“混改”對(duì)制造類國(guó)有上市公司治理效率的影響

仵紫荊，孟楓平，祝 洋

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

一、引言

2013年，中共十八屆三中全會(huì)正式提出要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)?；旌纤兄?，即將公有制和非公有制相融合以提高經(jīng)濟(jì)活力，是我國(guó)當(dāng)代基本經(jīng)濟(jì)制度的重要形式。一方面，混合所有制改革(以下簡(jiǎn)稱“混改”)能夠幫助國(guó)企引入個(gè)體、私營(yíng)、外資等資本，將國(guó)有資本與非國(guó)有資本優(yōu)勢(shì)相結(jié)合，優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，完善管理制度，有效提高國(guó)企的活力和競(jìng)爭(zhēng)力[1](P181-182)；同時(shí)，也能繼續(xù)堅(jiān)持和完善以公有制為主體，多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展的基本經(jīng)濟(jì)制度，保證國(guó)企的地位、提高其績(jī)效的同時(shí)[2](P117-120)，實(shí)現(xiàn)各種所有制企業(yè)的齊頭發(fā)展，激發(fā)我國(guó)經(jīng)濟(jì)活力，夯實(shí)經(jīng)濟(jì)“造血”能力。當(dāng)前，混合所有制改革的深度和廣度在不斷擴(kuò)大中，僅2018年一年，我國(guó)各級(jí)國(guó)企就新增了近3000戶混改企業(yè)，吸納非公有經(jīng)濟(jì)高達(dá)901.5億元。

公司的治理問(wèn)題是指因?yàn)樗袡?quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離造成的一系列問(wèn)題，治理效率是指企業(yè)解決治理問(wèn)題時(shí)獲取的治理效益與付出的治理成本之間的關(guān)系。其高低取決于企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)能否帶來(lái)治理成本最小化與治理收益最大化。而高效的治理效率體現(xiàn)在企業(yè)較高水平的經(jīng)濟(jì)效益和市場(chǎng)價(jià)值。國(guó)有企業(yè)由于其性質(zhì)特殊，存在所有者缺位、政府干預(yù)過(guò)度、委托代理鏈條冗長(zhǎng)[3](P48-55)、治理效率較低[4](P833-856)等治理問(wèn)題。我國(guó)正處在“中國(guó)制造2025”的關(guān)鍵時(shí)刻，制造業(yè)作為我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主體，提高國(guó)有制造類上市公司的治理效率刻不容緩?；旌纤兄聘母镒鳛閮?yōu)化國(guó)有企業(yè)治理問(wèn)題的一項(xiàng)重大舉措，在過(guò)去幾年取得了一定的進(jìn)展，但學(xué)者對(duì)混合所有制改革所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效果仍然存在爭(zhēng)議。這也在一定程度上導(dǎo)致了部分國(guó)企仍處于不敢改不愿改、不大改不深改的局面，使得改革成效未能達(dá)到理想水平。國(guó)有企業(yè)混改陷入困局，難以有效推進(jìn)。

通過(guò)對(duì)2013—2018年我國(guó)國(guó)有制造類上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和綜合治理效率分析，文章旨在回答這樣的問(wèn)題：參與混改能否提高國(guó)企制造業(yè)的治理效率及在實(shí)際改革中引入多少比例的非國(guó)有股更合適。從理論角度來(lái)說(shuō)，本文通過(guò)選取托賓q值和凈資產(chǎn)收益率ROA兩項(xiàng)指標(biāo)來(lái)研究國(guó)有企業(yè)的長(zhǎng)期治理效率，能夠豐富與完善轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下的公司治理理論，同時(shí)也為股權(quán)性質(zhì)與公司治理效率的相關(guān)研究提供了有益的補(bǔ)充。從現(xiàn)實(shí)角度來(lái)說(shuō)，本文研究有利于明確國(guó)企混改所帶來(lái)的積極影響，豐富了制造類國(guó)有企業(yè)提高公司治理效率的路徑，在進(jìn)一步國(guó)提高國(guó)有企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的同時(shí)，也為政府制定相關(guān)政策來(lái)引導(dǎo)國(guó)企深化混合所有制改革提供了參考。

