“二次混改”控股股東退位對企業績效的影響研究

何冰清

青海民族大學,青海 西寧 810000

0 引言

黨的十八屆三中全會上把國企改革的大方向定位在混合所有制改革,為了將國企進一步市場化、效益化和全球化,國家不斷出臺政策文件引導改革的推進。2015年提出企業應分類別按不同層級開展國有企業混合所有制改革;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企業并針對推行員工持股的各項工作給出意見;2017年提出培育世界一流企業的目標,同年,國資委對參與混改企業數量和企業層級提出相關要求;2019年針對中央企業的改革具體措施給出操作指引,強調市場化在改革中發揮的作用,推進企業機制改革;2020年《國企改革三年行動方案》寫入政府工作報告,企業改革主基調從“推進”“加快”到“提升成效”;2021年提出以70%為三年行動方案實現目標,攻堅與突破重點改革領域以進一步激發市場主體活力。一系列政策意見的出臺標志著國家對企業改革的重視,混合所有制改革作為目前企業改革重要突破口,要實現真正意義上的“改”而不是“混”。一方面意味著混合所有制改革實質性進展的取得,另一方面也標志著國企改革步入“深水區”。

20世紀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,大量一股獨大的國有控股上市公司產生了較多治理問題,并且導致企業績效的降低[1]。為了將本輪的國企改革與20世紀90年代的國企改革相區別,有學者提出了“二次混改”的概念[2],旨在進一步推進混合所有制改革,發揮其優勢和作用。簡單的股權變動并不會影響企業控制權的變動,也難以對公司治理產生重大變革,所以簡單的股權混合難以代表“二次混改”,因其強調的是新時期混合所有制改革的進一步深化。

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%以上變為小于50%視為發生了“二次混改”,將2008—2021年中國競爭性國有企業的相關數據作為研究對象,實證分析“二次混改”背景下控股股東退位對企業績效的影響。將“二次混改”控股股東發生退位作為差分估計量,在動態視角下考察公司的產權結構變化對績效的影響,運用雙向固定效應模型進行實證研究。

1 假設提出

近年來,學者們越來越關注股權結構和企業績效兩者之間的關系[4]。大部分學者認為混合所有制改革可以提高企業績效。Morck et al.[5]認為公司股權越集中,大股東越有機會對公司利益進行操縱,從而損害企業價值。Bennedsen et al.[6]的研究表明,如果一個企業存在多個股東時,企業控制人對企業資金的使用則需要全部股東一致同意。而企業股東越多,達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相比,資金使用效率會有較大提升。周觀平 等[7]利用我國A股上市公司股權信息方面的資料證實混合所有制改革會顯著提高國有企業績效。并且,也有部分研究發現單純引入民營資本的產權改革,股權層面的簡單混合和行政壟斷行業混合所有制股權集中度不能顯著改善其財務效益狀況,與企業績效之間沒有顯著相關關系[8]。盡管劉誠達[9]驗證了通過“混改”,大部分國企的績效得到提高,但對于較大規模國企的績效,提高股權集中度和制衡度會抑制其提升。由于本文定義“二次混改”是混改的進一步深化,表現了進一步弱化企業的股權集中度。基于此,本文提出如下假設。

H1:“二次混改”背景下控股股東退位會提升企業績效。

同時,不同控制層級的國企也有不同的影響。作為國家主要經濟命脈的央企是中央直屬企業,由國資委管理,是國家民生、安全和戰略發展的支柱,其發展受宏觀調控,相比之下,地方國企更多地為當地居民服務,出資人是地方各級政府,他們更關注本地的經濟發展,因此,受外部的影響也更小。倪宣明 等[10]基于1998—2007年的制造業國有控股企業數據,指出地方國企混改的效果優于央企。包群 等[11]也證明相對于央企統計層面的不顯著,國企改革對地方國企績效有顯著促進作用。因此,本文提出如下假設。

