民營經濟參與國有企業改革意願分析*
裴 蕾 李綺雯 謝思全
內容摘要：本文以天津9783份民營企業調查數據為基礎，建立多元Logistic回歸模型，考察了影響民營經濟參與國有企業改革意願選擇的11種因素。實證研究結果表明：對政策實施效果的評價、融資狀況、企業規模及出口外向型企業對民營企業願意參與國企改革的選擇有正向影響；管理障礙包括控股權、企業運行方式等對意願選擇有顯著影響，而行政幹擾因素的作用不明顯；企業行業屬性對意願選擇有一定影響，而企業年齡對這一選擇並無顯著影響。
關鍵詞：民營企業；國企改革意願；多元Logistic回歸
中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：1004-7794（2015）11-0046-07
DOI：10.13778/j.cnki.11-3705/c.2015.11.010
一、引言
黨的十八屆三中、四中全會以來，積極發展混合所有制經濟，鼓勵非國有資本參與國企改革的指導思想引起了社會各界的廣泛關注。截至2014年年末，天津民營經濟市場主體達到55.27萬戶，同比增長18.32%，全年工業總產值10845.75億元，同比增長21.7%，出口114.69億美元，同比增長22.9%，民營經濟稅收1202.92億元，同比增長15.9%，佔全市41.51%①。這為天津民營經濟參與國企改制提供了基礎。
筆者在研究以往相關文獻時發現了兩個問題：第一，理論分析文章眾多，包括發展混合所有制經濟的意義、障礙及途徑等(王志，2015[1]；唐長福，2014[2]；楊衛東，2014[3])，但基於調查研究數據的實證分析較為缺乏；第二，以往文獻更多地是從政府管理和國企吸納非公經濟的角度考慮如何發展混合所有制，促進國有企業改革（楊衛東，2010[4]；韓朝華，2014[5]；鍾祥財，2014[6]）。國際上諸多發展中國家的實踐經驗證明：重視利益相關方的作用對國有企業改革的成敗至關重要（AdemolaAriyo et al，1999[7]）。作為我國目前參與「發展混合所有制經濟」改革的重要方之一，民營經濟參與國企改革的態度是怎樣的？究竟是何種因素影響了民營企業參與國企改革的戰略選擇？這些因素的作用力和方向又是如何？本文在借鑑企業併購行為影響因素相關理論的基礎上，對天津10850家民營企業進行了問卷調查，根據9783份有效問卷的數據，對影響民營企業參與國企改革意願的因素進行實證分析。
本文可能的貢獻之處在於：第一，首次嘗試構建民營企業參與國企改革主觀意願影響因素的經驗分析模型，為深入研究如何發展混合所有制經濟提供了計量分析基礎；第二，衡量了企業年齡、行業、規模、融資狀況、政策效果評價、參與國企改革的主要困難等多種因素的作用水平，為正確了解參與國企改革的目標群體特徵及有針對性實施混合所有制改革措施提供了依據。
二、文獻綜述
目前基於民營企業的視角，研究其參與國企改革相關問題的國內外文獻較少。由於目前民營企業參與國企改革的主要方式有股權投資、兼併收購等（中共天津市委黨校課題組，2015[8]；郭運敏，2003[9]），因此筆者借鑑了企業併購行為影響因素相關理論，如生命周期理論、企業資源理論、行業引力理論等，並綜合國有資產改制相關理論，考慮如下因素可能對民營企業參與國企改革意願產生影響。
第一，企業規模大小對企業所實施的戰略選擇行為有重要影響。江詩松等（2011）[10]論證了在轉型經濟背景下，不同規模的國有企業和民營企業所採取的不同企業政治戰略。Chatterjee et al( 1991)[11]以及Wiersema et al (1992)[12]從不同角度論證了公司規模與企業多元化併購的作用關係。企業規模大，資產雄厚，參與國企改革的能力和意願可能隨之增強；但規模較小的企業也可能通過參與國企改革獲得更多的發展空間和體制優勢。企業規模與參與國企改革的意願究竟存在何種聯繫，這正是本文所要考量的重點之一。
第二，民營企業參與國企改革的意願很大程度受政策效果的影響，對政府相關政策實施和服務落實感到滿意的企業，參與國企改革的意願更強。方軍雄（2008）[13]通過實證分析的方式論證了政府干預對企業併購選擇戰略的決定作用。國際經驗也表明政策設計很大程度上影響了利益相關方參與私有化的意願(Scott Wallsten，2002)[14]。
