混合所有制改革何以影響國有企業(yè)投資效率?
——基于公司治理視角的研究

任廣乾,李俊超,田一迪

(1.鄭州大學(xué) 商學(xué)院,河南 鄭州 450001;2.北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,北京 100875)

一、 引言

2022年底召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議指出,目前我國依舊面臨著需求收縮、供給沖擊以及預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力,經(jīng)濟(jì)恢復(fù)基礎(chǔ)仍需加強(qiáng)。在雙循環(huán)新發(fā)展格局下,依賴政府投資和社會(huì)投資加快建設(shè)“十四五”重大工程,促進(jìn)區(qū)域間的互聯(lián)互通,是加快全國統(tǒng)一大市場構(gòu)建、恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)恢復(fù)與維持穩(wěn)定的重要基礎(chǔ)。作為社會(huì)投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要主體,企業(yè)積極進(jìn)行投資建設(shè)、提高投資效率已成為其構(gòu)建核心競爭優(yōu)勢,促進(jìn)疫情后我國經(jīng)濟(jì)恢復(fù)正常的重要途徑。面對當(dāng)前國際非傳統(tǒng)安全帶來的外部沖擊以及國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長趨勢放緩的新常態(tài),對內(nèi)投資和對外投資成為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要載體。鑒于投資的重要地位,近年來政府對企業(yè)的投資效率給予了高度重視。2016年國務(wù)院發(fā)布了《國務(wù)院辦公廳關(guān)于建立國有企業(yè)違規(guī)經(jīng)營投資責(zé)任追究制度的意見》,建立了對國有企業(yè)違規(guī)投資的責(zé)任追究制度,為進(jìn)一步提高國有企業(yè)的投資效率提供了制度支撐。2021年發(fā)布的《中國投資發(fā)展報(bào)告》中明確指出激發(fā)有效投資將成為政府政策的核心目標(biāo),要優(yōu)化調(diào)整國內(nèi)投資驅(qū)動(dòng)結(jié)構(gòu),進(jìn)一步揭示了提高企業(yè)投資效率的重要性。提高企業(yè)的投資效率離不開良好的市場環(huán)境和相應(yīng)的政策法規(guī),也離不開公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的完善。隨著企業(yè)投資總量的不斷增加,企業(yè)的投資效率也越來越受到國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注,逐漸成為公司治理領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)話題。

