任廣乾,李俊超,田一迪

(1.鄭州大學 商學院,河南 鄭州 450001;2.北京師范大學 經(jīng)濟與工商管理學院,北京 100875)

一、 引言

2022年底召開的中央經(jīng)濟工作會議指出,目前我國依舊面臨著需求收縮、供給沖擊以及預期轉弱三重壓力,經(jīng)濟恢復基礎仍需加強。在雙循環(huán)新發(fā)展格局下,依賴政府投資和社會投資加快建設“十四五”重大工程,促進區(qū)域間的互聯(lián)互通,是加快全國統(tǒng)一大市場構建、恢復和擴大消費,促進經(jīng)濟恢復與維持穩(wěn)定的重要基礎。作為社會投資和經(jīng)濟發(fā)展的重要主體,企業(yè)積極進行投資建設、提高投資效率已成為其構建核心競爭優(yōu)勢,促進疫情后我國經(jīng)濟恢復正常的重要途徑。面對當前國際非傳統(tǒng)安全帶來的外部沖擊以及國內經(jīng)濟增長趨勢放緩的新常態(tài),對內投資和對外投資成為促進我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要載體。鑒于投資的重要地位,近年來政府對企業(yè)的投資效率給予了高度重視。2016年國務院發(fā)布了《國務院辦公廳關于建立國有企業(yè)違規(guī)經(jīng)營投資責任追究制度的意見》,建立了對國有企業(yè)違規(guī)投資的責任追究制度,為進一步提高國有企業(yè)的投資效率提供了制度支撐。2021年發(fā)布的《中國投資發(fā)展報告》中明確指出激發(fā)有效投資將成為政府政策的核心目標,要優(yōu)化調整國內投資驅動結構,進一步揭示了提高企業(yè)投資效率的重要性。提高企業(yè)的投資效率離不開良好的市場環(huán)境和相應的政策法規(guī),也離不開公司內部治理結構的完善。隨著企業(yè)投資總量的不斷增加,企業(yè)的投資效率也越來越受到國內外學者的關注,逐漸成為公司治理領域研究的熱點話題。

已有對企業(yè)投資效率研究的文獻大致可以分為兩類。第一類文獻主要從宏觀角度出發(fā),研究政府政策、金融環(huán)境和制度設計對企業(yè)投資效率的影響。首先,黨的二十大強調資本市場要持續(xù)對外開放。陳運森和黃健嶠以滬港通開通為實驗,發(fā)現(xiàn)股票市場開放可以通過提升企業(yè)會計信息質量、提高分析師預測準確度來提高企業(yè)的投資效率［1］。其次,放松市場準入的制度改革能夠通過提高市場競爭的公平性、降低交易費用等渠道影響企業(yè)的投資效率［2］。從金融環(huán)境角度出發(fā),信貸擴張會降低企業(yè)投資效率,但宏觀經(jīng)濟不確定性的增加會削弱這種負面影響［3］。從產(chǎn)業(yè)政策的角度來看,王克敏等認為,受到產(chǎn)業(yè)政策鼓勵和政府支持的企業(yè)投資總量更高,更容易引起過度投資問題［4］。此外,“政資分離”能夠有效減少政府對國有企業(yè)的外部干預,改善其預算軟約束的問題,提高其投資效率［5］。第二類文獻與第一類文獻研究的側重點有所差異,主要集中于企業(yè)微觀層面因素,研究公司內外部治理結構對投資效率的影響。首先,在內部治理結構中,董事會和股東對企業(yè)的投資決策至關重要。潘越等從橫向兼任角度研究發(fā)現(xiàn),連鎖股東通過“競爭合謀”會導致企業(yè)投資不足,且這種現(xiàn)象在非國有企業(yè)中更加明顯［6］。除了橫向兼任的股東會抑制企業(yè)的投資效率,董事長的縱向兼任也會加劇大股東的掏空行為,抑制企業(yè)的投資效率［7］,而較高的董事獨立性有利于抑制企業(yè)投資決策的低效率［8］。其次,從機構監(jiān)管的角度來看,機構投資者持股比例較高、持股時間較長能夠有效降低企業(yè)內部存在的代理問題,進而提高企業(yè)的投資效率［9］。此外,從信息披露角度來看,較高的審計質量和公眾監(jiān)督水平能夠提高企業(yè)的ESG披露水平,而較高的社會責任披露能夠有效減少企業(yè)內部的信息不對稱程度［10］,提高企業(yè)的投資效率［11］。

