中国式分权与地方混合所有制改革动机
2022-01-28梁永福杜巨澜
一、引 言
发轫于20世纪70年代末的全球分权化改革浪潮推动了国有企业改制和管制放松的权力下放，在大幅降低中央政府经济政策权威的同时赋予了地方政府更多的经济发展主动权
。作为最大的发展中国家，中国以地方政府为主体推进经济市场化改革，致力于促进当地国有企业改革和地方官僚机构合理化，由此形成一套有别于东欧国家和前苏联经历的市场自由化替代方案——地方政府公司化(Local State Corporatism)。它促使地方政府为GDP增长率等可量化目标而相互竞争，像区域性企业集团的总部一样运作，并允许强有力的地方政府干预，但需地方官员在做出经济决策时兼顾社会需求
。
政府和社会资本合作模式(Public Private Partnership，PPP)，是指政府通过特许经营权、合理定价、财政补贴等事先公开的收益约定规则，引入社会资本参与城市基础设施等公益性事业投资和运营，以利益共享和风险共担为特征，发挥双方优势，提高公共产品或服务的质量和供给效率。[注]2015《政府工作报告》缩略词注释，中央政府门户网站，http://www.gov.cn/xinwen/2015-03/11/content_2832629.htm，2015-03-11。 PPP模式对于增加公共产品供给、改善投融资环境、激活民间资本、深化供给侧改革具有重要意义。
实际上，中国20世纪80年代初的地方分权政策开始赋予地方政府干预经济的权力，促使地方政府为推动经济增长而展开地区间竞争，并进一步引发地方国有企业改制
。在理论中，作为一种由政府推动的政治性决策行为，混合所有制改革的政策目标势必与政府的改革动机紧密相连，其他的影响因素往往处于从属地位，且只有通过影响政府官员的成本和收益才能间接地影响企业改制的可能性
。这意味着在中国式分权背景下，混合所有制改革的目标将受到政府官员个人收益的影响。那么，地方政府推动国有企业混合所有制改革的动机是什么？这些动机又是如何相互作用的？怎样的改革次序才能取得更好的政策效果？
回顾以往的相关研究成果，学术界对国有企业改革动机的研究颇多，但仍没有达成一致的意见。较早的研究来自郭凯和姚洋(2004)
，他们检验5种国有企业改制成因的假说，发现仅有企业效率的改进在改制决策中不起作用。此后，相关的研究主要围绕两个方向展开。一方面，部分学者重点针对企业改制的经济动机和社会动机进行深入探讨
。曹廷求和崔龙(2010)认为2003—2008年我国国有企业改制的经济动机明显
。另一方面，不少学者从财政效益及财政分权角度诠释国有企业改制的动机。韩朝华和戴慕珍(2008)检验我国企业改制对政府财政收入的影响，发现产权重组显著提高了改制企业的纳税水平和创税效率，符合政府主体追求财政效益最大化的本性
。汤玉刚(2011)进一步证明财政压力是企业改制的必要条件
。赖海榕(2005)则发现财政平衡能力影响地方经济的民营化，认为改革进程的地区间差异是预算约束硬化程度的地区间差异造成的
。
显然，已有研究在国有企业改制动机上未能达成共识的原因可能在于：一是中央企业和地方国有企业归属于不同层级政府管理，且在分权化背景下，地方国有企业混合所有制改革各种动机之间的关系比中央企业更加复杂，因为在要素资源优化配置过程中不同层级政府的关系定位影响到“混合所有制”治理结构的形成
；二是事前的选择性偏差，政府存在某些倾向而优先选择部分国有企业改制，进而造成政策效应评估出现偏差；三是以往研究的样本大多集中于1995—2003年，对国资委成立以来国有企业改革动机的研究较少。区别于已有文献，本文主要基于2003—2018年国有上市公司股权交易数据，采用倾向得分匹配法和双重差分面板固定效应模型，分析在中国式分权制度框架下我国地方国有企业改制的政策效应，并与中央企业进行对比分析，进而为地方政府推进混合所有制改革的动机提供证据。