已有對企業(yè)投資效率研究的文獻(xiàn)大致可以分為兩類。第一類文獻(xiàn)主要從宏觀角度出發(fā),研究政府政策、金融環(huán)境和制度設(shè)計(jì)對企業(yè)投資效率的影響。首先,黨的二十大強(qiáng)調(diào)資本市場要持續(xù)對外開放。陳運(yùn)森和黃健嶠以滬港通開通為實(shí)驗(yàn),發(fā)現(xiàn)股票市場開放可以通過提升企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量、提高分析師預(yù)測準(zhǔn)確度來提高企業(yè)的投資效率［1］。其次,放松市場準(zhǔn)入的制度改革能夠通過提高市場競爭的公平性、降低交易費(fèi)用等渠道影響企業(yè)的投資效率［2］。從金融環(huán)境角度出發(fā),信貸擴(kuò)張會(huì)降低企業(yè)投資效率,但宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性的增加會(huì)削弱這種負(fù)面影響［3］。從產(chǎn)業(yè)政策的角度來看,王克敏等認(rèn)為,受到產(chǎn)業(yè)政策鼓勵(lì)和政府支持的企業(yè)投資總量更高,更容易引起過度投資問題［4］。此外,“政資分離”能夠有效減少政府對國有企業(yè)的外部干預(yù),改善其預(yù)算軟約束的問題,提高其投資效率［5］。第二類文獻(xiàn)與第一類文獻(xiàn)研究的側(cè)重點(diǎn)有所差異,主要集中于企業(yè)微觀層面因素,研究公司內(nèi)外部治理結(jié)構(gòu)對投資效率的影響。首先,在內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)中,董事會(huì)和股東對企業(yè)的投資決策至關(guān)重要。潘越等從橫向兼任角度研究發(fā)現(xiàn),連鎖股東通過“競爭合謀”會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資不足,且這種現(xiàn)象在非國有企業(yè)中更加明顯［6］。除了橫向兼任的股東會(huì)抑制企業(yè)的投資效率,董事長的縱向兼任也會(huì)加劇大股東的掏空行為,抑制企業(yè)的投資效率［7］,而較高的董事獨(dú)立性有利于抑制企業(yè)投資決策的低效率［8］。其次,從機(jī)構(gòu)監(jiān)管的角度來看,機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高、持股時(shí)間較長能夠有效降低企業(yè)內(nèi)部存在的代理問題,進(jìn)而提高企業(yè)的投資效率［9］。此外,從信息披露角度來看,較高的審計(jì)質(zhì)量和公眾監(jiān)督水平能夠提高企業(yè)的ESG披露水平,而較高的社會(huì)責(zé)任披露能夠有效減少企業(yè)內(nèi)部的信息不對稱程度［10］,提高企業(yè)的投資效率［11］。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)可以看出,外部政策、環(huán)境以及內(nèi)外部治理結(jié)構(gòu)的改變都會(huì)影響企業(yè)的投資效率。基于單一因素的研究不能合理解釋企業(yè)投資效率變化的原因,需要從外部政策變化和內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面探討企業(yè)投資效率?；旌纤兄聘母锉尘跋?我國上市公司的產(chǎn)權(quán)不斷融合,不同產(chǎn)權(quán)的企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)有所差異。因此,將混合所有制結(jié)構(gòu)和公司治理結(jié)構(gòu)納入企業(yè)投資效率中,考察混合所有制改革對企業(yè)行為影響的傳導(dǎo)機(jī)制,并將外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性現(xiàn)實(shí)情境納入混合所有制改革影響企業(yè)行為的研究框架,進(jìn)一步考慮國有企業(yè)內(nèi)部制度因素對混合所有制改革產(chǎn)生的交互效應(yīng),能夠?yàn)榻忉尞?dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的國有企業(yè)投資效率研究提供較為完整的思路。此外,現(xiàn)有關(guān)于混合所有制改革和企業(yè)投資效率的研究傳導(dǎo)機(jī)制的選取較為獨(dú)立和單一,研究假設(shè)較為分離,缺乏對公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)整體特征影響的研究。事實(shí)上,混合所有制改革影響的是國有企業(yè)內(nèi)部多方面的治理結(jié)構(gòu),需要從多方面來衡量混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制。基于企業(yè)內(nèi)部多方面的特征來衡量公司治理水平,能夠更好地解釋混合所有制改革在國有企業(yè)投資效率中發(fā)揮的作用。

因此,本文選取2011—2021年A股上市國有控股企業(yè)為樣本,研究混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的影響,實(shí)證分析混合所有制改革影響企業(yè)投資效率的過程和機(jī)理,并在此基礎(chǔ)上深入探討經(jīng)濟(jì)政策不確定性在二者之間可能存在的調(diào)節(jié)作用以及企業(yè)內(nèi)部董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度設(shè)計(jì)差異和企業(yè)層級不同可能引起的異質(zhì)性影響。本文可能的貢獻(xiàn)在于:第一,從股權(quán)結(jié)構(gòu)混合和治理結(jié)構(gòu)混合的雙重視角探究混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制,豐富混合所有制影響企業(yè)行為的相關(guān)研究;第二,探討經(jīng)濟(jì)政策不確定性在混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率之間可能存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)更加符合當(dāng)下的實(shí)際情況,能夠?yàn)槲磥聿淮_定環(huán)境下混合所有制改革和企業(yè)投資決策提供借鑒;第三,闡釋董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度與混合所有制改革產(chǎn)生的交互效應(yīng),能夠?yàn)榛旄亩喾嚼嬷黧w提供有益參考,也為優(yōu)化混改相關(guān)配套機(jī)制和體制環(huán)境提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率

