［摘要］國(guó)有企業(yè)混合所有制改革是國(guó)資管理體制深化改革的重要舉措，是實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的必要保障。通過(guò)運(yùn)用2011-2022年上市國(guó)企的面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)了混合所有制改革對(duì)國(guó)有上市公司企業(yè)績(jī)效的提升作用，研究發(fā)現(xiàn)：一是混改顯著提升上市國(guó)企的企業(yè)績(jī)效；二是混改力度越大對(duì)企業(yè)績(jī)效提升作用越不顯著，國(guó)企實(shí)施混改要特別重視“如何混，混多少好”，謹(jǐn)防混改中轉(zhuǎn)移國(guó)企控制權(quán)；三是國(guó)企負(fù)債水平對(duì)混改提升企業(yè)績(jī)效的調(diào)節(jié)作用明顯，國(guó)企負(fù)債水平越高，其混改對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的作用越明顯；四是國(guó)企混改對(duì)企業(yè)績(jī)效的提升效果在經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)低的企業(yè)比經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)高的企業(yè)顯著；五是混改提升企業(yè)績(jī)效的渠道有企業(yè)創(chuàng)新和公司治理，企業(yè)創(chuàng)新通過(guò)研發(fā)投入和研發(fā)人力提升企業(yè)績(jī)效，公司治理通過(guò)管理費(fèi)用對(duì)企業(yè)績(jī)效施加影響。

[關(guān)鍵詞]國(guó)有企業(yè)改革；混合所有制改革；上市國(guó)企；企業(yè)創(chuàng)新；國(guó)有資本

[中圖分類號(hào)]F271；F276.1[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1002-8129（2024）08-000-00

• 引言

國(guó)有企業(yè)混合所有制改革指國(guó)有企業(yè)通過(guò)引入非國(guó)有資本（集體資本、民營(yíng)資本、港澳臺(tái)資本、外資等），優(yōu)化現(xiàn)代企業(yè)治理能力，增強(qiáng)企業(yè)核心功能和競(jìng)爭(zhēng)力，有效提升企業(yè)績(jī)效的企業(yè)所有制變革。新一輪的國(guó)有企業(yè)改革以黨的十八屆三中全會(huì)為開(kāi)端，會(huì)議中通過(guò)的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問(wèn)題的決定》提出，積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，允許國(guó)有資本和集體資本、非公有資本等交叉持股，相互融合發(fā)展成為混合所有制經(jīng)濟(jì)。黨的十九大報(bào)告進(jìn)一步指出深化國(guó)有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，培育具有全球競(jìng)爭(zhēng)力的世界一流企業(yè)。從經(jīng)濟(jì)學(xué)基本理論來(lái)看，不同所有制資本具有不同目標(biāo)函數(shù)、行為模式和利益訴求，國(guó)有企業(yè)混合所有制改革的核心在于協(xié)調(diào)處理好不同所有制主體之間的利益關(guān)系。

