非國有股東參與治理降低了國企對大供應商的依賴嗎?

汪玉蘭,劉芝一

(上海對外經(jīng)貿大學 會計學院,上海 201620)

一、 引言

黨的二十大報告指出,要深化國資國企改革,提高國企核心競爭力,完善中國特色國有企業(yè)現(xiàn)代公司治理,發(fā)揮國企在高質量發(fā)展過程中的排頭兵作用?；旌纤兄聘母?以下簡稱“混改”)作為中央實施做優(yōu)做強國企的重大戰(zhàn)略部署,其核心內容是在國企中建立現(xiàn)代企業(yè)制度、增強國有企業(yè)活力?；旄哪軌蛴行Ц纳茋蟠嬖诘乃姓呷蔽?、內部人控制和半政半企等制度缺陷,完善國企公司治理機制,提高國企經(jīng)營效率和市場競爭力。而多元化的供應鏈結構是決定企業(yè)在VUCA時代(不穩(wěn)定、不確定、復雜、模糊)能否取得持久競爭優(yōu)勢的關鍵因素。十三屆全國人大四次會議審查通過的《2035年遠景目標綱要》明確指出,“推動產業(yè)鏈供應鏈多元化,分行業(yè)做好供應鏈戰(zhàn)略設計和精準施策,形成具有更高創(chuàng)新力、更高附加值、更安全可靠的產業(yè)鏈供應鏈”。

從監(jiān)管層面看,美國財務會計準則公告(SFAS)第14號要求公司報告銷售占比超過10%的所有供應商。2021年,我國證監(jiān)會發(fā)布《公開發(fā)行證券的公司信息披露內容與格式準則第2號》,其中第二十五條明確指出,公司應當披露主要采購供應商的情況,匯總披露公司向前五名供應商采購額占年度采購總額的比例。另外,如果企業(yè)存在單個供應商采購占比超過50%、有跡象表明企業(yè)嚴重依賴少數(shù)大供應商等情況,應強制要求公司披露供應商名稱和采購額。盡管國內外針對大供應商制定的披露規(guī)則有所不同,但都對主要供應商集中問題給予了重點關注。例如,2022年相繼有金河生物(002688)、青云科技(688316)、紫天科技(300280)、泰達股份(000652)、華陽變速(839946)和珈偉新能(300317)等上市公司分別收到深交所、上交所年報問詢函,內容主要涉及補充前五大供應商基本信息、主要供應商發(fā)生重大變化的具體情況和原因以及是否對主要供應商存在重大依賴等問題的解釋說明。

從實踐層面看,我國國有上市公司2008—2019年前五大供應商采購占比情況中,69.97%的國企對供應商依賴度超過了20%,21.47%的國企對供應商依賴度達到了50%。由此可見,國企普遍存在著供應商依賴度較高的現(xiàn)象。從短期來看,我國經(jīng)濟仍處于轉型階段,為應對外部制度不完善、法律體系不健全等問題,企業(yè)傾向于建立自身供應鏈關系網(wǎng)絡,提高與主要供應商的依賴度,這有助于實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟,提高企業(yè)的生產和交付效率。但從長期來看,企業(yè)業(yè)務過度依賴于少數(shù)大供應商會因承擔特定關系投資而導致更高的財務困境成本[1]。供應商依賴度過高會導致企業(yè)議價能力下降,迫使企業(yè)在原料采購成本、信用期等方面作出讓步[2-3]。另外,供應商經(jīng)營風險的提高同樣會給企業(yè)的生產經(jīng)營帶來不穩(wěn)定風險[4],進而導致企業(yè)生產中斷,降低企業(yè)盈余的持續(xù)性[5]。尤其是在當前經(jīng)濟不確定性持續(xù)攀升、中美貿易摩擦引致逆全球化浪潮的環(huán)境下,更容易出現(xiàn)全球供應鏈斷裂危機,這些都加劇了企業(yè)過度依賴大供應商的風險。因此,為了確保供應鏈的完整與安全,企業(yè)需要優(yōu)化供應商結構布局,降低對大供應商的過度依賴,進而強化自身風險抵御能力。

