混合所有制改革、政策性负担与国有企业绩效
——基于19991999——2007年工业企业数据库的实证研究
（北京大学经济学院，北京100871）
□张辉□黄昊
□闫强明
引言
改革开放以来，我国启动的经济体制改革是一个“摸着石头过河”的过程，即从计划经济一步步转型至市场经济形态，国企改革经历了简政放权与放权让利、“利改税”与“拨改贷”、国有企业承包制、建立适应社会主义市场经济体制的现代企业制度的一个持续不断、由浅至深、逐步推进的过程。当前，十八届三中全会和2014年的《政府工作报告》分别提出要“积极发展混合所有制经济”和“加快发展混合所有制经济”。2015年新一轮国企改革如火如荼，“混合所有制”再度成为重点话题。其中国家发改委提出鼓励三种混合所有制改革与发展的方式：一是引入非国有资本参与国企改革；二是引入非国有资本参与国有企业改革，充分发挥国有资本投资、运营公司的资本运作平合作用，通过市场化方式对发展潜力大的非国有企业进行股权投资；三是探索实行混合所有制企业员工持股从而进行股权激励。因此，国企与民企的融合逐渐成为国企改革的重要议题。
从表1不同所有制企业经营状况来看，国有及国有控股工业企业每单位产值创造的利润率小于集体工业企业和私营工业企业。私营工业企业可以比国有企业吸纳更多的就业人口，而亏损企业平均亏损额也远小于国有企业。国有企业总资产贡献率、流动资产周转率与成本费用利润率均小于集体企业
基金项目：国家社科基金重大项目“马克思主义理论研究和建设工程重大项目：中国特色的社会主义所有制理论与分配理论”
（2015MJD007）的阶段性成果；北京大学经济学院中青年教师科研种子基金资助
和私营企业，资产负债率则高于集体企业和私营企业，说明在平均层面上国有企业的企业绩效小于集体企业和私营企业。总之，从数据上看集体企业和私营企业多方面的效益是高于国有企业的，说明非国有企业存在一定的借鉴意义，而这很大程度上归因于非国有企业灵活的市场应对机制和管理体制创新。
表1不同所有制企业经营情况
国有及国有控股
集体工业企业
工业企业
平均工业销售产值（亿元）平均利润总额（亿元）亏损企业平均亏损额（亿元）全部从业人员平均人数(万人)总资产贡献率(%)资产负债率(%)
流动资产周转率(次/年)成本费用利润率(%)
12.776479010.965140160.[1**********]11.9813.6961.172.237.66
2.0400894690.1611258150.0308159150.4624.2252.943.838.34
私营工业企业1.3654117110.1027369170.[1**********]56.4122.4554.593.607.99
那么，国有企业经历混合所有制改革是不是真正具有积极性作用呢？在结合前期学界对混改研究的基础上，本文接下来将主要从国企的经营效率入手，研究其效率变化的机制，并探讨政策性负担在其中的影响作用。在文章的第一部分我们对混合所有制改革的相关研究进行了回顾与梳
数据来源：中国工业企业数据库。
理，并对目前存在的产权改革和政策性负担两大主张进行了阐述；第二部分为文章的理论机制与理论模型部分，我们根据前述的理论提出了相应的理论假说，并依此建立了模型；第三部分为变量选取及描述性统计。第四部分为针对具体的模型假设，构建了双重差分模型，从地区及行业等多个方面表明在混合所有制改革后，政策性负担确实下降了，并实证证明政策性负担的下降确实是国企效率提升的重要因素。第五部分为结论。
一、文献综述
目前，混合所有制改革的相关讨论，根据影响的重要程度及观点取向主要可以划分为两大学派：其一，是以吴敬琏、张维迎等为代表的学者，主要主张产权改革；其二，是以林毅夫、白重恩等为代表的学者，主要主张剥离政策性负担。
就主张产权改革的观点来看，主要认为我国在混合所有制改革的过程中存在产权的界定不清晰、所有者缺位等问题，主张国有企业应该进行产权改革。吴敬琏(1993)提出，企业产权界定的不清晰和内部法人治理结构的不合理等因素是导致我国国有企业绩效问题的主要原因[1]。张维迎（1999）则强调私有产权与国有经济的融合，产生有效的积极机制才能解决企业低效的问题[2]。刘小玄（2000,2005）等发现国有产权对企业绩效具有显著的负作用,而非国有资本具有积极的绩效效应，其中个人资本具有最为显著的提高效益的正相关作用[3][4]。Meggiinson（2001）等通过实证研究发现，部分或全部民营化后的国企，其经营效率能够有一个较大程度的提高[5]。胡一帆等（2006）从国有企业民营化是否有效的角度指出，产权的变更有利于国企绩效的提升[6]。
而剥离政策性负担的观点则是主张创造公平、竞争的外部环境等来改善国企的经营绩效。林毅夫（2001）提出了国企私有化带来的预算软约束的加剧问题[7]。林毅夫（2004a）等进一步通过对软预算约
束问题的分析，提出剥离政策性负担为硬化国有企业软约束提供条件[8]；林毅夫（2004b）等同时也指出，当市场竞争达到一定程度时，政策性负担必然带来国有企业的预算软约束，而预算软约束同企业的公有制性质无关[9]。刘春和孙亮（2013）认为所有制与国有经济的低效率无关，政策性负担是导致民营化后国企经营绩效下降的诱因[10]。陈林（2014）等的研究指出政策性负担是混改的重心所在[11]。从相关的研究可以看到，混合所有制改革到底应该强化产权改革还是进行政策性负担剥离仍难有确切的定论，综合两种改革路径的论文也相对较少。我们希望通过综合现有的研究分析，进一步探讨未来我国如何进行国企改革的大方向。
此外，关于混合所有制改革，内部人控制也是公司治理的一个重要问题。混合所有制改革要依据《公司法》进行规范化治理，一方面要使所有者到位，另一方面不能形成内部人控制。尽管随着股份制的改革，国企产权的转让逐步变得规范，但是公司治理结构松散而流于形式、内部人控制现象严重、缺乏有效的激励机制使得国企的效率提升问题困难重重，深层的制度难题仍未得到解决。唐跃军（2002）讨论了转轨经济中的内部人控制和道德风险，得出了转轨经济中的道德风险模型，并指出转轨经济中严重的内部人控制缘于外部治理机制的软弱和内部治理机制的失灵[12]。钱雪松（2013）通过构造涵盖企业内外部资本市场的均衡资本配置模型，引入融资歧视、内部人控制等因素，考察了企业内部资本配置的效率含义，通过研究发现，长期来看既要完善公司治理以缓解内部人控制问题，又要致力于消除融资歧视[13]。
通过以上问题的探讨，我们可以发现，关于我国国企的混合所有制改革，仍有不少的问题亟待解决，而如何平衡各方面问题，并从中选择较优的发展路径，是我们的文章所希望探讨和研究分析的。
二、理论假说与模型构建
（一）混改对国企政策性负担的影响
国有企业的混合所有制改革是一种以国有资本为主体、所有制结构多元化的过程。国企混合所有制改革使得企业的自主决策能力和主导性加强，进而导致其经营目标更符合市场化的要求，即企业会根据利润最大化的经营目标来确定企业的投资领域和额度以及雇佣的劳动力数量；此外，信息的公开程度与透明度的提高会减少政府干预和内部人控制问题。因此，我们提出以下假说：
假说1：国有企业进行混合所有制改革后，其政策性负担将下降。
构造一个是否经过混合所有制改革的状态的虚拟变量，记为dt。dt=1表示经过混合所有制改革之后的状态，dt=0则表示尚未经过混合所有制改革，构建的计量模型如下：
slit=α0+α1dt+β′X+εit,i=1,2
