逆向混改赋能家族企业高质量发展的实证研究

An Empirical Study on the Empowerment of High-Quality Development of Family Businesses through Reverse Mixed-Ownership Reform

摘要: 在全球经济重构与中国高质量发展背景下，家族企业作为民营经济主体面临治理与资源困境。本研究以2013~2023年上市家族企业为样本，以OP法测算全要素生产率以衡量高质量发展，实证检验逆向混改(国有资本参股)对其全要素生产率的影响。研究发现：国有资本参股比例每升1%，全要素生产率平均提高0.6%；该效应通过提升风险承担、缓解融资约束实现；异质性分析显示，此效应在大型企业、东部及高市场化地区更显著。研究证实了逆向混改对家族企业高质量发展的赋能效果、作用机制以及边界条件，为进一步发挥逆向混改的作用以及推动家族企业发展提供了理论基础和实践路径。

Abstract: Under the backdrop of global economic restructuring and China’s pursuit of high-quality development, family businesses, as the main body of the private economy, are confronted with governance and resource challenges. This study takes listed family enterprises from 2013 to 2023 as samples, measures total factor productivity using the OP method to represent high-quality development, and empirically examines the impact of reverse mixed-ownership reform (state-owned capital participation) on their total factor productivity. The findings reveal that for every 1% increase in the proportion of state-owned capital participation, the average total factor productivity increases by 0.6%. This effect is achieved through enhanced risk-taking and alleviation of financing constraints. Heterogeneity analysis indicates that this effect is more pronounced in large enterprises, those in the eastern region, and areas with high marketization. The research confirms the enabling effect of reverse mixed-ownership reform on the high-quality development of family businesses, its mechanism of action, and boundary conditions, providing a theoretical basis and practical path for further leveraging the role of reverse mixed-ownership reform and promoting the development of family businesses.

1. 引言

在全球经济重构与中国高质量发展背景下，占民营企业80%以上、贡献超50%税收和60%GDP的家族企业(中华全国工商联，2023)¹正面临转型升级关键挑战。其结构性困境表现为平均寿命仅24年、代际传承成功率低(世界银行)，根源在于治理封闭、传承矛盾、资源不足与风险承担偏低。逆向混改(引入国有资本参股)这一突破性制度创新，为其突破资源壁垒、重塑治理效能提供了新路径。

现有研究表明，逆向混改对家族企业的发展存在多重作用机制，国有股权参股可抑制家族掏空，缓解代理冲突(徐博韬等，2025 [1]；苏春等，2024 [2])；提供“隐性担保”缓解融资约束，助力获取政府资源(徐博韬等，2025 [1]；罗宏等，2019 [3])；分散风险、提升企业风险承担(苏春等，2024 [2])；促进研发投入(贺小刚等，2025 [4])；抑制“漂绿”行为，推动企业履行社会责任(徐博韬等，2025 [1])。但目前学界对逆向混改如何驱动家族企业实现高质量发展、其中的作用机理以及在不同家族企业间是否存在差异化等问题，尚未展开充分探讨。

本研究响应党的十九大“提高全要素生产率”导向，以2013~2023年上市家族企业为样本，考察逆向混改(SSR)对全要素生产率(TFP_OP，高质量发展代理变量)的影响。通过基准回归、工具变量法、中介效应及异质性分析发现：国有资本参股比例每提升1个百分点，家族企业TFP平均显著提高0.6%。该效应通过提升风险承担水平与缓解融资约束双渠道传导，且在大型企业、东部地区及高市场化环境中更显著。

本研究创新价值在于：其一，突破传统框架，系统验证逆向混改对家族企业的效率改进效应；其二，整合社会情感财富、资源基础、委托代理等多维理论，构建综合机制分析框架；其三，揭示效能边界，明确逆向混改的异质性适用条件，为精准施策提供微观证据。结论既拓展了混改理论内涵，也为家族企业借力国有资本实现高质量发展提供了实践路径。

2. 理论机制与研究假设

家族企业在追求高质量发展进程中，面临着多重结构性困境。逆向混改引入国有资本，能够通过资源赋能与风险缓冲等机制，系统性地促进家族企业的高质量发展。

从家族企业内部治理视角分析，传统家族企业的决策机制呈现封闭性与独断性特征[5]，制约家族企业高质量发展。基于社会情感财富理论，家族企业在战略决策时，往往视家族目标高于企业目标。Gómez-Mejía等(2007)的研究表明，在企业面临绩效下滑风险时，家族企业管理者更倾向于维持家族控制权，而非着力提升企业绩效[6]。

