仵紫荊，孟楓平，祝 洋

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

一、引言

2013年，中共十八屆三中全會正式提出要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟。混合所有制，即將公有制和非公有制相融合以提高經(jīng)濟活力，是我國當代基本經(jīng)濟制度的重要形式。一方面，混合所有制改革(以下簡稱“混改”)能夠幫助國企引入個體、私營、外資等資本，將國有資本與非國有資本優(yōu)勢相結(jié)合，優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，完善管理制度，有效提高國企的活力和競爭力[1](P181-182)；同時，也能繼續(xù)堅持和完善以公有制為主體，多種所有制經(jīng)濟共同發(fā)展的基本經(jīng)濟制度，保證國企的地位、提高其績效的同時[2](P117-120)，實現(xiàn)各種所有制企業(yè)的齊頭發(fā)展，激發(fā)我國經(jīng)濟活力，夯實經(jīng)濟“造血”能力。當前，混合所有制改革的深度和廣度在不斷擴大中，僅2018年一年，我國各級國企就新增了近3000戶混改企業(yè)，吸納非公有經(jīng)濟高達901.5億元。

公司的治理問題是指因為所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離造成的一系列問題，治理效率是指企業(yè)解決治理問題時獲取的治理效益與付出的治理成本之間的關(guān)系。其高低取決于企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)能否帶來治理成本最小化與治理收益最大化。而高效的治理效率體現(xiàn)在企業(yè)較高水平的經(jīng)濟效益和市場價值。國有企業(yè)由于其性質(zhì)特殊，存在所有者缺位、政府干預(yù)過度、委托代理鏈條冗長[3](P48-55)、治理效率較低[4](P833-856)等治理問題。我國正處在“中國制造2025”的關(guān)鍵時刻，制造業(yè)作為我國實體經(jīng)濟的主體，提高國有制造類上市公司的治理效率刻不容緩?；旌纤兄聘母镒鳛閮?yōu)化國有企業(yè)治理問題的一項重大舉措，在過去幾年取得了一定的進展，但學(xué)者對混合所有制改革所產(chǎn)生的經(jīng)濟效果仍然存在爭議。這也在一定程度上導(dǎo)致了部分國企仍處于不敢改不愿改、不大改不深改的局面，使得改革成效未能達到理想水平。國有企業(yè)混改陷入困局，難以有效推進。

通過對2013—2018年我國國有制造類上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和綜合治理效率分析，文章旨在回答這樣的問題：參與混改能否提高國企制造業(yè)的治理效率及在實際改革中引入多少比例的非國有股更合適。從理論角度來說，本文通過選取托賓q值和凈資產(chǎn)收益率ROA兩項指標來研究國有企業(yè)的長期治理效率，能夠豐富與完善轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下的公司治理理論，同時也為股權(quán)性質(zhì)與公司治理效率的相關(guān)研究提供了有益的補充。從現(xiàn)實角度來說，本文研究有利于明確國企混改所帶來的積極影響，豐富了制造類國有企業(yè)提高公司治理效率的路徑，在進一步國提高國有企業(yè)市場競爭力的同時，也為政府制定相關(guān)政策來引導(dǎo)國企深化混合所有制改革提供了參考。

二、理論分析與假設(shè)研究

委托代理理論認為，公司的所有權(quán)應(yīng)當由公司的股東持有，而公司的經(jīng)營權(quán)應(yīng)當由公司的管理層或其他利益團體持有，真正實現(xiàn)“兩權(quán)分離”。但是這種兩權(quán)分離的背景下很容易出現(xiàn)各種委托代理問題。委托人是企業(yè)的所有者，希望獲得財富的增長，而代理人則希望獲得更高的薪酬水平，違背了企業(yè)的利益。委托人無法具體參與企業(yè)管理經(jīng)營，代理人可操作空間大，可能會偏離委托人的委托目標，委托人卻無法充分監(jiān)督，企業(yè)利益很可能受到損害。

