牛 楓，張劉臻，肖作平

(杭州電子科技大學(xué) 會計學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、 引 言

黨的十九大報告提出，要“發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”。發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，不僅包含國有企業(yè)引入非國有資本參股，也包含國有資本參股進(jìn)入非國有企業(yè)(羅宏和秦際棟，2019)[1]。隨著混合所有制經(jīng)濟的不斷推進(jìn)，陸續(xù)有民營上市公司出于多種因素考慮，引入國資背景的新股東，這也引起了市場對民營企業(yè)發(fā)展前景的討論(周琳，2018)[2]。國有資本入股民營企業(yè)一直飽受市場質(zhì)疑，“國進(jìn)民退”的爭論屢屢出現(xiàn)，國有股權(quán)參股民營企業(yè)的混合所有制形式，能否助力民營企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展，是一個值得深入探討的話題(韋浪和宋浩，2020)[3]。而要想提升企業(yè)價值、推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，風(fēng)險承擔(dān)是其中的關(guān)鍵要素(Boubakri等，2013)[4]。尤其是在現(xiàn)階段疫情的沖擊下，民營企業(yè)更是面臨著嚴(yán)重的風(fēng)險承擔(dān)不足問題。鑒于此，本文從風(fēng)險承擔(dān)視角出發(fā)，研究國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，并試圖厘清國有股權(quán)參股對民營企業(yè)產(chǎn)生影響的作用機制。

目前國有股權(quán)參股帶來的一系列積極效應(yīng)也在被逐漸證實。自中共十八屆三中全會提出鼓勵發(fā)展非公有資本控股的混合所有制企業(yè)以來，政府多次發(fā)布政策鼓勵推進(jìn)國有資本入股民營企業(yè)。市場層面也積極響應(yīng)，以醫(yī)藥行業(yè)為例，2020年康恩貝、佐力藥業(yè)和九強生物先后引入國有資本。國有企業(yè)和各級國資委主動參股，幫助民企引入資本紓困、開展戰(zhàn)略合作、提升管理能力。國有資本入股民營企業(yè)這一混改形式日益受到各方重視(李慧聰?shù)?2021)[5]。宋增基等(2014)[6]發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)常常有意引入或保留部分國有股權(quán)，認(rèn)為國有股權(quán)是一種重要的聲譽機制，有利于獲得更多的銀行貸款和更久的貸款期限。陳建林(2015)[7]通過研究家族企業(yè)中的國有股權(quán)發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)與家族所有權(quán)對企業(yè)績效存在互補效應(yīng)，在家族涉入強度較低時，國有股權(quán)能顯著提升企業(yè)績效。羅宏和秦際棟(2019)[1]則從創(chuàng)新的角度發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)能顯著促進(jìn)家族企業(yè)的創(chuàng)新投入。Adhikari等(2006)[8]針對馬來西亞上市公司的研究表明，在基于政商關(guān)系的經(jīng)濟體中，國有股權(quán)的政治關(guān)聯(lián)能夠降低企業(yè)所繳納有效稅率的水平。

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從外部環(huán)境和企業(yè)自身維度理解企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，例如，關(guān)注宏觀經(jīng)濟環(huán)境和市場制度(Mclean和Zhao，2014；Jens，2017)[9-10]，企業(yè)的自身特點、管理層特征等(Farag和Mallin，2018；顧海峰和翟淋源，2021；胡國柳和胡珺，2017；杜善重和馬連福，2022；周澤將等，2019；Faccio等，2016)[11-16]。而本文是在非公有資本控股的混合所有制政策基礎(chǔ)上研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，試圖在兩者之間搭起更加緊密的橋梁。正如前面所指出的那樣，國有股權(quán)的參與能幫助企業(yè)引資紓困、加強管理，因此其對企業(yè)的一系列經(jīng)營決策和自身能力會產(chǎn)生一定的影響。而企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)反映了企業(yè)追逐高額利潤且愿意為其承擔(dān)風(fēng)險的傾向(Lumpkin和Dess，1996；宋建波等，2017)[17-18]，這必然會受到國有股權(quán)參與的影響。國有股權(quán)參股民營企業(yè)，一方面，股東參股除了帶來直觀的財務(wù)資本外，股東加入的本身還會承載多種生產(chǎn)要素的資源，并隨著公司的發(fā)展而出現(xiàn)累積效應(yīng)。國有股權(quán)可以降低銀行和其他金融機構(gòu)的融資約束，從而提高民營企業(yè)獲得貸款的可能性，資金的充實必然會提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。另一方面，代理理論認(rèn)為國有股權(quán)的“隱形政治關(guān)聯(lián)”還引入政府監(jiān)督，這會改善公司治理結(jié)構(gòu)，優(yōu)化企業(yè)決策監(jiān)督系統(tǒng)，從而提高管理層投資決策水平，客觀上提高企業(yè)自身的風(fēng)險承擔(dān)水平。此外，國有股權(quán)參股帶來的聲譽機制也會通過“政治背書”和其資產(chǎn)屬性顯著提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。

基于以上理論邏輯，本文以國有股權(quán)參股為基礎(chǔ)，以民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平為研究對象，試圖推斷國有股權(quán)參股是否會影響民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)并檢驗其內(nèi)在聯(lián)系。本文利用手工收集的2014年到2019年度滬深A(yù)股民營上市公司的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股與民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平之間存在正相關(guān)關(guān)系。該結(jié)果對替換解釋變量、滯后一期處理、傾向得分匹配等替代測試具有穩(wěn)健性。同時發(fā)現(xiàn)，政策不確定性以及參股股權(quán)來源地會對兩者之間的正向關(guān)系產(chǎn)生一定的影響。

