李晓庆，李萌菡
（南京信息工程大学 管理工程学院，南京 210044）
党的十九届五中全会对国资国企改革发展作出重大战略部署，进一步深化国有企业混合所有制改革（以下简称为国企混改），鼓励和引导国有企业引入民营企业等非国有资本作为重要股东参与公司治理，充分发挥非国有股东的积极作用。2021 年全国两会期间，相关部委负责人提到，目前国企混改成效已初步显现，但并没有达到预期目标，因而要继续分类分层推进国有企业的混合所有制改革。当前，混改已成为学术界最活跃的研究热点之一，积极稳妥深化混改，以优化布局补齐高质量发展短板，推动企业实现高质量发展，具有重要的现实意义。对于国有企业来说，混改可以鼓励各类资本，特别是非公有资本参与到国企之中，弥补“所有者缺失”“一股独大”等公司治理缺陷，优化公司治理机制，同时也能够促进产业转型升级及扩大市场规模，最终提高国企生产效率。
当前，我国正处于高质量发展阶段，实践表明全要素生产率是国民经济高质量发展的动力源泉。党的十九大报告明确指出要积极“推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革，提高全要素生产率”，也是首次提出了提高全要素生产率的迫切要求。企业效率的提升是整个国民经济全要素生产率提高的重要微观基础（宣烨和余泳泽，2017），但是由于资产配置效率不高、市场经济体制不完善等原因，我国企业全要素生产率不足问题突出，尤其是国企全要素生产率普遍更低（钱雪松等，2018）。国企作为经济高质量发展的“顶梁柱”，如何提升其全要素生产率显得尤为重要，而混改作为我国经济体制改革的重要举措，其是否会提升国企全要素生产率及作用渠道如何值得进一步讨论。鉴于此，本文试图探讨混改是否会提升国有企业全要素生产率？并进一步从高管薪酬激励机制视角（包括货币性薪酬激励和股权激励）检验混改提升国企全要素生产率背后的作用机理。
本文的边际贡献可能体现在以下几个方面：①仅有较少的文献从全要素生产率视角评价国企混改的实践效果，且较少涉及混改程度。国企引入的异质性股东的持股比例需要达到一定比例才可能真正发挥治理作用。本文借鉴周观平等（2021）对国企混改程度的界定，手动收集前五大股东中持股比例超过5%的单个非国有股东，将其作为混改与否的判别条件，并以其持股比例进行量化。②在异质性分析中，进一步区分极端情况即国企完全民营化与部分混改的差异，揭示不同混改方式的实践效果。③在作用渠道分析中，区别已有文献从创新投入和公司治理结构的视角，本文以高管薪酬激励机制为视角展开讨论。为了使中介作用机制结论更为科学，采用非参数Bootstrapping 方法调整估计偏差的结构方程模型进行多重中介效应检验。
发展混合所有制的主要目的是实现不同所有制资本间的共同发展和有效制衡，让混改的“物理反应”变成“化学反应”，放大改革的质量效益。当今时代，企业创新能力不断提升，体制机制改革明显提速，国企民企共同发展，企业发展已初步迈向“高质量”，混合所有制改革的效果逐步显现。当前有关混改的研究，主要集中于混改原因的探讨、混改实践效果评价及混改经济后果的影响机制。
早期主要集中于混改原因的探讨。良好的公司治理有助于推动企业体制机制创新、技术创新和管理创新，有助于激发各类社会资源的固有活力进而提升企业运作效率和发展质量。但我国企业，尤其是国有企业，公司治理问题一直饱受诟病。国有企业由于委托代理链过长、股权结构不合理即“一股独大”、政策性负担、内部人控制等问题，普遍存在创新效率和动力明显不足（吴延兵，2012）、企业绩效和生产效率较低（Goldeng et al，2008；
刘瑞明和石磊，2010）等缺陷，而国有企业公司治理不完善问题将会严重制约着国企的高质量发展。因此这是国企混改的主要原因。党的十八届三中全会后，混改的实践效果研究备受理论界的关注。混改可以通过降低代理成本和政策性负担等途径改善要素配置效率，显著提升国企绩效和生产率（郝阳和龚六堂，2017；
周观平等，2021；
Zhu，2021；
倪宣明等，2022），尤其是在竞争性行业中（杨萱，2019；
黄琼宇等，2021）。自主创新是企业的生命，是企业发展壮大的根本，在当前国内国外大变革的背景下，提高企业的创新能力是促进经济发展由要素驱动向创新驱动转型的关键途径，而非国有企业在科技创新领域迸发出了不容小觑的力量，涌现出一大批创新型的高科技领军企业。因此，国企通过引入非国有资本，会显著提高企业的创新效率（朱磊等，2019；
Zhang et al，2020；
冯璐等，2021）。除此之外，部分学者也探讨了混改对公司治理机制的影响，如股权制衡（盛明泉等，2021）、内部控制质量（刘运国等，2016）、财务重述（蔡贵龙等，2021）及高管薪酬激励（蔡贵龙等，2018）等。混改实践效果备受关注的同时，一些学者试图揭示背后的作用机制。非国有股东的加入，一定程度上缓解了“所有制缺位”，而逐利性又促使其有动机整合企业资源优化股权结构，增强对国有股东的制衡作用，缓解第二类代理问题，提高国有资本效率。因此，一些学者从公司治理视角检验混改经济后果的作用机制。尤其是非国有资本的引入会对董事会结构产生影响，非国有股东积极提名董事，委派代表自身利益的董事进入董事会提高监督能力（蔡贵龙等，2018；
