包剛

【摘 要】 基于配對樣本法選取我國滬深兩市125家混合所有制企業(yè)與125家非混合所有制企業(yè)作為樣本，對比分析了二者在公司績效和融資約束程度上的差異，并利用分層回歸模型，檢驗(yàn)了混合所有制、融資約束與公司績效之間的關(guān)系。結(jié)果表明，融資約束在混合所有制與公司績效之間起中介作用，說明混合所有制能顯著提升公司績效，而融資約束程度的放松是其重要的途徑之一。在此基礎(chǔ)上提出了一些政策建議。

【關(guān)鍵詞】 混合所有制； 融資約束； 公司績效； 中介效應(yīng)

中圖分類號：F279.21 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）09-0057-06

一、引言

在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，國有企業(yè)的轉(zhuǎn)型至關(guān)重要。改革開放以來，國企改革的最顯著變化是，混合所有制企業(yè)得到了迅猛的發(fā)展。《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》明確提出：要大力發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)國有資本、集體資本與私人資本等多種性質(zhì)資本的混合交叉持股。2014年國務(wù)院國資委啟動了“四項改革”試點(diǎn)工作，而混合所有制改革是其中的重要一項，混合所有制企業(yè)已成為我國國企改革的主流方向。在實(shí)踐中，通常認(rèn)為同時包含了國有股份和非國有股份的企業(yè)就是混合所有制企業(yè)，而學(xué)術(shù)研究中，更強(qiáng)調(diào)不同性質(zhì)股東在企業(yè)重大決策中發(fā)揮的實(shí)質(zhì)性作用，即在企業(yè)重大決策中，國有股東和非國有股東都能發(fā)揮實(shí)質(zhì)性作用的企業(yè)才稱為混合所有制企業(yè)，一股獨(dú)大的企業(yè)通常不認(rèn)為是混合所有制企業(yè)[1]。

已有的混合所有制改革相關(guān)研究，宏觀層面?zhèn)戎匮芯炕旌纤兄平?jīng)濟(jì)的比重對經(jīng)濟(jì)發(fā)展后果的影響，而微觀層面則側(cè)重對混合所有制改革相關(guān)的措施進(jìn)行定性研究，有關(guān)混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的定量研究比較少見。而有關(guān)混合所有制改革對微觀企業(yè)的財務(wù)績效的影響機(jī)制和影響路徑方面的研究就更為少見。

MM理論認(rèn)為，在完美的資本市場中，企業(yè)內(nèi)部資本與外部資本可以互相替代，從而企業(yè)投資決策只與外部市場需求有關(guān)，與企業(yè)財務(wù)狀況毫無關(guān)系。事實(shí)上，現(xiàn)實(shí)中并不存在完美的資本市場，代理問題和信息不對稱問題的雙重作用，使得企業(yè)外部融資成本通常都會高于企業(yè)內(nèi)部融資成本，從而產(chǎn)生融資約束（Fiancial Constraints）問題。融資約束問題會進(jìn)一步對企業(yè)的現(xiàn)金持有量決策和投資決策產(chǎn)生重要影響，從而產(chǎn)生相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果[2]。我國是發(fā)展中國家，資本市場的效率相對較低，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，都存在融資約束問題。所有制結(jié)構(gòu)屬于企業(yè)的上層建筑，對企業(yè)的融資行為（如融資約束程度）和投資行為（如技術(shù)創(chuàng)新）等都具有重要影響[3]。因此，結(jié)合我國正在進(jìn)行的混合所有制改革的大背景，針對混合所有制企業(yè)與非混合所有制企業(yè)在融資約束程度以及公司績效差異等方面展開研究，有助于進(jìn)一步剖析混合所有制改革的作用機(jī)制，為我國國有企業(yè)改革提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和理論參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）混合所有制與公司績效