基于上述分析,本文在混改背景下考察非國有股東參與國企治理對供應商依賴度的影響。本文可能的貢獻有以下幾點。第一,基于混合所有制改革制度背景,從非國有股東參與治理維度考察混改對國企供應商依賴度的影響,進而豐富國企混改經(jīng)濟后果方面的研究。第二,已有研究大多關注供應鏈端供應商集中度所引致的經(jīng)濟后果,本文從非國有股東參與治理視角出發(fā),對供應商依賴度影響因素進行研究,進而對相關方面的研究作出一定的補充。同時,本文從企業(yè)市場競爭力視角對非國有股東參與治理如何影響國企供應商依賴度進行路徑檢驗,進而為混改與供應商依賴度之間的影響機制提供經(jīng)驗證據(jù)。第三,本文的研究結論既為監(jiān)管部門重視企業(yè)供應商依賴度問題提供經(jīng)驗證據(jù),同時也為混改在服務國企供應鏈優(yōu)化方面提供實踐層面的參考,進而為支持國企混改提供理論支持。

二、 理論分析與研究假設

一直以來,資本市場中有關企業(yè)與供應商之間發(fā)生違規(guī)關聯(lián)交易的現(xiàn)象屢見不鮮,監(jiān)管部門對這一現(xiàn)象保持著較高的警惕和關注。國企長期存在的“所有者缺位”和“內部人控制”等問題[6],加劇了其委托代理問題[7]。在缺乏有效監(jiān)督和激勵機制下,嚴重的代理問題可能導致國企管理層從事?lián)p害公司利益的關聯(lián)交易行為,降低國企管理層積極尋找新供應商、優(yōu)化供應商結構的積極性?；旄牡暮诵哪繕酥痪褪峭晟茋笾卫頇C制,而公司治理的完善能夠有效緩解國企存在的委托代理問題,減少國企管理層的關聯(lián)交易行為,進而可能對國企大供應商過度依賴問題發(fā)揮積極的治理效應。因此,本部分試圖基于委托代理理論和信息不對稱理論對非國有股東參與治理與國企大供應商依賴之間的關系進行分析。

