混合所有制改革對內部控制與債務成本的影響
——基于PSM-DID模型的實證研究

蘇三妹，劉微芳（副教授）

一、引言

混合所有制改革作為當前國企改革的重要舉措，并不是一個新話題。1997年黨的十五大報告便提出混合所有制這一概念，2003年就提出發展“混合所有制經濟”的思路。經過多年的改革，國有企業在規范治理結構、提升運行效率等方面均取得了不俗的成績，但仍存在諸如產權主體虛化、機制僵化、國有資本一股獨大等一系列問題。2013年11月召開的十八屆三中全會從微觀層面提出混合所有制改革，會議提出要推動國有企業完善現代企業制度，積極發展混合所有制經濟，并指出“國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟，是基本經濟制度的重要實現形式”。2014年，混合所有制改革進入實操階段，國有企業、非國有企業相互融合成為新一輪國有企業改革的重頭戲，截至2016年年底，中央混合所有制企業總數比重占到67.7%，超過一半的省級地方監管企業及各級子公司中混合所有制企業數量的比重也超過了50%，發展混合所有制企業是國企改革下的必然選擇。

目前學者大多僅將混合所有制看作一種企業屬性，即將其作為股權結構特征來對待，而沒有從混合所有制改革本身發揮的效應出發來進行深入研究，這對于研究混合所有制改革及其影響顯然是不夠的。基于此研究現狀，本文從改革角度出發，關注混合所有制改革對國有企業債務成本與內部控制帶來的影響。

二、理論分析與假設提出

（一）混合所有制改革對債務成本的影響

馮埃生[1]研究了混合所有制給企業負債能力帶來的影響，發現企業混合所有制程度與債務融資能力呈負相關關系；同時進一步檢驗發現公司的性質、控制權不同，混合所有制給債務融資帶來的影響存在差異。汪平、蘭京[2]的研究結果表明，混合所制改革提高了公司的加權平均資本成本。大量研究表明，國有企業在債務融資方面具有先天優勢，因其具有政府隱形擔保、政策支持等“光環”，銀行等金融機構更愿意將資金貸給它們[3，4]。在債務融資方面，相較于非國有企業，國有企業擁有更低的債務成本，在民營企業中則存在著“信貸歧視”[5]。混合所有制改革后，國有企業混入了非國有資本，民營、外資等資本的加入降低了原國有化程度，可能會導致金融機構貸款給國有化程度較低企業的意愿減弱，或者以更高的債務成本來降低企業的不確定性。與此同時，非國有資本的加入改變了國有企業的“一股獨大”局面，也對國有企業管理層與國有股東的“連體”關系產生了重大影響，原國有股東對管理層的控制力會因股權制衡度的提高而下降。非國有股東會對國有股東的行為進行干預，同時國有股東在管理層監督上投入的時間和精力有所減少，進而有可能導致管理層與股東之間的代理問題加大，代理成本提高。代理成本的增加可能會使債權人對企業的信心降低，削弱了原來的融資優勢。基于此，提出如下假設：

H1：在其他條件相同的情況下，混合所有制改革提高了企業的債務成本。

混合所有制改革近年來逐漸在壟斷性行業推進，壟斷性行業允許越來越多的非國有資本加入。相比那些競爭性行業，壟斷行業能夠獲得穩定且可觀的利潤，所以在債務融資時，債權人會覺得處于壟斷行業的企業將來還本付息的能力更強，從而對壟斷性行業企業做出更好的盈利預期，因此壟斷性行業企業面臨較小的融資性約束。相反，在競爭性行業中，企業的生存發展更多的是依賴市場競爭，未來經營狀況面臨更多的不確定性，銀行等對其提供資金時會予以更多的考慮和限制。對于競爭性行業的企業，混合所有制改革后摻入非國有資本，這對企業債務融資可能更加不利，而壟斷性行業企業發生的混合所有制改革對其債務融資的影響則沒那么顯著。