利益相關(guān)者理論認(rèn)為，從長遠(yuǎn)來看，所有利益相關(guān)者對企業(yè)事務(wù)的支持和資源投入都是企業(yè)生存和發(fā)展所不可或缺的要素，因此，企業(yè)為了獲得利益相關(guān)者的支持和資源投入，必須在企業(yè)目標(biāo)層面重視對利益相關(guān)者利益的保護(hù)，換言之，企業(yè)目標(biāo)不應(yīng)該是單一主體（如股東）的利益最大化，而應(yīng)該是利益相關(guān)者的整體利益最大化。當(dāng)企業(yè)在所有制層面存在性質(zhì)更為多元化的所有者（如國有股東、民營股東、外資股東等）時，有助于在所有制層面更有效地協(xié)調(diào)企業(yè)各利益相關(guān)者之間的利益矛盾，從而有助于企業(yè)財務(wù)績效的提升。而資源基礎(chǔ)理論則認(rèn)為，企業(yè)的財務(wù)績效主要來自于對企業(yè)資源的有效利用，而企業(yè)在所有制層面的不同安排，決定著企業(yè)所擁有資源的基本結(jié)構(gòu)。王鵬和周黎安[4]認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)所有權(quán)主體較為單一時，企業(yè)所掌控的資源也較為單一，從而難以協(xié)調(diào)好各利益相關(guān)者的利益矛盾，進(jìn)而影響公司績效的提升。武常岐和張林采[5]用1998年至2007年的中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，對在此期間通過不同方式進(jìn)行改革的國有企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效變化情況進(jìn)行分析。研究結(jié)果顯示，國有企業(yè)引入非國有資本改善了企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效。基于此，本文提出假設(shè)1。

H1：與非混合所有制企業(yè)相比，混合所有制企業(yè)具有較優(yōu)的績效。

（二）混合所有制與融資約束

公司金融相關(guān)理論指出，企業(yè)的融資約束程度在很大程度上取決于資金需求方和資金供給方的信息不對稱程度。所有制結(jié)構(gòu)屬于企業(yè)的上層建筑，對企業(yè)行為具有重要影響。代理理論認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)股權(quán)相對集中時，企業(yè)的控股股東和內(nèi)部控制人對企業(yè)具有更強(qiáng)的控制力和話語權(quán)，從而企業(yè)與外部利益相關(guān)者（包括銀行、中小股東等企業(yè)資金的供給方）之間的信息不對稱程度一般會更高，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)面臨更嚴(yán)重的融資約束問題。鄭江淮[6]等對1996—1999年我國滬深兩市上市公司按照國有股比重的高低進(jìn)行分類，然后對不同類型企業(yè)投資過程中面臨的融資約束程度進(jìn)行了統(tǒng)計分析，分析結(jié)果表明，隨著國有股比例的下降，企業(yè)與資金供給方的信息不對稱程度也有所下降，從而企業(yè)面臨的外源融資約束程度逐漸減輕，同時，他們也注意到，國有股東比非國有股東能更有效地利用政府資源來緩解企業(yè)面臨的融資約束問題。陳勝藍(lán)等[7]以2004—2009年中國20個行業(yè)上市公司為樣本，同時考察了產(chǎn)品市場競爭程度和股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)融資約束程度的聯(lián)合影響，結(jié)果表明，在產(chǎn)品市場競爭比較激烈時，非國有控股的上市企業(yè)具有更靈活的決策機(jī)制，從而能更有效地緩解企業(yè)面臨的融資約束問題?？梢?，國有股東和非國有股東在緩解企業(yè)融資約束問題時各有優(yōu)勢，相對于非混合所有制企業(yè)而言，混合所有制企業(yè)一方面既能有效利用國有股東的政府資源，另一方面又能發(fā)揮非國有股東決策機(jī)制方面的靈活性，同時，混合所有制企業(yè)內(nèi)部互相制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)能更有效地緩解企業(yè)各種代理問題，降低企業(yè)與資金供給方之間的信息不對稱程度，最終有助于企業(yè)融資約束程度的降低。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：與非混合所有制企業(yè)相比，混合所有制企業(yè)的融資約束程度更低。