當(dāng)前混合所有制改革對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響研究主要集中在兩方面問(wèn)題。其一，混合所有制改革能不能提升國(guó)有企業(yè)的績(jī)效？影響機(jī)制是什么？其二，該混多少，哪種混改模式更有效？是各類所有制股份均等化更好，還是存在一種主導(dǎo)股份更好？是國(guó)資控股更好，還是民資控股更好？第二個(gè)問(wèn)題是混改深化實(shí)施的核心問(wèn)題。黃昶生和王正寒［1］認(rèn)為混合所有制改革顯著提高了企業(yè)價(jià)值，如發(fā)生企業(yè)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，提升效果更為明顯，其中的機(jī)制分析變量是企業(yè)創(chuàng)新，研發(fā)投入和研發(fā)人員占比的提升是影響創(chuàng)新的作用渠道。孫鯤鵬、方明月和包家昊［2］研究了國(guó)有企業(yè)混合所有制股權(quán)組合模式對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，認(rèn)為混改顯著提高了國(guó)有企業(yè)績(jī)效，并且非國(guó)資控股方式混改的企業(yè)績(jī)效高于國(guó)資控股方式。周觀平、周皓和王浩［3］認(rèn)為混合所有制改革后純國(guó)有股權(quán)結(jié)構(gòu)的國(guó)有企業(yè)盈利績(jī)效能獲得顯著提升，混改后激勵(lì)機(jī)制的增強(qiáng)是重要原因。楊振中、萬(wàn)叢穎［4］關(guān)注非國(guó)有參股企業(yè)的個(gè)體特征對(duì)國(guó)有企業(yè)績(jī)效的影響，民企治理結(jié)構(gòu)越完善，對(duì)國(guó)有企業(yè)績(jī)效提升越好；民企行業(yè)背景與國(guó)企越接近，對(duì)國(guó)企績(jī)效提升越顯著。倪宣明、賀英潔等（2022）［5］國(guó)企混改顯著提升了企業(yè)的資產(chǎn)收益率，主要通過(guò)降低代理成本和杠桿率兩條路徑實(shí)現(xiàn)。桑凌和李飛［6］以云南白藥為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)混合所有制改革提升了企業(yè)的市場(chǎng)績(jī)效，認(rèn)為管理層激勵(lì)、代理成本和品牌建設(shè)是混改后后中長(zhǎng)期績(jī)效提升的關(guān)鍵。王朋吾、李澤和劉浩［7］構(gòu)建了國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，發(fā)現(xiàn)混改能顯著提高東北地區(qū)上市國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力。宋冬林和李尚［8］混合所有制改革會(huì)顯著促進(jìn)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新，只有改革為非國(guó)有控股企業(yè)，改革作用才顯著。朱磊、陳曦和王春燕［9］認(rèn)為混合所有制改革通過(guò)抑制股東資金侵占行為，提高國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新效率，最終產(chǎn)生價(jià)值提升效應(yīng)。任廣乾、羅新新等［10］以A股國(guó)有高新技術(shù)企業(yè)為研究對(duì)象，認(rèn)為混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用顯著，東部地區(qū)樣本公司的混合所有制深度、混合所有制制衡度和非國(guó)有資本控制權(quán)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用均最大。王藝明和趙焱［11］認(rèn)為混合所有制改革顯著提升了國(guó)企勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，并且隨著企業(yè)規(guī)模增加，國(guó)資占主導(dǎo)的改革效果優(yōu)于非國(guó)資占主導(dǎo)的改革。李剛磊和邵云飛［12］認(rèn)為當(dāng)前混改仍存在“混而不改”“混而不合”“動(dòng)力不足”等問(wèn)題，提高國(guó)企經(jīng)營(yíng)和治理效率的主要改革目標(biāo)還未實(shí)現(xiàn)。趙璨、宿莉莎和曹偉［13］認(rèn)為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)通過(guò)混改顯著提升了企業(yè)投資效率，國(guó)企引入非國(guó)有資本的引入降低了企業(yè)過(guò)度投資；民企引入國(guó)有資本緩解了企業(yè)投資不足。劉曄、張訓(xùn)常和藍(lán)曉燕［14］認(rèn)為國(guó)有企業(yè)混改后全要素生產(chǎn)率顯著提高，并且國(guó)有控股型混改效果高于完全私有化改革，非國(guó)有控股型混改在競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中對(duì)企業(yè)效率的提升更大。趙放、劉雅君［15］認(rèn)為混改對(duì)國(guó)企創(chuàng)新效率提升作用顯著，東部地區(qū)最明顯，其中混改對(duì)創(chuàng)新研發(fā)效率的提升顯著，對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出效率的作用不明顯。王曙光、徐余江［16］認(rèn)為應(yīng)以打造市場(chǎng)化環(huán)境和促進(jìn)市場(chǎng)開(kāi)放競(jìng)爭(zhēng)為導(dǎo)向，推進(jìn)宏觀層面混合所有制改革，以尊重企業(yè)自主決策為導(dǎo)向，謹(jǐn)慎推進(jìn)微觀層面混合所有制改革。馬紅、侯貴生［17］認(rèn)為地方政府的國(guó)企依賴行為抑制了國(guó)企創(chuàng)新產(chǎn)出和升級(jí)水平，而混改優(yōu)化了國(guó)企內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，緩解了地方國(guó)企依賴對(duì)國(guó)企創(chuàng)新的負(fù)面影響。張志平、凌士顯和呂風(fēng)光［18］認(rèn)為異質(zhì)性大股東能顯著提高企業(yè)并購(gòu)價(jià)值，作用路徑包括監(jiān)督控股股東、激勵(lì)管理層和為非國(guó)有企業(yè)提供異質(zhì)股權(quán)“扶持效應(yīng)”。蘇三妹和劉微芳［19］認(rèn)為混合所有制改革顯著提高了國(guó)企債務(wù)成本，國(guó)企內(nèi)部控制質(zhì)量隨著混改推進(jìn)也明顯提升，并且良好的內(nèi)部控制能在混改與債務(wù)成本之間發(fā)揮有效的調(diào)節(jié)作用。凌志雄和夏倍蓉［20］認(rèn)為混合所有制改革能提高國(guó)企投資效率，并且在管制性行業(yè)、東部地區(qū)的國(guó)企混改對(duì)投資效率的提升作用更大，最終達(dá)到提高企業(yè)價(jià)值的結(jié)果。

