国有企业混合所有制改革“混多少”更好？

［摘要］国有企业混合所有制改革是国资管理体制深化改革的重要举措，是实现国民经济社会高质量、可持续发展的必要保障。通过运用2011-2022年上市国企的面板数据，采用多期双重差分模型，实证检验了混合所有制改革对国有上市公司企业绩效的提升作用，研究发现：一是混改显著提升上市国企的企业绩效；二是混改力度越大对企业绩效提升作用越不显著，国企实施混改要特别重视“如何混，混多少好”，谨防混改中转移国企控制权；三是国企负债水平对混改提升企业绩效的调节作用明显，国企负债水平越高，其混改对企业绩效提升的作用越明显；四是国企混改对企业绩效的提升效果在经营风险低的企业比经营风险高的企业显著；五是混改提升企业绩效的渠道有企业创新和公司治理，企业创新通过研发投入和研发人力提升企业绩效，公司治理通过管理费用对企业绩效施加影响。

[关键词]国有企业改革；混合所有制改革；上市国企；企业创新；国有资本

[中图分类号]F271；F276.1[文献标识码]A[文章编号]1002-8129（2024）08-000-00

• 引言

国有企业混合所有制改革指国有企业通过引入非国有资本（集体资本、民营资本、港澳台资本、外资等），优化现代企业治理能力，增强企业核心功能和竞争力，有效提升企业绩效的企业所有制变革。新一轮的国有企业改革以党的十八届三中全会为开端，会议中通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》提出，积极发展混合所有制经济，允许国有资本和集体资本、非公有资本等交叉持股，相互融合发展成为混合所有制经济。党的十九大报告进一步指出深化国有企业改革，发展混合所有制经济，培育具有全球竞争力的世界一流企业。从经济学基本理论来看，不同所有制资本具有不同目标函数、行为模式和利益诉求，国有企业混合所有制改革的核心在于协调处理好不同所有制主体之间的利益关系。

当前混合所有制改革对企业绩效的影响研究主要集中在两方面问题。其一，混合所有制改革能不能提升国有企业的绩效？影响机制是什么？其二，该混多少，哪种混改模式更有效？是各类所有制股份均等化更好，还是存在一种主导股份更好？是国资控股更好，还是民资控股更好？第二个问题是混改深化实施的核心问题。黄昶生和王正寒［1］认为混合所有制改革显著提高了企业价值，如发生企业控制权的转移，提升效果更为明显，其中的机制分析变量是企业创新，研发投入和研发人员占比的提升是影响创新的作用渠道。孙鲲鹏、方明月和包家昊［2］研究了国有企业混合所有制股权组合模式对企业绩效的影响，认为混改显著提高了国有企业绩效，并且非国资控股方式混改的企业绩效高于国资控股方式。周观平、周皓和王浩［3］认为混合所有制改革后纯国有股权结构的国有企业盈利绩效能获得显著提升，混改后激励机制的增强是重要原因。杨振中、万丛颖［4］关注非国有参股企业的个体特征对国有企业绩效的影响，民企治理结构越完善，对国有企业绩效提升越好；民企行业背景与国企越接近，对国企绩效提升越显著。倪宣明、贺英洁等（2022）［5］国企混改显著提升了企业的资产收益率，主要通过降低代理成本和杠杆率两条路径实现。桑凌和李飞［6］以云南白药为研究对象，发现混合所有制改革提升了企业的市场绩效，认为管理层激励、代理成本和品牌建设是混改后后中长期绩效提升的关键。王朋吾、李泽和刘浩［7］构建了国有企业发展活力评价指标体系，发现混改能显著提高东北地区上市国有企业发展活力。宋冬林和李尚［8］混合所有制改革会显著促进国有企业创新，只有改革为非国有控股企业，改革作用才显著。朱磊、陈曦和王春燕［9］认为混合所有制改革通过抑制股东资金侵占行为，提高国有企业创新效率，最终产生价值提升效应。任广乾、罗新新等［10］以A股国有高新技术企业为研究对象，认为混合所有制改革对国有企业创新投入的促进作用显著，东部地区样本公司的混合所有制深度、混合所有制制衡度和非国有资本控制权对企业创新投入的促进作用均最大。王艺明和赵焱［11］认为混合所有制改革显著提升了国企劳动生产率增长，并且随着企业规模增加，国资占主导的改革效果优于非国资占主导的改革。李刚磊和邵云飞［12］认为当前混改仍存在“混而不改”“混而不合”“动力不足”等问题，提高国企经营和治理效率的主要改革目标还未实现。赵璨、宿莉莎和曹伟［13］认为不同产权性质的企业通过混改显著提升了企业投资效率，国企引入非国有资本的引入降低了企业过度投资；民企引入国有资本缓解了企业投资不足。刘晔、张训常和蓝晓燕［14］认为国有企业混改后全要素生产率显著提高，并且国有控股型混改效果高于完全私有化改革，非国有控股型混改在竞争性行业中对企业效率的提升更大。赵放、刘雅君［15］认为混改对国企创新效率提升作用显著，东部地区最明显，其中混改对创新研发效率的提升显著，对创新产出效率的作用不明显。王曙光、徐余江［16］认为应以打造市场化环境和促进市场开放竞争为导向，推进宏观层面混合所有制改革，以尊重企业自主决策为导向，谨慎推进微观层面混合所有制改革。马红、侯贵生［17］认为地方政府的国企依赖行为抑制了国企创新产出和升级水平，而混改优化了国企内部治理结构，缓解了地方国企依赖对国企创新的负面影响。张志平、凌士显和吕风光［18］认为异质性大股东能显著提高企业并购价值，作用路径包括监督控股股东、激励管理层和为非国有企业提供异质股权“扶持效应”。苏三妹和刘微芳［19］认为混合所有制改革显著提高了国企债务成本，国企内部控制质量随着混改推进也明显提升，并且良好的内部控制能在混改与债务成本之间发挥有效的调节作用。凌志雄和夏倍蓉［20］认为混合所有制改革能提高国企投资效率，并且在管制性行业、东部地区的国企混改对投资效率的提升作用更大，最终达到提高企业价值的结果。

