一、引言

国有企业的高质量发展直接关系深化国有企业改革的成败和宏观层面的经济高质量发展能否成功实现(黄速建等，2018)。为提高国有企业高质量发展，促进国有企业转型升级，激发国有企业活力，十九大报告明确提出“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”。而未来实现国有企业高质量发展的关键在于提高全要素生产率(蔡昉，2018)。

国有企业作为我国经济发展的“顶梁柱”，提高其全要素生产率是现如今的当务之急。但令人担忧的是，随着金融投资的高回报和制造业产品利润的下滑，资本运作和金融投资日益成为实体企业扩张和盈利的重要途径。与非国有企业相比，国有企业的金融化程度更为严重(杜勇等，2017)。截止2017年8月，国资委监管的101家中央企业中，有三分之二以上都在进行金融投资活动，有一半左右把金融纳入业务板块(王毅，2018)，地方国有企业也纷纷涉足房地产和金融行业。国有企业长期热衷于金融活动，导致了金融化趋势，一旦金融投资过度占用企业资源，实体产业将持续衰落(Milberg and Shapiro, 2013)。随着混合所有制改革的不断深入，做精主业，防止国有企业过度金融化也将作为国企改革的重点。因此，本文基于上述背景下的特征事实出发，着重探讨以下问题：混合所有制改革与金融化程度对全要素生产率具有怎样的交互影响？对国有企业“指标式”混改是否对全要素生产率产生不利影响？中国经济进入高质量发展阶段后，如何调整国有企业混合所有制改革，以最大化发挥国企混改和金融投资的作用并提高全要素生产率？

本文剩余部分的结构安排如下:第二部分为文献综述；第三部分为理论分析，并提出理论假说；第四部分是研究设计，包括数据来源、变量选取和描述性统计等；第五部分是实证分析；第六部分是进一步研究分析与拓展检验；第七部分为研究结论与建议。

二、文献综述

长期以来，国有企业的全要素生产率一直是学术界关注的重点。本文旨在探索国有企业混合所有制改革如何与企业金融化匹配进而提高全要素生产率，因此我们着重从混合所有制改革与全要素生产率的微观层面研究以及企业金融化两个方面对已有文献进行回顾与评述。

(一) 国有企业混合所有制改革与全要素生产率

纵观30多年来混合所有制改革的发展历程，混合所有制并非是一个“老生常谈”的话题。当前，国企改革已经进入了“四分离”改革的“深水区”和“无人区”，而混合所有制将是深入国有企业改革的着力点(李维安，2014)。混合所有制强调的是异质性所有制资本的融合，即国有与非国有资本的融合(沈昊、杨梅英，2019)。混合所有制作为建立现代企业制度的主要组织形式和实现形式，解决国有企业低效率问题，提高国有企业全要素生产率一直是学术界研究的热点。

针对国有企业的低效率问题(刘小玄，2004)，国内早期主要存在两种理论争议：吴敬琏(1993)和张维迎(1999)为代表的产权理论，和林毅夫(1997)为代表的竞争理论。国有企业在混改过程中，国有股东和非国有股东在经营目标、投资动机和治理行为上的差异，由此增加了企业的交易成本、信息成本、代理成本和制度成本(陈闯、杨威，2008)。李建标等(2016)认为，国有和非国有资本是由不同的行为认知和运作体制发展而来的, 在混改初期可能会出现不同的权利认知取向，需要较长时期的认知和行为的协调。Ducassy and Guyo(2016)研究发现相比股东异质性，股东同质性更能减少委托代理冲突，提高企业效率。但通过学术界关于混合所有制改革对国有企业效率问题的实证研究，基本都能得到国有企业通过混合所有制改革有助于提高全要素生产率的结论(盛丰，2012；许召元、张文魁，2015；吴万宗、宗大伟，2016等)。非国有资本有积极的绩效效应(刘小玄，2005)，国有企业引入非国有资本，国有股东与非国有股东之间形成相互制衡机制，加强企业内部监督，实现了国有资本与非国有资本的优势互补，从而提高国有企业的全要素生产率。胡一帆等(2006)发现国有企业民营化不仅改善了盈利能力，全要素生产率也大幅度提高；刘晔等(2016)通过采用PSM-DID方法指出，国有企业进行混改后促进了企业全要素生产率的提升。Yin et al.(2018)指出我国混改企业股权多元化程度越高，效率越高，但股权融合度与企业全要素生产率存在U性关系，国有企业在引入非国有资本时，应合理控制非国有股权比重。张云等(2019)也得出类似的结论，但她发现在规模大、盈利能力强的企业中股权多元化有利于全要素生产率的提升。混合所有制改革有利于减轻国有企业的政策性负担，推动国有企业“去行政化”(黄速建，2014)，强化其经济目标，提高全要素生产率。

(二) 企业金融化

金融化源自美国学者E.S.Shaw在20世纪70年代提出的金融深化理论，也有一些学者普遍使用“脱实向虚”“空心化”概念代替“金融化”。企业金融化是金融化的扩展和延伸，主要从行为和结果两方面对其界定：在行为上企业偏重资本运动的资源配置方式，将资产更多地运用于投资而非传统的生产经营活动；在结果上，企业追求单纯的资本增值，其利润主要来源于金融投资和资本运作(蔡明荣、任世驰，2014)。