第三，民營企業的融資能力既是完成併購所需的必要條件，同時也是推動企業發生併購行為的主要因素之一。趙立彬（2013）[15]的實證研究結果表明，融資能力對非國有企業樣本的併購發生概率和併購績效具有顯著正向作用。Myers et al（1984）[16]將不對稱信息理論引入資本市場，對融資約束與企業投資行為之間關係進行了研究，認為一旦外部融資受到約束，就會壓抑企業的投資行為。因此，筆者認為企業的融資狀況與參與國企改革的意願密切相關。Tussing（1966）[17]認為企業的融資狀況可從信貸可得性和融資缺口兩個維度進行衡量，在此基礎上本文還考慮了企業融資渠道豐富程度的作用。
第四，根據行業引力理論和生命周期理論，行業的增長率和盈利能力對企業併購戰略有決定性影響(劉可新等，1996)[18]，而不同生長周期的行業，其併購模式及績效也有較大差異（劉焰，2014）[19]。企業所在行業增長迅速、盈利能力強，這為其參與國企改革奠定了必要的財務基礎，同時由於國家政策對開放發展混合所有制的產業和行業有分層次、分步驟的指導性意見[20]，不同行業參與國企改革的門檻和難度是不同的。
第五，姚毓春等（2014）[21]認為，鼓勵非公有制企業參與國有企業改革是國有企業拓寬國際視野和提升國際競爭力的有效途徑。民營企業和一些合資企業在國際市場上經營發展過程中有效地融入到全球化進程中，吸納這些企業參與國企改革無疑能夠助推國有企業的國際化發展。雖然國有企業有這樣的考慮和意願，然而作為利益相關方，經濟活力較強的出口外向型企業是否有意願參與國企改革，這正是本文要研究的問題。
第六，企業年齡及所處生命周期對企業戰略選擇的影響。企業生命周期理論首先是由MasonHaire在1959年提出的，他認為企業的發展符合生物學中的成長曲線，在不同的成長階段企業的行為特性不同。趙小芸（2008）[22]指出：企業生命周期與企業多元化併購戰略密切相關。朱勤等（2013）[23]的研究也表明企業年齡對併購績效存在影響。隨著企業年齡的增加，企業的生存和發展能力隨之增強。因此，企業年齡有可能對企業參與國企改革的意願有重大影響。
三、數據來源、處理及研究假設
1.數據來源。
為全面深入了解民營企業參與國企改革的意願及其影響因素，筆者對天津市上萬家民營企業展開調查，調研過程分為3個階段。
（1）典型企業訪談。在前期研究的基礎上，對110多位民營企業家進行深度訪談，充分聽取了民營企業對參與國企改革的態度、意見和顧慮，並據此形成了初步的研究思路。
（2）問卷設計、試發與修改。根據文獻研究和訪談結果，設計出民營企業參與國企改革影響因素的調查問卷，並試發了400份，根據反饋意見對選項設置、文字表述等進行了6輪修改和完善。
（3）大規模問卷調查。在試調查的基礎上，2014年10—12月期間共計發放問卷10850份，回收10229份，其中有效問卷9783份，佔回收問卷的95.6%。調查對象覆蓋天津所有區縣及國民經濟絕大多數行業，受訪者為民營企業所有者或主要負責人。被調查企業基本情況如表1。為保證問卷的科學性和合理性，筆者對問卷的信度和效度進行了驗證，詳見下文數據處理部分。
| 表1 被調查企業基本情況 | ||
|
| 數量 | 佔比（%） |
| 年齡 5年以內 |
3271 |
33.7 |
| 5～10年 | 3477 | 35.9 |
| 10年以上 | 2953 | 30.4 |
| 區域分布 |
|
|
| 市區 | 3733 | 38.4 |
| 近郊區 | 2751 | 28.3 |
| 遠郊區縣 | 1895 | 19.5 |
| 濱海新區 | 1337 | 13.7 |
| 產業分布 第一產業 |
191 |
2.0 |
| 第二產業 | 3580 | 37.4 |
| 第三產業 | 5809 | 60.1 |
| 企業規模 |
|
|
| 大型企業 | 414 | 4.5 |
| 中型企業 | 1334 | 14.6 |
| 小型企業 | 2753 | 30.0 |
| 微型企業 | 4663 | 50.9 |
註：由於部分收回問卷信息缺失，所以問卷總量不完全一致。
2.數據處理。