（三）融資約束與公司績效

有關(guān)融資約束程度與公司績效的關(guān)系，財務(wù)領(lǐng)域和公司治理領(lǐng)域的學(xué)者提出兩種相互競爭的理論解釋[8]。財務(wù)學(xué)派認(rèn)為，融資約束程度與公司績效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。原因在于，對于大多數(shù)企業(yè)而言，公司績效主要來自于企業(yè)主營業(yè)務(wù)范圍內(nèi)的投資收益。當(dāng)企業(yè)面臨凈現(xiàn)值為正的投資項目時，企業(yè)所面臨的融資約束程度越低，意味著企業(yè)能以合理的融資成本獲得更多的所需資金，從而能夠更有效地利用那些凈現(xiàn)值為正的投資項目，進(jìn)而增加企業(yè)利潤。相反，如果公司面臨比較嚴(yán)重的融資約束問題，意味著企業(yè)由于無法籌集到所需資金，從而不得不放棄那些有助于提升公司績效的投資機(jī)會[9]。袁衛(wèi)秋[10]以2006—2010年我國滬深兩市872家非金融類上市企業(yè)為樣本，通過構(gòu)建多元線性回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了不同融資約束程度企業(yè)現(xiàn)金持有價值的差異及其成因，研究結(jié)構(gòu)表明，融資約束程度更高企業(yè)的現(xiàn)金持有價值顯著高于融資約束程度更低的現(xiàn)金持有價值。而公司治理學(xué)派則認(rèn)為，融資約束程度與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系，原因在于，融資約束程度反映了企業(yè)代理成本的高低，融資約束程度越高，意味著企業(yè)代理成本越低，從而越有助于公司績效的提升。劉菁[11]以2008—2011年我國滬深兩市上市企業(yè)為樣本研究發(fā)現(xiàn)，融資約束程度的提高有助于降低企業(yè)自有現(xiàn)金流量導(dǎo)致的代理問題，在這種情況下，大股東更不容易實(shí)施“掏空”行為，從而有助于公司績效的提升。事實(shí)上，融資約束影響公司績效的投資機(jī)會機(jī)制和代理成本機(jī)制都離不開企業(yè)所面臨的外部環(huán)境，換言之，在不同環(huán)境下，兩種機(jī)制的重要性也有所不同。對于處于社會主義初級階段的我國上市公司而言，資金短缺和融資難是企業(yè)存在的普遍問題，同時，處于這一階段的企業(yè)通常也面臨較多的投資機(jī)會，因此，投資機(jī)會機(jī)制的作用相對較為突出?；诖?，本文提出假設(shè)3。

H3：融資約束程度與公司績效負(fù)相關(guān)。

（四）融資約束在混合所有制與公司績效間的作用

已有的研究中，雖然鮮有直接檢驗(yàn)融資約束在混合所有制對公司績效影響過程中的作用，但是有學(xué)者循著“頂層制度安排-企業(yè)重大決策-經(jīng)濟(jì)后果”逐層遞進(jìn)的邏輯，檢驗(yàn)了“所有制-融資約束-公司績效”的影響關(guān)系和作用機(jī)理。徐龍炳和李科[12]以1998—2007年中國制造行業(yè)的上市企業(yè)為樣本，分析和檢驗(yàn)了政治資源、融資約束與公司績效之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，企業(yè)的政治關(guān)系有助于緩解企業(yè)所面臨的融資約束程度，進(jìn)而有助于公司績效的提升?？梢?，融資約束程度是企業(yè)政治關(guān)系影響公司績效的一種作用機(jī)制。資源基礎(chǔ)觀（RBV）認(rèn)為，混合所有制屬于企業(yè)的頂層制度安排，這種安排直接決定著企業(yè)資源（包括政治關(guān)系在內(nèi)的多種資源）結(jié)構(gòu)，從而會進(jìn)一步影響企業(yè)緩解融資約束的相關(guān)行為和決策，最終對公司績效產(chǎn)生影響。這意味著，融資約束程度在某種程度上成為企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)影響公司績效的重要的路徑或機(jī)制之一?；诖?，本文提出假設(shè)4。

