簡冠群（副教授），高 穎

一、引言

2022年作為《國企改革三年行動方案（2019-2022）》的決戰(zhàn)決勝之年，國有企業(yè)要積極推進(jìn)混合所有制改革，為國有企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營注入生機(jī)與活力，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（莫龍炯和景維民，2020）。這不僅是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要抓手，更是對中央財(cái)經(jīng)委第十次會議關(guān)于“在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富?！本竦闹匾鋵?shí)。國有企業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)社會持續(xù)健康發(fā)展的戰(zhàn)略支撐，承擔(dān)著促進(jìn)共同富裕的重要使命?；旌纤兄聘母锸俏覈?jīng)濟(jì)體制改革的核心，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要一環(huán)。國有企業(yè)在混合所有制改革過程中實(shí)現(xiàn)的多元股權(quán)結(jié)構(gòu)，并不意味著國有控股地位的消失。在實(shí)行混合所有制改革的企業(yè)中，國有股東仍處于重要或控股地位。同時(shí)，國有企業(yè)承擔(dān)的社會責(zé)任更多體現(xiàn)為一種應(yīng)盡的義務(wù)（李玉平等，2009），一種社會主義市場經(jīng)濟(jì)規(guī)定性的要求（陳燕和，2018）。而非國有股東的市場屬性又要求國有企業(yè)不斷增強(qiáng)企業(yè)競爭力，實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值?；诖耍瑖衅髽I(yè)混合所有制改革引起的股權(quán)結(jié)構(gòu)變化和公司治理結(jié)構(gòu)的變化，必然對企業(yè)的社會責(zé)任承擔(dān)產(chǎn)生影響。

現(xiàn)有關(guān)于混合所有制改革后國有企業(yè)社會責(zé)任行為的研究尚未形成定論，主要觀點(diǎn)體現(xiàn)為兩方面：其一，國有企業(yè)混合所有制改革造成的動態(tài)股權(quán)結(jié)構(gòu)變化會導(dǎo)致企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)水平下降（莊盈和買生，2021）；其二，國有企業(yè)混合所有制改革帶來的制度融合能夠驅(qū)動國有企業(yè)履行社會責(zé)任（李井林等，2021）。兩種觀點(diǎn)迥異，一方面可能是研究視角不同所致，另一方面可能是變量度量差異所致。然而，社會責(zé)任作為一種非財(cái)務(wù)與非強(qiáng)制性行為，具有自愿性、互動性、動態(tài)性和多樣性特征，不同性質(zhì)企業(yè)是否履行社會責(zé)任、因何履行社會責(zé)任以及履行何種程度的社會責(zé)任顯然不同。對此，現(xiàn)有研究主要形成了兩類看法：一類研究認(rèn)為國有企業(yè)履行社會責(zé)任是為了取得經(jīng)濟(jì)利益和社會效益的雙贏（吳良海等，2018）。當(dāng)國有企業(yè)經(jīng)理人薪酬制度受到社會績效和經(jīng)濟(jì)績效雙重目標(biāo)影響時(shí)，其具有主動承擔(dān)社會責(zé)任的動機(jī)，從而促進(jìn)企業(yè)未來發(fā)展（莊盈和買生，2021）。另一類研究指出，由于自身產(chǎn)權(quán)特點(diǎn)和歷史形成的經(jīng)營機(jī)制弊端，國有企業(yè)嚴(yán)重的代理問題是其長期被詬病的原因（陳翔，2017）。國有企業(yè)管理層可能基于自利、掩飾動機(jī)等履行社會責(zé)任（張晨等，2018）。已有研究表明，企業(yè)高管更傾向于利用社會責(zé)任提升社會地位（王士紅，2016），然而這會損害企業(yè)價(jià)值，并且該現(xiàn)象在國有企業(yè)中更加顯著（徐智等，2021）。由此可見，針對企業(yè)履行社會責(zé)任帶來經(jīng)濟(jì)后果的研究有著深厚的理論基礎(chǔ)和實(shí)證佐證，區(qū)分履行社會責(zé)任的動機(jī)重要且必要。