slit为企业的政策性负担，其中，X为其他控制变量，包括公司的规模、经营绩效、负债情况、发展潜
(1)
εit服从标准正态分布。力。我们预期dt的系数为负，即政策性负担经过混合所有制改革后得到缓解。
此外，我们以进行混合所有制改革的国有企业作为实验组，将没有进行混合所有制改革的国有企业作为对照组，构造一个虚拟变量du，记实验组为du=1，对照组则为0。在加入之前解释变量的基础上，运用双重差分法引入交叉项dt×du来进行回归。因此，计量模型可修改为：
slit=α0+α1dt+α2du+α3dt×du+β′X+εit
(2)
性负担影响的幅度与没有经过混合所有制改革的企业对政策性负担影响的幅度差为α3。因此，根据α3的正负性可以判断国有企业进行混合所有制改革后政策性负担下降程度是否大于没有进行混合所有
我们关心的对照组和实验组的净效应为α1+α3-α1=α3，即国有企业经过混合所有制改革对政策
制改革的企业。
（二）从地区与行业的角度验证混改的影响
相对中西部地区，东部地区具有改革开放早、政策受益早、更加面向市场、劳动力也相对丰富，且基础设施建设好的优势，因此，东部地区的企业在混改后更容易甩掉其背负的政策性负担，据此提出假说：
假说2：东部地区进行混合所有制改革的效率高于中西部地区。
根据地区district指标，构造虚拟变量dd，记东部地区为1，中西部地区为0，构造交叉变量dt×dd，用双重差分法进行回归，可以构建如下计量模型:
slit=α0+α1dt+α2dd+α3dt×dd+β′X+εit
(3)
同理，东部地区经历混合所有制改革的企业对政策性负担影响的幅度与中西部地区经历混合所有
制改革的企业对政策性负担影响的幅度差为α3。我们关心回归系数α3的符号，若α3为负数，则说明东部地区企业政策性负担下降程度比中西部地区更大，其混合所有制改革的效率更高。
从理论上讲，相对竞争性行业来说，垄断性国企更容易获得政府的政策扶持和保护，政府的干预能力也会更强，其政策性负担自然会更大。因此，混合所有制改革后，其政策性负担下降的空间也更大，据此我们提出如下假说：
假说3：国有企业中垄断性行业企业进行混合所有制改革的影响程度大于竞争性行业。
根据《2014年所属行业类别、分类及行业代码查询表》、我国法律法规对垄断性指标的界定及数据库两位数行业代码指标构造虚拟指标dm，记实验组垄断性行业企业为1，对照组竞争性行业为0，构造交叉变量dt×dm进行回归，构建的计量模型如下：
slit=α0+α1dt+α2dm+α3dt×dm+β′X+εit
(4)
同理，可得对照组和实验组的净效应为α3，根据α3的正负性，可判断垄断性行业企业经历混合所
有制改革后社会性负担和战略性负担下降的幅度是否大于竞争性行业企业。
（三）政策性负担对国企效率的影响
国企进行混合所有制改革可以加强对劳动力的吸纳能力，减少冗员、减轻超额雇员的负担，从而使企业进一步贴近利润最大化的目标。冗员的减少和资本的多元化会使得企业商誉增加，资本内部垄断成分的降低和内部人员配置的精简化会激励竞争。不同性质的股东相互监督相互制衡，可以防止内部人控制现象。因此，混合所有制改革的企业政策性负担会下降，企业绩效会增加。随着非国有资本逐渐进入垄断性国企，市场化程度提高，外部激烈的竞争会降低资源错配、提高资源配置的使用效率，因而企业经营绩效就会得到提升。
假说4：国有企业经过混合所有制改革，政策性负担下降，企业绩效会改善。
将政策性负担等解释变量分别对公司绩效gsjx或者发展潜力fzql进行回归分析，计量模型如下：gsjxit=α0+α1slit+β′X+εit
(5)
slit为企业的政策性负担，其中，X为其他控制变量，包括利息支出占债务的比重idr（作为预算软约
束的替代变量）、工资率gzl、开发能力kfnl、额外支出ewzc。通过idr的系数可εit服从标准正态分布。以判断是否存在预算软约束，若idr系数为正，则说明不存在预算软约束的企业未来发展更好。若sl系数为正，说明政策性负担对公司绩效存在正向影响；若sl系数为负，说明政策性负担对公司绩效存在负向影响。
三、变量选取与数据来源
（一）变量选取与构建
政策性负担包括社会性负担和战略性负担两方面，其中社会性负担是由于国有企业承担过多的冗员和工人福利等社会性职能而形成的负担；战略性负担是指在传统的赶超战略的影响下，投资于不具备比较优势的资本密集型产业或产业区段所形成的负担。借鉴白重恩等（2006）、陈林等（2014）关于政策性负担的研究，本文将社会性负担记为sl1，将战略性负担记为sl2[11][14]。
sl1it=(staffit-lndstaffit×saleit/lndsaleit)/staffit
(6)(7)
sl2it=(staffit-lndstaffit×assetit/lndassetit)/staffit
staffi,t代表i公司t年度的员工数量，saleit表示i公司t其中，i代表公司个体，t则代表年度数据。
assetit代表i公司t年末资产总额。年度销售总额，
企业本身的经营状况会直接或间接地影响公司的政策性负担，本文将公司的规模、经营绩效、公司负债情况、发展潜力四个指标作为控制变量进行分析，将处理后的数据依次记为gsgm、gsjx、gsfz和fzql。为减少误差、平滑数据，分别将年末资产和年度销售收入进行对数处理。另外，资产利润率用lrze（利润总额）/zczj表示，资产负债率用fzhj（负债合计）/zczj表示。
在研究企业绩效时，为了使我们的回归分析更为稳健，我们在探讨政策性负担对企业绩效的影响时，还控制了国有企业“预算软约束”以及内部人控制等变量。
一方面，存在预算软约束会使得来自市场竞争的压力不能真正传递到国企管理层，会增加管理层的道德风险，阻碍公司的发展。不同企业行业负债能力用利息支出指标衡量，我们通常用利息支出占债务的比重(idr)是否表现异常来衡量经济中预算软约束机制是否存在。债务用企业年末负债合计指标衡量，记idr=lxzc(利息支出)/fzhj（负债合计）；另一方面，委托代理问题会增加道德风险，使剩余索取权和剩余控制权发生转移，诱发所有权内部结构问题，加剧内部人控制，不仅影响运作效率，也会挫伤员工积极性，有损企业发展。内部人控制主要表现在劳动成本高，可以用工资率来衡量，一般存在内部人控制的企业工资率偏高。记gzl（工资率）=bnyfgzze（本年应付工资总额）/qbzg（全部职工）。此外，公司的自身能力直接关系到公司的经营状况，在信息化和科技化的时代，自身的创新和研发能力显得格外重要，我们将新产品产值作为衡量开发能力的指标，为估计方便进行对数处理，记kfnl（开发能力）=log（xcpcz）（新产品产值）。公司的支出同样影响着自身的经营状况，尤其是交易费用的大小。通俗来讲，当人与人打交道的费用下降了，人与自然打交道的费用也会大幅度下降，也就是会促进人类财富的增长。企业交易费用下降，公司财富才会真正增加，因此我们将管理费用作为衡量这种额外支出的指标，对其取对数，记为ewzc（额外支出）=log(glfy)（管理费用）。最后，我们用公司绩效gsjx来衡量公司现在的经营状况，用发展潜力fzql来衡量公司未来的发展状况。
（二）数据来源及描述性统计
