混合所有制改革對企業非效率投資的影響研究
——基于內部控制中介效應視角

(1、2.集美大學水產學院，福建 廈門361021)

混合所有制改革(以下簡稱“混改”)是我國國企改革的重要組成部分和必然結果。2002年我國政府開始股份制改革試點，積極推進股權多樣化，國企治理制度不斷發展和完善。2013年國務院印發《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，十八屆三中全會提出在推進結構改革中積極發展混合所有制以促進民企活力與國企實力的交流融合，國企混改進入實質性改革時期。

投資效率決定著企業的未來價值，多數學者認為在國企“混改”過程中，各類非國有資本的引入致使國企股權結構發生變革，這在一定程度上能夠對國有股東的經營決策產生影響，形成高效的運作機制，充分發揮不同資本的比較優勢[1-4]。此外，更注重資本收益的非國有股東為了維護自身權益具有強烈的動機來監督和約束管理層，有利于改善國企一股獨大形成的“內部人控制”等問題，促使企業內部形成合理的股權制衡機制以提高內部控制質量[5-6]。內部控制通過一系列有效的激勵、監督和約束等方面的制度安排來約束管理者行為，從而降低因逆向選擇和道德風險產生的代理成本，緩解信息不對稱等問題，進而提高企業投資效率[7-11]。已有研究多數著眼于“混改”對非效率投資和內控的影響，以及內部控制對非效率投資的作用，但對“混改”、內部控制與非效率投資三者之間作用機理的研究十分鮮見。基于此，本文以2013-2017年間821家我國A股上市公司為樣本，實證分析“混改”、內部控制與非效率投資三者之間的關系，研究內部控制在“混改”對非效率投資影響中的中介效應，以期探求“混改”對非效率投資和內部控制的作用機理，以及內部控制在“混改”對非效率投資中的中介效應。

一、理論分析與假設

(一)“混改”對非效率投資的影響

根據產權理論可知，產權所有者有權利占有、支配、使用和處置其所擁有的財產，明晰的產權能夠有效減少市場經濟中的外部性，通過優化資源配置來實現經濟效益最大化。因此，企業的產權在一定程度上決定著組織效率。與私有企業不同的是，國有企業往往承擔著政府維護社會穩定、促進就業等非經濟目標，從而扭曲了企業的投資行為，損害了投資效率，減損了所有者享有的剩余權益。

“混改”通過提高非國有股權的比例，使非國有資本能夠對國有資本進行有效制衡，國企的政策性負擔得到緩解，可以更好地根據績效目標制定相關投資運營決策，減少企業過度投資行為[12]。以追求經濟利益為目的的非國有股東的參與，在某種程度上明晰了產權，能夠緩解國企“一股獨大”、“所有者虛位”的問題[13]，激勵企業有更多的動機去關注績效目標，抑制了管理層的盲目投資[14]。基于此，本文提出如下假設：

H1：在其他條件一定的前提下，“混改”有助于抑制企業的非效率投資行為。

(二)“混改”對內部控制質量的影響

我國國企普遍存在一股獨大、所有者缺位和內部人控制等問題，且國有股比例與內部控制的有效性顯著負相關，而大多數企業私有化后的內部控制質量比私有化前會更好。“混改”引入的各類非國有資本有助于在企業內部形成相互制衡、激勵相容的監督約束機制，使內部環境得以優化，內部監督得到提升，提高了內部控制有效性，有利于產生利益協同效應。“混改”形成的多元化股權結構還能夠緩解股權集中度過高帶來的大小股東之間的信息不對稱程度，避免了大股東為謀取自身私利而降低內部控制信息的披露程度，在一定程度上提高了企業的會計信息透明度，促進企業提高財務報告的質量，更加有效的信息與溝通使企業內部控制制度建設更完善。基于此，本文提出如下假設：

