国有企业混合所有制改革、信息透明度与企业投资效率关联性分析

黄 烁 秦国华

(西藏民族大学，陕西 咸阳 712000)

十八大以来，我国经济飞速发展，国有企业改革受到前所未有的重视。国有企业改革先后经历了推动国有企业进入市场的“放权让利”时期、促进国有企业适应市场竞争的“制度创新”时期、增强国有资产管理体制效率的“国资监管”时期，目前正处于解决更加复杂的形势和问题的“分类改革”时期。党的十九大报告明确指出“要深化国有企业改革，发展混合所有制经济，培育具有全球竞争力的世界一流企业”，该项指示直接推动了国有企业改革的进程。党的十九届四中全会再次提到发展混合所有制经济，对国有企业改革提出了更高的要求。国有企业投资效率的提升对实现其国有资产保值增值具有深刻影响，高效率的投资决策能够带来更多的现金流量，有效防范国有资本流失。国有企业混合所有制改革使非国有股东参与到公司治理中来，其股权主体多样性能够显著提升国有企业的投资效率。投资效率的提高能够有效增加国有企业收益，使国有企业实现保值增值，促进国有企业的长期可持续发展。姚震等(2020)研究表明，国有企业混合所有制改革能够抑制市场中的非效率投资行为，从而对企业投资效率产生影响。学术界关于企业投资效率的研究十分丰富，但是关于国有企业混合所有制改革如何通过信息透明度这一中介变量影响投资效率的研究，特别是将国有企业细分为中央国有企业和地方国有企业进行异质性分析的研究较少。以信息透明度作为中介变量研究中央国有企业、地方国有企业的混合所有制改革对投资效率的影响是否会存在差异值得深入探讨。

一、文献综述与研究假设

投资是企业发展的核心，其效率的高低直接影响企业在资本市场中的竞争力。我国上市公司总体投资效率较低，丁毅(2014)通过研究发现产生该现象的原因主要包括我国经济环境和相关政策受国际宏观经济形势影响较大、代理问题激化债权人与股东之间的利益冲突、上市公司的资金筹集能力有待提升、企业大股东“大权独揽”且滥用资金等。现实中的投资者往往不能掌握资本市场的全部信息，即不能成为完全理性的决策者。很多学者据此所做研究的结果表明，环境不确定性能够显著抑制投资者的理性投资，增加非效率投资行为出现的机率。企业的产权性质对于投资效率的影响也不容忽视，姜凌等(2015)通过研究发现，国有企业的整体投资效率与民营企业相比较低。混合所有制改革政策的提出与实施为国有企业带来投资效率的提升空间，能够显著抑制国有企业投资过度的非效率投资行为。企业所披露的盈余信息是投资者做出投资决策的必要参考内容，张国源(2013)研究指出，企业的盈余管理行为将会对投资者利益和企业价值造成双重损害，进而影响企业的投资效率。因此，从盈余管理的视角探究国有企业混合所有制改革对投资效率的影响具有重要现实意义。

国有企业混合所有制改革具有鲜明的中国特色，主要以多种资本的交叉持股、不同产权性质的相互融合来促进当前企业的发展。赵璨等(2021)研究发现，国有资本对民营企业的参股使民营企业的投资不足问题得到显著改善，而其他非国有资本引入国有企业则显著抑制了国有企业的过度投资行为。马连福等(2015)认为，混合所有制改革使国有企业内形成股权制衡机制，有效降低了国有企业中存在的政治联系，并且能够提升其投资与经营决策，优化国有企业治理结构。从参与国有企业改革计划的上市公司来看，中央国有企业和地方国有企业在混合所有制改革的推行中有所差异，具体体现在地方国企相较于中央国有企业具有更强的意愿和更高的积极性，在改革过程中所呈现的效果也不尽相同。以上研究均表明，国有企业的混合所有制改革对于企业的投资效率具有深刻影响，综合以上分析，提出假设1。

假设1：其他条件不变时，企业混合所有制改革程度越高，企业投资效率越高。

信息透明度是企业所提供会计信息质量高低的判断依据之一。不良盈余管理行为会导致信息不对称加剧，大股东追求个人利益进而侵占小股东利益，最终损伤企业的长期发展能力，而盈余信息透明度的提升能够显著缓解企业的多种代理问题。基于前人的相关研究，姚震等(2020)提出，国有企业的利益输送行为较为常见，其主要原因在于股权结构单一、管理者权力范围过大。国有企业的内部监管较弱，增加了大股东和管理者共同对企业盈余进行操控的机率，而国有企业混合所有制改革使非国有资本进入国有企业，提升了其股权制衡以及内部监管能力，有利于提高国有企业的会计信息质量与信息透明度，保护企业相关者利益。综合以上分析，提出假设2。

