國資參股能夠影響民營企業信息披露質量嗎？

［摘 要］以2010—2022年滬深A股民營企業為研究樣本，采用面板模型考察國資參股對民營企業信息披露質量的影響，并使用多期雙重差分等方法進行穩健性檢驗。研究發現：通過提高內部控制質量、緩解融資約束和提高媒體關注，國資參股會提升民營企業信息披露質量；同時，這種效應在高市場化水平地區和代理問題更嚴重的民營企業中更加顯著；進一步研究發現，在提高民營企業信息披露質量的基礎上，國有參股還會增強投資者信心和拉升企業價值。這些發現不僅為進一步提高民營企業的信息披露質量提供了經驗證據，而且也為政府宏觀調控、民營企業健康發展提供了決策參考。

［關鍵詞］民營企業；國資參股；信息披露質量；內部控制質量；融資約束；媒體關注

［中圖分類號］F271；F276.5" ［文獻標志碼］A" ［文章編號］20963114（2024）05008715

一、 引言

國有資本參股民營企業是混合所有制改革的重要形式，同時也是深化經濟體制改革的重要信號，勢必會推動民營企業的高質量發展，如此一來，民營企業的信息披露決策也會烙上國資參股的印記。近年來，國家鼓勵國有企業通過多種方式入股非國有企業，混合所有制改革的參與主體逐步從國有企業擴展到民營企業，以實現“國民共進”，促進資本市場高效運行和經濟高質量發展。2013年，中共十八屆三中全會提出要積極發展混合所有制經濟，從而拉開了民營企業“逆向混改”的帷幕；2020年，國家發改委等部門聯合發布《關于支持民營企業加快改革發展與轉型升級的實施意見》，再次指出要鼓勵民營企業推進股權多元化，鼓勵民營企業參與混合所有制改革。由此可見，引入國有資本已經成為推進民營企業改革的重要舉措。目前，學界重點關注國有企業的混合所有制改革，而關于民營企業混改的經濟后果研究較少，已有研究也主要集中在公司治理和外部融資兩方面，鮮有文獻討論國資參股對民營企業信息披露的影響。

具體來說，一方面，就信息披露質量的重要性而言，企業通過信息傳遞影響其他市場主體的行為決策，而市場其他主體的動向也同樣會影響企業的信息披露行為。因此，高質量信息披露可以成為市場的“穩定器”，提高企業投資效率［1］。另一方面，就“逆向混改”對民營企業信息披露的影響而言，與國有企業相比，民營企業的監督機制相對不完善、資源獲得渠道相對較少、代理問題相對突出［2］，信息披露透明性較弱。在這種背景下，國資參股很可能打破這一局面，國有股東可以發揮資源效應和治理效應，進而對民營企業信息披露決策產生影響，修繕信息披露這一“橋梁”。因此，有必要進一步探討國資參股對民營企業信息披露質量的影響。

本文選取2010—2022年滬深A股民營上市企業為研究樣本，構建面板回歸模型，來探討國資參股對民營企業信息披露質量的影響，并借此為宏觀政策調控、國資投資決策和民營企業公司治理提供經驗證據。

二、 文獻綜述

（一） 國資參股民營企業的經濟后果

學界對于國資參股民營企業的影響研究主要集中在內部治理和外部融資兩個方面。

一方面，“混合所有”和“交叉持股”可以彌補市場化的不足，對公司內部治理產生正效應。與國有企業相比，民營企業的大股東隧道行為更加嚴重，因此，國有資本參股可以通過股權制衡減少大股東的侵占行為，不僅可以緩解企業的代理問題，而且還能夠提高其內部的資本市場效率，從而降低企業成本粘性［3］，提高公司績效水平。同時，國資參股會使得民營企業控制權發生變動，強化對權力濫用的監督與制衡，有效抑制民營企業違規操作［4］和自利行為，使其更主動承擔社會和環境責任，從而提升民營企業ESG表現，促進民營企業高質量發展［5］。

另一方面，國有資本的政治屬性可以成為民營企業的“扶持之手”，產生資源效應。由于市場地位較低、信貸歧視、監管嚴格、缺乏政府保護等原因，相較于國企而言，民營企業面臨的融資難問題更加嚴重。國有資本的加入可以為民營企業建立政治關聯，提供聲譽擔保［6］，從而提高融資便利性［7］。進一步來說，融資約束的緩解有助于降低企業稅負［8］，抑制民營企業稅收規避行為［9］，有利于改善公司經營狀況。同時，資金供給的增加、融資成本的降低緩解了民營企業投資不足問題［10］，企業更有意愿加大研發投入，從而促進企業整體創新能力提升［11］，有助于民營企業增值提效和長期健康發展。

（二） 企業信息披露質量的影響因素

一方面，完善的內部治理結構主要包括股權結構、董事會特征和內部控制等是高質量信息披露的前提和基礎。首先，在股權結構方面，股權集中度的提高使得管理層在短期獲利動機下不履行披露義務，從而不利于信息披露質量的改善［12］；此外，股權性質的變動也會影響信息披露，比如非國有資本的加入可以幫助國企提升其社會責任信息披露質量，從而實現國有資本保值增值的目標［13］。其次，在董事會特征方面，獨立董事比例與董事會職能的有效發揮正相關，獨董的增加有助于提高企業信息披露質量［14］；此外，董事會規模越小、董事會會議次數越多，信息披露質量越高［15］。最后，在內部控制方面，企業通過內部控制建設可以減少信息不對稱問題和代理成本，提高財務與非財務信息的披露質量［16］。

