謝眾，王 昊，戴前智

（合肥工業(yè)大學 經(jīng)濟學院，合肥 230601）

一、引言

《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035 年遠景目標綱要》中指出，要按照“完善治理、強化激勵、突出主業(yè)、提高效率的要求，深化國有企業(yè)混合所有制改革”?；旌纤兄聘母锏耐七M和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的順利實現(xiàn)有賴于激發(fā)國有企業(yè)活力和促進轉(zhuǎn)型升級（黃速建等，2018）。國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的一個重要途徑是提升企業(yè)的資源配置效率，而全要素生產(chǎn)率作為提高資源配置效率的指標顯得尤為重要（蔡昉，2018）。在國內(nèi)就業(yè)率、投資比率等難以大幅增長階段，國有企業(yè)作為我國經(jīng)濟增長的重要動力引擎，以各種要素投入之外的技術(shù)進步貢獻（也即全要素生產(chǎn)率），其重要性日益凸顯。2022 年是國有企業(yè)改革“三年行動方案”的收官之年，也是不斷完善國有資本監(jiān)管體制、深化混合所有制改革的攻堅之年?；旌纤兄聘母镒鳛榻?jīng)濟體制改革的重要舉措，對促進國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、國有資本優(yōu)化布局具有長遠意義，對實現(xiàn)第二個百年奮斗目標、全面建設社會主義現(xiàn)代化強國發(fā)揮重要的戰(zhàn)略支撐。20 世紀90 年代國企改革主要目標是扭轉(zhuǎn)經(jīng)營虧損，而現(xiàn)階段混合所有制改革的重要目標是提高國有企業(yè)和國有資本的經(jīng)營效率。當前，相對于非國有企業(yè)極具競爭力的要素配置效率，國有企業(yè)在全要素生產(chǎn)率方面稍顯不足，改革后的國企仍然存在“一股獨大”“大型國企壟斷”等現(xiàn)象，沒有形成有效的投資主體多元化機制，混合所有制改革步入“深水區(qū)”，難以實現(xiàn)提升經(jīng)營效率的重要目標。

改革開放以來，國企改革大體經(jīng)歷了從“放權(quán)讓利”的初步探索階段，到“抓大放小”的戰(zhàn)略發(fā)展階段，再到“規(guī)范治理”的深化改革階段。混合所有制改革作為國企改革的重要環(huán)節(jié)（李剛磊和邵云飛，2021），對于全面深化經(jīng)濟體制改革、盡快走出國企改革的“深水區(qū)”和促進經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展有著重要作用。產(chǎn)權(quán)改革是國企改革的核心一環(huán)，除了少數(shù)國有獨資企業(yè)外，大部分國有企業(yè)采取優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)形式，例如通過降低國有持股比例、產(chǎn)權(quán)多元化等來完善產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，激發(fā)國有經(jīng)濟活力。降低國有持股比例作為實現(xiàn)國企產(chǎn)權(quán)改革的一種形式，逐漸成為學術(shù)界研究和爭論焦點。國有企業(yè)在經(jīng)歷股份制改革后，隨著非國有資本的不斷引入，非國有股權(quán)占比不斷提高，國有持股比例持續(xù)下降。國有資本與非國有資本充分融合發(fā)展，一方面有助于緩解國有企業(yè)的政策性負擔，以非國有股東的逐利天性來解決企業(yè)效率低下問題；另一方面也起到約束政府、國有企業(yè)、非國有股東的作用，加強對管理者的外部監(jiān)督，解決所有者缺位、追求政治晉升等問題，進一步減少政府直接干預和提升公司治理水平。

綜合來看，現(xiàn)有文獻較少關(guān)注國有持股比例降低對國企全要素生產(chǎn)率影響，在效率測度上未考慮環(huán)境因素的影響，也較少研究國企降低國有持股比例的政策沖擊。隨著國企混改的不斷深入，降低國有持股比例的“放權(quán)讓利”方式，能否帶來全要素生產(chǎn)率的提升？不同行業(yè)競爭程度、要素投入類型、企業(yè)杠桿風險、“委托-代理”成本的國企是否存在異質(zhì)性差異？這些都是目前亟需研究的問題?；诖耍疚睦?010—2019年中國A 股制造業(yè)國有企業(yè)數(shù)據(jù)，實證分析降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的影響。本文可能的創(chuàng)新有兩點：①區(qū)別以往文獻的效率指標，采用剔除環(huán)境因素與隨機噪聲后的三階段數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）模型測算全要素生產(chǎn)率，使得效率指標更穩(wěn)健真實；②從全面深化混合所有制改革視角入手，基于多期雙重差分（DID）模型，研究降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的影響。

二、理論分析

（一）影響機制分析

馬克思的所有制理論提供了混合所有制改革是提升國企活力、經(jīng)營績效的理論基石（榮兆梓，2014）。生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系之間的相互制約發(fā)展，作為馬克思主義政治經(jīng)濟學基礎(chǔ)，不斷揭示資本主義制度從產(chǎn)生到滅亡的過程，而推動所有制不斷發(fā)生變革的原始動力來自于生產(chǎn)力與生產(chǎn)關(guān)系之間的矛盾運動。馬克思認為，“所有制”的前提是勞動者與生產(chǎn)資料的結(jié)合，是存在勞動者和生產(chǎn)資料的所有權(quán)或支配權(quán)之間的規(guī)定性結(jié)合，這種規(guī)定性結(jié)合就是所有制。所有制具有不同的形式，可以分為公有制和私有制，并結(jié)合衍生不同類型的所有制形態(tài)?；旌纤兄谱鳛橹袊囊环N新經(jīng)濟形式，自改革開放起已深入融合到我國改革發(fā)展的大勢中去，特別是十八屆三中全會以來，全面深化混合所有制已經(jīng)成為我國在生產(chǎn)資料所有制改革領(lǐng)域的一項重大亮點?，F(xiàn)階段的國有企業(yè)混合所有制改革，就是要變革最初的國有絕對控股的單一模式，在以公有制為主體情況下，充分融合發(fā)展非公有制。在我國改革開放四十多年的探索與實踐中，馬克思所有制理論很好的與中國特色社會主義市場經(jīng)濟具體實際相結(jié)合，混合所有制經(jīng)濟孕育而生并蓬勃發(fā)展。