H4：融資約束在混合所有制與公司績效之間起中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）變量定義

在進(jìn)行定量研究設(shè)計時，首先要確定主要的研究變量，并進(jìn)行定量測度。為了定量研究融資約束在混合所有制改革對公司績效影響過程中的中介作用，本文設(shè)置了以下主要研究變量：

1.公司績效。根據(jù)前文的研究假設(shè)，公司績效構(gòu)成本研究的主要的因變量。而有關(guān)公司績效的定量測度，國內(nèi)外學(xué)者具有不同的偏好。由于市場經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家的資本市場也相對發(fā)達(dá)，股價能更有效地反映企業(yè)的價值和績效，因此國外學(xué)者通常采用托賓Q來衡量公司績效。而中國的市場經(jīng)濟(jì)相對不夠發(fā)達(dá)，中國證券市場的效率也相對較低，從而上市公司的股價偏離度相對較高，所以國內(nèi)學(xué)者通常使用總資產(chǎn)收益率（ROA）或凈資產(chǎn)收益率（ROE），本文采用ROA來衡量公司績效，并用ROE做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.混合所有制?；旌纤兄撇⒉捎锰摂M變量來測度，即是混合所有制企業(yè)為1，否則為0。同時滿足以下兩個條件的企業(yè)是混合所有制企業(yè)：一是企業(yè)的國有股和非國有股比率都超過20%，二是董事會同時具有國有代表和非國有代表（獨(dú)立董事除外）。

3.融資約束。融資約束程度的測度是公司金融和財務(wù)管理領(lǐng)域尚在熱烈討論的話題，至今尚未對此形成統(tǒng)一的意見。總體來看，融資約束有兩類測度指標(biāo)：一類是單變量指標(biāo)，即利用單一的財務(wù)指標(biāo)（如股利支付率、利息保障倍數(shù)）來度量；另一類是多變量指標(biāo)，即利用多個財務(wù)指標(biāo)構(gòu)建綜合指數(shù)（如KZ指數(shù)、WW指數(shù)）來測度。Glichrist[13]通過構(gòu)建歐拉方程模型展開實(shí)證研究，結(jié)果表明，股利支付率用于測度企業(yè)的融資約束程度具有合理性，基于此，本文采用股利支付率來測度企業(yè)的融資約束程度（FC）。股利支付率越高，說明企業(yè)的融資約束程度越低。

4.控制變量的測度。借鑒已有研究，本文控制了企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模（Size）、財務(wù)杠桿（Lev）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)所屬地的市場化程度（Market），并采用行業(yè)啞變量和年度啞變量來控制行業(yè)和其他宏觀環(huán)境變量的影響。本研究的變量符號定義與測度見表1。

（二）研究模型設(shè)計

為了檢驗(yàn)假設(shè)1—4，本文構(gòu)建了以下四個回歸模型。由于行業(yè)啞變量和年度啞變量較多，且不是本研究的重點(diǎn)，略去行業(yè)啞變量和年度啞變量的回歸方程形式如下：

在模型1—4中，a，b，c，d為方程的回歸系數(shù)，ε為殘差。在回歸分析過程中，采取普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸；對于模型1—3，采取OLS、以分層回歸的方式逐步引入控制變量和自變量。

