惠獻波

（河南財政金融學(xué)院，河南 鄭州 451464）

一、提出問題

黨的十九大報告指出，“以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。企業(yè)作為微觀主體，其全要素生產(chǎn)率的發(fā)展如何，將會直接影響宏觀經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量（王洪波、陳明，2022）[1]。尤其是在中國經(jīng)濟增速放緩、新舊動能轉(zhuǎn)換的情況下，如何創(chuàng)新發(fā)展理念，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，發(fā)揮不同產(chǎn)權(quán)資本的價值，全面提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率（趙璨等，2021）[2]，已成為新常態(tài)下中國經(jīng)濟亟待破解的重大問題之一。

十九大報告明確提出，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)（龐佳璐，2021）[3]。混合所有制改革迅速成為中國企業(yè)改革的核心內(nèi)容之一，成為學(xué)術(shù)界和公司治理領(lǐng)域共同關(guān)心的重要話題。由此形成了文章關(guān)注的核心問題:混合所有制改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系如何？其內(nèi)在機理如何？是否存在異質(zhì)性？文章擬就上述問題展開研究，探究混合所有制改革與中國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在邏輯關(guān)系，以期為紓解改革困局，重塑市場微觀主體，實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供微觀數(shù)據(jù)支持。

隨著混合所有制改革的不斷推進，混合所有制改革已成為廣大學(xué)者探討的重點議題和熱點話題之一（李剛磊、邵云飛，2021）[4]。

首先，學(xué)者們認(rèn)為，混合所有制改革有助于優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)（張斌等，2019）[5]，改善公司治理水平，提高企業(yè)運行效率（熊愛華等，2021）[6]。進一步分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)股權(quán)制衡度越高、股權(quán)主體性質(zhì)越豐富，企業(yè)經(jīng)營績效就越高（范玉仙、張占軍，2021）[7]。然而，劉漢民等(2018)[8]認(rèn)為，對國有企業(yè)來說，非國有股權(quán)占比與企業(yè)績效呈非線性關(guān)系，只有非國有股東持股比例在30%～40%區(qū)間時，企業(yè)績效水平才能達到最佳（馬連福等，2015）[9]。

其次，從內(nèi)部治理視角來看，現(xiàn)有研究認(rèn)為非國有股東的引入，可以實現(xiàn)國有股東與非國有股東的資源優(yōu)勢互補（龐佳璐，2021）[3]，減輕國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)（陳思宇，2021）[10]，提升企業(yè)經(jīng)營績效（陳林、唐楊柳，2014）[11]。與此同時，多元化股東的引入可以緩解國有企業(yè)所有者缺位、代理鏈過長所引發(fā)的代理沖突難題（張斌等，2019）[5]，即合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)有助于形成合理制衡的多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)（李胡揚，2017）[12]，從而提升公司治理水平（何瑛、楊琳，2021）[13]。也有部分研究得出相反的結(jié)論，即國有企業(yè)部分民營化后，企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)明顯增加（劉春、孫亮，2013）[14]。另外，鐘昀珈等(2016)通過研究分析認(rèn)為，國有企業(yè)民營化后，非國有股東更多地表現(xiàn)出“掏空”動機，為了自身的利益掏空企業(yè)資源，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響[15]。

綜上所述，關(guān)于混合所有制改革經(jīng)濟后果方面的文獻已十分豐富，然而，現(xiàn)有文獻大多關(guān)注于國有企業(yè)，在直接圍繞非國有企業(yè)參與混合所有制改革的極少數(shù)研究中，也僅僅停留在理論層面，忽略了中國獨特的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下，國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間的比較分析。具體來說，現(xiàn)有文獻大多認(rèn)為國有企業(yè)混合所制改有利于提高國有企業(yè)經(jīng)營效率，這些結(jié)論適用于非國有企業(yè)混合所有制改革嗎？基于此，文章基于融資約束和公司治理視角，實證檢驗不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)及作用機理。文章的可能貢獻主要體現(xiàn)在：

第一，基于融資約束和公司治理視角，系統(tǒng)評估混合所有制改革對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的影響效果，為深入推進“雙向混改”提供經(jīng)驗證據(jù)，拓寬了混合所有制改革經(jīng)濟后果的研究框架。

第二，基于股權(quán)多樣性與股體融合度兩個維度，深入分析企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，為探究混合所有制改革與中國企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的內(nèi)在邏輯關(guān)系提供了實踐和理論雙重支撐。

第三，基于融資約束和公司治理視角，證實了混合所有制改革在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中產(chǎn)生的不同影響，豐富了混合所有制改革經(jīng)濟后果的研究。

