陳夢婷，何 麗，羅 璇

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)，蘭州 730020）

0 引言

黨的十九屆四中全會明確提出國企改革堅(jiān)持以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，著力探索公有制多種實(shí)現(xiàn)形式來完善市場化經(jīng)營機(jī)制激發(fā)企業(yè)活力，形成以管資本為主的國有資產(chǎn)監(jiān)管體制對深化國資國企改革具有十分重要的指導(dǎo)意義。不同混合所有制改革路徑，實(shí)質(zhì)上是基于不同資源優(yōu)勢互補(bǔ)的產(chǎn)權(quán)配置，基于不同的混改動機(jī)分別實(shí)施不同的混合所有制改革路徑以實(shí)現(xiàn)不同的成效。而股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司管理機(jī)制形成的關(guān)鍵因素之一，對企業(yè)運(yùn)營效率的提升有著重要影響，從而對企業(yè)績效起重要作用。但目前我國國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)仍呈金字塔型，“一股獨(dú)大”“搭便車”等問題急需解決。股權(quán)結(jié)構(gòu)一直都是影響企業(yè)績效的研究熱點(diǎn)，眾多學(xué)者直接對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效進(jìn)行了探討，但是結(jié)論并不統(tǒng)一。因此文章在已有研究的基礎(chǔ)上，以2017－2019 年我國深滬A 股上市公司為研究樣本，對國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。同時(shí)考慮到企業(yè)的社會屬性，合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)也能促進(jìn)公司積極地承擔(dān)起所屬的社會責(zé)任，使企業(yè)主動根據(jù)社會需求擴(kuò)展創(chuàng)新領(lǐng)域，從而提高企業(yè)運(yùn)營效率，滿足利益相關(guān)者需求。企業(yè)社會責(zé)任在股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的關(guān)系中可能產(chǎn)生一定的中介效應(yīng)?；诖耍恼逻M(jìn)一步將企業(yè)社會責(zé)任作為中介變量探索三者之間的關(guān)系，全面梳理股權(quán)結(jié)構(gòu)對國企混改績效的影響，從而豐富股權(quán)結(jié)構(gòu)對國企混改績效的影響因素研究，為國家制定宏觀政策和企業(yè)內(nèi)部管理提供依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

1.1 股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效

股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，公司治理結(jié)構(gòu)又是股權(quán)結(jié)構(gòu)的具體運(yùn)行形式，股權(quán)結(jié)構(gòu)的不同導(dǎo)致企業(yè)組織結(jié)構(gòu)差異，繼而影響企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，最終決定了企業(yè)的行為和績效。關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效影響的衡量標(biāo)準(zhǔn)不同，諸多學(xué)者的觀點(diǎn)也不一致。陳爽，聶銳，王娟（2017）認(rèn)為不同的股權(quán)集中度對于高管持股和公司績效有著顯著的影響，企業(yè)應(yīng)在混合所有制改革中充分考慮這一因素對實(shí)施公司治理方面的重要性。劉銀國，高瑩，白文周（2010）得出股權(quán)集中度與公司績效呈現(xiàn)反向變動的冪函數(shù)關(guān)系的結(jié)論。徐煒，胡道勇（2006）、陳珩，貢文竹（2010）、毛劍峰，楊梅（2014）實(shí)證發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與企業(yè)績效之間呈正相關(guān)關(guān)系。胡澤民，劉杰，莫秋云（2018）通過建立“股權(quán)集中度－代理成本－企業(yè)績效”中介效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn)了股權(quán)集中度與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系，表明在一定范圍內(nèi)股權(quán)集中度的增長能有效提升企業(yè)績效。綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者在股權(quán)集中度問題的研究上取得了豐富成果，但結(jié)論尚不能統(tǒng)一。在選擇指標(biāo)時(shí)，應(yīng)充分考慮指標(biāo)的適用條件和本身的客觀真實(shí)性，選取的指標(biāo)不同導(dǎo)致得出的結(jié)論也各不相同，而第一大股東持股比例是定義股權(quán)集中的標(biāo)準(zhǔn)。因此，文章選取股權(quán)集中度作為股權(quán)結(jié)構(gòu)的度量指標(biāo)?；谝陨戏治?，提出假設(shè)H1。

