［摘 要］以2010—2022年滬深A(yù)股民營企業(yè)為研究樣本，采用面板模型考察國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，并使用多期雙重差分等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量、緩解融資約束和提高媒體關(guān)注，國資參股會提升民營企業(yè)信息披露質(zhì)量；同時，這種效應(yīng)在高市場化水平地區(qū)和代理問題更嚴(yán)重的民營企業(yè)中更加顯著；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的基礎(chǔ)上，國有參股還會增強(qiáng)投資者信心和拉升企業(yè)價值。這些發(fā)現(xiàn)不僅為進(jìn)一步提高民營企業(yè)的信息披露質(zhì)量提供了經(jīng)驗證據(jù)，而且也為政府宏觀調(diào)控、民營企業(yè)健康發(fā)展提供了決策參考。

［關(guān)鍵詞］民營企業(yè)；國資參股；信息披露質(zhì)量；內(nèi)部控制質(zhì)量；融資約束；媒體關(guān)注

［中圖分類號］F271；F276.5" ［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A" ［文章編號］20963114（2024）05008715

一、 引言

國有資本參股民營企業(yè)是混合所有制改革的重要形式，同時也是深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重要信號，勢必會推動民營企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，如此一來，民營企業(yè)的信息披露決策也會烙上國資參股的印記。近年來，國家鼓勵國有企業(yè)通過多種方式入股非國有企業(yè)，混合所有制改革的參與主體逐步從國有企業(yè)擴(kuò)展到民營企業(yè)，以實現(xiàn)“國民共進(jìn)”，促進(jìn)資本市場高效運行和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。2013年，中共十八屆三中全會提出要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，從而拉開了民營企業(yè)“逆向混改”的帷幕；2020年，國家發(fā)改委等部門聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于支持民營企業(yè)加快改革發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級的實施意見》，再次指出要鼓勵民營企業(yè)推進(jìn)股權(quán)多元化，鼓勵民營企業(yè)參與混合所有制改革。由此可見，引入國有資本已經(jīng)成為推進(jìn)民營企業(yè)改革的重要舉措。目前，學(xué)界重點關(guān)注國有企業(yè)的混合所有制改革，而關(guān)于民營企業(yè)混改的經(jīng)濟(jì)后果研究較少，已有研究也主要集中在公司治理和外部融資兩方面，鮮有文獻(xiàn)討論國資參股對民營企業(yè)信息披露的影響。

具體來說，一方面，就信息披露質(zhì)量的重要性而言，企業(yè)通過信息傳遞影響其他市場主體的行為決策，而市場其他主體的動向也同樣會影響企業(yè)的信息披露行為。因此，高質(zhì)量信息披露可以成為市場的“穩(wěn)定器”，提高企業(yè)投資效率［1］。另一方面，就“逆向混改”對民營企業(yè)信息披露的影響而言，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的監(jiān)督機(jī)制相對不完善、資源獲得渠道相對較少、代理問題相對突出［2］，信息披露透明性較弱。在這種背景下，國資參股很可能打破這一局面，國有股東可以發(fā)揮資源效應(yīng)和治理效應(yīng)，進(jìn)而對民營企業(yè)信息披露決策產(chǎn)生影響，修繕信息披露這一“橋梁”。因此，有必要進(jìn)一步探討國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。

本文選取2010—2022年滬深A(yù)股民營上市企業(yè)為研究樣本，構(gòu)建面板回歸模型，來探討國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，并借此為宏觀政策調(diào)控、國資投資決策和民營企業(yè)公司治理提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、 文獻(xiàn)綜述

（一） 國資參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果

學(xué)界對于國資參股民營企業(yè)的影響研究主要集中在內(nèi)部治理和外部融資兩個方面。

一方面，“混合所有”和“交叉持股”可以彌補(bǔ)市場化的不足，對公司內(nèi)部治理產(chǎn)生正效應(yīng)。與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的大股東隧道行為更加嚴(yán)重，因此，國有資本參股可以通過股權(quán)制衡減少大股東的侵占行為，不僅可以緩解企業(yè)的代理問題，而且還能夠提高其內(nèi)部的資本市場效率，從而降低企業(yè)成本粘性［3］，提高公司績效水平。同時，國資參股會使得民營企業(yè)控制權(quán)發(fā)生變動，強(qiáng)化對權(quán)力濫用的監(jiān)督與制衡，有效抑制民營企業(yè)違規(guī)操作［4］和自利行為，使其更主動承擔(dān)社會和環(huán)境責(zé)任，從而提升民營企業(yè)ESG表現(xiàn)，促進(jìn)民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展［5］。

另一方面，國有資本的政治屬性可以成為民營企業(yè)的“扶持之手”，產(chǎn)生資源效應(yīng)。由于市場地位較低、信貸歧視、監(jiān)管嚴(yán)格、缺乏政府保護(hù)等原因，相較于國企而言，民營企業(yè)面臨的融資難問題更加嚴(yán)重。國有資本的加入可以為民營企業(yè)建立政治關(guān)聯(lián)，提供聲譽擔(dān)保［6］，從而提高融資便利性［7］。進(jìn)一步來說，融資約束的緩解有助于降低企業(yè)稅負(fù)［8］，抑制民營企業(yè)稅收規(guī)避行為［9］，有利于改善公司經(jīng)營狀況。同時，資金供給的增加、融資成本的降低緩解了民營企業(yè)投資不足問題［10］，企業(yè)更有意愿加大研發(fā)投入，從而促進(jìn)企業(yè)整體創(chuàng)新能力提升［11］，有助于民營企業(yè)增值提效和長期健康發(fā)展。