從混合所制改革后不同的國有資本持股比例來看，由于我國特殊的政治背景和經濟環境，國有控股比例的升高代表公司能享有更大的所有權優勢，有利于降低公司風險。相比于國有資本參股或者相對控股來說，國有資本對企業的絕對控股能夠向債權人釋放更多的政府隱性擔保的訊息，給予債權人更多的信心保障，因此，即使混合所有制改革后國有企業摻入了其他非國有資本，但國有資本仍占據絕對控股地位，其有利的債務融資條件將得以延續。

基于以上分析，筆者在H1 的基礎上提出以下兩個分假設：

H1a：相對于壟斷性行業企業，混合所有制改革更顯著提高了競爭性行業企業的債務成本。

H1b：相對于混合所有制改革后國有資本保持絕對控股企業，混合所有制改革更顯著提高了國有資本參股、相對控股企業的債務成本。

（二）混合所有制改革對內部控制的影響

國有企業因其由單一的國有資本構成，所以存在著產權主體虛置、經營責任不落實等問題，不少企業運營機制不靈活，缺乏活力和效率。混合所有制改革的核心是向民營資本開放部分國有經濟領域，國有資本通過控股、參股等方式，與其他性質的資本融合，引進多元化投資主體，有利于發揮國有、非國有資本的優勢互補作用，改善國有企業的產權結構。同時，混合所有制改革下，不同性質股東的加入有助于解決股權結構等方面存在的問題，充分發揮國有股東的政策與資源優勢以及民營股東的機制與創新優勢；有助于規范法人治理結構，逐步建立規范的現代企業制度和市場化的運作機制，而這些都是建立良好內部控制環境的基礎。此外，非國有股東因“逐利天性”，更有動力去監督管理者，完善內部控制制度以防止利益被侵占。有研究表明，混合所有制改革后，國有資本與民營資本形成合理制衡的多元化產權結構，有利于形成既相互制衡又激勵相容的監督約束機制，避免“內部人控制”等弊端；非國有股東通過持股與人員委派等行為，對國有企業原先的“準官員”型高管進行制衡，強化了企業的內部監督[6，7]。顧孟娜[8]采用上市公司2013年的數據研究混合所有制改革下內部控制的有效性，研究發現混合所有制企業的內部控制有效性顯著高于國有企業。混合所有制改革給企業打下了一個良好的內控環境基礎且監督機制得以完善，由此提出假設：

H2：在其他條件相同的情況下，混合所有制改革提升了企業的內部控制質量。

外部競爭環境對公司經營管理和內部治理都有很大影響，無論內部控制質量如何，壟斷性企業都會因其居于壟斷地位而具有較好的盈利水平[6]。壟斷性企業進行混合所有制改革后，相較于競爭性公司，非國有資本加入這一類企業后直接享有“壟斷收益”，所以有可能不會主動健全公司的內部控制體系。而對處于競爭性行業企業的所有者來說，特別是更注重經濟利益的非國有股東，會對公司風險管理給予更多的重視，并更有動機去完善內部控制制度以使自身收益得到最大保障。

當前國家深化國有企業混合所有制改革，允許非公有資本對國有企業參股甚至控股，提升企業的股權制衡度，而股權制衡度的提升有利于企業內部控制質量的提升[9]。但是混合所有制改革后，如果非國有資本所占股權份額較小，國有資本仍然掌握企業的實際控制權，民營資本沒有話語權，則這種股權結構對于公司治理并不能發揮有效的促進作用，對內部控制也起不到明顯的改善作用。國有資本對企業占據絕對控股地位，所有者缺位、產權不明晰帶來的內部人控制現象更顯著，而且其擁有更高的政治權利可能凌駕于內部控制之上。但是，國有資本降低程度較大，也不利于國有股東、非國有股東之間的相互制衡，因此為了使不同股東能夠有效地相互制衡，國有股占比必須合理設置。因此，筆者認為在混合所有制改革下，國有持股比例過大過小皆無助于內控質量的提升。基于以上分析，提出假設：