另一方面，良好的外部環境主要包括市場競爭、外界關注、政策和監管制度等是高質量信息披露的保障。首先，合理的市場競爭會形成良性循環，降低企業與投資者之間的信息不對稱，并作用于企業信息披露決策。在產品市場的激烈競爭下，為吸引更多投資者，企業會提高其信息披露動機［17］。其次，外界的關注能夠形成有效的企業外部治理機制，其中媒體作為市場信息中介，在公司聲譽資本的形成中起到重要作用，公司會根據媒體的發聲來調整自身行為［18］，媒體負面報道可以促使高管認真履責、提高信息披露質量。最后，政策與監管制度影響著企業行為，政府的制度約束政策和鼓勵激勵政策可以通過改變外部環境、提供精神鼓勵來提高企業環境信息披露質量［19］。此外，監管透明化和公開化可以調動投資者參與監管的積極性，促使上市公司更加重視監管和整改的落實情況，從而提高財務信息質量［20］。

（三） 文獻評述

不難發現，混改的研究文獻缺乏對民營企業的關注，更鮮有文獻將民營企業引入國有資本和其信息披露質量聯系起來。事實上，國有參股通過改變民營企業的股權結構和信息交互，改寫民營企業信息披露的“新篇章”。當前混合所有制改革已成為培育和壯大民營經濟的重要途徑，而民營企業引入國有資本這一實踐仍在進一步探索中，因此，在當前時代背景下，研究“混合所有”對民營企業信息披露質量的影響具有重要的理論價值和現實意義。

本文的邊際貢獻有：第一，基于一個新穎的切入點，闡釋了國資參股提升民營企業信息披露質量的作用機制，即在民營企業混合所有制改革深入推進的背景下，分別從治理效應、資源效應和外部監督機制入手，分析了該宏觀政策對民營企業信息披露質量的微觀效應，為國有資本投資和民營企業信息披露決策提供了理論參考；第二，實證研究方法不僅符合研究對象的特征，而且有效克服了模型的內生性問題，即在面板回歸的基礎上，通過多期雙重差分模型進一步檢驗國資參股對民營企業信息披露的影響，研究結論更有可信度；第三，拓展了基準回歸模型的廣度和深度，增強了研究成果的現實解釋力，即不但將地區市場化水平和企業代理問題納入分析框架，而且從投資者和企業價值角度進一步探討了國資參股的經濟后果，為相關政策實踐、民營企業高質量發展提供了具體依據。

三、 理論分析及研究假說

（一） 國資參股和民營企業信息披露質量

民營企業引入國有資本，不僅是不同所有制背景的股權融合，而且也是與市場的一次“對話”。國有股東不僅可以帶來內部治理效應，還向市場傳遞了積極信號，為民營企業帶來了資源效應和信譽擔保，降低民營企業違規動機；同時將民營企業帶到“聚光燈”下，促進媒體關注等外部監督機制的形成。長期來看，國資參股可以約束民營企業信息披露操縱行為，提高其信息披露質量。

首先，國有股東可以發揮內部治理效應，形成權力制衡和內部監督機制，從而提高民營企業內部控制質量。一方面，出于國有資產保值增值的目的，國有股東更看重參股民營企業的長期價值，因此更有動機參與并改善民營企業的內部治理。同時，由于其政治背景和稀缺性，國有股東在民營企業中更容易取得話語權［4］，隨著參股比例的提升，國有股東可以對民營企業原權力結構進行調整，從而建立起更有效的內部控制機制，抑制管理層代理問題以及大股東掏空造成的違規行為，降低信息不對稱。另一方面，由于其政治屬性和社會責任，國有股東對聲譽資本更敏感，為防止自身聲譽受到損害，國有股東會主動監督民營企業日常經營活動，約束高管和其他股東的自利行為，從而形成內部監督機制，這有利于加強民營企業內部控制建設，提高信息透明度［16］。

長期來看，民營企業信息披露質量將得到改善。其次，國有資本的政治屬性可以帶來資源效應，向投資者傳遞積極信號，從而緩解民營企業的融資約束。一般來說，在我國市場化改革和所有制改革進程中，民營企業市場地位較低，缺乏政府保護，容易受到信貸歧視，面臨較嚴重的融資約束［2］，使得民營企業債務負擔加重，盈利水平和投資效率降低，同時在政府和市場嚴格監管之下，民營企業操縱盈余管理的機會主義動機可能會提高，從而影響信息披露的真實性［21］。事實上，從動態資源理論可知，異質性企業可以通過交流學習實現優勢互補，因此，在我國“差序格局”和“關系社會”中，民營企業傾向于與政府建立政治關聯，從而借助其“扶持之手”獲取更多經濟資源［6］。進一步來說，國資的入駐就是這樣一種紐帶，國有股權帶有的政治屬性可以幫助民營企業和政府建立共生關系，從而獲得更多融資渠道，提高民營企業市場地位；同時國有參股為民營企業提供了信譽擔保，向市場傳遞了民營企業有較高的潛在價值且違約風險較小的信號，從而減少了民營企業所面臨的信貸歧視和融資約束［7］，改善盈利和經營狀況?？傊?，在國有資本帶來的資源效應下，民營企業信息披露造假和隱瞞動機降低，信息披露質量提高。

最后，國有資本入駐民營企業本身就是經濟改革中的一面“旗幟”，這一政策的推進會引起外界如媒體、分析師、評估機構等更多的關注，外界目光的聚集會形成外部監督機制，對民營企業信息披露產生影響。其中，媒體作為影響力最大的信息中介，其動向對市場主體行為和市場環境變化具有重要影響，如影響著民營企業的后續走向。一方面，媒體作為資本市場的信息中介角色，可以促進信息快速流通，緩解信息不對稱［22］，一定程度上會影響投資者情緒和股票交易行為，為了吸引投資者和穩定股價，管理層會降低操縱信息披露動機［23］。另一方面，媒體報道通過輿論監督機制為管理層帶來輿論壓力，且可能會引發公眾監督、政府關注和監管機構的介入等一系列連鎖反應，此時潛在違規成本增加，民營企業不得不正視其行為后果和市場反應，從而更傾向于為維護聲譽而提供真實信息，自愿提高信息披露質量。