利益相關(guān)者理論也指出，企業(yè)難以僅僅依靠市場競爭來獲取發(fā)展中所需要的全部要素資源，國企在引入非國有股東后，不同性質(zhì)股權(quán)能夠拓展企業(yè)獲取發(fā)展所需要的資源途徑（張雨瀟和楊瑞龍，2022）。國有資本的規(guī)模優(yōu)勢與非國有資本的靈活優(yōu)勢相結(jié)合，實現(xiàn)異質(zhì)性股權(quán)相互融合的發(fā)展態(tài)勢，有利于共同提高企業(yè)風險管控能力（張雙鵬等，2019）。國企改革與企業(yè)效率的關(guān)系始終存在爭論與分歧，早期國內(nèi)存在吳敬璉和張維迎等的產(chǎn)權(quán)代理理論，以及林毅夫為主要代表的競爭理論。微觀角度上，主要以國有企業(yè)產(chǎn)值比重（魏峰和榮兆梓，2012）、資本邊際產(chǎn)出和配置效率（許召元和張文魁，2015）、企業(yè)創(chuàng)新效率（王業(yè)雯和陳林，2017）等指標來進行實證分析，通過比較國企與非國企在經(jīng)營方面的布局，發(fā)現(xiàn)國企在混改后，資本邊際產(chǎn)出提升明顯，工業(yè)總產(chǎn)值進一步增加，創(chuàng)新能力也有明顯提升，對國企全要素生產(chǎn)率具有顯著促進作用。宏觀角度上，需要擺脫微觀數(shù)據(jù)的束縛，從我國經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律（劉元春，2001）及國有企業(yè)所承擔的社會職責等（張永等，2021）方面來深入考查。以往國有經(jīng)濟不重視創(chuàng)新推動發(fā)展，通過研究混改發(fā)現(xiàn)，增加研發(fā)投入（李春玲和任磊，2018）能夠提高國企創(chuàng)新能力，在促進創(chuàng)新效率的同時也帶動產(chǎn)業(yè)鏈更新（宋冬林和李尚，2020），進一步拉動經(jīng)濟增長。本文從政府補助程度和組織復雜程度兩個角度來闡述國企降低國有持股比例對全要素生產(chǎn)率的影響。

首先，國企引入非國有股東進行混改，引導非國有股東給國企“輸血”，減少政府對國企定向的財政補貼。政府補助對國企效率的影響，一方面，從資源負擔上，國企在獲得政府給予的“定向”補助后，例如通過減稅、降費等政策優(yōu)惠形式，承擔更多社會公益職責，生產(chǎn)政府調(diào)控方向的產(chǎn)品，以低于市價流通于市場，有悖于經(jīng)濟利潤導向的企業(yè)生產(chǎn)目標，造成企業(yè)成本提高、資源配置低效；另一方面，政府給予國企補貼，對外傳遞一種企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量較差、需要政府幫扶的信號，導致投資者做出規(guī)避策略。通常情況下，定向性的政府補貼能影響國企混改進程，對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營會有引導作用。國有企業(yè)接受政府補貼，需要承擔政策優(yōu)惠傾斜帶來的社會責任（孫曉華等，2017），導致資本過度冗余，流向低效率的部門。同時，政府頒布研發(fā)激勵補助政策，會導致被激勵企業(yè)進行研發(fā)操縱（楊國超等，2017），從而降低企業(yè)研發(fā)績效。特別是企業(yè)在外部環(huán)境因素影響下接受政府補助，會使企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢（胡春陽和余泳澤，2019）。此外，政府補助的增加，一方面，會促使企業(yè)滋生騙取補助金的意識，而沒有針對核心業(yè)務深入經(jīng)營，資本冗余導致效率低下；另一方面，企業(yè)憑借“政治關(guān)聯(lián)”優(yōu)勢（余漢等，2017；張新民等，2019），為獲得更多政府補貼，在招投標、戰(zhàn)略投資等方面進一步偏離企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主線，從而缺乏系統(tǒng)性與針對性，導致資本利用效率低下。

其次，國企引入非國有股東進行混改，完善決策監(jiān)督機制與提高信息傳遞效率，進一步降低國企組織結(jié)構(gòu)冗余。一方面，利潤導向的非國有股東采用現(xiàn)代企業(yè)管理方式，協(xié)助國企提升公司治理水平，促進資源配置效率（何瑛等，2022）；另一方面，非國有股東的加入，使得高管決策更加科學規(guī)范，優(yōu)化了傳統(tǒng)科層制國企管理模式，減少信息傳遞冗余，提升企業(yè)信息傳遞效率。國企混改引入的非國有股東，能夠優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部控制，完善高管激勵約束機制（李增福等，2021），使得監(jiān)督機制更加完善、決策方式更加透明，能有效避免決策多層級傳遞帶來的重復冗余現(xiàn)象。關(guān)于組織復雜程度對企業(yè)效率的影響，我國國有企業(yè)在經(jīng)歷股權(quán)改革時期，采用股權(quán)比例降低、股權(quán)多元化方式能夠降低組織復雜程度，進而提升企業(yè)績效或效率（Liu et al，2015；于文成等，2018；楊萱，2019）。國有企業(yè)組織復雜程度越高，國有資本傳遞鏈條越長，將面臨較高的股權(quán)投資風險損失（Beuselinck et al，2017），多個股東之間的合謀動機，也會造成信息決策的冗余，形成企業(yè)投資非效率現(xiàn)象。

