国有股参股家族企业可抑制股价崩盘风险吗？

唐松莲，孙经纬，李丹蒙

（华东理工大学 商学院, 上海 200237）

一、 引 言

近年来，我国上市家族企业“暴雷”事件频现，康得新（钟玉家族控股）被曝连续四年虚增利润，东旭光电（李兆廷家族控股）出现债务违约引发债股双杀，康美药业（马兴田家族控股）重大财务错报引发15个跌停，龙力生物、保千里、金亚科技在退市前股价跌幅均超90%。股价崩盘是指个股价格大幅度下跌，收益率出现极端负值（Jin和Myers, 2006），表象是公司累积的坏消息在某一时刻集中涌向市场，对股价造成剧烈冲击（Hutton等, 2009; Kim等, 2011）。股价崩盘的发生主要是由于经营者对导致公司股价下跌的坏消息的刻意隐藏，造成市场上巨大的信息不对称，故抑制股价崩盘风险可从减少企业发生坏消息的可能性和降低管理层隐藏坏消息动机两个维度展开。现有研究分别从股权结构（王化成等, 2015; 姜付秀等, 2018）、董事会（梁权熙和曾海舰, 2016；梁上坤等, 2020）、完善市场机制（褚剑和方军雄, 2016; 孟庆斌等, 2018; 司登奎等,2021）以及加强监管（林乐和郑登津, 2016; 褚剑和方军雄, 2017）等方面研究股价崩盘风险的治理机制，将抑制股价崩盘风险理解为公司治理问题（姜付秀等，2018）。

根据现有研究，股价 “暴雷”事件在上市家族企业频繁出现的主要原因有二：一是控股股东“隧道效应”（沈华玉等，2017）。我国家族企业发展路径与成熟资本市场迥然不同（Morck等,2000），高度集中的股权、失效的外部治理机制以及薄弱的法治基础导致控股家族对中小股东的侵害（Cheng, 2014），第二类代理问题严重（Shleifer和Vishny, 1997 ）。二是融资约束（姚梅洁等，2019）。以家族企业为代表的民营经济存在资源获取困难，如银行贷款限制或资本市场再融资审核（罗党论和甄丽明，2008）。控股股东 “隧道效应”使得公司对控股股东管理层缺乏监督，从而导致其隐藏坏消息的可能性增加。融资约束使得家族企业不得不进行高风险的融资项目，如股权质押等，使得其发生坏消息的可能性上升（谢德仁等, 2016）。而现有股价崩盘风险的研究大多适应于第一类代理问题，但对家族企业而言，控股股东“隧道效应”和融资约束双重效应叠加，使得家族企业经营更容易陷入困境，而控股家族自我监督显然也难以实现，故探究抑制家族企业股价崩盘风险机制十分必要。

从家族企业股价崩盘成因来看，弱化控股股东“隧道效应”和缓解融资约束是关键，故抑制股价崩盘风险可从两方面展开：一方面，优化股权结构，引入治理监督机制，弱化控股股东隧道效应；另一方面，借助资源效应，缓解家族企业融资约束。在实践中，家族企业优化股权结构和注入外部资源的重要方式是引入国有股东（宋增基等，2014），统计数据表明有超过30%的家族企业的前十大股东包含国有股东。那么，国有股参股是否可成为抑制家族企业股价崩盘风险的有效机制？国有股通过何种路径防止家族企业发生股价崩盘？国有股参股对家族企业股价崩盘风险的抑制作用又受到何种因素的影响？回答这些问题对探究抑制我国家族企业股价崩盘风险的有效机制至关重要。

本文以2010—2019年A股家族企业为样本，检验国有股参股是否是家族企业股价崩盘风险的有效治理机制。研究结果显示：第一，国有股参股是防止我国家族上市公司发生股价崩盘的有效机制，研究结论在进行Heckman检验、倾向匹配得分检验和多期双重差分模型检验后依然成立。第二，“监督效应”和“资源效应”是国有股参股抑制家族企业股价崩盘风险的实现途径。具体来说，国有股通过降低家族企业避税程度和提升会计政策稳健度，发挥其 “监督效应”。国有股通过优化家族企业贷款结构和缓解融资约束，发挥其“资源效应”。第三，国有股是否派驻董事、国有股层级、家族企业是否有家族成员涉入和是否经历代际传承是影响国有股能否对家族企业股价崩盘风险发挥抑制作用的重要因素。具体来说，派驻董事的国有股和地方层级国有股能更有效地降低家族企业股价崩盘风险。在有家族成员涉入和未经历代际传承的家族企业中，国有股参股对股价崩盘风险的抑制作用更明显。