王春燕等，2020；
熊爱华等，2021）。混改带来的多元化股权结构，有利于完善公司治理结构，优化公司治理机制（黎文飞等，2020；
何瑛和杨琳，2021；
马新啸等，2021），并成为现阶段我国国企改革的主要方向。
综上所述，从党的十八届三中全会后，混改相关主题的文献如雨后春笋般纷纷涌现，这为本文提供了丰富的理论基础。但现有研究主要集中于混改提升国有企业财务绩效、创新能力等实践效果的政策评价，而从全要素生产率视角研究国企混改实践效果的文献则较少。现有的研究表明，混改有利于激发国有企业的内生动力和活力，提高企业全要素生产率，推动国有企业转型升级（盛明泉等，2021）。进一步研究表明，混改主要通过提高国有企业的研发创新能力和完善国企股权结构治理来提升国企全要素生产率。一方面，国企进行混改后创新资源增加，创新意愿增强，促使其增加创新研发投入（任广乾等，2022），企业的自主创新能力也随之增强，而企业创新能力的提高对企业全要素生产率具有显著的正向作用。因此由创新所带来的技术进步是国有企业实施混合所有制改革提高企业全要素生产率的重要途径之一（郑云坚和王泽宇，2020）。另一方面，非国有股东参与国企混改，可以形成多元化的股权结构，诸多文献中已经证实多个大股东相互制衡的股权结构存在良好的公司治理效应（刘志彪和凌永辉，2020），改“一股独大”为“多股同大”能够在一定程度上改善公司的治理结构，从而提高企业的治理水平，好的公司治理可以显著提高企业的全要素生产率，推动企业的高质量发展（Tian 和Twite，2011；
王洪盾等，2019）。因此有效的股权制衡是混改后企业全要素生产率提高的另一重要手段（Yin et al，2018；
李双燕和苗进，2020）。
鉴于此，区别现有文献的研究视角，本文进一步拓展混改对国企全要素生产率的影响研究，基于高管薪酬激励机制视角，探讨混改是否会通过完善高管薪酬激励机制，进而提升国企全要素生产率。
（一）国有企业混合所有制改革与全要素生产率
当前，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，微观企业发展质量是中国经济高质量发展的坚实基础，经济增长质量的提高需要依赖于微观机制的构建（宣烨和余泳泽，2017），企业效率的提升是整个国民经济高效率运转的重要微观基础。自从20 世纪50 年代提出以来，全要素生产率经过无数学者的不断研究，逐渐发展成为衡量一个国家或地区经济质量的重要指标。由于我国长期实行“粗放型”经济增长模式，导致经济增长速度减缓，难以推动经济实现持续高速增长（钱雪松等，2018）。因此，我国亟须把经济增长转向全要素生产率驱动。由于资产配置效率不高、市场经济体制不完善等原因，国有企业全要素生产率较低（钱雪松等，2018），普遍低于非公有制企业。全面深化混合所有制改革，不仅改善了国有企业的经营绩效，更重要的是能够大幅度提高国有企业的全要素生产率（许召元和张文魁，2015）。
早在1999 年9 月，党的第十五届四中全会就通过了《中共中央关于国有企业改革和发展若干重大问题的决定》，为国企改革作出具体部署，这也是第一次正式提出发展混合所有制经济的相关政策。混合所有制在我国经过三十多年的探索已不是一个陌生的话题。目前由于国企改革已进入“四分离”改革的的深水区，混合所有制再次引起热议，并将成为深化国企改革的关键点（何瑛和杨琳，2021）。混改强调的是不同性质资本的相互融合，而随着混改的不断深化，其内涵不仅仅是不同产权的简单的混合，更重要的是治理机制的规范。国企实施混改，随着非国有资本股权的逐渐增多，国有企业的政策性负担也会有所减轻，实现国有资本与民营资本等非国有资本交叉持股、相互融合，充分发挥国有企业的资本优势与非国有资本的灵活市场机制优势，提升国有企业的治理能力，从而产生“1+1＞2”的治理效果（蔡贵龙等，2018）。根据公司治理理论中的资源依赖理论和利益相关者理论，企业完全依赖自身的资源来实现企业的经营发展是不现实的，而通过引入异质性资本，能够充分发挥不同资本的资源优势，扩大企业发展所需要的资源，进而提升企业全要素生产率。由于异质性资本的逐利性不同，民营资本、外资等非国有资本参股可以优化股权结构，国有和非国有资本形成有效制衡，在公司内部发挥相互制约的作用，有利于减少国有大股东利用股权优势侵占其他股东的利益，有效化解大股东与其他股东之间的利益冲突，也有利于缓解国有企业“一股独大”的股权结构所导致的内部人控制等缺陷。同时，国企混改不仅是股权结构的混合，更是市场机制的引入，尤其是对国企高管激励机制的完善。由于委托代理链条过长，国企普遍存在产权虚设的“所有者缺位”和“内部人”控制现象，两权分离下的委托代理问题可能会让国企高管利用国有大股东无法对其进行充分监督和激励这一漏洞，取得国企实际控制权，最后实现自身而非股东利益最大化，从而抑制企业创新。当非国有资本参股国企后，就会拥有一定的话语权，有动力完善对高管的激励和监管机制（蔡贵龙等，2018；