國有企業(yè)的代理問題，一直是混合所有制改革中的重點(diǎn)和難點(diǎn)?；旌纤兄聘母餅閲衅髽I(yè)引入非國有資本，能夠在一定程度上優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，提升治理水平，從而緩解代理問題（黎文飛等，2020）。已有研究表明，非國有股東能夠改善國有企業(yè)經(jīng)營管理效率、提高國有企業(yè)的創(chuàng)新投入與產(chǎn)出水平（王寧等，2021）和降低國有企業(yè)僵尸化程度（馬新嘯等，2021）。那么，非國有股東參與公司治理能否通過緩解代理問題對社會責(zé)任產(chǎn)生影響呢？

基于此，本文從代理觀和資源觀的角度考察非國有股東參與公司治理對國有企業(yè)不同動機(jī)社會責(zé)任的影響機(jī)制。具體來說，本文以2010～2020年我國國有上市公司為樣本，從股權(quán)層面、高層治理層面和超額委派董事層面區(qū)分非國有股東參與公司治理的程度并檢驗(yàn)其對社會責(zé)任的影響。同時(shí)，從代理沖突與資源觀角度，分別檢驗(yàn)非國有股東治理與戰(zhàn)略型社會責(zé)任和自利型社會責(zé)任之間的關(guān)系。本文剖析了非國有股東參與公司治理的不同形式對企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生的影響，有助于全方位審視混合所有制改革的效率與效果，也為進(jìn)一步完善改革制度提供了一定的經(jīng)驗(yàn)借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

混合所有制改革對公司高質(zhì)量監(jiān)督治理效應(yīng)是通過股權(quán)結(jié)構(gòu)變化來實(shí)現(xiàn)的（范玉仙和張占軍，2021）。通過引入非國有資本，發(fā)揮不同所有制資本的優(yōu)勢（郝陽和龔六堂，2017），不僅可以有效抑制高管私利腐敗行為（陳曉珊和劉洪鐸，2019），減少內(nèi)部人機(jī)會主義行為（李濟(jì)含和劉淑蓮，2021），還能扭轉(zhuǎn)所有者缺位帶來的委托代理成本過高局面（李炳堃，2017）。

然而，混合所有制改革帶來的股權(quán)結(jié)構(gòu)變化并非在任何情況下都會改善公司治理。實(shí)際上，公司治理水平的提高要以股權(quán)制衡為條件。所謂“制衡”，即非國有股東擁有話語權(quán)且能夠影響企業(yè)決策。當(dāng)國有企業(yè)出于迎合國家政策導(dǎo)向（綦好東等，2017）等動機(jī)吸引非國有股東參股，形成股權(quán)多樣性時(shí)，對國有企業(yè)的治理效應(yīng)并不顯著。只有當(dāng)股權(quán)形成制衡，才能提升內(nèi)部控制質(zhì)量，完善公司治理（曹越等，2020）。由此可見，在混合所有制改革過程中如果不注重非國有股東的制衡效應(yīng)，那么改革就不能發(fā)揮預(yù)期效應(yīng)（蔣建湘和薛侃，2021）。僅在股權(quán)結(jié)構(gòu)層面的多元融合，容易導(dǎo)致投資者局限于財(cái)務(wù)投資而無法改善被投資國有企業(yè)的治理環(huán)境（李明敏等，2020）。因此，混合所有制改革需要實(shí)現(xiàn)在經(jīng)營決策層面的深度融合，保障非國有股東的話語權(quán)。

基于“結(jié)構(gòu)—行為—績效”模型，企業(yè)社會責(zé)任受到股權(quán)結(jié)構(gòu)和管理層等各方面的影響。存在多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)的企業(yè)會承擔(dān)較高水平的社會責(zé)任（趙國宇和魏帥軍，2021），并且這種現(xiàn)象在形成股權(quán)制衡的企業(yè)中更加顯著（馮曉晴等，2020）。同時(shí)，管理層權(quán)力也會影響企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的情況。

綜上，學(xué)者們就混合所有制改革和公司治理展開了研究，然而也存在美中不足之處。雖然有文獻(xiàn)考察了非國有股東的監(jiān)督治理效應(yīng)對企業(yè)社會責(zé)任的影響，但尚未深入分析其如何產(chǎn)生影響。為此，本文在區(qū)分履行社會責(zé)任不同動機(jī)的基礎(chǔ)上，從代理觀和資源觀的角度剖析非國有股東的監(jiān)督治理效應(yīng)對不同動機(jī)社會責(zé)任的影響機(jī)理。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）社會責(zé)任的履行動機(jī)