首先,基于委托代理理論,相比非國企,國企存在更為嚴重的代理問題[7]。一方面,國企產權虛置使其存在“所有者缺位”、“內部人控制”等缺陷,難以實現(xiàn)對國企經(jīng)理人的充分激勵和監(jiān)督。這會導致經(jīng)理人為了實現(xiàn)個人私利而從事?lián)p害國企價值增長的行為,在供應商選擇方面更愿意通過關聯(lián)交易選擇與其存在關聯(lián)關系的企業(yè)。混改后,國企引入的非國有股東有助于完善國企的監(jiān)督和激勵機制[8],“逐利”的民營資本有動機通過選派職業(yè)經(jīng)理人、委派高管等方式加強對國企經(jīng)理和大股東的監(jiān)督,完善國企治理機制和運營機制,實現(xiàn)“所有者到位”,有效緩解國企存在的委托代理問題。非國有股東通過委派董事參與國企公司治理,可以有效監(jiān)督并確保國有企業(yè)業(yè)務運行過程的規(guī)范性、透明性和公平性,及時識別超出關聯(lián)方關系的重大交易行為和管理者的道德風險行為[9]。同時,多元化的產權資本為國有企業(yè)的高管薪酬制度引入市場化因素,提高了國企薪酬業(yè)績敏感度[10],完善國企高管的薪酬激勵機制,充分調動高管整合不同產權資本帶來資源稟賦的積極性,吸引更多優(yōu)質供應商參與合作,達到提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和分散經(jīng)營風險的效果。因此,混改引入的非國有資本可以通過完善監(jiān)督和激勵機制的方式,加強對國企與供應商關聯(lián)交易的監(jiān)控,防范化解企業(yè)經(jīng)營風險,吸引更多潛在的供應商,持續(xù)優(yōu)化供應商結構布局,降低國企對主要供應商的依賴,分散企業(yè)經(jīng)營風險。另一方面,在我國國有上市公司中,國有股東往往持有較高的股權比例,掌握公司經(jīng)營決策的控制權[11],且國企高管的選拔和選派一般是由國資委和各級政府直接負責,這種定期考核和晉升錦標賽的模式強化了國企的政治屬性,比如,承擔當?shù)鼐蜆I(yè)穩(wěn)定、保障養(yǎng)老及當?shù)亟?jīng)濟建設等政策性目標,獲得政府擔保下的預算軟約束[12]。但政策性負擔可能會損害國企經(jīng)濟效率、降低國企產品的市場競爭力[13]。在外部環(huán)境不確定的情況下,提高企業(yè)的核心競爭力、開拓市場份額面臨較大的經(jīng)營風險,國企傾向于在政府的干預下建立穩(wěn)定的供應商商業(yè)關系,其主要目標是要保證當?shù)亟?jīng)濟的平穩(wěn)發(fā)展。國企高管對風險的規(guī)避,降低了其積極尋找新的供應商的動機。而混改能夠在一定程度上減輕國企承擔的社會責任,“拉郎配”式的政府擔保力度下降,這迫使國企高管提高市場競爭意識。市場化運營機制的引入能夠強化國企通過優(yōu)化供應商結構布局降低經(jīng)營風險的動機,優(yōu)質的供應商群體參與商業(yè)合作能夠在一定程度上降低國企對主要大供應商的依賴。另外,混改弱化了國企的政治屬性,放大了國企的自主經(jīng)營權,這種盈虧自負的商業(yè)模式能夠提高國企高管對于供應商中斷風險的關注。為防范對大供應商依賴造成的供應鏈中斷風險,進而影響企業(yè)生產經(jīng)營活動,國企會利用民營資本帶來的人力資源和技術資源,提高企業(yè)的核心競爭力、擴展市場份額,進而優(yōu)化供應鏈結構布局。在選擇供應商時有更多的選擇權和決策權,尋求更多優(yōu)質的供應商參與商業(yè)交易,有效降低企業(yè)的經(jīng)營風險,提高抵御風險的能力。

其次,基于信息不對稱理論,信息搜尋成本是影響企業(yè)供應商選擇的關鍵因素[14],高質量的信息披露能夠顯著降低企業(yè)的信息搜尋成本,進而影響企業(yè)對主要供應商的依賴度。楊志強等認為,供應鏈是一個集成系統(tǒng),如果終端的信息披露水平和質量有所提升,則中間商與其之間供需波動偏離度就會得到緩解,即客戶信息披露質量會顯著影響供應商依賴度[15]。相比于非國企,國企信息透明度更低,國企與外部市場之間存在的信息不對稱程度更高。Jensen和Murphy發(fā)現(xiàn),有效的董事會結構可以通過參與治理和積極監(jiān)督的方式提升企業(yè)信息披露質量,降低企業(yè)與外部市場之間的信息不對稱水平[16]?；旄暮?非國有股東通過委派高管參與國企公司治理有利于國企內部控制質量的提升[17],進而提高了國企會計信息質量[18]。非國有股東參與治理可以通過改善國企信息透明度降低股價崩盤風險,進而維持國有資本金融穩(wěn)定性[19]。非國有股東持股能夠降低國企審計報告時滯,提高國企財務報告披露的及時性[20]。由此可見,非國有股東參與公司治理,可以通過提高國企的財務信息披露質量的方式,有效緩解國企與市場之間的信息不對稱,幫助潛在優(yōu)質供應商加強對國企采購業(yè)務、采購需求和采購質量等方面的了解,進而有利于國企實現(xiàn)對新商業(yè)關系的開拓與更新,選擇與更多優(yōu)質的供應商建立商業(yè)往來,以充分應對市場波動和經(jīng)營風險。

