逆向混改会影响民营企业多元化经营吗

霍远 汪滔

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2024．05．008

【摘要】民营企业在市场经济角逐中如何聚焦主业经营、 培育核心竞争力和实现高质量发展， 俨然成为待解决的问题。基于此， 以沪深A股2013  ～  2021年上市民营企业为研究对象， 采用多期双重差分模型实证考察逆向混改对民营企业多元化经营的影响及其作用路径。研究发现： 逆向混改能显著降低民营企业多元化经营， 且这一结论具有稳健性。进一步研究发现， 逆向混改通过降低外部交易成本和缓解代理问题削弱民营企业多元扩张的动机， 倒逼民营企业聚焦主业经营。在实业类国有资本和央企国有股参股民营企业中， 逆向混改降低民营企业多元化经营的作用更显著。逆向混改在降低民营企业盲目多元扩张的同时， 亦能促进民营企业回归主业经营， 增加研发投入与提升创新产出。

【关键词】逆向混改；多元化经营；民营企业；交易成本；代理成本

【中图分类号】 F275     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2024）05-0052-7

一、 引言

党的二十大报告强调要“构建高水平社会主义市场经济体制”， 不断“提升企业核心竞争力”。而发展混合所有制经济， 加强不同所有制资本之间的交叉持股、 相互融合与战略合作， 逐渐成为提升企业核心竞争力的重要抓手。我国的混合所有制改革（简称“混改”）既包括非国有资本进入国有企业的国企混改， 也包括国企、 国资平台进入民营企业的逆向混改（刘笑霞和李明辉，2023）。现有关于逆向混改的研究发现， 寻求产权保护（孙亮和刘春，2021）是民营企业引入国有资本的主要动因。逆向混改可以降低民营企业的税收规避程度（翟淑萍等，2022）、 减轻代理成本（何德旭等，2022）、 促进企业数字化转型（窦炜等，2023）等。这些研究为逆向混改的进一步探讨提供了理论和实证参考。

随着市场经济的快速发展， 我国出现了企业大规模多元扩张的“潮涌”现象。具体表现为企业管理层因私利动机和投机心理热衷于“铺摊子”， 在缺乏技术优势和整体资源布局的情况下盲目布局新产业， 甚至“脱实向虚”， 违规投资非主业领域（李青原等，2022）， 大量挤占主业发展空间。由此带来企业运营成本增加（林钟高等，2015）和内部资源配置效率降低（Rajan等，2000）。有研究发现， 超过70%的民营企业存在多元化投资行为， 可见民营企业多元化经营普遍存在。因此， 在我国经济发展进入高质量发展和注重提升核心竞争力的现实背景下， 如何促使民营企业聚焦主业经营是亟待解决的问题。一方面， 国有企业、 国资平台基于政治要求推进“聚焦主业”， 逐步“去虚向实”， 这成为国有企业改革的重要战略规划与改革方向。另一方面， 逆向混改意味着民营企业股权结构的改变， 并伴随代理问题的改善和治理机制的优化， 由此影响民营企业的多元化等经营行为。那么， 逆向混改能否优化民营企业的多元化行为使其“回归”主业呢？其作用机制如何？本文利用手工搜集整理的沪深A股2013 ～ 2021年数据， 构建多期双重差分模型实证考察逆向混改对民营企业多元化经营的影响及其作用机理。

本文可能的边际贡献如下： 第一， 丰富了逆向混改的理论研究。在国家大力推动各种所有制资本协同发展的战略驱动和深化经济体制改革的“聚焦主业经营”要求下， 从逆向混改视角探究其对民营企业多元化经营的影响。第二， 进一步拓展了企业多元化经营的研究视角， 形成对已有文献的有益补充。本文实证考察了逆向混改对民营企业多元化经营的影响及其作用路径， 有利于从不同角度看待企业多元化行为， 为长期以来存在的多元化折价和多元化溢价分歧提供证据。