（二） 企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響因素

一方面，完善的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)主要包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征和內(nèi)部控制等是高質(zhì)量信息披露的前提和基礎(chǔ)。首先，在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，股權(quán)集中度的提高使得管理層在短期獲利動機(jī)下不履行披露義務(wù)，從而不利于信息披露質(zhì)量的改善［12］；此外，股權(quán)性質(zhì)的變動也會影響信息披露，比如非國有資本的加入可以幫助國企提升其社會責(zé)任信息披露質(zhì)量，從而實現(xiàn)國有資本保值增值的目標(biāo)［13］。其次，在董事會特征方面，獨立董事比例與董事會職能的有效發(fā)揮正相關(guān)，獨董的增加有助于提高企業(yè)信息披露質(zhì)量［14］；此外，董事會規(guī)模越小、董事會會議次數(shù)越多，信息披露質(zhì)量越高［15］。最后，在內(nèi)部控制方面，企業(yè)通過內(nèi)部控制建設(shè)可以減少信息不對稱問題和代理成本，提高財務(wù)與非財務(wù)信息的披露質(zhì)量［16］。

另一方面，良好的外部環(huán)境主要包括市場競爭、外界關(guān)注、政策和監(jiān)管制度等是高質(zhì)量信息披露的保障。首先，合理的市場競爭會形成良性循環(huán)，降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，并作用于企業(yè)信息披露決策。在產(chǎn)品市場的激烈競爭下，為吸引更多投資者，企業(yè)會提高其信息披露動機(jī)［17］。其次，外界的關(guān)注能夠形成有效的企業(yè)外部治理機(jī)制，其中媒體作為市場信息中介，在公司聲譽資本的形成中起到重要作用，公司會根據(jù)媒體的發(fā)聲來調(diào)整自身行為［18］，媒體負(fù)面報道可以促使高管認(rèn)真履責(zé)、提高信息披露質(zhì)量。最后，政策與監(jiān)管制度影響著企業(yè)行為，政府的制度約束政策和鼓勵激勵政策可以通過改變外部環(huán)境、提供精神鼓勵來提高企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量［19］。此外，監(jiān)管透明化和公開化可以調(diào)動投資者參與監(jiān)管的積極性，促使上市公司更加重視監(jiān)管和整改的落實情況，從而提高財務(wù)信息質(zhì)量［20］。

（三） 文獻(xiàn)評述

不難發(fā)現(xiàn)，混改的研究文獻(xiàn)缺乏對民營企業(yè)的關(guān)注，更鮮有文獻(xiàn)將民營企業(yè)引入國有資本和其信息披露質(zhì)量聯(lián)系起來。事實上，國有參股通過改變民營企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和信息交互，改寫民營企業(yè)信息披露的“新篇章”。當(dāng)前混合所有制改革已成為培育和壯大民營經(jīng)濟(jì)的重要途徑，而民營企業(yè)引入國有資本這一實踐仍在進(jìn)一步探索中，因此，在當(dāng)前時代背景下，研究“混合所有”對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

本文的邊際貢獻(xiàn)有：第一，基于一個新穎的切入點，闡釋了國資參股提升民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用機(jī)制，即在民營企業(yè)混合所有制改革深入推進(jìn)的背景下，分別從治理效應(yīng)、資源效應(yīng)和外部監(jiān)督機(jī)制入手，分析了該宏觀政策對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的微觀效應(yīng)，為國有資本投資和民營企業(yè)信息披露決策提供了理論參考；第二，實證研究方法不僅符合研究對象的特征，而且有效克服了模型的內(nèi)生性問題，即在面板回歸的基礎(chǔ)上，通過多期雙重差分模型進(jìn)一步檢驗國資參股對民營企業(yè)信息披露的影響，研究結(jié)論更有可信度；第三，拓展了基準(zhǔn)回歸模型的廣度和深度，增強(qiáng)了研究成果的現(xiàn)實解釋力，即不但將地區(qū)市場化水平和企業(yè)代理問題納入分析框架，而且從投資者和企業(yè)價值角度進(jìn)一步探討了國資參股的經(jīng)濟(jì)后果，為相關(guān)政策實踐、民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了具體依據(jù)。

三、 理論分析及研究假說

（一） 國資參股和民營企業(yè)信息披露質(zhì)量

民營企業(yè)引入國有資本，不僅是不同所有制背景的股權(quán)融合，而且也是與市場的一次“對話”。國有股東不僅可以帶來內(nèi)部治理效應(yīng)，還向市場傳遞了積極信號，為民營企業(yè)帶來了資源效應(yīng)和信譽擔(dān)保，降低民營企業(yè)違規(guī)動機(jī)；同時將民營企業(yè)帶到“聚光燈”下，促進(jìn)媒體關(guān)注等外部監(jiān)督機(jī)制的形成。長期來看，國資參股可以約束民營企業(yè)信息披露操縱行為，提高其信息披露質(zhì)量。

首先，國有股東可以發(fā)揮內(nèi)部治理效應(yīng)，形成權(quán)力制衡和內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制，從而提高民營企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。一方面，出于國有資產(chǎn)保值增值的目的，國有股東更看重參股民營企業(yè)的長期價值，因此更有動機(jī)參與并改善民營企業(yè)的內(nèi)部治理。同時，由于其政治背景和稀缺性，國有股東在民營企業(yè)中更容易取得話語權(quán)［4］，隨著參股比例的提升，國有股東可以對民營企業(yè)原權(quán)力結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，從而建立起更有效的內(nèi)部控制機(jī)制，抑制管理層代理問題以及大股東掏空造成的違規(guī)行為，降低信息不對稱。另一方面，由于其政治屬性和社會責(zé)任，國有股東對聲譽資本更敏感，為防止自身聲譽受到損害，國有股東會主動監(jiān)督民營企業(yè)日常經(jīng)營活動，約束高管和其他股東的自利行為，從而形成內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制，這有利于加強(qiáng)民營企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)，提高信息透明度［16］。