H2a：相比于壟斷性行業企業，混合所有制改革更顯著提升了競爭性行業企業的內部控制質量。

H2b：相比于混合所有制改革后國有資本參股、絕對控股企業，混合所有制改革更顯著提升了國有資本相對控股企業的內部控制質量。

（三）內部控制在混合所有制改革與債務成本之間發揮調節作用

良好的內部控制質量可以提高企業的會計信息質量，緩解銀企之間的信息不對稱從而降低雙方債務契約簽訂前的不確定性。債務契約簽訂后，內部控制質量好的企業會通過規范的授權審批等控制活動來約束管理者自利行為，從而減少債權人對企業的監督成本。此外，公司的內部控制制度越完善，相應的風險管理機制越健全，在降低企業經營風險的同時提升經營績效，會促使銀行等給予企業較低的風險評價等級，增強債權人的信任。這些都有利于企業債務融資條件的優化。有研究表明，內部控制質量高的企業債務成本更低[10-12]，因此提出假設：

H3：在其他條件相同的情況下，內部控制質量的提高能夠有效降低混合所有制改革后國有企業的債務成本。

壟斷性行業與競爭性行業面臨的市場狀況不一樣，在產品競爭激烈的行業，債務供給方在市場上處于賣方市場，銀行等在提供資金時會有更大的議價能力，往往會對競爭性行業企業提出更多要求。內部控制水平更高的公司，其融資約束會更少，可能會優先獲得資金，在債務融資時更容易獲得優惠待遇。此外，從債權人的債務風險來看，公司若處在競爭越激烈的行業，其未來經營績效可持續的不確定性越大，面臨的債務風險也越大。但是如果公司的內部控制質量較好，則能夠在一定程度上降低企業面臨的經營風險，從而緩解債權人債務風險。

國有企業混合所有制改革使得民營、外資等資本流入企業，這些非國有資本的逐利性和風險意識，使其具有強烈的動機與動力進行內部監督，公司激勵與約束機制的運作效率也更高，從而可以完善內部控制建設。李元霞[13]指出，股權集中度過高的企業，話語權一般都集中在大股東身上，內部控制淪為形式，難以發揮其應有的作用，只有股權適度集中才有益于企業內部控制水平的提升。國有資本持股過高或者過低，都不利于企業股權相互制衡，只有適當持股，才有利于股權發揮制衡作用。汪浩[14]認為最優的國有股權比重應在40%以下。因此可以合理預期，在混合所有制改革后國有資本相對控股的企業，混合所有制改革對其內部控制質量更能發揮良好的提升作用，從而更有效地調節混合所有制改革與債務成本之間的沖突。

基于以上分析，筆者在H3 的基礎上進一步提出以下兩個分假設：

H3a：相比于壟斷性行業企業，內部控制質量對混合所有制改革與債務成本的調節作用在競爭性行業企業中更顯著。

H3b：相比于混合所有制改革后國有資本參股、絕對控股企業，內部控制質量對混合所有制改革與債務成本的調節作用在國有資本相對控股企業中更顯著。

三、模型構建與變量定義

（一）實證模型構建

為了檢驗混改政策的影響，本文選擇使用DID模型和PSM-DID 模型。DID 模型多用于對公共政策實施效果的定量評估，該模型是一種有效的績效評估模型，其通過處理組和對照組在政策變化前后的相對差異，反映政策的實際執行效果[15]。鑒于本文采用的是多期面板數據，我們在構建DID模型時，特別引入個體固定效應（μ）與時間固定效應（τ）。

國有企業進行混合所有制改革是一個非隨機事件，那些經營效率高的企業可能更有意愿進行改革，存在“靚女先嫁”的情況[16]，因此國有企業進行混合所有制改革并不一定是隨機事件，而對非隨機樣本直接進行估計會導致樣本的選擇性偏差與異質性偏差。考慮到這種偏差可能給研究結果帶來影響，本文運用傾向得分匹配（PSM）對樣本進行篩選以消除偏差帶來的不利影響，再用DID模型回歸以得到混改政策實施的真實效果。