社會責(zé)任是企業(yè)在承擔(dān)基本經(jīng)濟(jì)職能基礎(chǔ)上的倫理行為。企業(yè)只有履行與自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力、財(cái)務(wù)績效相匹配的社會責(zé)任才可能產(chǎn)生積極影響，過度開發(fā)自身資源來履行社會責(zé)任會產(chǎn)生較強(qiáng)的負(fù)外部性（張淑霞，2019）。因此，企業(yè)作為一個理性、逐利的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，只有承擔(dān)與自身經(jīng)營發(fā)展?fàn)顩r相匹配的社會責(zé)任，才能緩解社會責(zé)任與經(jīng)濟(jì)責(zé)任的二元沖突。由此看來，區(qū)分社會責(zé)任的關(guān)鍵在于是否投資“過度”。過度的社會責(zé)任可能是控股股東的利益侵占或者“掏空效應(yīng)”，也可能是管理層的機(jī)會主義行為。

綜上分析，本文將戰(zhàn)略型社會責(zé)任界定為：與企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、資本結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金流量等特征適度匹配，沒有超出企業(yè)正常經(jīng)濟(jì)承受能力的社會責(zé)任，其不僅能幫助企業(yè)高管獲得名譽(yù)或?qū)崿F(xiàn)政治晉升，還能提升企業(yè)價(jià)值；而自利型社會責(zé)任是與企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、資本結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金流量等特征不相匹配，超出了企業(yè)正常經(jīng)濟(jì)承受能力之外的社會責(zé)任，是為決策者謀利的手段，當(dāng)企業(yè)履行此類社會責(zé)任時(shí)，會擠占企業(yè)有限資源而加劇經(jīng)營困境，損害企業(yè)價(jià)值。

（二）代理觀下非國有股東治理效應(yīng)與社會責(zé)任

在我國，國有企業(yè)“一股獨(dú)大”、所有者缺位和內(nèi)部人控制等委代理問題長期普遍存在（鄭志剛，2020）?；旄拇偈狗菄泄蓶|參與公司治理，在一定程度上緩解了代理沖突，形成了相互制衡的多元股權(quán)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化了公司治理，最終對國有企業(yè)社會責(zé)任產(chǎn)生影響。

首先，由于具有特殊性質(zhì)，國有企業(yè)存在內(nèi)部人控制和所有制缺位等問題。這些問題不僅會引發(fā)經(jīng)營者的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會主義行為，還容易導(dǎo)致部分政府官員與經(jīng)營者共同尋租，例如超額在職消費(fèi)（姚建峰等，2020）和非效率投資（金宇超等，2016）等。在此情境下，經(jīng)理人的行為選擇更多體現(xiàn)為自利傾向，不利于將社會責(zé)任作為提高企業(yè)核心競爭力的重要內(nèi)容。另外，由于國有企業(yè)經(jīng)理人多適用非市場化的薪酬機(jī)制，其更容易受到社會績效目標(biāo)的影響。而社會責(zé)任產(chǎn)生的社會效益構(gòu)成了影響經(jīng)理人政治生涯的重要因素，這會強(qiáng)化其利用社會責(zé)任謀取私利的動機(jī)。因此，在第一類委托代理沖突的作用下，經(jīng)理人實(shí)施自利型社會責(zé)任的能力與動機(jī)較強(qiáng)，而履行戰(zhàn)略型社會責(zé)任的動機(jī)較弱，從而難以履行更高層次的社會責(zé)任。

其次，當(dāng)前我國上市公司中“一股獨(dú)大”現(xiàn)象普遍存在，控股股東掏空行為在資本市場上屢見不鮮（侯青川等，2017）。控股股東通過多種方式侵占小股東利益，造成了盈余管理程度高（謝德仁和廖珂，2018）等經(jīng)濟(jì)后果?；谧栽感?、非強(qiáng)制性和無償性等特征，企業(yè)可支配的剩余資金和資源是其履行社會責(zé)任的前提條件。然而，控股股東的利益侵占行為帶來的不良經(jīng)濟(jì)后果無法滿足企業(yè)履行社會責(zé)任的條件。