1999年是混合所有制改革历程上的重要节点，本文采取1999—2007年工业企业数据库和中国国家统计局数据为样本，使用工具软件stataMP13.0进行数据分析和处理，首先对数据进行如下筛选：根据登记注册类型、产品销售收入、资本占比等指标剔除规模以上民营企业，剔除所需研究指标或重要指标为0、“.”及异常数值的奇异点，根据下一期样本是否退出和开始时间等指标确定数据齐全且年份连续的企业。将一旦有集体资本、个人资本、外商等非国有资本进入的企业记为经过混合所有制改革的企业，并将当年及余后年份记为进行混合所有制改革后的状态，最终得到382647个观测值。
本文构造了一个表示国有企业是否经过混合所有制改革的虚拟变量，并记为dt，dt=1表示经过混合所有制改革后的状态，dt=0则表明尚未经过混合所有制改革的状态。根据数据对所有变量进行描述性统计，得到表2：
表2变量的描述性统计
变量社会性负担战略性负担是否混合公司规模经营绩效公司负债发展潜力
观测数[***********][***********]382647
均值0.34690.51040.75369.64340.05650.63049.3734
标准差4.88334.35570.43081.55448.28400.56311.5310
最小值-20.367-18.35500-56.727-5.33330
最大值64.5062.09118.685000255.6018.340
由表2可知，所有变量标准差都较小，分布比较均匀，sl1和sl2描述量均相近也证明了所依据的基础公式替代的可靠性；其中dt均值为0.7536，意味着经过混合所有制改革的企业较多或者改革时间相对较早。
四、实证结果及稳定性检验
（一）混合所有制改革与政策性负担1.混改对国企政策性负担的总体影响根据表3的回归结果，所有解释变量均在0.1%的置信区间内显著且标准差较小，说明模型拟合较为充分。其中dt的系数均为
负数，说明经过混合所有制改革后社会性负担和战略性负担均下降，即混改减轻了政策性负担。而公司规模和发展潜力等的系数则是由模型本身构造所促成的，下面会做进一步的研究。接着我们将进行混合所有制改革的国有企业作为实验组，将没有进行混合所有制改革的国有企业作为对照组，构造一个虚拟变量du，记实验组为du=1，对照组则为0。在加入之前解释变量的基础上，本文运用双重差分法引入交叉项dt×du来进行回归，回归结果见表4。
表3混合所有制改革与政策性负担的回归分析被解释变量t年混改公司的规模经营绩效公司负债发展潜力截距项观测值调整后的R2
社会性负担-1.799973***1.888773***0.0048015***0.5210852***-1.359716***-4.094253***
战略性负担-1.749022***(0.0173307)-0.5249129***(0.0067614)0.0066463***0.5062361***1.099417***-3.740394***
所有解释变量都在0.1%的置信区间内显著，标准差较小。我们关心的系数α3为负，表明经混合所有制改革后的国有企业社会性负担和战略性负担下降的幅度大于没有进行混合所有制改革的企业。
2.地区间比较
对于地区district指标，通过构造虚拟变量dd，记东部地区为1，中西部地区为0。构造交叉变量dt×dd，用双重差分法进行回归，得到回归结果见表5。
所有解释变量均在0.1%的置信区间内统计显著且标准差较小。dt×dd的系数显著为负，代表东部地区企业经历混合所有制改革后社会性负担和战略性负担下降的幅度大于经历混合所有制改革的中西部企业。
3.行业间比较
通过构造虚拟指标dm，记实验组垄断性行业企业为1，对照组竞争性行业为0，构造交叉变量
3826470.2530
3826470.0772
注：括号内是估计的标准差，***表示显著性水平为1%，**表示显著性水平为5%，*表示显著性水平为10%。
表4混合所有制改革与政策性负担的双重差分模型
被解释变量社会性负担战略性负担t年混改-0.152239***
-0.1749487***(.0322673)混改企业
-1.35545***
-1.243907***(0.2011298)t年混改与混改企业的-0.5597623***
-0.574061***交乘项(0.0762013)公司规模1.792343***-0.6162284***(0.0068859)经营绩效0.004875***
0.0067068***公司负债0.5115074***0.4969414***发展潜力-1.303848***
1.152204***
截距项-3.573913***-3.248009***观测值[1**********]7调整后的R2
0.2612
0.0865
注：同表3。
表5
地区比较回归结果被解释变量社会性负担战略性负担t年混改-1.344
***
-1.279607***
(0.0276303)
东部地区
-0.2312825
***-0.1527678***
(0.0325478)
t年混改与东部地区的1.837779***-0.5718125***交乘项(0.0067043)***
公司的规模0.00478880.0066414***经营绩效0．4856161***0.4735321***公司负债-61.251185***1.199098***
发展潜力-3.983537***
-3.620061***
截距项-1.293113***-1.30387***(.0236939)观测值[1**********]7调整后的R2
0.2725
0.0978
注：同表3。
dt×dm进行回归。由之前的模型假设，可得垄断性行业企业进行混合所有制改革对政策性负担的影响幅度与竞争性行业企业进行混改对政策性负担的影响幅度差为α3，回归结果见表6。
所有解释变量均在0.1%的置信区间内统计显著且标准差较小。此外，dt×dm的系数显著为负，代表垄断性行业企业经历混合所有制改革后社会性负担和战略性负担下降的幅度大于竞争性行业企业。
（二）政策性负担与企业绩效
我们首先用dt、dd、利息支出占债务的比重idr、工资率gzl、开发能力kfnl、额外支出ewzc、sl等7个解释变量对gsjx进行了回归，探讨混改对于国有企业绩效的影响，同时为了增强结论的稳定性，我们从两方面进行了稳定性检验；首先我们选用sl2代替sl1作为政策性负担的替代变量进行回归；同时还选用fzql作为替代的被解释变量，用同样的指标对fzql进行了回归，从影响因素
及结论两方面确保模型结果的可靠性。模型的回归结果见表7。
由模型一可以清楚地看出，变量idr不显著，故舍去idr重新进行回归得到模型二。此时gzl在1%的置信区间内显著，其他指标均在0.1%的置信区间内显著，调整后的R方约为0.14，就大样本而言模型拟合较为充分。但对回归作white检验，p值远小于0.05，故存在异方差，修正异方差得到模型三，此时除gzl外所有变量统计显著。因此，我们省去gzl重新做回归分析，最终得到模型四的回归结果。实证结果显示我们关心的变量会降低企业的社会负担，提高企业的绩效。为了检验该模型的稳健性，对最终的模型四进行稳定性检验，即用sl2代替sl1进行回归分析，实证结果见表8。
可以看出，所有解释变量仍统计显著且系数符号不变；做多重共线性检验，VIF值在
表6行业比较回归结果
被解释变量垄断性行业t年混改
社会性负担1.941654***-1.416067***1.91414***0.004905***0．5289937***-1.376753***-4.[1**********]70.2566
***
0—10间，表明不具有多重共线性，因此该模