1.混合所有制改革對債務成本影響的模型構建。為了檢驗假設1，即驗證混合所有制改革提高了企業的債務成本，構建模型（1）：

在模型（1）中：Cod 為債務成本，用“利息支出/總負債”表示；Du為虛擬變量，Du=1為實驗組，即進行了混合所有制改革的國有企業，Du=0為對照組，表示未進行混合所有制改革的企業；Dt也為虛擬變量，Dt=1表示混合所有制改革后，Dt=0則為混合所有制改革前。本文選取的實驗組是2014年發生混合所有制改革的企業，所以Dt=1為2014年及以后，Dt=0為2014年以前。此模型主要關注交乘項系數α1，我們預期該系數顯著為正。

此外，為了分析混改效果隨時間演進的趨勢，我們還定義混改第1年、第2年及混改第3年，如2014年為混改第一年，則2015年為混改第二年，2016年為混改第三年。

2.混合所有制改革對內部控制影響的模型構建。為了檢驗假設2，即混合所有制改革是否能給企業內部控制質量帶來提升作用，構建模型（2）：

在模型（2）中：Inc表示內部控制質量，用內部控制指數DIB 來衡量。這里主要關注系數α1，我們預期，如果該系數顯著為正，則表明混合所有制改革的確給企業的內部控制帶來了積極的影響。

3.內部控制的調節效應的模型構建。對于假設3的檢驗，借鑒已有學者的研究[16-18]，構造模型（3）：

在模型（3）中，主要考量Du×Dt×Inc 三者交乘項的系數α4，關注三者交乘項系數的大小或方向，從而估計內部控制的調節效應。α4的顯著性大小決定內部控制是否具有調節作用，而系數的方向則反映其調節作用的方向，以此來檢驗假設3。

為了進一步研究企業在競爭性程度不同的行業、國有資本比重不同的區間，混合所有制改革、內部控制與債務成本呈現的關系，本文在以上模型基礎上，將企業分為處于壟斷性行業與競爭性行業，并按國有資本參股、相對控股與絕對控股分別進行分組回歸分析。

（二）樣本選擇與變量定義

1.混合所有制改革的樣本選取。對于混合所有制改革的衡量目前尚未形成一致的方法，借鑒已有學者的研究[16，17，19]，本文對國有企業發生混合所有制改革變量的度量進行如下處理：

選取2013～2016年滬深A股國有上市公司為研究對象，選擇企業的前五大股東數據，以2013年為起點，觀察每一家企業的前五大股東構成情況，手工搜集2014年發生混合所有制改革的企業為實驗組，將未進行混合所有制改革的企業作為對照組；根據前五大股東名稱，通過官網、百度及新浪財經等網站搜索其企業性質。如果一家國有企業2013年前五大股東全部為國有性質，到2014年開始，前五大股東混入了新的民營企業、外資企業、個人等非國有股東，我們定義該企業在2014年發生了混合所有制改革，并且2014年及以后的狀態為改革后的狀態。對于對照組的選取，2013～2016年間，前五大股東均為國有股東的企業，我們定義這類企業為未發生混合所有制改革的企業。同時，考慮到實驗組和對照組樣本選取的穩健性，我們將各企業前五大股東數據的時間窗口往回延伸至2011年，以保證國有企業的前五大股東的股東性質在2011～2013年間均為國有股東，此做法能夠排除在這期間已經開始進行混合所有制改革的企業，增加最終樣本選取的合理性。經過手工篩選，從1096家國有企業中篩選出2014年發生混合所有制改革的企業180 家，未進行混合所有制改革的企業228 家；剔除ST 公司、數據缺失及異常值后，總共得到322 家企業，其中136 家為發生混合所有制改革的國有企業，186 家是未進行混合所有制改革的企業。