（三）樣本與數(shù)據(jù)來源

為了回避我國新企業(yè)會計準(zhǔn)則體系對財務(wù)數(shù)據(jù)造成差異的影響，同時考慮到中國市場化指數(shù)等數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以2007—2009年為樣本選取的時間窗口。由于要對比分析混合所有制企業(yè)與非混合所有制企業(yè)在公司績效、融資約束程度等方面的差異，在此過程中，為了更好地控制行業(yè)、規(guī)模、上市時間長短等因素的影響，本文按照“行業(yè)相同、規(guī)模相當(dāng)、上市時間相近”的原則來獲取與混合所有制企業(yè)進(jìn)行對比的非混合所有制企業(yè)（也被稱為配對樣本）。

數(shù)據(jù)來源方面，主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），并經(jīng)過了如下幾個篩選步驟：一是剔除ST和PT類企業(yè)，原因在于處于財務(wù)困境中的企業(yè)在決策過程中會表現(xiàn)出與正常企業(yè)不一致的決策行為；二是剔除金融行業(yè)上市公司，原因在于金融企業(yè)的部分會計和財務(wù)指標(biāo)的含義與其他行業(yè)企業(yè)的指標(biāo)含義存在一定的差異；三是剔除2007—2009年間相關(guān)數(shù)據(jù)不全的樣本企業(yè)。最終得到2007—2009年間上市混合所有制企業(yè)及上市非混合所有制企業(yè)共684個企業(yè)一年的觀測值。由于樣本量不是特別大，且時間序列較短，因此，本文采用混合截面數(shù)據(jù)的相關(guān)模型和方法，對上述樣本進(jìn)行實(shí)證研究。數(shù)據(jù)處理采用Stata12。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

從樣本企業(yè)的行業(yè)分布來看，制造業(yè)企業(yè)構(gòu)成樣本的主體占63%；從時間分布來看，2007—2009年間三年的占比基本相當(dāng)，分別占30%、34%和36%。主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，樣本總體的公司績效處于中等水平（ROA均值為16.1%），但樣本企業(yè)之間的差異較大（最小值為-64.9%，最大值為85.4%）；企業(yè)融資約束程度的均值為0.021，企業(yè)融資約束的差異也比較大（最小值為0，最大值為12.6%）。此外，企業(yè)規(guī)模的均值為22.463，最大值和最小值分別為24.785和18.994，說明企業(yè)規(guī)模存在較大差異；財務(wù)杠桿的均值為0.551，最大值和最小值分別為0.912和0.038，說明企業(yè)財務(wù)杠桿存在較大差異；企業(yè)成長性的均值為0.245，最大值和最小值分別為4.259和-0.852，說明企業(yè)成長性也存在較大差異。變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

其中，混合所有制與公司績效在1%的顯著性水平上存在正相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)為0.076），這一定程度上驗(yàn)證了H1；混合所有制與融資約束（FC值越大表示企業(yè)融資約束程度越小）在1%的顯著性水平上存在正相關(guān)關(guān)系，一定程度上驗(yàn)證了H2（相關(guān)系數(shù)為0.315）；融資約束與公司績效在1%的顯著性水平上存在正相關(guān)關(guān)系，一定程度上驗(yàn)證了H3（相關(guān)系數(shù)為0.257）。多數(shù)控制變量與因變量存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明控制變量的選取具有合理性。而自變量之間的相關(guān)系數(shù)都不大，說明不存在顯著的多重共線性問題，適宜做進(jìn)一步的回歸分析。

為了檢驗(yàn)混合所有制企業(yè)與配對樣本企業(yè)（非混合所有制企業(yè)）在公司績效和融資約束上的差異，最簡單的辦法是進(jìn)行分組檢驗(yàn)（T檢驗(yàn)）。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

分組檢驗(yàn)的P（T>t）分別為0.0985和0.0756，應(yīng)拒混合所有制企業(yè)與非混合所有制企業(yè)的公司績效和融資約束無顯著差異的原假設(shè)，說明混合所有制企業(yè)的財務(wù)績效顯著優(yōu)于非混合所有制企業(yè)，H1得到驗(yàn)證，而混合所有制企業(yè)的融資約束程度都顯著低于非混合所有制企業(yè)（FC值越大表示企業(yè)融資約束程度越小），H2得到驗(yàn)證。

