制度環(huán)境、所有制差異與內(nèi)資獨(dú)資化績效評估

包群 王靖楠 梁賀

摘要：建立合資企業(yè)是本土企業(yè)向外商學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)的重要路徑，但外資流出后企業(yè)績效的變化卻較少受到研究關(guān)注。本文以4051家由合資經(jīng)營轉(zhuǎn)向內(nèi)資獨(dú)資經(jīng)營的企業(yè)為樣本，考察了合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化后的績效變化，并重點(diǎn)比較了合資企業(yè)國有化與民營化的績效變化差異。研究發(fā)現(xiàn)：總體上合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化后企業(yè)績效顯著提升;區(qū)分企業(yè)所有制后發(fā)現(xiàn)，民營合資企業(yè)民營化后企業(yè)績效明顯提升，然而國有合資企業(yè)國有化后企業(yè)績效沒有呈現(xiàn)明顯改變;進(jìn)一步從企業(yè)內(nèi)部來看，合資企業(yè)民營化后企業(yè)管理成本下降并且企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新提升，這一特征在合資企業(yè)國有化上并不存在;另外從企業(yè)外部來看，地方政府的干預(yù)會明顯抑制合資企業(yè)國有化后的績效提升。研究啟示為，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)在外資流出后仍然具有持續(xù)性，并且合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的績效改善不僅依賴于企業(yè)自身，同時依賴于地區(qū)制度環(huán)境的質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：合資企業(yè);內(nèi)資獨(dú)資化經(jīng)營;國有化;民營化;企業(yè)績效;區(qū)域制度環(huán)境

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：100228482021（04）001215

一、引言

近年來隨著中國外商投資環(huán)境的開放，外商在我國投資的獨(dú)資化趨勢日益明顯[1]，不僅外商獨(dú)資企業(yè)數(shù)目逐漸增加，也伴隨著越來越多初始建立的合資企業(yè)轉(zhuǎn)向獨(dú)資化經(jīng)營，例如迅達(dá)、松下、寶潔等跨國企業(yè)都曾經(jīng)歷從合資經(jīng)營到外商獨(dú)資化經(jīng)營的轉(zhuǎn)變。這一現(xiàn)象引起了以往研究對外商獨(dú)資化的關(guān)注[2-3]。但事實(shí)上仍有眾多合資企業(yè)經(jīng)歷股權(quán)變更轉(zhuǎn)向內(nèi)資獨(dú)資經(jīng)營，例如1996年達(dá)能與娃哈哈共同建立的合資企業(yè)，在2009年轉(zhuǎn)變?yōu)橛赏薰Y經(jīng)營，卻較少有研究關(guān)注到此類企業(yè)樣本。尤其與外商構(gòu)建合資關(guān)系被普遍認(rèn)為是本土企業(yè)學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的重要機(jī)遇，對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮了重要的促進(jìn)作用[4]，在此背景下，有必要對合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)績效的影響展開深入研究，從而為今后合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化經(jīng)營以及高質(zhì)量利用外資提供切實(shí)有效的參考。

外商資本流動與企業(yè)經(jīng)營績效之間存在著密切的關(guān)系。外商資本流入方面，已有文獻(xiàn)主要集中于研究東道國企業(yè)接受跨國公司并購對企業(yè)生產(chǎn)率的影響[5-8]，而少有關(guān)于外資撤離對企業(yè)經(jīng)營績效影響的研究。其中具有代表性的是Javorcik等[9]利用印度尼西亞的企業(yè)層面數(shù)據(jù)，以跨國子公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)外資撤離使企業(yè)生產(chǎn)率明顯下降并具有持續(xù)性。目前國內(nèi)從微觀視角對于外商資本流動與企業(yè)績效關(guān)系的研究較少，與Javorcik等[9]不同的是，本文選取我國由合資經(jīng)營轉(zhuǎn)為內(nèi)資獨(dú)資經(jīng)營的企業(yè)為樣本，著重分析內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。本文研究發(fā)現(xiàn)，總體上合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化后企業(yè)績效顯著提升，在區(qū)分企業(yè)所有制后，發(fā)現(xiàn)合資企業(yè)民營化后企業(yè)績效明顯提升，然而合資企業(yè)國有化對企業(yè)績效沒有顯著影響。在考慮企業(yè)內(nèi)部因素與外部制度環(huán)境的影響后，本文發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)本身學(xué)習(xí)動力不足、學(xué)習(xí)能力弱與其承擔(dān)的外部政府干預(yù)均會明顯抑制合資企業(yè)國有化后的績效提升。

本文研究的貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在：第一，從研究內(nèi)容來看，本文首次從合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的角度對企業(yè)績效進(jìn)行考察，已有研究鮮有關(guān)注由合資企業(yè)身份轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)資企業(yè)的這類樣本，本文證實(shí)了合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化對于企業(yè)績效的促進(jìn)作用，在我國外資撤離的背景下，本文從企業(yè)層面提供了外資撤離與企業(yè)績效關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，從研究視角來看，盡管目前已有大量關(guān)于FDI溢出效應(yīng)的研究，但仍然集中于探討溢出效應(yīng)在行業(yè)或部門的存在程度。與其他企業(yè)形式相比合資企業(yè)是我國企業(yè)學(xué)習(xí)交流的良好平臺，本文通過評估合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化帶來的企業(yè)影響，從微觀企業(yè)層面對FDI的溢出效應(yīng)的持續(xù)性問題給予了回答，這對于理清和完善FDI的溢出效應(yīng)具有重要的參考價值。第三，國有企業(yè)效率始終是國有企業(yè)改革中的焦點(diǎn)問題，同時引進(jìn)外資也是我國的重要國策，本文將企業(yè)所有制差異性分析引入到合資關(guān)系中，從合資經(jīng)歷中揭示國有企業(yè)效率的低效性，并且從內(nèi)部公司治理結(jié)構(gòu)論以及外部政策負(fù)擔(dān)論全面地闡釋其原因，有助于深入理解國有企業(yè)在利用外資中存在的困境。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)，第三部分為數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建，第四部分為內(nèi)資獨(dú)資化的績效評估，第五部分對企業(yè)內(nèi)部所有制差異與外部制度環(huán)境的影響進(jìn)行了進(jìn)一步分析，最后是主要結(jié)論及政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

合資企業(yè)是外商與東道國企業(yè)雙方進(jìn)行優(yōu)勢互補(bǔ)的有效平臺。一方面，對于外商而言，進(jìn)入東道國時具有明顯的“外來者劣勢”特征，需要面對陌生的經(jīng)營環(huán)境與文化差異等問題，因此為了有效降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，合資企業(yè)始終是外商直接投資的重要載體;另一方面，對于東道國企業(yè)而言，合資經(jīng)營是跨越國際邊界重要的知識轉(zhuǎn)移路徑，通過與先進(jìn)的外商合資伙伴建立合資關(guān)系，能夠?qū)W習(xí)外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)，呈現(xiàn)出更強(qiáng)勁的業(yè)績表現(xiàn)[10-14]。值得注意的是，雖然合資雙方能夠進(jìn)行優(yōu)勢互補(bǔ)，但隨著合作關(guān)系的深化，中外合資雙方在經(jīng)營目標(biāo)、文化背景、合作信任、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等諸多方面的差異與矛盾日益凸顯[2，15-16]，高昂的內(nèi)部組織成本會降低合資效率，最終使得合資關(guān)系走向破裂轉(zhuǎn)向獨(dú)資化經(jīng)營[17-18]。合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)績效的影響可從兩方面考慮，一方面從交易成本理論角度考慮，企業(yè)內(nèi)部交易成本的大小是決定企業(yè)組織方式與邊界的關(guān)鍵因素，合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化會明顯降低企業(yè)內(nèi)部的組織成本，削減企業(yè)的管理負(fù)擔(dān)[19-20];另一方面從外商直接投資的溢出效應(yīng)理論角度考慮，依靠合資經(jīng)歷中學(xué)習(xí)到的技術(shù)及經(jīng)驗(yàn)，企業(yè)在內(nèi)資獨(dú)資經(jīng)營時能夠重新進(jìn)行有效的整合吸收，使得企業(yè)績效呈現(xiàn)更好的表現(xiàn)[21-22][現(xiàn)實(shí)中的案例也反映了合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)績效的促進(jìn)作用。太陽紙業(yè)與美國國際紙業(yè)曾聯(lián)手創(chuàng)辦了3家合資企業(yè)。太陽紙業(yè)表示，在與美國國際紙業(yè)合資的過程中，中方公司的管理、決策得不到有效的實(shí)施，任何公司生產(chǎn)、經(jīng)營等方面的決策均需層層匯報(bào)，工作效率明顯較低。在市場良好狀況下企業(yè)可以勉強(qiáng)贏利，但在市場狀況不良時，企業(yè)無法應(yīng)對從而造成虧塤，導(dǎo)致截至2014年3家合資企業(yè)共負(fù)債76億元。最終在2015年太陽紙業(yè)與美國國際紙業(yè)結(jié)束了為期10年的合資關(guān)系，企業(yè)最終轉(zhuǎn)為由太陽紙業(yè)全資經(jīng)營。美國國際紙業(yè)撤離后，太陽公司實(shí)行了扁平化的管理模式，很快實(shí)現(xiàn)了扭虧。]?；谝陨戏治霰疚奶岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化能夠促進(jìn)企業(yè)績效的提升。