二、理論分析與假設(shè)研究

委托代理理論認(rèn)為，公司的所有權(quán)應(yīng)當(dāng)由公司的股東持有，而公司的經(jīng)營(yíng)權(quán)應(yīng)當(dāng)由公司的管理層或其他利益團(tuán)體持有，真正實(shí)現(xiàn)“兩權(quán)分離”。但是這種兩權(quán)分離的背景下很容易出現(xiàn)各種委托代理問(wèn)題。委托人是企業(yè)的所有者，希望獲得財(cái)富的增長(zhǎng)，而代理人則希望獲得更高的薪酬水平，違背了企業(yè)的利益。委托人無(wú)法具體參與企業(yè)管理經(jīng)營(yíng)，代理人可操作空間大，可能會(huì)偏離委托人的委托目標(biāo)，委托人卻無(wú)法充分監(jiān)督，企業(yè)利益很可能受到損害。

根據(jù)委托代理理論，國(guó)有企業(yè)的本質(zhì)是全民所有制，由國(guó)家享有國(guó)企資產(chǎn)的所有權(quán)或控制權(quán)。特殊的所有制性質(zhì)導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)存在諸多治理問(wèn)題。第一，所有者缺位。國(guó)有企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)一般由政府委派官員兼任，管理者需要兼顧政績(jī)和企業(yè)，可能更關(guān)注個(gè)人的政治職位晉升，忽視了企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。第二，政府過(guò)度干預(yù)。政府雖然不是國(guó)企真正的管理者，但能夠利用其自身的行政手段對(duì)日常的經(jīng)營(yíng)管理進(jìn)行干預(yù)。此時(shí)很可能會(huì)出現(xiàn)過(guò)度干預(yù)，極易造成一股獨(dú)大的局面出現(xiàn)。第三，委托代理成本過(guò)高。相較于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)企的委托鏈條更加冗長(zhǎng)、復(fù)雜。人民是國(guó)企真正的主人，由國(guó)家代為管理，國(guó)家無(wú)法具體執(zhí)行企業(yè)管理等職能，便委托相關(guān)的機(jī)構(gòu)管理。層層委托關(guān)系中，每一層的上級(jí)都是下級(jí)的委托人，而下級(jí)同時(shí)又是下一層級(jí)的委托人。復(fù)雜的代理結(jié)構(gòu)使得各方信息不對(duì)等、溝通效率低下、監(jiān)管不力，產(chǎn)生巨大的代理成本。從治理結(jié)構(gòu)的角度來(lái)看，國(guó)有企業(yè)暴露出的所有者缺位、政府過(guò)度干預(yù)以及代理成本過(guò)高等問(wèn)題會(huì)直接影響其治理效益，導(dǎo)致國(guó)企治理效率低下。

在混合所有制改革的背景下，首先，混改可以通過(guò)改善公司股權(quán)結(jié)構(gòu)提高治理效率。非國(guó)有資本的引入在降低國(guó)有持股占比的同時(shí)優(yōu)化了公司的治理結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)國(guó)有資本和民營(yíng)、外資等非國(guó)有資本之間的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)和相互制衡[5](P179-184)。非國(guó)有資本能夠幫助企業(yè)明晰國(guó)有企業(yè)的控制權(quán)所有者的身份，明確劃分股東和管理層職能及權(quán)限范圍從而通過(guò)有效防范所有者缺位、國(guó)有資本一股獨(dú)大等治理問(wèn)題來(lái)提升公司治理效率。即非國(guó)有股東更清晰的產(chǎn)權(quán)劃分明確各方主體職能目標(biāo)解決所有者缺位、一股獨(dú)大等問(wèn)題提升治理效率。其次，混改可以通過(guò)優(yōu)化公司激勵(lì)和監(jiān)督制度來(lái)提高治理效率。引入非國(guó)有資本后，國(guó)有企業(yè)可以通過(guò)采用靈活的高管薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì)等多種方式促使原有管理層從過(guò)度關(guān)注個(gè)人利益最大化、重視短期利益和形象工程等轉(zhuǎn)變到現(xiàn)有管理層更加關(guān)心企業(yè)價(jià)值的最大化，在有效降低代理成本和監(jiān)督成本的同時(shí)提高公司的治理效率[6](P123-131)。即非國(guó)有股東靈活的激勵(lì)機(jī)制和嚴(yán)厲的監(jiān)管機(jī)制規(guī)范管理者行為降低代理和監(jiān)督成本提升治理效率。最后混改可以通過(guò)降低政府干預(yù)提高治理效率，非國(guó)有資本的引入可以有效減輕國(guó)企的政策性負(fù)擔(dān)，從而幫助國(guó)有企業(yè)更加關(guān)注自身發(fā)展并充分參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，而激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境又會(huì)促使國(guó)有企業(yè)不斷優(yōu)化自身的資源配置，改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，從而進(jìn)一步改善公司的治理效率。

