萬立全 王子琛 吳佳穎

【關鍵詞】 政府放權; 混合所有制企業(yè); 股權結構動態(tài)調整; 非國有股東

【中圖分類號】 F272? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）05-0147-08

一、引言

“十四五”規(guī)劃提出，要按照完善治理、強化激勵、突出主業(yè)、提高效率的要求，深化國有企業(yè)混合所有制改革，深度轉換經(jīng)營機制、治理機制和監(jiān)管制度?；旄囊庠诖蚱茋衅髽I(yè)與私營企業(yè)之間存在的體制障礙，實現(xiàn)國有與非國有資本優(yōu)勢互補，混改必然涉及到國有企業(yè)產(chǎn)權的變更與調整。股權結構是產(chǎn)權結構的微觀基礎，混改需要國有企業(yè)股權結構的適時動態(tài)調整，回避股權結構搞混合所有制改革，并無實質性意義。理論上，混改的推進有助于國有企業(yè)股權結構的優(yōu)化。國企混改需要更多民營資本及民營企業(yè)家的積極回應，應避免損害民營資本合法權益，以實現(xiàn)共同發(fā)展。因此，什么樣的股權結構是國企混改的方向值得進一步探索。

始于20世紀80年代的我國經(jīng)濟體制改革的核心是國有企業(yè)以“政府放權”為導向的持續(xù)深化改革，主要內容是賦予國有企業(yè)和經(jīng)理人更多的自主權[1]。而政府放權行為并非受到一致認可，出現(xiàn)了地方政府為獲得政治晉升而干預國有企業(yè)經(jīng)營行為等現(xiàn)象[2]。因此，國企混改的推進在一定程度上受到政府力量的影響。

本文的主要貢獻在于：第一，分析了政府放權意愿對股權結構調整速度的影響，實證結果表明，政府放權意愿在一定程度上加快了混合所有制企業(yè)股權結構調整速度，這一發(fā)現(xiàn)對于進一步深化混改具有一定的參考意義;第二，分析了政府放權意愿對于不同類型混合所有制企業(yè)股權結構調整速度影響的差異，結果表明政府放權意愿對終極控制人所屬政府層級為地方、競爭行業(yè)以及兩職分離的國有控股混合所有制企業(yè)股權結構調整速度的促進作用更明顯;第三，探究了政府放權意愿對股權結構調整速度的作用機制，為政府放權行為如何更好地發(fā)揮作用并加快混改進程提供一定的參考依據(jù)。

二、文獻回顧與假設提出

（一）文獻回顧

1.股權結構動態(tài)調整的理論分析與實證檢驗

傳統(tǒng)的委托代理理論假設中，公司可以通過不斷地與其利益相關者簽訂契約始終保持最優(yōu)股權結構，此時，調整成本被認為是零[3]。這種假設，雖然有利于理論模型對公司行為進行解釋，但是不符合現(xiàn)實。考慮到現(xiàn)實世界中廣泛存在的由有限理性、信息不對稱和機會主義導致的交易成本和制度成本，公司的最優(yōu)股權結構往往不同于實際股權結構。當實際股權結構偏離最優(yōu)股權結構導致調整收益高于調整成本時，企業(yè)便趨向于向最優(yōu)股權結構方向進行股權變動[4]。交易成本主要表現(xiàn)在決策、信息搜集、討價還價、資本市場不完善和抑制機會主義行為之上，而制度變遷的根本原因在于利益沖突，通常呈現(xiàn)出漸變與路徑依賴等特性，出現(xiàn)有效制度供給滯后的現(xiàn)象。

實證研究方面，學界認為股權結構動態(tài)調整主要基于以下動因：（1）融資需求。Foley et al.[5]認為，股權動態(tài)變化是公司出于融資需求的反應，當公司面對較好的投資機會而缺少資金時，會主動增發(fā)新股，降低股權集中度，引入資金。（2）市場擇機。一部分學者認為，股權動態(tài)變化的原因是市場擇機，即股東在股票價值被高估時賣出以獲得更多權益資金，在股票價值被低估時回購股票以提高股價的行為。Helwege et al.[6-7]發(fā)現(xiàn)當對市場判斷積極時，內部人更傾向于進行股權稀釋從而改變股權結構，即當公司業(yè)績良好、股票流動性強時，內部人更傾向于減少持股;Huyghebaert et al.[8]對中國上市公司國有股權動態(tài)調整進行研究的過程中發(fā)現(xiàn)，國有股權稀釋主要發(fā)生在政府補貼的高利潤、高杠桿公司。（3）代理問題。還有一部分學者認為代理問題導致的大股東與中小股東之間的沖突影響股權動態(tài)調整。劉文軍[9]發(fā)現(xiàn)上市公司配股增股與前一年公司業(yè)績、前一年收到的政府補貼、關聯(lián)銷售相關，因此認為上市公司大股東股權動態(tài)調整的原因在于市場擇機和代理問題;萬立全[10]分析了金字塔層級和兩權分離度對終極股東股權結構動態(tài)調整的影響。