H2：在其他條件一定的前提下，“混改”有助于提高企業內部控制質量。

(三)內部控制的中介效應

有效的內部控制可以降低代理成本、緩解信息不對稱等問題，提高企業經營效率和效果，促進企業創造價值。良好的內部控制還可以降低投資者預期的收益風險，從而降低其對資本成本的要求，緩解企業的投資不足。高質量的內部控制對關系型交易、環境不確定性等因素給投資效率帶來的負面影響也存在緩解作用。基于此，本文提出如下假設：

H3：在其他條件一定的前提下，良好的內部控制在“混改”對非效率投資的抑制作用中發揮了中介效應。

二、模型與數據

(一)樣本選擇與數據來源

文章以2013-2017年間中國A股上市的國有企業數據為初始樣本。為了消除異常值和缺失值對研究結果準確性及有效性的影響，基于以下原則進行數據篩選：(1)剔除ST、*ST企業樣本；(2)剔除金融行業樣本；(3)剔除數據缺失樣本；(4)在5%的水平上對所涉及的連續型變量進行Winsorize處理。此外，本文還剔除了前三大股權性質均為非國有的企業，最終得到A股821家公司、3776個觀測值。本文除內部控制數據取自迪博數據庫，其余數據選自國泰安數據庫和銳思數據庫，并應用stata15.0及Excel2007對數據進行處理和分析。

(二)變量選取與模型構建

1.變量選取

(1)混合度

借鑒張文魁及楊志強等[16]的做法，本文構建了“混合度”變量：在混合所有制企業中，先計算出前三大股東中國有股比例(Es)，由此大致得出非國有股比例(Ep=1-Es)，將兩者中數值較小的作為分子、較大的作為分母，所得到的比值定義為所有制混合度OMD，即：若Es>Ep，則OMD=Ep/Es；若Ep>Es，則OMD=Es/Ep。顯然，OMD值大于零，小于等于1；OMD的值越大，表示所有制混合度越高。

(2)內部控制質量

基于企業內部控制的五大要素，迪博大數據研究中心構建了內部控制庫。因此，采用迪博·內部控制指數的自然對數來測度內部控制質量IC。

(3)非效率投資

借鑒Richardson[17]的模型，結合國內學者辛清泉等)[18]、張先志等[19]和許為賓等[20]的模型，構建了本文的期望投資模型(1)來評估出預期正常投資水平，再用模型回歸殘差的絕對值衡量企業非效率投資。具體如下：

模型(1)

Invi,t=α0+α1Growthi,t-1+α2Levi,t-1+α3Cashi,t-1+α4Agei,t-1+α5Sizei,t-1+α6Reti,t-1+α7Invi,t-1+∑YEAR+∑IND+ε

其中，Invi,t和Invi,t-1分別為公司i第t年和第t-1年的資本投資量，用“(購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金-處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額)/期末總資產”計算得出；Growthi,t-1為企業i第t-1年成長性，取值為第t-1年的營業收入增長率；LeVi,t-1為企業i第t-1年杠桿水平，用第t-1年的企業資產負債率表示；Cashi,t-1為企業i第t-1年的現金持有量，用現金及現金等價物/期末總資產計算表示；Agei,t-1為企業i第t-1年年末上市年限，取值為統計年度與IPO年度差的自然對數；Sizei,t-1為企業i第t-1年的公司規模，用期末總資產的自然對數來衡量；Reti,j-1為企業i第t-1年的股票收益率，取值為考慮了現金股利再投資的個股回報率；按照中國證監會(1999年版)《上市公司行業分類指引》分類，共6個行業虛擬變量；Year為年度虛擬變量，2013年為基年，共5個。表示企業的非效率投資情況。

