楊松令，孫大衛(wèi)，劉亭立

（北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，北京 100124）

一、前言

國資國企改革一直是牽動我國經(jīng)濟發(fā)展全局的一項重要經(jīng)濟舉措，國有企業(yè)發(fā)展的狀況和國有企業(yè)創(chuàng)值能力的提升，不只影響企業(yè)及其利益相關(guān)者，也對我國整體經(jīng)濟發(fā)展有重要影響?；旌纤兄频拿}早在我國20世紀80年代中后期開始被提出并研究。薛暮橋（1987）在討論我國經(jīng)濟體制改革過程中的不同性質(zhì)企業(yè)合資經(jīng)營問題時，曾對混合所有制的概念進行了論述。對于國有企業(yè)發(fā)展過程中的低效和制度優(yōu)勢體現(xiàn)不足等問題，學(xué)術(shù)界普遍認為，國有企業(yè)積極發(fā)展混合所有制可以通過發(fā)揮不同所有制的制度優(yōu)勢以彌補國有企業(yè)失靈，這也是混合所有制存在的重要原因。近年來，隨著我國對國資國企改革的不斷推進，學(xué)術(shù)界對這一問題的相關(guān)研究體現(xiàn)出更強的實效性，更注重研究成果對企業(yè)運行的實際指導(dǎo)意義。如張輝等（2016）通過構(gòu)建雙重差分模型分析了混合所有制改革對政策性負擔的影響，并在此基礎(chǔ)上討論了混改及政策性負擔對企業(yè)績效的效應(yīng)。然而，現(xiàn)階段，在國有持股企業(yè)管理運營過程中如何科學(xué)有效地推進混合所有制改革問題上，還存在著一些不容忽視的問題。

一方面，從企業(yè)角度來說，國有資本持股的企業(yè)（特別是國有控股企業(yè)）存在目標多元化的問題。另一方面，從推進企業(yè)混合所有制改革的角度來說，國有企業(yè)與民營企業(yè)體制形式的不同以及控股資本屬性的差異，約束了企業(yè)混合所有制改革的有效推進。企業(yè)的混合所有制改革本質(zhì)上是企業(yè)股權(quán)比例的最優(yōu)問題，改革的特殊性在于，企業(yè)通過改革實現(xiàn)國有資本和私有資本兩種不同所有制資本關(guān)系的重新締結(jié)，是兩種利益相關(guān)者產(chǎn)權(quán)關(guān)系的再構(gòu)（黃群慧等，2014）。因此，如何科學(xué)有效地推進企業(yè)混合所有制改革，實現(xiàn)國有資本投資的準確量化，防止尋租現(xiàn)象的發(fā)生，體現(xiàn)改革的公平、公正、規(guī)范、高效的原則，就顯得尤為重要。本文對于企業(yè)創(chuàng)值的模型設(shè)計中，加入反映社會責(zé)任的社會價值創(chuàng)造變量，依據(jù)數(shù)據(jù)本身隱含的信息進行內(nèi)生分組的非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）模型，通過實證分析，對混改背景下企業(yè)最優(yōu)股權(quán)結(jié)構(gòu)進行研究，為推進國有持股企業(yè)混合所有制改革提供實證依據(jù)和方法借鑒。

二、模型設(shè)定與選擇

（一）數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)計

本文選取2008—2016年我國滬深A(yù)股上市公司前十大股東中含有國有股的企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。按照以下原則對原始樣本進行剔除：首先，剔除信息披露不完整、數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；其次，剔除金融保險類上市企業(yè)；最后，剔除ST、*ST或 PT類上市企業(yè)。剔除后的樣本企業(yè)數(shù)為2 290家，樣本總量為12 872。本文主要使用Stata和MATLAB軟件對數(shù)據(jù)進行處理。此外，本文根據(jù)各省發(fā)改委或政府官方網(wǎng)站提供的資料及各省《中國制造2025》實施綱要，對各樣本主營業(yè)務(wù)所屬行業(yè)及各地支柱性產(chǎn)業(yè)進行整理和歸納。

