逆向混改能抑制民營企業非效率投資嗎

【摘要】民營企業是實現經濟高質量發展和建設現代化經濟體系的重要支撐，提升其投資效率具有重要意義。本文考察了逆向混改對民營企業非效率投資的影響及作用機制，研究發現，逆向混改能有效抑制民營企業非效率投資，其可以通過提高風險承擔水平、降低債務融資成本、降低代理成本來抑制民營企業非效率投資。進一步研究發現，數字化轉型強化了逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用。此外，當環境不確定性較高或企業處于高科技行業時，逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用更為顯著。本文不僅豐富完善了“雙向混改”的相關研究，也為深化混合所有制改革、優化民營企業股權結構提供了參考借鑒。

【關鍵詞】逆向混改；民營企業；非效率投資；數字化轉型

【中圖分類號】 F235.1"""" 【文獻標識碼】A""""" 【文章編號】1004-0994（2025）06-0043-7

【基金項目】教育部人文社會科學研究項目（項目編號：22YJC790082）；河南省哲學社會科學規劃項目（項目編號：2023CJJ133）；中國博士后科學基金特別資助項目（項目編號：2024T170248）；中國博士后科學基金面上資助項目“政府激勵行為下逆向混改對供應鏈韌性的影響研究”（項目編號：2023M741072）

一、引言

黨的二十大報告中強調： “優化民營企業發展環境，依法保護民營企業產權和企業家權益，促進民營經濟發展壯大。”作為我國市場經濟的主要組成部分，民營企業在科技創新、解決就業等方面發揮著重要作用，但也面臨著融資約束、投資效率低下等問題，解決這些問題不能僅依靠市場機制，還需要發揮政府“有形之手”的重要作用。對此，中共中央、國務院于2015年發布的《關于深化國有企業改革的指導意見》中明確提出“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業”。“逆向混改”這一混合所有制改革方式在不影響民營資本控股地位的前提下融入國有經濟雄厚的資本實力，可有效緩解民營企業面臨的資金困境，充分發揮“國民共進”優勢。因此，從逆向混改角度破解非效率投資問題成為促進民營企業高質量發展的一個重要方向。

現有文獻從企業內部和外部環境兩方面探討了非效率投資的影響因素。在企業內部因素方面： 從董事會視角來看，董事會決策效率會受到董事地位差異、董事會斷裂帶程度與董事關系網絡中心度等因素的影響，并進一步影響企業投資效率（任廣乾等，2023）； 從股東視角來看，非控股大股東信息交互以及退出威脅可以通過發揮監督效應促進企業投資效率的提升（李杰等，2024）； 從融資渠道視角來看，財務柔性對非效率投資具有“雙刃劍”效應，既可能助力企業緩解融資約束，解決投資不足，又可能加劇代理問題，引發投資過度。隨著對內部影響因素研究的深入，學者們逐漸從微觀層面轉移到中觀層面——信息傳遞效率上，如機構投資者持股、信息披露監管模式變更、數字創新（王化成等，2023）等。外部環境因素主要包括市場競爭與金融環境、外部審計與媒體關注、政府干預與政策扶持等。具體而言： 供應鏈金融、數字普惠金融等因素會優化金融環境，利率市場化可使不受金融錯配影響的企業的過度投資顯著減少（鄭曼妮等，2023）； 關鍵審計事項披露提供的增量信息、中小股東利用社交媒體發揮的“用嘴投票”治理效應、媒體關注度的提升以及負面報道的壓力均可以有效降低企業非效率投資水平（許奎等，2023）； 受貨幣政策、產業政策支持的企業更容易獲得較多的銀行貸款，信貸融資水平的提高會促進企業投資效率的提升。