二、 制度背景、 文献回顾与理论假设

（一） 制度背景

我国混改的推进是一个不断尝试、 调整的持续性进程。1997年， 党的十五大报告指出“公有制经济不仅包括国有经济和集体经济， 还包括混合所有制经济中的国有成分和集体成分”， 并首次提出发展混合所有制经济的概念。党的十六届三中全会通过的《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》提出“大力发展国有资本、 集体资本和非公有资本等参股的混合所有制经济”。党的十七大提出“以现代产权制度为基础， 發展混合所有制经济”。2013年， 党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》在继续强调“两个毫不动摇”的同时提出了“两个都是”， 进一步明确指出“国有资本、 集体资本、 非公有资本等交叉持股、 相互融合的混合所有制经济， 是基本经济制度的重要实现形式”。尤其是2015年中共中央、 国务院发布的《关于深化国有企业改革的指导意见》及国务院发布的《关于国有企业发展混合所有制经济的意见》明确将“国有资本入股非国有企业”作为我国混改的重要实现形式， 对我国逆向混改实践具有重要意义。

（二） 文献回顾

企业多元化作为一项重要的战略投资决策， 往往会引发管理者和股东的关注（Jiang，2022）。一方面， 企业多元化战略的推进虽能给股东带来投资收益， 但也要付出成本代价， 平均而言成本代价远大于投资收益。Andreou等（2019）从交易成本视角揭示了企业多元化是规避外部交易成本的战略选择， 即企业多元扩张是基于降本动机。另一方面， Jensen（1986）从委托代理视角论证了企业多元化的本质是大股东（经理人）与中小股东之间的利益分歧， 即公司追求多元化另一重要动机是管理者攫取私利（Jensen和Murphy，2010）。以降本和攫取私利为目的的多元化战略存在溢价观和折价观的差异。Rajan等（2000）研究发现， 忽视主业经营的多元化经营不仅会造成管理协调难度的上升和资源重复配置， 还将进一步降低资源配置效率； 刘海明和步晓宁（2022）也发现， 民营企业债务违约在很大程度上是由于过度多元扩张造成的。

逆向混改作为中国市场经济体制改革的产物， 适应了我国经济转向高质量发展阶段的需求， 其在促进企业创新投资（罗宏和秦际栋，2019）、 抑制民营企业税收规避（翟淑萍等，2022）、 降低代理成本（何德旭等，2022）、 抑制企业金融化（赵晓阳和衣长军，2021）和促进企业数字化转型（窦炜等，2023）等方面具有显著作用。随着逆向混改向纵深推进， 其还能在哪些方面为民营企业发展赋能提效、 实现各种所有制资本共同发展， 仍需广大学者的进一步探究。

综观既有文献， 作为市場经济主体重要组成部分的民营上市企业同样存在着多元化倾向， 且常常进行脱离主业经营（刘海明和步晓宁，2022）， 甚至“脱实向虚”， 违规投资非主业领域（李青原等，2022）。在国家聚焦主业的要求和鼓励各种所有制资本协同发展的战略驱动下， 探寻逆向混改能否降低民营企业多元化经营既符合国家战略， 也能进一步补充逆向混改与企业多元化经营的理论研究。

（三） 理论假设

对于我国民营企业而言， 降本动机和攫取私利更为突出（Jiang，2022）， 将其多元扩张行为融入我国制度情境中考察可能也具有解释力。我国民营企业因信贷歧视发展空间不足， 在产业链体系中处于弱势地位， 突出表现在外部市场交易时缺乏议价能力， 成本叠加带来效益减损。加之与政府保持“共生关系”的国有企业拥有要素市场定价等优势， 民营企业在外部市场的投资交易成本较高， 因此更可能出于降本动机开展多元化经营。同时， 较集中的股权结构也更易滋生代理冲突和内部人掏空问题。逆向混改一方面能有效提升民营企业在外部市场交易中的议价能力， 从而降低民营企业因降本动机而无序扩张， 起到降低多元扩张的效能； 另一方面， 国有股东加入后， 能发挥改善股权结构、 强化治理监督机制、 削弱大股东通过多元扩张攫取私利的作用。本文将上述路径视为降本聚焦效应和治理优化效应。