（1）因子分析。為了更清晰地歸納和總結影響民營企業參與國企改革意願的影響因素，筆者對企業的各方面基礎數據進行因子分析，結果顯示：KMO檢驗值為0.739，Bartlett球形度檢驗P值為0.000，認為可以進行因子分析。各個因子的信度係數（Cronbach Alpha）都在臨界值0.7以上，這說明本研究的調查問卷對參與國企改革意願的影響因素有較穩定的測量。為了使提取的因子更易於理解，運用方差最大正交旋轉法進行因子轉換。因子旋轉旨在通過改變坐標軸的位置而重新分配各個因子所解釋方差的比例，且因子旋轉不會改變因子分析模型對數據的擬合程度，亦不會改變每個變量的因子方差。經因子旋轉得到表2所示因子載荷矩陣。民營企業參與國企改革意願的11個影響因素可以分為3類：政策效果、企業規模和融資狀況。筆者將因子分析後產生的3個新變量引入最終的多元Logistic回歸分析。
（2）多維尺度分析。根據Gregory（2014）[24]、潘勁松（2011）[25]等學者對民營企業參與國企改革的困難分析，以及本研究前期訪談及試問卷的結果，本文總結了民營企業參與國企改革的11種主要困難，如政策不完全公開、改制國企質量不高、改制後不按現代企業制度運行等，並在問卷中設置題目收集相應信息（見表3）。筆者對上述11種障礙進行了基於平方歐式距離的多維尺度分析（MDS），以測量11種概念距離的遠近，並輸出二維空間表徵圖，數據表明矩陣應力係數Stress=0.135，決定係數RSQ=0.907。根據克魯斯卡爾（Kruskal）應力公式經驗判斷，Stress值小於0.2，說明以二維空間表徵來解釋11個障礙之間的關係達到「尚可」的標準，分類近似程度為滿意。決定係數RSQ為模型的解釋率，本模型中90.7%的數據變異得到了解釋，總體擬合程度可以接受。
| 表2 因子分析結果 | |||
| 因子命名 | 題項 | 因子載荷 | Cronbach Alpha |
| 政策效果 | 27條對民營經濟發展的促進作用 | 0.857 | 0.888 |
| 27條實施細則的扶持作用 | 0.850 | ||
| 「玻璃門」現象是否得到解決 | 0.818 | ||
| 對政府服務民營經濟的總體評價 | 0.689 | ||
| 企業規模 | 2013年營業收入 | 0.911 | 0.865 |
| 2013年資產總額 | 0.898 | ||
| 全職員工數量 | 0.852 | ||
| 融資狀況 | 企業融資缺口 | 0.860 | 0.767 |
| 銀行信貸可得性 | 0.810 | ||
| 融資渠道豐富程度 | 0.407 | ||
根據概念距離遠近並結合專業知識可將11種困難大致分為5種不同類型，見如表3。將分組後產生的5個新變量納入整體模型進行分析。
| 表3 參與國企改革主要困難的歸類和命名 | |
| 名稱 | 序號及詞條 |
| 行政幹擾 | d1：政策公開，但條件苛刻 d3：存在行政幹預 |
| 政策不公開 | d2：政策沒有完全公開，機會不平等 |
| 信息不對稱 | d4：缺少國企改革最新信息 d6：存在隱性壁壘 |
| 國企阻力 | d5：兼併重組困難大 d7：國企缺乏動力與民企合作 |
| 管理障礙 | d8：改制後不按現代企業制度運行 d9：聯繫渠道不暢通 d10：改制國企質量不高 d11：改制後國企不放棄絕對控股權 |
3.研究假設。
在文獻研究及數據預處理的基礎上，本文提出如下11個假設。
H1:企業規模對參與國企改革的意願有顯著性影響，企業規模越大，參與國企改革的意願越高。
H2：政策效果評價對參與國企改革的意願有顯著性影響，民營企業對政策效果評價越高，參與國企改革的意願越高。
H3:民營企業融資狀況對參與國企改革的意願有顯著性影響，民營企業融資狀況越好，參與國企改革的意願越高。
H4：行政幹擾對民營企業參與國企改革的意願有顯著性影響。
H5：政策不公開對民營企業參與國企改革的意願有顯著性影響。
H6:信息不對稱對民營企業參與國企改革的意願有顯著性影響。
H7:國企阻力對民營企業參與國企改革的意願有顯著性影響。
H8:管理障礙對民營企業參與國企改革的意願有顯著性影響。
H9：企業所在行業對民營企業參與國企改革的意願有顯著影響。
H10：出口外向型民營企業參與國企改革的意願較強。
H11：隨著民營企業年齡的增加，其參與國企改革的意願明顯增強。
四、回歸模型及檢驗結果
（一）計量模型