实体企业日益频繁的金融投资活动对其自身发展造成了一定的影响(Demir，2009)。实体企业过度偏爱金融投资对经济增长是否有利，其中比较具有代表性的研究结论认为，实体企业进行金融投资可能带来两种结果，即“蓄水池效应”和“挤出效应”。一方面，实体企业进行金融资产投资能够有效缓解企业所面临的融资约束，进而促进主营业务的发展。Stulz(2010)研究发现企业配置的金融资产在企业经营生产活动过程中发挥着“蓄水池”的作用，企业利用闲置资金购买金融资产，当面临财务危机时企业通过出售金融资产来降低财务危机成本，进而增加企业的实业投资；Aivazian et al.(2015)研究发现企业通过持有较高水平的金融资产可以获得更多可支配的资金，进而促进实业投资水平的上升；杨筝等(2017)认为交易性金融资产缓解了非国有企业的融资约束，进而提升了企业实业投资的持续性；王红建等(2017)指出在短期内基于套利动机企业金融化有助于提高经营绩效，但长远以来抑制了企业创新的动力。

然而，大部分学者认为企业金融化对实体企业产生“挤出效应”。实体企业过度偏爱金融资产投资，可能导致资金错配，使企业有限的资金得不到有效地利用，进而企业生产率的下降，不利于企业可持续发展(Hsieh and Klenow, 2009；盖庆恩等，2015)。Hwan et al.(2012)通过对韩国实体企业研究发现，企业金融化减少了内部资金和阻碍了研发投资，抑制实体企业生产率的提高。Akkemik and Ozen(2013)基于土耳其实体企业案例研究，发现随着加大对金融资产的投资，会降低研发投资和主业投资，进而抑制了实体经济的发展。此外，Tori and Onaran(2016)基于西欧国家的数据也证实了金融化对实体投资会产生抑制效应的结论。张成思、张步昙(2016)从经济金融化视角发现经济金融化降低了企业的实业投资率，并且抑制效应随着金融化程度的提高而增强。在企业层面，刘笃池等(2016)认为企业金融资产无论是在总量上还是增量上均对经营性业务的全要素生产率产生抑制效应。杜勇等(2017)认为企业金融化损害了实体企业的主业业绩，降低了企业创新和实物投资，在国有企业中更为明显。戚聿东、张任之(2018)认为实体企业进行金融资产投资不仅对研发支出和实业投资产生“挤出效应”，而且抑制了企业全要生产率的提升。实体企业的过度金融化现象在一定程度上挤压了实体领域的投资，存在严重的资源错配，阻碍了实体企业高质量发展(盛明泉等，2018；黄贤环、王瑶，2019)。

总结相关文献脉络，本文发现早期学者们为探讨混合所有制改革、企业金融化与全要素生产率提供了较为成熟的理论和经验分析框架。虽然已有文献关于混合所有制改革对生产率的影响以及企业金融化的经济后果进行了持续深入的研究，但是鲜有文章讨论混合所有制改革与企业金融化对全要素生产率的交互影响机制。进一步地，国企混改与金融化交互形成的经济效应如何，是否有利于促进国有企业全要素生产率的提高，值得进一步研究。

本文的研究贡献如下：首先，本文拓宽了国有企业混合所有制改革对全要素生产率的研究内容，从微观层面提供了国企混改对全要素生产率影响的间接路径，为更好地理解国有企业混合所有制改革提高了新的视角。其次，从研究视角上看，本文从企业金融化程度识别了国有企业混合所有制改革对全要素生产率影响的作用机制，为国有企业利用金融化促进全要素生产率的提高提供了一个可能的通道。最后，从股权结构层面揭示了国有企业混合所有制改革的广度和深度与异质性股东持股对国有企业金融化和全要素生产率的影响。本文的实证结论有助于指导国企改革更好地为国有企业实体产业服务，具有现实指导意义。

三、理论分析与研究假说

根据资源依赖理论和利益相关者理论，完全依赖市场竞争来获取一个企业在发展中所需要的大量资源要素是不现实的，而不同性质的股权能够扩大企业发展所需的资源。国有企业进行混合所有制改革，将逐步摆脱其政策性负担，实现国有与非国有资本的交叉持股、相互融合。国有资本的优势与非国有资本的灵活市场机制合二为一，能密切关注企业经营风险与市场发展动态，有利于强化国有企业的治理水平，从而产生“1+1>2”的治理效果(李维安，2014)。在复杂的市场环境中，异质性股权主体参与企业决策能够扩大决策的资源和机会集，也有助于决策的专业化以及资本和风险承担的专业化，有利于形成民主科学的决策机制，提高企业的风险控制能力(Hillman，2009；张双鹏等，2019)。异质性股东的利益诉求不同，非国有股东参股可形成国有与非国有合理制衡的股权结构，在企业内部发挥相互制约的作用，能有效避免大股东与其他股东之间的利益矛盾，也有利于缓解国有股“一股独大”带来的内部人控制和监管失效等弊端，提高企业的全要素生产率。基于此，本文提出假说：

