國資授權經營改革、融資約束與全要素生產率

朱曉琳（博士）

一、引言

全要素生產率的穩定提升是實現經濟高質量發展的關鍵內涵（金碚，2018；劉志彪和凌永輝，2020）。黨的二十大報告指出，高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務，并強調要著力提高全要素生產率。國有經濟是中國特色社會主義經濟的“頂梁柱”，國企的高質量發展直接關系到宏觀經濟高質量發展（黃速建等，2018）。因此，國企高質量發展的關鍵在于提高其全要素生產率。

黨的十八大以來，作為深化國資國企改革的重點，圍繞以“管資本”為主的國資監管體制逐步完善，形成了“國務院國資委—國有資本投資、運營平臺—國企”三層監管架構。國務院國資委將出資權下放至國有資本投資、運營公司（簡稱“兩類公司”），兩類公司發揮著綜合性資本運營平臺和載體的作用，對上（國務院國資委）承接國企出資人職責，對下（出資企業）則以股東身份通過股權投資等方式主導國有資本布局，是新一輪國資監管的重要制度創新（王曙光和楊敏，2018）。2019 年，國務院印發《改革國有資本授權經營體制方案》（國發〔2019〕9號），明確對兩類公司開展分類授權放權，賦予其更多的經營自主權。國資授權經營改革不僅理順了政府與國企之間的出資關系，確立了國企的市場主體地位，在制度設計上實現了政企分開、政資分開、所有權與經營權分離，而且還有助于減輕國企的政策性負擔（柳學信等，2019；鄭志剛，2019），為發揮兩類公司的作用和國有經濟戰略的支撐作用提供了政策支撐。2022 年，中國寶武等5 家央企正式轉為國有資本投資公司，中國航空工業集團等12 家央企繼續深化試點。據不完全統計，截至2022 年底，在省級層面全國兩類公司已組建超過150家。

國資授權經營改革在宏觀層面關乎國有經濟的戰略布局優化調整，在微觀層面連接國企的市場化運營機制和核心競爭力（黃群慧和王佳寧，2017）。已有研究表明：在宏觀層面，國資授權經營改革可通過產融結合、發展混合所有制等優化國有資本布局、推動產業結構升級（文宗瑜和宋韶君，2018）；在微觀層面，國資授權經營改革有助于緩解政府干預和管理層代理問題，提升高管的薪酬業績敏感性（卜君和孫光國，2021）、降低非效率投資（王景升和石揚帆，2022）、促進創新產出（楊興全等，2022）、提高企業績效（肖土盛和孫瑞琦，2021）和提升企業價值（李端生和宋璐，2020），進而促進國企高質量發展（陳艷利和錢懷安，2023）。那么，以設立兩類公司為核心的國資授權經營改革能否提升所出資國企的全要素生產率？其作用機制是什么？為解答上述問題，本文以2009 ～2021年我國A 股國有上市公司為樣本，利用手工搜集的兩類公司試點數據，實證檢驗國資授權經營改革對國企全要素生產率的影響，并深入分析其中的內在機制。本文的研究貢獻主要體現在：一是基于兩類公司設立的準自然實驗，從企業全要素生產率的角度豐富了國資授權經營改革經濟后果的研究，為國資監管改革和國企高質量發展提供經驗證據和政策支持。二是機制檢驗發現，融資約束在國資授權經營改革與國企全要素生產率之間發揮著渠道效應，這一發現拓寬了關于國資授權經營改革作用機制的研究。三是為新時期新征程繼續深化國資授權經營改革、推動國有資本“做強做優做大”、提升國企核心競爭力等提出政策建議。

二、理論分析與研究假設

（一）國資授權經營改革與國企全要素生產率

基于政府視角，改組組建兩類公司，相當于在國務院國資委和國企之間建立一個隔離帶，從而在制度設計層面實現“政資分開”與“政企分開”，有利于弱化政府干預，進而提升國企全要素生產率。已有研究發現，政府干預會降低國企經營效率（Shleifer 和Vishny，1994；陳信元和黃俊，2007），而金字塔層級越多意味著越能通過放權機制弱化政府干預，進而提高企業經營效率（楊興全等，2022）。兩類公司的試點使金字塔結構由兩級轉變為三級，直接減輕了國企面臨的政府干預與政策性負擔（肖土盛和孫瑞琦，2021），增加了創新所需的資源要素（江軒宇，2016）。并且，通過國資監管改革弱化政府干預，還有利于激發國企獨立自主地選聘考核管理層，推動激勵機制的有效運行，進而提升國企全要素生產率。