PSM 要求在對照組中篩選出和實驗組類似的企業，構造一批新的對照組，使得這些對照組和混合所有制改革前的實驗組特征相近。參考已有學者的研究，本文選取企業規模（Size）、資產凈利率（Roa）、資產負債率（Lev）、成長性（Growth）以及營業收入現金比率（Icr）作為匹配變量，對2013年的企業樣本進行匹配。考慮到樣本量問題（實驗組136 家，對照組186家），我們采用一比一最近鄰匹配法找到與實驗組相匹配的對照組，即為每一家實驗組找到唯一一家與之特征相近的對照組，篩選出一批新的樣本，最終得到216家企業樣本，實驗組、對照組各108家。

表1 為2013年傾向得分匹配平衡性檢驗的結果，我們主要關注匹配前后匹配變量的標準偏誤及顯著性水平的變化，如果匹配變量在實驗組與對照組之間的偏誤越小，說明配對效果越好，不少研究將匹配變量的偏誤限定于20%以內，即偏誤在20%以內便可認為匹配結果是有效的[20，21]。從平衡性檢驗結果可知，在匹配前，對照組、實驗組二者間有明顯偏差，在PSM 后，偏差都控制在10%以內，且t 值均不顯著，說明匹配后各變量在實驗組和對照組的分布變得平衡，表明實驗組與對照組在混合所有制改革前沒有明顯的差異，兩者有平行的變化趨勢，因此匹配后獲取的樣本確保了樣本處理的隨機性，從而能夠確保實證結果的可靠性。

表1 傾向得分匹配平衡性檢驗結果

2.變量定義。對于本文的其他變量定義如表2所示。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

1.描述性統計。表3為變量的描述性統計結果，從整體上看，對照組這些變量的均值均不同程度地高于實驗組（Pe 除外）。對于我們關心的主要變量，從實驗組來看，企業的債務成本平均為2.16，最小值為-0.72，最大值為7.90，標準差為1.56，企業的債務成本具有一定的離散性；內部控制平均值為6.39，標準差為1.46，最大值有8.49，最小值為0，內部控制變量取值為0，表明企業內部控制存在重大缺陷。從對照組來看，企業債務成本均值為2.19，最小值為-1.51，最大值為8.1%；內部控制均值為6.66。從均值來看，發生混合所有制改革企業的內部控制質量低于對照組，債務成本也是略低于對照組，這似乎與我們的假設不一致，不過真實情況到底如何還需進一步的實證分析。造成這一結果的原因可能是實驗組、對照組公司特征本身存固有差異，也可能是因為二者樣本量的不同所導致的，這些都需要我們進一步檢驗。

表2 主要變量含義及計算方法

2.關鍵變量改革前趨勢的檢驗。雙重差分法要求在未受到政策影響的條件下，實驗組與對照組有類似的變動趨勢，這樣才能準確地將政策實施的凈效應分離出來。在實證研究中，我們定義2011～2016年間前五大股東一直都是國有股東的企業為未進行混合所有制改革的企業，將這一類企業直接作為對照組來分析改革的政策效果。但此種做法還是不能排除我們關注的變量在改革前的實驗組與對照組企業中就已經存在差異，改革后產生的變化并不一定是混改政策帶來的，而很有可能是因上述固有差異所引起的。為了排除這種可能性，我們對實驗組與控制組在改革前的關鍵變量趨勢進行檢驗，即調整時間窗口，選取未混改前的年份2011～2013年，假設實驗組企業在這期間進行了混合所有制改革，定義改革企業的虛擬變量，同時控制其他變量的影響，對總樣本進行回歸，觀察實驗組Du 這一虛擬變量的系數是否顯著。表4為改革前趨勢檢驗結果。