與已有的研究相比，本文可能的主要貢獻(xiàn)在于：首先，本研究結(jié)合當(dāng)下局勢提供了政策改革對企業(yè)能力影響的額外證據(jù)。已有文獻(xiàn)考察了國有股權(quán)參股對企業(yè)創(chuàng)新投入(李明敏等，2017；桑凌和李飛，2021；Wang等，2021；Tang等，2021)[19-22]、企業(yè)業(yè)績(Maimunah等，2022；郝陽和龔六堂，2017)[23-24]以及現(xiàn)金持有水平(韋浪等，2020；Nguyen和Wang，2021)[3，25]的影響。與以往研究不同的是，本文研究的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平是企業(yè)生存的基礎(chǔ)，更是各項經(jīng)營活動與企業(yè)發(fā)展的前提。尤其是在當(dāng)下疫情的強烈沖擊下，民營企業(yè)的生存與進(jìn)一步發(fā)展顯得尤為迫切，因此，研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平問題具有更加重要的現(xiàn)實價值。

其次，本研究為更好地理解混合所有制下國有股權(quán)參股對民營企業(yè)的具體影響提供了一個新的視角。本研究利用股權(quán)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性來探討影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的因素，豐富了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的研究。在以往的研究中，影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的外部因素包括宏觀經(jīng)濟環(huán)境以及市場機制(黃亮雄等，2021；Otieno，2020；張嬈等，2019)[26-28]等。內(nèi)部因素包括公司治理(Zhu等，2019；Wang等，2019)[29-30]和管理層特征(Farag和Mallin，2018；顧海峰和翟淋源，2021；Habib和Hasan，2017)[11，12，31]等。然而很少有文獻(xiàn)從外部股權(quán)參與的角度對其進(jìn)行深入研究。這項研究從中國混合所有制改革的背景出發(fā)，以國有股權(quán)參股的角度切入，考察這一政策對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響效應(yīng)，填補了相關(guān)文獻(xiàn)中的一個關(guān)鍵空白，拓展了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)領(lǐng)域的研究邊界。

最后，關(guān)于國有股參股民營企業(yè)的政策影響是復(fù)雜的。一方面，許多西方國家的研究表明，在過去的幾十年里，由于去監(jiān)管化、全球化以及向私人投資者開放大量經(jīng)濟部門而引發(fā)的惡劣競爭，導(dǎo)致國有企業(yè)及部門的表現(xiàn)一直在惡化(Bruton等，2015；Grossi等，2015；Reddy等，2016)[32-34]。另一方面，一些中國的文獻(xiàn)表明，國有股權(quán)參股可以緩解民營企業(yè)融資約束(梁上坤和陳冬華，2017；趙璨等，2019)[35-36]，減少代理問題(朱磊等，2019)[37]，為民營企業(yè)帶來好處。因此本文以制度作為分析工具，發(fā)展出描述中國政策實踐的新的概念框架，為國有股權(quán)會對民營企業(yè)產(chǎn)生積極效用提供了新的證據(jù)，也為公司治理領(lǐng)域提供了中國案例。

本文其他部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是在理論分析的基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計，介紹了樣本選擇、變量定義及模型設(shè)定等；第四部分依次就基本回歸、分組回歸及穩(wěn)健性進(jìn)行了實證分析；第五部分是結(jié)論與啟示。

二、 理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是指對能夠帶來預(yù)期收益和未來現(xiàn)金流但充滿不確定性的投資項目的分析和選擇(Yu等，2013)[38]，反映了企業(yè)傾向于投入一定的資源來分析如何抓住市場機會和追求高回報(Lumpkin和Dess，1996)[17]。高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平可以顯著提高企業(yè)資本配置效率和企業(yè)價值(Faccio等，2016)[16]，有助于企業(yè)的創(chuàng)新和可持續(xù)發(fā)展。資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為，企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險意味著大量的資源消耗，對資源的依賴性很強。如果無法獲取足夠的資源支持，企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險的活動很難維持，企業(yè)在進(jìn)行投資時會面臨較大的資源約束，導(dǎo)致投資效率低下，甚至投資失敗(連玉君和蘇治，2009)[39]。企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)行為所需要的資源包括投資項目、資金、技術(shù)、土地、產(chǎn)品銷售渠道等方面(張敏等，2015)[40]，因此充足的資源保障是企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險承擔(dān)的客觀基礎(chǔ)。

文獻(xiàn)中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究主要分為外部因素和內(nèi)部因素：在影響企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險的外部因素方面，相關(guān)文獻(xiàn)強調(diào)了宏觀經(jīng)濟環(huán)境和市場或政府等正式機構(gòu)的重要性。Mclean和Zhao(2014)[9]強調(diào)，當(dāng)宏觀經(jīng)濟處于繁榮和增長周期時，外部資本很容易獲得，而且由于這種資本伴隨高增長預(yù)期，企業(yè)投資水平往往保持在較高水平。然而在經(jīng)濟衰退期間，信貸政策被削減，企業(yè)面臨嚴(yán)重的財務(wù)約束，導(dǎo)致更保守的投資行為，這與較低的風(fēng)險承擔(dān)水平相對應(yīng)。此外，來自政府選舉的政治不確定性也會減少企業(yè)投資(Jens，2017)[10]。內(nèi)部因素則主要集中在公司治理和管理層特征等方面，Habib和Hasan(2017)[31]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)處于引進(jìn)期和衰退期時，風(fēng)險行為更多，風(fēng)險承擔(dān)水平更高。他們還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)機構(gòu)投資者情緒高漲且資本市場不合理時，外部融資成本較低，管理者更傾向于選擇風(fēng)險投資。Faccio等(2016)[16]以及Peltom?ki等(2015)[41]的研究表明，女性CEO和年長CEO的風(fēng)險承擔(dān)水平較低，這使得企業(yè)傾向于選擇風(fēng)險較低的項目。Zhu等(2019)[29]認(rèn)為，股權(quán)激勵可以縮小管理層和股東之間的利益差異，幫助高管克服風(fēng)險規(guī)避行為，進(jìn)而提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。此外，還有一些學(xué)者研究了CEO或企業(yè)社會責(zé)任和企業(yè)社會資本對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。他們認(rèn)為CEO或企業(yè)社會資本以及企業(yè)社會責(zé)任的履行有利于獲取外部資源，從而增強企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)(Wang等，2019；Zhao和Zhang,2019)[30，42]。本文強調(diào)的國有股權(quán)參股則屬于股權(quán)結(jié)構(gòu)的范疇。