如何提高國有企業(yè)的投資效率是學(xué)者們研究的重點(diǎn)話題,一方面由于國有企業(yè)要承擔(dān)維持地方經(jīng)濟(jì)增長和社會(huì)穩(wěn)定等政策性負(fù)擔(dān),缺乏有效的競爭和激勵(lì)機(jī)制,資本運(yùn)營效率較低［12］,另一方面,根據(jù)委托代理理論,與民營企業(yè)相比,國有企業(yè)“所有者缺位”所產(chǎn)生的代理問題更為嚴(yán)重,且國有企業(yè)存在的外部行政干預(yù)和預(yù)算軟約束會(huì)引起企業(yè)的過度投資或投資不足［13］,因此產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異可能會(huì)對企業(yè)的投資效率產(chǎn)生影響,對國有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革是提高企業(yè)投資效率的一種優(yōu)化思路?；旌纤兄聘母锸俏覈?jīng)濟(jì)體制改革的重要舉措,自改革開放以來始終貫穿于國有企業(yè)發(fā)展的全過程。早在20世紀(jì)80年代,國內(nèi)學(xué)者便開始討論混合所有制改革的相關(guān)話題,隨著生產(chǎn)要素在不同所有制之間碰撞流轉(zhuǎn),混合所有制雛形基本顯現(xiàn)?；旌纤兄聘母镆矎陌l(fā)展初期的“形式”混合階段,逐漸演進(jìn)為多元資本協(xié)同發(fā)展的“資本”混合階段、混合所有產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)共同提效的“產(chǎn)權(quán)”混合階段,到目前基于多維機(jī)制建設(shè)實(shí)現(xiàn)多元產(chǎn)權(quán)協(xié)同效應(yīng)的“機(jī)制”混合階段［14］,已成為國有資本和非國有資本深度融合,促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展現(xiàn)代治理體系的重要途徑。具體而言,混合所有制改革能夠減少國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān),使其更加適應(yīng)市場競爭機(jī)制,進(jìn)而提高國有企業(yè)的投資效率［15］?；旌纤兄聘母镞€能夠促進(jìn)非國有股東參與度和高層治理參與度,形成良好的制衡結(jié)構(gòu)和監(jiān)督體系［16］,有效提升投資決策的科學(xué)性［17］。此外,董事網(wǎng)絡(luò)可以削弱國有大股東對企業(yè)投資效率的負(fù)面影響,國有企業(yè)通過混合所有制改革適當(dāng)引入非國有股權(quán),能夠有效提高企業(yè)的投資效率［18］。據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

H1:混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率呈正相關(guān)關(guān)系。

(二) 混合所有制改革影響國有企業(yè)投資效率的機(jī)制分析

從制度邏輯來看,混合所有制改革會(huì)改變國有企業(yè)的內(nèi)部制度體系和結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì),進(jìn)而影響國有企業(yè)的創(chuàng)新投入以及投資決策。在混合所有制改革的背景下,學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為引入非國有股東和非國有高管是提高國有企業(yè)治理水平的重要舉措。首先,股權(quán)結(jié)構(gòu)影響企業(yè)內(nèi)部的決策行為,單一股權(quán)過于集中可能會(huì)導(dǎo)致大股東權(quán)力無法得到制衡,從而形成大股東對小股東的利益侵占?；旌纤兄聘母锿ㄟ^引入非國有股東來協(xié)調(diào)大股東與小股東、股東與經(jīng)理人的關(guān)系,促進(jìn)了股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,為企業(yè)制定高效的投資決策、提高投資效率奠定了堅(jiān)實(shí)的制度基礎(chǔ)。大股東的利益侵占會(huì)降低公司的投資規(guī)模和投資機(jī)會(huì),而混合所有制改革引入的非國有股東可以有效緩解一股獨(dú)大導(dǎo)致的企業(yè)非效率投資問題,也能夠?yàn)槠髽I(yè)投資決策提供額外的信息資源,緩解投資過程中的信息不對稱［19］。其次,較大的董事會(huì)規(guī)模和較高的董事獨(dú)立性可以有效地制約管理者的自利行為,降低代理成本,混合所有制改革可以通過委派董事的方式提高國有企業(yè)的異質(zhì)董事比例,有效發(fā)揮董事會(huì)的監(jiān)督治理功能,為企業(yè)提高投資效率提供決策支撐。此外,根據(jù)利益趨同假說,對高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)有利于股東和管理者的目標(biāo)函數(shù)一致,減少國有企業(yè)投資過程中面臨的代理成本。國企和非國企在股權(quán)激勵(lì)動(dòng)機(jī)上存在較大差異,混合所有制改革有利于引入市場化的激勵(lì)機(jī)制,提高薪酬激勵(lì)能夠顯著降低企業(yè)的過度投資,提升國有企業(yè)的投資效率［20］。綜合上述分析可知,混合所有制改革可以從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征和高管激勵(lì)等方面提高企業(yè)的公司治理水平,從而有效提高國有企業(yè)的投資效率。據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

