政府控制程度、混合所有制結構與企業績效

(1.鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001； 2.中央財經大學 財政稅務學院，北京 100081)

1 引言

混合所有制改革的重點是優化國有企業的股權結構，進而影響國有企業的行為，提升國有企業績效[1]。目前關于混合所有制改革的研究，主要有兩種思路：一種是直接考察混合所有制改革中的內部治理機制，主要聚焦于混合所有制改革過程中國有企業的股東、董事會和高管層變化及其影響，如Fan等[2]，郝云宏和汪茜[3]，馬連福等[4]，郝陽和龔六堂[5]。另一種是從外部考察混合所有制改革的制約因素及其宏觀效果，主要聚焦于混合所有制改革過程中的政府行為以及改革所帶來的宏觀效果，如Liao等[6]，Li和Yamada[7]，綦好東等[8]，陳林[9]。第一種研究思路較為直接，成果也較為豐富，但研究結論并不統一，這主要因為這種研究思路僅僅關注于混合所有制企業的內部治理結構，而忽視了宏觀制度環境。內部治理結構的改變是混合所有制改革的最直接影響，但是這種影響對企業績效的作用并不是線性直接關系，而是經常受到宏觀制度的制約。第二種研究思路通常把宏觀制度因素納入到混合所有制改革的研究之中，研究結論也較為一致，但往往忽略微觀機制的傳導作用。

無論是微觀機制研究還是宏觀因素分析，都是建立在市場模式基礎上的機制設計。隨著混合所有制改革實踐的不斷深化，在企業層面逐漸形成了國有股權和非國有股權相混合的二元結構形態，它們之間的融合程度決定了混合所有制改革的發展前景。無論是國有股權還是非國有股權，其經濟目標的一致性奠定了合作的基礎，然而，國有股權的性質決定了其具有經濟目標的同時還肩負著社會目標，非國有股權更多地強調經濟目標，這就導致了國有股權與非國有權之間的沖突[10]。在這種合作和沖突的過程中，國有資本的行為邏輯受制于外部的政府控制程度，非國有資本的行為模式則受到不同控制程度下的政府激勵行為所引導[11]。鑒于此，本文把宏觀因素和微觀機制結合起來，實證分析政府控制程度、混合所有制結構與企業績效的關系，探討混合所有制結構如何在政府控制程度對企業績效產生影響的過程中發揮作用？最佳政府控制程度應該處于什么區間？最優混合所有制結構又應該處于什么區間？與已有研究相比較，本文的貢獻在于：(1)把宏觀政府控制因素和微觀企業所有權結構結合起來研究混合所有制改革及其效果，更好地解釋了混合所有制改革的驅動因素和改革效果的實現路徑，拓展和深化了混合所有制改革的理論分析框架。(2)運用我國上市國有企業數據，結合以往研究成果，構建了政府控制程度指標和混合所有制結構指標，并確定了樣本公司的混合所有制結構和政府控制程度閾值，既豐富和拓展了混合所有制改革的理論研究，又為國有企業績效的提升提供了參考和依據。

2 理論分析與研究假設

2.1 政府控制與企業績效的關系

(1)政府控制層級或類型對企業績效的影響。學者們在研究政府與企業的關系時，主要聚焦于不同政府控制層級或類型對企業績效的影響程度。依據行政級別，夏立軍和方軼強[12]把政府對企業的控制類型分為非政府控制、縣級政府控制、市級政府控制、省級政府控制以及中央政府控制，通過實證研究發現，政府控制尤其是縣級政府控制和市級政府控制對企業績效產生了顯著的負向影響，企業所處制度環境和市場環境的改善有利于緩解這種負面影響。依據組織形式，劉芍佳等[13]把政府對企業的控制類型按照終極控制人的不同劃分為國有資產管理機構控制、中央直屬國有企業控制和地方所屬國有企業控制三種類型，通過實證研究發現，不同類型的政府控制模式所帶來的企業績效存在較大差異。依據管控關系，辛清泉等[14]把政府對企業的控制類型分為直接控制模式和間接控制模式，通過實證研究發現，直接控制模式能夠保障國家和地方政府政策的落實，但也會導致企業行為的集中化和趨同化，所以直接控制模式下的企業績效受到政府控制程度的影響較大，間接控制模式下的企業績效受到政府的干預相對較小。

