市場化進(jìn)程、控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與公司績效
——基于A股上市公司面板數(shù)據(jù)的雙重差分與Heckman兩階段分析

■李建生，丁磊

市場化進(jìn)程、控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與公司績效
——基于A股上市公司面板數(shù)據(jù)的雙重差分與Heckman兩階段分析

■李建生，丁磊

本文采用雙重差分及Heckman兩階段分析的方法來檢驗(yàn)異質(zhì)實(shí)際控制人轉(zhuǎn)變之后上市公司經(jīng)營績效的改善狀況。研究發(fā)現(xiàn)：在市場化進(jìn)程較高時(shí)，國有轉(zhuǎn)民營的上市公司會表現(xiàn)出盈利能力和經(jīng)營績效的提高。國有轉(zhuǎn)民營能有效降低公司代理成本，進(jìn)而降低非生產(chǎn)性支出，從而使公司績效的改善作用得以發(fā)揮；民營轉(zhuǎn)國有則由于產(chǎn)權(quán)暫時(shí)變動對代理成本增加的抑制，公司績效變化不顯著；而在市場化進(jìn)程較低時(shí)，民營轉(zhuǎn)國有的上市公司則表現(xiàn)為盈利能力和經(jīng)營績效的提高，國有轉(zhuǎn)民營由于政治聯(lián)系這種非正式機(jī)制對融資約束和政府干預(yù)的緩解作用也表現(xiàn)為公司績效的提高。

市場化進(jìn)程；控制權(quán)轉(zhuǎn)讓；公司績效

李建生，山西大同人，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，研究方向?yàn)橥度谫Y理論與實(shí)務(wù)；丁磊，新疆烏魯木齊人，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。（新疆烏魯木齊830012）

一、引言

“國進(jìn)民退”是當(dāng)前我國熱議的話題之一。十八屆四中全會明確指出，要發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的形勢下，“國進(jìn)民退”是市場競爭優(yōu)勝劣汰的結(jié)果還是國家干預(yù)扭曲資源配置的結(jié)果？（衛(wèi)興華、張福軍，2011）

那么，究竟是“國進(jìn)民退”有利于提高公司績效還是民營化對公司績效的提高更為有利？Megginson&Netter（2001）的文獻(xiàn)綜述總結(jié)到，無論是在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國家還是在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，民營化都帶來了效率的提高。國內(nèi)民營化對公司影響的研究也同樣肯定了民營化的積極作用（劉小玄，2004；張俊喜和張華，2004；徐莉萍等，2005；胡一帆等，2006；楊記軍等，2010）。徐莉萍等（2005）；楊記軍等（2010）等進(jìn)一步指出，不改變國有控制權(quán)的民營化對目標(biāo)公司的影響并不顯著，只有控制權(quán)由國有性質(zhì)主體轉(zhuǎn)變?yōu)槊駹I性質(zhì)主體這種徹底的民營化才能顯著改善公司績效。王甄和胡軍（2016）則進(jìn)一步實(shí)證分析表明，在公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的過程中產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的改變是公司績效提高的關(guān)鍵，不管是國有轉(zhuǎn)民營還是民營轉(zhuǎn)國有都能夠顯著提高公司的績效。但二者的機(jī)制不盡相同：國有轉(zhuǎn)民營對公司績效的提高源于大股東隧道效應(yīng)和經(jīng)理人代理問題的減弱，而民營轉(zhuǎn)國有則主要來源于大股東隧道效應(yīng)的降低。到此我們不禁要問，既然國有轉(zhuǎn)民營與民營轉(zhuǎn)國有都能提高公司的績效，那么我們?yōu)槭裁匆冻鲞@么大交易費(fèi)用的代價(jià)而進(jìn)行轉(zhuǎn)化呢？上述文章似乎不能解決這一悖論。唯一的解釋就是得出上述結(jié)論是有條件的。