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

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

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績效的影響。由于壟斷性國有企業更受國家政策影響,所以本文以將2008—2021年上市A股中的競爭性國有企業的數據為研究樣本。基于證監會發布的2012上市公司行業分類指引,剔除壟斷性行業(行業代碼為 B 大類、C25、C31、C32與D大類),其余行業為競爭性行業。并對樣本作以下處理:剔除銀行、保險等金融類國企;剔除PT、ST類國企;刪除記錄的連續年份小于等于4年的企業。結合CSMAR 數據庫和企業年報數據匹配,最終獲得153家企業1 910個觀測值,其中企業控股股東83家發生退位,70家控股股東未發生退位。

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來衡量企業績效。YROA代表企業全部資產的獲利能力和投入產出狀況,能夠直接反映企業的經營盈利效果。

2)解釋變量。本文以虛擬變量國有企業控股股東是否退位作為差分估計量。

3)調節變量和控制變量。具體變量的選取和定義見表1。

表1 變量選取及定義

2.3 模型構建

由于不同企業混改的時間點并不一致,導致無法設置一個統一的政策時點。本文參考倪宣明 等[10]的處理方式,通過構建雙向固定效應模型進行實證研究,本文針對H1的回歸模型設定如下。

YROA=β0+β1XRocs+γ+δ+α0Control+ε

(1)

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

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

描述性統計結果見表2。

表2 描述性統計

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。營業利潤增長率和凈利潤現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,可看出各企業在這2個方面差異較大。

3.2 實證結果分析

實證結果見表3。

表3 實證結果

本部分展示的是針對H1運用雙向固定效應模型的參數結果。列(1)為不加控制變量,僅僅控制時間和個體效應,XRocs在1%的顯著水平上為正。列(2)加入控制變量有形資產負債率,總資產周轉率,每股收益,市值有形資產比,營業利潤增長率,凈利潤現金含量,Z指數和企業規模后,雖然系數從0.016降為0.010,但XRocs仍然在1%的顯著水平上為正,初步驗證了H1。

3.3 穩健性檢驗

本文通過以下方式檢驗二次混改控股股東退位對績效影響的穩健性。

3.3.1 平行趨勢檢驗

平行趨勢是評價政策沖擊的先決條件,其評價機制是實驗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。本文以控股股東發生退位為基準時間0,分別在前6期、后4期的設定下進行檢驗,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。檢驗結果如圖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,而在基準時間后1～3期,受到政策沖擊后,與0軸無交點,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。

圖1 平行趨勢檢驗結果

3.3.2 考慮滯后影響的檢驗

本文采用滯后被解釋變量的方式進行檢驗(見表4)。列(2)、(4)、(6)為加入控制變量后。列(1)、(2)為滯后1期的回歸結果,在1%水平上顯著,列(3)、(4)為滯后2期的回歸結果,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期的回歸結果,核心變量不顯著。這表明控股股東退位對企業績效的影響具有2期滯后效應。

表4 穩健性檢驗

3.4 異質性檢驗

本部分展示的是針對H2的實證檢驗。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績效,而央企則不顯著。驗證了本文的H2,相較于央企,地方國有企業“二次混改”控股股東退位提高企業績效更為顯著。

表5 異質性分析

4 結束語

本文將2008—2021年上市A 股中的競爭性國有企業的數據為研究樣本,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績效的影響。從前面的研究可以得出如下結論:“二次混改”背景下的控股股東退位會提升企業績效,并且相較于央企,地方國有企業績效提升更為顯著。以此可以針對現有的一些一股獨大的國有企業,積極引入戰略投資者、社會資本和推進員工持股等,進一步降低國有股占比,有利于企業績效的提升。

本文存在以下局限性。第一,由于本文控制組的國有企業是控股股東持股比例一直大于或等于50%的企業,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層級關于控股股東退位對企業績效的影響,未來可以進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制。