可見，目前對非效率投資影響因素的研究取得了豐富的成果。民營企業除了通過響應各種政策得到政府扶持，還可以通過引入國有資本與政府建立“共生關系”。因此，民營企業有動機通過實施逆向混改，引入國有資本來建立政治聯系，讓政府扮演“扶持之手”的角色，抑制其非效率投資。逆向混改究竟能否助力民營企業抑制非效率投資？其內在的影響機制如何？針對不同行業、不同環境，逆向混改對民營企業非效率投資的影響效果是否存在顯著差異？這些問題都是在當前混合所有制改革背景下亟需關注與解答的，本文擬對此進行研究。本文可能的貢獻如下： 一是，將民營企業非效率投資的影響因素延伸至逆向混改領域，拓展了現有混合所有制改革的研究范疇和框架； 二是，通過揭示逆向混改影響民營企業非效率投資的傳導路徑，構建了從逆向混改到民營企業非效率投資的傳導鏈條，完善了混合所有制改革的作用路徑研究； 三是，考察了數字化轉型對逆向混改與民營企業非效率投資之間關系的影響，將企業數字化轉型研究拓展到混合所有制改革領域。

二、理論分析與研究假設

（一）逆向混改與民營企業非效率投資

逆向混改不僅可以發揮國有資本的資源支持效應，幫助民營企業提升風險承擔水平以及商業信用水平（錢愛民和吳春天，2021），使之獲得更多信貸資源，從而緩解融資約束，影響民營企業投資效率； 還可以擴大國有資本投資渠道，獲取更多政府支持與資源支持，打破民營企業發展瓶頸，從而抑制民營企業非效率投資。

首先，從風險承擔角度來看，逆向混改可以提高民營企業的決策效率和信息披露水平，減少信息不對稱，降低投資風險，增強企業韌性，進一步提高企業風險承擔水平。國有資本通常具有較強的資金實力和信譽保障，尤其是在參股民營企業后，國有股東肩負著國有資產保值增值任務、社會性任務和保障整體經濟穩定運行任務等，其更加關注企業的長期穩健發展，能夠抑制民營企業的金融化。同時，國有資本天然的國家屬性使得民營企業和政府建立聯系，給民營企業帶來更多參與實體項目的機會以及政策信息的優先獲取渠道與優先訪問權，幫助民營企業更好地了解政策變化，及時捕捉發展前景好的實體投資項目，進而提升投資效率。其次，從融資便利角度來看，國有股權參股民營企業后，銀行可能會放寬對企業貸款金額和期限的限制，為企業帶來融資便利（宋增基等，2014），降低企業債務融資成本，擴大企業債務融資規模（何德旭等，2022），緩解其所面臨的融資約束。最后，從委托代理角度來看，逆向混改通過引入國有資本參股使得民營企業建立多元化股權結構，這有助于形成不同股東之間相互制約的局面。一方面，這種股權結構能夠確保不會出現某一股東或少數股東完全主導公司決策的情況，從而提高投資決策的質量。另一方面，大股東迫于國有股東的監督壓力和“退出威脅”，會減少其隧道挖掘行為，該行為所導致的資源浪費和不合理配置情況也會減少，進而抑制企業非效率投資。同時，逆向混改可以通過增強對管理者投資行為的監督與約束機制，確保其投資行為更加理性、審慎，提高決策效率與透明度，降低代理成本，從而抑制非效率投資，避免管理者因過度投資或投資不足而造成的投資效率低下問題。基于此，提出如下假設：

H1： 逆向混改能抑制民營企業非效率投資。

（二）風險承擔水平的中介效應

企業風險承擔水平反映了管理者在投資過程中項目選擇的風險偏好，投資項目風險越大，企業風險承擔水平就越高。為了盡快提升企業價值和建立競爭優勢，民營企業會更傾向于投資高風險項目。然而資源依賴理論認為，承擔風險意味著消耗資源，有限的資源增加了民營企業面臨的風險。而國有資本的政策優勢與資源優勢可以為民營企業提供更加全面和準確的市場風險信息，通過加強風險信息共享，民營企業可以更好地了解市場動態和風險狀況，降低投資風險。同時，由于國有資本肩負著一定的政策導向和社會責任，在投資過程中國有股東可以引導民營企業關注長期價值和履行社會責任，進而提高民營企業的投資效率和經營效益。此外，逆向混改能夠拓寬民營企業的董事關系網絡，提升董事關系網絡中心度和結構洞豐富度，增強民營企業韌性（任廣乾等，2023），有助于民營企業更好地適應環境變化，抵御風險所帶來的沖擊，以保證穩健運營。因此，逆向混改能夠通過加強風險信息共享、提供風險保障、引導理性投資以及增強企業韌性等方式提高民營企業風險承擔水平，進而降低其非效率投資。基于此，提出如下假設：