本研究至少在以下方面作出贡献：第一，在探究抑制我国家族企业股价崩盘风险有效机制基础上，拓宽了其作用路径和影响因素的研究。研究发现国有股通过“监督效应”和“资源效应”抑制家族企业股价崩盘风险，派出董事、国有股权层级、家族成员涉入和经历代际传承是影响抑制作用的主要因素。第二，丰富混合所有制改革效果研究，特别是为探究 “反向混改”最佳模式提供理论依据。学术界目前对混合所有制改革更多聚焦于国有企业引入民营股东所带来的影响，本研究专注于家族企业引入国有股东，通过弱化控股股东“隧道效应”和缓解融资约束抑制家族企业股价崩盘风险，为检验混合所有制改革特别是“反向混改”的经济效果提供证据。第三，论证了引入国有非控制性大股东对优化家族企业公司治理结构的重要性。现有文献对非控制性大股东作用的研究主要集中于机构投资者或法人股东，而国有股东作为战略投资者越来越多地参与到民营经济，明晰此类股东在公司治理中的作用至关重要。本文剩余部分的内容安排如下：第二部分结合研究文献和理论分析提出研究假设，第三部分介绍研究设计，第四部分针对实证结果进行讨论，第五部分进行作用机制检验，第六部分展开进一步分析，最后总结全文并提出政策建议。

二、 理论分析与研究假设

股价崩盘是坏消息累积到一定程度导致股票价格中的泡沫破裂而引发的股价大幅度下跌。当企业经营出现问题就会产生影响公司股价的负面消息，如果大股东或管理层选择刻意隐藏坏消息将会导致坏消息的积累，使上市公司面临股价崩盘风险。如图1所示，家族企业发生坏消息的可能性以及大股东或管理层隐藏坏消息的可能性都显著高于非家族企业，故家族企业上市公司发生股价崩盘的风险更高（麦木蓉等, 2020; 刘星等, 2021）。

图1 研究假设推演图

具体来说，一是因为家族企业控股股东的“隧道效应”（沈华玉等, 2017）导致公司大股东或管理层隐藏坏消息的可能性显著提升。Cheng（2014）指出控股家族股权高度集中，给予了家族大股东牺牲中小股东利益以谋取私利的机会，使得上市公司产生坏消息的可能性增加。与此同时，为了创始人及其家族的利益，家族企业管理层倾向于选择掩盖对公司股价不利的坏消息（Chen等, 2008; 许言等, 2017），造成坏消息的积累。二是因为融资约束使家族企业发生坏消息的可能性显著提升。现有研究发现由于民营企业财务信息透明度不高（姚耀军和董钢锋,2014），银行等金融机构在贷款审批时花费的成本较高，因而不愿意给民营企业放贷，即对民营企业存在信贷歧视现象（郭娜, 2013）。监督缺位与资源约束的相互叠加，导致家族企业上市公司面临更高的股价崩盘风险。那么，国有股参股家族企业可以通过哪些途径减少对公司股价不利的坏消息的积累，从而降低股价崩盘风险呢？如图1所示，国有股参股缓解家族企业股价崩盘风险主要通过“监督效应”和“资源效应”两条路径来实现。

路径一：国有股东通过发挥“监督效应”降低控股家族隐藏坏消息的可能性，从而抑制股价崩盘风险。第一，国有股参股家族企业后，异质性股东的加入提高了中小股东对控股家族的股权制衡度，强化了对控股股东的监督（姜付秀等, 2018），缓解控股家族的自利动机对企业经营的负向效应（魏明海等, 2013），从而减少家族企业发生坏消息的可能性。第二，出于对国有资产流失的担忧、自身声誉和政治晋升的压力，国有股有强烈的动机监督家族企业经营、投资和融资行为（Bloch和Hege, 2003）。当国有股持股达到一定比例时，可以派驻董事参与家族企业的重大决策，通过“用手投票”加强对家族企业的监督。不仅如此，国有股还可卖出股份，通过“用脚投票”的方式制约控股家族的自利行为。国有股参股民营经济对市场具有积极的信号作用（Ding等, 2021）,同时，国有股发挥的“资源效应”能够帮助家族企业改善经营绩效（陈建林,2015）。因此，鉴于国有股参股对家族企业产生的重大影响，国有股的“退出威胁”可以有效约束控股家族的自利行为。第三，国有股参股会改变家族企业的监管预期。国有股参股的家族企业不仅面临来自证券监督管理部门的行政监管，还会面临来自国有股东背后各级国资委的间接监督，从而进一步降低了控股家族及管理层隐藏坏消息的可能性。

