張世宇張 勇陳麗娜

（1.西南科技大學經(jīng)濟管理學院，四川 綿陽 621010；2.西南科技大學，四川 綿陽 621010）

一、引言

國有企業(yè)是中國特色社會主義的重要物質(zhì)基礎(chǔ)和政治基礎(chǔ)，優(yōu)化國有資本配置效率、提升國有資本增值能力可以強化國家治理效能，為經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展提供堅實的物質(zhì)保障，是中國經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力（洪銀興和桂林，2021）[1]，必須堅定不移地推動國有企業(yè)做強做優(yōu)做大。然而，因國有資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)的先天特征，國有企業(yè)存在著較為嚴重的“所有者缺位”與“較長的委托代理鏈條”弊病，缺乏真正能夠行使產(chǎn)權(quán)職能的所有者對國有資產(chǎn)的運營管理和保值增值負責，一定程度上出現(xiàn)了經(jīng)營機制僵化、政府干預嚴重、經(jīng)濟效率低下以及治理機制失效等弊端（楊瑞龍，2022）[2]。在政策推動與生存需求的雙重驅(qū)動下，深化混合所有制改革，積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟是當前國有企業(yè)改革的方向與重點。

資產(chǎn)價格是金融經(jīng)濟系統(tǒng)中的重要指標之一，能否真實而充分反映其內(nèi)在價值對于經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定具有舉足輕重的意義。一方面，資產(chǎn)價格深刻影響微觀主體投融資決策與要素配置效率；另一方面，由資產(chǎn)估值偏誤引發(fā)的價格波動是系統(tǒng)性金融風險的重要成因。相關(guān)報告顯示，我國國有企業(yè)資產(chǎn)總額占全國所有企業(yè)的56%①，國有控股上市公司的凈利潤占A股上市公司的70.48%，市值占比達46.46%②，巨大的體量意味著國有企業(yè)在資本市場資源配置效率以及金融安全層面有著不可估量的影響力。然而，相較于其他上市公司，我國國有上市企業(yè)公司治理機制不夠健全，信息披露質(zhì)量普遍較差，兩類委托代理問題相對突出，資產(chǎn)估值偏誤現(xiàn)象可能較為嚴重。那么，在當前發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的浪潮中，非國有股東治理能否在一定程度上緩解國有企業(yè)資本市場估值偏誤？

理論上來說，非國有股東治理可以緩解國有企業(yè)資本市場估值偏誤。一方面，非國有資本參股后形成的多元產(chǎn)權(quán)治理結(jié)構(gòu)，能夠健全國有企業(yè)公司管理體制與經(jīng)營機制，提升內(nèi)部治理效率，進而改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量與市場表現(xiàn)。良好的信息披露質(zhì)量是影響企業(yè)股票估值的重要因素，據(jù)此不難推測，非國有資本參股將有助于緩解國有企業(yè)估值偏誤。另一方面，由于“所有者缺位”和“較長的委托代理鏈條”等問題的存在，國有企業(yè)管理層缺乏有效的監(jiān)督與積極的薪酬激勵，這可能會引發(fā)較為嚴重的機會主義行為，而非國有股東因產(chǎn)權(quán)明晰、盈利目標明確，有動機和能力完善對管理層的激勵與監(jiān)督機制；同時，有著相應(yīng)持股比例的非國有股東有權(quán)召開臨時股東大會或委派董事進駐國有企業(yè)，有能力遏制國有企業(yè)內(nèi)部人基于政治晉升和搭建商業(yè)帝國等動機進行的尋租行為，這不僅降低了企業(yè)的盈余管理水平、減少了內(nèi)幕交易，也有助于抑制管理層的套利動機，從而有效降低國有企業(yè)股票估值偏誤。

為論證上述推斷，本文參考已有研究（蔡貴龍等，2021；馬新嘯等，2021）[3，4]對國有企業(yè)中非國有股東治理水平的衡量方式，以滬深A股國有上市公司為研究樣本，從股權(quán)結(jié)構(gòu)以及董事制衡兩個角度衡量國有企業(yè)混合所有制改革，實證檢驗其對國有企業(yè)股價偏誤的治理作用。本文的邊際貢獻在于：第一，從國有企業(yè)股票估值偏誤治理視角豐富了關(guān)于混合所有制改革的文獻。既有文獻發(fā)現(xiàn)內(nèi)部治理機制、股權(quán)質(zhì)押、投資者情緒、審計師專長、現(xiàn)金分紅、信息披露質(zhì)量等因素會影響企業(yè)的股票估值偏誤水平，但忽略了企業(yè)層面異質(zhì)性董事治理機制對企業(yè)股價產(chǎn)生的影響，鮮有文獻針對國有企業(yè)的估值偏誤及其影響因素進行細致分析。第二，具有重要的現(xiàn)實價值與政策含義。黨的二十大要求“深化國資國企改革，加快國有經(jīng)濟布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整”以及“健全資本市場功能”。在此背景之下，將二者同時納入同一分析框架進行實證分析更具有現(xiàn)實意義。本文研究表明，非國有股東委派董事參與國有企業(yè)治理，可通過完善公司治理機制、優(yōu)化企業(yè)信息披露環(huán)境進而抑制國有企業(yè)資本市場估值偏誤現(xiàn)象，不僅為中央深化國有企業(yè)混合所有制改革提供了積極證據(jù)，而且為當前防范系統(tǒng)性金融風險和促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了政策參考。