• 研究假设

假设H1：对于国有上市公司而言，实施混合所有制改革能显著提升企业绩效。

假设H2：对于国有上市公司而言，在实施混改后国资仍处于绝对控股的条件下，推行的混改力度越大企业绩效提升越显著。

假设H3：对于国有上市公司而言，国企财务负债水平对两者关系的调节作用明显，即国企负债水平越高，混改对其企业绩效提升的作用越显著。

假设H4：对于国有上市公司而言，国企经营风险对两者关系的调节作用明显，即国企经营风险越高，混改对其企业绩效提升的作用越显著。

• 实证研究

• 样本选取与数据来源

国有企业混合所有制改革是一项准自然实验，本文研究重点是国有企业试点混合所有制改革后对其企业绩效的影响，首先选取2011-2022年上市国有企业的面板数据，然后确定12年期间实际控制人股权性质全部是国企的国企名单，作为一类国企共1142家；再明确12年期间实际控制人股权性质发生过非国有转变，以及维持非国有年份小于5年且当前仍未国有的国企名单，作为二类国企共60家，最终确定1202家国有上市公司的样本范围。

• 企业混合所有制改革成功的界定

国有企业混合所有制改革成功的标准有很多，本文采取在学界被广泛认可的标准，即国有企业转让其国有股权至非国有股东，当国有上市公司股东中出现持股10%及以上的单一非国有股东时，认定国有企业混合所有制改革成功。按照以上标准，再剔除金融业、ST以及变量缺失样本后，最终得到1202家国有上市公司的13038个样本数据。其中，2480个样本属于发生了国有企业混合所有制改革的样本数据，将其作为处理组，包含上市国有企业418家，其余10558个样本被认定为未进行国企混合所有制改革，作为控制组。

本文发生混合所有制改革的国有上市企业名单是通过对国有上市公司前十大股东持股比例数据进行数据清理整理获得，其余的公司财务、公司治理等数据来源于CSMAR数据库。本文数据的收集整理、统计推断和假设检验借助STATAMP17.0和EXCEL完成。

• 变量选择与模型设计

1.被解释变量

本文选取托宾Q值来测度企业绩效。研究发现，该指标对公司价值、绩效、发展潜力等具有良好的测度能力。为了进行稳健性检验，选用投入资本回报率进行对照实证分析，以验证研究结论的可靠性。