1. 降本聚焦效应。民营企业多元化经营的动机之一是降低外部交易成本， 其中既包括获取外部专用性信息的直接成本， 也包括抵御外部交易的风险收入成本（Chatain和Denisa，2017）。通常， 外部市场信息是海量、 不易获得的， 同时应对交易行为的经营风险又决定了企业发展的持续性。对民营企业而言， 由于所有制属性的差异， 其在外部交易市场上对于专用性信息的搜寻、 获取和处理都处于劣势（Ghosh和Olsen，2009）， 在这种情况下， 企业为实现业绩回报， 会倾向于进军便于获取优势信息、 能促进企业短期发展的产业领域， 并将本就不充裕的主业资源腾给新开辟的产业项目， 从而出现盲目无序扩张的投资行为（林钟高等，2015； 李青原等，2022）。此外， 持续稳定的发展需要能够抵御经营收入风险的实力护航， 而通过多元化实现的风险对冲又会反映为外部交易成本的提升（祝丹枫等，2023）， 不利于主业稳定和发展。

逆向混改的降本聚焦效应能通过降低外部交易成本削弱民营企业多元化经营的动机， 促使民营企业减少无序多元扩张、 收缩和剥离非主营业务行为。一方面， 国有企业、 国资平台具有突出的资源整合能力和重构机制， 对外部市场信息的搜集、 获取和处理更便利和有效。随着逆向混改的实施， 这种资源整合机制也能通过稳定和提升关系专用性投资为民营企业获取和利用外部市场信息赋能助力， 降低民营企业获取外部交易市场信息的成本， 削弱其通过非核心多元化投资获得竞争优势的动机。另一方面， 在国有企业、 国资背景下， 民营企业能借助政府实现主业资源充分利用， 甚至依赖国有企业资源继续经营核心主业， 以保障主营业务经营稳定性和持续性， 降低外部交易经营风险成本（Chatain和Denisa，2017）， 从而减轻无序多元扩张的动机。

2. 治理优化效应。在职消费等私利动机同样会加剧民营企业多元扩张， 以致主业经营难以实现持续性。在民营企业单一性质的大股东在决策时， 天然的“掏空”私欲体现无遗。作为企业各项战略决策制定和实施的“一把手”， 大股东为满足个人短期内投资收益最大化， 倾向于损害中小股东利益， 实施积极冒进的扩张战略。比如在产业基础薄弱、 缺乏技术优势的情况下盲目布局新产业， 甚至过度投资于高风险非主业领域（李青原等，2022）， 大量挤占主业发展空间。

逆向混改的治理优化效应能有效发挥治理监督作用， 减少民营企业管理层的过度扩张行为， 促使民营企业回归主业。一方面， 国有大股东进入民营企业成为其大股东， 会改变原本的股权结构设置， 能在一定程度上缓解大股东与其他中小股东之间的代理冲突（翟淑萍等，2022）。另一方面， 不同性质的股东共同治理， 能在彼此监督制衡中确保企业专业化发展方向的正确性（蔡贵龙等，2018）， 增强对企业内部人机会主义行为的约束机制， 减少内部人通过多元化经营谋取个人私利的代理动机。

基于以上分析， 逆向混改能通过降低外部交易成本的降本聚焦效应和缓解代理问题的治理优化效应削弱民营企业多元扩张的动机， 从而倒逼其合理配置自身资源， 剥离低效、 非主业业务， 通过聚焦主业经营提升竞争力。

因此， 本文提出假设： 逆向混改能显著降低民营企业多元化经营。

三、 研究设计

（一） 样本选择与数据来源

本文选择2013 ～ 2021年沪深两市A股民营上市公司为研究对象， 剔除PT、 ST、 ?ST 、 金融业、 资不抵债以及存在严重数据缺失的公司样本。经过上述处理， 对所有连续变量进行1%水平的缩尾处理， 最终得到14416个公司—年度样本观测值。企业主营业务收入及其涉及的行业数目数据来源于Wind数据库， 其余财务数据均来自CSMAR和CNRDS数据库。

（二） 变量定义

1. 被解释变量为多元化经营（Dev）。本文借鉴杨兴全等（2020）的研究， 根据中国证监会2012年行业分类标准的前三位行业代码对企业主营业务收入构成的行业属性进行划分， 并采用如下两种方式衡量民营企业多元化经营： 一是收入赫芬达尔指数， 计算公式为HHI=∑P_i²， P_i表示公司第i项主营业务收入占总业务收入的比重； 二是收入熵指数， 计算公式为EI=∑P_iln（1/P_i）。一般而言， HHI越小、 EI越大， 意味着企业多元化经营程度越高。

