基于环境正义视角的灾害社会工作创新

周利敏; 许瑜

基于环境正义视角的灾害社会工作创新

周利敏^,,
许瑜

广州大学公共管理学院，广州 51006

基金项目:

国家社会科学基金重大招标项目“基于灾变场景的应急社会学体系研究” 20&ZD151

详细信息

通讯作者:
周利敏，Email: xplm9703579@sina.com

中图分类号: D668;C916;D638
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出版历程
- 收稿日期: 2020-12-23
- 网络出版日期: 2021-07-05
- 刊出日期: 2021-05-24

Innovation of Disaster Social Work in the Perspective of Environmental Justice

ZHOU Limin^,,
XU Yu

摘要

摘要: 社会工作与环境息息相关，环境正义应成为社会工作的重要议题。在灾害社会工作中，社会工作者需要将环境正义融入全生命服务过程。就“自然—社会”而言，自然环境正义与社会环境正义具有不可分割性，社会工作者不仅需要对自然环境过度开发与弱势群体不公平制度安排持批判态度，而且要对现有环境不平等状况给予高度关注。就“正义—课程”而言，为了在社会工作服务中融入环境正义理念，需要培养学生践行专业正义的价值观与使命感。就“正义—重建”而言，社会工作者一方面倡导不能将“更好的重建”作为灾后消耗自然资源的借口，另一方面将服务对象从“受灾群体”向“弱势群体”转变。就“性别—正义”而言，社会工作者将性别作为灾害服务的关键指标，尤其需要关注妇女群体。就“环境—人类”而言，社会工作者必须重新考虑“人在环境中”的专业理念，这已成为灾害服务中复杂与关键的新兴领域。尽管灾害会进一步加剧环境不正义问题，但也提供了前所未有的改变机遇。社会工作者需要在环境正义视角下建构灾害全生命周期服务新实践模型，从根本上摆脱传统对环境正义议题的忽视。
- 灾害 /
- 环境正义 /
- 全生命周期 /
- 灾害社会工作 /
- 灾害全生命服务周期
Abstract: Social work is a profession closely related to the environment, so environmental justice should become an important topic of social work studies. Social workers need to integrate environmental justice into the whole-life service process. In terms of ″nature and society″, the natural environment justice and social environmental justice are inseparable. Social workers need not only to be critical of the over-exploitation of the natural environment and the punitive institutional arrangements for the disadvantaged groups but also to be aware of the existing environmental inequality. As far as ″justice and education″ is concerned, in order to integrate the concept of environmental justice into social work services, it is necessary to cultivate students′ values and sense of mission to practice professional justice. In terms of ″justice and reconstruction″, social workers advocate that ″better reconstruction″ cannot be used as an excuse for consuming natural resources, and on the other hand, they also need to transform their service targets from ″disaster-affected groups″ to ″vulnerable groups″. As far as ″gender and justice″ is concerned, social workers should regard gender as a key indicator of disaster services and pay attention to women especially. As far as ″environment and human″ is concerned, social workers must reconsider the professional concept of ″people in the environment″, which has become a complex and critical emerging field in disaster services. Although disasters will further exacerbate environmental injustice, at the same time it also provides unprecedented opportunities for change. Social workers need to construct new theories and new practical models of life-cycle disaster service from the perspective of environmental justice and fundamentally get rid of the traditional neglect of environmental justice issues.
- disaster /
- environmental justice /
- full-life cycle /
- disaster social work

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一. 问题提出

改革开放以来，中国的经济增长虽然偶有增速波折，但总体上经历了长达30年的快速增长期，以世界第二经济大国的体量进入减速提质的高质量发展阶段。调整产业结构、优化产业内要素资源配置，提高供需适配性，解决困扰中国经济多年的供给侧与需求侧的结构性矛盾，是我国经济向高质量发展转型的必要之举。然而，自20世纪80年代以来，波段式发生的产能过剩问题成为我国经济发展中“久治不绝”的顽疾^[1]。自2006年来，中央及各级地方政府先后出台了一百多项有关化解产能过剩的政策文件^[2]，但是产能过剩问题却陷入了“过剩、调控、再过剩、再调控”的怪圈^[3]，并呈现出由煤炭、钢铁、电解铝等传统行业向以光伏为代表的战略性新兴产业蔓延、由周期性过剩向结构性过剩转变的态势。其中国有企业的产能过剩问题尤为突出，从“数量”上看，国有企业的产能利用率显著低于非国有企业^[4-5]；从“质量”上看，国有企业由于技术非效率所导致的产能利用率不足为其从过剩产能向落后产能演化埋下了伏笔^[6]。

国有企业的产能过剩问题是市场因素与体制因素共同作用下的复杂产物。从市场角度来看，行业产能过剩作为一种非期望的投入产出，其直接的形成原因是行业中带来落后产能的各类生产要素无法在市场机制的作用下及时有效地退出，市场的价格信号对企业投资行为与经营行为的调节作用失灵，最终表现为产品供给大于市场需求^[7]，这其实是供给侧的资源错配带来的供需适配性偏差。从体制成因的角度看，地方政府的不当干预是诱发国有企业产能过剩的重要因素。地方政府为了避免产能过剩企业破产退出所可能导致的GDP增速下降、失业增加等问题，往往会对其进行补贴，这会扭曲企业的产能投资行为，导致过度投资进而恶化产能过剩。并且，为了实现特定政策目标，地方政府利用要素定价权也可能对特定行业的生产、投资成本产生显著的影响。这种“政府价格信号”对市场价格信号形成了严重冲击，诱使许多企业依据政府价格信号而非市场价格信号去配置资源，最终形成所谓体制性产能过剩现象^[8]。

从化解国有企业产能过剩的路径和手段来看，单纯依靠政府或者市场的力量都难以达到理想的政策效果。兼并重组是化解产能过剩的重要市场化措施，但实践发现，在国有企业中并购重组无法对产能过剩起到显著的化解之效^[9]。国有企业因其特殊的制度背景和经营环境，往往受制于行政力量进行兼并重组，这反而可能强化在位国有企业的先占地位，反向激化产能过剩^[10]。而政府补贴作为政府调控企业行为，特别是创新等正向激励性行为的重要途径，对于国有企业产能利用率的作用效果在已有文献中也莫衷一是。一种观点认为，地方政府普遍存在的补贴性政策是扭曲企业投资行为、诱发企业过度投资进而形成产能过剩的重要因素^[11-14]；另一种观点则认为，政府补贴可以补偿企业因技术溢出所导致的创新投入下降、扩宽企业出口渠道，从而提升其产能利用率^[15-16]。

由于国有企业的特殊属性，主要依靠市场力量实现化解过剩产能的措施落实到国有企业时，其效果很难不被国有企业与地方政府之间的复杂关系所影响，从而难以达到预期目的；而地方政府的产业政策，在不同的市场条件下，对于国有企业的激励也会大相径庭。党的十九届五中全会指出：“充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，更好地发挥政府的作用，推动有效市场与有为政府更好结合。”而有效市场的建设离不开有为政府的作用，有为政府也只在有效市场中才能发挥更大的作用^[17]。因此，要建立化解国有企业产能过剩的长效机制以及形成“有效市场和有为政府”二位一体的施策方针，一方面要充分发挥市场的作用，使经济体系中供给侧的生产要素价格能够充分体现要素的稀缺性，纠正国有企业中信贷、劳动力等要素配置扭曲，这需要政府在提升有形和无形的基础设施网络、完善制度体系等方面发挥积极作用，破除阻碍市场机制发挥作用的壁垒；另一方面，政府要想发挥积极作用，需要有效市场作为依托，有效的市场鼓励创新、优胜劣汰，使得长期产能过剩的低效企业可以自然退出，让市场而非政府发挥选择“优等生”作用，辅之以产业政策的功能性作用发挥。让“有形之手”配合而不是左右“无形之手”，可能是化解产能过剩的根本路径。当“有形之手”，如政府补贴难以触及企业的内在治理结构时，往往无法显著提高企业的生产效率，反而可能进一步诱发资源错配问题^[18]。当“有形之手”的作用是对企业松绑，为“无形之手”的作用发挥创造空间，如通过国有企业改革削减国有企业的政策性负担、破除国有企业的体制障碍，就会提高国有企业效率^[19-21]。此外，“有形之手”的作用效果还往往受限于政策强度、地区市场化进程以及产业特征等因素，在不恰当的时空背景下，“有形之手”不仅无益于“政府有为”，甚至会引致“政府乱为”^[22]。那么，在国有企业去除过剩产能这一背景下，代表有效市场的“无形之手”与代表政府干预的“有形之手”，二者之间是怎样的关系？“有形之手”是左右还是配合“无形之手”？这可能是决定国有企业去产能效果的根本性因素。