战略性负担-0.091536**(0.0276293)-1.385204***(0.239966)-0.8493866***(0.0318715)-0.4947001***(0.0067943)0.0067559***0．5117449***1.081033***-3.[1**********]0.0825
***
型的实证结果稳健。由实证结果可知，我们关心的sl2系数为负，表明政策性负担对公司绩效存在负向作用，即降低企业的政策性负担可以提高企业的绩效。dt系数为正，说明经历混合所有制改革后的企业绩效会更高。dd系数为正，表明东部地区公司绩效更高，说明市场和劳动力优势占优。kfnl系数为正，说明创新型企业绩效更高。ewzc系数为负，表明交易费用限制着公司当前经营状况的优化。gzl和idr统计不显著则表明内部人控制和预算软约束问题对目前经营状况影响较小，从而验证了林毅夫（2001）的关于预算软约束内生于政策性负担的观点。
为了验证模型的稳健性，我们还利用发展潜力(fzql)变量作为被解释变量，重新对该模型进行回归。由模型五可知：除gzl外所有统计变量均在0.1%的置信区间内显著，删去变量gzl重新构造回归得模型六。
表7社会性负担与企业绩效
经营绩效
垄断性行业与t年混改-0.8799072***的交乘项公司规模经营绩效公司负债发展潜力截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
此时所有变量统计显著，调整后的R高达0.8，意味着解释
2
被解释变量t年混改东部地区
模型一0.00622***
0.01594***模型二0.00613***0.015994***模型三0.00613***0.015994***模型四0.00605***
0.01608***效力非常高。做white检验得p值小于0.05，具有异方差。对上述变量做修正得模型七。对修正后的模型做多重共线性检验，VIF值在0—10间，不具有共线性，因此将该模型作为最终模型。除idr外所有解释变量均与表7的解释变量一致，说明该模型是稳健的。从实证检验的过程中，我们发现，无论在哪个模型中，衡量国企政策性负担的解释变量始终处于高度显著的状态，这说明国企的政策性负担确实是影响国企绩效提升的重要因素，从而间接证明了混改对国企绩效提升发挥重大影响。同时，
利息支出占债0.0076193
务比重工资率开发能力额外支出社会性负担截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
0.000053**0.0000542**
0.00863***-0.0024***-0.0035***-0.0361***262980.1369
0.008655***-0.00246***0.00005420.0086553***0.0086559***-0.00246***-0.00227***-0.0036701***-0.0036701***-0.0037259***-0.0356***263240.1371
-0.03566***263240.1372
-0.03645***263240.1369
表8战略性负担与企业绩效被解释变量t年混改东部地区开发能力额外支出战略性负担截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
经营绩效0.0083642***
0.0301557***0.0105931***
表9社会性负担与企业发展潜力
被解释变量t年混改东部地区
发展潜力
模型五0.1313815***0.0812236***模型六0.1316339***模型七0.1316339***0.0808934***0.0808934***0.2691468***0.2691468***-0.0059421***
利息支出占0.2684436***债务比重工资率开发能力额外支出社会性负担截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
-0.0001902
0.2541267***-0.6883782***-0.0252478***2.513548***262980.8008
-0.0010966***-0.0405912***263240.1012
0.2541248***0.2541248***-0.687686***-0.687686***-0.0250523***-0.0250523***2.516317***262980.8008
2.516317***
262980.8009
idr系数为正，说明不存在预算软约束的国有企业未来会发展得更好，符合理论预期。idr影响未来发展而对现在发展影响小表明预算软约束影响滞后效应大，而内部人控制对两者影响均不大。
五、结论
本文主要研究了混合所有制改革对国有企业绩效提升的影响途径，我们认为最重要的一条途径是改善了国企的政策性负担，进而导致企业绩效增加。为了考察其他可能的作用机制，我们还控制预算软约束和内部人控制的途径，实证结果表明即使控制了上述变量，上述机制依然显著。相反地，内部人控制对企业绩效的影响不再显著。
因此，我们的实证结论是：混合所有制改革确实会对国企的绩效产生积极的影响，混合所有制改革后的国有企业社会性负担和战略性负担会下降，绩效会增加。同时，混改时间的先后、企业的垄断程度和区位差异都会影响混合所有制改革的效应。此外，不存在预算软约束的企业未来发展得更好，且预算软约束存在滞后效应。因此，为了繁荣社会主义市场经济和壮大社会主义经济主体，我国应该积极全面地推行混合所有制改革，剥离国有企业的政策性负担，提高国有企业绩效和活力。
参考文献：
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(10).
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（收稿日期：2016—07—26责任编辑：肖磊）
MixedOwnershipReform,PolicyBurdenandState-ownedEnterprisePerformance
--BasedonIndustrialEnterprisesDatabasefrom1999-2007
(DepartmentofEconomics,BeijingUniversity,Beijing,100871)
ingtheinfluencemechanismandeffectsofmixedownershipreformonstate-ownedenterprises’operatingefficiency.Weapplydifference-indifferencemodeltoanalyzetheimpactofmixedownershipreformonpolicyburden.Onthisbasis,wediscusstheformcansignificantlyenhanceenterpriseperformancethroughdecreasingthepolicyburdenofstate-ownedenterprises.Amongthoseresults,decliningscopesaremostobviousineasternenterprisesandmonopolies.Furthermore,regressionresultsshowthatonenterpriseperformance.