基于代理問題視角，政府授予兩類公司出資人職責，有助于抑制行政委托代理關系的弊端，完善國企公司治理，強化監督與激勵機制，進而提升國企全要素生產率。處于金字塔式控股結構鏈條底端的國企，普遍存在“所有者缺位”與“內部人控制”等代理問題（鄭志剛，2019）。有效的高管激勵機制通常被視為緩解企業代理問題的一種有力手段（Jensen 和Meckling，1976）。政府通過授權清單將決策審批權、業績薪酬考核權、經理層選聘權等下放至兩類公司，形成更加完善的“授權—監督—反饋”良性循環體制。兩類公司則通過行使股東表決權、委派董監高等方式積極地發揮股東的作用（王曙光和王天雨，2017），既能夠加強監督機制以緩解長期以來國企面臨的“所有者缺位”現象和由此引發的內部人控制問題（柳雅君和郭檬楠，2023），又能夠強化市場化激勵機制以激發國企經營活力，進而降低國有資本代理成本，提升國有資本股東的監督治理效力，有效抑制國企高管的自利行為，激發其創新意愿，推動企業進行創新投資，實現國企全要素生產率的提升（蔡貴龍等，2018）?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H1：國資授權經營改革能提升國企全要素生產率。

（二）國資授權經營改革、融資約束與國企全要素生產率

國資授權經營改革一方面能通過弱化政府干預來強化國企市場經營的主體地位，進而提高其經營效率與內源性積累，降低內部融資成本；另一方面，能通過優化外部融資環境來緩解國企面臨的融資約束問題。具體而言，企業面臨的融資約束與外部環境密切相關，金融發展提高了資本的供給及分配效率，尤其是創新性金融工具的使用，能有效緩解企業融資約束（Love，2003；Campello等，2011）。兩類公司作為國有資本市場化運作的專業平臺，以資本為紐帶、產權為基礎開展資本運作，并通過聯合社會資本設立各類產業投資基金、拓展金融業務板塊、探索產融結合的業務模式等形式創新國企融資方式，為融資創造積極條件（文宗瑜和宋韶君，2018），在一定程度上緩解了國企面臨的外部融資約束問題。另外，在《改革國有資本授權經營體制方案》（國發〔2019〕9 號）中，政府鼓勵在兩類公司所出資企業中積極發展混合所有制。已有研究表明，混合股權有助于企業獲得更多的股權融資、銀行借款和商業信用，從而緩解企業融資約束（龐廷云等，2019）。這有助于國企靈活應對外部市場、推進技術進步、擴大人力資本、增加創新投入、提高自身投資價值等，進而提升全要素生產率（Chen和Zhang，2018；花俊國等，2022）?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

H2：國資授權經營改革通過緩解融資約束進而提升國企全要素生產率。

三、變量選取與模型構建

（一）數據來源

本文以2009 ～2021 年我國滬深A 股國有上市企業為研究樣本，通過國務院國資委網站、Wind 數據庫、天眼查等途徑，手工搜集國有上市公司前十大股東中有試點兩類公司的樣本作為實驗組，其余為處理組。同時，對原始數據進行如下篩選：剔除關鍵變量數據缺失、財務狀況異常（*ST、ST、PT）和金融類上市公司。為了避免異常值的影響，對所有連續變量進行1%和99%雙側縮尾處理。最終得到11461 個樣本觀察值，其中，實驗組1388個，控制組10073個。

（二）變量選取

1.全要素生產率。全要素生產率（TFP）的測度方法主要包括參數法、半參數法和非參數法。其中，半參數法主要包括OP 法和LP 法，這兩種方法能在一定程度上解決同時性偏差和樣本選擇偏差問題，有效緩解內生性問題，在微觀企業層面被普遍采用。相比OP法，LP法能夠克服樣本缺失問題，估計結果更為準確?；诖?，本文借鑒Levinsohn 和Petrin（2003）、魯曉東和連玉君（2012）等的研究，使用TFP_lp進行主回歸檢驗，測算TFP_op并將其用于穩健性檢驗。TFP_lp測算模型如下：

其中：Y為企業產出變量，采用“職工薪酬+固定資產折舊+營業利潤+稅費”衡量；L為勞動力投入，采用“支付給職工以及為職工支付的現金”衡量；K 為資本投入，采用固定資產凈額衡量；M為中間投入，采用“購買商品接受勞務支付的現金”衡量；殘差ε為測度出的企業全要素生產率。