民營企業(yè)對比國有企業(yè)向外商學(xué)習(xí)的主動性更高、學(xué)習(xí)能力更強(qiáng)且學(xué)習(xí)效果更好。首先，從合資企業(yè)成立初衷的角度考慮，Ridley[14]研究發(fā)現(xiàn)擁有良好的政企關(guān)系以及財(cái)政補(bǔ)貼的企業(yè)，更有可能被外商選為合資伙伴。對比民營企業(yè)，國有企業(yè)天然地具有更為緊密的政企關(guān)聯(lián)以及政策性優(yōu)惠，外商在初次進(jìn)入東道國時，更希冀通過與國有企業(yè)構(gòu)建合資關(guān)系享受政策性福利并儲備與政府部門打交道的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，以備發(fā)展自身的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)從而消除“外來者劣勢”特征[23-25]。但由于中央對國有企業(yè)出讓其控股權(quán)具有明確的政策約束，在國企與外資形成的合資企業(yè)中外資往往占少數(shù)股權(quán)，使得合資雙方擁有的控制權(quán)與資源并不對等，處于股權(quán)劣勢地位的外商不會選擇源源不斷地向合資企業(yè)中投入關(guān)鍵資源，于是外商待到消除自身的先天劣勢時便會選擇脫身獨(dú)自經(jīng)營，因此與國有企業(yè)構(gòu)建合資關(guān)系更類似于外商的“跳板行為”。而在民營合資企業(yè)中，相比之下合資雙方更以企業(yè)發(fā)展與企業(yè)利潤最大化為基準(zhǔn)建立合資企業(yè)，同時雙方的權(quán)責(zé)分配也更加均衡，有效促進(jìn)了合資雙方的交流與學(xué)習(xí)[26-27]。其次，從公司治理結(jié)構(gòu)論角度分析，根據(jù)現(xiàn)代企業(yè)理論與產(chǎn)權(quán)理論，公司治理的關(guān)鍵問題在于剩余索取權(quán)與剩余控制權(quán)的對應(yīng)，防止經(jīng)營者利益與所有者利益出現(xiàn)背離。而國有企業(yè)明顯具有“所有者缺位”和“虛委托人”的特殊性，存在著產(chǎn)權(quán)界定不清晰引發(fā)的一系列委托-代理問題，往往難以有效激勵管理者與員工對生產(chǎn)經(jīng)營的積極性，進(jìn)而導(dǎo)致國有企業(yè)效率損失[28-30]。最后，國有企業(yè)具有較為僵化的管理信念與不愿忘記過去實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的特征，同樣會嚴(yán)重限制國有企業(yè)的學(xué)習(xí)能力乃至國有企業(yè)在合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化過程中組織成本的改善[31]。以上企業(yè)內(nèi)部的所有制差異會導(dǎo)致合資企業(yè)民營化與國有化間的績效差異，影響合資企業(yè)國有化后績效改善的有效性?；谝陨戏治霰疚奶岢黾僭O(shè)2。

假設(shè)2：合資企業(yè)民營化相比國有化的績效提升效果更為突出。

合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的績效變化會受到制度環(huán)境的影響。近年來，眾多研究表明制度環(huán)境不再僅僅是企業(yè)發(fā)展的背景條件，很大程度上更對企業(yè)績效及戰(zhàn)略執(zhí)行起到重要影響，這一情況在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家中尤為適用[32-35]。合資關(guān)系天然地具有高昂的交易成本，如果合資企業(yè)所在的地區(qū)具有較好的制度質(zhì)量，便會更有利于為合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化這一企業(yè)轉(zhuǎn)型，提供有效的外部協(xié)調(diào)，從而有助于企業(yè)獨(dú)資化的績效提升。Oliver[36]認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，政府干預(yù)是制度環(huán)境的核心要素之一。我國為考察政府干預(yù)對合資企業(yè)獨(dú)資化的影響提供了絕佳的樣本，盡管我國是一個高度中央集權(quán)制的經(jīng)濟(jì)體，然而我國內(nèi)部的不同省份卻被賦予了較大的經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，這一點(diǎn)在財(cái)政分權(quán)制的制度設(shè)計(jì)下尤其突出。從政策負(fù)擔(dān)論的角度考慮，一方面由于地方官員面對著政治、經(jīng)濟(jì)與社會等多重的治理目標(biāo)，另一方面官員又急需在“GDP競賽”中獲勝從而實(shí)現(xiàn)政治道路的晉升，這導(dǎo)致政府對企業(yè)的干預(yù)極其普遍[37-40]。對于民營企業(yè)，地方政府不具備直接影響其經(jīng)營決策的地位，對比之下國有企業(yè)顯然具有天然的政治關(guān)聯(lián)，政府有動機(jī)將更多的社會和公共治理目標(biāo)內(nèi)化于國有企業(yè)的經(jīng)營決策中，使其自然地承擔(dān)了繁重的政策性負(fù)擔(dān)與政治晉升目標(biāo)，造成國有企業(yè)犧牲了自身原本的經(jīng)營目標(biāo)，降低了企業(yè)經(jīng)營績效[41-42]。因此在承擔(dān)了過多的政府干預(yù)下，勢必會一定程度上影響國有企業(yè)基于自身利潤最大化的經(jīng)營自主權(quán)，進(jìn)而使國有企業(yè)在合資經(jīng)歷中“學(xué)習(xí)失效”，并且使國有企業(yè)在合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化過程中“組織失效”?；谝陨戏治霰疚奶岢黾僭O(shè)3。

假設(shè)3：政府干預(yù)會顯著弱化合資企業(yè)國有化的績效提升。

三、數(shù)據(jù)說明及模型建構(gòu)

（一）數(shù)據(jù)來源及基本事實(shí)描述

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫詳細(xì)記錄了樣本企業(yè)的實(shí)收資本狀況，以及企業(yè)其他豐富的財(cái)務(wù)信息。本文參考已有文獻(xiàn)的處理方法[43]，按照以下限制條件進(jìn)一步對樣本進(jìn)行篩選：

（1）剔除估計(jì)生產(chǎn)率所需的關(guān)鍵指標(biāo)（工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、職工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)原值、中間投入品）缺失或小于零的觀測值;

（2）剔除職工人數(shù)少于8人的觀測值;

（3）剔除總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)的觀測值、累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊的觀測值;

（4）保證人均工資、實(shí)收資本為正;