本文以地区市场化进程表征“无形之手”的作用水平，以混合所有制改革和政府补贴来表征地方政府试图对国有企业的生产经营活动施加的干预行为，刻画政府“有形之手”的作用，进而通过对“无形之手”和“有形之手”之间作用关系的理论与实证研究，探究化解国有企业产能过剩的长效机制。相较于已有文献，本文的创新点包括：第一，政府补贴并不是诱发国有企业产能过剩的主要因素，政府补贴与国有企业产能利用率之间存在显著的“倒U型”曲线关系。第二，当“有形之手”占据上风，试图左右“无形之手”时，其对以产能利用率为表征的企业发展会产生显著的抑制作用，具体表现为，政府补贴随补贴强度的增加反而对国有企业的产能利用率产生不利影响。这是因为地方政府出于“父爱主义”动机，在实行补贴政策时强行扶持自立能力低下的国有企业所产生的全要素生产率与政府补贴强度“倒挂”问题。此时“有形之手”已经占据上风，违背市场规律的高强度补贴成为诱发国有企业产能过剩的内在根源。第三，相较于对自立能力不足的国有企业进行高强度补贴，混合所有制改革通过引入非公有制股权，调整了国有企业内部治理结构，“有形之手”对国有企业发展的不当干预被逐渐放松，由左右“无形之手”过渡为配合“无形之手”，国有企业的政府补贴利用效率得到了显著提高，从而促进了其产能利用率的提升。第四，随着地区市场化进程的推进，一方面，国有企业生产要素的非效率配置得到“纠偏”，超额雇员和过度投资对于国有企业产能利用率的抑制作用得到了显著削弱；另一方面，混合所有制改革对于国有企业产能利用率的提升作用得到了强化，这是因为由地区市场化水平表征的“无形之手”的力量占据上风，“有形之手”配合“无形之手”使国有企业的产能利用率得到了显著提升。

二. 理论与假设

一 “有形之手”对国有企业产能利用率的影响

政府要成为“有为政府”的前提是尊重有效市场，能够明晰市场和政府的边界。“有为”并不一定是有所作为，减少和消除政府对于企业与市场的不当干预也是“有为”的一种表现。当然，市场失灵理论也为政府在一定领域内、一定程度上对市场和企业行为进行干预提供了依据，其中政府补贴研发创新就是接受度最高的一种干预方式。但是，如果干预的领域由研发创新扩展到对国有企业改革的补贴，这种干预方式是否有利于国有企业去产能？这是本文要考察的第一个问题。

1 政府补贴一定会恶化国有企业的产能过剩吗？

曹亚军和毛其淋利用中国工业企业数据库，采用PSM-DID方法，发现中等强度的补贴通过提高企业的生产效率和拓宽出口渠道会提高企业的产能利用率，然而高强度的补贴会提高企业的寻租成本进而抑制产能利用率的提升^[16]。张亚斌等通过建立两期不完全信息的动态博弈模型，发现当市场存在信息不对称时，地方补贴性竞争导致的产能过剩率长期大于正常产能过剩率；企业所获补贴越多，行业爆发产能过剩的可能性越高^[23]。徐齐利等研究了在光伏企业样本中，生产补贴、投产补贴、购置补贴对企业产能利用率的影响机理，发现在短期三种补贴模式均不会引起行业的产能过剩；在长期，补贴的强度起决定性作用，补贴强度越大，行业产能过剩越严重。随着政府补贴强度的提高，企业全要素生产率的提升被显著抑制，这可能是导致其产能利用率下降的重要因素^[24]。随着补贴强度的增加，政府补贴对于企业全要素生产率的影响将逐渐从促进转变为抑制^[25]。无论是对于新兴产业还是传统制造业，政府补贴都会对企业全要素生产率产生显著的负面影响^[26]。对于不同所有制的企业，政府补贴对企业全要素生产率均产生了显著负向影响，国有企业尤为严重^[27]。而从省域视角看，全要素生产率的区域间差异分布格局往往与产能利用率的区域间表现具有一致的空间分布特点^[28]。综上所述，本文提出以下假设：

H1 政府补贴对于国有企业产能利用的影响并非线性的，随着补贴强度的变化，二者间会表现出倒“U”型曲线特征。

H2 地方政府出于“父爱主义”的动机强行扶持自立能力低下的国有企业是导致其产能过剩的根本内因。

2 当“有形之手”从左右转向配合“无形之手”时，国有企业的产能利用率会得到提高吗？

中国式产能过剩问题的根源并不仅仅是经济周期的波动，体制扭曲所带来的资源错配是更深层次的原因^[13]。在以GDP为核心的官员晋升考核机制的刺激下，国有企业作为地方政府进行经济干预的重要载体，承担地方政府下压GDP指标的同时接受地方政府相关的信贷、土地等资源倾斜优惠政策，这扭曲了国有企业产能投资行为和竞争行为，加剧了国有企业的过度投资以及由此带来的产能过剩问题^{[12-13, 29-30]}。国有企业经过混合所有制改革后，政府出于自身的政治和经济目标对国有企业的生产经营行为进行干预的强度被削弱、渠道减少，企业的过度投资水平下降^[31-32]，自主决策能力增强，劳动力雇佣决策在很大程度上回归到企业本身的利润最大化决策轨道上来^{[20, 33]}，从而提高了企业的产能利用率。如果说“有形之手”对“无形之手”的不当干预是诱发国有企业产能过剩的重要原因，那么混合所有制改革就意味着“有形之手”的不当干预得以部分削弱，“有形之手”对“无形之手”由左右转变为配合，这时如果企业的产能利用率能够得到显著提高，就可以进一步增强本文的“松绑国有企业所受到的‘有形之手’的钳制是化解国有企业产能过剩的治本之策”这一结论的可靠性。基于上述分析，本文提出如下假设：

H3 经过混合所有制改革，国有企业的产能利用率会得到显著提升。

H4 提高国有企业对于政府补贴的利用效率是混合所有制改革化解其过剩产能的重要路径。

二 “无形之手”在资源配置中的决定性作用

地区市场化进程和中央政府采取的国有企业改革策略将分别影响各级地方政府控制国有企业的经济、政治动机^[34]。在中国渐进式市场化改革进程中，地方政府为了保持国有企业在事关国计民生的行业中具有“较强影响力”而进行了大量的干预。随着市场化进程的不断推进，在民营企业成本优势的挤压下，相对低效的国有企业出现产能过剩^[35]。随着市场化程度的提高，国有企业的生产效率也呈现出追赶趋势^[36]，地方政府进行国有企业改革的经济效率动机增强，寻租动机降低^[37]，企业的生存门槛也随之上升，从而提高了落后产能的清退效率^[38]。此外，地区市场化水平还会影响政府补贴对于企业的作用效果。地区市场化水平的提高可以强化政府补贴政策下企业技术投资对经济增长质量的促进作用^[39]，弱化地方政府落实产业政策的激励扭曲，降低政策资源错配的程度，进而缓解产业政策刺激产能扩张、激化产能过剩的问题^[40]。通过市场化机制，企业治理水平得到提高，可以显著缓解产能过剩^[41]。

劳动力和资本是企业最基本的生产要素，而产能过剩在一定程度上可以理解为企业的产出长期大幅度低于其劳动力、资本和其他生产要素可以达到的生产可能性边界，企业存在劳动力和资本等生产资源的冗余配置情况。从劳动力配置来看，在市场化程度较低时，国有企业承担诸多的社会职能，甚至为员工提供“终身雇佣”，城市居民离职或改变工作(尤其是离开国有企业)的成本和风险非常高^[42]；国有企业往往还承担着地方政府扩大就业与维持地方就业稳定的政策任务^[19]，这使得国有企业内部存在严重的冗员问题，埋下形成过剩产能的巨大隐患。从资本配置效率来看，企业的投资活动会产生举足轻重的影响。政府补贴作为国有企业的一种资本补充形式，其利用的方式和效率将直接影响国有企业的投资效率。在不同市场化程度下，企业利用政府补贴的方式和效率也有着显著的差异。当前中国各地区间的市场化进程不均衡，地方政府干预经济的程度也有明显差异，这会影响到政府补助企业的动机与意愿^[43]。当市场化程度较低时，政府对资源的控制能力较强^[44]，政府补贴在一定程度上为企业寻租提供了激励，财政补贴刺激过度投资的问题更为突出^[45-46]；在市场化程度和经济发展水平较高的发达地区，企业对政府补贴的利用效率较高，政府补贴转换为企业的高效投资，从而对企业的投资效率提高产生了显著的促进作用^[47]。

基于上述分析，本文提出如下假设：

H5 地区市场化程度的提高可以通过纠正国有企业的劳动力和资本要素错配来提升其产能利用率。

H6 市场化程度可以强化混合所有制改革化解国有企业产能过剩的作用。

三. 样本选择、数据来源与研究方法

一模型设定

1 倾向得分匹配

为了排除可能存在的自选择效应，即国有企业本身的某些特征会影响其进行混合所有制改革的概率以及得到不同强度政府补贴的可能^[48]，本文首先采用倾向得分匹配法(PSM)来寻找与实验组尽可能相同的对照组个体，以保证估计结果的准确。根据最大化R²的原则，选取资产规模(Size)、存续时间(Age)、国有企业的代理成本(Agent)、企业劳动力水平(Laber)、流动资产(Lnld)、利润率(Profit)、营业收入增长率(Growth)、全要素生产率^①(Tfp)、资产负债率(Lev)为匹配变量^[49]。利用Logit模型估算出国有企业混合所有制改革的倾向得分，再采用1∶1近邻匹配对实验组和对照组进行匹配。由于国有企业发生混合所有制改革的时间并不相同，因此采用逐年匹配的方式，为各年的处理组找到相应对照组。表 1中的检验结果表明，所有匹配变量经过匹配后，标准偏差的绝对值除企业年龄之外均不超过10%，匹配之后的t统计量不显著，即匹配后处理组和控制组不存在显著差异。这说明在给定倾向得分的情况下，处理组和控制组经过匹配后，处理与否是独立于匹配变量的。匹配后获得的样本保证了样本处理的随机性，确保了估计结果的可靠性。囿于篇幅，本文仅将2016年的检验结果报告在表 1中。

