何冰清

青海民族大學(xué),青海 西寧 810000

0 引言

黨的十八屆三中全會(huì)上把國企改革的大方向定位在混合所有制改革,為了將國企進(jìn)一步市場化、效益化和全球化,國家不斷出臺(tái)政策文件引導(dǎo)改革的推進(jìn)。2015年提出企業(yè)應(yīng)分類別按不同層級開展國有企業(yè)混合所有制改革;2016年政策文件從源頭針對改革給出建議,即選擇適宜改革的試點(diǎn)企業(yè)并針對推行員工持股的各項(xiàng)工作給出意見;2017年提出培育世界一流企業(yè)的目標(biāo),同年,國資委對參與混改企業(yè)數(shù)量和企業(yè)層級提出相關(guān)要求;2019年針對中央企業(yè)的改革具體措施給出操作指引,強(qiáng)調(diào)市場化在改革中發(fā)揮的作用,推進(jìn)企業(yè)機(jī)制改革;2020年《國企改革三年行動(dòng)方案》寫入政府工作報(bào)告,企業(yè)改革主基調(diào)從“推進(jìn)”“加快”到“提升成效”;2021年提出以70%為三年行動(dòng)方案實(shí)現(xiàn)目標(biāo),攻堅(jiān)與突破重點(diǎn)改革領(lǐng)域以進(jìn)一步激發(fā)市場主體活力。一系列政策意見的出臺(tái)標(biāo)志著國家對企業(yè)改革的重視,混合所有制改革作為目前企業(yè)改革重要突破口,要實(shí)現(xiàn)真正意義上的“改”而不是“混”。一方面意味著混合所有制改革實(shí)質(zhì)性進(jìn)展的取得,另一方面也標(biāo)志著國企改革步入“深水區(qū)”。

20世紀(jì)90年代由于我國國企改革借鑒歐美治理框架神似而形未至,大量一股獨(dú)大的國有控股上市公司產(chǎn)生了較多治理問題,并且導(dǎo)致企業(yè)績效的降低[1]。為了將本輪的國企改革與20世紀(jì)90年代的國企改革相區(qū)別,有學(xué)者提出了“二次混改”的概念[2],旨在進(jìn)一步推進(jìn)混合所有制改革,發(fā)揮其優(yōu)勢和作用。簡單的股權(quán)變動(dòng)并不會(huì)影響企業(yè)控制權(quán)的變動(dòng),也難以對公司治理產(chǎn)生重大變革,所以簡單的股權(quán)混合難以代表“二次混改”,因其強(qiáng)調(diào)的是新時(shí)期混合所有制改革的進(jìn)一步深化。

基于此,本文借鑒李小斌[3]對“二次混改”的定義,即控股股東持股比例由50%以上變?yōu)樾∮?0%視為發(fā)生了“二次混改”,將2008—2021年中國競爭性國有企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究對象,實(shí)證分析“二次混改”背景下控股股東退位對企業(yè)績效的影響。將“二次混改”控股股東發(fā)生退位作為差分估計(jì)量,在動(dòng)態(tài)視角下考察公司的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)變化對績效的影響,運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究。

1 假設(shè)提出

近年來,學(xué)者們越來越關(guān)注股權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效兩者之間的關(guān)系[4]。大部分學(xué)者認(rèn)為混合所有制改革可以提高企業(yè)績效。Morck et al.[5]認(rèn)為公司股權(quán)越集中,大股東越有機(jī)會(huì)對公司利益進(jìn)行操縱,從而損害企業(yè)價(jià)值。Bennedsen et al.[6]的研究表明,如果一個(gè)企業(yè)存在多個(gè)股東時(shí),企業(yè)控制人對企業(yè)資金的使用則需要全部股東一致同意。而企業(yè)股東越多,達(dá)到一致性的困難就越大,資金偏離需求的可能性便越小。與單一股東控制企業(yè)相比,資金使用效率會(huì)有較大提升。周觀平 等[7]利用我國A股上市公司股權(quán)信息方面的資料證實(shí)混合所有制改革會(huì)顯著提高國有企業(yè)績效。并且,也有部分研究發(fā)現(xiàn)單純引入民營資本的產(chǎn)權(quán)改革,股權(quán)層面的簡單混合和行政壟斷行業(yè)混合所有制股權(quán)集中度不能顯著改善其財(cái)務(wù)效益狀況,與企業(yè)績效之間沒有顯著相關(guān)關(guān)系[8]。盡管劉誠達(dá)[9]驗(yàn)證了通過“混改”,大部分國企的績效得到提高,但對于較大規(guī)模國企的績效,提高股權(quán)集中度和制衡度會(huì)抑制其提升。由于本文定義“二次混改”是混改的進(jìn)一步深化,表現(xiàn)了進(jìn)一步弱化企業(yè)的股權(quán)集中度?；诖?本文提出如下假設(shè)。