耿艳丽等，2021；
李增福等，2021），抑制国企高管和国有股东的自利行为，维护自身利益。此外，随着混改将市场化激励模式引入国有企业，不但薪酬激励水平对创新效率的敏感性逐渐提升（王靖宇和刘红霞，2020），而且有效的薪酬激励机制在约束高管的机会主义行为和确保高管与股东之间目标一致性（张志平等，2021）的同时，也能够弱化国企高管的“政治人”特征。国企混改所带来的高管薪酬激励机制的完善可以有效缓解第一类委托代理问题、降低创新代理成本，是国企应对“防止国有资产流失”和“效益竞争”双重强力约束的制度保障，也是国企创新政策工具有效发挥、获取创新红利的制度基础（徐伟等，2021）。总之，国企混改可以通过发挥非国有资本的监督和制衡作用，完善公司治理结构和薪酬激励机制，激发高管主观能动性，进而提高国有企业全要素生产率。基于此，本文提出如下研究假设：
混合所有制改革会显著提升国有企业全要素生产率（H1）。
（二）混合所有制改革提升国有企业全要素生产率的机制分析——高管薪酬激励机制
高管作为企业战略的制定者和实施者、技术创新的最终决策者，对企业创新性行为和创新绩效起着最为关键的作用（周铭山和张倩倩，2016）。合理的薪酬激励是缓解委托人和代理人之间代理冲突的重要机制（Crowley 和Bourke，2018），高管薪酬作为企业所有者对管理者的激励措施，直接关系到高管对研发投入的积极性，影响企业全要素生产率的提升。典型的薪酬激励主要包括货币性薪酬激励和股权薪酬激励（李烨和黄速建，2016），建立合理有效的高管薪酬激励制度，能激发高管的工作热情，促使管理层与股东利益趋于一致，提高企业的生产效率，对企业未来的发展具有关键作用（陈文强和贾生华，2015）。
由于国企倾向采取工资一刀切制，这就弱化了高管薪酬的激励作用，然而缺乏有效的激励机制将会严重制约着高管对于公司生产效率提升的积极履职，导致国企全要素生产率低下。国企混改通过引入非国有股东解决了所有者缺位和道德风险等问题，提高了高管薪酬业绩敏感度（郝阳和龚六堂，2017；
陈晓珊和刘洪铎，2019；
耿云江和马影，2020），增加高管股权薪酬（Gao 和Song，2017；
Wang 和Liang，2019；
Li，2021），进一步改善高管薪酬激励机制（Kang et al，2020；
庄莹和买生，2021；
马新啸和窦笑晨，2022）。傅红等（2021）从系统动力学角度分析国企混改下完善高管股权薪酬激励的重要性。通过对国企混改典型案例——招商局集团的剖析，沈昊和杨梅英（2019）发现，混改后的高管持股起到了薪酬激励的正向作用。除此之外，混改有利于形成合理有效的股权制衡，完善公司治理结构（Yin et al，2018；
李双燕和苗进，2020；
刘志彪和凌永辉，2020），提升公司治理效率。股权制衡作为公司治理的一部分，合理的股权制衡度无论是对于高管货币性薪酬还是股权薪酬激励都会产生积极的正向作用（周军和张钦然，2019；
周红根和范昕昕，2020）。因此，非国有股东参股国企即混改在一定程度上有利于完善高管薪酬激励机制，打破了国企僵化的薪酬体系，缓解高管的短视行为，从而促使高管选择实现公司生产率最大化的战略方案。随着混改实践的深入推进，国企高管薪酬激励机制将面临全新的挑战。国务院国有资产监督管理委员会（国资委）明确指出，未来国企混改的重点是盘活机制，而高管薪酬激励机制作为国企的一种重要机制，盘活高管薪酬激励机制成为国企混改的紧迫要求，积极探索高管货币性薪酬和股权激励等激励方式，充分激发高管干事的主动性和创造性。2016 年底的国企高管市场化选聘细则决议通过并在试点企业启动，这极大推进了国企的现代化企业制度建设，打破高管行政任命与能上不能下的僵化机制，深化高管的市场化来源。
在实施混改的国有企业中，提升高管货币性和股权薪酬能否对高管产生真正的激励作用，进而提升企业的全要素生产率，也是当前亟须解决的问题。国有资本与非国有资本共同参与治理已成定局，产权结构不断调整，非国有股东参与程度，即混改的程度不同，高管薪酬激励的效果也会不同，对国企全要素生产率的影响也不同。根据高层梯队理论，企业高管凭借其丰富的专业知识及治理经验等成为公司战略政策和组织活动的推动者，高管团队的行为选择与企业的生产效率直接相关（邓超等，2019）。因此，给予高管更多的货币性薪酬和一定的公司股权是目前通过高管来提升企业全要素生产率最为有效的手段之一，可以推动高管做出更有利于企业长远发展的战略决策。高管的职业前途和个人受益基本取决于企业的生产效率，而作为短期激励手段的货币性薪酬激励能够使高管出于对工资奖金等收益的考虑，促使他们充分发挥自身的优势，积极做出有利于提高企业生产效率的决策（陈修德等，2015）。这种激励方式对应的是高管完成的绩效报酬，有助于提高高管的满意度，激励其更多的参与企业管理，帮助企业在短期内提升全要素生产率（李烨和黄速建，2016）。同时，股权薪酬激励是现代公司治理体系中一项有效的制度安排，基于代理理论和最优契约理论，高管股权激励能有效解决由于所有权和代理权分离而产生的企业内第一类委托代理问题，从而提升公司的治理效率，有助于企业生产效率的提升（戴璐和宋迪，2018）。此外，股权薪酬激励作为一种长期激励机制，可以通过增加企业的研发投入（朱德胜，2019），进而提升企业的全要素生产率，促进企业的成长。