二、理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

改革開放以來，中國企業(yè)改革發(fā)展主要經(jīng)歷了萌芽期、初步發(fā)展期、推動融合期、分類深化期四個階段，具體企業(yè)改革演進歷程如圖1 所示。2013 年11 月，中國共產(chǎn)黨第十八屆三中全會明確提出“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”，混合所有制改革已成為中國企業(yè)改革的關(guān)鍵舉措與重要突破口（朱磊等，2019）[16]。企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)濟后果主要表現(xiàn)在兩個方面：一是緩解融資約束，是指通過外部資本的引入，企業(yè)具有了某類特殊群體扶持，可以獲取更多的政策性資源及信貸資源；二是提升治理水平，即通過多元化股權(quán)的引入，公司的治理股權(quán)結(jié)構(gòu)得到進一步優(yōu)化，有效緩解了“一股獨大”“內(nèi)部人控制”等困境。具體的，文章分別以下兩個視角進行闡述：

圖1 企業(yè)改革演進歷程

1.國有企業(yè)

目前，代理問題是國有企業(yè)面臨的一個現(xiàn)實而棘手的難題，所有者缺位和管理人員薪酬行政化造成國有企業(yè)對管理者的監(jiān)督、激勵機制失效，在決策過程中，管理人員存在嚴(yán)重的道德風(fēng)險和機會主義傾向（張莉艷、付晨曦，2022）[17]，通過多種經(jīng)濟成分的引入，可以有效緩解“所有者虛置”和“一股獨大”等問題。

首先，股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化有助于加強對企業(yè)的監(jiān)督。國有企業(yè)引入非公經(jīng)濟戰(zhàn)略合作者，實現(xiàn)了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)多元化和產(chǎn)權(quán)主體社會化（盛明泉等，2021）[18]。非國有資本的逐利天性使其有強烈的意愿與動機去監(jiān)督企業(yè)（任廣乾等，2021）[19]，可以有效緩解委托—代理問題。另外，非國有股東通過委派高層管理人員的形式，逐步擁有企業(yè)部分控制權(quán)和決策權(quán)，打破了股東會、董事會上國有股東“一言堂”的局面，有助于實現(xiàn)集體決策，提高了企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

其次，股權(quán)融合（制衡） 機制有助于加強對企業(yè)控股股東的監(jiān)督。研究發(fā)現(xiàn)，控股權(quán)的爭奪可以明顯降低信息不對稱與委托代理問題（葉光亮等，2021）[20]，非國有資本通過委派董事積極參與國有企業(yè)經(jīng)營治理，可以抑制大股東的控制權(quán)私利行為，加強企業(yè)管理層的監(jiān)督。與此同時，混合所有制改革形成的股權(quán)制衡機制能夠減少政府部門對國有企業(yè)經(jīng)營行為的干預(yù)（李井林等，2021）[21]，在“企業(yè)盈利性”與“國家公共性”權(quán)衡下，企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)更加市場化，最終，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率?；诖?，文章提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：混合所有制改革能夠有效緩解國有企業(yè)委托代理問題，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.非國有企業(yè)

相對于國有企業(yè)來說，由于受到不同程度的政策性歧視，非國有企業(yè)獲取信貸資源難度更大，即使非國有企業(yè)可以獲得信貸支持，也要承擔(dān)較高的融資費用以及十分苛刻的還款條件，因此融資渠道不暢往往成為部分非國有企業(yè)技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品創(chuàng)新的“攔路虎”。

首先，直接影響。國有股權(quán)代表著與政府部門天然的聯(lián)系，基于共同利益，有國有股權(quán)加入的非國有企業(yè)能夠獲取更多創(chuàng)新資源，信貸資源、降低行業(yè)壁壘等。與此同時，國有股權(quán)的加入，向社會傳遞了企業(yè)獲得政府支持以及企業(yè)實力強的信號。研究發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)可以使企業(yè)獲取更多的財政補助、稅收優(yōu)惠、投資機會等，甚至發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)的參與可以幫助非國有企業(yè)獲得更長的貸款期限和更優(yōu)惠的利率。

其次，間接影響?，F(xiàn)階段，中國市場經(jīng)濟機制體制尚不完善，政府部門掌握著關(guān)鍵資源配置的分配權(quán)，國有企業(yè)與政府部門之間存在千絲萬縷的聯(lián)系，國有股權(quán)很可能成為非國有企業(yè)構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)的有效途徑，這種聯(lián)系可以幫助企業(yè)及時了解企業(yè)政策導(dǎo)向，獲取更多的稀缺資源，減輕企業(yè)所面臨的融資約束難題。

