陳少凌 俞丹丹 鐘嘉穎

一 引 言

自2013年十八屆三中全會(huì)將“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)”納入全面深化改革的頂層框架以來，混合所有制改革一直是深化國(guó)企改革的重要舉措和手段。2015年《國(guó)務(wù)院關(guān)于國(guó)有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》這一綱領(lǐng)性文件的出臺(tái)，標(biāo)志著混合所有制改革正式拉開序幕。通過混合所有制改革引入多種所有制經(jīng)濟(jì)，不僅具有完善國(guó)有企業(yè)治理機(jī)制、提升國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率的作用(蔡貴龍等，2018a)[1]，也有助于更加公平地分配社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源以促進(jìn)多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展(何瑛和楊琳，2021)[2]。而作為企業(yè)價(jià)值最具信息性的載體，資本市場(chǎng)無疑將最直接地反映國(guó)企改革的效果。正因如此，資本市場(chǎng)一直是國(guó)企混改的前沿重地。從2015年提出的“以管資本為主”(1)《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于深化國(guó)企改革指導(dǎo)意見》，2015年9月；《國(guó)務(wù)院關(guān)于改革和完善國(guó)有資產(chǎn)管理體制的若干意見》，2015年10月。，到2017年推出的國(guó)有資產(chǎn)定價(jià)機(jī)制與試點(diǎn)聯(lián)動(dòng)(2)《關(guān)于深化混合所有制改革試點(diǎn)若干政策的意見》，2017年11月。，到2019年提出的“通過股票市場(chǎng)發(fā)行證券、轉(zhuǎn)讓上市企業(yè)股份、國(guó)有股東與上市企業(yè)資產(chǎn)重組”(3)《中央企業(yè)混合所有制改革操作指引》，2019年11月。，到2020年提出的“通過資本化、證券化優(yōu)化國(guó)有資產(chǎn)配置”(4)《國(guó)企改革三年行動(dòng)方案(2020—2022)》，2020年6月。，再到2021年強(qiáng)調(diào)“選好戰(zhàn)略投資者、完善公司治理、提高上市公司質(zhì)量”等(5)《推動(dòng)混合所有制企業(yè)深度轉(zhuǎn)換經(jīng)營(yíng)機(jī)制專題推進(jìn)會(huì)》，2021年8月30日。，都顯示出資本市場(chǎng)對(duì)于推動(dòng)國(guó)企混改的重要作用。那么，時(shí)至今日，這場(chǎng)涵蓋國(guó)企與資本市場(chǎng)兩大重要經(jīng)濟(jì)支柱的變革究竟成效如何？對(duì)這一問題的回答，是進(jìn)一步推動(dòng)國(guó)企改革，進(jìn)而深化與細(xì)化下一步的改革工作，并最終實(shí)現(xiàn)“以公有制為主體、多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展”的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。

資源配置是資本市場(chǎng)的核心功能，其主要作用機(jī)制為通過股價(jià)等證券價(jià)格引導(dǎo)資源的合理配置。Hayek(1945)[3]提出，股價(jià)匯總了金融市場(chǎng)上的各種交易信息，并反映了對(duì)企業(yè)價(jià)值的準(zhǔn)確評(píng)估。與此同時(shí)，企業(yè)決策者也會(huì)學(xué)習(xí)并使用這些信息來指導(dǎo)他們的決策，從而進(jìn)一步提升企業(yè)的價(jià)值(Baumol，1965)[4]。因此，金融市場(chǎng)的信息生產(chǎn)使有效的企業(yè)決策成為可能，并最終產(chǎn)生了影響企業(yè)價(jià)值的實(shí)際效果(Greenwood和Jovanovic，1990[5]；King和Levine，1993[6])。可見，如何解讀股價(jià)所反映的企業(yè)價(jià)值信息，進(jìn)而考察決定國(guó)有企業(yè)價(jià)值的各種信息在資本市場(chǎng)上被生產(chǎn)、加工及運(yùn)用的效率，顯然將是評(píng)估國(guó)企資本管理績(jī)效最直接有效的技術(shù)手段。遺憾的是，盡管Carpenter et al.(2021)[7]的研究發(fā)現(xiàn)，2004年以來，中國(guó)的股價(jià)已經(jīng)可以較充分地反映出企業(yè)的價(jià)值信息，但國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的表現(xiàn)卻依然落后于非國(guó)有上市公司(6)事實(shí)上，Carpenter et al.(2021)[7]用于衡量企業(yè)股價(jià)信息性的指標(biāo)并未考慮到企業(yè)的個(gè)體異質(zhì)性，而是將所有企業(yè)視為同質(zhì)的整體來計(jì)算只具有時(shí)序變化特征的股價(jià)信息性指標(biāo)。然而，我國(guó)國(guó)有企業(yè)上市年份從1990年到2013年不等；規(guī)模小的不到2千萬，大的近2.5萬億；既有高盈利高增長(zhǎng)的“獨(dú)角獸”型企業(yè)(如寧德時(shí)代、聯(lián)影醫(yī)療等)，也有嚴(yán)重虧損的“僵尸”型企業(yè)。顯然，“企業(yè)同質(zhì)”的假定并不符合我國(guó)國(guó)有企業(yè)的典型現(xiàn)實(shí)特征。。類似地，Goodell et al.(2021)[8]也指出，國(guó)有股權(quán)對(duì)股價(jià)信息性具有一定的負(fù)面作用。本文認(rèn)為，鑒于國(guó)有企業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體系中的重要性與特殊性，資本市場(chǎng)在國(guó)企混改中所發(fā)揮的功能可能遠(yuǎn)比當(dāng)前文獻(xiàn)所得結(jié)論更為復(fù)雜。對(duì)國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性進(jìn)行更深入的挖掘，進(jìn)而更科學(xué)地評(píng)估混改的政策效果及資本市場(chǎng)在其中所起的作用，對(duì)于優(yōu)化改革戰(zhàn)略并提高改革績(jī)效將是至關(guān)重要的一步。

基于以上研究背景，本文借鑒并拓展了Bai et al.(2016)[9]構(gòu)建的預(yù)測(cè)價(jià)格效率(Forecasting Price Efficiency/FPE)指標(biāo)，并以我國(guó)國(guó)有上市公司2003—2020年的數(shù)據(jù)為樣本，測(cè)度并描述了我國(guó)國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性。測(cè)度結(jié)果顯示，發(fā)生混改的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性始終高于未發(fā)生混改的國(guó)有上市公司。隨后，本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)改善與高層治理改進(jìn)兩個(gè)維度探討了國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的影響。實(shí)證結(jié)果表明，除股權(quán)多樣性外，提高非國(guó)有股東參股程度和增強(qiáng)股權(quán)融合度帶來的股權(quán)結(jié)構(gòu)改善與非國(guó)有股東委派董監(jiān)高等高管團(tuán)隊(duì)帶來的高層治理改進(jìn)均有助于顯著提高股價(jià)信息性。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，混改對(duì)股價(jià)信息性的影響存在股權(quán)性質(zhì)與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度的異質(zhì)性，對(duì)于地方國(guó)企和位于高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)的國(guó)有上市公司來說，其股價(jià)信息性的提升與混改帶來的股權(quán)結(jié)構(gòu)改善和高層治理改進(jìn)均顯著相關(guān)，但對(duì)于央企和位于低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)的國(guó)有上市公司來說，其股價(jià)信息性的提升則僅與高層治理改進(jìn)顯著相關(guān)。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，國(guó)企混改能夠通過降低代理成本發(fā)揮治理效應(yīng)和減少政策性負(fù)擔(dān)發(fā)揮減負(fù)效應(yīng)來提高股價(jià)信息性，其中非國(guó)有股東委派高管主要發(fā)揮了治理效應(yīng)。最后，本文檢驗(yàn)了混改對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的政策效果。雙重差分法(Difference-in-Difference/DiD)和多期雙重差分法(Difference in Difference with Multiple Periods Estimator)的結(jié)果表明，相比于未發(fā)生混改的國(guó)有上市公司而言，國(guó)有上市公司在混改之后的平均股價(jià)信息性得到了顯著提升。同時(shí)，考慮到國(guó)企之間的差異相對(duì)較大，混改可能帶來企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)層面的異質(zhì)性影響，本文進(jìn)一步運(yùn)用Arkhangelsky et al.(2021)[10]提出的合成雙重差分法(Synthetic Difference-in-Differences/SDiD)估計(jì)了混改對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的異質(zhì)性處理效應(yīng)。結(jié)果表明，混改后超過四成的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性有所上升，同時(shí)混改對(duì)位于高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的改善效果更好，并且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化水平較大的地區(qū)以及中部地區(qū)和東部沿海地區(qū)的改善效果更為明顯。