2.政府放權意愿的公司治理效應

政府放權意愿的公司治理效應研究文獻主要涉及政府放權意愿對公司投資、并購、貸款、承擔稅負、企業(yè)創(chuàng)新、股權結構、委派董監(jiān)高比例等方面的影響。程仲鳴等[11]、唐雪松等[12]認為政府放權意愿與過度投資負相關，鐘海燕等[13]認為政府干預雖然存在由于追求非經(jīng)濟性導致的投資效率低下，但也存在抑制內部人機會主義的優(yōu)勢。王鳳榮等[14]認為政府干預對企業(yè)并購產(chǎn)生的影響體現(xiàn)出政府之手“掠奪”和“支持”兩種功能，對不同經(jīng)營績效和不同生命周期的企業(yè)作用相反。譚勁松等[15]認為政府干預是不良貸款產(chǎn)生的原因，國有企業(yè)性質的存在會削弱地方法治對不良貸款的抑制。江軒宇[16]認為政府放權意愿與企業(yè)所承擔實際所得稅率負相關，與企業(yè)創(chuàng)新正相關。蔡貴龍等[17]認為政府放權意愿的提升有助于提高非國有股東持股比例和非國有股東向公司委派董監(jiān)高的比例。

3.研究評述

政府放權意愿對股權結構調整有重大影響，但文獻沒有分析政府放權意愿對股權結構調整速度的影響效應及作用機制。現(xiàn)有政府放權意愿研究將公司治理成為一個整體，只是探討政府放權意愿對公司績效、公司治理、代理成本等問題的影響，鮮少探討其影響股權結構調整速度的機理。事實上，公司內部契約關系方往往并不具有相同利益目標。政府規(guī)制在一定程度上能代替股東對經(jīng)理人的監(jiān)督作用，大股東會采取增減股權比例的方式應對政府放權意愿的變動?；谖覈斍盎旌纤兄破髽I(yè)分類改革背景，本文通過構建股權結構動態(tài)調整模型，檢驗政府放權意愿對股權結構動態(tài)調整的影響作用機理。

（二）研究假說

首先，政府放權意愿的提高能夠增強混合所有制企業(yè)參與混改的積極性。地方官員為了在“晉升錦標賽”中脫穎而出，需要動用各種資源提高地區(qū)GDP增長和其他經(jīng)濟指標排名[18]。地方官員運用對轄區(qū)內國有控股企業(yè)的影響力，使之承擔一部分政策負擔，通過完成混合所有制股權結構改革任務而獲得晉升優(yōu)勢可能是增強外部調整收益的其中一種形式。而當政府放權意愿提高時，政策負擔得到緩解，混合所有制企業(yè)主觀上也增強了對企業(yè)經(jīng)營和股權結構調整的能動性，有助于加快股權結構調整速度。其次，政府放權意愿對異質性股東參股積極性有正向作用[19]。當前非國有資本進入國有控股企業(yè)后，面臨話語權不足和雙重“道德風險”以及“逆向選擇”等問題[20]。政府放權意愿高說明其所在轄區(qū)市場經(jīng)濟體制更完善，法治環(huán)境更透明，國有上市公司受到政府干預的可能性較低，降低了調整成本中的交易成本與制度成本。同時，意味著政府面臨的政治風險更高，可能對前述“一股獨大”現(xiàn)象起部分彌補作用。這在一定程度上能夠增強非國有資本投資信心，從而加快了混合所有制企業(yè)股權結構調整速度。據(jù)此，本文提出假設1。

H1：政府放權意愿有助于加快混合所有制企業(yè)股權結構調整速度。

另外，代理成本的增加阻礙了股權結構動態(tài)調整，國企權力的層層下放，形成了過長的委托代理鏈條，導致所有者缺位，增加了代理成本，減緩股權結構調整速度。在當前混改過程中，存在著地方政府將民營企業(yè)參股比例、混合所有制企業(yè)數(shù)目作為考核指標的行為，地方官員在晉升錦標賽的激勵目標下產(chǎn)生的行為加快了地方控制混合所有制企業(yè)股權結構調整速度。

