产权多元化对东北地区森工企业社会绩效的影响研究

（吉林大学中国国有经济研究中心，吉林 长春130012）

（吉林大学经济学院，吉林 长春130012）

一、引 言

作为“国企改革三年行动”的重要内容，国资委将力求在混合所有制改革和国有资产管理方面取得新的突破；而产权多元化作为提升国有企业经营效率的重要举措，自然是当下工作的重中之重。目前，对于资源型产业的森林企业来说，由于产权结构单一而导致的企业内在发展动力不足问题逐渐显现，其弊端制约着企业发展的诸多利益方。产权多元化改革在一定程度上，发挥着提高资源性国有企业效率的作用；从长远出发，有助于提高资源的利用率，可以缓解东北地区森林资源流失、短缺的现状，符合森工企业高质量发展的内涵，因此实行产权多元化政策势在必行。在衡量产权多元化对于资源性国有企业绩效的影响方面，由于其特殊的企业性质，在发挥经济功能作用的同时，也要注重担负社会责任，即具有社会功能的属性。新时代对于国有企业提出了新的要求，从而使国有企业在国民经济中所处的地位，与其肩负的特殊使命相匹配。国有企业把握并处理好经济效益与社会效益的关系，不仅对于企业员工和政府权益有重要意义，还对整个产业领域的健康发展与中国全面深化改革的进程有深远影响。基于国有企业社会责任的视角，从利益相关者理论出发，对利益相关者的满意程度和贡献程度进行评价十分必要。由此可见，产权多元化改革的效果评价意义重大，关乎混合所有制改革的成败。基于此，本文尝试在定性分析的同时，构建有关东北森工企业社会绩效的综合计量模型，结合87 家森工企业的面板数据，检验产权改革对东北地区森工企业社会绩效的影响效果，并据此提出有关森工企业产权多元化改革的政策性建议。

二、文献综述

在林业的效益问题和价值评估方面，国外研究相对于国内研究而言，核心文献更多，采用的计算模型更为多样、成熟，并且内容多集中于对森林提供的产品和服务的综合价值计算。如Haripriya（2001）尝试采用综合环境与经济核算卫星系统（SEEA）将森林资源纳入国民核算，调整国内生产总值（GDP），以减少森林资本的消耗。Chiabai（2011）采用一种自下而上的方法框架，通过应用荟萃分析，价值转移和扩大规模程序估算了全球森林生物群落提供的关键生态系统服务价值。Ron（1999）针对世界许多地区红树林生态系统迅速减少的现状，将红树林保护的成本和收益与水产养殖和林业等替代用途产生的成本和收益进行了比较，深入地了解了红树林所提供的产品和服务的价值。但是不管国内研究还是国外研究，学者们对于由某一因素变动所引起的森林社会价值和效益变动的定量研究并不多，特定到对森林产业中森工企业的社会效益变动的研究更为稀少，因此本文的研究可以有效填补这部分空白。

在与林业产权相关问题的研究方面，根据内容大致可将国内研究分为三类。第一类主要研究森林产业产权多元化对森林资源管理的影响及对策。如吴冬川（2006）着眼于林业产权变化，以鹰潭市为例，阐述了不同林权结构对森林管理的作用机制，并提出了相应的对策措施。李钟涛（2011）结合我国林业产权多元化的内涵，探讨了加强森林资源管理的管理对策。第二类研究产权多元化对林业的影响。如盖云（1994）在牡丹江林区全面展开产权制度改革，加快企业经营机制转换的背景下，从理论角度分析了产权多元化对全林区经济的影响。张永明（2010）研究了林改后森林资源管理体制、林业产业化发展、产权流转等方面对森林可持续经营的影响。第三类通过对产权制度的分析，提出产权多元化改革的建议。如孙宏斌（2008）通过分析森林产权制度的重要性，提出应着力做好多元化森林资源产权主体定位以及政府角色定位的建议。韩志扬（2013）从世界资源产权制度的发展趋势入手，提出了我国应从森林资源的多元效益出发，进行产权多元改革的观点。由此可见，第一类研究的主体是森林资源管理，而并非对森工企业的影响；第二类研究对森林产业的影响，但是仅从定性角度来分析，并未对其综合影响进行定量衡量；第三类研究是对产权改革方向提出制度建议，但未明确其作用力的大小。因此，本文研究产权多元化对森工企业社会绩效的影响，既明确了主体森工企业，又从定量的角度测度其对森工企业的影响，有一定的研究意义。