綜上所述,非國有股東的逐利天性使其有強烈動機監(jiān)督和激勵國企高管,完善國企公司治理機制,實現(xiàn)“所有者到位”,進而加強對國企生產經(jīng)營活動的監(jiān)督,降低國企高管與關聯(lián)供應商發(fā)生違規(guī)交易的可能性,維護商品市場的公平有效。同時,非國有股東通過委派高管的方式可以切實參與企業(yè)經(jīng)營管理的重大決策中,進而有效降低企業(yè)與市場之間的信息不對稱,減少建立商業(yè)關系的信息搜尋成本。另外,在失去部分政府隱性擔保的情況下,能夠提高國有企業(yè)的市場競爭意識,促使其通過吸引更多潛在供應商的方式優(yōu)化供應商結構布局。據(jù)此,本文提出以下研究假設:

假設H:在其他條件一定的情況下,非國有股東參與國企治理的程度越高,國企對大供應商的依賴度越低。

三、 研究設計

(一) 數(shù)據(jù)來源及處理

考慮到我國2007年開始實施新的企業(yè)會計準則,同時資本市場開始進行股權分置改革,因此,本文選取2008—2019年滬深A股國有上市公司為初始樣本,并作如下篩選:(1)剔除金融類上市公司樣本;(2)剔除ST、*ST和PT類上市公司樣本;(3)剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到6850個公司-年度觀測值。本文所有財務數(shù)據(jù)均來源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫。為排除極端值干擾,本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量

供應商依賴度(SUP)。本文參考Campello等和陳西嬋等的研究[21-22],采用國有上市公司年報中披露的前五大供應商的總采購額占全部采購額的比例對供應商依賴度變量進行度量。

2. 解釋變量

(1) 非國有股東持股比例(SHR_NONSOE)。本文借鑒楊興全和尹興強的研究,以前十大股東中非國有股持股比例之和占全部股權數(shù)量比例進行度量[23]。

(2) 非國有股東委派董監(jiān)高比例(DJG_NONSOE)。本文借鑒蔡貴龍等的研究[10],以前十大股東中非國有股東委派董事、監(jiān)事和高管人數(shù)占董事會、監(jiān)事會和高管團隊人數(shù)總和的比例進行度量。

3. 中介變量

企業(yè)市場競爭力(PCM)。本文借鑒陳西嬋和劉星的研究[22],利用勒納指數(shù)度量企業(yè)市場競爭力(PCM),PCM值越大,企業(yè)在行業(yè)內的市場競爭地位越高。

4. 控制變量

本文借鑒Campello等和陳西嬋等的研究[21-22],在回歸模型中控制以下變量:公司規(guī)模(SIZE)、資本結構(LEV)、總資產收益率(ROA)、經(jīng)營活動現(xiàn)金流水平(CFO)、企業(yè)成長性(GROWTH)、企業(yè)年齡(AGE)、兩職合一(DUALITY)、董事會規(guī)模(BOARDSIZE)、獨立董事比例(INDEPENDENT),同時本文還控制了年度和行業(yè)虛擬變量,具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三) 模型構建

借鑒馬新嘯等的研究[24],本文構建以下模型,分別從股權制衡(SHR_NONSOE)和高層治理(DJG_NONSOE)兩個維度檢驗非國有股東參與治理對國企供應商依賴度的影響。

SUPi,t=α0+α1SHR_NONSOEi,t/DJG_NONSOEi,t+CONTROLS+∑YEAR+∑IND+ε

(1)

四、 實證檢驗與分析

(一) 描述性統(tǒng)計

本文對主要變量作了描述性統(tǒng)計。其中,被解釋變量供應商依賴度(SUP)指標的均值為0.343,其P25值和P75值分別為0.178、0.467,說明不同企業(yè)對主要供應商依賴程度存在顯著差別,且部分企業(yè)對主要供應商的依賴性過高。從股權結構層面來看,股權深入度(SHR_NONSOE)指標的均值為0.127,最大值和最小值分別為0.681、0.006,表明前十大股東中非國有股東持股比例均值達12.7%,但不同國企的混改深入度有顯著差別。從非國有股東參與治理指標看,非國有股東委派董監(jiān)高(DJG_NONSOE)指標均值為0.031,其P75值為0,表明非國有股東委派董監(jiān)高人數(shù)的比例為3%,與非國有股東持股比例均值(12.7%)相比存在較大差距,說明混改國企的“同股不同權”問題較為突出。限于篇幅,變量描述性統(tǒng)計結果未列出,留存?zhèn)渌鳌?/p>

