混合所有制改革對企業(yè)價值的提升研究

北京交通大學經(jīng)濟管理學院 汪彥卓 楊尚卿 徐嘉琪

1 文獻綜述與研究假設

目前，混合所有制改革對于企業(yè)的影響研究大多是單一角度如創(chuàng)新能力、投資效率、控股成本。王業(yè)雯和陳林(2017)以新產(chǎn)品銷售收入占銷售總收入的比值衡量創(chuàng)新效率，證明混合所有制改革能顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新效率[1]。李春玲、李瑞萌和袁潤森(2017)發(fā)現(xiàn)，混改后國有企業(yè)投資效率得到了一定程度的提高，由絕對控股變?yōu)橄鄬毓煞绞降幕旄膰笸顿Y效率提高為最優(yōu)[2]。 王華和龔玨(2016)發(fā)現(xiàn)國有股持股比例和控股成本、投資回報分別呈U型、倒U型關系，持股比例在21%～29%區(qū)間時，控股成本最低，投資回報最大[3]。就混合所有制對企業(yè)宏觀價值層面而言，一直未能有結論。

據(jù)此提出以下假設：

H1：混合所有制改革與企業(yè)價值提升有正相關關系。

H2：混合所有制改革之后，國有企業(yè)股權制衡度越高，企業(yè)價值越大。

2 研究設計

2.1 樣本選擇

樣本范圍為2009—2015年滬深兩市進行混合所有制改革的國有A股上市公司(某一年國企中國有第一大股東比例減少，則視為混改事件發(fā)生[2])，并以混改當年為事件點，篩選時間窗口內各年份第一大股東持股比例持續(xù)減少的公司。考慮到企業(yè)價值變化的滯后性，取樣本混改前2年到混改后2年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源CSMAR，時間窗口為2007—2017年，并剔除ST及PT股；金融、保險行業(yè)上市公司；相關信息缺失或異常及上市時間不足5年的公司。最終獲得202個上市公司共1,010個有效樣本點。用軟件Excel對數(shù)據(jù)預處理，STATA14統(tǒng)計分析。

2.2 模型構建與變量說明

企業(yè)價值指標分長短期兩個角度：短期用總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)衡量，長期企業(yè)價值考慮到企業(yè)資本保值能力和總資產(chǎn)的增長能力，采用托賓Q值(Tobin Q=市場價值/總資產(chǎn)賬面價值)衡量。為檢驗假設1，設置模型1a，1b，檢驗混合所有制改革對長短期企業(yè)價值的影響：

TQ、ROA為被解釋變量，用來衡量企業(yè)長、短期價值的高低。After為混改虛擬變量，混改前的年份賦值為0，混改后的年份賦值為1，該變量系數(shù)若顯著為正，可證明混合所有制改革后國有企業(yè)價值得到提升。

為檢驗假設2，設置模型2a，2b，檢驗股權制衡度對企業(yè)價值的影響：

表1 變量定義表

表2 回歸結果

股權制衡度反映第二至第五大股東對第一大股東的制衡情況，After×Bal為混改與股權制衡度的交叉變量，該變量系數(shù)若為正且顯著，則可以驗證混合所有制改革后，國有企業(yè)股權制衡度越高，企業(yè)價值提升越高。

控制變量有資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、現(xiàn)金存量、總資產(chǎn)增長率等，具體變量定義如表1所示。

3 實證分析

回歸結果如表2所示，第一列與第三列為僅加入混改虛擬變量After后的回歸結果，第二列與第四列為加入股權制衡度Bal及混改交叉項的回歸結果。

第一列與第三列中，After和TQ及ROA的系數(shù)為正且顯著，假設1通過檢驗，說明混合所有制改革后企業(yè)價值得以提升。第二列與第四列中，After×Bal的交叉變量與TQ和ROA的系數(shù)為正且顯著，假設2通過檢驗，即混合所有制改革后，股權制衡度越高，企業(yè)短期和長期價值越高。

4 結論與啟示

結論：(1)混合所有制改革后企業(yè)短期與長期價值得以提升，混合所有制改革與企業(yè)價值提升具有正相關關系；(2)混合所有制改革后，將在一定程度上提高股權制衡度，而股權制衡度越高，企業(yè)的短期和長期價值也越高。

因此，應在保持國有股份保有量對公司決策能產(chǎn)生有效與影響的基礎上，積極發(fā)展混合所有制，提高企業(yè)內部股權制衡度，打破一股獨大的格局，提升企業(yè)價值，實現(xiàn)國有資本的保值和增值。