国企“混改”对企业金融资产配置的影响研究

Research on the Impact of “Mixed Ownership Reform” of State-Owned Enterprises on the Allocation of Financial Assets of Enterprises

摘要: 近年来，实体经济“脱实向虚”问题日益严重，大量资金在金融市场“空转”，而相比于其他企业，国企资源配置率更低，所以党中央提出要进行混合所有制改革。文使用样本数据，就国企混合所有制改革对企业金融资产配置的影响，进行实证检验。结果发现，国企混改可以提高企业的金融资产配置效率。通过分析影响机理可知，出于“预防性储蓄”的目的，国企混改主要通过改善公司监督治理和缓解融资约束促进企业⾦融资产配置效率。最后，异质性影响表明，混改后的国企会更加愿意配置流动性较高的金融资产，混改对东部地区的金融资产投资拉动效应更明显，混改后的国企更显著地促进高创新水平企业的金融资产投资。根据理论分析和实证研究结果，本文对国企混改以及金融资产投资提出相关建议。

Abstract: In recent years, the real economy has become increasingly serious, a large amount of funds in the financial market “idling”, and compared with other enterprises, the resource allocation rate of state-owned enterprises is lower, so the Party Central Committee proposed to carry out mixed ownership reform. This paper uses sample data to empirically test the impact of the mixed ownership reform of state-owned enterprises on the allocation of financial assets. The results show that the mixed-ownership reform of state-owned enterprises can improve the efficiency of financial asset allocation. Through the analysis of the impact mechanism, it can be seen that for the purpose of “pre-cautionary savings”, the mixed-ownership reform of state-owned enterprises mainly promotes the efficiency of corporate financial asset allocation by improving corporate supervision and governance and alleviating financing constraints. Finally, the heterogeneous impact shows that the state-owned enterprises after the mixed-ownership reform will be more willing to allocate financial assets with higher liquidity, the pulling effect of the mixed-ownership reform on the financial asset investment in the eastern region is more obvious, and the state-owned enterprises after the mixed-ownership reform will significantly promote the financial asset investment of high-innovation enterprises. Based on the theoretical analysis and empirical research results, this paper puts forward relevant suggestions for the mixed ownership reform of state-owned enterprises and the investment of financial assets.

1. 引言

自改革开放以来，在我国经济不断发展的同时，金融市场也日益繁荣。但与此同时，“脱实向虚”、资金在金融市场“空转”的不利形势也引起了人们广泛关注。据不完全统计，2008~2018年金融资产在中国上市公司中的比重从4.9%上升到7.56%，用来投资于资本市场的资金从12.99%增加到51.98%。对于“脱实向虚”，人们褒贬不一 [1] 。简单来说，脱实向虚主要指，实体经济的企业数量不断减少，虚拟经济的企业数量不断增加，本应属于实体企业的资金、劳动力等各种资源逐步流入虚拟产业，最终会无可避免地造成经济过度膨胀，加剧形成通货膨胀和泡沫经济的风险。实体经济对我国未来发展起着十分重要的作用，经济过度虚拟化会造成市场效率低下以及市场失灵，进一步，会加剧全球系统性风险从而引起金融危机。因此，金融体制改革迫在眉睫。

上世纪90年代，我国已出台国有企业混合所有制改革的相关方案，一直延续至今。学术界大部分认为，国企混改对企业金融资产配置起到了积极作用。不管是从长期还是短期、宏观还是微观来看，国企混改都从不同方面对企业金融资产配置产生了正面影响 [2] 。其中，非国有股东参股可以提高管理层管理水平，完善企业对金融资产的管理，把配置金融资产落到实处，以及平衡金融部门和其他部门的结构问题 [3] 。正如前文所提到，随着管理水平不断提升，再加上非国有资本在完全竞争市场中具有逐利性，企业对金融资产收益率与利润率的敏感性会不断提升。

那么，在国企混改过程中，具体是通过哪些市场机制来传导和发挥其对企业金融资产配置的影响 [4] ？强化融资约束是如何调节企业资产配置行为?目前对于这方面研究还较少，故本文将探索国企混改对企业金融资产配置的影响。

