国有企业改革的资源配置效应及其机制研究

王 强，李 鲁

(1.上海社会科学院经济研究所，上海 200023；2.上海行政学院经济学教研部，上海 200233)

一、引 言

党的二十大报告指出，高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。当今世界百年未有之大变局加速演变，我国发展的外部环境日趋复杂，防范化解各类风险隐患和积极应对外部环境变化的挑战必须坚持深化供给侧结构性改革，提高发展质量和国际竞争力。从供给侧的投入产出视角看，高质量发展需不断提高资本、劳动等要素资源效率，通过优化要素资源配置以提高全要素生产率[1]。高质量发展的根本在于实现企业的高质量发展[2]，进一步发挥国有企业改革主力军的作用，而混合所有制改革则是推动国有企业高质量发展的关键举措。

改革开放以来，国有企业改革事实上以加快混合所有制改革为重要特征，与社会主义市场经济体制高度契合并取得重大进展。同时，国有企业改革仍存在一些亟待解决的问题(如国有企业的现代企业制度建设尚不完善、国有资产监管体制有待健全、国有资本运行效率还需提高等)，事关国有企业改革的成败。已有研究表明，偏向于国有企业的政策安排、制度倾斜、行政性垄断是资源配置效率低下的主要原因[3]，国有企业以较低的价格获得要素资源、以税收优惠或政府补贴获得信贷资源，扭曲了国有企业与非国有企业之间的资源配置效率。国有企业改革的目的在于发展和完善社会主义市场经济体制，发挥市场在资源配置中的决定性作用。《国有企业改革三年行动方案(2020—2022年)》首次明确了国有企业改革的时间、范围、政策体系，国有企业改革从“管企业”向“管资本”转变并进入攻坚期。提高国有企业的市场活力和运营效率，通过国有企业改革优化经济布局和结构调整，对新时代中国经济转型发展具有重要意义。

鉴于此，本文以国有企业改革引致的资源配置效应为研究主题，创新点主要体现在：一是通过梳理国有企业改革的制度背景和政策实践，从要素市场扭曲、行政性垄断、融资约束、政策性负担四个方面提出国有企业改革引致的资源配置效应的理论框架和研究假说，对国有企业改革的相关研究命题予以补充和拓展；二是从国企改制前后、改制国企与未改制国企、改制国企与非国有企业三个维度实证检验研究假说，在企业微观和行业中观两个层面进行机制分析，丰富国有企业改革研究的实证范式；三是研究结论对深化国有企业改革、释放国有企业改革的政策红利和制度优势，更好服务实体经济、助力经济高质量发展具有一定的理论支撑和参考价值。

二、制度背景

多年以来，国有企业混合所有制改革(以下简称“国有企业改革”或“国企改制”)一直是发展和完善中国特色社会主义市场经济的重要内容[4]。国有企业改革先后经历了改革开放初期的放权让利、扩大自主经营权阶段，20世纪90年代以产权制度改革为核心、“抓大放小”的建设现代企业制度阶段，21世纪初期以国有资产管理体制改革为核心的体制创新阶段，党的十八大以来国资国企全面深化改革阶段。

国有企业改革以产权制度改革为核心，建立健全现代企业制度和国有资产管理体制。1993—2002年的产权制度改革以实现大型国有企业的公司化、中小型国有企业的民营化为特征(即“抓大放小”)，对国有企业实施战略性改组。对大型国有企业进行公司制、股份制改革，属于单一投资主体的改组为国有独资公司，属于多个投资主体的改组为有限责任公司或股份制公司，并为国有企业上市奠定基础；对中小型国有企业通过破产、拍卖、租赁、承包经营和股份合作制等多种改革形式，并配合下岗分流、减员增效等相关政策，剥离企业的政策性负担，实现国有产权的“民营化”。最后，形成国有资本主导、民营资本和外商资本参与融入的多种所有制经济并存的发展格局，社会主义市场经济体制架构基本形成。2003—2012年以产权改革作为国有企业混合所有制改革的核心内容，完善公司治理结构，建立“归属清晰、权责明确、保护严格、流转顺畅”的现代企业制度。随着《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》的出台和国资委成立，国有资产管理体制改革主要体现“三分开、三统一、三结合”重大原则，即政企分开、政资分开、所有权与经营权分开的“三分开”，权利、义务、责任的“三统一”，管资产、管人、管事的“三结合”，标志着国有企业改革进入综合推进阶段。