國有股權(quán)參股民營企業(yè)，是指一部分國有企業(yè)持有民營企業(yè)的股份，但是持有份額在50%以下，這部分企業(yè)被稱為國有股權(quán)參股企業(yè)，是混合所有制經(jīng)濟改革的一種實現(xiàn)形式。針對國有股權(quán)參股的研究，許多學(xué)者也都進(jìn)行了一系列的探索和研究。Zhou等(2017)[43]以2002—2007年間中國制造企業(yè)為研究樣本，通過研究發(fā)現(xiàn)在企業(yè)的所有權(quán)結(jié)構(gòu)中，如果存在小部分國有股權(quán)，是有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的，原因在于在發(fā)展中國家，政府對企業(yè)的行為產(chǎn)生重要影響，而國有股權(quán)利用其和政府的特殊關(guān)系可以幫助企業(yè)獲取更多的創(chuàng)新資源。Boubakri等(2013)[4]通過關(guān)注兩種類型的所有者：作為剩余所有者的政府和外國股東，首次提供了風(fēng)險承擔(dān)行為與私有化企業(yè)所有者身份之間聯(lián)系的證據(jù)。國有機構(gòu)投資者作為較特別的股東，其持股會增強公司風(fēng)險承擔(dān)水平，而且相比于非獨立機構(gòu)投資者，獨立機構(gòu)投資者持股更會提高公司風(fēng)險承擔(dān)水平(朱玉杰和倪驍然，2014)[44]，并且隨著機構(gòu)投資者持股比例的提升，公司風(fēng)險承擔(dān)水平也會提高(王振山和石大林，2014)[45]。更有進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)參股有助于減少股權(quán)成本(Attig等，2008)[46]和提高企業(yè)的現(xiàn)金價值(Attig等，2013)[47]，并且針對不同地區(qū)的實證研究都基本支持國有股權(quán)參股的積極作用(Gutiérrez等，2003；Attig等，2009；Santos等，2015)[48-50]。

在企業(yè)經(jīng)營發(fā)展過程中，多數(shù)的企業(yè)家都曾面臨過因自身企業(yè)資信欠缺無法取得銀行等金融機構(gòu)授信的情形。社會各類企業(yè)通過引入優(yōu)質(zhì)大型國企央企股份來增加企業(yè)經(jīng)濟的案例已非常普遍，這也充分說明民營企業(yè)中的國有股權(quán)確實能夠為其發(fā)展獲取更多的優(yōu)勢條件。首先，國有股權(quán)參股增加了民營企業(yè)用于投資活動的各項資源。由于受資源短缺、資金不足、貸款困難等多方面因素的影響，近來民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)意愿下降，民營投資下降顯著(劉曉霞等，2020)[51]，2017年以來同比下降25.4%。尤其是在當(dāng)前政策不確定性的影響下企業(yè)出于抵御預(yù)期風(fēng)險的目的，面臨投資機會時會更謹(jǐn)慎，選擇延遲或者削減投資支出，因而也就更需要資源方面的支持(Julio和Yook，2012)[52]。其中資源不足所體現(xiàn)的現(xiàn)金持有量不足和較強的融資約束是大多數(shù)民營企業(yè)面臨的困境，而這確實會顯著地影響上市公司決策者對風(fēng)險項目的選擇，從而顯著地影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(John等，2008)[53]。企業(yè)管理者進(jìn)行風(fēng)險投資決策時必定要考慮企業(yè)的現(xiàn)金持有量和財務(wù)狀況。Acemoglu和Zilibotti(1997)[54]認(rèn)為所有風(fēng)險投資項目都需要相對應(yīng)的資金持有量支持，而風(fēng)險越高的項目在前期對資金的要求也就越高。因而盡管一般而言風(fēng)險性越高的投資能夠帶來的預(yù)期收益也越高，但其面臨的失敗概率也就越大。從這個角度來看，企業(yè)也需要足夠的現(xiàn)金持有量來應(yīng)對可能發(fā)生的投資失敗事件。所以現(xiàn)金持有量不足的企業(yè)，其高管團隊進(jìn)行風(fēng)險投資決策時，會采取較為穩(wěn)健的策略，也就是說他們會選取低風(fēng)險的投資項目。而國有股權(quán)參股恰好可以增加民營企業(yè)可投入各項活動的資源(如銀行貸款、政府補助、稅收優(yōu)惠、產(chǎn)權(quán)保護(hù)等)(Gomez-Mejia等，2011)[55]。例如，政府補貼作為地方政府對上市公司的一項無償?shù)馁Y金轉(zhuǎn)移，是企業(yè)所需資源的重要組成部分，再加上稅收優(yōu)惠節(jié)省的現(xiàn)金支出，以及銀行貸款對企業(yè)帶來的資金，會對企業(yè)的資金持有量產(chǎn)生較大積極影響。此外，企業(yè)資源還能通過影響企業(yè)家的自信心而影響企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。政府補貼、稅收優(yōu)惠、銀行貸款以及產(chǎn)權(quán)保護(hù)，均能顯著提高企業(yè)家的信心指數(shù)。余明桂等(2013)[56]用中國上市公司的數(shù)據(jù)、Baker和Wurgle(2012)[57]用美國上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，均驗證了企業(yè)家越自信，對風(fēng)險的項目態(tài)度會越積極，并更多地承擔(dān)高風(fēng)險項目，最終顯著提高了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。從這個角度來講，國有股權(quán)帶來的一系列資源效應(yīng)還可以通過提高管理者的自信心來進(jìn)一步提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