在国外对产权的相关研究中，研究数量比较少，研究方向也不大一致。如Engel（2006）基于印度尼西亚权力下放的情况，通过博弈论模型解释了社区和公司之间的战略互动。Linde-Rahr（2008）研究了越南的森林产权支付意愿（WTP），并使用此信息来识别产权作为市场经济高度发达的商品的价值。Brunette（2018）基于森林产权的私有化，分析了效用为双变量的私有森林所有者的保险和自我保险选择。

在国内外关于森林相关问题的文献中，国内学者和国外学者还有一些不同的研究重点。国内学者在关于森林工业方面的问题上，更注重研究企业发展与生态环境的关系以及如何推动产业发展转型以提升经济效益。如董沛武（2013）以伊春市双丰林业局为例，研究了林业产业与森林生态系统之间的相关性及耦合特征。张绍全（2018）分析了森林康养相关概念与作用机理，总结了国内外有特色的森林康养发展模式。而国外学者更加注重学术探讨，关于森林的理论方面研究比较多。如Park（1998）介绍了从林分产生木材和非木材产品，服务和生态功能时的采伐时机经济规则。Czajkowski（2017）调查了在波兰实施新的全国性森林管理和保护计划的公众偏好的空间异质性，用与森林特征有关的空间计量经济学方法和高分辨率地理信息系统数据解释了源自离散选择实验研究的个体特定支付意愿值的变化。

同时，社会绩效也是企业绩效的重要组成部分，对于企业的经营效果评价有着重要的影响。例如，Senetal（2006）研究发现，公司在经营自身业务的同时，如果能适当地担负一定的社会责任，会给公司带来一些长远利益，例如消费者的信任。Scholtens 和Bert（2008）以1991-2004年289 家公司为研究对象，检验了企业的经济绩效与社会绩效之间的Granger 因果关系，发现二者高度相关。崔新健等（2008）在对不同类型的企业进行了对比分析之后，提出其他各类社会企业应以国有企业为标杆，积极履行自身的社会责任。

总之，关于产权多元化对森工企业社会绩效的影响，国内外探讨的都比较少。虽然有些学者对影响森林产业的因素进行了研究，但是其仅停留在了理论层面，没有对影响的程度用模型或数据进行定量分析，而且也没有深入对森林产业中的森工企业进行研究。同时在之前有关产权多元化的研究论文中，大多数学者聚焦于经营性国有资产，对于资源性国有资产研究较少。近年来即使有少数学者关注资源性国有资产的相关问题，其探讨也往往较为宽泛。因此，本文鉴于目前的研究现状，拟深入探讨森林这一重要的资源性国有资产，用定量分析的方法，去衡量产权的变化对森工企业社会绩效所造成的影响，并对未来森工企业发展提出有针对性的政策建议。

三、理论机制与研究假设

从国内外较大的经济变革来看，每一次经济结构的转变或者制度的变迁都伴随着社会福利的损失。从短期来看，或许改革会带来社会整体福利的绝对增加，但长期来看，特定社会主体的福利或多或少会受到损失，而由此造成的改革阵痛甚至会带来经济发展的泥淖，由此带来的困境，对整个社会和地区的发展都是极大的阻碍。这种情况构成了社会福利损失假说的核心内容。

由此可知，政策评价方在产权改革中要兼顾不同主体的利益变化。考虑到资源性国有企业在引入产权多元化来优化产权治理结构时担负的社会责任，本文通过利益相关者理论来考量制度变迁对社会效益产生的影响。利益相关者理论要追求所有利益相关者的整体利益，包括所有者、消费者以及政府等。从相关利益者角度出发，分析企业改制对于不同社会主体的影响效果，更具有针对性和现实意义。本文从社会层面选取了企业员工和政府部门这两个具有代表性的群体，总结出了相关历史问题。

