北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 汪彥卓 楊尚卿 徐嘉琪
目前,混合所有制改革對于企業(yè)的影響研究大多是單一角度如創(chuàng)新能力、投資效率、控股成本。王業(yè)雯和陳林(2017)以新產(chǎn)品銷售收入占銷售總收入的比值衡量創(chuàng)新效率,證明混合所有制改革能顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新效率[1]。李春玲、李瑞萌和袁潤森(2017)發(fā)現(xiàn),混改后國有企業(yè)投資效率得到了一定程度的提高,由絕對控股變?yōu)橄鄬毓煞绞降幕旄膰笸顿Y效率提高為最優(yōu)[2]。 王華和龔玨(2016)發(fā)現(xiàn)國有股持股比例和控股成本、投資回報分別呈U型、倒U型關(guān)系,持股比例在21%~29%區(qū)間時,控股成本最低,投資回報最大[3]。就混合所有制對企業(yè)宏觀價值層面而言,一直未能有結(jié)論。
據(jù)此提出以下假設(shè):
H1:混合所有制改革與企業(yè)價值提升有正相關(guān)關(guān)系。
H2:混合所有制改革之后,國有企業(yè)股權(quán)制衡度越高,企業(yè)價值越大。
樣本范圍為2009—2015年滬深兩市進行混合所有制改革的國有A股上市公司(某一年國企中國有第一大股東比例減少,則視為混改事件發(fā)生[2]),并以混改當(dāng)年為事件點,篩選時間窗口內(nèi)各年份第一大股東持股比例持續(xù)減少的公司??紤]到企業(yè)價值變化的滯后性,取樣本混改前2年到混改后2年數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源CSMAR,時間窗口為2007—2017年,并剔除ST及PT股;金融、保險行業(yè)上市公司;相關(guān)信息缺失或異常及上市時間不足5年的公司。最終獲得202個上市公司共1,010個有效樣本點。用軟件Excel對數(shù)據(jù)預(yù)處理,STATA14統(tǒng)計分析。
企業(yè)價值指標分長短期兩個角度:短期用總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)衡量,長期企業(yè)價值考慮到企業(yè)資本保值能力和總資產(chǎn)的增長能力,采用托賓Q值(Tobin Q=市場價值/總資產(chǎn)賬面價值)衡量。為檢驗假設(shè)1,設(shè)置模型1a,1b,檢驗混合所有制改革對長短期企業(yè)價值的影響:
TQ、ROA為被解釋變量,用來衡量企業(yè)長、短期價值的高低。After為混改虛擬變量,混改前的年份賦值為0,混改后的年份賦值為1,該變量系數(shù)若顯著為正,可證明混合所有制改革后國有企業(yè)價值得到提升。
為檢驗假設(shè)2,設(shè)置模型2a,2b,檢驗股權(quán)制衡度對企業(yè)價值的影響:
表1 變量定義表
表2 回歸結(jié)果
股權(quán)制衡度反映第二至第五大股東對第一大股東的制衡情況,After×Bal為混改與股權(quán)制衡度的交叉變量,該變量系數(shù)若為正且顯著,則可以驗證混合所有制改革后,國有企業(yè)股權(quán)制衡度越高,企業(yè)價值提升越高。
控制變量有資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、現(xiàn)金存量、總資產(chǎn)增長率等,具體變量定義如表1所示。
回歸結(jié)果如表2所示,第一列與第三列為僅加入混改虛擬變量After后的回歸結(jié)果,第二列與第四列為加入股權(quán)制衡度Bal及混改交叉項的回歸結(jié)果。
第一列與第三列中,After和TQ及ROA的系數(shù)為正且顯著,假設(shè)1通過檢驗,說明混合所有制改革后企業(yè)價值得以提升。第二列與第四列中,After×Bal的交叉變量與TQ和ROA的系數(shù)為正且顯著,假設(shè)2通過檢驗,即混合所有制改革后,股權(quán)制衡度越高,企業(yè)短期和長期價值越高。
結(jié)論:(1)混合所有制改革后企業(yè)短期與長期價值得以提升,混合所有制改革與企業(yè)價值提升具有正相關(guān)關(guān)系;(2)混合所有制改革后,將在一定程度上提高股權(quán)制衡度,而股權(quán)制衡度越高,企業(yè)的短期和長期價值也越高。
因此,應(yīng)在保持國有股份保有量對公司決策能產(chǎn)生有效與影響的基礎(chǔ)上,積極發(fā)展混合所有制,提高企業(yè)內(nèi)部股權(quán)制衡度,打破一股獨大的格局,提升企業(yè)價值,實現(xiàn)國有資本的保值和增值。