長期來看，民營企業(yè)信息披露質(zhì)量將得到改善。其次，國有資本的政治屬性可以帶來資源效應(yīng)，向投資者傳遞積極信號，從而緩解民營企業(yè)的融資約束。一般來說，在我國市場化改革和所有制改革進(jìn)程中，民營企業(yè)市場地位較低，缺乏政府保護(hù)，容易受到信貸歧視，面臨較嚴(yán)重的融資約束［2］，使得民營企業(yè)債務(wù)負(fù)擔(dān)加重，盈利水平和投資效率降低，同時在政府和市場嚴(yán)格監(jiān)管之下，民營企業(yè)操縱盈余管理的機(jī)會主義動機(jī)可能會提高，從而影響信息披露的真實性［21］。事實上，從動態(tài)資源理論可知，異質(zhì)性企業(yè)可以通過交流學(xué)習(xí)實現(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)，因此，在我國“差序格局”和“關(guān)系社會”中，民營企業(yè)傾向于與政府建立政治關(guān)聯(lián)，從而借助其“扶持之手”獲取更多經(jīng)濟(jì)資源［6］。進(jìn)一步來說，國資的入駐就是這樣一種紐帶，國有股權(quán)帶有的政治屬性可以幫助民營企業(yè)和政府建立共生關(guān)系，從而獲得更多融資渠道，提高民營企業(yè)市場地位；同時國有參股為民營企業(yè)提供了信譽擔(dān)保，向市場傳遞了民營企業(yè)有較高的潛在價值且違約風(fēng)險較小的信號，從而減少了民營企業(yè)所面臨的信貸歧視和融資約束［7］，改善盈利和經(jīng)營狀況?？傊趪匈Y本帶來的資源效應(yīng)下，民營企業(yè)信息披露造假和隱瞞動機(jī)降低，信息披露質(zhì)量提高。

最后，國有資本入駐民營企業(yè)本身就是經(jīng)濟(jì)改革中的一面“旗幟”，這一政策的推進(jìn)會引起外界如媒體、分析師、評估機(jī)構(gòu)等更多的關(guān)注，外界目光的聚集會形成外部監(jiān)督機(jī)制，對民營企業(yè)信息披露產(chǎn)生影響。其中，媒體作為影響力最大的信息中介，其動向?qū)κ袌鲋黧w行為和市場環(huán)境變化具有重要影響，如影響著民營企業(yè)的后續(xù)走向。一方面，媒體作為資本市場的信息中介角色，可以促進(jìn)信息快速流通，緩解信息不對稱［22］，一定程度上會影響投資者情緒和股票交易行為，為了吸引投資者和穩(wěn)定股價，管理層會降低操縱信息披露動機(jī)［23］。另一方面，媒體報道通過輿論監(jiān)督機(jī)制為管理層帶來輿論壓力，且可能會引發(fā)公眾監(jiān)督、政府關(guān)注和監(jiān)管機(jī)構(gòu)的介入等一系列連鎖反應(yīng)，此時潛在違規(guī)成本增加，民營企業(yè)不得不正視其行為后果和市場反應(yīng)，從而更傾向于為維護(hù)聲譽而提供真實信息，自愿提高信息披露質(zhì)量。

以上邏輯主線和作用機(jī)制如圖1所示。

基于以上分析，提出本文的研究假說H1-H4：

H1：國資參股能夠提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量。

H2：國資參股可以通過提高民營企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量來提高公司信息披露質(zhì)量。

H3：國資參股可以通過緩解民營企業(yè)融資約束來提高公司信息披露質(zhì)量。

H4：國資參股可以通過提高媒體關(guān)注來提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量。

（二） 異質(zhì)性分析

1. 國資參股、市場化水平與信息披露質(zhì)量

一般而言，高市場化水平地區(qū)有更良好的投融資環(huán)境和制度環(huán)境，民營企業(yè)相對比較集中，但這并不意味著高市場化水平地區(qū)民營企業(yè)信息披露質(zhì)量更高。事實上，在激烈的市場競爭和較為嚴(yán)格的市場監(jiān)督下，有限的資源會向資金實力更雄厚、信譽水平更高的國企和大型非國企傾斜，大部分中小型民營企業(yè)的資源可獲得性可能更低，生存空間可能更狹窄，從而更有動機(jī)冒險進(jìn)行違規(guī)操作來獲取融資［8］，因此隱瞞或造假信息披露的概率可能更大。然而，國資參股可以改善民營企業(yè)的生存環(huán)境，因為國有資本帶來的政治關(guān)聯(lián)拓寬了民營企業(yè)的資源獲得渠道，并且可以通過向市場釋放積極信號提高民營企業(yè)市場地位［67］，從而降低其違規(guī)動機(jī)，提高信息披露質(zhì)量，這種影響在市場競爭水平較高地區(qū)可能更顯著。

首先，相對于低市場化水平地區(qū)，市場化程度高的地區(qū)競爭更激烈、資源更加稀缺、民營企業(yè)的融資需求更加旺盛，同時信息傳遞更加及時、市場機(jī)制更加完善，因此市場對這一改革信號反應(yīng)更強(qiáng)烈［17］，民營企業(yè)會對國有股東的“扶持”更加敏感，國資入駐更能緩解其融資困境，從而降低其違規(guī)動機(jī)。其次，在市場化水平低的地區(qū)，生產(chǎn)要素的流動性相對較弱，信息傳導(dǎo)效率較低，市場交易機(jī)制與保護(hù)措施不夠完善，低市場化帶來的“關(guān)系網(wǎng)”和“人情網(wǎng)”往往難以打破，從而不利于混合股權(quán)資源支持效應(yīng)的形成［24］，國有參股難以發(fā)揮其積極作用。最后，激烈的市場競爭可以發(fā)揮正向激勵和監(jiān)督作用。為了更好利用其政治資源、突出競爭優(yōu)勢、穩(wěn)固和提升投資者信心、占據(jù)市場有利地位，高市場化水平地區(qū)的民營企業(yè)在引入國有資本之后，會更加注重維護(hù)自身信譽水平，同時高市場化帶來更嚴(yán)格的市場監(jiān)督機(jī)制，因此民營企業(yè)會更傾向于減少違規(guī)行為，從而提高信息披露質(zhì)量［25］。

基于以上分析，提出本文的研究假說5：

H5：市場化水平較高的地區(qū)，國資參股對于提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用更明顯。