假说1：国有企业通过引入非国有资本，能够促进国有企业全要素生产率的提高。

传统经济理论对企业金融化行为起到了重要的推动作用。在传统理论中，Jensen and Meckling(1976)提出的代理理论阐述了企业与金融市场的关系，即如何使企业经营者代表股东获得利润最大化，这种“代表”导致了严重的后果。首先，代理理论把经营者利益与金融市场参与者利益的统一看成是公司治理问题的解决途径，这为大幅增加企业高管的薪酬和优先认股权打开了方便之门；其次，代理理论推动了新的观点的形成——即企业存在的唯一目的是在法律允许的范围内使股东利润最大化。

企业金融化行为通过两种效应影响企业全要素生产率：一种是“蓄水池效应”；一种是“挤出效应”。“蓄水池效应”主要基于凯恩斯提出的“预防性储蓄理论”，企业资金进行金融投资具有“预防储备、未雨绸缪”的作用，在未来经营过程中需要资金时能够迅速变现，为企业提供必要的财务危机缓冲器(许罡、朱卫东，2017)。实体企业为提高企业生产率需要长期的资本积累和研发创新、技术进步的持续投入，需要较多的资金支持(程惠芳、陆嘉俊，2014；Giannetti et al., 2015)。企业金融化行为能够提高闲置资金的使用率，满足企业投资需求，实现资本的保值增值。同时，企业金融化能够降低企业财务困境，改善资产负债表，实现再融资，从而缓解企业可能存在的融资约束，进而满足企业技术创新投资、新产品研发支出和固定资产更新改造支出等，满足资金和要素的有效配置，提高实体企业全要素生产率(刘贯春，2017)。国有企业普遍存在多元化经营、投资分散等问题，国有企业的管理层基本是由地方政府或国资委委派，各级政府的干预为高管带来晋升机会，国企高管并不关注企业的长远发展，仅关注其在任期间的企业绩效，做出很多短视行为的决策，所以往往出现盲目投资过度金融化现象，给国有企业的健康持续发展带来了一定的负面影响。国有企业引入非国有资本，非国有股东能够对国有控股股东的战略行为进行纠偏，形成良性的股权制衡(郝云宏、汪茜，2015)。基于委托代理理论，非国有股东有强烈的动机监督国有企业，一定程度上缓解了“所有者缺位”等问题，有效降低了委托代理问题所导致的过度金融化(吴琳芳等，2019)。另外，非国有股东持股比例的增加，提升了股东大会中的话语权，增加了政府干预国有企业经营的难度和成本，降低国有企业的政策性负担，使国有企业的投资更加专业化，更容易发挥“蓄水池效应”，提高国有企业的全要素生产率。

“挤出效应”基于资源配置理论，该理论表明金融资产配置数量越多，实业投资数量就越少。在一定时期内企业能够自由支配的资本是有限的，将更多的资金投放于金融资产时，用于实业投资必然减少，从而导致“挤出效应”(王红建等，2017)。同时，实体企业资金发生错配，资源未能得到有效配置。从而降低资本、创新、技术以及知识和管理等要素的贡献率，进而抑制实体企业全要素生产率的提升(Jeong and Townsend, 2007；Buera and Shin, 2011)。“挤出效应”下的企业金融化是一种偏离主业的资金错配行为，会降低要素配置效率，不利于发挥资本、创新、技术、知识以及管理等要素对企业发展的贡献率，反而会抑制企业高质量发展(Hsieh and Klenow, 2009；盖庆恩等，2015)。国有企业通过引入非国有资本加剧了管理者与股东之间的委托代理问题。股权多元化会导致企业的治理权主要掌握在企业管理层手中，管理者对于企业金融资产配置决策有着极大的决定权，当存在异质性股权时，会加大企业金融投资(Morellec，2004)。主要有两个动机：其一，基于“混改”红利，非国有股东有强烈的资本逐利动机去监督管理层，强化管理层薪酬和离职对企业绩效的敏感性(郝阳、龚六堂，2017)。相比于实体行业，金融、房地产被认为是拥有超额利润的两大暴利行业，金融投资收益率远大于生产经营收益率，出于获取短期超额收益的动机，管理者更倾向于通过配置金融资产进行投机套利(Hwan et al., 2012)。其二，自2009年国资委出台的关于国有企业绩效考核的《暂行办法》后，国企高管将更多的精力放在了如何提高业绩以及保持高绩效。在当前实体经济低迷的情况下，管理层很难保证绩效稳定持续增长，此时就会有更大的动机通过金融投资提高绩效水平，从而达到政府考核目标。但是，管理者过于重视金融投资忽视实体投资，可能会影响企业的长期经营状况，抑制国有企业全要素生产率的提高。

综上所述，本文提出两个竞争性假说：

假说2A：国有企业引入非国有资本能够促进企业金融化对全要素生产率的提升。

假说2B：国有企业引入非国有资本能够抑制企业金融化对全要素生产率的提升。

四、研究设计 (一) 数据来源

本文以国有制造业上市企业2008年至2017年的10年样本数据(由于制造业主营业务以实体经营为主，所以本文主要以制造业为研究对象。为了充分考察国有企业的混合所有制改革，本文主要选择在2008年之前上市的国有制造业企业，剔除了2008年当年企业实际控制人为非国有的制造业企业)，选择2008年至2017年的样本期间的原因在于：2007年底，上市企业股权分置改革基本完成。在此之后，非国有资本才普遍进入上市企业。