其次，國有股權(quán)參股可以通過發(fā)揮外部監(jiān)督作用來緩解代理問題以提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平(Sakaki和Jory，2019)[58]。國有股參與公司內(nèi)部治理的方式更多地體現(xiàn)在對公司高層行為的監(jiān)督，為防止企業(yè)內(nèi)部利益沖突，除國有股東本身直接對參股民營企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督外，國有股權(quán)的“隱形政治關(guān)聯(lián)”還引入政府監(jiān)督。并且當(dāng)公司國有股權(quán)比例增大時政府更愿意付出成本來加強公司治理結(jié)構(gòu)及對經(jīng)理的監(jiān)督(Muniandy等，2016)[59]。與此同時，當(dāng)作為國有股股東的國資委、地方國資委、大型國有企業(yè)以及其他政府機構(gòu)加強對于公司管理層的監(jiān)督力度時，管理層也會有更強的激勵去合理運用公司的資源進(jìn)行尋利以保持公司的業(yè)績，從而顯著提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

最后，國有股權(quán)對于民營企業(yè)來說是一種重要的聲譽機制，因為國有股權(quán)可以依靠其與政府的體制關(guān)聯(lián)為民營企業(yè)的發(fā)展提供聲譽擔(dān)保。企業(yè)可以憑借這種聲譽擔(dān)保在資本市場上以更優(yōu)惠的條件獲得外部資金(Diamond，1991)[60]，以提高自身的風(fēng)險承擔(dān)水平。一方面，國有性質(zhì)股東的聲譽機制會給企業(yè)帶來一定的“政治背書”(余漢等,2017)[61]。國有股權(quán)參股不僅向外界投資者傳遞出“政府愿意與企業(yè)共擔(dān)風(fēng)險”的積極信號，提高外部投資者投資意愿、塑造企業(yè)的良好形象，還能使企業(yè)獲取政府更多創(chuàng)新支持和政策變動信息，為民營企業(yè)提供更多制度保障，從而提高了民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。另一方面，聲譽作為企業(yè)重要的無形資產(chǎn)，其資產(chǎn)屬性能夠幫助企業(yè)獲得商品溢價，當(dāng)面臨外部環(huán)境的不利沖擊時，能對成本增加的負(fù)面預(yù)期起到緩沖作用(Fombrun，2000)[62]，這就意味著當(dāng)市場對成本產(chǎn)生不利反應(yīng)時，聲譽機制的緩沖作用可以減少市場對企業(yè)造成的不利影響，從而提高企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險的能力。

從上述分析可以看出，國有股權(quán)參股民營企業(yè)，緩解了民營企業(yè)的融資約束，加強了企業(yè)的外部監(jiān)督，并且發(fā)揮了聲譽機制的作用，從不同方面提高了民營企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險的水平?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1：

H1：國有股權(quán)參股提高了民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

民營企業(yè)所處環(huán)境政策不確定性不同的作用比較。政策不確定性對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響體現(xiàn)在以下幾個方面：首先，當(dāng)政策不確定性增高時，企業(yè)投資時面臨的經(jīng)營環(huán)境將變得更加復(fù)雜，項目的預(yù)期回報率不確定性加大，企業(yè)管理者對于預(yù)期的收益將會抱有悲觀的態(tài)度(黃虹等，2021)[63]。因此企業(yè)管理者面對投資項目時，為了避免回報率不確定性增加的風(fēng)險，將暫時延遲投資，尤其面對風(fēng)險較大的項目時，企業(yè)管理者會更加傾向于暫緩?fù)顿Y，因此企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力便會降低。其次，銀行融資和股東投資是企業(yè)獲取經(jīng)營資金的兩個主要途徑，但對于投資者來說，當(dāng)政策不確定性增高時投資者將會對預(yù)期回報失去信心，從而導(dǎo)致對企業(yè)要求更高的回報或者減少投資甚至取消投資。對于銀行來說，當(dāng)政策不確定性增高時，銀行的借貸政策將會更加嚴(yán)厲，企業(yè)的信用等級會下降，從而導(dǎo)致企業(yè)來自銀行的資金減少(顧海峰和朱紫荊，2022)[64]。因此從銀行融資和股東投資兩方面來說，當(dāng)不確定性增高時，企業(yè)的銀行融資和股東投資都將會減少，企業(yè)的融資難度將會加大，從而加劇企業(yè)的融資約束。為了投資收益穩(wěn)定的企業(yè)將會暫停對風(fēng)險較大項目的投資，從而導(dǎo)致企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力降低。

國有股權(quán)參股能緩解政策不確定性對民營企業(yè)的負(fù)面影響，這也體現(xiàn)在兩個方面，首先，當(dāng)政策不確定性增高，企業(yè)管理者對預(yù)期收益悲觀時，國有股權(quán)的參與會給企業(yè)帶來投資所需的資源，增強管理者的安全感。其次，面對銀行借貸政策的嚴(yán)厲，國有股權(quán)帶來的聲譽機制將會在此時發(fā)揮巨大的作用。因此當(dāng)民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性越高時，國有股權(quán)參股的緩解作用就越強，此時其對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高作用也更為顯著?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)2：