2. 文献综述

2.1. 关于国企混合所有制改革的研究

关于国企混合所有制改革，部分学者从混改的利弊影响展开研究。相关学者发现，国企混改对于我国经济发展是一把双刃剑，在看到它带来绩效的同时，也要注意到它的弊端。除此以外，企业整体风险承担水平与企业利润挂钩，为实现利润最大化还可改善企业技术创新水平，为适应市场化管理水平，国企混改还可以大大提高企业内部控制质量，并且进一步增强企业管理层对绩效考核关注度 [5] 。除此以外，有部分学者认为，简单的“股权多元化”就是混合所有制改革，但事实并非如此。国企混改的关键是，在原来的基础上引入了有一定持股量且有责任心的民营资本，这么做的本质无非是通过民营资本参股来改善公司治理结构。然而，也有部分学者对国企混改颇有微词。有学者认为国企参股在一定程度上，对国企绩效有负面影响，尤其是税负和激励机制等方面恶化了其经营状况 [6] ，因而要对国企的股权多元化改革进行多方面考察。最后，与国企混改必须同时进行的还有市场化改革，为营造公平市场环境添砖加瓦，降低企业市场经营成本。

2.2. 关于企业金融资产配置的研究

20世纪80年代以来，由于实体经济产能过剩，市场需求大幅萎缩，从而加速大量的人力物力财力进入资本市场，从而导致“金融化”出现在实体企业，这一局面正逐步改变着我国的经济运行。根据相关文献可得出，2015年，金融行业对GDP的增加值达到了8.4%，其利润大大超过了处于同一时期的其他行业 [7] 。相反，由于受到产能过剩以及供需不匹配的影响，实体行业利润大幅下降，出现了实体经济与虚拟经济间严重结构性问题。因此，党中央做出大力振兴实体经济的决定。

对于实体企业进行金融资产配置的影响，一直是学术界探讨的核心热点问题，以往学者众说纷纭，意见不一。综合来看，实业部门进行金融资产配置主要有利弊两个方面影响。从正面影响来看，企业进行大规模金融资产投资，能够增强公司可自由支配的现金流量，增强公司变现能力 [8] 。公司利用“平滑效应”、高流动性金融资产、低流动性金融资产，可以将过剩金融资产卖掉，从而降低代理费用，最终缓解财务危机，这就能够减少企业非系统性风险，将其暂且称为“蓄水池”效应(Reservoir Effect)。研究发现，如果从负面层面来看，由于企业把大量资金用于金融领域投资 [9] ，所以无法有足够资金进行内部管理，比如设备折旧要及时更新换代，从而抑制企业整体发展，所以由于企业过度进行金融资产投资，也会给企业带来“挤出”效应(Crowding Out Effect) [10] 。

2.3. 关于国企“混改”对企业发展的影响研究

根据阅读以往文献可知，国企“混改”总体上是能够提高企业效率。通过研究发现，“混改”后，由于引进非国有资本，公司治理水平、经营能力和利润水平得到了明显改善。由于引入更多民间资本，使得非国有股东参股比例不断增大，便形成互相制衡的多元股权结构。除此以外，由于非国有股东受到市场化影响，更加关注利益最大化，所以会更大程度地参与到公司治理 [11] ，从而起到优化公司产权结构的作用，也可以抑制部分程度的掏空行为，以此来减少股东权利垄断情况。在国有资本基础上，吸收部分民营资本，有利于发挥协同效应，避免国有股东“一股独大”现象发生，从而有利于非国有资本对国企监督治理，进而实现“一加一大于二”的监督治理效应 [12] 。总体而言，国内外大多学者对“混改”的作用都趋于一致，“混改”对国企整体发展呈明显积极作用，实现国企和民营企业优势互补，吸收民企优势来弥补国企弱势，促进两者共同发展，实现共赢 [13] 。