企業參與國企改革的意願可以看作一個有3個不同取值的虛擬變量，而Logistic多元回歸模型中被解釋變量是分類變量，解釋變量可以是分類變量或連續變量。模型採用極大似然估計法來檢驗模型的擬合效果，回歸係數的檢驗採用Wald統計量，Wald檢驗值越大表示該解釋變量的作用越顯著。由於Logistic模型可以直接預測觀察量相對於某一事件的發生概率，因此被廣泛應用於影響因素的篩選問題，並且相對於多重線性回歸，Logistic回歸併不要求自變量和因變量之間的線性條件，擴大了回歸範圍（王濟川，2001）[26]。基於此，本文採用多元Logistic模型進行分析。
在模型中，因變量是分類變量，用y表示取值水平，分別為：y=1表示企業不願意參與國企改革，y=2表示企業參與國企改革的意願一般，y=3表示企業願意參與國企改革。自變量包括3類：（1）所在企業年齡、行業、是否為外向型企業三個原始變量，分別用AGE、INDUS、EXPORT表示；（2）因子分析形成的政策效果、融資狀況、企業規模三個連續變量，分別用POLY、FIN、SIZE表示；（3）多維尺度分析形成的代表參與國企改革主要困難的5個二分類變量，包括行政幹擾、政策不公開、信息不對稱、國企阻力、管理障礙，分別用KA、KB、KC、KD、KE表示。回歸模型如下：
其中，α0、α1、…、α11分別表示截距項和各變量的相關係數，i、j=1、2、3，P1、P2和P3分別表示企業不願意參與國企改革，參與國企改革意願一般和願意參與國企改革。
（二）回歸結果及分析
在多元回歸之前，首先對初選變量的相關性進行檢驗，檢驗結果顯示變量間的相關程度較小。本文因變量為參與國企改革的意願，涉及3個水平，分別為不願意（y=1）、一般（y=2）和願意（y=3），分別以願意和不願意為參照組建立模型，結果如表4所示。首先對模型中是否所有自變量的偏回歸係數全為0進行似然比檢驗，兩次回歸顯示P值均小於0.001，說明至少有一個自變量的偏回歸係數不為0。也就是說，該模型整體上是顯著的。在似然比卡方檢驗中，由於企業年齡及行政幹擾在每一個公式中均不顯著，因而在向前的分步回歸中被剔除出公式。得到的回歸估計方程如下：
式（1）～（3）中，SIZE、POLY、FIN為連續型變量；KA、KB、KC、KD、KE、EXPORT為二分類變量，取值為1代表是。
| 表4 Logistic回歸結果 | ||||||
| 意願大類 | B | 標準誤差 | Wald | 顯著水平 | Exp(B) | |
| 不願意a | 截距 | -0.349 | 0.097 | 12.996 | 0.000 |
|
| 出口外向型 | -0.604 | 0.099 | 37.117 | 0.000 | 0.547 | |
| 政策不公開 | -0.110 | 0.085 | 1.689 | 0.194 | 0.896 | |
| 信息不對稱 | -0.362 | 0.078 | 21.522 | 0.000 | 0.696 | |
| 國企阻力 | -0.112 | 0.080 | 1.955 | 0.162 | 0.894 | |
| 管理障礙 | -0.607 | 0.079 | 59.195 | 0.000 | 0.545 | |
| 政策效果 | -1.193 | 0.042 | 802.410 | 0.000 | 0.303 | |
| 企業規模 | -0.282 | 0.042 | 45.824 | 0.000 | 0.754 | |
| 融資狀況 | -0.417 | 0.039 | 112.939 | 0.000 | 0.659 | |
| 一般b | 截距 | 0.414 | 0.073 | 31.816 | 0.000 |
|
| 出口外向型 | -0.214 | 0.060 | 12.547 | 0.000 | 0.808 | |
| 政策不公開 | -0.175 | 0.062 | 7.982 | 0.005 | 0.839 | |
| 信息不對稱 | -0.063 | 0.055 | 1.300 | 0.254 | 0.939 | |
| 國企阻力 | 0.206 | 0.056 | 13.412 | 0.000 | 1.229 | |
| 管理障礙 | -0.239 | 0.055 | 19.039 | 0.000 | 0.787 | |