以上邏輯主線和作用機制如圖1所示。

基于以上分析，提出本文的研究假說H1-H4：

H1：國資參股能夠提高民營企業信息披露質量。

H2：國資參股可以通過提高民營企業內部控制質量來提高公司信息披露質量。

H3：國資參股可以通過緩解民營企業融資約束來提高公司信息披露質量。

H4：國資參股可以通過提高媒體關注來提高民營企業信息披露質量。

（二） 異質性分析

1. 國資參股、市場化水平與信息披露質量

一般而言，高市場化水平地區有更良好的投融資環境和制度環境，民營企業相對比較集中，但這并不意味著高市場化水平地區民營企業信息披露質量更高。事實上，在激烈的市場競爭和較為嚴格的市場監督下，有限的資源會向資金實力更雄厚、信譽水平更高的國企和大型非國企傾斜，大部分中小型民營企業的資源可獲得性可能更低，生存空間可能更狹窄，從而更有動機冒險進行違規操作來獲取融資［8］，因此隱瞞或造假信息披露的概率可能更大。然而，國資參股可以改善民營企業的生存環境，因為國有資本帶來的政治關聯拓寬了民營企業的資源獲得渠道，并且可以通過向市場釋放積極信號提高民營企業市場地位［67］，從而降低其違規動機，提高信息披露質量，這種影響在市場競爭水平較高地區可能更顯著。

首先，相對于低市場化水平地區，市場化程度高的地區競爭更激烈、資源更加稀缺、民營企業的融資需求更加旺盛，同時信息傳遞更加及時、市場機制更加完善，因此市場對這一改革信號反應更強烈［17］，民營企業會對國有股東的“扶持”更加敏感，國資入駐更能緩解其融資困境，從而降低其違規動機。其次，在市場化水平低的地區，生產要素的流動性相對較弱，信息傳導效率較低，市場交易機制與保護措施不夠完善，低市場化帶來的“關系網”和“人情網”往往難以打破，從而不利于混合股權資源支持效應的形成［24］，國有參股難以發揮其積極作用。最后，激烈的市場競爭可以發揮正向激勵和監督作用。為了更好利用其政治資源、突出競爭優勢、穩固和提升投資者信心、占據市場有利地位，高市場化水平地區的民營企業在引入國有資本之后，會更加注重維護自身信譽水平，同時高市場化帶來更嚴格的市場監督機制，因此民營企業會更傾向于減少違規行為，從而提高信息披露質量［25］。

基于以上分析，提出本文的研究假說5：

H5：市場化水平較高的地區，國資參股對于提高民營企業信息披露質量的作用更明顯。

2. 國資參股、代理成本與信息披露質量

代理問題是影響企業信息披露的重要因素之一。就第一類代理問題而言，當企業所有權與控制權分離，管理層權力高度集中時，管理者就可能為了短期利益而進行違規操作，損害股東權益和公司長期利益。事實上，在非國有控股環境下，管理層利益與公司利益沖突更明顯，更有動機隱瞞其違規操作而操縱信息披露［2］。就第二類代理問題而言，大股東掌握經營決策權，則傾向于與管理者進行利益合謀，侵害中小股東利益，這會加劇企業和市場之間的信息不對稱。因此，代理問題更嚴重的民營企業，信息披露質量可能會更差，這意味著，國有資本參股的改善作用也可能更顯著。

具體而言，一方面，因為國有資本的社會屬性和政治屬性更強，對聲譽資本更加敏感，所以出于維護自身信譽的考量，國有股東會強化對民營企業管理層的監督，抑制其違規動機，提高信息披露質量。另一方面，根據股權制衡理論，異質性股東的加入能對大股東形成制衡，即當民營企業大股東控制權過于集中時，國資參股可以有效優化其治理結構，抑制大股東的自利動機和侵占行為［4］，從而提升民營企業的信息透明度?？傊?，國有股東的加入對于代理問題更嚴重的民營企業的積極整治作用更明顯，即通過對管理層和大股東違規操作的抑制，國資參股可以有效改善內部治理結構，從而提高信息披露質量。

基于以上分析，提出本文的研究假說6：

H6：在代理問題更嚴重的民營企業中，國資參股對于信息披露質量的積極作用更明顯。

四、 研究設計

（一） 樣本選取和數據來源

2013年，中共十八屆三中全會明確提出，要積極發展交叉持股、相互融合的混合所有制經濟。因此，考慮到政策效應的持久性和滯后性，本文選取2010—2022年滬深A股民營上市公司數據，并對數據做以下處理：（1）剔除樣本數據中的ST、ST*以及金融類公司；（2）剔除主要變量中缺失值嚴重的樣本；（3）對連續變量進行1%和99%的縮尾處理。最終獲得共18764個觀測值。本文數據主要來自國泰安數據庫（CSMAR），媒體報道相關數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS），數據處理主要通過Stata18完成。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量

考慮到信息披露內容的完整、及時和準確性，本文參考劉貫春等的做法［26］，使用上市公司信息披露質量考評結果作為信息披露質量（Quality）的代理變量。評級從高到低分為A、B、C、D四個等級，依次賦值為4、3、2、1，數值越高，信息披露質量越高。

2. 解釋變量

本文從三個方面對國有資本參股民營企業的情況（State）進行度量：（1）是否有國有股東（Statedum），若民營企業前十大股東中存在國有股東則取值為1，否則為0；（2）國資參股程度（Statera），即民營企業前十大股東中國有股東持股比例之和；（3）國有股權制衡度（Stateba），即民營企業前十大股東中國有股東持股與非國有股東持股之比。