H1：企業(yè)的股權(quán)集中度正向促進(jìn)公司業(yè)績效。

1.2 股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)社會責(zé)任

隨著經(jīng)濟(jì)和社會的進(jìn)步，企業(yè)不僅要對贏利負(fù)責(zé)，而且要對環(huán)境負(fù)責(zé)，并承擔(dān)相應(yīng)的社會責(zé)任，企業(yè)社會責(zé)任思想來源于AdamSmith 的“看不見的手”。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，一個(gè)社會通過市場能夠最好地確定其需要，如果企業(yè)盡可能高效率地使用資源以提供社會需要的產(chǎn)品和服務(wù)，并以消費(fèi)者愿意支付的價(jià)格銷售給他們，企業(yè)就盡到了自己的社會責(zé)任。基于企業(yè)具有的經(jīng)濟(jì)組織和社會組織的雙重屬性，當(dāng)社會環(huán)境和科學(xué)技術(shù)發(fā)生變化時(shí)，企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)也相應(yīng)地發(fā)生變化。由此，股權(quán)結(jié)構(gòu)是一個(gè)動態(tài)的可塑結(jié)構(gòu)。股權(quán)結(jié)構(gòu)的動態(tài)變化會導(dǎo)致企業(yè)社會責(zé)任的變化，所以，企業(yè)實(shí)際上是一個(gè)動態(tài)的、具有彈性的柔性經(jīng)營組織。馮麗麗，林芳，許家林（2011）的研究表明股權(quán)集中度與上市公司履行社會責(zé)任的意愿呈正相關(guān)關(guān)系。張柴（2016）研究認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者有利于企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任，企業(yè)在完善股權(quán)結(jié)構(gòu)的同時(shí)，合理地協(xié)調(diào)不同股東對承擔(dān)社會責(zé)任的不同立場，引導(dǎo)企業(yè)主動承擔(dān)社會責(zé)任。而較為合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)在企業(yè)社會責(zé)任履行方面起一定的帶頭作用，能夠指引企業(yè)社會責(zé)任前進(jìn)的方向，對企業(yè)履行社會責(zé)任有良好的促進(jìn)作用。據(jù)此，提出假設(shè)H2。

H2：企業(yè)社會責(zé)任履行受到股權(quán)結(jié)構(gòu)的顯著影響。

1.3 股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)社會責(zé)任與企業(yè)績效

企業(yè)社會責(zé)任的履行有助于維護(hù)利益相關(guān)者的權(quán)益，實(shí)現(xiàn)股東更大收益及滿足社會需求。隨著中國社會責(zé)任的快速發(fā)展，履行企業(yè)社會責(zé)任已成為當(dāng)下中國企業(yè)發(fā)展“美好商業(yè)”的新路標(biāo)，企業(yè)高層管理者將社會責(zé)任作為精益管理的一部分，通過重視企業(yè)社會責(zé)任來減少成本，提升企業(yè)績效。溫忠麟，侯杰泰，張雷（2005）對調(diào)節(jié)變量和中介變量、調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)以及相應(yīng)的模型做了系統(tǒng)的比較，考慮自變量X 對因變量Y 的影響，如果X 通過影響變量M 來影響Y，則稱M 為中介變量。合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)能促使企業(yè)更好地履行社會責(zé)任。付鴻彥，任國升，廉曉潔（2018）基于客戶企業(yè)社會責(zé)任滿意度的中介效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略型企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)財(cái)務(wù)績效有良好的促進(jìn)效果。據(jù)此，提出假設(shè)H3。

H3：企業(yè)社會責(zé)任在內(nèi)部控制有效性與研發(fā)投入強(qiáng)度之間具有顯著的中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量定義

2.1.1 被解釋變量

企業(yè)績效（CP）。公司績效反映企業(yè)的經(jīng)營收益和經(jīng)營者業(yè)績。目前，衡量企業(yè)績效主要分為兩類：市場收益指標(biāo)和會計(jì)指標(biāo)。使用托賓Q 的前提為上市公司的市場價(jià)值可以被看作是未來現(xiàn)金流量的無偏估計(jì)，但我國股市有效程度較差，資本市場發(fā)展尚不完善，不滿足采用托賓Q 的前提條件。因此，文章使用會計(jì)指標(biāo)度量方法，選取償債能力和經(jīng)營能力2 個(gè)方面的五個(gè)指標(biāo)，使用主成分分析方法，最終提煉出一個(gè)綜合度量企業(yè)績效的指標(biāo)CP。其中衡量償債能力的指標(biāo)為資產(chǎn)負(fù)債率和速動比率，衡量經(jīng)營能力的指標(biāo)為流動資產(chǎn)與收入比、應(yīng)收賬款與收入比和資本密集度。以貢獻(xiàn)率為權(quán)重對子指標(biāo)加權(quán)平均，最終得出企業(yè)綜合績效（CP）。其計(jì)算步驟如下：對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO 檢驗(yàn)和Bartlett 檢驗(yàn)，驗(yàn)證其是否適合進(jìn)行因子分析。檢驗(yàn)可知，KMO＝0.679＞0.6，滿足因子分析的前提要求，且數(shù)據(jù)通過Bartlett 球形度（P＜0.05）檢驗(yàn)，表明衡量企業(yè)綜合績效的各子指標(biāo)間具有相關(guān)性，研究數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。通過主成分分析提取主成分可知，主成分1 的方差百分比為2.549＞1，提取第一個(gè)主成分，方差貢獻(xiàn)率達(dá)到50.984%，解釋了總變異的50.984%。主成分2 的方差百分比為1.492＞1，提取第二個(gè)主成分，方差貢獻(xiàn)率為29.833%，累計(jì)解釋了總變異的80.817%，主成分3 的特征根為0.511＜1 不提取主成分。因此，僅提取前兩個(gè)主成分。

