混改背景下國有資本持股企業最優股權的測度
——基于PSTR模型的實證研究

楊松令，孫大衛，劉亭立

（北京工業大學 經濟與管理學院，北京 100124）

一、前言

國資國企改革一直是牽動我國經濟發展全局的一項重要經濟舉措，國有企業發展的狀況和國有企業創值能力的提升，不只影響企業及其利益相關者，也對我國整體經濟發展有重要影響。混合所有制的命題早在我國20世紀80年代中后期開始被提出并研究。薛暮橋（1987）在討論我國經濟體制改革過程中的不同性質企業合資經營問題時，曾對混合所有制的概念進行了論述。對于國有企業發展過程中的低效和制度優勢體現不足等問題，學術界普遍認為，國有企業積極發展混合所有制可以通過發揮不同所有制的制度優勢以彌補國有企業失靈，這也是混合所有制存在的重要原因。近年來，隨著我國對國資國企改革的不斷推進，學術界對這一問題的相關研究體現出更強的實效性，更注重研究成果對企業運行的實際指導意義。如張輝等（2016）通過構建雙重差分模型分析了混合所有制改革對政策性負擔的影響，并在此基礎上討論了混改及政策性負擔對企業績效的效應。然而，現階段，在國有持股企業管理運營過程中如何科學有效地推進混合所有制改革問題上，還存在著一些不容忽視的問題。

一方面，從企業角度來說，國有資本持股的企業（特別是國有控股企業）存在目標多元化的問題。另一方面，從推進企業混合所有制改革的角度來說，國有企業與民營企業體制形式的不同以及控股資本屬性的差異，約束了企業混合所有制改革的有效推進。企業的混合所有制改革本質上是企業股權比例的最優問題，改革的特殊性在于，企業通過改革實現國有資本和私有資本兩種不同所有制資本關系的重新締結，是兩種利益相關者產權關系的再構（黃群慧等，2014）。因此，如何科學有效地推進企業混合所有制改革，實現國有資本投資的準確量化，防止尋租現象的發生，體現改革的公平、公正、規范、高效的原則，就顯得尤為重要。本文對于企業創值的模型設計中，加入反映社會責任的社會價值創造變量，依據數據本身隱含的信息進行內生分組的非線性面板平滑轉換回歸（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）模型，通過實證分析，對混改背景下企業最優股權結構進行研究，為推進國有持股企業混合所有制改革提供實證依據和方法借鑒。

二、模型設定與選擇

（一）數據來源與變量設計

本文選取2008—2016年我國滬深A股上市公司前十大股東中含有國有股的企業數據為樣本，數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。按照以下原則對原始樣本進行剔除：首先，剔除信息披露不完整、數據缺失的企業；其次，剔除金融保險類上市企業；最后，剔除ST、*ST或 PT類上市企業。剔除后的樣本企業數為2 290家，樣本總量為12 872。本文主要使用Stata和MATLAB軟件對數據進行處理。此外，本文根據各省發改委或政府官方網站提供的資料及各省《中國制造2025》實施綱要，對各樣本主營業務所屬行業及各地支柱性產業進行整理和歸納。

本文實證分析所采用的指標變量及具體含義如下：

1.被解釋變量：樣本企業價值創造水平。考慮到國有出資人目標函數的雙重性要求，本文在衡量樣本企業價值創造水平時，一方面，為了更準確地衡量企業的經濟價值創造水平，加入股東利益創造率和債權人利益創造率；另一方面，基于國有出資人會以犧牲一定經濟回報的方式實現社會目標的特性，加入企業社會價值創造的相關衡量指標。樣本企業股東利益創造率為企業當年凈利潤與總資產的比值，企業債權人利益創造率為企業當年利息支出與總資產的比值。同時，從捐贈支出、上繳稅費、職工工資福利支出三個方面考核樣本企業的社會價值的創造水平。其中，企業捐贈支出用企業社會公益創造率來表示，為企業當年捐贈支出與企業總資產的比值；企業上繳稅費用政府利益創造率來表示，為企業當年支付各項稅費與企業總資產的比值；用職工利益創造率表示樣本企業的職工工資福利支出，為職工工資福利支出與總資產的比值。