3. 控制變量

為了預防模型的變量遺漏問題，本文加入以下控制變量：股權集中度（Top1）、獨董比例（Indep）、董事會規模（Board）、盈利能力（Roa）、資產負債率（Lev）、發展能力（Grows）、公司規模（Size）、兩職合一（Dual）、審計師（Big4）、高管薪酬（Salary）、面值市值比（BM）、市凈率（PB）、經營現金流（OCF）、應收賬款（Arr）、管理層持股（Mngmhldn）、上市年限（Age）。具體的定義與說明詳見表1。

4. 機制變量

為檢驗治理效應、資源效應和媒體監督的機制作用，本文選取內部控制質量（ICQ）、融資約束（SA）和媒體關注（Media）作為中間變量進行機制檢驗。首先，參考已有文獻做法［27］，選取深圳迪博大數據研究中心發布的內部控制指數，并將其作為內部控制質量的代理變量，且數值越大，內部控制質量越高。其次，選取SA指數衡量企業融資約束程度。相較于其他衡量指標，SA指數可以更好避免內生性問題。SA指數為負值，其絕對值越大，融資約束越嚴重，具體計算方法如下：

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age

其中Size為民營企業資產對數，Age為企業成立時間。最后，參考羅進輝等的做法［28］，選取一年中媒體報道內容出現該上市公司的新聞總數加1后的自然對數來衡量媒體關注度，數值越大，說明該公司媒體報道數量越多，媒體關注度越高。

以上所有變量具體定義詳見表1。

（三） 模型設定

為檢驗國資參股對民營企業信息披露質量的影響，本文構建了面板回歸模型，同時控制了行業和時間固定效應，并采用企業層面的聚類穩健性標準誤調整異方差影響，具體模型如下：

Qualityit=α0+β1Stateit+γ∑Controlsit+σi+λt+εit（1）

其中Qualityit為被解釋變量，表示民營企業信息披露質量；Stateit為核心解釋變量，表示民營企業中國資參股情況，分別從是否有國有股東（Statedum）、國有股東持股比例（Statera）以及國有股權制衡度（Stateba）三個維度進行刻畫，State的系數β1為評估國資參股影響的主要參數指標；Controls表示控制變量；σi為行業固定效應，λt為時間固定效應，εit為殘差項。

（四） 描述性統計

描述性統計結果顯示，信息披露質量（Quality）的平均值為2.964，表明整體而言我國民營企業信息披露情況比較良好；Statedum、Statera和Stateba的均值分別為0.437、3.464和0.229，表明含有國有資本的民營企業偏少，且其中國有資本占比較低；第一大股東股權集中度（Top1）均值為31.473，標準差為13.436，管理層持股比例（Mngmhldn）均值為21.488，標準差為21.606，表明民營企業中代理問題可能比較嚴重，且不同公司之間波動較大，說明民營企業之間存在明顯的內部結構差異（限于篇幅，描述性統計結果留存備索）。

五、 實證分析

（一） 基準回歸

表2為模型（1）的基準回歸結果。列（1）至列（3）顯示，在沒有添加控制變量時，Statedum、Statera和Stateba系數分別在1%、10%、10%的水平上顯著為正，說明國有參股可以顯著提高民營企業信息披露質量，且國有股份占比越高，信息披露質量越高。列（4）至列（6）顯示，添加控制變量后，核心解釋變量系數依然在1%的水平上顯著為正，進一步證明了研究結論的穩健性。這說明國資參股通過改變民營企業的股權結構以及與市場其他主體的信息交互，可以降低其違規動機，對民營企業信息披露行為產生積極影響，研究假說1成立。

（二） 穩健性檢驗

1. 多期雙重差分法

雙重差分法可以用來評估政策實施效果，且在很大程度上可以克服內生性問題。鑒于不同民營企業引入國有資本的時間點各異，采用單一的時間節點可能無法準確捕捉所有企業的情況，因此，參考王永欽和薛笑陽的研究［29］，本文采用多時期DID方法，以更精細地評估政策影響，驗證研究結論的穩健性，構建模型如下：

Qualityit=α1+β2Afterit+γ1∑Controlsit+σi+λt+εit（2）

其中Afterit為政策虛擬變量，若民營企業i在第t年已有國資入股，則賦值為1，否則賦值為0，其他變量說明同模型（1）。

（1） 多期雙重差分回歸結果

表3為模型（2）的回歸結果。在不加控制變量時，After的系數在1%的水平上顯著為正，說明國資入股的混改政策實施后，民營企業信息披露質量得到顯著改善；逐步添加控制變量后，正相關關系依然穩定且系數估計結果保持在1%的顯著性水平，這證實了研究結論的穩健性，因此，研究假說1依然成立。

實際上，國資參股民營企業的大規?；旄陌l揮了正外部性作用，在政策的支持和國企的幫扶下，民營企業可以獲得更多的市場積極反饋，融資環境得到改善，信譽水平得到提高，從而降低了融資成本，抑制了違規動機；同時國有股東帶來的內外監督效應使得民營企業信息披露造假的潛在成本升高，此時民營企業更傾向于進行真實的信息披露，從而使得信息披露質量上升。

（2） 平行趨勢檢驗

多期雙重差分模型要求處理組和控制組之間滿足平行趨勢假設，為此本文進行了平行趨勢檢驗，圖2為平行趨勢檢驗圖。從圖2可見，在國資參股政策實施之前，估計系數在0附近波動，表明處理組和控制組之間差異不明顯；然而，在政策時點當期及以后，估計系數快速上升，與政策實施之前有明顯差異。因此，樣本通過了多期雙重差分估計所需的平行趨勢檢驗，即國資參股對民營企業信息披露質量的提升有持續正效應，因此，采用多期DID模型進行穩健性檢驗是恰當的。

