國企混合所有制改革效應和影響機制研究

2019-07-11 01:42:10嚴漢民陳陽雯

會計之友 2019年13期

嚴漢民陳陽雯

【摘要】基于混合所有制改革的背景，以我國A股上市公司2012—2016年的數據為研究樣本，考察了國企混合所有制改革（以下簡稱“國企混改”）的經濟效應和社會效應以及效應的持續性和影響機制等問題。研究發現：不同方式下的國企混改具有不同的混改效應和影響機制，國企的完全混改主要通過降低融資約束實現經濟效益的持續增長，而國企的部分混改主要通過內部人控制程度的顯著下降使其社會效益不斷提升。文章為綜合評價國企混改提供了有益參考，也為進一步深化混合所有制改革，實現“國民共進”發展模式提供了實證支持。

【關鍵詞】混合所有制改革; 混改效應; 影響機制

【中圖分類號】 F276.6 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2019）13-0150-07

一、引言

黨的十八屆三中全會以后，混合所有制改革再度出現在人們的視野中，并成為當前政治界和學術界關注的焦點。事實上，“混合所有制”并非一個新的概念，早在1993年黨的十四屆三中全會通過的《中共中央關于建立社會主義市場經濟體制若干問題的決定》中，就首次提出“財產混合所有”的概念，為后來“混合所有制經濟”的出現奠定了基礎。黨的十八大以來，無論是在推進改革的企業數量方面，還是在改革的行業領域方面，我國的混改都取得了長足發展。

在混合所有制改革正如火如荼的開展過程中，很多學者也針對我國混改問題進行了一系列的探討，發表了大量關于混改的研究文獻得到發展。白重恩等[1]實證表明混改后企業的經濟效益顯著提高且具有一定的持續性，但是改制后仍由國有控股的企業社會效益更好，非國有控股的企業經濟效益更好。張滕等[2]將混改后的企業分為本國非國企和外資企業兩種類型，實證檢驗了混改對企業盈利能力的影響，研究表明，不論改制為哪種類型的企業都能促進國企盈利能力的提高，但是國企改制為本國非國企后的效益和效益持續時間都要優于外資企業。Meggiinson et al.[3]通過實證分析發現，國企在經歷了部分或者完全混改后，其經營效率會有較大幅度的提升。王曙光等[4]以全要素生產率作為衡量企業績效的指標，研究發現混改極大地提升了企業的經濟績效。董梅生等[5]以上市公司2003—2014年的數據為樣本，采用傾向評分匹配倍差法，研究證實了混改能顯著改善企業的經濟效率和社會福利。但是，一些學者對混改效益也存在質疑，劉春等[6]將民營化作為混改的形式之一，考察了民營化后企業政策性負擔的變化，得出民營化后企業政策性負擔的顯著提高導致了企業經濟業績的急劇下滑。鐘昀珈等[7]將創新效率作為衡量混改效果的指標，實證得到民營化抑制了企業的創新效率，不利于企業的長遠發展。

在混改的影響機制方面，張輝等[8]通過構建雙重差分模型研究了混改對政策性負擔的影響，得出混改可以通過降低國企的政策性負擔來顯著提升企業績效。姜姍[9]認為混改可以通過降低企業的在職消費實現其財務績效的改良。包剛[10]檢驗了融資約束在混改與公司績效之間的中介作用，證實了混改能通過減輕企業融資約束程度顯著提升公司績效。

由此可見，在這股研究混改的浪潮中，學者們所持的觀點各不相同。而現有文獻大多關注不同混改方式對混改效應的影響，或是較為單純地分析混改效應的影響機制問題，對于不同混改方式是通過何種機制對混改效應產生不同結果的研究相對較少。因此，本文將“國企向民企轉讓股權”作為國企混改的一條重要途徑，以A股上市公司中國有上市公司的股權轉讓數據作為研究樣本，考察了國企混改的效應和影響機制等問題，旨在從一定程度上豐富國企混改的相關文獻，并希望研究結論能有助于正確理解國企混改的實施效果，從而推動我國混改的深入發展。