二、文獻回顧

本文與以下兩類文獻緊密相關(guān)。第一類文獻討論了混合所有制改革對微觀企業(yè)行為的影響。以異質(zhì)性股東的治理效應(yīng)為理論基礎(chǔ)，多數(shù)學者認為在引入非國有股東后形成的多元化產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)可以產(chǎn)生彼此制衡、相互協(xié)調(diào)、激勵與約束相結(jié)合的法人治理結(jié)構(gòu)，從而發(fā)揮“1+1＞2”的治理成效（劉漢民等，2018；鄭志剛等，2020）[5，6]，改善了國有企業(yè)長期存在的“所有者缺位”和“內(nèi)部人控制”問題（劉運國等，2016）[7]。首先，非國有股東入股國有企業(yè)，從本質(zhì)上打破了國有資本“一股獨大”的局面，從而大股東的權(quán)力得到有效制衡，降低了國有企業(yè)的政策性負擔和公共管理任務(wù)（廖冠民和沈紅波，2014）[8]。其次，作為公司剩余價值的索取者，非國有股東有動機和能力優(yōu)化管理層監(jiān)督和激勵機制，從而降低管理者在職消費、尋租等機會主義行為，并提高其薪酬業(yè)績敏感性（郝陽和龔六堂，2017）[9]。最后，相較于國有股東，天生逐利的非國有股東更聚焦于提升企業(yè)的經(jīng)營績效與市場表現(xiàn)，繼而改善國有企業(yè)僵化的經(jīng)營機制與效率低下的管理體制。因此，非國有股東治理能夠帶來諸多積極影響，諸如提高企業(yè)風險承擔能力（何瑛等，2022）[10]，擴大就業(yè)規(guī)模（葉永衛(wèi)和張磊，2022）[11]，改善國有企業(yè)的盈利能力（倪宣明等，2022）[12]，以及提高國有企業(yè)的生產(chǎn)效率（王藝明和趙焱，2021）[13]。但也有部分學者認為，這種積極影響必須要非國有股東實質(zhì)性參與治理，要切實保障非國有股東的權(quán)力行使不受約束，特別是委派董事的權(quán)力（劉運國等，2016）[7]。2019年，國資委明確提出“盡可能使非公有資本能夠派出董事或監(jiān)事”③，這一舉措為非國有股東向國有企業(yè)提名和委派董事從而參與高層治理提供了依據(jù)。

綜上所述，現(xiàn)有文獻大都從非國有資本入股國有企業(yè)視角對其治理的作用機理和經(jīng)濟后果展開研究。但考慮到目前我國資本市場仍處于發(fā)展初期，外部投資主體的權(quán)益保護程序和規(guī)則不夠健全，非國有股東與國有企業(yè)之間存在著相當程度的信息不對稱，在不了解國有企業(yè)實情的前提下難以有效發(fā)揮決策優(yōu)化和監(jiān)督制衡作用，所以關(guān)于混合所有制改革的研究僅考察非國有股東持股比例可能不夠全面。當前國有企業(yè)改革進入“深水區(qū)”，混合所有制改革實踐逐步由“混資本”向“改機制”深入，迫切需要找到“改機制”的正確方式，而非國有股東向國有企業(yè)派出代表自身利益的董事并參與重要決策可能是一種行之有效的途徑。為進一步提高政策的精準性和有效性，推動國有企業(yè)做優(yōu)做大做強，本文將分別從股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事制衡兩個維度研究非國有股東對于國有企業(yè)估值偏誤的治理效果。

第二類文獻探討了資本市場估值偏誤的影響因素。已有研究將上市公司股票價格或市場價值長期偏離其內(nèi)在價值的原因歸結(jié)為兩類：一類從傳統(tǒng)財務(wù)理論視角出發(fā)，認為上市公司信息披露是資本市場獲取企業(yè)信息的主要途徑，通過影響市場各投資主體對上市公司的認知程度，最終作用于上市公司股價或市場價值，因此，公司信息披露行為和信息披露質(zhì)量對資本市場資產(chǎn)定價具有決定性的影響。邵原（2016）[14]發(fā)現(xiàn)上市公司發(fā)布盈余公告能夠緩解信息不對稱，有助于投資者形成合理預期，進而緩解股票估值偏誤。陸蓉和潘宏（2012）[15]基于中國上市公司的業(yè)績預告行為，發(fā)現(xiàn)業(yè)績信息會顯著緩解投資者之間的意見分析，進而推動股價回歸合理水平。徐壽福和徐龍炳（2015）[16]認為，上市公司市場價值對其內(nèi)在價值的偏離程度與信息披露質(zhì)量顯著負相關(guān)。另一類從行為財務(wù)理論視角出發(fā)，認為投資者的非理性決策是引發(fā)股票估值偏誤的重要原因。一方面，投資者在漸進信息流動機制的影響下，因有限注意、有限理性與異質(zhì)信念無法對相關(guān)信息形成一致認知，進而產(chǎn)生價格分歧（張靜等，2018）[17]；另一方面，由于信息不對稱客觀存在，導致各投資者間的意見分歧進一步加?。ㄍ踟憹嵑屯趸荩?021）[18]。此外，以IPO抑價與賣空限制等為代表的市場機制不完備會加劇投資者的非理性行為（張肖飛和張鐘化，2019）[19]，導致錯誤的投資決策與情緒的異常波動，從而加劇股票估值偏誤的程度?，F(xiàn)有研究基于不同視角分析了資產(chǎn)誤定價的影響因素，為本文的研究提供了堅實的基礎(chǔ)。但遺憾的是，鮮有文獻考察非國有股東對資產(chǎn)估值偏誤的治理效應(yīng)及其作用機制，也尚無學者從公司異質(zhì)性股權(quán)與董事特征出發(fā)，深入探討混合所有制改革對國有企業(yè)資產(chǎn)估值偏誤的影響，而這正是本文研究目的所在。