與現(xiàn)有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)在于：(1)借鑒Keane和Neal(2020)[11]提出的MO-OLS(Mean Observation OLS)方法，將Bai et al.(2016)[9]提出的股價(jià)信息性指標(biāo)從僅考慮時(shí)序變化的單一維度擴(kuò)展至同時(shí)容納時(shí)序變化與個(gè)體異質(zhì)的復(fù)合維度，進(jìn)而得以更為精細(xì)地解讀國(guó)有上市公司股價(jià)信息效率的現(xiàn)實(shí)特征，為實(shí)現(xiàn)“分類處置”“因地制宜”等精準(zhǔn)施政目標(biāo)提供了科學(xué)的理論與實(shí)證依據(jù)。(2)從股價(jià)信息性入手，深入且系統(tǒng)地剖析混改政策對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的作用及影響機(jī)制，將有助于更好地理解國(guó)有企業(yè)混合所有制改革的微觀本質(zhì)，發(fā)揮資本市場(chǎng)健全國(guó)有資產(chǎn)定價(jià)體制、提升國(guó)有上市公司信息效率的功能。(3)運(yùn)用Arkhangelsky et al.(2021)[10]提出的合成雙重差分法，結(jié)合具有個(gè)體異質(zhì)性的股價(jià)信息性指標(biāo)，清晰區(qū)分了不同個(gè)體對(duì)混改政策的異質(zhì)性反應(yīng)，進(jìn)而在企業(yè)層面上準(zhǔn)確度量政策落地效果，為政策評(píng)估及優(yōu)化提供了切實(shí)可操作的建議。

后文內(nèi)容安排如下：第二部分對(duì)已有研究文獻(xiàn)進(jìn)行梳理和理論分析；第三部分測(cè)度國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性；第四部分討論混改對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的影響機(jī)制；第五部分檢驗(yàn)混改的政策效果；最后是結(jié)論和政策啟示。

二 文獻(xiàn)回顧與理論分析

(一)文獻(xiàn)綜述

1. 股價(jià)信息性的測(cè)度

股價(jià)信息性指的是股價(jià)反映信息的能力，這種能力也是衡量一個(gè)國(guó)家證券市場(chǎng)運(yùn)行效率的重要指標(biāo)(黃俊和郭照蕊，2014)[12]。現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于股價(jià)信息性最常見的衡量方法是股價(jià)非同步性，即基于公司回報(bào)與市場(chǎng)或行業(yè)基準(zhǔn)之間的相關(guān)性(高相關(guān)性被解釋為低信息性)進(jìn)行計(jì)算。以Morck et al.(2000)[13]的研究為代表，許多文獻(xiàn)使用市場(chǎng)模型中的R2作為股價(jià)信息性的反向度量指標(biāo)，即股價(jià)同步性越高，股價(jià)信息性越低。然而，上述文獻(xiàn)大多也認(rèn)可，當(dāng)各國(guó)市場(chǎng)水平波動(dòng)不同時(shí)，這種方法在進(jìn)行截面比較時(shí)是有問題的。此外，林忠國(guó)等(2012)[14]指出，股價(jià)非同步性很可能整體表現(xiàn)為噪音，因此不能簡(jiǎn)單地將股價(jià)非同步性視為公司特質(zhì)信息的度量。股價(jià)信息性的第二個(gè)常見衡量指標(biāo)來自微觀結(jié)構(gòu)，即基于訂單流構(gòu)造的知情交易概率或PIN(Easley et al.，1996)[15]。然而，Boehmer et al.(2007)[16]發(fā)現(xiàn)，交易數(shù)據(jù)的買賣方向分類不準(zhǔn)確會(huì)造成PIN的偏誤。因此，PIN同樣并非衡量異質(zhì)股價(jià)信息性的完美指標(biāo)。Bai et al.(2016)[9]提出了股價(jià)信息性的一個(gè)新度量指標(biāo)，通過將股價(jià)信息性定義為企業(yè)股價(jià)對(duì)未來盈利能力的預(yù)測(cè)能力，構(gòu)造了預(yù)測(cè)價(jià)格效率(Forecasting Price Efficiency/FPE)指標(biāo)來衡量企業(yè)的股價(jià)信息性。這一指標(biāo)在近年來得到越來越多學(xué)者的認(rèn)可與采用(Kacperczyk et al.，2018[17]；Carpenter et al.，2021[7]；Farboodi et al.，2022[18])。同時(shí)，學(xué)者們開始重視企業(yè)異質(zhì)性，試圖將股價(jià)信息性的測(cè)度拓展到企業(yè)個(gè)體層面，如Kacperczyk et al.(2018)[17]使用該指標(biāo)來研究外國(guó)投資者對(duì)市場(chǎng)價(jià)格效率的影響時(shí)，增加了公司層面的控制變量與機(jī)構(gòu)投資者持股的交乘項(xiàng)，并考慮了大量靜態(tài)和時(shí)變的固定效應(yīng)，以此控制個(gè)體異質(zhì)性；Farboodi et al.(2022)[18]在研究數(shù)據(jù)可用性和處理能力的提高對(duì)股價(jià)信息性的影響問題時(shí)，通過分組別和分時(shí)期進(jìn)行截面回歸來考察股價(jià)信息性的截面異質(zhì)性，并強(qiáng)調(diào)在其樣本中，90%以上的股價(jià)變化是特定于公司的。

因此，借鑒最新研究進(jìn)展，本文采用Bai et al.(2016)[9]提出的預(yù)測(cè)價(jià)格效率指標(biāo)來度量我國(guó)國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性。同時(shí)，已有對(duì)股價(jià)信息性的研究往往只考察其單獨(dú)的時(shí)序特征或截面特征，而未將兩者結(jié)合起來探討股價(jià)信息性的異質(zhì)性，因此未能真正從企業(yè)個(gè)體層面測(cè)度股價(jià)信息性。由于我國(guó)國(guó)有企業(yè)有著與西方國(guó)有經(jīng)濟(jì)截然不同的復(fù)雜特征，其發(fā)展經(jīng)歷了多次劇烈變革，混合所有制改革的政策影響在時(shí)期、地區(qū)、公司等各個(gè)維度上都存在明顯差異?？梢?，構(gòu)造能夠同時(shí)考察時(shí)序和截面異質(zhì)性的股價(jià)信息性指標(biāo)符合理論研究與實(shí)踐操作的迫切需求。因此，借鑒Keane和Neal(2020)[11]提出的MO-OLS方法，本文將預(yù)測(cè)價(jià)格效率指標(biāo)擴(kuò)展至同時(shí)容納時(shí)序變化與個(gè)體異質(zhì)的復(fù)合維度，從股價(jià)信息性的異質(zhì)性入手，深入且系統(tǒng)地剖析混改政策對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的作用及影響機(jī)制，以更好地理解國(guó)有企業(yè)混合所有制改革的微觀本質(zhì)，發(fā)揮資本市場(chǎng)健全國(guó)有資產(chǎn)定價(jià)體制、提升國(guó)有上市公司信息效率的功能。

2.國(guó)企混改與股價(jià)信息性

目前，已有文獻(xiàn)開始關(guān)注國(guó)家所有權(quán)對(duì)股價(jià)信息性的影響，如Ben-Nasr和Cosset(2014)[19]考察世界范圍內(nèi)政府持股與股票價(jià)格信息之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，國(guó)有持股與公司層面的股價(jià)信息性顯著相關(guān)。Carpenter et al.(2021)[7]也指出，在中國(guó)，國(guó)有企業(yè)股價(jià)信息性低于非國(guó)有企業(yè)，尤其是2009年“四萬億”計(jì)劃期間，國(guó)有企業(yè)的股價(jià)幾乎不具有信息性。進(jìn)一步地，Goodell et al.(2021)[8]提出，國(guó)家所有權(quán)對(duì)股價(jià)信息性的影響取決于國(guó)有企業(yè)是由中央政府控制還是由非中央政府控制。究其原因，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)有不同的目標(biāo)(陸正飛等，2015[20]；Jiang和Kim，2020[21])。作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的中堅(jiān)力量，國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程不僅僅是為了追求國(guó)有資產(chǎn)的保值增值，更多情況下是作為實(shí)現(xiàn)國(guó)家調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的政策落實(shí)者，起著調(diào)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)各個(gè)方面發(fā)展的作用(Beuselinck et al.，2017[22]；Boubakri et al.，2018[23])。然而，國(guó)家所有的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)使國(guó)有企業(yè)無法完全按照利潤(rùn)最大化原則進(jìn)行企業(yè)投資及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)。受“看得見的手”和“看不見的手”同時(shí)支配，國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)治理往往會(huì)偏離最優(yōu)狀態(tài)，“政策性虧損”與“經(jīng)營(yíng)性虧損”相互交織、難以區(qū)分，進(jìn)而導(dǎo)致效率損失等大量問題(林毅夫和李志赟，2004[24]；郭敏等，2020[25])。此外，同樣受國(guó)有企業(yè)特殊的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)所限，幾乎所有國(guó)有企業(yè)都承受著退休養(yǎng)老金、其他社會(huì)福利成本和冗員的沉重負(fù)擔(dān)，這些政策負(fù)擔(dān)對(duì)國(guó)有企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生了顯著的負(fù)面效應(yīng)，并進(jìn)一步惡化了國(guó)有企業(yè)的信息效率(林毅夫和李志赟，2004[24]；Bai et al.，2016[9]；Goodell et al.，2021[8])。