• 研究假設(shè)

假設(shè)H1：對(duì)于國(guó)有上市公司而言，實(shí)施混合所有制改革能顯著提升企業(yè)績(jī)效。

假設(shè)H2：對(duì)于國(guó)有上市公司而言，在實(shí)施混改后國(guó)資仍處于絕對(duì)控股的條件下，推行的混改力度越大企業(yè)績(jī)效提升越顯著。

假設(shè)H3：對(duì)于國(guó)有上市公司而言，國(guó)企財(cái)務(wù)負(fù)債水平對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用明顯，即國(guó)企負(fù)債水平越高，混改對(duì)其企業(yè)績(jī)效提升的作用越顯著。

假設(shè)H4：對(duì)于國(guó)有上市公司而言，國(guó)企經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用明顯，即國(guó)企經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越高，混改對(duì)其企業(yè)績(jī)效提升的作用越顯著。

• 實(shí)證研究

• 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

國(guó)有企業(yè)混合所有制改革是一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文研究重點(diǎn)是國(guó)有企業(yè)試點(diǎn)混合所有制改革后對(duì)其企業(yè)績(jī)效的影響，首先選取2011-2022年上市國(guó)有企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，然后確定12年期間實(shí)際控制人股權(quán)性質(zhì)全部是國(guó)企的國(guó)企名單，作為一類國(guó)企共1142家；再明確12年期間實(shí)際控制人股權(quán)性質(zhì)發(fā)生過(guò)非國(guó)有轉(zhuǎn)變，以及維持非國(guó)有年份小于5年且當(dāng)前仍未國(guó)有的國(guó)企名單，作為二類國(guó)企共60家，最終確定1202家國(guó)有上市公司的樣本范圍。

• 企業(yè)混合所有制改革成功的界定

國(guó)有企業(yè)混合所有制改革成功的標(biāo)準(zhǔn)有很多，本文采取在學(xué)界被廣泛認(rèn)可的標(biāo)準(zhǔn)，即國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)讓其國(guó)有股權(quán)至非國(guó)有股東，當(dāng)國(guó)有上市公司股東中出現(xiàn)持股10%及以上的單一非國(guó)有股東時(shí)，認(rèn)定國(guó)有企業(yè)混合所有制改革成功。按照以上標(biāo)準(zhǔn)，再剔除金融業(yè)、ST以及變量缺失樣本后，最終得到1202家國(guó)有上市公司的13038個(gè)樣本數(shù)據(jù)。其中，2480個(gè)樣本屬于發(fā)生了國(guó)有企業(yè)混合所有制改革的樣本數(shù)據(jù)，將其作為處理組，包含上市國(guó)有企業(yè)418家，其余10558個(gè)樣本被認(rèn)定為未進(jìn)行國(guó)企混合所有制改革，作為控制組。