影響公司績效的因素從宏觀上分析，包括宏觀因素和微觀因素。宏觀因素是指市場化程度、法治化水平及政府干預(yù)等；而微觀因素是指公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。王甄和胡軍（2016）的研究顯然只考慮了公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化這一因素，其認(rèn)為對國有企業(yè)或民營企業(yè)而言，不論是隧道效應(yīng)的減弱還是代理問題的減弱都是源于公司實(shí)際控制人的變更所產(chǎn)生的股權(quán)制衡效應(yīng)對公司績效的影響。該分析具有較大的缺陷:其忽略了市場化程度、法治化水平與政府干預(yù)這些宏觀因素對政府代理問題的減弱效應(yīng)。

本文試圖從市場化進(jìn)程這一宏觀因素來考量公司實(shí)際控制人的變更對公司績效的影響，并從代理問題和融資約束兩種視角來分析市場化進(jìn)程是如何影響公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓，并進(jìn)而影響公司績效的。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）市場化進(jìn)程、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司代理問題

Stulz（2005）將反映企業(yè)制度安排優(yōu)劣的公司代理問題之外影響轉(zhuǎn)型階段國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展和企業(yè)發(fā)展的重要因素。公司代理問題是公司治理機(jī)制的體現(xiàn)，良好的公司治理機(jī)制有助于解決生產(chǎn)要素在企業(yè)中的結(jié)合問題，從而可以提高公司內(nèi)部資源的配置效率和公司價(jià)值。

當(dāng)市場化進(jìn)程提高時(shí)，政府職能的轉(zhuǎn)變和市場機(jī)制的發(fā)揮，使得國企和非國企都能降低自身的公司代理問題。相對于國企，非國企的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)在一定程度上降低了代理成本，緩解了公司代理問題對公司內(nèi)部資源的負(fù)面影響（侯慶川等，2015）。根據(jù)李壽喜（2007）可知，公司代理成本是國有企業(yè)顯著大于民營企業(yè)。

（二）市場化進(jìn)程、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與融資約束

1.根據(jù)袁建國等（2009）、李青原等（2010）可知，市場化程度的提高有助于增強(qiáng)財(cái)務(wù)報(bào)告的信號傳遞功能和監(jiān)督功能，降低企業(yè)融資約束。高質(zhì)量的會計(jì)信息能夠緩解公司管理層和外部投資者的信息不對稱，從而降低公司投資現(xiàn)金流的敏感性，提高公司投資效率。根據(jù)姚曦和楊興全（2012）可知，在市場化較高的地區(qū)，完善的法律保護(hù)和監(jiān)管約束公司控股股東對中小股東的侵害，改善公司治理水平，提高會計(jì)信息質(zhì)量，從而降低企業(yè)融資約束。根據(jù)朱紅軍等（2006）市場化進(jìn)程較高的地區(qū)金融市場化水平較高，有助于緩解企業(yè)的融資約束。

2.在國內(nèi)市場分割的框架下，國有企業(yè)由于政策照顧可以優(yōu)先獲得金融機(jī)構(gòu)的信貸資源，其融資約束問題較?。欢鶕?jù)盧峰、姚洋（2004）可知，非國有企業(yè)受到金融機(jī)構(gòu)的信貸歧視，其融資約束問題較為嚴(yán)重。

在市場化進(jìn)程高的地區(qū)，信貸資源的配置受到地干預(yù)較少，非國有企業(yè)的融資約束問題得以緩解。市場化改革將減弱地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的力度和范圍，提高地方國有企業(yè)投資與投資機(jī)會的敏感性。而在市場化進(jìn)程低的地區(qū)，信貸資源的配置受到政府干預(yù)較多，國有企業(yè)投資機(jī)會的敏感性降低，而非國有企業(yè)的投資機(jī)會的敏感性提高。

（三）市場化進(jìn)程、控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與公司績效

根據(jù)上述分析，市場化進(jìn)程的推進(jìn)可以降低公司代理成本及緩解融資約束問題。而不同產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)面臨的問題有所不同，相對于民營企業(yè)而言，國企面臨的主要問題是代理問題，而相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)面臨的主要問題是融資約束。非國企的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)在一定程度上降低了代理成本，緩解了公司代理問題對公司內(nèi)部資源的負(fù)面影響（侯慶川等，2015）。