H2： 逆向混改通過提高風險承擔水平降低民營企業非效率投資。

（三）債務融資成本的中介效應

企業在投資時需要考慮資金的時間價值、風險承受能力、運營能力等多方面的因素，且需要大量的資金投入以應對投資過程中可能出現的各種挑戰，具有較強的資金依賴性。現有研究認為，僅依靠內源資金支持投資難以為繼（解維敏，2019），銀行貸款是企業尋求穩定融資最重要的外源渠道之一。然而，受限于傳統金融體制，民營企業面臨的融資約束要比國有企業更加嚴重，較高的融資成本限制了民營企業的資金來源，導致民營企業難以利用外源融資彌補現金流短缺。管理層出于擔憂資金來源和防御性動機等方面的影響，會更傾向于獲取短期借款，減少或放棄雖然凈現值為正但無法在短期內為企業帶來收益的投資項目，而對于一些凈現值可能為負卻耗費資金較少的投資項目則予以保留，這會加重企業非效率投資。但這種情況在國有資本參股后可能會發生變化。民營企業引入國有資本后加深了與政府之間的聯系，國有資本可為企業提供聲譽擔保或信用背書，有利于提升企業信用評級、償債能力和信譽度（張嬈和楊小偉，2023），金融機構更愿意為這些信用評級較高的民營企業提供貸款，并給予更優惠的利率和貸款條件，降低其債務融資成本。此外，逆向混改可以幫助民營企業與國有銀行或其他大型金融機構建立緊密的合作關系，使企業具有更穩定的資金運作渠道，這也有助于投資者更好地評估企業的投資價值和風險，從而緩解非效率投資。基于此，提出如下假設：

H3： 逆向混改通過降低債務融資成本減少民營企業非效率投資。

（四）代理成本的中介效應

委托代理理論認為，當所有者與管理者的利益出現分歧時，經理人在決策過程中可能不會嚴格遵循正凈現值原則，會出現投資負凈現值項目的非效率行為。而實施逆向混改后，通過在民營企業中引入國有企業的公司治理機制，對其組織架構進行重新構建，有助于減輕民營企業股東與管理層之間的代理問題（錢愛民和吳春天，2023）。一方面，國有資本往往具有長期的視野和格局，逆向混改引入國有資本可以在一定程度上避免管理者因過度自信或短視行為而造成過度投資或投資不足等非效率投資問題。 另一方面，國有股東往往要求企業遵循更加嚴格的決策程序和信息披露標準。此外，國有股東可以通過派遣董事、監事、高級管理人員以及吸引更多分析師跟蹤分析民營企業來增強其監督作用，促使管理層更加透明地披露公司的投資決策和運營情況，信息透明度的提高可以增加股東對公司的了解，減少管理層機會主義行為，防止管理層濫用公司的資源，從而減少非效率投資。基于此，提出如下假設：

H4： 逆向混改通過降低代理成本抑制民營企業非效率投資。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2015～2022年我國A股民營上市公司數據為初始樣本，并進行如下處理： 剔除國有資本注入后控制權變更的企業； 剔除ST、?ST企業； 剔除金融行業企業； 剔除主要變量數據缺失的企業； 對所有連續變量進行上下1%分位的縮尾處理。最終獲得12411個觀測值，數據來源于CSMAR和RESSET數據庫。