二、理論分析和研究假設

混改是我國在經濟新常態背景下提出來的國企改革新方向，國企混改不僅能減輕政府施加給企業的政治壓力和負擔，緩解企業因多重目標導致的經營效率低下問題，而且混改引入的非國有資本能完善企業內部的股權制衡機制，改變企業單一國有控股局面，從而有效監督管理層的行為。那么國企混改后控制權轉移與否會影響改革效果嗎？白重恩等將改革分為國有控股和非國有控股兩種方式進行實證研究發現，國有控股方式下的改革社會效果更好，而非國有控股方式下的改革經濟效果更好，并且改革效果均具有持續性。盛豐[11]研究了國企混改對企業生產效率和創新效率的影響，實證得出國企改革后仍由國有控股（即部分混改）僅僅能提高生產效率而非創新效率，但是國企改制成非國企（即完全混改）有利于生產效率和創新效率的提高。武常岐等[12]研究發現，國企引入非國有資本可以提升企業的經濟效益，但國企控制權的轉移對于經濟效益的提升更為顯著。本文認為，在完全混改下，國企的控制權轉移給了民企，一方面會因民企運行機制靈活、生產效率高等優勢使企業經濟效益顯著提升;但另一方面，企業可能會因盲目追求經濟利潤最大化而采取各種措施進行節稅避稅，或是損害中小股東的合法權益等，從而使其社會效益有所降低。而在部分混改下，國有資本在企業內部仍掌握著控制權，其獨有的“政治色彩”會使企業依舊肩負著社會使命，企業會為了緩解政府財政壓力、實現國有資本保值增值而努力;同時，民營資本的注入也可以增強企業的活力，加快企業的轉型升級。因此，提出假設1。

H1a：國企完全混改的經濟效益更好，而部分混改的社會效益更好，且混改程度越高，混改效果越好。

H1b：無論采取何種混改方式，混改程度的提高都能使混改效果具有一定的持續性。

混改的效益是通過何種渠道實現的呢？白重恩等[1]將企業的營業利潤分解成管理費用、財務費用、毛利潤和其他業務利潤四個部分，定量分析了改制企業績效提升的渠道，得出改制后企業的績效主要來源于管理費用和財務費用的持續減少，而毛利潤和其他業務利潤的提升幅度較小且不具持久性。張滕等[2]也分析了國企改制對企業盈利能力的影響機制，認為改制通過提高企業的存貨管理能力和資金運轉效率實現其盈利能力的增強，并進一步證實了改制對這兩種機制的影響會隨時間的推移不斷加強。本文在參考已有文獻的基礎上，借鑒趙國宇等[13-14]的思路，將內部人控制程度、成本費用率和融資約束作為混改效應的影響機制進行了分析。我國的國企本身就存在政企不分、委托人“缺位”等問題，國企內部人控制較為嚴重，內部人控制程度越高，管理者利用掌握的企業資源進行尋租和謀利的動機越強，這既不利于企業的經濟效益，也不利于整個社會的公共利益。國企混改后，多元化的股權會對企業內部的管理層形成有效的監督和制約，在一定程度上加大了管理層采取不當行為的難度，緩解企業內部人控制的程度。資金短缺和融資困難是我國上市公司普遍存在的問題，融資約束會在一定程度上制約企業的發展空間。當國企混改后，非國有資本的注入為國企帶來靈活的決策機制，同時內部股權結構的相互制衡也能有效緩解企業的代理問題，從而減少企業與資金供給方之間的信息不對稱程度，最終減輕企業的融資約束。企業對成本費用的控制能力和管理水平直接影響了企業的經營效率。一般，成本費用越低，企業的利潤空間越大，企業的經濟效益越好。非國有資本相比于國有資本而言，在控制成本和節約開支等方面具有很大的優勢，因此，混改可能會使國企的成本費用有所降低，從而提高企業經濟效率。基于以上分析，提出假設2。

