非國有股東治理與國有企業資本結構調整速度

張慧敏，孫浩然，李 瓊

（天津科技大學 經管學院，天津300457）

一、引言

在產權多元化條件下，積極發展混合所有制經濟是當前國有企業改革的重點。十八屆三中全會通過《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》后，國有企業混合所有制改革步伐穩步向前。據國資委統計，2020年我國開展混合所有制改革的央企戶數占比已經超過70%，比2012年底提高了近20個百分點；省級國有企業混改比例接近60%。作為混合所有制改革的典型模式，引入所有權性質不同的股東（即非國有股東）參與國有企業治理受到了理論界的關注。研究表明，非國有股東能夠在金融資產配置、股利發放、投資效率等方面帶來積極的治理效果［1～3］，進而優化國有企業績效表現［4］，促進國有資產保值增值目標的實現［5］。

資本結構調整速度是反映企業財務狀況的標志之一，體現了企業的盈利與生存情況［6］。權衡理論認為，企業存在目標資本結構，將實際資本結構向目標方向調整有利于提升企業價值［7］，而資本結構向上偏離與向下偏離均會給企業帶來不利影響［8～9］。由于委托代理問題以及政府干預的存在，國有企業資本結構調整速度相對較慢，國企管理層調整資本結構的意愿不強［10］。而在混合所有制改革后，非國有股東會通過持股以及委派董事的行為參與治理，使用自身的投票權或表決權，積極參與高管任免、企業戰略等事項的決策，并對現有公司治理機制如監督機制、內部控制機制和激勵機制等進行優化調整，起到了制衡國有控股股東以及約束國企管理層的作用，既能緩解國有企業的雙重代理問題，亦有助于建立市場化的經營機制。那么，非國有股東參與公司治理能否提高企業的資本結構調整速度呢？進一步地，如果上述治理效應存在，那么國有企業治理機制的優化是否起到了中介作用，現有研究暫無法給出答案。

為了回答上述問題，本文選取2014—2019年滬深兩市國有上市公司為研究樣本，在手工整理非國有股東治理以及目標資本結構數據的基礎上，實證檢驗非國有股東治理對國有企業資本結構調整速度的影響，并從激勵機制、內部控制機制和監督機制三個角度檢驗公司治理機制優化在兩者關系中的中介效用。與以往研究相比，本文的貢獻主要體現在：①首次討論非國有股東治理與國有企業資本結構調整速度之間的關系，揭示了非國有股東通過持股以及委派董事對公司資本結構調整速度的促進作用，既完善了非國有股東治理領域的研究，也豐富了資本結構動態調整速度的相關文獻。②實證檢驗了非國有股東治理、公司治理機制與資本結構調整速度三者的相關關系，證明了激勵、內部控制與監督三種公司治理機制的中介效應，能夠為非國有股東參與國有企業治理、優化公司治理機制進而為改善國有企業資本結構決策提供理論依據。③資本結構與杠桿率之間存在密切聯系［11］，而資本結構調整速度與去杠桿之間同樣存在一定的相關關系。本文研究發現，非國有股東對資本結構調整速度的治理效果在不同資本結構偏離方向下存在差異，其中非國有股東治理能夠在過度負債企業取得優異的表現，為相關部門制定通過混合所有制改革實現結構性去杠桿的政策提供了理論依據。

一、文獻回顧與研究假設

（一）非國有股東治理與資本結構調整速度

Heshmati認為資本結構調整速度是企業對調整收益、調整成本以及偏離成本進行權衡后的結果［12］，其中調整成本是影響企業進行決策參考的重要因素［13］。相關文獻主要從信貸的可獲得性方面對調整成本進行研究。由于信息不對稱現象的存在，外部資金提供者在不能識別企業潛在風險的情況下，往往會縮小信貸規模并且提高風險溢價，增加了企業的調整成本。企業的經營決策與外部環境的變化都會通過影響企業的信貸可獲得性，進而改變企業的調整成本［14-15］。與此同時，資本結構調整決策是企業追求價值最大化的活動，通常由企業的高管人員做出，在委托人與代理人利益并不一致的情況下，企業向目標資本結構主動進行調整的困難程度會提高，由此產生了另一種形式的調整成本，即代理成本。陳志紅和李宏偉認為，嚴重的委托代理問題會增強高管尋租動機，扭曲經理人對資本結構偏離收益的判斷并且產生“掠奪效應”［16］。因此，代理成本會通過高管對資本結構的調整意愿影響資本結構調整速度［11］。而在完善公司治理機制，緩解經理層與股東間嚴重的委托代理問題后，企業的資本結構調整速度會明顯加快。郭雪萌等認為改善高管薪酬激勵有利于企業資本結構動態調整［17］。黃俊威等證實了融資融券制度的規范會產生對管理層的震懾效應，有利于減少代理成本，提高企業資本結構調整速度［18］。