本文實證分析所采用的指標變量及具體含義如下：

1.被解釋變量：樣本企業(yè)價值創(chuàng)造水平。考慮到國有出資人目標函數(shù)的雙重性要求，本文在衡量樣本企業(yè)價值創(chuàng)造水平時，一方面，為了更準確地衡量企業(yè)的經(jīng)濟價值創(chuàng)造水平，加入股東利益創(chuàng)造率和債權(quán)人利益創(chuàng)造率；另一方面，基于國有出資人會以犧牲一定經(jīng)濟回報的方式實現(xiàn)社會目標的特性，加入企業(yè)社會價值創(chuàng)造的相關(guān)衡量指標。樣本企業(yè)股東利益創(chuàng)造率為企業(yè)當年凈利潤與總資產(chǎn)的比值，企業(yè)債權(quán)人利益創(chuàng)造率為企業(yè)當年利息支出與總資產(chǎn)的比值。同時，從捐贈支出、上繳稅費、職工工資福利支出三個方面考核樣本企業(yè)的社會價值的創(chuàng)造水平。其中，企業(yè)捐贈支出用企業(yè)社會公益創(chuàng)造率來表示，為企業(yè)當年捐贈支出與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；企業(yè)上繳稅費用政府利益創(chuàng)造率來表示，為企業(yè)當年支付各項稅費與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；用職工利益創(chuàng)造率表示樣本企業(yè)的職工工資福利支出，為職工工資福利支出與總資產(chǎn)的比值。

2.解釋變量：國有股權(quán)比例。在國有股權(quán)比例計算方面，本文首先將上市公司前十大股東持股性質(zhì)作為劃分企業(yè)中是否存在國有股權(quán)的依據(jù)，企業(yè)中當年國有股權(quán)比例為企業(yè)中所有股份性質(zhì)為國有的（包括“國有股”、“國有法人股”以及“國家股”等）股東當年所持股份比例之和。對于不在前十大股東之列的國有股東，一方面由于企業(yè)財報無法對其進行披露，同時根據(jù)林莞娟等（2016）解釋，此類股東持股比重通常較小，對最終實證結(jié)果不會有顯著影響。

3.轉(zhuǎn)換變量：國有股權(quán)

4.其它控制變量：企業(yè)價值創(chuàng)造除了受國有股份影響之外，還受到諸多因素影響。本研究納入了所有權(quán)性質(zhì)、支柱性產(chǎn)業(yè)、兩職兼任情況、公司規(guī)模、公司成長性以及資本結(jié)構(gòu)等作為控制變量。其中，兩職兼任情況，即企業(yè)董事長與總經(jīng)理是否為同一人兼任，反映了企業(yè)決策權(quán)的集中情況，若企業(yè)集中度過高（存在兼任情況）則有可能對企業(yè)創(chuàng)值能力產(chǎn)生不良影響（白重恩等，2005）；公司成長性，等于公司當年銷售收入與公司上年銷售總收入之差除以公司上年銷售總收入；公司規(guī)模，等于公司總資產(chǎn)的對數(shù)，不僅反映了市場資源獲取能力，同時也影響企業(yè)的組織層級和靈活度；資本結(jié)構(gòu)，等于企業(yè)期末負債除以期末資產(chǎn)。此外，根據(jù)各地發(fā)改委或政府官方網(wǎng)站提供的資料，同時結(jié)合各地區(qū)《中國制造2025》實施綱要，手工整理樣本企業(yè)所在地的支柱性產(chǎn)業(yè)，而后根據(jù)企業(yè)主營業(yè)務(wù)所屬行業(yè)進行區(qū)分。