最后，混改企業(yè)引入非國有資本參與公司治理，在持股比例達(dá)到一定程度并且形成股權(quán)制衡時(shí)，就可以進(jìn)行監(jiān)督或形成治理聯(lián)盟。多個股東購入國有企業(yè)股權(quán)，并成為國有企業(yè)所有者，能夠利用表決權(quán)來監(jiān)督控股股東的行為，從而緩解第二類代理問題（馬新嘯等，2020）。在持有股權(quán)的基礎(chǔ)上，非國有股東可以按照持股比例委派獨(dú)立董事進(jìn)入董事會，當(dāng)管理者基于私利而損害企業(yè)長遠(yuǎn)價(jià)值時(shí)，多個大股東由于持股比例較高擁有較大的話語權(quán)，能夠通過投票改變管理者的經(jīng)營決策。因此，多個大股東有充足的動機(jī)和意愿制衡管理者，對高層治理決策產(chǎn)生實(shí)際影響，這不僅能夠提升國有企業(yè)監(jiān)督治理水平、降低高管在職消費(fèi)水平等，還可以協(xié)調(diào)利益相關(guān)者關(guān)系，促使高層管理者優(yōu)化經(jīng)營管理活動，從而緩解第一類代理問題。

綜上，本文提出以下假設(shè)：

H1a：非國有股東參與公司治理可以抑制自利型社會責(zé)任履行。

H1b：非國有股東參與公司治理可以促進(jìn)戰(zhàn)略型社會責(zé)任履行。

（三）資源觀下非國有股東治理效應(yīng)與社會責(zé)任

混合所有制改革為國有企業(yè)引入非國有資本，不僅僅是財(cái)務(wù)資源的引入，更是非財(cái)務(wù)資源的引入。非國有股東的話語權(quán)是通過自身所擁有的資源優(yōu)勢獲得的。然而，由于對資源的依賴性以及資源稀缺性，非國有股東權(quán)力與所持股權(quán)之間存在非對等配置。因此，如果僅依據(jù)股權(quán)比例委派董事，必然導(dǎo)致非國有股東話語權(quán)較小，難以為資源優(yōu)勢的發(fā)揮提供權(quán)力保障。因此，非國有股東基于自身所擁有的非財(cái)務(wù)資源優(yōu)勢，可有效解決權(quán)力配置不對等沖突，提高非國有資本參與混合所有制企業(yè)的積極性（馮慧群和郭娜，2021）。

非國有股東通過超額委派董事能夠掌握更多的控制權(quán)，提高自身在國有企業(yè)中的話語權(quán)，實(shí)現(xiàn)權(quán)力制衡，進(jìn)而提升國企治理效率。具體來說，非國有股東委派超額董事能夠發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)。由于非國有股東的“逐利天性”，其委派的董事對國有企業(yè)管理者的機(jī)會主義行為和損害企業(yè)價(jià)值行為具有強(qiáng)烈的監(jiān)督動機(jī)，在一定程度上緩解了“所有者缺位”現(xiàn)象，在社會責(zé)任層面則表現(xiàn)為促使管理者基于企業(yè)經(jīng)營發(fā)展和戰(zhàn)略管理的需求，承擔(dān)與自身狀況相匹配的社會責(zé)任。不僅如此，非國有股東委派超額董事還能夠遏制企業(yè)“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象，對履行社會責(zé)任的決策進(jìn)行干預(yù)，有效抑制控股股東追求個人利益最大化的短期行為。

綜上，非國有股東委派超額董事，能夠獲得更多的內(nèi)部信息，維護(hù)非國有股東合法權(quán)益，從治理監(jiān)督的角度提高決策的科學(xué)性和有效性，從而對國有企業(yè)社會責(zé)任的履行產(chǎn)生積極影響。而國有企業(yè)履行更高水平的社會責(zé)任有助于削弱公司股價(jià)波動性（吳良海等，2018）、改善經(jīng)營績效和提高市場價(jià)值（鄭杲娉和徐永新，2011），這也與非國有股東的利益目標(biāo)相符。在此情況下，本文提出如下假設(shè)：

