非國有股東參與治理、企業(yè)社會責(zé)任履行與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

黃 莉 張樂瑩

(西安石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 西安 710065)

0 引 言

隨著我國《國企改革三年行動方案(2020—2022)》(以下簡稱“方案”)的實(shí)施,中國特色現(xiàn)代企業(yè)制度建設(shè)和以管理資本為主的國有資產(chǎn)監(jiān)管體制建設(shè)卓有成效。有效制衡的公司治理機(jī)制是以高質(zhì)量改革推動高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。建立有效的公司治理機(jī)制需要考慮公司利益相關(guān)者的制衡關(guān)系,公司治理從狹義上來說,是指股東、董事會、總經(jīng)理之間的責(zé)權(quán)利安排和相互牽制制衡的機(jī)制。從廣義上來說,公司治理不僅局限于股東、董事會、總經(jīng)理之間的責(zé)權(quán)利安排和相互制衡,還涉及債權(quán)人、員工、政府、社會等與公司有利害關(guān)系的各方。因此,廣義的公司治理包括利益相關(guān)者通過一系列的內(nèi)部和外部機(jī)制來實(shí)現(xiàn)共同治理,其治理的目標(biāo)不僅僅是最大化股東財(cái)富,還涵蓋公司各種利益相關(guān)者的利益最大化。公司不僅要對股東承擔(dān)責(zé)任,還要對各利益方以及對社會承擔(dān)責(zé)任。我國國有企業(yè)混合所有制改革是國有企業(yè)改革的重要任務(wù),非國有股東作為公司的所有者之一對國有企業(yè)治理水平產(chǎn)生一定影響。那么,非國有股東治理是否會影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展呢?除此之外,引入非國有股東參與公司治理必然會對國有企業(yè)原有治理模式帶來沖擊,影響企業(yè)對其他利益相關(guān)者履行責(zé)任,從而對企業(yè)的社會責(zé)任履行產(chǎn)生重要影響。企業(yè)履行社會責(zé)任能夠營造企業(yè)品牌文化,吸引和培養(yǎng)高水平人才,提升企業(yè)價(jià)值,并且還會促使企業(yè)進(jìn)行節(jié)能減排和技術(shù)創(chuàng)新,提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力[1]137-140,也就是說企業(yè)履行社會責(zé)任所產(chǎn)生的積極作用與我國國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)是一致的。因此,研究非國有股東參與治理是否會促進(jìn)國有企業(yè)履行社會責(zé)任,以及能否通過影響國有企業(yè)社會責(zé)任的履行來提升國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 非國有股東參與治理與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

現(xiàn)有關(guān)于非國有股東參與治理國有企業(yè)的研究主要從3個方面展開:第一,從非國有股東參與治理對國有企業(yè)治理能力的影響角度來看,有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),非國有股東參與國有企業(yè)治理加強(qiáng)了企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)[2]144-158,進(jìn)而削弱企業(yè)盈余管理行為[3]45-57。第二,從非國有股東參與治理對國有企業(yè)經(jīng)營能力影響角度來看,研究結(jié)果表明,非國有股東通過委派董事或監(jiān)事提升了國有企業(yè)生產(chǎn)效率[4]152-160,同時(shí)緩解了“所有者缺位”帶來的國有企業(yè)投資效率低下的問題[5]43-50,從而促進(jìn)國有資產(chǎn)保值增值[6]129-138。第三,還有學(xué)者從國有企業(yè)創(chuàng)新能力角度展開研究,研究結(jié)果顯示,創(chuàng)新活動所具有的周期長、風(fēng)險(xiǎn)大、不確定性高等特點(diǎn)與國有企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)與激勵制度相違背,然而非國有股東更期望獲得超額收益,這只有通過創(chuàng)新才可以實(shí)現(xiàn)[7]54-63,因此非國有股東參與治理更加傾向于提升企業(yè)的創(chuàng)新能力[8]124-140。學(xué)者從不同的視角剖析了非國有股東參與治理對國有企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營、投資活動能力水平的影響,但鮮有學(xué)者直接研究非國有股東參與治理對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響,而有關(guān)非國有股東參與治理國有企業(yè)能否影響國有企業(yè)的發(fā)展以及如何影響國有企業(yè)發(fā)展的問題亟需解答。