（二）原始指標描述性分析

表1展示了全部有效樣本的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)情況。由表2可知，國有股權(quán)比例（STATE）的均值為 31.3，所有權(quán)性質(zhì)（SOE）的均值為 0.63，說明目前我國國有資本持股企業(yè)大多數(shù)以控股為主，但國有股一股獨大現(xiàn)象正在減少，這也從側(cè)面反映出我國國有持股企業(yè)混合所有制改革的成果。樣本企業(yè)中，支柱性產(chǎn)業(yè)（PI）的均值為0.48，表面國有持股企業(yè)的主營業(yè)務(wù)多數(shù)屬于當?shù)刂е援a(chǎn)業(yè)，這對于了解國有資本的投資偏好以及分析被投資企業(yè)的預(yù)算軟約束等問題提供了一定的數(shù)據(jù)支持。公司規(guī)模（SIZE）的均值為22.16，最大值為28.5，最小值為11.34，標準差為1.41，表明國有資本持股企業(yè)的公司規(guī)模差異較小。公司成長性（GR）的均值為12.48，標準差為1 193.91，表明樣本企業(yè)的銷售收入存在很大差異。資本結(jié)構(gòu)（LEV）的均值為 0.52，標準差為1.39，表明樣本國有持股企業(yè)負債的資本化程度高，普遍存在償債壓力大的現(xiàn)象。在企業(yè)價值創(chuàng)造方面分為企業(yè)經(jīng)濟價值創(chuàng)造和企業(yè)社會價值創(chuàng)造。其中，企業(yè)經(jīng)濟價值創(chuàng)造（EV）方面，樣本企業(yè)資產(chǎn)收益率（ROA）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）的標準差近似，均在0.6左右，表面樣本企業(yè)ROA與ROE的差異較小。企業(yè)債權(quán)人利益創(chuàng)造率（DEBT）的均值與標準差也相對較小。與此相反的是，樣本企業(yè)股東利益創(chuàng)造率（SHAR）的標準差較大，達到118.39，這可能與樣本企業(yè)在成長性方面的差異有關(guān)。在企業(yè)社會價值創(chuàng)造方面（SV），樣本企業(yè)的社會公益創(chuàng)造率（CHAR）的均值最小，為0.017，其次為企業(yè)政府利益創(chuàng)造率（TAX），均值為 3.948，樣本職工利益創(chuàng)造率（SAL）均值最高，為6.31。表明，國有資本持股企業(yè)的社會價值主要通過員工福利支出來體現(xiàn)。

表1 原始指標的描述性統(tǒng)計

（三）模型的設(shè)定與選擇

1.綜合指標的確定。為了更準確地反應(yīng)國有資本持股企業(yè)的價值創(chuàng)造情況，本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，一方面擴充了對樣本企業(yè)經(jīng)濟價值創(chuàng)造的反應(yīng)指標，另一方面引入反應(yīng)企業(yè)社會貢獻的企業(yè)社會價值創(chuàng)造相關(guān)指標。企業(yè)價值相關(guān)指標的增多，盡管有利于對所研究問題形成更全面系統(tǒng)的認識，但由于變量之間可能存在相關(guān)性，以及數(shù)據(jù)之間可能存在重復(fù)性，因此分析模型的復(fù)雜度將會大大增加（雍紅月、李松林，2005）。為了解決這一問題，同時為了降低模型擬合的維度，本文采用基于時間序列的全局因子分析對衡量企業(yè)價值創(chuàng)造的8個指標進行分析，并通過獲取的3個因子得分和作為權(quán)重方差貢獻率計算成綜合得分指標，即企業(yè)價值創(chuàng)造（V）。本文對反應(yīng)企業(yè)創(chuàng)值能力的因子分析大致步驟如下（限于篇幅，不再具體展示）：

（1）因子個數(shù)選擇。根據(jù)對不同年份的樣本的因子分析，得到了分析相關(guān)矩陣的特征值和解釋的變異比例，并主要根據(jù)該判定因子個數(shù)。例如，在2008年當因子數(shù)為3時，可以解釋75.32%的變異比例，同樣如2009年數(shù)據(jù)所示，在因子個數(shù)為3時，可以解釋77.14%的變異比例。