(2)政府控制程度對企業績效的影響。關于政府控制層級或類型的研究主要采用定性的劃分標準，關注的是不同政府控制類型或模式對企業行為和績效的影響，而在這個影響過程中，政府控制程度與企業績效之間并不一定是線性關系[15]。政府控制通常會對企業產生雙重影響，即扶持之手和掠奪之手[16]。政府的扶持之手更多地體現在政府對自己控制的企業進行利益或資源輸送，通過刺激企業經營帶來地方經濟發展，進而為政府官員帶來政治收益。政府的掠奪之手是政府通過控制企業進而實現對企業資源的轉移或掠奪，尤其是地方政府官員為了實現政治晉升的目的，可能會把過多的政策性負擔轉移給地方政府控制的企業，導致企業的行為偏離經濟目標。政府扶持之手和掠奪之手是政府控制行為所產生的兩面效應，這種效應的發揮受制于政府控制權和收益權的匹配度以及由此導致的激勵收益和侵害收益比較[17,18]。控制程度在達到臨界值之前，政府的收益權大于其控制權，侵害收益大于激勵收益，政府就有激勵采取掠奪之手，并且政府控制程度越強，掠奪動機越明顯，因為掠奪收益由政府獨占，掠奪損失則由政府和企業的其他利益相關者共擔。當控制程度超過臨界值之后，政府的收益權逐漸和其控制權相匹配，并且隨著政府控制程度的增強，這種匹配程度也不斷提高，此時政府就有激勵采取扶持之手，實現企業績效的提升，進而帶來政府收益的增加。基于以上理論分析，提出本文的第1個假設：

假設1政府控制程度與企業績效之間存在先減后增的正U型關系。

2.2 混合所有制與企業績效的關系

政府控制程度在影響企業績效的過程中，混合所有制股權結構發揮著重要的影響作用。關于混合所有制結構和企業績效的關系，學者們主要從混合所有制結構對企業績效的影響以及最優混合所有制結構兩個方面進行了研究。現有文獻探討了混合所有制改革中的股權結構配置及其對企業績效的影響，如劉漢民等[19]，逯東等[20]。郝陽和龔六堂[5]研究指出，混合所有的股權結構提高了企業價值，但是這種提升作用并不是線性的，蔡貴龍等[21]的研究也得到了類似的結論。田利輝[16]通過實證研究發現，國有股比例與企業價值呈左高右低的非對稱倒U型關系。胡一帆等[22]研究指出，國有企業在進行民營化改革之后，能夠實現盈利能力的提升。馬連福等[4]，陳仕華和盧昌崇[23]研究發現，國有企業混合主體的深入度與企業績效之間存在倒U型關系。李建標等[24]研究發現，混合所有制改革能夠發揮國有資本和非國有資本結合所帶來的雙重比較優勢，進而提升企業績效，且這種提升作用受到制度環境的影響。張蕊和蔣煦涵[25]實證研究發現，經過混合所有制改革的國有企業工業增加值高于未進行混合所有制改革的國有企業，混合所有制結構與工業增加值之間呈倒U型關系，國有股最優比例為46.6%。

這些文獻從不同角度對混合所有制改革進行了多方面的研究，主要認為混合所有制改革通過股權結構的多樣化以及股權制衡度的提升對企業內部治理結構進行優化，進而改善企業績效，但是混合所有制股權結構對企業績效的提升存在著臨界區間。當混合所有制結構低于臨界值時，混合所有制改革所帶來的治理結構優化能夠改善一股獨大或政府超級股東所帶來的弊端，并且能夠形成相對集中的股權結構，通過不同性質或類型股東之間的制衡實現利益協同效應，緩解壕溝防御效應，從而促進企業科學決策，尤其是投融資決策和創新決策，因此可以提升企業短期績效和長期價值。當混合所有制結構超過臨界值時，企業股權過度分散化，混合所有制結構的進一步提升會導致股東尤其是大股東為了自身利益侵占公司利益，因為侵占所帶來的收益由自己獨占，而成本則有眾多股東一起承擔，股權分散還可能導致所有者虛位和搭便車行為下的監督缺失和代理成本增加，這些都可能制約企業的短期績效和長期價值。因此，混合所有制結構和企業績效之間并不是線性關系，混合所有制結構存在閾值，其對企業績效的影響呈現先升后降的狀態。基于以上理論分析，提出本文的第2個假設：

假設2混合所有制結構與企業績效之間存在先增后減的倒U型關系。

3 研究設計

3.1 樣本選取與數據來源

本文選取2014～2018年我國A股上市國有企業為研究樣本，并按照以下規則進行篩選：剔除ST、PT類上市公司以及數據缺失的樣本公司，篩選后最終獲得了13個行業740家公司的3700個樣本觀測值。本文使用的財務數據和公司治理數據主要來自國泰安CSMAR數據庫和WIND數據庫，借助描述性統計分析、回歸分析等實證研究方法，運用EXCEL和SPSS 21.0統計分析軟件進行數據處理和分析。