2. 解释变量为逆向混改。在已有研究基础上， 本文借鉴窦炜等（2023）的研究： 首先， 识别民营企业前十大股东中是否存在国有股东； 其次， 若民营企业前十大股东中存在比例超过5%的国有股东， 则认为民营企业进行了逆向混改。设置处理变量Treat， 民营企业若进行了逆向混改， Treat取值为1， 否则取值为0； 设置时点变量Post， 手工处理的数据可以得到民营企业实施逆向混改的年度， 当年及之后年度Post取值为1， 否则为0。最后， 通过Treat和Post的交乘项来反映逆向混改的凈效应。

3. 控制变量。参考已有研究（杨兴全等，2020； 祝丹枫等，2023）， 本文还对如下变量进行了控制： 成长能力（Growth）、 固定资产占比（Fixed）、 资产负债率（Lev）、 盈利状况（Roa）、 企业规模（Size）、 现金流水平（Cfo）、 企业年龄（Age）、 两职合一（Dual）、 独立董事占比（Indep）、 股权制衡度（Balance）、 其他机构投资者持股比例（Inst）。各变量定义具体见表1。

（三） 模型构建

为检验逆向混改对民营企业多元化经营的影响， 本文参考祝丹枫等（2023）、 杨兴全等（2020）的研究， 构建如下多期双重差分模型：

Dev_i，t=α₀+α₁Treat_i×Post_t+αCV_i，t+λt+η_i+ν_i，t（1）

其中： Dev为民营企业多元化经营， 包括收入赫芬达尔指数（HHI）和收入熵指数（EI）； Treat×Post用以评价逆向混改对民营企业多元化经营的净效应； CV为控制变量集； λ和η分别为年度固定效应和个体固定效应； v为随机误差项。在模型（1）中， 主要关注α₁的大小及其显著性。

四、 实证结果与分析

（一） 描述性统计

表2报告了变量的描述性统计结果。以收入熵指数（EI）和赫芬达尔指数（HHI）衡量的民营企业多元化经营程度的标准差分别为0.4221和0.2358， 意味着民营上市企业的多元经营程度存在一定的差异。解释变量Treat×Post的平均值为0.0977， 意味着在样本中大概有10%的民营企业受到逆向混改的影响。其他控制变量的整体分布与已有文献基本一致， 不再赘述。

（二） 基准回归

表3报告了基准回归结果。第（1）、 （4）列只加入核心解释变量， 结果显示， Treat×Post的系数分别为0.020和-0.012， 且均在10%的水平上显著。第（2）、 （5）列在前述基础上加入控制变量， 结果显示， Treat×Post的系数分别为0.017和-0.034， 且均在1%的水平上显著。第（3）、 （6）列在前述基础上进一步加入年度和个体固定效应， 结果显示， Treat×Post的系数分别为0.020和-0.037， 且均在1%的水平上显著。上述基准回归结果表明， 逆向混改之后， 民营企业多元化经营程度显著降低。研究假设得到验证。

（三） DID设计的有效性检验

1. 平行趋势检验。采用多时点双重差分模型必须要满足实验组和对照组样本在逆向混改前满足共同趋势的假设前提。鉴于此， 本文参考翟淑萍等（2022）的做法进行平行趋势检验。首先， 构造Before（-m）、 Current和After（+m）三个指示变量（m=1，2，3）。其中： Before（-m）是逆向混改之前的虚拟变量， Current表示逆向混改当年的虚拟变量， After（+m）是逆向混改之后的虚拟变量。然后， 将其分别与Treat交乘得到交乘项Treat×Before（-m）、 Treat×Current、 Treat×After（+m）。最后， 将此交乘项代入模型（1）中重新进行回归， Treat×Before（-3）、 Treat×Before（-2）、 Treat×Before（-1）的回归系数均不显著， 说明满足平行趋势假定。同时， 在逆向混改以后几年内， 回归系数至少在10%的水平上显著， 说明逆向混改降低民营企业多元化经营的作用具有连续性。受篇幅限制， 有效性检验结果留存被索。

2. 安慰剂检验。为保证研究结论的可靠性， 本文借鉴Ferrara等（2012）的做法， 从样本中随机抽取受逆向混改影响的民营企业进行安慰剂检验。首先将逆向混改实施的时点打乱， 将其随机赋予每个样本， 然后生成安慰剂检验的虚拟变量Treat×Post_random。其次， 在随机生成实验组的基础上重复抽样1000次来减少其他小概率因素对回归结果的影响。由安慰剂检验结果不难发现， 伪回归系数Treat×Post_random多集中分布于0附近， 基本服从正态分布， 意味着主回归的估计结果不存在严重偏误。