基于以上影響機制分析，本文提出假說1。

假說1：國有持股比例降低將會提升國企全要素生產(chǎn)率。具體而言，國有持股比例降低使得國企獲得的政府補助數(shù)量減少和國企組織復雜度降低，最終使得國企全要素生產(chǎn)率提升。

（二）異質(zhì)性影響分析

由于我國各地區(qū)、各行業(yè)自然稟賦差異和制度環(huán)境影響，國企會存在發(fā)展態(tài)勢和經(jīng)營效率差異（耿慧芳等，2018）。不同行業(yè)競爭程度的國企，具有不同經(jīng)營目標和特征，行業(yè)競爭程度越充分，生產(chǎn)要素越容易從低生產(chǎn)力企業(yè)流向高生產(chǎn)力企業(yè)（劉宏笪等，2021），配置效率進一步提升。目前，商業(yè)類國企普遍競爭程度較高，而公益類國企則偏向競爭不夠充分的國企；相對于商業(yè)類國企，公益類國企長期接受政府補助，面向國民經(jīng)濟重要部門生產(chǎn)非利潤導向的公共產(chǎn)品，其資本利用率低。國企規(guī)模擴張并不一定會提升企業(yè)績效，特別是具有行業(yè)絕對規(guī)模優(yōu)勢的國企，其規(guī)模擴張并沒有提高國企經(jīng)營績效（杜雪鋒等，2014）。因此，有必要進一步探究不同競爭程度的國企效率的差異。此外，相對勞動、技術(shù)要素轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力的滯后性，資本的先天逐利性會加快流向資本偏好企業(yè)，對不同要素投入特征的國企特別是資本密集型國企（魏峰和榮兆梓，2012），其效率改善將更加明顯。國有企業(yè)引入資本要素后，減少普通勞動者和技術(shù)人員增加帶來的勞動力冗余現(xiàn)象，企業(yè)組織形式更簡潔、結(jié)構(gòu)更簡單，提升企業(yè)發(fā)展和決策運營效率。而且，國企引入非國有資本，進一步加強非國有股權(quán)約束管理層，提升企業(yè)監(jiān)督管理、避免企業(yè)合規(guī)風險和弱化管理層官僚機制，從信息治理方面進一步提升效率。因此，需要探究勞動、資本、技術(shù)等不同要素投入特征的國企，混改對企業(yè)效率產(chǎn)生的影響差異。

企業(yè)負債率的大小會影響未來投資意愿，導致投資效率具有差異，而代理成本的增加會進一步影響企業(yè)信息決策效率，并對企業(yè)經(jīng)營效率產(chǎn)生內(nèi)在影響。企業(yè)負債增加使得債務的稅盾保護作用更凸顯，進一步節(jié)省企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流，提升資本盈利能力和資金運作效率。混改后，政府減少對高杠桿風險的國企財政補助，轉(zhuǎn)而引導非公有資本緩解債務風險和提升治理能力，通過債權(quán)人監(jiān)督國企經(jīng)營過程，化解高杠桿國企債務風險和提升企業(yè)效率。特別是對于初創(chuàng)型、高科技類型的國企，財務風險較高、融資杠桿較大，更需要外部資金的介入幫助走出初始困難階段，而這些早期企業(yè)的員工激勵機制更加明朗，能夠充分調(diào)動員工積極性來提升人力資本運作效率。因此，需要對企業(yè)杠桿率的高低情況進行異質(zhì)性分析?；旄暮蟮膰箅m然成立經(jīng)理層等治理組織，但信息鏈冗余和利益目標不一致，導致“委托人”與“代理人”之間交流成本增加、決策效率損失，“委托-代理”機制存在改革不力的弊端（秦海林和段曙彩，2021）。多層級交叉架構(gòu)的國企，其代理鏈條較長、代理成本高昂，且受制于國家宏觀調(diào)控的目標導向，改革的內(nèi)生動力較弱，需要政府出面推動改革，進一步增加國企改革成本，導致效率低下。而代理鏈簡單的國企，一方面有效避免多層級鏈條的代理機制，組織結(jié)構(gòu)更趨向簡化，決策信息傳遞更加高效，國企經(jīng)營效率得以提升；另一方面也減少過多“委托人”的行政指令干預，激發(fā)企業(yè)市場化經(jīng)營的內(nèi)生動力，提高要素資源利用效率，進一步提升企業(yè)效率。因此，有必要對不同代理鏈成本的國企進行異質(zhì)性分析。

基于以上異質(zhì)性影響分析，本文提出假說2 和假說3。

假說2：相對于其他行業(yè)類型國企，國有持股比例降低對競爭性行業(yè)、資本密集型行業(yè)國企全要素生產(chǎn)率的提升影響更大；

假說3：相對于其他類型國企，國有持股比例降低對高杠桿風險、低“委托-代理”成本特征的國企全要素生產(chǎn)率的提升影響更大。

三、研究設計

（一）樣本選取

考慮到上市公司財務數(shù)據(jù)最能反映企業(yè)面臨內(nèi)外部環(huán)境影響的經(jīng)營情況，本文選取2010—2019 年A 股制造業(yè)國有企業(yè)為初始樣本，并對該樣本進行如下處理：①選取上市公司2010—2019 年的合并報表數(shù)據(jù)；②剔除退市風險警示的特別處理（ST）、退市風險警示（*ST）、特別轉(zhuǎn)讓（PT）等具有經(jīng)營風險的企業(yè)；③剔除企業(yè)存續(xù)期不滿10 年的上市企業(yè)；④剔除企業(yè)性質(zhì)在樣本考察期間發(fā)生變化的企業(yè)；⑤剔除資產(chǎn)總額、負債總額、固定資產(chǎn)總額和營業(yè)收入等指標缺失企業(yè)。結(jié)合國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）與萬德數(shù)據(jù)庫（Wind）數(shù)據(jù)庫匹配，最終篩選得到532 家上市企業(yè)，本文從研究目的出發(fā)，選取244 家國有企業(yè)的10 年數(shù)據(jù)作為最終樣本的考察對象。