（5）剔除資產(chǎn)負(fù)債率缺失或小于零的觀測值;

（6）剔除企業(yè)年齡無效的觀測值;

（7）剔除所使用指標(biāo)前后0.5%的極端值，從而整理得到1998—2007年間面板數(shù)據(jù)集。

本文研究對象是發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)，意味著初始締結(jié)的合資企業(yè)在樣本期內(nèi)發(fā)生了內(nèi)資獨(dú)資化進(jìn)而轉(zhuǎn)型為內(nèi)資企業(yè)。本文根據(jù)外資資本在實(shí)收資本中的占比及變動這一指標(biāo)，在1998—2007年樣本期初共從數(shù)據(jù)庫中識別出34144家合資企業(yè)，其中有4051家合資企業(yè)發(fā)生了內(nèi)資獨(dú)資化[本文分析的現(xiàn)象是合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化，因此并不需要界定由外商控股的合資企業(yè)，即無須嚴(yán)格按照外資占比大于10%的國際通行做法，或者大于25%的中國統(tǒng)計(jì)局定義來限定合資企業(yè)。]。為了考察企業(yè)所有制形式對企業(yè)績效變化可能造成的影響，本文進(jìn)一步將總體的合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化，拆分出了國有合資企業(yè)的國有化與民營合資企業(yè)的民營化。另外，本文還考慮了文化差異性對合資企業(yè)獨(dú)資化可能起到的作用，遵循Huang等[44]的做法，通過區(qū)分外商資本來源地的不同來甄別這種差異性，具體將外商投資者區(qū)分成港澳臺地區(qū)投資者與外國地區(qū)投資者。

表1給出了樣本期內(nèi)合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化逐年的詳細(xì)統(tǒng)計(jì)信息?？梢钥闯龊腺Y企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化在年份上存在著明顯的差異，2007年最多，高達(dá)851家企業(yè)發(fā)生了內(nèi)資獨(dú)資化，2005年最少，僅有234家合資企業(yè)進(jìn)行了內(nèi)資獨(dú)資化。在合資企業(yè)的所有制差異方面，本文主要考慮國有和民營兩種性質(zhì)，國有合資企業(yè)的國有化與民營合資企業(yè)的民營化的績效評估也是本文的研究重點(diǎn)。總體而言，與民營企業(yè)共建的合資企業(yè)數(shù)量要遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于與國有企業(yè)共建的合資企業(yè)，但令人驚訝的是，與國有企業(yè)組建的合資企業(yè)卻更有可能發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化現(xiàn)象，平均6.32%的國有合資企業(yè)最后以被國有資本收購而告終，這一比重明顯高于民營化的4.04%。本文感興趣的是，合資企業(yè)的國有化與民營化后企業(yè)績效的變化究竟有何不同。

由于不同行業(yè)及地區(qū)的合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化情況可能存在差異，本文以二分位行業(yè)代碼和各省市地區(qū)代碼為基礎(chǔ)對發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)的行業(yè)分布與地區(qū)分布進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)。通過圖1的行業(yè)分布不難發(fā)現(xiàn)，合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化在各行各業(yè)中普遍存在，但在不同行業(yè)之間又存在著明顯的差異，紡織業(yè)中合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化數(shù)目高達(dá)364家，接近所有內(nèi)資獨(dú)資化企業(yè)的10%，可以看出外商投資布局在中國的價值鏈為勞動力要素密集型的低附加值環(huán)節(jié)。圖2給出了合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的地區(qū)分布，可以看出，該現(xiàn)象主要集中于東部沿海地區(qū)，共計(jì)2735家，接近內(nèi)資獨(dú)資化企業(yè)總體數(shù)目的70%;并且，不同省份也表現(xiàn)出巨大差異，江蘇、山東等東部臨海省份發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)數(shù)目明顯高于其他省份。總體而言，合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化樣本在行業(yè)分布以及區(qū)域位置等方面存在著明顯的波動性，為本文的后續(xù)分析提供了豐富的數(shù)據(jù)信息。

（二）估計(jì)模型構(gòu)建

本文的核心研究問題為合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)績效的影響，由于合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化具有“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的性質(zhì)，因此本文將經(jīng)歷內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)作為處理組，將始終是合資企業(yè)樣本作為對照組，通過對比處理組與對照組在合資企業(yè)獨(dú)資化前、后的績效差異，來識別出合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)績效的影響效果。然而值得注意的是，直接將經(jīng)歷內(nèi)資獨(dú)資化和未經(jīng)歷獨(dú)資化的合資企業(yè)樣本進(jìn)行對比，可能會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在較大偏誤，原因在于：（1）在合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化過程中，經(jīng)歷了獨(dú)資化的合資企業(yè)樣本數(shù)目有限，在本文樣本期間內(nèi)發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)數(shù)為4051家，但合資企業(yè)高達(dá)34144家，絕大部分合資企業(yè)都沒有經(jīng)歷過內(nèi)資獨(dú)資化。顯然，經(jīng)歷過內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)只是總體樣本的一小部分，處理組企業(yè)與對照組企業(yè)在樣本數(shù)目分布方面存在著明顯的不對稱。（2）更為重要的是，合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化并非隨機(jī)進(jìn)行的過程，而是一個內(nèi)生的決策行為。例如，已有文獻(xiàn)表明合資企業(yè)獨(dú)資化與否與中外合資雙方的文化差異等因素相關(guān)[2]。合資企業(yè)獨(dú)資化顯然被類似的因素影響，因此對合資企業(yè)獨(dú)資化這一非隨機(jī)性處理樣本直接進(jìn)行分析將會導(dǎo)致樣本自選擇的估計(jì)偏差。因此，在實(shí)際估計(jì)中，本文主要遵循Abadie[45]的建議，采用逐年傾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）來克服處理組與對照組之間的非平衡性，為經(jīng)過內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)逐年挑選精確的匹配組，以此構(gòu)造“反事實(shí)組”從而消減樣本自選擇問題帶來的估計(jì)偏差。

基于匹配結(jié)果，常見的政策評估方法為雙重差分法（Difference-in-Difference，DID），通過構(gòu)造處理組與對照組，對比政策發(fā)生前后兩組之間的差異，可以規(guī)避掉企業(yè)層面無法觀測的非時變因素的影響，從而解釋政策實(shí)施效果。然而，與標(biāo)準(zhǔn)的雙重差分模型不同，本文中合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化并非發(fā)生在同一時間節(jié)點(diǎn)，而是存在先后差異逐漸進(jìn)行。對于此類漸進(jìn)實(shí)施的政策效應(yīng)評估，已有研究多采用漸進(jìn)DID方法進(jìn)行分析[46-47]，基于此，本文借鑒已有研究的做法，采用漸進(jìn)雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，具體模型設(shè)定如下：

lnTFPit=β0+β1DJVit+γXit+θi+μt+εit（1）

其中，下標(biāo)i表示企業(yè)，t表示年份，lnTFPit表示合資企業(yè)i第t年的全要素生產(chǎn)率對數(shù);DJVit表示合資企業(yè)i第t年是否發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的虛擬變量：如果合資企業(yè)i在第t年進(jìn)行了內(nèi)資獨(dú)資化，則第t年及之后年份均賦值為1，否則賦值為0;Xit表示企業(yè)i隨時間變化的相關(guān)控制變量;θi表示企業(yè)固定效應(yīng)，μt表示年份固定效應(yīng);εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。考慮到同一家企業(yè)各期隨機(jī)擾動項(xiàng)εit之間的相關(guān)性，本文將回歸標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到企業(yè)層面。