表 1 倾向得分匹配平衡性检验结果

变量		均值		标准偏差(%)	t统计量	P值
变量		处理组	控制组	标准偏差(%)	t统计量	P值
Size	匹配前	22.350 0	22.934 0	-46.300 0	-4.460 0	0.000 0
	匹配后	22.356 0	22.269 0	6.900 0	0.550 0	0.585 0
Growth	匹配前	0.394 0	0.150 1	32.800 0	3.730 0	0.000 0
	匹配后	0.265 4	0.251 7	1.800 0	0.150 0	0.878 0
Age	匹配前	2.939 8	2.945 4	-4.200 0	-0.410 0	0.683 0
	匹配后	2.936 1	2.950 5	-10.800 0	-0.810 0	0.421 0
Lev	匹配前	0.472 9	0.515 0	-19.800 0	-2.000 0	0.046 0
	匹配后	0.473 0	0.475 1	-1.000 0	-0.070 0	0.941 0
Agent	匹配前	0.036 6	0.038 4	-5.100 0	-0.540 0	0.591 0
	匹配后	0.037 7	0.039 47	-5.300 0	-0.390 0	0.695 0
Laber	匹配前	3 902.2	8 843.1	-27.300 0	-2.220 0	0.027 0
	匹配后	3 983.3	4 300.4	-1.800 0	-0.250 0	0.801 0
Tfp	匹配前	4.530 2	4.667 9	-23.500 0	-2.580 0	0.010 0
	匹配后	4.531 5	4.523 4	1.400 0	0.100 0	0.917 0
Lnld	匹配前	21.637 0	22.113 0	-33.800 0	-3.310 0	0.001 0
	匹配后	21.621 0	21.549 0	5.100 0	0.400 0	0.691 0
Profit	匹配前	0.078 7	0.066 5	4.500 0	0.510 0	0.609 0
	匹配后	0.069 1	0.091 3	-8.200 0	-0.630 0	0.531 0

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2 估计方程

地方政府出于“父爱主义”往往会对缺乏自立能力的国有企业进行补贴，以维持其运转，但这种违背市场规律的产业政策通常会导致不尽如人意的政策效果。本文以国有企业的全要素生产率表征其自立能力，通过以下模型来考察政府补贴对于具有不同自立能力的国有企业的作用结果：

$\text{CU}=a_0+a_1\text{Sub}+\boldsymbol{\gamma}\times Z_{it}+u_i+\boldsymbol{\tau}_t+\boldsymbol{\varepsilon}_{it}$

(Ⅰ)

此外，鉴于混合所有制改革具体在某个企业的实施年份并不全然相同，经典的两期DID模型并不适用，本文采用Beck等^[50]使用的多期DID模型来估计国有企业混合所有制改革对产能利用率的影响。鉴于篇幅有限且大多数文献对双重差分模型已经有了详细介绍，本文不再赘述。根据双重差分的基本思想，交乘项Reform_it×Time_t(下文以dd表示)系数β₁体现了国有企业混合所有制改革前后产能利用率的变化，本文通过以下模型检验混合所有制改革对于国有企业去产能的政策效果：

$\text{CU}=\boldsymbol{\beta}_0+\boldsymbol{\beta}_1\text{Reform}_{it}\times\text{Time}_\iota+\boldsymbol{\gamma}\times\boldsymbol{Z}_{it}+\boldsymbol{u}_i+\boldsymbol{\tau}_t+\boldsymbol{\varepsilon}_{it}$

(Ⅱ)

其中，u_i表示个体固定效应，τ_t表示时间固定效应，Z_it为控制变量。考虑到企业产能利用率的特性，参考何小钢等^[41]的做法，本文选取如下控制变量：国有企业存续时间(Age)、企业规模(Size)、企业成长能力(Growth)以及企业资产负债率(Lev)。

二数据来源与变量说明

1 样本选择

本文的研究样本是实施混合所有制改革的国营主体企业，样本期间为2002—2019年，包括2000年之前成立且在沪深交易所成功发行A股的非金融类国有上市公司。当企业的最终控制人由国有变为民营主体但依旧保留部分国有股份时，将其定义为发生了混合所有制改革^②。在剔除了相关财务指标在样本期间出现严重缺失或者混合所有制改革前后存在经营异常的企业样本后，最终获得了623家上市公司的样本。本文所使用数据来自CSMAR数据库、CCER数据库、国家统计局与中国市场化指数数据库。其中，市场化数据目前仅有1997—2016年的数据，参考陈耿等^[52]的做法，采用了根据各省2001—2016年的市场化指数的走势(年均变化率)外推得到的2017—2020年的数据(2001年是基期年份)。

2 变量说明

为剔除价格因素影响，相关变量均使用以2000年为基期的价格指数进行平减。本文中的连续变量均经过1%的缩尾处理来减轻离群值的影响。此外，在开始实证分析之前，还需要对各变量进行平稳性检验，以避免出现虚假回归，经过LLC、HT检验，本文所用变量均是平稳序列，囿于篇幅, 此处不再一一列出。

产能利用率。产能利用率是表征微观企业产能过剩程度最直接、普遍的指标，但是并不存在公认的最佳测算方法^[32]。峰值法、协整法、数据包络法(DEA)与随机前沿法(SFA)均为学界所广泛采用。由于SFA方法可以将影响潜在产出的不同因素区分开来，从而更好地测算潜在产出水平，因此本文采用该方法来测度国有企业产能利用率。在设定生产函数时，采用形式更为灵活且可以有效反映投入要素之间替代作用与交互作用的超越对数生产函数，来避免生产函数形式设定错误导致的测算偏差^[53]：

$\begin{aligned}\ \ \ \ \ \ln Y_{ii}&=a_0+a_1\:t+\frac{1}{2}\:a_2\:t^2+a_3\:\ln K_{ii}+a_4\:\ln L_{ii}+a_5\:t\times\ln K_{ii}+a_6\:t\times\ln L_{ii}+\frac{1}{2}\:a_7\:\ln K_{ii}\times\ln L_{ii}+\frac{1}{2}\:a_8\end{aligned}$

(\:\mathrm{ln}K_{it}\:)^2+\frac{1}{2}a_9(\:\mathrm{ln}L_{it}\:)^2+v_{it}-u_{it}

(Ⅲ)

其中，Y为产出，K为资本投入，L为劳动力投入，i表示个体，t表示年份。对于技术效率方程，本文采用Battese和Coelli^[54]的模型：

$\begin{aligned} &Y_{it}=X_{it}\beta+(v_{it}-u_{it}) \\ &u_{it}=z_{it}\delta \\ &i=1, \cdots, N;\iota=1, \cdots, T \end{aligned}$

(Ⅳ)

其中，Y_it是以对数形式表示的第i个企业第t期产出，X_it是第i个企业第t期投入的(k×1)维转置向量，β为待估计的参数。(v_it -u_it)为误差项，由两部分组成，ν_it与u_it相互独立且ν_it~iidN(0，δ_ν²)，u_it≥0，u_it~iidN(m_it，δ_u²)。Z_it为影响公司效率的(p×1)向量，包括股权集中度(OC10)，用企业前十大股东持股占总股本比例表示；区域虚拟变量(QY)，东部取1，中西部取0；经济增长趋势(Trend)，由HP滤波法对各省GDP对数值处理所得趋势项表示；时间趋势项(t)，用来控制时间固定效应。

产能利用率CU_it可由以下公式表示：

$\mathrm{CU}_{it}\text{=}\exp(\text{ -}u_{it})$

(Ⅴ)

过度投资。本文借鉴Richardson^[55]的模型，估算企业的正常资本投资水平，然后与企业实际资本投资水平进行对比来判断企业的投资状态。企业存在过度投资时，实际资本投资大于估算的正常水平；反之则为投资不足。具体模型如下：

$\begin{aligned}\mathrm{Invest}_{it}&=\alpha_0+\alpha_1\text{Growth}_{i,l-1}+\alpha_2\text{Lev}_{i,l-1}+\alpha_3\text{Size}_{i,l-1}+\alpha_4\text{Cash}_{i,l-1}+\alpha_5\text{Ret}_{i-1}+\alpha_6\text{Invest}_{i,l-1}+\\\sum\text{Year+}&\varepsilon&\end{aligned}$

(Ⅵ)

其中，新增投资(Invest)，由固定资产、长期投资和无形资产的净值改变量/年初总资产表示；企业杠杆比例(Lev)，用资产负债率表示；企业成长能力(Growth)，由营业收入增长率表示；企业规模(Size)，用企业总资产的自然对数表示；企业现金持有量(Cash)，用企业年经营活动现金流量净额/总资产表示；所有者权益占比(Ret)，由所有者权益/总资产表示；∑Year是控制时间固定效应的虚拟变量。

超额雇员水平测算。借鉴张辉等^[20]、陈林和唐杨柳^[33]的研究，本文将超额雇员记为El，并通过式(Ⅶ)来计算。其中，Staff是企业员工数量，用年末在册员工总数表示；Sale是企业年末营业收入；Indstaff代表企业所在行业的年末在册员工总数；Indsale代表企业所在行业的年末销售收入总额。

$\mathrm{El}_{i\iota}=(\text{ Staff}_{i\iota}-\frac{\mathrm{Indstaff}_{i\iota}\text{メSale}_{i\iota}}{\mathrm{Indsale}_{i\iota}})/\mathrm{Staff}_{i\iota}$

(Ⅶ)