3.2 變量說明與指標界定

(1)政府控制程度。借鑒姚晶晶等[26]，劉行[27]，焦豪等[28]對政府控制程度的測度方法，本文以最終控制人在公司的控制權與公司規模為測算基礎，構建了公司在其最終控制人投資組合中的重要性指數，并將其作為政府控制程度的衡量指標，具體計算方法見(1)式

(1)

其中VRi,t,g表示第t年第g個投資組合中最終控制人對i公司的控制權比例，SIZEi,t,g表示第t年第g個投資組合中i公司的資產規模。VRi,t,g×SIZEi,t,g代表最終控制人可以控制的公司資產規模。ZFKZi,t,g反映了每一家樣本公司在其最終控制人投資組合中的重要性，重要性越高，最終控制人通過干預該公司所能實際調配的資源越多，該企業被政府控制的程度越大。

(2)混合所有制結構。借鑒李永兵等[29]，楊興全和尹興強[30]以及吳秋生和獨正元[31]衡量混合所有制股權結構的方法，本文將企業股權結構分為三類，其中R1代表樣本公司前十大股東中國有股所占比例(包括政府持股以及國有法人股)、R2代表樣本公司前十大股東中民營股所占比例、R3代表樣本公司前十大股東中外資股所占比例，具體計算方法見(2)式

(2)

(3)企業績效。為了更加客觀全面地量化樣本公司的績效，借鑒國內外學者Nickell[32]，李笑南[33]，任廣乾[34]，Cheng等[35]對企業績效的量化指標，本文采用主成分分析方法，從資產收益率(ROA)、凈資產收益率(ROE)、成本費用利潤率(RPCE)、托賓Q值(Tobin’Q)、每股盈余(EPS)、主營業務資產收益率(CROA)等指標中計算得出兩個主成分F1和F2。

從各績效指標的主成分分析結果可以得出，KMO=0.782>0.6，說明變量相關性較好，球形檢驗顯著性p=0.000<0.001，說明變量之間的相關矩陣不是單位矩陣，適合進行主成分分析。提取特征根的共同度都在50%以上，說明變量的大部分信息可以被主成分解釋，因此，根據成分得分系數矩陣得到F1和F2的表達式

F1=0.29×ROA+0.052×ROE+0.33×RPCE-

0.06×Tobin’Q+0.35×EPS+0.338×CROA

(3)

F2=0.163×ROA+0.638×ROE+0.012×RPCE+

0.639×Tobin’Q+0.03×EPS-0.23×CROA

(4)

以特征根為權重將F1和F2進行加權處理得到衡量企業績效的綜合指標QYJX=67.3%×F1+32.7%×F2。

(4)控制變量。借鑒國內外的研究，本文在回歸分析政府控制程度、混合所有制結構和企業績效的關系時，對以下可能影響企業績效的因素進行了控制，包括高管持股比例、前三高管薪酬比例、每股經營活動現金凈流量、第一大股東持股比例、總資產、資產負債率、主營業務利潤占比、每股盈利、企業自由現金流、每股未分配利潤、獨立董事比例、營業收入增長率，此外還設置了行業虛擬變量和年度虛擬變量，其中行業指標參照證監會2012版行業分類標準，設置了13個行業虛擬變量。這些控制變量各自衡量了樣本公司中政府控制程度、混合所有制結構和企業績效關系的影響維度，涵蓋了可能影響樣本公司回歸關系的其他因素，通過數據分析可知它們之間不存在嚴重的共線性問題。本文的具體變量定義和界定標準見表1。

表1 變量定義及界定標準

3.3 模型構建

本文利用模型1和模型2對假設1和假設2進行檢驗，利用模型3對政府控制程度、混合所有制結構與企業績效之間的關系進行進一步的深入分析和比較，利用模型4考察混合所有制結構在政府控制程度與企業績效關系中的調節效應。

模型1：QYJX=a0+b1ZFKZ+b2ZFKZ2+CnControl+εi

(5)

模型2：QYJX=a0+b1HHSYZ+b2HHSYZ2+CnControl+εi

(6)

模型3：QYJX=a0+b1ZFKZ+b2HHSYZ+b3ZFKZ2+b4HHSYZ2+CnControl+εi

(7)