（3） 安慰劑檢驗

為進一步檢驗研究結論的穩健性，排除遺漏不可觀測因素這一潛在問題對回歸結果的干擾，本文基于多期雙重差分基準回歸結果進行安慰劑檢驗，隨機抽取8203個樣本作為“偽處理組”，并在此基礎上再次進行回歸以得到“偽估計系數”，將抽樣和回歸過程重復1000次。圖3和圖4分別顯示了After的系數-核密度分布圖和系數-p值散點圖。從中可見，虛構處理組后After回歸系數集中在0附近，服從正態分布，且遠小于基準回歸中的系數，此外p值絕大多數在0.1以上，在10%的水平上不顯著。這表明結果符合安慰劑檢驗預期，證明了多期雙重差分模型的可靠性，核心結論依然穩健。

2. 工具變量法

由于信息披露質量良好的企業本身經營狀況較好，更有可能吸引國有資本參股，從而可能產生互為因果的內生性問題。因此參考Fan等的做法［30］，本文選取第一次鴉片戰爭至新中國成立之前民營企業所在地區是否為租界（Territo_Rie）作為國資參股的工具變量，若是則賦值為1，否則賦值為0。具體而言，由于對外開放較早，租界地區市場化程度較高，市場機制比較完善，從而民營企業引入國有資本來尋求保護和獲取資源的動機較弱，因此該變量與國資參股變量反相關，符合相關性原則。同時，開放為租界是歷史問題，不會對民營上市公司信息披露質量產生直接影響，符合外生性原則。在此基礎上，使用工具變量法和兩階段最小二乘法進行回歸。

回歸結果見表4中列（1）至列（6），第一階段Territo_Rie對解釋變量回歸系數在1%的水平上顯著為負，說明曾作為租界的地區國資參股民營企業的水平較低；同時第一階段F值分別為38.99、64.13和41.29，均顯著大于經驗值10，拒絕了弱工具變量假設；KleibergenPaap rk LM值分別為39.46、64.76和41.80，均在1%的水平上顯著，拒絕了不可識別假設。第二階段控制內生性之后，估計結果均顯著為負，證明了核心解釋變量和被解釋變量顯著正相關，因此本文研究結論仍然穩健。

3. Heckman兩階段法

考慮到國有資本在進行投資決策時，可能會傾向于投資那些信息披露質量更高、財務操縱風險更小的民營企業，因此無法觀測到此舉措對其他民營企業的影響，從而導致內生性問題。為克服潛在的樣本選擇偏誤，參照余漢等的研究［6］，使用Heckman兩階段法進行檢驗，建立如下Probit模型：

Stateit=α2+β3Rgmit+γ2∑Controlsit+σi+λt+εit（3）

其中Rgm為民營企業所在地區制度環境，以政府與市場關系指數來度量，該指數越高，表明該地區制度環境越好，其余變量釋義同模型（1）。通過第一階段回歸可以得出逆米爾斯比率（IMR），將其代入第二階段國資參股影響民營企業信息披露質量的回歸模型中，檢驗結果如表4中列（7）至列（12）所示。第一階段回歸結果顯示，Rgm系數顯著為負，即地方政府干預會提高民營企業引入國有資本動機。第二階段回歸結果顯示，加入IMR之后核心解釋變量仍顯著為正，這意味著即使在考慮了樣本選擇偏誤的情況下，國有參股也的確能改善民營企業信息披露質量，因此基準回歸的結論依然穩健。

4. 替換解釋變量與被解釋變量

參考郝陽和龔六堂的做法［8］，將國有參股程度的啞變量（Soe1）和國有股東對前十大股東制衡度（Soe2）作為解釋變量的代理變量。具體而言，當民營企業前十大股東中國有股東持股總比例大于10%時，Soe1取1，否則取0；Soe2為民營企業前十大股東中國有股東股份比例與民營企業前十大股東股份的比值。表5中列（1）、列（2）為替換解釋變量后的估計結果，可以看出回歸系數皆顯著為正，即民營企業中國資參股水平越高、國有股東制衡度越高，向市場傳遞的積極信號帶來的反饋也就越好，民營企業信息披露質量也就越高。

此外，參考馬黎珺等的做法［31］，選取修正的瓊斯模型計算出的操縱性應計利潤的絕對值（absDA）作為被解釋變量的代理變量，該值越大，盈余管理空間也就越大，信息披露質量越差。為避免多重共線性問題，本文將控制變量Roa調整為流動比率LR。表5中列（3）至列（5）為替換被解釋變量后的估計結果，可見核心解釋變量均顯著為負，即國資參股抑制了民營企業的盈余管理行為，提高了信息披露真實性，研究假說1再次得到驗證。

5. 調整樣本區間

由于2020年及之后我國資本市場不同程度受到新冠疫情的影響，樣本數據中可能出現異常值，從而影響研究結論的準確性。因此本文更改樣本區間，將樣本時間窗口縮短至2010—2019年，重新進行基準回歸分析，回歸結果見表5中列（6）至列（8）。此時核心解釋變量的系數仍然在1%的水平上顯著為正，且系數大小與主基準回歸差異較小，表明核心結論依然穩健。