描述性统计。本文所涉及的变量及其描述性统计分析见表 2。

表 2 变量描述表

变量	变量描述	均值	标准差	最小值	最大值
CU	产能利用率	0.669 8	0.113 2	0.241 0	0.890 5
lnL	劳动力人数对数值	7.744 0	1.434 5	3.688 9	10.843 1
lnK	资产净值对数值	20.197 6	1.757 1	8.000 2	27.077 4
lnY	企业营业收入对数值	21.415 3	1.625 9	6.798 9	28.794 5
dd	改革虚拟变量，表示Reform_it×Time_t，企业发生混合所有制改革当年及之后年份取值为1，否则为0	0.130 4	0.336 8	0.000 0	1.000 0
Sub	政府补贴，用补贴收入占企业营业收入的比重表示	0.003 6	0.025 2	0.010 0	0.800 0
Mar	市场化进程指数	7.718 1	1.893 0	2.330 0	11.710 0
Size	企业总资产对数值	22.219 3	1.326 2	19.451 9	25.890 5
Growth	企业成长能力，由营业收入增长率表示	0.200 1	0.599 4	-0.662 3	4.464 7
Lev	企业资产负债率	0.521 5	0.197 9	0.081 5	0.998 1
Overinv	过度投资，由式(6)算得	0.093 8	0.089 4	0.000 0	0.844 3
El	超额雇员	0.174 6	0.485 5	-0.467 6	0.989 5
Tfp	OP法测得企业全要素生产率	4.575 9	0.538 8	-3.028 3	14.476 3

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四. “有形之手”对国有企业产能利用率的作用

“有形之手”对国有企业的干预是影响其产能利用率变动的重要非市场因素，明晰“有形之手”对于国有企业产能过剩的作用机制是推进“有为政府”，进而化解国有企业过剩产能的前提条件。因此，本部分内容对政府补贴和国有企业混合所有制改革这两种政府对国有企业的代表性干预政策，也即“有形之手”的作用效果进行分析。

一基准回归

本文首先进行基准回归分析，相关结果汇报见表 3。(1)列和(2)列结果显示，在不进行PSM的全样本回归中，政府补贴(Sub)系数为负且在1%的水平上显著，说明政府补贴整体上对于国有企业产能利用率起到了显著的抑制作用；(2)列结果显示，在加入控制变量后，政府补贴对于国有企业产能利用率影响的系数大小、方向和显著性水平均没有发生显著变化，政府补贴对于国有企业产能利用率依旧产生了显著的抑制作用；(3)列和(4)列结果显示，无论是否添加控制变量，经过PSM之后政府补贴(Sub)的系数均为负数，但都不显著，说明政府补贴整体上对于国有企业产能利用率没有显著影响。这表明样本可能存在的自选择效应会显著影响政府补贴对于国有企业产能利用率的估计结果，没有经过PSM的相关结论是存在偏误的。因此，本文接下来均采用经过PSM的样本进行研究。

表 3 基准回归分析

变量	全样本		PSM
	(1)	(2)	(3)	(4)
	CU	CU	CU	CU
Sub	-0.124 3^***	-0.155 9^***	-0.033 0	-0.096 3
	(-3.82)	(-5.16)	(-0.34)	(-1.12)
Size		0.039 9^***		0.054 1^***
		(30.11)		(17.95)
Age		-0.023 5^***		-0.067 0^**
		(-3.64)		(-2.57)
Growth		0.025 8^***		0.026 1^***
		(22.73)		(11.74)
Lev		-0.073 1^***		-0.089 0^***
		(-13.51)		(-7.26)
常数项	0.664 0^***	-0.127 2^***	0.622 4^***	-0.308 7^***
	(748.36)	(-3.83)	(112.52)	(-3.11)
Year FE	YES	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES	YES
R²	0.617 0	0.671 9	0.642 4	0.713 5

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二锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？

1 倒U型曲线检验

已有文献讨论了补贴强度对于企业产能利用率具有异质性作用，发现不同强度的政府补贴对于企业产能利用率的影响效果可能完全不同。但类似研究要么是基于线性作用的角度进行的，没有考虑非线性作用存在的可能；要么是进行简单回归，没有考虑样本自身差异对估计结果的影响。此外，大多数对于非线性效应的考察往往是通过添加相关变量的高次方项来实现的，当高次方项系数显著且估计的拐点值在样本数据范围之内，则认为存在非线性效应。Lind和Mehlum认为，这一标准过于薄弱。当真正的关系是凸而单调时，模型估计将错误地产生一个极值点和U型关系(倒U型关系也是同样的道理)^[56]。本文采用Lind和Mehlum^[56]提出的方法进行了倒U型关系在一个区间上存在与否的检验，相关结果见表 4。

在表 4中，政府补贴及其二次方项均显著为负，初步表明政府补贴与国有企业产能利用率之间具有倒U型曲线关系的可能。此外，拟合的拐点值位于样本区间之内^③，斜率区间中存在负斜率，并且P值为0.000 0，可以在1%的显著性水平上拒绝单调的原假设。因此，在样本区间上，政府补贴对于国有企业的产能利用率的作用具有倒U型曲线的特征。这说明政府补贴并不必然会导致国有企业产能利用率下降，随着政府补贴强度的提高，它对国有企业的产能利用率呈现出先促进后抑制的状态。

表 4 倒U型曲线检验

变量	CU
Sub	0.632 2^***
	(6.54)
Sub²	-0.696 1^***
	(-8.28)
Size	0.037 9^***
	(29.50)
Age	-0.025 8^***
	(-3.88)
Growth	0.000 1^***
	(3.20)
Lev	-0.030 0^***
	(-10.96)
常数项	-0.225 6^***
	(-5.30)
Year FE	YES
id FE	YES
拐点值	0.454 1
样本区间	[0 1]
斜率区间	[0.632 1-0.760 0]
P值	0.000 0
R²	0.652 7

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2 分组回归检验

本小节通过分组回归，重点研究不同补贴强度对于国有企业产能利用率的作用效果，并进一步支撑前文政府补贴对于国有企业产能利用率具有非线性作用的结论。根据政府补贴数据的25%、75%两个百分位点，将其分为低强度、中等强度和高强度三组样本，然后进行分组回归，相关结果汇报见表 5。根据(1)列的结果，低强度的政府补贴系数为正，并且在5%的显著性水平上显著。根据(2)列和(3)列中的结果，中等强度的政府补贴系数为负，但并不显著，高强度补贴的系数为负，并且在10%的显著性水平上显著，这进一步印证了前文政府补贴对于国有企业产能利用率具有倒U型曲线特征的结论。而随着政府补贴强度的提高，其对国有企业产能利用率的作用逐渐由促进转为抑制，这种变化必然蕴藏着更为深刻的作用机制，需要进一步发掘。

表 5 政府补贴强度对产能利用率的异质性影响

变量	(1)	(2)	(3)
	low-Sub	mid-Sub	high-Sub
	CU	CU	CU
Sub	0.014 5^**	-0.034 7	-0.005 4^*
	(2.16)	(-0.42)	(-1.65)
Size	0.040 4^***	0.037 0^***	0.045 7^***
	(10.98)	(9.73)	(12.97)
Age	-0.078 9^***	0.000 3	-0.020 0
	(-3.64)	(0.01)	(-0.99)
Growth	0.022 9^***	0.015 0^**	0.025 7^***
	(5.16)	(2.52)	(4.76)
Lev	-0.048 5^**	-0.015 7	-0.123 5^***
	(-2.50)	(-0.79)	(-6.41)
常数项	0.005 1	-0.162 4	-0.236 4^**
	(0.05)	(-1.49)	(-2.38)
R²	0.334 5	0.183 0	0.286 6
Year FE	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES

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如果说政府对国有企业的补贴强度与企业的自生能力或者说市场竞争力成反比，则这可能就是现实，因为政府与国有企业的体制性连接关系，极易产生保护弱者的“父爱主义”。换言之，只能获得低强度补贴的国有企业可能是市场竞争力相对较高的企业，这时补贴对国有企业而言是“锦上添花”，真正影响企业经营行为的是市场竞争，是“有形之手”配合“无形之手”，此时，政府补贴的作用效果更为积极，产能利用率得到显著提升。但随着政府补贴强度的提高，政府补贴成为维持其生产和生存的一种手段，这种政府补贴强度的加大意味着“有形之手”的干预力量增强。在市场竞争机制下处于淘汰地位的落后企业难以通过“无形之手”的选择机制顺畅退出市场，“有形之手”凌驾于“无形之手”之上，干扰市场机制的正常运作。其结果是政府补贴对国有企业产能利用率的抑制作用逐渐显现，表现为中等强度的补贴对国有企业产能利用率的作用不显著，而高强度补贴对国有企业产能利用率呈现出显著的抑制作用。

3 政府补贴与国有企业全要素生产率的“倒挂”现象

从政策的供给端来看，补贴强度的不同会对国有企业产能利用率产生完全不同的效果；从政策的接受端来看，补贴对象的差异也是导致补贴使用效率出现鲜明分化的重要因素。通过表 6中全要素生产率与政府补贴的方差检验可以发现，受到低强度补贴的国有企业相对于受到更高强度补贴的国有企业来说，具有更高的全要素生产率。换言之，企业自身的全要素生产率水平相对高，说明企业优化要素配置的能力相对较强，补贴作为一种资金补充方式，可以更好地发挥作用。而享有高强度补贴的企业，补贴可能就是企业生存下去的救命稻草，并不能够对企业优化要素配置，提高产能利用率发挥积极作用。

表 6 全要素生产率与补贴强度的方差检验

行均值减列均值	Low_Sub	Mid_Sub
Mid—Sub	0.140 8^***
	(0.000 0)
High—Sub	0.260 5^***	0.119 6^***
	(0.000 0)	(0.000 0)