（2）公因子的確定。此部分將不同時間點的截面數(shù)據(jù)表整合成統(tǒng)一的立體時序數(shù)據(jù)表，然后通過分析，尋找對于時序立體數(shù)據(jù)表來說的統(tǒng)一簡化子空間，將每個數(shù)據(jù)表在該空間中進行投影，得到公因子。此部分因子載荷計算通過主成分分析法來計算得到。用主成分法確定因子載荷時，需要根據(jù)以上主成分分析確定的因子數(shù)作為未旋轉(zhuǎn)的公共因子。由于需要對公共因子的意義進行詳細分析，理想情況下，變量在某個單因子上具有高額載荷，而在其余的因子上有較小的載荷。以2008年為例，通過對2008年的數(shù)據(jù)集進行因子分析，共抽取了3個公共因子。其中，roa、tobinq以及char變量在factor2因子上均具有明顯的載荷，而 shar、det、tax以及 sal在 factor1因子上具有明顯的載荷。

（3）因子的方差最大正交旋轉(zhuǎn)。在求出主因子解后，各個主因子的典型代表變量不很突出，還需要進行因子旋轉(zhuǎn)，通過適當?shù)男D(zhuǎn)得到比較滿意的主因子。本文選用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法（Varimax），進行因子旋轉(zhuǎn)。最大方差正交旋轉(zhuǎn)法可以幫助找出多個因子，以澄清概念的內(nèi)容。以2008年為例，因子旋轉(zhuǎn)后，roa變量在3個不同因子上的載荷仍舊表現(xiàn)相當，而其余的變量基本在factor1因子上具有高載荷。

（4）綜合評價指標函數(shù)的確定。在找出公共因子后，對數(shù)據(jù)集中的觀測值進行得分計算（即確定因子得分），并經(jīng)過標準化評分。通過計算得到不同因子得分后，根據(jù)匯總因子得分所占比例，計算為1個綜合指標，即企業(yè)價值創(chuàng)造V=Factor1得分×Factor1比例+Factor2得分×Factor2比例+Factor3得分×Factor3比例，V為由各因子的線性組合得到綜合評價指標函數(shù)。通過因子分析法求得表示樣本企業(yè)價值創(chuàng)造的綜合指標之后，分別按照所有權(quán)屬性和企業(yè)主營業(yè)務(wù)歸屬，對樣本企業(yè)創(chuàng)值水平進行描述性統(tǒng)計分析。

表2 國有控股與國有參股企業(yè)價值創(chuàng)造均值分布

表2顯示了國有控股企業(yè)與國有參股企業(yè)價值創(chuàng)造水平。首先，根據(jù)兩類企業(yè)的樣本數(shù)可以看出，國有參股企業(yè)的數(shù)量增幅明顯，由2008年的223家，增長至2016年的864家，同時國有控股企業(yè)的數(shù)量相對穩(wěn)定，從2008年的844家上升到2016年的951家，表明我國近幾年國資國企改革的成效以及國有資本控制力和影響力的提升。其次，國有控股企業(yè)的價值創(chuàng)造水平自2010年開始逐漸遞減，而與此形成對比的是國有參股企業(yè)的價值創(chuàng)值水平在逐年遞增，這一現(xiàn)象不僅表明了企業(yè)所有權(quán)屬性對企業(yè)創(chuàng)值能力可能存在影響，同時還說明，國有參股企業(yè)由于激勵機制、經(jīng)營自由度及社會負擔較小等原因，能為出資人創(chuàng)造更高的回報和價值。

2.基本計量模型的設(shè)定。在確定了企業(yè)價值創(chuàng)造的綜合指標之后，本文建立國有資本投資對企業(yè)價值創(chuàng)造影響的面板回歸模型如下：

其中，Vit代表i上市公司t年的企業(yè)價值創(chuàng)造值，STATEit代表i上市公司t年的國有股權(quán)比例 ，SOEit、PLit、CEOit、SIZEit、GRit、LEVit分 別 代 表 i上市公司t年的所有權(quán)性質(zhì)、支柱性產(chǎn)業(yè)情況、兩職兼任情況、公司規(guī)模、公司成長性以及資本結(jié)構(gòu)情況。ui表示各企業(yè)不可觀察效應(yīng)，εit表示隨機干擾項。