H2：相比于低政策不確定性，當(dāng)民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性高時，國有股權(quán)參股更能提高其風(fēng)險承擔(dān)水平。

參股國有股權(quán)來源地不同的作用比較。國有股權(quán)參股對民營企業(yè)的作用，還受到參股國有股權(quán)來源地的影響。首先，當(dāng)參股國有股權(quán)與民營企業(yè)來源于相同地區(qū)時，兩者之間的時空距離較小，從而降低了兩者之間的交流溝通成本與信息獲取成本。一方面，交流成本的降低會提高交流的頻率，參股股東與民營企業(yè)的聯(lián)系也會相對緊密，從而加強了監(jiān)督力度。公司的股東會通過合適的方式監(jiān)督和制衡高層管理者對資金的利用情況，監(jiān)督力度的加強有利于確保企業(yè)投資的良性運作，提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。另一方面，信息獲取成本的降低弱化了兩者的信息不對稱程度。國有股權(quán)作為民營企業(yè)的一部分，不僅通過參股企業(yè)參與市場經(jīng)營，同時也是市場的監(jiān)督者與管理者，是企業(yè)積極與國家行政機關(guān)建立的一套溝通機制，也是企業(yè)與各級政府之間形成的一種在制度環(huán)境有待完善的情況下正式(或非正式)的特殊關(guān)聯(lián)(余漢等，2017)[61]。因此，當(dāng)參股國有股權(quán)來源于本地時，便可以低成本的與當(dāng)?shù)卣M(jìn)行政策及市場信息方面的交流，把握市場最新動向，提前進(jìn)行決策或者防范各種風(fēng)險，從而提高承擔(dān)風(fēng)險的水平。

其次，在地方政府追求自身經(jīng)濟增長的目標(biāo)下，不同地區(qū)的市場是相互分割的(陸銘和陳釗，2009)[65]。各地政府均會表現(xiàn)出對本地企業(yè)的地區(qū)偏愛，更多地將資源傾斜給能帶來就業(yè)、稅收的本地企業(yè)。在以經(jīng)濟建設(shè)為中心工作方針的指引下，中國建立了一套有效引導(dǎo)經(jīng)濟增長的管理機制，因而各級地方政府均將經(jīng)濟發(fā)展置于工作任務(wù)列表的重中之重，想方設(shè)法地推動本地經(jīng)濟增長(馬亮，2013；周黎安等，2015)[66-67]。這些經(jīng)濟增長目標(biāo)成為相應(yīng)時期各級政府經(jīng)濟政策制定和實施的重要指引，影響著眾多資源的分配和利用，其對本地企業(yè)關(guān)于未來的經(jīng)營決策便有較大的影響。正如前面所指出的，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)反映了企業(yè)追逐高額利潤且愿意為其承擔(dān)風(fēng)險的傾向，因此必然會受到企業(yè)對未來經(jīng)濟及政策預(yù)期的影響。當(dāng)?shù)卣馁Y源分配機制所提供的充足的生產(chǎn)資源支撐意味著企業(yè)未來的預(yù)期利潤增加，風(fēng)險也往往可控，從而能夠提高企業(yè)應(yīng)對風(fēng)險的能力?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)3：

H3：相比于異地國有股權(quán)，本地國有股權(quán)參股更能提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

三、 研究設(shè)計

(一) 研究樣本選擇

1.民營企業(yè)數(shù)據(jù)。本文選取我國2014年度到2019年度滬深A(yù)股民營上市公司作為研究樣本。同時，按照以下標(biāo)準(zhǔn)選擇研究樣本：(1)刪除金融保險業(yè)上市企業(yè)；(2)刪除缺乏股權(quán)結(jié)構(gòu)、風(fēng)險承擔(dān)等計算條件的企業(yè)；(3)刪除第一大非國有股東持股數(shù)小于國有股東持股數(shù)的上市公司；(4)刪除ST類企業(yè)及其他數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到了6400個有效樣本。上市公司風(fēng)險承擔(dān)數(shù)據(jù)、高級管理人員信息及主要財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，為消除異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量在上下1%位置進(jìn)行了縮尾處理。

2.國有股權(quán)參股數(shù)據(jù)。本文首先通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取民營企業(yè)前十大股東名稱以及持股數(shù)據(jù)，然后通過查閱公司年報、天眼查、中原證券等網(wǎng)站手工收集了前十大股東的其他數(shù)據(jù)，包括股東是否屬于國有股權(quán)、參股國有股權(quán)來源地等相關(guān)數(shù)據(jù)。

(二) 變量定義

1.被解釋變量。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risktaking)。本文選擇標(biāo)準(zhǔn)差指標(biāo)(Risktaking1)和極差指標(biāo)(Risktaking2)分別衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risktaking)，具體定義如下：

①企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risktaking1)。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)(劉曉霞等，2020；黃亮雄等，2021)[51][26]，本文采用經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的總資產(chǎn)收益率(ROA)的波動性(Risktaking1)衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。采用企業(yè)盈利的波動性作為衡量風(fēng)險承擔(dān)水平的指標(biāo)，即Δ(ROAi)。ROAi為企業(yè)i在相應(yīng)年度的息稅前利潤(EBIT)除以年末總資產(chǎn)。計算波動性時，先對企業(yè)每一年ROA減去年度行業(yè)平均值得到Adj_ROA，以緩解行業(yè)和周期的影響(John等，2008；余明桂等，2013)[53，56]。具體采用公式(1)的計算方法，以每三年(t年至t+2年)作為一個觀測時段，分別滾動計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的Adj_ROA的標(biāo)準(zhǔn)差，將結(jié)果乘以100得到Risktaking1，并取對數(shù)。

(1)