2. 國資參股、代理成本與信息披露質(zhì)量

代理問題是影響企業(yè)信息披露的重要因素之一。就第一類代理問題而言，當(dāng)企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)分離，管理層權(quán)力高度集中時，管理者就可能為了短期利益而進(jìn)行違規(guī)操作，損害股東權(quán)益和公司長期利益。事實上，在非國有控股環(huán)境下，管理層利益與公司利益沖突更明顯，更有動機(jī)隱瞞其違規(guī)操作而操縱信息披露［2］。就第二類代理問題而言，大股東掌握經(jīng)營決策權(quán)，則傾向于與管理者進(jìn)行利益合謀，侵害中小股東利益，這會加劇企業(yè)和市場之間的信息不對稱。因此，代理問題更嚴(yán)重的民營企業(yè)，信息披露質(zhì)量可能會更差，這意味著，國有資本參股的改善作用也可能更顯著。

具體而言，一方面，因為國有資本的社會屬性和政治屬性更強(qiáng)，對聲譽資本更加敏感，所以出于維護(hù)自身信譽的考量，國有股東會強(qiáng)化對民營企業(yè)管理層的監(jiān)督，抑制其違規(guī)動機(jī)，提高信息披露質(zhì)量。另一方面，根據(jù)股權(quán)制衡理論，異質(zhì)性股東的加入能對大股東形成制衡，即當(dāng)民營企業(yè)大股東控制權(quán)過于集中時，國資參股可以有效優(yōu)化其治理結(jié)構(gòu)，抑制大股東的自利動機(jī)和侵占行為［4］，從而提升民營企業(yè)的信息透明度?？傊?，國有股東的加入對于代理問題更嚴(yán)重的民營企業(yè)的積極整治作用更明顯，即通過對管理層和大股東違規(guī)操作的抑制，國資參股可以有效改善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，從而提高信息披露質(zhì)量。

基于以上分析，提出本文的研究假說6：

H6：在代理問題更嚴(yán)重的民營企業(yè)中，國資參股對于信息披露質(zhì)量的積極作用更明顯。

四、 研究設(shè)計

（一） 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

2013年，中共十八屆三中全會明確提出，要積極發(fā)展交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟(jì)。因此，考慮到政策效應(yīng)的持久性和滯后性，本文選取2010—2022年滬深A(yù)股民營上市公司數(shù)據(jù)，并對數(shù)據(jù)做以下處理：（1）剔除樣本數(shù)據(jù)中的ST、ST*以及金融類公司；（2）剔除主要變量中缺失值嚴(yán)重的樣本；（3）對連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的縮尾處理。最終獲得共18764個觀測值。本文數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），媒體報道相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），數(shù)據(jù)處理主要通過Stata18完成。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量

考慮到信息披露內(nèi)容的完整、及時和準(zhǔn)確性，本文參考劉貫春等的做法［26］，使用上市公司信息披露質(zhì)量考評結(jié)果作為信息披露質(zhì)量（Quality）的代理變量。評級從高到低分為A、B、C、D四個等級，依次賦值為4、3、2、1，數(shù)值越高，信息披露質(zhì)量越高。

2. 解釋變量

本文從三個方面對國有資本參股民營企業(yè)的情況（State）進(jìn)行度量：（1）是否有國有股東（Statedum），若民營企業(yè)前十大股東中存在國有股東則取值為1，否則為0；（2）國資參股程度（Statera），即民營企業(yè)前十大股東中國有股東持股比例之和；（3）國有股權(quán)制衡度（Stateba），即民營企業(yè)前十大股東中國有股東持股與非國有股東持股之比。

3. 控制變量

為了預(yù)防模型的變量遺漏問題，本文加入以下控制變量：股權(quán)集中度（Top1）、獨董比例（Indep）、董事會規(guī)模（Board）、盈利能力（Roa）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、發(fā)展能力（Grows）、公司規(guī)模（Size）、兩職合一（Dual）、審計師（Big4）、高管薪酬（Salary）、面值市值比（BM）、市凈率（PB）、經(jīng)營現(xiàn)金流（OCF）、應(yīng)收賬款（Arr）、管理層持股（Mngmhldn）、上市年限（Age）。具體的定義與說明詳見表1。

4. 機(jī)制變量

為檢驗治理效應(yīng)、資源效應(yīng)和媒體監(jiān)督的機(jī)制作用，本文選取內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）、融資約束（SA）和媒體關(guān)注（Media）作為中間變量進(jìn)行機(jī)制檢驗。首先，參考已有文獻(xiàn)做法［27］，選取深圳迪博大數(shù)據(jù)研究中心發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)，并將其作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，且數(shù)值越大，內(nèi)部控制質(zhì)量越高。其次，選取SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度。相較于其他衡量指標(biāo)，SA指數(shù)可以更好避免內(nèi)生性問題。SA指數(shù)為負(fù)值，其絕對值越大，融資約束越嚴(yán)重，具體計算方法如下：

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age

其中Size為民營企業(yè)資產(chǎn)對數(shù)，Age為企業(yè)成立時間。最后，參考羅進(jìn)輝等的做法［28］，選取一年中媒體報道內(nèi)容出現(xiàn)該上市公司的新聞總數(shù)加1后的自然對數(shù)來衡量媒體關(guān)注度，數(shù)值越大，說明該公司媒體報道數(shù)量越多，媒體關(guān)注度越高。

以上所有變量具體定義詳見表1。

（三） 模型設(shè)定

為檢驗國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建了面板回歸模型，同時控制了行業(yè)和時間固定效應(yīng)，并采用企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整異方差影響，具體模型如下：

Qualityit=α0+β1Stateit+γ∑Controlsit+σi+λt+εit（1）

其中Qualityit為被解釋變量，表示民營企業(yè)信息披露質(zhì)量；Stateit為核心解釋變量，表示民營企業(yè)中國資參股情況，分別從是否有國有股東（Statedum）、國有股東持股比例（Statera）以及國有股權(quán)制衡度（Stateba）三個維度進(jìn)行刻畫，State的系數(shù)β1為評估國資參股影響的主要參數(shù)指標(biāo)；Controls表示控制變量；σi為行業(yè)固定效應(yīng)，λt為時間固定效應(yīng)，εit為殘差項。