（二）生產(chǎn)率測算模型的設計

生產(chǎn)效率測算方法有多種，本文采用三階段數(shù)據(jù)包絡模型（三階段DEA）來測算，優(yōu)化了傳統(tǒng)DEA 模型沒有剔除外部環(huán)境因素和隨機噪聲影響，改善了Olley-Pakes（OP）、Levinsohn-Petrin（LP）方法主觀設定模型參數(shù)的弊端，使得效率測算更穩(wěn)健真實。

1.基于三階段DEA 的生產(chǎn)率測算

企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營中，總會受到內(nèi)外部因素影響而產(chǎn)生企業(yè)的非效率情況。Fried et al（2002）認為，決策單元的績效受到管理無效率（managerial inefficiencies）、環(huán)境因素（environmental effects）和統(tǒng)計噪聲（statistical noise）的影響。因此有必要分離這3 種影響。一般來說，企業(yè)的非效率主要分為3 個部分：企業(yè)本身經(jīng)營管理導致的非效率、企業(yè)所處外部環(huán)境變化導致的非效率及隨機噪聲因素造成的非效率。傳統(tǒng)的DEA 模型僅考慮投入產(chǎn)出關(guān)系，而沒有涉及外部環(huán)境與隨機噪聲對決策單元的影響，計算出的效率值與真實水平具有一定偏差。為了能更準確的測算國有企業(yè)效率，通過剔除環(huán)境因素與隨機噪聲，本文采用Fried et al（2002）使用的三階段DEA 模型。

第一階段：基于原始投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來進行DEA-Malmquist 指數(shù)模型效率測算。

數(shù)據(jù)包絡分析是用于分析相同部門間實際產(chǎn)出水平和最優(yōu)產(chǎn)出水平之間的相對有效性，現(xiàn)實生產(chǎn)中更多使用Banker et al（1984）提出的規(guī)模報酬可變的規(guī)模報酬可變下的數(shù)據(jù)包絡分析（BCC）模型。瑞典經(jīng)濟學家Malmquist（1953）最早在研究消費時候提出測量全要素生產(chǎn)率變化率的方法，被后人命名為Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)。全要素生產(chǎn)率（Tfp）相對于單要素效率更能全方位反映企業(yè)內(nèi)、外部變化所引起的效率改變。本文采用規(guī)模報酬可變假設的Malmquist 指數(shù)模型，基于投入導向來分析每個決策單元初始效率。

第二階段：利用隨機前沿模型（SFA）來剔除投入量的環(huán)境因素和隨機噪聲因素。

投入松弛變量包含三個非效率因素導致的冗余：各決策單元受到的環(huán)境因素影響、隨機噪聲因素的影響及經(jīng)營管理無效率，后者是最能反映決策單元自身投入產(chǎn)出水平的影響因素。因此，需要運用SFA 模型來調(diào)整決策單元所受到的環(huán)境因素和隨機噪聲因素，以此分離經(jīng)營管理無效率因素。Fried et al（2002）認為，僅對投入松弛變量進行SFA 回歸，并以此調(diào)整投入變量，如果存在多個投入松弛變量，則分別進行單獨SFA 回歸，以此犧牲自由度而保持靈活優(yōu)勢更有效。基于此，本文建立如下模型：

其中：Sm，k為第k個決策單元第m項的投入松弛變量；ENVk為環(huán)境變量；δm為環(huán)境變量的系數(shù)；vm，k+um，k為混合誤差項，其中vm，k為隨機噪聲；um，k為管理無效率項。一般來說，隨機噪聲v～N(0，)，表示隨機噪聲因素對投入松弛變量的影響；u是管理無效率項，假設其服從在零點階段的正態(tài)分布，即u～N+(0，)，并且，vm，k、um，k與ENVk之間相互獨立。

依據(jù)陳巍巍等（2014）采用的成本函數(shù)形式的SFA 回歸模型，建立如下投入變量調(diào)整公式：

其中：σ*=；ε為混合誤差項，即vm，k+um，k；?(·)、Φ(·)分別為標準正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)。通過運用DEAP2.1 和Frontier4.1 軟件即可算得以上值。

第三階段：基于調(diào)整后的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)重新進行DEA-Malmquist 指數(shù)模型效率測算。

2.基于三階段DEA 的投入產(chǎn)出變量設定

本文以2010—2019 年A 股制造業(yè)國有企業(yè)為樣本，選取投入、產(chǎn)出和環(huán)境變量。

（1）投入變量選擇。企業(yè)投入指標包括勞動、資本、技術(shù)、土地和企業(yè)家才能。本文依據(jù)企業(yè)財務指標類型，選取上市公司員工人數(shù)（Numemployee）、固定資產(chǎn)凈值（Netfixedasset）、高管薪酬總額（Execusalary）作為投入指標，分別對應前面的勞動投入、資本投入和企業(yè)家才能投入。

