朱曉琳

【摘要】全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)定提升是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵內(nèi)涵， 國企高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于提高其全要素生產(chǎn)率。本文以2009 ～ 2021年我國滬深A(yù)股國有上市公司為樣本， 運(yùn)用多期DID方法探討國有資本授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的政策效應(yīng)與內(nèi)在機(jī)制。實(shí)證研究表明， 國資授權(quán)經(jīng)營改革能顯著提升所出資國企的全要素生產(chǎn)率。機(jī)制分析表明， 國資授權(quán)經(jīng)營改革主要通過緩解國企面臨的融資約束提升其全要素生產(chǎn)率。異質(zhì)性分析表明， 國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的正向影響僅存在于地方國企和代理問題較為嚴(yán)重的國企中。本研究不僅豐富了企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素及國資授權(quán)經(jīng)營改革經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)， 也為進(jìn)一步深化國資國企改革、 促進(jìn)國有經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。

【關(guān)鍵詞】國資授權(quán)經(jīng)營改革；全要素生產(chǎn)率；融資約束；高質(zhì)量發(fā)展

【中圖分類號(hào)】 F234.4? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2024）07-0036-7

一、 引言

全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)定提升是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵內(nèi)涵（金碚，2018； 劉志彪和凌永輝，2020）。黨的二十大報(bào)告指出， 高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)， 并強(qiáng)調(diào)要著力提高全要素生產(chǎn)率。國有經(jīng)濟(jì)是中國特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)的“頂梁柱”， 國企的高質(zhì)量發(fā)展直接關(guān)系到宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（黃速建等，2018）。因此， 國企高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于提高其全要素生產(chǎn)率。

黨的十八大以來， 作為深化國資國企改革的重點(diǎn)， 圍繞以“管資本”為主的國資監(jiān)管體制逐步完善， 形成了“國務(wù)院國資委—國有資本投資、 運(yùn)營平臺(tái)—國企”三層監(jiān)管架構(gòu)。國務(wù)院國資委將出資權(quán)下放至國有資本投資、 運(yùn)營公司（簡稱“兩類公司”）， 兩類公司發(fā)揮著綜合性資本運(yùn)營平臺(tái)和載體的作用， 對(duì)上（國務(wù)院國資委）承接國企出資人職責(zé)， 對(duì)下（出資企業(yè)）則以股東身份通過股權(quán)投資等方式主導(dǎo)國有資本布局， 是新一輪國資監(jiān)管的重要制度創(chuàng)新（王曙光和楊敏，2018）。2019年， 國務(wù)院印發(fā)《改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制方案》（國發(fā)〔2019〕9號(hào)）， 明確對(duì)兩類公司開展分類授權(quán)放權(quán)， 賦予其更多的經(jīng)營自主權(quán)。國資授權(quán)經(jīng)營改革不僅理順了政府與國企之間的出資關(guān)系， 確立了國企的市場主體地位， 在制度設(shè)計(jì)上實(shí)現(xiàn)了政企分開、 政資分開、 所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離， 而且還有助于減輕國企的政策性負(fù)擔(dān)（柳學(xué)信等，2019；鄭志剛，2019）， 為發(fā)揮兩類公司的作用和國有經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略的支撐作用提供了政策支撐。2022年， 中國寶武等5家央企正式轉(zhuǎn)為國有資本投資公司， 中國航空工業(yè)集團(tuán)等12家央企繼續(xù)深化試點(diǎn)。據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)， 截至2022年底， 在省級(jí)層面全國兩類公司已組建超過150家。