(二) 基本回歸結果分析

表2報告了非國有股東股權結構和參與治理與供應商依賴度關系的回歸結果。其中,列(1)非國有股東持股(SHR_NONSOE)對企業(yè)供應商依賴度(SUP)的影響并不顯著,原因可能在于在非國有股東僅持股國企,未委派高管深入?yún)⑴c國企治理的情況下,其在企業(yè)重大決策中缺乏話語權,無法發(fā)揮非國有股東的治理作用。而從參與治理指標來看,列(2)中非國有股東委派董監(jiān)高比例(DJG_NONSOE)指標在1%的水平上顯著為負,假設H成立,表明非國有股東可以通過參與董事會表決或委派高管參與國企公司經(jīng)營管理的方式,強化企業(yè)供應鏈水平的建設,進而降低國企對主要供應商的依賴。為了保證回歸結果的可靠性,本文進一步設置是否委派高管啞變量(DJG_NONSOE_DUMMY),研究非國有股東參與治理對國企供應商依賴度的影響。具體回歸結果見表2列(3),結果顯示,非國有股東向國企委派高管能夠顯著降低國企對大供應商的依賴度,從而進一步有效驗證了本文假設。

表2 非國有股東治理與供應商依賴度

五、 進一步研究

考慮到國企混改可能存在的橫截面差異,進而導致非國有股東的治理效應存在差異。本部分主要從國企的行政層級、規(guī)模、成長性以及數(shù)字化發(fā)展程度四個角度出發(fā),考察非國有股東參與治理對不同特征國企供應商依賴度是否存在異質性影響。

(一) 區(qū)分國有企業(yè)所屬行政層級

國企自身行政層級不同,可能會影響非國有股東的治理效應。中央企業(yè)具有規(guī)模大、經(jīng)營業(yè)務復雜等諸多特性,且通常由中央政府直接管理,非國有股東難以獲得實質性的管理決策權。而且中央企業(yè)往往在行業(yè)中占據(jù)龍頭地位,因此其在供應商選擇方面具有較強的議價能力,可供選擇供應商范圍更多,對單個大供應商的依賴度可能并不高。因此,本文按照國企所屬行政層級不同將國有企業(yè)分為中央企業(yè)和地方國企,檢驗其對非國有股東參與治理和國企供應商依賴度影響的差異。具體回歸結果見表3列(1)和列(2)。其中,在中央企業(yè)中,DJG_NONSOE的系數(shù)并不顯著,而在地方國企中,DJG_NONSOE的系數(shù)顯著為負。這可能是因為中央企業(yè)相對地方國企在資本、人力及供應商選擇等方面占據(jù)絕對優(yōu)勢,非國有股東對央企治理水平的提升空間較小[25],因此非國有股東參與治理對中央企業(yè)供應商依賴度的降低效應并不明顯。

表3 公司特征分組回歸結果(一)

(二) 區(qū)分國有企業(yè)規(guī)模

考慮到國企混改過程中可能存在“抓大放小”的現(xiàn)象,本文區(qū)分不同規(guī)模國企進行檢驗。具體來講,本文對樣本內國企按照規(guī)模的年度行業(yè)中位數(shù)分為兩組重新進行回歸。具體結果見表4列(3)和列(4)。其中,在大規(guī)模國企中,非國有股東委派董監(jiān)高(DJG_NONSOE)的系數(shù)并不顯著,但在小規(guī)模國企中,其系數(shù)均在1%的水平上顯著為負,說明非國有股東參與治理對國企供應商依賴度的降低效應主要體現(xiàn)在小規(guī)模國企中。這可能是因為大規(guī)模國企經(jīng)營范圍廣、子公司數(shù)目眾多,在供應商的選擇方面具有更多的選擇權和優(yōu)勢,其供應商依賴度并不明顯。因此,非國有股東參與治理對大規(guī)模國企供應商依賴度的影響并不顯著。