她一一向我介绍她的家具：懒人沙发，逍遥椅，水晶吊灯和银台灯。并说，老同学喜欢什么就搬走什么，没有问题。
二、理论分析与研究假说
中国制度是一个地方分权的权威主义制度，其特点是“政治集权”和“经济分权”，即中央政府控制人事，而地方政府是经济的主体
。前者将相对经济绩效的晋升考核制度作为激励手段，促使地方政府不断追求经济增长；后者则赋予地方政府必要的资源支配权，以保障该激励手段的有效性，这也是中国式分权的核心内涵
。
(一)分权化与混合所有制改革的经济动机
其中，向量
=(
,
)为系数，向量
=(
,
)′中的
为软预算约束、
为混合所有制改革社会动机的代理变量(即冗员率)。从模型(1)和(2)可看到，混合所有制改革的政策效应系数由
变为
+
，非经济动机对经济动机的影响为
。如果冗员率对政策效应具有正向的联动效应，即冗员率越高，混合所有制改革的政策效应越小，则冗员率与处理效应的交互项系数应显著为负。此时，社会动机削弱了经济动机。
可见，财政分权通过硬化地方政府预算约束迫使地方政府官员不断推进地方经济增长，以便在地区间竞争中胜出，达到职业晋升的目的，而寻求地方经济资源控制已成为实现上述通道的重要支撑。那么，分权化带来的地区间竞争又是如何推动国有企业改制的呢？一方面，尽管分税制改革表面上具有财政集权的特征，但在考虑地方政府的转移支付和预算外收入后，改革开放以来形成的财政分权化趋势并没有改变
。同时，分税制改革还强化了地方政府的预算约束，为其财政收支平衡带来巨大的压力。更为重要的是，分权治理结构下地方政府有动机参与财政竞争(如为吸引外国资本而进行基础设施投资)，这大大增加了政府援助国有企业的机会成本，使地方政府不再有激励向亏损的国有企业提供支持，继而形成所谓的“市场维持型联邦主义”
。另一方面，随着市场竞争的日趋激烈，国有企业的获利能力比非国有企业更差，且由于亏损越来越严重，已日益成为地方财政的“包袱”。为维持财政收支平衡，地方政府只好采取“甩包袱”的策略——推动国有企业改制。因此，在经济动机下，地方政府预算约束硬化可能会强化地方国有企业预算约束，进而提高其经营绩效。为此，本文提出研究假说1：在中国式分权背景下，地方国有企业混合所有制改革能提高企业的经营绩效，且存在预算软约束的地方国有企业的改革效果更好，即经济动机占主导地位。
(二)分权背景下混合所有制改革的社会动机对经济动机的影响
在中国式分权框架下，地方政府官员既有维护社会稳定的考核压力，又有进一步追求经济发展的晋升激励，前者对后者的实现存在影响，且两者共同触发和决定地方国有企业的改制行为。首先，由于地方政府及其官员对当地经济拥有巨大的影响力和控制力，而地方国有企业又是当地税基、政治权力基础及财政收入的重要来源，且其高管通常由地方政府直接任命，这为地方政府官员基于个人考虑去参与或控制国有企业的生产经营活动提供了条件
。其次，尽管我国分税制改革使中央政府与地方政府之间的税收划分模式发生变化，但计划经济体制下的财政支出的划分模式却被保留下来，地方政府仍需提供教育、医疗、社会保障、城市建设及维护等基本公共产品
。显然，在事权与财权不匹配的制度背景下，地方政府需在追求地区间锦标赛目标的同时兼顾中央提出的维护社会稳定的目标(如妥善处理好改制企业下岗职工工作安置等)。最后，当企业有更多剩余劳动力时，改制对社会稳定的影响更大，不同层级政府之间的利益分歧随着剩余劳动力的增加而增加
。
通过消音速流排水管件安装技术实际应用与普通塑料管件相比较可以看出，此施工材料适合于高层建筑施工，经济效益和社会效益显著，具有较高的推广应用价值。
三、研究设计
(一)倾向得分匹配