综上，本文从高管薪酬激励机制视角实证检验混合所有制改革提升国有企业全要素生产率的作用渠道，如图1 所示。
图1 混合所有制改革提升国有企业全要素生产率的作用渠道
基于上述分析，本文提出如下假设：混合所有制改革通过改善货币性薪酬激励机制，激发国企高管的企业家精神，进而提升国企全要素生产率（H2）；
混合所有制改革通过完善高管股权薪酬激励机制，激发国企高管的企业家精神，进而提升国企全要素生产率（H3）。
（一）样本选取与数据来源
本文选取2004—2020 年上市的全部国有企业为研究对象，并对所选样本按照如下原则进行筛选：①剔除金融行业的上市公司样本；
②剔除存在退市风险（special treatment，简称ST 股）的公司样本；
③剔除上市不满一年和已退市的上市公司样本；
④剔除主要变量缺失的样本。此外，考虑到结果的稳健性，对企业样本数据的连续变量进行1%和99%分位数的双边缩尾处理，最终得到15990 个企业-年度样本平衡面板数据。本文用到的混合所有制改革程度数据是通过手工收集和整理上市公司披露的年报中的相关信息而获得的，其他变量数据来自国泰安（CSMAR）数据库和万得（WIND）数据库。
（二）变量说明
1.被解释变量——全要素生产率
本文的被解释变量为全要素生产率（total factor productivity，TFP），Olley-Pakes（OP）法和Levinsohn-Petrin（LP）法这两种半参数方法可以较好地处理传统计量方法中产生的内生性问题（鲁晓东和连玉君，2012），且Ackerberg et al（2015）基于OP法和LP法对变量间可能存在的共线性问题进一步修正，得到带有ACF（Ackerberg-Caves-Frazer）修正的OP 法和LP 法。鉴于此，本文主要采用带有ACF 修正的OP 法估计企业全要素生产率，以OP 法、LP 法和带有ACF 修正的OP 法、LP 法四种方法测算的全要素生产率的均值进行稳健性检验。
2.核心解释变量——混改程度
国资委表示混改需要引入能够真正起到制衡和监督的大股东，而持股比例超过5%的股东才能视为大股东，才会对公司具有重大影响力。因此，区别于现有文献仅以前五大股东中出现异质性股东即为混改（刘汉民等，2018）等，本文以国有企业引入的持股比例超过5%的第一大非国有股东作为首次混改条件，通过查阅大股东持股情况表，手工整理第一大异质性股东的持股比例，并将此比例作为企业的混改程度。
3.中介变量
高管薪酬激励主要表现为货币性薪酬激励和股权薪酬激励。因此本文选取货币性薪酬和股权薪酬作为混改提升国企全要素生产率的中介变量。借鉴陈修德等（2015）和李世辉等（2021）的做法，货币性薪酬通过前三名高管薪酬总额的自然对数来衡量，股权薪酬以高管持股数量占授予时总股本的比例进行衡量。
4.控制变量
参考蔡贵龙等（2018）、李双燕和苗进（2020）等学者的研究经验，本文控制了一些常见的可能会影响国企混改程度，也可能会影响国企全要素生产率水平的企业特征变量和公司治理特征变量。企业特征变量，如资产规模、资产负债率、企业现金流、总资产净利率等，公司治理特征变量，如股权集中度、董事会规模、两权分离度等。此外，本文还控制了行业差异和年份的影响。具体变量见表1。
表1 变量定义
（三）模型设定
本文考察混改程度对国企全要素生产率的影响，构建基准回归模型如下：
其中：下标i为企业，t为年份；
α0为模型（1）的待估常数项；
α1为自变量（Mixdepit）对因变量（TFPit）的影响效应；
εit为随机误差项。
混改通过建立有效的高管薪酬激励机制（货币性薪酬和股权激励）来提升国有企业全要素生产率，本文将货币性薪酬（Pay）和股权薪酬（GmShrRat）作为中介变量。本文借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）及姚战琪（2021）等人的研究思想，构建递进方程组的中介效应模型：
其中：Medit为中介变量，即货币性薪酬变量（Pay）或股权薪酬变量（GmShrRat）；
γ0为模型（2）的待估常数项；
γ1为自变量（Mixdepit）对中介变量（Medit）的影响效应；
δ0为模型（3）的待估常数项；
