非国有股东治理对投资效率的影响——基于国有企业混合所有制改革背景

The Impact of Non-State Shareholder Governance on Investment Efficiency—Based on the Background of Mixed Ownership Reform of State-Owned Enterprises

摘要: 当下在我国全面深化改革和经济迈向高质量发展的时代背景下，国有经济改革一直以来都是以国有企业为中心，而混合所有制改革是本次国企改革的重中之重。本文基于2010~2019年中国上海证券交易所和深圳交易所国有控股上市公司数据，通过实证分析法检验了国企混改对其投资效率的影响。得出以下研究成果：(1) 混合所有制改革显著提高了国有企业的投资效率；(2) 从影响程度看，国有企业混改所产生的股权主体多元化对混改的影响程度，对提高投资效率也有促进作用；(3) 通过比较国有企业的管辖性质，当国有企业的管辖性质为中央国企时，国有企业混合所有制改革对提高投资效率的作用更为明显，当是地方国企时，混合所有制改革对投资效率的影响并不明显。

Abstract: In the current era of my country’s comprehensive deepening of reforms and high-quality economic development, state-owned economic reform has always been centered on state-owned enterprises, and mixed ownership reform is the top priority of this state-owned enterprise reform. Based on the data of state-controlled listed companies in China’s Shanghai Stock Exchange and Shenzhen Stock Exchange from 2010 to 2019, this paper tests the impact of state-owned enterprise mixed reform on the investment efficiency of state-owned enterprises through empirical analysis. The following research results are obtained: (1) The mixed ownership reform of state-owned enterprises has significantly improved the investment efficiency of enterprises; (2) From the perspective of the degree of influence, the degree of influence of the diversification of equity subjects produced by the mixed ownership reform of state-owned enterprises on the mixed reform has an impact on improving investment. Efficiency also has a promoting effect; (3) By comparing the jurisdictional nature of state-owned enterprises, when the jurisdictional nature of state-owned enterprises is central state-owned enterprises, the effect of mixed ownership reform of state-owned enterprises on improving investment efficiency is more obvious. When it is a local state-owned enterprise, the effect of mixed ownership reform on investment efficiency is not obvious.

1. 引言

改革开放40年以来，国有企业的改革历经了几个时期：“放权”、“机制转换”、“利改税”等。我国的混合所有制改革在各个阶段都存在着不同的问题，从“什么是混合所有制”的界定到“是否实行”，到“怎样提高其成效”，在国内对改革的关注也主要是围绕着各个领域的实践。国有企业行业竞争市场壁垒高，使得外部竞争者难以进入，导致投资效率低。进入新世纪后，非公有制经济已逐渐融入到我国的社会主义市场经济体系中，一些国有企业也开始允许外资进入。我国的混合所有制是为了保证国有企业与非国有企业之间的公平竞争。为此，政府制定了一套新的管理办法，包括：简化项目审核程序，改革市场干预监管手段，减轻税收负担，以推动国有企业资源整合和重组，提高国有企业的竞争效益。随着我国经济体制的不断完善，原有的国有垄断产业的市场竞争力逐步增强，促使其内部结构优化、组织结构改善、投资规避风险、市场地位稳固、保障竞争优势，提高企业效益。本文研究的主题：更进一步研究了非国有股东治理和企业管辖性质的不同对企业投资效率影响。

混合所有制改革是新时代全面深化国有企业改革的重要手段，其重要性不言而喻，其实现途径在于通过公司治理结构的优化、资源的有效分配，从而对企业的投资效率起到重要性的作用。当下的实际操作，一方面，通过引进非国有资本的股权，建立多元化的产权制度，可以改善公司的内外管理水平，进而影响企业的投资效率；另一方面，国企改革后公司治理结构的变化，会使国企的预算软约束得到强化，优化资源配置，从而影响企业的投资效率。因此，实施混合所有制改革，可以有效缓解国有企业存在的问题，降低非效率投资，提升企业价值。

2. 文献综述和研究假设

目前，关于国有企业混合所有制改革经济后果的相关研究结论并不统一。企业投资效率决定了企业的价值，企业投资是公司经营活动中不可忽略的一项重要活动，也是公司自由现金流量的主要来源[1]。企业作为国民经济的运行实体，投资决策及投资效率不仅关系到企业的发展方向和发展速度，对于市场的深度融合以及经济的高质量发展也具有十分重要的意义。然而，我国上市公司由于市场主导型经济不完善、资本市场不够发达等问题普遍面临投资效率不高的问题[2]，主要表现为投资不足和投资过度。尤其是在国有企业中，国企的投资行为受限于政府干预，公司内部的组织架构有名无实，常常出现非效率投资，不按股东价值最大化为投资决策目标[3]。因此，深入探究国有企业混合所有制改革的经济后果尤其是对企业投资效率的影响具有重要的理论价值与现实意义。