基于委托代理理论，家族企业中控股家族的绝对主导地位，易导致内部监督机制缺失，风险难以被及时察觉。当家族企业管理者存在较强的个人牟利动机时，极有可能通过关联方交易、在职消费等方式损害企业利益[1]。此外，家族企业控股家族主导的股权结构，还加剧了第二代代理问题[7]，使其面临更高的融资约束[8]。股权风险的高度集中形成显著的财富锁定效应，催生控股家族的风险厌恶倾向[9]，为避免决策失误对家族社会情感财富的损害，企业往往规避风险，对高风险投资项目持谨慎态度[10]，导致风险承担水平较低。这类行为严重阻碍家族企业高质量发展，而国有资本的介入能够优化家族企业股权结构，影响管理层决策[11]，抑制家族控制者的“隧道行为”[12]，有效缓解两类委托代理问题，产生“治理效应”[13]，构建起相互制衡、激励相容的内部监督机制[14]，提升企业决策效率，为家族企业高质量发展提供动力。

从外部资源获取视角看，家族企业虽具决策灵活等优势，但其资源禀赋(技术、政策信息、融资渠道等)存在明显短板。逆向混改通过国有资本参股，可依据资源基础理论(Barney, 1991) [15]打破这一壁垒。国有资本不仅能提供政策敏感性强的基础设施资源(如行业准入、政府补贴) (竺李乐等，2021) [16]，还能依托其社会资本网络降低制度性交易成本(如助力进入政府采购体系、注入长期信贷缓解研发流动性约束)。进一步地，国有资本参股对家族企业风险承担与融资约束具有双重改善作用：一方面，其注入的资源冗余(资源基础观，Cyert & March, 1963) [17]提升了风险缓冲能力[18]；另一方面，其参股行为本身(信号传递理论，Spence, 1973)向市场传递治理改善与风险缓释的积极信号，通过声誉担保效应缓解融资约束[19]。这既突破了家族财富锁定困局，也为其创新投资创造了条件。

基于国有资本参股的资源赋能与风险缓冲机制打破家族企业高质量发展结构性约束，本研究提出假设：

H1：逆向混改有助于促进家族企业高质量发展。

3. 研究设计

3.1. 样本确定与数据来源

本文选取CSMAR数据库中2013~2023年的上市家族企业为研究样本，并对原始数据做出如下处理：剔除ST、*ST公司、金融类公司、净资产为负数等经营异常公司。为避免极端值干扰，对数据进行1%的缩尾处理。最终得到19,590个观测值。

3.2. 变量定义

3.2.1. 被解释变量

高质量发展。十九大报告明确以全要素生产率衡量经济与企业高质量发展，成为重要政策导向指标。本文参考鲁晓东与连玉君(2012) [20]的衡量办法，选择OP法计算全要素生产率，通过代理变量法解决生产函数估计中的内生性问题，具体估算公式模型所示：

$\text{TFP}\_{\text{OP}}_{\text{i},\text{t}}=\text{exp}\left(\ln {\text{Y}}_{\text{i},\text{t}}-{\widehat{\beta }}_{\text{l}}\ln {\text{L}}_{\text{i},\text{t}}-{\widehat{\beta }}_{\text{k}}\ln {\text{K}}_{\text{i},\text{t}}\right)$

其中：$\text{TFP}\_\text{OP}$ 代表OP法计算的企业的全要素生产率；${\text{Y}}_{\text{i},\text{t}}$ 代表企业i在t期的实际产出；${\text{L}}_{\text{i},\text{t}}$ 和${\text{K}}_{\text{i},\text{t}}$ 代表企业i的劳动投入和资本投入。

3.2.2. 解释变量

逆向混改程度。参考李广平(2025) [21]等研究的办法，选择国有股东持股占比例(SSR)来衡量家族企业逆向混改程度。

3.2.3. 控制变量

本文从公司特征变量与公司质量变量中选取控制变量。① 公司特征变量：盈利能力(Roa)、资产负债率(Lev)、经营性现金流(cf)、营业收入增长率(Growth)、托宾Q值(TobinQ)；② 公司治理变量：董事会规模(Board)、独立董事占比(Inde)、董事长总经理两职合一(Dual)、前五大股东持有占比(Top5)、员工持股占比(staff)、上市年龄(listAge)。此外，本文还在回归中设置了行业、年份的虚拟变量。