與民營企業相比，國有企業具有明顯的債務融資優勢，而“政企不分”“所有者缺失”等缺陷帶來委托代理問題，弱化了國企管理層進行調整的意愿，在此情況下，國有企業的融資優勢沒有得到充分發揮，調整成本仍然處于較高水平。盛明泉等認為，“預算軟約束”現象的存在會加重國企管理層的道德風險問題，降低國有企業調整資本結構的意愿［10］。而非國有股東的引入會在客觀上形成針對國有控股股東的監督，抑制政府通過國有控股股東對國有企業經營決策的不當干預，提高企業的經營自主權，降低管理層進行資本結構調整的難度。與國有股東相比，非國有股東的產權性質更加明晰，治理意愿更加強烈，能夠通過建立激勵與監督機制使得國企管理層與企業的利益趨于一致，同時約束管理層的機會主義行為，進而提高管理層的資本結構調整意愿。甘小軍等認為，引入非國有股東可以緩解國有企業委托代理問題，改善企業內部環境［19］。基于以上分析，本文認為非國有股東會通過自身的影響力優化國有企業治理，從代理成本角度入手降低調整成本，進而提高資本結構調整速度，因此提出假設1。

H1：非國有股東參與國有企業治理的程度越高，資本結構調整速度越快。

非國有股東對資本結構調整的治理效果可能因資本結構偏離方向的不同而存在差異。Byoun認為，在不同的資本結構偏離方向下，企業面臨的調整成本與調整收益存在差異，因此資本結構調整速度是不對稱的［20］。與資本結構向下偏離的企業（即保守負債企業，下同）相比，資本結構向上偏離的企業（即過度負債企業，下同）面臨著更高的財務負擔以及經營不確定性，會對企業績效帶來負面影響。非國有股東以盈利為目的，在參與治理促進資本結構向下調整時，會獲取較高的預期收益。因此非國有股東會更加積極地參與治理，促進過度負債企業資本結構向下調整，因此提出假設2。

H2：與保守負債的企業相比，非國有股東對資本結構調整速度的治理效果在過度負債企業更加明顯。

（二）公司治理機制的中介效用

非國有股東會從激勵機制、內部控制機制與監督機制三個方面入手優化公司治理機制，降低代理成本，進而提高資本結構調整速度。

首先，非國有股東通過優化企業激勵機制來提升資本結構調整速度。由于需要承擔政策性負擔，國有企業難以分清“政策性虧損”與“經營性虧損”，無法建立薪酬與績效掛鉤的激勵機制［21］。此外，國企管理層身兼“經濟人”與“政治人”兩種身份，與政府聯系緊密，往往會尋求行政晉升作為替代激勵方式［22］。這就導致與民營企業相比，國企高管的薪酬敏感性較低，產生較為嚴重的道德風險與機會主義問題，提高了資本結構調整成本。當引入非國有股東后，企業的產權在一定程度上得到了確認，產權主體更加明晰［23］，從而使得非國有股東有動機改革公司的激勵制度。蔡貴龍等比較了引入非國有股權與非國有股東委派高管行為后發現，國企混改的推進有利于增強高管薪酬業績敏感性，且非國有高管更能在實質上起到作用［21］。而針對管理層激勵制度的改善有利于縮小代理成本，優化企業的資本結構調整行為。郭雪萌等證實了薪酬激勵通過緩解管理層委托代理問題，進而提高資本結構調整速度［17］。因此，非國有股東采用貨幣薪酬激勵等手段優化企業激勵機制，緩解委托代理問題，進而提高資本結構調整速度。