從現(xiàn)有文獻可以看出,外部政策、環(huán)境以及內外部治理結構的改變都會影響企業(yè)的投資效率?；趩我灰蛩氐难芯坎荒芎侠斫忉屍髽I(yè)投資效率變化的原因,需要從外部政策變化和內部治理結構兩個方面探討企業(yè)投資效率?；旌纤兄聘母锉尘跋?我國上市公司的產(chǎn)權不斷融合,不同產(chǎn)權的企業(yè)內部治理結構有所差異。因此,將混合所有制結構和公司治理結構納入企業(yè)投資效率中,考察混合所有制改革對企業(yè)行為影響的傳導機制,并將外部經(jīng)濟政策不確定性現(xiàn)實情境納入混合所有制改革影響企業(yè)行為的研究框架,進一步考慮國有企業(yè)內部制度因素對混合所有制改革產(chǎn)生的交互效應,能夠為解釋當前經(jīng)濟轉型過程中的國有企業(yè)投資效率研究提供較為完整的思路。此外,現(xiàn)有關于混合所有制改革和企業(yè)投資效率的研究傳導機制的選取較為獨立和單一,研究假設較為分離,缺乏對公司內部治理結構整體特征影響的研究。事實上,混合所有制改革影響的是國有企業(yè)內部多方面的治理結構,需要從多方面來衡量混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響的傳導機制?；谄髽I(yè)內部多方面的特征來衡量公司治理水平,能夠更好地解釋混合所有制改革在國有企業(yè)投資效率中發(fā)揮的作用。

因此,本文選取2011—2021年A股上市國有控股企業(yè)為樣本,研究混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的影響,實證分析混合所有制改革影響企業(yè)投資效率的過程和機理,并在此基礎上深入探討經(jīng)濟政策不確定性在二者之間可能存在的調節(jié)作用以及企業(yè)內部董監(jiān)高責任保險制度設計差異和企業(yè)層級不同可能引起的異質性影響。本文可能的貢獻在于:第一,從股權結構混合和治理結構混合的雙重視角探究混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的影響及其傳導機制,豐富混合所有制影響企業(yè)行為的相關研究;第二,探討經(jīng)濟政策不確定性在混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率之間可能存在的調節(jié)效應更加符合當下的實際情況,能夠為未來不確定環(huán)境下混合所有制改革和企業(yè)投資決策提供借鑒;第三,闡釋董監(jiān)高責任保險制度與混合所有制改革產(chǎn)生的交互效應,能夠為混改多方利益主體提供有益參考,也為優(yōu)化混改相關配套機制和體制環(huán)境提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、 理論分析與研究假設