H2a：國企混改的經濟和社會效益主要通過降低內部人控制程度、緩解企業融資約束以及減少企業的成本費用實現。

H2b：無論采取何種混改方式，混改程度越高，影響機制的效果越好并保持一定的持續性。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

首先，本文選取2012—2016年滬深A股上市公司的股權變更數據作為基礎樣本，并做以下剔除：（1）PT、ST上市公司;（2）金融保險業上市公司;（3）沒有披露或無法判定股權交易增持方性質的樣本;（4）數據缺失樣本。

然后，利用數據庫中反映“股權性質”的文件，從中篩選出國企，并將國企股權變更的增持方為民企的當年及以后年份定義為國企混改，再根據股權變更后控制權是否轉移判斷出國企混改方式，若股權變更后控制權發生轉移則為“完全混改”，否則為“部分混改”。關于股權增持方性質的判定本文主要借助全國及各地區的企業信用信息公示系統及查詢新浪網、財經網等方式確定。經篩選，最終得到577家上市公司共2 836個有效觀測值。本文數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR），相關數據處理與分析采用SPSS ?20.0，同時，本文對所有數據進行了標準化處理，以減輕不同變量因性質、數量級等屬性差異導致回歸結果的誤差。

（二）變量定義

1.被解釋變量：白重恩等[1]從經濟效益和社會效益兩方面對混改的效果展開了研究，董梅生等[5]也認為國企在性質、目的、經營方式等多個方面與民企存在很大差別，因此僅用單純的經濟效率分析國企改革效果可能不具全面性。本文借鑒上述學者的觀點，用綜合稅率、人均福利和資本保值增值率三個指標衡量國企混改的社會效應，并用托賓Q值和每股收益（EPS）衡量國企混改的經濟效應。

2.解釋變量：企業是否經歷了混改是本文重要的解釋變量之一，根據已有文獻，本文將其設置為虛擬變量，即國企經歷了混改的當年及以后年份取1，否則取0;混改程度是另一個重要的解釋變量，李永兵等[15-16]均對混改程度有定量化的研究，本文將上述學者的衡量方法加以調整，首先計算出企業前十大股東中國有股股數占十大股東總股數的比重（ES）以及前十大股東中非國有股股數占十大股東總股數的比重（EP），然后比較ES和EP的大小，用兩者中的較大者做分母，較小者做分子，計算得到混改程度的量化指標OMD。

3.中介變量：本文探討了混改效應的影響機制問題，將影響機制分為內外兩方面，借鑒徐莉萍等[17-18]的研究，將內部人控制程度和成本費用率作為內部因素指標，同時，參考包剛等[10，14]的觀點，將融資約束作為外部因素指標，并用現金持有水平衡量。

4.控制變量：本文選取大股東控制度、企業規模、財務杠桿、成長性以及年度作為控制變量[19]。表1是相關變量的定義。

（三）模型設定

為了檢驗混改產生的效應和影響機制問題，構建模型1。

其中Yt表示企業第t年的各個效應指標和影響機制指標，Privatet表示若企業第t年經歷了混改，則第t年及以后年份Private=1，否則為0。Governt表示企業的各個控制變量。

為了檢驗混改程度對混改效應和影響機制的調節作用，本文在模型1的基礎上引入混改程度（OMD），同時考慮混改程度和混改與否的交互效應（Private×OMD），從而構建了模型2。