（2）產(chǎn)出變量選擇。經(jīng)濟附加值（EVA）體現(xiàn)的是稅后營業(yè)凈利潤剔除股權(quán)、債務等資本成本后的剩余權(quán)益，是企業(yè)為所有股東貢獻的價值，相對于資產(chǎn)總額、營業(yè)收入等指標更能反映出企業(yè)經(jīng)營優(yōu)劣程度（張濤等，2018）。由于DEA 測算不能存在負數(shù)和零。因此本文將EVA原值加上一個常數(shù)值作為企業(yè)的產(chǎn)出指標。

（3）環(huán)境因素變量選擇。環(huán)境變量的選擇需要滿足Simar 和Wilson（2007）提出的“分離假設”原則，即所選取的環(huán)境因素變量需要滿足既對國有企業(yè)的效率產(chǎn)生影響，又不會受到國有企業(yè)經(jīng)營的影響。本文選取政府補助程度（Gsor）、組織復雜程度（Numexecutive）、宏觀經(jīng)濟程度（GDPr）、股權(quán)制衡程度（ECB）、企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量（RPCE）和時間變量（T）6 個環(huán)境變量作為調(diào)控因素。以上基于三階段DEA 的投入產(chǎn)出變量及詳細說明見表1。

表1 基于三階段DEA 的投入產(chǎn)出變量設定

3.三階段DEA 測算結(jié)果的有效性分析

普通DEA 效率測算僅利用投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來測算，并未考慮環(huán)境因素和隨機噪聲因素的影響，本文充分利用環(huán)境因素和隨機噪聲的數(shù)據(jù)信息，運用Malmquist 指數(shù)測算得到第三階段全要素生產(chǎn)率變化率結(jié)果。從圖1 可以看出，通過對比前后兩個階段的效率值，虛線代表的第三階段測算結(jié)果相對于實線代表的第一階段結(jié)果，波動幅度更小、趨勢更為穩(wěn)健。所以，經(jīng)過第二階段環(huán)境因素調(diào)整后的全要素生產(chǎn)率有顯著變化，表明為保證效率測算結(jié)果穩(wěn)健，進行環(huán)境因素剔除是有必要的。

圖1 第一階段和第三階段全要素生產(chǎn)率變動趨勢圖

（三）多期DID 估計模型的構(gòu)建

2013 年黨的十八屆三中全會提出的全面深化混合所有制改革，是自上而下的對國有企業(yè)混改進行頂層設計，相對于國有企業(yè)來說，是一個外生事件。而深化混合所有制改革后，國有企業(yè)采取降低國有持股比例的方式引入非國有資本，所以發(fā)生混改的國企和未發(fā)生混改的國企是實驗組和對照組，符合雙重差分的兩個基本前提?？紤]全面深化混合所有制改革政策頒布時間在2013 年11 月份，本文將政策事件視為2014 年發(fā)生。由于國有企業(yè)在政策發(fā)生后，降低國有持股比例的改革時間不一致，傳統(tǒng)DID 很難準確估計政策沖擊對樣本企業(yè)的影響，本文借鑒Beck et al（2010）的方法，采用多期DID 進行估計使結(jié)果更可信。本文設定2013—2016 年為政策沖擊期，以發(fā)生國有持股比例降低的國有企業(yè)作為實驗組，未發(fā)生國有持股比例降低的國有企業(yè)作為對照組（李春玲等，2017），采用多期DID 來檢驗降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的影響。其中，以剔除環(huán)境因素與隨機噪聲的效率值作為被解釋變量。因此，本文設定多期DID 回歸模型如下：

其中：下標i和t分別為第i個企業(yè)和第t年；Tfp為三階段DEA 測算的全要素生產(chǎn)率，由于Malmquist 指數(shù)所求的Tfpch反映的是全要素生產(chǎn)率變化率，為便于分析Tfp與解釋變量等的回歸關(guān)系，參考前人（程惠芳和陸嘉俊，2014；李廉水等，2020）的做法，假定基期2010 年的Tfp=1，則2011 年的Tfp等于2010 年的Tfp乘以2011 年的Malmquist 指數(shù)，以此類推；β0為模型常數(shù)項；β1為核心解釋變量系數(shù)；αj為控制變量系數(shù)；虛擬變量Mori，t為雙重差分估計量，即企業(yè)i在t年發(fā)生了國有第一大股東比例減少，則視為全面深化混合所有制改革事件發(fā)生，那么企業(yè)i在t年及之后的年份中Mori，t取值1，否則取值0；如果Mori，t系數(shù)β1顯著大于0，那么全面深化混合所有制改革會提升國有企業(yè)效率，反之則抑制效率；νi為個體固定效應；μt為年份固定效應；εi，t為隨機誤差項。

Xi，t是一系列控制變量構(gòu)成的，參考以往文獻（魏峰和榮兆梓，2012；劉瑞明和趙仁杰，2015；鐘昀珈等，2016），本文加入政府補貼水平（Lngoversubsidy）、企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量（RPCE）、資產(chǎn)負債率（Debtassetratio）、固定資產(chǎn)比率（Fixedassetratio）、資本密集度（Capintensity）、股權(quán)制衡度（ECB）、企業(yè)家信心指數(shù)（ECI）、高管人數(shù)比率（Numexecuratio）和企業(yè)所處行業(yè)壟斷程度（HHI10）等控制變量。由于資產(chǎn)總額、營業(yè)收入、政府補貼等極差較大、標準差較高，各企業(yè)經(jīng)營數(shù)據(jù)較為分散。因此有必要取自然對數(shù)以改善數(shù)據(jù)不均勻分布的情況。此外，模型方程采用控制年份和個體的聯(lián)合固定效應。模型中各變量的定義和度量方式見表2。