1.2 非國有股東參與治理、企業(yè)社會責(zé)任履行與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

非國有股東參與治理國有企業(yè),可以降低國有企業(yè)高管短視產(chǎn)生的社會責(zé)任履行不足問題[9]179-192。國有企業(yè)履行社會責(zé)任,一方面有助于企業(yè)獲取對其發(fā)展有利的社會資源和政府資源[10]109-127,獲得更好的社會聲譽(yù)[11]777-798和政府補(bǔ)貼,提高企業(yè)知名度,緩解企業(yè)融資約束[12]138-151,進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)競爭力與抗風(fēng)險(xiǎn)能力[13]712-720。另一方面,政府更傾向于事后提供更多資金來彌補(bǔ)企業(yè)因履行社會責(zé)任而被擠出的研發(fā)投入,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升[14]22-32,同時(shí)在履行社會責(zé)任的過程中,企業(yè)會傾向于產(chǎn)出綠色產(chǎn)品及提升工藝創(chuàng)新能力,在滿足股東利益的同時(shí)也兼顧滿足其他利益相關(guān)者的綠色產(chǎn)品訴求,這不僅可以提高產(chǎn)品質(zhì)量還能提升資源利用率,確保企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展[15]114-123,這與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)一致。

本文將非國有股東參與治理、企業(yè)社會責(zé)任履行與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展納入同一框架下進(jìn)行研究,探討非國有股東參與治理對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響,同時(shí)研究企業(yè)社會責(zé)任履行是否在非國有股東參與治理對國有企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響中起到中介作用,以期為我國國企改革及高質(zhì)量發(fā)展的研究提供理論依據(jù)。

2 研究假設(shè)

2.1 非國有股東參與治理與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

非國有股東通過股權(quán)治理與高層治理參與國有企業(yè)治理,對國有企業(yè)治理能力產(chǎn)生影響。首先,非國有股東參股國有企業(yè)使國有企業(yè)形成合理制衡的多元股權(quán)結(jié)構(gòu),緩解了國有企業(yè)的委托代理問題,具體表現(xiàn)為非國有股東參股國有企業(yè)可以提升國有企業(yè)信息透明度,減少企業(yè)盈余管理行為,提升企業(yè)投資效率[3]45-57,實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值[16]126-135。并且可以降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平,緩解企業(yè)融資約束,提升企業(yè)創(chuàng)新能力[17]1-16。其次,張維迎等人指出,股權(quán)和控制權(quán)由于其具有部分的獨(dú)立性導(dǎo)致控制權(quán)不僅僅由股東所持有的股權(quán)決定[18]3-15,因此非國有股東通過委派董事加入國有企業(yè)董事會的方式讓非國有資本真正的參與國有企業(yè)治理,進(jìn)行實(shí)質(zhì)性的監(jiān)督治理,促進(jìn)國有企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量提升[19]61-68。最后,非國有股東比國有股東更加關(guān)心企業(yè)的盈利目標(biāo),非國有股東參與治理能夠全面增強(qiáng)國有企業(yè)的競爭力、創(chuàng)新力、控制力、影響力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力[20]5-13,促使國有企業(yè)更加傾向于建成資源配置卓越、管理機(jī)制有效、創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的高質(zhì)量發(fā)展企業(yè)。據(jù)此,本文提出假設(shè):

假設(shè)H1:非國有股東參與治理可以提升國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平

2.2 非國有股東參與治理、企業(yè)社會責(zé)任履行與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

非國有股東參與國有企業(yè)治理,緩解國有企業(yè)的委托代理問題影響國有企業(yè)的社會責(zé)任履行情況。第一,非國有股東參與國有企業(yè)治理,能夠有效緩解國有企業(yè)的第一類代理問題。具體表現(xiàn)為,基于非國有資本逐利的天性,非國有股東更傾向于對企業(yè)管理者進(jìn)行有效的監(jiān)督和激勵,這將有助于解決國有企業(yè)管理者因追求個人聲譽(yù)所導(dǎo)致的投資過度以及追求短期利益所導(dǎo)致的投資不足問題,使代理問題得到緩解,企業(yè)將更有動力履行社會責(zé)任[21]64-74。第二,非國有股東參與國有企業(yè)治理,可以緩解國有企業(yè)的第二類委托代理問題。非國有股東參股國有企業(yè)可以形成多元的股權(quán)制衡局面,多個大股東的存在可以遏制國有股控股股東對中小股東的利益侵占行為,由此,企業(yè)將更加關(guān)心其他方利益,并增強(qiáng)企業(yè)社會責(zé)任的履行程度[22]246-266。第三,由于良好的聲譽(yù)可以幫助企業(yè)吸引投資和降低融資成本,非國有股東參與企業(yè)治理時(shí)會更加傾向于通過促使企業(yè)履行社會責(zé)任來樹立良好的企業(yè)形象,提升客戶信任度,并且提高市場競爭力。