（三） 機制檢驗

參考胡潔等的研究［32］，本文通過構建如下模型檢驗內部控制質量、融資約束和媒體關注在邏輯主線中的作用機制，其中，Mit表示機制變量。

Mit=α3+β4Stateit+γ3∑Controlsit+σi+λt+εit（4）

Qualityit=α4+β5Mit+γ4∑Controlsit+σi+λt+εit（5）

1. 基于內部控制質量的機制檢驗

表6中列（1）至列（4）為內部控制質量的機制檢驗結果，前3列顯示核心解釋變量與內部控制質量顯著正相關，表明國有參股可以提高民營企業內部控制質量，且隨著參股比例和制衡度的提高，內控質量也相應提高。列（4）結果顯示，內部控制質量的改善可以顯著提高民營企業信息披露質量，因此研究假說2得到證實。這意味著，國有資本參股不僅在表面上改變了民營企業的股權結構，還可以通過對管理層和控股股東權力的制約、行為的監督，發揮治理作用，提高內部控制的有效性，減少違規行為和信息不對稱，對民營企業信息披露質量產生積極的深遠影響。

2. 基于融資約束的機制檢驗

如表6中列（5）至列（8）所示，核心解釋變量中Statedum和Statera與融資約束顯著正相關，Stateba與融資約束正相關但不顯著，融資約束與信息披露質量在1%的水平上顯著為正。這說明國有股權作為重要的政治關聯渠道，可以發揮資源效應，緩解民營企業的融資約束，從而提高其信息披露質量，因此研究假說3得到證實。但是，隨著國有股東制衡度的提高，這種積極作用不再顯著，可能是因為過于集中的國有股權會帶來一系列代理問題，從而削弱民營企業混合所有制改革的效果。

3. 基于媒體關注的機制檢驗

媒體關注的機制檢驗結果見表6中列（9）至列（12），其中核心解釋變量對媒體關注的回歸系數分別在1%、1%和10%的水平上顯著為正，表明國資參股會顯著提高媒體關注度，且逆向混改程度越高，媒體關注度越高；列（12）表明媒體關注與民營企業信息披露質量顯著正相關，研究假說4得到證實。這意味著，國資參股民營企業會吸引媒體進行跟蹤和報道，為民營企業帶來了輿論壓力和更有效的外部監督機制，進一步對內部治理產生積極影響，抑制管理層虛假披露動機；同時媒體關注與報道也可以降低企業與其他主體之間的信息不對稱，市場收到積極信號后會給予更多良好反饋，這有助于改善民營企業的生存環境，因此民營企業會更愿意進行高質量的信息披露。

（四） 異質性檢驗

1. 基于市場化水平的異質性

本文參考李秉成等的做法［33］，選用中國各省份的市場化指數（INS）作為市場化水平的代理變量，通過計算得到市場化指數中位數為10.123，將大于中位數的樣本作為高市場化水平組，其余為低市場化水平組。表7中回歸結果顯示，國資參股顯著提高了高市場化水平地區民營企業的信息披露質量，研究假說1再次得到證實。進一步通過Chow檢驗發現，高市場化水平地區與低市場化水平地區存在顯著的組間系數差異，且顯著性水平為1%。這說明高市場化水平的地區，民營企業引入國有股東帶來的影響更強烈、市場反應更敏感，對信息披露質量的積極作用更強。研究假說5得到證實。

2. 基于代理問題的異質性

本文通過代理成本來刻畫民營企業的代理問題，高代理成本往往意味著較嚴重的代理問題。參考翟光宇等的研究［34］，本文選取管理費用率（管理費用/營業收入）和大股東資金占用率（其他應收款/總資產）分別來衡量民營企業第一類和第二類代理成本，并根據其中位數進行樣本分組，分組估計結果如表8所示。在代理成本更高的民營企業中，國有參股提高信息披露質量的作用更顯著。進一步的Chow檢驗發現，無論是第一類還是第二類代理成本，高成本組和低成本組在1%的水平上存在顯著的組間系數差異。這是因為過于集中的決策權增加了管理層和大股東的自利動機，使其更可能通過虛假信息披露掩蓋不當行為，而國有股東可以對其形成制約和監督作用，削弱其控制權，緩解民營企業的代理問題，從而信息披露的真實性得到提高。研究假說6得到證實。

（五） 進一步分析

1. 國資參股、信息披露與投資者信心

投資者信心是提振資本市場、促進其繁榮和發展的重要動力，由信號傳遞機制可知，國有股東的加入可能通過提高民營企業信息披露質量從而影響投資者信心。一方面，良好的信息披露行為緩解了信息不對稱問題，意味著企業有良好的經營狀況、較高的決策效率和較完善的治理機制，投資者發生意外損失的可能性相對較小，更有概率獲得穩定回報，因此企業的“自信”會提高投資者的信心［35］。另一方面，國資入駐帶來的政治關聯和隱性擔保提高了民營企業的聲譽和市場地位，出于對“國有”的關注和信任，實施混改的民營企業可能對投資者來說吸引力更強，從而市場情緒更加積極。

為此，本文參考雷光勇等的做法［35］，選取主營業務收入增長率（Sales）、市凈率（YrPB）和機構投資者持股比例（INST）作為投資者信心的代理變量，利用主成分分析法構建投資者信心指數（IC）；構建國資參股與信息披露質量的交互項“Statedum_Quality”“Statera_Quality”和“Stateba_Quality”對投資者信心（IC）進行回歸，同時為了避免多重共線性問題，在原控制變量中去掉了市凈率（PB），結果如表9所示?？梢姡瑖Y參股可以顯著提高投資者信心，且國有股東占比越高、國有股東股權制衡度越大，投資者信心就越強，進一步佐證了民營企業混合所有制改革對資本市場的提振效應。

2. 國資參股、信息披露與企業價值

國資參股對民營企業信息披露質量的積極影響也可能作用于企業價值?；谧栽感畔⑴独碚摚髽I的自愿信息披露行為可以加強與投資者之間的信息交互，降低投資者對于企業經營狀況和前景的擔憂，有利于吸引投資和對企業價值展開客觀評價，從而可以有效避免股票價格被低估，促進股價穩定。同時國有資本入駐一定程度上為民營企業未來發展做了“背書”，提高了民營企業的信用水平，企業估值也相應提高。