（二）多元回歸結(jié)果

基于前文構(gòu)建模型1—4，本文采用OLS分層回歸得到的結(jié)果見表4。

模型1的控制變量（企業(yè)規(guī)模、財務(wù)杠桿、成長性與市場化程度）中，多數(shù)與被解釋變量存在顯著的相關(guān)關(guān)系（正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系），說明控制變量的選取是恰當(dāng)?shù)?。在模?中，加入混合所有制后，混合所有制在1%水平上與公司績效顯著正相關(guān)，調(diào)整擬合優(yōu)度也由此獲得較大幅度的提高并且調(diào)整擬合優(yōu)度的變化在1%水平上顯著，說明混合所有制程度的提高是導(dǎo)致公司績效提升的重要因素，H1通過驗(yàn)證。加入融資約束后，融資約束變量（FC）在1%水平上與公司績效顯著負(fù)相關(guān)，調(diào)整擬合優(yōu)度也由此獲得較大幅度的提高且調(diào)整擬合優(yōu)度的變化在5%水平上顯著，說明融資約束程度（FC值越大表示融資約束程度越低）的下降是導(dǎo)致公司績效提升的重要因素，H3通過驗(yàn)證。

模型2的控制變量（企業(yè)規(guī)模、財務(wù)杠桿、成長性與市場化程度）中，多數(shù)與被解釋變量存在顯著的相關(guān)關(guān)系（正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系），說明控制變量的選取是恰當(dāng)?shù)?。加入混合所有制后，混合所有制?%水平上與融資約束變量顯著正相關(guān)，調(diào)整擬合優(yōu)度也由此獲得較大幅度的提高且調(diào)整擬合優(yōu)度的變化在10%水平上顯著，說明混合所有制程度的提高是導(dǎo)致融資約束程度減輕（即融資約束變量值增加）的重要因素，H2通過驗(yàn)證。

根據(jù)溫忠麟等[14]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，在自變量（混合所有制）與中介變量（融資約束）的關(guān)系、中介變量與因變量（公司績效）的關(guān)系中，如果只有一個關(guān)系顯著，則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，如果兩個關(guān)系都顯著，則把自變量和中介變量放在一起檢驗(yàn)其對因變量的影響。由于H2和H3都成立，因此需要把自變量和中介變量放在同一方程檢驗(yàn)其對因變量的影響（即模型4）。對比模型1-2和模型4可以發(fā)現(xiàn)，在加入融資約束后，混合所有制的顯著性水平下降但依然顯著，說明融資約束在混合所有制與公司績效之間起部分中介作用，H4通過驗(yàn)證。

（三）結(jié)果與討論

對于回歸方程1，在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上，本文采取分層OLS回歸的方式來分析混合所有制對公司績效的影響。結(jié)果表明，混合所有制的股權(quán)結(jié)構(gòu)有助于公司財務(wù)績效的提升，這一定程度上證實(shí)了利益相關(guān)者理論和資源基礎(chǔ)觀的相關(guān)觀點(diǎn)。即與非混合所有制企業(yè)相比，混合所有制企業(yè)由于具有性質(zhì)更為多元化的所有者（即同時具有國有股東和非國有股東），這一方面有助于企業(yè)更有效地協(xié)調(diào)各利益相關(guān)者之間可能存在的利益矛盾，從而有助于公司財務(wù)績效的提升；另一方面，有助于為企業(yè)帶來更為多元化的企業(yè)資源，而企業(yè)資源的多元化有助于企業(yè)降低外部環(huán)境不確定性對公司財務(wù)績效造成的負(fù)面影響，因此有助于企業(yè)財務(wù)績效的提升。