壟斷行業(yè)一般意味著更高的收益，但在當前國有控股混合所有制企業(yè)的控制權還掌握在國有資本手中，且國有資本通常對壟斷性質企業(yè)保持絕對控股，非國有資本參股國有壟斷行業(yè)的壁壘高，調整成本大，很難進入。

董事長和總經(jīng)理兩職合一意味著管理層將擁有更強的管理自主權，兩職分離意味著增強了企業(yè)管理層之間的內部控制，前者將會增強由于管理層與股東之間需求差異不同導致的代理成本，表現(xiàn)為管理層由于自身風險喜好程度的提高，傾向于維持當前股權結構，使企業(yè)喪失向最優(yōu)股權結構調整的機會，而后者將會增強由于行政層級的增加導致的代理成本，但考慮到國有企業(yè)本身體量大，行政層級多的特點，此代理成本的增加對比影響程度不高。據(jù)此，本文提出假設2—假設4。

H2：政府放權意愿對終極控制人所屬政府層級為地方的股權結構調整速度促進作用快于終極控制人所屬政府層級為中央的混合所有制企業(yè)。

H3：政府放權意愿對終極控制人所屬行業(yè)為競爭行業(yè)的股權結構調整速度促進作用快于終極控制人所屬行業(yè)為壟斷行業(yè)的混合所有制企業(yè)。

H4：政府放權意愿對于兩職分離混合所有制企業(yè)的股權結構調整速度促進作用快于兩職合一的混合所有制企業(yè)。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2020年滬深兩市混合所有制企業(yè)為研究對象，股權結構數(shù)據(jù)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)公司年報提供信息補充。剔除：金融保險類上市公司、2010—2020年間發(fā)生ST的上市公司、相關財務數(shù)據(jù)缺失或異常的上市公司。為避免離群值產(chǎn)生的不利影響，對所有變量在1%～99%范圍上進行縮尾處理。衡量政府放權意愿的地方政府財政支出和當年地區(qū)GDP指標源于國家統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)，地區(qū)市場化指數(shù)來自中國市場化指數(shù)系列報告。最終得到我國A股市場2010—2020年間1 094家混合所有制企業(yè)的9 830個有效觀測值。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股權結構。股權結構用混合所有制企業(yè)第一大股東持股比例（OS1i，t）衡量，穩(wěn)健性檢驗部分用前三大股東持股比例之和（OS3i，t）、前五大股東持股比例之和（OS5i，t）與前十大股東持股比例之和（OS10i，t）代替。

2.解釋變量。解釋變量包括三個變量：（1）滯后一期股權結構，采用混合所有制企業(yè)上一年度第一大股東持股比例（OS1i，t-1）。（2）最優(yōu)股權結構（OS？觹i，t），使用公司績效、投資支出、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)規(guī)模、成長性、風險水平、流通股比例、年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量等特征變量擬合。（3）政府放權意愿（Fangquani，t），該指標使用當年政府財政收入減財政支出的凈余額與當年地區(qū)GDP之比衡量，用來表示政府對混合所有制企業(yè)的控制程度。

3.控制變量。借鑒相關研究成果，本文使用以下變量：公司績效（ROA），使用凈資產(chǎn)收益率衡量;投資支出（Capital），使用固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量;資產(chǎn)負債率（Lev），等于負債除以總資產(chǎn);資產(chǎn)規(guī)模（Size），使用總資產(chǎn)自然對數(shù)衡量;成長性（Growth），使用總資產(chǎn)增長率衡量;風險水平（Risk），使用股票回報率的標準差衡量;流通股比例（TSH），等于流通股占總股份比重;年度（Year），以2010年為基準年，將2010—2020設置9個虛擬變量，當公司屬于該年度時，取值為1，否則為0;行業(yè)（Industry），根據(jù)證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》，將樣本企業(yè)分為18個行業(yè)，以公共管理、社會保障和社會組織行業(yè)為基準行業(yè)，設置17個虛擬變量，當公司屬于該行業(yè)時，取值為1，否則為0。