Abstract:Basedonopportunitiesbroughtbythenewroundstate-ownedenterprisesreform,thispaperisaimedatexplor⁃
ZhangHui,HuangHao,YanQiang-ming
impactofmixedownershipreformandpolicyburdenonenterpriseperformance.EmpiricalResultsshowthatmixedownershipre⁃
enterpriseswithoutsoftbudgetconstrainthavebetterfuturedevelopments,andinternalcontroldoesn'thaveanobviousimpact
KeyWords:MixedOwnershipReform;PolicyBurden;EnterprisePerformance
混合所有制改革、政策性负担与国有企业绩效
——基于19991999——2007年工业企业数据库的实证研究
（北京大学经济学院，北京100871）
□张辉□黄昊
□闫强明
引言
改革开放以来，我国启动的经济体制改革是一个“摸着石头过河”的过程，即从计划经济一步步转型至市场经济形态，国企改革经历了简政放权与放权让利、“利改税”与“拨改贷”、国有企业承包制、建立适应社会主义市场经济体制的现代企业制度的一个持续不断、由浅至深、逐步推进的过程。当前，十八届三中全会和2014年的《政府工作报告》分别提出要“积极发展混合所有制经济”和“加快发展混合所有制经济”。2015年新一轮国企改革如火如荼，“混合所有制”再度成为重点话题。其中国家发改委提出鼓励三种混合所有制改革与发展的方式：一是引入非国有资本参与国企改革；二是引入非国有资本参与国有企业改革，充分发挥国有资本投资、运营公司的资本运作平合作用，通过市场化方式对发展潜力大的非国有企业进行股权投资；三是探索实行混合所有制企业员工持股从而进行股权激励。因此，国企与民企的融合逐渐成为国企改革的重要议题。
从表1不同所有制企业经营状况来看，国有及国有控股工业企业每单位产值创造的利润率小于集体工业企业和私营工业企业。私营工业企业可以比国有企业吸纳更多的就业人口，而亏损企业平均亏损额也远小于国有企业。国有企业总资产贡献率、流动资产周转率与成本费用利润率均小于集体企业
基金项目：国家社科基金重大项目“马克思主义理论研究和建设工程重大项目：中国特色的社会主义所有制理论与分配理论”
（2015MJD007）的阶段性成果；北京大学经济学院中青年教师科研种子基金资助
和私营企业，资产负债率则高于集体企业和私营企业，说明在平均层面上国有企业的企业绩效小于集体企业和私营企业。总之，从数据上看集体企业和私营企业多方面的效益是高于国有企业的，说明非国有企业存在一定的借鉴意义，而这很大程度上归因于非国有企业灵活的市场应对机制和管理体制创新。
表1不同所有制企业经营情况
国有及国有控股
集体工业企业
工业企业
平均工业销售产值（亿元）平均利润总额（亿元）亏损企业平均亏损额（亿元）全部从业人员平均人数(万人)总资产贡献率(%)资产负债率(%)
流动资产周转率(次/年)成本费用利润率(%)
12.776479010.965140160.[1**********]11.9813.6961.172.237.66
2.0400894690.1611258150.0308159150.4624.2252.943.838.34
私营工业企业1.3654117110.1027369170.[1**********]56.4122.4554.593.607.99
那么，国有企业经历混合所有制改革是不是真正具有积极性作用呢？在结合前期学界对混改研究的基础上，本文接下来将主要从国企的经营效率入手，研究其效率变化的机制，并探讨政策性负担在其中的影响作用。在文章的第一部分我们对混合所有制改革的相关研究进行了回顾与梳
数据来源：中国工业企业数据库。
理，并对目前存在的产权改革和政策性负担两大主张进行了阐述；第二部分为文章的理论机制与理论模型部分，我们根据前述的理论提出了相应的理论假说，并依此建立了模型；第三部分为变量选取及描述性统计。第四部分为针对具体的模型假设，构建了双重差分模型，从地区及行业等多个方面表明在混合所有制改革后，政策性负担确实下降了，并实证证明政策性负担的下降确实是国企效率提升的重要因素。第五部分为结论。
一、文献综述
目前，混合所有制改革的相关讨论，根据影响的重要程度及观点取向主要可以划分为两大学派：其一，是以吴敬琏、张维迎等为代表的学者，主要主张产权改革；其二，是以林毅夫、白重恩等为代表的学者，主要主张剥离政策性负担。
就主张产权改革的观点来看，主要认为我国在混合所有制改革的过程中存在产权的界定不清晰、所有者缺位等问题，主张国有企业应该进行产权改革。吴敬琏(1993)提出，企业产权界定的不清晰和内部法人治理结构的不合理等因素是导致我国国有企业绩效问题的主要原因[1]。张维迎（1999）则强调私有产权与国有经济的融合，产生有效的积极机制才能解决企业低效的问题[2]。刘小玄（2000,2005）等发现国有产权对企业绩效具有显著的负作用,而非国有资本具有积极的绩效效应，其中个人资本具有最为显著的提高效益的正相关作用[3][4]。Meggiinson（2001）等通过实证研究发现，部分或全部民营化后的国企，其经营效率能够有一个较大程度的提高[5]。胡一帆等（2006）从国有企业民营化是否有效的角度指出，产权的变更有利于国企绩效的提升[6]。
而剥离政策性负担的观点则是主张创造公平、竞争的外部环境等来改善国企的经营绩效。林毅夫（2001）提出了国企私有化带来的预算软约束的加剧问题[7]。林毅夫（2004a）等进一步通过对软预算约
束问题的分析，提出剥离政策性负担为硬化国有企业软约束提供条件[8]；林毅夫（2004b）等同时也指出，当市场竞争达到一定程度时，政策性负担必然带来国有企业的预算软约束，而预算软约束同企业的公有制性质无关[9]。刘春和孙亮（2013）认为所有制与国有经济的低效率无关，政策性负担是导致民营化后国企经营绩效下降的诱因[10]。陈林（2014）等的研究指出政策性负担是混改的重心所在[11]。从相关的研究可以看到，混合所有制改革到底应该强化产权改革还是进行政策性负担剥离仍难有确切的定论，综合两种改革路径的论文也相对较少。我们希望通过综合现有的研究分析，进一步探讨未来我国如何进行国企改革的大方向。
此外，关于混合所有制改革，内部人控制也是公司治理的一个重要问题。混合所有制改革要依据《公司法》进行规范化治理，一方面要使所有者到位，另一方面不能形成内部人控制。尽管随着股份制的改革，国企产权的转让逐步变得规范，但是公司治理结构松散而流于形式、内部人控制现象严重、缺乏有效的激励机制使得国企的效率提升问题困难重重，深层的制度难题仍未得到解决。唐跃军（2002）讨论了转轨经济中的内部人控制和道德风险，得出了转轨经济中的道德风险模型，并指出转轨经济中严重的内部人控制缘于外部治理机制的软弱和内部治理机制的失灵[12]。钱雪松（2013）通过构造涵盖企业内外部资本市场的均衡资本配置模型，引入融资歧视、内部人控制等因素，考察了企业内部资本配置的效率含义，通过研究发现，长期来看既要完善公司治理以缓解内部人控制问题，又要致力于消除融资歧视[13]。
通过以上问题的探讨，我们可以发现，关于我国国企的混合所有制改革，仍有不少的问题亟待解决，而如何平衡各方面问题，并从中选择较优的发展路径，是我们的文章所希望探讨和研究分析的。
二、理论假说与模型构建
（一）混改对国企政策性负担的影响
国有企业的混合所有制改革是一种以国有资本为主体、所有制结构多元化的过程。国企混合所有制改革使得企业的自主决策能力和主导性加强，进而导致其经营目标更符合市场化的要求，即企业会根据利润最大化的经营目标来确定企业的投资领域和额度以及雇佣的劳动力数量；此外，信息的公开程度与透明度的提高会减少政府干预和内部人控制问题。因此，我们提出以下假说：