對于回歸方程2，被解釋變量是融資約束程度，本文采取分層OLS回歸的方式來分析混合所有制對融資約束程度的影響。結(jié)果表明，混合所有制的股權(quán)結(jié)構(gòu)有助于企業(yè)融資約束程度的降低（FC值越大表示融資約束程度越低）。這一定程度上支持了委托代理理論的相關(guān)觀點(diǎn)，即混合所有制企業(yè)由于具有性質(zhì)更為多元化的股東，同時控股股東“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象較為少見，因此有助于企業(yè)緩解可能發(fā)生的代理沖突和代理問題，對于這樣的企業(yè)，資本供給者（股東、債權(quán)人等）會更樂意提供企業(yè)所需的資金，從而放松企業(yè)面臨的融資約束；回歸結(jié)果與金融相關(guān)理論的觀點(diǎn)相符，即在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家，政府和企業(yè)都掌握著一定的資源，與非混合所有制企業(yè)相比，混合所有制企業(yè)所擁有的國有股東有助于企業(yè)借助政府的力量來更有效地獲取資金這一稀缺資源（放松政府主導(dǎo)的融資約束），同時非國有股東更為靈活的企業(yè)經(jīng)營決策機(jī)制則有助于放松企業(yè)主導(dǎo)的融資約束，最終有助于企業(yè)綜合融資約束程度的降低。

對于回歸方程3，本文采取分層OLS回歸的方式來分析融資約束程度對公司績效的影響。結(jié)果表明，融資約束程度的降低有助于公司財務(wù)績效的提升。這一定程度上支持了財務(wù)學(xué)派的觀點(diǎn)，即企業(yè)更容易獲取所需資金或者以更低融資成本獲取所需資金，能夠更有效地利用那些凈現(xiàn)值為正的投資項目，進(jìn)而增進(jìn)企業(yè)利潤。實(shí)證結(jié)果不支持公司治理學(xué)派的觀點(diǎn)，融資約束程度的提高有助于代理成本的降低，進(jìn)而有助于企業(yè)績效的提升。可能的解釋是，一方面公司治理的其他機(jī)制（如董事會、監(jiān)事會、經(jīng)理層、股權(quán)結(jié)構(gòu)等公司治理機(jī)制）已經(jīng)比較有效地降低了企業(yè)的代理成本，從而融資約束程度的公司治理效應(yīng)相對不那么明顯了；另一方面，即使融資約束程度能發(fā)揮較大的公司治理效應(yīng)，即能顯著提升企業(yè)績效，但由于融資約束程度的提高對于企業(yè)績效的負(fù)面影響更為明顯，二者的合力最終依然表現(xiàn)為企業(yè)績效的降低。

對于回歸方程4，本文通過把自變量和中介變量同時放入回歸方程、采取OLS回歸的方式來分析融資約束程度在混合所有制與公司績效之間的中介效應(yīng)。結(jié)果表明，融資約束程度在混合所有制與公司績效之間起部分中介作用，這一定程度上支持了波特所提出的“結(jié)構(gòu)-行為-績效”范式（SCP范式）及代理理論、利益相關(guān)者理論及資源基礎(chǔ)觀等相關(guān)理論的觀點(diǎn)。即相對于非混合所有制企業(yè)而言，混合所有制企業(yè)由于具有性質(zhì)更為多元化的投資者，一方面企業(yè)能通過這些性質(zhì)多元化的投資者接近更多的融資渠道，另一方面性質(zhì)多元化的投資者有助于企業(yè)更有效地協(xié)調(diào)企業(yè)與資金擁有者之間的關(guān)系，因此能更有效地放松企業(yè)所面臨的融資約束程度，進(jìn)而能更有效地利用那些具有正的凈現(xiàn)值的投資項目，最終有助于公司財務(wù)績效的提升。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在學(xué)術(shù)研究中，對于特定的研究變量，可能存在多種測度方法，因此，只采用某一種測度指標(biāo)基礎(chǔ)上獲得的實(shí)證研究結(jié)論可能存在一定的偏差，為了降低這一偏差，需要進(jìn)行替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文主要進(jìn)行了以下幾項替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是公司績效替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）來衡量公司績效，對上述模型重新進(jìn)行回歸分析；二是融資約束替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即參照Kaplan and Zingales[15]的做法，采用KZ指數(shù)來衡量融資約束（KZ指數(shù)越大，意味著企業(yè)所面臨的融資約束程度越高），對上述模型重新進(jìn)行回歸分析。檢驗(yàn)結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