因此，如何提高國(guó)有資本配置和運(yùn)行效率一直是我國(guó)企業(yè)研究領(lǐng)域的熱門議題(李艷和楊汝岱等，2018[26]；馬新嘯等，2021[27]；葉永衛(wèi)和李增福，2021[28])。這其中，混合所有制改革已被大量文獻(xiàn)和實(shí)踐證明是最適合我國(guó)現(xiàn)有國(guó)情的有效戰(zhàn)略(Liao et al.，2014)[29]。在這場(chǎng)提高國(guó)有企業(yè)效率的漸進(jìn)式改革進(jìn)程中，資本市場(chǎng)對(duì)國(guó)有企業(yè)信息效率的改善功能在近二十年來正發(fā)揮著越來越重要的作用(Chong et al.，2012[30]；Beltratti et al.，2016[31])。

現(xiàn)有關(guān)于國(guó)企混改的研究主要集中于經(jīng)濟(jì)后果層面，如楊汝岱(2015)[32]認(rèn)為，國(guó)企混改是改善資源配置效率、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)性內(nèi)生增長(zhǎng)的關(guān)鍵。還有相當(dāng)一部分文獻(xiàn)進(jìn)一步從降低政策性負(fù)擔(dān)(廖冠民和沈紅波，2014)[33]、提高技術(shù)創(chuàng)新水平及創(chuàng)新效率(李文貴和余明桂，2015[34]；王艷，2016[35]；李增福等，2021[36])、提高國(guó)企內(nèi)部控制質(zhì)量(劉運(yùn)國(guó)等，2016)[37]、完善高管薪酬契約(蔡貴龍等，2018b)[38]以及制衡國(guó)有股東(郝云宏和汪茜，2015)[39]等方面找到了國(guó)企混改有助于在整體上提升國(guó)有企業(yè)績(jī)效的實(shí)證證據(jù)或案例支持。但是鮮有文獻(xiàn)直接探究混合所有制改革對(duì)企業(yè)股價(jià)信息效率的影響，而股價(jià)信息性是反映資本市場(chǎng)信息加工與價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制是否健康高效的直接渠道。隨著資本市場(chǎng)逐漸成為國(guó)企混改的重要前沿陣地，股價(jià)信息性將成為衡量混改政策效果的關(guān)鍵切入點(diǎn)。因此，基于股價(jià)信息性的研究將為直接檢驗(yàn)與考察資本市場(chǎng)在混改過程中的功效提供有益的探索性思考。

(二)理論分析與假設(shè)提出

在國(guó)有企業(yè)混合所有制改革過程中，非國(guó)有股東的逐步進(jìn)入可能會(huì)對(duì)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)產(chǎn)生差異性影響。一方面，由于非國(guó)有資本的逐利性，非國(guó)有股東具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去監(jiān)督經(jīng)理人，發(fā)揮多樣化股權(quán)的集體監(jiān)督效力，防止因大股東掏空等控制權(quán)失衡問題而阻礙信息的順暢流動(dòng)和披露透明，進(jìn)而從根源上改善國(guó)有上市公司的內(nèi)外部信息環(huán)境，提升公司特質(zhì)信息的質(zhì)量。在此環(huán)境下，資本市場(chǎng)參與各方對(duì)公司特質(zhì)信息的使用與加工效率將得到極大提升，從而加速信息與股價(jià)的融合，并最終改善國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性。張榮武和羅瀾(2021)[40]研究發(fā)現(xiàn)，混改程度越高，非國(guó)有股占比越高，越能夠提升國(guó)企治理效率，從而促進(jìn)股價(jià)信息含量的提升。另一方面，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，只有當(dāng)發(fā)生混改的國(guó)有企業(yè)形成一定的股權(quán)制衡時(shí)，才能夠?qū)ζ髽I(yè)產(chǎn)生顯著的積極影響。袁知柱和鞠曉峰(2009)[41]研究表明，股權(quán)制衡度與股價(jià)信息含量顯著正相關(guān)，這是因?yàn)榈凸蓹?quán)制衡度會(huì)惡化公司信息披露的水平和質(zhì)量，影響公司的信息透明度，進(jìn)而導(dǎo)致較高的股價(jià)同步性；類似地，李增福等(2021)[36]也發(fā)現(xiàn)，非國(guó)有股東參股有助于促進(jìn)國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，且當(dāng)非國(guó)有資本參股超過10%時(shí)，這一促進(jìn)作用更加明顯；還有學(xué)者提出，單純地提高非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的所有權(quán)占比并不能起到有效的效率改善或價(jià)值提升作用(曹越等，2020)[42]。因此，非國(guó)有股權(quán)的進(jìn)入如果未能對(duì)原本國(guó)有股權(quán)“一股獨(dú)大”的壟斷性控制權(quán)形成有效制衡，非國(guó)有股權(quán)的治理監(jiān)督就會(huì)淪為擺設(shè)，甚至可能因國(guó)有股權(quán)實(shí)際控制資本的規(guī)模擴(kuò)張而進(jìn)一步加劇外部投資者所面臨的信息不對(duì)稱。在此環(huán)境下，信息披露質(zhì)量不僅不能獲得改善，甚至可能趨于惡化，進(jìn)而阻礙資本市場(chǎng)參與各方對(duì)公司特質(zhì)信息的有效使用與加工，并最終無助于股價(jià)信息性的提升。由此本文提出假設(shè)H1。

H1：混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性的改善作用因混改程度不同而具有差異性。

進(jìn)一步地，在混改過程中，非國(guó)有資本進(jìn)入國(guó)企，能夠通過積極參與管理和發(fā)揮監(jiān)督作用改善國(guó)企治理效率，從而提升國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性。然而，這種提升作用可能受多種因素的影響，如股權(quán)性質(zhì)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度。首先，國(guó)企受政府干預(yù)的程度因政府控制人層級(jí)不同而具有較大的差異(楊興全等，2020)[43]。與地方國(guó)企相比，央企的規(guī)模相對(duì)更大，且往往涉及國(guó)家關(guān)鍵領(lǐng)域，混改在央企中的推行往往面臨更多的阻力，非國(guó)有股東不僅難以進(jìn)入，也難以擁有話語權(quán)，因此，混改對(duì)央企股價(jià)信息性的影響相對(duì)較弱。而對(duì)于地方國(guó)企來說，非國(guó)有股東進(jìn)入的條件更為寬松，能夠發(fā)揮更強(qiáng)的影響力，因此，混改影響地方國(guó)企股價(jià)信息性的效果也更為明顯。其次，非國(guó)有股東參與國(guó)有上市公司治理的動(dòng)機(jī)受到所處行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)狀況的影響(蔡貴龍等，2018b)[38]。在低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，國(guó)企不僅能夠因政府管制而獲得大量壟斷租金，而且能夠利用其先行優(yōu)勢(shì)阻撓競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的進(jìn)入，進(jìn)而通過壟斷定價(jià)在毫無競(jìng)爭(zhēng)壓力的環(huán)境下獲得高利潤(rùn)，而非國(guó)有資本一般難以進(jìn)入該行業(yè)，即使能夠進(jìn)入，其發(fā)揮的影響力也較弱；而在高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，非國(guó)有股東更容易進(jìn)入國(guó)有上市公司，并且由于面臨較大的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力，非國(guó)有股東為了自身利益最大化，有足夠的動(dòng)機(jī)參與公司治理，改善公司信息環(huán)境。由此本文提出假設(shè)H2。