本文通过对国有企业的数量、资产规模、工业产值等指标的描述性分析来探究相应的制度背景和政策实践。图1显示，1998—2007年，国有企业的数量出现了大量减少，从1998年的6.5万家减至2007年的2万家，占工业部门企业数的比重从1998年的40%降至2007年的6%，而同一时期全部规模以上工业企业数从16万家增至37万家，大规模的国有企业改革退出和非国有企业进入成为这一时期工业部门发展的主要特征。1997年党的十五大以后，国有企业改革着眼于搞好整个国有经济，抓好大的，放活小的，对国有企业实施战略性改组，大量国有企业在竞争性领域退出，逐步建立优胜劣汰的竞争机制。2002年党的十六大以后，立足“国有企业是我国国民经济的支柱”深化国有企业改革，进一步探索公有制特别是国有制的多种有效实现形式，大力推进企业的体制、技术和管理创新。通过改制、兼并、出售等方式，中小型国有企业逐渐退出，国有经济战线大幅收缩，这一改革使国有经济集中到大型国有企业层面。虽然国有企业的数量大量减少、在竞争性领域逐渐退出，但对工业部门发展的贡献仍保持在相对稳定水平，国有资产的比重达到40%以上，国有产值的比重超过30%。

图1 国有企业数量

2008年全球金融危机爆发，经历短期政策应对后，我国经济开始进入减速增长的新常态阶段，国有企业对金融危机后经济的平稳运行起到重要作用，全面深化国有企业改革是适应经济发展新常态的新要求。2008—2019年，国有企业的数量维持在2万家左右，占工业部门企业数的比重约为5%(如图1所示)。然而，这2万家国有企业贡献了工业部门40%的资产和25%的工业产值(如图2所示)。党的十八大召开标志着国有企业改革进入全面深化阶段，明确了新时期的国有企业改革目标：形成符合我国基本经济制度和社会主义市场经济发展要求的资产管理体制、现代企业制度、市场化经营机制，国有资本布局更加合理。2015年，《中共中央 国务院关于深化国有企业改革的指导意见》进一步明确了发展混合所有制经济的目标、任务、方式等。此后，渐次开展分类推进国有企业改革，对处于竞争性行业的商业类国有企业，实行股份制改革，引入非国有资本和员工持股实现股权多元化；对处于自然垄断或关系国民经济命脉行业的国有企业，保持国有资本控股的支配地位。

图2 国有企业资产和产值比重注：国有企业比重表示国有企业与全部工业企业的占比，国有企业资产比重表示国有企业资产与工业企业总资产的占比，国有企业产值比重表示国有企业主营业务收入与工业企业主营业务总收入的占比。

三、理论分析与研究假说

(一)国有企业改革与要素市场扭曲

要素市场扭曲是抑制资源优化配置、阻碍生产率提高的重要因素[5]。Hsieh和Klenow(2009)的研究发现如果纠正要素市场扭曲导致的资源错配，中国制造业的总量生产率增长水平将提高30%～50%，偏向于国有企业的政策安排是造成要素市场扭曲的主要来源[3]。对国有企业的政策补贴、税收优惠扭曲了要素价格，造成国有企业与非国有企业之间的要素价差，使二者的要素边际产出不对等，导致要素资源错配、抑制全要素生产率提高[6][7]。偏向于国有企业的要素价格扭曲也导致国企在要素市场的垄断势力，影响企业的进入退出，高效率的非国有企业无法进入，而低效率的国有企业受到政策保护或凭借自身的垄断势力得以存续，并通过扭曲企业优胜劣汰的市场选择机制影响要素资源配置[8][9]。要素市场扭曲表现为地方政府对资本、土地等要素资源的定价机制、分配机制的干预和控制，其目的在于维持本地区的经济增长、财政收入等目标。而要素市场的改革进程滞后于产品市场，要素市场扭曲现象在我国市场化改革过程中普遍存在，官员晋升激励和国有企业的寻租激励是导致要素市场扭曲的主要根源[10]。因此，国有企业改革可减少偏向于国有企业的政策倾斜和制度安排，缓解要素市场扭曲，提升全要素生产率水平，优化要素资源配置。