（二）變量說明

1. 非效率投資、投資過度與投資不足。借鑒Richardson（2006）的研究構建模型（1），采用滯后一期的面板數據對當期投資支出進行估計，并用模型殘差的絕對值來衡量當期非效率投資（Abinvest），該絕對值越大，表示企業的投資過度或投資不足情況越嚴重，企業投資效率越低，即非效率投資程度越高。進一步將樣本分為投資過度企業與投資不足企業： 若模型殘差為正，則表明投資過度（Oinvest）； 若模型殘差為負，則表明投資不足，并取其絕對值（Binvest）。

Investi，t=β0+β1Qi，t-1+β2Levi，t-1+β3Cashi，t-1+

β4Sizei，t-1+β5Reti，t-1+β6Agei，t-1+β7Investi，t-1+μt-1+γi+ωi，t-1+εi，t （1）

其中： Invest表示投資水平，為固定資產、在建工程、工程物資、長期投資與無形資產的凈增加額除以年初總資產； Q表示托賓Q值，為企業市價除以總資產； Lev表示杠桿率，為總負債除以總資產； Cash表示現金流量，為經營活動產生的現金流量凈額除以總資產； Size表示企業規模，為總資產取自然對數； Ret表示凈資產收益率，為凈利潤除以凈資產； Age表示企業年齡，為當年與上市年份之差加1后取自然對數； μ為年度固定效應； γ為行業固定效應； ω為年度—行業固定效應； ε為殘差。

2. 逆向混改。借鑒肖正等（2022）的研究，分別使用是否存在國有大股東（Dsoe）以及國有股東持股比例（Soeshare）來衡量逆向混改。根據樣本企業年報所披露的信息，將股東性質為國家或國有法人的股東定義為國有股東。根據《公司法》的規定，單獨或者合計持有公司10%以上股份的股東即可提請召開或者自行召開股東會議。因此，借鑒郝陽和龔六堂（2017）的做法，采用持股10%的閾值衡量國有大股東參股，若前十大股東中國有股東的持股比例超過10%，則Dsoe取值為1，否則為0。同時，將民營企業前十大股東中的國有股權比例相加得到國有股東持股比例（Soeshare）。

3. 風險承擔水平。參考余明桂等（2013）的研究，使用Roa（息稅前利潤除以年末總資產）波動程度來度量企業風險承擔水平。首先，為緩解行業及經濟周期的影響，使用企業Roa減去Roa年度行業均值得到經行業調整后的Roa（Adj_Roa）； 然后，以每三年（t年至t+2年）作為一個觀測時段，分別滾動計算Adj_Roa的標準差，并將該結果乘以100進行量綱處理，由此得到企業風險承擔水平（Risk）。

4. 債務融資成本。已有文獻認為，在市場體系不健全的背景下，利率上限受到管控，債權人可能轉嫁部分成本到手續費等其他科目上，形成債務人的綜合融資成本，導致利息支出科目可能未完全反映民營企業真實的債務融資成本 （何德旭等，2022）。因此，借鑒何德旭等（2022）的研究，采用（利息支出+手續費+其他財務費用）/長短期負債總額來度量債務融資成本（Cod）。

5. 代理成本。目前學術界通常采用管理費用率或總資產周轉率來度量第一類代理成本。魏志華等（2023）指出，總資產周轉率受到公司規模、經營風險和行業特征等多種因素的影響，可能存在較多噪音。相比之下，管理費用率較為“純粹”，可能更適合作為代理變量。因此，借鑒肖正等（2022）的研究，采用管理費用和銷售費用之和占主營業務收入的比例衡量代理成本（Agency），該值越大，代表股東和管理層之間的代理問題越嚴重。

6. 控制變量。本文進一步控制了可能影響企業投資效率的變量以及年度和行業固定效應，具體變量定義詳見表 1。

（三）模型設定

為檢驗逆向混改對民營企業非效率投資的影響，本文構建了模型（2），并在此基礎上構建了模型（3）和模型（4）以檢驗風險承擔水平、債務融資成本、代理成本的中介效應。

Yi，t=α0+α1Xi，t+α2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t （2）

Mi，t=β0+β1Xi，t+β2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

（3）

Yi，t=γ0+γ1Xi，t+γ2Mi，t+γ3Controlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t （4）