δ1为自变量（Mixdepit）对因变量（TFPit）的总影响效应；
δ2和δ3为中介变量（Medit）的部分影响效应。
本文使用逐步回归法对中介效应进行初步检验。在方程（1）中，若α1显著，利用似不相关回归法回归方程（2），如果γ1显著，对方程（3）进行回归，考察系数δ2和δ3，若显著，则表明存在中介效应。同时满足以上所有条件后，如果系数δ1显著，则存在部分中介效应，反之存在完全中介效应。
由于乘积系数的检验是中介效应最为核心的部分，并与其他中介效应检验方法相比，Bootstrap 法具有较高的统计效力，是目前公认的比较理想的可以直接替代Sobel 方法的直接检验乘积系数的手段。温忠麟和叶宝娟（2014）综合了逐步检验法和Bootstrap 法的优点，推荐先尝试简单逐步检验，再利用Bootstrap 法检验系数乘积以提高检验力。为更准确的验证中介效应，本文借鉴韩晨等（2020）、刘春林和田玲（2021）等做法，采用偏差校正的非参数Bootstrapping 方法构建结构方程模型进行中介效应检验，提高中介效应的检验效度。
（一）描述性统计
表2 是本文主要变量的描述性统计结果，从结果中可以看出，样本期内国有企业的全要素生产率均值为10.4949，标准差为0.9495，表明各企业的全要素生产率基本符合正态分布并且也存在一定的差距，这个差距可能就是混改产生的。国企混改程度均值为0.0756，而在所有样本企业中，共有613 家企业实施了混改，且该企业数量在逐年增多，随着混改的积极稳妥推进，混改成效也逐渐显现。因此，越来越多的企业加入了混改大军，混改程度也不断加深，最大混改程度也达到了0.6740，可见，混改带来的积极作用得到了验证，混合所有制改革在不断深化。其他变量总体上分布合理，与现有文献保持一致，不再赘述。
表2 描述性统计
（二）混合所有制改革与企业全要素生产率——基准回归
本文的核心问题是混改是否会显著提升国企的全要素生产率。因此，本文对国有企业样本进行基准回归，并采用企业层面的聚类调整标准误估计。表3为模型（1）的检验结果，列（1）是不控制其他变量因素、行业及时间影响的普通最小二乘法（ordinary least squares，OLS）回归结果；
列（2）是不控制行业和时间，仅控制了其他变量因素影响的高维固定效应回归的结果；
列（3）是不控制其他变量因素影响，仅控制了行业和时间的高维固定效应回归的结果；
列（4）是同时控制其他变量因素影响、时间和行业的高维固定效应的回归结果。根据表3 的回归结果，无论是否加入控制变量、控制行业和时间，混改与国企的全要素生产率之间均在1%的水平下，呈现显著的正相关关系。在控制了会对结果产生影响的所有变量之后，混改程度每提高1 个单位，样本企业的全要素生产率会提升0.1790 个单位，这表明，企业的全要素生产率会随着混改程度的增大而不断增加。国企不断深化混改，有助于提升企业的全要素生产率，提高企业的发展质量，保证企业可持续健康发展。本文的假设H1 得以验证。
表3 基准回归结果
（三）基准回归的稳健性检验
本文旨在检验混改对国企全要素生产率的影响，然而全要素生产率对混改可能会产生反向因果关系，另外选择研究变量时可能存在样本自选择偏差等内生性问题，从而会产生较为严重的内生性偏误。因此，为了得到基准回归更稳健的检验结果，本文通过面板工具变量法、更换被解释和解释变量、双重聚类处理、Heckman 两阶段、倾向得分匹配（PSM）法、PSM+多期双重差分（DID）法等方法对混改的内生性问题进行控制，从而保证基准回归结果的稳健性。
1.面板工具变量法
为了更好地解决反向因果关系所带来的内生性问题，本文使用工具变量法对基准回归结果进行稳健性检验。参考蔡贵龙等（2018）的做法，与他们选择地区内生工具变量不同的是，本文使用行业的年度平均混改程度，作为样本企业混改程度的工具变量（IV）。本文按照国有企业所属行业与年度两个维度进行分组，计算每组中除企业i之外的其他企业的混改程度的均值，作为分组N中企业i的工具变量，具体公式如下：
其中：M为分组N中的元素个数。二阶段的F统计量值为183.292，大于经验值16.38。因此，回归通过了弱工具变量检验。表4 的列（1）和列（2）表明，采用工具变量估计后，混改程度仍然与企业的全要素生产率呈现显著的正相关关系，这表明缓解反向因果关系问题后本文的研究结论保持稳健。
2.更换关键变量和双重聚类分析
为了消除样本自选择偏差等内生性问题对实验结果产生的影响，本文将TFP变更为TFP*、将混改程度变量替换为混改虚拟变量（Mixdum），分别带入主回归模型中进行回归。除此之外，本文进行公司和年度双重聚类回归以避免异方差和自相关对结果造成的不利影响。表4 的列（3）表明，1 单位的混改程度会显著提高0.1051 单位的全要素生产率。表4 的列（4）和列（5）表明，混改程度与国企全要素生产率存在显著正相关关系，本文结论依然成立。
