機構(gòu)投資者參與國企混改如何影響股權(quán)融資成本

夏同水 賈思宇

【摘 要】 國企混合所有制改革實施多年，取得了良好效果，但在實施過程中仍存在一些問題和不足?；诖?，文章對900家混合所有制改革A股國有上市公司2013—2020年的相關(guān)信息和數(shù)據(jù)進行梳理及分析，詳細探究國企混合所有制改革中引入機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)股權(quán)融資成本及其作用機制。研究表明，機構(gòu)投資者參與國企混改可以顯著降低國企股權(quán)融資成本，進行穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論依然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股能夠顯著降低央企和地方國有企業(yè)的股權(quán)融資成本，且這一作用在央企中更加顯著；機構(gòu)投資者參與國有企業(yè)混合所有制改革提高了企業(yè)信息透明度，且很大程度上降低了國企股權(quán)融資成本，即信息透明度在機構(gòu)投資者持股與股權(quán)融資成本之間起到了中介作用。

【關(guān)鍵詞】 國企混改； 機構(gòu)投資者持股； 股權(quán)融資成本； 信息透明度

【中圖分類號】 F832.51；F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）03-0131-08

一、引言

我國經(jīng)濟體制改革已實施多年，其中國企混合所有制改革是重點。改革開放以來，出現(xiàn)了股權(quán)融合、參股以及中外合資企業(yè)等我國混合所有制經(jīng)濟的萌芽。1997年，黨的十五大會議上首次明確提出混合所有制經(jīng)濟概念。黨的十六大著重強調(diào)國家將推行股份制，大力發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，國企改革開始逐步走上歷史舞臺，并取得顯著成效。隨著第一輪國企改革的推進，邊際效應(yīng)逐漸下降，國有企業(yè)“一股獨大”“所有者缺位”和“產(chǎn)權(quán)不清”等問題依然存在[ 1 ]。為進一步促進國企混改發(fā)展，2013年，黨的十八屆三中全會賦予混合所有制經(jīng)濟“多種資本交叉持股、相互融合”的新內(nèi)涵，為我國國企混改提供新動能，國有企業(yè)改革進入新階段。2018年，國資委啟動“雙百行動”，打造國企改革尖兵。2020年政府工作報告強調(diào)要進一步完善國資監(jiān)管體系、現(xiàn)代企業(yè)制度，通過改革來激發(fā)此類企業(yè)的活力。經(jīng)過不斷努力，我國國企混改已初步取得成效。2020年，國企混改項目引入社會資本1 971.2億元，同比增長13.4%。企業(yè)混改后可有效發(fā)揮積極股東作用，并深度轉(zhuǎn)換內(nèi)部經(jīng)營機制。

近年來有關(guān)國企混改對企業(yè)財務(wù)問題的影響逐漸成為熱點，如公司治理、財務(wù)決策、公司業(yè)績、企業(yè)創(chuàng)新等，目前研究主要集中在混改力度對企業(yè)財務(wù)問題的影響方面，鮮有文獻從機構(gòu)投資者視角進行研究。蔡銳等[ 1 ]從機構(gòu)投資者持股視角研究競爭性國企混改，發(fā)現(xiàn)能夠推動企業(yè)創(chuàng)新，同時發(fā)現(xiàn)市場化進程越高，推動作用越明顯。在國企混改對企業(yè)融資成本的影響方面，楊丹等[ 2 ]深入研究了國有股權(quán)減持力度和國企股權(quán)融資成本之間的關(guān)系，結(jié)果表明兩者為負相關(guān)，中介作用為股權(quán)制衡和董事會治理機制?；魰云己兔涎砰?020）研究了混合主體的深入度與企業(yè)資本之間的相互關(guān)系，結(jié)果表明二者是倒U型關(guān)系——混改后非國有資本比例只有達到拐點值才能發(fā)揮治理作用。汪平和蘭京[ 3 ]認為實施國有企業(yè)混合所有制改革的結(jié)果是民營股東持股比例增加，國有股東持股比例降低，從而增加了企業(yè)的股權(quán)融資成本和加權(quán)平均成本，降低了債務(wù)融資成本。倪宣明等[ 4 ]研究發(fā)現(xiàn)國企混改通過降低代理成本和杠桿率顯著提升了企業(yè)資產(chǎn)收益率。總之，現(xiàn)有研究均為國有企業(yè)混合所有制改革力度視角，鮮有學(xué)者從機構(gòu)投資者視角進行探究。