根據(jù)委托代理理論，國有企業(yè)的本質(zhì)是全民所有制，由國家享有國企資產(chǎn)的所有權(quán)或控制權(quán)。特殊的所有制性質(zhì)導(dǎo)致國有企業(yè)存在諸多治理問題。第一，所有者缺位。國有企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)一般由政府委派官員兼任，管理者需要兼顧政績和企業(yè)，可能更關(guān)注個人的政治職位晉升，忽視了企業(yè)的長遠發(fā)展。第二，政府過度干預(yù)。政府雖然不是國企真正的管理者，但能夠利用其自身的行政手段對日常的經(jīng)營管理進行干預(yù)。此時很可能會出現(xiàn)過度干預(yù)，極易造成一股獨大的局面出現(xiàn)。第三，委托代理成本過高。相較于民營企業(yè)，國企的委托鏈條更加冗長、復(fù)雜。人民是國企真正的主人，由國家代為管理，國家無法具體執(zhí)行企業(yè)管理等職能，便委托相關(guān)的機構(gòu)管理。層層委托關(guān)系中，每一層的上級都是下級的委托人，而下級同時又是下一層級的委托人。復(fù)雜的代理結(jié)構(gòu)使得各方信息不對等、溝通效率低下、監(jiān)管不力，產(chǎn)生巨大的代理成本。從治理結(jié)構(gòu)的角度來看，國有企業(yè)暴露出的所有者缺位、政府過度干預(yù)以及代理成本過高等問題會直接影響其治理效益，導(dǎo)致國企治理效率低下。

在混合所有制改革的背景下，首先，混改可以通過改善公司股權(quán)結(jié)構(gòu)提高治理效率。非國有資本的引入在降低國有持股占比的同時優(yōu)化了公司的治理結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)國有資本和民營、外資等非國有資本之間的優(yōu)勢互補和相互制衡[5](P179-184)。非國有資本能夠幫助企業(yè)明晰國有企業(yè)的控制權(quán)所有者的身份，明確劃分股東和管理層職能及權(quán)限范圍從而通過有效防范所有者缺位、國有資本一股獨大等治理問題來提升公司治理效率。即非國有股東更清晰的產(chǎn)權(quán)劃分明確各方主體職能目標解決所有者缺位、一股獨大等問題提升治理效率。其次，混改可以通過優(yōu)化公司激勵和監(jiān)督制度來提高治理效率。引入非國有資本后，國有企業(yè)可以通過采用靈活的高管薪酬激勵和股權(quán)激勵等多種方式促使原有管理層從過度關(guān)注個人利益最大化、重視短期利益和形象工程等轉(zhuǎn)變到現(xiàn)有管理層更加關(guān)心企業(yè)價值的最大化，在有效降低代理成本和監(jiān)督成本的同時提高公司的治理效率[6](P123-131)。即非國有股東靈活的激勵機制和嚴厲的監(jiān)管機制規(guī)范管理者行為降低代理和監(jiān)督成本提升治理效率。最后混改可以通過降低政府干預(yù)提高治理效率，非國有資本的引入可以有效減輕國企的政策性負擔，從而幫助國有企業(yè)更加關(guān)注自身發(fā)展并充分參與市場競爭，而激烈的市場競爭環(huán)境又會促使國有企業(yè)不斷優(yōu)化自身的資源配置，改善企業(yè)經(jīng)營績效，從而進一步改善公司的治理效率。

基于以上分析，本文認為參與混合所有制改革能夠提高企業(yè)的治理效率。因此，提出以下假設(shè)：

H1：參與混合所有制改革能夠提高制造類國有上市公司的治理效率。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文選取2013-2018年滬深A(yù)股國有制造類上市公司為研究樣本，剔除ST、*ST類上市公司、無法判斷前五大股東性質(zhì)的樣本以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得2961個觀測值。涉及的數(shù)據(jù)通過手工整理和網(wǎng)絡(luò)收集，主要渠道有銳思數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫以及各公司年報。

(二)變量定義

1.被解釋變量。本文研究的被解釋變量為公司治理效率，通過公司治理效率的衡量評價公司的治理情況。目前，這一概念，學(xué)者并沒有統(tǒng)一的指標衡量，有的學(xué)者認為可以根據(jù)公司的經(jīng)營績效衡量治理效率，也有學(xué)者認為應(yīng)該建立綜合評價體系衡量，如利潤法、價值法、平衡法等。有學(xué)者從公司治理效率的本質(zhì)——利益最大化的角度出發(fā)，市場績效指標能夠反映公司價值即長期治理效率，而財務(wù)績效指標則是短期內(nèi)公司治理效率的體現(xiàn)[7](P23-28)。因此，本文借鑒該種方法，結(jié)合兩個角度，選擇托賓q值和凈資產(chǎn)收益率ROA以全面反映公司的治理效率。