（四） 稳健性检验与内生性处理

1. PSM-DID。虽然在基准回归中采用的双重差分模型能在一定程度上缓解内生性问题， 但仍有可能存在内生性干扰， 为此本文采用PSM-DID进一步克服内生性。具体地， 首先采用Logit模型估计国有股注资入股民营企业的决定因素， 并以模型（1）中的全部控制变量作为匹配协变量。以样本期内未进行逆向混改的民营企业作为对照组， 进行了逆向混改的民营企业作为实验组。其次， 分别选取1∶1、 1∶2的匹配比例进行配对， 平衡性检验结果也表明当进行倾向得分匹配后， 实验组和对照组的各变量基本不存在显著性差异。最后， 对匹配后的样本采用双重差分模型进行回归检验。由于篇幅限制， 稳健性检验表格均未列示。

2. Heckman两阶段。逆向混改可能并非是随机的， 而是公司选择的结果， 因此， 本文还可能存在自选择问题。借鉴翟淑萍等（2022）的研究， 本文采用处理效应模型来缓解和纠正自选择偏差导致的潜在内生性问题， 并以各省国有上市公司数目与上市公司总数的比值（Soerate）作为外生工具变量①。在第一阶段Probit回归中， 选择模型（1）中的全部控制变量作为Heckman模型的控制变量， 因变量为民营企业前十大股东中是否包括国有股东Soedum， 通过该阶段回归估计逆米尔斯比率（IMR）。然后将在第一阶段估计出的IMR作为控制变量纳入模型（1）中重新进行回归。

3. 替换变量。首先， 参考Mackey等（2017）的研究， 以多元化行业数目（HN）衡量民营企业多元化经营。其次， 以民营企业前十大股东中是否存在持股比例超过10%、 是否存在国有大股东重新设置实验组和对照组（李鑫等，2022）， 并生成交乘项Treat×Post10和Treat×Post1， 重新代入模型（1）中进行回归。

4. 剔除特殊样本。当企业遭受金融危机时， 其财务状况会受到较大影响， 进而导致企业多元扩张更加困难， 多元化经营程度较低。借鉴吴非等（2021）的研究， 剔除了处于2015年“股灾”年度的样本。另外， 在空间维度上， 直辖市由于其政治经济地位的特殊性， 会影响民营企业的业务经营行为， 因此本文在上述基础上进一步剔除了企业所在地位于“北京市、 天津市、 重庆市和上海市”的公司样本。

5. 考虑滞后效应。逆向混改对民营企业多元化经营的影响可能具有连贯性， 即逆向混改的当年及其接下来的几年都会对民营企业多元化经营产生影响。基于此， 本文将被解释变量分别滞后1 ～ 2期， 重新代入模型（1）中进行回归。

五、 进一步分析

（一） 作用机制检验

前文研究得到逆向混改显著降低民营企业多元化经营的稳健结论。根据理论分析， 逆向混改可以通过降本聚焦效应和治理优化效应两条路径降低民营企业多元扩张， 本文构建如下模型对上述路径进行实证检验：

Med_i，t=β₀+β₁Treat_i×Post_t+βCV_i，t+λ_t+η_i+υ_i，t（2）

Dev_i，t=φ₀+φ₁Treat_i×Post_t+φ₂Med_i，t+φCV_i，t+λ_t+η_i+υ_i，t（3）

为检验逆向混改通过降本聚焦路径促使民营企业回归主业， 参考Ghosh和Olsen（2009）的研究， 以关系专用性投资（HIA）和经营不确定性（RI）衡量外部交易成本。HIA以公司向前五大供应商的采购和销售份额测度， RI以企业往期3年主营业务收入的方差与平均值的比值衡量。表4Panel A的列（1）中Treat×Post的系数在10%的水平上顯著为正， 说明逆向混改能为民营企业稳定和提升关系专用性投资赋能提效。列（2）、 （3）中Treat×Post和HIA的系数至少在5%的水平上显著， 表明逆向混改能通过稳定和提升民营企业关系专用性投资削弱民营企业多元扩张的动机。列（4）中Treat×Post的系数在1%的水平上显著为负， 说明逆向混改能为减轻民营企业的经营不确定性带来额外成本代价。列（5）、 （6）中Treat×Post和RI的系数至少在5%的水平上显著， 表明逆向混改能通过降低民营企业经营不确定性削弱其多元化经营的倾向。