表3 變量描述性統計

表4 混改前主要變量趨勢檢驗

表4中，如果企業進行了混合所有制改革Du則取1，否則取0。我們主要關注Du的系數是否具有顯著性，如果不具有顯著性則說明實驗組和對照組企業在未進行混合所有制改革前二者本身不存在明顯差異。從表4中可以看出，不管是債務成本（Cod）還是內部控制（Inc），Du 的系數均沒有通過顯著性檢驗，說明實驗組、對照組的債務成本、內部控制質量在混合所有制改革前沒有系統性差異，而后續所發生的混合所有制改革給債務成本、內部控制帶來的政策效應確實存在，不是由實驗組和對照組事前差異所致。表4第4列為內部控制的調節效果的檢驗結果，交乘項Du×Inc系數為正，表明在未進行混合所有制改革前實驗組企業的內部控制質量不利于企業的債務成本的降低，但是這一作用并不具有顯著性。

有效觀測值：Inc 的840 個（117×3+163×3）有效觀測值是包含117 家混改企業和163 家未混改企業2011～2013年的數據；Cod的921個（128×3+179×3）有效觀測值包含128 家混改企業和179 家未混改的企業2011～2013年的數據。數據量不一致的原因是Inc、Cod分別作為被解釋變量，單獨進行檢驗，數據的完整性不同，數據量也存在差異。最后一列結果顯示的是Cod 作為被解釋變量的檢驗結果，在原有回歸基礎上中加入Inc 這一調節變量，考慮數據完整性，因此最后數據量是840。此處進行混合所有制改革、未進行混合所有制改革的企業數量與前文描述性統計的數據量不一致，也是因為數據完整性所致。描述性統計評估期間是2013～2016年，表4 反映的是關鍵變量改革前趨勢的檢驗，區間是2011～2013年，由于存在部分數據缺失，因此表4的企業數量相對更少。

（二）PSM-DID的回歸結果分析

1.混合所有制改革對內部控制與債務成本的影響結果。表5 反映了混合所有制改革對公司債務成本、內部控制產生的政策效應。

從表5 第（1）（2）列的總體實證結果來看，混合所有制改革對債務成本的政策凈效應為0.604 并在1%的水平上顯著，說明混合所有制改革的實施顯著提高了公司的債務成本。再看混合所有制改革的時間持續性，混合所有制改革對企業債務成本的不利影響逐年加大，表現為混合所有制改革與債務成本的正向關系系數逐年增大且均在1%的水平上顯著。

表5 混合所有制改革對內部控制、債務成本的影響

表5第（3）（4）列反映了混合所有制改革與內部控制的關系，從總體來看，混合所有制改革對Inc的效應在5%水平上顯著為正，表明混合所有制改革能顯著提升公司的內控質量；從分年數據來看，混合所有制改革對內部控制質量的提升效應具有持續性，從混合所有制改革第1年到第3年，雙重差分估計量都顯著為正，混合所有制改革對內部控制質量的提升作用具有長期性。

2.內部控制調節效應的回歸結果。表6 是內部控制對混合所有制改革與債務成本的調節作用的回歸結果。從總體結果來看，Inc 對債務成本的系數為-0.215 且在10%水平上顯著，說明良好的內部控制質量能夠降低公司債務成本。Du×Dt×Inc 三者交互項系數顯著為負，系數為-0.336，說明內部控制質量的提高有利于降低混合所有制改革企業的債務成本。由前面的分析可知，混合所有制改革為國有企業的債務成本帶來了顯著為正的凈效應，即進行了混合所有制改革的國有企業面臨著債務成本上升的風險，但是在模型中加入內部控制指數后，混合所有制改革給企業債務成本帶來的政策凈效應由顯著為正變成顯著為負。混合所有制改革可以給企業的內部控制質量帶來顯著的提升作用，而內部控制的完善會顯著降低企業的債務成本，良好的內部控制能夠緩解混合所有制改革給國有企業債務成本帶來的不利影響，表明內部控制可以在混合所有制改革與債務成本中發揮有效的調節作用，內部控制質量的提高對混合所有制改革企業的債務成本起到顯著的降低作用，假設3得到了證實。

從分年檢驗結果來看，Du×Dt×Inc 的系數均為負數，系數絕對值逐年增大且均顯著，說明較高的內部控制質量能夠有效降低混合所有制改革企業的債務成本，且這一作用具有持續性。