3.非線性回歸模型的設(shè)定。為了充分擬合多個異質(zhì)性維度下國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的非線性效應(yīng)，本研究采用Gonzá lez等（2005）提出的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）。該模型具有多方面優(yōu)點。首先PSTR模型的系數(shù)可以取不同數(shù)值，隨門檻變量（Threshold Variable）進行平滑轉(zhuǎn)換，而不存在離散跳躍式；其次，模型系數(shù)會隨著樣本與時間變化，是完全的變系數(shù)模型，可以真實擬合出真實世界的復(fù)雜情況?；诨久姘寤貧w模型（1）和González等（2005）提出的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸構(gòu)建原理，本研究設(shè)定以下1個PSTR模型：

其中，t（STATEit；r，c）表示轉(zhuǎn)換變量為STATEit的轉(zhuǎn)換函數(shù)。

三、基于企業(yè)所有權(quán)視角的實證結(jié)果分析

（一）模型的線性與非線性檢驗

對PSTR模型進行估計前，需首先檢驗國有資本持股比例對企業(yè)價值創(chuàng)造是否存在非線性效應(yīng)，如果存在非線性效應(yīng)，則需進一步對模型的剩余非線性效應(yīng)進行檢驗。根據(jù)Colletaz&Hurlin（2006）的方法應(yīng)用，首先在位置參數(shù) m=1時，考慮不同轉(zhuǎn)換函數(shù)的假設(shè)，直至不能拒絕原假設(shè)后停止檢驗；其次，再設(shè)定位置參數(shù)m=2的情況。

從線性檢驗和剩余非線性檢驗的結(jié)果可知（限于篇幅不再展示），當轉(zhuǎn)換函數(shù) t（STATEit；r，c）中位置參數(shù)個數(shù) m=1 時，LM、LMF、LRT三個統(tǒng)計檢驗量均在1%的顯著性水平下拒絕了線性模型的原假設(shè)，三個統(tǒng)計量的p值為0.00。當轉(zhuǎn)換函數(shù) t（STATEit；r，c）中的位置參數(shù)個數(shù) m=2 時，LM、LMF、LRT三個統(tǒng)計檢驗量也均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)（H0：r=0），上述結(jié)果表明國有資本持股比例與企業(yè)價值創(chuàng)造之間的關(guān)系是非線性，需采用非線性面板平滑轉(zhuǎn)換模型進行評估分析。

以上分析顯示模型存在顯著性非線性效應(yīng)，需繼續(xù)對模型進行剩余非線性檢驗。在位置參數(shù)m=1時，全樣本與是否國有所有權(quán)的樣本均不能拒絕轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)為1的原假設(shè)（H0：r=1），可推斷模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)r取1；當位置參數(shù)m=2時，三類樣本LM、LMF、LRT三個統(tǒng)計檢驗量均在1%的顯著性水平下拒絕轉(zhuǎn)換函數(shù)t（STATEit；r，c）個數(shù)為1的原假設(shè)，轉(zhuǎn)換函數(shù)最優(yōu)的個數(shù)r應(yīng)為2。

（二）位置參數(shù)及轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)的確定

在獲得模型不同位置參數(shù)下最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)同時，還需進一步確定模型中位置參數(shù)個數(shù)。根據(jù)表3所示，赤池信息量準則（AIC）和貝葉斯準則（BIC），無論是全樣本，還是國有控股企業(yè)與國有參股企業(yè)下的分樣本，AIC與BIC均在m=l時取得最小值，再結(jié)合PSTR模型中的位置參數(shù)個數(shù)且反映出橫截面和時間的異質(zhì)性（Colleta and Hurlin，2006）。本文最終將位置參數(shù)的最優(yōu)個數(shù)確定為l；同時，根據(jù)剩余非線性檢驗結(jié)果，轉(zhuǎn)換函數(shù)的最優(yōu)個數(shù)也確定為1。