(二)国有企业改革与行政性垄断

行政性垄断是政府通过干预市场赋予国有企业垄断势力，表现为对市场准入的限制，即行政性进入壁垒[11]。面对市场竞争压力，国有企业为维持自身的经济效益，凭借与政府部门错综复杂的关系，通过寻租使政府部门出台相关的准入政策和价格管制措施，设置行政性进入壁垒以阻碍高效率的非国有企业进入，导致一些竞争性行业处于行政性垄断之中。国有企业利用其在产权结构、市场规模等方面的特殊优势，向政府部门进行游说和施压，通过税收优惠、政府补贴等形式维持低效率国有企业的经济效益，借助行政性进入壁垒提高国有企业的产品附加值，并依靠行政性垄断维持高生产成本下的价格加成[12]。此外，行政性垄断提高了国有企业的管理成本，引致的政治庇护、权力寻租使国有企业的经营效率损失，同时行政性垄断的随机性、排他性和非公开性也扭曲了要素资源配置[13]。行政性垄断导致一些竞争性行业转变为自然垄断行业，部分上游行业成为寡头垄断或垄断行业，不少大型国有企业对要素资源的定价和分配使其获得超额的垄断租金和垄断利润[14]。因此，国有企业改革有利于打破行政性进入壁垒、消除行政性垄断对资源配置的干预和控制，提高要素资源在企业间的配置效率和全要素生产率。

(三)国有企业改革与融资约束

由于国有企业与政府、银行部门的密切联系使其在贷款融资方面具有较高的便利性，非国有企业往往面临融资难、贷款审批慢等问题，从而抑制企业的研发投入和创新及生产率增长[15]。融资约束引致的信贷资源错配源于国有企业的行政性垄断[16]。由于我国股票、债券市场发展滞后及投融资机制不完善，金融市场还是以国有银行为主导的投融资体系，而国有企业、银行部门与地方政府三者之间形成的长期“合作”关系造成国有企业与非国有企业面临不同的融资成本和融资约束。对企业是否给予融资贷款，并非依据其经济效益或生产率。国有企业依靠其所有制属性及政府赋予的行政权力可获得低息贷款和融资优惠，非国有企业往往面临较高的贷款成本和融资约束，这一差别化的信贷政策导致金融资源错配，并出现金融资源配置与其对经济增长的贡献不对称的现象。部分研究认为对国有企业和非国有企业的差别化信贷政策并非源于企业属性(所有制类型)的歧视，而是源于信息不对称和企业禀赋结构差异[17]。随着国有企业改革和商业银行市场化改革的深入，银行贷款已不再是国有企业融资的唯一渠道，对国有企业或国有控股公司进行股权融资、包装上市成为主要议题，其上市模式主要包括整体上市、解散分立和存续分立[18]。国企改制上市可有效剥离企业的非经营性资产，外部监管则提升改制国企的经营绩效和盈利能力，其影响主要集中在竞争性的中下游产业[19]。因此，国有企业改革可缓解所有制歧视带来的融资约束和金融资源错配，改善企业经济效益。