本文發(fā)生混合所有制改革的國(guó)有上市企業(yè)名單是通過(guò)對(duì)國(guó)有上市公司前十大股東持股比例數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)清理整理獲得，其余的公司財(cái)務(wù)、公司治理等數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文數(shù)據(jù)的收集整理、統(tǒng)計(jì)推斷和假設(shè)檢驗(yàn)借助STATAMP17.0和EXCEL完成。

• 變量選擇與模型設(shè)計(jì)

1.被解釋變量

本文選取托賓Q值來(lái)測(cè)度企業(yè)績(jī)效。研究發(fā)現(xiàn)，該指標(biāo)對(duì)公司價(jià)值、績(jī)效、發(fā)展?jié)摿Φ染哂辛己玫臏y(cè)度能力。為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選用投入資本回報(bào)率進(jìn)行對(duì)照實(shí)證分析，以驗(yàn)證研究結(jié)論的可靠性。

2.核心解釋變量

（1）處理組與控制組的區(qū)分。如樣本數(shù)據(jù)反映的國(guó)有上市公司股東中出現(xiàn)持股超過(guò)10%的單一非國(guó)有股東則為處理組，否則為控制組。

（2）試點(diǎn)政策實(shí)施時(shí)間。以樣本數(shù)據(jù)中國(guó)有上市公司實(shí)際成功發(fā)生混合所有制改革的相應(yīng)年份為準(zhǔn)。

（3）核心變量構(gòu)建。構(gòu)建treated（虛擬變量）區(qū)分處理組和控制組，treated=1代表樣本國(guó)有上市公司中實(shí)際發(fā)生混改的企業(yè)，歸入處理組；treated=0代表樣本國(guó)有上市公司中尚未實(shí)現(xiàn)混改的企業(yè)，歸入控制組。構(gòu)建post（虛擬變量）區(qū)分混改開(kāi)始與否，post=1代表國(guó)有上市公司已成功混改，處于試點(diǎn)中，post=0代表上市公司尚未完成混改，處于試點(diǎn)前。

3.控制變量

為了排除相關(guān)其他因素的干擾，選擇以下控制變量，包括資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)成長(zhǎng)性、負(fù)債水平、創(chuàng)利能力、營(yíng)運(yùn)能力、獨(dú)立董事占比、高管平均薪酬、年份虛擬變量，以及代表宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與形勢(shì)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和采購(gòu)經(jīng)理人指數(shù)等指標(biāo)。

4.模型構(gòu)建

基于2011-2022年上市國(guó)有企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分模型（DID）進(jìn)行大樣本估計(jì)。由于不同國(guó)企上市公司實(shí)施混合所有制改革的不盡相同，傳統(tǒng)雙重差分模型要求政策試點(diǎn)發(fā)生時(shí)間點(diǎn)一致，因此本文在傳統(tǒng)雙重差分模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建不同試點(diǎn)的多期雙重差分模型，如下式（1）（2）所示：

其中：βi（i=0，1，2）為各解釋變量的回歸系數(shù)；i表示企業(yè)，y表示年份，tobinqi，y和roici，y表示公司i在y年的企業(yè)績(jī)效；DIDi，y為核心解釋變量，等于treated*post，其系數(shù)β1能捕捉發(fā)生混合所有MPndjIQFWJAWnNnthbtS5w==制改革對(duì)國(guó)有上市公司企業(yè)績(jī)效的平均變動(dòng)，系數(shù)為正表示混改提升了企業(yè)績(jī)效，為負(fù)表示混改抑制了企業(yè)績(jī)效；controls為企業(yè)經(jīng)營(yíng)治理方面的特征變量；γi為企業(yè)固定效應(yīng)，δy為年份固定效應(yīng)，εi，y為隨個(gè)體與時(shí)間同時(shí)改變的擾動(dòng)項(xiàng)。