基于以上分析，本文認(rèn)為參與混合所有制改革能夠提高企業(yè)的治理效率。因此，提出以下假設(shè)：

H1：參與混合所有制改革能夠提高制造類國(guó)有上市公司的治理效率。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文選取2013-2018年滬深A(yù)股國(guó)有制造類上市公司為研究樣本，剔除ST、*ST類上市公司、無(wú)法判斷前五大股東性質(zhì)的樣本以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得2961個(gè)觀測(cè)值。涉及的數(shù)據(jù)通過(guò)手工整理和網(wǎng)絡(luò)收集，主要渠道有銳思數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)以及各公司年報(bào)。

(二)變量定義

1.被解釋變量。本文研究的被解釋變量為公司治理效率，通過(guò)公司治理效率的衡量評(píng)價(jià)公司的治理情況。目前，這一概念，學(xué)者并沒(méi)有統(tǒng)一的指標(biāo)衡量，有的學(xué)者認(rèn)為可以根據(jù)公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效衡量治理效率，也有學(xué)者認(rèn)為應(yīng)該建立綜合評(píng)價(jià)體系衡量，如利潤(rùn)法、價(jià)值法、平衡法等。有學(xué)者從公司治理效率的本質(zhì)——利益最大化的角度出發(fā)，市場(chǎng)績(jī)效指標(biāo)能夠反映公司價(jià)值即長(zhǎng)期治理效率，而財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)則是短期內(nèi)公司治理效率的體現(xiàn)[7](P23-28)。因此，本文借鑒該種方法，結(jié)合兩個(gè)角度，選擇托賓q值和凈資產(chǎn)收益率ROA以全面反映公司的治理效率。

2.解釋變量。本文的解釋變量主要是是否參與混合所有制改革。根據(jù)銳思數(shù)據(jù)庫(kù)披露的主要股東名單和股權(quán)結(jié)構(gòu)，確定前五大股東的類別，如果前五大股東中既有國(guó)有股東又有非國(guó)有股東，則視為參與混合所有制改革[8](P94-107)。

此外，已有研究表明，公司的規(guī)模、償債能力、發(fā)展能力等會(huì)影響企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值和財(cái)務(wù)績(jī)效。因此，本文借鑒相關(guān)學(xué)者研究，選擇公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、成長(zhǎng)性(Growth)、固定資產(chǎn)占比(Fix)、第一大股東持股比例(Top1)等變量作為模型的控制變量。具體定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析軟件 STATA 處理數(shù)據(jù)檢驗(yàn)前文假設(shè)。首先，為避免極端值對(duì)結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行winsor2 縮尾處理。其次，進(jìn)行豪斯曼 Hausman 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示 P 值為 0.0000,拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。具體模型設(shè)定如下：

Tobinq=α+β1Mix+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Fix+β6Top1+ξ

(1)

Roa=α+β1Mix+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Fix+β6Top1+ξ

(2)