路径二：国有股东通过发挥“资源效应”缓解家族企业的经营困境（陈建林, 2015），减少家族企业在经营过程中产生的负面信息，从而降低家族企业股价崩盘风险。具体来说，家族企业借助国有股参股与政府建立政治关联（杨中仑等，2014），政府的隐形背书为家族企业的发展提供声誉担保，减少了企业面临的融资困境（宋增基等，2014）和行业准入限制（余汉等，2017），在获得充足资本后，家族企业的创新投入和创新成果大大增加（罗宏和秦际栋，2019），家族企业国际化进程加快（徐炜等，2020）。可见，国有股参股产生的“资源效应”缓解了家族企业的融资约束（钱爱民和吴春天，2021），进而改善了家族企业的经营业绩（余汉等，2017），减少影响股价的负面消息的产生，降低了上市家族企业股价崩盘风险。

综上，国有股参股家族企业通过发挥“监督效应”和“资源效应”降低家族企业发生坏消息的可能性，同时抑制大股东及其管理层隐藏坏消息的动机，从而抑制其股价崩盘风险。由此提出如下研究假设：

H1: 国有股参股可有效抑制家族企业股价崩盘风险，即相对于非国有股参股家族企业，国有股参股家族企业具有更低的股价崩盘风险。

三、 研究设计

（一）数据来源

选取2010—2019年我国A股上市公司为初始样本，参考许静静和吕长江（2011）的研究，将同时满足下列三个条件的上市公司视为家族企业：（1）最终控制人可追溯到一个家族或单个自然人；（2）家族或自然人对上市公司拥有实质控制权；（3）最终控制人是上市公司第一大股东。为与现有研究数据保持可比性，剔除了间接创办的家族企业①间接创办的家族企业为，当公司上市时是国家控股或非自然人/家族控股，后来由于股权转让、改制等变为由家族控股。，得到的家族企业初始样本为10 884个。

参考王化成等（2015）和姜付秀等（2018）的研究，对初始样本进行筛选，过程如下：（1）剔除金融行业；（2）剔除年度交易周数少于30周的样本；（3）剔除当年处于非正常交易状态（ST、ST*）样本；（4）剔除存在变量缺失的样本；（5）为避免极端值对实证结果的影响，对所有连续变量在1%和99%水平上进行缩尾处理，最终得到9 433个样本。家族企业数据、股价崩盘风险数据、公司财务数据和公司治理数据均来自CSMAR数据库。

（二）变量定义

1.股价崩盘风险（CRASHRISK）。参照Kim等（2011）的研究，采用负收益偏态系数（NCSKEW）和收益率上下波动率（DUVOL）两个指标来衡量股价崩盘风险。

2.国有股参股家族企业（Govhold）。采用国有股参股家族企业 （State1）、国有股参股家族企业比例（State2）、国有股与控股家族股权制衡度（State3）三个指标来衡量国有股参股家族企业。国有股参股家族企业 （State1）定义为哑变量，当家族企业前十大股东中包含国有股东时，State1取值为“1”，否则取值为 “0”；国有股参股家族企业比例（State2）定义为家族企业前十大股东中国有股东持股比例之和；国有股与控股家族股权制衡度（State3）定义为国有股持股比例与家族企业实际控制人持股比例之比。

3.控制变量。参照王化成等（2015）和姜付秀等（2018）的研究，选取以下控制变量：公司规模（Size）、总资产负债率（LEV）、总资产收益率（ROA）、周收益率均值（Ret）、周交易换手率（Dturn）、周收益率标准差（Sigma）、股权制衡度（Ba）、市账比率（MB）、信息不对称（Abacc）、上市年限（Fage）。具体定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）回归模型

参照Hutton等（2009）、姜付秀等（2018）的研究，构建模型（1）来检验国有股参股对家族企业股价崩盘风险的影响，为了在一定程度上减少内生性问题，解释变量和控制变量皆滞后一期。