（三）變量定義及說明

1.合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的處理組界定

對于發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)，本文以工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中外商資本在實(shí)收資本中的占比這一指標(biāo)進(jìn)行定義。首先，將樣本期初外資資本在實(shí)收資本中的占比大于0小于100%的企業(yè)定義為合資企業(yè)，如果樣本期內(nèi)合資企業(yè)的外資占比變動至0并始終為0，則將該企業(yè)識別為發(fā)生了內(nèi)資獨(dú)資化現(xiàn)象，作為本文的處理組;如果在樣本期內(nèi)外資占比始終大于0%小于100%，則將該企業(yè)識別為合資企業(yè)，作為本文的對照組。其次，為了對比不同所有制合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的績效差異，將合資企業(yè)中內(nèi)資資本單獨(dú)為國有資本的企業(yè)識別為國有合資企業(yè)，將內(nèi)資資本單獨(dú)為民營資本的企業(yè)識別為民營合資企業(yè)。此外，當(dāng)合資企業(yè)中國有資本與民營資本共存時，將國有資本在內(nèi)資資本中占比超過50%的企業(yè)識別為國有合資企業(yè)，國有資本在內(nèi)資資本中占比不超過50%的企業(yè)識別為民營合資企業(yè)[國有資本與民營資本共存的合資企業(yè)較少，僅占發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)的近7%。]。在后文中主要考慮國有合資企業(yè)的國有化與民營合資企業(yè)的民營化兩種情況。

2.全要素生產(chǎn)率

本文以ACF方法測度的生產(chǎn)率作為衡量全要素生產(chǎn)率（TFP）的標(biāo)準(zhǔn)。用已知的勞動、資本、原材料等投入要素，估計(jì)潛在的無法觀測的企業(yè)全要素生產(chǎn)率會存在明顯的內(nèi)生性和聯(lián)立性問題，作為本文的核心變量，如何準(zhǔn)確衡量企業(yè)的TFP是關(guān)鍵所在。已有研究在全要素生產(chǎn)率估計(jì)方法的使用、生產(chǎn)函數(shù)模型選擇等方面各不相同，進(jìn)而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果差異較大。相對而言，與OLS和固定效應(yīng)回歸等參數(shù)估計(jì)方法相比，基于OP、LP、ACF的測算方法能夠更好地解決微觀企業(yè)生產(chǎn)率估計(jì)的內(nèi)生性與樣本選擇偏差等問題，但由于基于OP方法測算會導(dǎo)致投資額為零的樣本不能被估計(jì)，從而出現(xiàn)大量殘缺值，因此本文以ACF方法測度的TFP作為基準(zhǔn)檢驗(yàn)，同時采用LP方法測度的TFP作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)[48-50]。

3.其他控制變量

本文將回歸中的控制變量Xit及傾向得分匹配中所用到的匹配變量Xit-1設(shè)定如下：

（1）企業(yè)規(guī)模變量（lnasset），以企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)進(jìn)行度量;

（2）員工人數(shù)變量（lnl），以企業(yè)職工人數(shù)的對數(shù)進(jìn)行度量;

（3）企業(yè)年齡變量（lnage），以企業(yè)當(dāng)期年份減去開工年份加1并取對數(shù)進(jìn)行度量;

（4）人均工資變量（lnwage），以

企業(yè)當(dāng)期應(yīng)付工資總額除以職工總數(shù)并取對數(shù)進(jìn)行度量;

（5）人均資本變量（lnk），以企業(yè)資本總額除以職工總數(shù)并取對數(shù)度量;

（6）資產(chǎn)負(fù)債率變量（dr），以企業(yè)當(dāng)期的負(fù)債總額除以資產(chǎn)總額進(jìn)行度量;

（7）企業(yè)創(chuàng)新能力（inn），以企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入除以工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行度量;

（8）合資企業(yè)發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化前一年生產(chǎn)率水平（lnTFP），以合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化前一年生產(chǎn)率的對數(shù)度量。另外，為了增加匹配結(jié)果的準(zhǔn)確度，還將企業(yè)所在行業(yè)的虛擬變量與企業(yè)所在地區(qū)的虛擬變量納入到匹配變量中。表2為各變量的詳細(xì)描述統(tǒng)計(jì)信息。

四、合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的績效評估

（一）傾向得分匹配與平衡性檢驗(yàn)

傾向得分匹配方法的關(guān)鍵是從對照組中挑選與發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化概率最為接近的合資企業(yè)。但由于每家合資企業(yè)做出內(nèi)資獨(dú)資化決策的年份并不相同，直接從樣本總體中進(jìn)行匹配可能會出現(xiàn)錯配的現(xiàn)象，因此，為了提高匹配的準(zhǔn)確性，本文利用合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化前一年逐年匹配的方法，為獨(dú)資化時間不同的處理組找到其匹配的對照組[逐年傾向得分匹配的操作步驟：

（1）根據(jù)合資企業(yè)在樣本期內(nèi)是否發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化將總體樣本區(qū)分為處理組和對照組;

（2）僅保留處理組內(nèi)資獨(dú)資化前一年的企業(yè)樣本，由于在樣本期內(nèi)每年均有內(nèi)資獨(dú)資化現(xiàn)象發(fā)生，因此實(shí)際上將處理組分成了1998—2006年9個截面型的子樣本，每個子樣本中只包含在該年份后一年發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)，子樣本中企業(yè)其他年份的樣本均不存在;

（3）同樣將對照組按照1998—2006年分為9個截面子樣本;

（4）將對照組和處理組每年的子樣本逐一合并，合并后仍然為每年的橫截面數(shù)據(jù)，隨后采用傾向得分匹配的方法，從對照組中挑選與處理組最為相似的合資企業(yè)，將對照組中未匹配成功的企業(yè)予以剔除，形成9個匹配成功的截面子樣本;

（5）以企業(yè)id變量為標(biāo)識，逐一利用初始的總體面板數(shù)據(jù)，將9個截面樣本補(bǔ)齊企業(yè)其他年份的數(shù)據(jù)，形成9個面板子樣本;

（6）將9個面板子樣本合并在一起即為最終的面板數(shù)據(jù)。]。具體地，首先選取若干個可能影響合資企業(yè)獨(dú)資化的匹配變量Xit-1，通過Logit二元選擇模型估計(jì)出每家合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的概率（即傾向得分），隨即將預(yù)測概率值最接近的合資企業(yè)進(jìn)行配對，從而為每個處理組企業(yè)尋找一組企業(yè)特征最接近的對照組企業(yè)。在基準(zhǔn)回歸中，本文采用1∶4有放回的最近鄰匹配，即為每一家合資企業(yè)尋找4家與其內(nèi)資獨(dú)資化概率最接近的未發(fā)生獨(dú)資化的合資企業(yè)作為對照組。

傾向得分匹配的可靠性取決于“條件獨(dú)立性假設(shè)”是否被滿足，即匹配后對照組企業(yè)和處理組企業(yè)在匹配變量上不存在顯著差異。為了驗(yàn)證匹配結(jié)果的可靠性，本文對各年傾向得分匹配的平衡性假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)，表3報(bào)告了以1998年為例的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。從中可知，在匹配前發(fā)生獨(dú)資化的合資企業(yè)與對照組之間在企業(yè)年齡、生產(chǎn)率、工資水平等方面都存在顯著差異，但經(jīng)過匹配后處理組與對照組之間進(jìn)行t檢驗(yàn)的p值均不顯著。由此，本文采用傾向得分匹配方法是必要的，與此同時匹配的結(jié)果也是可靠的。