一是冗员问题。由于历史上的政策性负担等原因，目前的国有森工企业都不同程度地存在一定量的富余人员，他们已经成为企业经济效益增长的障碍。二是员工的工资待遇低。目前大多数的国有森工企业都存在不同程度的经济困难，其突出表现为生产经营所需资金缺乏，因而往往只有能力支付给员工法律所规定的最低工资，甚至拖欠职工工资现象普遍。三是企业给政府造成的压力较大。由于企业经营者受到的激励与约束作用不强，因而难以产生持续的经营动力。在这种情况下，企业的发展可能会受到阻碍，自身的生产力水平和盈利能力也会较难提高。企业自身造血能力的不足也给政府的财政资金补贴施加了较大的压力，使政府负担加重。

在理论上，企业产权结构的调整对于企业员工人数的影响具有阶段性特征。产权结构的调整强化了改制企业的预算约束，最初推动企业为实现更高的经济效益而降低成本，从而选择减少员工人数（Shleifer and Vishny，1994）长期来看，当企业因为制度变革实现了经营能力与管理水平的提高而扩大了产出水平，实现了经济效益的超越，反而会使员工人数增加。在产权改革后，非国有资本比例的提高在一定程度上会减少政府干预，从而将降低其政策性负担；与此同时，以效率最大化为目标的非国有资本所有者会着力解决企业的冗员问题，最终企业经济状况的提高将有利于工资水平的提高。但是在改革的过程中，往往会产生一些难以避免的摩擦成本，政府和私人经营者利益的冲突也会使最初改革的效果具有不确定性，甚至与最终结果背道而驰。

鉴于此，根据过往的相关研究结论，本文提出理论假设如下：

H1：基于利益相关者视角，产权多元化对职工人数具有正U 型影响。

H2：基于利益相关者视角，产权多元化对职工工资具有正U 型影响。

H3：基于利益相关者视角，产权多元化对政府负担具有倒U 型影响。

四、数据、变量与计量模型

（一）数据来源及说明

本文以2007-2018年东北地区87 家森工企业为样本，通过对计量模型的回归，验证此前提出的理论假设，以期能够对相关部门尤其是地方国资委提供产权改革的建议，拓宽此学术领域的边界。数据来自统计年鉴与启信宝官方数据平台，后续所有估计均通过stata15.1 软件完成。

（二）变量选择

本文的两个假设分别针对企业员工和地方政府这两个主要的利益相关者，相应地，本文的被解释变量也从这两方选取。

一是员工层面，主要考虑两个指标：员工人数和员工平均工资水平。员工平均工资水平即用工资总额除以员工人数来度量，该指标可以较为准确地衡量员工的待遇情况。

二是政府层面。林毅夫等学者早年曾提出国有企业预算软约束的问题，说明政府的干预一方面对于企业的经营和发展具有重要的制约或促进作用，另一方面又反过来影响自身的管理负担。鉴于此，本文采用政府负担，即国家投资额与企业总产值的比来度量政府利益方的成本。

综上所述，本文选取的三个被解释变量分别对应上述三大历史问题，可以较为全面地测度并检验产权多元化对于森工企业社会绩效的影响。

对于核心解释变量来说，本文主要选取两个指标：非国有资本比例，即企业中非国有资本在其全部资本中所占的比重在和非国有资本比例的平方项。鉴于现今大多数学者都认为企业的社会绩效与非国有资本比例之间不是简单的线性关系，而是较为复杂的非线性关系，故本文在非国有资本比例的基础之上还引入了其平方项。

此外，森工企业随时间变化的其他主要属性由模型中的控制变量来表示。这些控制变量包括员工数量、以固定资产衡量的企业资本、森林管护面积等影响企业社会效益的因素。一般来说，企业固定资本越多，表明企业的资金实力越雄厚，相应的企业势力也就越大，对于社会绩效相关变量的影响程度也就越大；而森林管护面积越大，企业的经营范围越广，承担的社会责任也就越大，因此与利益相关者的关系业绩越紧密。

通过对原始数据进行总结分析，各变量得出的描述性统计结果如表1所示。

（三）计量模型设定

在本研究中，我们将采用固定效用模型，其主要作用在于进行纵向比较，消除在横向比较中由企业自身固有的先天性导致的差异结果，从而集中考察效率在转型期间伴随产权变化可能发生的相应变化。模型设定如下：