选择上市企业作为研究对象主要原因如下：1.上市公司信息披露更加全面、真实，研究结果更为可靠；2.与非上市国有企业相比，国有上市企业混合所有制改革力度更大。考虑到很多国有上市企业属于自然垄断行业或非创新型企业，本文将选择主业处于竞争行业和领域的制造业。同时，对所选样本进行以下处理和筛选：1.剔除企业财务状况出现异常(如ST、*ST等)、期间发生重大事件的企业；2.剔除存在缺失值或异常值的企业；3.考虑到结果的稳健性，对企业样本数据的连续变量进行上下1%的Winsorize处理。上市制造业企业数据来自国泰安、锐思和Wind数据库，前十大股东性质来自CCER数据库。经过以上数据处理，本文一共获得国有企业401家3225个样本观测值，并用stata15.0进行数据分析和实证检验。

(二) 变量选取与处理

被解释变量：全要素生产率(TFP)。借鉴鲁晓东、连玉君(2011)的研究方法，采用半参数方法测算企业的全要素生产率。半参数方法如OP和LP方法在一定程度上可以解决同时性偏差和样本选择偏差问题，可以有效缓解内生性问题。基于此，本文采取OP方法估算企业的全要素生产率，以LP方法作为稳健性检验。企业全要素生产率的投入和产出变量如下:

(1) 企业的投入变量划分为资本存量投入要素、劳动力投入要素和中间投入要素。由于企业的资本存量难以直接度量，并考虑到企业资本品有形或无形的磨损，本文采用企业购买固定资产、无形资产和长期资产支付的费用表示资本存量；劳动力投入要素用企业的从业人员表示；中间投入要素用企业购买原材料、接受劳务支付的费用。(2)企业的期望产出变量用主营业务收入表示(覃家琦、邵新建，2015)。为了客观反映企业资本和劳动对经济增长的贡献，样本中的所有变量均为2002年为基期的实际值。其中，企业资本存量使用企业所在省份的固定资产投资价格指数进行平减，中间投入要素使用所属工业行业材料的生产品购进价格指数进行平减，企业主营业务收入使用企业所在行业的出厂价格指数对其进行平减。

第一个核心解释变量：国有企业混合所有制改革指标主要采用股权结构和高层治理两个维度，股权结构采用前十大股东中非国有股东持股比例衡量；高层治理基于前十大非国有股东，构造非国有股东委派董监高规模，通过翻阅年报，若某董监高成员在非国有股东单位任职，则认为该成员为非国有股东委派，若自然人股东在企业中担任董监高也定义为非国有股东委派。进一步地，为了测算混合所有制改革的广度和深度，参考郝阳、龚六堂(2017)、杨兴全(2018)对股东性质的做法，本文把股东性质分为六大类：1.国有股东。主要国家通过政府部门如财政部、国资委等直接持股或国家通过控股企业和投资管理公司间接持股的股东；2.民营股东。主要包括非国有企业法人的民营企业进行投资的股东(不包含金融类)；3.自然人股东。具体包括我国境内的中国自然人和外国自然人或家族持有公司股票所形成的股东；4.外资股东，主要包括境外自然人和境外法人(包括中国的港澳台地区)对公司进行投资的股东；5.机构投资者，因机构投资者与传统意义上的国有和民营股东有显著区别，在我国主要把从事证券投资的法人机构(包括保险公司、养老基金和投资基金、证券公司、银行等)纳入机构投资者中；6.其他股东，除上述类外，其他股东主要包括高等院校、研究所或事业单位等对企业进行投资的股东。此外，基于股权多元化、股权融合度和国企控制权转移衡量企业混合所有制改革的广度和深度。

第二个核心解释变量：企业金融化程度=金融资产/企业总资产。金融资产的计量参考杜勇(2018)、张成思(2019)对金融化程度的设计，金融资产主要有货币资金、交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、长期股权投资净额、投资性房地产净额、应收利息、应收股利等。由于货币资金包括企业库存现金、短期银行存款以及其他货币资金，属于无风险金融资产，与其他金融资产有明显差异，货币资金虽然属于金融资产属性，但更多地发挥企业运营资金需求。因此，本文金融资产中并不包括货币资金。

控制变量：主要控制了企业规模、资产负债率、独立董事规模等样本企业微观层面特征和宏观环境等因素对企业TFP的影响。此外，实证过程中还控制了年度和区域虚拟变量。所有财务数据为年度数据，均通过GDP平减指数消除通货膨胀影响。变量定义如表 1所示。