其中： Y為被解釋變量，分別代入Abinvest、Oinvest和Binvest； X為解釋變量，分別代入Dsoe和Soeshare； M為中介變量，分別代入Risk、Cod、Agency； Controls為控制變量； i表示企業； t表示年份； ε是殘差項。模型中均控制了年度（Year）和行業（Ind）固定效應。模型（2）中α1表示逆向混改對民營企業非效率投資的總效應，若α1顯著為負，則表明逆向混改能抑制民營企業非效率投資。在α1顯著的前提下，若模型（3）中β1和模型（4）中γ1、γ2都顯著，則說明風險承擔水平、債務融資成本、代理成本起到部分中介作用； 若其中γ1不顯著，則說明風險承擔水平、債務融資成本、代理成本起到完全中介作用。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

主要變量的描述性統計結果如表2所示。非效率投資（Abinvest）的均值為0.046，投資過度（Oinvest）的均值為0.059，投資不足（Binvest）的均值為0.039，說明民營企業中投資過度的情況比投資不足更為嚴重，這可能是因為投資不足雖然可能會導致企業錯失市場機會，但通常不會帶來資源浪費、負債增加或管理挑戰等問題。Dsoe的均值為0.096，即有9.6%的民營企業存在國有大股東，表明在保留非國有股權的情況下，國有資本參股量較少。Soeshare的均值為3.9%，表明國有股已成為民營企業股權結構中的重要組成部分，但國有股東在企業中并不占主導地位，公司的所有權結構可能更加分散。此外，Soeshare的最大值為40.7%、最小值為0，說明民營企業之間的股權混合情況存在較大差異，混合所有制改革仍需縱向持續推進。其他變量描述性統計結果與已有研究不存在明顯差異。

（二）基準回歸分析

逆向混改與民營企業非效率投資的回歸結果如表3所示，其中列（1）～ 列（3）為以Dsoe為解釋變量的回歸結果，列（4）～ 列（6）為以Soeshare為解釋變量的回歸結果。列（1）中，Dsoe的系數為-0.022，且在1%的水平上顯著，意味著有國有大股東的民營企業非效率投資明顯更低。列（2）與列（3）中，當Oinvest、Binvest為被解釋變量時，Dsoe的系數分別為-0.027、-0.023，均在1%的水平上顯著，說明國有大股東可以通過影響民營企業內部治理結構緩解投資過度和投資不足，進而抑制民營企業非效率投資，支持了H1。同樣，列（4）～ 列（6）中Soeshare的系數均顯著為負，進一步支持了H1。

（三）內生性與穩健性檢驗

1. 內生性檢驗。一是采用工具變量法。為緩解雙向因果和遺漏變量所導致的內生性問題，參考向東和余玉苗（2020）的做法，選擇政治經濟距離［企業所在省（自治區、直轄市）的省會城市距離北京的經緯度距離除以10000所得數值］作為逆向混改的工具變量，并使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸。與政治中心北京距離越近的企業受中央經濟政策的影響越大，進行混合所有制改革的積極性越高，同時政治經濟距離指標并不直接影響民營企業非效率投資，符合外生變量的要求。檢驗結果顯示，工具變量拒絕了識別不足假設和弱工具變量假設。之后的回歸結果顯示，Dsoe的系數仍在1%的水平上顯著為負，逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用仍然成立。二是采用傾向得分匹配法。為縮小處理組和對照組之間的觀測值差異，借鑒曾敏等（2022）的研究，采用卡尺為0.05的一對一近鄰匹配方式為存在國資大股東的民營企業尋找最為匹配的民營企業對照組，以緩解遺漏公司特征變量所導致的內生性問題。主變量的 ATT 絕對值均大于2.58，通過了平衡性檢驗。采用匹配后的樣本進行回歸后發現，研究結論未發生改變。