3. 数据来源与研究设计

3.1. 数据来源

为了进一步探索国有企业混合所有制改革对企业金融资产配置的影响作用，本文选取2010~2021年沪深A股国有上市公司的面板数据，以其为样本数据来源，进行基准回归、稳健性检验以及异质性检验等。由于部分数据存在较多不足，所以按以下标准对其进行完善与修改。第一，由于金融公司的资产和负债结构与其它公司相比有很大不同，因此将金融类公司排除在外 [14] ；第二，为减少公司经营状况不确定性，所以剔除了ST、ST^*类公司；第三，为了研究结果的真实性与可靠性，删除了财务数据缺失严重的公司；第四，为减少负债状况带来的影响，所以删除了资不抵债的公司；第五，为保证回归结果客观性，减少异常值干预，本文对主要变量进行了缩尾处理 [15] 。除此以外，为了样本数据来源更加可靠，所以使用了两个不同数据库，首先是锐思数据库，主要涉及与股东有关的所有财务数据，而关于公司金融资产数据来源于国泰安。

3.2. 变量设定

根据已有模型和数据对回归中所涉及到的主要变量进行解释说明。

3.2.1. 被解释变量

金融资产投资(Fin)：参考以往文献所使用的统计方法，本文采用金融资产占总资产的比例来度量具体公司的金融资产投资。进一步来看，金融资产投资：Fin = (交易性金融资产 + 可供出售金融资产 + 衍生金融资产 + 持有至到期投资 + 投资性房地产)/总资产。

3.2.2. 核心解释变量

现有研究发现，在国企混改过程中，对于非国有股东参股，本文通过前十大股东中非国有股东的参股量(PrivateTS)来考察企业中非国有股东的参股情况。通过加总前十大股东中，非国有股东参股量，来衡量国企混合所有制改革程度。

3.2.3. 虚拟变量

为了对非国有股东参股情况有一个准确的初步判断，本文将采用虚拟变量的方法——非国有股东持股比例是否超过10%的虚拟变量(Private10) [16] 。如果非国有股东持股比例超过10%，则虚拟变量设为1，如果非国有股东持股比例没有超过10%，则虚拟变量为0，以此来判断非国有股东是否以大股东身份参股 [17] 。

3.2.4. 控制变量

本文采纳企业微观层面的多个变量：① 企业规模(Size，采用资产总额的自然对数来表示)；② 企业年龄(Age，根据企业的成立年数，取自然对数来表示；③ 企业盈利能力(ROA，采用净利润与总资产的比值来表示)；④ 企业负债率(LEV，采用总负债与总资产的比值来表示)；⑤ 企业现金持有(Cash，采用企业现金持有与企业总资产的比值来表示)；⑥ 股权集中度(TOP10，采用前十大股东的持股比例来表示)；⑦ 董事会规模(Dong，采用董事会人数来表示)；⑧ 成长性(Growth，采用营业收入增长率表示)。除此以外，为保证回归结果的客观真实性，在回归模型中，加入了年度和行业虚拟变量，以便对年度和行业的固定影响进行研究与控制。变量定义见表1。

3.3. 模型设定

为了进一步地考察前面提出的问题，研究国企混改是否对国有企业的金融资产配置产生影响，我们构建相应的模型公式(1)：

${\text{Fin}}_{\text{i,t}}={\beta }_1+{\beta }_2\text{Private}T{S}_{i,t}\left({\text{Private10}}_{\text{i,t}}\right)+{\gamma }_i{\text{controls}}_{\text{i,t}}+{\epsilon }_{i,t}$ (1)

Table 1. Variable definition table

表1. 变量定义表

其中，被解释变量Fin_i,t代表金融资产的投资总数，采用金融资产占总资产的比例来度量；核心解释变量PrivateTS_i,t (Private10_i,t)表示，在国企所有股东中非国有股东的参股量PrivateTS_i,t，以及其参股量是否有超过10%的虚拟变量Private10_i,t；controls_i,t表示所有的控制变量。除此以外，β₂作为该模型重要系数，我们应给予高度重视。由学术研究可得出，若β₂ > 0，则说明非国有股东的参股对于企业金融资产起着积极的促进作用；相反，若β₂ < 0，则说明非国有股东参股对于企业的金融资产起着消极的阻碍作用。但通过上文理论分析和阐述，可以预测β₂ > 0，非国有股东参股有显著的正向激励作用。