(四)国有企业改革与政策性负担

政策性负担被认为是国有企业效率低下的主要影响因素。国有企业改革的方向之一就是剥离其政策性负担，通过改善外部环境、形成良性的竞争机制提高企业效率[20]。当国有企业出现亏损甚至破产时，政府通过财政补贴、贷款融资使这些效率低的国有企业继续经营，以稳定就业、维持本地区的经济发展，即预算软约束。政策性负担是国有企业面临预算软约束的根本原因[21]。国有企业的政策性负担有一部分属于战略性负担(如开发一些不具备盈利能力的基础设施项目或投资一些缺乏优势的资本密集型项目)。国企高管的晋升激励使少数国有企业“自愿”揽下政策性负担，这是国企政策性负担的隐性动因[22]。国有企业改革的另一方向是开展产权改革，鼓励非国有资本入股国有企业，明晰国有企业产权界定，形成激励相容的晋升机制和经营机制，优化国有企业治理结构，提高国有企业运营效率[4]。对国有企业的产权改革与剥离其政策性负担之间并不矛盾。产权改革立足于企业内部治理结构，从内向外形成产权明晰、市场竞争的改革逻辑；剥离政策性负担立足于企业外部环境，由外向内通过市场竞争机制倒逼国有企业改革。国有企业改革的突破口还是发展混合所有制经济，从竞争性行业向自然垄断行业逐步推进[23]。因此，国有企业改革有助于剥离其政策性负担，提高企业生产率和资源配置效率。

综上，本文提出如下的研究假说H1：国有企业改革提升全要素生产率，改善资源配置效率，即国有企业改革的资源配置效应；H2：国有企业改革引致的资源配置效应通过减轻要素市场扭曲、消除行政性垄断、缓解融资约束、剥离政策性负担来实现。

四、研究设计

(一)计量模型

本文从国企改制前后、改制国企与未改制国企、改制国企与非国有企业三个方面考察国有企业改革的资源配置效应，以全要素生产率(tfp)、市场份额(market_share)作为被解释变量。一是分析国企改制前后自身全要素生产率、市场份额的变化。在模型(1)中，reform表示国有企业改革的时序差异哑变量，改制后的年份取值为1，改制前取值为0。二是分析改制国企与未改制国企的差异。在模型(2)中，reform_soe表示改制国企哑变量，其参照组为未改制国企。三是分析改制国企与非国有企业在资源配置效率上的差异。在模型(3)中，以改制国企作为实验组且reform_nsoe取值为1，非国有企业为参照组。

yit=α1reformit+α2Xit+Dj+Dp+Dt+μit

(1)

yit=β1reform_soeit+β2Xit+Dj+Dp+Dt+εit

(2)

yit=γ1reform_nsoeit+γ2Xit+Dj+Dp+Dt+eit

(3)

其中，i、t分别表示企业和年份，y={tfp，market_share}，X表示经营年限及其二次项、就业人数、企业规模、出口企业等控制变量，Dj、Dp、Dt分别为控制制造业四位代码行业固定效应、省份固定效应、年份固定效应的哑变量，μ、ε、e表示残差扰动项。根据Olley和Pakes(1996)的研究，如果全要素生产率与市场份额呈现同方向变化，则体现资源向高效率企业的配置效应[24]。如果估计系数α1在全要素生产率和市场份额作为被解释变量的计量模型(1)中显著为正，表示国有企业改革不仅提升了自身全要素生产率，还实现资源向改制国企重置。类似地，若估计系数β1显著为正，表示国有企业改革提升了资源在改制国企与未改制国企之间的配置效率。

(二)变量定义

现有研究关于国有企业的划分主要依据企业登记注册类型及其控股情况[19]。本文将国有企业、国有联营企业、国有与集体联营企业、国有独资公司归为国有企业，并将所有者权益中国有资本占比超过50%的企业也归为国有企业，其他类型的企业则归为非国有企业。

1.被解释变量。(1)全要素生产率(tfp)。该指标表示企业要素投入产出效率，是度量资源配置效率的核心指标。企业的全要素生产率越高，经营状况越好、利润率越高，越易于吸引人才、提高人力资本；也有助于在市场竞争中保持优势，占有的市场份额越多。这表明要素资源在不断地向高效率的企业配置，从而改善企业间的资源配置效率[5]。本文借鉴Ackerberg等(2015)的方法估计全要素生产率[25]。(2)市场份额(market_share)。企业占有的市场份额越高，说明其拥有的市场规模越大，通过企业进入退出、优胜劣汰的市场选择机制实现资源向高效率的企业配置。本文以企业销售产值为基础指标，在制造业四位代码行业层面构造企业的市场份额指标。经济体的总量生产率等于企业的全要素生产率与其市场份额的加权平均。高效率的企业占有的市场份额越大，有利于提升资源配置效率和经济体的总量生产率水平，进而实现经济高质量发展。