混合所有制改革可看作是政府对国有企业进行的一项政策实验，但由于地方政府官员干预改革，直接估计非随机国有企业改制样本存在选择性偏差。为此，本文采用倾向得分匹配方法(PSM)，在对照组中寻找与改制企业相似的样本进行比较，具体做法是采用核匹配方法(Kernel Matching)逐年匹配，为各年份的处理组找到匹配的虚拟对照组。同时，考虑到样本中中央企业改制的数量较少，借鉴刘晔等(2016)的做法，在每年匹配中仍将往年成功改制的企业样本做放回抽样处理
。此外，为尽可能满足可忽略性假设
，根据以往相关文献及使最大化的原则，选用资产收益率、软预算约束、管理费用率、冗员率、行业集中度、地区市场化程度、管理层持股比例、企业规模、资产负债率、企业年龄、总资产增长率等作为匹配变量(协变量)。由于地方政府主要依据上一期的企业特征选取国有企业进行改制，因而对上述变量均作滞后一期处理。
(二)双重差分面板固定效应模型
由于地方政府可能依据不可观察且不随时间而改变的变量来选择国有企业改制，我们将处理组与对照组直接进行比较会产生异质性偏差。考虑到国有企业改制的时间不一致，本文借鉴Beck等(2010)的做法
，采用双重差分面板固定效应模型来估计政策效应。
1
基准回归模型。为区分PSM处理后的新样本中的处理组和对照组，本文构造地方国有企业混合所有制改革的分组虚拟变量
。对PSM处理后的处理组企业，令
=1；对PSM处理后的对照组企业，令
=0。同时，设置分期虚拟变量
，令改制前、后的时期取值分别为0、1。在此基础上，本文构建如下的双重差分面板固定效应模型：
=
+
×
+
+
+
+
(1)
其中，
,
(
=1,2,…,15)分别为对应2004—2018年的时间虚拟变量。根据模型(3)可知，混合所有制改革的动态边际政策效应为
。
2
改革动机联动检验模型。为进一步分析地方政府官员的社会动机对经济动机的影响，本文将检验与上述动机相关因素的影响，并在模型(1)中引入社会动机的代理变量与政策效应的交互项
×
，从而构建如下的回归模型：
近年来，政府做了很多努力，企业也有诸多进步，但消费者对食品安全的感知仍有待加强，这是食品安全领域的重要议题。有社会学家认为，不科学的信息带给消费者的伤害远远大于真正的食品安全问题。
自2003年国有资产监督管理委员会成立以来，国有企业终于摆脱了“九龙治水”的局面，通过确立各级政府分别代表国家履行出资人职责的国有资产管理体制，地方政府在制度层面拥有当地国有企业的所有者权益和管理权利，实现义务与责任相统一。因此，本文选取该年度于沪深证券交易所挂牌上市的实际控制人性质为国有的公司作为研究样本。同时，为确保样本企业符合国有实际控制人的性质，根据国泰安CSMAR数据库中企业的“企业关系人性质分类标准”，剔除实际控制人性质为民营企业、外国政府、自治组织和自然人的上市公司，并将金融业和由于退市等原因无法获得关键数据的上市公司也排除在外，最终获得样本企业859家。
=
+
×
+
(
×
×
)+
+
+
+
(2)
自中国财政分权化改革以来，地方政府预算约束被大大强化，有效激发了地方政府追求经济增长和财政收入的积极性。地方政府赋予其控制的经济单位更多的经营自主权和更大的剩余利润索取权，以增加地方财政收入
。如果地区经济增长与地方官员的职位晋升直接挂钩时，上述的激励作用更大，这实质上是源于一种基于上级政府评价的“自上而下的标尺竞争”
。根据委托-代理理论，政绩考核指标导向使地方政府面临一个来自中央政府的多任务委托合同，既包括经济增长、税收增加等经济目标，又包括社会稳定、环境保护等社会目标。由于信息不对称和监督成本较高，委托人(中央政府)经常把GDP、就业率等作为考核地方官员的主要依据
。同时，干部考核制度使地方官员对上述晋升标准的期望非常稳定，而组织部的存在则进一步加强了地方政府促进经济发展和相互竞争的动力