三、理論分析與研究假設(shè)

基于產(chǎn)權(quán)理論（Theory Of Property Rights），經(jīng)濟組織的產(chǎn)權(quán)是否明晰、權(quán)責利是否高度一致，是決定其制度設(shè)計以及運行效率的關(guān)鍵。通過引入產(chǎn)權(quán)清晰的非國有股東，一方面，能夠推動國有企業(yè)市場化轉(zhuǎn)型，健全國有企業(yè)市場化經(jīng)營機制，提升內(nèi)部治理效率（馬連福等，2015）[20]；另一方面，能夠緩解企業(yè)代理沖突，改善企業(yè)信息披露環(huán)境，進而平抑國有企業(yè)股票估值偏誤。

（一）非國有股東治理能夠健全國有企業(yè)公司管理體制與經(jīng)營機制，提升內(nèi)部治理效率

基于利益相關(guān)者理論（Stakeholder Theory），作為公司剩余價值的索取者，非國有股東有動機和能力對國有企業(yè)的經(jīng)濟行為進行監(jiān)督與治理，從而改善國有企業(yè)原本僵化的管理體制，增強國有經(jīng)濟活力與影響力（郝陽和龔六堂，2017）[9]，提升國有企業(yè)治理效率。第一，非國有股東自籌資金購買股權(quán)進入企業(yè)，利用基于持股比例的決策權(quán)在股東層面形成制衡能力，可以推動國有企業(yè)完善市場化經(jīng)營機制，實現(xiàn)經(jīng)營目的經(jīng)濟化轉(zhuǎn)變（馬連福等，2015）[20]，減輕了國有企業(yè)政策性負擔和公共管理目標（張輝等，2016）[21]，而這些非市場化目標，比如過度投資、非效率并購往往是引發(fā)管理層粉飾盈余、加劇股價偏誤的重要原因。第二，盈利動機明確的非國有股東能夠為國有企業(yè)經(jīng)營決策制定與資源優(yōu)化整合提出市場化意見，這明晰了國有企業(yè)市場主體地位、削減了預算軟約束，有利于投資者對企業(yè)形成合理預期（劉嫦等，2021）[22]。第三，非國有股東治理能夠提升內(nèi)部控制質(zhì)量（劉運國等，2016）[7]，良好的內(nèi)部控制有利于提升企業(yè)信息披露質(zhì)量和經(jīng)營管理水平，從而推動股票估值回歸合理估值（王生年和王松鶴，2018）[23]。

（二）非國有股東治理能夠減輕企業(yè)代理成本，提升信息透明度

基于委托代理理論（Agency Theory），公司治理的核心在于研究利益相沖突和信息不對稱的情況下，委托人如何設(shè)計最優(yōu)契約激勵約束代理人，使之利益趨同，實現(xiàn)效用最大化。第一，非國有股東入股國有企業(yè)能夠直接監(jiān)督管理層，加強對其履職盡責的監(jiān)督力度，使得“掏空”國有資源和謀求私利的難度加大，遏制了國有企業(yè)內(nèi)部人基于政治晉升和搭建商業(yè)帝國等動機進行的盈余操縱與粉飾報表等造成股票估值偏誤的行為。第二，非國有股東治理能夠完善管理層激勵機制（蔡貴龍等，2018）[24]，進一步統(tǒng)一委托人和代理人的目標函數(shù)，激勵高管通過提升業(yè)績獲取報酬（王藝明和趙焱，2021）[13]，而非通過尋租性腐敗、盈余管理等方式追求私有收益。第三，非國有股東入股國有企業(yè)，能夠正確評估國有企業(yè)的真實運行狀況，通過加強財務(wù)控制，約束管理層投機性盈余管理或其他財務(wù)造假活動，并監(jiān)督管理層如實反映財務(wù)信息，從而改善企業(yè)盈余信息質(zhì)量（蔡貴龍等，2021）[3]。第四，非國有股東委派董事能夠向市場傳遞積極的信號，這提升了外部投資者以及中介機構(gòu)對于國有企業(yè)的關(guān)注程度，抑制了可能存在的內(nèi)幕交易與套利動機，是一種有益的治理機制補充，有利于改善國有企業(yè)信息披露環(huán)境。更透明的財務(wù)報表、更真實的信息披露向資本市場注入了更為豐富且翔實的企業(yè)特質(zhì)信息，有助于市場中各主體對企業(yè)股價做出合理預期，從而有效緩解了股票估值偏誤。