2.1.2 解釋變量

股權(quán)集中度（CR1）。股權(quán)集中度是衡量企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的主要指標(biāo)，由于資本需求或流通市值的不同，對股權(quán)集中度所選取的衡量指標(biāo)也不同。學(xué)者們對股權(quán)集中度衡量指標(biāo)的選取大致有三種：①第一大股東持股比例（CR1）；②前五大股東持股比例和（CR5）；③前十大股東持股比例和（CR10）。而第一大股東持股比例是定義股權(quán)集中度的標(biāo)準(zhǔn)，因此，文章選取第一大股東持股比例（CR1）作為衡量股權(quán)集中度的指標(biāo)。

2.1.3 中介變量

企業(yè)社會責(zé)任（CSR）。選取和訊網(wǎng)發(fā)布的2017 年至2019年企業(yè)社會責(zé)任綜合打分來衡量企業(yè)社會責(zé)任履行情況。綜合評級打分越高，表明企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的積極性越高，社會責(zé)任履行得越好。

2.1.4 控制變量

選擇企業(yè)規(guī)模（SIZE）、短期償債能力（CR）、運(yùn)營能力（ITO）、發(fā)展能力（SGR）、員工人數(shù)（Q）、高管人數(shù)（C－level）、行業(yè)（IND）、年度變量（YEAR）作為控制變量。

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章以2017－2019 年深滬A 股上市公司為研究對象，為了確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確度，剔除了以下樣本：①剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)公司數(shù)據(jù)。②剔除ST 和＊ST 的公司樣本。③剔除在研究區(qū)間內(nèi)相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本。基于以上原則選取樣本，最終得到7 916 個(gè)觀測值。企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)選自和訊網(wǎng)上市公司社會責(zé)任報(bào)告專業(yè)評測體系對外公布的綜合評級得分。其他變量如公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理特征等數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。文章主要運(yùn)用Excel 和SPSS 26.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計(jì)分析。

2.3 模型設(shè)計(jì)

結(jié)合前文理論分析中提出的假設(shè)，文章構(gòu)建回歸模型如下：

其中，α0、β0和η0為常數(shù)項(xiàng)，αi、βi及ηi為各變量的系數(shù)，ε為殘差項(xiàng)。假設(shè)中，企業(yè)社會責(zé)任CSR 的中介效應(yīng)是由模型1－模型3 中的系數(shù)α1、β1、η1和η2綜合體現(xiàn)的。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

文章所研究主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：在選取的樣本中，企業(yè)績效（CP）的最小值為－2.87，最大值為30.99，均值為0，不同企業(yè)之間的企業(yè)績效存在較大的差異。可以看出，企業(yè)績效水平較低，僅能維持基本運(yùn)行甚至虧損。而隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，企業(yè)之間競爭加劇，對績效水平的提升需求越來越明顯。因此需要提升企業(yè)績效，從而提升企業(yè)競爭力。解釋變量股權(quán)集中度（CR1）顯示，最小值為0.29，最大值為99，均值為0。企業(yè)社會責(zé)任指標(biāo)（CSR）由最小值－15 到最大值29.04，均值為4.493。由此可見，上市公司股權(quán)集中度和企業(yè)社會責(zé)任的履行情況存在較大差異?？刂谱兞恐胁罹嘧钚〉氖强沙掷m(xù)增長率（SGR），差距最大的是員工人數(shù)（Q）：最小值為11，最大值為534 652，均值為6 010.253 8。

3.2 相關(guān)性分析和多重共線性檢驗(yàn)

主要變量相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，股權(quán)集中度（CR1）與企業(yè)績效（CP）的相關(guān)系數(shù)為－0.079，且在1%的顯著水平上顯著相關(guān)，該分析結(jié)果初步表明股權(quán)集中度與企業(yè)績效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。企業(yè)社會責(zé)任（CSR）與股權(quán)集中度（CR1）的相關(guān)系數(shù)為0.059，且在1%的水平上明顯相關(guān)，表明股權(quán)集中度有助于企業(yè)積極履行企業(yè)社會責(zé)任，提升企業(yè)聲譽(yù)。同時(shí)，企業(yè)績效（CP）與各控制變量之間都在1%或5%顯著水平上呈現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)均不大于0.5，證明所選取的控制變量具有合理性。為了排除模型中的多重共線性問題，文章對全樣本中介模型進(jìn)行了VIF 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于合理值10，因此模型不存在多重共線性問題。