根據(jù)王清剛、徐欣宇[9]179-192的研究,企業(yè)履行社會責(zé)任包括對股東、員工、供貨商或客戶、環(huán)境、政府五個維度進(jìn)行社會責(zé)任履行,企業(yè)對股東履行社會責(zé)任可以提升股東的投資信心,提升企業(yè)融資便利性并降低企業(yè)融資難度,進(jìn)而降低企業(yè)融資成本。此外,企業(yè)對員工履行社會責(zé)任表現(xiàn)為企業(yè)為員工提供良好的薪酬、安全保障及職業(yè)培訓(xùn)和職業(yè)發(fā)展環(huán)境,吸引更多優(yōu)質(zhì)求職者,增加企業(yè)引進(jìn)高素質(zhì)人才的幾率[23]102-106,進(jìn)一步提升企業(yè)價(jià)值。企業(yè)對供貨商或客戶履行社會責(zé)任可以降低采購成本,保證采購的及時(shí)性,降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)[24]292-296。并且由于企業(yè)要對其客戶負(fù)責(zé),故而需要不斷進(jìn)行創(chuàng)新活動以提升產(chǎn)品性能來滿足客戶需求。企業(yè)對環(huán)境履行社會責(zé)任,可以消除其生產(chǎn)經(jīng)營對環(huán)境的負(fù)外部性,提高企業(yè)聲譽(yù),并削弱負(fù)面輿論對企業(yè)造成的不利影響[25]82-89。此外,企業(yè)遵從政府政策要求履行社會責(zé)任可以減少企業(yè)的違法違規(guī)經(jīng)營,削弱企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。

從這個五個維度考慮,企業(yè)履行社會責(zé)任使得國有企業(yè)的競爭力、創(chuàng)新力、控制力、影響力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力五種實(shí)力全面增強(qiáng)[20]5-13,并且還增強(qiáng)了企業(yè)對自然資源環(huán)境的保護(hù)意識,提升了企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展的能力,這與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)高度吻合。據(jù)此,本文提出假設(shè):

假設(shè)H2:非國有股東參與治理有助于國有企業(yè)履行社會責(zé)任

假設(shè)H3:非國有股東參與治理通過促使企業(yè)履行社會責(zé)任提升國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與篩選

2007年股改政策出臺,非國有股東開始參與治理國有企業(yè),但國有企業(yè)短時(shí)間內(nèi)較難形成穩(wěn)定的治理結(jié)構(gòu),國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率受其影響波動較大,無法證實(shí)穩(wěn)健的相關(guān)關(guān)系。因此,本文以2010—2020年國有上市公司為初始樣本,并進(jìn)行了如下處理:(1)剔除ST和*ST公司;(2)剔除金融行業(yè)公司;(3)剔除產(chǎn)權(quán)性質(zhì)非國有的企業(yè)。最終得到9 036個非平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫及和訊網(wǎng),使用的統(tǒng)計(jì)分析軟件為Stata17.0。

3.1.1 變量選取

(1)被解釋變量。國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。在2016年中央財(cái)經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第十二次會議上,首次在中央文件中引入“全要素生產(chǎn)率”,將其作為供給側(cè)改革與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要評判標(biāo)準(zhǔn)之一。黃勃、李海彤等[26]97-115學(xué)者在研究中國有企業(yè)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展時(shí)采用了以全要素生產(chǎn)率衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。本文采用全要素生產(chǎn)率(TFP_op)度量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能力,即企業(yè)的各個要素的綜合生產(chǎn)率,企業(yè)的全要素生產(chǎn)率可以衡量微觀企業(yè)的產(chǎn)出效率。