在我国的混合所有制改革背景下，由于投资者的风险偏好和信息来源的不同，导致了股东的具有不同获取利益方式的途径[4]，不同股权性质所产生因代理问题而造成损失和生产要素禀赋存在较大差异[5]。因此，在推进国有企业混合所有制改革的过程中，资源禀赋的差异会催生资本性质的多样性，进而对企业投资效率产生显著影响。不同股权结构下的企业，其资源禀赋与治理结构呈现出异质性特征，这些特征最终作用于企业行为模式的形成。国有企业混合所有制改革是中国经济体制改革的核心环节，对国有企业乃至整个国民经济的发展具有深远意义。作为国民经济的支柱，国有企业常需承担超越市场竞争范畴的经济使命，如促进国家与地方GDP增长及履行政策性任务，这导致了政企功能重叠与错位现象较为突出，企业经营资金常被非投资性活动占用，投资决策中的自主灵活性受限[6]。通过实施混合所有制改革，国有企业引入非国有资本，旨在丰富股权构成、优化股权配置，以此约束并规范股东行为，强化企业内部监督机制，从而缓解企业代理问题，提升公司治理水平。

国企混改能够硬化国有企业预算软约束、减轻政策性负担，防止管理者因政治竞争而出现的过度投资行为。鉴于我国特殊的体制环境，国有企业具有的“半政半企”特点，既要承担政治任务，又要肩负政策性负担和社会责任。在市场的激烈竞争中，政府的财政责任会因为信息的不对称而变成政府的财政软性约束[7]。国有企业一般都有软性的财政预算约束，从而导致了国有企业的投资失当和超支。在一定程度上，政府可以通过引进非公有制经济的方式来减轻国企的财政负担，并能在某种意义上强化政府对政府财政的预算约束，并能起到抑制企业过度投资的作用，进而促进企业的投资效率[8]。

另外，在推动国企混改并调整投资决策的过程中，也能修正我国在转型时期出现的畸形投资结构，并在政府在赶超战略期间的强行介入，有助于遏制过度投资，加强国企的创新投资，进而提升投资效率。

H1：股权结构改变引入非国有股本提高了国有企业投资效率。

国有企业依据国有资产的管理权限被划分为中央企业与地方企业两大类。中央企业由中央人民政府(即国务院)直接管理或委托国有资产监督管理机构履行出资人职责，而地方企业则由地方政府负责监管。在国家安全与国民经济的关键领域中，中央企业占据着不可替代的重要位置，构成了国家经济的坚实支柱[6] [9]。鉴于不同行业国有企业的产业特性和功能定位各异，在我国改革进程中，政府与经济部门间的矛盾以及政府理念与市场逻辑间的冲突难以避免，这进一步加剧了国有企业在市场资源配置中的复杂性，并对其经营效益与社会价值产生了差异化影响。历经数年的市场化改革，中国国有企业已从多数竞争性产业中逐步撤出，转而聚焦于电力、金融、交通、邮政、医疗、石化、烟草及军工等关键经济领域和垄断行业。相比之下，在服务业、娱乐业及装饰业等竞争激烈的产业中，国有及国有控股企业的身影较为罕见；同样，在纺织服装、建筑等市场化程度较高的行业中，国有及国有控股企业的占比也相对较低。

在中央与地方国有企业的权力分散模式下，中央政府作为委托人与地方政府签署了关于地方经济计划和本地企业生产的合同。在两方信息不对称情况下，地方政府履行合同的意愿是决定合同能否达成的重要条件，而财务权、经营权分离与政治晋升则是一种特殊的制度安排，以确保合同的效力。国企改制将会削弱地方政府对下属企业的控制权和干预权，从而使地方政府无法通过行政干预来达到绩效目标。国有企业的管辖性质不同，地方国有企业的混合所有制改革进程更容易受到地方政府政策和绩效指标的影响。因此，国有企业的混合所有制改革进程可能会受到地方政府改革意愿的影响。但是，中央企业直接受国务院等国家机关作为出资人行使职责的直接影响，受其他外部因素影响较小，因此混合所有制改革进程会相对顺利。