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为了进一步检验政府补贴强度对于国有企业产能利用率作用差异的内在机制，本文根据OP法测得的全要素生产率(Tfp)的25%、75%两个百分位点，将企业划分为低效率、中等效率和高效率三组，然后进行分组回归，相关结果汇报在表 7中。其中(1-1)(1-2)(1-3)三列结果考察的是不同全要素生产率条件下，政府补贴对于国有企业产能利用率的差异化作用；(2-1)(2-2)(2-3)三列结果考察的是在国有企业不同的自立能力水平下，政府补贴对于国有企业全要素生产率的差异作用。在表 7的(1-1)列结果中，政府补贴(Sub)的系数显著为负，说明当国有企业的自立能力较低时，政府补贴只会加剧其产能过剩程度。这表明当“有形之手”试图左右“无形之手”时，其违背市场经济规律的产业政策不仅难以达成预期目标，反而更大的可能是与之背道而驰；在(2-1)列结果中，政府补贴(Sub)的系数显著为负，说明当国有企业自立能力较低时，政府补贴会进一步抑制其全要素生产率的提高，形成“国有企业自立能力不足—政府不断输血来维持其运转—过剩产能不断累积—国有企业全要素生产率进一步下降”这一“火上浇油”的恶性循环。在(1-3)和(2-3)两列结果中，政府补贴(Sub)的系数均显著为正，表明当国有企业具有较高的自立能力时，政府补贴并不会造成其产能利用率下降，通过对政府补贴的高效利用，国有企业的产能利用率反而得到显著提升。与此同时，政府补贴还正向促进了全要素生产率的提高，形成“优质国有企业通过高效利用政府补贴而提高产能利用率，并进一步促进其全要素生产率提高”这一“锦上添花”的良性循环。这表明，当“有形之手”顺应市场经济规律配合“无形之手”发挥作用时，政策目标的实现往往会有事半功倍的效果。

表 7 政府补贴与国有企业效率的“倒挂”现象

变量	(1-1)	(1-2)	(1-3)	(2-1)	(2-2)	(2-3)
	Low-Tfp	Mid-Tfp	High-Tfp	Low-Tfp	Mid-Tfp	High-Tfp
	CU	CU	CU	Tfp	Tfp	Tfp
Sub	-0.217 5^**	-0.246 5	0.759 9^**	-0.088 0^***	-0.007 1	0.762 5^*
	(-2.56)	(-1.03)	(2.31)	(-2.66)	(-0.20)	(1.90)
Size	0.052 0^***	0.037 0^***	0.018 5^***	0.008 0^***	0.003 1^***	-0.044 6^***
	(11.30)	(4.91)	(2.87)	(4.42)	(2.71)	(-5.67)
Age	-0.022 3	0.085 0	-0.137 0^***	-0.031 3	0.004 4	0.050 1
	(-0.38)	(1.53)	(-2.90)	(-1.37)	(0.52)	(0.88)
Growth	0.028 6^***	0.030 3	0.011 7^*	0.007 1^***	-0.000 4	0.010 0^***
	(8.54)	(1.33)	(1.79)	(4.36)	(-0.66)	(2.60)
Lev	-0.058 8^***	0.017 1	0.010 2	-0.012 9^*	-0.002 2	0.060 1^*
	(-3.31)	(0.59)	(0.38)	(-1.91)	(-0.53)	(1.84)
常数项	-0.422 2^**	-0.387 3	0.655 2^***	0.323 2^***	0.376 1^***	1.359 7^***
	(-2.31)	(-1.64)	(3.33)	(4.47)	(10.52)	(5.69)
R²	0.760 9	0.754 1	0.770 0	0.503 3	0.502 8	0.473 6
Year FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES

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综上所述，政府补贴对于提高国有企业产能利用率是一个“中性政策”。补贴强度对于产能利用率的差异化影响仅仅是一个表面现象，更根本的是政府补贴对象的全要素生产率水平不同，这是政策效果优劣分化的内部决定因素。政府对国有企业的“父爱情结”会导致企业享有的政府补贴强度与其全要素生产率水平形成“倒挂”，这是“有形之手”对“无形之手”进行不当干预导致无效甚至负向政策结果的具象表现，假设H2得到验证。

三 “有形之手”由左右转向配合“无形之手”

国有企业经过混合所有制改革，引入其他所有制成分，国有股份不再居于主导地位，其所承担的政策性负担被极大地削弱。政府通过混合所有制改革后的企业来发挥隐形“有形之手”作用的意图已经难以为继，至多只能是配合“无形之手”，更可能的是无为和不干预。企业最大程度地回归其追求利润最大化的经济主体的本能，利用政府补贴的方式、领域和目标也将发生转变，从而提高对政府补贴的利用效率。本文采用公式(Ⅷ)来衡量国有企业的政府补贴利用效率(SC)，当国有企业接受1单位政府补贴所产出的利润低于行业均值时，则认定为政府补贴使用的低效率，反之则是相对高效地利用政府补贴，相关检验结果汇报见表 8。

表 8 混合所有制改革化解国有企业过剩产能机制分析

	(1)	(2)	(3-1)	(3-2)	(3-3)	(4-1)	(4-2)	(4-3)
	Full	Full	Low-Tfp	Mid-Tfp	High-tfp	Full	Full	Full
变量	CU	CU	SC	SC	SC	CU	SC	CU
dd	0.036 4^***	0.035 5^***	0.049 7^**	0.020 2	-0.031 0		0.030 7^**	0.0430 ^***
	(3.93)	(3.83)	(2.26)	(0.66)	(-0.74)		(2.01)	(4.03)
Sub	-0.0900	-0.2919^**
	(-1.02)	(-2.02)
dd×Sub		0.3170^*
		(1.76)
SC						0.006 9 ^***		0.006 3^**
						(2.66)		(2.46)
Size	0.055 8^***	0.055 8^***	-0.038 0^***	-0.029 7^**	-0.028 4^**	0.038 8^***	-0.032 3^***	0.038 7^***
	(18.12)	(18.11)	(-4.30)	(-2.45)	(-2.46)	(17.04)	(-6.44)	(17.19)
Age	-0.074 7^***	-0.074 6^***	-0.361 7^***	-0.244 0^***	0.076 0^*	-0.029 0^***	-0.111 5^***	-0.029 6^***
	(-2.69)	(-2.68)	(-5.64)	(-5.03)	(1.73)	(-4.33)	(-4.29)	(-4.45)
Growth	0.005 0^***	0.005 0^***	-0.066 9^**	-0.105 4^**	-0.035 1	0.000 1^***	-0.000 1	0.000 1^***
	(6.57)	(6.55)	(-2.06)	(-2.24)	(-0.78)	(3.24)	(-0.86)	(3.05)
Lev	-0.085 2^***	-0.084 2^***	0.001 0	0.000 2	0.000 8	-0.032 0^***	-0.002 8	-0.028 6^***
	(-6.78)	(-6.69)	(0.13)	(0.02)	(0.10)	(-6.61)	(-0.26)	(-6.39)
常数项	-0.349 1^***	-0.347 9^***	1.916 8^***	1.496 3^***	0.612 4^**	-0.101 8^***	1.143 4^***	-0.106 6^***
	(-3.43)	(-3.42)	(7.47)	(5.14)	(2.15)	(-3.06)	(8.87)	(-3.22)
R²	0.694 0	0.703 1	0.497 0	0.593 6	0.476 5	0.646 6	0.441 0	0.650 9
YearFE	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES

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$\mathrm{SC}_{it}=(\text{Sub}_{it}-\frac{\text{Indsub}_{\mathrm{it}}\text{メProfit}_{\mathrm{it}}}{\text{Indprofit}_{\mathrm{it}}}\text{)/Sub}_{it}$

(Ⅷ)

表 8中(1)列全样本回归结果显示，表示国有企业混合所有制改革的政策变量(dd)显著为正，说明经过混合所有制改革后，国有企业的产能利用率得到了显著提升。(2)列结果显示，交乘项(dd×Sub)的系数显著为正，政府补贴(Sub)的系数显著为负，相比于没有进行混合所有制改革的国有企业来说，改革后政府补贴对于国有企业产能利用率的负向作用得到了显著抑制，假设H3得到验证。

为什么相比于没有经过混合所有制改革的国有企业，政府补贴对改革后国有企业产能利用率的抑制作用被显著削弱了呢？当自立能力较低的国有企业依靠政府持续输血维持运营时，高强度的补贴只能用于解企业的燃眉之急，很难流向产品升级和技术创新等方面，从而造成政府补贴利用效率的低下。经过混合所有制改革后，国有企业追逐经济目标的动机得到强化，以市场竞争激发的企业自主发展意愿增强，自立能力提升的企业在政府补贴的支持下可以进一步革新生产技术、改良生产能力，从而提高企业的产能利用率。在表 8中，(3-1)(3-2)(3-3)三列结果检验了不同全要素生产率水平下，混合所有制改革对国有企业政府补贴利用效率的影响。(3-1)列结果中，dd的系数为正且在5%的水平上显著，表明自立能力较低的国有企业经过混合所有制改革后，其利用政府补贴的效率得到了显著提高；(3-2)(3-3)两列结果中，dd系数均不显著，说明随着企业自立能力的提高，混合所有制改革对国有企业利用政府补贴效率的影响逐渐减弱，这从侧面验证了不同全要素生产率水平下，国有企业利用政府补贴时存在的显著差异性。

在(4-1)列结果中，政府补贴利用率(SC)的系数显著为正，表明随着国有企业对政府补贴利用效率的提高，其产能利用率会得到显著提升。(4-2)列结果中，dd的系数显著为正，表明国有企业在经过混合所有制改革之后，其利用政府补贴的效率得到了显著提高。在(4-3)列结果中，dd的系数和政府补贴利用效率(SC)均显著为正。结合(4-1)和(4-2)两列的结果，混合所有制改革可以通过提高国有企业，尤其是全要素生产率较低的国有企业对政府补贴的利用效率进而提高其产能利用率，这是由于全要素生产率较低企业存在更大的进步空间所致。综上所述，假设H4得到验证。