。作为地方政府出资兴办或实际控制的经济实体，地方国有企业往往是地方经济的支柱，理所当然地成为地方政府干预当地经济的重要工具
，其发展往往不受融资约束的限制
。随着财政分权化改革的推进，地方政府对地方国有企业生产状况的关注度越来越高，进而促使国有企业生产效率的提升
。
7月10日，宝马集团与长城汽车签署了合资协议，在中国成立光束汽车，生产MINI电动汽车。记者从长城官方获悉，近日，魏建军董事长与宝马集团董事Klaus Fröhlich（克劳斯·弗洛里希），长城汽车高级副总裁、光束汽车董事长赵国庆一行共同考察位于江苏省张家港市的长城宝马光束汽车项目。目前，长城宝马光束汽车项目已获最新进展，项目公司名称已经核准，项目工厂平面布局总图已经完成。
3
动态边际效应检验模型。为检验混合所有制改革政策的动态边际效应，以确保多期DID的相同趋势假设成立，本文在模型(1)中引入时间虚拟变量并构建如下的模型：
(3)
其中，
衡量国有企业
在第
期的经营绩效，代理变量为资产收益率(ROA)；
×
是政策虚拟变量；
是一组因时而变且可观察的影响国有企业经营绩效的变量，包括前文PSM中大部分协变量及冗员率和管理费用率的平方项；
是时间固定效应；
是个体异质效应；
是随机误差项。考虑到混合所有制改革政策存在滞后效应，本文在回归中将模型的解释变量和控制变量均取滞后一期处理。由模型(1)可知，
是混合所有制改革政策的处理效应，如果改制带来正向的政策效应，则
的系数应显著为正，此时混合所有制改革的动机主要为经济动机。
2.改革动机的测度。参照Liu等(2006)的做法
，本文假定地方政府官员职位晋升的因素包括经济增长和社会稳定，分别代表经济动机和社会动机。(1)经济增长。虽然2003年国务院颁布的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》规定中央企业年度经营业绩考核指标为净资产收益率(ROE)，这也是证监会对上市公司首次公开发行(IPO)、配股和特别处理(ST)的考核指标，但企业对该指标进行盈余管理的现象十分严重
。因此，本文借鉴郭凯和姚洋(2004)、曹廷求等(2007)和杨记军等(2010)的做法
，采用资产收益率这一广泛应用的会计盈利能力指标来衡量上市国有企业的经营绩效。(2)社会稳定。旨在提高企业经营绩效的混合所有制改革势必使冗余职工下岗，继而增加地方失业率并引起社会动荡，地方政府唯一可行的办法就是尽量继续维持改制企业的高冗员率或选择冗员情况不严重的国有企业进行改制，因而本文采用冗员率作为地方政府通过国有企业维护社会稳定的代理变量。
(三)数据来源
特殊的背景和环境决定了人民日报印刷厂必然承担着沉甸甸的政治责任。人民日报印刷厂时刻秉承“党报至上，政治第一，守土有责”的方针，“质量服务创双优，同行业中高一筹”的宗旨，时刻将政治意识、大局意识列为第一位。“正是承担了这种政治使命，所以人民日报印刷厂在很多事情上，都不能单纯只考虑经济效益。”人民日报印刷厂副厂长杨兴华强调说。
为获取样本企业在考察期内国有资产交易行为的数据，我们从国泰安CSMAR的“国有股拍卖与转让数据库”提取样本公司2003—2018年的1441条交易信息。在将同一家公司同一天发生的交易作为一笔有效交易予以合并后，最终形成样本企业国有资产交易的面板数据，一共涵盖10258个观察值。为确保各回归检验使用的样本保持一致，以提高检验结果的稳健性和可信度，本文剔除基准回归中解释变量和被解释变量存在缺省值的观察值。为避免异常值对回归结果的影响，实证检验前对主要被解释变量和解释变量等连续变量在1%的水平上进行Winsorize缩尾处理。
(四)主要变量