國資授權(quán)經(jīng)營改革在宏觀層面關(guān)乎國有經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略布局優(yōu)化調(diào)整， 在微觀層面連接國企的市場化運(yùn)營機(jī)制和核心競爭力（黃群慧和王佳寧，2017）。已有研究表明： 在宏觀層面， 國資授權(quán)經(jīng)營改革可通過產(chǎn)融結(jié)合、 發(fā)展混合所有制等優(yōu)化國有資本布局、 推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（文宗瑜和宋韶君，2018）； 在微觀層面， 國資授權(quán)經(jīng)營改革有助于緩解政府干預(yù)和管理層代理問題， 提升高管的薪酬業(yè)績敏感性（卜君和孫光國，2021）、 降低非效率投資（王景升和石揚(yáng)帆，2022）、 促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出（楊興全等，2022）、 提高企業(yè)績效（肖土盛和孫瑞琦，2021）和提升企業(yè)價(jià)值（李端生和宋璐，2020）， 進(jìn)而促進(jìn)國企高質(zhì)量發(fā)展（陳艷利和錢懷安，2023）。那么， 以設(shè)立兩類公司為核心的國資授權(quán)經(jīng)營改革能否提升所出資國企的全要素生產(chǎn)率？其作用機(jī)制是什么？為解答上述問題， 本文以2009 ～ 2021年我國A股國有上市公司為樣本， 利用手工搜集的兩類公司試點(diǎn)數(shù)據(jù)， 實(shí)證檢驗(yàn)國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響， 并深入分析其中的內(nèi)在機(jī)制。本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在： 一是基于兩類公司設(shè)立的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 從企業(yè)全要素生產(chǎn)率的角度豐富了國資授權(quán)經(jīng)營改革經(jīng)濟(jì)后果的研究， 為國資監(jiān)管改革和國企高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和政策支持。二是機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革與國企全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮著渠道效應(yīng)， 這一發(fā)現(xiàn)拓寬了關(guān)于國資授權(quán)經(jīng)營改革作用機(jī)制的研究。三是為新時(shí)期新征程繼續(xù)深化國資授權(quán)經(jīng)營改革、 推動(dòng)國有資本“做強(qiáng)做優(yōu)做大”、 提升國企核心競爭力等提出政策建議。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一） 國資授權(quán)經(jīng)營改革與國企全要素生產(chǎn)率

基于政府視角， 改組組建兩類公司， 相當(dāng)于在國務(wù)院國資委和國企之間建立一個(gè)隔離帶， 從而在制度設(shè)計(jì)層面實(shí)現(xiàn)“政資分開”與“政企分開”， 有利于弱化政府干預(yù)， 進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。已有研究發(fā)現(xiàn)， 政府干預(yù)會(huì)降低國企經(jīng)營效率（Shleifer和Vishny， 1994； 陳信元和黃俊，2007）， 而金字塔層級(jí)越多意味著越能通過放權(quán)機(jī)制弱化政府干預(yù)， 進(jìn)而提高企業(yè)經(jīng)營效率（楊興全等，2022）。兩類公司的試點(diǎn)使金字塔結(jié)構(gòu)由兩級(jí)轉(zhuǎn)變?yōu)槿?jí)， 直接減輕了國企面臨的政府干預(yù)與政策性負(fù)擔(dān)（肖土盛和孫瑞琦，2021）， 增加了創(chuàng)新所需的資源要素（江軒宇，2016）。并且， 通過國資監(jiān)管改革弱化政府干預(yù)， 還有利于激發(fā)國企獨(dú)立自主地選聘考核管理層， 推動(dòng)激勵(lì)機(jī)制的有效運(yùn)行， 進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。