表4 基准回归的稳健性检验结果Ⅰ
3.Heckman 两阶段法
由于部分数据缺失而存在一定的自选择偏误问题，本文使用Heckman 两阶段法来修正这一内生性问题。借鉴马勇等（2020）处理思路，在Heckman 第一阶段估计国企实施混改（Mixdum）概率Probit 模型，解释变量为Cfo、Ins、Age、Top1、InDrcRat及Cmceo等。结果显示，国企混改与否与Ins呈显著正相关，而与Cfo、Age、Top1、InDrcRat及Cmceo等呈显著负相关。进一步计算逆米尔斯比率（IMR），并将IMR代入主回归模型，表5的列（6）和列（7）表明，IMR的系数显著，这表明样本可能存在选择性偏误，用Heckman 两阶段模型是有必要的。在控制了逆米尔斯比率（IMR）后，混改程度与国企全要素生产率呈现显著正相关，相关系数为0.3882。本文的假设H1 得到进一步的证实。
4.PSM 法
为了缓解样本选择偏差问题，即基本的回归分析无法较好回答混改前后国企全要素生产率的差异性，本文借鉴郑云坚和王泽宇（2020）等选取协变量的方法，并采用杜兴强和张颖（2021）的选取变量的方法，以Heckman 两阶段法中的第一阶段变量作为协变量，通过Logit 回归计算混改倾向得分值，以首次混改的样本企业为处理组，根据最近邻匹配法按1∶3 比例进行有放回的样本配对，在混改前一年匹配同时间、同行业和同地区内倾向得分值最接近并从未实施混改的国企为控制组。本文最终得到8352 个配对样本，并进行了平衡假设实验，检验结果显示，所有匹配变量标准偏差的绝对值在匹配之后均小于5%，且匹配后的t 统计量都不显著，即处理组和控制组无系统差异，由于篇幅原因，就不在此列示。表5 列（8）的结果显示，在PSM 匹配后的样本回归中，混改程度与国企全要素生产率之间的相关系数为0.1557，且在1%的水平下显著，这也与基准回归里的0.1790 较为贴近。因此，本文假设H1 的结果稳健。
5.PSM+多期DID
传统DID 一般是两期，考虑到样本企业混改的年份不同，那么就不能将控制组和处理组简单地分为两期。因此，借鉴周观平等（2021）的多期DID 方法，以前面PSM 法匹配样本为基础，再进行多期DID 处理，以国企混改作为外生冲击事件，将未混改的样本企业作为控制组、混改的样本企业作为处理组，本文构建如下双重差分模型：
其中：ω0为模型（5）的待估常系数；
Post为混改年份的虚拟变量，混改之前的年份取0，之后的年份取1；
Treat为混改与否的虚拟变量，混改的取1，未混改的取0；
根据双重差分的基本思想，交叉项Treat×Post系数ω1体现混改前后国企全要素生产率发生的变化，即混改对国企全要素生产率影响的净效应；
ind为行业虚拟变量。
表5 中的列（9）的PSM 匹配后的多期DID 回归结果显示混改会显著提升国企的全要素生产率，这也再次印证了假设H1 的成立。
表5 基准回归的稳健性检验结果Ⅱ
综上，为了缓解反向因果关系、样本自选择偏差及遗漏变量等内生性问题，本文经过面板工具变量法、更换被解释变量和解释变量、双重聚类处理、Heckman 两阶段、PSM 法、PSM+多期DID 法等一系列的稳健性检验后，混改显著提升国企全要素生产率的结果仍然成立，说明本文结论稳健可靠。
（四）异质性分析
本文进一步通过异质性分析来揭示国企混改的分类分层实施可能还需要在哪些方面进行优化提升。具体探讨的问题：国企混改对企业全要素生产率的影响程度是否会因为企业层级属性的不同而存在显著差异呢？混改后提升国企全要素生产率的程度是否会因为控制权的变更与否而存在差异呢？当引入的非国有资本为民营或境外资本时，混改对国企全要素生产率的提升程度是否会存在显著差异呢？
通过比较两组回归的系数差异对上述问题进行检验，但分组回归后的组间系数并不能直接比较。本文使用费舍尔组合检验（Permutation test）的bdiff 命令，分别对Permutation 1000 次和Bootstrap 1000 次抽样的分组回归后来检验组间系数差异。
1.企业层级属性的异质性影响
国企混改从最初的混资本到混机制，不同企业层级属性的国有企业自身的资源禀赋可能存在明显差异。本文将国企样本划分为中央国企和地方国企两大类进行分组回归，并且针对两组回归后的系数进行了Permutation 1000 次和Bootstrap 1000 次抽样的组间系数大小差异性统计检验，见表6 列（1）和列（2）。结果显示，在地方国企中，在1%的水平下，混改会显著提升企业的全要素生产率；
而在中央国企中，混改程度与国企全要素生产率呈负关系，但并不显著；