1.混合所有制改革的界定。考虑到混合所有制企业的终极控制权性质及控制地位突变对创新乃至企业经营绩效存在的动态影响
，且本文着重研究的是地方国有企业混合所有制改革过程中地方政府的行政干预行为，我们参照武常岐和韩煦(2011)的做法
，改制界定为国家将生产性资产的所有权或控制权转移给私营部门的动态过程。因此，本文的混合所有制改革是指国有企业的控制权发生转移的国有资产交易行为，当且仅当转让方的经济属性为国有、受让方的经济属性为非国有(记为
)。由于国泰安CSMAR的“国有股拍卖与转让数据库”没有完全披露全部转让方和受让方的经济属性，本文依据每家公司的年度财务报告、国家市场监督管理总局公示的企业信息逐一判断核实，筛选转让方和受让方的经济属性分别为国有和非国有的交易，最终获得控制权发生转移的地方国有企业89家。
本研究发现,①Harris评分:研究组患者的优良率显著的高于对照组,经过数据的分析可得,差异均存在一定的统计学的意义,即P<0.05。②Barthe评分:研究组患者的良中率显著的高于对照组,经过数据的分析可得,差异均存在一定的统计学的意义,即P<0.05;③研究组的并发症的发生情况显著的低于对照组,经过数据的分析可得,差异均存在一定的统计学的意义,即P<0.05。
3.控制变量。企业-年份层面的控制变量包括总资产增长率、资产负债率、公司年龄等，省份-年份层面的控制变量包括地区市场化程度和地区生产总值等。从软预算约束的角度看，地区市场化进程弱化地方政府控制地方国有企业的经济动机，但也诱导地方政府基于社会动机去控制规模较大的公司和管制性行业的公司
。此外，在分权化背景下，地方政府官员还可能存在寻求私人利益的动机。本文借鉴杨治等(2007)的做法
，采用企业的管理费用率作为代理变量，对地方政府官员通过企业可能获得的个人收益予以控制。
四、实证结果及分析
(一)描述性统计与相关性分析
表2报告了各变量的描述性统计结果。全样本
的均值为0
094，说明发生改制的样本国有企业占9
4
，6
6
的样本企业具有软预算约束。
的均值为-0.630，意味着样本企业的冗员情况并不严重。按样本企业是否发生混合所有制改革分成两组并进行比较，结果显示绝大部分变量的均值均存在显著差异。
(二)相关检验
1.倾向得分匹配平衡性检验。为获得“数据平衡”以提高PSM匹配结果的可靠性，本文分别对各年得分匹配的平衡性进行检验。总体而言，在所有年份的倾向得分匹配中，16次PSM匹配后的处理组和对照组在资产收益率、软预算约束、管理费用率、冗员率等方面的差异均大幅下降，各匹配变量标准偏差的绝对值不超过10%，达到了数据平衡的要求
。
2.反向因果检验。众所周知，政府在选择国有企业改制的策略上往往受企业经营绩效的影响。一方面，政府可能优先选择经营绩效较差的国有企业进行改制，如20世纪90年代以提高中小国有企业经营绩效的“抓大放小”改制策略。另一方面，对经营绩效好的国有企业，政府也会基于“冰棍效应”的考虑而采取“靓女先嫁”改制策略
。因此，本文研究混合所有制改革政策对国有上市公司经营绩效的影响将存在内生性偏差。为检验企业经营绩效是否影响国有企业的改制行为，我们考虑在控制样本企业的既有特征变量的基础上，利用Cox模型检验ROA对国有企业发生混合所有制改革之前存续期的影响。由于二者之间可能存在非线性关系，本文在检验模型中加入ROA的平方项。结果显示，资产收益率ROA及其平方项的回归系数均不显著，P值分别为0.630和0.922。换句话说，国有企业的存续期并没有跟随既有企业经营绩效的变化而发生显著改变。
百姓的违法作乱首先需要施政者反省自身的缺失，不教便刑是“罔民”的行为，其错误全在于领导者。这里就指出了“文”教之于社会治理的基础性作用。