總之，在市場經(jīng)濟中，政府部門仍然扮演著至關(guān)重要的角色，國有股權(quán)的引入有助于提升非國有企業(yè)的資源獲取能力，從而有效緩解因資源匱乏而導(dǎo)致的生產(chǎn)經(jīng)營困境。基于此，文章提出假設(shè)H2：

假設(shè)H2：混合所有制改革能夠有效降低非國有企業(yè)融資約束，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章以2010—2020 年中國滬深A(yù) 股上市公司面板數(shù)據(jù)為研究樣本，為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量，對原始數(shù)據(jù)進行了如下篩選：剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的上市公司；剔除財務(wù)狀況出現(xiàn)異常（如ST、PT 標(biāo)記） 的上市公司；刪除金融類上市公司。為了避免異常值對實證結(jié)果的影響，運用Winsor2 命令對所有連續(xù)變量進行了1%和99%雙側(cè)縮尾處理，最終共得到14421 個上市公司年度觀測樣本，其中，國有企業(yè)樣本為8710 個，非國有企業(yè)樣本為5711 個。

2.模型設(shè)定與變量選擇

為檢驗不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)，文章構(gòu)建如下模型：

其中，TFP表示樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)，Mixfirm表示混合所有制改革虛擬變量，Control表示控制變量。Year表示年度虛擬變量，Ind表示企業(yè)虛擬變量。如果系數(shù)α1顯著為正，則表示混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。

（1） 被解釋變量

企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。半?yún)?shù)方法（OP 法和LP 法等）可以有效紓解傳統(tǒng)計量方法中的內(nèi)生性困境?；诖耍恼乱設(shè)P 法(Olley-Pakes)測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行基礎(chǔ)回歸，以LP 法(Levinsohn-Petrin)測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率做穩(wěn)健性檢驗。

（2） 解釋變量

混合所有制改革(RESTR)。文章借鑒馬連福等(2015)[9]的研究思路，混合所有制改革分別用國有股權(quán)所占比例、非國有股權(quán)所占比例表示，該指標(biāo)值越大，表示企業(yè)混合所有制改革的力度越大。

（3） 控制變量

借鑒李井林(2021)研究思路[21]，在模型(1)中加入下列控制變量：企業(yè)規(guī)模(Size)、資本結(jié)構(gòu)(LEV)、企業(yè)盈利能力(ROA)、現(xiàn)金流量(Cashflow)等。相關(guān)變量的定義如表1 所示。

表1 變量定義

四、實證結(jié)果分析

1.描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。由表2 可知：第一，采用OP 法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_OP)平均值為14.5911，最大值為17.0644，標(biāo)準(zhǔn)差為0.9836，最小值為12.0631，數(shù)據(jù)無明顯偏態(tài)，與宋敏等(2021)[22]學(xué)者的測算結(jié)果接近；另外，以LP 方法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)也具有類似特征；第二，混合所有制改革變量(RESTR)平均值為0.3289，標(biāo)準(zhǔn)差為0.24206，最小值為0.0000，最大值為0.8850?？梢钥闯?，企業(yè)混合所有制改革的廣度和深度參差不齊。其他控制變量統(tǒng)計結(jié)果均與已有研究相近，取值處于合理范圍內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計

2.回歸結(jié)果分析

（1） 基礎(chǔ)回歸分析

混合所有制改革影響效應(yīng)回歸結(jié)果如表3 所示，其中，表3 第(1)列顯示的是全樣本檢驗結(jié)果，回歸系數(shù)為0.0392，且在1%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，說明混合所有制改革能夠正向顯著影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表3 混惡化所有制改革影響效應(yīng)基礎(chǔ)回歸

區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后，分組檢驗結(jié)果如表3 第(2)列、第(3)列所示，其中，表3 第(2)列顯示的是非國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的檢驗結(jié)果，可以看出，回歸系數(shù)顯著為正；表3 第(3)列國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的檢驗結(jié)果，回歸系數(shù)顯著為正?？梢?，混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有積極影響。

（2） 進一步檢驗

由上文分析可知，混合所有制改革的本質(zhì)是實現(xiàn)企業(yè)投資主體多元化，基于此，文章重點分析股權(quán)多樣性、股權(quán)融合程度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