2.解釋變量。本文的解釋變量主要是是否參與混合所有制改革。根據(jù)銳思數(shù)據(jù)庫披露的主要股東名單和股權(quán)結(jié)構(gòu)，確定前五大股東的類別，如果前五大股東中既有國有股東又有非國有股東，則視為參與混合所有制改革[8](P94-107)。

此外，已有研究表明，公司的規(guī)模、償債能力、發(fā)展能力等會影響企業(yè)的市場價值和財務(wù)績效。因此，本文借鑒相關(guān)學(xué)者研究，選擇公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、成長性(Growth)、固定資產(chǎn)占比(Fix)、第一大股東持股比例(Top1)等變量作為模型的控制變量。具體定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

運用統(tǒng)計分析軟件 STATA 處理數(shù)據(jù)檢驗前文假設(shè)。首先，為避免極端值對結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量在1%的水平上進行winsor2 縮尾處理。其次，進行豪斯曼 Hausman 檢驗，結(jié)果顯示 P 值為 0.0000,拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。具體模型設(shè)定如下：

Tobinq=α+β1Mix+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Fix+β6Top1+ξ

(1)

Roa=α+β1Mix+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Fix+β6Top1+ξ

(2)

四、檢驗結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

為初步分析各變量情況，首先進行描述性統(tǒng)計。表2給出了各變量的觀察值、均值、標準差、最大最小值、中位數(shù)等。從統(tǒng)計結(jié)果可以看到，被解釋變量市場績效(托賓q值)的最小值為0.864，最大值為8.176，平均值為2.063，標準差為1.32，說明從平均情況來看國有制造類上市公司的市場價值是比較高的。但從離散程度來看，個體差異較大。被解釋變量財務(wù)績效(總資產(chǎn)凈利潤率)的最小值為-0.18，最大值為0.216，平均值為0.034，標準差為0.063，說明從平均情況來看國有制造業(yè)上市公司總體處于盈利狀態(tài)，但盈利能力有限并且個體之間差異較大。解釋變量是否參與混改為虛擬變量，其均值為0.78，表明有78%的國有企業(yè)參與到混改當中，說明參與混合所有制改革的制造類國有上市公司范圍較廣。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

本文還對各變量之間的相關(guān)性進行Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗，具體結(jié)果如表3所示。從中可以看出，托賓q值與是否參與混改呈正相關(guān)關(guān)系，雖然沒有通過顯著性檢驗，但仍能說明參與混改對公司的市場績效有一定的正向影響；財務(wù)績效與參與混改呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%水平上顯著，兩組結(jié)果基本與假設(shè)預(yù)想一致，還需要通過回歸分析對它們之間的關(guān)系進行更為精確的檢驗。

此外，表4報告了兩個模型下變量的方差膨脹因子(vif)。兩個模型平均Vif均為1.09，遠小于5，說明不存在嚴重的多重共線性。綜上，初步判斷模型設(shè)立較為合理，可以進行后續(xù)回歸分析。

表3 相關(guān)性分析

表4 方差膨脹因子

(三)回歸分析

檢驗是否參與混改對企業(yè)治理效率的影響，回歸結(jié)果見表5。第二列混改對企業(yè)的市場價值影響中，r2為0.123，Mix回歸系數(shù)為0.174，且通過了5%水平的顯著性。說明參與混合所有制改革能夠提高企業(yè)的市場績效。同時，控制變量中公司規(guī)模、第一大股東持股比例均在1%水平上顯著為負，隨著這兩個控制變量的增加，托賓q值會相應(yīng)降低。說明一味擴大公司規(guī)模、增加第一大股東持股比例會給公司市場價值帶來一定的沖擊與挑戰(zhàn)。