(三) 描述性统计

表 2报告了国有企业股权结构的广度和深度指标。在表 2中，非国有资本在国有企业所占比例的均值为20%，非国有股东持股比例相对较低；国有企业股权多元化特征明显，平均拥有3.22种异质性股东；国有与非国有的股权融合度越大，说明国有企业中的国有与非国有资本融合程度越高，制衡作用越明显，均值为0.25，可见我国国企股权结构中国有与非国有的融合程度普遍不高，国有企业混合所有制改革程度仍有待于加强；控制权转移的平均值为0.06，表明国有企业中很少一部分进行了控制权转移；非国有股东委派董监高人数均值为0.6，可见国有企业中非国有股东委派的董监高人数较少，体现了非国有股东并没有直接参与国有企业的内部治理。

图 1反映了国有企业中不同属性的非国有资本均值在2008-2017年的变化情况，由图 1可知，民营企业持股比例在2013年之前，基本保持平稳，在2013年(十八届三中全会提出全面深化改革)之后，民营企业持股比例缓慢上升；外资企业持股比例在样本期间内变化基本保持稳定；机构投资者持股比例在2008年金融危机后起伏波动比较大，在2016年之前，是国有企业中最大的投资者，但2016年之后，民营企业入股国有企业势头超过机构投资者；自然人入股国有企业也在近几年逐步上升，其他类型的非国有股东基本保持稳定。整体而言，各类不同属性的非国有资本近年来进入国有企业的比例逐步上升，但相对持股比例而言，仍相对较低。

为了初步获知各变量对应的样本观测值的基本统计属性，表 3给出了各变量的描述性统计结果。由表 3可得，混合所有制改革中国有企业的全要素生产率最大值为18.82，最小值为12.2，均值为15，在25%、50%和75%分位数上基本在15上下波动，这表明了大多数样本企业的全要素生产率基本在同一水平上，少数企业的TFP处于前沿层面，而且还存在一些国有企业的全要素生产率偏低。样本企业的金融化程度呈右偏分布的特征，最大值为0.56，最小值为0，可见不同企业的金融化程度具有较高的异质性，甚至有少数国有企业盲目扩张金融投资，存在过度金融化风险。

五、实证结果与回归分析 (一) 基准回归分析

为了考察混合所有制改革、国有企业金融化以及二者的交互项对全要素生产率的影响，本文将基本的计量模型设定如下：

$ {\rm{TF}}{{\rm{P}}_{{\rm{it}}}} = {{\rm{ \mathsf{ β} }}_0} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{1}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{\rm{nst}}{{\rm{a}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{3}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} \times {\rm{nst}}{{\rm{a}}_{{\rm{it}}}} + \sum {\rm{controls}} + {\rm{region}} + {\rm{year}} + {{\rm{ \mathsf{ μ} }}_{\rm{i}}} + {{\rm{ \mathsf{ ε} }}_{{\rm{it}}}} $

(1)

$ {\rm{TF}}{{\rm{P}}_{{\rm{it}}}} = {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{0}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{1}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{\rm{n}}\_{\rm{dj}}{{\rm{g}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{3}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} \times {\rm{n}}\_{\rm{dj}}{{\rm{g}}_{{\rm{it}}}} + \sum {\rm{controls}} + {\rm{region}} + {\rm{year}} + {{\rm{ \mathsf{ μ} }}_{\rm{i}}} + {{\rm{ \mathsf{ ε} }}_{{\rm{it}}}} $

(2)

本文实证分析主要采用面板固定效应模型。其中，模型(1)(2)式中下标i、t分别表示企业和年份，μ_i表示个体固定效应，year表示时间固定效应，region表示区域固定效应，ε_it表示随机干扰项, 为了消除加入交互项之后的共线性，对其进行去中心化处理。

表 4汇报了国有企业混合所有制改革对全要素生产率的基准回归结果。从基准估计结果观察，表 4第(1)和第(2)列自变量为非国有股东持股比例(nsta)，非国有股东持股比例(Nsta)的系数显著为正，这说明了非国有资本进入国有企业对全要素生产率有促进作用，假说1得到验证。企业金融化(fin)的系数在1%水平上显著为负，意味着国有企业进行金融投资对全要素生产率有挤出效应，不利于实体经济的发展；交互项(nsta×fin)在模型中显著为负，国有企业中非国有股东持股比例越大，企业金融化程度对TFP的负向影响就越强，挤出效应就越凸显，假说2B得到验证。第(3)和第(4)列自变量为非国有股东委派董监高规模(n_djg)，非国有股东通过委派董监提高了国有企业的全要素生产率，交互项(n_djg×fin)系数显著为负，非国有股东委派董监高加剧了国有企业金融投资对TFP的挤出效应。考虑到潜在的异方差和序列相关问题，第(5)~(8)列对模型中回归系数的标准误在企业层面上进行聚类稳健标准误估计。第(5)(6)列估计的结果与之基本一致，非国有股东持股比例(nsta)系数为正，t值为1.20，接近显著性水平，但后续的稳健性检验表明，nsta与TFP之间显著正相关影响较为稳定。交互项(nsta×fin)与第(2)列一致；自变量为非国有股东委派董监高规模时的回归结果与第(3)(4)列一致。总体看来，国有企业引入非国有资本，加剧了金融化程度对全要素生产率的挤出效应，不利于国有企业的可持续健康发展。