表1 描述性统计

式（1）中，Yit是t年第i 个企业的员工或政府层面的社会绩效指标；αi是企业固定效应，测度个体异质属性，这些不随时间变化的属性可能包括企业的法律形式、企业文化、管理风格等等；propertyit为第t年第i 个企业产权多元化结构的变量。鉴于我们的样本企业大多为国有资本与非国有资本结合的产权结构，故在这里使用非国有资本比例来度量产权多元化；而propertyit2则是第t年中第i 个企业的非国有资本比例的平方项；controlit为一系列控制变量；yeart表示时点固定效应，用来控制随时间变化而不随个体变化的外部环境，例如地方政府的企业发展政策，与前述的个体固定效应组成了双向固定效应；μit为随机干扰项。

五、实证结果分析

为了便于进行稳健性检验，本文将逐一引入控制变量，对模型进行估计。如表2所示，模型（1）首先报告了混合OLS 的基准估计结果。由估计结果可知，非国有资本比例的一次项在1%的显著性水平下为负数，说明员工人数随着民营资本的引入而逐渐变少。事实上，虽然引入以效率为先的非国有资本所有方在一定程度上有利于解决国有森工企业历史的冗员问题，但伴随着企业经营规模的扩大，企业经营者必然要为企业扩充“新鲜血液”，所以员工人数直线下降并不符合常理。鉴于非国有资本比例的平方项并不显著，本文认为混合OLS 估计过于简单，以至于忽略了企业的异质性影响，导致估计结果出现明显偏差。为了将企业之间固有的差别因素纳入模型，本文继续引入了固定效应模型。F 检验的P 值为0.00002，在1%的水平下拒绝“所有森工企业同质”的原假设，说明企业之间具有差别；与此同时，虚拟变量最小二乘模型的估计结果显示，企业个体变量大多显著不为0，进一步印证了企业的异质性结论。除了企业自身的固定效应，还应考虑时点的固定效应，并进一步搭建双向固定效应模型，进行实证估计。现实生活中，各地政府每年对于国企改革的政策支持力度不同，因而企业的生产经营和股东状况也会受到相应的影响。基于此，本文在企业固定效应的基础上，引入双向固定效应模型，考察时点因素对于所研究的问题的影响。结果显示，绝大部分时间的虚拟变量都在1%的显著性水平下显著，说明时点固定效应显著存在。经典的Hausman 检验假定，在两种效应的估计结果相差不大的时候，随机效应的估计效率明显大于固定效应，然而本文的传统Hausman 检验P 值为0.00009，在1%的水平下表示原假设不成立；即便是考虑了异方差的情况，稳健的Hausman 检验P 值依然在10%的显著性水平下拒绝原假设，故本文下述所有模型均采用截面与时点的双向固定效应模型，所有报告均显示以企业作为类别，聚类稳健标准误后的结果。

在模型（2）中，只考虑非国有比例与非国有比例平方项与社会绩效指标的关系。从回归结果中可以看出，非国有资本比例的变化对于员工总规模具有显著的正U 型影响，且正U型拐点为54。当引入森林管护这一控制变量后，可以从模型（3）的回归结果中看出，森林管护面积对员工人数在1%的显著性水平下具有显著的正向影响。这可能是因为随着森林管护面积的增大，企业的经营规模不断扩大，需要的雇佣劳动者人数也随之增多。模型（4）在模型（3）的基础上引入了企业资本这一控制变量，显著性水平虽然较森林管护面积有所降低，可依然通过了10%显著性水平下的检验。此时企业资本与森林管护面积对员工人数都具有较为显著的正向影响，企业资本的增加反映了企业盈利能力的增强，对于扩大规模与增加就业人数具有积极影响。

表2的回归结果显示，在模型（2）、模型（3）与模型（4）三种情况下，非国有资本比例对于员工人数的影响不变，均为正U 型关系。这说明随着非国有资本的不断引入，就业总人数呈现出先下降后上升的趋势，且在非国有资本比例达到54%时就业规模最小。在产权改革的初始阶段，民营资本规模较小，对于企业生产经营的影响力不足以使生产计划发生显著的改变，因而企业的生产规模保持相对稳定；而民营资本所有者更强的利润动机驱使企业在生产规模固定的情况下，降低劳动成本，从而进行裁员。由于东北地区的森工企业大多具有较大的冗员负担，所以在改革的最初阶段，非国有资本的引入在降低企业用工成本的同时往往要付出牺牲就业的代价。当产权改革进行到一定阶段，即非国有资本比例数值达到拐点，意味着非国有资本逐渐发挥主导作用，由于产出水平提升带来的经济增长将弥补在企业改制最初阶段所牺牲的代价。