（二）合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

利用匹配完的處理組與對照組，首先對合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化進(jìn)行總體的漸進(jìn)雙重差分估計(jì)，表4中第（1）（2）列報(bào)告了內(nèi)資獨(dú)資化的總體估計(jì)結(jié)果，DJV的系數(shù)及其顯著性是本文重點(diǎn)關(guān)注的。在控制了企業(yè)層面其他變量后，DJV的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明總體上合資企業(yè)進(jìn)行內(nèi)資獨(dú)資化后其全要素生產(chǎn)率得到了顯著提高，提高幅度約為5%。這一結(jié)果與通常認(rèn)為的外資撤離所產(chǎn)生的不良影響不同[9]，證實(shí)了盡管合資關(guān)系的結(jié)束伴隨著外商有形和無形資產(chǎn)的撤離，但本土企業(yè)通過在合資經(jīng)歷中的學(xué)習(xí)，帶來的改變卻具有持續(xù)性，促使企業(yè)在內(nèi)資獨(dú)資經(jīng)營時生產(chǎn)率水平得到進(jìn)一步提升。進(jìn)一步，本文考慮到企業(yè)所有制的差異可能產(chǎn)生異質(zhì)性影響，于是將合資企業(yè)的內(nèi)資獨(dú)資化劃分為國有合資企業(yè)的國有化與民營合資企業(yè)的民營化。通過表4第（4）（6）列的估計(jì)結(jié)果對比可以發(fā)現(xiàn)，民營化后企業(yè)績效出現(xiàn)了顯著的提升，而國有化后企業(yè)績效并沒有顯著的變化。綜上所述，結(jié)果證明了本文的假設(shè)1與假設(shè)2。

（三）平行趨勢檢驗(yàn)

雙重差分估計(jì)結(jié)果無偏的一個重要前提條件是處理組和對照組之間滿足平行趨勢假設(shè)，即處理組和控制組在事件發(fā)生之前應(yīng)有相同的變動趨勢，否則雙重差分模型會高估或者低估事件發(fā)生的效果。對本文而言，平行趨勢意味著合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化之前與未發(fā)生獨(dú)資化的合資企業(yè)的TFP應(yīng)不存在系統(tǒng)性差異，或者即便存在差異，兩者間的差異也是固定的，即兩者的TFP發(fā)展趨勢是一致的。對于平行趨勢的檢驗(yàn)，通?？梢酝ㄟ^加入各年的虛擬變量與區(qū)分組別的虛擬變量的交叉項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。如交互項(xiàng)不顯著，則說明內(nèi)資獨(dú)資化前的合資企業(yè)與未發(fā)生獨(dú)資化的合資企業(yè)間不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設(shè)?；诖耍疚牟捎檬录芯糠z驗(yàn)平行趨勢，同時也利用下放后逐年虛擬變量的估計(jì)系數(shù)考察合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的動態(tài)效果，具體檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

lnTFPit=β0+∑5j=-5βjdui×yearj+γXit+θi+μt+εit（2）

其中，dui表示組別虛擬變量，dui=1表示處理組，即合資企業(yè)i在樣本期內(nèi)發(fā)生了內(nèi)資獨(dú)資化，dui=0表示對照組，即合資企業(yè)i在樣本期內(nèi)始終為合資企業(yè)。yearj表示各年的虛擬變量，本文將獨(dú)資化前一年設(shè)置為基期（基期為j=0，模型中不包含j=0），j為負(fù)值表示基期前，包含基期前1至5年，j為正值表示獨(dú)資化當(dāng)期及之后，同樣包含1至5年;其他變量設(shè)定與基本模型一致。因此，模型（2）中交互項(xiàng)系數(shù)βj表示合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化前后，處理組與對照組企業(yè)TFP是否存在顯著差異。

圖3畫出了模型（2）中交互項(xiàng)系數(shù)βj估計(jì)值的走勢，同時給出了95%的置信區(qū)間。垂直虛線左半部分是合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化前處理組與對照組TFP的差異，可以發(fā)現(xiàn)，下放前各期βj的估計(jì)值均較為接近0，且95%置信區(qū)間均包含0值，即下放前各期βj的估計(jì)值均不顯著。這表明處理組與對照組之間TFP的差異在內(nèi)資獨(dú)資化前各期沒有顯著變化，合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化總體滿足平行趨勢的假定。同時表明，企業(yè)TFP并不是影響合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化決策的關(guān)鍵因素，這也是本文選擇TFP衡量企業(yè)績效的重要原因。

與總體樣本類似，民營合資企業(yè)民營化的績效評估同樣需要滿足平行趨勢假定。沿用總體合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的平行趨勢檢驗(yàn)思路，將模型（2）中的dui變換為民營合資企業(yè)的民營化，與各期時間虛擬變量進(jìn)行交乘并估計(jì)交互項(xiàng)系數(shù)。由圖4垂直虛線左半部分可以發(fā)現(xiàn)，民營化前各期βj的估計(jì)值的95%置信區(qū)間同樣均包含0值，因此民營化前各期βj的估計(jì)值并不顯著。由此可知，處理組與對照組之間TFP的差異在民營化前各期均沒有顯著變化，即同樣滿足平行趨勢的假定。

（四）合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的動態(tài)效應(yīng)

企業(yè)組織形式根本性的改變對于企業(yè)的影響是重大的，合資企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)楠?dú)資企業(yè)對于企業(yè)管理者來說需要對企業(yè)重新進(jìn)行全面的了解，根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)狀并結(jié)合以往的經(jīng)驗(yàn)來進(jìn)行有效的調(diào)整。另外，外資的撤離意味著企業(yè)不再具有外商持續(xù)有形與無形資本的輸入，對于企業(yè)來說同樣需要時間去消化吸收合資經(jīng)歷中吸取的經(jīng)驗(yàn)。因此，本文采用事件研究法，通過逐年虛擬變量與處理組構(gòu)造交互項(xiàng)形式建立模型（2），檢驗(yàn)合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的動態(tài)效果，表5報(bào)告了動態(tài)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。從國有化的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在國有化后的各期，雖然βj的估計(jì)值大多為正，但并不顯著。由此可知，國有合資企業(yè)的國有化對企業(yè)TFP在各期均沒有顯著的提升作用。從民營化的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，民營化后各期βj的估計(jì)值均顯著為正，并且逐年遞增，說明整體上民營合資企業(yè)民營化后企業(yè)TFP是逐漸顯著提高的。

（五）異質(zhì)性分析——基于不同合作伙伴的估計(jì)

由于外方通常掌握著更為先進(jìn)的技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)，因此合資企業(yè)被中方視為吸收知識的重要平臺，但合資雙方的文化差距往往會成為知識交流的主要障礙。合資企業(yè)間的技術(shù)轉(zhuǎn)移事實(shí)上是復(fù)雜的系統(tǒng)工程，較大的文化距離會給合資雙方帶來更大的信息解釋成本，而且基于不同文化理念的商業(yè)準(zhǔn)則也會提升溝通成本，更容易降低雙方知識轉(zhuǎn)移效率與績效[51]。基于此，本文利用外資伙伴來源地的不同來識別合資雙方間的文化差異，從而探究不同文化背景下形成的合資企業(yè)內(nèi)資化的績效變化差異。具體將外資來源地區(qū)分為港澳臺地區(qū)與其他外國地區(qū)，相比之下?lián)碛型晃幕吹母郯呐_企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)具有更強(qiáng)的文化相近性。表6報(bào)告了與不同合資伙伴形成的合資企業(yè)國有化與民營化后的績效變化，結(jié)果表明無論外資來源何處，合資企業(yè)的國有化前后企業(yè)生產(chǎn)率都不存在明顯的變化，民營化前后企業(yè)生產(chǎn)率均出現(xiàn)了明顯的提升，與基準(zhǔn)結(jié)果保持一致，并且兩類外資來源地不同的子樣本間相差不大，進(jìn)一步說明了國有化與民營化對于合資企業(yè)的績效影響是普遍存在的。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.基于不同TFP計(jì)算方法的估計(jì)

企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是本文評估企業(yè)績效的核心指標(biāo)，目前對于TFP的估計(jì)存在多種方法，其中半?yún)?shù)的估計(jì)方法能夠有效解決內(nèi)生性以及樣本選擇偏差等問題。由于不同的方法對TFP的估計(jì)可能存在差異，并且基于OP測算的企業(yè)TFP存在著大量殘缺值的情況，因此為了排除不同TFP計(jì)算方法對估計(jì)結(jié)果的影響，本文進(jìn)一步采用了LP的半?yún)?shù)估計(jì)方法測算企業(yè)的TFP。由表7可知，采用LP的方法所得到的結(jié)論與基本分析中的結(jié)論均一致，國有化與民營化對企業(yè)績效的影響仍然存在顯著的差異。