地方国有和中央国有两组间的系数差异为0.5647，且两种抽样方法下的p经验值均为0.000。这说明，在地方国有企业中，混改有助于提高企业的全要素生产率，而在中央国有企业中不存在这种关系。究其原因，相比于地方国企，中央国企的规模更大，经营业务更加繁杂，混改牵涉到更多的利益相关者，实施难度更大（魏明海等，2017）。国企的行政层级越高，非国有资本进入国企的机会越少，发挥制衡作用的可能性越小，混改对企业全要素生产率产生的治理作用有限。但是在地方国企中，引入的非国有资本力度更大，其参与公司治理的可能性也会更大，就会对企业全要素生产率的提升产生更显著的作用。
表6 异质性检验
2.混合所有制改革后股权性质的异质性影响
实际控制人掌控整个公司的发展大势，掌握了公司各项资源的配置权，决定了公司的治理结构，实际控制人性质不同，其经营行为、法人治理结构等方面也存在显著差异。国企混改也会使得部分企业股权性质发生变更，即完全混改模式，本文将实施混改的样本企业分为股权性质是否发生变更两组分别进行回归，并对组间系数进行差异性检验，回归结果见表6 的列（3）和列（4）。结果表明，当股权性质未发生变更时，混改程度与企业全要素生产率在1%水平下呈现正相关关系，而股权性质发生变更时，这种相关性并不显著，两组之间系数差异达到0.2985，且两种抽样方法的p经验值均为0.000。这可能是因为，当实际控制人变更为非国有资本时，其由于一些政治关系为了保护个人利益而实施掏空行为，不利于全要素生产率的提升（涂国前和刘峰，2010），控制权掌握在国有资本手里时，企业更有利于获得其发展所需要的资源和优势，并且能够减少改革的阻力（刘汉民等，2018），更有利于国有企业生产效率的提升。
3.非国有资本属性的异质性影响
国企混改的主要方式是不断引入非国有资本（陈仕华和卢昌崇，2017），民营资本和境外资本是最主要的非国有资本，国有企业在实施混改时，既可以与民营资本混合，也可以与境外资本混合。本文根据引入的非国有资本类别，将混改的样本企业分为两大类分别回归，回归结果见表6 的列（5）和列（6），当引入的非国有资本为民营资本时，混改对国企全要素生产率起正向作用，而当境外资本被引入时，混改程度与企业全要素生产率呈不显著的负相关关系，两组之间无论是系数符号还是显著性水平都具有明显差异，两组之间系数差异为0.5022，且无论是Permutation 1000 次抽样还是Bootstrap 1000 次抽样，组间系数大小差异性的统计检验的p经验值均为0.000。对此可能的解释是，相对于外资企业，境内民营企业的生产效率和技术效率更高。因此民营资本的引入，可以充分发挥其自身优势，从而提高全要素生产率，除此之外，外资企业更容易受到世界宏观经济环境的影响，例如全球金融危机的影响等，这就不利于企业全要素生产率的稳步提升。
上文的结果表明，国企深入推进混改能够显著提升全要素生产率，促进企业可持续性发展。那么混改提升国企全要素生产率背后的作用渠道是怎样的？合理的薪酬激励是缓解委托人和代理人之间代理冲突的重要机制，作为所有者对管理者实行的激励措施，直接关系到高管对创新投入的积极性。因此，国有企业建立有效的高管薪酬激励机制，有利于激发高管的潜能，升华企业家精神，激励其更多的参与企业管理，增加研发创新投入，积极作出提高企业生产效率的决策，提高企业的全要素生产率。国企在推进混改的过程中，引进了非国有资本丰富股权结构的同时，也引入了市场化的薪酬激励体系。货币性薪酬和股权薪酬激励是否会成为混改提升国企全要素生产率的传导路径？
（一）多重中介效应检验
多重中介效应检验的结果见表7 的列（2）和列（3），混改程度（Mixdep）与高管货币性薪酬（Pay）、股权薪酬（GmShrRat）两个中介变量均显著正相关，再将这两个中介变量与解释变量同时带入模型中回归，结果见表7 列（4）。回归结果表明，混改程度（Mixdep）对企业全要素生产率（TFP）的直接影响系数从0.1882 变为0.1607，而通过提高高管货币性薪酬（Pay）和股权薪酬（GmShrRat）进而提升全要素生产率的中介效应分别为0.1285（0.2949×0.4357）和0.0386（0.0115×3.3545），并在1%水平下显著。进一步对两个中介效应加总，得到整体的中介效应为0.1671（0.1285+0.0386），并在统计上高度显著。从两类中介效应的相对贡献来看，在混改提升国企全要素生产率的整体影响中，大约50.98%通过高管货币性薪酬和股权薪酬两条传导路径来实现，其中，高管货币性薪酬作为传导路径的相对贡献为39.20%，高管股权薪酬的相对贡献为11.78%。上述结果表明，高管货币性薪酬和股权薪酬分别具有重要的部分中介效应，成为混改提升国企全要素生产率的重要途径，初步证实了本文的假设H2 和假设H3。提高高管货币性薪酬和股权薪酬即建立有效的高管薪酬激励机制，在一定程度上有利于充分发挥高管的决策作用，做出有助于提升企业全要素生产率的关键决策，而混改也强化了这种推动作用。
表7 作用渠道的回归结果
（二）多重中介效应的统计检验