第三列報告的是參與混改與公司財務(wù)績效的關(guān)系。該模型下，Mix的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明制造類國有公司參與混改有效提升其財務(wù)績效。另外，控制變量成長性在1%水平上顯著為正，說明公司的營業(yè)總收入增長率越高，即公司的潛在發(fā)展能力越大，其總資產(chǎn)利潤率也會更高。資產(chǎn)負債率和固定資產(chǎn)比率在1%水平上顯著為負，意味著這兩個指標并非越大越好，企業(yè)應(yīng)根據(jù)實際情況和歷史狀況確定并維持最科學(xué)的比例。

表5 回歸分析

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要采用更換變量的方法進行檢驗。針對市場指標，采用市值mv代替托賓q值；財務(wù)指標中用凈資產(chǎn)利潤率Roe代替總資產(chǎn)利潤率Roa，結(jié)果見表6所示。結(jié)果顯示，替換變量后核心解釋變量仍然顯著。說明本文的研究結(jié)論不受公司治理效率衡量指標選取的影響，具有一定的穩(wěn)健性。

五、討論

前文研究已經(jīng)說明參與混改能夠提高企業(yè)的治理效率。但是，企業(yè)在實際操作中并非參與即有效，引入非國有股權(quán)的比例并非越多越好。非國有比例太小，沒有話語權(quán)或者實際管理中顧慮較多，起到的作用微乎其微；占比過大又極其容易造成國有資產(chǎn)的流失。因此，有必要進一步探討非國有資本在國有企業(yè)中的最佳持股比例。

基于以上分析，本文建立以下模型：

Tobinq=α+β1Ratio+β2Ratio2+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6Fix+β7Top1+ξ (3)

Roa=α+β1Ratio+β2Ratio2+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6Fix+β7Top1+ξ (4)

模型3、4中，解釋變量為混合股權(quán)，即非國有股權(quán)與國有股權(quán)的比重。同時引入混合股權(quán)的平方項，回歸結(jié)果見表7。

表7 混合股權(quán)回歸分析

結(jié)果顯示，雖然部分回歸未通過顯著性，但無論被解釋變量是市場績效托賓q值還是財務(wù)績效Roa，引入比例Ratio的系數(shù)均為正，而二次型Ratio2的系數(shù)均為負。說明混改比例與托賓q值、Roa為開口向下的拋物線的非線性關(guān)系。證實前文分析混改的比例并非越大越好，而是存在一個最佳范圍。當混合股權(quán)的比例較低時，隨著比例的增加，治理效率也相應(yīng)提高；但當比例超過一定的范圍時，非國有股權(quán)可能會給企業(yè)帶來負面影響。總之，混改股權(quán)比例與公司治理效率呈倒U型關(guān)系，估計托賓q值在非國有股權(quán)與國有股權(quán)比例為4.83時最好，Roa在比例約為5.30時達到峰值。故本文認為非國有股權(quán)與國有股權(quán)的比值范圍在4.5～5.5時最為妥帖。

六、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

本文以2013—2018年制造類國有上市公司為樣本，從市場價值和財務(wù)績效兩個方面綜合判斷參與混合所有制改革能否提高企業(yè)治理效率。結(jié)果顯示，參與混改的制造類國有上市公司較未參與的公司的市場價值、財務(wù)績效均有不同程度的提高。為進一步分析最佳持股比例，本文引入混合股權(quán)作為自變量再一次回歸分析。部分結(jié)果雖然未通過顯著性，但是根據(jù)系數(shù)仍能判斷混合股權(quán)與企業(yè)的治理效率呈倒U型關(guān)系。

(二)建議

第一要不斷堅持和深化制造類國有企業(yè)混合所有制改革。通過引入多元化的非國有資本，不斷完善公司激勵和監(jiān)督等管理制度，優(yōu)化現(xiàn)有制造類國有企業(yè)的治理體系，充分發(fā)揮非國有資本的積極性，激發(fā)企業(yè)治理效率的進一步提升。第二混改力度要把握好。既不能怕改不改，也不能胡改亂改，時刻牢記混改不是目的而是手段。重心要放在優(yōu)化制造類國有企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)上，不斷促進非國有資本和國有資本的優(yōu)勢互補和相互制衡，更好的助力制造類國有企業(yè)在“中國制造2025”關(guān)鍵時期實現(xiàn)快速轉(zhuǎn)型。