H2：混改對(duì)地方國(guó)企和高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)國(guó)企股價(jià)信息性的改善作用更大。

根據(jù)經(jīng)典的公司理論，代理問題是影響現(xiàn)代公司效率提高的本質(zhì)根源(Jensen和Meckling，1976)[44]，而國(guó)有企業(yè)低效率的主要原因正是代理成本太高(平新喬等，2003)[45]。因此，當(dāng)國(guó)企通過混改引入多元化性質(zhì)(特別是非國(guó)有性質(zhì))的所有者之后，原本“一股獨(dú)大”的弱治理結(jié)構(gòu)得到了改善。一方面，非國(guó)有股東的積極參與完善了國(guó)有上市公司的內(nèi)部治理機(jī)制。非國(guó)有股東能夠通過委派高管對(duì)國(guó)企經(jīng)理人的努力程度和在職消費(fèi)等行為發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，為國(guó)有上市公司引入更有效的監(jiān)督治理機(jī)制，從而有效降低非國(guó)有股東的信息不對(duì)稱問題。馮慧群和郭娜(2021)[46]研究證明，非國(guó)有股東能夠通過委派董事接觸到更多的公司內(nèi)部信息，打破國(guó)有上市公司原有的信息不透明局面，從而向資本市場(chǎng)傳遞特質(zhì)信息，有效降低國(guó)有上市公司的股價(jià)同步性。因此，非國(guó)有股東積極參與國(guó)有上市公司治理有助于制衡管理層權(quán)力，降低公司的代理成本，促進(jìn)國(guó)有上市公司的效率改善。另一方面，國(guó)企承擔(dān)著政策性和社會(huì)性責(zé)任，例如參與地方經(jīng)濟(jì)建設(shè)和基建項(xiàng)目投資，幫助本地企業(yè)脫貧解困等。由于受到較多的行政干預(yù)，國(guó)有企業(yè)無法完全按照利潤(rùn)最大化原則進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，同時(shí)，國(guó)有企業(yè)的管理者一般由政府指派，便于政府對(duì)國(guó)企實(shí)施行政干預(yù)。Carpenter et al.(2021)[7]的研究指出，國(guó)企承擔(dān)著較重的政策性負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致其股價(jià)難以預(yù)測(cè)盈利，因此股價(jià)信息性始終低于非國(guó)有企業(yè)。而混合所有制改革為國(guó)企引入大量非國(guó)有資本，不同性質(zhì)的股權(quán)相互制衡，弱化了國(guó)企的政治屬性，有利于降低國(guó)企的政策性負(fù)擔(dān)(楊興全等，2020)[43]，使企業(yè)的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)轉(zhuǎn)向利潤(rùn)最大化。因此，混改能夠從政策性負(fù)擔(dān)的角度發(fā)揮減負(fù)效應(yīng)，幫助國(guó)有上市公司提高股價(jià)對(duì)利潤(rùn)的預(yù)測(cè)能力。綜上，提出假設(shè)H3。

H3：混改能夠通過治理效應(yīng)和減負(fù)效應(yīng)提高國(guó)企的股價(jià)信息性。

首先，與中國(guó)眾多改革相一致，國(guó)企混合所有制改革具有漸進(jìn)性、差異化等典型特征。為增強(qiáng)國(guó)企競(jìng)爭(zhēng)力和活力，打造符合現(xiàn)代企業(yè)制度的公司治理體系，國(guó)家推出了新一輪以“混合所有制”為重要內(nèi)容的國(guó)資國(guó)企改革。2019年國(guó)資委印發(fā)了《中央企業(yè)混合所有制改革操作指引》，依據(jù)相關(guān)政策規(guī)定，各地在推進(jìn)混改進(jìn)程中，需要對(duì)混合所有制改革的必要性和可行性進(jìn)行充分研究，根據(jù)國(guó)有企業(yè)發(fā)展歷程、發(fā)展現(xiàn)狀及產(chǎn)業(yè)前景，“一企一策”，量身制作混合所有制改革的路線圖?？梢?，國(guó)企混改具有無法忽略的個(gè)體異質(zhì)性。因此，探討國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)時(shí)也應(yīng)當(dāng)考慮個(gè)體異質(zhì)性層面的影響。

其次，2015年國(guó)務(wù)院頒布的《關(guān)于國(guó)有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》中提出了“分類推進(jìn)”的指導(dǎo)思想，將國(guó)有企業(yè)按照功能定位進(jìn)行分類，以便遵循“宜獨(dú)則獨(dú)、宜控則控、宜參則參”原則進(jìn)行混合所有制改革，促使國(guó)有資本向重要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域集中。但由于業(yè)務(wù)鏈條較長(zhǎng)、業(yè)務(wù)交織難以歸類等問題的存在，分類混改執(zhí)行難度較大(何瑛和楊琳，2021)[2]，導(dǎo)致不同行業(yè)混改進(jìn)程具有差異性。同時(shí)，行業(yè)壟斷程度對(duì)非國(guó)有資本的進(jìn)入以及參與治理具有一定影響(蔡貴龍等，2018b)[38]。因此，國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)可能存在行業(yè)異質(zhì)性。

最后，《關(guān)于國(guó)有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》中同時(shí)提出了“分層推進(jìn)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革”的指導(dǎo)思想，鼓勵(lì)地方從實(shí)際出發(fā)推進(jìn)混合所有制改革。我國(guó)幅員遼闊，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡不協(xié)調(diào)問題較為突出。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)底子差、經(jīng)濟(jì)增速低、市場(chǎng)化程度低等問題，政府對(duì)國(guó)企的干預(yù)程度也更高，而混合所有制改革內(nèi)生于政府放權(quán)意愿，較弱的政府放權(quán)意愿阻礙了國(guó)企混改進(jìn)程(蔡貴龍等，2018b)[38]，企業(yè)的高管更具備操縱信息披露的動(dòng)機(jī)，一定程度上限制了非國(guó)有股東對(duì)國(guó)有上市公司的治理作用和監(jiān)督作用。而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，市場(chǎng)化水平更高，傳統(tǒng)治理結(jié)構(gòu)和治理機(jī)制的弊端得到一定緩解，在此基礎(chǔ)上，混改有利于市場(chǎng)機(jī)制的完善(楊興全等，2020)[43]，因此混改對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的提高作用可能更為顯著。

考慮到上述問題，本文從多個(gè)角度檢驗(yàn)混改的政策效果，為尋找最優(yōu)混改方案提出政策建議。同時(shí)，國(guó)企混合所有制改革諸多政策的時(shí)間和力度不同，可以利用這一變動(dòng)來識(shí)別國(guó)企改革效應(yīng)。因此，本文提出假設(shè)H4a—H4c。

H4a：混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性的改善作用具有個(gè)體異質(zhì)性。

H4b：混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性的改善作用具有行業(yè)異質(zhì)性。

H4c：混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性的改善作用具有地區(qū)異質(zhì)性。

三 國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的測(cè)度

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國(guó)滬深A(yù)股所有國(guó)有上市公司為研究樣本，樣本期為2003—2020年(7)2003年開始，我國(guó)上市公司的股東和股權(quán)等信息披露不斷完善，為本文研究提供了可靠的數(shù)據(jù)來源，因此本文研究的起始時(shí)間為2003年。，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)本文研究問題的需要，對(duì)樣本進(jìn)行如下處理：(1)剔除金融行業(yè)以及主變量缺失的樣本；(2)剔除無法從數(shù)據(jù)庫及定期報(bào)告中確定該公司股東性質(zhì)的樣本；(3)參照楊興全和尹興強(qiáng)(2018)[47]的研究，剔除初始樣本即2003 年當(dāng)年股權(quán)性質(zhì)為“非國(guó)有”的上市公司。最終，得到895個(gè)國(guó)有上市公司共計(jì)13120個(gè)公司-年度觀測(cè)值。本文使用的行業(yè)代碼分類標(biāo)準(zhǔn)是證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)代碼分類標(biāo)準(zhǔn)。此外，為了消除個(gè)別異常觀測(cè)值對(duì)回歸的影響，本文對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。

國(guó)企混改的樣本篩選參考Carpenter et al.(2021)[7]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，即公司十大股東中國(guó)有股東持股占比大于40%的歸入國(guó)企樣本，否則歸為非國(guó)企樣本。據(jù)此，當(dāng)國(guó)有股東持股占比從大于40%降低至40%以下時(shí)，本文則認(rèn)為該國(guó)有上市公司發(fā)生了混改。最終，研究樣本895個(gè)國(guó)有上市公司中有508個(gè)國(guó)有上市公司發(fā)生混改。