2.國資授權經營改革。國資授權經營改革可被視為一個準自然實驗，解釋變量（DID）即為雙重差分估計量，實質上為兩類公司試點分組虛擬變量（Treat）和時間虛擬變量（Post）的乘積Treat×Post。若樣本國有上市企業的前十大股東中有試點兩類公司則為實驗組（Treat=1），否則為控制組（Treat=0）；若樣本期間位于試點當年或以后年度則Post 取值為1，否則取值為0。因此，本文采用Treat×Post（DID）來度量國資授權經營改革對國企全要素生產率的凈影響。

3.融資約束。Hadlock和Pierce（2010）構建的SA指數使用企業規模和企業年齡兩個隨時間變化不大且具有強外生性的變量，能較為穩健地反映企業融資約束程度，在中國情境下的公司金融研究領域中得到廣泛運用。具體計算公式為：SA＝-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中，Size為企業總資產的自然對數，Age為企業年齡。SA指數為負，其絕對值越大代表企業受到的融資約束程度越強。本文主檢驗部分采用SA指數作為融資約束的替代變量。在穩健性檢驗部分，參考陳峻等（2020）的研究，使用FC指數衡量融資約束水平。

4.控制變量。參考現有文獻，本文還控制了可能影響企業全要素生產率的個體特征變量，具體包括：企業規模（Size）、企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、成長性（Growth）、總資產收益率（Roa）、董事會規模（Board）、兩職合一（Dual）和股權制衡度（Ebd）。此外，還控制了行業（IND）虛擬變量和年度（Year）虛擬變量。

主要變量的定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

在國資監管改革背景下，兩類公司的試點是逐步推進的，所以本文實驗組受到政策沖擊的時點并不一致。因此，參考Beck 等（2010）的研究，采用多期DID 估計方法，構建如下模型（2）以檢驗國資授權經營改革對國企全要素生產率的影響。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

變量的描述性統計結果如表2 所示。國企全要素生產率（TFP_lp）的均值為5.215，最小值為2.640，最大值為7.445，表明不同國企之間的全要素生產率存在較大差異。同時，采用OP 法得到的全要素生產率TFP_ op 與TFP_lp變量的標準差較為接近，說明使用不同方法衡量的全要素生產率差異較小。從融資約束的兩個指標來看，SA和FC指數比較平穩，未表現出較大波動。而Size的標準差較大，反映出樣本國有上市公司的企業規模差異較大。其余控制變量的描述性統計結果與以往研究基本一致。

表2 變量的描述性統計

（二）基準回歸結果

為了研究國資授權經營改革對國企全要素生產率的影響，本文利用模型（2）進行多元回歸分析，具體回歸結果見表3。第（1）列只控制公司個體、行業和年度固定效應，結果顯示核心解釋變量國資授權經營改革（DID）的系數為0.098 且在1%的水平上顯著。第（2）列在第（1）列的基礎上加入了控制變量，DID 的系數為0.038 且在5%的水平上顯著。以上結果說明，兩類公司的試點，即國資授權經營改革能夠顯著提升國企全要素生產率，H1得以驗證。在控制變量方面，企業規模（Size）、企業年齡（Age）、總資產收益率（Roa）、兩職合一（Dual）的回歸系數均顯著為正，說明企業規模越大、成立時間越久、總資產收益率越高，以及董事長與總經理越趨于兩職合一，越能夠提升國企全要素生產率；而資產負債率（Lev）的回歸系數顯著為負，說明國企資產負債率的升高不利于其全要素生產率的提升。

表3 基準回歸結果

（三）機制檢驗

本部分進一步檢驗國資授權經營改革影響國企全要素生產率的內在機制，結果見表4。第（1）列顯示DID 的系數顯著為正，表明國資授權經營改革在一定程度上能夠緩解國企融資約束問題。第（2）列檢驗了融資約束對全要素生產率的影響，結果顯示SA 值越大，即樣本企業面臨的融資約束程度越小，其全要素生產率越高。第（3）列是將DID和SA納入同一個模型的回歸結果，可以看出解釋變量DID和SA的回歸系數仍顯著為正，且相比于基準回歸結果，DID的回歸系數和T值統計量均有所降低，驗證了融資約束在國資授權經營改革和國企全要素生產率之間發揮著渠道效應。