其中，CRASHRISKi,t+1表 示公司第t+1年的股价崩盘风险，分别采用NCSKEWt+1和DUVOLt+1两个指标衡量。Govholdi,t为公司在第t年国有股参股家族企业的情况，分别采用三个指标State1t、State2t和State3t衡 量。观察Govholdi,t回归系数，如果 γ1的回归系数显著为负，则表明国有股参股家族企业能够降低其股价崩盘风险。

参考王化成等（2015）、姜付秀等（2018）的研究，回归模型控制了时间和行业固定效应，减少观测不到的、不随时间和行业变动的变量对回归结果影响。此外，为加强结论的稳健性，回归模型均采用公司层面聚类稳健标准误。

四、 实证结果与分析

（一）描述性统计

主要变量描述性统计如表2所示。NCSKEWt+1和DUVOLt+1的均值分别为-0.247和-0.158，与麦木蓉等（2020）和姜付秀等（2018）的研究较为接近。NCSKEWt+1和DUVOLt+1的标准差分别为0.721和0.476，说明家族企业间股价崩盘风险存在明显差异。State1t、State2t和State3t的描述性统计结果与罗宏和秦际栋（2019）的研究基本一致。State1t的均值为32.1%，即将近三分之一上市家族企业的前十大股东中存在国有股东，说明国有股参股家族企业的现象较为普遍。State2t的均值为1.1%，最大值为21.7%，说明国有股参股家族企业比例平均大于1%，最高持股比例达到20%以上，即国有股已经成为家族企业股权结构中的重要组成部分，对家族企业治理可能会产生重大影响。State3t的均值为0.038，最大值为0.985，说明平均而言，家族企业中国有股持股比例只有实际控制人持股比例的3.8%，说明家族实际控制人还是牢牢掌握了对家族企业的控制权，但该变量最大值也达到了98.5%，说明在部分家族企业，国有股东已成为制衡控股家族的重要力量。整体而言，控制变量描述性统计结果与现有研究结果基本一致。

表2 描述性统计

（二）单变量检验

根据家族企业是否存在国有股参股将样本划分为两个子样本，对两组样本所有变量的均值进行T检验①限于篇幅，在此不列示单变量检验，留存备索。。NCSKEWt+1均 值分别为-0.219和-0.306，DUVOLt+1均值分别为-0.140和-0.198，子样本都在1%水平上表现出显著差异，表明相较于无国有股参股的家族企业，国有股参股家族企业样本的股价崩盘风险更低，与假设H1基本相符。

（三）相关性分析

本文对所有变量进行Pearson相关性分析②限于篇幅，在此不列示相关系数表，留存备索。。NCSKEWt+1与State1t、State2t和State3t间的相关系数分别为-0.056、-0.040和-0.041，且在1%的统计水平上显著，DUVOLt+1与State1t、State2t和State3t间的相关系数分别为-0.057、-0.037和-0.039，且在1%的统计水平上显著，说明国有股参股家族企业与其股价崩盘风险呈负相关关系。这说明未考虑其他因素影响的情况下，国有股权参股的家族企业股价崩盘风险更低，与假设H1的预期一致。

（四）基本的回归结果

按照研究模型（1）检验国有股参股是否影响家族企业股价崩盘风险，回归结果如表3所示。从回归（1）来看，当因变量为NCSKEWt+1时，State1t回归系数在1%水平上显著负相关；从回归（2）来看，当因变量为DUVOLt+1时，State1t在5%水平上显著负相关，说明国有股参股可显著降低家族企业股价崩盘风险。从经济意义来看，以回归（1）结果为例，State1t的回归系数为-0.047，说明相较于无国有股参股家族企业，国有股参股家族企业发生股价崩盘的风险下降了19.02%①国有股S tate1t 的回归系数为-0.047，与家族企业股价崩盘风险N CSKEWt+1均值-0.247的比值为0.190 2。。

表3 国有股参与家族企业与股价崩盘风险

回归（3）表明当因变量为NCSKEWt+1时，State2t回归系数在1%水平上显著负相关。从回归（4）来看，当因变量为DUVOLt+1时，State2t在1%水平上显著负相关，说明国有股参股家族企业的比例越高，越能降低家族企业股价崩盘风险。从经济意义来看，以回归（3）结果为例，State2t回归系数为-0.754，说明国有股持股家族企业比例每提高一个百分点，其股价崩盘风险将会下降0.754。