4. 实证结果

4.1. 描述性统计

回归模型中本文对18,392个观测值做了描述性统计，结果如表2所示。主要涉及均值、标准差、最小值以及最大值四个部分。其中金融资产投资(Fin)的均值为0.727，最大值为0.949，而最低样本值为0。由于每个企业具有自身特殊性，所以其对投资金融资产的需求也各不相同。

除此以外，非国有股东的参股量(PrivateTS)的均值为0.405，最大值为1，最小值为0.047；虚拟变量(Private10)的均值为0.773，最大值为1，最小值为0；这表面我国金融发展水平在不同地区之间差异巨大 [18] 。

4.2. 基准回归

首先，本文对全样本数据进行了回归，根据表3的前两列，Private10及PrivateTS均在1%的水平上显著，其回归结果分别为0.002和0.009。加入行业和时间固定效应之后，根据表3的后两列，Private10及PrivateTS的回归系数分别为0.991和0.003，一个在10%水平上显著，一个则在5%水平上显著，并且后两列结果相较于前两列并未发生本质变化。

对于这一结论，本文认为：国企混改强化了监督效应和融资约束效应，减少代理冲突，由于非国有股东具有市场逐利性，所以工作积极性更高，会提高金融资源的配置效率，进而改善国有企业的金融资产投资 [19] 。除此以外，由于非国有股东的不稳定性以及缺乏可靠资金来源，则国企混改会增强企业的融资约束效应。由于金融资产可以发挥“蓄水池”功能，则当企业无法通过银行等金融机构筹集到所需资金时，企业就可以通过出让金融资产，降低财政方面的巨额成本，并减轻对实体经济冲击。

Table 2. Descriptive statistics of the main variables

表2. 主要变量的描述性统计

Table 3. Benchmark regression results

表3. 基准回归结果

Robust standard errors in parentheses, ^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

4.3. 稳健性检验

第一，更换解释变量。前文所采用的解释变量为前十大股东中非国有股东参股量，在稳健性检验当中，用非国有股东参股量与控股股东持股量的比值(Private^*)代替了解释变量，并进行了再回归。回归结果如表4所示，被解释变量还为原来的变量，解释变量由原来的Private10、PrivateTS变为Private^*。从结果可以看出，非国有股东参股量与控股股东持股量的比值对金融资产投资是正向显著，且通过了1%的显著性检验，符合前文回归结果。第二，更换被解释变量。查阅以往文献可得出，为了回归结果更加真实可信，本文将把长期股权投资纳入到企业金融资产计算中。所以我们改变被解释变量的度量方法，把长期股权投资纳入金融资产投资(Fin^*) [20] 。回归结果如表5所示，被解释变量变为Fin^*，解释变量还为原来的Private10、PrivateTS。Private10、PrivateTS对纳入长期股权投资的金融资产也是正向显著，且通过了1%的显著性检验。

Table 4. Robustness test (replacement of explanatory variables)

表4. 稳健性检验(更换解释变量)

Table 5. Robustness test (replacement of explanatory variables)

表5. 稳健性检验(更换被解释变量)

Robust standard errors in parentheses, ^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

4.4. 作用路径分析

为进一步考察混改后的国企，配置金融资产是出于“预防性储蓄”动机，但具体是通过什么途径来影响？通过阅读以往文献，知道大概有治理效应路径和融资约束路径两种可能性，因此下文将从这两个角度进一步展开分析。

首先，考察治理效应路径。根据现有文献，应当采用管理费用率来衡量企业的代理成本(Agency)。通过研究发现，因为降低代理成本需要依靠非国有股东参股，所以该回归模型需要引用代理成本与非国有股东参股的交叉项，以此来检验治理效应路径 [21] 。表6第1列和第2列显示，两个交叉项Agency × Private10、Agency × PrivateTS的系数为0.167和1.608，均在1%的水平上显著。从以上结果可得，在企业代理问题更为严重的情况下，非国有股东参股对金融资产投资会起到更加显著的积极作用，从而再次佐证了上文治理效应路径。构建如下回归模型：