基于代理問題視角， 政府授予兩類公司出資人職責(zé)， 有助于抑制行政委托代理關(guān)系的弊端， 完善國企公司治理， 強(qiáng)化監(jiān)督與激勵(lì)機(jī)制， 進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。處于金字塔式控股結(jié)構(gòu)鏈條底端的國企， 普遍存在“所有者缺位”與“內(nèi)部人控制”等代理問題（鄭志剛，2019）。有效的高管激勵(lì)機(jī)制通常被視為緩解企業(yè)代理問題的一種有力手段（Jensen和Meckling，1976）。政府通過授權(quán)清單將決策審批權(quán)、 業(yè)績薪酬考核權(quán)、 經(jīng)理層選聘權(quán)等下放至兩類公司， 形成更加完善的“授權(quán)—監(jiān)督—反饋”良性循環(huán)體制。兩類公司則通過行使股東表決權(quán)、 委派董監(jiān)高等方式積極地發(fā)揮股東的作用（王曙光和王天雨，2017）， 既能夠加強(qiáng)監(jiān)督機(jī)制以緩解長期以來國企面臨的“所有者缺位”現(xiàn)象和由此引發(fā)的內(nèi)部人控制問題（柳雅君和郭檬楠，2023）， 又能夠強(qiáng)化市場化激勵(lì)機(jī)制以激發(fā)國企經(jīng)營活力， 進(jìn)而降低國有資本代理成本， 提升國有資本股東的監(jiān)督治理效力， 有效抑制國企高管的自利行為， 激發(fā)其創(chuàng)新意愿， 推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資， 實(shí)現(xiàn)國企全要素生產(chǎn)率的提升（蔡貴龍等，2018）?；谝陨戏治觯?本文提出如下假設(shè)：

H1： 國資授權(quán)經(jīng)營改革能提升國企全要素生產(chǎn)率。

（二） 國資授權(quán)經(jīng)營改革、 融資約束與國企全要素生產(chǎn)率

國資授權(quán)經(jīng)營改革一方面能通過弱化政府干預(yù)來強(qiáng)化國企市場經(jīng)營的主體地位， 進(jìn)而提高其經(jīng)營效率與內(nèi)源性積累， 降低內(nèi)部融資成本； 另一方面， 能通過優(yōu)化外部融資環(huán)境來緩解國企面臨的融資約束問題。具體而言， 企業(yè)面臨的融資約束與外部環(huán)境密切相關(guān)， 金融發(fā)展提高了資本的供給及分配效率， 尤其是創(chuàng)新性金融工具的使用， 能有效緩解企業(yè)融資約束（Love，2003；Campello等，2011）。兩類公司作為國有資本市場化運(yùn)作的專業(yè)平臺(tái)， 以資本為紐帶、 產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)開展資本運(yùn)作， 并通過聯(lián)合社會(huì)資本設(shè)立各類產(chǎn)業(yè)投資基金、 拓展金融業(yè)務(wù)板塊、 探索產(chǎn)融結(jié)合的業(yè)務(wù)模式等形式創(chuàng)新國企融資方式， 為融資創(chuàng)造積極條件（文宗瑜和宋韶君，2018）， 在一定程度上緩解了國企面臨的外部融資約束問題。另外， 在《改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制方案》（國發(fā)〔2019〕9號(hào)）中， 政府鼓勵(lì)在兩類公司所出資企業(yè)中積極發(fā)展混合所有制。已有研究表明， 混合股權(quán)有助于企業(yè)獲得更多的股權(quán)融資、 銀行借款和商業(yè)信用， 從而緩解企業(yè)融資約束（龐廷云等，2019）。這有助于國企靈活應(yīng)對(duì)外部市場、 推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、 擴(kuò)大人力資本、 增加創(chuàng)新投入、 提高自身投資價(jià)值等， 進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率（Chen和Zhang，2018；花俊國等，2022）。基于以上分析， 本文提出以下假設(shè)：

H2： 國資授權(quán)經(jīng)營改革通過緩解融資約束進(jìn)而提升國企全要素生產(chǎn)率。

三、 變量選取與模型構(gòu)建

（一） 數(shù)據(jù)來源

本文以2009 ～ 2021年我國滬深A(yù)股國有上市企業(yè)為研究樣本， 通過國務(wù)院國資委網(wǎng)站、 Wind數(shù)據(jù)庫、 天眼查等途徑， 手工搜集國有上市公司前十大股東中有試點(diǎn)兩類公司的樣本作為實(shí)驗(yàn)組， 其余為處理組。同時(shí)， 對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選： 剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失、 財(cái)務(wù)狀況異常（?ST、ST、PT）和金融類上市公司。為了避免異常值的影響， 對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%雙側(cè)縮尾處理。最終得到11461個(gè)樣本觀察值， 其中， 實(shí)驗(yàn)組1388個(gè)， 控制組10073個(gè)。