本文特別強調(diào)，在現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度下，董事會是公司經(jīng)營決策的核心機構(gòu)（張雙鵬等，2019）[25]，而委派董事進駐是非國有股東掌握實質(zhì)性話語權(quán)的重要途徑，也是非國有股東能否有效發(fā)揮監(jiān)督制衡作用的關(guān)鍵。國有企業(yè)中，僅持有股權(quán)的非國有股東更可能被視作一般的財務(wù)性投資主體，致使其缺乏相應(yīng)的話語權(quán)，難以真正參與國有企業(yè)內(nèi)部治理，可能形成股權(quán)虛置現(xiàn)象（劉漢民等，2018）[5]，國有企業(yè)股價估值偏誤現(xiàn)象將無法得到抑制。而且我國資本市場對中小投資者權(quán)利的保護機制仍不夠健全，非國有股東在股權(quán)層面的治理成效可能受到影響，故向國有企業(yè)委派董事，在董事會層面形成分權(quán)控制局面，可能更為有效（鄭志剛等，2019）[26]。因此，應(yīng)合理配置非國有股東參與企業(yè)管理運營應(yīng)有的權(quán)力邊界，妥當安排非國有股東及其委派董事與國有企業(yè)的權(quán)責關(guān)系，從而有效降低國有企業(yè)因產(chǎn)權(quán)虛置以及政企不分所產(chǎn)生的諸多負面影響，推動偏誤的股價回歸真實水平。

因此，本文嘗試在已有研究理論基礎(chǔ)上，從股權(quán)結(jié)構(gòu)與董事制衡兩個維度來衡量非國有股東對國有企業(yè)股價估值偏誤的影響并探究其作用機制，并提出如下假設(shè)：

H：在其他條件保持不變的情況下，非國有股東參與國有企業(yè)治理的程度越深入，國有企業(yè)股票估值偏誤程度越低。

四、樣本選擇與研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了研究非國有股東治理對資本市場股票估值偏誤的影響，選取滬深A股國有企業(yè)2008—2019年的數(shù)據(jù)為研究樣本。鑒于我國國有企業(yè)股權(quán)分置改革在2007年之后完成，新版企業(yè)會計準則于同年開始實施，遂以2008年為研究起點。非國有股東治理相關(guān)數(shù)據(jù)手工收集于企業(yè)年報，公司層面初始數(shù)據(jù)從國泰安與萬得數(shù)據(jù)庫中獲取，并對其進行以下處理：（1）剔除樣本期間內(nèi)ST與PT企業(yè)；（2）剔除金融保險類企業(yè)；（3）剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失嚴重與數(shù)據(jù)異常企業(yè)，最終得到包含7750個國有企業(yè)—年度觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)；（4）為減輕極端值的影響，對所有連續(xù)型變量在1%的水平上進行縮尾處理。此外，本文在基本回歸中控制了個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，并且在公司層面使用聚類穩(wěn)健標準誤，以Stata16.0作為統(tǒng)計計量軟件。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文核心被解釋變量為資本市場股票估值偏誤（MISS）。借鑒已有文獻的研究思路（游家興，2012）[27]，構(gòu)建回歸估值模型計算樣本公司內(nèi)在價值（V），并計算內(nèi)在價值與上市國有企業(yè)年末股票收盤價（P）之比以衡量公司市場價值對內(nèi)在價值的偏離程度，以其絕對值（|P/V|）衡量股票估值偏誤水平。該模型以行業(yè)特征為基準，選取對公司股票價值反映程度較為全面的財務(wù)指標，相對符合當前我國資本市場發(fā)展現(xiàn)狀，是當前學術(shù)界采用較多的模型之一，具體模型如下：

公式（1）中，V代表公司內(nèi)在價值；P代表公司的市場價格；模型估計系數(shù)經(jīng)對該模型分年度分行業(yè)進行OLS回歸并取均值得出；CAP代表公司資產(chǎn)總額；NIN+代表對公司凈利潤的絕對值；IN(＜ 0)是本文定義的虛擬變量，當樣本公司凈利潤為負時，IN(＜ 0)定義為1，否則定義為0；Lev代表公司資產(chǎn)負債率。

根據(jù)公式（2）的計算方法，估計樣本國有企業(yè)資本市場股票估值偏誤程度。MISS的值越大，股票錯誤定價程度越大。

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健可靠，本文也將構(gòu)建剩余收益模型RIM對樣本國有企業(yè)的股票估值偏誤水平進行估計，并在穩(wěn)健性檢驗中進行回歸。

2.解釋變量。采用變量OWNSOE表示兩個維度下國有上市企業(yè)混合所有制改革中非國有股東治理水平。以第一大非國有股東持股水平（SHNOWNSOE1th）和前十大股東中全部非國有股東的持股比例之和（SHNOWNSOE）來衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)；用非國有董事委派水平（NOWNSOE）即非國有股東委派的董事人數(shù)除以董事會總?cè)藬?shù)，以及非國有股東是否委派董事（ROWNSOE）來刻畫董事制衡。

3.控制變量。為提升模型解釋力與估計效率，引入企業(yè)規(guī)模（SIZE）、財務(wù)杠桿（LEV）、盈利能力（ROE）、企業(yè)上市年限（LISTAGE）、市值賬面比（MB）、獨立董事占比（INDEP）、第一大股東持股比例（TOP1）、是否“四大”審計（BIG4）、超額換手率（DTURN）、成長性（TOBINQ）與應(yīng)記盈余管理（DA）作為控制變量，這些變量在一定程度上影響了國有企業(yè)混合所有制改革推進程度與資產(chǎn)錯誤偏誤水平。變量定義如表1所示。