表4 機制檢驗

（四）異質性分析

1.基于企業所屬行政層級的異質性分析。國企所屬行政層級不同，導致其受政府干預的程度和管理層代理問題的程度存在差異，因此國資授權經營改革的治理作用也可能不盡相同。相比央企，地方國企面臨著更為嚴重的政府干預和管理層代理問題。一方面，地方國企受到的內外部監督遠弱于央企，管理層代理問題更為嚴重；另一方面，地方政府官員為了完成政績目標，有較強的動機和能力去干預地方國企的經營決策。為考察行政層級的異質性影響，本文借鑒陳艷利和錢懷安（2023）的研究，按照最終控制人產權性質，將樣本分為央企和地方國企，采用固定效應模型進行分組回歸，結果如表5第（1）和第（2）列所示?？梢钥闯?，DID的系數僅在地方國企樣本組中顯著為正，說明國資授權經營改革能夠促進地方國企全要素生產率的提升，而對央企則無明顯影響?？梢?，在存在更為嚴重的政府干預和管理層代理問題的地方國企中，國資授權經營改革的作用更大，對國企全要素生產率的積極影響更顯著。

表5 異質性分析

2.基于企業代理成本的異質性分析。本文前述理論分析認為，國資授權經營改革影響國企全要素生產率的途徑之一便在于緩解管理層代理問題?？傎Y產周轉率能夠體現管理層的努力程度和管理效率，總資產周轉率越低，說明管理層使用公司資產引致的代理成本越高（羅進輝，2012）。因此，本部分借鑒卜君和孫光國（2021）的方法，采用總資產周轉率衡量企業第一類代理成本，并按照其年度中位數將樣本分為高代理成本、低代理成本兩組分別進行回歸分析，結果如表5第（3）～（4）列所示?？梢钥闯?，國資授權經營改革對國企全要素生產率的影響僅在第一類代理問題更為嚴重的樣本組中顯著為正。其可能原因是，在代理成本較高的企業中，國資授權經營改革更能通過緩解代理問題發揮更大程度的政策效應。這一結果不僅從代理成本異質性角度提供了進一步的經驗證據，而且從代理路徑上證明了國資授權經營改革對國企全要素生產率的作用機制。

五、穩健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

實驗組和對照組在政策實施之前具有相同趨勢是DID 估計的關鍵前提，本文對實驗組和對照組進行平行趨勢檢驗，結果如圖1所示。將政策前一期作為基準，橫軸時間變量pre_2 和pre_3 分別代表政策實施前兩年、前三年，current表示政策實施當年，post_1、post_2和post_3分別代表政策實施后一至三年；縱軸是國資授權經營改革試點政策對國企全要素生產率的政策效應?？梢钥闯?，在兩類公司試點前政策效應在0以下波動，試點后在0以上波動。這表明平行趨勢假設成立，同時也可初步判斷國資授權經營改革對國企全要素生產率有一定的正向影響。

圖1 平行趨勢檢驗

（二）PSM-DID檢驗

在新一輪國資授權經營改革下，國有資本投資運營平臺選擇投資對象時可能會受國企某些特征的影響，進而導致樣本存在選擇性偏差。為了避免該類問題對回歸結果的影響，本部分采用傾向得分匹配與雙重差分模型相結合（PSM-DID）的方法進一步進行回歸分析。具體做法如下：首先，選取企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產收益率（Roa）、公司年齡（Age）、市賬比（BM）、董事會規模（Board）、兩職合一（Dual）、股權集中度（Ebd）等八個特征變量作為匹配協變量，按照“1∶3、有放回”進行最近鄰匹配，并進行匹配平衡性檢驗。其次，從樣本中剔除不滿足共同區域假定的觀測值后，進行雙重差分檢驗。從PSM匹配效率分析（見表6）可以看出，匹配前各變量存在顯著差異，而在匹配后差異不再顯著，且匹配后變量的標準化偏差均小于10%，較匹配前也都有明顯下降。同時p＞Chi2值由0.000變為0.910，進一步表明了匹配的合理性。

表6 PSM匹配效率分析

表7 列示了采用固定效應模型的PSM-DID 回歸結果。第（1）列顯示，配對后的差分估計量PSM_DID 對TFP_lp 的系數顯著為正，表明采用PSM 配對后，受國資授權經營改革影響的實驗組同樣能夠顯著提升國企的全要素生產率。第（2）～（4）列列示了PSM 配對后融資約束渠道效應的檢驗：兩類公司試點政策仍然能夠緩解國企面臨的融資約束，且融資約束在PSM_DID 與TFP_lp 之間仍發揮渠道效應。上述結果表明，采用PSM 配對樣本的回歸結果不影響本文結論的有效性。