${\text{Fin}}_{\text{i,t}}={\beta }_1+{\beta }_2\text{Agency}\times \text{Private}T{S}_{i,t}\left(\text{Agency}\times {\text{Private10}}_{\text{i,t}}\right)+{\gamma }_i{\text{controls}}_{\text{i,t}}+{\epsilon }_{i,t}$

其次，考察融资约束路径。在企业缺乏融资限制情况下，企业可以获得更多资本，甚至远远超过当前需求，因此，金融资产的“蓄水池”作用通常不会被充分利用。但是如果企业有较高程度融资约束，就无法通过一般渠道来获得所需资金，这个时候就需要发挥金融资产的“蓄水池”作用，通过快速变现以获得足够资金。本文在回归模型中可以加入融资约束指数(SA)与非国有股东参股的交叉项。从表6的后两列可以得出，SA × Private10、SA × PrivateTS系数的回归结果为10.15和43.81，且均在1%水平上显著为正。这说明企业的金融资产投资和融资约束呈正相关，综上所述，融资约束路径得以证明。构建如下回归模型：

${\text{Fin}}_{\text{i,t}}={\beta }_1+{\beta }_{2}SA\times \text{Private}T{S}_{i,t}\left(SA\times {\text{Private10}}_{\text{i,t}}\right)+{\gamma }_i{\text{controls}}_{\text{i,t}}+{\epsilon }_{i,t}$

4.5. 异质性分析

4.5.1. 金融资产的异质性

根据前述理论分析，本文将样本的流动性高低来当作划分标准。其中，交易性金融资产(F_trade)和可供出售金融资产(F_sale)为高流动性资产；衍生金融资产(F_driv)、持有至到期投资(F_maturity)和投资性房地产(F_realestate)为低流动性资产。并以此作为条件进行分组回归，结果由下表所示。在表7中，交易性金融资产的回归结果均显著为正，但对于可供出售金融资产的回归结果不显著；在表8中，衍生金融资产的回归结果均在1%水平上显著，而对于持有至到期投资及投资性房地产而言，回归系数不显著。

Table 6. Action path analysis

表6. 作用路径分析

Robust standard errors in parentheses, ^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

Table 7. Mixed-ownership reform of state-owned enterprises and investment in highly liquid financial assets

表7. 国企混改与高流动性金融资产投资

Table 8. Mixed-ownership reform of state-owned enterprises and investment in illiquid financial assets

表8. 国企混改与低流动性金融资产投资

Robust standard errors in parentheses, ^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

流动性较高的金融资产可以发挥“蓄水池”功能，快速出售，从而及时得到当前经营活动所需资金，提高企业资产流动性，快速实现企业资源有效配置，降低资金链断裂所带来的成本。显而易见，本文的实证模型与上文所提出的金融资产投资是出于“预防性储蓄”的目的相呼应。

4.5.2. 地区的异质性

我国东西部之间，经济发展差异巨大，因此为了更好地探究混改在地区层面的差异性影响，本文将数据按东部和中西部来进行划分，以此来检验国企混改对金融资产投资的不同影响。回归结果如表9所示，东部地区回归结果均在1%的水平上显著，而西部地区回归结果并不显著。由于中西部地区经济发展较为落后，各省市企业的平均数量和平均质量都明显低于东部地区，并且主要以传统的资源型企业为主，因此对金融资产的需求不高，混改的作用不明显。而东部地区的地理位置更具优势，交通更为便利，资金充沛，实体投资较多，所以更有可能利用金融资产投资进行“预防性储蓄”，所以东部地区的促进作用会更加明显。

Table 9. The impact of the mixed ownership reform of state-owned enterprises on the investment of financial assets in different regions

表9. 国企混改对不同地区金融资产投资的影响

Robust standard errors in parentheses, ^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