其次，非國有股東會通過完善內部控制來提升資本結構調整速度。識別與規避企業潛在的經營風險是建立企業內部控制制度的目標之一。當企業的資本結構調整速度較慢時，實際資本結構與目標資本結構的偏離度更大，而無論是向上偏離抑或是向下偏離，均會為企業帶來經營風險。非國有股東具有強烈的風險規避意識，有動機完善國有企業的內部控制制度。劉運國等發現，在引入非國有股東參與公司治理后，國有企業的內部控制質量顯著提高［24］。郝東洋等研究發現，內部控制水平越高的公司，資本結構調整的速度越快、實際資本結構偏離目標資本結構的程度越低，而資本結構調整行為的優化顯著提升了企業的價值［25］。因此，非國有股東通過提高內部控制質量等手段完善內部控制機制，緩解委托代理問題，進而提高資本結構調整速度。

最后，非國有股東會通過完善監督機制來提升資本結構調整速度。與國有股東相比，非國有股東普遍處于相對弱勢的地位，在缺乏有效的監督機制情形下，容易受到管理層短期行為的利益侵害。為了保障自身的利益，非國有股東會使用委派監事、改善監事會待遇或完善現有監督制度等手段強化針對管理層的監督。而國企管理層有動機配合非國有股東治理，自覺接受監督，減少損害企業利益的短期行為。這是因為在混合所有制改革的大背景下，如果混改雙方沒有達到很好的融合效果，那么新引進的非國有股東可以“用腳投票”，自行決定去留。作為國企改革的重要手段，混合程度的降低不但會使國企管理層面臨考核壓力［26］，而且還會向外界傳遞公司內部環境差的信號，影響企業聲譽，不利于企業后續混改工作的展開。因此，非國有股東會通過強化針對管理層的監督，完善監督機制，緩解委托代理問題，進而提高企業資本結構調整速度。

綜上分析，本文提出假設3。

H3a：完善激勵機制在非國有股東治理與資本結構調整速度關系中存在中介效用；

H3b：完善內部控制機制在非國有股東治理與資本結構調整速度關系中存在中介效用；

H3c：完善監督機制在非國有股東與資本結構調整速度關系中存在中介效用。

二、數據、樣本與研究設計

本文選取2013—2019年A股國有上市公司為初始研究樣本。在此基礎上，本文在剔除ST與*ST企業、金融類企業、計算資本結構相關財務數據缺失企業樣本，最終得到5 089個企業年度觀測值。本文財務數據來源于wind數據庫，國企混改程度指標來源于國泰安公司研究數據庫，其他數據計算以及回歸結果分析采用stata16.0軟件完成。對所有連續性變量進行1%水平的縮尾處理，以避免極端值的影響。

（一）主要變量定義

（1）非國有股東治理。本文從股權結構與治理結構兩個維度對非國有股東治理（Nostate）進行衡量。在股權結構維度，使用非國有股東持股比（SHR_Nostate）進行衡量。參考郝陽和龔六堂的研究思路，對上市公司前五大股東的所有權性質進行逐一判定［4］，然后將民營法人股東、自然人股東、外資股東認定為非國有股東，再將其持股比例相加得出具體的數值。該指標數值越大，則非國有股東的參與程度越高。在治理結構維度，使用非國有董事占比（D_Nostate）進行衡量，非國有董事占比即董事會中非國有法人機構委派和自然人股東委派的董事占比。董事會中非國有董事占比越高，則非國有股東的參與程度就越高。此外，盛明泉等的研究認為，針對管理層的股權激勵計劃會提高資本結構調整速度［11］。因此，本文剔除了管理層因激勵計劃入股而成為自然人股東的情況。

資本結構的計算與擬合。使用有息負債率表示企業實際資本結構（Lev），構建模型（1）對目標資本結構（Lev_aim）進行擬合。

其中，β表示一系列回歸系數向量。模型（1）中的其他變量是用于擬合目標資本結構的企業特征變量，具體包含公司規模（Size）、盈利能力（Roa）、資產抵押能力（Fa）、賬面市值比（MB）、非債務稅盾（Dep）和行業年度的資本結構中位數（Lev_med）。為了保證目標資本結構擬合的準確性，選擇修正最小二乘虛擬變量法（LSDVC）對目標資本結構進行擬合預測。