| 政策效果 | -0.841 | 0.033 | 650.532 | 0.000 | 0.431 | |
| 企業規模 | -0.132 | 0.027 | 23.153 | 0.000 | 0.876 | |
| 融資狀況 | -0.203 | 0.027 | 55.513 | 0.000 | 0.816 | |
| 一般c | 截距 | 0.763 | 0.088 | 75.917 | 0.000 |
|
| 出口外向型 | 0.390 | 0.096 | 16.581 | 0.000 | 1.478 | |
| 政策不公開 | -0.065 | 0.077 | 0.721 | 0.396 | 0.937 | |
| 信息不對稱 | 0.299 | 0.072 | 17.328 | 0.000 | 1.348 | |
| 國企阻力 | 0.318 | 0.074 | 18.621 | 0.000 | 1.375 | |
| 管理障礙 | 0.368 | 0.073 | 25.379 | 0.000 | 1.445 | |
| 政策效果 | 0.352 | 0.034 | 105.486 | 0.000 | 1.423 | |
| 企業規模 | 0.150 | 0.039 | 14.630 | 0.000 | 1.162 | |
| 融資狀況 | 0.214 | 0.036 | 34.531 | 0.000 | 1.238 | |
註：a.參考類別是願意；b.參考類別是願意；c.參考類別是不願意。
根據回歸結果，能得到以下結論：
1.政策效果、融資狀況、企業規模的影響分析。
政策效果、企業規模和融資狀況在0.05的顯著性水平下顯著，這表明其對民營企業參與國企改革意願選擇的概率產生顯著性影響。從這3個變量係數的符號上來看，式（1）和（2）為負，式（3）為正，這表明政策效果越好、企業規模越大、融資狀況越優越，企業更願意參與到國企改革中來，因此假設H1、H2、H3得到了數據支持。進一步分析發現，在每個公式中，政策效果係數的絕對值都是最大的，證明其對意願選擇的作用力最大。畢竟企業是否參與國企改革這一重大戰略決策對政策環境相當敏感，民營企業對各類政策落實效果的評價很大程度影響其參與國企改革的意願。促進非公經濟參與國企改革需要進一步營造透明、公開的政策環境，並確保政策落實效果，為民營企業參與國企改革提供更好的服務。
2.參與國有企業改革主要障礙的影響分析。
參與國企改革的主要困難對企業意願選擇的影響較為複雜。第一，由於在每個模型中均不顯著，回歸過程首先剔除了行政幹擾因素，這說明「政策公開，但條件苛刻」和「存在行政幹預」並不是影響民營企業參與國企改革意願的主要因素，假設H4沒有得到數據支持。第二，管理障礙係數的P值在每個公式中均小於0.05。這說明管理障礙顯著影響民營企業參與國企改革意願選擇的概率，假設H8得證。第三，政策不公開、信息不對稱及國企阻力在3個方程中的作用力不同。在式（1）中，信息不對稱顯著，而政策不公開、國企阻力不顯著；在式（2）中恰好相反，信息不對稱不顯著，而政策不公開、國企阻力顯著；在式（3）中，政策不公開不顯著，而信息不對稱、國企阻力顯著。可見，這3個障礙對民營企業意願選擇的影響程度並不一致，假設H5、H6、H7部分得證。
3.出口外向型企業的影響分析。
在是否為外向型企業對參與國企改革意願的影響分析中，變量在3個公式中係數均顯著，式（1）、式（2）中係數為負，在式（3）中係數為正，這說明出口外向型民營企業參與國企改革的意願更強，假設H10得證。這可能的原因如下。第一，外向型企業相對於其他企業更具經濟活力和實力。第二，2008年金融危機至今，歐美等發達國家的經濟受到重創，購買力水平下降。外向型民營企業為尋求自身的長久發展，把更多的目光集中於國內市場，參加國企改革是他們開發國內市場，特別是謀求多元化發展的有效途徑之一。第三，參與國有企業改革為合資企業迅速進入中國市場，尤其是高收益的壟斷市場提供了捷徑。
4.行業的影響分析。