2.控制变量。(1)经营年限(lnage)，根据企业成立时间估算其经营年限，为排除经营年限异常值的影响，剔除经营年限大于200或为负值的样本。同时，加入经营年限的二次项lnage2。(2)企业规模(scale)，以总资产(包括流动资产和固定资产)度量，企业规模越大，其占有的要素资源越多，有利于提升全要素生产率和市场份额。(3)就业人数(lnemp)，以企业年均就业人数的对数度量，删除年均就业人数小于10或为负值的样本。(4)出口企业(export)，如果企业出口交货值为正，则其取值为1，否则为0(即非出口企业)。

(三)数据来源

本文的研究数据来源于1998—2007年中国工业企业数据库，其统计对象为全部国有工业企业和规模以上非国有工业企业。工业增加值、销售产值根据分行业工业品生产者出厂价格指数平减，固定资产、总资产根据各省市固定资产投资价格指数平减，工资根据各省市居民消费价格指数平减，均以1998年为基期。表1显示，改制国企在全要素生产率、市场份额、企业规模等绩效方面高于未改制国企，但低于非国有企业。

表1 变量的描述性统计

五、实证结果分析

(一)基准回归

表2的基准回归结果分别以全要素生产率和市场份额作为被解释变量，同时控制省份、年份、行业的固定效应。(1)、(4)列显示，reform的估计系数显著为正，表明国企改制后全要素生产率和市场份额明显得到提升，高效率的企业占有更多的市场份额，促进了资源优化配置。(2)、(5)列是以未改制国企作为参照组、改制国企作为实验组的估计结果，发现改制国企对全要素生产率和市场份额的影响显著为正。与未改制国企相比，改制国企的全要素生产率和市场份额均显著提升，效率更高的改制国企占有更多的市场份额。国有企业改革从试点开始，在总结国企改革的经验和不足中不断发展和完善混合所有制经济。通过产权改革、剥离政策性负担提高改制国企的经营绩效，在减少政策扭曲和行政性垄断的过程中实现要素资源在改制国企与未改制国企之间的重置。(3)、(6)列是以非国有企业作为控制组、改制国企作为处理组，reform_nsoe的估计系数显著为负，表明改制国企在全要素生产率和市场份额方面落后于非国有企业，效率更高的非国有企业占据更多的要素资源和市场份额。国企改制后的企业属性转变为非国有企业，通过减少对国有企业的政策倾斜从整体上提升了非国有企业的运行效率，有利于发挥混合所有制改革的制度“红利”，以市场机制优化要素资源配置。上述估计结果验证了研究假说H1。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

1.选择性偏差。为克服国有企业改革的选择性偏差对实证结果的影响，本文采用倾向得分匹配方法(PSM)估计国有企业改革的平均处理效应。利用probit二值选择模型估计国企改制哑变量的倾向得分，依照k邻近匹配原则取值为2。结果显示(1)限于篇幅，文中未汇报平衡性检验的估计结果，作者备索。，所有变量在匹配后的标准化偏差具有明显变化，协变量的标准化偏差在匹配后小于10%，其他变量小于5%。表3为采用PSM方法的平均处理效应估计结果，发现reform、reform_soe的估计系数显著为正，reform_nsoe的估计系数显著为负，与基准回归一致。

表3 平均处理效应估计结果(PSM-ATT)

2.安慰剂检验。为进一步检验实证结果的可信性，本文通过随机设定实验组和国企改制时间进行安慰剂检验。对国企改制前后的政策评价，我们随机设定国企改制时间以构造虚拟的国有企业改革哑变量reformF，对其估计后记录相应的估计系数、标准差和P值，并将该过程重复模拟500次。对改制国企和未改制国企而言，样本期内改制国企为38149家，在全部国有企业中随机设定改制国企处理组并构造虚拟变量reform_soeF；对改制国企和非国有企业而言，随机设定未改制国企实验组并构造虚拟变量reform_nsoeF。对500次模拟的估计系数、标准差和P值取平均值(如表4所示)，发现reform、reform_soe、reform_nsoe的估计系数几乎为0，P值约为50%，说明基准回归通过安慰剂检验。