2.基于兩期DID的估計(jì)

本文基本估計(jì)采用的是漸進(jìn)雙重差分模型，該方法可能存在潛在的序列相關(guān)問題，為此借鑒Bertrand等[52]的做法，進(jìn)一步采用兩期倍差法模型重新進(jìn)行估計(jì)。具體地，本文計(jì)算出處理組企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化前后兩個階段的各變量的算術(shù)平均值，以及對照組企業(yè)各變量的算術(shù)平均值，隨后構(gòu)成兩期回歸樣本進(jìn)行估計(jì)。通過該方法，同時可以估計(jì)出合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的長期平均效應(yīng)。由表7可以發(fā)現(xiàn)，針對民營化的樣本企業(yè)，估計(jì)結(jié)果中核心解釋變量DJV的系數(shù)依然在1%水平下顯著為正，而針對國有化企業(yè)的估計(jì)結(jié)果仍然不顯著，表明更換為兩期雙重差分模型后本文的基本結(jié)論依然保持不變。

3.基于不同匹配比例/方式的估計(jì)

本文的傾向得分匹配具體采用的方式為有放回的最近鄰匹配，即在總體對照組中尋找與處理組企業(yè)傾向得分最為相近的合資企業(yè)作為對照組，基本分析中采用了1∶4的方式進(jìn)行匹配，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，進(jìn)一步采用1∶1與1∶5的匹配比例進(jìn)行了配對，完成配對之后重新結(jié)合漸近雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)。此外，本文增加了無放回的最近鄰匹配進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表8給出了基于不同匹配比例與方式下的估計(jì)結(jié)果[值得注意的是，無放回的最近鄰匹配僅能使用1∶1的匹配比例。]。從中可知，1∶1和1∶5兩種匹配比例下得到的估計(jì)結(jié)果，以及采用無放回匹配方式得到的估計(jì)結(jié)果，全部與采用1∶4匹配比例得到的估計(jì)結(jié)果差別不大，與基本結(jié)論均為一致。換言之，縮減和擴(kuò)大匹配、有和無放回匹配得到的對照組企業(yè)數(shù)量，不會影響到本文的基本結(jié)論。

五、進(jìn)一步分析——企業(yè)內(nèi)部所有制差異與外部制度環(huán)境的影響

（一）企業(yè)內(nèi)部因素

前文估計(jì)結(jié)果均表明合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的績效提升主要表現(xiàn)在民營化上，而在國有化過程中失效，由于在假設(shè)分析中本文認(rèn)為合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化過程中的績效提升來自于組織成本下降與企業(yè)技術(shù)優(yōu)化兩方面，那么國有企業(yè)究竟是否在獨(dú)資化過程中發(fā)生了“組織失效”與“學(xué)習(xí)失效”？為了檢驗(yàn)企業(yè)內(nèi)部所有制差異的影響及具體的影響機(jī)制，本文將基本估計(jì)模型的因變量變換為企業(yè)的管理成本與研發(fā)創(chuàng)新分別進(jìn)行估計(jì)[如前文所提及的，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新由企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入比衡量。]。由表9可知，當(dāng)因變量為企業(yè)管理成本與研發(fā)創(chuàng)新時，針對國有化企業(yè)估計(jì)時核心解釋變量DJV的估計(jì)系數(shù)均不顯著，而針對民營化企業(yè)管理成本估計(jì)時估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，針對民營化企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新估計(jì)時估計(jì)系數(shù)顯著為正。這一結(jié)果表明，國有企業(yè)在由合資企業(yè)轉(zhuǎn)向內(nèi)資企業(yè)的過程中管理成本與研發(fā)成本均沒有顯著變化，證明了本文對于國有企業(yè)出現(xiàn)組織與學(xué)習(xí)失效的猜想。這一現(xiàn)象一方面來自于國企的學(xué)習(xí)效果相對較差，外資沒有真正參與到合資企業(yè)的組織經(jīng)營中，更多地將與國有企業(yè)構(gòu)建合資企業(yè)視為自身跳板;另一方面來自于國企自身的內(nèi)部低效問題，均導(dǎo)致國有企業(yè)無法通過內(nèi)資化過程降低管理成本與提升研發(fā)創(chuàng)新，進(jìn)而難以促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）企業(yè)外部因素——政府干預(yù)的影響

依據(jù)假設(shè)3，本文從企業(yè)外部的制度環(huán)境角度來考慮合資企業(yè)國有化與民營化的績效差異，國有企業(yè)身上的政府干預(yù)烙印是導(dǎo)致國有企業(yè)低效的重要原因。本文基于國務(wù)院發(fā)展研究中心樊綱等編制的市場化指數(shù)[市場化指數(shù)數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于可以從地區(qū)差異與時間變化兩個維度來甄別不同區(qū)域的制度環(huán)境差異。]，為了突出市場化過程中的政府干預(yù)程度，選取報(bào)告中的分指標(biāo)——減少政府對企業(yè)的干預(yù)（q），這一數(shù)值越大意味著該地區(qū)的政府對企業(yè)的干預(yù)程度越低，相對制度環(huán)境越為優(yōu)良。在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，加入DJV與q的交叉項(xiàng)，來考察外部政府干預(yù)的影響，形成如下估計(jì)模型：

lnTFPit=β0+β1DJVit+β2DJVit×qit+γXit+θi+μt+εit（3）

本文重點(diǎn)關(guān)注交叉項(xiàng)的系數(shù)及其顯著性，如表9所示，可以發(fā)現(xiàn)國有合資企業(yè)國有化樣本中DJVit×qit交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，而民營合資企業(yè)民營化中交叉項(xiàng)系數(shù)并不顯著，均表明地方政府干預(yù)程度的改善對合資企業(yè)國有化后企業(yè)TFP的提升具有顯著的促進(jìn)作用，并且這種效果只體現(xiàn)在國有企業(yè)身上，也再次說明了國有企業(yè)的確是政府對企業(yè)進(jìn)行干預(yù)的主要對象。由此可知，政府干預(yù)會從外部作用于企業(yè)導(dǎo)致合資企業(yè)國有化與民營化間績效變化的差異，證實(shí)了企業(yè)績效與地區(qū)制度之間存在著緊密的聯(lián)系，企業(yè)績效的表現(xiàn)很大程度上依賴于地區(qū)制度環(huán)境的質(zhì)量，由此證明了本文的假設(shè)3。

六、主要結(jié)論及政策啟示

近年來我國合資企業(yè)獨(dú)資化趨勢日益明顯，外資的撤離勢必會對企業(yè)績效產(chǎn)生明顯影響。本文以發(fā)生內(nèi)資獨(dú)資化的合資企業(yè)為樣本，采用逐年匹配與漸近雙重差分相結(jié)合的方法，實(shí)證檢驗(yàn)了合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化后的績效變化，得出如下結(jié)論及政策啟示：

其一，總體上，合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化后企業(yè)績效明顯提升。合資過程是我國本土企業(yè)收獲外商先進(jìn)技術(shù)及經(jīng)驗(yàn)的重要階段，結(jié)果表明盡管合資關(guān)系以內(nèi)資獨(dú)資化的形式結(jié)束，但企業(yè)的內(nèi)部組織成本相對合資經(jīng)營時得到有效降低，并且通過合資經(jīng)歷中收獲的學(xué)習(xí)效應(yīng)在內(nèi)資獨(dú)資化后進(jìn)一步體現(xiàn)出來，最終促使企業(yè)績效進(jìn)一步改善。多年來吸引外資已經(jīng)成為推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要舉措，高質(zhì)量利用外資更是關(guān)鍵所在，因此我國應(yīng)持續(xù)加強(qiáng)外商投資促進(jìn)，優(yōu)化外商投資導(dǎo)向，引導(dǎo)并鼓勵外資與本土企業(yè)構(gòu)建合資企業(yè)，高效發(fā)揮外資作用。同時我國應(yīng)優(yōu)化區(qū)域開放布局，引導(dǎo)外資投向中西部等地區(qū)。