(二)股價(jià)信息性的度量

本文參照Bai et al.(2016)[9]提出的股價(jià)信息性衡量方法，即預(yù)測(cè)價(jià)格效率(FPE)來測(cè)度國(guó)有上市公司股價(jià)信息性。具體度量方式如下：

(1)

(2)

進(jìn)一步地，借鑒Keane和Neal(2020)[11]提出的MO-OLS(Mean Observation OLS)方法，本文對(duì)上述只具有時(shí)變特征的FPE指標(biāo)進(jìn)行了截面異質(zhì)性的拓展。具體步驟如下，首先考慮以下包含時(shí)間和空間變系數(shù)的通用模型：

(3)

其中，βit=(β0it,β1it, …,βKit)′是一個(gè)(K+1)×1的系數(shù)向量，這些系數(shù)隨個(gè)體和時(shí)間而變化。為了得到βit的一致估計(jì)，MO-OLS方法首先將模型(3)分解成如下三個(gè)可行的回歸模型：

(1)混合回歸(Pooled Regression)

(4)

(5)

(2)時(shí)序異質(zhì)性回歸(Time-Specific Regression)

(6a)

(7a)

(3)截面異質(zhì)性回歸(Unit-Specific Regression)

(6b)

(7b)

隨后，構(gòu)造一個(gè)βit的初步估計(jì)值：

(8)

(9)

依據(jù)以上思路，本文將方程(2)中的系數(shù)bt，h拓展至bit，h，進(jìn)而構(gòu)建同時(shí)具有時(shí)序和截面異質(zhì)性的股價(jià)信息性指標(biāo)：

(10)

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的慣用設(shè)定，本文選取預(yù)測(cè)期h=3。測(cè)算FPE的各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 測(cè)算股價(jià)信息性的描述性統(tǒng)計(jì)

圖1展示了國(guó)有上市公司股價(jià)信息性年度均值的變化趨勢(shì)。從圖中可知，國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的年均值始終大于0，說明我國(guó)國(guó)有上市公司股價(jià)具有一定的信息性。特別地，2008年金融危機(jī)時(shí)期，隨著資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)性的增大，股價(jià)中包含的公司特質(zhì)信息大幅增多，使得股價(jià)信息性急劇上升。而發(fā)生混改的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性始終高于未發(fā)生混改的國(guó)有上市公司(9)T檢驗(yàn)和KW檢驗(yàn)結(jié)果顯示二者的組間差異顯著，詳細(xì)結(jié)果備索。，說明對(duì)于國(guó)有上市公司來講，混改能夠增強(qiáng)股價(jià)信息對(duì)未來盈利的預(yù)測(cè)能力。

圖1 2003—2017年國(guó)有上市公司股價(jià)信息性

四 混改對(duì)股價(jià)信息性的影響和機(jī)制檢驗(yàn)

(一)模型與變量

參考Gul et al.(2010)[48]、唐松等(2011)[49]、楊興全和伊興強(qiáng)(2018)[47]的研究設(shè)計(jì)，本文建立如下回歸模型：

FPEit=β0+β1Mixit+γ2Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(11)

其中，Mixit代表混改力度的度量指標(biāo)。參考現(xiàn)有研究(楊興全等，2020[43]；李增福等，2021[36]；馬新嘯等，2021[27])，本文分別從股權(quán)結(jié)構(gòu)和高層治理兩個(gè)維度度量國(guó)企混改力度：(1)股權(quán)結(jié)構(gòu)維度，包括非國(guó)有股東參股程度(Mixptsit)、股權(quán)融合度(Mixrateit)和股權(quán)多樣性(Mixnumit)；(2)高層治理維度：包括非國(guó)有股東委派董事(Mixdnsoeit)和非國(guó)有股東委派董監(jiān)高(Mixdjgsoeit)。另外，本文還控制了主營(yíng)業(yè)務(wù)收入(Sales)、固定資產(chǎn)(Tangibility)、企業(yè)年齡(Age)和杠桿率(Lev)等變量，也控制了年份和行業(yè)的固定效應(yīng)。

表2為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。FPE的均值為正(10)參考Bai et al(2016)[9]的研究，為使結(jié)果更具可讀性，本文在接下來的回歸分析中將FPE擴(kuò)大了100倍。，說明從整體來看，我國(guó)國(guó)有上市公司的股價(jià)具有較好的信息效率。此外，從與國(guó)企混改相關(guān)的股權(quán)結(jié)構(gòu)變量來看，Mixpts的均值為0.169，最大值為0.924，最小值為0.001，表明非國(guó)有資本在我國(guó)部分國(guó)有上市公司中占比較高，但不同國(guó)有上市公司中非國(guó)有資本的進(jìn)入情況存在較大差異；Mixrate的均值為0.047，說明整體而言，我國(guó)國(guó)企股權(quán)結(jié)構(gòu)中國(guó)有與非國(guó)有股權(quán)的融合程度普遍不高；Mixnum的均值為3.231，說明我國(guó)國(guó)有上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)具有多樣性。而從與國(guó)企混改相關(guān)的高層治理變量來看，Mixdnsoe和Mixdjgsoe的均值僅為5.9%和4.5%，表明非國(guó)有股東委派高管的比例較低，與股權(quán)結(jié)構(gòu)相比，存在較大的提高空間。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)混改對(duì)股價(jià)信息性影響的回歸結(jié)果分析

表3報(bào)告了模型(11)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在股權(quán)結(jié)構(gòu)維度，非國(guó)有股東參股程度(Mixpts)和股權(quán)融合度(Mixrate)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，而股權(quán)多樣性(Mixnum)的系數(shù)不顯著，說明混合所有制改革的成功并不在于簡(jiǎn)單地引入多種類的非國(guó)有股權(quán)，只有當(dāng)非國(guó)有股權(quán)能夠與國(guó)有股權(quán)形成一定的股權(quán)制衡時(shí)，才能有效地改善股價(jià)信息性。在高層治理維度，非國(guó)有股東委派董事(Mixdnsoe)和非國(guó)有股東委派董監(jiān)高(Mixdjgsoe)的系數(shù)均為正，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明非國(guó)有股東通過委派高管參與公司治理能夠顯著提升股價(jià)信息性。在國(guó)企混改的過程中，非國(guó)有股東持股比越高，越能發(fā)揮治理作用，且通過委派高管能夠?qū)?guó)有上市公司內(nèi)部經(jīng)營(yíng)管理活動(dòng)起到監(jiān)督作用，降低信息不對(duì)稱問題，從而增強(qiáng)了外部資本市場(chǎng)捕捉公司信息的效率。上述發(fā)現(xiàn)與現(xiàn)有文獻(xiàn)(楊興全等，2020[43]；曹越等，2020[42])的研究結(jié)果一致。綜上，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表3 混合所有制改革與股價(jià)信息性

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確認(rèn)上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了以下三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)來探討混合所有制改革對(duì)股價(jià)信息性的影響。

1.內(nèi)生性問題。非國(guó)有股東進(jìn)入國(guó)有上市公司能夠促進(jìn)股價(jià)信息性的提高，同時(shí)也有可能是上市公司本身的股價(jià)信息性較高，從而吸引非國(guó)有股東入股。為此，本文借鑒蔡貴龍等(2018b)[38]和楊興全等(2020)[43]的做法，采用二階段GMM回歸方法緩解可能存在的內(nèi)生性問題。本文選取了各個(gè)省份的沿海港口數(shù)量(Seaport)(11)數(shù)據(jù)來源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。參照蔡貴龍等(2018b)[38]的研究，在回歸時(shí)對(duì)Seaport取對(duì)數(shù)處理。、第一次鴉片戰(zhàn)爭(zhēng)至新中國(guó)成立之前是否被迫開放為通商口岸(Comport)(12)根據(jù) Fan et al.(2013)[50]的研究，第一次鴉片戰(zhàn)爭(zhēng)至新中國(guó)成立之前(1842—1949 年)，中國(guó)政府被迫開放通商口岸，從而加強(qiáng)了與其他國(guó)家的交流。通商口岸包括：福建、廣東、上海、浙江、海南、湖北、江蘇、遼寧、山東、天津、新疆、安徽、廣西、重慶和河北。以及所在區(qū)域的年平均氣溫(Temperature)作為國(guó)企混合所有制改革程度的工具變量。首先，臨海港口數(shù)量越多，該地區(qū)對(duì)外開放程度和市場(chǎng)化水平較高，更能夠吸引非國(guó)有資本，同理通商口岸的制度建設(shè)和國(guó)企改革可能比較完善，而年均氣溫作為重要的經(jīng)濟(jì)地理變量，與推進(jìn)混改進(jìn)程的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度之間存在重要聯(lián)系。并且股價(jià)信息性不太可能受到港口數(shù)量、通商口岸和氣溫的直接影響。因此，沿海港口數(shù)量(Seaport)、是否是通商口岸(Comport)以及年平均氣溫(Temperature)作為工具變量符合相關(guān)性和外生性原則。