从回归（5）来看，当因变量为NCSKEWt+1时，State3t回归系数在1%水平上显著负相关。从回归（6）来看，当因变量为DUVOLt+1时，State3t回归系数在1%水平上显著为负，说明国有股参股比例与家族企业所有权比例越接近，越能显著降低家族企业股价崩盘风险。从经济意义来看，以回归（5）结果为例，State3t回归系数为-0.216，说明国有股对控股家族股权制衡度提高1%，股价崩盘风险下降0.216。

从控制变量的回归结果来看，Sizet、Rett、MBt都表现出显著正相关；ROAt、Sigmat和Faget都表现出显著负相关。这说明家族企业的规模越大、特质收益率越高、市账比越大，公司股价崩盘风险越大；盈利能力越强、特质收益率波动越大，上市时间越长的家族企业，股价崩盘风险越小。

综合来看，研究结果支持了假设H1，说明国有股参股显著降低家族企业股价崩盘风险。

（五）稳健性检验

1．样本自选择偏差。表3的归结果表明国有股参股家族企业，缓解了家族企业的第二类代理问题，从而降低其股价崩盘风险。但需要考虑的是，究竟是股价崩盘风险较低的家族企业更容易吸引国有股参股，还是国有股参股缓解了家族企业股价崩盘风险。为降低潜在的内生性问题对实证结果稳健性的影响，使用 Heckman 两阶段回归进行稳健性检验。采用各省份国有上市公司数量与上市公司总数的比例（Soeratiot） 作为工具变量，State1t为因变量来估计逆米尔斯系数。第一阶段Probit回归模型如下：

通过模型（2）计算出逆米尔斯系数（IMR），并在第二阶段回归中将逆米尔斯系数放入回归模型（4），以减少样本自选择偏差对回归结果的影响。

从表4的回归结果来看，在考虑样本自选择偏差后，国有股参股（State1t、State2t和State3t）与股价崩盘风险（NCSKEWt+1、DUVOLt+1）的回归系数依然显著为负，与表3中的回归结果基本保持一致。这说明在考虑潜在的样本自选择偏差后，回归结果依然成立。

表4 Heckman两阶段回归结果①版面所限，稳健性检验、进一步分析和作用机制部分的控制变量和常数项回归结果未列示，备索。

2．倾向得分匹配法。参考罗宏和秦际栋（2019）、徐炜等（2020）的研究，采用倾向匹配法为有国有股参股家族企业寻找配对样本，再利用匹配后的样本对研究假设进行检验，以减少因遗漏变量造成的内生性问题。首先，依据变量State1t划分样本，将有国有股参股家族企业（State1t=1） 视为处置组，无国有股参股家族企业（State1t=0）视为控制组。然后选择模型（1）中的控制变量作为匹配变量，采用最近邻卡尺匹配对样本进行配对。对匹配后样本进行回归分析，结果如表5所示。从回归（1）来看，当因变量为NCSKEWt+1时，State1t回归系数在5%水平上显著负相关；从回归（2）来看，当因变量为DUVOLt+1时，State1t在10%水平上显著负相关，说明国有股参股可显著降低家族企业股价崩盘风险。第（3）-（6）列的回归结果与回归第（1）列和第（2）列基本保持一致。上述结果表明，在考虑遗漏变量导致的内生性问题后，研究假设依然成立。

表5 PSM匹配样本回归

3．双重差分模型检验。借鉴姜付秀等（2018）的研究，采用双重差分模型检验国有股进入和退出家族企业前后对股价崩盘风险的影响，具体模型如下：

由于国有股参股并非发生在同一时点，故模型（3）采用的是多时点双重差分模型。其中，Treatt表示国有股参股或退出家族企业，Aftert表示国有股参股或退出前后年度的虚拟变量，交互项Treatt×Aftert表示国有股参股或退出家族企业对其股价崩盘风险的影响，主要关注其系数的方向和显著性。

检验国有股参股对家族企业股价崩盘风险的影响时，控制组（Treatt=0）为样本期间始终无国有股参股的样本，试验组（Treatt=1）为样本期间起始时未有国有股参股，期间出现国有股参股，并持有至期末的样本。国有股参股当年及以后年度，Aftert取值为“1”，其余年度取值为“0”。