第一，股權(quán)主體多樣性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。借鑒楊興全、尹興強(2018)[23]研究思路，文章采用如下方法測度企業(yè)股權(quán)主體多樣性(Mixnum)：若上市企業(yè)前十大股東全部是國有控股股東，則Mixnum=1；若上市企業(yè)前十大股東內(nèi)包含國有股東與非國有股東、國有股東與外資股東時，Mixnum=2；若樣本企業(yè)前十大股東包含國有股東、民營股東、外資股東時，Mixnum=3。

股權(quán)主體多樣性與融合度的實證檢驗結(jié)果如表4 所示，由第(1)列可知，企業(yè)股權(quán)主體多樣性(Mixnum)系數(shù)為0.0380，在5%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，表明企業(yè)股權(quán)多元化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率正向相關(guān)，可能的解釋是：股權(quán)多元化可以帶動知識和資源的轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)資源多維度的優(yōu)勢互補，為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動注入新活力，為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動提供了強大的資本、知識及技術(shù)支持。

第二，股權(quán)主體融合度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。借鑒朱磊(2019)[16]的研究思路，文章采用如下方法測度股權(quán)主體融合度(Mixrate)：當(dāng)企業(yè)國有股比例大于非國有股比例時，Mixrate=非國有股占比/國有股占比，否則，Mixrate=國有股占比/非國有股占比。

檢驗結(jié)果如表4 第(2)列所示，股權(quán)主體融合度(Mixrate)系數(shù)為0.0541，且在5%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，表明企業(yè)股權(quán)融合度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著正向相關(guān)?？赡艿慕忉屖牵汗蓹?quán)融合實現(xiàn)了量（股權(quán)多樣性） 的飛躍，加深了不同性質(zhì)股東之間的利益關(guān)聯(lián)，有助于加強對控股股東的監(jiān)督，顯著改善了企業(yè)治理和內(nèi)部控制失效困境。

表4 股權(quán)主體多樣性與融合度檢驗結(jié)果

3.內(nèi)生性問題

（1） 工具變量

借鑒楊運杰等(2020)[24]的思路，使用企業(yè)流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)次數(shù)，即企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入與平均流動資產(chǎn)的比值，作為企業(yè)混合所有制改革的工具變量(IV)。相關(guān)性：企業(yè)流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)次數(shù)越小，表明企業(yè)生產(chǎn)效率越低。為了從根本上改善企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況，提高企業(yè)的盈利能力與運營效率，企業(yè)有動力參與混合所有制改革，工具變量滿足相關(guān)性要求。外生性：企業(yè)流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)次數(shù)是省級比率指標(biāo)，相對獨立于單個上市企業(yè)，能較好地滿足工具變量的外生性假設(shè)。

回歸結(jié)果如表5 所示。其中，第(1)列、第(2)列為工具變量第一階段的回歸結(jié)果，可以看出，F(xiàn) 值大于10，工具變量(IV)系數(shù)（非國有企業(yè)、國有企業(yè)） 估計值分別為0.1296、0.2730，均在1%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，表明企業(yè)流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)次數(shù)越高，企業(yè)混合所有制改革力度越大，符合工具變量的相關(guān)性假定。第(3)列、第(4)列給出了第二階段回歸結(jié)果，可以看出，RESTR系數(shù)（非國有企業(yè)、國有企業(yè)） 均在1%水平上顯著為正，這說明在緩解潛在內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論依然是可靠的。除此之外，文章還檢驗了過度識別問題，Sargan 統(tǒng)計量P 值大于0.05，這表明所選工具變量(IV)滿足外生性原則，具有合理性。同時，通過GMM 動態(tài)面板分析的結(jié)果也具有穩(wěn)健性，此處不再贅述。

表5 工具變量法

（2） 替換被解釋變量

為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，文章以LP 法測算的全要素生產(chǎn)率為被解釋變量重新進行回歸，回歸結(jié)果如表6 所示。由表6 可知，RESTR系數(shù)分別在5%、1%、5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，與表3 的回歸結(jié)果基本一致，證明文章結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 替換被解釋變量

五、機制分析

1.融資約束機制

為檢驗混合所有制改革是否通過融資約束渠道影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，文章借鑒宋敏(2021)[22]的研究經(jīng)驗，選用SA指標(biāo)量化企業(yè)面臨的融資約束，SA指數(shù)值為負(fù)，值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束程度越高。具體公式如下：