表2 多期DID 估計模型的變量設定

四、實證結(jié)果與分析

（一）基于多期DID 的總體實證結(jié)果分析

多期DID 模型的回歸結(jié)果見表3，列（1）、列（2）為被解釋變量Tfp的基準回歸，在加入控制變量和個體、年份固定效應后，核心解釋變量Mor的系數(shù)在5%顯著水平上為正，這表明降低國有持股比例能夠提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。此外，采用現(xiàn)有文獻常用的普通最小二乘法（OLS）、LP 測算的全要素生產(chǎn)率指標（楊汝岱，2015），作為替換被解釋變量，進一步補充混改對國企全要素生產(chǎn)率的影響解釋。表3 的列（3）、列（4）和列（5）、列（6）分別為被解釋變量Tfp_ols、Tfp_lp的回歸，在采用聚類穩(wěn)健標準誤、修正自相關(guān)后的回歸系數(shù)分別是在1%顯著性水平上為正，說明通過替換其他測度全要素生產(chǎn)率的指標后，基準回歸結(jié)論依然是穩(wěn)健的。國有企業(yè)進行混合所有制改革，降低政府補助的資源負擔和信號傳遞的負面影響，同時優(yōu)化國企組織結(jié)構(gòu)的復雜程度，提升企業(yè)治理水平，從而提高企業(yè)經(jīng)營效率。

表3 基于多期DID 的檢驗結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗國有持股比例降低對國企全要素生產(chǎn)率影響的穩(wěn)健性，本文通過平行趨勢檢驗、滯后期檢驗和雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）穩(wěn)健性檢驗來驗證結(jié)果的可靠性。

1.平行趨勢的檢驗

評估政策沖擊對樣本企業(yè)影響的先決條件，需要對政策沖擊進行平行趨勢檢驗。國企降低國有持股比例的混改政策沖擊，如果政策沖擊前處理組與控制組的全要素生產(chǎn)率趨勢沒有顯著差異，并且政策沖擊后具有顯著性差異，則表明符合平行趨勢穩(wěn)健性檢驗。本文通過設定政策沖擊時間，構(gòu)造提前、滯后多個年份的政策沖擊虛擬變量，分別檢驗不同政策沖擊時間對Tfp的平行趨勢影響，檢驗結(jié)果如圖2 所示。圖2 中pre2、pre4 分別為政策沖擊時間假定在2012、2010 年的虛擬變量；post1～post5 分別為政策沖擊時間假定在2015—2019 年的虛擬變量；current為政策沖擊時間為2014 年的虛擬變量。從圖2 可以看出，政策沖擊前的年份結(jié)果不顯著，而當前年份current及post1、post2、post3 政策沖擊后的年份結(jié)果顯著為正，表明處理組與控制組在該政策沖擊前對全要素生產(chǎn)率趨勢沒有顯著差異，通過多期DID 的平行趨勢檢驗。

圖2 平行趨勢檢驗圖

2.考慮滯后影響的檢驗

為檢驗政策效果的持續(xù)性程度，本文使用滯后期的被解釋變量與當期解釋變量等進行回歸，結(jié)果見表4。其中列（1）～列（4）中的Tfp_ f1、Tfp_ f2 分別為滯后一期、二期的全要素生產(chǎn)率，在加入控制變量和個體、年份固定效應后，核心解釋變量系數(shù)分別在5%、10%顯著水平上為正；而列（5）、列（6）中的Tfp_ f3 為滯后三期的全要素生產(chǎn)率，同樣在加入控制變量、個體和年份固定效應后，核心解釋變量不顯著。滯后期回歸結(jié)果表明，降低國有持股比例會對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在滯后性的影響效果，且存在兩期的滯后性。

表4 考慮滯后影響的檢驗結(jié)果

3.基于PSM-DID 的檢驗

PSM-DID 方法能夠進一步降低基準回歸的選擇性偏誤，使結(jié)果更具準確性，本文借鑒Caliendo 和Kopeinig（2005）的做法，將2010—2013 年的4 年平均值作為待匹配樣本，以充分利用面板樣本信息。具體來說，選取員工人數(shù)（Lnnumemployee）、成本費用利潤率（RPCE）、資產(chǎn)負債率（Debtassetratio）、固定資產(chǎn)比率（Fixedassetratio）、資本密集程度（Capintensity）、前三名高管薪酬總額（Lntopthreeexecusalary）和高管人數(shù)比率（Numexecuratio）作為企業(yè)特征的匹配變量，采取一對一最近鄰匹配方法來計算傾向匹配得分，對降低國有持股比例的國企進行Logit 回歸，尋找與其傾向得分相近的未降低國有持股比例的國企，再進行DID 估計，最終檢驗結(jié)果見表5。從表5 看出，Tfp關(guān)于核心解釋變量系數(shù)在10%顯著水平上為正，在替換被解釋變量為Tfp_ols、Tfp_lp后，核心解釋變量系數(shù)在1%顯著水平上為正，且滯后一期、二期被解釋變量系數(shù)仍然在5%顯著性水平上為正。該結(jié)果表明，在使用PSM-DID 降低選擇性偏誤后，前文結(jié)論依舊成立。

表5 基于PSM-DID 的檢驗結(jié)果

（三）基于三階段DEA 的機制檢驗分析

在測算三階段DEA 效率值時，環(huán)境因素會影響全要素生產(chǎn)率變動。本文基于第一階段得到的全要素生產(chǎn)率變化值，以及員工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈額、高管薪酬總額的冗余值，在第二階段將其作為被解釋變量，使用政府補助程度、組織復雜程度、宏觀經(jīng)濟程度、股權(quán)制衡程度、企業(yè)經(jīng)營質(zhì)量和時間變量作為解釋變量，構(gòu)建隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，進一步分析環(huán)境因素對投入變量的作用效果，進而判斷對效率的影響：

