機構投資者參與國企混改如何影響股權融資成本

夏同水 賈思宇

【摘 要】 國企混合所有制改革實施多年，取得了良好效果，但在實施過程中仍存在一些問題和不足。基于此，文章對900家混合所有制改革A股國有上市公司2013—2020年的相關信息和數據進行梳理及分析，詳細探究國企混合所有制改革中引入機構投資者如何影響企業股權融資成本及其作用機制。研究表明，機構投資者參與國企混改可以顯著降低國企股權融資成本，進行穩健性檢驗后結論依然成立。進一步研究發現，機構投資者持股能夠顯著降低央企和地方國有企業的股權融資成本，且這一作用在央企中更加顯著；機構投資者參與國有企業混合所有制改革提高了企業信息透明度，且很大程度上降低了國企股權融資成本，即信息透明度在機構投資者持股與股權融資成本之間起到了中介作用。

【關鍵詞】 國企混改； 機構投資者持股； 股權融資成本； 信息透明度

【中圖分類號】 F832.51；F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）03-0131-08

一、引言

我國經濟體制改革已實施多年，其中國企混合所有制改革是重點。改革開放以來，出現了股權融合、參股以及中外合資企業等我國混合所有制經濟的萌芽。1997年，黨的十五大會議上首次明確提出混合所有制經濟概念。黨的十六大著重強調國家將推行股份制，大力發展混合所有制經濟，國企改革開始逐步走上歷史舞臺，并取得顯著成效。隨著第一輪國企改革的推進，邊際效應逐漸下降，國有企業“一股獨大”“所有者缺位”和“產權不清”等問題依然存在[ 1 ]。為進一步促進國企混改發展，2013年，黨的十八屆三中全會賦予混合所有制經濟“多種資本交叉持股、相互融合”的新內涵，為我國國企混改提供新動能，國有企業改革進入新階段。2018年，國資委啟動“雙百行動”，打造國企改革尖兵。2020年政府工作報告強調要進一步完善國資監管體系、現代企業制度，通過改革來激發此類企業的活力。經過不斷努力，我國國企混改已初步取得成效。2020年，國企混改項目引入社會資本1 971.2億元，同比增長13.4%。企業混改后可有效發揮積極股東作用，并深度轉換內部經營機制。

近年來有關國企混改對企業財務問題的影響逐漸成為熱點，如公司治理、財務決策、公司業績、企業創新等，目前研究主要集中在混改力度對企業財務問題的影響方面，鮮有文獻從機構投資者視角進行研究。蔡銳等[ 1 ]從機構投資者持股視角研究競爭性國企混改，發現能夠推動企業創新，同時發現市場化進程越高，推動作用越明顯。在國企混改對企業融資成本的影響方面，楊丹等[ 2 ]深入研究了國有股權減持力度和國企股權融資成本之間的關系，結果表明兩者為負相關，中介作用為股權制衡和董事會治理機制。霍曉萍和孟雅楠（2020）研究了混合主體的深入度與企業資本之間的相互關系，結果表明二者是倒U型關系——混改后非國有資本比例只有達到拐點值才能發揮治理作用。汪平和蘭京[ 3 ]認為實施國有企業混合所有制改革的結果是民營股東持股比例增加，國有股東持股比例降低，從而增加了企業的股權融資成本和加權平均成本，降低了債務融資成本。倪宣明等[ 4 ]研究發現國企混改通過降低代理成本和杠桿率顯著提升了企業資產收益率。總之，現有研究均為國有企業混合所有制改革力度視角，鮮有學者從機構投資者視角進行探究。

基于此，本文選取2013—2020年混合所有制國有上市公司數據，深入研究機構投資者參與國企混改如何影響股權融資成本，并回答以下問題：（1）國企混改，機構投資者進入國有企業導致股權結構改變對股權融資成本產生何種影響，考慮不同行政層級又會產生何種影響；（2）機構投資者如何通過影響信息透明度來影響股權融資成本。在國家不斷推進國有企業混合所有制改革的背景下，研究此問題對國企選擇外部資本類型、提高混改成效具有重要意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一）國企混改相關研究