因此，我們可以推論，在市場化進(jìn)程較低時(shí)，相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)面臨更嚴(yán)重的融資約束問題，國有轉(zhuǎn)民營的企業(yè)對代理成本的降低對公司績效的影響不能真正體現(xiàn)。而民營轉(zhuǎn)國有在一方面緩解了企業(yè)的融資約束問題，同時(shí)，由于控制權(quán)轉(zhuǎn)讓引起的管理層的變動也暫時(shí)降低了公司代理成本，因此，我們假設(shè)：

H1：在市場化進(jìn)程較低時(shí)，民營轉(zhuǎn)國有使得公司績效顯著提高；

H2：在市場化進(jìn)程較低時(shí)，國有轉(zhuǎn)民營對公司績效影響不顯著。

而在市場化進(jìn)程高時(shí)，民營企業(yè)融資約束問題緩解。在融資約束問題上，國有企業(yè)和民營企業(yè)站在同一起跑線上。此時(shí)，國有轉(zhuǎn)民營進(jìn)一步降低了公司的代理成本。而民營轉(zhuǎn)國有則使得企業(yè)內(nèi)部的代理成本增加，但由于控制權(quán)變動的影響，這種增加不顯著。因此，我們假設(shè)：

H3：在市場化進(jìn)程較高時(shí)，國有轉(zhuǎn)民營對公司績效的影響顯著為正；

H4：在市場化進(jìn)程較高時(shí)，民營轉(zhuǎn)國有對公司績效使得公司績效變化不顯著。

三、樣本選擇與變量定義

根據(jù)王甄等的研究，本文將控制權(quán)的變動定義為一個(gè)公司的最終實(shí)際控制人的變動，即在實(shí)際控制人性質(zhì)變動基礎(chǔ)上的實(shí)際控制人的變動。我們利用CSMAR的股東研究數(shù)據(jù)庫來識別一個(gè)上市公司的實(shí)際控制人，剔除了樣本期間內(nèi)發(fā)生2次及以上實(shí)際控制人變動的公司。最終保留四類控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)讓的樣本：國有轉(zhuǎn)國有、國有轉(zhuǎn)民營、民營轉(zhuǎn)國有及民營轉(zhuǎn)民營。同時(shí)，在研究國有轉(zhuǎn)國有和國有轉(zhuǎn)民營時(shí)，加入在樣本期間內(nèi)實(shí)際控制人未發(fā)生變動且始終是國有性質(zhì)的公司作為對比組；在研究民營轉(zhuǎn)國有及民營轉(zhuǎn)民營時(shí)，加入在樣本期間內(nèi)實(shí)際控制人未發(fā)生變動且始終是民營性質(zhì)的公司作為對比。

表1 公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移分布情況

樣本采用2003年至2015年我國A股市場全部上市公司為樣本。樣本篩選過程如下：剔除金融保險(xiǎn)業(yè)類及公用事業(yè)的上市公司最終保留201家公司，其中，國有轉(zhuǎn)民營41家，民營轉(zhuǎn)國有5家，國有對比組124家，民營對比組為31家。

按照市場化進(jìn)程指數(shù)來區(qū)分，其來源于樊綱和王小魯（2011）的《中國市場化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)》及王小魯和樊綱等（2014）的《中國市場化八年進(jìn)程報(bào)告》。幷對三年的缺失值應(yīng)用插值法進(jìn)行了計(jì)算，總共得到從2003年到2015年間的市場化進(jìn)程指數(shù)。其中，將市場化程度按中位數(shù)進(jìn)行了分組，每年公司所在地的市場化指數(shù)大于等于中位數(shù)賦值為1，小于中位數(shù)賦值為0（鄭志剛，2014）。

關(guān)于公司績效指標(biāo)計(jì)算所用到的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和金融數(shù)據(jù)也來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。對回歸的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)及比例進(jìn)行縮尾（winsorize）處理(首尾1%)，回歸時(shí)控制權(quán)當(dāng)年不予考慮。

表2 變量定義

四、研究方法

關(guān)于控制權(quán)轉(zhuǎn)讓和市場化進(jìn)程對公司績效的影響，本文采用Heckman兩階段分析法，對公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移和公司績效的凈效應(yīng)兩個(gè)問題分別加以實(shí)證研究。

式（1）分析企業(yè)是否發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)讓，對是否發(fā)生控制權(quán)讓移采用二值Probit模型來分析。