（二） 變量選取

1. 全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率（TFP）的測度方法主要包括參數(shù)法、 半?yún)?shù)法和非參數(shù)法。其中， 半?yún)?shù)法主要包括OP法和LP法， 這兩種方法能在一定程度上解決同時(shí)性偏差和樣本選擇偏差問題， 有效緩解內(nèi)生性問題， 在微觀企業(yè)層面被普遍采用。相比OP法， LP法能夠克服樣本缺失問題， 估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。基于此， 本文借鑒Levinsohn和Petrin（2003）、 魯曉東和連玉君（2012）等的研究， 使用TFP_lp進(jìn)行主回歸檢驗(yàn)， 測算TFP_op并將其用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。TFP_lp測算模型如下：

LnY=β0+β1LnL+β2LnK+β3LnM+ε （1）

其中： Y為企業(yè)產(chǎn)出變量， 采用“職工薪酬+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)利潤+稅費(fèi)”衡量； L為勞動(dòng)力投入， 采用“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”衡量； K為資本投入， 采用固定資產(chǎn)凈額衡量； M為中間投入， 采用“購買商品接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金”衡量； 殘差ε為測度出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2. 國資授權(quán)經(jīng)營改革。國資授權(quán)經(jīng)營改革可被視為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 解釋變量（DID）即為雙重差分估計(jì)量， 實(shí)質(zhì)上為兩類公司試點(diǎn)分組虛擬變量（Treat）和時(shí)間虛擬變量（Post）的乘積Treat×Post。若樣本國有上市企業(yè)的前十大股東中有試點(diǎn)兩類公司則為實(shí)驗(yàn)組（Treat=1）， 否則為控制組（Treat=0）； 若樣本期間位于試點(diǎn)當(dāng)年或以后年度則Post取值為1， 否則取值為0。因此， 本文采用Treat×Post（DID）來度量國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的凈影響。

3. 融資約束。Hadlock和Pierce（2010）構(gòu)建的SA指數(shù)使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個(gè)隨時(shí)間變化不大且具有強(qiáng)外生性的變量， 能較為穩(wěn)健地反映企業(yè)融資約束程度， 在中國情境下的公司金融研究領(lǐng)域中得到廣泛運(yùn)用。具體計(jì)算公式為： SA＝-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中， Size為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)， Age為企業(yè)年齡。SA指數(shù)為負(fù)， 其絕對(duì)值越大代表企業(yè)受到的融資約束程度越強(qiáng)。本文主檢驗(yàn)部分采用SA指數(shù)作為融資約束的替代變量。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分， 參考陳峻等（2020）的研究， 使用FC指數(shù)衡量融資約束水平。

4. 控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)， 本文還控制了可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的個(gè)體特征變量， 具體包括： 企業(yè)規(guī)模（Size）、 企業(yè)年齡（Age）、 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、 成長性（Growth）、 總資產(chǎn)收益率（Roa）、 董事會(huì)規(guī)模（Board）、 兩職合一（Dual）和股權(quán)制衡度（Ebd）。此外， 還控制了行業(yè)（IND）虛擬變量和年度（Year）虛擬變量。

主要變量的定義見表1。

（三） 模型構(gòu)建

在國資監(jiān)管改革背景下， 兩類公司的試點(diǎn)是逐步推進(jìn)的， 所以本文實(shí)驗(yàn)組受到政策沖擊的時(shí)點(diǎn)并不一致。因此， 參考Beck等（2010）的研究， 采用多期DID估計(jì)方法， 構(gòu)建如下模型（2）以檢驗(yàn)國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響。