H1:“二次混改”背景下控股股東退位會(huì)提升企業(yè)績效。

同時(shí),不同控制層級的國企也有不同的影響。作為國家主要經(jīng)濟(jì)命脈的央企是中央直屬企業(yè),由國資委管理,是國家民生、安全和戰(zhàn)略發(fā)展的支柱,其發(fā)展受宏觀調(diào)控,相比之下,地方國企更多地為當(dāng)?shù)鼐用穹?wù),出資人是地方各級政府,他們更關(guān)注本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,因此,受外部的影響也更小。倪宣明 等[10]基于1998—2007年的制造業(yè)國有控股企業(yè)數(shù)據(jù),指出地方國企混改的效果優(yōu)于央企。包群 等[11]也證明相對于央企統(tǒng)計(jì)層面的不顯著,國企改革對地方國企績效有顯著促進(jìn)作用。因此,本文提出如下假設(shè)。

H2:相較于央企,地方國企“二次混改”下控股股東退位對企業(yè)績效提升具有顯著作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文將“二次混改”背景下的控股股東退位定義為國有上市企業(yè)控股股東的持股比例從50%以上降到50%以下的過程,探討前后變化對企業(yè)績效的影響。由于壟斷性國有企業(yè)更受國家政策影響,所以本文以將2008—2021年上市A股中的競爭性國有企業(yè)的數(shù)據(jù)為研究樣本?；谧C監(jiān)會(huì)發(fā)布的2012上市公司行業(yè)分類指引,剔除壟斷性行業(yè)(行業(yè)代碼為 B 大類、C25、C31、C32與D大類),其余行業(yè)為競爭性行業(yè)。并對樣本作以下處理:剔除銀行、保險(xiǎn)等金融類國企;剔除PT、ST類國企;刪除記錄的連續(xù)年份小于等于4年的企業(yè)。結(jié)合CSMAR 數(shù)據(jù)庫和企業(yè)年報(bào)數(shù)據(jù)匹配,最終獲得153家企業(yè)1 910個(gè)觀測值,其中企業(yè)控股股東83家發(fā)生退位,70家控股股東未發(fā)生退位。

2.2 變量選取與定義

1)被解釋變量。本文借鑒李向榮 等[12]選用YROA來衡量企業(yè)績效。YROA代表企業(yè)全部資產(chǎn)的獲利能力和投入產(chǎn)出狀況,能夠直接反映企業(yè)的經(jīng)營盈利效果。

2)解釋變量。本文以虛擬變量國有企業(yè)控股股東是否退位作為差分估計(jì)量。

3)調(diào)節(jié)變量和控制變量。具體變量的選取和定義見表1。

表1 變量選取及定義

2.3 模型構(gòu)建

由于不同企業(yè)混改的時(shí)間點(diǎn)并不一致,導(dǎo)致無法設(shè)置一個(gè)統(tǒng)一的政策時(shí)點(diǎn)。本文參考倪宣明 等[10]的處理方式,通過構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究,本文針對H1的回歸模型設(shè)定如下。

YROA=β0+β1XRocs+γ+δ+α0Control+ε

(1)

式中:γ和δ分別代表年份和企業(yè)個(gè)體的固定效應(yīng);XRocs為差分估計(jì)量,表示企業(yè)i在t年控股股東持股比例降低到小于50%,則視為該企業(yè)進(jìn)行了“二次混改”,那么企業(yè)i在t年及以后Rocsit取1,否則取0;β1為待估計(jì)系數(shù),如果其顯著大于0,表示“二次混改”有助于企業(yè)提升企業(yè)績效,否則抑制。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可知,YROA最小值為-0.448,最大值為0.358,公司間差異還是比較大,并且均值為0.045 7,表明整體國企盈利能力還是處于較低的水平。營業(yè)利潤增長率和凈利潤現(xiàn)金含量的最小值和最大值分別為-152.179和1 261.247及-316.445和677.016,差距非常大,可看出各企業(yè)在這2個(gè)方面差異較大。