本文使用托賓Q值（TobinQ）來作為民營企業價值的代理變量，同樣使用國資參股和信息披露質量的交互項對企業價值進行回歸，考慮到企業價值的影響因素，在回歸模型中增加了部分控制變量：長期資本收益率（LRC），以總收益與長期資本之比來衡量；流動比率（LR），以流動資產與流動負債之比來衡量?；貧w結果如表9中列（4）至列（6）所示，解釋變量均在1%的水平上顯著為正，表明國資參股可以顯著提升企業價值，且國資參股程度越高、國有股東制衡度越高，對企業價值提升作用越大，這也進一步證明了國資參股民營企業的積極經濟后果。

六、 結論性評述

基于2010—2022年滬深A股民營公司數據，本文綜合運用面板模型和多期DID模型評估了國資參股對民營企業信息披露質量的影響。研究發現：

（1）通過提高內部控制質量、降低融資約束以及吸引更多媒體關注，國資參股會提高民營企業信息披露質量。這表明混合所有制改革不僅僅是表面的交叉持股，還會通過發揮治理效應、拓展資源獲得渠道、提高信息傳遞效率、建立更有效的外部監督機制來引起市場參與者之間的連鎖反應，引導民營企業良性發展，從而激發資本市場活力。

（2）異質性檢驗表明，國資參股對于民營企業信息披露質量的提升作用在高市場化水平地區、代理問題更嚴重企業中更顯著。這進一步證明了信息披露質量會受到外部環境和內部治理結構的影響，從而為宏觀調控和微觀企業治理提供了實證支持。

（3）進一步檢驗發現，國資參股不僅可以提高民營企業的信息披露質量，還能通過暢通民營企業和市場的信息交流渠道、傳遞積極信號、提升民營企業聲譽和信用水平，從而穩定股價和提高資源配置效率，進一步提高投資者信心和民營企業的企業價值。這證明了國資參股對民營企業和資本市場帶來積極經濟后果，為深入推進民營企業混合所有制改革提供了經驗證據。

據此，為了深入推進國有資本入股民營企業、混合所有制改革政策優化落實和提高企業信息披露質量，本文提出以下建議：

（1）對民營企業而言，應該積極參與混合所有制改革，促進自身發展，并以此為契機，及時提升信息披露質量。在國有股東的參與下，民營企業要充分利用其帶來的融資、政治和隱形資源，并在其監督下建立恰當的權力分配結構，提高公司治理水平和企業價值，改善經營狀況，促進企業健康發展。同時，企業高層要樹立企業責任和社會責任意識，正視媒體等監督主體的監督行為，不為短期和個人私利進行違規信息披露，維護企業良好信譽和形象，提高投資者信心和企業價值，促進企業可持續發展。

（2）對于媒體而言，應該加強對民營企業引入國有資本效果的關注和跟蹤報道，確保民營企業混改政策得到妥善落實。媒體應該提高對市場風向的敏感性，做好合格的市場信息“郵遞員”；合理利用手中和網絡上的“筆”，合理揮動輿論這支“劍”，發揮對民營企業的正向引導作用，激勵民營企業提高自身信譽水平。監管部門和其他監督主體應該明確企業的信息披露責任，培育底線意識，建立起與民營企業混合所有制改革和信息披露相適應的監管機制，進一步改善我國資本市場環境。

（3）對于政府部門而言，在接下來的混合所有制改革中，應該進一步引導企業之間的合作與對話，優化民營企業中的國有資本配置；同時，國有股東應該積極發揮其資源效應，充分拓寬民營企業融資渠道，降低其融資約束；充分發揮其監督效應，對非國有大股東和管理層的行為進行監管，降低民營企業的經營風險和違規動機；此外，政府部門應該做到因地制宜、統籌兼顧，積極完善民營企業所在市場環境和相關規則制度，提高投資者和企業的市場反應能力，對民營企業信息披露行為進行約束，以形成有效的信息傳遞市場機制。

參考文獻：

［1］李澤浩，楊振，陳傳龍.ESG信息披露提升了企業投資效率嗎？——非財務信息披露的財務作用［J］.審計與經濟研究，2024（4）：110.

［2］錢愛民，吳春天.民營企業混合所有制與商業信貸合約——不確定性風險視角［J］.山西財經大學學報，2021（4）：112126.

［3］韓艷錦，李安琪，張雯.內部資本市場效率與成本粘性——來自民營企業集團的證據［J］.會計研究，2024（2）：113124.

［4］于瑤，祁懷錦.混合所有制與民營經濟健康發展——基于企業違規視角的研究［J］.財經研究，2022（3）：3347.

［5］余漢，黃爽，宋增基.國有股參股能否提升企業ESG表現？——來自民營上市公司的經驗證據［J］.上海財經大學學報，2024（1）：6478.

［6］余漢，楊中侖，宋增基.國有股權能夠為民營企業帶來好處嗎？——基于中國上市公司的實證研究［J］.財經研究，2017（4）：109119.

［7］宋增基，尚秋麗.國有股權、社會資本與銀行融資便利性——來自中國民營控股上市公司的經驗證據［J］.商業研究，2015（6）：138145.

［8］郝陽，龔六堂.國有、民營混合參股與公司績效改進［J］.經濟研究，2017（3）：122135.

［9］翟淑萍，范潤，繆晴.“逆向混改”與民營企業稅收規避［J］.外國經濟與管理，2023（8）：3450.

［10］趙璨，宿麗莎，曹偉.混合所有制改革：治理效應還是資源效應？［J］.上海財經大學學報，2021（1）：7590.