(一) 混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率

如何提高國有企業(yè)的投資效率是學者們研究的重點話題,一方面由于國有企業(yè)要承擔維持地方經(jīng)濟增長和社會穩(wěn)定等政策性負擔,缺乏有效的競爭和激勵機制,資本運營效率較低［12］,另一方面,根據(jù)委托代理理論,與民營企業(yè)相比,國有企業(yè)“所有者缺位”所產(chǎn)生的代理問題更為嚴重,且國有企業(yè)存在的外部行政干預和預算軟約束會引起企業(yè)的過度投資或投資不足［13］,因此產(chǎn)權性質差異可能會對企業(yè)的投資效率產(chǎn)生影響,對國有企業(yè)進行混合所有制改革是提高企業(yè)投資效率的一種優(yōu)化思路?；旌纤兄聘母锸俏覈?jīng)濟體制改革的重要舉措,自改革開放以來始終貫穿于國有企業(yè)發(fā)展的全過程。早在20世紀80年代,國內學者便開始討論混合所有制改革的相關話題,隨著生產(chǎn)要素在不同所有制之間碰撞流轉,混合所有制雛形基本顯現(xiàn)?；旌纤兄聘母镆矎陌l(fā)展初期的“形式”混合階段,逐漸演進為多元資本協(xié)同發(fā)展的“資本”混合階段、混合所有產(chǎn)權結構共同提效的“產(chǎn)權”混合階段,到目前基于多維機制建設實現(xiàn)多元產(chǎn)權協(xié)同效應的“機制”混合階段［14］,已成為國有資本和非國有資本深度融合,促進國有企業(yè)高質量發(fā)展現(xiàn)代治理體系的重要途徑。具體而言,混合所有制改革能夠減少國有企業(yè)的政策性負擔,使其更加適應市場競爭機制,進而提高國有企業(yè)的投資效率［15］?；旌纤兄聘母镞€能夠促進非國有股東參與度和高層治理參與度,形成良好的制衡結構和監(jiān)督體系［16］,有效提升投資決策的科學性［17］。此外,董事網(wǎng)絡可以削弱國有大股東對企業(yè)投資效率的負面影響,國有企業(yè)通過混合所有制改革適當引入非國有股權,能夠有效提高企業(yè)的投資效率［18］。據(jù)此,本文提出如下假設:

H1:混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率呈正相關關系。

(二) 混合所有制改革影響國有企業(yè)投資效率的機制分析

從制度邏輯來看,混合所有制改革會改變國有企業(yè)的內部制度體系和結構設計,進而影響國有企業(yè)的創(chuàng)新投入以及投資決策。在混合所有制改革的背景下,學術界普遍認為引入非國有股東和非國有高管是提高國有企業(yè)治理水平的重要舉措。首先,股權結構影響企業(yè)內部的決策行為,單一股權過于集中可能會導致大股東權力無法得到制衡,從而形成大股東對小股東的利益侵占?；旌纤兄聘母锿ㄟ^引入非國有股東來協(xié)調大股東與小股東、股東與經(jīng)理人的關系,促進了股權結構的優(yōu)化,為企業(yè)制定高效的投資決策、提高投資效率奠定了堅實的制度基礎。大股東的利益侵占會降低公司的投資規(guī)模和投資機會,而混合所有制改革引入的非國有股東可以有效緩解一股獨大導致的企業(yè)非效率投資問題,也能夠為企業(yè)投資決策提供額外的信息資源,緩解投資過程中的信息不對稱［19］。其次,較大的董事會規(guī)模和較高的董事獨立性可以有效地制約管理者的自利行為,降低代理成本,混合所有制改革可以通過委派董事的方式提高國有企業(yè)的異質董事比例,有效發(fā)揮董事會的監(jiān)督治理功能,為企業(yè)提高投資效率提供決策支撐。此外,根據(jù)利益趨同假說,對高管進行股權激勵有利于股東和管理者的目標函數(shù)一致,減少國有企業(yè)投資過程中面臨的代理成本。國企和非國企在股權激勵動機上存在較大差異,混合所有制改革有利于引入市場化的激勵機制,提高薪酬激勵能夠顯著降低企業(yè)的過度投資,提升國有企業(yè)的投資效率［20］。綜合上述分析可知,混合所有制改革可以從股權結構、董事會特征和高管激勵等方面提高企業(yè)的公司治理水平,從而有效提高國有企業(yè)的投資效率。據(jù)此,本文提出如下假設:

H2:混合所有制改革能夠通過提升公司治理水平,進一步提高國有企業(yè)投資效率。

三、 研究設計

(一) 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為了剔除金融危機等外部重大沖擊對研究結果可能帶來的偏差,本文選取2011—2021年滬深A股上市國有企業(yè)為研究樣本,并剔除ST和*ST類企業(yè)、金融保險類樣本企業(yè)、資產(chǎn)負債率大于1的樣本以及數(shù)據(jù)缺失類的樣本。最終獲得1440家國有上市企業(yè)共11996個樣本,數(shù)據(jù)均取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。同時,本文對所有連續(xù)變量進行了雙側1%的縮尾處理。

(二) 變量說明與指標界定

1. 被解釋變量:國有企業(yè)投資效率(Abinv)

采用Richardson［21］提出的殘差模型衡量國有企業(yè)投資效率:

Invit=α0+β1Sizeit-1+β2Levit-1+β3Growthit-1+β4Retit-1+β5Ageit-1+β6Cashit-1+β7Invit-1+∑Year+∑Industry+εit

(1)

其中Invit表示樣本公司i在第t年的投資凈額。該模型認為企業(yè)新增投資由兩部分構成:一部分是由企業(yè)成長機會、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金流量、企業(yè)規(guī)模等因素所決定的企業(yè)預期投資水平;另一部分是用實際投資水平減去預期投資水平之后得到的非正常投資水平。其中Growthit-1表示公司i在第t-1年的成長機會,用營業(yè)收入增長率衡量;Levit-1表示公司的資產(chǎn)負債率,用總負債除以總資產(chǎn)計算而得;Cashit-1表示公司的現(xiàn)金占比,即貨幣資金和總資產(chǎn)的比值;Ageit-1表示公司的上市年數(shù),即財務報告年度與上市年度之間的年限;Sizeit-1表示公司的規(guī)模,用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)衡量;Retit-1表示公司的股票年回報率;εit為模型殘差。對模型進行回歸得到每個樣本的殘差,用殘差絕對值表示企業(yè)投資效率。殘差絕對值越小,企業(yè)投資效率越高,反之則說明越低。Year和Industry為年份和行業(yè)虛擬變量。

2. 解釋變量:非國有股東參股程度(Mixre)與非國有股東委派董監(jiān)高人數(shù)(Mix)

本文從股權結構混改和治理結構混改的雙重視角分析混合所有制改革的作用。具體而言,參考陳良銀等的研究方法［22］,利用國有企業(yè)前十大股東中,非國有股東持股比例之和與前十大股東持股比例之和的比值作為非國有股東在股權層面的參股程度(Mixre)。非國有股東參股程度越大表示該樣本公司非國有股東的話語權越大。借鑒黃曉珊和馬新嘯的做法［23］,使用非國有股東委派董監(jiān)高的人數(shù)衡量非國有股東參與國企治理的程度(Mix)。該指標越大表示該樣本公司非國有高管治理權力越大,對國企高管的制約效果越好。

3. 中介變量:公司治理水平(CG)

參考任廣乾等的研究［19］,本文分別從股權維度、董事會維度和管理層維度選取8個指標通過主成分分析構建公司治理綜合指數(shù)。股權維度選取機構投資者持股比例、股權制衡度(第二至第五大股東持股比例之和與控股股東持股比例的比值)和一年內召開股東大會的次數(shù)來衡量;董事會維度從董事會規(guī)模和獨立董事比例來衡量;管理層維度用高管薪酬(高管前三名薪酬總額的自然對數(shù))、管理層持股百分比以及董事長和總經(jīng)理是否兩職合一衡量。為了確保所有指標都轉化成一個共同的標度,本文對數(shù)據(jù)進行了歸一化處理,CG越大表明公司治理的綜合水平越高。

4. 控制變量

本文從企業(yè)財務層面和治理層面分別選取了企業(yè)規(guī)模(Size)、杠桿水平(Lev)、企業(yè)年齡(Age)、盈利能力(ROA)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、管理費用率(Mafee)、是否標準審計意見(Opinion)、是否四大審計(Big4)、第一大股東持股比例(Top1)作為控制變量,并且還控制了年份(Year)和行業(yè)(Industry)固定效應,本文的變量及其定義見表1。