表2 关于员工人数的回归模型

表3 关于员工工资的回归模型

模型（6）的回归结果显示，非国有资本比例的变化对于工资水平影响显著，呈倒U 型，且U 型拐点为57。当引入森林管护这一控制变量后，可以从模型（7）的回归结果中看出，森林管护面积对员工工资具有显著的反向影响。模型（7）增加了企业资本这一控制变量，此时企业资本与森林管护面积对员工工资都具有显著的反向影响，影响均较小。模型（9）在模型（8）的基础上继续引入了员工人数这一控制变量，表3的回归结果表明，森林管护面积、企业资本与员工人数对员工工资都具有显著的反向影响。

非国有资本比例对于人均工资的影响，由于变量前系数估计值较小，非国有资本比例的变化对人均工资的影响虽然显著，但影响程度并不大。这一结果的可能解释为：一方面工资具有刚性，国有资本比例短期内的变化很难引起工资的剧烈变动；另一方面随着企业产出效应的提高，对于员工福利的促进作用更多表现在工资以外的形式上，例如员工持股计划、实物现金补贴等。

模型（11）的回归结果显示，非国有资本比例对于政府负担在1%的显著性水平下影响显著，呈倒U 型，且U 型拐点为57。当引入森林管护这一控制变量后，可以从模型（12）的回归结果中看出，森林管护面积对政府负担具有显著的反向影响。模型（13）在模型（12）的基础上引入了企业资本与员工人数，从表4的回归结果中可以看出，森林管护面积、企业资本与员工人数对政府负担都具有反向影响。

表4的回归结果说明了非国有资本比例对于政府负担呈倒U 型影响。这说明随着非国有资本的不断引入，政府负担呈现出先上升后下降的趋势，且在非国有资本比例达到57%时负担最大。在国有森工企业引入非国有资本比的最初阶段，一来民营资本所有者以经济利润最大化为目标与国有资本政策性负担之间存在一定的矛盾，导致相互扯皮的摩擦成本增加，给国有资本所有方带来了额外的成本；二来因裁员而下岗的职工增多，这增加了政府的安置成本。而当非国有资本比例超过拐点时，民营资本主导了企业的生产经营过程，逐渐自负盈亏，政府的资金支持也相应减少。

由上述分析得到，就企业员工层面来说，非国有资本比例对于员工人数具有正U 型影响，对于人均工资的影响显著，但影响程度不大，与H2 相悖；总体来说，非国有资本比例的引入对于企业员工具有显著的正U 型影响，与H1 相符；就政府层面来说，非国有资本比例对于政府负担具有显著的倒U 型影响，因此前文的理论假设H3 成立。

表4 关于政府负担的回归模型

六、稳健性检验—分样本回归

为了检验上述回归结果的稳健性，本文将总体样本拆分为黑龙江省、吉林省、辽宁省与内蒙古自治区的分样本，以同样的双向固定效应模型估计方法对分样本进行回归，模型实证结果如下所示。

表5 分样本回归Ⅰ—黑龙江省

表6 分样本回归Ⅱ—吉林省

（一）黑龙江省

如表5所示，由模型（14）的回归结果可以看到非国有资本比例对于员工人数具有正U 型影响，U 型拐点为51，森林管护面积在5%的显著性水平下对员工人数具有显著的正向影响；由模型（15）的回归结果看到非国有资本比例的变化对人均工资的影响虽然显著，但影响程度并不大，森林管护面积与企业资本分别在1%和10%的显著性水平下对员工工资具有显著影响；从模型（16）中看到，非国有资本比例对于政府负担具有倒U 型影响，U 型拐点为65，森林管护面积与员工人数分别在1%与5%的显著性水平下对政府负担具有显著影响。

（二）吉林省

如表6所示，由模型（17）的回归结果可以看到非国有资本比例对于员工人数具有正U 型影响，U 型拐点为56，但控制变量均未通过显著性检验；由模型（18）的回归结果看到非国有资本比例的变化对人均工资的影响虽然显著，但影响程度并不大，森林管护面积与员工人数分别在1%和5%的显著性水平下对员工工资具有显著影响；从模型（19）中看到，非国有资本比例对于政府负担具有倒U 型影响，U 型拐点为59，企业资本与员工人数都在5%的显著性水平下对政府负担具有显著影响，而森林管护面积这一控制变量未通过10%的显著性检验。