2. 穩健性檢驗。一是更換解釋變量的衡量方法。參照何德旭等（2022）的研究，采用持股5%的閾值衡量國有大股東參股（Dsoe5），前十大股東中國有股東的持股比例超過5%則Dsoe5取值為1，否則為0。二是滯后一期解釋變量。逆向混改對民營企業非效率投資的影響存在滯后性，故將核心解釋變量滯后一期后重新檢驗。三是更換被解釋變量的衡量方式及樣本范圍。參考Biddle等（2009）的研究，采用模型（5）計算企業投資效率（Invest），其中Growth_Opportunity表示企業成長機會，用托賓Q值衡量。使用該模型回歸殘差的絕對值衡量非效率投資，為排除衡量企業投資效率時產生的系統性偏差，借鑒張悅玫和張芳（2019）的做法，將殘差絕對值排在后90%的樣本作為投資效率嚴重偏低組進行檢驗。四是控制行業與年度交乘固定效應。為了控制行業隨時間變化的不可觀測因素對民營企業非效率投資的影響，在模型（2）中加入行業固定效應和年度固定效應的交乘項。經過以上穩健性檢驗后，結論均未發生變化。

Investi，t=β0+β1Growth_Opportunityi，t-1+μt-1+γi+

ωi，t-1+εi，t （5）

限于篇幅，內生性與穩健性檢驗結果均未列示，留存備索。

（四）中介效應檢驗

表4中列（1）～ 列（4）為風險承擔水平的中介效應回歸結果，列（1）中Dsoe的系數在1%的水平上顯著為正，列（2）～ 列（4）中Risk的系數均在1%的水平上顯著為負，說明風險承擔水平發揮了部分中介效應，H2得證。列（5）～ 列（8）為債務融資成本的中介效應回歸結果，Dsoe的系數在1%的水平上顯著為負，Cod的系數至少在5%的水平上顯著為正，說明債務融資成本發揮了部分中介效應，H3得證。列（9）～ 列（12）為代理成本的中介效應回歸結果，Dsoe的系數在5%的水平上顯著為負，Agency的系數至少在5%的水平上顯著為正，說明股東與管理者之間的代理成本發揮了部分中介效應，H4得證。此外，本文還以Soeshare為解釋變量進行了中介效應檢驗，所得結果與表4中的回歸結果基本一致（限于篇幅，回歸結果留存備索）。上述結果說明，逆向混改可通過提高企業風險承擔水平、降低企業債務融資成本、降低股東與管理者之間的代理成本三條路徑抑制民營企業非效率投資。

（五）調節效應檢驗

新一輪科技革命和產業變革不斷深化了云計算、大數據、物聯網、人工智能、區塊鏈等信息技術的應用，促使企業為適應數字經濟環境而進行轉型升級。首先，數字化轉型通過技術迭代可為企業提供更加全面、準確的信息，減少信息不對稱，助力民營企業在逆向混改中科學評估投資機會，減少非效率投資。其次，數字化轉型有助于企業完善風險預警和控制系統，通過實時監控和分析企業的運營狀況，預測和應對投資風險。最后，數字化轉型能夠促進技術創新與業務模式創新，幫助企業抓住市場機遇，開發新的投資機會，還可通過應用數字化技術和工具提升企業運營效率、決策質量和創新效率（馬國璋和宋保勝，2024），增強民營企業在逆向混改中的吸引力，為其帶來更多的投資機會，進一步降低其非效率投資。因此，數字化轉型能夠強化逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用。

為驗證數字化轉型的調節效應，借鑒吳非等（2021）的做法，使用企業年報中數字化轉型相關關鍵詞的詞頻來衡量數字化轉型程度（DCG）。由表5可知，Dsoe×DCG與Abinvest、Oinvest、Binvest的回歸系數均顯著為負。此外，本文還以Soeshare為解釋變量進行了檢驗，Soeshare×DCG的回歸系數也均顯著為負（限于篇幅，回歸結果留存備索）。上述結果說明，數字化轉型能夠強化逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用。因為數字化轉型程度較高的民營企業更能夠拓展新的業務領域和市場空間，較好地感知和應對外部環境的變化，增強企業獲取資源的能力，提高決策效率和信息傳遞的準確性，此時逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用更強。