其二，區(qū)分企業(yè)所有制類型來看，民營合資企業(yè)在民營化后企業(yè)績效顯著改善并逐年提升，而國有合資企業(yè)在國有化企業(yè)績效沒有呈現(xiàn)明顯改變，合資企業(yè)內(nèi)資獨(dú)資化的績效提升效果主要來自于民營企業(yè)。從企業(yè)內(nèi)部因素來看，國有企業(yè)在合資經(jīng)歷中的學(xué)習(xí)效果均不及民營企業(yè)，同時國有企業(yè)存在著低效的固有問題，均導(dǎo)致在國有化后未能呈現(xiàn)良好的績效改善。這一結(jié)果為本文從利用外資的角度再一次客觀審視國企內(nèi)部低效提供了難得的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，國企改革始終是關(guān)系中國經(jīng)濟(jì)增長的核心問題，因此我國仍應(yīng)凝聚改革共識，加快推進(jìn)國企改革進(jìn)程，同時加強(qiáng)改革政策協(xié)調(diào)配套。

其三，從外部制度環(huán)境的影響來看，政府干預(yù)程度的降低能有效促進(jìn)合資企業(yè)國有化后企業(yè)績效的提升。相比民營企業(yè)，國有企業(yè)具有十分緊密的政治關(guān)聯(lián)，導(dǎo)致其承擔(dān)了過多的地方政府干預(yù)，從而影響了國有企業(yè)在合資過程中的學(xué)習(xí)效果，限制了合資企業(yè)國有化后的績效改進(jìn)。本文強(qiáng)調(diào)良好的制度環(huán)境質(zhì)量是高效利用并發(fā)揮外資優(yōu)勢的前提，與企業(yè)績效之間存在著緊密聯(lián)系，而目前我國地區(qū)發(fā)展仍不均衡，地方政府對企業(yè)的干預(yù)行為較為普遍，因此構(gòu)建一個簡政放權(quán)的制度環(huán)境對國企有效利用外資，乃至國企的混合所有制改革均具有重要意義。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉建麗. 新中國利用外資70年： 歷程、效應(yīng)與主要經(jīng)驗(yàn)[J]. 管理世界， 2019（11）： 19-37.

[2]包群， 謝紅軍， 陳佳妮. 文化相近、合作信任與外商合資關(guān)系的持久性[J]. 管理世界， 2017（3）： 29-43.

[3]鄭建明， 劉琳. 治理環(huán)境、技術(shù)水平與外商獨(dú)資化[J]. 國際貿(mào)易問題， 2015（1）： 156-165.

[4]MULLER T， SCHNITZER M. Technology transfer and spillovers in international joint ventures[J]. Journal of International Economics， 2006， 68（2）： 456-468.

[5]ARNOLD J M， JAVORCIK B S. Gifted kids or pushy parents？ Foreign direct investment and plant productivity in Indonesia[J]. Journal of International Economics， 2009， 79（1）： 42-53.

[6]BENFRATELLO L， SEMBENELLI A. Foreign ownership and productivity： Is the direction of causality so obvious？[J]. International Journal of Industrial Organization， 2006， 24（4）： 733-751.

[7]CONYON M J， GIRMA S， THOMPSON S， et al. The productivity and wage effects of foreign acquisition in the United Kingdom[J]. The Journal of Industrial Economics， 2002， 50（1）： 85-102.

[8]LIU Q， LU R. On-the-job training and productivity： firm-level evidence from a large developing country[J]. ChinaEconomic Review， 2016， 40： 254-264.

[9]JAVORCIK B， POELHEKKE S. Former foreign affiliates： cast out and outperformed？[J]. Journal of the EuropeanEconomic Association， 2017， 15（3）： 501-539.

[10]BUCHEL B. Managing partner relations in joint ventures[J]. MIT Sloan Management Review， 2003， 44（4）： 91-96.

[11]GOMES-CASSERES B. Ownership structures of foreign subsidiaries： theory and evidence[J]. Journal of Economic Behavior & Organization， 1989， 11（1）： 1-25.

[12]MOSKALEV S A， SWENSEN R B. Joint ventures around the globe from 1990-2000： forms， types， industries， countries and ownership patterns[J]. Review of Financial Economics， 2007， 16（1）： 29-67.

[13]JIANG K， KELLER W， Qiu L D， et al. International joint ventures and internal vs. external technology transfer： evidence from China[R]. National Bureau of Economic Research， 2018.

[14]RIDLEY W C. Essays in international trade， intellectual property rights， and technology transfer[D]. University of Colorado at Boulder， 2019.

[15]BENER M， GLAISTER K W. Determinants of performance in international joint ventures[J]. Journal of Strategy and Management， 2010， 3（3）： 188-214.

[16]NG P W K， LAU C M， NYAW M K. The effect of trust on international joint venture performance in China[J]. Journal of International Management， 2007， 13（4）： 430-448.

[17]ISOBE T， MAKINO S， MONTGOMERY D B. Resource commitment， entry timing， and market performance of foreign direct investments in emerging economies： the case of Japanese international joint ventures in China[J]. The Academy of Management Journal， 2000， 43（3）： 468-484.

[18]CHILD J， YAN Y. National and transnational effects in international business： indications from Sino-foreign joint ventures[J]. Management International Review， 2001， 41（1）： 53-75.

[19]WILLIAMSON O E. Markets and hierarchies： analysis and antitrust implications[M]. New York： Free Press， 1975.

[20]OXLEY J E. Appropriability hazards and governance in strategic alliances： a transaction cost approach[J]. The Journal of Law， Economics， and Organization， 1997， 13（2）： 387-409.

[21]傅元海， 唐未兵， 王展祥. FDI溢出機(jī)制、技術(shù)進(jìn)步路徑與經(jīng)濟(jì)增長績效[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2010（6）： 92-104.

[22]LU Y， TAO Z， ZHU L. Identifying FDI spillovers[J]. Journal of International Economics， 2017， 107： 75-90.

[23]MJOEN H， TALLMAN S. Control and performance in international joint ventures[J]. Organization Science， 1997， 8（3）： 257-274.

[24]FACCIO M， MASULIS R W， McConnell J J. Political connections and corporate bailouts[J]. The Journal of Finance， 2006， 61（6）： 2597-2635.

[25]夏立軍， 陸銘， 余為政. 政企紐帶與跨省投資： 來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 管理世界， 2011（7）： 128-140.

[26]LYLES M A， SALK J E. Knowledge acquisition from foreign parents in international joint ventures： an empirical examination in the Hungarian context[J]. Journal of International Business Studies， 1996， 27（5）： 877-903.

[27]SALK J E. International shared management joint venture teams： their developmental patterns， challenges， and possibilities[D]. Massachusetts Institute of Technology， 1992.

[28]MEGGINSON W L， Netter J M. From state to market： a survey of empirical studies on privatization[J]. Journal ofEconomic Literature， 2001， 39（2）： 321-389.

[29]DJANKOV S， MURRELL P. Enterprise restructuring in transition： a quantitative survey[J]. Journal of Economic Literature， 2002， 40（3）： 739-792.

[30]ESTRIN S， HANOUSEK J， Kocenda E， et al. The effects of privatization and ownership in transition economies[J]. Journal of Economic Literature， 2009， 47（3）： 699-728.

[31]INKPEN A C， CROSSAN M M. Believing is seeing： joint ventures and organization learning[J]. Journal of Management Studies， 1995， 32（5）： 595-618.