表1 變量定義及其界定標準

(三) 模型構建

本文構建以下三個模型用來檢驗假設,其中使用模型(2)驗證混合所有制改革能否提高國有企業(yè)投資效率,使用模型(3)和模型(4)驗證公司治理水平是否發(fā)揮了中介作用。

Abinvit=β0+β1Mixreit/Mixit+β2Controls+∑Year+∑Industry+εit

(2)

CGit=β0+β1Mixreit/Mixit+β2Controls+∑Year+∑Industry+εit

(3)

Abinvit=β0+β1Mixreit/Mixit+β2CGit+β3Controls+∑Year+∑Industry+εit

(4)

四、 實證結果與分析

表2 描述性統(tǒng)計結果

表3 混合所有制改革對國有企業(yè)非效率投資的回歸結果

(一) 描述性統(tǒng)計分析

表2給出了各變量的描述性統(tǒng)計結果。從表2的結果可以看出,國有企業(yè)投資效率的平均值為0.029,最大值為0.295,最小值為0,表明國有上市樣本公司的投資效率差異較大。從均值可以看出,國有上市企業(yè)的投資效率有待進一步提升。股權結構混改變量的最大值為1,最小值為0.013,均值為0.368,而治理結構混改變量的最大值為2.303,最小值為0,均值為0.459,說明國有企業(yè)之間的股權結構混合以及治理結構混合程度存在較大差異,國有企業(yè)混合所有制改革仍需向縱深持續(xù)推進。此外,國有企業(yè)公司治理水平的均值為0.462,標準誤為0.101,最小值和最大值分別為0.079和0.950,表明樣本企業(yè)的公司治理水平差距較大,部分企業(yè)仍存在治理水平低下的問題。本文其余變量的統(tǒng)計結果基本與黃炳藝和黃雨婷［24］的研究一致。

(二) 基準回歸結果

本部分用模型(2)進行回歸分析,回歸結果如表3所示。同時,本文將Mixre和Mix除以10以緩解量綱之間存在的差異。在未控制年份和行業(yè)固定效應時,股權結構混改變量、治理結構混改變量與企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)分別為-0.036和-0.024,且均在1%的水平上顯著。在加入年份和行業(yè)固定效應后,二者與國有企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)分別為-0.032和-0.020,且均在1%的水平上顯著。這說明隨著不同所有制股權融合程度的提高以及非國有股東委派的董監(jiān)高進入,國有企業(yè)的投資效率也隨之提高,混合所有制改革有助于提高國有企業(yè)投資效率?；旌纤兄聘母锎偈狗菄泄蓶|委派董監(jiān)高,促進了國有企業(yè)董事會、監(jiān)事會的獨立性,使董事會的治理和監(jiān)督職能充分落實。此外,非國有股東進入國有企業(yè)還可以促進高管任免和高管激勵的市場化,對國有企業(yè)的高管產(chǎn)生制約和激勵效果,促進決策的科學性和正確性,最終對國有企業(yè)的投資效率產(chǎn)生積極的影響。由此,假設1得到了驗證。

(三) 機制檢驗

機制檢驗回歸結果如表4所示。由表4列(1)和列(2)的回歸結果可知,國有企業(yè)通過引入非國有股東提高非國有董監(jiān)高的人數(shù)不僅促進了股權多樣化,增加了異質董事和監(jiān)事會成員,而且高管激勵機制也更加完善,公司治理水平得到明顯提升。由表4列(3)和列(4)的結果可知,在加入公司治理水平變量后,股權結構混改變量以及治理結構混改變量與國有企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)分別為-0.029和-0.020,且均在1%的水平上顯著,并且回歸系數(shù)整體有所降低,表明公司治理水平在混合所有制改革影響國有企業(yè)投資效率的過程中發(fā)揮了部分中介效應,假設2得到了驗證。