3.相同趋势检验。由于样本企业受政策冲击的时间不一，为准确捕捉处理组和对照组的样本企业在混合所有制改革前后的企业经营绩效变化趋势，我们参照Beck等(2010)的做法
，利用模型(3)追踪国有企业混合所有制改革对企业经营绩效的逐年影响。在剔除混合所有制改革政策的实施年份后，我们对每一家国有企业的混合所有制改革时间做趋势变换(De-trending)和中心化(Centering)处理，进而估计相对于改制年份的混合所有制改革影响企业经营绩效的政策效应。考虑到研究样本的时间跨度为16年，我们选取混合所有制改革年份的前三年和后九年共12年作为窗口期，对超出窗口期的年份分别以窗口期边界年份进行替换处理。结果显示，国有企业经营绩效的变化并非先于混合所有制改革的出现，因而满足相同趋势假设，且地方国有企业混合所有制改革对企业经营绩效的影响比中央企业更快得以实现。
(三)改制效应检验及分析
1.基准回归结果分析。以PSM处理结果为基础，本文根据模型(1)进行政策效应检验。表3显示，无论全样本、地方国有企业抑或中央企业，混合所有制改革政策的平均处理效应均在1%的水平上显著为正，说明2003—2018年国有企业改制的确带来企业经营绩效的提高。这部分验证了假说1关于地方分权引起政府官员晋升锦标赛，进而推动地方混合所有制改革和提高改制企业经营绩效的内容。该结论与曹廷求和崔龙(2010)的研究保持一致
，支持了国企改革的经济动机。
2.改革动机联动检验结果。模型(2)的检验结果由表4列示，可知在逐次增加不同动机后回归模型检验结果的R
不断提高，说明混合所有制改革政策的处理效应与影响因素之间的联动效应影响到国有企业改制后的企业经营绩效，即社会动机确实对经济动机的实现产生作用。混合所有制改革政策效应的改革动机联动检验结果表明，软预算约束削弱了地方国有企业混合所有制改革的政策效应，这与假说1的内容相悖，意味着虽然整体上混合所有制改革能提升企业经营绩效，但地方分权带来地区间竞争引起地方政府和地方国有企业的预算硬化，并最终提高国有企业的经营绩效的机制并没有得到支持。相反地，存在预算软约束的国有企业改革效果更差，其原因可能在于：存在预算软约束的国有企业底子较差，难以充分吸收和发挥混合所有制改革带来的新生产要素和公司治理模式。此外，中央企业软预算约束对处理效应的影响与地方国有企业几乎一致。
从企业冗员水平看，当国有企业的冗员水平较高时，在经济动机或效率导向下，地方政府利用混合所有制改革来推动地方国有企业减少冗员，以降低运营成本、提高经营绩效。然而，由于企业冗员率过高，混合所有制改革带来职工下岗的程度较为严重，引起下岗职工抗议和社会舆论施压，反过来促使地方政府为维护社会稳定而减轻改革对就业的负面影响，从而抑制了企业经营绩效的提升效果。此时，地方政府的社会动机占主导地位，两种动机对应的改革效果是“鱼和熊掌不可兼得”。与此相反，当国有企业的冗员水平较低时，混合所有制改革降低企业就业水平的负面影响较小，此时地方政府可将社会动机置于从属地位，并更加专注于国有企业经营绩效的提升。为此，我们提出研究假说2：在中国式分权背景下，地方国有企业的冗员水平与混合所有制改革的企业经营绩效提升效果之间呈倒U型的非线性关系。
表4的回归结果还显示，地方国有企业的冗员率(负或正)与政策效应之间存在倒U型的非线性联动关系，意味着在较高的企业冗员率水平上，冗员率越高，地方国有企业实施混合所有制改革的政策效应越弱，而较低的企业冗员率水平则刚好相反，这验证了假说2的内容。在较高的企业冗员率水平下，地方政府官员维护社会稳定的社会动机强于提高企业经营绩效的经济动机，而在较低的企业冗员率水平上，由于政府拥有较大的政策空间，可为实现企业经营绩效提升的目标而暂时将冗员问题搁置一边。回归结果表明，与地方国有企业恰好相反，中央企业的冗员率与改制效应之间存在U型的非线性关系，或许是由于维持社会就业的任务往往更多地压在了地方政府的肩上，中央企业在维护社会稳定上的压力比地方政府小，从而可在改制中优先考虑经济动机。