假设2：其他条件不变时，企业混合所有制改革程度越高，信息透明度越高。

信息透明度在国内外学者研究高质量会计准则的特征中受到广泛认可。影响企业所披露的会计信息透明度的因素主要包括：企业规模、股权性质及其集中度、董事会规模等企业治理特征；企业的收入波动性、融资情况等企业财务指标；制度环境、会计信息披露成本等外部披露环境。另外，葛家澍和陈守德(2001)认为，会计信息质量应当首先满足信息使用者即投资者的决策有用性要求，且在这一过程中必须重视信息透明度质量，该质量起到保护投资人的主要作用。信息透明度的提升将会最大限度地降低公司与投资者及其他相关利益者之间的信息不对称性，并且能够降低企业大股东与管理者的盈余操纵行为，提升企业在资本市场的形象与企业价值，进而有助于改善其投资效率。综上所述，信息透明度能够提升企业投资效率。结合以上分析，提出假设3。

假设3：其他条件不变时，信息透明度越高，投资效率越高。

混合所有制改革在与企业投资效率的影响关系中是直接发挥作用，还是通过中介因子间接发挥作用，这一问题值得深入探究。综合前述分析可知，混合所有制改革与企业投资效率呈正相关关系，在股权制衡以及企业内部监管能力加强的作用下，混合所有制改革的推行有助于提升信息透明度；而信息透明度与企业投资效率同样呈正相关关系，信息透明度的提升有助于改善企业投资效率。因此混合所有制改革对企业投资效率的影响，极有可能是通过信息透明度这一变量作为中介因子发挥部分或者全部中介效应而产生的。信息透明度在混合所有制改革对企业投资效率产生影响的路径中发挥中介效应，其影响路径可能为：混合所有制改革→信息透明度→企业投资效率。结合以上分析，提出假设4。

假设4：其他条件不变时，信息透明度是混合所有制改革影响投资效率的中介变量。

二、研究设计

(一)样本选择

本文选用2012—2019年A股主板及创业板数据作为研究样本，选用数据全部来源于CSMAR数据库。为保证研究结果的合理性，特对数据进行以下预处理：剔除ST和*ST的公司；剔除金融类公司；剔除相关变量缺失的公司；剔除交易周数小于30的公司。预处理完成后，最终得到6 091个年度观测值。最后按照研究惯例，对数据进行上下1%水平的缩尾处理。实证部分处理软件为Stata15.1。

(二)变量定义

1.解释变量：混合所有制改革。马连福等(2015)自主收集相关信息并对股东持股异质性的情况进行了考虑，根据样本企业年报中所披露的前十大股东持有国有资本与非国有资本的比例情况量化混合所有制改革的执行程度。这种做法在信息收集过程中较易出现数据误差，且具有很强的主观判断性。与上述做法不同的是，姚震等(2020)根据混合所有制改革政策的特点，构建了多个混合所有制改革指标，这种做法使实证结果更具有客观性。因此，本文借鉴姚震等(2020)的做法，用股权混合度(MIX_a)、股权制衡度(MIX_b)和股权集中度(MIX_c)来衡量混合所有制改革，且这三个指标的数值越小，说明其混合所有制改革推进得越好。

2.中介变量：信息透明度。Schipper经研究发现，上市公司的盈余管理行为对其信息透明度具有显著影响。基于此研究，潘越等(2011)在实证研究中以企业的盈余管理程度作为衡量其信息透明度的指标。张宗新和周嘉嘉(2019)同样采用应计盈余管理这一指标对上市公司的信息透明度进行量化。汪芸倩和王永海(2019)在研究会计信息质量这一主要变量时，直接对其信息透明度进行量化，将上市公司的应计盈余通过DD模型和Mc Nichols模型进行回归。做出相关研究的众多学者对上述衡量方法均较为认可，因此本文同样用应计盈余作为衡量指标，参考刘柏和徐小欢(2020)的做法，以Hutton(2009)等以及王亚平等(2009)所运用的实证方法为基础，运用Dechow等(1995)提出的Jones模型，计算出应计盈余的绝对值。具体模型如下：

(1)

(2)

