(1、2.集美大學(xué)水產(chǎn)學(xué)院，福建 廈門361021)

混合所有制改革(以下簡(jiǎn)稱“混改”)是我國(guó)國(guó)企改革的重要組成部分和必然結(jié)果。2002年我國(guó)政府開始股份制改革試點(diǎn)，積極推進(jìn)股權(quán)多樣化，國(guó)企治理制度不斷發(fā)展和完善。2013年國(guó)務(wù)院印發(fā)《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問(wèn)題的決定》，十八屆三中全會(huì)提出在推進(jìn)結(jié)構(gòu)改革中積極發(fā)展混合所有制以促進(jìn)民企活力與國(guó)企實(shí)力的交流融合，國(guó)企混改進(jìn)入實(shí)質(zhì)性改革時(shí)期。

投資效率決定著企業(yè)的未來(lái)價(jià)值，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為在國(guó)企“混改”過(guò)程中，各類非國(guó)有資本的引入致使國(guó)企股權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)生變革，這在一定程度上能夠?qū)?guó)有股東的經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生影響，形成高效的運(yùn)作機(jī)制，充分發(fā)揮不同資本的比較優(yōu)勢(shì)[1-4]。此外，更注重資本收益的非國(guó)有股東為了維護(hù)自身權(quán)益具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)來(lái)監(jiān)督和約束管理層，有利于改善國(guó)企一股獨(dú)大形成的“內(nèi)部人控制”等問(wèn)題，促使企業(yè)內(nèi)部形成合理的股權(quán)制衡機(jī)制以提高內(nèi)部控制質(zhì)量[5-6]。內(nèi)部控制通過(guò)一系列有效的激勵(lì)、監(jiān)督和約束等方面的制度安排來(lái)約束管理者行為，從而降低因逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的代理成本，緩解信息不對(duì)稱等問(wèn)題，進(jìn)而提高企業(yè)投資效率[7-11]。已有研究多數(shù)著眼于“混改”對(duì)非效率投資和內(nèi)控的影響，以及內(nèi)部控制對(duì)非效率投資的作用，但對(duì)“混改”、內(nèi)部控制與非效率投資三者之間作用機(jī)理的研究十分鮮見?；诖耍疚囊?013-2017年間821家我國(guó)A股上市公司為樣本，實(shí)證分析“混改”、內(nèi)部控制與非效率投資三者之間的關(guān)系，研究?jī)?nèi)部控制在“混改”對(duì)非效率投資影響中的中介效應(yīng)，以期探求“混改”對(duì)非效率投資和內(nèi)部控制的作用機(jī)理，以及內(nèi)部控制在“混改”對(duì)非效率投資中的中介效應(yīng)。

一、理論分析與假設(shè)

(一)“混改”對(duì)非效率投資的影響

根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論可知，產(chǎn)權(quán)所有者有權(quán)利占有、支配、使用和處置其所擁有的財(cái)產(chǎn)，明晰的產(chǎn)權(quán)能夠有效減少市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中的外部性，通過(guò)優(yōu)化資源配置來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益最大化。因此，企業(yè)的產(chǎn)權(quán)在一定程度上決定著組織效率。與私有企業(yè)不同的是，國(guó)有企業(yè)往往承擔(dān)著政府維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定、促進(jìn)就業(yè)等非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，從而扭曲了企業(yè)的投資行為，損害了投資效率，減損了所有者享有的剩余權(quán)益。

“混改”通過(guò)提高非國(guó)有股權(quán)的比例，使非國(guó)有資本能夠?qū)?guó)有資本進(jìn)行有效制衡，國(guó)企的政策性負(fù)擔(dān)得到緩解，可以更好地根據(jù)績(jī)效目標(biāo)制定相關(guān)投資運(yùn)營(yíng)決策，減少企業(yè)過(guò)度投資行為[12]。以追求經(jīng)濟(jì)利益為目的的非國(guó)有股東的參與，在某種程度上明晰了產(chǎn)權(quán)，能夠緩解國(guó)企“一股獨(dú)大”、“所有者虛位”的問(wèn)題[13]，激勵(lì)企業(yè)有更多的動(dòng)機(jī)去關(guān)注績(jī)效目標(biāo)，抑制了管理層的盲目投資[14]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：在其他條件一定的前提下，“混改”有助于抑制企業(yè)的非效率投資行為。

(二)“混改”對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

我國(guó)國(guó)企普遍存在一股獨(dú)大、所有者缺位和內(nèi)部人控制等問(wèn)題，且國(guó)有股比例與內(nèi)部控制的有效性顯著負(fù)相關(guān)，而大多數(shù)企業(yè)私有化后的內(nèi)部控制質(zhì)量比私有化前會(huì)更好?！盎旄摹币氲母黝惙菄?guó)有資本有助于在企業(yè)內(nèi)部形成相互制衡、激勵(lì)相容的監(jiān)督約束機(jī)制，使內(nèi)部環(huán)境得以優(yōu)化，內(nèi)部監(jiān)督得到提升，提高了內(nèi)部控制有效性，有利于產(chǎn)生利益協(xié)同效應(yīng)。“混改”形成的多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)還能夠緩解股權(quán)集中度過(guò)高帶來(lái)的大小股東之間的信息不對(duì)稱程度，避免了大股東為謀取自身私利而降低內(nèi)部控制信息的披露程度，在一定程度上提高了企業(yè)的會(huì)計(jì)信息透明度，促進(jìn)企業(yè)提高財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量，更加有效的信息與溝通使企業(yè)內(nèi)部控制制度建設(shè)更完善。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H2：在其他條件一定的前提下，“混改”有助于提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