4.5.3. 创新水平的异质性

技术创新对一个企业至关重要，在激烈的市场竞争中，企业创新水平是重要竞争力。但是，高风险的技术创新随时可能使企业面临资金链断裂的风险，所以这时候就需要利用金融资产进行“预防性储蓄”，以备不时之需。本文将企业的专利申请数量和整个市场的平均水平相比，最后进行回归。结果如表10所示，Private10、PrivateTS的回归系数在高创新水平企业下为6.981、2.001，回归结果非常显著，分别为5%和1%，但是Private10、PrivateTS在低创新水平企业中则表现为不显著。综上所述，国企混改对高创新水平企业的金融资产投资，更加起促进作用。这是由于，高创新水平的国企会把更多资金以及资源投入到科研创新中，而又由于创新活动具有较高风险，所以需要投资数量较多和质量较高的金融资产来进行“预防性储蓄”。在面对资金链断裂以及其他财务危机时，可以及时变现，减轻企业面临的损失。

Table 10. The impact of the mixed-ownership reform of state-owned enterprises on the investment of enterprises with different levels of innovation

表10. 国企混改对不同创新水平企业投资的影响

Robust standard errors in parentheses, ^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

5. 结论与建议

5.1. 研究结论

由于受到企业“脱实向虚”形势的影响，我国大力开展国有企业混合所有制改革。本文以沪深A股2010~2021年非金融公司为样本，分析了“混改”对国有企业金融资产投资的影响，并对其影响过程进行了实证分析。根据理论分析，本文预测实证结果如下：

1) 混改后的国企显著地提高了企业金融资产的配置效率，并且国有企业在改制后所进行的金融资产投资，根据所构建回归模型，可以得出主要是为了预防性储蓄，而非仅仅为了追求短期利润。

2) 混改后的国企，通过解决委托代理问题，加强了监督治理效应，除此以外，还发挥金融资产“蓄水池”功能来加强了融资约束效应，可以有效地提高国有资本投资效率。

3) 国企混改后，非国有股东占比不断增加，则会导致流动性高的金融资产持有不断增加；然而，对于流动性低的金融资产，非国有股东参股对其并没有显著影响。

4) 由于非国有股东参股可以提高“预防性储蓄”功能，从而进一步促进实体经济的发展，所以在我国东部地区，国企混改对金融资产投资的拉动效应相比于中西部地区，会更明显。

5) 相比于低创新水平企业，混改后的国企能更加显著地促进高创新水平企业的金融资产投资。

5.2. 对策建议

本文实证结果验证了前文所述三种假设，通过加强企业的监督治理以及融资约束，来改善公司治理结构，从而使得混改后的国企投资效率显著提升，并且金融资产投资是出于“预防性储蓄”目的。该结论为今后国企混改以及金融资产投资提供了一种新的思路。为此，本文提出以下几点对策建议：

1) 出于“预防性储蓄”目的，国企应当在资产变现能力较差时，多配置金融资产投资，以便在企业资金链断裂时，能够通过出售金融资产，来减少对企业的冲击。除此以外，国企应该积极解决委托代理问题，减少企业不必要开支，提高企业效率，促进金融资产有效配置。

2) 企业应当配置更多流动性较高的金融资产，不仅仅是因为混改后的企业会增加高流动性的金融资产，而且高流动性的金融资产可以在短时期内，快速出售，以便降低企业的财务成本。除此以外，可以尽量把企业建在东部地区，不论是交通、资源、技术抑或是国企混改的影响，东部地区都要比中西部地区具有优势。

3) 不同于“利益追逐”型的金融资产投资，“预防性储蓄”型的金融资产投资具有促进企业实体投资的作用，而本文研究发现非国有股东参股促进了企业“预防性储蓄”型的金融资产投资。因此，可进一步深化混合所有制改革，加强国企公司治理，以引导企业金融资产投资回归服务于实体投资的本源。

4) 金融资产投资的“利益追逐”动机和“预防性储蓄”动机存在显著差异，前者可用于衡量企业“脱实向虚”的程度，后者更多地反映了企业为平滑投资而进行的预防性储蓄行为。因此，在解决企业金融资产投资乱象时，应当甄别两者的本质差异并加以区别对待，避免因一概而论给企业的正常投融资活动带来不利影响。

参考文献