（四） 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，信息披露質(zhì)量（Quality）的平均值為2.964，表明整體而言我國民營企業(yè)信息披露情況比較良好；Statedum、Statera和Stateba的均值分別為0.437、3.464和0.229，表明含有國有資本的民營企業(yè)偏少，且其中國有資本占比較低；第一大股東股權(quán)集中度（Top1）均值為31.473，標(biāo)準(zhǔn)差為13.436，管理層持股比例（Mngmhldn）均值為21.488，標(biāo)準(zhǔn)差為21.606，表明民營企業(yè)中代理問題可能比較嚴(yán)重，且不同公司之間波動較大，說明民營企業(yè)之間存在明顯的內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異（限于篇幅，描述性統(tǒng)計結(jié)果留存?zhèn)渌鳎?/p>

五、 實證分析

（一） 基準(zhǔn)回歸

表2為模型（1）的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）至列（3）顯示，在沒有添加控制變量時，Statedum、Statera和Stateba系數(shù)分別在1%、10%、10%的水平上顯著為正，說明國有參股可以顯著提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量，且國有股份占比越高，信息披露質(zhì)量越高。列（4）至列（6）顯示，添加控制變量后，核心解釋變量系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步證明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。這說明國資參股通過改變民營企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)以及與市場其他主體的信息交互，可以降低其違規(guī)動機(jī)，對民營企業(yè)信息披露行為產(chǎn)生積極影響，研究假說1成立。

（二） 穩(wěn)健性檢驗

1. 多期雙重差分法

雙重差分法可以用來評估政策實施效果，且在很大程度上可以克服內(nèi)生性問題。鑒于不同民營企業(yè)引入國有資本的時間點各異，采用單一的時間節(jié)點可能無法準(zhǔn)確捕捉所有企業(yè)的情況，因此，參考王永欽和薛笑陽的研究［29］，本文采用多時期DID方法，以更精細(xì)地評估政策影響，驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，構(gòu)建模型如下：

Qualityit=α1+β2Afterit+γ1∑Controlsit+σi+λt+εit（2）

其中Afterit為政策虛擬變量，若民營企業(yè)i在第t年已有國資入股，則賦值為1，否則賦值為0，其他變量說明同模型（1）。

（1） 多期雙重差分回歸結(jié)果

表3為模型（2）的回歸結(jié)果。在不加控制變量時，After的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明國資入股的混改政策實施后，民營企業(yè)信息披露質(zhì)量得到顯著改善；逐步添加控制變量后，正相關(guān)關(guān)系依然穩(wěn)定且系數(shù)估計結(jié)果保持在1%的顯著性水平，這證實了研究結(jié)論的穩(wěn)健性，因此，研究假說1依然成立。

實際上，國資參股民營企業(yè)的大規(guī)?；旄陌l(fā)揮了正外部性作用，在政策的支持和國企的幫扶下，民營企業(yè)可以獲得更多的市場積極反饋，融資環(huán)境得到改善，信譽水平得到提高，從而降低了融資成本，抑制了違規(guī)動機(jī)；同時國有股東帶來的內(nèi)外監(jiān)督效應(yīng)使得民營企業(yè)信息披露造假的潛在成本升高，此時民營企業(yè)更傾向于進(jìn)行真實的信息披露，從而使得信息披露質(zhì)量上升。

（2） 平行趨勢檢驗

多期雙重差分模型要求處理組和控制組之間滿足平行趨勢假設(shè)，為此本文進(jìn)行了平行趨勢檢驗，圖2為平行趨勢檢驗圖。從圖2可見，在國資參股政策實施之前，估計系數(shù)在0附近波動，表明處理組和控制組之間差異不明顯；然而，在政策時點當(dāng)期及以后，估計系數(shù)快速上升，與政策實施之前有明顯差異。因此，樣本通過了多期雙重差分估計所需的平行趨勢檢驗，即國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升有持續(xù)正效應(yīng)，因此，采用多期DID模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

（3） 安慰劑檢驗

為進(jìn)一步檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性，排除遺漏不可觀測因素這一潛在問題對回歸結(jié)果的干擾，本文基于多期雙重差分基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗，隨機(jī)抽取8203個樣本作為“偽處理組”，并在此基礎(chǔ)上再次進(jìn)行回歸以得到“偽估計系數(shù)”，將抽樣和回歸過程重復(fù)1000次。圖3和圖4分別顯示了After的系數(shù)-核密度分布圖和系數(shù)-p值散點圖。從中可見，虛構(gòu)處理組后After回歸系數(shù)集中在0附近，服從正態(tài)分布，且遠(yuǎn)小于基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)，此外p值絕大多數(shù)在0.1以上，在10%的水平上不顯著。這表明結(jié)果符合安慰劑檢驗預(yù)期，證明了多期雙重差分模型的可靠性，核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

2. 工具變量法

由于信息披露質(zhì)量良好的企業(yè)本身經(jīng)營狀況較好，更有可能吸引國有資本參股，從而可能產(chǎn)生互為因果的內(nèi)生性問題。因此參考Fan等的做法［30］，本文選取第一次鴉片戰(zhàn)爭至新中國成立之前民營企業(yè)所在地區(qū)是否為租界（Territo_Rie）作為國資參股的工具變量，若是則賦值為1，否則賦值為0。具體而言，由于對外開放較早，租界地區(qū)市場化程度較高，市場機(jī)制比較完善，從而民營企業(yè)引入國有資本來尋求保護(hù)和獲取資源的動機(jī)較弱，因此該變量與國資參股變量反相關(guān)，符合相關(guān)性原則。同時，開放為租界是歷史問題，不會對民營上市公司信息披露質(zhì)量產(chǎn)生直接影響，符合外生性原則。在此基礎(chǔ)上，使用工具變量法和兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸。

回歸結(jié)果見表4中列（1）至列（6），第一階段Territo_Rie對解釋變量回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明曾作為租界的地區(qū)國資參股民營企業(yè)的水平較低；同時第一階段F值分別為38.99、64.13和41.29，均顯著大于經(jīng)驗值10，拒絕了弱工具變量假設(shè)；KleibergenPaap rk LM值分別為39.46、64.76和41.80，均在1%的水平上顯著，拒絕了不可識別假設(shè)。第二階段控制內(nèi)生性之后，估計結(jié)果均顯著為負(fù)，證明了核心解釋變量和被解釋變量顯著正相關(guān)，因此本文研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