Absdai,t=|DAi,t|

(3)

其中，TAi,t为总体应计盈余,其值等于企业营业利润与企业经营活动带来的现金净流量间的差额；Asseti,t-1为企业滞后一期的总资产;ΔREVi,t为销售收入变化额与上一年总资产的比值；ΔPPEi,t为固定资产原值的变化额；ΔRECi,t为应收账款的变化额。

3.被解释变量：投资效率。Richardson提出著名的预期投资模型，该模型在相关研究中被广泛使用。代昀昊和孔东民(2017)借鉴Richardson以及Chen等的研究方法建立回归模型。姚震等(2020)在其实证研究中采用Richardson的预期投资模型对投资效率进行估算。李井林(2021)同样借鉴了Richardson的预期投资模型及其残差思想衡量投资效率，并在预期投资模型的基础上结合刘慧龙等(2014)提出的度量方法。以上研究均表明预期投资模型在量化投资效率这一变量时较为合理，因此本文同样以Richardson的预期投资模型为基础，参考代昀昊和孔东民(2017)的做法，先估算公司正常的投资水平，然后将模型残差的绝对值作为衡量投资效率的代理变量。建立回归模型如下：

Invi,t=b0+b1TQi,t-1+b2Levi,t-1+b3Cashi,t-1+b4Agei,t-1+b5Sizei,t-1+b6Reti,t-1+b7Invi,t-1+∑YearDummy+∑IndustryDummy+εi,t

(4)

其中,因变量Invi,t是公司i在t年的新增投资支出额，Invi,t的计算方法为企业购置与出售固定资产、无形资产以及其他长期资产相减得到的现金净值，该净值与公司t年年初的总资产相除；TQ即托宾Q，用来代表公司的成长机会，该值大于1时，则表明企业的市场价值高于其资产的重置成本，此时企业具有的成长机会则较高；Lev为企业的资产负债率，可用来衡量企业的财务杠杆水平；Cash为企业的现金持有水平，以企业期末现金及现金等价物等货币资金与期末总资产相除来计算；Age为公司的上市年限，以企业当年与上市年份差额的自然对数来计算；Size为企业规模，以公司总资产的自然对数来计算；Ret为企业的股票年收益率。

将建立的回归模型(4)计算得出的残差绝对值作为衡量投资效率的代理变量，记为InvEff1。该代理变量的值即残差绝对值越小越好，其值越小代表企业的投资效率越高。再计算企业所有者权益总额与企业市值的比值，得出账面市值比(Bm)作为另一代理变量，以此方法得到另一个衡量投资效率的测度，记为InvEff2。InvEff1和InvEff2的值均为越小越好，其值越小代表企业的投资效率越高。

4.控制变量。有研究发现，引入海归型人才的企业投资效率较高。相关学者用实证检验证明了环境不确定性和投资者情绪会影响企业的投资效率。在此基础上，丁毅(2014)提出企业投资效率的影响因素繁多，除了混合所有制改革、信息透明度能够对企业投资效率产生影响外，公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、账面市值比(Bm)、资产收益率(Roa)、固定资产占比(Ppe)、上市年龄(Age)、现金持有量(Cash)、两权分离度(Seprat)、股价波动指标(Sigma)等变量也会直接或间接地对企业投资效率产生不同影响，所以本文选取以上指标作为控制变量。

相关变量定义如表1所示。

表1 变量定义表

(三)模型构建

本文为验证假设1至假设4，构建模型(5)，(6)，(7)，(8)。

InvEffi,t=α0+α1MIXi,t+αnControli,t+εi,t

(5)

Absdai,t=β0+β1MIXi,t+βnControli,t+εi,t

(6)

InvEffi,t=δ0+δ1Absdai,t+δnControli,t+μi,t

(7)

InvEffi,t=γ0+γ1MIXi,t+γ2Absdai,t+γnControli,t+θi,t

(8)

首先，通过模型(1)将混合所有制改革与企业投资效率进行回归，在实际回归时将MIX替换成MIX_a、MIX_b与MIX_c三个不同指标。然后，通过模型(2)将混合所有制改革与信息透明度进行回归。最后，通过模型(3)将信息透明度与投资效率进行回归。所有回归均控制行业和年度固定效应，并且在公司层面进行Cluster聚类。