其中：Si，t為各個投入變量對應的冗余值，δ為待估 參數(shù)，i為各個企業(yè)；t為年份。利用Frontier4.1 軟件，采用極大似然估計方法分別對員工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈額、高管薪酬總額冗余量進行回歸，若系數(shù)值為正數(shù)，表明環(huán)境因素增加會使得冗余值提升，進而降低企業(yè)效率，反之亦然。通過分析表6 的回歸結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：

表6 第二階段環(huán)境變量影響投入冗余的檢驗結(jié)果

政府補助程度方面，政府對上市公司的補貼水平，是其一項重要收入來源，企業(yè)所有制的異質(zhì)性使得政府補貼程度具有差異，進而影響企業(yè)經(jīng)營情況。政府補貼對企業(yè)效率影響結(jié)果不一，一方面，政府補貼能刺激企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新；另一方面，政府補貼會加深企業(yè)對外部資金依賴，從而降低企業(yè)競爭力，導致資源配置非效率。本文采用政府補貼額與營業(yè)收入之比作為政府補助程度來度量，該變量在對固定資產(chǎn)凈額冗余分析時，系數(shù)在1%的顯著水平上為正數(shù)，而在對員工人數(shù)和高管薪酬總額冗余上不顯著，表明企業(yè)接受政府補助不利于減少固定資產(chǎn)項目投資冗余，從而抑制企業(yè)生產(chǎn)效率提升。組織復雜程度方面，公司內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)簡單，便于信息決策者全面掌握公司情況，有利于執(zhí)行效率提升；隨著公司結(jié)構(gòu)復雜化，管理層內(nèi)部決策“官僚化”凸顯，導致信息冗余。本文使用上市公司高管人員數(shù)量作為組織復雜程度的衡量指標，該變量在對員工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈額和高管薪酬冗余分析時，系數(shù)都在1%的顯著水平上為正數(shù)，說明企業(yè)內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)越復雜越不利于企業(yè)的生產(chǎn)效率提升。綜合以上，假說1 得以證明。

（四）異質(zhì)性影響分析

1.考慮行業(yè)的競爭程度和要素投入特征

（1）行業(yè)競爭程度。由于不同行業(yè)經(jīng)營中存在不同程度的壟斷或競爭要素。因此有必要對制造業(yè)不同行業(yè)按照行業(yè)競爭程度劃定為競爭性、壟斷性領(lǐng)域①借鑒張帆和張友斗（2018）的方法，競爭性領(lǐng)域：電氣機械及器材制造業(yè)，紡織業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)，金屬制品業(yè)，酒、飲料和精制茶制造業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，汽車制造業(yè)，食品制造業(yè)，通用設備制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，專用設備制造業(yè)。壟斷性領(lǐng)域：黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學纖維制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，印刷和記錄媒介復制業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)。。從表7 的列（1）、列（2）回歸結(jié)果可以看出，競爭性領(lǐng)域的國有企業(yè)核心解釋變量系數(shù)在5%顯著水平上為正，而壟斷性領(lǐng)域核心解釋變量系數(shù)不顯著。結(jié)果表明，降低國有持股比例對競爭性行業(yè)國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升明顯，而對壟斷性行業(yè)國有企業(yè)沒有顯著影響?？赡艿脑蚴?，2015 年頒布的《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導意見》明確把國有企業(yè)劃分為公益類和商業(yè)類，其中競爭性行業(yè)的國企基本屬于商業(yè)類，主要職能是在維持國有資本保值增值前提下，進一步提升國有資本的影響力和控制力，并提高經(jīng)營效率。而公益類國有企業(yè)主要是壟斷性國企，基本是關(guān)系國民經(jīng)濟發(fā)展、生產(chǎn)生活狀況，也關(guān)系到社會福利狀況與社會穩(wěn)定。不同領(lǐng)域的國企經(jīng)營目的不一致，競爭性行業(yè)國企相對于壟斷性行業(yè)國企，非公有資本進入或退出更為自由，公有資本與非公有資本的外部市場條件差異較小，資本流動更為充分，效率提升更為顯著。

（2）行業(yè)要素投入特征。為了研究不同要素聚集類型對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響，本文將涉及的制造業(yè)細分行業(yè)按照生產(chǎn)要素偏好類型分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三種②參考王志華和董存田（2012）的方法，勞動密集型：紡織業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，金屬制品業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，印刷和記錄媒介復制業(yè)。資本密集型：黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，化學纖維制造業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，酒、飲料和精制茶制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，通用設備制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，造紙及紙制品業(yè)。技術(shù)密集型：電氣機械及器材制造業(yè)，計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)，汽車制造業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，專用設備制造業(yè)。，表7 的列（3）～列（5）顯示的是要素集聚類型異質(zhì)性分析回歸結(jié)果。從表7 可知，資本密集型產(chǎn)業(yè)的核心解釋變量系數(shù)在5%顯著水平上為正，而勞動密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的核心解釋變量系數(shù)為正但不顯著。結(jié)果表明，降低國有持股比例對資本密集型產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率有顯著提升影響，而對勞動密集型、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)沒有顯著影響?？赡艿慕忉屖牵S著國企混改的持續(xù)進行，一方面，國企用工人數(shù)規(guī)模優(yōu)勢不再顯現(xiàn)，人力資本對企業(yè)經(jīng)營績效的邊際效應提升作用在減弱；知識資本轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的生產(chǎn)力具有滯后性，以技術(shù)更新為特征的國企混改類型并沒有成為主角；另一方面，國企混改最早以引入非公有資本參股形式展開，資本辨識度高、營運效率優(yōu)化，極大提高資本規(guī)模優(yōu)勢，能夠快速改善企業(yè)經(jīng)營績效，從而提升企業(yè)效率。綜合以上，假說2 得以證明。