检验国有股退出对家族企业股价崩盘风险的影响时，控制组（Treatt=0）为样本期间始终有国有股参股的样本，试验组（Treatt=1）为样本期间有国有股参股，但此后国有股又退出家族企业的样本。国有股退出及以后年度，After取值为“1”，其余年度取值为“0”。

表6中第（1）列和第（2）列检验国有股参股家族企业后其股价崩盘风险的变化，Treatt×Aftert回归系数在1%水平上显著为负，再次验证了国有股参股家族企业后降低其股价崩盘风险。第（3）列和第（4）列检验国有股退出家族企业后对其股价崩盘风险的影响，Treatt×Aftert的回归系数为正，但并不显著，一定程度上表明国有股退出后,家族企业股价崩盘风险上升。综合来看，双重差分模型回归结果表明国有股参股家族企业可降低其股价崩盘风险。

表6 多期DID模型的回归结果

续表6 多期DID模型的回归结果

五、 作用机制检验

（一）“监督效应”

现有研究发现激进的税收规避容易诱发企业管理者的利益侵占动机（Desai和Dharmapala,2006），从而加剧了上市公司股价崩盘风险（Kim等, 2011; 江轩宇, 2013），如果国有股参股对家族企业起到监督作用，其避税程度应有所下降。同时，会计政策激进更容易引发公司股价急剧下跌（Khan和Watts, 2009），如果国有股参股家族企业起到“监督效应”，被参股家族企业会计政策应当更加稳健，即公司对坏消息的确认和披露应当比好消息更及时。

本文选择避税程度和会计政策稳健度来检验国有股参股家族企业的“监督效应”。参考梁上坤等（2020）的研究，采用t+1期的实际税率（Etaxrtt+1）来考察家族企业的避税程度，Etaxrtt+1越大，表明企业的避税程度越低。参考Khan和Watts（ 2009），采用CScore模型计算公司t+1期的会计稳健性系数（Scoret+1） ，衡量家族企业对坏消息披露的及时性，Scoret+1越大，表明家族企业对坏消息的披露越及时。

表7中第（1）-（3）列为国有股参股对家族企业避税程度的影响。从回归结果来看，State1t、State2t和State3t回归系数均显著为正，表明国有股参股降低了家族企业的避税程度。第（4）-（6）列为国有股参股对家族企业坏消息释放程度的影响，State2t和State3t回归系数均显著为正，表明国有股参股比例越高、国有股对控股家族制衡度越高，家族企业对坏消息披露越及时。上述结果表明国有股通过降低家族企业避税程度和提升会计政策稳健度，发挥其监督作用，进而降低家族企业股价崩盘风险。

表7 监督效应检验：避税程度和会计政策稳健度

（二）“资源效应”

国有股东参股如何通过发挥 “资源效应”降低家族企业股价崩盘的风险呢？现有研究发现，家族企业借助国有股参股与政府建立政治关联（杨中仑等, 2014），从而为企业的发展提供声誉担保，缓解了民营企业面临的融资困境（宋增基等, 2014），降低银行等金融机构在贷款审批时的歧视倾向（郭娜, 2013），提升了企业的经营绩效（余汉等, 2017），从而减少了公司发生坏消息的可能性，降低了股价崩盘风险。

本文选择贷款结构和融资约束程度来检验国有股参股对家族企业起到的 “资源效应”。参考蒋海和占林生（2020），采用t+1期企业信用借款占总借款的比重（Creditratiot+1）来度量企业的贷款结构，信用借款占比越高，说明企业贷款结构越优，债务资本成本越低。参考罗宏和秦际栋（2019）的研究构造t+1期融资约束指标指数（SAt+1）来衡量企业获得资源的能力，SA指数越接近0，表明企业的融资约束越大。表8中第（1）-（3）列为国有股参股对企业贷款结构的影响。从回归结果来看，State1t、State2t和State3t回归系数均显著为正，表明国有股参股为家族企业带来更多的信用贷款。第（4）-（6）列为国有股参股对家族企业融资约束的影响，State1t、State2t和State3t回归系数均显著为负，表明国有股参股可以有效降低家族企业融资约束。这说明国有股参股能够发挥 “资源效应”，为家族企业带来更多信用贷款，缓解融资约束，稳定家族企业经营业绩，减少坏消息发生的可能性，从而降低其股价崩盘风险。