基于此，本文選取2013—2020年混合所有制國有上市公司數(shù)據(jù)，深入研究機構(gòu)投資者參與國企混改如何影響股權(quán)融資成本，并回答以下問題：（1）國企混改，機構(gòu)投資者進入國有企業(yè)導(dǎo)致股權(quán)結(jié)構(gòu)改變對股權(quán)融資成本產(chǎn)生何種影響，考慮不同行政層級又會產(chǎn)生何種影響；（2）機構(gòu)投資者如何通過影響信息透明度來影響股權(quán)融資成本。在國家不斷推進國有企業(yè)混合所有制改革的背景下，研究此問題對國企選擇外部資本類型、提高混改成效具有重要意義。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）國企混改相關(guān)研究

目前國企混改的研究主要集中在國企混改的影響方面。大部分學(xué)者認為，非國有股東加入國有資本企業(yè)具有積極影響，其影響作用體現(xiàn)在以下方面：首先，進一步完善國企治理。非國有股東的加入能夠增強股權(quán)的制衡程度，提高高管對業(yè)績薪酬的敏感度，增強內(nèi)控質(zhì)量，增加會計信息的精準性[ 5 ]，提高企業(yè)風險承擔水平，提升公司業(yè)績。其次，改善國企的財務(wù)決策效果。國企引入非國有資本，降低了企業(yè)的資本成本，現(xiàn)金持有得到了優(yōu)化[ 6 ]，股利分配得到了提高，企業(yè)的創(chuàng)新能力得以增強，投資效率得以提升[ 7 ]，降低了過度負債和企業(yè)政策性負擔，顯著抑制了國有企業(yè)金融化[ 8 ]。最后，增強企業(yè)創(chuàng)新性。吳崇等[ 9 ]研究發(fā)現(xiàn)國有股東引入股權(quán)多樣性促進了國有企業(yè)創(chuàng)新，且機構(gòu)投資者和外資委派董事多元化起到中介作用，王瑋等[ 10 ]研究發(fā)現(xiàn)混合所有制改革促進國企雙元創(chuàng)新的投資。

但也有部分學(xué)者認為國企混改具有一定的消極影響，具體表現(xiàn)為降低企業(yè)創(chuàng)新投入、民營股東利益侵占進一步加劇、有利于產(chǎn)生掏空動機、影響現(xiàn)金持有行為，甚至造成行為不佳，阻礙企業(yè)配置金融資產(chǎn)等[ 11-12 ]。

（二）機構(gòu)投資者持股與股權(quán)融資成本

國有企業(yè)進行混合所有制改革，非國有資本被引入國有企業(yè)，國企的原有股權(quán)結(jié)構(gòu)隨之產(chǎn)生變化，導(dǎo)致資本投入者的性質(zhì)和利益權(quán)衡改變[ 13-14 ]，從而產(chǎn)生一系列財務(wù)影響，最直接的經(jīng)濟后果就是股權(quán)融資成本產(chǎn)生變化。股權(quán)融資成本能夠很好地反映股東的報酬率和企業(yè)使用股東資金的代價。楊丹等[ 2 ]通過研究發(fā)現(xiàn)，股東對國企進行投資，不同股東個體的信念存在明顯差異，同時他們的利益權(quán)衡和信息解讀方式也存在很大不同[ 15 ]，從而導(dǎo)致股東對企業(yè)風險評估方式的差異化，股東由此產(chǎn)生異質(zhì)性，股東要求的投資報酬率產(chǎn)生變化。本文認為在國企混改過程中，引入國企外部的機構(gòu)投資者能夠從一定程度上降低股權(quán)融資成本，其主要原因：首先，就治理效應(yīng)而言，企業(yè)治理過程中能充分發(fā)揮機構(gòu)投資者的監(jiān)督功能，一方面減少企業(yè)的盈余管理活動[ 16 ]，提高會計信息透明度[ 17 ]，影響企業(yè)的外部融資成本[ 18 ]；另一方面提高董事會和管理層的決策有效性，減少內(nèi)部資金侵占問題，降低經(jīng)理人提升企業(yè)短期績效的經(jīng)營行為，增加企業(yè)資產(chǎn)收益率[ 4 ]，有利于供應(yīng)鏈整合，提高創(chuàng)新能力[ 19 ]，向市場傳遞經(jīng)營者能力的正確信息[ 1 ]，從而降低股東要求從企業(yè)得到的報酬率。其次，從持股動機來看，機構(gòu)投資者進入國有企業(yè)，對企業(yè)進行實時監(jiān)控，能夠以低監(jiān)督成本促進經(jīng)營管理[ 20 ]，Shleifer等[ 21 ]研究認為機構(gòu)投資者的加入能夠降低企業(yè)風險，降低股東要求的報酬率。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：機構(gòu)投資者參與國企混合所有制改革能夠降低股權(quán)融資成本。