• 實(shí)證分析與結(jié)果

• 基準(zhǔn)模型結(jié)果分析

使用TOBINQ和ROIC作為被解釋變量，對(duì)多期雙重差分模型（1）與（2）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示。模型1列顯示，當(dāng)完全控制時(shí)間效應(yīng)、個(gè)體固定效應(yīng)，并排除與企業(yè)經(jīng)營(yíng)治理特征和相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)，核心解釋變量DID的回歸系數(shù)為0.3059，在1%的置信水平上顯著為正；模型2列顯示，當(dāng)放松排除控制變量的影響時(shí)，DID系數(shù)變?yōu)?.2208，在1%的置信水平上顯著為正，說(shuō)明國(guó)企進(jìn)行混合所有制改革會(huì)顯著提升企業(yè)績(jī)效，并且控制變量對(duì)于厘清核心解釋變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的真實(shí)解釋力必不可少，缺失將導(dǎo)致實(shí)證分析偏差。還需判斷回歸模型中是否存在個(gè)體固定效應(yīng)，綜合評(píng)判個(gè)體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)方差中占比0.5595，以及固定效應(yīng)回歸中F檢驗(yàn)的P值0.0000，認(rèn)為固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸模型。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用投入資本回報(bào)率替代托賓Q值作為被解釋變量，模型（3）控制時(shí)間效應(yīng)、個(gè)體效應(yīng)，并排除控制變量影響，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.1022；模型（4）放松以上三者的影響，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.1623，兩者在10%的置信水平上均不顯著。同時(shí)，兩模型的個(gè)體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)方差中占比分別為0.2024和0.0807，固定效應(yīng)回歸中F檢驗(yàn)的P值分別為0.0435和0.7857，均明顯大于0.0000，說(shuō)明混合回歸優(yōu)于固定效應(yīng)雙重差分模型，應(yīng)選用混合回歸。模型（5）為被解釋變量仍為ROIC的混合回歸結(jié)果，DID系數(shù)變?yōu)?.5206，在1%的置信水平上顯著為正，說(shuō)明國(guó)企進(jìn)行混合所有制改革會(huì)顯著提升企業(yè)績(jī)效。

以上結(jié)果證明，對(duì)于國(guó)有上市公司而言，國(guó)企進(jìn)行混合所有制改革會(huì)顯著提升企業(yè)績(jī)效，證明了假設(shè)H1成立。

• 混改力度對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的影響機(jī)制分析

在假設(shè)H1成立的基礎(chǔ)上，有必要進(jìn)一步探究混改的力度與企業(yè)績(jī)效提升的關(guān)系，即深度挖掘國(guó)有企業(yè)混合所有制改革應(yīng)該“如何混，混多少好”的問(wèn)題。采用模型（6）和（7）來(lái)初步檢驗(yàn)混改力度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，回歸結(jié)果顯示在同樣控制個(gè)體效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)和控制變量影響的條件下，核心解釋變量混改力度did的回歸系數(shù)分別為0.0033和-0.0263，兩者系數(shù)的絕對(duì)值相對(duì)模型（1）（2）和（5）均明顯變小，并且前者在10%的置信水平上不顯著，后者僅在5%的置信水平上顯著為負(fù)，這與以假設(shè)H1代表的基本理論解釋相悖，很可能混改力度對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的影響不是在一種初始條件下的簡(jiǎn)單結(jié)論，需要厘清不同初始條件對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制。

下面根據(jù)國(guó)有上市公司將其國(guó)有股權(quán)轉(zhuǎn)讓至非國(guó)有股東的關(guān)鍵股比，參考《公司法》中合法有效行使股東決策權(quán)的相關(guān)規(guī)定，整理出調(diào)節(jié)回歸結(jié)果的不同初始條件，即將樣本數(shù)據(jù)按照“國(guó)有上市公司實(shí)施混改后出現(xiàn)非國(guó)有的大股東、非國(guó)有擁有一票否決權(quán)的大股東、非國(guó)有擁有相對(duì)控制權(quán)的大股東和非國(guó)有擁有絕對(duì)控制權(quán)的大股東”進(jìn)行分組，來(lái)深度挖掘國(guó)有企業(yè)混合所有制改革應(yīng)該“如何混，混多少好”，回歸結(jié)果如表3所示。