本文按Baron和Kehny（1986）因果四步驟法檢驗了影響機制在混改和混改效應之間的中介作用：

第一步和第二步，分別檢驗混改對混改效應和影響機制的作用是否顯著，見模型1，若模型中β1顯著，則進行第三步。

第三步，檢驗影響機制對混改效應的作用是否顯著，見模型3。

其中，Yt表示企業第t年的各個效應指標，Influencet表示企業第t年的各個影響機制指標，若1顯著，則進行第四步。

第四步，檢驗影響機制在混改和混改效應關系中是否發揮了中介作用，將是否混改和影響機制指標同時納入到混改效應的回歸模型中，見模型4。

根據中介效應檢驗方法，檢驗模型1和模型4中Private的系數β1和γ1是否存在顯著差異。若γ1等于零或者顯著降低，同時γ2應顯著不等于零，此時表明混改對混改效應的影響由Influence中介。但如果γ1不小于β1，Influence作為中介變量的假設則不成立。

為了檢驗混改程度對混改效應和影響機制持續性的影響，本文借鑒白重恩等[1]、孫文娜等[20]的研究設計，構建了模型5。

其中，Yt表示企業第t年的各個效應指標和影響機制指標，δt反映混改后第t年混改程度對Yt的影響，t表示混改后的年份序數，混改當年取1，由于本樣本中最早發生混改的時間為2013年，樣本數據截至2016年，t最大取值為4。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

通過變量的描述性統計①可以發現：Private的均值為0.6，說明大多數國企在觀測期間經歷了混改，OMD均值為0.134，標準差為0.206，說明不同企業間進行混改的程度存在很大差異。在混改的效應指標方面，Weal的均值較高，為24 070.819，說明國企員工的福利待遇較好，但標準差較大，揭示了國企間的福利政策存在一定差異。Caprat均值為1.143，標準差為0.403，表明國企在資本保全方面表現較好。TBQ的均值較高，為2.048，表明國企總體價值較高，但是EPS的均值較低，為0.310，說明國企創造利潤的能力有待加強。

同時，在對國企混改各變量進行Pearson相關系數檢驗后，得出Private與Weal、EPS、TBQ在1%或5%水平上顯著正相關，但與Tax在5%的水平上顯著負相關，初步表明國企混改后的效應并非全面提高。同時，國企混改的各個影響機制指標與效應指標間基本上存在顯著負相關關系，這為后文分析混改效應的影響機制作用提供了便利。

（二）回歸分析

1.不同混改方式對混改效應的影響

本文將混改樣本分為“完全混改”和“部分混改”兩組，基于模型1和模型2得到表2中的回歸結果。從表中可以看出，國企完全混改后，經濟效應指標EPS和TBQ的系數分別為0.089和0.130，且均在5%的水平上顯著，同時，社會效應指標Weal系數為0.02，Tax系數為-0.081，且均在5%的水平上顯著，表明國企完全混改后的經濟效益更好，這是因為完全混改后，國企的控制權轉移給民企，此時，民企所具有的追求利潤最大化等特點使企業加快轉型，提高生產率，從而使企業改革后的經濟效益得到快速提升。當國企部分混改后，代表社會效應的Caprat和Tax的系數分別為0.124和0.012，且均在5%水平上顯著，但經濟效應指標均未表現出顯著的相關性，出現這種結果的原因可能是部分混改使國有資本在企業中仍掌握著控制權，企業仍需履行一定的社會職能，而新注入的非國有資本未能在企業中擁有真正的地位和話語權，使其不能發揮有效作用，企業混改后的經濟效益并不顯著。同時，從表中是否混改與混改程度的交乘項（Private×OMD）與各效應指標的統計結果可以看出，國企混改程度越大，混改效果越好，H1a得到驗證。

2.混改程度對混改效果持續性的影響

為了進一步分析混改程度對混改效果持續性的影響，本文基于模型5，對“完全混改”和“部分混改”分組進行回歸，以檢驗混改程度對國企混改后1—4年效果的動態影響。從表3可看出，在完全混改下，經濟效應指標中的TBQ隨混改程度的加大呈逐年上升趨勢，而混改程度對EPS的正向作用在混改后的前兩年有持續性，但在第二年后促進作用不再顯著。同時，混改程度對Weal的正向作用僅在改革當年顯著。這說明完全混改的程度越大，混改的經濟效益隨時間的推移具有一定的持續性，且TBQ的持續性要優于EPS。在部分混改下，混改程度對Caprat的促進作用在混改后的1—3年里持續上升，但在第四年不再顯著，而Tax與混改程度的正相關關系在改革后的1—4年里持續加強且顯著。這說明混改程度的加大將長期對部分混改企業的納稅行為起到激勵作用，在一定程度上保證了國家財政收入的穩定，也證明混改程度有利于促進部分混改企業的社會效益持續提升，H1b得到驗證。