全要素生產(chǎn)率的測算方法主要有工具變量法、固定效應(yīng)模型、OP及LP模型等半?yún)?shù)法。由于工具變量法、固定效應(yīng)模型對全要素生產(chǎn)率的測算忽略了企業(yè)行為,而結(jié)構(gòu)模型則考慮了企業(yè)行為,實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)理論與計(jì)量方法的統(tǒng)一,并且可以較好地解決上述兩種測算方法中存在的同步性偏差與選擇性偏誤等問題。因此,本文借鑒魯曉東、連玉君的測度方法[27]541-558,將采用OP法測算的全要素生產(chǎn)率作為因變量。測算模型見(1)式:

lnYit=α0+α1lnKit+α2lnLit+α3Ageit+α4Stateit+α5EXit+∑Year+∑Ind+∑reg+εit

(1)

其中,Yit表示企業(yè)i在t年的工業(yè)增加值,K和L分別為企業(yè)股東資產(chǎn)和從工業(yè)人員規(guī)模,Age為企業(yè)年齡,State表示企業(yè)性質(zhì),EX代表企業(yè)是否參與出口活動,Year,reg和Ind分別代表企業(yè)年份、地區(qū)和行業(yè)。

(2)解釋變量。非國有股東治理(Nonsoe)。借鑒已有研究,本文分別從股權(quán)結(jié)構(gòu)和高層治理兩個維度衡量非國有股東治理。具體方法為:從股權(quán)結(jié)構(gòu)角度本文選用前十大股東中所有非國有股東持股比例之和(Non1)衡量;從高層治理角度本文選用非國有股東委派董事比例(Non2)衡量。

(3)中介變量。企業(yè)社會責(zé)任(CSR)。借鑒以往學(xué)者的研究方法[10]109-127,本文選取和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任評分衡量國有企業(yè)社會責(zé)任履行情況,和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任總體評分越高,表明企業(yè)履行社會責(zé)任情況越好。

(4)控制變量。參考已有研究,本文從企業(yè)特征、管理層兩個層面選取控制變量。選取企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、盈利能力(Roa)、企業(yè)年齡(Firmage)、股權(quán)集中度(Top1)、托賓Q值(TobinQ)等6個變量代表企業(yè)特征,從管理層層面選擇了獨(dú)立董事比例(Indep)、是否兩職合一(dual)2個變量。本文還加入了年度(Year)控制時(shí)間差異性,行業(yè)(Ind)虛擬變量控制行業(yè)異質(zhì)性。主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

3.2 模型設(shè)計(jì)

3.2.1 基準(zhǔn)線性回歸模型

為探究非國有股東參與治理對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響,建立回歸模型(2):

TFP_opit=α0+α1Nonsoeit+α2Sizeit+α3Levit+α4Roait+α5Firmageit+α6Top1it+α7TobinQit+α8Indepit+α9Dualit+∑Year+∑Ind+εit

(2)

其中,被解釋變量為國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_op),解釋變量Nonsoe表示非國有股東參與治理,在基準(zhǔn)線性回歸模型中,若Nonsoe的系數(shù)α1為正,則表明 “非國有股東參與治理”提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.2.2 中介效應(yīng)模型

此外,為檢驗(yàn)假設(shè)H2、假設(shè)H3,本文在參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上擬用如下中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn),見(3)式:

CSRit=β0+β1Nonsoeit+β2Sizeit+β3Levit+β4Roait+β5Firmageit+β6Top1it+β7TobinQit+β8Indepit+β9Dualit+∑Year+∑Ind+εit

(3)

TFP_opit=β0+β1Nonsoeit+β2CSRit+β3Sizeit+β4Levit+β5Roait+β6Firmageit+β7Top1it+β8TobinQit+β9Indepit+β10Dualit+∑Year+∑Ind+εit

(4)

式(3)、(4)為檢驗(yàn)中介作用的回歸模型,以此回歸結(jié)果驗(yàn)證假設(shè)H2、假設(shè)H3。其中用CSR表示企業(yè)社會責(zé)任履行,即和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任履行得分。

若式(3)中β1顯著,且式(4) 中β1、β2顯著,則為部分中介效應(yīng);若式(3)中β1顯著,而式(4)中β2顯著、β1不顯著,則為完全中介效應(yīng)。