具體變量定義如表1所示。

（三）模型設計

首先，本文構建如下模型分析混合所有制企業(yè)股權結構調整速度。

將1式移項，得到模型2：

其中，OSi，t和OSi，t-1分別表示混合所有制企業(yè)i在t年和t-1年的第一大股東持股比例;OS？觹i，t表示最優(yōu)股權結構;δi，t表示股權結構調整速度，反映實際股權結構向最優(yōu)股權結構變動的快慢;εi，t表示干擾項。由于最優(yōu)股權結構無法觀測，且隨著時間、公司特征的變化不斷改變，本文選取多個與股權結構相關的公司特征變量對最優(yōu)股權結構進行擬合，擬合模型如下所示：

其中，Controli，t表示控制變量，包括公司績效、投資支出、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)規(guī)模、成長性、風險水平、流通股比例、年度變量和行業(yè)變量等。

將3式代入2式，并移項，得到模型4：

通過模型4估計（1-δi，t）與δi，t×αj，進而得到αj，再將得到的αj代入模型3，估計最優(yōu)股權結構（OS？觹i，t），最后使用模型2估計股權結構調整速度（δi，t）。

其次，為了探究政府放權意愿影響國有控股混合所有制企業(yè)股權結構調整速度的影響，本文在模型4中引入政府放權意愿變量（Fangquan）與滯后一期股權結構的交乘項，得到如下模型。

此時股權結構調整速度等于δ0與δ1Fangquani，t之和，δ1為政府放權意愿與滯后一期股權結構交乘項的回歸系數(shù)，衡量政府放權意愿對國有控股混合所有制企業(yè)股權結構調整速度的影響。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關性分析

從表2可以看出，總體而言，國有混合所有制企業(yè)第一大股東持股比例均值為0.3922，中位數(shù)為0.3855，分年度比較發(fā)現(xiàn)，2012年度和2013年度第一大股東持股比例均值最高，為0.3992，2013年度第一大股東持股比例中位數(shù)最高，為0.3963，其余年度第一大股東持股比例均值均在0.3861以上，說明當前國有控股混合所有制企業(yè)中一股獨大現(xiàn)象依然嚴重。其次，觀察趨勢可知，2013—2020年雖然第一大股東持股比例仍然很高，但是無論均值還是中位數(shù)，均表現(xiàn)出穩(wěn)定緩慢的降低趨勢，說明近年來，在混改背景下，股權結構改革取得部分進展。樣本公司各年度第一大股東持股比例最小值和最大值不變，分別為0.1072和0.7634。

從表3可以看出，總體上股權結構較上一年度發(fā)生變動的樣本公司僅占15.49%，股權結構變動不活躍。其中2018年股權結構變動最多，變動股權結構的公司占樣本公司比重達到21.46%，2010年股權結構變動最少，變動股權結構的公司僅占樣本公司的9.56%，股權結構變動總體上是呈上升趨勢的。

表4分析不同類型混合所有制企業(yè)股權結構的差異性，結果發(fā)現(xiàn)，終極控制人所屬政府層級為中央的國有控股混合所有制企業(yè)第一大股東持股比例均值為0.3934，中位數(shù)為0.4002，略高于終極控制人所屬政府層級為地方的國有控股混合所有制企業(yè);壟斷性國有控股混合所有制企業(yè)第一大股東持股比例均值為0.4301，中位數(shù)為0.4313，明顯高于競爭性國有控股混合所有制企業(yè)第一大股東持股比例;董事長和總經(jīng)理兩職分離國有控股混合所有制企業(yè)第一大股東持股比例為0.3922，中位數(shù)為0.3863，略高于兩職合一國有控股混合所有制企業(yè)。

各變量相關系數(shù)檢驗未在正文中列示，除滯后一期股權結構與實際股權結構之間相關系數(shù)達到0.9702，其余變量之間相關系數(shù)均小于0.4121，表明各變量之間不存在嚴重的共線性。實際股權結構與滯后一期股權結構在模型中不同時作為自變量，因此，模型不存在多重共線問題①。

（二）基準回歸結果

1.政府放權意愿對混合所有制企業(yè)股權結構調整速度的影響

表5（1）列表明混合所有制上市公司股權結構調整速度為0.0542，股權結構滯后一期的系數(shù)為0.9470，二者均在1%水平上顯著，表明混合所有制企業(yè)實際股權結構確實向最優(yōu)股權結構方向進行調整。但是，我國混合所有制企業(yè)股權結構調整速度仍然緩慢，Cheung et al.[21]計算美國上市公司股權結構股權調整速度為0.0801。