Tfp_lpi，t=α0+α1DIDi，t+∑αnControlsi，t+Year+IND+εi，t （2）

四、 實(shí)證結(jié)果分析

（一） 描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。國企全要素生產(chǎn)率（TFP_ lp）的均值為5.215， 最小值為2.640， 最大值為7.445， 表明不同國企之間的全要素生產(chǎn)率存在較大差異。同時(shí)， 采用OP法得到的全要素生產(chǎn)率TFP_ op與TFP_ lp變量的標(biāo)準(zhǔn)差較為接近， 說明使用不同方法衡量的全要素生產(chǎn)率差異較小。從融資約束的兩個(gè)指標(biāo)來看， SA和FC指數(shù)比較平穩(wěn)， 未表現(xiàn)出較大波動(dòng)。而Size的標(biāo)準(zhǔn)差較大， 反映出樣本國有上市公司的企業(yè)規(guī)模差異較大。其余控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與以往研究基本一致。

（二） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了研究國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響， 本文利用模型（2）進(jìn)行多元回歸分析， 具體回歸結(jié)果見表3。第（1）列只控制公司個(gè)體、 行業(yè)和年度固定效應(yīng)， 結(jié)果顯示核心解釋變量國資授權(quán)經(jīng)營改革（DID）的系數(shù)為0.098且在1%的水平上顯著。第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入了控制變量， DID的系數(shù)為0.038且在5%的水平上顯著。以上結(jié)果說明， 兩類公司的試點(diǎn)， 即國資授權(quán)經(jīng)營改革能夠顯著提升國企全要素生產(chǎn)率， H1得以驗(yàn)證。在控制變量方面， 企業(yè)規(guī)模（Size）、 企業(yè)年齡（Age）、 總資產(chǎn)收益率（Roa）、 兩職合一（Dual）的回歸系數(shù)均顯著為正， 說明企業(yè)規(guī)模越大、 成立時(shí)間越久、 總資產(chǎn)收益率越高， 以及董事長與總經(jīng)理越趨于兩職合一， 越能夠提升國企全要素生產(chǎn)率； 而資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)， 說明國企資產(chǎn)負(fù)債率的升高不利于其全要素生產(chǎn)率的提升。

（三） 機(jī)制檢驗(yàn)

本部分進(jìn)一步檢驗(yàn)國資授權(quán)經(jīng)營改革影響國企全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制， 結(jié)果見表4。第（1）列顯示DID的系數(shù)顯著為正， 表明國資授權(quán)經(jīng)營改革在一定程度上能夠緩解國企融資約束問題。第（2）列檢驗(yàn)了融資約束對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響， 結(jié)果顯示SA值越大， 即樣本企業(yè)面臨的融資約束程度越小， 其全要素生產(chǎn)率越高。第（3）列是將DID和SA納入同一個(gè)模型的回歸結(jié)果， 可以看出解釋變量DID和SA的回歸系數(shù)仍顯著為正， 且相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果， DID的回歸系數(shù)和T值統(tǒng)計(jì)量均有所降低， 驗(yàn)證了融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革和國企全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮著渠道效應(yīng)。