本文的主要变量具体定义如表1所示。

Table 1. Variable definition

表1. 变量定义

变量类型	变量名称	变量符号	变量解释
被解释变量	高质量发展	$\text{TFP\_OP}$	OP法计算全要素生产率以衡量企业高质量发展程度
解释变量	逆向混改程度	SSR	国有股东持股占比/总股数
控制变量	盈利能力	Roa	净利润/总资产
	资产负债率	Lev	总负债/总资产
	经营性现金流	cf	经营现金净流量/资产总额
	营业收入增长率	Growth	(本期营业收入 − 上期营业收入)/上期营业收入
	托宾Q值	TobinQ	托宾Q值，(股权市值 + 净债务市值)/总资产
	董事会规模	Board	企业董事会总人数取自然对数
	独立董事占比	Inde	独立董事总人数/董事会总人数
	董事长总经理两职合一	Dual	当董事长与总经理为同一人时取1，否则取0
	前五大股东持有占比	Top5	前五大股东持有占比/总股数
	员工持股占比	staff	员工持股占有比/总股数
	上市年龄	listAge	企业上市年龄的自然对数值
	行业	Industry	行业哑变量，参照证监会2012年行业分类标准
	年份	Year	年度哑变量

3.3. 模型构建

为了验证逆向混改对家族企业高质量发展的影响，本文参考盛明泉(2021) [22]的研究设计，建立模型如下所示：

$\text{TFP}\_{\text{OP}}_{\text{i},\text{t}}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{SSR}}_{\text{i},\text{t}}+{\alpha }_{\text{i}}{\text{Controls}}_{\text{i},\text{t}}+{\displaystyle \sum \text{Year}}+{\displaystyle \sum \text{Ind}}+{\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$

其中：${\text{SSR}}_{\text{i},\text{t}}$ 为解释变量，${\alpha }_1$ 为其系数，是本文的重要关注数值。若${\alpha }_1$ 显著为正数，则意味着逆向混改可以显著提升家族企业的高质量发展。${\text{Controls}}_{\text{i},\text{t}}$ 为控制变量，${\alpha }_0$ 为常数项，${\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$ 为残差项。

4. 实证分析

4.1. 描述性分析

变量描述性分析结果如表2所示。全要素生产率(TFP_OP)的均值约为6.566，最大值为8.834，最小值为4.971，说明家族企业间高质量发展程度存在显著差异。国有股东持股比例均值仅为0.182%，标准差1.427%，但最大值高达35.39%，说明绝大多数家族企业国有资本渗透率极低，仅少数企业实现深度混合所有制改革。控制变量方面，roa均值3.7%但标准差6.9%，反映样本整体抗风险能力有较大差异；growth极差达到268.8%，体现样本家族企业也许存在代际转型或战略创新差异。其余变量的各项指标与既有研究结论未呈现显著偏离。

Table 2. Descriptive analysis results

表2. 描述性分析结果

变量	样本量	均值	标准差	最小值	最大值
TFP_OP	19,590	6.566	0.768	4.971	8.834
SSR	19,590	0.182	1.427	0	35.39
roa	19,590	0.037	0.069	−0.284	0.208
lev	19,590	0.377	0.186	0.055	0.845
cf	19,590	0.05	0.068	−0.152	0.248
growth	19,590	0.165	0.376	−0.551	2.137
TobinQ	19,590	2.223	1.401	0.912	9.109
board	19,590	8.038	1.421	5	12
indep	19,590	38.002	5.217	33.33	57.14
dual	19,590	0.41	0.492	0	1
top5	19,590	0.525	0.147	0.198	0.85
staff	19,590	7.438	1.093	4.89	10.429
listage	19,590	7.609	6.305	1	26

4.2. 基准回归

表3递进回归结果显示，国有资本参股比例(SSR)与家族企业全要素生产率(TFP)存在稳健正向关系，支持假设H1。核心解释变量SSR在未控制固定效应(列1)、控制时间与行业效应(列2)及纳入多维控制变量(列3)中均显著为正：模型1系数为0.009，模型2加入固定效应后系数增至0.012，模型3系数回调至0.006仍显著，验证了逆向混改对高质量发展的促进作用。其机制为，国有资本参股引入制衡股东，通过稀释股权、优化治理结构弱化家族绝对控制，推动企业目标从“家族优先”转向“绩效优先”，进而破解社会情感财富(SEW)对效率的制度束缚。