3.3 中介模型檢驗(yàn)

首先，采用Hayes（2012）編制的SPSS 中的Model4（Model4為簡單的中介模型），在控制企業(yè)規(guī)模（SIZE）、短期償債能力（CR）、企業(yè)運(yùn)營能力（ITO）、企業(yè)發(fā)展能力（SGR）、員工人數(shù)（Q）和高管人數(shù)（C－level）的情況下對企業(yè)社會責(zé)任在股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間關(guān)系中的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，股權(quán)集中度對企業(yè)績效負(fù)向作用顯著（t＝－3.598 8，p＜0.01），且當(dāng)放入中介變量后，股權(quán)集中度對企業(yè)績效的作用的負(fù)向作用依然顯著（t＝－3.445 1，p＜0.01）。股權(quán)集中度對企業(yè)社會責(zé)任的履行正向作用顯著（t＝2.269 8，p＜0.05），企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)績效也負(fù)向作用顯著（t＝－6.327，p＜0.01）。此外，股權(quán)集中度對企業(yè)績效影響的直接效應(yīng)及企業(yè)社會責(zé)任的中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間的上、下限均不包含0，表明股權(quán)集中度不僅能夠直接預(yù)測企業(yè)績效，而且能夠通過企業(yè)社會責(zé)任的中介作用預(yù)測企業(yè)績效。該直接效應(yīng)（－0.000 1）和中介效應(yīng)（－0.001 1）分別占總效應(yīng)（－0.001 2）的8.33%和91.67%。

4 結(jié)論

文章以2017－2019 年深滬兩市A 股上市公司為樣本，通過引入中介變量企業(yè)社會責(zé)任，推演出股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的作用關(guān)系，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：股權(quán)集中度對企業(yè)績效負(fù)向作用顯著，且當(dāng)放入中介變量后，股權(quán)集中度對企業(yè)績效的作用依然負(fù)向作用顯著。股權(quán)集中度對企業(yè)社會責(zé)任的履行正向作用顯著，企業(yè)社會責(zé)任對企業(yè)績效也負(fù)向作用顯著。對于企業(yè)的長期發(fā)展，減少風(fēng)險(xiǎn)會降低風(fēng)險(xiǎn)成本，但也會相應(yīng)地失去對企業(yè)的控制權(quán)，導(dǎo)致所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離，因而產(chǎn)生代理成本。隨著企業(yè)股權(quán)的日益分散和所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的高度分離，以及股東之間博弈行為的發(fā)生，治理成本不斷提高?？偟膩碚f股權(quán)集中度與風(fēng)險(xiǎn)成本正相關(guān)，與治理成本負(fù)相關(guān)，即股權(quán)越集中，風(fēng)險(xiǎn)成本越高，治理成本越低；反之股權(quán)越分散，風(fēng)險(xiǎn)成本越低而治理成本越高。

因此，股權(quán)集中度過于分散在我國現(xiàn)階段是不可取的。本著分散風(fēng)險(xiǎn)的原則，第一大股東的持股比例可在20%～50%之間；成熟的上市公司可選擇已上市公司普遍采用的第一大股東持股比例在20%～40%的水平；創(chuàng)業(yè)階段的上市公司和非上市公司可選擇此類公司普遍采用的第一大股東持股比例在60%～70%的水平；上市公司國有第一大股東持股比例的上限是90%，持股比例51%以上屬于絕對控股，持股比例30%屬于相對控股，持股比例20%屬于控制權(quán)不穩(wěn)。隨著行業(yè)不斷發(fā)展新的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)，雖然我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速放緩，但還是呈逐年上升趨勢，且已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。隨著市場競爭日益激烈，企業(yè)想長遠(yuǎn)發(fā)展必須在企業(yè)管理過程中不斷提升自身的內(nèi)在素質(zhì)，形成自己獨(dú)特的核心競爭力，才能在同行中形成競爭優(yōu)勢。例如有效的企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，踐行社會責(zé)任持續(xù)落實(shí)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。不斷發(fā)揮企業(yè)優(yōu)勢，在更高的層面上引領(lǐng)行業(yè)踐行企業(yè)社會責(zé)任，帶動全產(chǎn)業(yè)鏈合作伙伴共同參與，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益和社會價(jià)值的雙重提升，推動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。