（2）公司治理機制。本文使用高管薪酬（sala?ry）衡量國有企業激勵機制的優化程度，以企業前三位薪酬最高高管的薪酬平均值對數計算。該項指標數值越高，則國有企業的激勵機制越有可能得到優化。這是因為，當貨幣薪酬激勵程度提高時，行政晉升對于國企管理層的激勵效果會被削弱，有利于提高國有企業市場化水平，實現“政企分離”。使用內部控制質量（IC）衡量非國有股東對內部控制機制的優化程度，以深圳DIB數據庫披露的企業內部控制質量指數來表示。該項指標數值越大，說明企業的內部控制質量越高。參考徐偉等的研究，使用主成分分析法構造指標監事會有效性（Sup）來表示管理層監督機制的優化程度［27］。該指標選取的構造變量為監事會規模、監事會持股比例和三年內監事會主席更換次數。該項指標數值越大，說明企業針對管理層的監督機制更加有效。

（二）資本結構部分調整模型

本文構建了修正后的資本結構部分調整模型，以驗證H1，如式（2）所示。

在模型（2）中，等式左側Lev_change表示企業在t年的實際資本結構變動，計算公式為Levi，t-Levi，t-1；等式右側的Dis表示期初實際資本結構與目標資本結構之間的偏差，計算公式為Lev_aimi，t-Levi，t-1。模型中被解釋變量為非國有股東治理（Nostate），具體包括非國有股東持股比（SHR_nos?tate）以及非國有董事占比（D_nostate）。被解釋變量的系數γ1表示非國有股東治理對企業資本結構調整速度的影響，γ1為正則說明非國有股東參與治理提高了資本結構調整速度，γ1為負說明非國有股東治理降低了資本結構調整速度。相應地，系數γ0表示在不考慮非國有股東治理時企業資本結構調整速度。

此外，郭雪萌等認為，資本結構偏離度是資本結構調整速度的靜態體現［17］，因此本文同時構建多元回歸模型以驗證H1，如（3）式所示。

其中，資本結構偏離度（Dev）以期末目標資本結構（Lev_aim）與期初實際資本結構（Lev）之差的絕對值來衡量。相應地，資本結構偏離度越小，則樣本企業對應年度的資本結構調整速度越快。模型中的被解釋變量為非國有股東治理（Nostate），具體定義與模型（2）相同。此外，本文對可能影響國有企業資本結構調整速度的一系列變量進行控制，具體包括企業規模（Size）、市值賬面比（MB）、非債務稅盾（Dep）、資本結構行業年度中位數（Lev_Med）、企業成立年限（Age）、獨立董事比例（Independent）、發展能力（Growth）和預算軟約束水平（Sbc），在模型中以Controls表示。在此基礎上，進一步考慮年份和企業個體層面的固定效應，以Year和Firm表示。具體變量的定義見表1所列。

表1 主要變量名稱及定義

（三）公司治理機制的中介效應

為了檢驗非國有股東通過公司治理機制來提高資本結構調整速度的邏輯鏈條，本文構建了三階段回歸模型，并進行Sobel檢驗以驗證可能存在的中介效應。以薪酬機制為例，構建模型組如（4）式所示。

其中，資本結構調整速度以資本結構偏離度（Dev）表示，模型組（4）的中介變量為高管薪酬（Salary），Industry與Year分別表示行業與年份效應，其余的控制變量與模型（3）保持一致。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

表2列出了主要變量的描述性統計結果。非國有股東持股（SHR_Nostate）的平均值為0.085 6，非國有董事占比（D_Nostate）的平均值為0.023 4，與國有股東一股獨大的地位相比，非國有股東的持股比例與委派董事的比例較低，因而其話語權尚顯薄弱，在此前提下，部分非國有股東可能難以對國有企業的治理機制進行改變。另一方面，資本結構偏離度（Dev）的均值為0.189，目標與實際資本結構之差（Dis）的均值和中位數分別為-0.128和-0.106。夏子航和辛宇發現，我國上市公司整體存在輕微負債不足的情況［28］，而本文基于國有企業的樣本數據顯示，我國過半數的國有上市公司存在過度負債的情況，同時國有上市公司的資本結構偏離程度更加嚴重，這說明在市場環境下，所有權性質是影響企業資本結構的重要因素，因此有必要對國有企業資本結構的優化予以關注。