四、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

為初步分析各變量情況，首先進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。表2給出了各變量的觀察值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大最小值、中位數(shù)等。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看到，被解釋變量市場(chǎng)績(jī)效(托賓q值)的最小值為0.864，最大值為8.176，平均值為2.063，標(biāo)準(zhǔn)差為1.32，說(shuō)明從平均情況來(lái)看國(guó)有制造類上市公司的市場(chǎng)價(jià)值是比較高的。但從離散程度來(lái)看，個(gè)體差異較大。被解釋變量財(cái)務(wù)績(jī)效(總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率)的最小值為-0.18，最大值為0.216，平均值為0.034，標(biāo)準(zhǔn)差為0.063，說(shuō)明從平均情況來(lái)看國(guó)有制造業(yè)上市公司總體處于盈利狀態(tài)，但盈利能力有限并且個(gè)體之間差異較大。解釋變量是否參與混改為虛擬變量，其均值為0.78，表明有78%的國(guó)有企業(yè)參與到混改當(dāng)中，說(shuō)明參與混合所有制改革的制造類國(guó)有上市公司范圍較廣。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

本文還對(duì)各變量之間的相關(guān)性進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表3所示。從中可以看出，托賓q值與是否參與混改呈正相關(guān)關(guān)系，雖然沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但仍能說(shuō)明參與混改對(duì)公司的市場(chǎng)績(jī)效有一定的正向影響；財(cái)務(wù)績(jī)效與參與混改呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%水平上顯著，兩組結(jié)果基本與假設(shè)預(yù)想一致，還需要通過(guò)回歸分析對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)行更為精確的檢驗(yàn)。

此外，表4報(bào)告了兩個(gè)模型下變量的方差膨脹因子(vif)。兩個(gè)模型平均Vif均為1.09，遠(yuǎn)小于5，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的多重共線性。綜上，初步判斷模型設(shè)立較為合理，可以進(jìn)行后續(xù)回歸分析。

表3 相關(guān)性分析

表4 方差膨脹因子

(三)回歸分析

檢驗(yàn)是否參與混改對(duì)企業(yè)治理效率的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。第二列混改對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值影響中，r2為0.123，Mix回歸系數(shù)為0.174，且通過(guò)了5%水平的顯著性。說(shuō)明參與混合所有制改革能夠提高企業(yè)的市場(chǎng)績(jī)效。同時(shí)，控制變量中公司規(guī)模、第一大股東持股比例均在1%水平上顯著為負(fù)，隨著這兩個(gè)控制變量的增加，托賓q值會(huì)相應(yīng)降低。說(shuō)明一味擴(kuò)大公司規(guī)模、增加第一大股東持股比例會(huì)給公司市場(chǎng)價(jià)值帶來(lái)一定的沖擊與挑戰(zhàn)。

第三列報(bào)告的是參與混改與公司財(cái)務(wù)績(jī)效的關(guān)系。該模型下，Mix的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，說(shuō)明制造類國(guó)有公司參與混改有效提升其財(cái)務(wù)績(jī)效。另外，控制變量成長(zhǎng)性在1%水平上顯著為正，說(shuō)明公司的營(yíng)業(yè)總收入增長(zhǎng)率越高，即公司的潛在發(fā)展能力越大，其總資產(chǎn)利潤(rùn)率也會(huì)更高。資產(chǎn)負(fù)債率和固定資產(chǎn)比率在1%水平上顯著為負(fù)，意味著這兩個(gè)指標(biāo)并非越大越好，企業(yè)應(yīng)根據(jù)實(shí)際情況和歷史狀況確定并維持最科學(xué)的比例。

表5 回歸分析

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要采用更換變量的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。針對(duì)市場(chǎng)指標(biāo)，采用市值mv代替托賓q值；財(cái)務(wù)指標(biāo)中用凈資產(chǎn)利潤(rùn)率Roe代替總資產(chǎn)利潤(rùn)率Roa，結(jié)果見(jiàn)表6所示。結(jié)果顯示，替換變量后核心解釋變量仍然顯著。說(shuō)明本文的研究結(jié)論不受公司治理效率衡量指標(biāo)選取的影響，具有一定的穩(wěn)健性。

