王朋吾，李 澤，劉 浩

（哈爾濱商業(yè)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，哈爾濱 150028）

0 引言

《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問(wèn)題的決定》將混合所有制經(jīng)濟(jì)提高到“公有制為主體、多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展”這一中國(guó)基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式的高度?；旌纤兄频男纬捎欣诠兄平?jīng)濟(jì)和非公有制經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，并且為建設(shè)現(xiàn)代企業(yè)與國(guó)有企業(yè)制度提供了主要組織形式和實(shí)現(xiàn)形式。結(jié)合兩種經(jīng)濟(jì)模式可以實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，對(duì)于國(guó)企來(lái)說(shuō)，既有利于加快國(guó)有企業(yè)改革又能提升國(guó)有企業(yè)的發(fā)展效率；對(duì)于其他所有制經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)，可以降低資本運(yùn)轉(zhuǎn)的風(fēng)險(xiǎn)并且快速增值。

現(xiàn)有的混合所有制研究大多集中在概念、改革的必要性和具體的路徑上，國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力的研究大多集中在對(duì)定義和指標(biāo)的探討上以及指標(biāo)體系的設(shè)計(jì)上[1-7]，但是研究混合所有制改革與國(guó)有企業(yè)活力，尤其是研究某一區(qū)域的混合所有制改革能否提高國(guó)有企業(yè)活力的文獻(xiàn)卻是缺乏。鑒于此，本文運(yùn)用DSR模型構(gòu)建國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)體系，并運(yùn)用AHP層次分析法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行量化。最后使用雙重差分方法（DID）檢驗(yàn)以東北地區(qū)滬深所A股上市國(guó)企2001—2016年的數(shù)據(jù)為樣本，國(guó)企混合所有制改革對(duì)東北地區(qū)國(guó)企企業(yè)活力的影響。

1 指標(biāo)體系的構(gòu)建

在本文定義的國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力的基礎(chǔ)上，參照UNCSD提出的驅(qū)動(dòng)力-狀態(tài)-響應(yīng)（簡(jiǎn)稱(chēng)DSR）模型，構(gòu)建國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力多維度綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

本文構(gòu)建的國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)體系分為目標(biāo)層、準(zhǔn)則層和指標(biāo)層，如表1所示。

表1 國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力指標(biāo)層次結(jié)構(gòu)

根據(jù)表1各層的計(jì)算順序，運(yùn)用Yaahp11.0、Excel2010計(jì)算出各個(gè)準(zhǔn)則層和指標(biāo)層因素的權(quán)重。A目標(biāo)層與其對(duì)應(yīng)的B層指標(biāo)的Wi和CR如下頁(yè)表2所示；B1生存能力及其對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁(yè)表3所示；B2成長(zhǎng)能力及其對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁(yè)表4所示；B3再生能力及其對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的權(quán)重和一致性系數(shù)如下頁(yè)表5所示。

由表2至表5的判斷矩陣，根據(jù)整體結(jié)構(gòu)順序進(jìn)行目標(biāo)層的一致性檢驗(yàn)，CR=0.0144，同時(shí)CR＜0.1，說(shuō)明體系的建立具有滿意一致性。因此，得到國(guó)企活力評(píng)價(jià)體系的權(quán)重（見(jiàn)下頁(yè)表6）。

表2 目標(biāo)層（A）及對(duì)應(yīng)的準(zhǔn)側(cè)層（B）指標(biāo)的Wi和CR

表3 生存能力準(zhǔn)則層（B1）及對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

表4 成長(zhǎng)能力準(zhǔn)則層（B2）及對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

表5 再生能力準(zhǔn)則層（B3）及對(duì)應(yīng)的C層指標(biāo)的Wi和CR

表6 國(guó)企活力力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系權(quán)重 （單位：%）

2 國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力實(shí)證分析

2.1 研究假設(shè)

混合所有制改革于國(guó)企而言不僅有利于加快國(guó)企改革，又能提升國(guó)企的發(fā)展活力的效率；對(duì)于其他所有制經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)，可以降低資本運(yùn)轉(zhuǎn)的風(fēng)險(xiǎn)并且快速增值。在東北地區(qū)進(jìn)行混合所有制的改革能幫助改善其公司治理結(jié)構(gòu)，使其更具有活力。

因而提出假設(shè)：東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)參與混合所有制改革之后，其發(fā)展活力提升。本文選用在2001—2016年期間于滬深交易所上市發(fā)行A股的上市國(guó)企的相關(guān)數(shù)據(jù)，剔除金融類(lèi)國(guó)企。在數(shù)據(jù)的處理上，對(duì)比組為已經(jīng)參與混改的國(guó)企。而其中未參與混改的東北地區(qū)國(guó)企，根據(jù)銷(xiāo)售利潤(rùn)率、流動(dòng)比率等主要指標(biāo)篩選后納入基礎(chǔ)組。因除改革虛擬變量有變化，而未有其他變量的不同，因此樣本選擇不會(huì)有差異，數(shù)據(jù)分析后得出的結(jié)論更具有可靠性。調(diào)查樣本分組如表7所示。

表7 調(diào)查樣本分組

2.2 模型設(shè)計(jì)