Table 3. Benchmark regression results

表3. 基准回归结果

	(1)	(2)	(3)
	TFP_OP	TFP_OP	TFP_OP
SSR	0.009^**	0.012^***	0.006^**
	(2.24)	(3.43)	(2.16)
roa			2.716^***
			(34.33)
lev			1.182^***
			(39.88)
cf			0.403^***
			(5.46)
growth			0.207^***
			(17.23)
TobinQ			−0.070^***
			(−20.27)
board			0.010^**
			(2.31)
indep			−0.002
			(−1.54)
dual			−0.039^***
			(−4.36)
top5			0.184^***
			(5.48)
staff			0.120^***
			(24.16)
listage			0.017^***
			(19.74)
Constant	6.564^***	5.791^***	4.496^***
	(1187.21)	(62.37)	(41.37)
N	19,590	16,757	16,757
r2_a	0.000	0.246	0.485
Year	No	Yes	Yes
Industry	No	Yes	Yes

(注：括号内为聚类稳健标准误；^*、^**、^***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。下同。)

4.3. 稳健性分析

4.3.1. 工具变量法

为解决内生性问题，本研究采用工具变量法，参考廖红伟(2024) [23]的研究设计，选取滞后一期国有股东持股比例(L1_SSR)为工具变量。表4显示，第一阶段回归证实工具变量有效，排除弱工具变量风险；第二阶段回归表明控制内生性后，逆向混改对家族企业全要素生产率的促进效应仍显著，验证了因果关系。该方法切断了反向因果路径，规避了遗漏变量影响，有效解决估计偏误，为两者因果关系提供了更坚实证据。

Table 4. The result of the instrumental variable method

表4. 工具变量法结果

	(1)	(2)
	SSR	TFP_OP
L1_SSR	0.482^***
	(69.16)
SSR		0.011^*
		(1.69)
roa	−0.134	2.574^***
	(−0.68)	(29.53)
lev	−0.091	1.192^***
	(−1.20)	(35.58)
cf	−0.383^**	0.556^***
	(−2.02)	(6.62)
growth	0.084^***	0.208^***
	(2.69)	(15.13)
TobinQ	−0.032^***	−0.068^***
	(−3.61)	(−17.49)
board	0.020^*	0.007
	(1.85)	(1.57)
indep	0.004	−0.003^**
	(1.55)	(−2.07)
dual	−0.021	−0.038^***
	(−0.93)	(−3.73)
top5	0.286^***	0.198^***
	(3.37)	(5.27)
staff	−0.013	0.129^***
	(−1.00)	(23.27)
listage	0.006^***	0.016^***
	(2.83)	(17.26)
Constant	−0.394	4.545^***
	(−1.44)	(37.67)
N	13,012	13,012
r2_a	0.280	0.489
Year	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes

4.3.2. 更换被解释变量

参考鲁晓东(2012) [20]对全要素生产率其他的衡量办法，本研究通过替换全要素生产率(TFP)测度方法进行稳健性检验，具体采用Levinsohn-Petrin半参数法(TFP_LP)、OLS回归法(TFP_OLS)和面板固定效应法(TFP_FE)重构被解释变量。表5结果显示，无论采用何种测算方法，逆向混改(SSR)对家族企业TFP的促进效应均保持显著，验证了研究结论在不同方法论框架下的普适性与稳健性。