2.核心解释变量

（1）处理组与控制组的区分。如样本数据反映的国有上市公司股东中出现持股超过10%的单一非国有股东则为处理组，否则为控制组。

（2）试点政策实施时间。以样本数据中国有上市公司实际成功发生混合所有制改革的相应年份为准。

（3）核心变量构建。构建treated（虚拟变量）区分处理组和控制组，treated=1代表样本国有上市公司中实际发生混改的企业，归入处理组；treated=0代表样本国有上市公司中尚未实现混改的企业，归入控制组。构建post（虚拟变量）区分混改开始与否，post=1代表国有上市公司已成功混改，处于试点中，post=0代表上市公司尚未完成混改，处于试点前。

3.控制变量

为了排除相关其他因素的干扰，选择以下控制变量，包括资本结构、企业规模、经营成长性、负债水平、创利能力、营运能力、独立董事占比、高管平均薪酬、年份虚拟变量，以及代表宏观经济发展水平与形势的国内生产总值指数和采购经理人指数等指标。

4.模型构建

基于2011-2022年上市国有企业的面板数据，本文采用双重差分模型（DID）进行大样本估计。由于不同国企上市公司实施混合所有制改革的不尽相同，传统双重差分模型要求政策试点发生时间点一致，因此本文在传统双重差分模型的基础上，构建不同试点的多期双重差分模型，如下式（1）（2）所示：

其中：βi（i=0，1，2）为各解释变量的回归系数；i表示企业，y表示年份，tobinqi，y和roici，y表示公司i在y年的企业绩效；DIDi，y为核心解释变量，等于treated*post，其系数β1能捕捉发生混合所有MPndjIQFWJAWnNnthbtS5w==制改革对国有上市公司企业绩效的平均变动，系数为正表示混改提升了企业绩效，为负表示混改抑制了企业绩效；controls为企业经营治理方面的特征变量；γi为企业固定效应，δy为年份固定效应，εi，y为随个体与时间同时改变的扰动项。

• 实证分析与结果

• 基准模型结果分析

使用TOBINQ和ROIC作为被解释变量，对多期双重差分模型（1）与（2）进行回归分析，结果如表2所示。模型1列显示，当完全控制时间效应、个体固定效应，并排除与企业经营治理特征和相关宏观经济变量时，核心解释变量DID的回归系数为0.3059，在1%的置信水平上显著为正；模型2列显示，当放松排除控制变量的影响时，DID系数变为0.2208，在1%的置信水平上显著为正，说明国企进行混合所有制改革会显著提升企业绩效，并且控制变量对于厘清核心解释变量对企业绩效的真实解释力必不可少，缺失将导致实证分析偏差。还需判断回归模型中是否存在个体固定效应，综合评判个体效应方差在复合扰动项方差中占比0.5595，以及固定效应回归中F检验的P值0.0000，认为固定效应双重差分模型优于混合回归模型。

为进一步检验实证结果的稳健性，采用投入资本回报率替代托宾Q值作为被解释变量，模型（3）控制时间效应、个体效应，并排除控制变量影响，核心解释变量DID的系数为0.1022；模型（4）放松以上三者的影响，核心解释变量DID的系数为0.1623，两者在10%的置信水平上均不显著。同时，两模型的个体效应方差在复合扰动项方差中占比分别为0.2024和0.0807，固定效应回归中F检验的P值分别为0.0435和0.7857，均明显大于0.0000，说明混合回归优于固定效应双重差分模型，应选用混合回归。模型（5）为被解释变量仍为ROIC的混合回归结果，DID系数变为0.5206，在1%的置信水平上显著为正，说明国企进行混合所有制改革会显著提升企业绩效。

以上结果证明，对于国有上市公司而言，国企进行混合所有制改革会显著提升企业绩效，证明了假设H1成立。

• 混改力度对企业绩效提升的影响机制分析

在假设H1成立的基础上，有必要进一步探究混改的力度与企业绩效提升的关系，即深度挖掘国有企业混合所有制改革应该“如何混，混多少好”的问题。采用模型（6）和（7）来初步检验混改力度与企业绩效的关系，回归结果显示在同样控制个体效应、时间效应和控制变量影响的条件下，核心解释变量混改力度did的回归系数分别为0.0033和-0.0263，两者系数的绝对值相对模型（1）（2）和（5）均明显变小，并且前者在10%的置信水平上不显著，后者仅在5%的置信水平上显著为负，这与以假设H1代表的基本理论解释相悖，很可能混改力度对企业绩效提升的影响不是在一种初始条件下的简单结论，需要厘清不同初始条件对两者关系的调节机制。