表4報(bào)告了二階段GMM回歸的結(jié)果(13)蔡貴龍等(2018b)[38]和楊興全等(2020)[43]在研究混改問題時(shí)，選擇不同的工具變量以避免工具變量過度識(shí)別問題，因此，為滿足工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)，本文將是否是通商口岸(Comport)以及年平均氣溫(Temperature)作為股權(quán)多樣性(Mixnum)的工具變量；其他混改力度度量指標(biāo)使用沿海港口數(shù)量(Seaport)和是否是通商口岸(Comport)作為工具變量。。Panel A是第一階段回歸的結(jié)果，Seaport的系數(shù)顯著為正，表明沿海港口數(shù)量較高的地區(qū)，非國(guó)有股東持股情況較好，非國(guó)有股東委派高管參與公司治理的程度也較高。Panel B第二階段的回歸結(jié)果表明，在控制內(nèi)生性的情況下，除了股權(quán)多樣性，提高非國(guó)有股東參股程度、增強(qiáng)股權(quán)融合度和非國(guó)有股東委派高管均能夠促進(jìn)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的提高(14)從Hansen檢驗(yàn)結(jié)果可以看出本文選取的工具變量不存在過度識(shí)別問題。。因此，在控制了內(nèi)生性問題后，本文基本結(jié)論保持不變。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：二階段GMM回歸

2.考慮到混改對(duì)股價(jià)信息性的影響可能存在時(shí)滯效應(yīng)，本文將解釋變量與控制變量滯后一期進(jìn)行回歸再檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，非國(guó)有股東參股程度、股權(quán)融合度和非國(guó)有股東委派高管對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性均有顯著正影響，但股權(quán)多樣性未產(chǎn)生顯著作用。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：滯后一期

3.替換被解釋變量。借鑒楊繼偉(2011)[51]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[52]的研究，使用股價(jià)非同步性作為股價(jià)信息含量的替代指標(biāo)，回歸結(jié)果如表6所示，與前文一致，表明本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 混合所有制改革策略與股價(jià)信息性

(四)企業(yè)異質(zhì)性分析

進(jìn)一步地，為了驗(yàn)證假設(shè)H2，本文從股權(quán)性質(zhì)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度兩個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。

表7Panel A報(bào)告了不同股權(quán)性質(zhì)下混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性的影響。根據(jù)股權(quán)性質(zhì)不同，本文將國(guó)企分為央企和地方國(guó)企。從分組回歸結(jié)果可以看出，對(duì)于央企來說，受高層治理驅(qū)動(dòng)的混改力度，即非國(guó)有股東委派董事(Mixdnsoe)和非國(guó)有股東委派董監(jiān)高(Mixdjgsoe)能夠顯著提升股價(jià)信息性，而受股權(quán)結(jié)構(gòu)驅(qū)動(dòng)的混改力度則不具有顯著性。這是因?yàn)檠肫笥芍醒胝刂?，往往涉及?guó)家關(guān)鍵領(lǐng)域，牽扯更多的利益相關(guān)者，因此非國(guó)有資本進(jìn)入央企相對(duì)更加困難，較難從股權(quán)結(jié)構(gòu)上制衡國(guó)有控股股東(楊興全等，2020)[43]，但是非國(guó)有股東可以通過委派高管履行監(jiān)督職能，從而改善國(guó)有上市公司股價(jià)信息性。對(duì)于地方國(guó)企來說，除股權(quán)多樣性外，非國(guó)有股東參股程度、股權(quán)融合度和非國(guó)有股東委派高管均能提高股價(jià)信息性。相比于央企，非國(guó)有資本持股和委派高管進(jìn)入地方國(guó)有企業(yè)的條件相對(duì)寬松，因而國(guó)企混改影響股價(jià)信息性的效果也更明顯。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)

Panel B報(bào)告了不同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度(15)本文利用赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)來衡量行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度，這一指數(shù)越高說明企業(yè)所處行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越低。以赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)的中位數(shù)為分界點(diǎn)，高于中位數(shù)的行業(yè)稱為低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，低于中位數(shù)的行業(yè)稱為高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)。下混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性影響的分組回歸結(jié)果。結(jié)果表明，受高層治理驅(qū)動(dòng)的混改均能夠顯著提升低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)和高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性，而受股權(quán)結(jié)構(gòu)驅(qū)動(dòng)的混改只對(duì)高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性具有顯著影響。這是因?yàn)榉菄?guó)有資本進(jìn)入高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)國(guó)有上市公司的難度較低，非國(guó)有股東更容易通過優(yōu)化國(guó)企的股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)人員結(jié)構(gòu)發(fā)揮治理作用(蔡貴龍等，2018b)[38]，進(jìn)而提升公司的股價(jià)信息性。

綜上，國(guó)企混改對(duì)不同股權(quán)性質(zhì)和處于不同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性具有差異化影響，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。因此，在混改過程中要堅(jiān)持分類推進(jìn)國(guó)企改革，同時(shí)注重非國(guó)有股東“實(shí)質(zhì)性地參與”國(guó)企的治理過程。

(五)機(jī)制檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)國(guó)企混改能否通過治理效應(yīng)提升股價(jià)信息性，本文借鑒楊興全等(2020)[43]的機(jī)制檢驗(yàn)方法，建立以下模型來檢驗(yàn)代理成本的作用機(jī)制：

FPEit=α0+α1Costit+α2Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(12)

FPEit=α0+α1Mixit+α2Costit+α3Mixit×Costit+α4Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(13)

其中，F(xiàn)PEit代表股價(jià)信息性，由前文測(cè)算得到的預(yù)測(cè)價(jià)格效率(FPE)來衡量；Mixit表示混改策略，包括非國(guó)有股東參股程度(Mixptsit)、股權(quán)融合度(Mixrateit)、股權(quán)多樣性(Mixnumit)、非國(guó)有股東委派董事(Mixdnsoeit)和非國(guó)有股東委派董監(jiān)高(Mixdjgsoeit)；Costit表示代理成本，參照方明月和孫鯤鵬(2019)[53]的研究，本文以公司的期間費(fèi)用來衡量代理成本，由于預(yù)測(cè)價(jià)格效率(FPE)反映了股價(jià)對(duì)于公司未來盈利水平的信息預(yù)測(cè)效率，是外部投資者判斷公司價(jià)值，進(jìn)而捕捉交易機(jī)會(huì)的關(guān)鍵信息指標(biāo)，而外部投資者的交易正是上市公司最重要的融資渠道，因此，對(duì)預(yù)測(cè)價(jià)格效率(FPE)而言，以財(cái)務(wù)費(fèi)用為代表的代理成本可能更直接相關(guān)；模型中其余控制變量的定義與前文一致。

表8報(bào)告了國(guó)企混改影響股價(jià)信息性的治理效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)中財(cái)務(wù)費(fèi)用Cost的系數(shù)顯著為負(fù)，表明代理成本對(duì)股價(jià)信息性具有負(fù)面影響。列(2)—列(4)展示了股權(quán)結(jié)構(gòu)維度混改對(duì)股價(jià)信息性的作用機(jī)制，其中，Cost×Mixpts和Cost×Mixrate的系數(shù)顯著為正，說明非國(guó)有股東參股和股權(quán)融合度提高均能夠有效緩解代理成本，從而提高股價(jià)信息性，而Cost×Mixnum的系數(shù)為正但不顯著，表明股權(quán)多樣性不能發(fā)揮治理效應(yīng)；列(5)和列(6)從高層治理維度的檢驗(yàn)結(jié)果表明，Cost×Mixdnsoe和Cost×Mixdjgsoe的系數(shù)均顯著為正，表明非國(guó)有股東通過委派高管參與公司治理能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，有效緩解由經(jīng)理人代理問題對(duì)股價(jià)信息性產(chǎn)生的負(fù)面影響。

表8 國(guó)企混改與股價(jià)信息性：治理效應(yīng)

為了檢驗(yàn)國(guó)企混改能否通過減負(fù)效應(yīng)提升股價(jià)信息性，本文建立以下模型來檢驗(yàn)政策性負(fù)擔(dān)的作用機(jī)制：