此外，在樣本選取過程中，異常樣本可能會對實(shí)證研究結(jié)果產(chǎn)生較大的影響，從而產(chǎn)生有偏的研究結(jié)果。為了降低樣本中可能包含的異常值對研究結(jié)論的影響，本文還進(jìn)行了剔除異常值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即是把公司績效三倍標(biāo)準(zhǔn)差以外的樣本作為異常值進(jìn)行剔除，然后重新對上述模型進(jìn)行回歸分析。檢驗(yàn)結(jié)果也通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

五、結(jié)論與啟示

本文采用配對樣本法選取了2007—2009年間我國滬深兩市的125家非金融類混合所有制企業(yè)和125家非混合所有制企業(yè)作為樣本，采用虛擬變量來測度混合所有制，采用股利支付率來測度融資約束程度，在此基礎(chǔ)上分析了混合所有制企業(yè)與非混合所有制企業(yè)之間在公司績效和融資約束程度上的差異，結(jié)果表明，混合所有制企業(yè)的績效顯著優(yōu)于非混合所有制企業(yè)的績效，而混合所有制企業(yè)的融資約束程度顯著低于非混合所有制企業(yè)的融資約束程度。而利用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行的進(jìn)一步回歸分析結(jié)果表明，融資約束程度對于公司績效具有顯著的負(fù)向影響，而且融資約束程度在混合所有制與公司績效之間起部分中介作用，這意味著，企業(yè)在所有權(quán)結(jié)構(gòu)上的差異（即混合所有制這一股權(quán)結(jié)構(gòu)安排）會通過緩解企業(yè)所面臨的融資約束程度來進(jìn)一步影響企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果（即提升企業(yè)績效），這部分地解釋了我國國有企業(yè)正在進(jìn)行的混合所有制改革的理論依據(jù)。

基于上述研究結(jié)果，本文認(rèn)為，我國國企的混合所有制改革和其他類型企業(yè)的公司治理實(shí)踐中，需要注意以下幾點(diǎn)：首先，對于微觀企業(yè)而言，融資約束程度會受到所有制結(jié)構(gòu)的影響，因此，企業(yè)應(yīng)從公司治理的各個方面（包括股權(quán)結(jié)構(gòu)方面）著手，提升公司治理水平，從而降低企業(yè)融資時投資者所擔(dān)憂的企業(yè)不確定性問題，進(jìn)而有助于降低企業(yè)所面臨的融資約束程度；其次，融資約束是混合所有制改革影響公司績效的重要途徑和通道之一，因此，作為國有企業(yè)，可以通過多種途徑引進(jìn)更為多元化的投資者，具體來說，可以引進(jìn)包括外資股東、民營股東和集體股東等在內(nèi)的非國有股東，并讓他們在企業(yè)重大決策中發(fā)揮出實(shí)質(zhì)性作用，以優(yōu)化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和重大決策機(jī)制，進(jìn)而有助于公司績效的提升；最后，融資難是我國眾多企業(yè)（包括民營企業(yè)、國有中小型企業(yè)等）面臨的共性問題，作為政策制定部門，應(yīng)出臺相關(guān)的法律法規(guī)和政策條例，進(jìn)一步完善資本市場和加強(qiáng)對金融機(jī)構(gòu)的監(jiān)管，以更有效地貫通資金從擁有者到需求者之間的通道。

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