假設(shè)V表示混合所有制改革后結(jié)果的隨機(jī)變量，m=1和m=0分別表示有混改影響的差異，n=1和n=0分別表示在時(shí)間上差異。則受混改影響的結(jié)果為E（v|m=1），不受混改影響結(jié)果為E（v|m=0），受混改政策實(shí)施前影響效應(yīng)為 E（v|n=0）,受混改政策實(shí)施后影響效應(yīng)為 E（v|n=1）。通過(guò)橫向比較可以得到混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)改革的凈影響為E（v|m=1）-E（v|m=0）。通過(guò)縱向比較可以得到混合所有制改革實(shí)施前后凈效果為E（v|n=1）-E（v|n=0）。由此可推出在不同時(shí)間不同國(guó)企的混改政策影響變化的凈效應(yīng)為[E（v|m=1）-E（v|m=0）]-[E（v|n=1）-E（v|n=0）]。這一結(jié)果不僅反映了我國(guó)混改實(shí)施前后的效果，也反映了有無(wú)受混改國(guó)企活力的差異。

設(shè)解釋變量為V，m表示對(duì)比組和基礎(chǔ)組的不同組間的啞變量，n表示企業(yè)實(shí)施混改前后與時(shí)間相關(guān)的啞變量，mit*nit表為交互項(xiàng)，控制變量用control來(lái)表示，隨機(jī)干擾項(xiàng)是εit。以此設(shè)立雙重差分模型：

對(duì)于對(duì)比組而言（即m=1），政策變更前后的政策凈效果為α2+α3。

由式（1b）減去式（1a）得到：

對(duì)于基礎(chǔ)組而言（即m=0），政策變更前后的政策凈效果為α2。

由式（1e）減去式（1d）得到：

由此，對(duì)于對(duì)比組（m=1）和基礎(chǔ)組（m=0）總體混改前后效果為式（1c）減去式（1f）得到α3。α3即為則改雙重差分模型中最主要的雙重差分估計(jì)量。若α3＞0，說(shuō)明我國(guó)混合所有制改革對(duì)東北地區(qū)國(guó)企發(fā)展活力影響是正向作用；若α3＜0，表明混改不僅不能提高國(guó)企活力，還具有反向作用。

借鑒韋紅星等（2013）構(gòu)建的模型，結(jié)合東北地區(qū)實(shí)際情況，建立模型：

模型（2）中的具體變量解釋如表8所示。

表8 模型變量

模型（2）中考慮并控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)的經(jīng)營(yíng)年限(Fage)、行業(yè)和年份（Ind&Year）的影響。其中，α2和α3分別控制改革組和非改革組的差異、控制時(shí)間影響對(duì)比組和基礎(chǔ)組的差異，反映國(guó)企混改效果的估計(jì)量為α4。根據(jù)DID分析法，若α4＞0說(shuō)明國(guó)企混改后企業(yè)發(fā)展活力增加，反之為減弱。

2.3 回歸分析

表9為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。表10為基礎(chǔ)組和對(duì)比組在混合所有制改革前和改革后的東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)活力的差異。從國(guó)企混改后的基礎(chǔ)組數(shù)據(jù)來(lái)看，企業(yè)活力均值從0.002增加0.06到0.062，且在1%的水平上顯著；從國(guó)企混改后的對(duì)比組數(shù)據(jù)來(lái)看，前后的均值增加了0.078，同樣也在1%的水平上顯著。這表明從各組樣本觀測(cè)值看出，混合所有制改革都切實(shí)提升了東北地區(qū)國(guó)企活力。DID列⑦中企業(yè)活力均值與中位數(shù)的雙重差分值數(shù)據(jù)分別為0.088和0.022且在1%的水平上顯著。這說(shuō)明對(duì)比組樣本中的企業(yè)在經(jīng)歷了混改后企業(yè)活力提高且具有顯著性水平。數(shù)據(jù)支持上文所提出的假設(shè)。

表9 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

表10 分樣本組平均值差異的檢驗(yàn)

表11 混合所有制改革與企業(yè)活力回歸結(jié)果

表11的回歸分析結(jié)果表明，在控制東北地區(qū)國(guó)企的經(jīng)營(yíng)年限（Fage）、規(guī)模（Size）、年份（Year）和行業(yè)分類(lèi)（Index）等因素的情況下，交互項(xiàng)（Fv×Ft）α3系數(shù)在1%水平下顯著為0.0769＞0。說(shuō)明東北地區(qū)實(shí)行國(guó)企混合所有制改革政策后，企業(yè)活力上升。結(jié)果與模型的假設(shè)和分析是具有一致性。并且國(guó)企活力與上述除年份外的控制變量均不存在顯著聯(lián)系。Year的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明隨著國(guó)企改革的推進(jìn)，東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)活力比以往有所提升。

3 結(jié)論

影響東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力的因素眾多，結(jié)合本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，我國(guó)東北地區(qū)國(guó)企活力受助于國(guó)家大力推行的混合所有制經(jīng)濟(jì)政策近。同時(shí)也應(yīng)該看到，東北地區(qū)混合所有制改革還存在著政企不分、國(guó)有股一股獨(dú)大、所有者缺位、員工持股比例普遍較低、國(guó)有企業(yè)歷史包袱重、企業(yè)制度不健全等諸多障礙性因素。鑒于此，政府和企業(yè)應(yīng)主動(dòng)作為，采取包括推動(dòng)存量產(chǎn)權(quán)多元化，大力鼓勵(lì)非公有制經(jīng)濟(jì)參與國(guó)有商業(yè)類(lèi)企業(yè)和員工持股細(xì)則，健全商業(yè)類(lèi)和公益類(lèi)分級(jí)考核指標(biāo)體系，積極引入職業(yè)經(jīng)理人，推進(jìn)高管的去行政化，加快僵尸企業(yè)出清等有針對(duì)性的措施，加快混合所有制改革，切實(shí)提高國(guó)有企業(yè)活力，促進(jìn)東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。