FPEit=α0+α1Burdenit+α2Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(14)

FPEit=α0+α1Mixit+α2Burdenit+α3Mixit×Burdenit+α4Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(15)

表9報(bào)告了國(guó)企混改影響股價(jià)信息性的減負(fù)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)中政策性負(fù)擔(dān)Burden的系數(shù)顯著為負(fù)，表明公司承受過多的政策性負(fù)擔(dān)對(duì)股價(jià)信息性具有負(fù)面影響。列(2)—列(6)展示了股權(quán)結(jié)構(gòu)維度和高層治理維度混改對(duì)股價(jià)信息性的作用機(jī)制，其中，僅股權(quán)結(jié)構(gòu)維度中Cost×Mixpts和Cost×Mixrate的系數(shù)顯著為正，而高層治理維度的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，非國(guó)有股東通過委派高管參與公司治理未發(fā)揮顯著的減負(fù)效應(yīng)，這可能是因?yàn)槟壳拔覈?guó)國(guó)有上市公司中非國(guó)有股東委派高管的比例較低，通過減負(fù)效應(yīng)提高股價(jià)信息性的作用較為微弱。總的來說，表8 和表 9 支持了假設(shè) H3，即混改能夠通過發(fā)揮治理效應(yīng)和減負(fù)效應(yīng)提高國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性。

表9 國(guó)企混改與股價(jià)信息性：減負(fù)效應(yīng)

五 國(guó)企混改的政策效應(yīng)評(píng)價(jià)

(一)政策效應(yīng)的評(píng)價(jià)方法

在以往關(guān)于政策效果評(píng)價(jià)的研究中，最常用的方法是雙重差分法(李楠和喬榛，2010[54]；尹志超和郭沛瑤，2021[55])。根據(jù)政策評(píng)估的思想，考察混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)，就是要對(duì)比一個(gè)國(guó)有上市公司在改革、不改革兩種情形之下的股價(jià)信息性差異。而在實(shí)際應(yīng)用中，混改政策的推行往往不在同一時(shí)點(diǎn)進(jìn)行，而是隨著時(shí)間的推移在樣本內(nèi)不斷推展開，此時(shí)雙重差分法與面板數(shù)據(jù)聯(lián)系起來，稱為交錯(cuò) DiD(Staggered Difference-in-Differences)，研究者通常會(huì)使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。但是，當(dāng)政策是多次分批進(jìn)行時(shí)，無論是截面上還是時(shí)間維度上，都不太可能滿足處理效應(yīng)同質(zhì)性假設(shè)，那么計(jì)算出來的平均處理效應(yīng)就會(huì)存在潛在偏誤。為了得到“異質(zhì)性-穩(wěn)健”的平均處理效應(yīng)估計(jì)量，Callaway和Sant’Anna(2021)[56]將DiD的分析分為三步：首先識(shí)別各個(gè)組別-時(shí)間的處理效應(yīng)，其次將單個(gè)的處理效應(yīng)加總成易于解讀的指標(biāo)，最后對(duì)不同的參數(shù)指標(biāo)進(jìn)行估計(jì)和推斷。這種方法避免使用較早接受處理個(gè)體作為控制組，從而起到直接避免估計(jì)偏誤的作用。因此，相比傳統(tǒng)的雙重差分法，Callaway和Sant’Anna(2021)[55]提出的多期DiD估計(jì)方法更適用于檢驗(yàn)混改對(duì)股價(jià)信息性的平均處理效應(yīng)。

值得注意的是，國(guó)企混合所有制改革具有漸進(jìn)性、差異化等典型特征，在時(shí)間、力度上都存在明顯的空間差異，帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可能也因企業(yè)而異。因此，有必要進(jìn)一步識(shí)別和評(píng)估混合所有制改革對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的影響差異。而傳統(tǒng)雙重差分法無法評(píng)估差異化改革下每個(gè)企業(yè)改革效應(yīng)的大小。Arkhangelsky et al.(2021)[10]提出了合成雙重差分法(Synthetic Difference in Differences/SDiD)這一新的估計(jì)方法，可以在差異化改革背景下估計(jì)每個(gè)公司股價(jià)信息性的變化效應(yīng)。合成雙重差分法是對(duì)合成控制法和雙重差分法的結(jié)合，即在雙重差分法考察政策處理效應(yīng)的基礎(chǔ)上，通過引入合成控制法所提出的個(gè)體和時(shí)間權(quán)重，將平均化的政策處理效應(yīng)還原至?xí)r間與個(gè)體層面，以盡可能完備地檢驗(yàn)政策處理效應(yīng)的異質(zhì)性。

(16)

(17)

(18)

本文對(duì)國(guó)企混改的政策效應(yīng)評(píng)價(jià)分為兩個(gè)部分。首先，采用雙重差分法和多期雙重差分法識(shí)別國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的平均處理效應(yīng)；然后，基于個(gè)體差異化改革這一典型特征，采用合成雙重差分法估計(jì)每個(gè)國(guó)有上市公司混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)大小，考察政策效應(yīng)的個(gè)體差異。

(二)國(guó)企混改的平均政策效應(yīng)

用Reform表示因個(gè)體而異的處理組虛擬變量，若公司i在第t期發(fā)生混改，代表進(jìn)入處理組，且此后時(shí)期均取值為1，否則取值為0。基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表10 Panel A所示，無論如何變動(dòng)控制變量以及行業(yè)的固定效應(yīng)，Reform的系數(shù)都顯著為正，這與現(xiàn)有研究結(jié)論保持一致。由回歸結(jié)果看，與未實(shí)施混改的國(guó)有上市公司相比，發(fā)生混改的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性得到顯著提高，促進(jìn)的幅度約為15個(gè)百分點(diǎn)。緊接著，本文采用Callaway和Sant’Anna(2020)[56]提出的多期DiD估計(jì)方法考察不同年份推進(jìn)改革對(duì)股價(jià)信息性的影響差異。如表10 Panel B所示，混改對(duì)股價(jià)信息性的平均處理效應(yīng)顯著為正，且數(shù)值上大于傳統(tǒng)DiD的檢驗(yàn)結(jié)果，因此，整體而言，混改的確有助于提升國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性。

表10 國(guó)企混改的平均政策效應(yīng)檢驗(yàn)

本文實(shí)證模型采用了雙重差分法，運(yùn)用前需進(jìn)行混改實(shí)施前處理組與控制組的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。如圖2所示，在混改實(shí)施之前，處理組與控制組的趨勢(shì)基本一致，而在政策實(shí)施后，處理組與控制組存在明顯差異，平行趨勢(shì)假設(shè)基本滿足。

圖2 國(guó)企混改與股價(jià)信息性的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

(三)國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)

1.個(gè)體異質(zhì)效應(yīng)

表11 國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)：個(gè)體異質(zhì)性

進(jìn)一步地，本文以政策性負(fù)擔(dān)和代理成本的中位數(shù)為分界點(diǎn)，分別采用T檢驗(yàn)和KW檢驗(yàn)對(duì)國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。表12分組檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H4a，具體而言：如表12 Panel A和Panel B所示，當(dāng)國(guó)有上市公司存在政策性負(fù)擔(dān)和代理成本異質(zhì)性時(shí)，混改的政策效應(yīng)組間差異顯著為正。當(dāng)政策性負(fù)擔(dān)和代理成本由高變低時(shí)，混改的政策效應(yīng)分別提高0.368和0.383，可見降低政策性負(fù)擔(dān)和代理成本的確都有助于改善股價(jià)信息性。

表12 國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)檢驗(yàn)：個(gè)體異質(zhì)性

2.行業(yè)異質(zhì)效應(yīng)

考慮到不同行業(yè)混改進(jìn)程的差異性，本文將每個(gè)行業(yè)的各公司處理效應(yīng)取平均，然后通過比較行業(yè)之間的異質(zhì)效應(yīng)以驗(yàn)證假設(shè)H4b。如表13所示，不同行業(yè)混改的政策效應(yīng)具有較大差異，在競(jìng)爭(zhēng)度高的行業(yè)中，國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)影響較大，如農(nóng)、林、牧、漁業(yè)；而在競(jìng)爭(zhēng)度低的行業(yè)中，國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)甚至為負(fù)，如電、熱、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)以及居民服務(wù)、修理和其它服務(wù)業(yè)等。可見，混改對(duì)不同行業(yè)的政策效應(yīng)具有較大差異，因此，推進(jìn)國(guó)企混合所有制改革要結(jié)合行業(yè)主業(yè)特征“因業(yè)施策”，以此最大程度地發(fā)揮混改對(duì)企業(yè)效率改善的積極影響。