表5（2）列顯示政府放權意愿與滯后一期股權結構的交乘項系數(shù)為-0.0561，在5%的水平上顯著，表明政府放權意愿能夠顯著提高混合所有制企業(yè)股權結構調整速度，H1得到驗證。

2.政府放權意愿對不同類型混合所有制企業(yè)股權結構調整速度的影響

從表6（2）列可以看出，政府層級為地方的混合所有制企業(yè)交乘項系數(shù)為-0.0492，在10%水平上顯著;從（4）列看出，競爭型的企業(yè)交乘項系數(shù)為-0.0471，在10%水平上顯著;從（6）列看出，兩職分離的企業(yè)交乘項系數(shù)為-0.0563，在10%水平上顯著。因此，政府放權意愿僅對終極控制人所屬政府層級為地方、競爭行業(yè)和兩職分離的國有控股混合所有制企業(yè)股權結構調整速度起正向促進作用。其原因是，政府層級為地方的混合所有制企業(yè)處于更低的行政層級，其面對較強政府放權意愿時，主動調節(jié)當前股權結構至最優(yōu)股權結構的積極性較強，而央企由于居于更高的行政層級，企業(yè)對自身股權結構調整的話語權隨之更大，面對政府放權意愿變動時，促進作用不顯著。壟斷行業(yè)國有控股混合所有制企業(yè)一般涉及國家重要戰(zhàn)略部署，股權結構調整一般具有特殊規(guī)劃，因此其相較于競爭行業(yè)，面對政府放權意愿的變動，促進作用不顯著。兩職合一的國有控股混合所有制企業(yè)，其管理層具有更高的管理自主權，股權結構調整相對于兩職分離的國有控股混合所有制企業(yè)更依賴于管理層自身的風險喜好選擇，因此面對政府放權意愿的變動，促進作用不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了增加結論的可信性，本文使用前三大股東、前五大股東以及前十大股東持股比例之和表示股權結構，檢驗政府放權意愿對股權結構調整速度的影響。表7（1）列顯示政府放權意愿與前三大股東持股比例交乘項系數(shù)為-0.0491;（2）列結果顯示政府放權意愿與前五大股東持股比例交乘項系數(shù)為-0.0372;（3）列結果顯示政府放權意愿與前十大股東持股比例交乘項系數(shù)為-0.0354，結果表明，變量的更換對前述結論無實質性變化。

五、影響機制檢驗

政府放權意愿對于混合所有制企業(yè)股權結構調整速度具有促進作用，那么這種促進作用的機理是什么？首先，從政府放權和干預的影響來看，地方政府承擔著促進經(jīng)濟發(fā)展、改善公共服務、維持社會穩(wěn)定等公共管理任務。地方政府除了依靠中央財政轉移支付、預算內和預算外資金彌補缺口外，還通過干預轄區(qū)內國有企業(yè)使其承擔一系列政策性負擔，包括承擔更高的實際稅負充實地方財政資金，雇用更多員工確保地區(qū)就業(yè)穩(wěn)定等。

其次，為了在“晉升錦標賽”中脫穎而出，地方官員需要動用各種社會經(jīng)濟資源提高地區(qū)GDP的增長和其他經(jīng)濟指標的排名。通過國有企業(yè)投資拉動GDP增長可以起到立竿見影的效果，因此地方政府有很大動機干預轄區(qū)內國有企業(yè)的投資行為。通過混改，非國有股東可以在股東大會投票和國企高層決策層面起到制衡國有股東和政府過度干預的作用。另外，通過混改參股國有企業(yè)的非國有股東將更有動力完善國企高管的監(jiān)督和激勵機制，從而降低管理者在職消費、貪污等機會主義或道德風險行為。已有研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東通過委派高管進入國企高層參與經(jīng)營決策的方式，能有效提升國企內部控制質量和會計信息質量，積極有效監(jiān)督和約束高管投機行為并完善國企高管薪酬激勵契約。最后，相較于國有股東，非國有股東在逐利天性驅使下更愿意關注和提升國有企業(yè)的盈利能力和經(jīng)營效率。因此，混改有利于國有企業(yè)經(jīng)營績效的提升。

綜上，混改使得非國有股東在高層治理方面對地方政府干預國企能力有一定影響，地方官員更加難以利用國有企業(yè)擁有的資源實現(xiàn)政治晉升目標。當?shù)胤秸畬衅髽I(yè)的控制意愿較強時，地方官員可能對國有企業(yè)混改存在抵觸心理，這將不利于該地區(qū)國企混改進程的推進。因此，政府放權意愿越高，非國有股東參與企業(yè)治理更積極，即非國有股東委派董事、監(jiān)事和高管的比例均顯著越高。而非國有股東相比國有股東會更加積極優(yōu)化完善企業(yè)監(jiān)管和激勵機制，使企業(yè)向目標股權結構調整的動力更強。