H2a：非國有股東超額委派董事有助于抑制自利型社會責(zé)任的履行。

H2b：非國有股東超額委派董事有助于促進(jìn)戰(zhàn)略型社會責(zé)任的履行。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到和訊網(wǎng)自2010年開始披露上市公司社會責(zé)任得分情況，本文選取2010～2020年我國滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本，并剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)、經(jīng)營狀況異常的ST類上市公司以及數(shù)據(jù)缺失較多的上市公司，最終得到6253個年度觀測值。非國有股東數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。同時(shí)，為了避免異常值的影響，本文對連續(xù)型觀測值進(jìn)行縮尾處理。數(shù)據(jù)分析和檢驗(yàn)均采用Stata15進(jìn)行處理。

（二）模型設(shè)定與變量定義

1.模型設(shè)定。借鑒王士紅（2016）、Cao等（2019）、馮慧群和郭娜（2021）的研究，構(gòu)建模型（1）檢驗(yàn)混合所有制改革后非國有股東參與公司治理對國有企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)的影響。

模型（1）中，CSR為和訊網(wǎng)社會責(zé)任得分的情況，為盡量消除異方差，并且使非線性關(guān)系轉(zhuǎn)化為線性關(guān)系，本文對社會責(zé)任總得分進(jìn)行取對數(shù)化處理。同時(shí)，由于社會責(zé)任具有無償性、自愿性的特征，可以根據(jù)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、盈利能力和現(xiàn)金流量等企業(yè)基本經(jīng)營情況將社會責(zé)任進(jìn)行區(qū)分，當(dāng)企業(yè)履行與企業(yè)基本面情況相適應(yīng)的社會責(zé)任時(shí)則為戰(zhàn)略型社會責(zé)任，否則為自利型社會責(zé)任。因此，本文參照曹海敏和孟元（2019）的研究，構(gòu)建模型（2）區(qū)分社會責(zé)任，模型如下：

對模型（2）進(jìn)行回歸，得到的擬合值作為戰(zhàn)略型社會責(zé)任（S），得到的殘差εi，t作為自利型社會責(zé)任（E）。

2.變量定義。

（1）被解釋變量：企業(yè)社會責(zé)任（CSR）。借鑒顧雷雷等（2020）、黃金波等（2022）的做法，本文采用和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任評分衡量國有企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)，社會責(zé)任總評分越高說明企業(yè)履行社會責(zé)任情況越好。

（2）解釋變量：非國有股東治理。本文測度非國有股東參與治理的變量主要分為三組。首先是非國有股東在股權(quán)結(jié)構(gòu)層面參與決策的水平。具體而言，分別以國有企業(yè)前十大股東中第一大非國有股東的持股比例（SHR_1）和國有企業(yè)全部非國有股東的持股比例之和（SHR_2）進(jìn)行衡量。其次是從高層治理層面反映非國有股東向國有企業(yè)委派董事并且參與重大決策的水平，主要采用兩個指標(biāo)進(jìn)行衡量：D代表非國有股東委派董事比例，DJG表示非國有股東委派董監(jiān)高的整體比例。最后是非國有股東超額委派董事，采用非國有股東超額委派董事比例（ROND）進(jìn)行測度，計(jì)算方法為非國有股東委派董事比例減去非國有股東持股比例。

（3）控制變量。參照王士紅（2016）、Cao等（2019）、馮慧群和郭娜（2021）等的研究，本文選取一系列反映公司財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營成果等的指標(biāo)作為控制變量，變量具體定義見表1。

表1 變量定義

五、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了所選取樣本公司主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。在社會責(zé)任方面，S的特征值說明國有企業(yè)在社會責(zé)任的履行上存在著較大的差異。在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，SHR_1和SHR_2的特征值表明非國有股東持股比例相對較少。在高層治理方面，D和DJG的特征值表明國有企業(yè)中非國有股東高層治理層面存在同股不同權(quán)的情況。在超額委派董事層面，ROND的特征值表明非國有股東超額委派董事的程度并不高。然而，若剔除不存在超額委派董事的情況，僅分析存在超額委派董事的樣本公司，ROND的均值可達(dá)到0.108。這意味著國有企業(yè)混合所有制改革中非國有股東超額委派董事的水平較高。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）基本回歸分析