表13 國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)檢驗(yàn)：行業(yè)異質(zhì)性(17)為保證所測(cè)算比例的經(jīng)濟(jì)意義合理性，表13略去了樣本上市公司數(shù)目少于2家的行業(yè)，即教育業(yè)以及住宿和餐飲業(yè)。

進(jìn)一步地，為了分析行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)國(guó)企混改政策效應(yīng)的可能影響，本文分別使用行業(yè)壟斷程度和行業(yè)集中度作為行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的替代指標(biāo)，并根據(jù)年度中位數(shù)劃分高低組進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表14所示，從Panel A和Panel B可知國(guó)企混改的政策效應(yīng)在行業(yè)壟斷程度高低和行業(yè)集中度高低的組間差異均顯著為正，即當(dāng)行業(yè)壟斷程度和行業(yè)集中度由高變低時(shí)，國(guó)企混改的政策效應(yīng)分別提高0.588和0.253，因此，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的政策效應(yīng)越大。

表14 國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)檢驗(yàn)：行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度

3.地區(qū)異質(zhì)效應(yīng)

為了驗(yàn)證假設(shè)H4c，本文首先將每個(gè)地級(jí)市的各公司處理效應(yīng)取平均，然后進(jìn)行地級(jí)市之間的差異比較，以此檢驗(yàn)混改政策效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性。表15描述了我國(guó)國(guó)有上市公司混改政策效應(yīng)的地級(jí)市差異情況。在所有城市當(dāng)中，處理效應(yīng)為正的城市有87個(gè)，約占50.00%(87/174)。其中處理效應(yīng)為正的國(guó)有上市公司主要分布在中部地區(qū)(經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好的內(nèi)陸地區(qū)，如四川省經(jīng)濟(jì)合作區(qū))和東部沿海地區(qū)(主要是長(zhǎng)江、黃河、珠江等三角洲地區(qū))。由此表明，在不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，且政策環(huán)境不同、國(guó)有資本存量不同以及各層級(jí)政府管控意愿也不同的情況下，要結(jié)合各地區(qū)特色“因地施策”，充分發(fā)揮發(fā)達(dá)地區(qū)的帶動(dòng)引導(dǎo)作用，推進(jìn)國(guó)企混改。

表15 國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)：地區(qū)異質(zhì)性

其次，考慮到不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化水平可能會(huì)對(duì)混改的政策效應(yīng)產(chǎn)生影響，本文使用市場(chǎng)化總指數(shù)(王小魯?shù)龋?016)[57]衡量企業(yè)外部市場(chǎng)化發(fā)展程度，使用地區(qū)人均GDP(蔡貴龍等，2018b)[38]衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并根據(jù)年度中位數(shù)劃分高低組進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表16所示，Panel A和Panel B分別展示了地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展程度高低和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低的分組結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)國(guó)企混改的政策效應(yīng)組間差異均顯著為正。當(dāng)市場(chǎng)化水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由低變高時(shí)，國(guó)企混改的政策效應(yīng)分別提高0.271和0.589，可見地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化水平的確會(huì)對(duì)國(guó)企混改的政策效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響。

表16 國(guó)企混改的異質(zhì)政策效應(yīng)檢驗(yàn)：地區(qū)異質(zhì)性

六 結(jié)論與政策啟示

與以往研究國(guó)企混改效果的文獻(xiàn)不同，本文重點(diǎn)關(guān)注混合所有制改革對(duì)我國(guó)國(guó)有上市公司在資本市場(chǎng)上股價(jià)信息性表現(xiàn)的影響。以2003—2020年中國(guó)滬深A(yù)股國(guó)有上市公司為樣本，借鑒并拓展Bai et al.(2016)[9]提出的股價(jià)信息性指標(biāo)，度量國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性并檢驗(yàn)了混改對(duì)國(guó)企股價(jià)信息性的影響。實(shí)證結(jié)果表明：第一，我國(guó)國(guó)有上市公司股價(jià)具有一定的信息性，且發(fā)生混改的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性始終高于未發(fā)生混改的國(guó)有上市公司。第二，混改能夠有效改善國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性，其主要原因在于，混改過程中，非國(guó)有股東通過注入大量非國(guó)有資本，在股權(quán)結(jié)構(gòu)上對(duì)國(guó)有股東產(chǎn)生制衡作用，以及通過委派高管在高層治理方面發(fā)揮監(jiān)督作用，進(jìn)而優(yōu)化國(guó)有上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)人員結(jié)構(gòu)，完善其公司治理機(jī)制，提升了國(guó)有上市公司的信息質(zhì)量，并加速了資本市場(chǎng)上信息與價(jià)格的融合。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，混改對(duì)不同類型和不同競(jìng)爭(zhēng)程度行業(yè)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性具有差異性影響，對(duì)央企和位于低競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)的國(guó)有上市公司來說，其股價(jià)信息性的提升僅與混改帶來的高層治理改進(jìn)顯著相關(guān)。第三，股權(quán)結(jié)構(gòu)維度的混改能夠通過降低代理成本發(fā)揮治理效應(yīng)和減少政策性負(fù)擔(dān)發(fā)揮減負(fù)效應(yīng)促進(jìn)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的提高，而高層治理維度的混改主要發(fā)揮治理效應(yīng)。最后，混改對(duì)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的政策效應(yīng)檢驗(yàn)顯示，平均而言，國(guó)有上市公司的股價(jià)信息性在混改之后得到了顯著提升；具體而言，國(guó)企混改對(duì)股價(jià)信息性的影響具有個(gè)體、行業(yè)和地區(qū)異質(zhì)性，其中，超過四成的國(guó)有上市公司股價(jià)信息性在混改后有顯著的大幅提升，同時(shí)混改對(duì)位于高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)國(guó)有上市公司股價(jià)信息性的改善效果更好，并且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化水平較高的地區(qū)以及中部地區(qū)和東部沿海地區(qū)的改革績(jī)效更為突出。

本文研究結(jié)果為有效制定混改政策和提升國(guó)有上市公司股價(jià)信息性提供了一定的借鑒意義，結(jié)合理論分析和實(shí)證研究，得到如下三點(diǎn)政策啟示：第一，在資本市場(chǎng)不斷發(fā)展和加快市場(chǎng)化進(jìn)程的環(huán)境下，上市公司已成為國(guó)企混改的重要載體，積極推進(jìn)國(guó)企混合所有制改革，有助于國(guó)企依托資本市場(chǎng)的定價(jià)功能，健全國(guó)有資產(chǎn)定價(jià)機(jī)制，完善國(guó)有資產(chǎn)交易方式，提高國(guó)有資本配置效率，從而實(shí)現(xiàn)有效避免國(guó)有資產(chǎn)流失和提高國(guó)企經(jīng)濟(jì)績(jī)效的目標(biāo)，有利于建立公平公正的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制。第二，從具體混改指標(biāo)對(duì)股價(jià)信息性的影響來看，除股權(quán)多樣性外，非國(guó)有股東參股、股權(quán)融合度和非國(guó)有股東委派高管均有助于提升股價(jià)信息性，因此，時(shí)下的國(guó)企混改政策及考核指標(biāo)在積極引導(dǎo)引入多元產(chǎn)權(quán)股東完善公司治理機(jī)制時(shí)，不能盲目追求非國(guó)有資本種類的多樣化，更應(yīng)注重于非國(guó)有股東權(quán)利的有效行使，強(qiáng)化不同資本之間多層面深度融合發(fā)展，在價(jià)值鏈深度合作當(dāng)中發(fā)揮多元產(chǎn)權(quán)資本比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步提升國(guó)企的股票價(jià)格效率。同時(shí)，混改實(shí)踐要針對(duì)位于不同競(jìng)爭(zhēng)程度的行業(yè)和不同政府層級(jí)控股的企業(yè)異質(zhì)特征而有所側(cè)重，這也與時(shí)下“分類、分層”推進(jìn)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革的政策導(dǎo)向相一致。 第三，從異質(zhì)性政策效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看，推進(jìn)國(guó)企混改要注重企業(yè)個(gè)體差異“因企施策”、 結(jié)合行業(yè)主業(yè)特征“因業(yè)施策”，同時(shí)也要結(jié)合區(qū)域特色“因地施策”，發(fā)揮優(yōu)秀企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)混改的模范帶頭作用，積極引導(dǎo)各地區(qū)各行業(yè)的企業(yè)進(jìn)行混改以實(shí)現(xiàn)混改的政策目標(biāo)。