借鑒溫忠麟[22]的做法，本文首先檢驗政府放權意愿與非國有股東委派董監(jiān)高比例的關系。非國有股東委派董監(jiān)高界定如下：若為自然人股東，則該自然人在上市公司擔任董監(jiān)高即視為該自然人股東委派一名董事、監(jiān)事或高管。若為法人股東，則以上市公司的董監(jiān)高是否在該法人股東單位任職為判斷依據(jù)。以政府放權意愿為解釋變量，非國有股東委派董監(jiān)高比例（Nsoedjg）為被解釋變量，從表8可以得出政府放權意愿與非國有股東委派董監(jiān)高比例之間的系數(shù)為-0.0421，在5%水平上顯著，說明政府放權意愿對非國有股東委派董監(jiān)高比例有正向促進作用。政府放權意愿有較大的可能性通過影響治理結構，即非國有股東委派董監(jiān)高比例來影響企業(yè)股權結構調整速度。

為了研究非國有股東委派董監(jiān)高比例是否對股權結構調整速度產(chǎn)生影響，將模型5中的政府放權變量替換為非國有股東委派董監(jiān)高比例進行回歸，得到結果如表9（2）列，非國有股東委派董監(jiān)高比例與滯后一期第一大股東持股比例的交乘項系數(shù)為0.0731，表明非國有股東委派董監(jiān)高顯著影響股權結構調整速度。同時按照因果步驟法的要求，本文研究控制非國有股東委派董監(jiān)高比例的情況下，政府放權意愿對于股權結構調整速度的影響，將非國有股東委派董監(jiān)高比例和政府放權意愿帶入模型5進行回歸得到結果如表9（3）列，政府放權意愿與滯后一起第一大股東持股比例交乘項系數(shù)顯著為-0.0541，表明在控制了中介變量非國有股東委派董監(jiān)高比例后，政府放權意愿對于混合所有制企業(yè)股權結構調整的影響仍然為正，也就是說政府放權意愿越大，混合所有制企業(yè)股權結構調整速度越快的結論始終沒有改變。另外，Sobel檢驗顯示，Sobel Z值為7.2184，在1%水平上拒絕了不存在中介效應的原假設，說明非國有股東委派董監(jiān)高比例在政府放權意愿和股權結構調整速度之間發(fā)揮了部分中介作用。

六、結論及建議

股權結構動態(tài)調整是國企混改領域中的重要問題，混合所有制企業(yè)如何選擇合理的股權結構，如何調整股權結構一直是值得關注的話題。本文研究了政府放權意愿對股權結構調整速度的影響，并通過中介效應檢驗了可能的作用路徑。研究表明，政府放權意愿會加快股權結構調整速度，即政府放權會使企業(yè)股權結構更快達到目標股權結構。另外，區(qū)分不同類型混合所有制企業(yè)，政府放權意愿對于終極控制人所屬政府層級為地方、競爭行業(yè)以及兩職分離的國有控股混合所有制企業(yè)股權結構動態(tài)調整速度的促進作用更明顯。通過中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)，政府放權意愿會通過影響非國有股東委派董監(jiān)高比例而影響股權結構動態(tài)調整速度，政府干預行為的減少會使得非國有股東能夠更積極參與企業(yè)治理，表現(xiàn)在非國有股東委派董監(jiān)高比例相應增加，向目標股權結構動態(tài)調整速度越快。

本文對新時代下大力推進國有企業(yè)混改提出三點建議：（1）從政府放權意愿的角度深化國有企業(yè)混改，應該將地方政府擁有的社會經(jīng)濟資源和地方官員晉升利益進行權衡，使國企深化改革能夠高效有序推進。（2）加快推進政府職能轉變，實現(xiàn)有效政府治理，強化政府公共服務和社會管理職能，構建服務型政府，規(guī)范政府干預市場的行為，將政府對企業(yè)的行政管制納入合法軌道，破除體制束縛，使市場在資源配置中起決定性作用。（3）混合所有制還應該注意結合企業(yè)屬性分類，對于不同政府層級、競爭程度和是否兩職分離的企業(yè)，股權結構動態(tài)調整速度受政府放權意愿的影響也不相同。

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