②企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risktaking2)。為使結(jié)論更加可靠，再次選取在觀測時段(3年)內(nèi)，經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后ROA最大值與最小值之間的差額(Risktaking1)作為衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的指標(biāo)。Adj_ROA的定義同上，具體采用公式(2)的計算方法，以每三年(t年至t+2年)作為一個觀測時段，分別滾動計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的Adj_ROA的極差，將結(jié)果乘以100得到Risktaking2，并取對數(shù)。

Risktaking2i,t=Max(Adj_ROAi,t)-Min(Adj_ROAi,t)

(2)

2.解釋變量。國有股權(quán)參股(State)。本文分別使用民營企業(yè)是否存在國有股權(quán)參股(State1)、國有股權(quán)參股比例(State2)作為解釋變量。兩個解釋變量的具體定義為：(1)當(dāng)民營企業(yè)股東中包含有國有股東時，則視為存在國有股權(quán)參股，State1取值為1，否則取值為0；(2)國有股權(quán)參股比例(State2)的定義為，民營企業(yè)的股權(quán)中，國有股權(quán)持股比例的總和。

3.分組變量。為檢驗本文的假設(shè)2和假設(shè)3，本文設(shè)置了兩個分組變量，包括民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性高低(PU)以及參股國有股權(quán)是否來源于本地(Local)。兩個分組變量的具體定義為：(1)本文使用Baker等(2016)[68]構(gòu)建的中國政策不確定性指數(shù)(以下統(tǒng)稱為“政策不確定性”)來衡量民營企業(yè)所處環(huán)境的經(jīng)濟政策不確定性，當(dāng)樣本期間宏觀經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)大于均值時，視為是政策不確定性高的一組，其他的自動列為政策不確定性低的一組；(2)當(dāng)參股的國有股權(quán)中異地國有股權(quán)或中央股權(quán)持股比例低于本地國有股權(quán)持股比例時，視為參股國有股權(quán)來源于本地的一組，其他視為參股國有股權(quán)來源于異地的一組。其中，剔除參股國有股權(quán)來源于中央下轄機構(gòu)或部門的數(shù)據(jù)。

4.控制變量。參考李溪等(2018)[69]、羅宏和秦際棟(2019)[1]的研究，本文選取了如下的變量作為控制變量。企業(yè)規(guī)模(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(Roa)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Oper)、成長性(Growth)、上市年限(Age)、董事會規(guī)模(BoardSize)、董事會獨立性(Indep)、兩職合一(Dual)、股權(quán)集中度(Top10)，此外，本文還在回歸中設(shè)置了行業(yè)(Ind)和年份(Year)的虛擬變量。

(三) 實證模型

1.模型設(shè)定?！皣泄蓹?quán)參股”可以作為混合所有制改革下的一項政策實施用來評估其對試點企業(yè)能力特征、經(jīng)營行為等產(chǎn)生的影響。梳理以前的文獻(xiàn)容易得知，雙重差分模型(DID)在政策評估領(lǐng)域已經(jīng)被眾多學(xué)者廣泛應(yīng)用，并證實了其評估政策效果的有效性。同時DID模型作為政策效應(yīng)評估的廣泛應(yīng)用方法，能夠較大程度地克服內(nèi)生性的干擾，因此，本文采用DID模型(1)考察國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。

Risktakingit=β0+β1Treati+β2Postt+β3(Treati×Postt)+β4Controlit+Ind+Year+εit

(3)

其中，Risktakingit是i企業(yè)在第t年的風(fēng)險承擔(dān)水平，若個體是試點企業(yè)，屬于實驗組，即State1=1，則令Treati=1，若不是，即State1=0，則令Treati=0；若時間在政策實施后，則令Postt=1，若在政策實施前，則令Postt=0，Controlit代表若干控制變量，具體定義如表1所示。Ind和Year分別表示行業(yè)和年份固定效應(yīng)，?表示隨機擾動項。2015年9月24日，國務(wù)院下發(fā)的《國務(wù)院關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的意見》中提出“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)”。自此之后，國有股權(quán)參股民營企業(yè)的現(xiàn)象更加普遍，因此將2015年作為政策實施前后的節(jié)點。此外，為了檢驗假設(shè)2和假設(shè)3，本文采用模型(2)分組考察國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。

Risktakingit=β0+β1StateKit+β2Sizeit+β3Levit+β4Roait+β5Operit+β6Growthit+β7Ageit+

β8Boardsizeit+β9Indepit+β10Dualit+β11Top10it+Ind+Year+εit,K=1或2

(4)

其中，當(dāng)K=1時，State1it表示i企業(yè)在第t年是否有國有股權(quán)參股，當(dāng)K=2時，State2it表示i企業(yè)在第t年的國有股權(quán)參股比例，其他變量定義同上。

表2 二元選擇模型回歸結(jié)果

2.DID適用性檢驗。利用雙重差分法進(jìn)行政策評價需要滿足兩個重要的假設(shè)前提：第一，實驗組選擇是隨機的。第二，實驗組和控制組被解釋變量的變化是同趨勢的。即如果沒有政策沖擊，實驗組和控制組的Risktaking變化趨勢是一致的。為滿足以上前提，本文進(jìn)行了如下檢驗：

DID假設(shè)前提一：國有股權(quán)參股的民營企業(yè)是否隨機。本文對分組隨機性的檢驗參考鄭新業(yè)等(2011)[70]的研究采用Logit模型，選取政策實施結(jié)點之前的數(shù)據(jù)，以Treat為被解釋變量，檢驗風(fēng)險承擔(dān)(Risktaking1、Risktaking2)、盈利能力(Roa)、經(jīng)營能力(Oper)等因素是否會影響試點企業(yè)的選擇，回歸結(jié)果見表2。