表3模型（8）至（15）列示了混改力度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響變化，在同樣控制固定效應(yīng)，排除控制變量影響的條件下，模型（10）至（15）的核心變量did的系數(shù)絕對(duì)值均明顯偏低，且在10%的置信水平上都不顯著，證明不存在混改力度越大對(duì)企業(yè)績(jī)效提升作用越明顯的結(jié)論，假設(shè)H2不成立。具體而言，結(jié)合模型（6）和（7）的結(jié)果判斷，國(guó)有上市公司實(shí)施混改后僅在非國(guó)有股東持股10%至33%的條件下，混改力度與企業(yè)績(jī)效提升顯著相關(guān)，但影響方向并不確定，充分檢驗(yàn)了在國(guó)有上市公司領(lǐng)域?qū)嵤┗旌纤兄聘母铮浠旄牧Χ葘?duì)企業(yè)績(jī)效提升的影響機(jī)制具有相當(dāng)?shù)膹?fù)雜性，如模型（8）和（9）的did回歸結(jié)果所示。根據(jù)模型（6）至（15）的個(gè)體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)方差中占比和固定效應(yīng)回歸中F檢驗(yàn)的P值綜合評(píng)判，以上模型采用固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸。

• 不同初始條件的異質(zhì)性分析

國(guó)有上市公司的初始狀態(tài)千差萬(wàn)別，其對(duì)混改與企業(yè)績(jī)效提升的調(diào)節(jié)作用也會(huì)不同，混改對(duì)初始條件較好企業(yè)的提升作用可能低于初始條件較差的企業(yè)。本文借鑒劉瑞明和趙仁杰［21］的研究方法，從企業(yè)的負(fù)債水平和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)兩個(gè)視角來(lái)研究混改對(duì)企業(yè)績(jī)效的不同作用效果。

1. 1.負(fù)債水平的影響

本文選取2011-2022年樣本范圍內(nèi)國(guó)有上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率作為企業(yè)不同負(fù)債率水平的依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)分為低負(fù)債組和高負(fù)債組進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。模型（16）和（17）為低負(fù)債組，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.2470和-0.0009，前者在1%的置信水平上顯著為正，后者在10%的置信水平上不顯著。模型（18）和（19）為高負(fù)債組，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.3645和0.3934，兩者分別在1%和5%的置信水平上顯著為正，相比低負(fù)債組，其回歸系數(shù)的絕對(duì)值明顯更大，證明混改對(duì)高負(fù)債企業(yè)的績(jī)效提升作用更明顯更強(qiáng)，混改可以緩解高負(fù)債企業(yè)的高財(cái)務(wù)杠桿負(fù)擔(dān)，假設(shè)H3成立。根據(jù)模型（16）至（19）的個(gè)體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)方差中占比和固定效應(yīng)回歸中F檢驗(yàn)P值進(jìn)行綜合檢驗(yàn)，以上模型采用固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸。

1. 2.經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的影響

企業(yè)在實(shí)際運(yùn)營(yíng)中除了面臨財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)考驗(yàn)，還會(huì)因?yàn)榇罅抗潭ㄙY產(chǎn)投資衍生經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。同樣對(duì)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，選取2011-2022年樣本范圍內(nèi)國(guó)有上市公司的經(jīng)營(yíng)杠桿系數(shù)作為衡量企業(yè)不同經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)水平的依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)分為低風(fēng)險(xiǎn)組和高風(fēng)險(xiǎn)組進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

模型（20）至（22）為低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)組，核心解釋變量DID的系數(shù)分別為0.2645、0.2869和0.9158，前后兩者均在1%的置信水平上顯著為正，中間的系數(shù)在10%的置信水平上不顯著，并且中間模型（21）的固定效應(yīng)F檢驗(yàn)P值高達(dá)1.0000，證明采用被解釋變量ROIC進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，更宜采用混合回歸模型而非固定效應(yīng)模型，因此應(yīng)在模型（21）和（22）中采用模型（22）的檢驗(yàn)結(jié)果。模型（23）和（24）為高經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)組，核心解釋變量DID的系數(shù)為0.0000和0.0005，兩者的系數(shù)絕對(duì)值均非常小，并且均在10%置信水平上都不顯著，證明相較高經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)混改對(duì)低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)的績(jī)效提升作用更明顯，混改無(wú)法緩解高經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)的高經(jīng)營(yíng)杠桿，假設(shè)H4成立。對(duì)模型（23）和（24）的個(gè)體效應(yīng)方差在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)方差中占比和固定效應(yīng)回歸中F檢驗(yàn)P值進(jìn)行綜合研判，以上模型采用固定效應(yīng)雙重差分模型優(yōu)于混合回歸。