下面根据国有上市公司将其国有股权转让至非国有股东的关键股比，参考《公司法》中合法有效行使股东决策权的相关规定，整理出调节回归结果的不同初始条件，即将样本数据按照“国有上市公司实施混改后出现非国有的大股东、非国有拥有一票否决权的大股东、非国有拥有相对控制权的大股东和非国有拥有绝对控制权的大股东”进行分组，来深度挖掘国有企业混合所有制改革应该“如何混，混多少好”，回归结果如表3所示。

表3模型（8）至（15）列示了混改力度对企业绩效的影响变化，在同样控制固定效应，排除控制变量影响的条件下，模型（10）至（15）的核心变量did的系数绝对值均明显偏低，且在10%的置信水平上都不显著，证明不存在混改力度越大对企业绩效提升作用越明显的结论，假设H2不成立。具体而言，结合模型（6）和（7）的结果判断，国有上市公司实施混改后仅在非国有股东持股10%至33%的条件下，混改力度与企业绩效提升显著相关，但影响方向并不确定，充分检验了在国有上市公司领域实施混合所有制改革，其混改力度对企业绩效提升的影响机制具有相当的复杂性，如模型（8）和（9）的did回归结果所示。根据模型（6）至（15）的个体效应方差在复合扰动项方差中占比和固定效应回归中F检验的P值综合评判，以上模型采用固定效应双重差分模型优于混合回归。

• 不同初始条件的异质性分析

国有上市公司的初始状态千差万别，其对混改与企业绩效提升的调节作用也会不同，混改对初始条件较好企业的提升作用可能低于初始条件较差的企业。本文借鉴刘瑞明和赵仁杰［21］的研究方法，从企业的负债水平和经营风险两个视角来研究混改对企业绩效的不同作用效果。

1. 1.负债水平的影响

本文选取2011-2022年样本范围内国有上市公司的资产负债率作为企业不同负债率水平的依据，将样本数据分为低负债组和高负债组进行回归检验，检验结果如表4所示。模型（16）和（17）为低负债组，核心解释变量DID的系数为0.2470和-0.0009，前者在1%的置信水平上显著为正，后者在10%的置信水平上不显著。模型（18）和（19）为高负债组，核心解释变量DID的系数为0.3645和0.3934，两者分别在1%和5%的置信水平上显著为正，相比低负债组，其回归系数的绝对值明显更大，证明混改对高负债企业的绩效提升作用更明显更强，混改可以缓解高负债企业的高财务杠杆负担，假设H3成立。根据模型（16）至（19）的个体效应方差在复合扰动项方差中占比和固定效应回归中F检验P值进行综合检验，以上模型采用固定效应双重差分模型优于混合回归。

1. 2.经营风险的影响

企业在实际运营中除了面临财务风险考验，还会因为大量固定资产投资衍生经营风险。同样对经营风险进行分组检验，选取2011-2022年样本范围内国有上市公司的经营杠杆系数作为衡量企业不同经营风险水平的依据，将样本数据分为低风险组和高风险组进行回归检验，检验结果如表5所示。

模型（20）至（22）为低经营风险组，核心解释变量DID的系数分别为0.2645、0.2869和0.9158，前后两者均在1%的置信水平上显著为正，中间的系数在10%的置信水平上不显著，并且中间模型（21）的固定效应F检验P值高达1.0000，证明采用被解释变量ROIC进行稳健性检验时，更宜采用混合回归模型而非固定效应模型，因此应在模型（21）和（22）中采用模型（22）的检验结果。模型（23）和（24）为高经营风险组，核心解释变量DID的系数为0.0000和0.0005，两者的系数绝对值均非常小，并且均在10%置信水平上都不显著，证明相较高经营风险的企业混改对低经营风险企业的绩效提升作用更明显，混改无法缓解高经营风险企业的高经营杠杆，假设H4成立。对模型（23）和（24）的个体效应方差在复合扰动项方差中占比和固定效应回归中F检验P值进行综合研判，以上模型采用固定效应双重差分模型优于混合回归。

• 影响机制分析

企业绩效的提升与企业创新、公司治理水平等因素密切相关，国企混合所有制改革对企业绩效提升的作用大小，关键要检验影响企业绩效提升的渠道机制。公司治理提升企业绩效的原因在于规范化、制度化的监督治理体系可以督促国企管理代理人聚焦运营效率、质量和业绩的提升，降低运营成本费用。管理费用包含企业招待费、员工福利费、办公费等相关运营管理费用，本文采用管理费用（ADMIN）作为机制分析变量之一进行渠道机制分析。企业创新主要通过研发投入（R&D）和研发人力资本投入（STAFF）两个途径影响企业绩效提升。