模型4：QYJX=a0+b1ZFKZ2+b2HHSYZ+b3ZFKZ2×HHSYZ+CnControl+εi

(8)

其中Control表示控制變量，εi表示隨機誤差項。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計分析

從描述性統計分析結果可知，企業績效的均值為1.212，標準差為1.567，最大值與最小值之間的差異較大，這說明受政府控制模式、行業和規模等因素影響，我國國有企業績效之間存在著較大的差距。政府控制程度的最小值為0.125，最大值為0.876，均值為0.386，標準差為0.432，說明我國國有企業的政府控制程度也存在較大差異。混合所有制結構最大值為0.978，最小值為0.132，均值為0.484，說明我國國有企業混合所有制程度的差異也較大。從控制變量的描述性統計結果還可以看出，大部分控制變量的最大值和最小值之間的差距都較大，說明本文所選取的樣本分布范圍較廣泛，具有較好的代表性。控制變量中的高管持股比例、獨立董事比例差距相對較小，分布較為集中，這與我國《公司法》等法律法規對上市公司的相關規定有關。

4.2 多元回歸分析

4.2.1 政府控制程度對企業績效影響的檢驗結果

為了考察政府控制程度與企業績效之間的關系，本部分利用模型1進行回歸分析，結果見表2，表2的回歸結果表明：模型1的F檢驗值為25.775，且在1%的顯著性水平上顯著，說明模型1的整體顯著性較好，R2為0.334，說明模型1的擬合度也較好。政府控制程度的系數為-0.213，政府控制程度平方的系數為0.192，二者均在1%的水平上顯著，由此可知，政府控制程度與企業績效呈正U型關系。

根據U型關系的函數表達式可得出政府控制程度的閾值為0.554，即當政府控制程度為0.554時，企業績效最低。從正U型關系還可以發現，在達到閾值之前，政府控制程度對企業績效的提升具有負面作用，這與學者們之前的研究結果相一致。在達到閾值后，政府控制程度對企業績效的提升則具有促進作用，因此應盡量避免政府控制程度達到0.554左右的區間，政府控制對企業績效提升程度最高的比例區間存在于政府控制程度較低和較高兩個范圍，政府控制程度處于50%～60%范圍內的企業，其績效最容易因受到政府的干預而降低。總結以上結論，政府控制程度與企業績效之間存在先減后增的正U型關系，且存在政府控制程度閾值，即0.554，由此假設1得到驗證。

表2 模型1的回歸結果

注：*,**,***表示在10%、5%、1%顯著性水平上顯著。下同。

4.2.2 混合所有制結構對企業績效影響的檢驗結果

為了考察混合所有制結構與企業績效之間的關系，本部分利用模型2進行回歸分析，結果見表3，表3的回歸結果表明：模型2的F檢驗值為28.623，且在1%的水平上顯著，說明模型2的整體顯著性較好，R2為0.228，說明模型2的擬合度較好。混合所有制結構一次項與企業績效呈正相關關系，系數為0.135，且在1%的水平上顯著，混合所有制結構的平方項與企業績效呈負相關關系，系數為-0.107，且在5%的水平上顯著，說明樣本公司的混合所有制結構與企業績效之間存在倒U型關系。

根據模型2的回歸系數計算可得，混合所有制結構對企業績效影響的閾值為0.631，說明當混合所有制結構為0.631時，企業績效的提升程度最大，因此，適度提高國有企業的混合所有制程度有利于企業績效的改善，但是當混合所有制結構超過臨界值0.631時，則會因股權過于分散而導致控制權與現金流權出現較大偏離，加劇代理問題，因此，混合所有制程度過高則會對企業績效產生負面影響。總結以上實證結論，混合所有制結構與企業績效之間存在先增后減的倒U型關系，且求解出了最優混合所有制結構的閾值為0.631，由此假設2得到驗證。

表3 模型2的回歸結果

4.2.3 進一步檢驗與分析

本部分利用模型3深入比較分析政府控制程度和混合所有制結構的作用差異，回歸結果見表4。從表4的回歸結果可以看出，政府控制程度的系數為-0.198，混合所有制結構的系數為0.128，二者分別在1%和5%的水平上顯著。政府控制程度的一次項系數為負，平方項系數為正，說明政府控制程度與企業績效之間存在先減后增的正U型關系。混合所有制結構的一次項系數為正，平方項系數為負，說明混合所有制結構與企業績效之間存在先增后減的倒U型關系。因此，假設1和假設2得到再一次驗證。

