǎn)流失的責(zé)任追究制度有機(jī)結(jié)合起來。強(qiáng)監(jiān)管在約束企業(yè)管理層機(jī)會主義行為的同時，容易導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新活力下降。深化國有企業(yè)改革不只是強(qiáng)監(jiān)管，更需要強(qiáng)活力。下一步改革應(yīng)重點探索建立引導(dǎo)企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵與考核體系，全方位完善國有資產(chǎn)監(jiān)管機(jī)制，充分發(fā)揮國有企業(yè)服務(wù)國家戰(zhàn)略需要的重要作用。

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State-Owned Enterprise Reform and Corporate Total Factor Productivity Growing： Based on the Perspective of Internal Governance Regulation

ZHU Pei-hua? LI Jun-lin

Abstract： This paper takes the Document No. 63 issued by General Office of the State Council in August 2016 as the policy impact and construct a quasi-experiment， which evaluates the impact of establishing a strict accountability system on the total factor productivity of state-owned enterprises. It is found that： on the whole， the establishment of accountability system has significantly improved the total factor productivity of state-owned enterprises and played a positive role in the high-quality and efficient development of enterprises. In terms of mechanism， the establishment of accountability system significantly inhibited the violation decision and earnings management of state-owned enterprises， and then improves the profitability and internal control quality of enterprises， that is， improving internal agency conflict and reducing agency cost are important ways to improve the efficiency of enterprises. Additionally， the impact of institutional improvement on the innovation vitality of enterprises is not significant， indicating that the system based on regulation and constraint would not stimulate innovation. In the next step， the regulatory reform needs to focus on encouraging and guiding the independent innovation of state-owned enterprises.

Key words： state-owned enterprise reform; accountability system; corporate total factor productivityB6306A76-F6EE-4F00-A88F-CD0B6C322CBC