表2 主要變量的描述性統計

表3列出了按照資本結構偏離方向對主要變量進行組間差異性檢驗的結果，其中，過度負債企業的非國有董事占比（D_nostate）更低，與保守負債企業的差異在1%水平上具有顯著性，然而在股權層面（SHR_Nostate）兩者的差異并不明顯，說明在擁有相同持股比例的情況下，非國有股東委派董事進入過度負債國有企業的行為更少。原因可能在于，過度負債國有企業的規模、非市場化機制以及所處行業等因素提高了非國有股東委派董事的難度，進而阻礙了非國有董事的進入。

表3 組間均值差異性檢驗

（二）非國有股東治理與資本結構調整速度

非國有股東治理（Nostate）與資本結構調整速度之間關系的回歸結果見表4所列。列（1）和列（4）列出了全樣本數據回歸下的結果，交互項Dis×D_nostate與Dis×SHR_nostate均在0.01水平下顯著為正，證明非國有股東持股比例與董事占比越高，國有企業的資本結構調整速度越快，H1得到初步驗證。列（2）與列（5）列出了過度負債企業（即資本結構向上偏離企業，下同）的回歸結果，股權結構維度與治理結構維度的交叉項分別在0.01和0.05水平下顯著，且回歸系數均為正。列（3）與列（6）則列出了保守負債企業（即資本結構向下偏離，下同）的交叉項在兩個維度的回歸系數為負，且均沒有通過顯著性檢驗。由此可見，非國有股東治理在資本結構偏離不同方向的國有企業的治理作用存在差別。非國有股東對國有企業資本結構調整速度的治理效應在過度負債企業表現得更加明顯，保守負債企業則沒有明顯的變化，H2得到了驗證。

表4 非國有股東治理與資本結構調整速度

非國有股東治理（Nostate）與資本結構偏離度（Dev）關系的回歸結果見表5所列。列（1）和列（4）顯示，在全樣本回歸的情況下，非國有股東持股比（SHR_Nostate）與資本結構偏離度在0.01水平下顯著負相關，非國有董事委派比例（D_Nostate）與資本結構偏離度在0.05水平下顯著負相關，說明隨著非國有股東治理力量的增強，國有企業的資本結構調整速度提高，其資本結構偏離度進一步縮小，進一步驗證了H1的觀點。列（3）和列（6）的結果顯示，在保守負債企業中，非國有股東持股比和非國有董事占比和資本結構偏離度的關系沒有通過顯著性檢驗。列（2）和列（5）則列出了過度負債企業的回歸結果，非國有股東持股比和非國有董事占比與資本結構偏離度的關系為負且分別在0.01和0.1水平下顯著。因此本文認為，非國有股東對資本結構調整速度的治理效應在不同的偏離方向下存在非對稱性的特點，與保守負債的國有企業相比，非國有股東的治理效果在過度負債的國有企業得到了更加充分的體現，H2得到了進一步驗證。

表5 非國有股東治理與資本結構偏離度

（三）公司治理機制的中介效用檢驗

表6列出了完善激勵機制的中介效用檢驗結果。第（1）（3）（5）列列出了以非國有股東持股比（SHR_Nostate）為自變量的回歸結果，sobel值為0.000小于0.05，證明中介效應的假設成立。Step2中，非國有股東持股比的回歸系數顯著為正；Step3中，中介變量高管薪酬（salary）的系數顯著為負。第（2）（4）（6）列報告了以非國有董事占比（D_Nostate）為自變量的回歸結果，Sobel值為0.000，說明中介效應成立。Step2中，非國有董事占比的系數在0.01水平下顯著為正；Step3中，高管薪酬的系數在0.01水平下顯著為負。上述結果表明，優化企業激勵機制在國企混改程度與資本結構調整速度的關系中起到了中介作用。具體表現為非國有股東治理力量越強，企業越有可能優化企業激勵機制，從而緩解委托代理問題，在降低資本結構調整成本的同時提高資本結構調整速度，H3a的觀點得到驗證。