H2:混合所有制改革能夠通過提升公司治理水平,進(jìn)一步提高國有企業(yè)投資效率。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為了剔除金融危機(jī)等外部重大沖擊對研究結(jié)果可能帶來的偏差,本文選取2011—2021年滬深A(yù)股上市國有企業(yè)為研究樣本,并剔除ST和*ST類企業(yè)、金融保險(xiǎn)類樣本企業(yè)、資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本以及數(shù)據(jù)缺失類的樣本。最終獲得1440家國有上市企業(yè)共11996個(gè)樣本,數(shù)據(jù)均取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。同時(shí),本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了雙側(cè)1%的縮尾處理。

(二) 變量說明與指標(biāo)界定

1. 被解釋變量:國有企業(yè)投資效率(Abinv)

采用Richardson［21］提出的殘差模型衡量國有企業(yè)投資效率:

Invit=α0+β1Sizeit-1+β2Levit-1+β3Growthit-1+β4Retit-1+β5Ageit-1+β6Cashit-1+β7Invit-1+∑Year+∑Industry+εit

(1)

其中Invit表示樣本公司i在第t年的投資凈額。該模型認(rèn)為企業(yè)新增投資由兩部分構(gòu)成:一部分是由企業(yè)成長機(jī)會(huì)、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流量、企業(yè)規(guī)模等因素所決定的企業(yè)預(yù)期投資水平;另一部分是用實(shí)際投資水平減去預(yù)期投資水平之后得到的非正常投資水平。其中Growthit-1表示公司i在第t-1年的成長機(jī)會(huì),用營業(yè)收入增長率衡量;Levit-1表示公司的資產(chǎn)負(fù)債率,用總負(fù)債除以總資產(chǎn)計(jì)算而得;Cashit-1表示公司的現(xiàn)金占比,即貨幣資金和總資產(chǎn)的比值;Ageit-1表示公司的上市年數(shù),即財(cái)務(wù)報(bào)告年度與上市年度之間的年限;Sizeit-1表示公司的規(guī)模,用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)衡量;Retit-1表示公司的股票年回報(bào)率;εit為模型殘差。對模型進(jìn)行回歸得到每個(gè)樣本的殘差,用殘差絕對值表示企業(yè)投資效率。殘差絕對值越小,企業(yè)投資效率越高,反之則說明越低。Year和Industry為年份和行業(yè)虛擬變量。

2. 解釋變量:非國有股東參股程度(Mixre)與非國有股東委派董監(jiān)高人數(shù)(Mix)

本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)混改和治理結(jié)構(gòu)混改的雙重視角分析混合所有制改革的作用。具體而言,參考陳良銀等的研究方法［22］,利用國有企業(yè)前十大股東中,非國有股東持股比例之和與前十大股東持股比例之和的比值作為非國有股東在股權(quán)層面的參股程度(Mixre)。非國有股東參股程度越大表示該樣本公司非國有股東的話語權(quán)越大。借鑒黃曉珊和馬新嘯的做法［23］,使用非國有股東委派董監(jiān)高的人數(shù)衡量非國有股東參與國企治理的程度(Mix)。該指標(biāo)越大表示該樣本公司非國有高管治理權(quán)力越大,對國企高管的制約效果越好。

3. 中介變量:公司治理水平(CG)

參考任廣乾等的研究［19］,本文分別從股權(quán)維度、董事會(huì)維度和管理層維度選取8個(gè)指標(biāo)通過主成分分析構(gòu)建公司治理綜合指數(shù)。股權(quán)維度選取機(jī)構(gòu)投資者持股比例、股權(quán)制衡度(第二至第五大股東持股比例之和與控股股東持股比例的比值)和一年內(nèi)召開股東大會(huì)的次數(shù)來衡量;董事會(huì)維度從董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事比例來衡量;管理層維度用高管薪酬(高管前三名薪酬總額的自然對數(shù))、管理層持股百分比以及董事長和總經(jīng)理是否兩職合一衡量。為了確保所有指標(biāo)都轉(zhuǎn)化成一個(gè)共同的標(biāo)度,本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了歸一化處理,CG越大表明公司治理的綜合水平越高。