假说1：国有企业进行混合所有制改革后，其政策性负担将下降。
构造一个是否经过混合所有制改革的状态的虚拟变量，记为dt。dt=1表示经过混合所有制改革之后的状态，dt=0则表示尚未经过混合所有制改革，构建的计量模型如下：
slit=α0+α1dt+β′X+εit,i=1,2
slit为企业的政策性负担，其中，X为其他控制变量，包括公司的规模、经营绩效、负债情况、发展潜
(1)
εit服从标准正态分布。力。我们预期dt的系数为负，即政策性负担经过混合所有制改革后得到缓解。
此外，我们以进行混合所有制改革的国有企业作为实验组，将没有进行混合所有制改革的国有企业作为对照组，构造一个虚拟变量du，记实验组为du=1，对照组则为0。在加入之前解释变量的基础上，运用双重差分法引入交叉项dt×du来进行回归。因此，计量模型可修改为：
slit=α0+α1dt+α2du+α3dt×du+β′X+εit
(2)
性负担影响的幅度与没有经过混合所有制改革的企业对政策性负担影响的幅度差为α3。因此，根据α3的正负性可以判断国有企业进行混合所有制改革后政策性负担下降程度是否大于没有进行混合所有
我们关心的对照组和实验组的净效应为α1+α3-α1=α3，即国有企业经过混合所有制改革对政策
制改革的企业。
（二）从地区与行业的角度验证混改的影响
相对中西部地区，东部地区具有改革开放早、政策受益早、更加面向市场、劳动力也相对丰富，且基础设施建设好的优势，因此，东部地区的企业在混改后更容易甩掉其背负的政策性负担，据此提出假说：
假说2：东部地区进行混合所有制改革的效率高于中西部地区。
根据地区district指标，构造虚拟变量dd，记东部地区为1，中西部地区为0，构造交叉变量dt×dd，用双重差分法进行回归，可以构建如下计量模型:
slit=α0+α1dt+α2dd+α3dt×dd+β′X+εit
(3)
同理，东部地区经历混合所有制改革的企业对政策性负担影响的幅度与中西部地区经历混合所有
制改革的企业对政策性负担影响的幅度差为α3。我们关心回归系数α3的符号，若α3为负数，则说明东部地区企业政策性负担下降程度比中西部地区更大，其混合所有制改革的效率更高。
从理论上讲，相对竞争性行业来说，垄断性国企更容易获得政府的政策扶持和保护，政府的干预能力也会更强，其政策性负担自然会更大。因此，混合所有制改革后，其政策性负担下降的空间也更大，据此我们提出如下假说：
假说3：国有企业中垄断性行业企业进行混合所有制改革的影响程度大于竞争性行业。
根据《2014年所属行业类别、分类及行业代码查询表》、我国法律法规对垄断性指标的界定及数据库两位数行业代码指标构造虚拟指标dm，记实验组垄断性行业企业为1，对照组竞争性行业为0，构造交叉变量dt×dm进行回归，构建的计量模型如下：
slit=α0+α1dt+α2dm+α3dt×dm+β′X+εit
(4)
同理，可得对照组和实验组的净效应为α3，根据α3的正负性，可判断垄断性行业企业经历混合所
有制改革后社会性负担和战略性负担下降的幅度是否大于竞争性行业企业。
（三）政策性负担对国企效率的影响
国企进行混合所有制改革可以加强对劳动力的吸纳能力，减少冗员、减轻超额雇员的负担，从而使企业进一步贴近利润最大化的目标。冗员的减少和资本的多元化会使得企业商誉增加，资本内部垄断成分的降低和内部人员配置的精简化会激励竞争。不同性质的股东相互监督相互制衡，可以防止内部人控制现象。因此，混合所有制改革的企业政策性负担会下降，企业绩效会增加。随着非国有资本逐渐进入垄断性国企，市场化程度提高，外部激烈的竞争会降低资源错配、提高资源配置的使用效率，因而企业经营绩效就会得到提升。
假说4：国有企业经过混合所有制改革，政策性负担下降，企业绩效会改善。
将政策性负担等解释变量分别对公司绩效gsjx或者发展潜力fzql进行回归分析，计量模型如下：gsjxit=α0+α1slit+β′X+εit
(5)
slit为企业的政策性负担，其中，X为其他控制变量，包括利息支出占债务的比重idr（作为预算软约
束的替代变量）、工资率gzl、开发能力kfnl、额外支出ewzc。通过idr的系数可εit服从标准正态分布。以判断是否存在预算软约束，若idr系数为正，则说明不存在预算软约束的企业未来发展更好。若sl系数为正，说明政策性负担对公司绩效存在正向影响；若sl系数为负，说明政策性负担对公司绩效存在负向影响。
三、变量选取与数据来源
（一）变量选取与构建
政策性负担包括社会性负担和战略性负担两方面，其中社会性负担是由于国有企业承担过多的冗员和工人福利等社会性职能而形成的负担；战略性负担是指在传统的赶超战略的影响下，投资于不具备比较优势的资本密集型产业或产业区段所形成的负担。借鉴白重恩等（2006）、陈林等（2014）关于政策性负担的研究，本文将社会性负担记为sl1，将战略性负担记为sl2[11][14]。
sl1it=(staffit-lndstaffit×saleit/lndsaleit)/staffit
(6)(7)
sl2it=(staffit-lndstaffit×assetit/lndassetit)/staffit
staffi,t代表i公司t年度的员工数量，saleit表示i公司t其中，i代表公司个体，t则代表年度数据。
assetit代表i公司t年末资产总额。年度销售总额，
企业本身的经营状况会直接或间接地影响公司的政策性负担，本文将公司的规模、经营绩效、公司负债情况、发展潜力四个指标作为控制变量进行分析，将处理后的数据依次记为gsgm、gsjx、gsfz和fzql。为减少误差、平滑数据，分别将年末资产和年度销售收入进行对数处理。另外，资产利润率用lrze（利润总额）/zczj表示，资产负债率用fzhj（负债合计）/zczj表示。
在研究企业绩效时，为了使我们的回归分析更为稳健，我们在探讨政策性负担对企业绩效的影响时，还控制了国有企业“预算软约束”以及内部人控制等变量。
一方面，存在预算软约束会使得来自市场竞争的压力不能真正传递到国企管理层，会增加管理层的道德风险，阻碍公司的发展。不同企业行业负债能力用利息支出指标衡量，我们通常用利息支出占债务的比重(idr)是否表现异常来衡量经济中预算软约束机制是否存在。债务用企业年末负债合计指标衡量，记idr=lxzc(利息支出)/fzhj（负债合计）；另一方面，委托代理问题会增加道德风险，使剩余索取权和剩余控制权发生转移，诱发所有权内部结构问题，加剧内部人控制，不仅影响运作效率，也会挫伤员工积极性，有损企业发展。内部人控制主要表现在劳动成本高，可以用工资率来衡量，一般存在内部人控制的企业工资率偏高。记gzl（工资率）=bnyfgzze（本年应付工资总额）/qbzg（全部职工）。此外，公司的自身能力直接关系到公司的经营状况，在信息化和科技化的时代，自身的创新和研发能力显得格外重要，我们将新产品产值作为衡量开发能力的指标，为估计方便进行对数处理，记kfnl（开发能力）=log（xcpcz）（新产品产值）。公司的支出同样影响着自身的经营状况，尤其是交易费用的大小。通俗来讲，当人与人打交道的费用下降了，人与自然打交道的费用也会大幅度下降，也就是会促进人类财富的增长。企业交易费用下降，公司财富才会真正增加，因此我们将管理费用作为衡量这种额外支出的指标，对其取对数，记为ewzc（额外支出）=log(glfy)（管理费用）。最后，我们用公司绩效gsjx来衡量公司现在的经营状况，用发展潜力fzql来衡量公司未来的发展状况。
（二）数据来源及描述性统计