（四） 異質(zhì)性分析

1. 基于企業(yè)所屬行政層級(jí)的異質(zhì)性分析。國企所屬行政層級(jí)不同， 導(dǎo)致其受政府干預(yù)的程度和管理層代理問題的程度存在差異， 因此國資授權(quán)經(jīng)營改革的治理作用也可能不盡相同。相比央企， 地方國企面臨著更為嚴(yán)重的政府干預(yù)和管理層代理問題。一方面， 地方國企受到的內(nèi)外部監(jiān)督遠(yuǎn)弱于央企， 管理層代理問題更為嚴(yán)重； 另一方面， 地方政府官員為了完成政績目標(biāo)， 有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和能力去干預(yù)地方國企的經(jīng)營決策。為考察行政層級(jí)的異質(zhì)性影響， 本文借鑒陳艷利和錢懷安（2023）的研究， 按照最終控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)， 將樣本分為央企和地方國企， 采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分組回歸， 結(jié)果如表5第（1）和第（2）列所示?？梢钥闯?， DID的系數(shù)僅在地方國企樣本組中顯著為正， 說明國資授權(quán)經(jīng)營改革能夠促進(jìn)地方國企全要素生產(chǎn)率的提升， 而對(duì)央企則無明顯影響。可見， 在存在更為嚴(yán)重的政府干預(yù)和管理層代理問題的地方國企中， 國資授權(quán)經(jīng)營改革的作用更大， 對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的積極影響更顯著。

2. 基于企業(yè)代理成本的異質(zhì)性分析。本文前述理論分析認(rèn)為， 國資授權(quán)經(jīng)營改革影響國企全要素生產(chǎn)率的途徑之一便在于緩解管理層代理問題?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率能夠體現(xiàn)管理層的努力程度和管理效率， 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低， 說明管理層使用公司資產(chǎn)引致的代理成本越高（羅進(jìn)輝，2012）。因此， 本部分借鑒卜君和孫光國（2021）的方法， 采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量企業(yè)第一類代理成本， 并按照其年度中位數(shù)將樣本分為高代理成本、 低代理成本兩組分別進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果如表5第（3）～（4）列所示?？梢钥闯觯?國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的影響僅在第一類代理問題更為嚴(yán)重的樣本組中顯著為正。其可能原因是， 在代理成本較高的企業(yè)中， 國資授權(quán)經(jīng)營改革更能通過緩解代理問題發(fā)揮更大程度的政策效應(yīng)。這一結(jié)果不僅從代理成本異質(zhì)性角度提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)， 而且從代理路徑上證明了國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制。

五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一） 平行趨勢檢驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策實(shí)施之前具有相同趨勢是DID估計(jì)的關(guān)鍵前提， 本文對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)， 結(jié)果如圖1所示。將政策前一期作為基準(zhǔn)， 橫軸時(shí)間變量pre_2和pre_3分別代表政策實(shí)施前兩年、 前三年， current表示政策實(shí)施當(dāng)年， post_1、 post_2和post_3分別代表政策實(shí)施后一至三年； 縱軸是國資授權(quán)經(jīng)營改革試點(diǎn)政策對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)?？梢钥闯?， 在兩類公司試點(diǎn)前政策效應(yīng)在0以下波動(dòng)， 試點(diǎn)后在0以上波動(dòng)。這表明平行趨勢假設(shè)成立， 同時(shí)也可初步判斷國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率有一定的正向影響。

（二） PSM-DID檢驗(yàn)

在新一輪國資授權(quán)經(jīng)營改革下， 國有資本投資運(yùn)營平臺(tái)選擇投資對(duì)象時(shí)可能會(huì)受國企某些特征的影響， 進(jìn)而導(dǎo)致樣本存在選擇性偏差。為了避免該類問題對(duì)回歸結(jié)果的影響， 本部分采用傾向得分匹配與雙重差分模型相結(jié)合（PSM-DID）的方法進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。具體做法如下： 首先， 選取企業(yè)規(guī)模（Size）、 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、 總資產(chǎn)收益率（Roa）、 公司年齡（Age）、 市賬比（BM）、 董事會(huì)規(guī)模（Board）、 兩職合一（Dual）、 股權(quán)集中度（Ebd）等八個(gè)特征變量作為匹配協(xié)變量， 按照“1∶3、 有放回”進(jìn)行最近鄰匹配， 并進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)。其次， 從樣本中剔除不滿足共同區(qū)域假定的觀測值后， 進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)。從PSM匹配效率分析（見表6）可以看出， 匹配前各變量存在顯著差異， 而在匹配后差異不再顯著， 且匹配后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%， 較匹配前也都有明顯下降。同時(shí)p＞Chi2值由0.000變?yōu)?.910， 進(jìn)一步表明了匹配的合理性。