上述分析结果表明，混改会显著提升国企的全要素生产率，货币性薪酬和股权薪酬起到部分中介效应。但简单的逐步回归法可能不会很好地检验中介效应的存在，本文借鉴韩晨等（2020）、向东和余玉苗（2020）等法，使用偏差校正的非参数Bootstrapping 1000 次结构方程模型进行更为严格的多重中介效应检验。
表8 的结果显示，混改对国企全要素生产率的直接效应系数为0.1843，置信区间（BC interval 95%）为［0.1033，0.2675］，不包含0，说明混改会直接影响企业的全要素生产率。进一步来看，混改通过影响货币性薪酬影响企业全要素生产率（Mixdep→Pay→TFP）的中介效应系数为0.1531，置信区间（BC interval 95%）为［0.1165，0.1753］，不包含0，说明国企混改能够完善高管货币性薪酬激励机制，从而提高企业的全要素生产率；
混改通过影响股权薪酬影响企业全要素生产率（Mixdep→GmShrRat→TFP）的中介效应系数为0.0488，置信区间（BC interval 95%）为［0.0386，0.0612］，不包含0，说明国企混改会通过影响高管股权薪酬激励进而提高企业的全要素生产率。国企混改提升企业全要素生产率的直接效应为47.71%（0.1843/0.3863），而通过中介变量的中介效应为52.26%（货币性薪酬激励贡献39.63%，股权薪酬激励12.63%）。这表明，混改通过强化国企的高管薪酬激励机制，进而促进其全要素生产率的提升。
表8 中介效应检验
综上，高管货币性薪酬和股权薪酬激励是混改提升国企全要素生产率的两类重要渠道，其中货币性薪酬激励的中介作用更强，本文的假设H2 和假设H3 得以证实。
（三）稳健性检验
为保证中介效应回归结果的可靠性和稳健性，本文采用与基准回归类似的稳健性检验方法，涉及的具体检验方法就不再赘述。中介效应的面板工具变量估计、Heckman 两阶段、PSM 法、PSM+多期DID、更换解释变量与被解释变量等稳健性检验的结果显示，混改对国企全要素生产率的正向作用主要通过高管货币性薪酬激励和股权薪酬激励两个路径来传导的结论是稳健和可靠的。也就是说，混改可以通过完善高管薪酬激励机制，激发高管能动性，进而提升国企全要素生产率。与高管股权激励相比，货币性薪酬激励的影响机制可能更为重要，这一结论在经过一系列稳健性检验之后依然成立。由于篇幅有限，检验结果就不附上。
混合所有制改革作为新一轮国企改革的重要突破口，将为国有企业注入新的活力和动力，也是实现我国经济发展方式转变的关键，在提高国企全要素生产率方面发挥了极其重要的作用。本文主要探讨了混改是否会促进国企全要素生产率的提升，并从高管薪酬激励机制视角分析背后的作用渠道。为保证研究结论的可靠性，本文采用面板工具变量、更换解释变量和被解释变量及双重聚类处理、Heckman 两阶段、PSM 法及PSM+多期DID 等进行稳健性检验。同时，进行异质性分析，揭示混改对国企全要素生产率的影响是否因为企业层级属性、混改后的股权性质和非国有资本的股权性质的不同而存在差异。在作用渠道分析中，本文使用多重中介效应法，实证检验高管货币性薪酬激励和股权薪酬激励的中介作用。为了提高多重中介效应法的检验力，使用非参数Bootstrapping 方法调整估计偏差的结构方程模型进行多重中介效应检验（Bootstrap 1000 次）。研究结果表明：①混合所有制改革会显著提升国有企业的全要素生产率，一系列稳健性检验后，结论依然成立；
②异质性分析发现，混合所有制改革对国有企业全要素生产率的正向作用主要表现在地方国有企业、引入的非国有资本为民营资本及混改后依然为国有控股企业中；
③中介效应检验结果表明，高管货币性薪酬和股权薪酬发挥了重要的中介作用，其中货币性薪酬激励的作用更强。
《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》中特别强调要深化国企混改，对混合所有制企业探索实行有别于国有独资、全资公司的治理机制和监管制度，混改是我国经济体制改革的重要举措，也是国有企业与国有资本改革的关键抓手。为在国企混改中进一步推动全要素生产率的提升，本文提出以下几点建议：第一，要继续推进国企混改，并将其作为提升企业全要素生产率的重要手段。积极引入非国有资本尤其是民营资本等优秀战略者，利用非国有资本的自身优势激发国有企业的潜力，不仅仅是资本的融合，更加要重视机制的融合，从而带动企业提升全要素生产率，推动国有企业实现经济高质量发展。第二，高管薪酬激励问题作为新一轮混改的重要方面，应不断完善高管薪酬激励机制。充分利用高管团队的专业能力和治理经验，推动高管作出更有利于提升企业效率，促进企业长远发展的战略决策。第三，国有企业在进行混改时要重视非国有资本的股权比例。在充分考虑非国有资本在国有企业中的话语权的同时，也应当控制其持股比例，合理安排企业的控制权，实现股权的最优配置，保证混合所有制改革对企业全要素生产率的积极作用。
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