表1：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：變量定義

（三）計量模型設(shè)計

借鑒既有非國有股東治理和股票估值偏誤（蔡貴龍等，2021）[3]相關(guān)研究，本文構(gòu)建如下模型對假設(shè)進行驗證：

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本期內(nèi)股票估值偏誤的中位數(shù)為0.1935，平均值為0.2417，最大值為1.6816，最小值為0.0036，表明大多數(shù)國有企業(yè)股票價格與其內(nèi)在價值存在較大偏差，資源配置效率均有一定程度損失，并且不同國有企業(yè)之間的股票估值偏誤存在較大差異。在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，第一大非國有股東持股水平的均值為4.09%，標準差為0.0521，表明第一大非國有股東持股水平仍舊較低，股權(quán)結(jié)構(gòu)有待改善，但非國有股東已擁有可行使提名董事的權(quán)利（持股比率不小于3%）。前十大股東中非國有股東持股水平的均值為9.45%，最大值為0.3774，最小值為0.0071，表明各國有企業(yè)在股權(quán)結(jié)構(gòu)層面的混合所有制改革存有較大差異，不少國有企業(yè)對混合所有制改革僅停留在名義程度，實際上仍維持國有股東“一股獨大”的現(xiàn)狀，但已接近召開臨時股東大會的水平（持股比例不小于10%）。在董事制衡維度，非國有股東是否委派董事的均值為2.81%，明顯小于前十大股東中非國有股東持股水平的均值9.45%，這說明現(xiàn)階段我國國有上市公司中非國有股東委派董事的水平仍較低，大多數(shù)非國有股東并沒有實際參與企業(yè)經(jīng)營管理，其“同股不同權(quán)”的境遇仍舊存在。

表2：變量描述性統(tǒng)計

（二）單變量均值差異檢驗

為提供非國有股東對國有企業(yè)股票估值偏誤治理作用的直觀初步證據(jù)，本文借鑒顧小龍等（2021）[28]的研究設(shè)置單變量均值差異檢驗。具體而言，在股權(quán)結(jié)構(gòu)層面，以前十大非國有股東持股比例與第一大非國有股東持股比例的中位數(shù)進行分組；在董事制衡層面，以是否委派董事以及已委派董事的國有企業(yè)中委派董事規(guī)模的中位數(shù)進行分組。表3報告的結(jié)果顯示，股權(quán)結(jié)構(gòu)的組間差異并不明顯；但董事制衡層面的治理成效發(fā)揮了顯著的抑制作用，表現(xiàn)為組間差異值分別達到了0.015與0.006，且在1%的水平下顯著，這在一定程度上支持了本文研究假設(shè)。

表3：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：單變量均值差異檢驗

（三）基本回歸分析

表4報告了混合所有制改革水平與國有企業(yè)股票估值偏誤的回歸結(jié)果。列（1）與列（2）為非國有股東在股權(quán)結(jié)構(gòu)層面的治理，兩個解釋變量回歸系數(shù)雖然為負但并不顯著，表明僅資本層面的“混合”無法有效緩解國有企業(yè)股價偏離實際價值的現(xiàn)象，這可能是因為非國有股東并未實質(zhì)性參與企業(yè)運營與管理，無法有效發(fā)揮其決策優(yōu)化和監(jiān)督制衡的作用。列（3）與列（4）為非國有股東在董事制衡層面的治理，兩個解釋變量的系數(shù)至少在5%水平上顯著為負，這表明非國有股東通過委派董事參與國有企業(yè)治理能夠有效改善國有企業(yè)股價估值偏誤。因此，在當前國有企業(yè)混合所有制改革實踐中，企業(yè)應(yīng)更注重非國有股東在董事制衡維度的治理效應(yīng)，讓非國有股東切實參與到企業(yè)的經(jīng)營管理中去，并且給予其足夠的話語權(quán)與決策權(quán)，讓其真正發(fā)揮監(jiān)督和治理作用，緩解委托代理問題，改善公司經(jīng)營狀況。本文的研究假設(shè)得到驗證。

表4：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：基本回歸結(jié)果

（四）機制檢驗

進一步地，本文對非國有股東改善國有企業(yè)股票估值偏誤的機制路徑進行實證研究。前文指出，非國有股東委派董事進駐國有企業(yè)可以通過改善內(nèi)部治理效率、提升信息透明度進而平抑估值偏誤。既有研究表明，內(nèi)部治理效率以及盈余管理程度是影響企業(yè)股票估值偏誤的重要因素（張靜等，2018；王生年和王松鶴，2018）[17，23]。一方面，高效的內(nèi)部治理水平能夠提升國有企業(yè)決策有效性，制約國有企業(yè)管理者的機會主義行為，從而緩解資本市場信息不對稱；另一方面，盈余管理通過影響企業(yè)信息披露質(zhì)量與投資者分歧作用于企業(yè)股票定價水平。在此基礎(chǔ)上，為探究非國有股東委派董事是否能夠通過影響企業(yè)內(nèi)部治理效率與盈余管理程度進而緩解企業(yè)股票估值偏誤，本文做出如下檢驗：