［11］竺李樂，吳福象，李雪.民營企業創新能力：特征事實與作用機制——基于民營企業引入國有資本的“逆向混改”視角［J］.財經科學，2021（1）：7690.

［12］于連超，董晉亭，畢茜.控股股東股權質押與企業策略性環境信息披露——基于控制權轉移風險的防范視角［J］.會計研究，2022（12）：6076.

［13］周邵妮，鄭佳明，王中超.國企混改、社會責任信息披露與國有資產保值增值［J］.軟科學，2020（3）：3236.

［14］Saraswati E，Azzahra A，Sagitaputri A. Corporate governance mechanisms and voluntary disclosure［J］. Akrual"Jurnal Akuntansi，2020，11（2）：82.

［15］曹皖青，韓煦.董事會特征對會計信息披露質量的影響［J］.山西財經大學學報，2011（3）：171.

［16］莊朋濤，何青.董事高管責任保險對上市公司信息披露質量的影響［J］.金融監管研究，2023（7）：7893.

［17］任宏達，王琨.產品市場競爭與信息披露質量——基于上市公司年報文本分析的新證據［J］.會計研究，2019（3）：3239.

［18］Baloria V P， Heese J.The effects of media slant on form behavior［J］.Journal of Finance Economics，2018，129（1）：184202.

［19］劉窮志，張莉莎.制度約束、激勵政策與企業環境信息披露［J］.經濟與管理研究，2020（4）：3248.

［20］Duro M，Heese J， Ormazabal G.The effect of enforcement transparency：Evidence from SEC commentletter reviews［J］.Review of Accounting Studies，2019，24（3）：780823.

［21］張巖.問詢函監管與企業的真實盈余管理對策［J］.當代財經，2020（3）：90101.

［22］Deng Wei，Shao Jing.Empowering green development： How social media interaction influences environmental information disclosure of highpolluting firms［J］. International Journal of Environmental Research and Public Health，2022，19（16）：1031510315.

［23］Ananzeh H，Bugshan A，Amayreh I. Does media exposure moderate the relationship between ownership structure and environmental disclosure quality： Evidence from Jordan［J］.Management of Environmental Quality，2023，34（1）：5979.

［24］羅福凱，龐廷云，王京.混合所有制改革影響企業研發投資嗎？——基于我國A股上市企業的經驗證據［J］.研究與發展管理，2019（2）：5666.

［25］Chen Y，Yang X，Yuan C，et al. Product market competition and the disclosure of supply chain information［J］. China Journal of Accounting Research，2022，15（1）：100223.

［26］劉貫春，葉永衛，張軍.稅收征管獨立性與企業信息披露質量——基于國地稅合并的準自然實驗［J］.管理世界，2023（6）：156174.

［27］周衛華，劉一霖.管理能力、企業數字化與內部控制質量［J］.經濟與管理研究，2022（5）：110127.

［28］羅進輝，李小榮，向元高.媒體報道與公司的超額現金持有水平［J］.管理科學學報，2018（7）：91112.

［29］王永欽，薛笑陽.法治建設與金融高質量發展——來自中國債券市場的證據［J］.經濟研究，2022（10）：173190.

［30］Fan J，Wong T，Zhang T.Institutions and organizational structure：The case of stateowned corporate pyramids［J］.The Journal of Law，Economics，and Organization，2013，29（6）：12171252.

［31］馬黎珺，張雯宇，謝露.利率市場化與企業會計信息質量——基于貸款利率去管制的準自然實驗［J］.會計研究，2022（4）：321.

［32］胡潔，于憲榮，韓一鳴.ESG評級能否促進企業綠色轉型？——基于多時點雙重差分法的驗證［J］.數量經濟技術經濟研究，2023（7）：90111.

［33］李秉成，王志濤，宋若蘭.民營企業“逆向混改”能降低審計收費嗎？［J］.財會通訊，2022（1）：2834.

［34］翟光宇，王瑤.金融發展、兩類代理成本與企業研發投入——基于2009—2018年A股上市公司的實證分析［J］.國際金融研究，2022（3）：8796.

［35］雷光勇，王文，金鑫.公司治理質量、投資者信心與股票收益［J］.會計研究，2012（2）：7986.

［責任編輯：高 婷］

Can Stateowned Capital Participation Affect the Quality of Information Disclosure in Private Enterprises？

QIN Hailin， CHEN Miao

（School of Economics and Management， Tiangong University， Tianjin， 3300389， China）

Abstract： Using Ashare private companies"in Shanghai and Shenzhen from 2010 to 2022 as research samples， a panel model was used to examine the impact of stateowned capital participation on the quality of information disclosure of private enterprises， and robustness tests were conducted using methods such as DifferencesinDifference with multiple time periods. Research has found that stateowned capital participation can improve the quality of information disclosure in private enterprises by improving internal control quality， alleviating financing constraints and increasing media attention; At the same time， this promoting effect is more significant in areas with high levels of marketization and private enterprises with more severe agency problems; Further research has found that on the basis of improving the quality of information disclosure in private enterprises， stateowned equity participation would also have a positive impact on investor confidence and corporate value. This study provides empirical evidence for further improving the quality of information disclosure in private enterprises， as well as decisionmaking references for government macroeconomic regulation and the healthy development of private enterprises.

Key Words： private enterprise; stateowned capital participation; quality of information disclosure; internal control quality; financing constraints; media attention

［作者簡介］秦海林（1976— ），男，四川南充人，天津工業大學經濟與管理學院教授，碩士生導師，博士，主要研究方向為公司金融、財富管理與體制改革，郵箱：w1976x@163.com；陳苗（1998— ），女，河南濮陽人，天津工業大學經濟與管理學院碩士生，主要研究方向為公司金融與體制改革。