3. Heckman兩階段法

考慮到國有資本在進(jìn)行投資決策時，可能會傾向于投資那些信息披露質(zhì)量更高、財務(wù)操縱風(fēng)險更小的民營企業(yè)，因此無法觀測到此舉措對其他民營企業(yè)的影響，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。為克服潛在的樣本選擇偏誤，參照余漢等的研究［6］，使用Heckman兩階段法進(jìn)行檢驗，建立如下Probit模型：

Stateit=α2+β3Rgmit+γ2∑Controlsit+σi+λt+εit（3）

其中Rgm為民營企業(yè)所在地區(qū)制度環(huán)境，以政府與市場關(guān)系指數(shù)來度量，該指數(shù)越高，表明該地區(qū)制度環(huán)境越好，其余變量釋義同模型（1）。通過第一階段回歸可以得出逆米爾斯比率（IMR），將其代入第二階段國資參股影響民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的回歸模型中，檢驗結(jié)果如表4中列（7）至列（12）所示。第一階段回歸結(jié)果顯示，Rgm系數(shù)顯著為負(fù)，即地方政府干預(yù)會提高民營企業(yè)引入國有資本動機(jī)。第二階段回歸結(jié)果顯示，加入IMR之后核心解釋變量仍顯著為正，這意味著即使在考慮了樣本選擇偏誤的情況下，國有參股也的確能改善民營企業(yè)信息披露質(zhì)量，因此基準(zhǔn)回歸的結(jié)論依然穩(wěn)健。

4. 替換解釋變量與被解釋變量

參考郝陽和龔六堂的做法［8］，將國有參股程度的啞變量（Soe1）和國有股東對前十大股東制衡度（Soe2）作為解釋變量的代理變量。具體而言，當(dāng)民營企業(yè)前十大股東中國有股東持股總比例大于10%時，Soe1取1，否則取0；Soe2為民營企業(yè)前十大股東中國有股東股份比例與民營企業(yè)前十大股東股份的比值。表5中列（1）、列（2）為替換解釋變量后的估計結(jié)果，可以看出回歸系數(shù)皆顯著為正，即民營企業(yè)中國資參股水平越高、國有股東制衡度越高，向市場傳遞的積極信號帶來的反饋也就越好，民營企業(yè)信息披露質(zhì)量也就越高。

此外，參考馬黎珺等的做法［31］，選取修正的瓊斯模型計算出的操縱性應(yīng)計利潤的絕對值（absDA）作為被解釋變量的代理變量，該值越大，盈余管理空間也就越大，信息披露質(zhì)量越差。為避免多重共線性問題，本文將控制變量Roa調(diào)整為流動比率LR。表5中列（3）至列（5）為替換被解釋變量后的估計結(jié)果，可見核心解釋變量均顯著為負(fù)，即國資參股抑制了民營企業(yè)的盈余管理行為，提高了信息披露真實性，研究假說1再次得到驗證。

5. 調(diào)整樣本區(qū)間

由于2020年及之后我國資本市場不同程度受到新冠疫情的影響，樣本數(shù)據(jù)中可能出現(xiàn)異常值，從而影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。因此本文更改樣本區(qū)間，將樣本時間窗口縮短至2010—2019年，重新進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，回歸結(jié)果見表5中列（6）至列（8）。此時核心解釋變量的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)大小與主基準(zhǔn)回歸差異較小，表明核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

（三） 機(jī)制檢驗

參考胡潔等的研究［32］，本文通過構(gòu)建如下模型檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量、融資約束和媒體關(guān)注在邏輯主線中的作用機(jī)制，其中，Mit表示機(jī)制變量。

Mit=α3+β4Stateit+γ3∑Controlsit+σi+λt+εit（4）

Qualityit=α4+β5Mit+γ4∑Controlsit+σi+λt+εit（5）

1. 基于內(nèi)部控制質(zhì)量的機(jī)制檢驗

表6中列（1）至列（4）為內(nèi)部控制質(zhì)量的機(jī)制檢驗結(jié)果，前3列顯示核心解釋變量與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著正相關(guān)，表明國有參股可以提高民營企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，且隨著參股比例和制衡度的提高，內(nèi)控質(zhì)量也相應(yīng)提高。列（4）結(jié)果顯示，內(nèi)部控制質(zhì)量的改善可以顯著提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量，因此研究假說2得到證實。這意味著，國有資本參股不僅在表面上改變了民營企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，還可以通過對管理層和控股股東權(quán)力的制約、行為的監(jiān)督，發(fā)揮治理作用，提高內(nèi)部控制的有效性，減少違規(guī)行為和信息不對稱，對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生積極的深遠(yuǎn)影響。

2. 基于融資約束的機(jī)制檢驗

如表6中列（5）至列（8）所示，核心解釋變量中Statedum和Statera與融資約束顯著正相關(guān)，Stateba與融資約束正相關(guān)但不顯著，融資約束與信息披露質(zhì)量在1%的水平上顯著為正。這說明國有股權(quán)作為重要的政治關(guān)聯(lián)渠道，可以發(fā)揮資源效應(yīng)，緩解民營企業(yè)的融資約束，從而提高其信息披露質(zhì)量，因此研究假說3得到證實。但是，隨著國有股東制衡度的提高，這種積極作用不再顯著，可能是因為過于集中的國有股權(quán)會帶來一系列代理問題，從而削弱民營企業(yè)混合所有制改革的效果。