表4 公司特征分組回歸結果(二)

(三) 區(qū)分國有企業(yè)成長性

考慮到不同成長性國企在市場中具有的競爭力不同,成長性越高的國企,其在產品市場中的市場競爭力可能更強,在供應商選擇方面的話語權越高,其對大供應商的依賴度較低。而成長性較低的企業(yè),往往面臨的市場競爭壓力大,競爭力較弱,其在供應商選擇方面存在的議價能力較低,對大供應商的依賴度可能更高。因此,本文對樣本國企按照成長性的年度行業(yè)中位數(shù)分為成長性高與成長性低兩組進行回歸檢驗。表4列(2)結果顯示,非國有股東委派董監(jiān)高(DJG_NONSOE)的系數(shù)顯著為負,說明非國有股東參與治理對國企供應商依賴度的降低效應主要體現(xiàn)在成長性較低的國企中。這可能是因為成長性較高的國企面臨的市場機遇更多,可供選擇的供應商數(shù)量也更多。因此,非國有股東參與治理對其供應商的依賴度影響并不明顯。

(四) 區(qū)分國有企業(yè)數(shù)字化發(fā)展程度

考慮到國企之間的數(shù)字化發(fā)展水平存在較大差異,數(shù)字化發(fā)展水平較高的企業(yè),其可以通過降低供應鏈上信息處理、傳遞和搜尋的成本進而創(chuàng)造信息優(yōu)勢,提高對供應商信息識別和篩選的速度并擴大對供應商選擇的范圍,以便迅速響應市場需求的重大波動,實現(xiàn)重構并優(yōu)化的企業(yè)供應鏈布局[26]。而數(shù)字化發(fā)展程度較低的企業(yè)在供應鏈的布局優(yōu)化上存在高成本和低效率的明顯劣勢。因此,對于數(shù)字化發(fā)展程度不同的國有企業(yè),非國有股東參與治理對供應商依賴度的影響可能存在一定差異?；谝陨戏治?借鑒吳非等的研究構造數(shù)字化轉型指標[27],進一步對樣本按照數(shù)字化發(fā)展程度的年度行業(yè)均值分為數(shù)字化發(fā)展程度高和數(shù)字化發(fā)展程度低兩組,分別進行分組回歸檢驗。表4列(4)DJG_NONSOE的系數(shù)顯著為負,說明針對數(shù)字化發(fā)展程度較低的國企,非國有股東有更強的動機和意愿加強對企業(yè)的經(jīng)營管理,進一步優(yōu)化供應鏈布局,強化企業(yè)供應鏈韌性。

六、 機制檢驗

前文的實證檢驗結果表明,混改過程中非國有股東僅僅持有國企股權并不能降低國企對大供應商的依賴度,但非國有股東參與治理能夠顯著降低國企對大供應商的依賴度。有關非國有股東參與治理為何能夠降低國企對大供應商的依賴,本部分試圖從公司市場競爭能力的視角進行分析。混改在實現(xiàn)政府放權的同時,也提高了國企的市場競爭意識,市場競爭能力越強的公司具有越高的議價能力。王迪等研究指出市場競爭地位高的企業(yè)可以在交易談判中有力掌握主動權,有助于搶占更大的市場空間,擴大對供應商選擇的范圍[28]。非國有股東具有天然的“逐利性”動機,根據(jù)資源依賴理論,非國有股東通過推薦并委派專業(yè)人員進入高管團隊參與公司治理,不僅可以有效監(jiān)督并確保國有企業(yè)業(yè)務運行過程的規(guī)范性、透明性和公平性,完善國企的治理機制和運營機制,強化企業(yè)的市場競爭屬性,還可以通過民營資本帶來的人力資源和技術資源優(yōu)勢,強化企業(yè)的核心競爭力,進而提高企業(yè)的市場競爭力和議價能力,吸引更多優(yōu)質供應商參與合作。因此,非國有股東可以通過提高企業(yè)競爭力和議價能力,擴大對供應商的選擇范圍,進一步降低對大供應商的依賴,實現(xiàn)供應鏈結構布局的優(yōu)化以充分應對市場波動和經(jīng)營風險。