2.模型構建

借鑒溫忠麟等[20]中介效應分析流程，結合國內學者池國華等[7]和楊志強等[16]的研究，采用逐步檢驗法來檢驗上述假設，構建本文模型如下：

模型(2)Ine=β0+β1OMD+∑Control+e

該模型檢驗了混合度對非效率投資的總效應，重點關注系數為β1。

模型(3)IC=β0+β2OMD+∑Control+e

該模型檢驗了混合度對內部控制的效應，重點關注系數為β2。

模型(4)Ine=β0+β1′OMD+β2′IC+∑Control+e

模型(4)中，若β1′不顯著且β2′顯著，則存在完全中介效應；若β1′顯著存在部分中介效應。

模型變量定義及選取方法如表1所示。

表1 變量定義及選取方法

三、實證分析

(一)描述性統計分析

表2列示了樣本數據各指標的描述性統計結果。非效率投資水平中位數為0.0123與均值為0.0169非常接近，標準差為0.0146，表明國企非效率投資水平分布比較均勻，而極大值(0.0549)與極小值(0.0011)差異較大，說明我國個別混合所有制企業非效率投資水平兩極分化較為明顯。混合度水平的中位數為0.6287，均值為0.6208，說明我國國企積極進行了“混改”，但混合度水平的極小值(0.2522)與極大值(0.9583)相差較大，表明我國國企的“混改”程度參差不齊。

(二)相關性分析

表3為模型(2)-(4)變量相關系數表。整體上，各變量之間的相關系數小于0.5，具有獨立性，不存在多重共線性問題，因此可進行回歸分析。混合度與內部控制的相關系數在1%的水平上顯著為正，與非效率投資的相關系數在5%的水平上顯著為負，初步表明“混改”可以提高企業內部控制質量，抑制企業的非效率投資行為。

表2 變量的描述性統計結果

表3 模型(2)-(4)變量相關系數表

(三)回歸分析

由表4列示出模型(2)-(4)的回歸結果。模型(2)的回歸結果表明“混改”可以有效減少企業的非效率投資，且在5%的水平上顯著，通過了假設1的檢驗，說明混合度的提高可以改善企業的投資效率，“混改”對非效率投資的總效應為-0.0026。模型(3)的回歸結果表明“混改”可以有效提高企業的內部控制質量，且在1%的水平上顯著，通過了假設2的檢驗，說明混合度的提高可以改善企業的內部控制質量，其效應為0.0196。模型(4)在模型(2)基礎上增加內部控制質量，解釋變量混合度仍在5%水平上顯著，但其回歸系數由模型(2)中的-0.0026 變為-0.0023，同時內部控制回歸系數為-0.0131，且在1%水平上顯著負相關，說明內部控制在“混改”對非效率投資的抑制作用中起著部分中介作用，假設3得到了驗證，并且內部控制加強了這種抑制作用，該中介效應占總效應的比例為11.5%。

表4 回歸分析結果

此外，控制變量經營現金流(FC)、籌資現金流(CZ)與內部控制質量在1%的水平上顯著正相關，說明經營活動和籌資活動產生的現金流量越多，企業內部控制質量越好。經營現金流(FC)、籌資現金流(CZ)與非效率投資在1%的水平上顯著正相關，說明現金流量充足會加大企業的投資，從而降低企業的投資效率。同時，R2值擬合程度較好，分別為0.0477、0.1372、0.0537，表明方程的解釋變量和控制變量對被解釋變量具有一定的解釋效果。

(四)穩健性檢驗

考慮到模型可能存在潛在的內生性問題，為了增強本文結論的可靠性，將被解釋變量(Ine)前置一期的數值(Ine1)進行回歸，回歸結果仍顯著，與原各模型回歸結果基本一致，因此本文回歸模型設計較為合理，前文結果具有穩健性。

表5 穩健性檢驗回歸分析(僅列示主要變量)

結 語

本文以2013-2017年間821家我國A股上市公司為樣本，探討了“混改”對非效率投資和內部控制的影響，研究了內部控制在“混改”對非效率投資影響中的中介效應，實證研究了三者之間的作用機理關系。結果發現：(1)“混改”對非效率投資有顯著的負向影響，說明“混改”可以有效減少企業的非效率投資行為；(2)“混改”對內部控制質量有顯著正向影響，有效提升了企業內部控制質量；(3)內部控制在“混改”對非效率投資的抑制作用中發揮了部分中介效應，即“混改”可以提高企業的內部控制質量，抑制企業的非效率投資行為。