表8 资源效应检验：贷款结构与融资约束

六、 进一步分析

（一）国有股东是否派出董事

董事会是公司内部治理的重要环节（梁上坤等, 2020），股东委托董事全权代表其在上市公司中的各项权利。马新啸等（2021）发现只有当非控股股东委派董事时，非控股股东才能实现“监督效应”。国有股东向家族企业派驻董事能够打破控股家族在董事会上的“一言堂”（徐炜等，2020），及时发现控股家族出于自利动机而刻意隐瞒坏消息的行径，故相较于没有派驻董事的国有股东，派驻董事的国有股东能更好地发挥监督作用，降低家族企业股价崩盘风险。借鉴罗宏和秦际栋（2019）的做法，设置外派董事（Isdt）变量，当公司董事会中存在国有股东派出的董事时，变量取值为“1”，否则为“0”。表9的列（1）和列（2）中State2t×Isdt回归系数在1%水平上显著负为负，列（3）和列（4）中，State3t×Isdt回归系数在1%水平上显著为负，说明国有股东派驻董事的家族企业股价崩盘风险更低。上述结果表明，当国有股向家族企业派驻董事时，国有股东能更好地对控股家族进行监督，进一步抑制家族企业股价崩盘风险。

表9 进一步分析结果：国有股是否派出董事

续表9 进一步分析结果：国有股是否派出董事

（二）国有股东层级

国有股按照所属部门不同可分为地方国有股和中央国有股，地方国有股参股对家族企业股价崩盘风险的抑制的作用更强。一方面，由于“政治晋升”压力，当地官员需要依靠其辖区内企业的发展来拉动经济增长，因此，地方国有股东对本地家族企业的扶持力度会更大，“资源效应”更显著（陆铭和陈钊，2009）。另一方面，相较于中央国有股东，地方政府对其下属国有企业的控制链条更短，地方国有企业更愿意参与其参股家族企业的内部治理（钱爱民和吴春天，2021），发挥更大的“监督效应”。设置变量国有股东层级（Centret）衡量国有股权属，当国有股来自隶属于国务院各部门下属企业时，Centret取“1”；当国有股有来自省属及以下地方国资委时，Centret取 “0”。从表10的回归结果来看，State2t×Centret和State3t×Centret的回归系数在1%水平上显著为正，表明中央国有股东的监督效率不及地方国有股东，地方国有股参股对家族企业股价崩盘风险的抑制作用更强。

表10 进一步分析结果：国有股东层级

（三）家族成员是否涉入公司

Miller等（2007）和陈志斌等（2017）研究发现一旦家族成员开始参与家族企业的经营管理，对中小股东利益的侵害很难避免。因此，当家族成员涉入公司管理时，如果家族大股东或管理层掩盖坏消息的动机越强，那么此时国有股参股对其股价崩盘风险的抑制作用是否会更大呢？按照家族企业是否至少1名亲属关系家族成员持股、管理、控制上市公司来判断是否存在家族成员涉入，将总样本分为存在家族成员涉入样本和不存在家族成员涉入样本，分组样本回归结果如表11所示。表11 Panel A中回归（1）和回归（2）是未有家族成员涉入的回归结果，State1t回归系数为负，但不显著；回归（3）和回归（4）是有家族成员涉入的回归结果，State1t回归系数均在10%水平上显著为负，表明在有成员涉入的家族企业中，国有股参股对其股价崩盘风险的抑制作用更强。表11 Panel B和Panel C中，将State1t替 换为State2t和State3t，回归结果趋势与Panel A类似，表明当家族成员参与企业经营管理时，国有股参股比例越高、国有股对控股家族股权制衡度越高，其对股价崩盘风险的抑制作用越强。

表11 进一步分析结果：是否有家族成员涉入

（四）是否经历代际传承

虽然拥有绝对控制权的控股家族存在侵占中小股东利益的动机（Xu等, 2015），但当家族企业开始经历代际传承时，传递出家族企业谋求长期发展的信号（黄海杰等, 2018），致力于基业长青的家族企业更加关注企业的长期价值，降低了控股股东的侵占动机（许静静和吕长江,2011）。已有文献发现，当第二代家族成员参与企业管理，资金占用和关联交易情况都会出现明显减少（Xu等, 2015），会计信息质量得以改善，企业创新投入增加（黄海杰等, 2018）。可见，当家族企业中有第二代甚至第三代参与到公司日常经营时，其出于自利目的侵害行为会减少，股价崩盘风险更小。因此，当家族企业经历过二代传承时，国有股参股对家族企业股价崩盘风险的抑制作用会减弱。根据家族企业是否经历二代或二代以上传承，将样本划分为未经历二代传承的子样本和经历过二代传承的子样本，分组回归检验结果如表12所示。