• 影響機(jī)制分析

企業(yè)績(jī)效的提升與企業(yè)創(chuàng)新、公司治理水平等因素密切相關(guān)，國(guó)企混合所有制改革對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的作用大小，關(guān)鍵要檢驗(yàn)影響企業(yè)績(jī)效提升的渠道機(jī)制。公司治理提升企業(yè)績(jī)效的原因在于規(guī)范化、制度化的監(jiān)督治理體系可以督促國(guó)企管理代理人聚焦運(yùn)營(yíng)效率、質(zhì)量和業(yè)績(jī)的提升，降低運(yùn)營(yíng)成本費(fèi)用。管理費(fèi)用包含企業(yè)招待費(fèi)、員工福利費(fèi)、辦公費(fèi)等相關(guān)運(yùn)營(yíng)管理費(fèi)用，本文采用管理費(fèi)用（ADMIN）作為機(jī)制分析變量之一進(jìn)行渠道機(jī)制分析。企業(yè)創(chuàng)新主要通過(guò)研發(fā)投入（R&D）和研發(fā)人力資本投入（STAFF）兩個(gè)途徑影響企業(yè)績(jī)效提升。

通過(guò)考察混改對(duì)管理費(fèi)用占營(yíng)業(yè)收入比重（ADMIN）、研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重（R&D）和研發(fā)人力資本投入占企業(yè)全體員工比重（STAFF）這三個(gè)機(jī)制分析變量的影響，進(jìn)行機(jī)制分析檢驗(yàn)，分析混改對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的影響機(jī)制，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。模型（25）至（27）檢驗(yàn)混改變量DID對(duì)三個(gè)機(jī)制分析變量的影響，核心解釋變量DID的系數(shù)分別為3.9092、-1.2985和-0.1625，前兩者均在1%的置信水平上顯著為正和負(fù)，R&D的系數(shù)在10%的置信水平上不顯著。將三個(gè)機(jī)制分析變量和核心解釋變量混改DID共同放入解釋變量建模，對(duì)托賓Q值進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6模型（28）所示，管理費(fèi)用（ADMIN）作為機(jī)制分析模型（25）中的中介指標(biāo)，以及作為混改對(duì)企業(yè)績(jī)效提升總體影響模型（28）的解釋變量，其回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為正，證明存在機(jī)制分析；研發(fā)人員投入占比（STAFF）、研發(fā)投入占比（R&D）作為機(jī)制分析模型（26）和（27）的中介指標(biāo)，以及作為混改對(duì)企業(yè)績(jī)效提升總體影響模型（28）的解釋變量，在模型（28）中兩者回歸系數(shù)在1%和5%的置信水平上顯著，研發(fā)人員投入為正，研發(fā)投入占比為負(fù)，結(jié)合總體影響模型（28）的核心解釋變量DID在10%的置信水平上不顯著（P值高達(dá)0.349），證明存在機(jī)制分析，并且混改對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的正向影響是完全通過(guò)以上2個(gè)途徑（公司治理和企業(yè)創(chuàng)新）和3個(gè)渠道影響企業(yè)績(jī)效，因?yàn)镈ID已由顯著為正變?yōu)椴伙@著。