表3 位置參數(shù)及轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)確定

（三）PSTR模型估計結(jié)果及分析

通過上述檢驗及最優(yōu)參數(shù)個數(shù)確定，可確定國有股權(quán)比例對企業(yè)價值創(chuàng)造的PSTR模型最終形式，發(fā)現(xiàn)與之前確定非線性模型一致，即模型（2）。采用非線性最小二乘法（NLS）進行估計，所得結(jié)果如表4所示。

從表中觀察，無論是全樣本模型，還是國有控股企業(yè)與國有參股企業(yè)樣本模型，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的非線性部分系數(shù)均在1%顯著性水平下有統(tǒng)計學(xué)意義，表明國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造具有顯著非線性效應(yīng)。具體來看，全樣本模型時國有股對企業(yè)價值創(chuàng)造的線性部分系數(shù)β10=0.139，轉(zhuǎn)換函數(shù)前的非線性系數(shù) β11=-0.009，β10+β11=0.13＞0，表示隨著國有股權(quán)比例的提高，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造具有顯著促進作用；另一方面，國有股權(quán)處于門檻值（c=28.5%），當國有股權(quán)比例在門檻值以內(nèi)時，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造以正向效應(yīng)為主導(dǎo)（β10＞0），當國有股權(quán)比例超過門檻值后，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的促進效應(yīng)逐漸減弱（β11＜0），抑制效應(yīng)逐漸增強。此外，斜率參數(shù)較大（r=212.29），表明隨著國有股權(quán)比重的不斷上升轉(zhuǎn)換函數(shù)呈現(xiàn)出較快變化趨勢。

表4 以國有股權(quán)比例為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型估計結(jié)果

進一步依據(jù)樣本企業(yè)所有權(quán)屬性進行分層分析可知，國有控股企業(yè)中，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的線性系數(shù) β10=0.041，非線性系數(shù) β10=-0.031，β10+β11=0.01＞0，表明在國有控股企業(yè)中，國有資本持股比例對企業(yè)價值創(chuàng)造具有正向影響。同時，與全樣本的門檻效應(yīng)類似，當國有股權(quán)比例處于門檻值（c=21.1%）以內(nèi)時，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的主導(dǎo)影響為促進效應(yīng)（β10＞0），隨著國有股權(quán)越過門檻值后，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的促進效應(yīng)漸漸變?nèi)?，最終表現(xiàn)為抑制效應(yīng)（β11=-0.031＜0），且平滑系數(shù)較大（r=471.9），表明隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)前的非線性系數(shù)變動較為迅速。另一方面，在國有參股企業(yè)中，國有股權(quán)比例對企業(yè)價值創(chuàng)造的非線性影響與全樣本時類似，當國有股權(quán)處于門檻值（c=19.4%）以內(nèi)時，國有股權(quán)比例對企業(yè)價值創(chuàng)造以正向效應(yīng)為主，越過門檻值后抑制效應(yīng)增強，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的促進作用減少，但國有參股企業(yè)中，國有股權(quán)由低區(qū)間值平滑轉(zhuǎn)換為高區(qū)間值的速度相對較為緩慢（r=188.3）。綜上分析可知，無論是在全樣本中，還是在國有控股企業(yè)及國有參股企業(yè)中，國有資本持股比例對企業(yè)價值創(chuàng)造都存在倒U型效應(yīng)。當持股比例低于門檻值時，隨著國有資本持股比例的上升，門檻促進效應(yīng)趨強。當持股比例超過門檻值時，促進效應(yīng)開始減弱，抑制效應(yīng)開始增強。此外，相比國有參股企業(yè)，國有控股企業(yè)的門檻效應(yīng)更為迅速，亦即在國有控股企業(yè)中，企業(yè)價值創(chuàng)造能力對于國有股權(quán)的變動更為敏感。