不同企業(yè)的功能定位和資源不同，中央與地方國企的治理不同，因此，本文在研究過程中，嚴格按照央企的行政層級進行分組分析。央企對國家經(jīng)濟的發(fā)展、穩(wěn)定、安全等有重要的影響，其地位至關(guān)重要，事關(guān)國家的經(jīng)濟戰(zhàn)略布局，在央企混改過程中，要注重對投資者的審查與篩選，目標定位在戰(zhàn)略投資者上，充分發(fā)揮他們的功能作用，形成與企業(yè)的協(xié)同效應(yīng)，優(yōu)化調(diào)整國企治理結(jié)構(gòu)。而地方國企由于規(guī)模較小，且民生任務(wù)負重不大，混改進度相較央企更慢。由此，本文提出以下假設(shè)：

H2：相比于地方國企，機構(gòu)投資者參與國企混改對央企的作用更顯著。

（三）機構(gòu)投資者持股、信息透明度與股權(quán)融資成本

我國國有上市公司由于股權(quán)高度集中，因此內(nèi)部人控制嚴重，公司管理層牟取個人私利的會計舞弊等時有發(fā)生。國企混改，機構(gòu)投資者進入國有企業(yè)，一方面，其調(diào)研行為能夠提升公司的信息披露質(zhì)量；另一方面，降低了企業(yè)的盈余管理能力水平，增加了企業(yè)的股票信息含量，改變了企業(yè)信息不對稱態(tài)勢，力求企業(yè)信息平衡，優(yōu)化了企業(yè)的資源，使其配置效率進一步優(yōu)化，提高了企業(yè)信息透明度。首先，隨著企業(yè)信息透明度的提高，有利于股東和監(jiān)管者對企業(yè)經(jīng)營者進行準確評價，能夠提升會計信息和業(yè)績的質(zhì)量。其次，代理問題得到緩解。最后，有助于提高企業(yè)業(yè)績敏感性，降低國企經(jīng)營風險，降低國企股東要求的風險報酬率，最終降低國企股權(quán)融資成本?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3：信息透明度在機構(gòu)投資者持股比例與股權(quán)融資成本中起中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2013—2020年我國A股國有上市公司為樣本，參考相關(guān)學(xué)者[ 22 ]的研究，對混合所有制國有企業(yè)做以下定義：前五大股東中同時含有國有和非國有股東的國企。鑒于國有機構(gòu)投資者持股對國企混改無實質(zhì)性影響，本文剔除機構(gòu)投資者持股比例中“國家隊”持股部分?！皣谊牎睓C構(gòu)投資者包括中國證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限公司、中證金融資產(chǎn)管理計劃、五個救市基金和外管局旗下的投資平臺[ 23 ]。此外，本文對數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除ST、*ST以及PT公司；（2）由于金融類公司與普通企業(yè)適用會計準則不同，因此剔除金融類公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失和機構(gòu)投資者持股為0的公司；（4）對數(shù)據(jù)進行1%和99%縮尾處理。最終得到900家混合所有制國有上市公司的3 896條非平衡面板數(shù)據(jù)作為本文最終樣本數(shù)據(jù)。本文“國家隊”持股數(shù)據(jù)來自于RESSET數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用Stata16進行分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量——股權(quán)融資成本

由于PEG模型能夠充分考慮公司價值、成長性及風險因素的影響，更適應(yīng)我國資本市場，因此本文選取PEG模型衡量股權(quán)融資成本（Rd）。

2.解釋變量——機構(gòu)投資者持股

由于國有機構(gòu)投資者持股對國企混改并無實質(zhì)影響，本文剔除機構(gòu)投資者持股比例中“國家隊”持股部分，選用機構(gòu)投資者持股比例減國家隊持股比例來衡量機構(gòu)投資者持股（Ins）。

3.中介變量——信息透明度

本文參考辛清泉等[ 24 ]的研究，采用盈余質(zhì)量指標（DD）、信息披露考評分值（DSCORE）、分析師跟蹤人數(shù)（ANALYST）、分析師盈余預(yù)測準確性（ACCURACY）、公司當年是否聘請國際四大作為年報審計師（BIG4）的樣本百分等級平均值來衡量信息透明度（TRANS）。若上市公司中存在透明度變量缺失，則TRANS等于剩余變量百分等級的均值。