为了检验假设 4，本文借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)的中介效应检验方法。根据上文所述步骤，首先通过模型(5)对混合所有制改革和投资效率的总效应进行回归计算，若α1显著为正，则说明混合所有制改革与投资效率之间存在较强相关关系，假设1得证且按中介效应立论。此时可继续检验模型(6)，即对信息透明度的中介效应进行回归计算，若β1显著为正，则说明信息透明度存在中介效应，假设2得证。然后通过模型(7)对信息透明度和投资效率的效应进行回归计算，若Absdai,t前的系数显著为正，则说明信息透明度与投资效率之间存在较强相关关系，假设3得证。按照中介效应继续对模型(8)进行回归计算，若γ1与γ2两个系数均显著，则说明信息透明度对投资效率起到部分中介效应，假设4得证；若系数γ1不显著，但系数γ2显著，则说明信息透明度对投资效率起到完全中介效应，假设4得证。

三、实证分析

(一)描述性统计

本文所涉及变量的描述性统计结果如表2所示。其中投资效率InvEff1的平均值为0.242 0，标准差为0.287 0，最小值为0.002 2，下四分位数为0.071 3，中位数为0.157 0，上四分位数为0.293 0，最大值为2.167 0。通过对投资效率InvEff1的平均值和中位数进行对比，可知其中位数低于平均值，由此得出企业的总体投资效率较为良好。股权混合度(MIX_a)、股权制衡度(MIX_b)和股权集中度(MIX_c)三个指标的平均值分别为0.070 8，0.120 0，0.157 0，说明混合所有制改革已经在企业股权结构上起到一定作用，促进了股权异质的相互制衡。再从股权混合度(MIX_a)、股权制衡度(MIX_b)和股权集中度(MIX_c)三个指标的标准差来看，其标准差分别为0.144 0，0.289 0，0.151 0，说明不同企业间的混合所有制改革有所差异,但是差异不大。信息透明度Absda的平均值为0.049 9，标准差为0.049 5，说明在参与混合所有制改革的国有上市企业中均有对其盈余信息进行操控的行为出现。该结果与姚震等(2020)的实证研究所得出的混合所有制企业的盈余管理行为较为常见的结论一致。

表2 描述性统计结果

(二)相关性分析

本文为检验变量选择的合理性，特对各变量进行相关系数分析，统计结果如表3所示。由表3相关系数可知，各变量基本都与投资效率显著正相关，说明变量间的相关性较为良好。另外，进行VIF共线性分析，所有变量VIF值均未超过4，说明变量间不存在严重共线性问题，因此，本文选取的变量比较合理。

表3 相关性分析结果

(三)回归分析

本文对混合所有制改革分别与企业投资效率、信息透明度进行回归计算，结果如表4所示。

本文对混合所有制改革与企业投资效率进行回归计算，回归结果如表4的(1)，(2)，(3)列所示。混合所有制改革的三个指标MIX_a，MIX_b，MIX_c的系数分别为0.256，0.130，0.170，均在1%水平上显著为正。该回归结果代表混合所有制改革对企业投资效率具有提升作用，即混合所有制改革的三个指标数值越小，企业的投资效率提升越大，假设1得到验证。

本文对混合所有制改革与信息透明度进行回归计算，回归结果如表4的(4)，(5)，(6)列所示。混合所有制改革的三个指标MIX_a，MIX_b，MIX_c的系数分别为0.021，0.010，0.005，均在1%水平上显著为正。该回归结果代表混合所有制改革对企业信息透明度具有提升作用，即混合所有制改革的三个指标数值越小，企业对其盈余信息进行管理和操纵的程度越小，企业的信息透明度则越高，假设2得到验证。

表4 假设1与假设2回归结果

表4(续)

本文对信息透明度与企业投资效率，混合所有制改革、信息透明度与投资效率分别进行回归计算，结果如表5所示。

本文对信息透明度与企业投资效率进行回归计算，回归结果如表5的(1)列所示。Absda系数为0.275，在1%水平上显著为正。该回归结果说明若信息透明度的系数增加即企业的盈余操控程度增强，则企业的投资效率将会下降即企业信息透明度越高，则企业的投资效率越高，假设3得到验证。

本文对混合所有制改革、信息透明度与投资效率进行回归计算，回归结果如表5的(2)，(3)，(4)列所示。混合所有制改革的三个指标MIX_a，MIX_b，MIX_c的系数分别为0.251，0.128，0.169，均在1%水平上显著为正；Absda的系数同样在1%水平上显著为正。该回归结果说明信息透明度能够在混合所有制改革对投资效率的影响中发挥中介作用，且为部分中介效应，假设4得到验证。