目前國企混改的研究主要集中在國企混改的影響方面。大部分學者認為，非國有股東加入國有資本企業具有積極影響，其影響作用體現在以下方面：首先，進一步完善國企治理。非國有股東的加入能夠增強股權的制衡程度，提高高管對業績薪酬的敏感度，增強內控質量，增加會計信息的精準性[ 5 ]，提高企業風險承擔水平，提升公司業績。其次，改善國企的財務決策效果。國企引入非國有資本，降低了企業的資本成本，現金持有得到了優化[ 6 ]，股利分配得到了提高，企業的創新能力得以增強，投資效率得以提升[ 7 ]，降低了過度負債和企業政策性負擔，顯著抑制了國有企業金融化[ 8 ]。最后，增強企業創新性。吳崇等[ 9 ]研究發現國有股東引入股權多樣性促進了國有企業創新，且機構投資者和外資委派董事多元化起到中介作用，王瑋等[ 10 ]研究發現混合所有制改革促進國企雙元創新的投資。

但也有部分學者認為國企混改具有一定的消極影響，具體表現為降低企業創新投入、民營股東利益侵占進一步加劇、有利于產生掏空動機、影響現金持有行為，甚至造成行為不佳，阻礙企業配置金融資產等[ 11-12 ]。

（二）機構投資者持股與股權融資成本

國有企業進行混合所有制改革，非國有資本被引入國有企業，國企的原有股權結構隨之產生變化，導致資本投入者的性質和利益權衡改變[ 13-14 ]，從而產生一系列財務影響，最直接的經濟后果就是股權融資成本產生變化。股權融資成本能夠很好地反映股東的報酬率和企業使用股東資金的代價。楊丹等[ 2 ]通過研究發現，股東對國企進行投資，不同股東個體的信念存在明顯差異，同時他們的利益權衡和信息解讀方式也存在很大不同[ 15 ]，從而導致股東對企業風險評估方式的差異化，股東由此產生異質性，股東要求的投資報酬率產生變化。本文認為在國企混改過程中，引入國企外部的機構投資者能夠從一定程度上降低股權融資成本，其主要原因：首先，就治理效應而言，企業治理過程中能充分發揮機構投資者的監督功能，一方面減少企業的盈余管理活動[ 16 ]，提高會計信息透明度[ 17 ]，影響企業的外部融資成本[ 18 ]；另一方面提高董事會和管理層的決策有效性，減少內部資金侵占問題，降低經理人提升企業短期績效的經營行為，增加企業資產收益率[ 4 ]，有利于供應鏈整合，提高創新能力[ 19 ]，向市場傳遞經營者能力的正確信息[ 1 ]，從而降低股東要求從企業得到的報酬率。其次，從持股動機來看，機構投資者進入國有企業，對企業進行實時監控，能夠以低監督成本促進經營管理[ 20 ]，Shleifer等[ 21 ]研究認為機構投資者的加入能夠降低企業風險，降低股東要求的報酬率。由此，本文提出以下假設：

H1：機構投資者參與國企混合所有制改革能夠降低股權融資成本。

不同企業的功能定位和資源不同，中央與地方國企的治理不同，因此，本文在研究過程中，嚴格按照央企的行政層級進行分組分析。央企對國家經濟的發展、穩定、安全等有重要的影響，其地位至關重要，事關國家的經濟戰略布局，在央企混改過程中，要注重對投資者的審查與篩選，目標定位在戰略投資者上，充分發揮他們的功能作用，形成與企業的協同效應，優化調整國企治理結構。而地方國企由于規模較小，且民生任務負重不大，混改進度相較央企更慢。由此，本文提出以下假設：

H2：相比于地方國企，機構投資者參與國企混改對央企的作用更顯著。

（三）機構投資者持股、信息透明度與股權融資成本

我國國有上市公司由于股權高度集中，因此內部人控制嚴重，公司管理層牟取個人私利的會計舞弊等時有發生。國企混改，機構投資者進入國有企業，一方面，其調研行為能夠提升公司的信息披露質量；另一方面，降低了企業的盈余管理能力水平，增加了企業的股票信息含量，改變了企業信息不對稱態勢，力求企業信息平衡，優化了企業的資源，使其配置效率進一步優化，提高了企業信息透明度。首先，隨著企業信息透明度的提高，有利于股東和監管者對企業經營者進行準確評價，能夠提升會計信息和業績的質量。其次，代理問題得到緩解。最后，有助于提高企業業績敏感性，降低國企經營風險，降低國企股東要求的風險報酬率，最終降低國企股權融資成本。基于此，本文提出以下假設：