1999年是混合所有制改革历程上的重要节点，本文采取1999—2007年工业企业数据库和中国国家统计局数据为样本，使用工具软件stataMP13.0进行数据分析和处理，首先对数据进行如下筛选：根据登记注册类型、产品销售收入、资本占比等指标剔除规模以上民营企业，剔除所需研究指标或重要指标为0、“.”及异常数值的奇异点，根据下一期样本是否退出和开始时间等指标确定数据齐全且年份连续的企业。将一旦有集体资本、个人资本、外商等非国有资本进入的企业记为经过混合所有制改革的企业，并将当年及余后年份记为进行混合所有制改革后的状态，最终得到382647个观测值。
本文构造了一个表示国有企业是否经过混合所有制改革的虚拟变量，并记为dt，dt=1表示经过混合所有制改革后的状态，dt=0则表明尚未经过混合所有制改革的状态。根据数据对所有变量进行描述性统计，得到表2：
表2变量的描述性统计
变量社会性负担战略性负担是否混合公司规模经营绩效公司负债发展潜力
观测数[***********][***********]382647
均值0.34690.51040.75369.64340.05650.63049.3734
标准差4.88334.35570.43081.55448.28400.56311.5310
最小值-20.367-18.35500-56.727-5.33330
最大值64.5062.09118.685000255.6018.340
由表2可知，所有变量标准差都较小，分布比较均匀，sl1和sl2描述量均相近也证明了所依据的基础公式替代的可靠性；其中dt均值为0.7536，意味着经过混合所有制改革的企业较多或者改革时间相对较早。
四、实证结果及稳定性检验
（一）混合所有制改革与政策性负担1.混改对国企政策性负担的总体影响根据表3的回归结果，所有解释变量均在0.1%的置信区间内显著且标准差较小，说明模型拟合较为充分。其中dt的系数均为
负数，说明经过混合所有制改革后社会性负担和战略性负担均下降，即混改减轻了政策性负担。而公司规模和发展潜力等的系数则是由模型本身构造所促成的，下面会做进一步的研究。接着我们将进行混合所有制改革的国有企业作为实验组，将没有进行混合所有制改革的国有企业作为对照组，构造一个虚拟变量du，记实验组为du=1，对照组则为0。在加入之前解释变量的基础上，本文运用双重差分法引入交叉项dt×du来进行回归，回归结果见表4。
表3混合所有制改革与政策性负担的回归分析被解释变量t年混改公司的规模经营绩效公司负债发展潜力截距项观测值调整后的R2
社会性负担-1.799973***1.888773***0.0048015***0.5210852***-1.359716***-4.094253***
战略性负担-1.749022***(0.0173307)-0.5249129***(0.0067614)0.0066463***0.5062361***1.099417***-3.740394***
所有解释变量都在0.1%的置信区间内显著，标准差较小。我们关心的系数α3为负，表明经混合所有制改革后的国有企业社会性负担和战略性负担下降的幅度大于没有进行混合所有制改革的企业。
2.地区间比较
对于地区district指标，通过构造虚拟变量dd，记东部地区为1，中西部地区为0。构造交叉变量dt×dd，用双重差分法进行回归，得到回归结果见表5。
所有解释变量均在0.1%的置信区间内统计显著且标准差较小。dt×dd的系数显著为负，代表东部地区企业经历混合所有制改革后社会性负担和战略性负担下降的幅度大于经历混合所有制改革的中西部企业。
3.行业间比较
通过构造虚拟指标dm，记实验组垄断性行业企业为1，对照组竞争性行业为0，构造交叉变量
3826470.2530
3826470.0772
注：括号内是估计的标准差，***表示显著性水平为1%，**表示显著性水平为5%，*表示显著性水平为10%。
表4混合所有制改革与政策性负担的双重差分模型
被解释变量社会性负担战略性负担t年混改-0.152239***
-0.1749487***(.0322673)混改企业
-1.35545***
-1.243907***(0.2011298)t年混改与混改企业的-0.5597623***
-0.574061***交乘项(0.0762013)公司规模1.792343***-0.6162284***(0.0068859)经营绩效0.004875***
0.0067068***公司负债0.5115074***0.4969414***发展潜力-1.303848***
1.152204***
截距项-3.573913***-3.248009***观测值[1**********]7调整后的R2
0.2612
0.0865
注：同表3。
表5
地区比较回归结果被解释变量社会性负担战略性负担t年混改-1.344
***
-1.279607***
(0.0276303)
东部地区
-0.2312825
***-0.1527678***
(0.0325478)
t年混改与东部地区的1.837779***-0.5718125***交乘项(0.0067043)***
公司的规模0.00478880.0066414***经营绩效0．4856161***0.4735321***公司负债-61.251185***1.199098***
发展潜力-3.983537***
-3.620061***
截距项-1.293113***-1.30387***(.0236939)观测值[1**********]7调整后的R2
0.2725
0.0978
注：同表3。
dt×dm进行回归。由之前的模型假设，可得垄断性行业企业进行混合所有制改革对政策性负担的影响幅度与竞争性行业企业进行混改对政策性负担的影响幅度差为α3，回归结果见表6。
所有解释变量均在0.1%的置信区间内统计显著且标准差较小。此外，dt×dm的系数显著为负，代表垄断性行业企业经历混合所有制改革后社会性负担和战略性负担下降的幅度大于竞争性行业企业。
（二）政策性负担与企业绩效
我们首先用dt、dd、利息支出占债务的比重idr、工资率gzl、开发能力kfnl、额外支出ewzc、sl等7个解释变量对gsjx进行了回归，探讨混改对于国有企业绩效的影响，同时为了增强结论的稳定性，我们从两方面进行了稳定性检验；首先我们选用sl2代替sl1作为政策性负担的替代变量进行回归；同时还选用fzql作为替代的被解释变量，用同样的指标对fzql进行了回归，从影响因素
及结论两方面确保模型结果的可靠性。模型的回归结果见表7。
由模型一可以清楚地看出，变量idr不显著，故舍去idr重新进行回归得到模型二。此时gzl在1%的置信区间内显著，其他指标均在0.1%的置信区间内显著，调整后的R方约为0.14，就大样本而言模型拟合较为充分。但对回归作white检验，p值远小于0.05，故存在异方差，修正异方差得到模型三，此时除gzl外所有变量统计显著。因此，我们省去gzl重新做回归分析，最终得到模型四的回归结果。实证结果显示我们关心的变量会降低企业的社会负担，提高企业的绩效。为了检验该模型的稳健性，对最终的模型四进行稳定性检验，即用sl2代替sl1进行回归分析，实证结果见表8。
可以看出，所有解释变量仍统计显著且系数符号不变；做多重共线性检验，VIF值在
表6行业比较回归结果
被解释变量垄断性行业t年混改
社会性负担1.941654***-1.416067***1.91414***0.004905***0．5289937***-1.376753***-4.[1**********]70.2566
***
0—10间，表明不具有多重共线性，因此该模
战略性负担-0.091536**(0.0276293)-1.385204***(0.239966)-0.8493866***(0.0318715)-0.4947001***(0.0067943)0.0067559***0．5117449***1.081033***-3.[1**********]0.0825