为检验逆向混改通过治理优化路径降低民营企业无序盲目多元化， 本文以总资产周转率（Ato）和经营费用率（Fee）测度国有股进入民营企业后产生的优化治理作用。表4Panel B的列（1）中Treat×Post的系数在1%的水平上显著为正， 说明逆向混改能显著减轻民营企业管理层的掏空行为， 起到优化治理的效能。列（2）、 （3）中Treat×Post和Ato均在1%的水平上显著， 表明逆向混改能通过股权结构的优化起到监督制衡作用， 从而降低民营企业管理层因自身私欲进行盲目多元化经营。列（4）中Treat×Post的系数在5%的水平上显著为负， 说明逆向混改显著降低了经理人过度资源浪费行为。列（5）、 （6）中Treat×Post和Fee至少在5%的水平上显著， 表明逆向混改能通过降低经理人的私利行为减少管理层的多元扩张。

（二） 异质性分析

不同的政府控制层级与功能分类伴随着政府干预程度、 资源禀赋以及治理结构异质性， 可能会对民营企业内部治理与投资决策产生影响（杨兴全等，2020； 曾敏等，2022）。不同国有股入股民营企业的目的和意图可能并不一致， 这种差异可能会影响其资源协同优势和治理优化作用的发挥， 对民营企业行为决策和内部治理产生异质性表现。基于此， 本文进一步考察了注资入股民营企业的国有股异质性对民营企业多元化经营的影响差异。

1. 基于国有股功能分类的异质性检验。从国有企业功能分类出发可将国有股东划分为投资类国有股和实业类国有股（曾敏等，2022）， 不同经营属性的国有股参股民营企业， 对民营企业多元化经营的影响会有差异。一是国有企业具有“强化激励、 突出主业、 提高效率”的改革要求， 而其中的实业类国有股相较于投资类国有股则更注重“聚焦主业”。当实业类国有股进入民营企业后， 也能将“突出主业”的任务要求反映到民营企业实际经营中。二是企业多元化本质上属于一种投资战略（刘海明和步晓宁，2022）， 而投资类国有股参股民营企业主要以短期内获取投资收益最大化为目标。故本文推断： 与投资类国有股注资入股民营企业相比， 实业类国有股更可能降低民营企业多元化经营。

本文根据参股民营企业的国有股表征的国有企业区分入股民营企业的投资类国有股和实业类国有股类型。若入股民营企业的国有企业名称当中包含“投资”或者是公司主要经营范围包括“投资”， 则该样本划分为投资类国有股， 反之则认为入股民营企业的国有股为实业类国有股（曾敏等，2022）。表5报告了分组检验结果， 当实业类国有股入股民营企业时， 逆向混改降低民营企业多元化经营程度的作用更显著， 组间系数差异检验也表明二者之间存在显著性差异。

2. 基于国有股行政层级的异质性检验。对于不同层级政府控制下的国有上市公司， 其内部治理机制存在较大差异， 因而政府干预对企业行为决策的影响也有所不同（杨兴全等，2020）。根据国有股的行政层级， 可将参股民营企业的国有股划分为央企国有股和地方国有股。一方面， 央企国有股面临强有力的内外部监管， 其重大项目投资行为会受到国务院等严格审查， 因而当其注资入股民营企业后， 其战略投资行为也将受到中央监督， 因此对民营企业盲目“求大”“上层次”的投资扩张项目的助推力度较小（刘海明和步晓宁，2022）。另一方面， 从行政距离上来看， 地方国有企业受到地方政府的直接干预更突出， 地方政府为实现政绩考核达标、 增加税收等目标， 更有可能促使其过度投资， 这一干预作用在国有大股东入股民营企业后可能依旧存在 （张洪辉和王宗军，2010）。故本文推断： 与地方国有股相比， 央企国有股参股民营企业更有可能降低民营企业多元化经营。