H3：信息透明度在機構投資者持股比例與股權融資成本中起中介作用。

三、研究設計

（一）樣本與數據

本文選取2013—2020年我國A股國有上市公司為樣本，參考相關學者[ 22 ]的研究，對混合所有制國有企業做以下定義：前五大股東中同時含有國有和非國有股東的國企。鑒于國有機構投資者持股對國企混改無實質性影響，本文剔除機構投資者持股比例中“國家隊”持股部分。“國家隊”機構投資者包括中國證券金融股份有限公司、中央匯金投資有限公司、中央匯金資產管理有限公司、中證金融資產管理計劃、五個救市基金和外管局旗下的投資平臺[ 23 ]。此外，本文對數據進行如下處理：（1）剔除ST、*ST以及PT公司；（2）由于金融類公司與普通企業適用會計準則不同，因此剔除金融類公司；（3）剔除數據缺失和機構投資者持股為0的公司；（4）對數據進行1%和99%縮尾處理。最終得到900家混合所有制國有上市公司的3 896條非平衡面板數據作為本文最終樣本數據。本文“國家隊”持股數據來自于RESSET數據庫，其他數據來自于CSMAR數據庫，使用Stata16進行分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量——股權融資成本

由于PEG模型能夠充分考慮公司價值、成長性及風險因素的影響，更適應我國資本市場，因此本文選取PEG模型衡量股權融資成本（Rd）。

2.解釋變量——機構投資者持股

由于國有機構投資者持股對國企混改并無實質影響，本文剔除機構投資者持股比例中“國家隊”持股部分，選用機構投資者持股比例減國家隊持股比例來衡量機構投資者持股（Ins）。

3.中介變量——信息透明度

本文參考辛清泉等[ 24 ]的研究，采用盈余質量指標（DD）、信息披露考評分值（DSCORE）、分析師跟蹤人數（ANALYST）、分析師盈余預測準確性（ACCURACY）、公司當年是否聘請國際四大作為年報審計師（BIG4）的樣本百分等級平均值來衡量信息透明度（TRANS）。若上市公司中存在透明度變量缺失，則TRANS等于剩余變量百分等級的均值。

（1）盈余質量指標（DD）。盈余質量指標（DD）采用調整的Dechow and Dichev模型計算，首先分行業和年度估計以下模型：

TCAit=？琢0 + ？琢1CFOit-1 + ？琢2CFOit + ？琢3CFOit+1 + ？琢4？駐REVit+

？琢5PPEit+eit

其中，總流動應計利潤（TCA）=營業利潤-經營現金流量+折舊和攤銷費。CFO指經營現金流量，？駐REV指營業收入的改變量，PPE是指年末固定資產價值，i、t分別是企業、年度，e為誤差項。其次將上述變量均除以平均總資產，以“行業—年度”進行分組回歸后可得到企業各年回歸殘差（即當年的操控性應計利潤）。最后根據t年和前4年回歸殘差計算標準差，得到企業t年的盈余質量指標（DD）。為便于同其他透明度指標進行比較，將DD乘以-1，值越大，盈余質量越高。

（2）信息披露考評分值（DSCORE）。將深交所披露的考評分值（DSCORE）從高到低A、B、C、D四個等級（即優、良、及格和不及格）依次取值為1—4分，分值越大，信息披露質量越好。

（3）分析師跟蹤人數（ANALYST）。分析師跟蹤人數（ANALYST）為當年對公司的年度盈余做出預測的分析師數量。

（4）分析師盈余預測準確性（ACCURACY）。將同一年不同分析師預測的每股盈余的中位數，減去實際每股盈余，除以上年度的每股股價，再將這一數值取絕對值并乘以-1，得到ACCURACY。ACCURACY越大，分析師盈余預測越準確。

（5）公司當年是否聘請國際四大作為年報審計師（BIG4）。公司當年聘請國際四大作為年報審計師（BIG4）取1，否則為0。

4.控制變量

本文控制變量為企業年齡（Age）、公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產收益率（Roa）、托賓Q值（Taq）、營業收入增長率（Growth）以及行業風險（Beta）。