表7列示了采用固定效應(yīng)模型的PSM-DID回歸結(jié)果。第（1）列顯示， 配對(duì)后的差分估計(jì)量PSM_DID對(duì)TFP_lp的系數(shù)顯著為正， 表明采用PSM配對(duì)后， 受國資授權(quán)經(jīng)營改革影響的實(shí)驗(yàn)組同樣能夠顯著提升國企的全要素生產(chǎn)率。第（2）～（4）列列示了PSM配對(duì)后融資約束渠道效應(yīng)的檢驗(yàn)： 兩類公司試點(diǎn)政策仍然能夠緩解國企面臨的融資約束， 且融資約束在PSM_DID與TFP_lp之間仍發(fā)揮渠道效應(yīng)。上述結(jié)果表明， 采用PSM配對(duì)樣本的回歸結(jié)果不影響本文結(jié)論的有效性。

（三） 替換變量

1. 替換全要素生產(chǎn)率變量。在本部分將利用以O(shè)P法測算的全要素生產(chǎn)率（TFP_op）替換原以LP法測算的被解釋變量TFP_lp， 具體檢驗(yàn)結(jié)果見表8?？梢钥闯觯?國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用依舊顯著， 而且融資約束在其中發(fā)揮的渠道效應(yīng)也與上文保持一致。

2. 替換融資約束變量。本文還參考陳峻等（2020）的方法， 使用FC指數(shù)衡量企業(yè)受到的融資約束程度。具體算法為： ①按照年度對(duì)企業(yè)規(guī)模、 公司年齡、 現(xiàn)金股利支付率三個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理， 并根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后的變量均值對(duì)上市公司進(jìn)行升序排序， 確定融資約束虛擬變量FC_qu， 定義上三分位和下三分位的樣本分別為低融資約束組（FC_qu=0）和高融資約束組（FC_qu=1）； ②使用式（3）進(jìn)行Logit回歸， 進(jìn)而擬合出每一企業(yè)年度的P（FC_qu=1）值作為融資約束的代理變量FC，其值取值范圍為0 ～ 1， 該值越大說明企業(yè)面臨的融資約束問題越嚴(yán)重。

Zi，t=β0+β1Sizei，t+β2Levi，t+β3（CashDiv/Ta）i，t+β4MBi，t+β5（NWC/Ta）i，t+β6（EBIT/Ta）i，t （3）

其中， Size為企業(yè)規(guī)模， Lev為企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率， CashDiv為企業(yè)當(dāng)年發(fā)放的現(xiàn)金股利， MB為企業(yè)的賬面市值比， NWC為企業(yè)的凈營運(yùn)資本， EBIT為企業(yè)的息稅前利潤， Ta為企業(yè)的總資產(chǎn)。

由表9的穩(wěn)健性回歸結(jié)果可知， 前文得出的融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革和全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮渠道作用的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

（四） 安慰劑檢驗(yàn)

為了排除其他未知因素的影響， 確保樣本國有上市公司全要素生產(chǎn)率的提升是由國資授權(quán)經(jīng)營改革引起的， 本文還進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。具體地， 將兩類公司試點(diǎn)時(shí)間整體向前推三年， 構(gòu)造差分估計(jì)量DID_3并進(jìn)行回歸分析。由表10安慰劑檢驗(yàn)回歸結(jié)果可知， 國有資本投資運(yùn)營公司成立前DID_3與TFP_lp和TFP_op均不再存在顯著相關(guān)性， 表明國企全要素生產(chǎn)率的提升確實(shí)是由本輪國資授權(quán)經(jīng)營改革引起的， 本文研究結(jié)論不變。