五. “无形之手”如何推动国有企业去产能

一提高资源配置效率

理论分析表明，政府不当干预下国有企业的劳动力以及资本配置扭曲是导致其产能过剩的两个主要因素。在不同市场化程度下，政府对国有企业的干预动机以及效果都存在着较大差异。因此，本节重点分析市场化进程是否可以通过矫正国有企业的非效率资源配置来化解其产能过剩问题。

1 “无形之手”对国有企业劳动力冗余配置的纠偏作用

表 9中(2)列结果显示，超额雇员(El)的系数显著为负，说明随着国有企业劳动力非效率配置程度的恶化，其产能利用率会进一步下降；市场化程度和超额雇员的交乘项(Mar×El)系数显著为正，说明市场化程度提高，国有企业的超额雇员水平得到纠偏，超额雇员对于产能利用率的抑制作用会被不断削弱，国有企业对于劳动力要素的配置逐渐回归到以利润最大化为目标的决策轨道上来，假设H5得到验证。

表 9 “无形之手”对国有企业劳动力冗余配置的纠偏

变量	(1)	(2)
变量	CU	CU
El		-0.223 8^***
		(-47.21)
Mar×El		0.008 0^**
		(1.99)
Mar	0.001 4	0.002 5
	(0.28)	(0.37)
Size	0.040 6^***	0.021 9^***
	(20.09)	(14.55)
Age	-0.047 6^***	-0.020 3^**
	(-3.79)	(-2.23)
Growth	0.003 1^***	0.011 1^***
	(4.62)	(5.48)
Lev	-0.053 6^***	-0.053 2^***
	(-4.87)	(-6.71)
常数项	-0.095 4	0.330 9^***
	(-1.34)	(7.59)
R²	0.331 0	0.652 9
Year FE	YES	YES
id FE	YES	YES

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2 完善的市场化体制是政府补贴发挥积极作用的前提条件

理论分析中指出，政府补贴可能是恶化企业过度投资问题的重要因素，国有企业在其内生扩张动机和外部倾斜性信贷资源的双重刺激下，往往会形成过度投资进而导致产能过剩^[57]。但是，政府补贴对于国有企业投资效率的作用还会受到市场化进程的影响，市场化水平越高，市场制度越完善，国有企业面临的信贷约束软化和政府干预问题均会得到越大程度的缓解，非效率投资水平也会有所抑制。由此看来，市场化水平这一“无形之手”可能通过矫正国有企业的资本配置扭曲来化解其过剩产能，这需要通过实证分析来检验。资本非效率配置最直接的表现就是以过度投资为代表的投资扭曲。表 10汇报了在不同市场化程度下，政府补贴对于国有企业过度投资的不同作用。(1-1)(1-2)(1-3)三列结果形成了在低市场化程度条件下，政府补贴通过激化过度投资最终导致国有企业产能利用率下降的中介作用分析。(1-1)列的结果中政府补贴(Sub)的系数显著为负，政府补贴对于国有企业的产能利用率起到了显著的抑制作用；(1-2)列结果中，政府补贴(Sub)的系数显著为正，表明政府补贴显著激化了国有企业的过度投资水平；(1-3)列结果中，政府补贴(Sub)和过度投资(Overinv)的系数均显著为负，结合(1-1)列和(1-2)列的结果，在市场化程度较低时，政府补贴会通过刺激国有企业的过度投资，进而对其产能利用率起到显著的抑制作用。(2)列和(3)列结果中，政府补贴(Sub)的系数均不显著，表明当国有企业处于较高程度的市场化水平环境时，政府补贴对于过度投资并没有显著的刺激作用。随着市场化程度的提高，政府补贴并不会继续刺激国有企业形成过度投资。越发完善的市场制度、竞争环境以及法治建设对国有企业的经营目标产生了积极约束，使其越来越注重经济目标的实现，不断提高自身的投资效率，从而削弱了政府补贴通过刺激过度投资进而对产能利用率产生的抑制作用。

表 10 “无形之手”对过度投资的影响分析

变量	Low-Mar			Mid-Mar	High-Mar	Full
	(1-1)	(1-2)	(1-3)	(2)	(3)	(4)
	CU	Overinv	CU	Overinv	Overinv	Overinv
Overinv			-0.183 4^***
			(-3.07)
Sub	-0.023 2^***	0.012 8^*	-0.020 9^***	-0.289 6	0.353 6	-0.040 7
	(-3.09)	(1.67)	(-2.81)	(-1.46)	(0.86)	(-0.29)
Size	0.049 7^***	-0.007 0	0.048 4^***	-0.024 7^***	-0.001 1	-0.013 2^***
	(5.43)	(-0.75)	(5.37)	(-2.96)	(-0.08)	(-2.67)
Age	-0.214 4	0.119 1	-0.192 6	-0.072 5	0.116 5	0.064 6
	(-1.57)	(0.86)	(-1.43)	(-0.79)	(1.13)	(1.15)
Growth	0.024 5^***	0.025 4^***	0.029 1^***	0.025 8^***	0.013 4	0.026 3^***
	(4.05)	(4.12)	(4.74)	(4.50)	(1.57)	(7.62)
Lev	-0.137 9^***	0.070 5^*	-0.125 0^***	0.057 4^*	0.038 0	0.081 1^***
	(-3.73)	(1.87)	(-3.41)	(1.69)	(0.82)	(4.11)
常数项	0.159 1	-0.120 1	0.137 1	0.791 8^**	-0.242 3	0.155 8
	(0.36)	(-0.27)	(0.32)	(2.45)	(-0.58)	(0.82)
R²	0.7485	0.5129	0.7572	0.4685	0.4716	0.4539
Year FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES

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二强化混合所有制改革的正向作用

前文的理论分析已经探测到了市场化程度对于国有企业的经济主体属性以及自生能力等都会产生重要调节作用。随着地区市场化进程的深入，市场化制度环境日益完善，地方政府与国有企业之间的制度性联结关系会随着混合所有制改革的实施而发生改变。改革后的企业更积极地参与到市场竞争中，就会弱化地方政府的不当干预所产生的资源配置扭曲程度，进而缓解产业政策刺激产能扩张、激化产能过剩的问题。本节重点探究市场化程度对于混合所有制改革化解国有企业产能过剩的强化作用，为了便于解释调节效应模型中的系数，对市场化指数进行了标准化处理，相关结果汇报在表 11中。表 11中，(1)列结果显示，dd的系数显著为正，表明国有企业经过混合所有制改革后，产能利用率得到了显著提高；(2)列结果中，dd的系数依旧显著为正，且它与标准化后市场化指数的交乘项(dd×Mar)也显著为正，说明随着市场化程度的提高，混合所有制改革化解国有企业产能过剩的政策效果将会随之增强。

表 11 “无形之手”对混合所有制改革政策效果的强化作用

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	Full	Full	Low-Mar	Mid-Mar	High-Mar
	CU	CU	CU	CU	CU
dd	0.031 0^***	0.031 2^***	-0.014 4	0.035 5^***	0.036 0^*
	(3.37)	(3.40)	(-0.62)	(2.74)	(1.74)
Mar	0.001 6	-0.004 8
	(0.22)	(-0.60)
dd×Mar		0.012 2^**
		(2.06)
Size	0.053 3^***	0.053 1^***	0.055 5^***	0.045 0^***	0.050 7^***
	(17.37)	(17.31)	(8.42)	(8.61)	(6.94)
Age	-0.069 8^**	-0.063 5^**	-0.182 8^***	-0.020 1	-0.128 9^**
	(-2.53)	(-2.29)	(-2.72)	(-0.48)	(-2.46)
Growth	0.026 4^***	0.026 4^***	0.024 1^***	0.028 0^***	0.028 0^***
	(11.78)	(11.80)	(4.94)	(8.44)	(6.65)
Lev	-0.086 8^***	-0.087 8^***	-0.155 6^***	-0.073 3^***	-0.066 3^**
	(-6.97)	(-7.06)	(-6.16)	(-3.72)	(-2.35)
常数项	-0.307 0^***	-0.319 3^***	-0.022 5	-0.266 1	-0.072 0
	(-3.04)	(-3.16)	(-0.09)	(-1.59)	(-0.35)
R²	0.707 4	0.708 0	0.692 4	0.744 8	0.730 1
Year FE	YES	YES	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES	YES	YES

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为了进一步确定市场化程度对国有企业混合所有制改革的强化作用，(3)(4)(5)三列结果对不同市场化程度下国有企业混合所有制改革化解产能过剩的政策效果进行了分组检验。(3)列结果显示，dd的系数为负，在市场化程度较低时，国有企业经过混合所有制改革后，产能利用率没有得到提高反而有所下降，但在统计水平上并不显著；(4)列和(5)列结果显示，dd的系数显著为正，说明处于中、高等市场化程度时，经过混合所有制改革，国有企业的产能利用率均得到了显著提升。图 1所示的国有企业混合所有制改革边际效应图更为直观地展示出了上述结论：当市场化程度较低时，发生混合所有制改革的企业的平均产能利用率显著低于对照组的国有企业；随着市场化程度的提高，国有企业改革的政策效果逐渐显现出来，表现在图 1左中，即当市场化程度处于中等和高水平时，进行混合所有制改革的企业的平均产能利用率均显著高于对照组的国有企业^④。图 1右绘制出了(2)列结果中的调节效应边际作用图，从图中可以直观感受到，对于对照组中的国有企业来说，市场化程度的调节作用存在边际效应递减的特征，反观进行了混合所有制改革的国有企业，市场化程度的调节作用则表现出边际效应递增的特点。上述结论再次印证了前文的观点，即“有形之手”只有在遵循市场经济规律的条件下配合“无形之手”，让“无形之手”发挥资源配置的决定性作用，“有形之手”的政策作用效果才可能是积极的。而在市场化程度较低的地区推行混合所有制改革，却因为“有形之手”的不当干预色彩依旧浓厚，“有形之手”依然想要左右“无形之手”而难以发挥出政策的积极效果，往往事倍功半，甚至事与愿违。综上所述，随着地区市场化程度的提高，混合所有制改革对国有企业去产能的政策效果会进一步加强，假设H6得到验证。