式（1）中，Yi，t是由可觀測的相關(guān)變量Xi，t和不可觀測的變量α共同決定的。如果選擇了控制權(quán)轉(zhuǎn)移，則Yi1=1；否則，Yi1=0。其中，Xi1是第i個(gè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移的特征變量。εi是誤差項(xiàng)。根據(jù)式（1）得到估計(jì)值δ?1，然后對每個(gè)i計(jì)算逆米爾斯比率：

式（2）中，φ（Xi，tδ?1）和φ（Xi，tδ?1）分別表示以（Xi，tδ?1）為變量的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和累計(jì)密度函數(shù)。Xi，t是第一階段模型中的解釋變量的集合。Heckman兩階段分析與普通最小二乘法的不同之處在于加入了逆米爾斯比率λi，此方法可以克服樣本的選擇性偏差，若λi顯著不為零，則表明存在明顯的樣本選擇性，也說明我們采用Heckman模型是合適的。

第二階段利用選擇樣本，即Yi1=1的觀測數(shù)據(jù)，做如下回歸：

式（3）中，Yi2是第二階段回歸模型的被解釋變量，即公司績效。第二階段的解釋變量Xi2是第i個(gè)樣本公司的特征變量，這里的Xi2包含在Xi1中，即Xi2?Xi1，因?yàn)閄i1有一部分變量影響公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移的選擇行為，而對第二階段的被解釋變量沒有直接影響。

五、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

關(guān)于控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對公司績效的影響，最直接的方法就是對比控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后的公司績效。但是，公司績效提高的影響因素很多，且處于不同市場化進(jìn)程的要素稟賦大不相同，很可能控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后的公司績效變化不是控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的結(jié)果，而是其他因素變動的結(jié)果，若直接進(jìn)行對比可能會產(chǎn)生偏差。故本文運(yùn)用“雙重差分”來解決這一問題。筆者將樣本分為處理組和對照組，具體來說，發(fā)生了控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的樣本為處理組，沒有發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的樣本為對照組，通過控制其他因素，比較控制權(quán)轉(zhuǎn)讓發(fā)生后的處理組與對照組的差異，從而檢驗(yàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對公司績效的影響。在具體操作中，把樣

式（4）中，Changei，t表示第i個(gè)樣本選擇是否發(fā)生了控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的概率，據(jù)此可以考察公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的影響因素。Changei，t是由可觀測的自變量、工具變量Zi，t、控制變量Xi，t及不可觀測的變量α共同決定的。如果控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)讓，Changei，t=1；否則，Changei，t=0。其中，Zi，t為工具變量，包括滯后一期的績效變量（L.roa）及每年每個(gè)行業(yè)公司控制權(quán)變動的數(shù)量（Indnum）；其次，自變量包括非生產(chǎn)性支出（Sg_a），稅收優(yōu)惠（Etr），長期借款率（Longloan）；Xit為控制變量，包括資本性資產(chǎn)與銷售收入的比率（K/ S）、杠桿比率（Lev）、公司上市年齡（Age）、資產(chǎn)增長率（Growth）、公司規(guī)模（Size），此外，還控制了公司行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)及上市交易所效應(yīng)；εi，t是誤差項(xiàng)。

根據(jù)（4）式計(jì)算出逆米爾斯比率λi，然后將其代入第二階段的回歸方程中。

第二階段利用選擇樣本，即Changei，t=1的觀測數(shù)據(jù)，做如下回歸：本劃分為4組：轉(zhuǎn)移前的處理組、轉(zhuǎn)移后的處理組、轉(zhuǎn)移前的對比組和轉(zhuǎn)移后的對比組。設(shè)置兩個(gè)虛擬變量來度量這種樣本劃分：一個(gè)是處理組取值1，對照組取值0；另一個(gè)是控制權(quán)轉(zhuǎn)移前取值0，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后取值1。為了避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移過程中發(fā)生的自我選擇問題，本文利用Heckman兩階段分析法，對公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移選擇和對公司績效的影響兩個(gè)問題分別研究。

式（4）分析公司是否進(jìn)行控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的選擇問題，為第一階段。利用已觀測數(shù)據(jù)，對是否發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移采用二值Probit模型來分析。