從回歸結(jié)果來看，風(fēng)險承擔(dān)、盈利能力以及經(jīng)營能力均對參股企業(yè)的選擇沒有顯著影響，從而驗證了樣本的分組隨機性假設(shè)。

DID假設(shè)前提二：實驗組和控制組的Risktaking變化是否同趨勢。同趨勢假設(shè)允許控制組和實驗組的Risktaking存在系統(tǒng)性差異，但只要兩組Risktaking數(shù)據(jù)在實驗期前的變化趨勢是一致的，即可認(rèn)為被選擇的控制組是合適的。為了使檢驗結(jié)果更加穩(wěn)健，本文運用定量的方法來檢驗結(jié)果的有效性。具體思路為，以模型(1)中被解釋變量的差分ΔlnRisktaking作為被解釋變量，并以虛擬變量Treat作為解釋變量進(jìn)行回歸?？疾鞂嶒灲M與控制組的Risktaking變化趨勢是否存在系統(tǒng)性差異。主要回歸結(jié)果見表3。

表3 共同趨勢檢驗

從回歸結(jié)果可以看出，Treat與ΔlnRisktaking沒有顯著的相關(guān)性，并且在加入控制變量后結(jié)果仍然穩(wěn)健。表示政策實施前，實驗組和控制組的Risktaking增長趨勢沒有明顯差異，符合共同趨勢假設(shè)。

四、 實證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計

表4報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果：

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

從表4可以看出，通過標(biāo)準(zhǔn)差指標(biāo)(Risktaking1)來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平時，其最大值為3.352，最小值為-1.650，均值為0.649，中位數(shù)為0.621，通過極差指標(biāo)(Risktaking2)來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平時，其最大值為4.168，最小值為-0.778，均值為1.495，中位數(shù)為1.476，這說明不同民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平具有較大差異。是否存在國有股權(quán)參股(State1)的均值為0.094，即有接近10%的民營企業(yè)存在國有股權(quán)參股，表明國有股權(quán)參股民營企業(yè)并非個例，已經(jīng)成為普遍存在的現(xiàn)象。國有股權(quán)參股比例(State2)的最大值已達(dá)到0.374，說明部分國有股東已經(jīng)在民營企業(yè)中成為重要的參股股東。

(二) 基本回歸分析

表5報告了國有股權(quán)參股與民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的回歸結(jié)果。其中，第(1)(3)列為沒有加入控制變量的結(jié)果，第(2)列和第(4)列為加入了控制變量的結(jié)果。可以看出加入控制變量之前，主要解釋變量DID的估計系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，加入控制變量之后，主要解釋變量DID的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明相對于沒有國有股權(quán)參股的民營企業(yè)，國有股權(quán)參股顯著提高了民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，充分驗證了本文提出的假設(shè)1。同時，表5的研究結(jié)論是對國有股權(quán)參股影響企業(yè)的業(yè)績(陳建林，2015；郝陽和龔六堂，2017)[7，24]、創(chuàng)新(羅宏和秦際棟，2019)[1]及現(xiàn)金持有水平(韋浪等，2020；Harford，2008)[3，71]等文獻(xiàn)的補充，這些文獻(xiàn)分別用資產(chǎn)收益率ROA衡量業(yè)績、企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的百分比衡量創(chuàng)新水平以及現(xiàn)金占總資產(chǎn)的比重來衡量現(xiàn)金持有水平，得出國有股權(quán)參股顯著提高民營企業(yè)或家族企業(yè)的績效水平、創(chuàng)新水平與現(xiàn)金持有水平的結(jié)論，而本文的結(jié)論進(jìn)一步深化了國有股權(quán)參股能對企業(yè)產(chǎn)生積極效應(yīng)的認(rèn)識。

表5 國有股權(quán)參股與民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平：基本回歸

(三) 分組回歸分析

1.政策不確定性高低的分組檢驗。表6報告了民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性高低不同時，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平提高作用的差異。高政策不確定下State1(是否存在國有股權(quán)參股)在第(2)列和第(6)列的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，低政策不確定性下State1在第(1)列和第(5)列的回歸系數(shù)不顯著。同時，高政策不確定性下State2(國有股權(quán)參股比例)在第(4)列和第(8)列的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，低政策不確定下State2在第(3)列和第(7)列的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正。顯然，表6的回歸結(jié)果證實，相比于低政策不確定性，當(dāng)民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性高時，國有股權(quán)參股更能提高其風(fēng)險承擔(dān)水平。這與本文提出的假設(shè)2保持一致。

2.國有股權(quán)來源地不同的分組檢驗。表7報告了國有股權(quán)來源地不同時，其參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響差異。當(dāng)國有股權(quán)來源于異地時，State2(國有股權(quán)參股比例)在第(1)列和第(3)列的回歸系數(shù)不顯著，當(dāng)國有股權(quán)來源于本地時，State2(國有股權(quán)參股比例)在第(2)列和第(4)列的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。兩者比較發(fā)現(xiàn)，在不同分組中國有股權(quán)參股的系數(shù)都為正，表明任何來源地的國有股權(quán)參股都能提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，但本地國有股權(quán)參股的顯著性大于異地國有股權(quán)參股，說明本地的國有股權(quán)參股更能提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。顯然，表7的回歸結(jié)果證實，相比于異地國有股權(quán)，本地國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高作用更為顯著，充分驗證了本文的假設(shè)3。

表6 民營企業(yè)所處環(huán)境政策不確定性高低的分組檢驗

(續(xù)表7)

表8 替換解釋變量

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1.替換解釋變量。本文國有股權(quán)參股比例(State2)是民營企業(yè)中國有股權(quán)持股比例的總和。考慮到較低比例國有股權(quán)的存在可能起不到實際作用，因此參考黃亮雄等(2021)[26]的做法，將國有股權(quán)持股比例總和替換為最大國有股權(quán)的持股比例(State3)，并將其代入模型重新回歸，結(jié)果如表8所示，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前述結(jié)論保持一致。