非國有企業(yè)的混合所有制改革(RESTR)與融資約束(SA)檢驗結(jié)果如表7 第(1)列、第(2)列所示。由第(1)列可知，非國有企業(yè)混合所有制改革(RESTR)系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，說明混合所有制改革能夠顯著緩解非國有企業(yè)面臨的融資約束困境；由第(2)列可知，融資約束SA系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，即融資約束對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著抑制效應(yīng)；混合所有制改革(RESTR)系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，并且數(shù)值稍有降低（同表3 基礎(chǔ)回歸結(jié)果0.0392 相比），即融資約束是混合所有制改革與非國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的部分中介因子。

表7 融資約束機制檢驗

由表7 第(3)列、第(4)列可知，混合所有制改革(RESTR)對融資約束(SA)回歸系數(shù)為負(fù)，但均未通過顯著性檢驗，這說明對國有企業(yè)來說，混合所有制改革并未緩解企業(yè)面臨的融資約束難題。

2.公司治理機制

為考察企業(yè)混合所有制改革是否通過代理成本和代理效率渠道影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，文章借鑒李壽喜(2007)[25]研究思路，選用管理費用率來衡量企業(yè)代理成本，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量企業(yè)代理效率，具體計算公式如式(3)、(4)所示：

中介作用的檢驗結(jié)果如表8 所示，由第(1)列、第(2)列可知，非國有企業(yè)混合所有制改革(RESTR)對代理成本的回歸系數(shù)為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗，這說明混合所有制改革并沒有顯著降低非國有企業(yè)代理成本。

由表8 第(3)列可知，混合所有制改革(RESTR)系數(shù)為0.1088，在1%統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，說明混合所有制改革能顯著降低國有企業(yè)代理成本。由第(4)列可知，代理成本(Agency1)系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，即代理成本能夠顯著抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長，混合所有制改革(RESTR)系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，并且數(shù)值（與表3 基礎(chǔ)回歸結(jié)果0.0392 相比） 稍有降低，這意味著代理成本是國有企業(yè)混合所有制改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的部分中介因子。

表8 代理效應(yīng)機制檢驗

表8 第(5)列～第(8)列匯報了代理效率(Agency2)對混合所有制改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間中介作用的檢驗結(jié)果。由表8第(5)列、第(6)列可知，混合所有制改革(RESTR)對代理效率(Agency2)為負(fù)，但未通過顯著性檢驗。這說明在非國有企業(yè)中，混合所有制改革未顯著發(fā)揮“治理效應(yīng)”。

由表8 第(7)列可知，混合所有制改革(RESTR)系數(shù)為0.1846，且在1%統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，這說明混合所有制改革能夠顯著提升國有企業(yè)代理效率（資本周轉(zhuǎn)率）。

表8 第(8)列可知，在加入資本周轉(zhuǎn)率之后，國有企業(yè)混合所有制改革(RESTR)系數(shù)為0.0292，且在5%統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，且在數(shù)值上（與表3 基礎(chǔ)回歸結(jié)果0.0392 相比）稍有降低。這充分說明，代理效率(Agency2)變量是混合所有制改革與國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的部分中介因子。

六、研究結(jié)論與政策建議

文章基于融資約束和公司治理視角，選取2010—2020 年中國A 股上市公司面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。結(jié)果表明：混合所有制改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，即股權(quán)主體多元和股權(quán)融合程度越高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平越高，在考慮內(nèi)生性問題后，該結(jié)論依然穩(wěn)健。進一步研究表明，國有企業(yè)混合所有制改革能夠?qū)ζ髽I(yè)管理形成有效的監(jiān)督，提升公司治理水平，而非國有企業(yè)混合所有制改革能夠有效彌補制度缺陷，緩解企業(yè)融資約束?；诶碚摲治雠c研究結(jié)論，文章提出以下三點政策建議：

1.積極推進混合所有制改革

結(jié)合不同資本結(jié)構(gòu)的特點，深化企業(yè)混合所有制改革，形成交叉持股、股權(quán)制衡等企業(yè)法人治理機制，實現(xiàn)各種所有制資本互相聯(lián)合和有效制衡，充分激發(fā)不同產(chǎn)權(quán)資本的活力，提高企業(yè)核心競爭力。

2.優(yōu)化企業(yè)混合所有制改革路徑

結(jié)合中國企業(yè)的實際情況，進一步完善混合所有制改革的“選擇菜單”。與此同時，深化投融資體制改革，暢通股權(quán)融資渠道，改善企業(yè)資金配置效率，保障混合所有制改革實施效果。

3.營造良好的宏觀制度環(huán)境

構(gòu)建以市場價格和公平競爭等為核心的市場機制，減少政府對資源的直接配置，使市場在資源配置中起決定性作用，為發(fā)揮多元化資本監(jiān)督和治理優(yōu)勢提供制度保障。