Table 5. The result after changing the explained variable

表5. 更换被解释变量结果

	(1)	(2)	(3)
	TFP_LP	TFP_OLS	TFP_FE
SSR	0.006^**	0.008^***	0.008^***
	(2.11)	(2.63)	(2.70)
roa	2.752^***	2.695^***	2.690^***
	(34.11)	(32.97)	(32.56)
lev	1.130^***	1.290^***	1.316^***
	(37.39)	(42.13)	(42.51)
cf	0.276^***	0.526^***	0.562^***
	(3.67)	(6.90)	(7.29)
growth	0.206^***	0.213^***	0.213^***
	(16.77)	(17.15)	(16.96)
TobinQ	−0.059^***	−0.079^***	−0.082^***
	(−16.88)	(−22.19)	(−22.74)
board	0.005	0.014^***	0.015^***
	(1.28)	(3.25)	(3.52)
indep	−0.002^**	−0.001	−0.001
	(−2.05)	(−0.77)	(−0.58)
dual	−0.033^***	−0.050^***	−0.052^***
	(−3.60)	(−5.35)	(−5.57)
top5	0.219^***	0.199^***	0.196^***
	(6.41)	(5.75)	(5.61)
staff	0.400^***	0.555^***	0.622^***
	(79.21)	(108.53)	(120.34)
listage	0.015^***	0.019^***	0.020^***
	(17.90)	(21.94)	(22.38)
Constant	4.009^***	4.974^***	5.126^***
	(36.18)	(44.30)	(45.18)
N	16,757	16,757	16,757
r2_a	0.623	0.713	0.738
Year	Yes	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes	Yes

4.3.3. 更换解释变量

本研究进一步通过替换解释变量检验结论稳健性，参考罗宏等(2019) [3]的方法，将国有股东持股比例(SSR)替换为是否存在国有股的二元变量(SSI)。表6结果显示，无论采用何种模型设定，国有资本介入(SSI)对企业全要素生产率(TFP_OP)的促进作用均保持显著，且系数符号与基准回归结果一致。这一发现表明，逆向混改对家族企业全要素生产率的提升效应不受核心变量测度方式的影响，有效验证了研究结论的稳健性与普适性。

Table 6. The result after changing the explanatory variable

表6. 更换解释变量

	(1)	(2)	(3)
	TFP_OP	TFP_OP	TFP_OP
SSI	0.093^***	0.126^***	0.056^***
	(3.31)	(4.93)	(2.63)
roa			2.715^***
			(34.33)
lev			1.184^***
			(39.93)
cf			0.407^***
			(5.52)
growth			0.207^***
			(17.17)
TobinQ			−0.070^***
			(−20.21)
board			0.010^**
			(2.31)
indep			−0.002
			(−1.55)
dual			−0.039^***
			(−4.37)
top5			0.186^***
			(5.55)
staff			0.119^***
			(24.06)
listage			0.017^***
			(19.76)
Constant	6.562^***	5.791^***	4.497^***
	(1172.67)	(62.40)	(41.39)
N	19,590	16,757	16,757
r2_a	0.001	0.246	0.485
Year	No	Yes	Yes
Industry	No	Yes	Yes

5. 机制分析

5.1. 提升风险承担水平

Table 7. Analysis of the risk-bearing level mechanism

表7. 风险承担水平机制分析

	(1)	(2)
	Risk	TFP_OP
SSR	0.0004^**	0.005^*
	(2.07)	(1.66)
Risk		0.853^***
		(6.81)
roa	−0.236^***	2.966^***
	(−45.53)	(33.70)
lev	−0.005^***	1.212^***
	(−2.89)	(40.13)
cf	0.051^***	0.331^***
	(10.87)	(4.43)
growth	0.005^***	0.209^***
	(6.96)	(17.08)
TobinQ	0.003^***	−0.070^***
	(13.55)	(−19.63)
board	−0.000	0.011^***
	(−0.46)	(2.62)
indep	0.000	−0.002
	(0.81)	(−1.49)
dual	−0.000	−0.042^***
	(−0.58)	(−4.68)
top5	−0.011^***	0.197^***
	(−5.32)	(5.85)
staff	−0.002^***	0.119^***
	(−7.14)	(23.79)
listage	0.000^***	0.017^***
	(5.25)	(20.12)
Constant	0.040^***	4.453^***
	(5.98)	(41.08)
N	16,365	16,365
r2_a	0.232	0.492
Year	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes

如表8所示，本研究通过中介效应模型证实：国有资本参股(SSR)通过提升企业风险承担水平(参考宋建波等(2017) [24]的做法，以经行业调整的三年ROA标准差衡量，数值越大风险越大)，结果如表7所示，显著促进了企业全要素生产率(TFP_OP)的提升，验证了“逆向混改→风险承担增强→全要素生产率提升”的理论假说。该机制分析从动态能力视角揭示逆向混改的治理协同效应，家族企业原受SEW驱动呈风险规避倾向，引入国有股东后，通过制衡家族控制权(如行使否决权、提名独立董事)削弱SEW对风险决策的干预，使其敢于开展技术创新、市场扩张等生产率驱动型风险项目，突破“保守主义陷阱”，在战略决策中平衡风险与收益，最终实现全要素生产率的帕累托改进。