第一，公司內(nèi)部治理效率的中介作用。參考顧乃康和周艷利（2017）[29]的研究，本文構(gòu)造治理指數(shù)（COP）來衡量國有企業(yè)內(nèi)部治理效率。回歸結(jié)果如表5中列（1）和列（2）所示，列（1）中非國有董事委派水平的回歸系數(shù)為0.2251，并且在1%的水平上顯著為正，表明非國有股東董事制衡的治理成效能夠顯著提高內(nèi)部治理效率；進一步地，列（2）中COP的回歸系數(shù)為-0.0024，并且在1%的水平上顯著為負，同時非國有董事委派水平的系數(shù)仍在5%的水平顯著為負，即內(nèi)部治理效率的中介效應(yīng)顯著，非國有股東委派董事確實可以通過提高內(nèi)部治理效率進而緩解國有企業(yè)股票估值偏誤。

從數(shù)學這一學科來看，他本身就具備抽象性強、邏輯能力大、結(jié)構(gòu)嚴謹?shù)忍攸c，同時隨著知識點的不斷深入，基礎(chǔ)知識的作用與日俱增，對邏輯思維能力要求也越來越高。小學數(shù)學教學，是培養(yǎng)小學生邏輯思維能力的基礎(chǔ)，是后期數(shù)學學習中知識點掌握難易的關(guān)鍵，就目前數(shù)學教學現(xiàn)狀來看，即使是小學數(shù)學，復雜繁瑣的知識、難以理解的術(shù)語、抽象的圖案，讓本就思維邏輯能力不夠的小學生學起來更加困難，以至隨著學習的不斷加深，知識點的不斷累積，小學生在難以理解致使跟不上進度的情況下，很容易產(chǎn)生厭學情緒，所以，換句話說，復雜繁瑣的知識點，是制約小學數(shù)學教學中培養(yǎng)學生思維能力的主要障礙。

表5：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：機制檢驗

第二，盈余管理的中介作用。參考張靜等（2018）[17]的研究，構(gòu)造盈余平滑度（ES）來衡量國有企業(yè)管理層對于盈余信息的管理程度?；貧w結(jié)果如表5中列（3）和列（4）所示，列（3）中非國有董事委派水平的回歸系數(shù)為-0.0291，并且在1%的水平上顯著為負，說明非國有股東委派董事可以顯著抑制其盈余管理水平；進一步地，列（4）中ES的回歸系數(shù)為0.0371，并且在5%的水平上顯著為正，同時非國有董事委派水平的系數(shù)仍在1%的水平顯著為負，即盈余信息的中介效應(yīng)顯著，非國有股東委派董事確實可以通過降低盈余管理水平來緩解國有企業(yè)股票估值偏誤。

六、內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

第一，工具變量法。本文在回歸過程中已對個體效應(yīng)與時間效應(yīng)進行控制，并使用公司層面的聚類穩(wěn)健標準誤盡可能使研究結(jié)論保持穩(wěn)健。但非國有股東委派董事水平與股票估值偏誤可能會同時受到某些不可觀測因素的影響，這會導致一定程度的互為因果與測量誤差等內(nèi)生性問題。本文對核心解釋變量非國有股東委派董事水平使用杜賓—吳—豪斯曼檢驗，結(jié)果表明解釋變量存在內(nèi)生性。為進一步緩解內(nèi)生性對研究結(jié)論的影響，本文采用工具變量法進行兩階段回歸。借鑒馬新嘯等（2021）[4]的研究，以國有企業(yè)所在省份的地方政府放權(quán)意愿④（RIGHT）和政治經(jīng)濟距離⑤（RANGE）作為第一階段中影響非國有股東委派董事水平的工具變量。表6報告了回歸結(jié)果，在第一階段中，地方政府放權(quán)意愿的回歸系數(shù)為0.0295，并且在1%的水平上顯著為正；政治經(jīng)濟距離的回歸系數(shù)為-0.0047，并且在1%的水平上顯著為負，這表明非國有股東委派董事水平與地方政府放權(quán)意愿以及政治經(jīng)濟距離都存在顯著相關(guān)關(guān)系。第二階段中，非國有股東委派董事水平在10%的水平上顯著為負，與主回歸一致，并且通過了弱工具變量和過度識別檢驗，表明在考慮內(nèi)生性后，本文研究結(jié)論依然可靠。

表6：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：二階段回歸結(jié)果

第二，更換被解釋變量。資本市場股票估值偏誤存在多種衡量方式。本文借鑒徐壽福和徐龍炳（2015）[16]的研究，構(gòu)建基于改進的剩余收益模型計算股票內(nèi)在價值（V），并以上市國有企業(yè)的年末股票收盤價（P）與內(nèi)在價值（V）之比（|P/V|）測度資本市場股票估值偏誤（MISS2），具體模型如下：

式（4）中，Vt代表股票內(nèi)在價值；bt代表股票每股權(quán)益賬面價值；f(1)t—f(3)t分別為未來三年內(nèi)每股預測盈余，由式（5）計算得出；b(1)t和b(2)t分別代表未來一年、兩年的每股權(quán)益價值，由式（6）與式（7）計算得出；r為固定資本成本。

式（5）中，EARi,t+1是樣本國有企業(yè)未來一到三年的每股預測盈余，等于營業(yè)利潤除以總股本；ASSET代表公司資產(chǎn)總額；DIV代表每股現(xiàn)金股利；DA為本文定義的虛擬變量，若公司發(fā)放股利，則定義為1，否則定義為0；EAR代表公司每股盈余；LOSS為本文定義的虛擬變量，若公司本年度虧損，則定義為1，否則定義為0；ACCR是每股應(yīng)計項目，等于營業(yè)利潤減去當年經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額；參考已有文獻的研究方法，企業(yè)固定資本r成本取5%。