图 1 政策效应图

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六. 稳健性检验

一关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验

1 更改匹配方法

前文采用1∶1无放回近邻匹配来进行倾向得分匹配，接下来分别采用1∶4近邻匹配与核匹配的方法来进行稳健性分析。表 12中(1)列和(2)列分别为相应的回归结果，国有企业混合所有制改革的政策变量dd均在1%的水平上显著为正，表明本文中所识别的政策效果不受匹配方法选择的影响，其估计结果是稳健的。

表 12 更改匹配方法

变量	(1)	(2)
	1∶4近邻匹配	核匹配
	CU	CU
dd	0.040 2^***	0.036 6^***
	(6.48)	(9.02)
Size	0.048 3^***	0.036 5^***
	(22.59)	(26.33)
Age	-0.044 5^***	-0.031 6^***
	(-2.61)	(-3.79)
Growth	0.026 5^***	0.025 0^***
	(16.56)	(21.06)
Lev	-0.078 9^***	-0.067 8^***
	(-9.17)	(-12.12)
常数项	-0.262 2^***	-0.032 0
	(-3.97)	(-0.86)
R²	0.703	0.682
Year FE	YES	YES
id FE	YES	YES

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2 平行性检验

针对双重差分法估计的结果，保证其满足无偏性的一个前提条件是实验组和控制组之间需要满足平行趋势假设，如果实验组和控制组在事件发生之前存在时间趋势差异，则说明在政策发生之前就已经存在使国有企业产能利用率发生显著变化的因素。因此，为了进一步验证本文多期DID模型的适当性，参考马超平和张晓燕^[58]的做法，本文进行了平行趋势检验。图 2右显示，在政策发生前，表示国有企业混合所有制改革的系数在5%置信区间中包含0，而政策发生后，表示国有企业混合所有制改革的系数在5%置信区间显著不包含0，表明本文所研究的国有企业混合所有制改革是满足平行性假定的。

图 2 平行趋势检验图^⑤

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3 基于随机抽样的安慰剂检验

本文进行了安慰剂检验来考察估计结果的稳健性。在传统DID模型中，由于实验组接受的政策冲击是在同一期内发生的，可以通过随机抽取相同数量的实验组来进行安慰剂检验。多期DID模型由于个体接受政策冲击的时间不一致，上述方法不再适用。本文首先根据个体进行分组，然后对每一组随机抽取一个年份作为其政策时间，并且保证总体上接受政策冲击的个体为123个，从而构建了虚拟的控制组和实验组以及随机分配的政策冲击时间。将上述过程重复500次，所得交互项系数分布由图 3左给出。500次模拟系数分布的均值为-0.000 38，远小于真实估计结果0.036 4，并且在其上浮两个标准差之外，因此有理由相信随机模拟的结果与本文估计的真实结果有显著差异。这说明，如果国有企业在事先知晓自身将要进行混合所有制改革后作出相应投资和经营策略的调整，并且这种潜在行为才是影响国有企业混合所有制改革后产能利用率改变的核心因素，那么在虚拟的政策实施年份下回归，其结果和真实回归值之间应该不具有显著差异，方可说明是这种行为导致了混合所有制改革后企业的产能利用率得到显著提升。但安慰剂检验的结果表明，虚拟的政策年份下，回归结果远小于真实值，表明即使这种效应存在，也无法解释真实的回归结果，也就是说，混合所有制改革后产能利用率的提升并非由于其他政策实施所引致的。此外，本文参考邓忠奇等^[59]的做法，单独将500次模拟中显著的系数提取出来进行研究。在500次抽样中，是有概率出现接近真实分组或其对立面的分组情况，此时估计所得系数应该接近真实估计结果±0.036；反之，如果显著的系数分布距离±0.036较远，则说明除了混合所有制改革外还存在其他影响因素。10%水平下显著的系数分布如图 3右所示，±0.036非常接近分布峰值所对应的系数(左右峰值不对称是由于处理组与控制组个体数量不同，抽到和真实情况完全相反的分组概率极低)。因此，本文对国企混改的政策识别是准确的。

图 3 模拟系数分布图

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二关于政府补贴的稳健性检验

为了缓解政府补贴可能存在的内生性问题，一方面本文加入了更多的控制变量来克服可能存在的遗漏变量问题，另一方面参考杨亭亭等^[60]、闫志俊和于津平^[26]的做法，改变政府补贴的测度方式，利用其对数值来表示政府补贴，结果见表 13中(1)列；此外，采用政府补贴的一阶滞后变量作为其工具变量进行了两阶段最小二乘回归(2SLS)，回归结果见表 13中(2)列；与此同时，(3)列和(4)列汇报了相应的经过PSM后的样本回归结果。在(1)列结果中，更换政府补贴的测度方式后，未经PSM的样本回归显示，政府补贴对国有企业的产能利用率产生了显著的抑制作用；(3)列结果显示，在经过PSM之后，政府补贴对国有企业的产能利用率不具有显著的影响。(2)列结果显示，未经PSM的样本在使用两阶段最小二乘法之后，政府补贴对国有企业的产能利用率呈现出显著的抑制作用；(4)列结果表明，在经过PSM之后，政府补贴对国有企业的产能利用率不具有显著的影响。上述分析与正文中的研究结论保持一致，政府补贴对于国有企业产能利用率的作用结果受自选择效应带来的内生影响较大，在克服了自选择问题后，政府补贴并没有对国有企业的产能利用率产生显著的抑制作用。

表 13 政府补贴稳健性分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	双向固定效应		PSM		Probit	Probit-PSM
	CU	CU	CU	CU	Tfp	Tfp
Sub	-0.001 1^**	-0.179 3*	0.001 4	0.032 4	-2.716 4^**	-3.893 7^*
	(-2.44)	(-1.90)	(1.40)	(0.15)	(-2.14)	(-1.90)
Size	0.033 0^***	0.039 5^***	0.047 6^***	0.041 9^***	0.806 6^***	0.695 3^***
	(20.23)	(32.46)	(13.23)	(17.34)	(18.12)	(14.53)
Age	-0.006 6	-0.006 0	-0.025 4	-0.036 3^***	-0.684 1^***	-1.322 7^***
	(-0.87)	(-1.45)	(-0.87)	(-3.76)	(-3.84)	(-6.57)
Growth	0.018 2^***	0.012 1^***	0.017 1^***	0.007 6^**	0.207 2^***	0.247 3^***
	(16.41)	(5.52)	(7.74)	(2.46)	(5.17)	(4.20)
Lev	0.011 3^*	-0.020 3^***	-0.000 8	-0.018 8	-0.834 8^***	-0.661 7^***
	(1.89)	(-3.01)	(-0.06)	(-1.48)	(-3.25)	(-2.94)
OC10	0.184 8^***	0.052 4^***	0.187 4^***	0.098 6^***	1.260 2^***	1.147 3^***
	(21.30)	(6.78)	(10.18)	(8.04)	(4.12)	(4.63)
Profit	0.101 5^***	0.125 6^***	0.096 0^***	0.190 8^***	0.678 5^**	0.360 2^*
	(28.87)	(18.35)	(13.53)	(14.52)	(2.48)	(1.81)
Lnl	-0.014 5^***	-0.013 2^***	-0.016 2^***	-0.014 2^***	-0.018 3	-0.070 1^**
	(-12.78)	(-14.14)	(-5.84)	(-7.54)	(-0.44)	(-2.10)
常数项	-0.035 0	-0.150 3^***	-0.338 4^***	-0.158 0^***	-15.948 3^***	-12.058 7^***
	(-0.95)	(-6.70)	(-3.24)	(-3.16)	(-16.97)	(-12.39)
R²	0.734 4	0.255 2	0.766 4	0.348 6	0.369 2	0.293 5
Year FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES
id FE	YES	YES	YES	YES	YES	YES

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在(5)列和(6)的列结果中，本文使用LP法测算的全要素生产率来替代正文中OP法测得的全要素生产率，根据75%分位数将样本分为高效率和低效率企业，并进行Probit回归来检验政府补贴与全要素生产率之间关系的稳健性。政府补贴(Sub)的系数为负并且在5%的水平上显著，表明获得补贴越多的国有企业越是生产效率较低的企业，这与前文政府补贴强度与企业全要素生产率之间存在倒挂现象的分析一致。综上所述，本文对于政府补贴的有关分析是稳健的。

七. 结论与政策建议

本文基于市场效率与政府干预的双重视角探究了国有企业产能过剩的化解机制，深入解析了政府补贴和混合所有制改革作为代表政府“有形之手”的典型政策措施对于国有企业产能利用率的现实作用机制，以及由地区市场化程度表征的“无形之手”如何调节政府干预对于国有企业产能利用率的作用结果，得到的研究结论主要有以下五点。

第一，政府补贴并不是诱发国有企业产能过剩的主要因素，在经过PSM之后，政府补贴整体上并没有对国有企业的产能利用率产生显著的抑制作用，以往关于政府补贴与产能利用率的研究中可能存在样本自选择偏误导致的估计误差。