4 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2展示了變量的標(biāo)準(zhǔn)差,中位數(shù)、平均數(shù)和最大最小值。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。其中被解釋變量全要素生產(chǎn)率(TFP_op)的最大值為10.394,最小值為2.403,極差較大,表明我國國企之間的高質(zhì)量發(fā)展水平存在較大差距,標(biāo)準(zhǔn)差為0.948表明不同國有企業(yè)之間的高質(zhì)量發(fā)展水平基本符合正態(tài)分布,但發(fā)展水平高低參差不齊。非國有股東參與治理的效果可以從股權(quán)治理和高層治理兩個角度進(jìn)行衡量,從股權(quán)治理角度,我們選取了非國有股東持股比例(Non1)作為變量,統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,其均值為9.6%,中位數(shù)為7.1%,這表明非國有股東持股比例依然較低。從高層治理角度,我們選取了非國有股東委派董事比例(Non2)作為變量,統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,其平均值為2.9%,遠(yuǎn)低于非國有股東持股比例(Non1)的平均值9.6%,這可能是由于部分國有企業(yè)內(nèi)部存在“同股不同權(quán)”的現(xiàn)象。關(guān)于和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任履行得分(CSR)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果也顯示,其最小值為-15,最大值為30,標(biāo)準(zhǔn)差為4.107,這表明不同國有企業(yè)之間的社會責(zé)任履行情況存在較大差異。其余控制變量企業(yè)規(guī)模(Size),資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、盈利能力(Roa)、企業(yè)年齡(Firmage)、第一大股東持股比例(Top1)、托賓Q值(TobinQ)、獨(dú)立董事比例(Indep)、兩職合一(Dual)分布情況與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本保持一致。

4.2 相關(guān)性分析

為了確定各數(shù)據(jù)間能否進(jìn)行回歸分析,本文對被解釋變量、解釋變量和中介變量先進(jìn)行了相關(guān)性分析,相關(guān)性分析見表3。

表3 主要變量相關(guān)性分析

通過表3可以發(fā)現(xiàn),非國有股東持股比例(Non1)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_op)的相關(guān)系數(shù)為正,且非國有股東委派董事比例(Non2)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_op)的相關(guān)系數(shù)也為正,并且在1%的水平上顯著,可以初步驗(yàn)證假設(shè)假設(shè)H1。還可以觀察到企業(yè)社會責(zé)任履行分別與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_op)、非國有股東持股比例(Non)及非國有股東委派董事比例(Non2)的相關(guān)系數(shù)為正,且在1%的水平上顯著,初步驗(yàn)證了假設(shè)H2及假設(shè)H3。

4.3 基準(zhǔn)模型回歸分析

為驗(yàn)證假設(shè)H1,本文進(jìn)行了如下回歸分析。

表4列示了本文的基本回歸結(jié)果,其中回歸(1)報(bào)告了從股權(quán)治理角度非國有股東參與治理對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響結(jié)果。結(jié)果顯示,非國有股東持股比例(Non1)的回歸系數(shù)顯著為正值。回歸(2)在回歸(1)的基礎(chǔ)上加入了從企業(yè)特征及管理層兩個層面選取的控制變量, 并且增加了年份和行業(yè)控制變量,加入控制變量后adj.R2有所上升,證明了模型設(shè)計(jì)的合理性。回歸結(jié)果表明,非國有股東參與治理顯著提升國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

表4 主效應(yīng)回歸結(jié)果

回歸(3)的結(jié)果報(bào)告了從高層治理角度非國有股東參與國有企業(yè)治理對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響結(jié)果,結(jié)果顯示非國有股東持股比例回歸系數(shù)顯著為正值,回歸(4)中非國有股東委派董事比例的回歸系數(shù)在回歸(3)的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)特征、管理層、行業(yè)及年份控制變量之后依舊顯著為正,表明從高層治理角度非國有股東參與國有企業(yè)治理顯著提升了國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平,并且加入控制變量之后回歸(4)的adj.R2顯著提升,表明增加了控制變量的回歸模型更為合理。

從控制變量回歸的角度來說,回歸(3)和回歸(4)中,企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、盈利能力(Roa)、企業(yè)年齡(Firmage)的回歸結(jié)果顯著為正。這表明企業(yè)規(guī)模越大,其籌資能力越強(qiáng),盈利能力越強(qiáng)。另外,企業(yè)年齡越大,企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量水平越高。