（三）進一步研究

1.分行業比較。表7 反映了混合所有制改革給壟斷性行業與競爭性行業帶來的不同政策效應。

表7第（1）（2）列表示混合所有制改革對不同行業企業債務成本造成的影響，我們主要對比分析兩者的交互項系數符號大小及顯著性水平。從結果來看，壟斷性行業企業的Du×Dt 交互項系數為0.072，混合所有制改革也一定程度上提高了壟斷性國有企業的債務融資成本，但這一效應并不具備顯著性水平，表明混合所有制改革對處于壟斷性行業企業的債務成本的提高作用并不明顯。而競爭性行業的Du×Dt系數在1%水平上顯著為正，系數為0.711，系數明顯高于壟斷性行業企業，說明混合所有制改革對處于競爭性行業企業的債務成本帶來了更明顯的影響，表現為混合所有制改革更顯著提升了處于競爭性行業國有企業的債務成本，證實了H1a。壟斷性行業由于存在的諸如規模效應、準入限制、外部效應、大資本投入等特點，一旦進入后便形成天然的壟斷[22]。并且，企業處于壟斷性行業，享受壟斷收益與更多的政府支持，企業具有強大的融資優勢，不管是否進行混合所有制改革，債權人對處于這一行業的企業均會做出更好的預期。而競爭性行業面臨的不確定因素更多，對外在的政策變化的反應更加敏感，對于本就處在競爭性行業的企業來說摻入非國有資本之后，將對企業債務融資產生更加不利的影響。

表7 壟斷性行業與競爭性行業混改效應差異比較

表7第（3）（4）列反映了混合所有制改革給不同行業企業內部控制帶來的效應。從Du×Dt的系數來看，處于壟斷性行業企業的交乘項系數為正，表明混合所有制改革對處于壟斷性行業的國有企業的內部控制質量也有提升作用，但不具有顯著性；而處于競爭性行業企業的交乘項系數在10%水平上顯著為正，說明相比于壟斷性行業，混合所有制改革更顯著提升了處于競爭性行業企業的內部控制質量，H2a得到了證實。

表8 反映了混合所有制改革、內部控制與債務成本三者在不同行業呈現的關系，Du×Dt×Inc 三者交乘項的系數在壟斷性行業企業為-0.014，表明較高的內部控制質量可以降低進行混合所有制改革的壟斷性企業的債務成本，但是這一調節作用并不具有顯著性；在競爭性行業企業Du×Dt×Inc 系數在5%水平上顯著為負，說明對于競爭性行業企業，內部控制質量的提高可以有效降低混合所有制改革企業的債務成本，而對壟斷性行業企業則沒有發揮明顯的調節作用。由上述回歸可知，混合所有制改革對競爭性行業企業的內部控制質量具有更明顯的提升作用，內部控制質量的提高有利于降低混合所有制改革企業的債務成本，因此相較于壟斷性行業企業，良好的內部控制更為顯著地降低了處于競爭性行業企業的債務成本，證實了H3a。

表8 分行業比較內部控制的調節效應

2.區分不同國有資本區間的差異比較。表9 反映了不同國有資本區間下混合所有制改革與債務成本、內部控制的關系。

表9 第（1）（2）（3）列表示混合所有制改革對債務成本的影響，交乘項Du×Dt系數在混合所有制改革后國有資本參股、相對控股時顯著為正，其中當國有資本占比為0～30%時，系數為0.432并在1%水平上顯著；當國有資本占比為30%～50%時，該系數為0.347，同樣在1%水平上顯著；而對混合所有制改革后國有資本保持絕對控股的企業，Du×Dt 系數為0.218，在10%的水平上顯著。從結果可以看出，企業發生混合所有制改革后，國有資本占比越低，債務成本得到越明顯的提高，相對于混合所有制改革后國有資本仍保持絕對控股企業，混合所有制改革更顯著提高了國有資本參股、相對控股企業的債務成本，H1b基本得到了驗證。