表3報(bào)告了基本回歸結(jié)果，回歸考慮了時(shí)間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。①股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，列（1）～（4）表明非國有股東在股權(quán)層面參與公司治理能夠顯著促進(jìn)國有企業(yè)履行戰(zhàn)略型社會責(zé)任（β=0.003，β=0.009），抑制自利型社會責(zé)任的履行（β=-0.349，β=-0.356）。②高層治理方面，列（5）～（8）顯示非國有股東通過委派董事參與國有企業(yè)治理與決策能夠顯著減少自利型社會責(zé)任履行（β=-0.189，β=-0.337），增加戰(zhàn)略型社會責(zé)任履行（β=0.002，β=0.004）。③超額委派董事方面，列（9）～（10）顯示非國有股東超額委派董事能夠在一定程度上顯著減少國有企業(yè)自利型社會責(zé)任履行（β=-0.036），而提高戰(zhàn)略型社會責(zé)任的履行水平（β=0.014）?？梢?，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3 基本回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.滯后效應(yīng)?？紤]到非國有股東參與公司治理對社會責(zé)任影響的滯后性以及可能存在的反向因果關(guān)系，本文將解釋變量滯后一期處理，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，非國有股東在股權(quán)結(jié)構(gòu)、高層治理和超額委派董事三個維度對戰(zhàn)略型社會責(zé)任存在促進(jìn)作用，且均具有顯著性；對自利型社會責(zé)任存在抑制作用，且顯著為負(fù)。實(shí)證結(jié)果支持前文假設(shè)。

2.更換樣本。為了使研究結(jié)論具有更高的可靠性，本文還采用了更換樣本的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；旌纤兄聘母镒愿母镩_放以來一直在實(shí)施，以黨的十八屆三中全會倡導(dǎo)的“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)”為政策節(jié)點(diǎn)，剔除了2013年以前的樣本企業(yè)，按照模型（1）進(jìn)行基準(zhǔn)回歸重新檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2。回歸結(jié)果顯示，非國有股東對自利型社會責(zé)任存在抑制效應(yīng)，且均顯著為負(fù)；對戰(zhàn)略型社會責(zé)任具有促進(jìn)作用，且均具有顯著性。檢驗(yàn)結(jié)果與前文假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果一致。

3.工具變量。在選取混合所有制改革對象時(shí)，國有企業(yè)與非國有股東存在雙向選擇。非國有股東在選擇要參股的國有企業(yè)時(shí)，會考慮企業(yè)聲譽(yù)等條件。當(dāng)國有企業(yè)較好地履行社會責(zé)任時(shí)，其帶來的經(jīng)濟(jì)效益和社會效益提高了國有企業(yè)的競爭力和可持續(xù)發(fā)展能力；而非國有股東出于自利動機(jī)，參與公司治理的主動性更強(qiáng)，會通過提供更多的優(yōu)勢資源等提高自身在談判中的競爭力，進(jìn)而獲得更多的席位。對此，本文選取兩個工具變量進(jìn)行2SLS回歸。選取同行業(yè)同年度其他國有上市公司中非國有股東超額委派董事比例的均值作為工具變量一，再選取非國有股東所處行業(yè)的銷售收入比重衡量其市場競爭能力作為工具變量二。這主要由于市場競爭力與資源優(yōu)勢呈正相關(guān)關(guān)系，即市場競爭力越大，其所擁有的資源優(yōu)勢越強(qiáng)，在混改后的企業(yè)中擁有更大的話語權(quán)，能夠在公司治理層面具有更強(qiáng)的談判能力。

對工具變量進(jìn)行有效性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，弱工具變量檢驗(yàn)的F值均大于10，且P值為0，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)，過度識別檢驗(yàn)的P值結(jié)果接受了所有的工具變量都是外生的原假設(shè)，說明本文選擇的工具變量是合理的。在采用2SLS控制內(nèi)生性問題后，非國有股東參與公司治理依舊能夠抑制自利型社會責(zé)任履行（β=-0.021），促進(jìn)戰(zhàn)略型社會責(zé)任實(shí)施（β=0.001），并均在1%的水平上顯著。與前文假設(shè)1和假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