（1）盈余質(zhì)量指標（DD）。盈余質(zhì)量指標（DD）采用調(diào)整的Dechow and Dichev模型計算，首先分行業(yè)和年度估計以下模型：

TCAit=？琢0 + ？琢1CFOit-1 + ？琢2CFOit + ？琢3CFOit+1 + ？琢4？駐REVit+

？琢5PPEit+eit

其中，總流動應(yīng)計利潤（TCA）=營業(yè)利潤-經(jīng)營現(xiàn)金流量+折舊和攤銷費。CFO指經(jīng)營現(xiàn)金流量，？駐REV指營業(yè)收入的改變量，PPE是指年末固定資產(chǎn)價值，i、t分別是企業(yè)、年度，e為誤差項。其次將上述變量均除以平均總資產(chǎn)，以“行業(yè)—年度”進行分組回歸后可得到企業(yè)各年回歸殘差（即當年的操控性應(yīng)計利潤）。最后根據(jù)t年和前4年回歸殘差計算標準差，得到企業(yè)t年的盈余質(zhì)量指標（DD）。為便于同其他透明度指標進行比較，將DD乘以-1，值越大，盈余質(zhì)量越高。

（2）信息披露考評分值（DSCORE）。將深交所披露的考評分值（DSCORE）從高到低A、B、C、D四個等級（即優(yōu)、良、及格和不及格）依次取值為1—4分，分值越大，信息披露質(zhì)量越好。

（3）分析師跟蹤人數(shù)（ANALYST）。分析師跟蹤人數(shù)（ANALYST）為當年對公司的年度盈余做出預(yù)測的分析師數(shù)量。

（4）分析師盈余預(yù)測準確性（ACCURACY）。將同一年不同分析師預(yù)測的每股盈余的中位數(shù)，減去實際每股盈余，除以上年度的每股股價，再將這一數(shù)值取絕對值并乘以-1，得到ACCURACY。ACCURACY越大，分析師盈余預(yù)測越準確。

（5）公司當年是否聘請國際四大作為年報審計師（BIG4）。公司當年聘請國際四大作為年報審計師（BIG4）取1，否則為0。

4.控制變量

本文控制變量為企業(yè)年齡（Age）、公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、托賓Q值（Taq）、營業(yè)收入增長率（Growth）以及行業(yè)風險（Beta）。

具體變量定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

1.本文以模型（1）檢驗機構(gòu)投資者持股與股權(quán)融資成本之間的關(guān)系。

Rd=？琢0 + ？琢1Ins + ？琢2Size + ？琢3Lev + ？琢4Roa+？琢5Growth+

？琢6Taq+？琢7Age+？琢8Beta+∑Industry+∑Year+r1 （1）

2.本文以模型（2）檢驗信息透明度對機構(gòu)投資者持股與股權(quán)融資成本關(guān)系的中介效應(yīng)。

Rd=？茁0 + ？茁1Ins + ？茁2Size + ？茁3Lev + ？茁4Roa + ？茁5Growth+

？茁6Taq+？茁7Age+？茁8Beta+∑Industry+∑Year+r2

TRANS=？自0+ ？自1Ins+ ？自2Size+ ？自3Lev+ ？自4Roa+？自5Growth+

？自6Taq+？自7Age+？自8Beta+∑Industry+∑Year+r3

Rd=λ0+λ1Ins +λ2TRANS +λ3Size +λ4Lev +λ5Roa+

λ6Growth + λ7Taq + λ8Age + λ9Beta + ∑Industry +

∑Year+r4? ? ? ? ? （2）

根據(jù)溫忠麟等[ 25 ]關(guān)于中介效應(yīng)的研究，若？茁1顯著，且？自1和λ2顯著，則信息透明度發(fā)揮中介效應(yīng)，H3成立；若λ1顯著，則信息透明度發(fā)揮部分中介效應(yīng)，否則發(fā)揮完全中介效應(yīng)。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2變量描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示：我國混合所有制國企的股權(quán)融資成本（Rd）最大值為0.227，最小值為0.025，年均值為0.101，標準差為0.038，說明我國混合所有制國企股權(quán)融資成本差別較大，這可能是由于不同國企管理者風險偏好不同、功能定位不同導(dǎo)致。機構(gòu)投資者持股（Ins）最大值和最小值分別為0.926和0.272，標準差為0.157，說明在混合所有制國企中，機構(gòu)投資者的持股比例各不相同，彼此之間差距比較大，但總體分布比較平均，混合所有制國企改革要進一步加大此類投資者的引入力度，為國企的發(fā)展注入活力。機構(gòu)投資者持股（Ins）樣本均值為0.600，說明機構(gòu)投資者持股比例相對比較高，需要付出較高的成本，但擁有一定的話語權(quán)，在混合所有制國企發(fā)展方面有一定的決策權(quán)。