表9 第（4）（5）（6）列反映了混合所有制改革給企業內部控制帶來的影響，同樣的我們主要關注Du×Dt系數。從交乘項系數來看，三者系數均為正，說明混合所有制改革后國有資本不管是以怎樣的形式參與企業經營，混合所有制改革均能不同程度提升企業的內部控制水平，但是這一提升作用僅在國有資本占比30%～50%，即混改后國有資本相對控股時，系數最大且在1%水平具有顯著性；而對國有資本參股或者絕對控股情況，Du×Dt 系數雖然為正，但不具有顯著性。可以說，相比于混合所有制改革后國有資本參股、絕對控股企業，混合所有制改革更顯著提升了改革后國有資本相對控股企業內部控制質量，驗證了H2b。

表9 不同國有資本區間混改效應差異比較

表10 反映的是混合所有制改革后不同國有資本區間混合所有制改革、內部控制與債務成本三者之間的關系。在混合所有制改革后國有資本占比在30%～50%時，Inc與債務成本負相關，系數的絕對值最大且在10%水平上顯著，說明混合所有制改革后國有資本相對控股公司的內部控制對債務成本的降低效果最為明顯。再重點關注Du×Dt×Inc 的系數，在加入內部控制之后，三個比例區間的Du×Dt×Inc系數均為負，表明混合所有制改革后不管國有資本占比多少，良好的內部控制均能夠緩解混合所有制改革與債務成本之間的矛盾，但是這一效應只在國有資本相對控股時具有顯著性。實施混合所有制改革后，企業為國有資本相對控股時，改革對內部控制質量的提升作用最顯著，而內部控制質量的提升對混合所有制改革與債務成本之間的矛盾又能起到較好的緩解作用，因此相對于混合所有制改革后國有資本參股、絕對控股企業，內部控制質量對混合所有制改革與債務成本的調節作用在國有資本相對控股企業中更顯著，從而驗證了H3b。

表10 分混改后國有資本區間比較內部控制的調節效應

五、研究結論

本文選取2013～2016年滬深A股上市國有企業為研究對象，采用PSM-DID 模型研究混合所有制改革對內部控制、債務成本的影響，并對內部控制在混合所有制改革與債務成本間的調節作用進行了檢驗。研究結果顯示：

從整體上看，國有企業經過混合所有制改革后，其債務融資優勢有所削弱，表現為債務成本的升高。混合所有制改革后，企業的內部控制質量顯著提高，混合所有制改革對債務成本、內部控制的影響具有持續性。混合所有制改革后國有企業的內部控制質量得以提升，內部控制質量的提高可以有效降低混合所有制改革后國有企業的債務成本，且這一調節效應具有長期性。

從行業競爭性來看，相對于壟斷性行業企業，混合所有制改革更顯著提高了競爭性行業企業的債務成本。不管是競爭性行業還是壟斷性行業，混合所有制改革對企業的內部控制質量都能起到提升作用，但僅對處于競爭性行業企業內部控制質量的提升作用具有顯著性。較高的內部控制質量對混合所有制改革與債務成本的矛盾發揮了較好的緩解作用，能夠有效降低進行混合所有制改革的競爭性行業企業的債務成本，但在壟斷性行業企業則并未發現這一調節作用。

從不同國有資本持股區間來看，相對于混合所有制改革后國有資本仍保持絕對控股企業，改革更顯著提高了國有資本參股、相對控股企業的債務成本，同時更顯著提升了國有資本相對控股企業的內部控制質量。良好的內部控制質量可以調節混合所有制改革與債務成本之間的沖突，但是只有在混合所有制改革后國有資本處于相對控股時，這一調節作用才具有顯著性。相對于其他兩個區間，混合所有制改革更顯著提高了國有資本相對控股企業的內部控制質量，而內部控制質量的提高能夠降低混合所有制改革后企業的債務成本，因此內部控制對于混合所有制改革與債務成本之間的矛盾在國有資本相對控股時發揮了更有效的調節作用。