7.4.1　描述性分析

表7-3汇报了主要变量的描述性统计结果。从结果来看，非流通股份中，非国有股份参与的公司在45%左右，非国有股份整体占比达到26%。平均来看，各行业内国有员工和国有资产的占比分别是52%和54%。此外，其他变量的描述性统计结果与同类主题研究进行比较时，发现整体上是非常接近的，证实数据是可靠的。

从PanelB的组间均值比较结果来看，不管是使用非国有股是否参与还是非国有股占比，处于管制程度比较高的行业的国有控股上市公司中民营资本的参与更少，并且这种差异在统计意义上是显著的，这初步支持了本章的研究假设1。

从PanelC的组间均值比较结果来看，不管是使用非国有股是否参与还是非国有股占比，处于竞争程度比较高的行业的国有控股上市公司中民营资本的参与更少，并且这种差异在统计意义上是显著的，这初步支持了本章的研究假设2。

表7-3　描述性统计

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

7.4.2　多元回归结果

（1）行业管制对非国有股占比的影响

本章首先利用（7-1）式检验了行业管制对非国有股参与的影响，估计结果见表7-4。在表7-4中，第（1）～（2）栏报告了使用非国有股份是否参与的回归结果，选用的方法是probit回归。第（3）～（4）栏报告了使用非国有股占比的回归结果，选用的是tobit回归。在上述回归中，分别报告了加入公司层面控制变量和年份固定效应前后的结果。

从Panel A第（1）栏的结果可以看出，使用非国有股份是否参与作为被解释变量，在不控制任何因素的情况下，行业内国有资产占比高低（ins1_h）的估计系数为负，并且在1%的水平下显著（估计系数-0.230，t值-15.274），说明行业垄断对非国有股参与具有显著的负向效应，进一步验证了组间均值比较的结果。在逐步控制了可能影响非国有股参与的其他因素之后，行业内国有资产占比高低（ins1_h）的估计系数依然显著为负（估计系数-0.132，t值-8.671）。

第（3）～（4）栏使用非国有股占比作为被解释变量，主要发现与使用非国有股份是否参与的结果基本一致。以第（4）栏为例，在控制了各种因素之后，行业内国有资产占比高低（ins1_h）的估计系数为负，并且在1%的水平下显著（估计系数-0.106，t值-8.826）。

从Panel B的结果可看出，使用行业内国企员工占比高低（ins2_h）作为解释变量时，与使用行业内国有资产占比高低（ins1_h）结果相比，总体上是一致的。

从整体上看，表7-4的回归结果表明，无论是以非国有股份是否参与还是以非国有股占来反映非国有股份的参与，也不论是以行业内国有资产占比高低（ins1_h）还是以行业内国企员工占比高低（ins2_h）来度量行业管制，行业管制都显著地减少了非国有股份参与，这为本章的研究假设1提供了有力的经验证据支持。

表7-4　行业管制与国有企业混合所有制改革

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

（2）行业竞争对非国有股占比的影响

本章利用（7-2）式检验了行业竞争对非国有股参与的影响，估计结果见表7-5。在表7-5中，类似于行业垄断对非国有股参与的影响的检验，第（1）-（2）栏报告了使用非国有股份是否参与的回归结果，选用的方法是probit回归。第（3）-（4）栏报告了使用非国有股占比的回归结果，选用的是tobit回归。在上述回归中，分别报告了加入公司层面控制变量和年份固定效应前后的结果。

从表7-5第（1）栏的结果可以看出，使用非国有股份是否参与作为被解释变量，在不控制任何因素的情况下，行业竞争高低变量（hhi_h）的估计系数为负，并且在1%的水平下显著（估计系数-0.118，t值-6.761），说明行业竞争对非国有股参与具有显著的正向效应，进一步验证了组间均值比较的结果。在逐步控制了可能影响非国有股参与的其他因素之后，行业竞争高低（hhi_h）的估计系数依然显著为负（估计系数-0.066，t值-3.243）。

第（3）～（4）栏使用非国有股占比作为被解释变量，主要发现与使用非国有股份是否参与的结果基本一致。以第（4）栏为例，在控制了各种因素之后，行业竞争高低变量（hhi_h）的估计系数为负，并且在1%的水平下显著（估计系数-0.026，t值-4.090）。