5.2. 缓解融资约束

本研究通过中介效应模型证实：国有资本参股(逆向混改，SSR)通过缓解家族企业融资约束(参考叶志强等(2023) [25]的办法，以KZ指数衡量)显著促进了其全要素生产率(TFP_OP)的提升，验证了“逆向混改→融资约束缓解→全要素生产率提升”的理论假说。此机制分析从金融摩擦视角揭示逆向混改的资源重构效应，国有股东通过制度性关联降低资本市场的监督成本，优化债务期限结构并增强投资连续性，进而提高研发投入与人力资本积累效率，最终实现生产率的边际报酬递增。

Table 8. Analysis of financing constraint mechanism

表8. 融资约束机制分析

	(1)	(2)
	KZ	TFP_OP
SSR	−0.023^***	0.005^*
	(−3.88)	(1.82)
KZ		−0.035^***
		(−9.31)
roa	−5.789^***	2.513^***
	(−35.93)	(30.64)
lev	6.374^***	1.411^***
	(105.55)	(36.86)
cf	−15.667^***	−0.148
	(−104.22)	(−1.57)
growth	−0.357^***	0.193^***
	(−14.56)	(15.98)
TobinQ	0.432^***	−0.055^***
	(61.49)	(−14.37)
board	−0.011	0.009^**
	(−1.32)	(2.15)
indep	0.003	−0.002
	(1.29)	(−1.42)
dual	−0.055^***	−0.041^***
	(−3.02)	(−4.61)
top5	−1.174^***	0.143^***
	(−17.17)	(4.22)
staff	−0.019^*	0.119^***
	(−1.90)	(24.05)
listage	0.015^***	0.017^***
	(8.87)	(20.36)
Constant	−1.059^***	4.459^***
	(−4.79)	(41.08)
N	16,723	16,723
r2_a	0.761	0.488
Year	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes

6. 异质性分析

6.1. 企业规模

基于企业规模异质性的分组回归表明：逆向混改(SSR)对家族企业全要素生产率(TFP_OP)的促进作用仅在大型企业中显著，而在中小型企业中不显著(表9)。这验证了资源基础理论与规模经济效应的交互作用，揭示了逆向混改的“规模适配性”。大型企业凭借其强大的资源基础与规模优势，能更有效地将国有资本转化为生产力提升行动，且受家族社会情感财富(SEW)约束较弱，治理优化更易实现。相反，中小企业受制于控制权集中和强烈的SEW维护动机，资源转化与治理优化受限，导致混改效能不彰[26]。规模既直接影响资源转化效率，又通过调节SEW约束间接影响治理，最终形成显著的规模异质性效应。

Table 9. Analysis of heterogeneity in enterprise scale

表9. 企业规模异质性分析

	大规模企业	中规模企业	小规模企业
	TFP_OP	TFP_OP	TFP_OP
SSR	0.007^*	−0.005	−0.001
	(1.66)	(−1.14)	(−0.25)
roa	3.150^***	1.757^***	1.932^***
	(20.30)	(15.42)	(17.92)
lev	1.155^***	0.785^***	0.902^***
	(21.43)	(18.01)	(20.95)
cf	0.434^***	0.826^***	0.328^***
	(3.43)	(7.58)	(3.17)
growth	0.160^***	0.149^***	0.250^***
	(8.60)	(8.71)	(12.70)
TobinQ	−0.028^***	−0.018^***	−0.057^***
	(−3.81)	(−2.90)	(−12.37)
board	0.030^***	−0.011^*	0.001
	(4.58)	(−1.66)	(0.12)
indep	0.000	−0.006^***	−0.001
	(0.20)	(−3.68)	(−0.42)
dual	−0.020	−0.045^***	−0.005
	(−1.26)	(−3.45)	(−0.39)
top5	0.335^***	−0.006	0.077
	(6.38)	(−0.11)	(1.40)
staff	0.019^**	−0.172^***	−0.093^***
	(2.11)	(−17.75)	(−9.71)
listage	0.009^***	0.003^**	0.002
	(7.57)	(2.09)	(1.21)
Constant	4.339^***	7.359^***	6.148^***
	(16.01)	(45.08)	(39.80)
N	5552.000	5525.000	5680.000
r2_a	0.434	0.333	0.340
Year	Yes	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes	Yes