表6 激勵機制優化的中介效應

表7列出了完善內部控制機制的中介效用檢驗結果。第（1）（3）（5）列列出了以非國有股東持股比（SHR_Nostate）為自變量的回歸結果，sobel值為0.000，證明中介效應的假設成立；Step2中，股權混合度的回歸系數顯著為正。Step3中，中介變量內部控制水平（IC）的系數顯著為負。第（2）（4）（6）列報告了非國有董事占比（D_Nostate）的回歸結果，Sobel值為0.030 8小于0.05，說明中介效應成立。Step2中，非國有董事占比的系數在0.05水平下顯著為正；Step3中，內部控制水平的系數在0.01水平下顯著為負。上述結果表明，優化內部控制機制在非國有股東治理與資本結構調整速度的關系中具有中介效應。具體表現為非國有股東治理力量提高后，企業的內部控制機制得到優化，國企管理層做出提高企業經營風險決策的短期行為得到了有效遏制，降低了資本結構調整成本，并且提高了資本結構調整速度，H3b的觀點得到驗證。

表7 內部控制機制優化的中介效應

表8報告了優化監督機制的中介效用檢驗結果。第（1）（3）（5）列列出了以非國有股東持股比（SHR_Nostate）為自變量的回歸結果，sobel值為0.016 8小于0.05，通過了中介效應檢驗。第（2）（4）（6）列列出了非國有董事占比（D_Nostate）的回歸結果，Sobel值為0.000小于0.05，通過了中介效應檢驗。Step2中，非國有股東持股比與非國有董事占比的回歸系數同時在0.01水平下顯著為正，說明在非國有股東的治理下，企業的監督機制有效性增強；Step3中，中介變量監事會有效性（ES）的回歸系數均顯著為負，說明提高監督機制的有效性有利于提高資本結構調整速度。綜上所述，非國有股東通過優化監督機制進而提高資本結構調整速度的邏輯鏈條成立，H3c得到了驗證。

表8 監督機制優化的中介效應

（四）內生性問題與穩健性檢驗

（1）內生性問題。本文研究非國有股東治理與國有企業資本結構調整速度間的關系，旨在證實非國有股東治理對國有企業資本結構調整速度的正向影響，然而相關結論需要考慮內生性問題。解釋變量與被解釋變量之間可能存在互為因果的關系。資本結構調整速度快的國有企業委托代理問題相對較輕，治理難度較小，可能更容易吸引非國有股東的進入。此外，由于選取的樣本企業均為處于上市狀態的國有企業，可能存在一定的自選擇偏誤。因此，本文進行了工具變量二階段GMM檢驗，以緩解潛在的內生性問題。首先選取鐵路通車年數作為非國有股東治理的工具變量，該變量可通過求出樣本所處年份與樣本所在省/直轄市/自治區第一條鐵路通車年份之差，然后將上述差值進行對數化處理后得到。鐵路通車時間與地區的對外開放水平和工業發展水平存在一定的相關性，鐵路通車早的地區工業化進程早，產權保護觀念更加深入人心，非國有股東進入國有企業參與治理的積極性更強。鐵路通車年份作為一個歷史事件，無法直接影響國有企業的資本結構調整速度，符合外生性標準。此外選取企業所在地年平均氣溫（TEMP）作為第二個工具變量［21］，回歸結果見表9所列。

表9 內生性檢驗結果

列（1）和列（2）列出了一階段的回歸結果，鐵路通車年數與平均氣溫在0.01水平上顯著為正，說明鐵路通車年份早、平均氣溫高的地區，國有企業內的非國有股權和非國有董事委派的比例更大，從而擁有更強的治理能力。列（3）和列（4）是第二階段的回歸結果，非國有股權占比和非國有董事占比在0.01水平下顯著，說明在控制了內生性問題之后，國企混改程度對資本結構調整的影響依然成立。Hansen檢驗表明，應當拒絕原假設，即本文不存在工具變量的過度識別問題。綜上，在考慮內生性問題后，本文結論依然穩健。