4. 控制變量

本文從企業(yè)財(cái)務(wù)層面和治理層面分別選取了企業(yè)規(guī)模(Size)、杠桿水平(Lev)、企業(yè)年齡(Age)、盈利能力(ROA)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、管理費(fèi)用率(Mafee)、是否標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(Opinion)、是否四大審計(jì)(Big4)、第一大股東持股比例(Top1)作為控制變量,并且還控制了年份(Year)和行業(yè)(Industry)固定效應(yīng),本文的變量及其定義見表1。

表1 變量定義及其界定標(biāo)準(zhǔn)

(三) 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建以下三個(gè)模型用來檢驗(yàn)假設(shè),其中使用模型(2)驗(yàn)證混合所有制改革能否提高國有企業(yè)投資效率,使用模型(3)和模型(4)驗(yàn)證公司治理水平是否發(fā)揮了中介作用。

Abinvit=β0+β1Mixreit/Mixit+β2Controls+∑Year+∑Industry+εit

(2)

CGit=β0+β1Mixreit/Mixit+β2Controls+∑Year+∑Industry+εit

(3)

Abinvit=β0+β1Mixreit/Mixit+β2CGit+β3Controls+∑Year+∑Industry+εit

(4)

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 混合所有制改革對國有企業(yè)非效率投資的回歸結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2的結(jié)果可以看出,國有企業(yè)投資效率的平均值為0.029,最大值為0.295,最小值為0,表明國有上市樣本公司的投資效率差異較大。從均值可以看出,國有上市企業(yè)的投資效率有待進(jìn)一步提升。股權(quán)結(jié)構(gòu)混改變量的最大值為1,最小值為0.013,均值為0.368,而治理結(jié)構(gòu)混改變量的最大值為2.303,最小值為0,均值為0.459,說明國有企業(yè)之間的股權(quán)結(jié)構(gòu)混合以及治理結(jié)構(gòu)混合程度存在較大差異,國有企業(yè)混合所有制改革仍需向縱深持續(xù)推進(jìn)。此外,國有企業(yè)公司治理水平的均值為0.462,標(biāo)準(zhǔn)誤為0.101,最小值和最大值分別為0.079和0.950,表明樣本企業(yè)的公司治理水平差距較大,部分企業(yè)仍存在治理水平低下的問題。本文其余變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本與黃炳藝和黃雨婷［24］的研究一致。

(二) 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本部分用模型(2)進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)果如表3所示。同時(shí),本文將Mixre和Mix除以10以緩解量綱之間存在的差異。在未控制年份和行業(yè)固定效應(yīng)時(shí),股權(quán)結(jié)構(gòu)混改變量、治理結(jié)構(gòu)混改變量與企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)分別為-0.036和-0.024,且均在1%的水平上顯著。在加入年份和行業(yè)固定效應(yīng)后,二者與國有企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)分別為-0.032和-0.020,且均在1%的水平上顯著。這說明隨著不同所有制股權(quán)融合程度的提高以及非國有股東委派的董監(jiān)高進(jìn)入,國有企業(yè)的投資效率也隨之提高,混合所有制改革有助于提高國有企業(yè)投資效率?；旌纤兄聘母锎偈狗菄泄蓶|委派董監(jiān)高,促進(jìn)了國有企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)的獨(dú)立性,使董事會(huì)的治理和監(jiān)督職能充分落實(shí)。此外,非國有股東進(jìn)入國有企業(yè)還可以促進(jìn)高管任免和高管激勵(lì)的市場化,對國有企業(yè)的高管產(chǎn)生制約和激勵(lì)效果,促進(jìn)決策的科學(xué)性和正確性,最終對國有企業(yè)的投資效率產(chǎn)生積極的影響。由此,假設(shè)1得到了驗(yàn)證。

(三) 機(jī)制檢驗(yàn)

機(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果如表4所示。由表4列(1)和列(2)的回歸結(jié)果可知,國有企業(yè)通過引入非國有股東提高非國有董監(jiān)高的人數(shù)不僅促進(jìn)了股權(quán)多樣化,增加了異質(zhì)董事和監(jiān)事會(huì)成員,而且高管激勵(lì)機(jī)制也更加完善,公司治理水平得到明顯提升。由表4列(3)和列(4)的結(jié)果可知,在加入公司治理水平變量后,股權(quán)結(jié)構(gòu)混改變量以及治理結(jié)構(gòu)混改變量與國有企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)分別為-0.029和-0.020,且均在1%的水平上顯著,并且回歸系數(shù)整體有所降低,表明公司治理水平在混合所有制改革影響國有企業(yè)投資效率的過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng),假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