6.2. 地区划分

基于区域异质性的分组回归表明：逆向混改(SSR)对企业全要素生产率(TFP_OP)的促进作用存在显著的区域梯度差异，验证了制度环境与资源禀赋的调节作用(表10)。其核心机制在于，混改效能深度依赖区域制度生态：东部地区凭借完善的制度环境，有效降低制度摩擦成本、强化资源流动效率与创新网络协同，能实质性地将混改带来的产权结构优势转化为技术升级、人力资本提升与创新生态嵌入等高质量发展成果；而中西部地区受限于要素市场分割与制度环境短板，难以实现同等程度的资源转化效能。

Table 10. Analysis of regional heterogeneity

表10. 地区异质性分析

	东部企业	中部企业	西部企业
	TFP_OP	TFP_OP	TFP_OP
SSR	0.010^**	0.009	0.007
	(2.22)	(1.54)	(1.51)
roa	2.717^***	2.554^***	2.716^***
	(30.42)	(12.17)	(11.22)
lev	1.218^***	1.057^***	1.048^***
	(36.10)	(12.75)	(11.77)
cf	0.372^***	0.163	0.814^***
	(4.50)	(0.81)	(3.47)
growth	0.198^***	0.258^***	0.181^***
	(14.17)	(8.79)	(5.60)
TobinQ	−0.061^***	−0.081^***	−0.089^***
	(−15.49)	(−9.04)	(−8.66)
board	0.014^***	0.015	0.002
	(2.86)	(1.38)	(0.13)
indep	−0.003^***	0.004	−0.004
	(−2.78)	(1.41)	(−0.97)
dual	−0.042^***	0.024	−0.099^***
	(−4.22)	(0.98)	(−3.17)
top5	0.102^***	0.212^**	0.194^*
	(2.66)	(2.29)	(1.92)
staff	0.115^***	0.149^***	0.140^***
	(20.45)	(10.38)	(8.89)
listage	0.019^***	0.021^***	0.009^***
	(18.52)	(10.38)	(4.30)
Constant	4.686^***	4.281^***	3.497^***
	(34.76)	(17.59)	(10.60)
N	12,920	2337	1500
r2_a	0.494	0.544	0.584
Year	Yes	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes	Yes

6.3. 市场化程度

基于市场化进程异质性的分组回归表明：逆向混改(SSR)对企业全要素生产率(TFP_OP)的促进作用显著依赖于区域市场化水平，在高市场化地区更有效(表11)。这验证了制度环境的调节效应，揭示了混改效能存在“制度环境门槛”——市场化进程通过降低交易成本与增强契约可执行性，促进国有股东的资源配置优势转化为企业动态能力，从而驱动家族企业高质量发展。

Table 11. Analysis of market heterogeneity

表11. 市场异质性分析

	低市场化	高市场化
	TFP_OP	TFP_OP
SSR	0.002	0.014^***
	(0.64)	(2.82)
roa	2.591^***	2.774^***
	(22.37)	(25.89)
lev	1.149^***	1.233^***
	(26.73)	(30.07)
cf	0.486^***	0.293^***
	(4.44)	(2.97)
growth	0.205^***	0.212^***
	(12.38)	(12.24)
TobinQ	−0.096^***	−0.045^***
	(−18.89)	(−9.67)
board	0.012^*	0.010^*
	(1.94)	(1.65)
indep	−0.001	−0.002
	(−0.36)	(−1.50)
dual	−0.032^**	−0.051^***
	(−2.34)	(−4.26)
top5	0.298^***	0.079^*
	(6.13)	(1.70)
staff	0.122^***	0.116^***
	(16.77)	(17.11)
listage	0.014^***	0.021^***
	(11.57)	(17.27)
Constant	4.527^***	4.485^***
	(31.83)	(23.24)
N	7854	8903
r2_a	0.497	0.491
Year	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes

6.4. 媒体关注度

基于媒体监督异质性视角的分组回归显示：逆向混改(SSR)对企业全要素生产率(TFP_OP)的促进作用仅在低媒体关注度的家族企业中显著存在，而在高媒体关注度组中不显著(表12)。这验证了信息透明度对混改效能的调节作用，揭示了“监督替代效应”，即在低媒体监督环境下，国有股东的制度性资源注入可弥补监督缺位；而在高媒体关注组，既有舆论监督已部分优化治理，导致混改的边际收益降低。