（2）穩健性檢驗。本文又對解釋變量與被解釋變量進行替換，在模型中重新進行回歸，以確保結論的穩健性。首先，更改對目標資本結構的測算方法，本文采用系統GMM法、固定效應回歸法、分年度OLS回歸法重新計算目標資本結構，將基于上述計量方法下得出的資本結構偏離度和動態調整速度帶入主回歸模型之中進行回歸。其次，更改對非國有股東治理的測算方法，在股權結構層面，借鑒楊興全等的思路，考慮非國有股東的相對力量，使用股權制衡性對非國有股東持股比進行替代，相應的計算公式為：以非國有股東持股比例與國有股東持股比例兩數值較大者為分母，較小者為分子，計算兩者的比值［29］。在治理結構層面，使用非國有股東委派董事的啞變量作為替代變量。

表10列出了對模型（3）進行替換變量后的回歸結果。列（1）與列（2）的被解釋變量資本結構偏離度（Dev_ols）基于分年度最小二乘法（OLS）得出，結果顯示，自變量非國有股東持股比（SHR_nos?tate）與非國有董事占比（D_nostate）分別在0.01與0.1水平下顯著為負。列（3）與列（4）的被解釋變量（Dev_gmm）基于系統gmm法得出，自變量分別在0.01與0.1水平下顯著為負。列（5）與列（6）的被解釋變量（Dev_fe）基于固定效應模型得出，自變量分別在0.01與0.05水平下顯著為負。列（7）表示治理結構層面的自變量替換后的回歸結果，自變量委派非國有董事啞變量（D_Nostate_dum）與資本結構偏離度（Dev）在0.01水平下顯著為負。列（8）表示股權結構層面的自變量替換后的回歸結果，自變量股權制衡性（SHR_Nostate_balance）與資本結構偏離度（Dev）在0.01水平下顯著為負。

表10 替換變量的穩健性檢驗結果

表11列出了對模型（2）進行替換變量后的回歸結果。列（1）與列（4）報告目標資本結構基于分年度最小二乘法（OLS）重新計算得出后的回歸結果，結果顯示，非國有股東持股比（SHR_nostate）與非國有董事占比（D_nostate）的交叉項分別在0.01與0.05水平下顯著為正。列（2）與列（5）列出了更換為系統gmm法后的回歸結果，交互項分別在0.01與0.05水平下顯著為正。列（3）與列（6）報告了更換為固定效應后的回歸結果，交互項分別在0.01與0.05水平下顯著為正。列（7）表示治理結構層面的自變量替換后的回歸結果，交互項（Dis×D_Nostate_dum）在0.1水平下顯著為負。列（8）表示治理結構層面的自變量替換后的回歸結果，交互項（Dis×D_Nostate_dum）回歸系數為負但不顯著。綜上所述，在對解釋變量和被解釋變量進行替換后重新回歸后，被解釋變量的符號和顯著性水平均未產生明顯變化，本文的結論具有穩健性。

表11 替換變量的穩健性檢驗結果

四、結論與啟示

本文以國有企業資本結構調整速度為研究對象，實證檢驗了非國有股東參與治理對國有企業資本結構調整速度的影響效果以及作用機制。研究發現：①非國有股東參與國有企業治理能夠提高資本結構調整速度，具體表現為：非國有股東持股比越高，資本結構調整速度越快；非國有董事占比越高，資本結構調整速度越快。②非國有股東通過完善薪酬機制、內部控制機制以及監督機制提高了資本結構調整速度。③區分國有企業資本結構偏離方向后發現，在過度負債企業參與治理對提高資本結構調整速度正向影響更加顯著。在使用工具變量法、改變解釋變量和被解釋變量的計算方式后，結果依然保持穩健。

本文具有以下啟示：①國有上市公司應當進一步肯定非國有股東參與治理的成效，積極引入非國有股東參與治理，保障非國有股東的話語權。此外，還應重視非國有董事的治理作用，鼓勵非國有股東委派董事。②充分發揮非國有股東參與國有企業頂層制度設計、優化公司治理機制方面的作用，緩解國有企業的委托代理問題。③應當加快國有企業分類改革，現有文獻多將國有企業按照所處行業或控制鏈長度等進行分類，強調非國有股東治理效果的不同。本文按照與目標資本結構的偏離方向將全樣本分為過度負債企業與保守負債企業，發現非國有股東治理對提高資本結構調整速度的治理效果不同。因此應積極引導非國有股東進入過度負債的國有企業，充分發揮其遏制國企過度負債、提高負債理性的治理作用，以降低企業財務風險，實現國有資產保值增值的改革目的。