从整体上看，表7-5的回归结果表明，无论是从非国有股份是否参与还是从非国有股占比来看，行业竞争都显著地增加了非国有股份参与，这为本章的研究假设2提供了有力的经验证据支持。(www.daowen.com)

表7-5　行业竞争与国有企业混合所有制改革

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

（3）非国有股参与的经济后果

本章首先利用（7-3）式检验了非国有股参与对企业价值的影响，估计结果见表7-6。在表7-6中，第（1）～（2）栏报告了使用总资产收益率（roa）的回归结果；第（3）～（4）栏报告了使用托宾Q（tobinq）的回归结果。上述回归均控制了公司层面变量和年份固定效应。

从表7-6的结果可以看出，使用总资产收益率（roa）作为被解释变量，非国有股份参与哑变量（nsos_d）的估计系数为正，并且在5%的水平下显著（估计系数0.005，t值2.810），说明非国有股参与对公司绩效具有显著的正向效应。非国有股占比（nsos）作为解释变量时，其估计系数同样为正，并且在1%的显著性水平下显著（估计系数0.007，t值4.827）。

第（3）-（4）栏使用托宾Q（tobinq）作为被解释变量，无论是非国有股份参与哑变量（nsos_d）还是非国有股份占比（nsos），它们的估计系数均为正，并且在1%的水平下显著。

从整体上看，表7-6的回归结果表明，无论是从总资产收益率还是托宾Q来看，非国有股份参与都显著地增加了公司价值，最终的结果支持研究假设3a。

表7-6　国有企业混合所有制改革与企业价值

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

（4）稳健型检验

为进一步论证结果的可靠性，我们进行了如下稳健型检验：

首先，重新选择了样本。前面提到过，一部分公司全部都是非流通股份，这种类型的公司在全部A股国有控股上市公司中所占的比例将近35%，本章使用的数据将这种情况赋值为零。接下来，我们将剔除掉这一部分公司重新进行回归，回归方法是ols。从表7-7Panel A第（1）栏的结果可以看出，在不控制任何因素的情况下，行业内国有资产占比高低（ins1_h）的估计系数为负，并且在1%的水平下显著（估计系数-0.131，t值-13.591），在逐步控制了可能影响非国有股参与的其他因素之后，行业内国有资产占比高低（ins1_h）的估计系数依然显著为负（估计系数-0.066，t值-3.243），与基准回归1的结果基本一致。使用行业内国企员工占比高低（ins1_h）度量行业管制程度时，结果也是类似的。

从表7-7Panel B第（1）栏的结果可以看出，在不控制任何因素的情况下，行业竞争程度高低（hhi_h）的估计系数为负，并且在1%的水平下显著（估计系数-0.081，t值-5.380），在逐步控制了可能影响非国有股参与的其他因素之后，行业竞争程度高低（hhi_h）的估计系数依然显著为负（估计系数-0.040，t值-3.371），与基准回归2的结果基本一致。

从表7-7Panel C第（1）栏的结果可以看出，使用总资产收益率（roa）作为被解释变量，非国有股份占比（nsos0）的估计系数为正，并且在1%的水平下显著（估计系数0.008，t值4.514）；使用托宾Q（tobinq）作为被解释变量，非国有股份占比（nsos0）的估计系数均为正，并且在1%的水平下显著（估计系数0.156，t值3.875）。这些结果与基准回归3的结果基本一致。

表7-7　垄断行业与国有企业混合所有制改革：重新选择样本

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

接下来，我们重新定义行业管制。相比基准模型（7-1）中的行业管制程度高低哑变量，行业内国有员工占比（ins1）和行业内国有资产占比（ins2）反映了行业管制程度。表7-8中，第（1）～（2）栏报告了使用非国有股份是否参与的回归结果，选用的方法是probit回归。第（3）～（4）栏报告了使用非国有股占比的回归结果，选用的是tobit回归。以上结果均控制了公司层面变量和年份固定效应。从表7-8的PanelA的结果可以看出，替换了行业管制的度量方法之后，主要发现与基准模型（7-1）的结果基本一致。类似地，我们重新定义了行业竞争。从表7-8的PanelB的结果可以看出，替换了行业竞争的度量方法之后，主要发现与基准模型（7-2）的结果基本一致。

表7-8　行业选择与国有企业混合所有制改革：替换解释变量

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。