(四)关于混合所有制改革进程的影响
在859家国有企业样本中，2003—2018年132家发生首次股权转移，其中日后控制权发生转移的有89家。本文参照梁永福等(2017)的做法
，将国有企业首次股权交易行为对企业经营绩效的影响与前文控制权发生转移的改制情形相比较，以捕捉混合所有制改革政策效应随改革深入推进表现出来的差异性。结果表明，虽然国有企业首次股权转让的政策效应依然在1%的水平上显著为正，但控制权发生转移的改制行为对企业经营绩效的积极影响大幅提高，中央企业的政策效应提升了3.55倍(比地方国有企业提升的1.28倍要高)，说明混合所有制企业股权结构是获得积极政策效应的关键，政府让渡国有企业控制权让改制效果大幅提升。当混合所有制改革深入推进时，地方国有企业的冗员率与改制效应之间的倒U型非线性联动关系基本不变，但中央企业的U型非线性联动关系却从不显著变为显著为正，说明与地方国有企业不同，中央企业在混合所有制改革初期更关注就业稳定，而随着改革深入推进，中央政府转而以经济动机为主。其原因可能在于：中央企业不像地方国有企业那样肩负沉重的就业负担，在控制权不发生转移的前提下，中央政府仍具备利用中央企业实现高就业水平、维护社会稳定的目标的政策空间
。
在新经济快速发展的过程当中，企业财务会计只有进一步完善相应的规章制度，使得企业财务会计和管理会计有机的结合在一起，只有这样才能够实现优势相互补充，相互促进的作用，把财务会计以及管理会计二者之间相互融合才能够更加明确企业的管理目的，财务会计只有充分的明白企业的管理需求，才能够更有效地体现出财务信息的重要价值，从而使得企业能够健康持续的发展。
(五)改革动机的异质性分析
本文从市场竞争程度、管理层持股和企业规模三个维度进一步探讨地方国有企业混合所有制改革动机的异质性。表5的检验结果表明，地方国有企业混合所有制改革对垄断型企业的经营绩效提升具有显著的正向效果，而对竞争型企业的影响不显著。地方垄断国有企业从混合所有制改革中获得经营绩效提升的效果比竞争型国有企业更好，这一结论为党的十八大以来我国各地区、各有关部门和国有企业积极稳妥地发展混合所有制经济，在电力、石油、天然气、铁路、民航、电信和军工等重点行业推动混合所有制改革试点提供了积极的经验证据。地方国有企业混合所有制改革对管理层持股较少的企业的经营绩效具有显著的正向提升效果，而对管理层持股较多的影响尽管更大，但其显著性更低。管理层持股过多可能抑制了混合所有制改革带来的经营机制改善效果。地方国有企业混合所有制改革对规模较大的企业的经营绩效具有显著的正向提升效果，而规模较小的企业的政策效应更小。
表6报告了地方国有企业混合所有制改革动机的异质性检验结果。可见，从市场竞争程度、管理层持股和企业规模三个维度分别按均值分组检验，软预算约束对地方国有企业混合所有制改革的经济效率影响均显著为负，且垄断型、管理层持股较多和规模较大的国有企业的影响更大，即地方政府在地方国有企业混合所有制改革中的经济动机更强烈。对垄断型和规模较大的地方国有企业而言，其冗员率与政策效应之间存在显著的倒U型非线性联动关系。
刘加霞提出度量的焦点：一是度量单位（从标准的不统一到统一，形成单位体系）；二是度量单位的个数，即量的多少。前期实践说明，对三年级学生而言，面积单位为什么要统一？选正方形做面积单位基于什么想法？学生是模糊的，后期教学可以从以下方面落实。
五、稳健性检验
(一)改变PSM匹配方法及比例
因不同的PSM匹配方法和比例带来不一样的匹配样本和匹配质量，进而影响回归结果的可靠性，因而我们将核匹配改为1∶1和1∶5的最近邻匹配进行检验，回归结果依然稳健