此外，觀察各控制變量對企業(yè)價值創(chuàng)造影響，兩職兼任情況的系數(shù)區(qū)間為[0.207，0.037]，兩職兼任情況對企業(yè)價值創(chuàng)造具有正向影響，但是兩職兼任情況的線性系數(shù)不顯著。公司規(guī)模對企業(yè)價值創(chuàng)造影響的系數(shù)區(qū)間為[0.009，0.000 8]，表明公司規(guī)模對企業(yè)價值創(chuàng)造具有顯著促進作用。公司成長性對企業(yè)價值創(chuàng)造的系數(shù)區(qū)間為[0.570，0.569]，對企業(yè)價值創(chuàng)造同樣具有正向影響。資本結(jié)構(gòu)的系數(shù)區(qū)間[-0.271，-0.159]，說明資產(chǎn)負債率對企業(yè)價值創(chuàng)造具有負向影響。

四、穩(wěn)健性檢驗

模型的內(nèi)生性問題一般來源于反向因果、遺漏變量、模型設(shè)定等因素。不同于民營公司，我國國有持股（特別是國有控股）上市公司承擔了部分政府宏觀調(diào)控的角色，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)更多受到政府的控制，企業(yè)價值創(chuàng)造對國有股權(quán)的影響微弱；本文的回歸模型本質(zhì)上屬于面板固定效應(yīng)模型，控制了不隨時間變動的企業(yè)個體可不觀測異質(zhì)性因素的影響，且模型設(shè)定進行了相關(guān)的統(tǒng)計檢驗，部分緩解了模型的內(nèi)生性問題。

為檢驗前述發(fā)現(xiàn)的穩(wěn)健性，本部分逐一去掉模型的控制變量（見表5），除去掉個別變量時國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的影響系數(shù)方向異常外，其他系數(shù)與前文模型的估計結(jié)果基本一致，只是顯著性水平有所差異。這說明從PSTR模型中逐一剔除一個解釋變量，并未改變本文的相關(guān)結(jié)論。上述測試結(jié)果表明本文的結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表5 模型1逐一去掉控制變量的估計結(jié)果

五、結(jié)論

在我國國有企業(yè)改革已經(jīng)取得階段性成績的基礎(chǔ)上，將混合所有制作為全面推進國企改革的新的突破口和中心環(huán)節(jié)，需要立足于國有資本雙重屬性、雙重目標的特點，對國有持股企業(yè)改革面臨的問題進行研究，通過分析厘清改革需要解決的重點問題，從而為新一輪的國有企業(yè)混合所有制改革提供有建設(shè)性的政策建議。基于此，本文在現(xiàn)有文獻及前文的研究基礎(chǔ)上，引入企業(yè)社會價值創(chuàng)造指標，首先采用因子分析的方法，用少數(shù)幾個因子描述許多指標或因素之間的聯(lián)系，以較少的幾個因子反映企業(yè)價值創(chuàng)造的大部分信息，構(gòu)建了綜合指標函數(shù)，隨后用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型從企業(yè)所有權(quán)屬性角度，分析了國有資本持股情況對企業(yè)綜合價值創(chuàng)造的影響，并分別求出門檻值，亦即最優(yōu)股權(quán)比例。研究發(fā)現(xiàn)，無論是在全樣本中，還是基于企業(yè)所有權(quán)的分層樣本中，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造具有顯著非線性效應(yīng)，且隨著國有股權(quán)比例的提高，國有股權(quán)對企業(yè)綜合價值創(chuàng)造具有顯著促進作用；當國有股權(quán)比例在門檻值以內(nèi)時，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造以正向效應(yīng)為主導(dǎo)，當國有股權(quán)比例超過門檻值后，國有股權(quán)對企業(yè)價值創(chuàng)造的促進效應(yīng)逐漸減弱，抑制效應(yīng)逐漸增強。此外，國有控股企業(yè)綜合價值的創(chuàng)造對企業(yè)中國有資本結(jié)構(gòu)的變動情況更為敏感，變化趨勢更快。

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