2.解釋變量：國有股權比例。在國有股權比例計算方面，本文首先將上市公司前十大股東持股性質作為劃分企業中是否存在國有股權的依據，企業中當年國有股權比例為企業中所有股份性質為國有的（包括“國有股”、“國有法人股”以及“國家股”等）股東當年所持股份比例之和。對于不在前十大股東之列的國有股東，一方面由于企業財報無法對其進行披露，同時根據林莞娟等（2016）解釋，此類股東持股比重通常較小，對最終實證結果不會有顯著影響。

3.轉換變量：國有股權

4.其它控制變量：企業價值創造除了受國有股份影響之外，還受到諸多因素影響。本研究納入了所有權性質、支柱性產業、兩職兼任情況、公司規模、公司成長性以及資本結構等作為控制變量。其中，兩職兼任情況，即企業董事長與總經理是否為同一人兼任，反映了企業決策權的集中情況，若企業集中度過高（存在兼任情況）則有可能對企業創值能力產生不良影響（白重恩等，2005）；公司成長性，等于公司當年銷售收入與公司上年銷售總收入之差除以公司上年銷售總收入；公司規模，等于公司總資產的對數，不僅反映了市場資源獲取能力，同時也影響企業的組織層級和靈活度；資本結構，等于企業期末負債除以期末資產。此外，根據各地發改委或政府官方網站提供的資料，同時結合各地區《中國制造2025》實施綱要，手工整理樣本企業所在地的支柱性產業，而后根據企業主營業務所屬行業進行區分。

（二）原始指標描述性分析

表1展示了全部有效樣本的描述性統計數據情況。由表2可知，國有股權比例（STATE）的均值為 31.3，所有權性質（SOE）的均值為 0.63，說明目前我國國有資本持股企業大多數以控股為主，但國有股一股獨大現象正在減少，這也從側面反映出我國國有持股企業混合所有制改革的成果。樣本企業中，支柱性產業（PI）的均值為0.48，表面國有持股企業的主營業務多數屬于當地支柱性產業，這對于了解國有資本的投資偏好以及分析被投資企業的預算軟約束等問題提供了一定的數據支持。公司規模（SIZE）的均值為22.16，最大值為28.5，最小值為11.34，標準差為1.41，表明國有資本持股企業的公司規模差異較小。公司成長性（GR）的均值為12.48，標準差為1 193.91，表明樣本企業的銷售收入存在很大差異。資本結構（LEV）的均值為 0.52，標準差為1.39，表明樣本國有持股企業負債的資本化程度高，普遍存在償債壓力大的現象。在企業價值創造方面分為企業經濟價值創造和企業社會價值創造。其中，企業經濟價值創造（EV）方面，樣本企業資產收益率（ROA）和凈資產收益率（ROE）的標準差近似，均在0.6左右，表面樣本企業ROA與ROE的差異較小。企業債權人利益創造率（DEBT）的均值與標準差也相對較小。與此相反的是，樣本企業股東利益創造率（SHAR）的標準差較大，達到118.39，這可能與樣本企業在成長性方面的差異有關。在企業社會價值創造方面（SV），樣本企業的社會公益創造率（CHAR）的均值最小，為0.017，其次為企業政府利益創造率（TAX），均值為 3.948，樣本職工利益創造率（SAL）均值最高，為6.31。表明，國有資本持股企業的社會價值主要通過員工福利支出來體現。

表1 原始指標的描述性統計

（三）模型的設定與選擇

1.綜合指標的確定。為了更準確地反應國有資本持股企業的價值創造情況，本文在現有研究基礎上，一方面擴充了對樣本企業經濟價值創造的反應指標，另一方面引入反應企業社會貢獻的企業社會價值創造相關指標。企業價值相關指標的增多，盡管有利于對所研究問題形成更全面系統的認識，但由于變量之間可能存在相關性，以及數據之間可能存在重復性，因此分析模型的復雜度將會大大增加（雍紅月、李松林，2005）。為了解決這一問題，同時為了降低模型擬合的維度，本文采用基于時間序列的全局因子分析對衡量企業價值創造的8個指標進行分析，并通過獲取的3個因子得分和作為權重方差貢獻率計算成綜合得分指標，即企業價值創造（V）。本文對反應企業創值能力的因子分析大致步驟如下（限于篇幅，不再具體展示）：