表7 PSM-DID檢驗

（三）替換變量

1.替換全要素生產率變量。在本部分將利用以OP法測算的全要素生產率（TFP_op）替換原以LP 法測算的被解釋變量TFP_lp，具體檢驗結果見表8?？梢钥闯?，國資授權經營改革對國企全要素生產率的正向促進作用依舊顯著，而且融資約束在其中發揮的渠道效應也與上文保持一致。

表8 替換全要素生產率變量

2.替換融資約束變量。本文還參考陳峻等（2020）的方法，使用FC指數衡量企業受到的融資約束程度。具體算法為：①按照年度對企業規模、公司年齡、現金股利支付率三個變量進行標準化處理，并根據標準化后的變量均值對上市公司進行升序排序，確定融資約束虛擬變量FC_qu，定義上三分位和下三分位的樣本分別為低融資約束組（FC_qu=0）和高融資約束組（FC_qu=1）；②使用式（3）進行Logit回歸，進而擬合出每一企業年度的P（FC_qu=1）值作為融資約束的代理變量FC，其值取值范圍為0 ～1，該值越大說明企業面臨的融資約束問題越嚴重。

其中，Size 為企業規模，Lev 為企業的資產負債率，CashDiv 為企業當年發放的現金股利，MB 為企業的賬面市值比，NWC 為企業的凈營運資本，EBIT 為企業的息稅前利潤，Ta為企業的總資產。

由表9的穩健性回歸結果可知，前文得出的融資約束在國資授權經營改革和全要素生產率之間發揮渠道作用的結論依舊穩健。

表9 替換融資約束變量

（四）安慰劑檢驗

為了排除其他未知因素的影響，確保樣本國有上市公司全要素生產率的提升是由國資授權經營改革引起的，本文還進行了安慰劑檢驗。具體地，將兩類公司試點時間整體向前推三年，構造差分估計量DID_3 并進行回歸分析。由表10 安慰劑檢驗回歸結果可知，國有資本投資運營公司成立前DID_3 與TFP_lp 和TFP_op 均不再存在顯著相關性，表明國企全要素生產率的提升確實是由本輪國資授權經營改革引起的，本文研究結論不變。

表10 安慰劑檢驗

六、結論與啟示

本文基于兩類公司試點的準自然實驗，采用多期DID 模型考察了國資授權經營改革對國企全要素生產率的政策效應，并分析了其內在影響機制，得出如下結論：國資授權經營改革下，兩類公司的試點顯著提升了國企全要素生產率；融資約束在國資授權經營改革和國企全要素生產率二者之間發揮著渠道效應；異質性分析表明，對于地方國企和代理成本較高的國企，國資授權經營改革對企業全要素生產率的提升作用更為顯著。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：

第一，持續深化由“管資產”向“管資本”轉變的國資監管體制改革。要充分發揮兩類公司的積極作用，明確兩類公司的功能定位，筑牢政府與國企之間的隔離帶。一方面促使國務院國資委加強外部監督職能，減少對國企的直接干預，另一方面促進國企由行政型治理轉向市場型治理，以提高國有資產的運行效率，提升所出資國企的全要素生產率，進而推動國有經濟的高質量發展。

第二，繼續加強國資授權經營改革。通過授權清單等保障國有資本投資、運營公司市場主體地位，發揮其人格化股東的監督與治理作用，實現國企所有權與經營權、決策權與信息最佳匹配。鑒于國企所處層級、代理問題嚴重程度等因素對國資授權經營改革效果有所影響，應當一企一策實施授權放權，以扎實有效地推進國資授權經營改革。

第三，充分發揮兩類公司的類金融屬性，緩解國企面臨的融資約束。運用兩類公司市場化手段和專業的資本運作能力，通過創新融資方式、優化外部金融環境等降低國企融資成本，提高國有資本配置效率，優化國有資本布局。同時在兩類公司優化投資組合的過程中，積極推動符合條件的被出資企業同時開展混合所有制改革，以更好地發揮國資授權經營的作用。

第四，繼續完善國企公司治理機制，為全面深化國企改革及完善國有資產監督管理體制提供有利條件。本文前述研究發現存在嚴重代理問題的國企阻礙了國資授權經營改革效果，因此，應持續完善國企現代股份公司制度與公司治理機制，完善績效考核與激勵約束機制，緩解管理層代理問題，確保授權接得住、行得穩，進而提升國企核心競爭力，助力國有經濟高質量發展。

【 主要參考文獻】

卜君，孫光國.國資監管職能轉變與央企高管薪酬業績敏感性［J］.經濟管理，2021（6）：117 ～135.