(三)內(nèi)部控制的中介效應(yīng)

有效的內(nèi)部控制可以降低代理成本、緩解信息不對(duì)稱等問(wèn)題，提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率和效果，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值。良好的內(nèi)部控制還可以降低投資者預(yù)期的收益風(fēng)險(xiǎn)，從而降低其對(duì)資本成本的要求，緩解企業(yè)的投資不足。高質(zhì)量的內(nèi)部控制對(duì)關(guān)系型交易、環(huán)境不確定性等因素給投資效率帶來(lái)的負(fù)面影響也存在緩解作用?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：在其他條件一定的前提下，良好的內(nèi)部控制在“混改”對(duì)非效率投資的抑制作用中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

二、模型與數(shù)據(jù)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

文章以2013-2017年間中國(guó)A股上市的國(guó)有企業(yè)數(shù)據(jù)為初始樣本。為了消除異常值和缺失值對(duì)研究結(jié)果準(zhǔn)確性及有效性的影響，基于以下原則進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選：(1)剔除ST、*ST企業(yè)樣本；(2)剔除金融行業(yè)樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；(4)在5%的水平上對(duì)所涉及的連續(xù)型變量進(jìn)行Winsorize處理。此外，本文還剔除了前三大股權(quán)性質(zhì)均為非國(guó)有的企業(yè)，最終得到A股821家公司、3776個(gè)觀測(cè)值。本文除內(nèi)部控制數(shù)據(jù)取自迪博數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)選自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思數(shù)據(jù)庫(kù)，并應(yīng)用stata15.0及Excel2007對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和分析。

(二)變量選取與模型構(gòu)建

1.變量選取

(1)混合度

借鑒張文魁及楊志強(qiáng)等[16]的做法，本文構(gòu)建了“混合度”變量：在混合所有制企業(yè)中，先計(jì)算出前三大股東中國(guó)有股比例(Es)，由此大致得出非國(guó)有股比例(Ep=1-Es)，將兩者中數(shù)值較小的作為分子、較大的作為分母，所得到的比值定義為所有制混合度OMD，即：若Es>Ep，則OMD=Ep/Es；若Ep>Es，則OMD=Es/Ep。顯然，OMD值大于零，小于等于1；OMD的值越大，表示所有制混合度越高。

(2)內(nèi)部控制質(zhì)量

基于企業(yè)內(nèi)部控制的五大要素，迪博大數(shù)據(jù)研究中心構(gòu)建了內(nèi)部控制庫(kù)。因此，采用迪博·內(nèi)部控制指數(shù)的自然對(duì)數(shù)來(lái)測(cè)度內(nèi)部控制質(zhì)量IC。

(3)非效率投資

借鑒Richardson[17]的模型，結(jié)合國(guó)內(nèi)學(xué)者辛清泉等)[18]、張先志等[19]和許為賓等[20]的模型，構(gòu)建了本文的期望投資模型(1)來(lái)評(píng)估出預(yù)期正常投資水平，再用模型回歸殘差的絕對(duì)值衡量企業(yè)非效率投資。具體如下：

模型(1)

Invi,t=α0+α1Growthi,t-1+α2Levi,t-1+α3Cashi,t-1+α4Agei,t-1+α5Sizei,t-1+α6Reti,t-1+α7Invi,t-1+∑YEAR+∑IND+ε

其中，Invi,t和Invi,t-1分別為公司i第t年和第t-1年的資本投資量，用“(購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額)/期末總資產(chǎn)”計(jì)算得出；Growthi,t-1為企業(yè)i第t-1年成長(zhǎng)性，取值為第t-1年的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率；LeVi,t-1為企業(yè)i第t-1年杠桿水平，用第t-1年的企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率表示；Cashi,t-1為企業(yè)i第t-1年的現(xiàn)金持有量，用現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物/期末總資產(chǎn)計(jì)算表示；Agei,t-1為企業(yè)i第t-1年年末上市年限，取值為統(tǒng)計(jì)年度與IPO年度差的自然對(duì)數(shù)；Sizei,t-1為企業(yè)i第t-1年的公司規(guī)模，用期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量；Reti,j-1為企業(yè)i第t-1年的股票收益率，取值為考慮了現(xiàn)金股利再投資的個(gè)股回報(bào)率；按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)(1999年版)《上市公司行業(yè)分類指引》分類，共6個(gè)行業(yè)虛擬變量；Year為年度虛擬變量，2013年為基年，共5個(gè)。表示企業(yè)的非效率投資情況。