为检验上述推断， 本文通过逐一识别入股民营企业的国有股权所属行政层级， 将全样本划分为央企国有股和地方国有股。表6报告了检验结果， 当央企国有股入股民营企业时， 逆向混改降低民营企业多元化经营的作用更显著， 组间系数差异检验也表明二者之间存在显著性差异。

（三） 进一步检验： 逆向混改、 多元化经营与主业回归

上文检验论证了逆向混改对民营企业多元化经营具有显著降低作用。那么逆向混改降低民营企业多元化经营的同时， 是否真的促使其主业回归？本文采用研发投入（RD）和创新产出（INNO）衡量企业“去虚向实”、 回归主业。表7列（1）、 （4）中Treat×Post的系數至少在5%的水平上显著为正， 说明逆向混改能促进民营企业增加研发投入和创新产出。列（2）、 （3）、 （5）、 （6）中Treat×Post的系数显著为正、 多元化经营（HHI和EI）的系数显著， 意味着逆向混改能通过降低民营企业多元化经营， 促进企业的研发投入和创新产出， 促使企业回归主业。

六、 结论与启示

本文利用初始产权性质为民营企业的A股非金融类上市公司2013 ～ 2021年数据， 运用多期双重差分模型实证考察了逆向混改对民营企业多元化经营的影响及其作用路径。研究发现， 逆向混改显著降低了民营企业多元化经营程度， 这一结论经稳健性检验和内生性处理后依旧成立。机制检验发现， 逆向混改通过降低民营企业外部交易成本的降本聚焦效应和对民营企业管理层加以监督制衡的治理优化效应促使民营企业逐步收缩和剥离非主营业务， 聚焦主业经营。异质性检验发现， 在实业类国有资本和央企国有股参股民营企业时， 逆向混改降低民营企业多元化经营程度的作用更显著。同时， 逆向混改在降低民营企业多元化经营程度的同时， 还能促使企业增加研发投入和创新产出， 实现主业回归。本研究不仅丰富了逆向混改与企业多元化经营的文献， 也为民营企业聚焦主业经营、 培育主业核心竞争力和实现高质量发展提供经验证据。

本文具有如下几点启示： 第一、 逆向混改是“中国之治”下从顶层设计层面推进经济体制改革的重要举措之一。如何推动逆向混改成为民营经济繁荣发展的路径， 实现各种所有制资本的协同融合， 已然成为新时代经济转型的重要议题。本文的研究表明， 逆向混改尽管与以往强调非国有股东治理效能的国有企业混改方向不同， 但其仍可以作为一种重要的公司治理机制， 能够缓解大股东和中小股东之间的委托代理问题， 降低代理成本， 对实现公司有效运转和高质量发展赋能提质。第二， 结合当前我国推进资本优化布局、 结构调整以及健全关键核心技术攻关的新型举国体制背景， 考察逆向混改这一改革举措对民营企业专注主业经营的效能， 为促进民营企业高质量的相机治理机制提供有益参考。第三， 在我国特殊的制度情境下， 企业在实施多元化战略的过程中应更强调资产组合、 政府政策和制度环境的作用。在政府引导作用下， 通过改善公司治理机制、 优化股权结构， 降低企业制度性交易成本， 营造良好的外部市场环境， 以更加优化的外部制度环境弱化企业利用多元化经营构建内部资本市场的动机， 促使企业通过聚焦主业的经营战略在激烈的市场竞争中构建自身核心竞争优势， 不断做大做优。

【 注 释 】

1 选用这一工具变量的核心逻辑在于同一省份国有上市公司数量与上市公司总数的比例越高，国有股东越有可能注资入股民营企业，而这一比例的高低与民营企业的多元化经营不存在直接关联。因此，该工具变量满足相关性和外生性的要求。

【 主 要 参 考 文 献 】

蔡贵龙，郑国坚，马新啸等．国有企业的政府放权意愿与混合所有制改革［ J］．经济研究，2018（9）：99 ～ 115．

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（责任编辑·校对： 刘钰莹  罗萍）

【基金项目】国家社会科学基金项目“双循环视域下中亚区域金融合作推进人民币国际化的路径与策略研究”（项目编号：23BJY069）

【作者单位】1.石河子大学经济与管理学院， 新疆石河子 832003；2.石河子大学公司治理与管理创新研究中心， 新疆石河子 832003