（1）因子個數選擇。根據對不同年份的樣本的因子分析，得到了分析相關矩陣的特征值和解釋的變異比例，并主要根據該判定因子個數。例如，在2008年當因子數為3時，可以解釋75.32%的變異比例，同樣如2009年數據所示，在因子個數為3時，可以解釋77.14%的變異比例。

（2）公因子的確定。此部分將不同時間點的截面數據表整合成統一的立體時序數據表，然后通過分析，尋找對于時序立體數據表來說的統一簡化子空間，將每個數據表在該空間中進行投影，得到公因子。此部分因子載荷計算通過主成分分析法來計算得到。用主成分法確定因子載荷時，需要根據以上主成分分析確定的因子數作為未旋轉的公共因子。由于需要對公共因子的意義進行詳細分析，理想情況下，變量在某個單因子上具有高額載荷，而在其余的因子上有較小的載荷。以2008年為例，通過對2008年的數據集進行因子分析，共抽取了3個公共因子。其中，roa、tobinq以及char變量在factor2因子上均具有明顯的載荷，而 shar、det、tax以及 sal在 factor1因子上具有明顯的載荷。

（3）因子的方差最大正交旋轉。在求出主因子解后，各個主因子的典型代表變量不很突出，還需要進行因子旋轉，通過適當的旋轉得到比較滿意的主因子。本文選用最大方差正交旋轉法（Varimax），進行因子旋轉。最大方差正交旋轉法可以幫助找出多個因子，以澄清概念的內容。以2008年為例，因子旋轉后，roa變量在3個不同因子上的載荷仍舊表現相當，而其余的變量基本在factor1因子上具有高載荷。

（4）綜合評價指標函數的確定。在找出公共因子后，對數據集中的觀測值進行得分計算（即確定因子得分），并經過標準化評分。通過計算得到不同因子得分后，根據匯總因子得分所占比例，計算為1個綜合指標，即企業價值創造V=Factor1得分×Factor1比例+Factor2得分×Factor2比例+Factor3得分×Factor3比例，V為由各因子的線性組合得到綜合評價指標函數。通過因子分析法求得表示樣本企業價值創造的綜合指標之后，分別按照所有權屬性和企業主營業務歸屬，對樣本企業創值水平進行描述性統計分析。

表2 國有控股與國有參股企業價值創造均值分布

表2顯示了國有控股企業與國有參股企業價值創造水平。首先，根據兩類企業的樣本數可以看出，國有參股企業的數量增幅明顯，由2008年的223家，增長至2016年的864家，同時國有控股企業的數量相對穩定，從2008年的844家上升到2016年的951家，表明我國近幾年國資國企改革的成效以及國有資本控制力和影響力的提升。其次，國有控股企業的價值創造水平自2010年開始逐漸遞減，而與此形成對比的是國有參股企業的價值創值水平在逐年遞增，這一現象不僅表明了企業所有權屬性對企業創值能力可能存在影響，同時還說明，國有參股企業由于激勵機制、經營自由度及社會負擔較小等原因，能為出資人創造更高的回報和價值。

2.基本計量模型的設定。在確定了企業價值創造的綜合指標之后，本文建立國有資本投資對企業價值創造影響的面板回歸模型如下：

其中，Vit代表i上市公司t年的企業價值創造值，STATEit代表i上市公司t年的國有股權比例 ，SOEit、PLit、CEOit、SIZEit、GRit、LEVit分 別 代 表 i上市公司t年的所有權性質、支柱性產業情況、兩職兼任情況、公司規模、公司成長性以及資本結構情況。ui表示各企業不可觀察效應，εit表示隨機干擾項。

3.非線性回歸模型的設定。為了充分擬合多個異質性維度下國有股權對企業價值創造的非線性效應，本研究采用Gonzá lez等（2005）提出的面板平滑轉換回歸模型（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）。該模型具有多方面優點。首先PSTR模型的系數可以取不同數值，隨門檻變量（Threshold Variable）進行平滑轉換，而不存在離散跳躍式；其次，模型系數會隨著樣本與時間變化，是完全的變系數模型，可以真實擬合出真實世界的復雜情況。基于基本面板回歸模型（1）和González等（2005）提出的面板平滑轉換回歸構建原理，本研究設定以下1個PSTR模型：