从表12 Panel A的回归结果来看，在未经历二代传承子样本中，State1t回归系数在5%水平上显著为负；在经历二代传承子样本中，State1t回归系数不显著，表明在未经历代际传承的家族企业中，国有股参股对家族企业股价崩盘风险的抑制作用更显著。Panel B和Panel C中，把State1t替 换为State2t和State3t，回归结果趋势与Panel A类似，表明在未经历代际传承的家族企业中，国有股参股比例越高、国有股与控股家族股权制衡度越高，其对股价崩盘风险的抑制作用越强。

表12 进一步分析结果：是否经历代际传承

七、 研究结论与政策建议

上市家族企业在我国资本市场蓬勃发展中扮演着不可或缺的角色，肩负着推动资本市场服务经济社会高质量发展的艰巨任务，但由于控股股东“隧道效应”和融资约束，使得家族企业股价“暴雷”事件频繁发生。为了实现资本市场助力家族企业基业长青，国有股频繁参股家族企业，通过 “反向混改”让国有股东成为制衡股东是目前实践中的通常方式。本文通过以2010-2019年A股家族企业为样本，检验了国有股参股家族企业能否抑制其股价崩盘风险。研究发现：第一，国有股参股可显著降低家族企业股价崩盘风险，国有股参股比例越高、国有股与家族股权制衡度越高，国有股对家族企业股价崩盘风险的抑制作用越明显。第二，国有股东对家族企业股价崩盘风险的抑制作用在进行Heckman两阶段回归、倾向匹配得分法和多期双重差分模型检验后依然存在，研究结果稳健。第三，国有股东主要通过“监督效应”和“资源效应”降低家族企业股价崩盘风险。具体来说，国有股东通过降低家族企业避税程度和提升会计政策稳健度发挥其“监督效应”；国有股通过优化贷款结构和缓解融资约束发挥“资源效应”。第四，国有股东对家族企业股价崩盘风险的抑制程度会受到国有股是否派出董事、国有股层级、是否有家族成员涉入公司和家族企业是否经历代际传承的影响，具体来说，国有股派驻董事和地方层级国有股更能有效降低家族企业股价崩盘风险，国有股参股对股价崩盘风险的抑制作用在有家族成员涉入和未经历代际传承公司中更显著。

上述研究结果说明国有股参股家族企业是抑制我国家族企业股价崩盘风险的有效机制。具体来说，国有股主要通过“监督效应”和“资源效应”抑制家族企业股价崩盘风险，与此同时，是否派出董事、国有股权层级、家族成员是否涉入和家族企业是否经历代际传承都是影响国有股抑制家族企业股价崩盘风险抑制程度的重要因素。这些研究结论为防范家族企业股价崩盘风险和“反向混改”的进一步深入提供依据，具体政策建议如下：

第一，构建适应家族企业的股价崩盘风险防范体系。防范系统性金融风险始终是资本市场监管机构最重要的使命，研究结果说明国有股参股是抑制我国家族企业股价崩盘风险的有效机制，故可通过制度引导，鼓励家族企业引入国有股，优化股权结构，多元化其产权属性。在此基础上，基于派出董事可提升国有股“监督效应”的研究发现，细化公司治理制度，给予国有股更多派出董事机会，使得国有股参股家族企业，从根本上优化其公司治理，降低股价崩盘风险。

第二，探究“反向混改”的最佳模式。从国有股参股家族企业的维度来探究降低家族企业股价崩盘的有效机制，并不是要否定民营经济，而是要为其构建配置改革制度，更好地服务于家族企业。研究结果虽然说明国有股参股家族企业可抑制股价崩盘风险，但其“监督效应”和“资源效应”会受到国有股和家族企业异质性的影响，故在推进“反向混改”过程中，应结合国有股特质和参股家族企业的自身情况，设计混改的最佳模式，使得国有股最大效用地发挥其监督和资源效应，在助推家族企业基业长青的同时，国有股也可共享企业发展成果。