H2：中央国有企业股权结构改变投资效率提升更显著。

3. 研究设计

3.1. 样本来源

由于2008年至今，特别是2016年末中央经济工作会议提出“混合所有制改革是国企改革的重要突破口”之后，混合所有制改革节奏明显加快，取得的进展显著。因此本文以2010~2019年上海证券交易所和深圳证券交易所的A股国有上市公司为研究对象，文中所有数据来自国泰安数据库和锐思数据库，处理和模型估计工作均使用Excel和Stata15完成，并对数据做了如下处理：(1) 剔除了被中国证监监督管理委员会退市风险警示类的上市公司；(2) 剔除资产负债率超过1的上市公司；(3) 剔除历年数据中缺失值较多的上市公司；(4) 剔除金融业的上市公司；(5) 对连续型变量观测值进行缩尾处理。通过上述的筛查程序最后得到了9688个上市公司的年度观测值。

3.2. 变量测度

3.2.1. 被解释变量

企业投资效率(Inefficiency)。参考Richardson采用残差估计企业投资效率的模型中的测量方法[10]，本文采用模型(2)的固定效应回归估计残差绝对值来计量企业投资效率，残差的绝对值越接近于0，企业投资效率越高。

3.2.2. 解释变量

混合所有制改革(Mixreform)。参考张文魁等的测度方法[11]，本文采用以下方法判断上市公司是否实行了混合所有制改革：如果上市公司前10大股东均为国有股东，则赋值为0；否则赋值为1。

3.2.3. 控制变量

参考以往研究杨志强和李增的模型[12]，本文在模型(1)中还加入其他控制变量，包括企业特征变量企业董事会规模(Boardsize)、企业规模(Size)、企业盈利能力(ROA)、公司治理变量企业股权集中度(Top1)、企业董事会规模(Boardsize)、企业董事长和总经理两职合一(Dual)，以及行业效应(Industry)和时间效应(Year)。全部变量的选取和定义详见表1。

Table 1. Statistical of variables

表1. 变量统计表

变量名称	变量符号	变量定义
企业投资效率	Inefficiency	借鉴Richardson (2006)文献的模型，根据模型(2)估算的残值绝对值，该值越接近于0，企业投资效率越高
混合所有制改革	Mixreform	如果企业前十大股东均为国有股东，赋值为0，否则赋值为1
企业规模	Size	ln (企业总资产)
上市年限	Age	ln (企业上市年限 + 1)
盈利能力	ROA	净利润/年平均资产总额
营业收入增长率	Growth	企业年度营业收入增长率
现金持有水平	Cash	现金与现金等价物总额/资产总额
股权集中制	Top1	企业第一大股东持股比例
董事会规模	Boardsize	ln (企业董事会总人数)
董事长和总经理两职合一	Dual	如果企业董事长和总经理两种职务由一人担任时，赋值为1，否则赋值为0
企业新增投资支出	Invest	企业购建与处置固定资产等非流动资产的现金支出净额/总资产
财务杠杆水平	Lev	固定资产净额/总资产
股票年度收益率	Return	现金红利再投资的年个股回报率
行业虚拟变量	Industry	属于该行业时值取1，否则取值为0
年度虚拟变量	Year	属于该年份时值取1，否则取值为0
国有企业管辖性质	Soe	属于中央国有企业时值为1，地方国有企业时值为0

3.3. 模型设计

为研究混改对国企投资效率造成的影响，本文参考杨志强和李增泉的研究模型[12]，构建回归模型(1)。

${\text{ Inefficiency}}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{Mixreform}}_{i,t}+{\alpha }_i{\text{Contro}}_{i,t}+{\epsilon }_i$ (1)

本文采用模型(2)的固定效应回归估计残差绝对值来度量企业投资效率，残差绝对值越接近于0，企业投资效率越高。

$\begin{array}{l}{\text{Invest}}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{Growth}}_{i,t-1}+{\beta }_2{\text{Lev}}_{i,t-1}+{\beta }_3{\text{Cash}}_{i,t-1}+{\beta }_4{\text{Age}}_{i,t-1}+{\beta }_5{\text{Size}}_{i,t-1}\\ + {\beta }_6{\text{Return}}_{i,t-1}+{\beta }_7{\text{Invest}}_{i,t-1}+\text{Industry}+\text{Year}+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (2)

其中${\text{ Inefficiency}}_{i,t+1}$ 表示企业i在第t年的企业投资效率，${\text{Invest}}_{i,t}$ 表示企业i第t年的企业新增投资支出，${\text{Mixreform}}_{i,t}$ 为企业i第t年的混合所有制改革变量，${\text{Contro}}_{i,t}$ 为控制变量，Year和Industry表示年份和行业虚拟变量，${\epsilon }_{i,t}$ 为随机误差项。