其中，t（STATEit；r，c）表示轉換變量為STATEit的轉換函數。

三、基于企業所有權視角的實證結果分析

（一）模型的線性與非線性檢驗

對PSTR模型進行估計前，需首先檢驗國有資本持股比例對企業價值創造是否存在非線性效應，如果存在非線性效應，則需進一步對模型的剩余非線性效應進行檢驗。根據Colletaz&Hurlin（2006）的方法應用，首先在位置參數 m=1時，考慮不同轉換函數的假設，直至不能拒絕原假設后停止檢驗；其次，再設定位置參數m=2的情況。

從線性檢驗和剩余非線性檢驗的結果可知（限于篇幅不再展示），當轉換函數 t（STATEit；r，c）中位置參數個數 m=1 時，LM、LMF、LRT三個統計檢驗量均在1%的顯著性水平下拒絕了線性模型的原假設，三個統計量的p值為0.00。當轉換函數 t（STATEit；r，c）中的位置參數個數 m=2 時，LM、LMF、LRT三個統計檢驗量也均在1%的顯著性水平下拒絕原假設（H0：r=0），上述結果表明國有資本持股比例與企業價值創造之間的關系是非線性，需采用非線性面板平滑轉換模型進行評估分析。

以上分析顯示模型存在顯著性非線性效應，需繼續對模型進行剩余非線性檢驗。在位置參數m=1時，全樣本與是否國有所有權的樣本均不能拒絕轉換函數個數為1的原假設（H0：r=1），可推斷模型的最優轉換函數個數r取1；當位置參數m=2時，三類樣本LM、LMF、LRT三個統計檢驗量均在1%的顯著性水平下拒絕轉換函數t（STATEit；r，c）個數為1的原假設，轉換函數最優的個數r應為2。

（二）位置參數及轉換函數個數的確定

在獲得模型不同位置參數下最優轉換函數個數同時，還需進一步確定模型中位置參數個數。根據表3所示，赤池信息量準則（AIC）和貝葉斯準則（BIC），無論是全樣本，還是國有控股企業與國有參股企業下的分樣本，AIC與BIC均在m=l時取得最小值，再結合PSTR模型中的位置參數個數且反映出橫截面和時間的異質性（Colleta and Hurlin，2006）。本文最終將位置參數的最優個數確定為l；同時，根據剩余非線性檢驗結果，轉換函數的最優個數也確定為1。

表3 位置參數及轉換函數個數確定

（三）PSTR模型估計結果及分析

通過上述檢驗及最優參數個數確定，可確定國有股權比例對企業價值創造的PSTR模型最終形式，發現與之前確定非線性模型一致，即模型（2）。采用非線性最小二乘法（NLS）進行估計，所得結果如表4所示。

從表中觀察，無論是全樣本模型，還是國有控股企業與國有參股企業樣本模型，國有股權對企業價值創造的非線性部分系數均在1%顯著性水平下有統計學意義，表明國有股權對企業價值創造具有顯著非線性效應。具體來看，全樣本模型時國有股對企業價值創造的線性部分系數β10=0.139，轉換函數前的非線性系數 β11=-0.009，β10+β11=0.13＞0，表示隨著國有股權比例的提高，國有股權對企業價值創造具有顯著促進作用；另一方面，國有股權處于門檻值（c=28.5%），當國有股權比例在門檻值以內時，國有股權對企業價值創造以正向效應為主導（β10＞0），當國有股權比例超過門檻值后，國有股權對企業價值創造的促進效應逐漸減弱（β11＜0），抑制效應逐漸增強。此外，斜率參數較大（r=212.29），表明隨著國有股權比重的不斷上升轉換函數呈現出較快變化趨勢。