(二) 分组回归分析

前面研究结果已经证实了国有企业中引入非国有资本加剧了金融化程度对全要素生产率的挤出效应。但由于国有企业内外部环境的不同，结果也可能存在差异，内部环境成熟的企业有足够的能力在生产流程、组织变革、决策系统等方面进行转型升级，外部市场化程度高的地区，国有企业也更容易对组织结构、管理与决策模式进行调整。基于此，笔者对国有企业进行分组回归检验。

为了进一步检验国有企业的内外部环境在混合所有制改革过程中，企业金融化对全要素生产率可能存在差异性影响。本节分别按照国有企业规模、盈利能力、市场化水平进行分组回归(根据变量的中位数将样本划分两组进行回归)，并参照连玉君等(2017)的做法，采用Chow test来检验组间系数差异的统计性显著，结果见表 5、表 6。检验结果显示，Chow test均通过显著性水平，说明了组间系数存在差异。在规模大、盈利能力强和市场化水平高的国有企业中，非国有资本的进入并没有显著影响金融化程度对全要素生产率的挤占作用，反而在规模较小、盈利能力相对较弱和所处环境的市场化水平较低的国有企业中，非国有资本的进入和非国有股东委派董监高明显促进了金融化程度对TFP的挤出效应。

在表 5和表 6中，交互项(nsta×fin)系数在企业内外部环境相对成熟的条件下均不显著，这意味着非国有资本的进入虽然在国有企业全样本中没有发现出显著的优越性，但是控制国有企业内外部环境后发现，非国有资本进入国有企业的积极作用对规模较大、盈利能力强和处于高市场化水平的国有企业更有优势，对规模较小、盈利能力弱和低市场化水平的国有企业混改反而“适得其反”，金融投资对全要素生产率的挤出效应更加凸显。交互项为n_djg×fin的回归结果也基本一致。

从表 5、表 6得出，国企改革并不是促进国有企业高质量发展的“速效药”，内外部环境相对成熟的国有企业，企业和市场制度比较完善，能有效发挥非国有资本进入国有企业的监督和决策机制，弱化了金融化程度对全要素生产率的抑制效应；而较小规模的国有企业可能混改时机还不太成熟，国有企业引入非国有资本后，加剧了国有企业金融化对全要素生产率的挤占效应，抑制了全要素生产率的提高。根据结论得出，国有企业改革，要有序改革，慎重改革，严格遵从“不搞拉郎配、不搞全覆盖、不设时间表、成熟一个推进一个”。

(三) 稳健性检验

(1) 内生性问题。本文旨在检验混合所有制改革、国有企业金融化以及两者的交互效应对全要素生产率的影响。然而全要素生产率对国有企业混改可能产生反向因果关系，TFP高的国有企业更容易得到非国有资本的青睐。企业全要素生产率也可能对金融化产生逆向作用，TFP高的企业使得主业经营状况得以提高，财务状况比较宽松，从而拥有更多闲置资金用于金融投资。另外，考虑数据的可得性，选择研究变量时可能存在样本自选择偏差，产生较为严重的内生性偏误。因此，为了得到更稳健的估计结果，本文通过工具变量法对国有企业混改与金融化的内生性问题加以控制。首先，针对混合所有制改革变量的内生性问题，我们选择各年度各行业非国有股东持股比例的均值作为工具变量；借鉴黄贤环(2019)对金融化指标内生性问题的处理方式，本文选择各年度各行业金融化程度的均值作为工具变量。在实证方法上，采用面板固定效应工具变量估计法(stata命令为stivreg2)以有效降低内生性问题对研究结果的影响。

表 7揭示了内生性检验的回归结果。结果发现，CDW F统计量均大于10，说明工具变量的选取是有意义的，符合工具变量选取标准。无论全要素生产率测算方法采取OP方法还是LP方法，非国有股东持股比例(nsta)均显著为正，这表明国有企业引入非国有资本提高了全要素生产率，结果稳健；交叉项(nsta×fin)结果与前文基本一致，本节的基本结论在控制了核心变量的内生性问题之后依然稳健。

(2) 倾向得分匹配(PSM)样本。在前文的实证回归中，解释变量为非国有股东委派董监高规模。考虑到可能存在的样本选择偏误，本文使用国有企业中是否存在非国有股东委派董监高(存在非国有股东委派董监高人员treat则为1，否则为0)的方法来衡量国有企业混合所有制改革，采用一对一无放回倾向得分匹配方法，并借鉴相关的研究设计(刘晔等，2016)，使用PSM+DID模型的回归结果见表 8，实证结果证明，结论依然成立。

(3) 更改全要素生产率测算方法。采用LP方法测算企业全要素生产率。前文基准回归模型分析均采用OP方法测算的企业TFP作为因变量，为了得到稳健的估计结果，使用LP方法测算企业TFP进行估计，结果见表 8。从表 8可以得知，采用LP方法测算的全要素生产率所得的回归结果与基准回归结果保持一致，总体来说，本文的实证结果具有较好的稳健性。

六、进一步研究分析与拓展检验 (一) 混合所有制改革动因分析

非国有资本的进入，导致了国有企业金融化对全要素生产率的挤出效应更为凸显，为了进一步验证非国有股东参股后，企业金融化动因是基于融资约束的预防性动机，还是基于追求高回报率的套利动机。构建如下实证模型：