4.雙重差分法DID。為了緩解樣本選擇導(dǎo)致的結(jié)論偏差，本文采用傾向得分匹配法（PSM）下的雙重差分法DID來控制內(nèi)生性問題。具體而言，選用資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、現(xiàn)金流量比率（CASH）、企業(yè)年齡（AGE）、成長性（GROWTH）、董事會獨(dú)立性（INDEP）、董事會規(guī)模（BORAD）和兩職合一（DUAL）作為匹配變量進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)，借鑒馬新嘯等（2021）的研究成果，采用卡尺為0.05的近鄰匹配方法進(jìn)行1∶1的傾向得分匹配，構(gòu)建非國有股東向樣本國有企業(yè)委派董事的實(shí)驗(yàn)組（P=1）和未向國有企業(yè)委派董事的控制組（P=0）；同時(shí)若超額委派董事比例大于0，則控制權(quán)大于股權(quán)，由此構(gòu)建存在超額委派董事的實(shí)驗(yàn)組（WNOD=1）和控制組（WNOD=0）。同時(shí)，考慮到2013年提出混合所有制經(jīng)濟(jì)是我國基本經(jīng)濟(jì)制度重要實(shí)現(xiàn)形式，因此將2013年作為非國有股東參與公司治理的時(shí)間虛擬變量，當(dāng)企業(yè)處于2014～2020年時(shí)TIME取1，當(dāng)企業(yè)處于2010～2013時(shí)TIME取0。對樣本進(jìn)行重新匹配并進(jìn)行回歸，P×TIME的回歸系數(shù)分別為0.875和-0.594，且都在5%的水平上顯著，說明非國有股東參與治理能夠顯著抑制自利型社會責(zé)任履行，促進(jìn)戰(zhàn)略型社會責(zé)任履行。而WOND×TIME的回歸系數(shù)分別為0.943和-0.734，分別在1%和5%的水平上顯著。研究結(jié)果表明，在控制樣本選擇偏誤后，仍然支持前文的結(jié)論，說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

限于篇幅，穩(wěn)健性結(jié)果未予列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>

（四）機(jī)制分析

非國有股東發(fā)揮監(jiān)督治理效應(yīng)的先決條件是能夠識別機(jī)會主義行為。在企業(yè)內(nèi)部信息透明度高、信息環(huán)境較好時(shí)，非國有股東更容易識別國有企業(yè)中的道德風(fēng)險(xiǎn)，因此，本文預(yù)期當(dāng)企業(yè)內(nèi)部信息透明度較高時(shí)，非國有股東管理層和股東的監(jiān)督治理效應(yīng)更強(qiáng)，從而對社會責(zé)任的影響更大。

為了驗(yàn)證本文預(yù)期，構(gòu)建模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)。

其中，NOS是非國有股東參與公司治理代理變量，OPAQUEi，t代表i企業(yè)在第t年的內(nèi)部信息透明度，參考Dechow等（1995）和馮曉晴等（2020）的做法采用修正瓊斯模型計(jì)算的企業(yè)近三年操縱性應(yīng)計(jì)利潤絕對值之和來度量，該指標(biāo)的數(shù)值越大說明企業(yè)的信息透明度越低。

檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，股權(quán)結(jié)構(gòu)層面、高層治理層面和超額委派董事層面交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明在內(nèi)部信息透明度較高的企業(yè)中，非國有股東能夠獲得更高質(zhì)量更可靠的公司信息，為其參與公司經(jīng)營決策提供重要依據(jù)。因此，非國有股東參與公司治理對戰(zhàn)略型社會責(zé)任履行的促進(jìn)和對自利型社會責(zé)任履行的抑制在內(nèi)部信息透明度較高的公司中更加明顯。

（五）拓展性分析

在國有企業(yè)嚴(yán)重的代理問題下，管理者和股東履行自利型社會責(zé)任往往存在隱瞞企業(yè)負(fù)面消息的動機(jī)，而隨著時(shí)間的推移，負(fù)面消息積累并最終在資本市場上爆發(fā)，從而誘發(fā)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。本部分通過設(shè)定中介效應(yīng)模型來檢驗(yàn)非國有股東通過對社會責(zé)任產(chǎn)生影響是否真正降低了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。其中，NSO作為非國有股東參與公司治理的代理變量。