首先，筆者根據意願水平得分和選擇比例，計算各個行業的意願指數，意願最高的3個行業分別是金融，採礦，電力、熱力、燃氣及水生產和供應業，意願最低的3個行業分別是居民服務修理和其他服務業，公共管理社會保障和社會組織，住宿和餐飲業，行業間意願水平存在一定差異。其次，對參與國企改革意願和行業進行列聯表分析，卡方統計量P值為0.000，小於顯著性水平0.05，Pearson相關係數為0.047，可見企業所在行業與參與國企改革的意願程度顯著相關，但相關係數較小。最後，考慮將行業變量納入Logistic回歸模型，但由於行業涉及19個分類變量，如果全部進入模型會使方程變得十分繁瑣。因此，研究分別進行了兩次Logistic回歸分析。結果顯示：當行業變量進入模型時，3個方程中分別有4、11、7個行業分類啞變量有統計學意義，因此實證結果部分支持假設H9。
5.企業年齡的影響分析。
在本模型的3個方程中，企業年齡的係數均不顯著，這說明企業年齡對參與國企改革意願選擇的影響不明顯。筆者所假設的隨著民營企業年齡的增加，參與國企改革的意願明顯增強沒有得到數據支持。這可能的原因包括：成立時間較長的企業在發展過程中已經形成較為複雜的決策機制，在是否願意參與國企改革這個問題上需考慮的因素很多，意願選擇傾向不明顯；並且年齡大的企業一般資源更豐富，多元化發展的路徑較多，考慮到政策風險和其他機會成本，參與國企改革可能不是最佳的戰略選擇。而相反的，對於那些成立時間較短的企業來說，可以藉助參與國企改革擴大產品銷路，實現多元化發展，或者避免在融資時遭遇所有制歧視。但由於年輕企業經驗不足，或擔心在參與國企改革的過程中完全失去自主權，因此意願選擇傾向也趨於不明顯。
五、研究總結與政策建議
（一）研究結論
以天津市民營企業為例，本文考察了影響民營企業參與國企改革意願的11個影響因素。結果顯示，影響民營企業參與國企改革意願的因素是多方面的，按照其影響程度的大小包括：政策效果評價、企業管理方面的障礙、是否為外向型企業融資狀況、企業規模。政策實施效果評價高、認為管理問題是參與國企改革最主要困難、融資狀況好、企業規模大及外向型企業參與國有企業改革的意願更強烈。此外，政策不公開、信息不對稱、國企方面的阻力等障礙以及企業所在行業對意願選擇也有一定程度的影響。值得注意的是，企業年齡及行政幹擾（包括政策公開，但條件苛刻及存在行政幹預）對民營企業參與國企改革的意願不構成顯著性影響。
（二）政策建議
（1）民營企業參與國企改革意願的影響因素是多元的，既包括政策制定及實施效果評估，也包括企業自身行業、規模、融資狀況、出口等因素。不同方面的障礙對意願選擇的作用力也不同。因此，了解和把握各種因素所起到的作用方向及影響力的大小，有助於制定富有針對性的措施，有效促進民營企業參與國企改革。
（2）研究從兩個角度考量了政策因素對參與國企改革意願的影響程度。一方面是政策的透明度及行政幹擾產生的影響，另一方面是民營企業對政策效果評估所產生的影響。實證研究結果顯示：行政幹擾不構成主要影響因素，而政策不公開透明只作用於部分意願水平對比，而對政策效果的評估是所有11個變量中影響力最大的，對政策落實的評價越高，願意參與國企改革的概率越大。可見，為進一步促進民營企業參與國企改革，壯大國民兩方的經濟實力，國家和各級政府制定了一系列措施，卓有成效地消除了明顯的制度障礙。但如想進一步提升民企參與國企改革的意願，還應關注政策的實施效果，提升民營企業對政策落地實施的信心。
（3）在影響意願選擇的5種困難因素中，只有管理障礙（包括改制後不按現代企業制度運行、聯繫渠道不暢通、改制國企質量不高及改制後國企不放棄絕對控股權）對各種意願水平均有顯著性影響。這表明相對於政策透明度、行政壁壘等宏觀因素，影響民營企業參與國企改革意願的因素更加集中在微觀的企業管理層面上。因此，落實十八屆四中全會精神，積極促進民營經濟參與國企改革，亟需理順改制融合企業的管理體制，加強民營國有兩方面企業間的溝通，讓更多盈利性高的國有企業參與到體制改革中來，保障民營企業的股權利益，並按照現代企業制度管理改制企業，使企業獲得長效可持續的發展動力。
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作者簡介：
裴蕾，女，1982年生，現為南開大學濱海開發研究院助理研究員，研究方向為社會統計與社會管理。
李綺雯，女，1993年生，現為南開大學經濟學院經濟學專業本科生，研究方向為經濟統計、社會統計。
謝思全，女，1950年生，現為南開大學經濟研究所副所長、教授、博士生導師，研究方向為產業政策、區域經濟學。