表4 安慰剂检验结果

3.替换被解释变量。上文的基准分析以全要素生产率和市场份额作为被解释变量，稳健性检验则以劳动生产率和企业成本加成作为被解释变量。其中，劳动生产率等于工业增加值与就业人数之比并取对数，企业成本加成的估算借鉴De Loeker and Warzynski(2012)的方法[26]。替换被解释变量的估计结果显示，reform、reform_soe的估计系数显著为负，reform_nsoe的估计系数显著为正，与基准回归一致(2)限于篇幅，文中未汇报替换被解释变量、剔除异常值的估计结果，作者备索。。

4.剔除异常值。为排除异常值对实证结果的影响，我们对全要素生产率和市场份额进行缩尾处理，剔除样本分布上下各1%的观测值，重新估计计量模型(1)—(3)，发现估计系数的符号及显著性与基准回归一致，进一步证明了实证结果的显著性和稳健性。

(三)异质性检验

在行业的异质性方面，计量模型(1)—(3)中加入行业哑变量ind与reform、reform_soe、reform_nsoe的交互项，若企业所在行业为资本密集型，则ind取值为1，劳动密集型则取值为0。表5的估计结果显示，国有企业改革引致的资源配置效应对资本密集型行业的影响高于劳动密集型行业，但改制国企与非国有企业在市场份额方面未体现出明显的行业差异，其他的与基准分析一致。在区域的异质性方面，计量模型(1)—(3)中加入区域哑变量sead与reform、reform_soe、reform_nsoe的交互项，若区域为沿海省市，则sead取值为1，内陆省市则取值为0。表6的估计结果显示，改制国企与未改制国企在全要素生产率和市场份额方面具有显著的区域异质性，且对沿海省市的影响高于内陆省市；在沿海省市，改制国企的全要素生产率显著低于非国有企业，但国有企业改革引致的资源配置效应在沿海省市与内陆省市之间并无明显差异。

表5 异质性检验结果：行业

表6 异质性检验结果：区域

六、进一步机制分析

本文从要素市场扭曲、融资约束、行政性垄断、政策性负担四个方面提出国有企业改革引致的资源配置效应，基于指标度量的可行性，分别从企业微观和行业中观层面对上述机制进行实证检验。在企业微观层面，分析国有企业改革对政策性负担、融资约束的影响；在行业中观层面，分析国有企业改革对要素市场扭曲、行政性垄断的影响。

借鉴Liao等(2009)的方法度量企业面临的政策性负担[27]，估计结果为表7的(1)—(3)列。结果显示，reform_soe的估计系数显著为负，表明与未改制国企相比，改制国企的政策性负担显著降低；reform的估计系数为负但不显著，reform_nsoe的估计系数显著为正，表明改制国企的政策性负担高于非国有企业，国企改制并未完全剥离其政策性负担。一般地，利息支出越多，表明企业获得的贷款越多，其面临的融资约束越少。以利息支出度量企业面临的融资约束，估计结果为表7的(4)—(6)列。结果显示，reform、reform_soe的估计系数显著为正，表明改制国企可获得更多的贷款并缓解融资约束的影响，通过对国有企业或国有控股公司进行股权融资，有效剥离国有企业的非经营性资产，提升改制国企的经营绩效和盈利能力。reform_nsoe的估计系数显著为正，表明非国有企业面临的融资约束高于改制国企，可能源于国有企业与非国有企业在信息不对称和企业禀赋结构方面的差异[17]。