其中，i和t分別表示公司和年份，Y表示ROA、ROE及TTM，μ為擾動項(xiàng)。

在對照組，dChangei，t=0，由上式可知，控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后公司績效分別為：可見，在控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后，對照組的公司績效變動為ψ2。同樣，由上式可知，在處理組控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后的公司績效為：

由公式可知，在控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后，處理組的公司績效的變動為ψ1+ψ2。因此，控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對公司績效的凈影響為（ψ1+ψ2）-ψ2=ψ1，即交叉項(xiàng)dChangei×dti的系數(shù)，當(dāng)控制權(quán)轉(zhuǎn)讓有良好的效應(yīng)時(shí)，ψ1應(yīng)該顯著為正。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)理組前后的比較。*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下存在顯著性差異。

表3 績效變量均值的描述性統(tǒng)計(jì)

績效變量中位數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)

在市場化進(jìn)程高的條件下，對于控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)讓的公司，相對于其他不變的公司，控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前往往績效比較差。在國有轉(zhuǎn)民營時(shí)，控制權(quán)發(fā)生變動前ROA為1.9%（2.0%，括號內(nèi)為中位數(shù)），1%的水平下低于對比組公司的3.2%(2.7%)；在民營轉(zhuǎn)國有時(shí)，控制權(quán)發(fā)生變動前ROA為1.1%（1.1%），1%的顯著性水平下低于對比組公司的3.5%（3.2%）。

而控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后，公司績效在國有轉(zhuǎn)民營和民營轉(zhuǎn)國有不同樣本表現(xiàn)不一。在國有轉(zhuǎn)民營樣本中，公司績效都得到顯著提高。公司的績效ROA由1.9%（2.0%）上升至3.2%（2.9%）。當(dāng)控制權(quán)由民營轉(zhuǎn)為國有時(shí)，公司績效則變化不顯著，說明在市場化進(jìn)程高時(shí)，公司績效沒能得到有效改善。

在市場化進(jìn)程低的條件下，對于控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)讓的公司，相對于其他不變的公司，控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前公司績效比較差。在國有轉(zhuǎn)民營時(shí)，控制權(quán)發(fā)生變動前ROA為1.6%（0.4%），1%的顯著性水平下低于對比組公司的3.3%（2.7%）；在民營轉(zhuǎn)國有時(shí)，控制權(quán)發(fā)生變動前ROA為0.8%（0.8%），1%的顯著性水平下低于對比組公司的2.8%（2.8%）。

而控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后，在國有轉(zhuǎn)民營樣本和民營轉(zhuǎn)國有樣本中都得到提高。在國有轉(zhuǎn)民營樣本中，公司的績效ROA由1.6%（0.4%）上升到2.8%（1.7%），5%的顯著性水平下高于轉(zhuǎn)移前；而在民營轉(zhuǎn)國有樣本中，公司績效ROA由0.8%（0.8%）上升至3%（2.4%），分別在5%和10%的顯著性水平下高于轉(zhuǎn)移前。其他變量見表3。

（三）實(shí)證分析

表4為不同市場化進(jìn)程下民營轉(zhuǎn)國有績效方程回歸結(jié)果，該模型調(diào)整后的R平方的數(shù)值最小為0.161，最大為0.346，所以，該模型具有較強(qiáng)的解釋力。回歸結(jié)果表明，民營轉(zhuǎn)國有這種控制權(quán)轉(zhuǎn)讓方式顯然是對公司而言是一項(xiàng)倒退的機(jī)制設(shè)計(jì)，其在高市場化進(jìn)程中對公司績效的影響符號為負(fù)但不顯著這與我們預(yù)期一致，這驗(yàn)證了H4。而其在低市場化進(jìn)程中資產(chǎn)收益率ROA、凈資產(chǎn)收益率ROE及營業(yè)利潤率TTM的系數(shù)分別為0.024、0.068、0.121且分別在5%、1%及1%的顯著性水平上呈正相關(guān)，從而H1得到驗(yàn)證。