（三）辽宁省

如表7所示，模型（20）的回归结果显示，非国有资本比例对于员工人数具有正U 型影响，且U型拐点为33，企业资本在5%的显著性水平下对员工人数具有显著的反向影响；由模型（21）的回归结果看到非国有资本比例的变化对员工工资影响不大，森林管护面积、员工人数与企业资本分别在10%、1%和1%的显著性水平下对员工工资具有显著影响；从模型（22）中看到，非国有资本比例对于政府负担具有倒U 型影响，U 型拐点为75。

表7 分样本回归Ⅲ—辽宁省

表8 分样本回归Ⅳ—内蒙古自治区

（四）内蒙古自治区

如表8所示，由模型（23）的回归结果可以看到非国有资本比例对于员工人数具有正U 型影响，U 型拐点为58，森林管护面积在10%的显著性水平下对员工人数具有显著的正向影响；由模型（24）的回归结果看到非国有资本比例的变化对人均工资的影响虽然显著，但影响程度依然不大，控制变量都在1%的显著性水平下对员工工资具有显著影响；从模型（25）中看到，非国有资本比例对于政府负担具有倒U 型影响，U 型拐点为48，森林管护面积、企业资本总量和企业员工人数这三个控制变量都在1%的显著性水平下对政府负担具有显著影响。

综上所述，从各个分样本实证结果来看，在企业员工层面，非国有资本比例对于员工人数具有正U 型影响，对于人均工资的影响显著，但影响程度不大，在政府层面，非国有资本比例对于政府负担具有显著的倒U 型影响的结论均通过了稳健型分析，结论稳健成立。

七、政策启示

综合上述理论基础和实证检验结果，本文认为要想破解东北地区森工企业较难承担好社会责任的困境，应考虑多方主体的利益。同时要强调政府、企业与社会都要参与协同治理，使产权多元化恰当着力，发挥出其最大的效用，努力推进森工企业承担社会责任。

第一，进一步推进东北地区森工企业的产权多元化改革。国有森工企业要放弃低效率的单一国有体制，通过员工持股、经营者持股、技术入股、引入私有资产等方式，实现国有企业产权结构的多元化，进而提高东北地区森工企业的社会效益。

第二，现阶段改善东北地区森工企业的社会绩效可以通过产权多元化改革实现，但是这一过程不应该一蹴而就，而应分阶段有序进行，切不可“用药过猛”。如果用力过大，可能会引起企业裁员过猛等问题，引发一系列社会问题。基于此，应鼓励产权改革分阶段进行，对于国有独资企业先引入非国有资本比例，增加民营资本成分，再逐渐增加非国有资本的比例，以保证国企改革的稳定性。

第三，对企业社会绩效的评价研究应注重科学地选择评价指标。首先结合相关理论与我国经济形势，关注与企业有紧密联系的消费者、供应商、员工、政府等主体的利益，全面地选择有代表意义的指标；其次，充分考虑所选指标之间的相关性，避免相互影响和交互重叠，以更广阔的视角和宏观的把握对企业改制所带来的影响进行分类研究。

第四，加强政府监管，建立科学的关于森工企业的社会绩效评价体系，以便于继续探索最有利于东北地区森工企业社会效益提高的非国有资本比例。改变单纯的以经济效益为主的评级体系，更加注重企业对社会责任的积极承担，加强对社会效益的考核比例，从而推动企业改变过分关注经济效益，轻视社会效益的现状。可以参照国际上较为成熟的社会责任评价体系，通过FAHP、熵权法等评价方法，建立具有中国特色的指标体系。

第五，地方国资委应根据地区发展实际，联合当地法律部门建立健全法律制度，对非国有资本方进行监督。产权多元化改革后，随着民营资本的引入，国有资本对于企业的实际运行控制力与影响力减弱。在这种情况下，民营资本所有者很有可能利用信息不对称优势，尽最大可能削减某些社会绩效，而增进企业的经济效益。为了避免道德风险，法律法规可以确保企业更好地承担社会责任，从而真正体现以人为本的发展理念。