3.2 實(shí)證結(jié)果分析

實(shí)證結(jié)果見表3。

表3 實(shí)證結(jié)果

本部分展示的是針對H1運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型的參數(shù)結(jié)果。列(1)為不加控制變量,僅僅控制時(shí)間和個(gè)體效應(yīng),XRocs在1%的顯著水平上為正。列(2)加入控制變量有形資產(chǎn)負(fù)債率,總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率,每股收益,市值有形資產(chǎn)比,營業(yè)利潤增長率,凈利潤現(xiàn)金含量,Z指數(shù)和企業(yè)規(guī)模后,雖然系數(shù)從0.016降為0.010,但XRocs仍然在1%的顯著水平上為正,初步驗(yàn)證了H1。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過以下方式檢驗(yàn)二次混改控股股東退位對績效影響的穩(wěn)健性。

3.3.1 平行趨勢檢驗(yàn)

平行趨勢是評價(jià)政策沖擊的先決條件,其評價(jià)機(jī)制是實(shí)驗(yàn)組與控制組的績效趨勢在政策沖擊前沒有顯著差異,在政策沖擊后有顯著性差異。本文以控股股東發(fā)生退位為基準(zhǔn)時(shí)間0,分別在前6期、后4期的設(shè)定下進(jìn)行檢驗(yàn),其中-6表示政策沖擊前6及6年以前,4表示政策沖擊后4及4年以后。由于多重共線性的影響,本文剔除了前第1期。檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。從圖1可以看出前6期,這5條虛線都通過了0軸,表明政策沖擊前,2組績效趨勢沒有顯著差異,而在基準(zhǔn)時(shí)間后1～3期,受到政策沖擊后,與0軸無交點(diǎn),表明2組在該政策沖擊后YROA具有顯著差異,通過了平行趨勢檢驗(yàn)。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

3.3.2 考慮滯后影響的檢驗(yàn)

本文采用滯后被解釋變量的方式進(jìn)行檢驗(yàn)(見表4)。列(2)、(4)、(6)為加入控制變量后。列(1)、(2)為滯后1期的回歸結(jié)果,在1%水平上顯著,列(3)、(4)為滯后2期的回歸結(jié)果,不加控制變量回歸在5%的水平上顯著,加入控制變量在10%水平上顯著。列(5)～(6)是績效滯后3期的回歸結(jié)果,核心變量不顯著。這表明控股股東退位對企業(yè)績效的影響具有2期滯后效應(yīng)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

本部分展示的是針對H2的實(shí)證檢驗(yàn)。由表5可知,地方國企中控股股東退位能在1%的顯著水平上提高企業(yè)績效,而央企則不顯著。驗(yàn)證了本文的H2,相較于央企,地方國有企業(yè)“二次混改”控股股東退位提高企業(yè)績效更為顯著。

表5 異質(zhì)性分析

4 結(jié)束語

本文將2008—2021年上市A 股中的競爭性國有企業(yè)的數(shù)據(jù)為研究樣本,將“二次混改”背景下的控股股東退位定義為國有上市企業(yè)控股股東的持股比例從50%以上降至50%以下的過程,探討前后變化對企業(yè)績效的影響。從前面的研究可以得出如下結(jié)論:“二次混改”背景下的控股股東退位會(huì)提升企業(yè)績效,并且相較于央企,地方國有企業(yè)績效提升更為顯著。以此可以針對現(xiàn)有的一些一股獨(dú)大的國有企業(yè),積極引入戰(zhàn)略投資者、社會(huì)資本和推進(jìn)員工持股等,進(jìn)一步降低國有股占比,有利于企業(yè)績效的提升。

本文存在以下局限性。第一,由于本文控制組的國有企業(yè)是控股股東持股比例一直大于或等于50%的企業(yè),其中存在部分持股比例一直不變的情況,所以未來的研究可以更精確地比較國企簡單的股權(quán)混合和混合深化的“二次混改”兩者的政策效果差異。第二,本文初步探究了不同企業(yè)層級關(guān)于控股股東退位對企業(yè)績效的影響,未來可以進(jìn)一步研究某些具體因素影響控股股東退位影響績效的作用機(jī)制。