通过考察混改对管理费用占营业收入比重（ADMIN）、研发投入占总资产比重（R&D）和研发人力资本投入占企业全体员工比重（STAFF）这三个机制分析变量的影响，进行机制分析检验，分析混改对企业绩效提升的影响机制，检验结果如表6所示。模型（25）至（27）检验混改变量DID对三个机制分析变量的影响，核心解释变量DID的系数分别为3.9092、-1.2985和-0.1625，前两者均在1%的置信水平上显著为正和负，R&D的系数在10%的置信水平上不显著。将三个机制分析变量和核心解释变量混改DID共同放入解释变量建模，对托宾Q值进行回归检验，检验结果如表6模型（28）所示，管理费用（ADMIN）作为机制分析模型（25）中的中介指标，以及作为混改对企业绩效提升总体影响模型（28）的解释变量，其回归系数均在1%的置信水平上显著为正，证明存在机制分析；研发人员投入占比（STAFF）、研发投入占比（R&D）作为机制分析模型（26）和（27）的中介指标，以及作为混改对企业绩效提升总体影响模型（28）的解释变量，在模型（28）中两者回归系数在1%和5%的置信水平上显著，研发人员投入为正，研发投入占比为负，结合总体影响模型（28）的核心解释变量DID在10%的置信水平上不显著（P值高达0.349），证明存在机制分析，并且混改对企业绩效提升的正向影响是完全通过以上2个途径（公司治理和企业创新）和3个渠道影响企业绩效，因为DID已由显著为正变为不显著。

五、研究结论与管理建议

（一）结论

研究发现：一是混改显著提升了上市国企的企业绩效，这一结果进行稳健性检验后依然成立；二是混改力度越大，企业绩效提升越明显的结论不成立，国有企业实施混改要特别重视“如何混，混多少好”的问题。实证结果显示，国企混改要谨防发生控制权实质性转移的情况，混得非国有股份过多将侵蚀国企规范监管的根基，长远将损害国有股东利益；三是国企负债水平对混改提升企业绩效的调节作用明显，国企负债水平越高，其混改对企业绩效提升的作用越明显；四是国有企业混合所有制改革对企业绩效的提升效果在经营风险低的企业比经营风险高的企业更显著；五是混改显著促进企业创新和公司治理，企业创新通过研发投入和研发人力显著作用于企业绩效，公司治理通过管理费用对企业绩效实施影响。

（二）政策建议

第一，本文实证检验了国有企业实施混合所有制改革对企业绩效提升具有显著正向作用，为国有企业混改中取得的成绩提供了理论支撑。鉴于这种作用的真实有效性，建议在受到中美摩擦等不确定性冲击的经济新常态背景下，有效利用国企混改的政策契机，积极引入优质外资和民资参与国有企业混改，向市场释放积极的开放信号，稳定民资的投资信心，提高国有企业绩效，实现国有企业对国民经济压舱石和稳定器的功效。

第二，国有企业的混合所有制改革应当聚焦国有资本占主导地位的混改类型。推进混改、引入非国有新资本，旨在充分发挥非国有资本在激发企业活力、提升企业创新、拓展市场化投融资方式等方面的作用，同时更应重视国有资本在企业规范化治理和程序体系化监督等方面的根本，避免非国有资本单方面利用国有资本“无序发展、野蛮生长”扰乱国民经济发展秩序。按照实证检验结果，国企混改要谨防国有企业控制权的实质性转移，混得非国有股份过多将侵蚀国企规范监管的根基，将势必损害国有股东利益。

第三，有效实施国有企业深化改革得重要前提是实施分类管理，要针对不同属性、不同初始条件的国有企业制定“一类一策、一企一法”的混改方案，找准国有企业混合改革的发力点。参考本文不同初始条件下异质性分析的检验结果，建议对国企负债水平较高，或经营风险较低的目标国企实施混合所有制改革，充分释放放大混改的政策红利，助推国有企业实现高质量转型发展。

第四，根据本文机制分析的检验结果，建议国有企业在推进高质量发展和深化改革中，要精细系统编制战略发展规划，聚焦战略引领创新，鼓励国有企业创新投入，在研发经费投入和研发人员配置上适当倾斜，助力国企改革取得更好更优的绩效。

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