4. 论文检验与结果分析

4.1. 描述性统计

主要变量的描述性统计如表2显示。其中企业投资效率(Inefficiency)的标准差为0.045，最小值为−0.035，最大值为0.209，该变量代表企业投资效率的高低水平，说明企业投资效率在不同样本企业之间存在着差异。混合所有制改革变量(Mixreform)的平均值为0.996，可以看出在9688个样本中至少有99%的样本国企参与了混合所有制改革。并且在控制变量方面，盈利能力(ROA)、董事会规模(Boardsize)，尤其是企业规模(Size)、股权集中度(Top1)以及两职合一(Dual)的变量的标准差均1较大，在样本间也存在着较大差异，说明企业投资效率可能会受到这些变量差异的影响。主要变量描述性统计结果详见表2。

4.2. 相关性分析

对变量进行相关性检验，其中，混合所有制改革变量(Mixreform)和企业投资效率(Inefficiency)的相关系数为−0.053，呈现显著负相关，并且在1%的显著性水平上显著，说明混合所有制改革有助于提升国有企业投资效率，初步验证了本文研究假设H1。

其他变量如盈利能力(ROA)、董事会规模(Boardsize)和企业投资效率(Inefficiency)的相关系数均为正，并且至少在1%的显著性水平上显著。企业规模(Size)和企业投资效率(Inefficiency)的相关系数为0.024，并且在5%的显著性水平上显著。两职合一(Dual)和企业投资效率(Inefficiency)的相关系数为0.019，并且在10%的显著性水平上显著。因此本文所提到主要变量与投资效率(Inefficiency)的相关系数基本都显著，说明本文模型选择的变量较为合适。主要变量描述相关性分析详见表3。

Table 2. Basic statistical results of main variables

表2. 主要变量描述性统计结果

Variables	Obs	Mean	Std.Dev.	Min	Max
1) Ineffinv	9688	0.043	0.045	−0.035	0.209
2) Mixfirm	9688	0.996	0.060	0.000	1.000
3) Size	9688	9.839	0.610	8.660	11.599
4) ROA	9688	0.037	0.050	−0.145	0.198
5) Top1	9688	0.392	0.152	0.117	0.763
6) Boardsize	9687	0.954	0.086	0.699	1.176
7) Dual	9688	0.112	0.316	0.000	1.000

Table 3. Basic correlation analyses results of main variables

表3. 主要变量相关性分析结果

Variables	1	2	3	4	5	6	7
1) Inefficiency	1.000
2) Mixreform	−0.053^***	1.000
3) Size	0.024^**	−0.021^**	1.000
4) ROA	0.118^***	−0.013	−0.008	1.000
5) Top1	−0.010	0.006	0.291^***	0.117^***	1.000
6) Boardsize	0.143^***	−0.048^***	0.218^***	0.033^***	0.004	1.000
7) dual	0.019^*	0.000	−0.098^***	0.014	−0.095^***	−0.098^***	1.000

^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

4.3. 基准回归分析

混合所有制改革变量(Mixreform)回归结果系数为−0.0170，显著负相关，在5%水平下通过显著性检验，说明在混改程度方面，其产生的股权主体多样性和股权主体融合度能够实现国有股东与非国有股东之间的相互制衡，对提升国企投资效率也具有显著的促进作用。因此得出结论国有企业采取混合所有制改革对企业的投资效率有正向影响。基准回归分析详见表4。

4.4. 分组回归分析

通过表5结果可知：混合所有制改革变量(Mixreform)，在SOE取值不同的情况下，呈现不同的结果，当SOE = 0时(中央国有企业)时回归结果系数为−0.0389，显著负相关，并且在5%水平下通过显著性检验；而在SOE = 1 (地方国有企业)时回归结果系数为−0.00330，呈现负相关，但结果不显著。说明混合所有制改革程度变量(Mixreform)对央企的投资效率影响效应显著，而对地方国有企业影响效应不显著。初步验证了本文研究假设H2。分组回归分析结果详见表5。

Table 4. Baseline regression results

表4. 基准回归分析

	1
	Inefficiency
Mixreform	−0.0170^**
	(−2.31)
Growth	0.00403^***
	(2.59)
Lev	−0.00602^**
	(−2.14)
Cash	−0.0466^***
	(−10.93)
Age	−0.0268^***
	(−18.70)
Size	0.00699^***
	(7.60)
Return	−0.00183
	(−1.56)
ROA	0.0713^***
	(7.14)
Top1	−0.0217^***
	(−7.07)
Boardsize	0.0261^***
	(5.13)
Dual	−0.000263
	(−0.20)
_Cons	0.0116
	(0.94)
Industry	Yes
Year	Yes
N	9421
r^2	0.252