深入分析表4的回歸結果還可以發現，政府控制程度系數的絕對值為0.198，混合所有制結構系數的絕對值為0.128，由此可知，政府控制程度對企業績效的影響作用大于混合所有制結構對企業績效的影響作用。因此，在我國轉軌經濟背景下，政府控制程度在企業績效中發揮了更大的影響作用，在未來的國有企業深化改革過程中，應該減少政府干預，進一步多樣化股權結構，因為多種所有制形式通過股權的相互制衡可以在一定程度上緩解政府控制程度對企業績效所帶來的負面影響，促進其正面影響。

表4 模型3的回歸結果

4.2.4 調節效應檢驗

借鑒方杰等[36]的研究，本部分利用模型4檢驗混合所有制結構在政府控制程度與企業績效關系中的調節效應。利用模型1測算出的政府控制程度閾值0.554對樣本進行分組，低于0.554為低樣本組，高于0.554為高樣本組，其中低樣本組共有2135個數據觀測值，高樣本組共有1565個數據觀測值。從模型4的低樣本組回歸結果可知，ZFKZ2×HHSYZ的系數為0.136，小于模型1中ZFKZ2的系數0.192，且在1%的水平上顯著，這表明在低于閾值的情況下，混合所有制結構在政府控制程度與企業績效關系中具有顯著的負向調節作用，混合所有制結構能夠緩解政府控制程度對企業績效產生的負面影響。高樣本組中ZFKZ2×HHSYZ的系數為0.205，大于模型1中ZFKZ2的系數0.192，但不顯著，這表明在高于閾值的情況下，政府控制程度對企業績效會產生正向影響，混合所有制結構能夠在一定程度上促進這種正向影響，但是在影響企業績效的因素中，政府控制程度的作用更加重要，這也與表4的分析結果一致。

4.3 穩健性檢驗

為了檢驗模型和結果的可靠性和穩健性，本文通過替換變量的方法進行穩健性檢驗。將企業績效變量替換為每股盈余(EPS)、托賓Q值(Tobin’Q)、凈資產收益率(ROE)分別進行穩健性檢驗。由結果可知，以每股盈余作為被解釋變量時，政府控制程度的系數為-0.198，混合所有制結構的系數為0.121，且都在10%的水平上顯著；以托賓Q值作為被解釋變量時，政府控制程度的系數為-0.187，混合所有制結構的系數為0.146，分別在1%和5%的水平上顯著；以凈資產收益率作為被解釋變量時，政府控制程度的系數為-0.207，混合所有制結構的系數為0.177，分別在5%和1%的水平上顯著。另外，模型3所得到的一次項和平方項系數符號也都與上文的結果一致，且均顯著。因此本文的檢驗模型和實證結果較為穩健。

5 結論與建議

本文以2014～2018年上市國有企業為研究樣本，對政府控制程度、混合所有制結構與企業績效之間的關系進行了實證檢驗。結合前人研究成果，本文得到以下結論：(1)政府控制程度與企業績效之間存在正U型關系，且閾值為0.554，當政府控制程度逐漸增加并達到0.554時，企業績效逐漸降低，當政府控制程度高于0.554時，企業績效則隨政府控制程度的增加而提升。(2)混合所有制結構與企業績效之間存在倒U型關系，且閾值為0.631，當混合所有制結構逐漸增加并達到0.631時，企業績效逐漸提高，當混合所有制結構高于0.631時，企業績效則逐漸降低。(3)混合所有制結構對政府控制程度與企業績效的關系具有調節作用，當政府控制程度低于閾值時，混合所有制程度可以顯著地緩解政府控制程度對企業績效的負面影響，當政府控制程度高于閾值時，混合所有制結構能夠正向調節政府控制程度對企業績效的提升作用，但不顯著。

為了在混合所有制改革過程中實現合理的政府控制，進而提升企業績效，本文建議：(1)通過多種所有制結構分散政府控制對企業績效可能造成的負面影響，在國有企業混合所有制改革的過程中，要逐漸實現混合所有制結構向閾值0.631靠近。(2)推動國有企業的分類改革，保持政府控制程度處于兩端，當政府控制程度低于閾值時，可以適當降低政府控制程度，進而提升企業績效，當政府控制程度高于閾值時，則可以進一步提升政府控制程度，以實現政府收益權和其控制權的匹配，緩解代理成本，提升企業價值。(3)提升國有企業的公司治理水平，在股權優化的基礎上，混合所有制改革還需要不斷完善國有企業的董事會結構及權責利體系，加強獨立董事和監事會的監督職能，優化高管層的激勵和約束機制。