式（6）與（7）中，EARi,t+n代表樣本企業(yè)未來一年、兩年的每股預測盈余，由（5）計算得出，DPS代表每股現(xiàn)金股利。

根據(jù)式（8）的計算方法，估計樣本國有企業(yè)資本市場股票估值偏誤程度。MISS2的值越大，股票錯誤定價程度越大。如表7中列（1）所示，在進行回歸后，非國有股東委派董事水平的顯著性與前文高度一致，結(jié)論保持穩(wěn)健。

表7：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：穩(wěn)健性檢驗

研究中采用的兩種股票內(nèi)在價值估計方法各有側(cè)重，為消除單一方法可能造成的測量偏誤，保證結(jié)論穩(wěn)健可靠，本文對二者標準化處理并進行加總（游家興，2012）[27]，得到指標MISS3。表7中列（2）所示，在進行回歸后，非國有股東委派董事水平的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，本文保持可靠。

第三，安慰劑檢驗。為進一步體現(xiàn)非國有董事的治理作用，排除偶然性干擾，借鑒于海峰等（2021）[30]的研究思路，將樣本國有企業(yè)中非國有股東委派董事行為進行隨機替換，得到“偽”實驗組（TREAT）；然后在此基礎(chǔ)上，隨機生成該委派行為的虛擬年份，得到“偽”政策虛擬變量（POST），進而得到非國有股東委派董事交互項Post×Treat，并代入模型（3）中進行回歸驗證。為防止不可觀測的隨機擾動對檢驗結(jié)果的影響，進行了500次重復循環(huán)實驗，如果實驗結(jié)果不顯著，說明非國有股東委派董事是影響國有企業(yè)股票定價偏誤的主要因素；否則，則表明非國有董事治理不是影響國有企業(yè)股票估值偏誤的因素。圖1報告了安慰劑檢驗結(jié)果，重復循環(huán)500次實驗得到的回歸系數(shù)基本分布在0點附近，且大多數(shù)的P值大于0.1，說明基本回歸結(jié)果沒有受到其他偶然因素的影響，并且本文基本回歸的真實估計系數(shù)（-0.0344）位于交互項Post×Treat500次模擬回歸系數(shù)分布的左側(cè)。該檢驗進一步控制了本文可能存在的內(nèi)生性。

圖1：安慰劑檢驗

第四，考慮到因果倒置所引發(fā)的內(nèi)生性問題，本文使用滯后一期的資產(chǎn)估值偏誤（MISS）作為解釋變量，以非國有股東委派董事水平（NOWNSOE）作為被解釋變量重新進行回歸⑥，結(jié)果并不顯著，說明本文不存在嚴重的互為因果問題。

第五，為克服樣本自選擇偏誤引起的內(nèi)生性問題，本文以非國有股東是否向樣本國有企業(yè)委派董事，采用1：1不放回抽樣的方式進行傾向性得分匹配，將匹配后的變量按模型（3）重新進行回歸，被解釋變量回歸系數(shù)仍然顯著為正⑦，表明在控制樣本自選擇偏誤問題后，本文研究結(jié)論保持穩(wěn)健。

第六，為減少遺漏變量對本文研究結(jié)論的影響，本文在基本回歸模型中加入機構(gòu)投資者持股（INST）、管理層持股比例（MSHARE）等公司治理變量，在進行FE回歸后，主要指標顯著性與前文高度一致，結(jié)論保持穩(wěn)健。

七、進一步研究

（一）異質(zhì)性分析

非國有股東對國有企業(yè)的治理效果可能會因國有企業(yè)行政控制層級的不同而產(chǎn)生差異。中央國有企業(yè)大都屬于國防安全、國計民生所需行業(yè)，通常有著較高的戰(zhàn)略意義并占據(jù)重要行業(yè)壟斷地位，因而有著較高的壟斷利潤，非國有資本參股中央國有企業(yè)的原因在于分享高額壟斷利潤，治理意愿相應(yīng)也受到削弱。并且相較于地方國有企業(yè)，中央國有企業(yè)的委托代理問題較輕，其監(jiān)管、治理效能也都優(yōu)于地方國有企業(yè)，非國有股東的治理成效提升空間有限。參考劉運國等（2016）[7]的研究，進一步分析非國有股東委派董事對股票估值偏誤的治理作用在地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)間是否存在差異。如表8所示，地方國有企業(yè)分組中，非國有股東委派董事水平在5%的水平上顯著為負，而中央國有企業(yè)分組的這一系數(shù)并不顯著。由此可見，只有在地方國有上市企業(yè)中，非國有股東委派董事對于股票估值偏誤的積極治理作用才能得以發(fā)揮。