基于以上分析,本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的中介效應模型[29],以企業(yè)市場競爭力為中介變量,構建下述模型(2)和模型(3)檢驗非國有股東參與治理對國企大供應商依賴度的具體影響路徑。

PCMi,t=β0+β1DJG_NONSOEi,t+CONTROLS+∑YEAR+∑IND+ε

(2)

SUPi,t=β0+β1DJG_NONSOEi,t+β2PCMi,t+CONTROLS+∑YEAR+∑IND+ε

表5報告了非國有股東參與治理的機制檢驗結果。其中,列(1)報告了模型(2)的回歸結果,DJG_NONSOE的系數(shù)顯著為正,表明非國有股東委派董監(jiān)高參與國企治理有助于提高企業(yè)的市場競爭力。列(2)為模型(3)的回歸結果,DJG_NONSOE的系數(shù)顯著為負,表明非國有股東委派高管參與國企治理可以通過提高企業(yè)市場競爭力(PCM)降低對大供應商的依賴,回歸結果支持了企業(yè)市場競爭力的中介檢驗。

表5 非國有股東參與治理影響供應商集中度的機制檢驗

七、 穩(wěn)健性檢驗

(一) 變更被解釋變量衡量方式

參考Kale和Shahrur對供應商依賴度的定義[30],本文在穩(wěn)健性檢驗中采用前五大供應商采購占比的赫芬達爾指數(shù)(SUPHHI),即構造前五大供應商各自采購占比的平方和指標重新進行回歸,結果列于表6列(1),回歸結果與前文結論保持一致,說明本文的研究結論不受變量度量方法的干擾。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

(二) 變更國企混改變量衡量方式

參考蔡貴龍等對混改國企非國有股東參與治理的變量定義[10],本文采用前十大股東中非國有股東委派董事人數(shù)占董事會總人數(shù)(D_NONSOE)指標重新進行回歸。結果見表6列(2),回歸結果與前文結論基本一致。

(三) 解釋變量滯后一期

考慮到混改對供應商依賴度的影響可能存在一定的滯后性,因此本文采用非國有股東委派董監(jiān)高指標的滯后一期(L_DJG_NONSOE)作為解釋變量重新進行回歸,結果見表6列(3)。結果顯示,混改滯后一期變量與供應商集中度仍然顯著負相關,說明本文研究結論不受滯后期變量的影響。

(四) 僅對制造業(yè)進行回歸

考慮到制造業(yè)企業(yè)對供應鏈體系依賴的特征最為明顯[31],本文選取制造業(yè)企業(yè)樣本重新進行回歸,表6中列(4)結果顯示,回歸結果與主回歸結果仍然一致,進而有效驗證了前文結論的有效性。

(五) 控制公司固定效應

參考陳良銀等的研究[32],本文在回歸中控制公司固定效應,進一步緩解內生性問題?；貧w結果見表6列(5),DJG_NONSOE的系數(shù)在1%的水平上顯著為負,表明在控制公司層面未觀測因素對供應商依賴度的影響后,本文結論依然顯著成立。