表4 以國有股權比例為轉換變量的PSTR模型估計結果

進一步依據樣本企業所有權屬性進行分層分析可知，國有控股企業中，國有股權對企業價值創造的線性系數 β10=0.041，非線性系數 β10=-0.031，β10+β11=0.01＞0，表明在國有控股企業中，國有資本持股比例對企業價值創造具有正向影響。同時，與全樣本的門檻效應類似，當國有股權比例處于門檻值（c=21.1%）以內時，國有股權對企業價值創造的主導影響為促進效應（β10＞0），隨著國有股權越過門檻值后，國有股權對企業價值創造的促進效應漸漸變弱，最終表現為抑制效應（β11=-0.031＜0），且平滑系數較大（r=471.9），表明隨著轉換函數前的非線性系數變動較為迅速。另一方面，在國有參股企業中，國有股權比例對企業價值創造的非線性影響與全樣本時類似，當國有股權處于門檻值（c=19.4%）以內時，國有股權比例對企業價值創造以正向效應為主，越過門檻值后抑制效應增強，國有股權對企業價值創造的促進作用減少，但國有參股企業中，國有股權由低區間值平滑轉換為高區間值的速度相對較為緩慢（r=188.3）。綜上分析可知，無論是在全樣本中，還是在國有控股企業及國有參股企業中，國有資本持股比例對企業價值創造都存在倒U型效應。當持股比例低于門檻值時，隨著國有資本持股比例的上升，門檻促進效應趨強。當持股比例超過門檻值時，促進效應開始減弱，抑制效應開始增強。此外，相比國有參股企業，國有控股企業的門檻效應更為迅速，亦即在國有控股企業中，企業價值創造能力對于國有股權的變動更為敏感。

此外，觀察各控制變量對企業價值創造影響，兩職兼任情況的系數區間為[0.207，0.037]，兩職兼任情況對企業價值創造具有正向影響，但是兩職兼任情況的線性系數不顯著。公司規模對企業價值創造影響的系數區間為[0.009，0.000 8]，表明公司規模對企業價值創造具有顯著促進作用。公司成長性對企業價值創造的系數區間為[0.570，0.569]，對企業價值創造同樣具有正向影響。資本結構的系數區間[-0.271，-0.159]，說明資產負債率對企業價值創造具有負向影響。

四、穩健性檢驗

模型的內生性問題一般來源于反向因果、遺漏變量、模型設定等因素。不同于民營公司，我國國有持股（特別是國有控股）上市公司承擔了部分政府宏觀調控的角色，公司股權結構更多受到政府的控制，企業價值創造對國有股權的影響微弱；本文的回歸模型本質上屬于面板固定效應模型，控制了不隨時間變動的企業個體可不觀測異質性因素的影響，且模型設定進行了相關的統計檢驗，部分緩解了模型的內生性問題。

為檢驗前述發現的穩健性，本部分逐一去掉模型的控制變量（見表5），除去掉個別變量時國有股權對企業價值創造的影響系數方向異常外，其他系數與前文模型的估計結果基本一致，只是顯著性水平有所差異。這說明從PSTR模型中逐一剔除一個解釋變量，并未改變本文的相關結論。上述測試結果表明本文的結論具有較好的穩健性。

表5 模型1逐一去掉控制變量的估計結果

五、結論

在我國國有企業改革已經取得階段性成績的基礎上，將混合所有制作為全面推進國企改革的新的突破口和中心環節，需要立足于國有資本雙重屬性、雙重目標的特點，對國有持股企業改革面臨的問題進行研究，通過分析厘清改革需要解決的重點問題，從而為新一輪的國有企業混合所有制改革提供有建設性的政策建議。基于此，本文在現有文獻及前文的研究基礎上，引入企業社會價值創造指標，首先采用因子分析的方法，用少數幾個因子描述許多指標或因素之間的聯系，以較少的幾個因子反映企業價值創造的大部分信息，構建了綜合指標函數，隨后用面板平滑轉換回歸模型從企業所有權屬性角度，分析了國有資本持股情況對企業綜合價值創造的影響，并分別求出門檻值，亦即最優股權比例。研究發現，無論是在全樣本中，還是基于企業所有權的分層樣本中，國有股權對企業價值創造具有顯著非線性效應，且隨著國有股權比例的提高，國有股權對企業綜合價值創造具有顯著促進作用；當國有股權比例在門檻值以內時，國有股權對企業價值創造以正向效應為主導，當國有股權比例超過門檻值后，國有股權對企業價值創造的促進效應逐漸減弱，抑制效應逐漸增強。此外，國有控股企業綜合價值的創造對企業中國有資本結構的變動情況更為敏感，變化趨勢更快。

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