4.4 中介效應(yīng)分析

為了驗(yàn)證假設(shè)H2及假設(shè)H3,本文采用模型(2)、模型(3)、模型(4)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。股權(quán)治理角度中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果見表5,高層治理角度中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果見表6。

表5 股權(quán)治理角度中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表6 高層治理角度中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

為了驗(yàn)證假設(shè)H2、H3,本文通過依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。表5回歸(1)中非國有股東持股比例(Non1)與TFP_op顯著正相關(guān),表5回歸(2)中非國有股東持股比例(Non1)與CSR在1%的顯著性水平上正相關(guān),這表明非國有股東通過股權(quán)治理可以促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任,同時(shí)從表5回歸(3)的結(jié)果可以看出,模型(4)中企業(yè)社會責(zé)任(CSR)的系數(shù)顯著為正且非國有股東持股比例(Non1)的系數(shù)依然有較強(qiáng)的顯著性,這表明從股權(quán)治理角度非國有股東通過促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任提升了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

表6的回歸結(jié)果顯示,回歸(1)中非國有股東委派董事比例(Non2)與TFP_op顯著正相關(guān),同樣,回歸(2)中非國有股東委派董事比例(Non2)與CSR顯著正相關(guān),這表明非國有股東通過高層治理可以促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任,并且回歸(3)中的企業(yè)社會責(zé)任(CSR)系數(shù)顯著為正,并且非國有股東委派董事比例(Non2)也有較強(qiáng)的顯著性,這表明從高層治理角度非國有股東通過促進(jìn)企業(yè)履行社會責(zé)任提升了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

表5與表6的回歸結(jié)果均顯示非國有股東參與治理可以加強(qiáng)國有企業(yè)社會責(zé)任履行,進(jìn)而促進(jìn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為排除其他因素影響,檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文嘗試將被解釋變量的測算方法由OP法轉(zhuǎn)變?yōu)長P法,將TFP_lp代入模型(2)、(4)重新回歸,結(jié)果顯示主要變量的回歸系數(shù)方向和顯著性均與前文基本一致,也就是在考慮全要素生產(chǎn)率不同測算方法的潛在影響后,非國有股東持股比例(Non1)與非國有股東委派董事比例(Non2)的回歸系數(shù)依然顯著為正,國有企業(yè)社會責(zé)任履行(CSR)的中介效應(yīng)依舊存在。

5 結(jié)論與討論

通過本文的實(shí)證研究,得到以下結(jié)論:(1)非國有股東參與治理可以提升國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平;(2)非國有股東參與治理促進(jìn)了國有企業(yè)社會責(zé)任履行;(3)非國有股東通過促進(jìn)國有企業(yè)履行社會責(zé)任來提升國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。本文還通過更換被解釋變量的測量方法,將采用OP方法測算的被解釋變量換成采用LP方法測算的全要素生產(chǎn)率,結(jié)果依然驗(yàn)證了本文所提出的假設(shè)。

針對上述分析結(jié)果,筆者提出以下建議:首先,國有企業(yè)在引進(jìn)非國有資本的同時(shí)引入非國有董事,要堅(jiān)持非國有股東參與國有企業(yè)治理,以“混”促“改”,督促國有企業(yè)建立健全管理者的激勵與監(jiān)督機(jī)制,提升企業(yè)價(jià)值并且增強(qiáng)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。其次,企業(yè)履行社會責(zé)任可以增強(qiáng)企業(yè)的競爭力、創(chuàng)新力及抗風(fēng)險(xiǎn)能力,因此企業(yè)應(yīng)該積極履行對股東、員工、客戶和供貨商、環(huán)境及社會的社會責(zé)任,在此過程中,應(yīng)不斷提高企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量,改善企業(yè)工作環(huán)境,激發(fā)員工工作熱情,關(guān)注污水處理、節(jié)能減排等環(huán)境問題,提升企業(yè)經(jīng)營管理能力,進(jìn)而促使企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

此外,在進(jìn)一步研究國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展時(shí),可以采用多指標(biāo)構(gòu)成的指標(biāo)體系進(jìn)行研究,以便更加全面地度量國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平。關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任履行,可以從自利性社會責(zé)任履行和戰(zhàn)略型社會責(zé)任履行兩個角度進(jìn)行下一步研究。