五、討論

前文研究已經(jīng)說(shuō)明參與混改能夠提高企業(yè)的治理效率。但是，企業(yè)在實(shí)際操作中并非參與即有效，引入非國(guó)有股權(quán)的比例并非越多越好。非國(guó)有比例太小，沒(méi)有話語(yǔ)權(quán)或者實(shí)際管理中顧慮較多，起到的作用微乎其微；占比過(guò)大又極其容易造成國(guó)有資產(chǎn)的流失。因此，有必要進(jìn)一步探討非國(guó)有資本在國(guó)有企業(yè)中的最佳持股比例。

基于以上分析，本文建立以下模型：

Tobinq=α+β1Ratio+β2Ratio2+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6Fix+β7Top1+ξ (3)

Roa=α+β1Ratio+β2Ratio2+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6Fix+β7Top1+ξ (4)

模型3、4中，解釋變量為混合股權(quán)，即非國(guó)有股權(quán)與國(guó)有股權(quán)的比重。同時(shí)引入混合股權(quán)的平方項(xiàng)，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 混合股權(quán)回歸分析

結(jié)果顯示，雖然部分回歸未通過(guò)顯著性，但無(wú)論被解釋變量是市場(chǎng)績(jī)效托賓q值還是財(cái)務(wù)績(jī)效Roa，引入比例Ratio的系數(shù)均為正，而二次型Ratio2的系數(shù)均為負(fù)。說(shuō)明混改比例與托賓q值、Roa為開(kāi)口向下的拋物線的非線性關(guān)系。證實(shí)前文分析混改的比例并非越大越好，而是存在一個(gè)最佳范圍。當(dāng)混合股權(quán)的比例較低時(shí)，隨著比例的增加，治理效率也相應(yīng)提高；但當(dāng)比例超過(guò)一定的范圍時(shí)，非國(guó)有股權(quán)可能會(huì)給企業(yè)帶來(lái)負(fù)面影響?？傊?，混改股權(quán)比例與公司治理效率呈倒U型關(guān)系，估計(jì)托賓q值在非國(guó)有股權(quán)與國(guó)有股權(quán)比例為4.83時(shí)最好，Roa在比例約為5.30時(shí)達(dá)到峰值。故本文認(rèn)為非國(guó)有股權(quán)與國(guó)有股權(quán)的比值范圍在4.5～5.5時(shí)最為妥帖。

六、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

本文以2013—2018年制造類國(guó)有上市公司為樣本，從市場(chǎng)價(jià)值和財(cái)務(wù)績(jī)效兩個(gè)方面綜合判斷參與混合所有制改革能否提高企業(yè)治理效率。結(jié)果顯示，參與混改的制造類國(guó)有上市公司較未參與的公司的市場(chǎng)價(jià)值、財(cái)務(wù)績(jī)效均有不同程度的提高。為進(jìn)一步分析最佳持股比例，本文引入混合股權(quán)作為自變量再一次回歸分析。部分結(jié)果雖然未通過(guò)顯著性，但是根據(jù)系數(shù)仍能判斷混合股權(quán)與企業(yè)的治理效率呈倒U型關(guān)系。

(二)建議

第一要不斷堅(jiān)持和深化制造類國(guó)有企業(yè)混合所有制改革。通過(guò)引入多元化的非國(guó)有資本，不斷完善公司激勵(lì)和監(jiān)督等管理制度，優(yōu)化現(xiàn)有制造類國(guó)有企業(yè)的治理體系，充分發(fā)揮非國(guó)有資本的積極性，激發(fā)企業(yè)治理效率的進(jìn)一步提升。第二混改力度要把握好。既不能怕改不改，也不能胡改亂改，時(shí)刻牢記混改不是目的而是手段。重心要放在優(yōu)化制造類國(guó)有企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)上，不斷促進(jìn)非國(guó)有資本和國(guó)有資本的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)和相互制衡，更好的助力制造類國(guó)有企業(yè)在“中國(guó)制造2025”關(guān)鍵時(shí)期實(shí)現(xiàn)快速轉(zhuǎn)型。