2.滯后一期處理?？紤]到國有股權(quán)為民營企業(yè)帶來的資源效應(yīng)等一系列影響需要時間，因此，本文將解釋變量滯后一期來考察國有股權(quán)參股對風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，共得到樣本4195個，具體回歸結(jié)果如表9所示，并與上文結(jié)論保持一致。

3.更改回歸模型。本文改用模型(2)對基本假說進(jìn)行再檢驗。實證結(jié)果表明，更改回歸模型后，本文主要結(jié)論依然成立，具體回歸結(jié)果如表10所示。

4.傾向得分匹配(PSM)。為了進(jìn)一步檢驗內(nèi)生性中的自選擇問題，本文對控制組(無國有股權(quán)參股的樣本組)和處理組(有國有股權(quán)參股的樣本組)進(jìn)行了傾向得分匹配。具體來說，我們采用State1作為因變量，模型(1)中所有控制變量作為解釋變量進(jìn)行l(wèi)ogit回歸并計算出傾向得分值。其次，由于控制組樣本數(shù)(5797)遠(yuǎn)大于處理組樣本數(shù)(603)，我們根據(jù)傾向得分值在處理組和控制組之間進(jìn)行一對二匹配，最后將匹配的樣本代入模型(1)重新回歸，其結(jié)果如表11所示，進(jìn)一步支持了本文的結(jié)論。

表9 滯后一期

表10 更改回歸模型

(續(xù)表10)

表11 傾向得分匹配

五、 結(jié)論與啟示

(一) 研究結(jié)論

隨著混合所有制改革不斷推進(jìn)，民營企業(yè)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級過程中出現(xiàn)了種種問題，社會各界給予了越來越多的關(guān)注，國有股權(quán)參股民營企業(yè)的混合所有制形式，是否有助于推動民營企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展亟待進(jìn)一步證實。本文以民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平為切入口，使用2014年度到2019年度滬深A(yù)股民營上市公司為樣本，實證檢驗了國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①國有股權(quán)參股能顯著提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；②從民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性來看，當(dāng)政策不確定性越高時，國有股權(quán)參股越能提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；③從國有股權(quán)的來源地看，當(dāng)國有股權(quán)來源于本地時，更能提高民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。本文對深入理解國有股權(quán)參股民營企業(yè)的經(jīng)濟后果及其作用機制具有一定的理論意義與現(xiàn)實價值。

(二) 啟示與建議

國有股權(quán)參股非國有企業(yè)的混合所有制改革有助于改善民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。民營企業(yè)引入國有股權(quán)，獲得了各級政府的資源支持與政策保護(hù)，從而為民營企業(yè)的長期發(fā)展提供了保障。在多數(shù)情況下，只要有國有股權(quán)參與的民營企業(yè)便可以獲得這種保障，而目前有國有股權(quán)參股的民營企業(yè)所占比例只有10%左右，這意味著目前政府依然需要加快制度建設(shè)的步伐，從根源上解決民營企業(yè)面臨的資源匱乏與制度困境。其次，在保證民營控股的情況下，國有股權(quán)比例應(yīng)該維持在相對更高的位置，要注重參股的“形”“實”并重，這樣才能發(fā)揮國有股權(quán)的優(yōu)勢，更好地助力民營企業(yè)發(fā)展。同時，為避免國有股權(quán)在給企業(yè)帶來資源效應(yīng)的同時引起公司治理的惡化，政府需要建立更完善的市場制度，不斷優(yōu)化經(jīng)營環(huán)境，減少企業(yè)在獲取資源過程中對政治聯(lián)系的依賴。

外部環(huán)境的政策不確定性是影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的重要因素。本文研究發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)參股在高政策不確定性環(huán)境中更能提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。要想提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，就要把宏觀環(huán)境因素對微觀企業(yè)的影響結(jié)果考慮進(jìn)去。首先，政府在推進(jìn)混合所有制改革中，要重視政策調(diào)整帶來的不確定性，當(dāng)外部環(huán)境的政策不確定性高時，需要加快制度建設(shè)的步伐，要加快混合所有制改革下國有股權(quán)參股民營企業(yè)的進(jìn)度，不僅要保證覆蓋度，還要保證其參與度。其次，當(dāng)環(huán)境的政策不確定性低時，要加強對民營企業(yè)的政策扶持與資源供給，保障其可持續(xù)發(fā)展。

參股國有股權(quán)的來源地在一定程度上會影響民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。研究結(jié)果表明，任何來源地的國有股權(quán)參股都能提高民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，但本地國有股權(quán)參股的提高作用更強。這意味著在推進(jìn)混合所有制改革的進(jìn)程中在保證國有股權(quán)參股民營企業(yè)的同時應(yīng)優(yōu)先鼓勵其參股當(dāng)?shù)氐拿駹I企業(yè)。在地方經(jīng)濟增長目標(biāo)的驅(qū)動下，當(dāng)?shù)卣谶M(jìn)行資源配置及出臺政策時偏向本地企業(yè)的現(xiàn)象不可避免，因此在混合所有制改革中便可以結(jié)合這一點來展開，鼓勵國有股權(quán)參股當(dāng)?shù)氐拿駹I企業(yè)，不僅可以降低交流成本，而且可以推動地區(qū)經(jīng)濟增長。同時需要進(jìn)一步優(yōu)化地方經(jīng)濟增長目標(biāo)的設(shè)定與管理，使地方政府在主導(dǎo)資源分配的過程中必須有其成果，以增強對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推動效應(yīng)。