表4 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文通過更換解釋變量、采用更多固定效應(yīng)以及傾向得分匹配等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),具體如下:

1. 更換解釋變量。參考曹麗梅等的研究［25］,分別使用前十大股東中非國有股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值,即國有股權(quán)與非國有股權(quán)的制衡度(Mix-Balance)以及股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)(Mix-Structure)更換國有企業(yè)混合所有制改革的衡量方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),研究結(jié)論較為穩(wěn)定可靠。

2. 采用更多固定效應(yīng)以及傾向得分匹配法(PSM)。本文分別控制了企業(yè)固定效應(yīng)、年份和行業(yè)的交互固定效應(yīng)進(jìn)行回歸。本文根據(jù)股權(quán)結(jié)構(gòu)的混改變量以及治理結(jié)構(gòu)混改變量的均值,將樣本劃分為混合所有制高分組和低分組進(jìn)行傾向匹配,并根據(jù)匹配結(jié)果進(jìn)行回歸,在加入更多固定效應(yīng)后,混合所有制改革與國有企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)符號與前文回歸結(jié)果一致,且傾向得分匹配后的回歸結(jié)果未發(fā)生明顯的變化,表明本文的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。限于篇幅,結(jié)果不再報(bào)告,留存?zhèn)渌鳌?/p>

表5 二階段回歸結(jié)果

3. 工具變量法。為了克服潛在的內(nèi)生性問題,本文參考吳秋生和獨(dú)正元的研究思路［26］,選取剔除企業(yè)自身數(shù)據(jù)后,樣本同年份同行業(yè)非國有股東參股程度的均值(Indmixre)和非國有股東委派董監(jiān)高人數(shù)的均值(Indmix),以及企業(yè)所處城市人均生產(chǎn)總值的自然對數(shù)(GDP)作為企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)以及治理結(jié)構(gòu)混改變量的工具變量。選取上述工具變量的原因是:一方面,行業(yè)平均股權(quán)(治理)結(jié)構(gòu)混改變量較高時(shí),單個(gè)企業(yè)更有可能也會(huì)追求較高的股權(quán)(治理)結(jié)構(gòu)混改水平。人均生產(chǎn)總值較高的地區(qū)經(jīng)濟(jì)也相對發(fā)達(dá),市場化進(jìn)程更快,國有企業(yè)更容易受到國家對混合所有制改革的號召,混合所有制改革的進(jìn)程相對較快。另一方面,人均生產(chǎn)總值和行業(yè)平均股權(quán)(治理)結(jié)構(gòu)混改變量受較多宏觀因素的影響,二者對企業(yè)投資效率影響路徑較長、影響力度較弱。表5為二階段回歸結(jié)果,從第一階段回歸結(jié)果可以看到,行業(yè)年平均股權(quán)(治理)結(jié)構(gòu)混改變量、人均生產(chǎn)總值與企業(yè)股權(quán)(治理)結(jié)構(gòu)混改變量呈正相關(guān)關(guān)系。從第二階段回歸結(jié)果可以看到,在緩解了內(nèi)生性問題后,本文回歸結(jié)果依舊可靠。