六、 結(jié)論與啟示

本文基于兩類公司試點(diǎn)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 采用多期DID模型考察了國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)國企全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)， 并分析了其內(nèi)在影響機(jī)制， 得出如下結(jié)論： 國資授權(quán)經(jīng)營改革下， 兩類公司的試點(diǎn)顯著提升了國企全要素生產(chǎn)率； 融資約束在國資授權(quán)經(jīng)營改革和國企全要素生產(chǎn)率二者之間發(fā)揮著渠道效應(yīng)； 異質(zhì)性分析表明， 對(duì)于地方國企和代理成本較高的國企， 國資授權(quán)經(jīng)營改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為顯著。

基于上述結(jié)論， 本文提出以下政策建議：

第一， 持續(xù)深化由“管資產(chǎn)”向“管資本”轉(zhuǎn)變的國資監(jiān)管體制改革。要充分發(fā)揮兩類公司的積極作用， 明確兩類公司的功能定位， 筑牢政府與國企之間的隔離帶。一方面促使國務(wù)院國資委加強(qiáng)外部監(jiān)督職能， 減少對(duì)國企的直接干預(yù)， 另一方面促進(jìn)國企由行政型治理轉(zhuǎn)向市場型治理， 以提高國有資產(chǎn)的運(yùn)行效率， 提升所出資國企的全要素生產(chǎn)率， 進(jìn)而推動(dòng)國有經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

第二， 繼續(xù)加強(qiáng)國資授權(quán)經(jīng)營改革。通過授權(quán)清單等保障國有資本投資、 運(yùn)營公司市場主體地位， 發(fā)揮其人格化股東的監(jiān)督與治理作用， 實(shí)現(xiàn)國企所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)、 決策權(quán)與信息最佳匹配。鑒于國企所處層級(jí)、 代理問題嚴(yán)重程度等因素對(duì)國資授權(quán)經(jīng)營改革效果有所影響， 應(yīng)當(dāng)一企一策實(shí)施授權(quán)放權(quán)， 以扎實(shí)有效地推進(jìn)國資授權(quán)經(jīng)營改革。

第三， 充分發(fā)揮兩類公司的類金融屬性， 緩解國企面臨的融資約束。運(yùn)用兩類公司市場化手段和專業(yè)的資本運(yùn)作能力， 通過創(chuàng)新融資方式、 優(yōu)化外部金融環(huán)境等降低國企融資成本， 提高國有資本配置效率， 優(yōu)化國有資本布局。同時(shí)在兩類公司優(yōu)化投資組合的過程中， 積極推動(dòng)符合條件的被出資企業(yè)同時(shí)開展混合所有制改革， 以更好地發(fā)揮國資授權(quán)經(jīng)營的作用。

第四， 繼續(xù)完善國企公司治理機(jī)制， 為全面深化國企改革及完善國有資產(chǎn)監(jiān)督管理體制提供有利條件。本文前述研究發(fā)現(xiàn)存在嚴(yán)重代理問題的國企阻礙了國資授權(quán)經(jīng)營改革效果， 因此， 應(yīng)持續(xù)完善國企現(xiàn)代股份公司制度與公司治理機(jī)制， 完善績效考核與激勵(lì)約束機(jī)制， 緩解管理層代理問題， 確保授權(quán)接得住、 行得穩(wěn)， 進(jìn)而提升國企核心競爭力， 助力國有經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

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（責(zé)任編輯·校對(duì)： 羅萍? 陳晶）

【基金項(xiàng)目】國家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“數(shù)字經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理及實(shí)現(xiàn)路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：20CJY026）；河南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“‘混改背景下河南省國有資本投資運(yùn)營公司高質(zhì)量發(fā)展研究”（項(xiàng)目編號(hào)：2021CJJ151）

【作者單位】鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院商學(xué)院， 鄭州 450046