第二，政府补贴对于国有企业产能利用率的作用结果与政策供需两端的自身性质有着紧密的关系。在政策供给端，低强度的政府补贴对国有企业的产能利用率存在显著的提升作用，而随着补贴强度的提高，这种作用逐渐扭转为负向抑制作用。在政策的接受端则存在政府补贴强度与国有企业全要素生产率“倒挂”的现象，即全要素生产率越低的国有企业越可能获得更高强度的政府补贴，形成“国有企业低效率生产→政府持续大量输血维持其运转→高强度补贴抑制全要素生产率提高→进一步降低低效率国有企业的产能利用率”这一恶性循环；而全要素生产率较高的国有企业往往只获得低强度的政府补贴，并且形成“国有企业高效率生产→高效利用政府补贴→政府补贴促进全要素生产率的提高→进一步提高低效率国有企业的产能利用率”这一良性循环。

第三，国有企业混合所有制改革可以显著提高国有企业的产能利用率，相比于没有进行改革的企业，混合所有制改革后的国有企业利用政府补贴的效率会更高，从而抑制了政府补贴对于国有企业产能利用率的负向作用。

第四，地区市场化进程可以间接地调控政府干预对国有企业产能利用率的作用效果，表现为市场效率可以显著调节国有企业的资源配置效率。一方面，由于超额雇员带来的劳动要素配置非效率，随着市场化程度的提高，政府对于国有企业施加的“稳经济、保就业”约束会有所松绑，国有企业的劳动力配置逐渐回归到企业追求经济目标最大化的轨道上来。另一方面，随着市场化程度的加深，越发完善的市场制度、竞争环境以及法治建设对国有企业的经营目标会产生积极影响，政府补贴对国有企业形成过度投资的刺激作用会减弱，使其越来越注重于经济目标的实现，不断提高自身的投资效率，进而削弱了政府补贴对于产能利用率的抑制作用。

第五，随着市场化程度的提高，混合所有制改革化解国有企业产能过剩的政策效果会随之增强。

在上述研究结论的基础上，本文提出两点政策建议。

第一，政府补贴并非引致国有企业形成过度投资、产能过剩的“洪水猛兽”，盲目的、一把抓的补贴模式和输血性补贴政策才是引致国有企业产能过剩的重要因素。这对各级政府提出了更高标准的施政能力要求：采用精准施策的方针代替传统的一刀切式的政策实施做法，提高政府治理能力和施政效率。

第二，“充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，更好发挥政府作用，推动有效市场和有为政府更好结合”，这是打造化解国有企业产能过剩长效机制的根本指导思想。一个有效的市场是政府发挥有效作用的基础，经过市场对资源配置的“纠偏”，政府不当干预所带来的负面影响将会得到极大的削弱；而一个有为政府是市场机制最终得以发挥其高效配置资源作用的重要助力，积极的功能性产业政策是弥补市场失灵、攻克各种“卡脖子”产业环节的重要措施，“有形之手”至多只能配合“无形之手”。

① 下文若无特别指出，均用Tfp表示由OP法测得的全要素生产率。

② 在余明桂等^[51]的设定中, 将国有企业终极控制人由国有主体变为民营主体定义为国有企业发生了民营化改革，但由于样本中发生相应变化的企业依旧会保留一部分国有股，因此本文认为将其定义为混合所有制改革更为准确。

③ 此处为了方便系数解释，对政府补助数据进行了最小—最大标准化处理。

④ 图 1中上侧横轴中的1、2、3分别代表市场化程度由低到高。

⑤ 图中虚线10%置信区间，实线代表回归系数。

图 1 灾害社会工作中的自然环境正义

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图 2 灾害社会工作中的社会环境正义

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图 3 环境正义视角下的全生命服务过程模型

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参考文献(15)

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[15]	周利敏. 大陆灾害社会工作实务反思与本土化启示——基于四川5·12大地震以来的实务经验[J]. 广州大学学报(社会科学版), 2014, 13(6): 25-32. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GZDX201406005.htm

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一. 问题提出
二. 理论与假设
一 “有形之手”对国有企业产能利用率的影响
1 政府补贴一定会恶化国有企业的产能过剩吗？
2 当“有形之手”从左右转向配合“无形之手”时，国有企业的产能利用率会得到提高吗？
二 “无形之手”在资源配置中的决定性作用
三. 样本选择、数据来源与研究方法
一模型设定
1 倾向得分匹配
2 估计方程
二数据来源与变量说明
1 样本选择
2 变量说明
四. “有形之手”对国有企业产能利用率的作用
一基准回归
二锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？
1 倒U型曲线检验
2 分组回归检验
3 政府补贴与国有企业全要素生产率的“倒挂”现象
三 “有形之手”由左右转向配合“无形之手”
五. “无形之手”如何推动国有企业去产能
一提高资源配置效率
1 “无形之手”对国有企业劳动力冗余配置的纠偏作用
2 完善的市场化体制是政府补贴发挥积极作用的前提条件
二强化混合所有制改革的正向作用
六. 稳健性检验
一关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验
1 更改匹配方法
2 平行性检验
3 基于随机抽样的安慰剂检验
二关于政府补贴的稳健性检验
七. 结论与政策建议

一. 问题提出
二. 理论与假设
一 “有形之手”对国有企业产能利用率的影响
1 政府补贴一定会恶化国有企业的产能过剩吗？
2 当“有形之手”从左右转向配合“无形之手”时，国有企业的产能利用率会得到提高吗？
二 “无形之手”在资源配置中的决定性作用
三. 样本选择、数据来源与研究方法
一模型设定
1 倾向得分匹配
2 估计方程
二数据来源与变量说明
1 样本选择
2 变量说明
四. “有形之手”对国有企业产能利用率的作用
一基准回归
二锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？
1 倒U型曲线检验
2 分组回归检验
3 政府补贴与国有企业全要素生产率的“倒挂”现象
三 “有形之手”由左右转向配合“无形之手”
五. “无形之手”如何推动国有企业去产能
一提高资源配置效率
1 “无形之手”对国有企业劳动力冗余配置的纠偏作用
2 完善的市场化体制是政府补贴发挥积极作用的前提条件
二强化混合所有制改革的正向作用
六. 稳健性检验
一关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验
1 更改匹配方法
2 平行性检验
3 基于随机抽样的安慰剂检验
二关于政府补贴的稳健性检验
七. 结论与政策建议

参考文献(15)

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基于环境正义视角的灾害社会工作创新

通讯作者: 周利敏，Email: xplm9703579@sina.com

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出版历程

Innovation of Disaster Social Work in the Perspective of Environmental Justice

一. 问题提出

二. 理论与假设

一 “有形之手”对国有企业产能利用率的影响

1 政府补贴一定会恶化国有企业的产能过剩吗？

2 当“有形之手”从左右转向配合“无形之手”时，国有企业的产能利用率会得到提高吗？

二 “无形之手”在资源配置中的决定性作用

三. 样本选择、数据来源与研究方法

一 模型设定

1 倾向得分匹配

2 估计方程

二 数据来源与变量说明

1 样本选择

2 变量说明

四. “有形之手”对国有企业产能利用率的作用

一 基准回归

二 锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？

1 倒U型曲线检验

2 分组回归检验

3 政府补贴与国有企业全要素生产率的“倒挂”现象

三 “有形之手”由左右转向配合“无形之手”

五. “无形之手”如何推动国有企业去产能

一 提高资源配置效率

1 “无形之手”对国有企业劳动力冗余配置的纠偏作用

2 完善的市场化体制是政府补贴发挥积极作用的前提条件

二 强化混合所有制改革的正向作用

六. 稳健性检验

一 关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验

1 更改匹配方法

2 平行性检验

3 基于随机抽样的安慰剂检验

二 关于政府补贴的稳健性检验

七. 结论与政策建议

计量

出版历程

目录

一. 问题提出

二. 理论与假设

一 “有形之手”对国有企业产能利用率的影响

1 政府补贴一定会恶化国有企业的产能过剩吗？

2 当“有形之手”从左右转向配合“无形之手”时，国有企业的产能利用率会得到提高吗？

二 “无形之手”在资源配置中的决定性作用

三. 样本选择、数据来源与研究方法

一 模型设定

1 倾向得分匹配

2 估计方程

二 数据来源与变量说明

1 样本选择

2 变量说明

四. “有形之手”对国有企业产能利用率的作用

一 基准回归

二 锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？

1 倒U型曲线检验

2 分组回归检验

3 政府补贴与国有企业全要素生产率的“倒挂”现象

三 “有形之手”由左右转向配合“无形之手”

五. “无形之手”如何推动国有企业去产能

一 提高资源配置效率

1 “无形之手”对国有企业劳动力冗余配置的纠偏作用

2 完善的市场化体制是政府补贴发挥积极作用的前提条件

二 强化混合所有制改革的正向作用

六. 稳健性检验

一 关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验

1 更改匹配方法

2 平行性检验

3 基于随机抽样的安慰剂检验

二 关于政府补贴的稳健性检验

七. 结论与政策建议

通讯作者:
周利敏，Email: xplm9703579@sina.com

一模型设定

二数据来源与变量说明

一基准回归

二锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？

一提高资源配置效率

二强化混合所有制改革的正向作用

一关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验

二关于政府补贴的稳健性检验

一模型设定

二数据来源与变量说明

一基准回归

二锦上添花还是火中浇油——政府补贴必然会导致国有企业产能利用率下降吗？

一提高资源配置效率

二强化混合所有制改革的正向作用

一关于国有企业混合所有制改革的稳健性检验

二关于政府补贴的稳健性检验