（二）回歸結(jié)果分析

表3列（1）為全樣本回歸結(jié)果，機構(gòu)投資者持股（Ins）系數(shù)估計值為-0.029，且在1%水平上顯著，由此H1得到驗證，這說明機構(gòu)投資者參與國企混改能夠有效降低股權(quán)融資成本。與股權(quán)融資成本呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)的變量集中體現(xiàn)在三個方面，即企業(yè)規(guī)模越大、資產(chǎn)負債率越高、總資產(chǎn)收益率越高，那么股權(quán)融資成本就越高。托賓Q值呈現(xiàn)出明顯負相關(guān)，表明公司業(yè)績越好，混改國企股權(quán)融資成本越低。從表3還可以看出A樣本組中機構(gòu)投資者持股系數(shù)為-0.036，B樣本組中為-0.028，A樣本組系數(shù)略高于B樣本組，表明機構(gòu)投資者更傾向于參與央企混改（關(guān)鍵原因在于能夠降低股權(quán)融資成本），而參與地方國企混改的熱情相對比較低，由此H2得到驗證。機構(gòu)投資者在地方國企混改的過程中，持股比例相對薄弱，缺乏話語權(quán)，管控能力不足，有可能面臨資源錯配風險。雖然也有一部分機構(gòu)投資者參與其中，但注重短期盈利，無法緩解經(jīng)營問題。

（三）中介效應(yīng)檢驗

表4列示中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。解釋變量（Ins）與中介變量（TRANS）回歸系數(shù)為0.104，在1%水平上顯著，這表明機構(gòu)投資者持股比例越高，國企信息透明度越高，即機構(gòu)投資者進入國企可以提高企業(yè)信息透明度，兩者之間呈正相關(guān)。模型（1）中加入中介變量（TRANS）后，解釋變量（Ins）與中介變量（TRANS）回歸系數(shù)為-0.015，在1%水平上顯著；Ins與Rd的回歸系數(shù)由-0.028變?yōu)?0.035，系數(shù)絕對值上升且在1%水平上顯著，說明信息透明度在解釋變量（Ins）和被解釋變量（Rd）之間起到部分中介作用，驗證了H3。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為保障研究結(jié)果更為可靠，本文替換了主要變量的衡量指標，采用剔除“國家隊”持股數(shù)量的機構(gòu)投資者持股數(shù)量占企業(yè)流通A股數(shù)量的比例來衡量機構(gòu)投資者持股，同時，采用MPEG、OJ模型分別衡量股權(quán)融資成本，檢驗結(jié)果如表5、表6、表7所示，與前文基本一致。

五、結(jié)論及建議

本文選取2013—2020年混改國企為研究對象，深入分析機構(gòu)投資者參與混改過程中，投資行為對此類企業(yè)股權(quán)融資成本的影響。通過實證分析得出以下結(jié)論：第一，機構(gòu)投資者參與國有企業(yè)混合所有制改革，能夠有效降低國企股權(quán)融資成本；第二，機構(gòu)投資者降低股權(quán)融資成本的作用在央企中更加顯著，在地方性國企中效果欠佳；第三，機構(gòu)投資者參與國有企業(yè)混合所有制改革能夠顯著提高企業(yè)信息透明度，降低股權(quán)融資成本。

黨的二十大報告提出要加快構(gòu)建新發(fā)展格局，著力推動高質(zhì)量發(fā)展，增強國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力和可靠性。據(jù)此要進一步加大國有企業(yè)改革，實現(xiàn)國有資產(chǎn)的合理配置，創(chuàng)造出更多價值，為國民經(jīng)濟的發(fā)展注入活力，為國家加快構(gòu)建新發(fā)展格局提供動力。為此，本文提出以下政策建議：第一，國有企業(yè)要積極引入機構(gòu)投資者進行混合所有制改革，拓寬混改途徑，進一步鞏固戰(zhàn)略指導(dǎo)地位。第二，央企要拓寬混改途徑，降低國有比重，利用資源共享、經(jīng)營協(xié)同等提升公司經(jīng)營水平，降低公司股權(quán)融資成本。第三，地方國有企業(yè)應(yīng)適度引入機構(gòu)投資者，爭取做到引入資本不過度、不浪費。

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