。
(二)改变被解释变量的度量指标
本文采用资产报酬率(ROTAR)、资本保值增值率(
)、净资产收益率(ROE)替代原来的资产收益率(ROA)来衡量改制的企业经营绩效，并沿用前文的控制变量重新对模型进行回归。结果显示，地方国有企业混合所有制改革的动机检验结果绝大部分与前文保持一致，只有当被解释变量为
和ROE时，冗员率与政策效应之间的非线性关系不显著，但相关系数的符号依然为负。
(三)改变考察期
为避免2008年外部经济环境剧烈变化带来的外生影响，我们将考察期缩短为2003—2008年，发生改制的地方国有企业由87家变为76家。对上述样本重新进行检验后发现，改制依然对国有企业的经营绩效具有显著影响，相关影响因素的作用效果与前文的回归结果相一致。
(四)安慰剂检验
本文将全样本国有企业的改制年份打乱后再次随机选取，并确保每年改制的企业数与之前一样，把新生成的处理组和控制组采用模型(1)重复回归500次。如果混合所有制改革对企业的经营绩效不存在影响，即地方混合所有制改革不存在经济动机，那么真实政策效应的t值应位于反事实t值分布的中间位置。结果显示，500次随机模拟中共有491次小于实际的t值(占98.2%)，意味着本文构造的虚拟处理效应并不存在，地方国有企业混合所有制改革的经营绩效提升效果确实是由改制政策所致。
六、主要结论与政策建议
中国式分权是我国实现民族伟大复兴的独有制度优势，也是过去40年取得举世瞩目经济成就的重要原因之一，经济转轨尤其是国有企业改革必然与之存在密切关系。本文采用倾向得分匹配和双重差分面板固定效应模型，实证检验地方政府推进混合所有制改革的经济动机及其如何受社会动机的影响。结果表明，地方分权引起政府官员晋升锦标赛，进而推动地方国有企业混合所有制改革并提高企业的经营绩效，但该政策效应或经济动机在垄断程度较高的企业中并不存在；地方国有企业经营绩效的改善与企业软预算约束呈负相关，该关系在垄断型、管理层持股较多和规模较大的国有企业中影响更大，且随着混合所有制改革深入推进，企业经营绩效与冗员率之间的关系始终显著为负；与中央企业相反，地方国有企业混合所有制改革的经济动机与企业的冗员率之间存在倒U型的非线性联动关系，在冗员率水平较低时，混合所有制改革的社会动机从属于经济动机，这一关系仅在垄断程度较高和规模较大的企业中显著。
图1中建立固联于圆盘凸轮的右手直角坐标系Oxy，取原点O在凸轮轴心处，坐标轴x通过点O和凸轮圆心C，点C到O的方向为轴x的正向，轴x绕点O反时针转过90得坐标轴y。
围绕上述的研究结论，本文对分权化制度背景下推进地方国有企业混合所有制改革提出以下的几点政策建议。(1)强调混合所有制改革的分类推进，充分激发地方政府的经济动机。按照目前国有企业的分类，商业类国有企业因以增强国有经济活力、实现国有资产保值增值为主要目标，地方政府在推进地方商业类国有企业开展混合所有制改革时应强调其经济动机，而对公益类国有企业应以社会动机为主导。(2)降低软预算约束的负面影响，重点选取特定企业优先改革。从预算软约束与混合所有制改革的关系看，地方政府可优先选取竞争型、管理层持股比例较低和规模较小的国有企业进行混合所有制改革，以降低其软预算约束对经济动机的负面影响。(3)权衡经济动机和社会动机，实现经济增长和社会稳定兼得。为将社会稳定问题的影响降到最低，以更好地发挥混合所有制改革的经济效率促进作用，地方政府应依据国有企业的冗员率水平的不同，优先选取特定企业进行混合所有制改革(如优先在垄断程度较高和规模较大的地方国有企业中选取冗员率处于均值水平的企业进行混合所有制改革)，以实现国有企业的经营绩效获得最大程度的改善。
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