表7 影响机制检验结果：企业层面

由于要素市场扭曲和行政性垄断在企业微观层面缺乏合适的度量指标，故在行业中观层面分析国有企业改革对要素市场扭曲和行政性垄断的影响。借鉴Hsieh and Klenow(2009)的思路[3]，以制造业四位代码行业层面的全要素生产率离散度(tfp_sd)、资本生产率离散度(cap_sd)、劳动生产率离散度(labor_sd)作为要素市场扭曲的代理变量。以生产率分布的标准差度量离散度，该指标值越大，表示企业间生产率差异越大，即低效率的企业占有更多的要素资源，阻碍高效率企业的规模扩张，扭曲了要素资源配置。表8的(1)—(3)列的估计结果是以改制国企占全部国有企业的比重(soe_share)作为国有企业改革的代理变量，发现soe_share的估计系数显著为负，表明国有企业改革降低生产率离散度，通过收缩偏向于国有企业的政策安排和制度倾斜减轻对要素市场的扭曲，提升资本、劳动等要素在企业间的配置效率。

行政性进入壁垒阻碍高效率的民营企业进入，使一些竞争性行业处于行政性垄断之中，同时保护少数低效率的国有企业存续。表8的(4)、(5)列的估计结果是以行业的进入率和退出率作为行政性垄断的代理变量，发现soe_share的估计系数显著为正，表明改制国企的比重越高，行业的进入率和退出率越高，国有企业改革降低行业的行政性进入壁垒、消除行政性垄断对企业进入或退出的影响，以市场竞争机制实现企业的优胜劣汰，促进企业生产率提升和资源优化配置。上述分析结果验证了研究假说H2。

七、结论与启示

本文通过梳理国有企业改革的政策实践，从要素市场扭曲、行政性垄断、政策性负担、融资约束四个方面提出国有企业改革影响资源配置的理论框架，利用中国工业企业数据库的微观数据，从国企改制前后、改制国企与未改制国企、改制国企与非国有企业三个方面进行实证分析。研究发现，国企改制后全要素生产率和市场份额明显得到提升，改制国企的全要素生产率和市场份额均高于未改制国企，实现了资源从未改制国企向改制国企和非国有企业的重置，优化要素资源在企业间的配置效率。虽然国有企业混合所有制改革有助于提升改制国企的生产效率，但并不意味着将所有国有企业进行民营化或私有化改革，而是将改革聚焦于剥离国有企业的政策性负担，完善国有企业的股权结构和公司治理以缓解融资约束，减轻偏向于国有企业的要素市场扭曲，消除不必要的行政性垄断，其核心命题是通过国有企业改革完善社会主义市场经济体制，助力经济高质量发展。

首先，通过混合所有制改革，完善国有企业的股权结构和公司治理，提升国有资本运营效率以服务实体经济。推行国有企业混合所有制改革的首要目标在于提升国有经济的控制力和竞争力，以国有资本、集体资本、非公有制资本等交叉持股为基本特征，实行国有企业产权结构多元化，优化企业的股权结构和法人治理结构，实现政企分开、政资分开，建立和完善现代企业制度，提高决策科学性、经营合理性。

其次，完善国有企业资产监管机制，提升国有资本运营效率。通过改革国有资本授权经营体制，吸收非公有制资本参与国有企业改革，引导公有制企业与非公有制企业在产业链分工方面的协调配合，优化国有经济在国民经济中的布局。同时，对国有资本实行放管结合，彻底激发国有企业的市场活力、竞争力和创造力，通过市场机制引导国有资本优化配置。提高国有资本配置效率，在混合所有制改革的监管中科学评估科技、专利、人才等无形资产，目的是通过引进更多资金、先进技术、科技人才、管理经验等提升国有企业经营效率和市场竞争力。

最后，坚持“管资本”导向，激发国有企业的市场活力，通过国有企业改革优化资源配置，助力经济高质量发展。聚焦管好国有资本的投资领域、提升国有资本的投资效益、确保国有资本的安全稳定。以服务国家发展战略为目标，将国有资本从一些低效率企业、“僵尸企业”中退出，加大对优势企业的投资力度。对经济增速换挡期和经济结构调整期导致的一些国有企业面临的困难，要精准判断国企改制后效率能否提升、效率提升后企业能否持续稳定发展等问题。