3. 基于媒體關(guān)注的機(jī)制檢驗

媒體關(guān)注的機(jī)制檢驗結(jié)果見表6中列（9）至列（12），其中核心解釋變量對媒體關(guān)注的回歸系數(shù)分別在1%、1%和10%的水平上顯著為正，表明國資參股會顯著提高媒體關(guān)注度，且逆向混改程度越高，媒體關(guān)注度越高；列（12）表明媒體關(guān)注與民營企業(yè)信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，研究假說4得到證實。這意味著，國資參股民營企業(yè)會吸引媒體進(jìn)行跟蹤和報道，為民營企業(yè)帶來了輿論壓力和更有效的外部監(jiān)督機(jī)制，進(jìn)一步對內(nèi)部治理產(chǎn)生積極影響，抑制管理層虛假披露動機(jī)；同時媒體關(guān)注與報道也可以降低企業(yè)與其他主體之間的信息不對稱，市場收到積極信號后會給予更多良好反饋，這有助于改善民營企業(yè)的生存環(huán)境，因此民營企業(yè)會更愿意進(jìn)行高質(zhì)量的信息披露。

（四） 異質(zhì)性檢驗

1. 基于市場化水平的異質(zhì)性

本文參考李秉成等的做法［33］，選用中國各省份的市場化指數(shù)（INS）作為市場化水平的代理變量，通過計算得到市場化指數(shù)中位數(shù)為10.123，將大于中位數(shù)的樣本作為高市場化水平組，其余為低市場化水平組。表7中回歸結(jié)果顯示，國資參股顯著提高了高市場化水平地區(qū)民營企業(yè)的信息披露質(zhì)量，研究假說1再次得到證實。進(jìn)一步通過Chow檢驗發(fā)現(xiàn)，高市場化水平地區(qū)與低市場化水平地區(qū)存在顯著的組間系數(shù)差異，且顯著性水平為1%。這說明高市場化水平的地區(qū)，民營企業(yè)引入國有股東帶來的影響更強(qiáng)烈、市場反應(yīng)更敏感，對信息披露質(zhì)量的積極作用更強(qiáng)。研究假說5得到證實。

2. 基于代理問題的異質(zhì)性

本文通過代理成本來刻畫民營企業(yè)的代理問題，高代理成本往往意味著較嚴(yán)重的代理問題。參考翟光宇等的研究［34］，本文選取管理費用率（管理費用/營業(yè)收入）和大股東資金占用率（其他應(yīng)收款/總資產(chǎn)）分別來衡量民營企業(yè)第一類和第二類代理成本，并根據(jù)其中位數(shù)進(jìn)行樣本分組，分組估計結(jié)果如表8所示。在代理成本更高的民營企業(yè)中，國有參股提高信息披露質(zhì)量的作用更顯著。進(jìn)一步的Chow檢驗發(fā)現(xiàn)，無論是第一類還是第二類代理成本，高成本組和低成本組在1%的水平上存在顯著的組間系數(shù)差異。這是因為過于集中的決策權(quán)增加了管理層和大股東的自利動機(jī)，使其更可能通過虛假信息披露掩蓋不當(dāng)行為，而國有股東可以對其形成制約和監(jiān)督作用，削弱其控制權(quán)，緩解民營企業(yè)的代理問題，從而信息披露的真實性得到提高。研究假說6得到證實。

（五） 進(jìn)一步分析

1. 國資參股、信息披露與投資者信心

投資者信心是提振資本市場、促進(jìn)其繁榮和發(fā)展的重要動力，由信號傳遞機(jī)制可知，國有股東的加入可能通過提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量從而影響投資者信心。一方面，良好的信息披露行為緩解了信息不對稱問題，意味著企業(yè)有良好的經(jīng)營狀況、較高的決策效率和較完善的治理機(jī)制，投資者發(fā)生意外損失的可能性相對較小，更有概率獲得穩(wěn)定回報，因此企業(yè)的“自信”會提高投資者的信心［35］。另一方面，國資入駐帶來的政治關(guān)聯(lián)和隱性擔(dān)保提高了民營企業(yè)的聲譽和市場地位，出于對“國有”的關(guān)注和信任，實施混改的民營企業(yè)可能對投資者來說吸引力更強(qiáng)，從而市場情緒更加積極。

為此，本文參考雷光勇等的做法［35］，選取主營業(yè)務(wù)收入增長率（Sales）、市凈率（YrPB）和機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）作為投資者信心的代理變量，利用主成分分析法構(gòu)建投資者信心指數(shù)（IC）；構(gòu)建國資參股與信息披露質(zhì)量的交互項“Statedum_Quality”“Statera_Quality”和“Stateba_Quality”對投資者信心（IC）進(jìn)行回歸，同時為了避免多重共線性問題，在原控制變量中去掉了市凈率（PB），結(jié)果如表9所示。可見，國資參股可以顯著提高投資者信心，且國有股東占比越高、國有股東股權(quán)制衡度越大，投資者信心就越強(qiáng)，進(jìn)一步佐證了民營企業(yè)混合所有制改革對資本市場的提振效應(yīng)。

2. 國資參股、信息披露與企業(yè)價值

國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的積極影響也可能作用于企業(yè)價值。基于自愿信息披露理論，企業(yè)的自愿信息披露行為可以加強(qiáng)與投資者之間的信息交互，降低投資者對于企業(yè)經(jīng)營狀況和前景的擔(dān)憂，有利于吸引投資和對企業(yè)價值展開客觀評價，從而可以有效避免股票價格被低估，促進(jìn)股價穩(wěn)定。同時國有資本入駐一定程度上為民營企業(yè)未來發(fā)展做了“背書”，提高了民營企業(yè)的信用水平，企業(yè)估值也相應(yīng)提高。

本文使用托賓Q值（TobinQ）來作為民營企業(yè)價值的代理變量，同樣使用國資參股和信息披露質(zhì)量的交互項對企業(yè)價值進(jìn)行回歸，考慮到企業(yè)價值的影響因素，在回歸模型中增加了部分控制變量：長期資本收益率（LRC），以總收益與長期資本之比來衡量；流動比率（LR），以流動資產(chǎn)與流動負(fù)債之比來衡量?；貧w結(jié)果如表9中列（4）至列（6）所示，解釋變量均在1%的水平上顯著為正，表明國資參股可以顯著提升企業(yè)價值，且國資參股程度越高、國有股東制衡度越高，對企業(yè)價值提升作用越大，這也進(jìn)一步證明了國資參股民營企業(yè)的積極經(jīng)濟(jì)后果。