^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

Table 5. Subgroup regression analysis results

表5. 分组回归分析结果

	1	2
	Inefficiency Soe = 0	Inefficiency Soe = 1
Mixreform	−0.0389^***	−0.00330
	(−3.63)	(−0.34)
Growth	0.00343^*	0.00549^*
	(1.84)	(1.95)
Lev	0.00153	−0.0187^***
	(0.42)	(−4.01)
Cash	−0.0385^***	−0.0586^***
	(−6.86)	(−8.55)
Age	−0.0295^***	−0.0211^***
	(−16.51)	(−8.06)
Size	0.00807^***	0.00543^***
	(6.32)	(3.80)
Return	−0.00255^*	−0.000926
	(−1.67)	(−0.52)
ROA	0.0795^***	0.0602^***
	(6.26)	(3.65)
Top1	−0.0214^***	−0.0166^***
	(−5.48)	(−3.10)
Boardsize	0.0336^***	0.00865
	(5.14)	(1.03)
Dual	−0.00117	0.000747
	(−0.75)	(0.28)
_Cons	0.0150	0.0286
	(0.88)	(1.48)
Industry	Year	Year
Year	Year	Year
N	6276	3145
r^2	0.254	0.302

^***p < 0.01, ^**p < 0.05, ^*p < 0.1.

5. 研究结论与对策建议

本论文以2010~2019年中国沪深交易所上市公司为研究对象，探讨了国企混合所有制改革对其投资效益的影响及机理。研究发现，实行混合所有制改革，国企的投资效益都会得到明显的提高。此外，从混合所有制改革程度的角度来看，国企混改带来的股权主体多元化以及股权主体的融合(制衡)可以使不同股东间相互制衡，从而提高国企的投资效率。并且在国有企业管辖性质为中央国有企业时，国企混改对投资效率的提高作用更加明显。

混改过程中地方国企受到来自地方政策制度的阻碍，政绩指标会对所属地区国企的混改产生一定的影响，因此，地方当局也会根据具体的指标来选择[13]。由于存在着巨大的业绩压力，因此，地方当局更愿意选择具有重大政策负担的国企进行混合改革。从中央国有企业角度，如果国有企业的主营业务是多样化的，那么就更有可能吸引到与其有高契合度的合作关系，相应的混合所有制改革较容易实施。中央和地方国企的性质、管理差异导致混改对企业的投资效率会有不同的影响程度。

基于上述观点本文提出建议：(1) 寻找混合所有制企业股东与职工持股的具体措施与方法，其中，经营者持股有助于公司从长远角度考虑公司的发展与长远效益，降低公司存在的社会道德问题；员工持股能够激发员工的工作热情，增强企业活力，保障企业内部监督机制与员工、管理层的积极性。(2) 混改过程引入非国有资本投资者目的在于能够改变国企本身效率较低、发展空间局限性等问题，在一定程度上解决国有资本由谁负责不确定问题，从而促进国有企业和国有资本与市场化的有机结合，真正实施混合所有制改革有效化或股权多元化，因此，可以实现资本放大，资产保值增值，提高市场竞争力。实现真正意义上的混合产权制度的变革，真正达到改善公司控制和运营，提高企业投资成效。充分发挥市场机制作用，通过对公司资产进行重组架构、转让股东股权、增加投资扩大股权，对企业资产的配置方式进行重新调整，吸收各类资本，实现企业股权结构的多元化以规避风险。(3) 为了提升地方政府绩效评价的效力并强化对其管理团队的监督，旨在削弱其在政府事务中可能产生的负面干预影响。在分权体系下的经济指标评估框架下，地方政府在推动中国经济前行的过程中，其功能局限性日益凸显。这要求政府不仅需要注重体制层面的革新，还需持续削弱政府在经济活动中的直接干预，以减轻企业承担的政治负担。为实现财政增收、GDP稳健增长及就业稳定等社会政治目标，地方政府往往会加强对国有企业的控制，进而使这些企业面临更大的政策压力。同时，区域内非国有经济的发展成为推动国有企业改革的外在助力。实证分析揭示，随着我国民营经济实力的增强，地方政府政绩对其辖区内国有企业改制的影响力逐渐减弱。因此，大力发展民营经济不仅有助于区域内资本的有效整合，也是推动国有企业混合所有制改革的重要途径。