五、 進(jìn)一步分析

(一) 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

穩(wěn)定的宏觀環(huán)境是企業(yè)進(jìn)行高效投資的重要前提條件,經(jīng)濟(jì)政策的變化深刻影響著企業(yè)的投資決策。首先,根據(jù)期權(quán)定價(jià)理論,較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)顯著增加企業(yè)投資項(xiàng)目未來現(xiàn)金流的不確定性,影響企業(yè)短期投資意愿,進(jìn)而抑制企業(yè)當(dāng)下的投資規(guī)模［27］,可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)放棄部分優(yōu)質(zhì)投資項(xiàng)目,降低企業(yè)的投資效率。其次,從融資角度來看,較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)引起資產(chǎn)價(jià)格的異常波動(dòng),使得部分金融機(jī)構(gòu)收縮信貸供給規(guī)模,融資約束的提高會(huì)降低企業(yè)的投資能力,企業(yè)可能因資金不足錯(cuò)失部分投資項(xiàng)目帶來的收益,進(jìn)一步影響企業(yè)的投資效率［28］。最后,從風(fēng)險(xiǎn)角度來看,較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性加大了企業(yè)投資失敗的風(fēng)險(xiǎn),為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn),企業(yè)也可能會(huì)選擇保守的投資策略,進(jìn)一步導(dǎo)致投資不足。投資者也可能會(huì)因?yàn)檩^高的風(fēng)險(xiǎn)而索取更高的資產(chǎn)回報(bào)率,由此削弱企業(yè)的投資意愿［23］。因此,出于國有資產(chǎn)保值增值的目的,非國有股東在面對較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性給企業(yè)帶來的負(fù)面影響時(shí),可能會(huì)選擇降低國有企業(yè)的投資規(guī)模,削弱混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率產(chǎn)生的正面影響。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本文參考Baker等的研究［29］,使用月度算術(shù)平均數(shù)和幾何平均數(shù)測度我國的經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度(EPU1、EPU2),隨后檢驗(yàn)其在混合所有制改革和國有企業(yè)非效率投資之間的關(guān)系,回歸結(jié)果如表6所示。由表6的結(jié)果可以看出,經(jīng)濟(jì)政策不確定性與股權(quán)結(jié)構(gòu)混改變量、治理結(jié)構(gòu)混改變量交乘項(xiàng)的系數(shù)均為正,且均在1%和5%水平上顯著,表明較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性削弱了混合所有制改革為國有企業(yè)投資效率帶來的正面影響,在外部環(huán)境不確定性較高時(shí),非國有股東更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn),降低投資規(guī)模,從而削弱了混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的正向作用。因此,在今后混改的過程中,應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步建立國有企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)管理體系,降低非國有股東在國有企業(yè)投資中產(chǎn)生的過度避險(xiǎn)心理,提高投資效率。

(二) 異質(zhì)性分析

1. 董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度異質(zhì)性

自康美藥業(yè)財(cái)務(wù)造假導(dǎo)致企業(yè)獨(dú)立董事面臨高額賠款后,上市公司的董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度變得愈加重要。但是,董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度的建立也可能會(huì)提高董監(jiān)高的短期逐利和盈余管理動(dòng)機(jī),不利于企業(yè)的長期目標(biāo)實(shí)現(xiàn)［30］。首先,非國有股東會(huì)通過利用薪酬激勵(lì)機(jī)制使其委派的董監(jiān)高的薪酬與國有企業(yè)績效掛鉤,鼓勵(lì)其委派的董監(jiān)高提高國有企業(yè)價(jià)值,而責(zé)任保險(xiǎn)制度能夠讓董監(jiān)高面臨較小的個(gè)人經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而增加更多的短期投資以追逐更大利益［31］。其次,責(zé)任保險(xiǎn)制度會(huì)給予董監(jiān)高過度安全感,使其在投資決策中過于樂觀,減少董監(jiān)高對投資決策的審慎性,進(jìn)而降低企業(yè)的投資效率。此外,責(zé)任保險(xiǎn)制度一定程度上削弱了非國有股東利用經(jīng)濟(jì)責(zé)任機(jī)制來約束和監(jiān)督董監(jiān)高投資行為的手段,可能會(huì)提高非國有股東與董監(jiān)高之間的代理成本,不利于國有企業(yè)投資效率的提高。最后,責(zé)任保險(xiǎn)制度可能被董監(jiān)高濫用,成為其推諉責(zé)任、規(guī)避監(jiān)督的“擋箭牌”,不僅削弱了董監(jiān)高在投資決策中的主動(dòng)性,而且會(huì)進(jìn)一步提高企業(yè)的談判成本和保險(xiǎn)費(fèi)用成本,可能產(chǎn)生投入過高而產(chǎn)出偏低的局面［32］。因此,混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用可能在不存在董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度的企業(yè)中更加顯著。本文按照企業(yè)是否建立董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度將國有企業(yè)分為已建立董監(jiān)高保險(xiǎn)制度(Insurance)和未建立董監(jiān)高保險(xiǎn)制度(Non-Insurance)兩組,并分別對其進(jìn)行了回歸,結(jié)果如表7列(1)至列(4)所示。根據(jù)結(jié)果可知,在引入董監(jiān)高責(zé)任險(xiǎn)后,混合所有制改革帶來的非國有董監(jiān)高對國有企業(yè)投資效率發(fā)揮的正向作用有限,而非國有股東發(fā)揮的正向作用較為顯著,表明我國董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度未能充分發(fā)揮其正向作用,仍需規(guī)范和完善。在未建立董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度的企業(yè)中,股權(quán)結(jié)構(gòu)混改變量以及治理結(jié)構(gòu)混改變量的回歸系數(shù)分別為-0.030和-0.021,且均在1%水平上顯著,表明混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用在尚未建立董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度的企業(yè)中更加明顯。