（三）機制分析

1.不同混改方式對混改機制的影響

為了進一步考察完全混改和部分混改在產生混改效應的機制選擇上是否存在不同，本文基于模型1—模型4得到表4的回歸結果。從表中可以看出，完全混改后，企業的融資約束顯著下降，并且隨著混改程度的加強，融資約束下降的幅度增大。這是因為完全混改后，非國有資本控股使企業具有更加靈活的決策機制，而國有資本的退出也有效降低了企業與資金供給方之間的信息不對稱程度，從而直接減輕了企業的融資壓力。部分混改主要通過降低內部人控制程度實現了混改效果，從表中可知，部分混改后，企業內部人控制程度顯著降低，且Private×OMD與Control在5%水平上顯著負相關，這說明多元化的股權結構使企業內部形成了較為完善的監督制約機制，同時非國有資本的進入使企業的經理人選拔機制更具市場化，從而大大降低了混改企業的內部人控制程度，并最終促進了企業的發展。無論采取何種混改方式，混改后企業的成本費用率均不存在顯著的相關性，說明它作為混改的影響機制指標不具代表性。因此，回歸結果部分支持了H2a。

2.混改程度對影響機制效果持續性的影響

表5是混改程度與影響機制的時間趨勢回歸結果，從表中可看出，部分混改后企業的內部人控制程度隨混改程度的加大顯著下降，并且下降幅度逐年增大;完全混改后企業的融資約束隨混改程度的加大顯著降低，但下降幅度隨時間的推移有減弱的趨勢，結論支持了H2b。

（四）穩健性檢驗

為了保證研究結果的可靠性，本文采取了下列方法進行穩健性檢驗：（1）將凈資產收益率（ROE）作為公司績效的替代變量進行穩健性檢驗。（2）將混改程度重新定義為：當國有股占全部股權的比例（ES）>非國有股占全部股權的比例（EP）時，混改程度=EP/ES;反之，混改程度=ES/EP。上述檢驗結果均不存在實質性改變。

五、結論與啟示

本文研究了國企混改的效應和影響機制問題，得到如下結論：第一，不同的混改方式產生不同的混改效應，即國企的部分混改社會效益更顯著，而完全混改的經濟效益更顯著，并且混改程度越高，改制效果越好。第二，在考慮了混改程度的作用后，國企混改效應具有一定的持續性。第三，通過研究國企混改的影響機制發現，不同混改方式下影響機制的側重點不同，具體來說，部分混改的效益主要通過內部人控制程度的降低實現，而完全混改的效益主要通過降低融資約束實現，同時，混改程度的增強能促進影響機制作用的持續發揮。

當前我國混改對經濟發展具有重大的現實意義。總體上來說，無論是在經濟效應還是社會效應方面，國企混改都是利大于弊的，只是不同的混改方式產生的改革效果不同，因此，在全面推動國企改革的進程中，切忌“一刀切”，應該具體問題具體分析，針對不同特點的企業應采取不同的改革方式，對于那些影響宏觀市場穩定和國家經濟命脈的重要國企，應采取部分混改方式，通過引入一定比例的非國有資本為國企注入活力，完善企業內部治理結構，實現經濟效益和社會效益的雙贏，對于一般的國企，則可以根據企業實際情況考慮是否轉移控制權。混合所有制改革應正確認識國企和民企的關系，堅持“平等競爭、共同發展”的原則，實現我國市場經濟的繁榮發展。

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