表4 機制檢驗結果

(四) 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證回歸結果的穩(wěn)健性,本文通過更換解釋變量、采用更多固定效應以及傾向得分匹配等方式進行穩(wěn)健性檢驗,具體如下:

1. 更換解釋變量。參考曹麗梅等的研究［25］,分別使用前十大股東中非國有股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值,即國有股權與非國有股權的制衡度(Mix-Balance)以及股權結構熵指數(shù)(Mix-Structure)更換國有企業(yè)混合所有制改革的衡量方式進行穩(wěn)健性檢驗,研究結論較為穩(wěn)定可靠。

2. 采用更多固定效應以及傾向得分匹配法(PSM)。本文分別控制了企業(yè)固定效應、年份和行業(yè)的交互固定效應進行回歸。本文根據(jù)股權結構的混改變量以及治理結構混改變量的均值,將樣本劃分為混合所有制高分組和低分組進行傾向匹配,并根據(jù)匹配結果進行回歸,在加入更多固定效應后,混合所有制改革與國有企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)符號與前文回歸結果一致,且傾向得分匹配后的回歸結果未發(fā)生明顯的變化,表明本文的回歸結果較為穩(wěn)健。限于篇幅,結果不再報告,留存?zhèn)渌鳌?/p>

表5 二階段回歸結果

3. 工具變量法。為了克服潛在的內生性問題,本文參考吳秋生和獨正元的研究思路［26］,選取剔除企業(yè)自身數(shù)據(jù)后,樣本同年份同行業(yè)非國有股東參股程度的均值(Indmixre)和非國有股東委派董監(jiān)高人數(shù)的均值(Indmix),以及企業(yè)所處城市人均生產(chǎn)總值的自然對數(shù)(GDP)作為企業(yè)股權結構以及治理結構混改變量的工具變量。選取上述工具變量的原因是:一方面,行業(yè)平均股權(治理)結構混改變量較高時,單個企業(yè)更有可能也會追求較高的股權(治理)結構混改水平。人均生產(chǎn)總值較高的地區(qū)經(jīng)濟也相對發(fā)達,市場化進程更快,國有企業(yè)更容易受到國家對混合所有制改革的號召,混合所有制改革的進程相對較快。另一方面,人均生產(chǎn)總值和行業(yè)平均股權(治理)結構混改變量受較多宏觀因素的影響,二者對企業(yè)投資效率影響路徑較長、影響力度較弱。表5為二階段回歸結果,從第一階段回歸結果可以看到,行業(yè)年平均股權(治理)結構混改變量、人均生產(chǎn)總值與企業(yè)股權(治理)結構混改變量呈正相關關系。從第二階段回歸結果可以看到,在緩解了內生性問題后,本文回歸結果依舊可靠。

五、 進一步分析

(一) 調節(jié)效應檢驗

穩(wěn)定的宏觀環(huán)境是企業(yè)進行高效投資的重要前提條件,經(jīng)濟政策的變化深刻影響著企業(yè)的投資決策。首先,根據(jù)期權定價理論,較高的經(jīng)濟政策不確定性會顯著增加企業(yè)投資項目未來現(xiàn)金流的不確定性,影響企業(yè)短期投資意愿,進而抑制企業(yè)當下的投資規(guī)模［27］,可能會導致企業(yè)放棄部分優(yōu)質投資項目,降低企業(yè)的投資效率。其次,從融資角度來看,較高的經(jīng)濟政策不確定性會引起資產(chǎn)價格的異常波動,使得部分金融機構收縮信貸供給規(guī)模,融資約束的提高會降低企業(yè)的投資能力,企業(yè)可能因資金不足錯失部分投資項目帶來的收益,進一步影響企業(yè)的投資效率［28］。最后,從風險角度來看,較高的經(jīng)濟政策不確定性加大了企業(yè)投資失敗的風險,為了規(guī)避風險,企業(yè)也可能會選擇保守的投資策略,進一步導致投資不足。投資者也可能會因為較高的風險而索取更高的資產(chǎn)回報率,由此削弱企業(yè)的投資意愿［23］。因此,出于國有資產(chǎn)保值增值的目的,非國有股東在面對較高的經(jīng)濟政策不確定性給企業(yè)帶來的負面影響時,可能會選擇降低國有企業(yè)的投資規(guī)模,削弱混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率產(chǎn)生的正面影響。