$ {\rm{Dp}}{{\rm{r}}_{{\rm{it}}}} = {{\rm{ \mathsf{ α} }}_{\rm{0}}} + {{\rm{ \mathsf{ α} }}_{\rm{1}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ α} }}_{\rm{2}}}{{\rm{X}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ α} }}_{\rm{3}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} \times {{\rm{X}}_{{\rm{it}}}} + \sum {\rm{controls}} + {\rm{region}} + {\rm{year}} + {{\rm{ \mathsf{ μ} }}_{\rm{i}}} + {{\rm{ \mathsf{ ε} }}_{{\rm{it}}}} $

(3)

$ {\rm{Tonb}}{{\rm{Q}}_{{\rm{it}}}} = {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{0}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{1}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{{\rm{X}}_{{\rm{it}}}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{\rm{fi}}{{\rm{n}}_{{\rm{it}}}} \times {{\rm{X}}_{{\rm{it}}}} + \sum {\rm{controls}} + {\rm{region}} + {\rm{year}} + {{\rm{ \mathsf{ μ} }}_{\rm{i}}} + {{\rm{ \mathsf{ ε} }}_{{\rm{it}}}} $

(4)

其中，(3)(4)式中X表示nsta和n_djga两个自变量，Dpr_it表示融资约束程度，借鉴王红建等(2017)研究，采用股利支付率表示企业的融资约束程度，当股利支付率越大时，企业所面临的融资约束越低。(4)式中TonbQ_it表示企业的市场业绩，采用托宾Q值表示，Q值越大，意味着高投资回报率，企业的套利动机越强。

表 9汇报了国有企业金融化动因的检验结果。表 9第(2)列得出，交互项(nsta×fin)在10%水平上显著为负，说明了国有企业在不断引入非国有资本的过程中，相较于国企混改之前，金融化程度不但没有降低融资约束程度，反而随着非国有股东持股比例的上升，加剧了国有企业面临的融资约束水平；交互项(n_djg×fin)并不显著，这意味着非国有股东委派董监高对企业的融资约束影响并不明显。第(5)(6)列得出，nsta系数显著为正，随着非国有股东持股比例越大，提高了企业的当期业绩，交互项(nsta×fin与n_djg×fin)在5%水平上显著为正，表明了非国有资本进入国有企业，主要基于套利动机提高企业业绩，抑制了国有企业全要素生产率的提高。

为了进一步检验非国有资本进入国有企业，加剧国有企业金融化对全要素生产率的抑制效应是基于第一代理成本还是第二代理成本问题？借鉴李寿喜(2007)的研究，采用管理费用率(agent)来衡量第一代理成本(股东与管理层之间的代理成本)，管理费用率越大表示第一代理成本问题越严重。借鉴陈克兢(2019)的衡量，采用其他应收款/总资产(agent2)来衡量第二代理成本(第一大股东与其他股东之间的代理成本)，该值越大表示第二代理成本越高。

具体检验结果见表 10，表 10第(1)(2)列为不考虑代理成本后的回归模型，第(3)~(6)列可知，对第一类代理成本(agent)加以控制后，第一类代理成本(agent)回归系数在1%水平上显著为负，并且与第(1)(2)列相比，交互项(nsta×fin与n_djg×fin)的系数均有所提高，这表明了在国有企业混改过程中，股东与管理层之间的代理问题严重影响了企业全要素生产率的提高。原因可能在于，管理层面临政府对国有企业混合所有制改革成果的绩效考核压力，为体现国有企业改革“立竿见影”的效果，管理层将资产投向“短平快”的金融领域，为追求短期业绩，挤占了企业研发创新支出、固定资产投资等主营业务的长期投资，第一类代理成本效应抑制了非国有股东持股或委派董监高对TFP的提升作用。第(7)~(10)列得出，控制第二类代理成本后，与第(2)列的不控制代理成本回归模型相比，系数和显著性水平基本没有改变，意味着第二代理成本效应并不明显影响国有企业混合所有制改革过程中金融化程度对全要素生产率的影响。

通过对代理成本检验，第一类代理成本问题严重阻碍了国有企业混改对全要素生产率的提高，而且加剧了国有企业金融化对全要素生产率的挤出效应。混合所有制改革给国有企业带来了严重的代理成本问题：股权集中容易导致股东之间的冲突，而股权分散又会带来严重的委托代理问题，国有企业股权结构的改革面临“进退两难”的窘境。

(二) 拓展检验

进一步地，非国有股权持股与企业金融化的交互效应可能依赖于混合所有制改革的广度和深度，参考杨兴全(2018)的研究方法，探讨股权多元化、股权融合度、控制权转移与企业金融化的交互效应对全要素生产率的影响。