表4 不同市場化進(jìn)程下民營轉(zhuǎn)國有績效方程回歸結(jié)果

從表5的不同市場化進(jìn)程下國有轉(zhuǎn)民營績效方程回歸結(jié)果，我們可以看出：調(diào)整后的R平方最低為0.174，最高為0.341，所以，該模型也具有較強(qiáng)的解釋力?；貧w結(jié)果表明，在低市場化進(jìn)程環(huán)境中，資產(chǎn)收益率ROA、凈資產(chǎn)收益率ROE及營業(yè)利潤率TTM的系數(shù)分別為0.016、0.049及0.059，資產(chǎn)收益率ROA不顯著，而凈資產(chǎn)收益率ROE和營業(yè)利潤率TTM分別在5%和5%水平上顯著為正，這與H2不相符。我們分析認(rèn)為在低市場化進(jìn)程時(shí)，可能由于民營企業(yè)的實(shí)際控制人與政府存在著政治聯(lián)系，因而其一方面可以通過政治身份去獲取信貸等資源及避免政府干預(yù)，另一方面，轉(zhuǎn)為民營后又降低了代理成本，因而公司績效得以提高。而在高市場化進(jìn)程中，資產(chǎn)收益率ROA、凈資產(chǎn)收益率ROE及營業(yè)利潤率TTM的系數(shù)分別0.009、0.015及0.025，且分別在1%、5%和1%的顯著性水平上為正，這就驗(yàn)證了H3。

表5 不同市場化進(jìn)程下國有轉(zhuǎn)民營績效方程回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

Heckman兩階段分析中將第一階段分析計(jì)算出來的逆米爾斯比率加入第二階段中，顯著不為零，說明控制權(quán)轉(zhuǎn)移存在著自我選擇問題，也證明我們選擇Heckman檢驗(yàn)是正確的。

ROA、ROE與TTM三個(gè)績效變量在回歸結(jié)果中的一致性，也驗(yàn)證了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。另外，為了檢驗(yàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移的長期效應(yīng)情況,我們分別生成啞變量year_1代表控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第一年的盈利能力,year_2代表控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第二年的盈利能力,依次類推,民營轉(zhuǎn)國有由于無控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司共得到10個(gè)啞變量而國有轉(zhuǎn)民營得到11個(gè)啞變量,回歸結(jié)果也是顯著的。

七、結(jié)論

在市場化進(jìn)程較高時(shí)，國有轉(zhuǎn)民營的上市公司會表現(xiàn)出盈利能力和經(jīng)營績效的提高。國有轉(zhuǎn)民營能有效降低公司代理成本，進(jìn)而降低非生產(chǎn)性支出，從而使公司績效的改善作用得以發(fā)揮；民營轉(zhuǎn)國有則由于產(chǎn)權(quán)暫時(shí)變動對代理成本增加的抑制，公司績效變化不顯著；而在市場化進(jìn)程較低時(shí)，民營轉(zhuǎn)國有可以直接緩解融資約束問題，同時(shí)，由于控制權(quán)的變動而使得代理成本沒有顯著增加，這會提高公司績效；國有轉(zhuǎn)民營由于政治聯(lián)系這種非正式機(jī)制對融資約束和政府干預(yù)的緩解作用也表現(xiàn)為公司績效的提高。

總之，在市場化進(jìn)程較高時(shí)，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，民營化改革更具有效率；在市場化進(jìn)程低時(shí)，要努力提高當(dāng)?shù)卣闹卫硭剑纳浦卫憝h(huán)境，從而為市場主體提供一個(gè)公平的競爭環(huán)境，從而促進(jìn)企業(yè)績效的實(shí)質(zhì)性提高。

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F830.91

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1006-169X（2017）07-0016-07

新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生科研及實(shí)踐創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目《格雷欣法則與其逆法則轉(zhuǎn)換機(jī)制建模及其應(yīng)用》，編號：XJUFE2016KO57；新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)博士科研基金項(xiàng)目《銀行系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)及其監(jiān)管問題研究》，編號：2014BS007；新疆維吾爾自治區(qū)社科基金項(xiàng)目《南疆四地州農(nóng)村微型金融就業(yè)減貧效應(yīng)及可持續(xù)發(fā)展研究》階段性成果，編號：2016BJY026；新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生科研及實(shí)踐創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目《完備理性建模及實(shí)證應(yīng)用》。