表6 調節(jié)效應檢驗結果

本文參考Baker等的研究［29］,使用月度算術平均數(shù)和幾何平均數(shù)測度我國的經(jīng)濟政策不確定性程度(EPU1、EPU2),隨后檢驗其在混合所有制改革和國有企業(yè)非效率投資之間的關系,回歸結果如表6所示。由表6的結果可以看出,經(jīng)濟政策不確定性與股權結構混改變量、治理結構混改變量交乘項的系數(shù)均為正,且均在1%和5%水平上顯著,表明較高的經(jīng)濟政策不確定性削弱了混合所有制改革為國有企業(yè)投資效率帶來的正面影響,在外部環(huán)境不確定性較高時,非國有股東更傾向于規(guī)避風險,降低投資規(guī)模,從而削弱了混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的正向作用。因此,在今后混改的過程中,應當進一步建立國有企業(yè)的風險管理體系,降低非國有股東在國有企業(yè)投資中產(chǎn)生的過度避險心理,提高投資效率。

(二) 異質性分析

1. 董監(jiān)高責任保險制度異質性

自康美藥業(yè)財務造假導致企業(yè)獨立董事面臨高額賠款后,上市公司的董監(jiān)高責任保險制度變得愈加重要。但是,董監(jiān)高責任保險制度的建立也可能會提高董監(jiān)高的短期逐利和盈余管理動機,不利于企業(yè)的長期目標實現(xiàn)［30］。首先,非國有股東會通過利用薪酬激勵機制使其委派的董監(jiān)高的薪酬與國有企業(yè)績效掛鉤,鼓勵其委派的董監(jiān)高提高國有企業(yè)價值,而責任保險制度能夠讓董監(jiān)高面臨較小的個人經(jīng)濟風險,進而增加更多的短期投資以追逐更大利益［31］。其次,責任保險制度會給予董監(jiān)高過度安全感,使其在投資決策中過于樂觀,減少董監(jiān)高對投資決策的審慎性,進而降低企業(yè)的投資效率。此外,責任保險制度一定程度上削弱了非國有股東利用經(jīng)濟責任機制來約束和監(jiān)督董監(jiān)高投資行為的手段,可能會提高非國有股東與董監(jiān)高之間的代理成本,不利于國有企業(yè)投資效率的提高。最后,責任保險制度可能被董監(jiān)高濫用,成為其推諉責任、規(guī)避監(jiān)督的“擋箭牌”,不僅削弱了董監(jiān)高在投資決策中的主動性,而且會進一步提高企業(yè)的談判成本和保險費用成本,可能產(chǎn)生投入過高而產(chǎn)出偏低的局面［32］。因此,混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用可能在不存在董監(jiān)高責任保險制度的企業(yè)中更加顯著。本文按照企業(yè)是否建立董監(jiān)高責任保險制度將國有企業(yè)分為已建立董監(jiān)高保險制度(Insurance)和未建立董監(jiān)高保險制度(Non-Insurance)兩組,并分別對其進行了回歸,結果如表7列(1)至列(4)所示。根據(jù)結果可知,在引入董監(jiān)高責任險后,混合所有制改革帶來的非國有董監(jiān)高對國有企業(yè)投資效率發(fā)揮的正向作用有限,而非國有股東發(fā)揮的正向作用較為顯著,表明我國董監(jiān)高責任保險制度未能充分發(fā)揮其正向作用,仍需規(guī)范和完善。在未建立董監(jiān)高責任保險制度的企業(yè)中,股權結構混改變量以及治理結構混改變量的回歸系數(shù)分別為-0.030和-0.021,且均在1%水平上顯著,表明混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用在尚未建立董監(jiān)高責任保險制度的企業(yè)中更加明顯。