表 11报告了基于国有企业混合所有制改革的广度和深度变量回归结果。回归结果显示，股权多元化并未对全要素生产率有显著影响，股权融合度(mixfus)在10%水平上显著，该结果基本支持，国有企业中国有与非国有股权融合程度越高，越有利于促进企业TFP。股权多元化、股权融合度与金融化的交互项均不显著，这说明股权多元化和股权融合度并不显著影响企业金融化对全要素生产率的挤出效应。发生控制权转移的国有企业加剧了金融化程度对TFP的挤出效应(控制权转移后，系数减少0.945)。可能存在的原因：其一，国有企业发生控制权转移后，无法阻止国有股东的政治社会行为和任职官员的寻租行为，可能导致非国有股东为了保护个人利益而产生“掏空行为”，不利于企业的发展；其二，非国有股东成为实际控制人后，为彰显“改革红利”，追求利润最大化，容易追求短期利益，把企业大部分资产投向“短平快”的金融行业，而造成企业过度金融化，不利于企业主营业务的发展。基于此，国有企业混改应保护国有股的控制人性质，有利于国有企业获得发展所需的要素资源和能力，并且能减少国企改革的阻力，避免国有资产的流失，促进企业主营业务的发展。

为了进一步检验异质性非国有股权与企业金融化的交互效应对全要素生产率的影响，本节将非国有股权划分为外资持股(fore)、机构持股(corp)、民营持股(priv)、自然人持股(natu)、高等学院等其他持股(other)五种股权持股，按其持股比例进行分组回归，实证结果见表 12。根据五种股东类型来看，外资企业带有先进的管理经验和经营水平，机构投资者拥有专业的投资水平，民营企业营运灵活、决策可控与营销活跃，高等院校等其他机构比较重视科研能力，盈利性较弱。其检验结果显示，外资持股、民营持股(fore、priv)的系数显著为正，交叉项系数显著为负，这表明了外资、民营股权持股比例的上升对全要素生产率有显著正向影响，然而加重了企业金融化程度，不利于国有企业的持续发展；机构投资者持股(corp)并不显著影响企业全要素生产率；自然人持股(natu)和其他股权持股(other)的系数显著为负，说明增加自然人或其他股东持股比例的增加抑制了全要素生产率的提高，而交互项均不显著。

七、研究结论与建议

基于实体企业普遍存在金融化趋势以及经济高质量发展的战略背景下，本文将国有企业混合所有制改革、金融化程度与全要素生产率结合起来，提供一个理论框架阐述国有企业混合所有制改革与金融化程度对全要素生产率的交互影响机制。本文主要的研究结论有：(1)国有企业引入非国有资本虽然促进了全要素生产率的提高，却加剧了企业金融化对全要素生产率的挤出效应。同时，在规模较小、盈利能力较弱或市场化水平较低的国有企业中挤出效应更为凸显。(2)在国有企业混合所有制改革的过程中，非国有股东会基于套利的目的，带动企业金融化水平的提升。进一步地，本文从代理成本的角度，验证了国有企业混合所有制改革造成的第一类代理成本问题严重制约了全要素生产率的提升。(3)基于混合所有制改革的广度和深度下，股权多元化并未对全要素生产率产生明显影响，股权融合度和控制权转移促进了全要素生产率的提高，而控制权转移却抑制了企业金融化对全要素生产率的提升；在异质性非国有股东参股的情况下，外资股东和民营股东持股虽然提高了企业全要素生产率，却抑制了金融化对全要素生产率的提升。另外，自然人持股抑制了全要素生产率的提高。

结合理论分析和实证研究结论，本文研究具有一定的现实意义。长期以来，外界对国有企业混合所有制改革褒贬不一。本文从国有企业金融化层面有力证实了党中央和国务院采取“成熟一个发展一个”、“抓大放小”的国有企业混合所有制改革路线具有长远的战略眼光，不仅有助于国有企业实体经济高质量发展，而且对优化国有经济布局和结构调整，“做大做强”国有企业至关重要。本文的研究表明，国有企业混合所有制改革虽然有助于改善国有企业的实体经营行为，激发企业活力，但从金融投资视角出发，仍不利于国有企业的可持续健康发展，并且企业内部条件和外部环境是国有企业混合所有制改革过程中两个不可忽视的重要因素，甚至决定了国有企业混合所有制改革的成效。本文的研究结果为当前国有企业提高全要素生产率，促进其高质量发展，提供三个方面的启示。

(1) 为了促进国有企业转型升级和激发活力，使国有企业金融投资更好的为实体经济服务，国有企业应循序渐进地进行混合所有制改革，慎重、有序地引入非国有资本，继续坚持“成熟一个推进一个”的国企改革路线。通过对规模较小、盈利能力相对较弱的国有企业面临的经营环境进行评估，审慎选择混合所有制改革方式。

(2) 针对国有企业混合所有制改革中，金融化对全要素生产率的挤出效应进一步恶化，监管部门可对国有企业的实体经营绩效和金融投资绩效分离，进一步完善绩效考核机制，防止国有企业在混合所有制改革过程中为追求短期利益而进行过度金融投资。

(3) 在国有企业混合所有制改革层面，牢牢把握国有资本的终极控制权性质，权衡引入非国有资本对企业的利弊，审慎选择战略投资者。国有企业可以适当地有针对性的引入非国有资本，一方面可以为国有企业发展提供足够的资金支持、先进的管理经验等，另一方面可以从专业角度出发，发挥积极的监督与决策机制，进行有效地金融投资，实现国有企业实体与金融产业的“双赢”。