***
型的实证结果稳健。由实证结果可知，我们关心的sl2系数为负，表明政策性负担对公司绩效存在负向作用，即降低企业的政策性负担可以提高企业的绩效。dt系数为正，说明经历混合所有制改革后的企业绩效会更高。dd系数为正，表明东部地区公司绩效更高，说明市场和劳动力优势占优。kfnl系数为正，说明创新型企业绩效更高。ewzc系数为负，表明交易费用限制着公司当前经营状况的优化。gzl和idr统计不显著则表明内部人控制和预算软约束问题对目前经营状况影响较小，从而验证了林毅夫（2001）的关于预算软约束内生于政策性负担的观点。
为了验证模型的稳健性，我们还利用发展潜力(fzql)变量作为被解释变量，重新对该模型进行回归。由模型五可知：除gzl外所有统计变量均在0.1%的置信区间内显著，删去变量gzl重新构造回归得模型六。
表7社会性负担与企业绩效
经营绩效
垄断性行业与t年混改-0.8799072***的交乘项公司规模经营绩效公司负债发展潜力截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
此时所有变量统计显著，调整后的R高达0.8，意味着解释
2
被解释变量t年混改东部地区
模型一0.00622***
0.01594***模型二0.00613***0.015994***模型三0.00613***0.015994***模型四0.00605***
0.01608***效力非常高。做white检验得p值小于0.05，具有异方差。对上述变量做修正得模型七。对修正后的模型做多重共线性检验，VIF值在0—10间，不具有共线性，因此将该模型作为最终模型。除idr外所有解释变量均与表7的解释变量一致，说明该模型是稳健的。从实证检验的过程中，我们发现，无论在哪个模型中，衡量国企政策性负担的解释变量始终处于高度显著的状态，这说明国企的政策性负担确实是影响国企绩效提升的重要因素，从而间接证明了混改对国企绩效提升发挥重大影响。同时，
利息支出占债0.0076193
务比重工资率开发能力额外支出社会性负担截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
0.000053**0.0000542**
0.00863***-0.0024***-0.0035***-0.0361***262980.1369
0.008655***-0.00246***0.00005420.0086553***0.0086559***-0.00246***-0.00227***-0.0036701***-0.0036701***-0.0037259***-0.0356***263240.1371
-0.03566***263240.1372
-0.03645***263240.1369
表8战略性负担与企业绩效被解释变量t年混改东部地区开发能力额外支出战略性负担截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
经营绩效0.0083642***
0.0301557***0.0105931***
表9社会性负担与企业发展潜力
被解释变量t年混改东部地区
发展潜力
模型五0.1313815***0.0812236***模型六0.1316339***模型七0.1316339***0.0808934***0.0808934***0.2691468***0.2691468***-0.0059421***
利息支出占0.2684436***债务比重工资率开发能力额外支出社会性负担截距项观测值调整后的R2
注：同表3。
-0.0001902
0.2541267***-0.6883782***-0.0252478***2.513548***262980.8008
-0.0010966***-0.0405912***263240.1012
0.2541248***0.2541248***-0.687686***-0.687686***-0.0250523***-0.0250523***2.516317***262980.8008
2.516317***
262980.8009
idr系数为正，说明不存在预算软约束的国有企业未来会发展得更好，符合理论预期。idr影响未来发展而对现在发展影响小表明预算软约束影响滞后效应大，而内部人控制对两者影响均不大。
五、结论
本文主要研究了混合所有制改革对国有企业绩效提升的影响途径，我们认为最重要的一条途径是改善了国企的政策性负担，进而导致企业绩效增加。为了考察其他可能的作用机制，我们还控制预算软约束和内部人控制的途径，实证结果表明即使控制了上述变量，上述机制依然显著。相反地，内部人控制对企业绩效的影响不再显著。
因此，我们的实证结论是：混合所有制改革确实会对国企的绩效产生积极的影响，混合所有制改革后的国有企业社会性负担和战略性负担会下降，绩效会增加。同时，混改时间的先后、企业的垄断程度和区位差异都会影响混合所有制改革的效应。此外，不存在预算软约束的企业未来发展得更好，且预算软约束存在滞后效应。因此，为了繁荣社会主义市场经济和壮大社会主义经济主体，我国应该积极全面地推行混合所有制改革，剥离国有企业的政策性负担，提高国有企业绩效和活力。
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（收稿日期：2016—07—26责任编辑：肖磊）
MixedOwnershipReform,PolicyBurdenandState-ownedEnterprisePerformance
--BasedonIndustrialEnterprisesDatabasefrom1999-2007
(DepartmentofEconomics,BeijingUniversity,Beijing,100871)
ingtheinfluencemechanismandeffectsofmixedownershipreformonstate-ownedenterprises’operatingefficiency.Weapplydifference-indifferencemodeltoanalyzetheimpactofmixedownershipreformonpolicyburden.Onthisbasis,wediscusstheformcansignificantlyenhanceenterpriseperformancethroughdecreasingthepolicyburdenofstate-ownedenterprises.Amongthoseresults,decliningscopesaremostobviousineasternenterprisesandmonopolies.Furthermore,regressionresultsshowthatonenterpriseperformance.
Abstract:Basedonopportunitiesbroughtbythenewroundstate-ownedenterprisesreform,thispaperisaimedatexplor⁃
ZhangHui,HuangHao,YanQiang-ming
impactofmixedownershipreformandpolicyburdenonenterpriseperformance.EmpiricalResultsshowthatmixedownershipre⁃
enterpriseswithoutsoftbudgetconstrainthavebetterfuturedevelopments,andinternalcontroldoesn'thaveanobviousimpact
KeyWords:MixedOwnershipReform;PolicyBurden;EnterprisePerformance