五、研究結(jié)論與管理建議

（一）結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)：一是混改顯著提升了上市國(guó)企的企業(yè)績(jī)效，這一結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立；二是混改力度越大，企業(yè)績(jī)效提升越明顯的結(jié)論不成立，國(guó)有企業(yè)實(shí)施混改要特別重視“如何混，混多少好”的問(wèn)題。實(shí)證結(jié)果顯示，國(guó)企混改要謹(jǐn)防發(fā)生控制權(quán)實(shí)質(zhì)性轉(zhuǎn)移的情況，混得非國(guó)有股份過(guò)多將侵蝕國(guó)企規(guī)范監(jiān)管的根基，長(zhǎng)遠(yuǎn)將損害國(guó)有股東利益；三是國(guó)企負(fù)債水平對(duì)混改提升企業(yè)績(jī)效的調(diào)節(jié)作用明顯，國(guó)企負(fù)債水平越高，其混改對(duì)企業(yè)績(jī)效提升的作用越明顯；四是國(guó)有企業(yè)混合所有制改革對(duì)企業(yè)績(jī)效的提升效果在經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)低的企業(yè)比經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)高的企業(yè)更顯著；五是混改顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和公司治理，企業(yè)創(chuàng)新通過(guò)研發(fā)投入和研發(fā)人力顯著作用于企業(yè)績(jī)效，公司治理通過(guò)管理費(fèi)用對(duì)企業(yè)績(jī)效實(shí)施影響。

（二）政策建議

第一，本文實(shí)證檢驗(yàn)了國(guó)有企業(yè)實(shí)施混合所有制改革對(duì)企業(yè)績(jī)效提升具有顯著正向作用，為國(guó)有企業(yè)混改中取得的成績(jī)提供了理論支撐。鑒于這種作用的真實(shí)有效性，建議在受到中美摩擦等不確定性沖擊的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，有效利用國(guó)企混改的政策契機(jī)，積極引入優(yōu)質(zhì)外資和民資參與國(guó)有企業(yè)混改，向市場(chǎng)釋放積極的開(kāi)放信號(hào)，穩(wěn)定民資的投資信心，提高國(guó)有企業(yè)績(jī)效，實(shí)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)壓艙石和穩(wěn)定器的功效。

第二，國(guó)有企業(yè)的混合所有制改革應(yīng)當(dāng)聚焦國(guó)有資本占主導(dǎo)地位的混改類型。推進(jìn)混改、引入非國(guó)有新資本，旨在充分發(fā)揮非國(guó)有資本在激發(fā)企業(yè)活力、提升企業(yè)創(chuàng)新、拓展市場(chǎng)化投融資方式等方面的作用，同時(shí)更應(yīng)重視國(guó)有資本在企業(yè)規(guī)范化治理和程序體系化監(jiān)督等方面的根本，避免非國(guó)有資本單方面利用國(guó)有資本“無(wú)序發(fā)展、野蠻生長(zhǎng)”擾亂國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展秩序。按照實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，國(guó)企混改要謹(jǐn)防國(guó)有企業(yè)控制權(quán)的實(shí)質(zhì)性轉(zhuǎn)移，混得非國(guó)有股份過(guò)多將侵蝕國(guó)企規(guī)范監(jiān)管的根基，將勢(shì)必?fù)p害國(guó)有股東利益。

第三，有效實(shí)施國(guó)有企業(yè)深化改革得重要前提是實(shí)施分類管理，要針對(duì)不同屬性、不同初始條件的國(guó)有企業(yè)制定“一類一策、一企一法”的混改方案，找準(zhǔn)國(guó)有企業(yè)混合改革的發(fā)力點(diǎn)。參考本文不同初始條件下異質(zhì)性分析的檢驗(yàn)結(jié)果，建議對(duì)國(guó)企負(fù)債水平較高，或經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較低的目標(biāo)國(guó)企實(shí)施混合所有制改革，充分釋放放大混改的政策紅利，助推國(guó)有企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展。

第四，根據(jù)本文機(jī)制分析的檢驗(yàn)結(jié)果，建議國(guó)有企業(yè)在推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展和深化改革中，要精細(xì)系統(tǒng)編制戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃，聚焦戰(zhàn)略引領(lǐng)創(chuàng)新，鼓勵(lì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入，在研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入和研發(fā)人員配置上適當(dāng)傾斜，助力國(guó)企改革取得更好更優(yōu)的績(jī)效。

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