陳信元，黃俊.政府干預、多元化經營與公司業績［J］.管理世界，2007（1）：92 ～97.

陳艷利，錢懷安.國有資本授權經營能否助力國有企業高質量發展——來自A 股國有上市公司的證據［J］.中國地質大學學報（社會科學版），2023（2）：103 ～119.

江軒宇.政府放權與國有企業創新——基于地方國企金字塔結構視角的研究［J］.管理世界，2016（9）：120 ～135.

花俊國，劉暢，朱迪.數字化轉型、融資約束與企業全要素生產率［J］.南方金融，2022（7）：54 ～65.

黃速建，肖紅軍，王欣.論國有企業高質量發展［J］.中國工業經濟，2018（10）：19 ～41.

黃群慧，王佳寧.國有企業改革新進展與趨勢觀察［J］.改革，2017（5）：5 ～14.

金碚.關于“高質量發展”的經濟學研究［J］.中國工業經濟，2018（4）：5 ～18.

李端生，宋璐.國有資本投資運營公司成立提高企業價值了嗎？——來自中央企業和省級改革試點的經驗數據［J］.經濟與管理研究，2020（10）：103 ～120.

劉志彪，凌永輝.結構轉換、全要素生產率與高質量發展［J］.管理世界，2020（7）：15 ～29.

柳學信，孔曉旭，牛志偉.新中國70 年國有資產監管體制改革的經驗回顧與未來展望［J］.經濟體制改革，2019（5）：5 ～11.

柳雅君，郭檬楠.國資監管體制改革與國有企業全要素生產率［J］.經濟問題，2023（1）：80 ～86.

魯曉東，連玉君.中國工業企業全要素生產率估計：1999-2007［J］.經濟學（季刊），2012（2）：541 ～558.

羅進輝.媒體報道的公司治理作用——雙重代理成本視角［J］.金融研究，2012（10）：153 ～166.

王曙光，楊敏.地方國有資本投資運營平臺：模式創新與運行機制［J］.改革，2018（12）：131 ～141.

文宗瑜，宋韶君.國有資本運營職能從國有企業剝離的改革邏輯及績效評價體系重構［J］.北京工商大學學報（社會科學版），2018（2）：10 ～17+104.

肖土盛，孫瑞琦.國有資本投資運營公司改革試點效果評估——基于企業績效的視角［J］.經濟管理，2021（8）：5 ～22.

楊興全，李文聰，尹興強.國資管理體制改革與國企創新——基于“兩類公司”設立的證據［J］.經濟管理，2022（6）：24 ～42.

張治棟，廖常文.全要素生產率與經濟高質量發展——基于政府干預視角［J］.軟科學，2019（12）：29 ～35.

鄭志剛.分權控制與國企混改的理論基礎［J］.證券市場導報，2019（1）：4 ～10+18.

Beck T.，Lwvine R.，Levkov A..Big Bad Banks？The Winners and Losers from Bank Deregulation in the Unite States［J］.The Journal of Finance，2010（5）：1637 ～1667.

Campello M.，Lin C.，Ma Y.，Zou H..The Real and Financial Implications of Corporate Hedging［J］.The Journal of Finance，2011（5）：1515 ～1647.

Chen Y.，Zhang L..Human Capital，Technology Adoption and Firm Performance：Impacts of China's Higher Education Expansion in the Late 1990s［J］.The Economic Journal，2018（614）：2282 ～2320.

Jensen M.C.，Meckling W.H..Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure［J］.Journal of Finance，1976（4）：5 ～50.

Levinsohn J.，Petrin A..Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Un-observables［J］.Review of Economic Studies，2003（2）：317 ～341.

Love I..Financial Development and Financing Constraints：International Evidence from the Structural Investment Model［J］.The Review of Financial Studies，2003（3）：765 ～791.

Shleifer A.，Vishny R.W..Politicians and Firms［J］.Quarterly Journal of Economics，1994（4）：995 ～1025.