表7 基于行業(yè)異質(zhì)性的檢驗結(jié)果

2.考慮企業(yè)的杠桿風險和“委托-代理”成本特征

（1）企業(yè)杠桿風險特征。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的核心任務之一就是“去杠桿”。隨著我國改革開放的大門不斷打開，國有企業(yè)市場化改革也不斷展開。一方面，財務成本快速增加、成本費用紅線不斷提高（張俊瑞等，2017），過高的企業(yè)負債率嚴重影響企業(yè)正常經(jīng)營；另一方面，債務稅盾的經(jīng)濟效益會在一定程度上緩解企業(yè)財務成本壓力，同時債權(quán)人的監(jiān)管會縮小“股東-經(jīng)理人”委托代理問題?？紤]流動負債對企業(yè)債務違約風險影響較小，本文采用混改事件發(fā)生前一年企業(yè)非流動負債與總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)杠桿風險衡量指標，當企業(yè)杠桿風險大于所有企業(yè)杠桿風險均值時，則認定其為高杠桿風險企業(yè)，取值為1，反之取值為0。從表8 的列（1）、列（2）回歸結(jié)果可以看出，高杠桿風險國企核心解釋變量系數(shù)在10%顯著水平上為正，而低杠桿風險國企核心解釋變量系數(shù)不顯著。表明，高杠桿風險國企在混改中極大調(diào)動了“去杠桿”的積極性，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極正向影響。

（2）企業(yè)“委托-代理”成本特征。以往國有企業(yè)普遍存在代理鏈過長、所有者缺位、產(chǎn)權(quán)歸屬不清晰等委托代理問題（任海云，2010），嚴重影響創(chuàng)新能力，導致代理成本高于非國有企業(yè)（劉漢民等，2018），極大降低企業(yè)生產(chǎn)效率。而國有企業(yè)引入非國有資本，可以有效實現(xiàn)資源與機制相結(jié)合，減少國企承擔的政策性負擔，一定程度上可以降低政治風險規(guī)避、所有者缺位導致的代理沖突（金宇超等，2016）。本文采用國企混改前2013 年的管理費用率來表示代理成本，當該國企代理成本大于所有國企均值時，則認定其為高代理成本國企，取值為1，反之取值為0。從表8 的列（3）、列（4）回歸結(jié)果可看出，低代理成本國企核心解釋變量系數(shù)在10%顯著水平上為正，而高代理成本國企系數(shù)不顯著。結(jié)果表明，代理成本越低，國企引入非國有股東作為代理人，能夠有效緩解代理沖突導致的業(yè)績不強、創(chuàng)新能力不足問題，從而顯著提升國企全要素生產(chǎn)率。綜合以上，假說3 得以證明。

表8 基于企業(yè)異質(zhì)性的檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文采用2010—2019 年中國A 股制造業(yè)國有企業(yè)數(shù)據(jù)，基于Malmquist 指數(shù)的三階段DEA 模型，在剔除環(huán)境因素和隨機噪聲對企業(yè)經(jīng)營影響后，測算了國有企業(yè)真實效率，并利用多期DID 模型實證檢驗降低國有持股比例對國企全要素生產(chǎn)率的政策沖擊。研究發(fā)現(xiàn)，降低國有持股比例的混改舉措對國企全要素生產(chǎn)率具有正向促進作用，且有兩年的政策滯后效應。另外，降低政府補助水平、優(yōu)化組織結(jié)構(gòu)復雜程度，有利于降低投入冗余，進而提升全要素生產(chǎn)率。此外，競爭性領(lǐng)域國企、資本密集型國企的全要素生產(chǎn)率提升更顯著；高杠桿風險國企、低“委托-代理”成本國企，混改后的全要素生產(chǎn)率提升更為顯著。本文研究結(jié)論具有重要的政策意義。

第一，針對不同國有企業(yè)要“因企施策”。首先，繼續(xù)選擇優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)的方向與路徑，對于已經(jīng)實行股份制、上市的混改企業(yè)，需要完善企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)，合理安排國有資本的配置；對于尚未混改但符合條件的企業(yè)，則需要以市場機制為核心來建設企業(yè)，試點推進、因企施策。其次，合理安排政府補助額度與方向，降低對效率低下的國企補助額度，優(yōu)化政府補助結(jié)構(gòu)。最后，優(yōu)化股權(quán)制衡的影響，按照出資人股權(quán)結(jié)構(gòu)比例，形成決策授權(quán)與制約相平衡，不斷完善中國特色現(xiàn)代企業(yè)制度。

第二，大力推進不同領(lǐng)域國企改革。一方面，在保持競爭性領(lǐng)域國有企業(yè)充分開放競爭條件下，逐步放開壟斷性領(lǐng)域國有企業(yè)混合所有制改革，通過介入非公有制資本、勞動和技術(shù)等來增強壟斷國企效率；另一方面，政府應加大對資本密集型制造業(yè)的投資，同時對于技術(shù)密集型的新一代數(shù)字經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)加快技術(shù)升級，通過“產(chǎn)學研”結(jié)合來培育核心技術(shù)，提高技術(shù)革新對制造業(yè)的貢獻。

第三，完善制度環(huán)境，降低企業(yè)杠桿風險與代理成本。地方政府可以基于地區(qū)發(fā)展導向，出臺完善地方國企混改的制度保障措施，提高規(guī)章制度的保障作用。對于高杠桿率風險國企，通過其他投融資渠道例如引入戰(zhàn)略投資、風險投資、私募股權(quán)、上市融資等方式，合理調(diào)整債務與股權(quán)比例，緩解由于債務違約風險導致的破產(chǎn)重組。此外，進一步優(yōu)化“委托-代理”鏈條，以國有資本控股、非公資本參股、高管激勵約束機制，減少中間監(jiān)管費用支出，降低國企代理成本。