表8：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：分組回歸結(jié)果

非國有股東對國有企業(yè)的治理效果可能會受到國有企業(yè)管理層權(quán)力的影響。我國國有企業(yè)委托代理問題相對嚴重，這會形成一定程度的“所有者缺位”現(xiàn)象，管理層超越職權(quán)的行為較為普遍。管理層行使超越職位的權(quán)力左右公司決策，會導致公司經(jīng)營效率低下，董事會監(jiān)督與制衡作用失效。只有厘清管理層權(quán)力邊界、約束其越職干涉公司決策的行為，非國有股東委派董事才能實質(zhì)性發(fā)揮其治理作用。因此，本節(jié)將進一步分析非國有股東委派董事對股票估值偏誤的治理作用是否會因國有企業(yè)管理層權(quán)力強弱不同而存在差異。參照郭宏等（2020）[31]的做法，以總經(jīng)理任職年限、是否兩職合一、董事會規(guī)模、內(nèi)部董事比例以及管理層持股比例為基礎(chǔ)，采用主成分分析法構(gòu)建管理層權(quán)力綜合指標，并根據(jù)其分年度、分行業(yè)中位數(shù)將樣本分為管理層權(quán)力高、低兩組進行分組回歸。表8中，在國有企業(yè)管理層權(quán)力高于中位數(shù)的分組中，非國有股東委派董事水平的系數(shù)并不顯著；但在管理層權(quán)力低于中位數(shù)的分組中，非國有股東委派董事水平的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這與本文的預期一致。

（二）經(jīng)濟后果研究

股價崩盤風險是嚴重妨礙我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級、威脅金融市場穩(wěn)定運行的重要原因（游家興等，2022）[32]。在前文研究基礎(chǔ)上，本文進一步探究非國有股東委派董事改善企業(yè)估值偏誤是否能夠提升金融配置效率、緩解股價崩盤風險，以期為深化國有企業(yè)改革、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供參考。借鑒張慶君和李萌（2018）[33]的研究，構(gòu)建金融錯配指數(shù)（MISFM）衡量國有企業(yè)所在地區(qū)資源配置效率；以收益偏態(tài)系數(shù)（NCSK）衡量股價崩盤風險（游家興等，2022）[32]，進行經(jīng)濟后果檢驗。在表9列（1）和列（2）中，非國有股東委派董事水平與股票估值偏誤的交互項NOWNSOE×MISS的回歸系數(shù)在至少5%的水平上顯著為負，表明經(jīng)過非國有董事制衡抑制股價偏誤后的國有企業(yè)資源配置效率得到顯著提升，股票崩盤風險明顯改善，在一定程度上提升了資本市場運行效率、維護了我國金融安全穩(wěn)定。

表9：非國有股東治理與資產(chǎn)估值偏誤：經(jīng)濟結(jié)果研究

八、結(jié)論與啟示

國有企業(yè)作為中國特色社會主義市場經(jīng)濟的“頂梁柱”和“壓艙石”，深化混合所有制改革是明晰其市場主體地位、做優(yōu)做大做強國有資本的重要途徑，也是推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要抓手。本文以滬深A股國有上市企業(yè)2008—2019年的數(shù)據(jù)為研究樣本，從股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事制衡兩個角度刻畫國有企業(yè)混合所有制改革，實證檢驗其對國有企業(yè)股價偏誤的治理作用。研究發(fā)現(xiàn)：基于股權(quán)結(jié)構(gòu)層面的治理無法有效改善資本市場估值偏誤，但董事制衡的治理效應(yīng)能夠通過改善公司治理效率與信息透明度等路徑來抑制國有企業(yè)股價偏誤現(xiàn)象，進一步研究表明，只有在地方上市國有企業(yè)中委派非國有董事，才能有效改善股票估值偏誤現(xiàn)象；并且該治理效應(yīng)在國有企業(yè)管理層權(quán)力較弱時更為有效。經(jīng)非國有股東改善股票估值后，國有企業(yè)金融錯配水平得以緩解，股價崩盤風險顯著下降。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，混合所有制改革應(yīng)在國有企業(yè)中全面推進和持續(xù)深化。通過引入有著較為強烈治理意愿和治理能力的非國有股東，充分發(fā)揮其對完善公司治理結(jié)構(gòu)、緩解委托代理問題進而抑制資產(chǎn)估值偏誤的積極治理效應(yīng)，特別是對于管理層權(quán)力較為薄弱的國有企業(yè)。第二，混合所有制改革不能僅停留在股權(quán)結(jié)構(gòu)的“混”，更應(yīng)注重董事制衡的“合”。政府部門應(yīng)完善相應(yīng)制度環(huán)境，合理配置非國有股東應(yīng)有權(quán)力，尤其是委派非國有董事的權(quán)利。只有讓非國有股東參與公司實際經(jīng)營管理，并獲取合理的話語權(quán)與決策權(quán)，才能真正發(fā)揮其監(jiān)督、約束國有大股東和管理層的治理作用。第三，可以考慮從限制國有企業(yè)管理者部分權(quán)力以及按國有企業(yè)不同行政層級分類改革等方面推進工作，切實確保非國有股東對于國有企業(yè)資本估值偏誤的治理作用。

注：

①第四次經(jīng)濟普查年鑒數(shù)據(jù)，https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1715590556517787658&wfr=spider&for=pc。

②全球資本市場研究報告，https：//xueqiu.com/6116880803/211048583。

③來源于2019年國資委《中央企業(yè)混合所有制改革操作指引》第一章第二小節(jié)。

④以主成分分析法，基于政府支出水平、政府財政盈余、失業(yè)率和市場化指數(shù)構(gòu)造政府放權(quán)意愿變量（RIGHT）。

⑤以樣本國有企業(yè)所屬省會城市距北京的地理經(jīng)緯度距離/10000再取自然對數(shù)來構(gòu)造政治經(jīng)濟距離變量（RANGE）。

⑥回歸結(jié)果未報告，相關(guān)資料備索。

⑦回歸結(jié)果未報告，相關(guān)資料備索。