(六) 工具變量法

考慮到國企混改與供應商依賴度之間可能存在反向因果的內生性問題,本文進一步采用工具變量法。蔡貴龍等認為在國企中普遍存在政府干預與控制等問題,政府的放權意愿顯著影響轄區(qū)內國企混改的力度和效果,政府放權意愿越高,越有利于加快推進國企混改進程[10]。因此,本文借鑒Fan等的研究[33],使用主成分分析法對地方政府財政盈余、地區(qū)失業(yè)率、地區(qū)政府支出水平和地區(qū)市場化指數(shù)四個指標進行提取,構造政府放權意愿(FQ)的綜合指標,作為國企混合所有制改革的工具變量進行二階段回歸。工具變量FQ的結果見表6列(6),其系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明此工具變量可以有效替代混改指標;第二階段回歸結果見表6列(7),非國有股東委派董監(jiān)高(DJG_NONSOE)與供應商依賴度(SUP)依舊顯著負相關,即在控制內生性后本文結論依然成立。

(七) 混改試點

借鑒陳良銀等的研究[32],本文針對國資委公布的混合所有制改革試點企業(yè)進行分析,進一步緩解本文可能存在的內生性問題。首先,將當年被選入混改試點的企業(yè)作為處理組,定義事件發(fā)生當年Treat變量為1,其余為備選控制組,控制組公司Treat取值為0。然后,采用PSM方法從未被選為試點的國有企業(yè)備選控制組中為每一處理組公司匹配7個樣本,并且定義Post變量在被選入混改試點之后的年份取值為1,否則為0。Treat×Post的回歸系數(shù)反映國企被選入混改試點前后對供應商依賴度的變化。回歸結果見表6列(8),Treat×Post的系數(shù)顯著為負,表明被選為混改試點的國有企業(yè),對大供應商的依賴度發(fā)生顯著降低,進一步驗證了本文的研究結論。

八、 結論性評述

立足于經(jīng)濟高質量發(fā)展,為發(fā)揮國有企業(yè)在促進國家經(jīng)濟高質量發(fā)展中的“排頭兵”作用,深入推進高效率、高質量混合所有制改革依然需要加以重視。對混合所有制改革如何服務國企高質量發(fā)展進行理論研究也顯得必要且重要。本文利用2008—2019年滬深A股國有上市公司披露的主要供應商數(shù)據(jù),結合混合所有制改革制度背景,考察非國有股東委派高管參與治理對國企供應商依賴度的影響。結果發(fā)現(xiàn),非國有股東參與國企治理能夠顯著優(yōu)化國企供應商結構,降低對主要供應商的依賴。但非國有股東僅僅持股并不能發(fā)揮治理效應。進一步研究發(fā)現(xiàn),非國有股東參與治理對國企供應商依賴度的治理效應主要體現(xiàn)在規(guī)模小、成長性低、數(shù)字化發(fā)展程度低以及地方政府控制的國企中。機制檢驗結果顯示,非國有股東的參與治理能夠提升國企的市場競爭力,進而提高其議價能力,降低對大供應商的依賴。

本文從供應鏈的視角研究了混合所有制改革經(jīng)濟后果,為非國有資本的引入對大供應商依賴的治理效應提供了經(jīng)驗證據(jù)和重要啟示。第一,持續(xù)推進國企混改走“深”走“實”,即國企混改實現(xiàn)股權融合和股權結構多元化的同時,要切實保障非國有資本“同股同權”等各項權利,積極提名董事、監(jiān)事和委派高管,提高非國有股東的話語權,引導非國有股東參與公司治理,推動國企持續(xù)高質量發(fā)展。第二,提高市場競爭力是企業(yè)贏得供應商資源的重要保障,有助于提高企業(yè)供應鏈韌性和安全水平,非國有股東參與國企治理要注重提高企業(yè)的核心競爭力、積極拓展市場份額、提高企業(yè)的市場議價能力,以降低國企對大供應商依賴所形成的經(jīng)營風險。第三,在持續(xù)推進國企混改的過程中,可以根據(jù)國企發(fā)展的具體情況,有重點地加大非國有股東參與公司治理的力度,即針對公司規(guī)模小、成長性低、數(shù)字化發(fā)展程度低以及地方政府控制的國企,鼓勵更多非國有股東深入?yún)⑴c國企治理,助推企業(yè)供應鏈結構的優(yōu)化與升級,實現(xiàn)國有企業(yè)高質量發(fā)展。