六、 結(jié)論性評述

基于2010—2022年滬深A(yù)股民營公司數(shù)據(jù)，本文綜合運用面板模型和多期DID模型評估了國資參股對民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量、降低融資約束以及吸引更多媒體關(guān)注，國資參股會提高民營企業(yè)信息披露質(zhì)量。這表明混合所有制改革不僅僅是表面的交叉持股，還會通過發(fā)揮治理效應(yīng)、拓展資源獲得渠道、提高信息傳遞效率、建立更有效的外部監(jiān)督機(jī)制來引起市場參與者之間的連鎖反應(yīng)，引導(dǎo)民營企業(yè)良性發(fā)展，從而激發(fā)資本市場活力。

（2）異質(zhì)性檢驗表明，國資參股對于民營企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升作用在高市場化水平地區(qū)、代理問題更嚴(yán)重企業(yè)中更顯著。這進(jìn)一步證明了信息披露質(zhì)量會受到外部環(huán)境和內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的影響，從而為宏觀調(diào)控和微觀企業(yè)治理提供了實證支持。

（3）進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)，國資參股不僅可以提高民營企業(yè)的信息披露質(zhì)量，還能通過暢通民營企業(yè)和市場的信息交流渠道、傳遞積極信號、提升民營企業(yè)聲譽和信用水平，從而穩(wěn)定股價和提高資源配置效率，進(jìn)一步提高投資者信心和民營企業(yè)的企業(yè)價值。這證明了國資參股對民營企業(yè)和資本市場帶來積極經(jīng)濟(jì)后果，為深入推進(jìn)民營企業(yè)混合所有制改革提供了經(jīng)驗證據(jù)。

據(jù)此，為了深入推進(jìn)國有資本入股民營企業(yè)、混合所有制改革政策優(yōu)化落實和提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，本文提出以下建議：

（1）對民營企業(yè)而言，應(yīng)該積極參與混合所有制改革，促進(jìn)自身發(fā)展，并以此為契機(jī)，及時提升信息披露質(zhì)量。在國有股東的參與下，民營企業(yè)要充分利用其帶來的融資、政治和隱形資源，并在其監(jiān)督下建立恰當(dāng)?shù)臋?quán)力分配結(jié)構(gòu)，提高公司治理水平和企業(yè)價值，改善經(jīng)營狀況，促進(jìn)企業(yè)健康發(fā)展。同時，企業(yè)高層要樹立企業(yè)責(zé)任和社會責(zé)任意識，正視媒體等監(jiān)督主體的監(jiān)督行為，不為短期和個人私利進(jìn)行違規(guī)信息披露，維護(hù)企業(yè)良好信譽和形象，提高投資者信心和企業(yè)價值，促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

（2）對于媒體而言，應(yīng)該加強(qiáng)對民營企業(yè)引入國有資本效果的關(guān)注和跟蹤報道，確保民營企業(yè)混改政策得到妥善落實。媒體應(yīng)該提高對市場風(fēng)向的敏感性，做好合格的市場信息“郵遞員”；合理利用手中和網(wǎng)絡(luò)上的“筆”，合理揮動輿論這支“劍”，發(fā)揮對民營企業(yè)的正向引導(dǎo)作用，激勵民營企業(yè)提高自身信譽水平。監(jiān)管部門和其他監(jiān)督主體應(yīng)該明確企業(yè)的信息披露責(zé)任，培育底線意識，建立起與民營企業(yè)混合所有制改革和信息披露相適應(yīng)的監(jiān)管機(jī)制，進(jìn)一步改善我國資本市場環(huán)境。

（3）對于政府部門而言，在接下來的混合所有制改革中，應(yīng)該進(jìn)一步引導(dǎo)企業(yè)之間的合作與對話，優(yōu)化民營企業(yè)中的國有資本配置；同時，國有股東應(yīng)該積極發(fā)揮其資源效應(yīng)，充分拓寬民營企業(yè)融資渠道，降低其融資約束；充分發(fā)揮其監(jiān)督效應(yīng)，對非國有大股東和管理層的行為進(jìn)行監(jiān)管，降低民營企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險和違規(guī)動機(jī)；此外，政府部門應(yīng)該做到因地制宜、統(tǒng)籌兼顧，積極完善民營企業(yè)所在市場環(huán)境和相關(guān)規(guī)則制度，提高投資者和企業(yè)的市場反應(yīng)能力，對民營企業(yè)信息披露行為進(jìn)行約束，以形成有效的信息傳遞市場機(jī)制。

參考文獻(xiàn)：

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［責(zé)任編輯：高 婷］

Can Stateowned Capital Participation Affect the Quality of Information Disclosure in Private Enterprises？

QIN Hailin， CHEN Miao

（School of Economics and Management， Tiangong University， Tianjin， 3300389， China）

Abstract： Using Ashare private companies"in Shanghai and Shenzhen from 2010 to 2022 as research samples， a panel model was used to examine the impact of stateowned capital participation on the quality of information disclosure of private enterprises， and robustness tests were conducted using methods such as DifferencesinDifference with multiple time periods. Research has found that stateowned capital participation can improve the quality of information disclosure in private enterprises by improving internal control quality， alleviating financing constraints and increasing media attention; At the same time， this promoting effect is more significant in areas with high levels of marketization and private enterprises with more severe agency problems; Further research has found that on the basis of improving the quality of information disclosure in private enterprises， stateowned equity participation would also have a positive impact on investor confidence and corporate value. This study provides empirical evidence for further improving the quality of information disclosure in private enterprises， as well as decisionmaking references for government macroeconomic regulation and the healthy development of private enterprises.

Key Words： private enterprise; stateowned capital participation; quality of information disclosure; internal control quality; financing constraints; media attention

［作者簡介］秦海林（1976— ），男，四川南充人，天津工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，碩士生導(dǎo)師，博士，主要研究方向為公司金融、財富管理與體制改革，郵箱：w1976x@163.com；陳苗（1998— ），女，河南濮陽人，天津工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士生，主要研究方向為公司金融與體制改革。