具體變量定義見表1。

（三）模型構建

1.本文以模型（1）檢驗機構投資者持股與股權融資成本之間的關系。

Rd=？琢0 + ？琢1Ins + ？琢2Size + ？琢3Lev + ？琢4Roa+？琢5Growth+

？琢6Taq+？琢7Age+？琢8Beta+∑Industry+∑Year+r1 （1）

2.本文以模型（2）檢驗信息透明度對機構投資者持股與股權融資成本關系的中介效應。

Rd=？茁0 + ？茁1Ins + ？茁2Size + ？茁3Lev + ？茁4Roa + ？茁5Growth+

？茁6Taq+？茁7Age+？茁8Beta+∑Industry+∑Year+r2

TRANS=？自0+ ？自1Ins+ ？自2Size+ ？自3Lev+ ？自4Roa+？自5Growth+

？自6Taq+？自7Age+？自8Beta+∑Industry+∑Year+r3

Rd=λ0+λ1Ins +λ2TRANS +λ3Size +λ4Lev +λ5Roa+

λ6Growth + λ7Taq + λ8Age + λ9Beta + ∑Industry +

∑Year+r4? ? ? ? ? （2）

根據溫忠麟等[ 25 ]關于中介效應的研究，若？茁1顯著，且？自1和λ2顯著，則信息透明度發揮中介效應，H3成立；若λ1顯著，則信息透明度發揮部分中介效應，否則發揮完全中介效應。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2變量描述性統計結果顯示：我國混合所有制國企的股權融資成本（Rd）最大值為0.227，最小值為0.025，年均值為0.101，標準差為0.038，說明我國混合所有制國企股權融資成本差別較大，這可能是由于不同國企管理者風險偏好不同、功能定位不同導致。機構投資者持股（Ins）最大值和最小值分別為0.926和0.272，標準差為0.157，說明在混合所有制國企中，機構投資者的持股比例各不相同，彼此之間差距比較大，但總體分布比較平均，混合所有制國企改革要進一步加大此類投資者的引入力度，為國企的發展注入活力。機構投資者持股（Ins）樣本均值為0.600，說明機構投資者持股比例相對比較高，需要付出較高的成本，但擁有一定的話語權，在混合所有制國企發展方面有一定的決策權。

（二）回歸結果分析

表3列（1）為全樣本回歸結果，機構投資者持股（Ins）系數估計值為-0.029，且在1%水平上顯著，由此H1得到驗證，這說明機構投資者參與國企混改能夠有效降低股權融資成本。與股權融資成本呈現出顯著正相關的變量集中體現在三個方面，即企業規模越大、資產負債率越高、總資產收益率越高，那么股權融資成本就越高。托賓Q值呈現出明顯負相關，表明公司業績越好，混改國企股權融資成本越低。從表3還可以看出A樣本組中機構投資者持股系數為-0.036，B樣本組中為-0.028，A樣本組系數略高于B樣本組，表明機構投資者更傾向于參與央企混改（關鍵原因在于能夠降低股權融資成本），而參與地方國企混改的熱情相對比較低，由此H2得到驗證。機構投資者在地方國企混改的過程中，持股比例相對薄弱，缺乏話語權，管控能力不足，有可能面臨資源錯配風險。雖然也有一部分機構投資者參與其中，但注重短期盈利，無法緩解經營問題。

（三）中介效應檢驗

表4列示中介效應檢驗結果。解釋變量（Ins）與中介變量（TRANS）回歸系數為0.104，在1%水平上顯著，這表明機構投資者持股比例越高，國企信息透明度越高，即機構投資者進入國企可以提高企業信息透明度，兩者之間呈正相關。模型（1）中加入中介變量（TRANS）后，解釋變量（Ins）與中介變量（TRANS）回歸系數為-0.015，在1%水平上顯著；Ins與Rd的回歸系數由-0.028變為-0.035，系數絕對值上升且在1%水平上顯著，說明信息透明度在解釋變量（Ins）和被解釋變量（Rd）之間起到部分中介作用，驗證了H3。

（四）穩健性檢驗

為保障研究結果更為可靠，本文替換了主要變量的衡量指標，采用剔除“國家隊”持股數量的機構投資者持股數量占企業流通A股數量的比例來衡量機構投資者持股，同時，采用MPEG、OJ模型分別衡量股權融資成本，檢驗結果如表5、表6、表7所示，與前文基本一致。

五、結論及建議

本文選取2013—2020年混改國企為研究對象，深入分析機構投資者參與混改過程中，投資行為對此類企業股權融資成本的影響。通過實證分析得出以下結論：第一，機構投資者參與國有企業混合所有制改革，能夠有效降低國企股權融資成本；第二，機構投資者降低股權融資成本的作用在央企中更加顯著，在地方性國企中效果欠佳；第三，機構投資者參與國有企業混合所有制改革能夠顯著提高企業信息透明度，降低股權融資成本。

黨的二十大報告提出要加快構建新發展格局，著力推動高質量發展，增強國內大循環內生動力和可靠性。據此要進一步加大國有企業改革，實現國有資產的合理配置，創造出更多價值，為國民經濟的發展注入活力，為國家加快構建新發展格局提供動力。為此，本文提出以下政策建議：第一，國有企業要積極引入機構投資者進行混合所有制改革，拓寬混改途徑，進一步鞏固戰略指導地位。第二，央企要拓寬混改途徑，降低國有比重，利用資源共享、經營協同等提升公司經營水平，降低公司股權融資成本。第三，地方國有企業應適度引入機構投資者，爭取做到引入資本不過度、不浪費。

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