[32]CHAN C M， MAKINO S. Legitimacy and multi-level institutional environments： implications for foreign subsidiary ownership structure[J]. Journal of International Business Studies， 2007， 38（4）： 621-638.

[33]DEMIRBAG M， TATOGLU E， Glaister K W. Factors affecting perceptions of the choice between acquisition and greenfield entry： the case of Western FDI in an emerging market[J]. Management International Review， 2008， 48（1）： 5-38.

[34]MEYER K E， ESTRIN S， BHAUMIK S K， et al. Institutions， resources， and entry strategies in emerging economies[J]. Strategic Management Journal， 2009， 30（1）： 61-80.

[35]魏婧恬， 葛鵬， 王健. 制度環(huán)境、制度依賴性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J]. 統(tǒng)計(jì)研究， 2017（5）： 38-48.

[36]OLIVER C. Strategic responses to institutional processes[J]. Academy of Management Review， 1991， 16（1）： 145-179.

[37]BLANCHARD O， SHLEIFER A. Federalism with and without political centralization： China versus Russia[J]. IMF Staff Papers， 2001， 48（1）： 171-179.

[38]周黎安. 晉升博弈中政府官員的激勵與合作： 兼論我國地方保護(hù)主義和重復(fù)建設(shè)問題長期存在的原因[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2004（6）： 33-40.

[39]唐雪松， 周曉蘇， 馬如靜. 政府干預(yù)、GDP增長與地方國企過度投資[J]. 金融研究， 2010（8）： 33-48.

[40]潘紅波， 夏新平， 余明桂. 政府干預(yù)、政治關(guān)聯(lián)與地方國有企業(yè)并購[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2008（4）： 41-52.

[41]SHLEIFER A， VISHNY R W. Politicians and firms[J]. The Quarterly Journal of Economics， 1994， 109（4）： 995-1025.

[42]劉星， 吳雪姣. 政府干預(yù)、行業(yè)特征與并購價值創(chuàng)造： 來自國有上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究， 2011（6）： 95-103.

[43]聶輝華， 江艇， 楊汝岱. 中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用現(xiàn)狀和潛在問題[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2012（5）： 142-158.

[44]HUANG Y， JIN L， QIAN Y. Does ethnicity pay？ Evidence from overseas Chinese FDI in China[J]. Review of Economics and Statistics， 2013， 95（3）： 868-883.

[45]ABADIE A. Semiparametric difference-in-differences estimators[J]. The Review of Economic Studies， 2005， 72（1）： 1-19.

[46]KUDAMATSU M. Has democratization reduced infant mortality in Sub-Saharan Africa？ Evidence from micro data[J]. Journal of the European Economic Association， 2012， 10（6）： 1294-1317.

[47]WANG J. The economic impact of special economic zones： evidence from Chinese municipalities[J]. Journal of Development Economics， 2013， 101： 133-147.

[48]OLLEY G S， PAKES A. The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry[R]. National Bureau of Economic Research， 1992.

[49]LEVINSOHN J， PETRIN A. Estimating production functions using inputs to control for unobservables[J]. The Review of Economic Studies， 2003， 70（2）： 317-341.

[50]ACKERBERG D A， CAVES K， FRAZER G. Identification properties of recent production function estimators[J]. Econometrica， 2015， 83（6）： 2411-2451.

[51]DOW D， KARUNARATNA A. Developing a multidimensional instrument to measure psychic distance stimuli[J]. Journal of International Business Studies， 2006， 37（5）： 578-602.

[52]BERTRAND M， DUFLO E， Mullainathan S. How much should we trust differences-in-differences estimates？[J]. The Quarterly Journal of Economics， 2004， 119（1）： 249-275.

[本刊相關(guān)文獻(xiàn)鏈接]

[1]肖銳， 湯寬之， 洪正. 產(chǎn)業(yè)升級、金融分權(quán)與民營企業(yè)融資約束[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2021（2）： 36-47.

[2]梁賀， 包群. 股權(quán)結(jié)構(gòu)、談判力量與合資企業(yè)存活[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2020（2）： 104-119.

[3]洪正， 何美玲， 張琳， 包健. 民營資本入股降低了城市商業(yè)銀行的不良貸款率嗎？[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2019（4）： 88-99.

[4]孫婧雯， 張曉嵐， 張超. 股票流動性、機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)并購[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2019（2）： 108-121.

[5]袁齊， 洪正. 所有權(quán)結(jié)構(gòu)、信息不對稱與技術(shù)創(chuàng)新——基于一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)的研究[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（4）： 58-65.

[6]黃乾， 江鑫， 向國成. 民營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距嗎[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（1）： 13-25.

[7]周怡. 銀行業(yè)發(fā)展、異質(zhì)企業(yè)與技術(shù)創(chuàng)新[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2017（3）： 66-76.

[8]金宏平， 周曉博， 張倩肖. 合資型FDI、獨(dú)資型FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2016（3）： 44-52.

[9]陳建林. 家族終極所有權(quán)與民營企業(yè)債務(wù)代理成本的關(guān)系研究[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2015（1）： 11-17.

[10]孫早， 王文. 官商結(jié)盟的體制效應(yīng)——以近代中國民營企業(yè)發(fā)展為例的分析[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2011（3）： 1-12.

[11]蘇坤， 張俊瑞， 楊淑娥. 終極控制權(quán)、法律環(huán)境與公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)——來自我國民營上市公司的證據(jù)[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2010（5）： 80-87.

[12]馮根福， 劉志勇， 王新霞. 股權(quán)分置改革、產(chǎn)權(quán)屬性、競爭環(huán)境與公司績效——來自2005～2007年中國上市公司的證據(jù)[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2008（5）： 1-8.

[13]楊斌. 我國證券公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與績效關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2008（4）： 105-109.

[14]張暉， 鄭馥艷. 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、跨國公司進(jìn)入與國有企業(yè)改革[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2008（1）： 64-70+126.

責(zé)任編輯、校對： 李再揚(yáng)

Institutional Environment， Ownership Differences and Performance Evaluation of Sole Proprietorship of Domestic Capital

BAO Qun， WANG Jingnan， LIANG He

（School of Economics， Nankai University， Tianjin 300071， China）

Abstract： Establishing joint ventures is an important path for local companies to learn advanced technology and management experience from foreign investors， but the changes in corporate performance after the outflow of foreign capital have received less research attention. This paper takes 4051 firms that have switched from joint ventures to wholly domestically-owned firms as samples， examines the performance changes of joint ventures after sole proprietorship of domestic capital， and compares the performance changes of joint ventures between nationalization and privatization. The study finds that： overall， joint ventures performance is significantly improved after the sole proprietorship of domestic capital; after distinguishing enterprise ownership， it is found that the performance of private joint ventures is significantly improved after privatization， but the performance of state-owned joint ventures after nationalization does not show significant changes; Further， from the internal perspective， after the privatization of joint ventures， the management costs of enterprises have decreased and the R&D innovation of enterprises has increased.This feature does not exist in the nationalization of joint ventures. In addition， from the external perspective of enterprises， the intervention of local governments will significantly inhibit the performance improvement of joint ventures after nationalization.The important enlightenment of this paper is that the spillover effect of FDI is still sustainable after the outflow of foreign capital， and the performance improvement of the domestic investment of joint ventures depends not only on the enterprise itself， but also on the quality of the regional institutional environment.

Keywords： joint ventures; sole proprietorship of domestic capital; nationalization; privatization;enterprise performance; regional institutional environment

收稿日期：2020-10-29。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“從合資到獨(dú)資：合作沖突、制度協(xié)調(diào)與績效評估”（71973073）;國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“依托國內(nèi)市場優(yōu)勢、強(qiáng)大國內(nèi)生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)與貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)”（21AZD024）。

作者簡介：包群，男，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展;

王靖楠，女，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：國際貿(mào)易與外商投資，電子郵箱：wangjnnk@163.com;

梁賀，男，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：國際貿(mào)易與外商投資。