模型中，RISK代表股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。此外，參考王化成等（2015）、Kim等（2011）的模型，采用經(jīng)過市場調(diào)整后的負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）和股價(jià)上下波動比率（DUVOL）作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)，此兩個指標(biāo)越大，則表明股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大?？紤]到混合所有制改革后，非國有股東參與公司治理和企業(yè)社會責(zé)任對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響存在滯后性，此處使用滯后一期的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，由于模型（5）結(jié)果與前文一致，因此未在此列示回歸結(jié)果。由表5可以看出，非國有股東僅從股權(quán)層面持股對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響雖為負(fù)但不顯著，而高層治理和超額委派董事都分別在1%和5%的水平上顯著降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。在此基礎(chǔ)上加入社會責(zé)任后，可以發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任在非國有股東參與公司治理后降低了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，存在部分中介效應(yīng)。

E派董事層面（10）0.411***（5.27）-0.240**（-2.28）-0.207***YES（-2.45）PanelC超額委S（9）0.233**（2.14）-0.089*-0.195**YES ROND（-1.66）量ROND×變YES OPAQUE-0.783***（-4.28）-0.098**（1.86）（-2.35）S（7）0.393**-0.902***（-3.25）（2.07）-0.019**YES（-1.99）量DJG DJG×OPAQUE OPAQUE Control E（6）0.402**（2.37）（-1.76）-0.133***變（-3.34）YES-0.239*OPAQUE E（8）0.042*響的影明信息S（5）0.016***透PanelB高層治理層面（4.57）YES-0.031***部（-2.91）-0.368***（-2.93）量 D D×度內(nèi)變OPAQUE Control OPAQUE（-2.63）0.107*-0.056***（-4.87）E（4）（1.76）-0.605***YES 0.085*S（3）（1.87）（-2.25）-0.239***-0.024**（-3.16）YES變量SHR_2 O SHR_2×OPAQUE Control 0.565*（1.89）-0.522**（-2.22）-0.116**（-2.00）YES E（2）S（1）-0.010*0.027***（3.54）-0.158**（-1.73）PanelA股權(quán)結(jié)構(gòu)層面量YES變（-2.48）4 SHR_1表SHR_1×OPE（-3.30）OPAQUE Control Control

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

國有企業(yè)不僅是國民經(jīng)濟(jì)的支柱，更是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要力量?；旌纤兄聘母锸俏覈?jīng)濟(jì)體制改革的核心，是增強(qiáng)國有企業(yè)競爭力與活力，促進(jìn)國有資產(chǎn)保值增值的重要途徑。隨著混合所有制改革的不斷推進(jìn)，國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)生了相應(yīng)變化，而這種變化會對國有企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任行為產(chǎn)生影響。本文區(qū)分國有企業(yè)履行社會責(zé)任的不同動機(jī)，分別從代理觀與資源觀兩個維度刻畫了非國有股東參與公司治理的程度，研究股權(quán)結(jié)構(gòu)多樣性與股權(quán)制衡度對國有企業(yè)社會責(zé)任的影響。研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東參與公司治理不僅可以從股權(quán)角度抑制自利型社會責(zé)任的履行、促進(jìn)戰(zhàn)略型社會責(zé)任實(shí)施，還可以從董事會權(quán)力角度發(fā)揮監(jiān)督治理效應(yīng)，從而對戰(zhàn)略型社會責(zé)任產(chǎn)生正向影響，對自利型社會責(zé)任產(chǎn)生負(fù)向影響。

本文的研究結(jié)論對進(jìn)一步完善國有企業(yè)混合所有制改革、建立健全國有企業(yè)社會責(zé)任制度具有一定的參考價(jià)值。具體來說，國企混改的本質(zhì)在于股權(quán)的深度融合與發(fā)展，但是國企在實(shí)施混改過程中往往只做到了非國有股東持股。而只有從股權(quán)多樣性和股權(quán)制衡兩個角度實(shí)現(xiàn)混合，才能真正提高非國有股東在國有企業(yè)生存和發(fā)展過程中的影響力，發(fā)揮混合所有制改革的積極效果。社會責(zé)任作為一種提高企業(yè)內(nèi)在價(jià)值的手段，國有企業(yè)應(yīng)統(tǒng)籌關(guān)注非國有股東參與治理對企業(yè)履行社會責(zé)任的影響，只有如此，才能確保國有企業(yè)實(shí)現(xiàn)綜合效益最大化。