2. 企業(yè)層級異質(zhì)性

在持續(xù)推進(jìn)混合所有制改革的過程中,由于所處行業(yè)特征以及企業(yè)目標(biāo)的不同,中央國有企業(yè)與地方國有企業(yè)在混改力度以及混改方式上存在著明顯差異。具體表現(xiàn)為,中央企業(yè)在引入混合所有制改革的過程中往往會(huì)受到更多的政策性限制,非國有股東通過參股、委派董事等方式參與治理的程度較低,難以充分發(fā)揮混改的正面效果［33］。此外,在全面深化國有企業(yè)改革的過程中,中央企業(yè)依托政策支持積極建立相對完善的現(xiàn)代治理結(jié)構(gòu)已成為推動(dòng)我國建立世界一流企業(yè)的重要支撐。因此,混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用在地方國有企業(yè)中應(yīng)當(dāng)更加明顯。為了驗(yàn)證上述分析的正確性,本文將國有企業(yè)按照管理層級劃分為中央國有企業(yè)(Central)和地方國有企業(yè)(Local)兩組,回歸結(jié)果如表7列(5)至列(8)所示。從結(jié)果中可以看出,在中央國有企業(yè)組別中,股權(quán)結(jié)構(gòu)混改變量以及治理結(jié)構(gòu)混改變量與企業(yè)非效率投資的系數(shù)分別為-0.033和-0.018,且均不顯著;在地方國有企業(yè)組別中,二者與企業(yè)非效率投資的系數(shù)分別為-0.028和-0.018,且均在1%水平上顯著,表明混合所有制改革通過參與國有企業(yè)治理提高國有企業(yè)投資效率在地方國有企業(yè)中更加顯著。

表7 異質(zhì)性分析結(jié)果

六、 結(jié)論性評述

本文以2011—2021年滬深A(yù)股上市國有企業(yè)為研究樣本,將混合所有制改革、公司治理水平及國有企業(yè)投資效率納入分析框架內(nèi)進(jìn)行實(shí)證研究。通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn),本文得出以下研究結(jié)論:(1)混合所有制改革通過提高非國有股東參股程度以及提高非國有董監(jiān)高的參與程度,有效提升了國有企業(yè)的投資效率;(2)混合所有制改革有助于提高國有企業(yè)的公司治理水平,促進(jìn)國有企業(yè)建立現(xiàn)代化治理體系;(3)混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用是通過提高公司治理水平實(shí)現(xiàn)的,公司治理水平在混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率之間發(fā)揮了部分中介作用;(4)較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)削弱非國有股東參與國有企業(yè)治理的正面效果;(5)混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用在尚未建立董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度以及地方國有企業(yè)中更加顯著。

結(jié)合研究結(jié)論,本文提出如下建議:第一,深入推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革,鼓勵(lì)民營企業(yè)、機(jī)構(gòu)投資者及外資等資本主體有序參與國有企業(yè)內(nèi)部治理,幫助國有企業(yè)建立現(xiàn)代化治理體系。混合所有制改革應(yīng)允許非國有資本委派董事進(jìn)入董事會(huì),加強(qiáng)董事會(huì)的監(jiān)督職能,優(yōu)化國有企業(yè)的投資決策。第二,混合所有制改革要充分利用異質(zhì)股東和異質(zhì)董監(jiān)高帶來的資源和治理效應(yīng)。將董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度納入統(tǒng)一的監(jiān)督和評價(jià)體系中,降低董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)制度對混合所有制改革正向效果可能存在的負(fù)面影響,充分釋放混改紅利。第三,混合所有制改革應(yīng)充分發(fā)揮非國有股東的監(jiān)督作用,規(guī)范國有企業(yè)的信息披露機(jī)制?；旌纤兄聘母飸?yīng)當(dāng)注重混改時(shí)機(jī)和混改策略,要盡可能地降低較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性對混合所有制改革效果的影響。