（六）異質性分析

1. 環境不確定性。MM理論認為，在有效資本市場中，企業投資效率取決于對投資機會的識別效率 。而企業能否有效識別投資機會還與其所處的環境密切相關。外部環境的變化會引起企業核心業務活動的變化，最終導致企業銷售收入產生波動。為此，本文借鑒申慧慧等（2012）的研究，采用企業業績波動來衡量環境不確定性，并以其中位數將樣本分為環境不確定性高和環境不確定性低兩組。

分組回歸結果如表6列（1）～ 列（6）所示，在環境不確定性高組，Dsoe的系數均顯著為負，而環境不確定性低組中Dsoe的系數均不顯著，說明當民營企業面臨的環境不確定性較高時，逆向混改對其非效率投資的抑制作用更顯著。本文還以Soeshare為解釋變量進行了檢驗，回歸結果與上述結果一致（限于篇幅，回歸結果留存備索）。在不確定性較高的環境下，企業難以預測未來的經營前景以及項目回報率，這會導致企業的運營成本增加、市場金融風險也會隨之提升，企業更需要國有資本參與治理以降低信息獲取難度，抑制企業非效率投資。

2. 是否高科技行業。高科技企業往往出于知識產權保護的考慮，不愿意對外披露研發的具體情況，即使披露，也由于專業信息含量太高而難以被普通債權人所理解。因此，高科技企業與外部存在嚴重的信息不對稱，更需要國有資本參股來改善其信息質量并發揮信號效應。為此，參考彭紅星和毛新述（2017）的做法，按照《上市公司行業分類指引（2012年修訂）》，將樣本劃分為高科技行業（包括C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、C34、C35、C36、C37、C38、C39、C40、C41、I63、I64、I65和M73共19個大類）組和非高科技行業組。

分組回歸結果如表6列（7）～ 列（12）所示，在高科技行業組，Dsoe的系數均顯著為負，而非高科技行業組中Dsoe的系數均不顯著。本文還以Soeshare為解釋變量進行了檢驗，回歸結果與上述結果一致（限于篇幅，回歸結果留存備索）。可見，逆向混改能夠顯著抑制高科技行業中民營企業的非效率投資。

五、結論和啟示

本文實證檢驗了逆向混改對民營企業非效率投資的影響，研究發現： 逆向混改對民營企業非效率投資具有顯著的抑制作用； 逆向混改有助于提高民營企業的穩定性和信譽度，使其更容易獲得低成本的融資，同時能夠降低企業內部的管理和監督成本，因此逆向混改能夠通過增強企業風險承擔能力、降低債務融資成本以及降低第一類代理成本來抑制民營企業的非效率投資； 數字化轉型能夠正向調節逆向混改對民營企業非效率投資的抑制作用； 當民營企業面臨的環境不確定性較高或處于高科技行業時，逆向混改對其非效率投資的抑制作用會更加明顯。

結合上述研究結論，本文提出如下建議： 對于民營企業，應抓住混合所有制改革的政策機遇，積極主動引入國有資本，借助國有股權來緩解發展中面臨的融資約束問題，與政府、金融機構等建立長期合作關系，獲取更多的投資信息和資金支持，降低投資成本和風險； 還應加強對債務融資成本和委托代理成本的動態監控，使融資成本和代理成本維持在一個較低的水平，充分激發國有資本抑制非效率投資的積極作用； 同時，應高度重視數字化轉型的積極作用，充分把握數字化發展機遇，加快數字技術的創新與應用。對于監管部門，可針對實施逆向混改的民營企業建立風險承擔水平動態評估監測機制，科學設定企業風險承擔水平的上下限閾值。一旦監測到因國有股東不作為或原始非國有大股東阻礙國有股東參與治理而導致民營企業風險承擔水平過度波動的情況，就及時對民營企業發出警示，督促其進行自查，引導民營企業的風險承擔水平向最佳值調整。

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2025．06．006

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【 主 要 參 考 文 獻 】

（責任編輯·校對： 喻晨" 陳晶）