2.模型構(gòu)建

借鑒溫忠麟等[20]中介效應(yīng)分析流程，結(jié)合國(guó)內(nèi)學(xué)者池國(guó)華等[7]和楊志強(qiáng)等[16]的研究，采用逐步檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)上述假設(shè)，構(gòu)建本文模型如下：

模型(2)Ine=β0+β1OMD+∑Control+e

該模型檢驗(yàn)了混合度對(duì)非效率投資的總效應(yīng)，重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)為β1。

模型(3)IC=β0+β2OMD+∑Control+e

該模型檢驗(yàn)了混合度對(duì)內(nèi)部控制的效應(yīng)，重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)為β2。

模型(4)Ine=β0+β1′OMD+β2′IC+∑Control+e

模型(4)中，若β1′不顯著且β2′顯著，則存在完全中介效應(yīng)；若β1′顯著存在部分中介效應(yīng)。

模型變量定義及選取方法如表1所示。

表1 變量定義及選取方法

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2列示了樣本數(shù)據(jù)各指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。非效率投資水平中位數(shù)為0.0123與均值為0.0169非常接近，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0146，表明國(guó)企非效率投資水平分布比較均勻，而極大值(0.0549)與極小值(0.0011)差異較大，說(shuō)明我國(guó)個(gè)別混合所有制企業(yè)非效率投資水平兩極分化較為明顯?；旌隙人降闹形粩?shù)為0.6287，均值為0.6208，說(shuō)明我國(guó)國(guó)企積極進(jìn)行了“混改”，但混合度水平的極小值(0.2522)與極大值(0.9583)相差較大，表明我國(guó)國(guó)企的“混改”程度參差不齊。

(二)相關(guān)性分析

表3為模型(2)-(4)變量相關(guān)系數(shù)表。整體上，各變量之間的相關(guān)系數(shù)小于0.5，具有獨(dú)立性，不存在多重共線性問(wèn)題，因此可進(jìn)行回歸分析?；旌隙扰c內(nèi)部控制的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與非效率投資的相關(guān)系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，初步表明“混改”可以提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，抑制企業(yè)的非效率投資行為。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 模型(2)-(4)變量相關(guān)系數(shù)表

(三)回歸分析

由表4列示出模型(2)-(4)的回歸結(jié)果。模型(2)的回歸結(jié)果表明“混改”可以有效減少企業(yè)的非效率投資，且在5%的水平上顯著，通過(guò)了假設(shè)1的檢驗(yàn)，說(shuō)明混合度的提高可以改善企業(yè)的投資效率，“混改”對(duì)非效率投資的總效應(yīng)為-0.0026。模型(3)的回歸結(jié)果表明“混改”可以有效提高企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，且在1%的水平上顯著，通過(guò)了假設(shè)2的檢驗(yàn)，說(shuō)明混合度的提高可以改善企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，其效應(yīng)為0.0196。模型(4)在模型(2)基礎(chǔ)上增加內(nèi)部控制質(zhì)量，解釋變量混合度仍在5%水平上顯著，但其回歸系數(shù)由模型(2)中的-0.0026 變?yōu)?0.0023，同時(shí)內(nèi)部控制回歸系數(shù)為-0.0131，且在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明內(nèi)部控制在“混改”對(duì)非效率投資的抑制作用中起著部分中介作用，假設(shè)3得到了驗(yàn)證，并且內(nèi)部控制加強(qiáng)了這種抑制作用，該中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為11.5%。

表4 回歸分析結(jié)果

此外，控制變量經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流(FC)、籌資現(xiàn)金流(CZ)與內(nèi)部控制質(zhì)量在1%的水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量越多，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越好。經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流(FC)、籌資現(xiàn)金流(CZ)與非效率投資在1%的水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明現(xiàn)金流量充足會(huì)加大企業(yè)的投資，從而降低企業(yè)的投資效率。同時(shí)，R2值擬合程度較好，分別為0.0477、0.1372、0.0537，表明方程的解釋變量和控制變量對(duì)被解釋變量具有一定的解釋效果。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到模型可能存在潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，為了增強(qiáng)本文結(jié)論的可靠性，將被解釋變量(Ine)前置一期的數(shù)值(Ine1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果仍顯著，與原各模型回歸結(jié)果基本一致，因此本文回歸模型設(shè)計(jì)較為合理，前文結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸分析(僅列示主要變量)

結(jié) 語(yǔ)

本文以2013-2017年間821家我國(guó)A股上市公司為樣本，探討了“混改”對(duì)非效率投資和內(nèi)部控制的影響，研究了內(nèi)部控制在“混改”對(duì)非效率投資影響中的中介效應(yīng)，實(shí)證研究了三者之間的作用機(jī)理關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)“混改”對(duì)非效率投資有顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明“混改”可以有效減少企業(yè)的非效率投資行為；(2)“混改”對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量有顯著正向影響，有效提升了企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量；(3)內(nèi)部控制在“混改”對(duì)非效率投資的抑制作用中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，即“混改”可以提高企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，抑制企業(yè)的非效率投資行為。