Table 12. Analysis of heterogeneity in media attention

表12. 媒体关注度异质性分析

	低媒体关注度	高媒体关注度
	TFP_OP	TFP_OP
SSR	0.012^***	−0.000
	(2.99)	(−0.09)
roa	2.288^***	3.490^***
	(22.77)	(26.54)
lev	1.086^***	1.299^***
	(28.71)	(27.10)
cf	0.381^***	0.405^***
	(3.91)	(3.50)
growth	0.223^***	0.161^***
	(13.27)	(9.22)
TobinQ	−0.100^***	−0.069^***
	(−18.48)	(−14.59)
board	−0.004	0.014^**
	(−0.75)	(2.17)
indep	−0.004^***	−0.002
	(−3.07)	(−1.33)
dual	−0.040^***	−0.038^***
	(−3.44)	(−2.64)
top5	0.165^***	0.218^***
	(3.71)	(4.20)
staff	0.079^***	0.108^***
	(11.23)	(14.17)
listage	0.019^***	0.014^***
	(16.54)	(10.91)
Constant	4.953^***	4.695^***
	(35.24)	(26.71)
N	9047	7103
r2_a	0.464	0.519
Year	Yes	Yes
Industry	Yes	Yes

7. 结论与启示

7.1. 主要研究结论

本研究考察了逆向混改(国有资本参股)对家族企业高质量发展的驱动机制及边界条件，揭示其通过双重路径提升全要素生产率(TFP)的逻辑。实证显示，国有资本参股比例每提高1个百分点，家族企业TFP显著提升0.6%，经工具变量法及多重稳健性检验证实具长期因果关系。核心机制为，逆向混改打破家族企业社会情感财富(SEW)控制权锁定，重构决策目标，即国有股东制衡减弱SEW对经济目标的挤出，通过提升风险承担(突破“保守主义陷阱”)与缓解融资约束(降低监督成本、优化债务结构)推动TFP提升。异质性分析表明，该效应在大型企业(依托资源基础)、东部地区(适配制度环境)、高市场化水平(保障契约执行)及低媒体关注度(发挥监督替代)情境下更突出，验证了资源基础理论、制度环境调节与监督替代效应的交互作用。

7.2. 政策启示

基于上述研究结论，可从四方面提出政策建议：一是分类推进混改，依企业规模差异施策，引导大型家族企业与国有资本深度融合，为中小企业强化能力培育；二是实施区域差异化策略，东部深化治理优化，中西部推进要素市场改革以均衡混改效能；三是梯度推进市场化配套，在高市场化地区开展试点，同时完善要素市场以构建制度环境；四是构建差异化监督体系，对低媒体关注度企业强化国有股东作用，对高关注度企业探索混改与市场监督协同路径。

7.3. 理论贡献与实践意义

理论上，本研究突破“国有资本控股”传统框架，揭示逆向混改对家族企业效率提升的机理，验证风险承担与融资约束的中介传导路径，完善动态能力与金融摩擦理论在混改情境的应用，异质性分析也为混改理论提供新视角。实践中，研究证实逆向混改可促进家族企业高质量发展，为混改在民营企业推进提供经验，提出的差异化策略有助于提升政策精准性，推动国有资本与民营经济协同共赢，为经济高质量发展注入动能。

7.4. 研究局限与未来方向

本研究存在样本范围受限(仅上市企业)、变量测度单一(中介变量缺乏动态刻画)、机制挖掘不足(未解析国有股东治理路径差异)、视角静态化(缺长期效应追踪)等局限，后续需拓展非上市样本、构建动态指标、深化治理机制剖析与长期评估。未来研究可拓展样本至非上市企业并结合案例分析，运用主成分分析等技术构建动态指标，深挖国有股东在战略等环节的作用路径，采用动态模型追踪长期效能，还可探索数字化与国际竞争背景下国有资本参股对家族企业创新及全球竞争力的影响，以提供新洞见。

NOTES

¹中华全国工商业联合会. 中国家族企业与共同富裕研究报告发布[EB/OL]. 2023-09-27. https://mqyf.acfic.org.cn/ztzlhz/CSPE/CSPE_cgjl/202309/t20230927_314722.html, 2025-04-02.