2. 企業(yè)層級異質性

在持續(xù)推進混合所有制改革的過程中,由于所處行業(yè)特征以及企業(yè)目標的不同,中央國有企業(yè)與地方國有企業(yè)在混改力度以及混改方式上存在著明顯差異。具體表現(xiàn)為,中央企業(yè)在引入混合所有制改革的過程中往往會受到更多的政策性限制,非國有股東通過參股、委派董事等方式參與治理的程度較低,難以充分發(fā)揮混改的正面效果［33］。此外,在全面深化國有企業(yè)改革的過程中,中央企業(yè)依托政策支持積極建立相對完善的現(xiàn)代治理結構已成為推動我國建立世界一流企業(yè)的重要支撐。因此,混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用在地方國有企業(yè)中應當更加明顯。為了驗證上述分析的正確性,本文將國有企業(yè)按照管理層級劃分為中央國有企業(yè)(Central)和地方國有企業(yè)(Local)兩組,回歸結果如表7列(5)至列(8)所示。從結果中可以看出,在中央國有企業(yè)組別中,股權結構混改變量以及治理結構混改變量與企業(yè)非效率投資的系數(shù)分別為-0.033和-0.018,且均不顯著;在地方國有企業(yè)組別中,二者與企業(yè)非效率投資的系數(shù)分別為-0.028和-0.018,且均在1%水平上顯著,表明混合所有制改革通過參與國有企業(yè)治理提高國有企業(yè)投資效率在地方國有企業(yè)中更加顯著。

表7 異質性分析結果

六、 結論性評述

本文以2011—2021年滬深A股上市國有企業(yè)為研究樣本,將混合所有制改革、公司治理水平及國有企業(yè)投資效率納入分析框架內進行實證研究。通過理論分析和實證檢驗,本文得出以下研究結論:(1)混合所有制改革通過提高非國有股東參股程度以及提高非國有董監(jiān)高的參與程度,有效提升了國有企業(yè)的投資效率;(2)混合所有制改革有助于提高國有企業(yè)的公司治理水平,促進國有企業(yè)建立現(xiàn)代化治理體系;(3)混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用是通過提高公司治理水平實現(xiàn)的,公司治理水平在混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率之間發(fā)揮了部分中介作用;(4)較高的經(jīng)濟政策不確定性會削弱非國有股東參與國有企業(yè)治理的正面效果;(5)混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升作用在尚未建立董監(jiān)高責任保險制度以及地方國有企業(yè)中更加顯著。

結合研究結論,本文提出如下建議:第一,深入推進國有企業(yè)混合所有制改革,鼓勵民營企業(yè)、機構投資者及外資等資本主體有序參與國有企業(yè)內部治理,幫助國有企業(yè)建立現(xiàn)代化治理體系?；旌纤兄聘母飸试S非國有資本委派董事進入董事會,加強董事會的監(jiān)督職能,優(yōu)化國有企業(yè)的投資決策。第二,混合所有制改革要充分利用異質股東和異質董監(jiān)高帶來的資源和治理效應。將董監(jiān)高責任保險制度納入統(tǒng)一的監(jiān)督和評價體系中,降低董監(jiān)高責任保險制度對混合所有制改革正向效果可能存在的負面影響,充分釋放混改紅利。第三,混合所有制改革應充分發(fā)揮非國有股東的監(jiān)督作用,規(guī)范國有企業(yè)的信息披露機制?；旌纤兄聘母飸斪⒅鼗旄臅r機和混改策略,要盡可能地降低較高的經(jīng)濟政策不確定性對混合所有制改革效果的影響。