表5 假设3与假设4回归结果

表5(续)

(四)进一步研究

投资是我国经济发展的最大推动力，提升上市企业的投资效率对企业实现战略目标具有重要现实意义。上文已经论证混合所有制改革对企业的投资效率具有显著的促进作用，并进一步将国有企业划分为中央国有企业和地方国有企业，下面对其变量进行回归计算，回归结果如表6所示。中央国有企业混合所有制改革的三个指标MIX_a，MIX_b，MIX_c的系数分别为0.274，0.138，0.158；地方国有企业混合所有制改革的三个指标MIX_a，MIX_b，MIX_c的系数分别为0.242，0.122，0.170。由回归结果可看出，混合所有制改革对国有企业的投资效率均有显著的提升影响，但是对中央国有企业和地方国有企业投资效率的影响有所差异。对上述数据进行综合对比可知，混合所有制改革对中央国有企业投资效率的提升作用较强。中央国有企业和地方国有企业所受直接管理的单位不同，其所获得的资源和机会也不同，由此导致混合所有制改革对两者的作用效果存在差异。

表6 中央国有企业与地方国有企业分组回归结果

表6(续)

(五)稳健性检验

为确保本文回归结果与分析结论的可靠性，特设置稳健性检验。

首先，本文参考代昀昊和孔东民(2017)的实证研究，通过建立回归模型(4)计算得出的残差绝对值确定InvEff1；计算企业的账面市值比(Bm)作为另一代理变量，以此方法确定InvEff2。使用InvEff2替换InvEff1，带入模型中进行再次回归，结果如表7所示。该稳健性检验回归结果与本文上述检验结果及结论高度一致，因此本文的结论稳健，限于篇幅，仅报告主要回归结果于表7。

表7 稳健性检验：替换投资效率指标

其次，本文对MIX_a和MIX_b进行广义矩估计。本文使用差分法和系统GMM对模型进行稳健性检验，结果如表8所示。在检验前通过自相关进行检验，检验后再通过Sargan进行检验。最终回归结果与本文上述结果保持一致，因此本文结论稳健。

表8 稳健性检验：GMM广义矩估计

最后缩短选取的年限数据。为避免样本选择偏误，本文对选取的样本区间进行控制，将样本年限缩短至2015—2019年。最终回归结果仍然与上述结果保持一致，因此本文结论稳健。

四、研究结论与建议

混合所有制改革是中国特色社会主义经济理论现阶段的政策成果，结合我国现阶段的经济情况实施混合所有制改革对促进我国经济发展具有重要意义。在我国现阶段的资本市场中，投资不足与过度投资行为普遍存在，造成了相当一部分企业资金与资源的浪费，如何减少非效率投资行为是各界学者所关注的现实问题。混合所有制改革使国有资本与非国有资本相互融合，对企业的盈余操控行为起到监管与约束作用，减少非效率投资的形成，进而提升企业的投资效率。另外，信息透明度是会计信息质量的重要要求之一，从信息透明度作为中介因子角度研究混合所有制改革对投资效率的影响能够对该领域的相关研究进行一定的补充。促进投资效率的提升有助于建设我国现代化经济体系，用新发展理念推进企业改革，这对不断增强我国经济创新力和国际竞争力具有重大的现实意义。

通过实证分析对混合所有制改革、投资效率和信息透明度三者的关系进行研究，得出如下结果：第一，混合所有制改革的实施对国有企业的投资效率具有正向的提升作用；第二，混合所有制改革的实施对国有企业的盈余操控行为具有抑制作用，能够提高国有企业的信息透明度；第三，国有企业信息透明度的提升能够显著促进企业投资效率的提升；第四，混合所有制改革的实施能够提高国有企业的信息透明度，进而提升企业的投资效率，信息透明度在混合所有制改革对国有企业投资效率的影响路径中发挥了部分中介效应。以上结论均经过多次回归检验，具有一定的可靠性。

基于上述研究结论，特提出以下政策建议：首先，我国企业应继续大力推动混合所有制改革政策的实施，促进国有资本和非国有资本的相互融合与制衡，同时注重企业的信息透明度并充分发挥其对盈余管理的抑制作用，降低代理成本，优化企业资源配置，进而提升企业的投资效率；其次，在实施混合所有制改革时应充分考虑企业的区域差异性，国家政策的提出具有原则导向性，在实际推行过程中应该具体情况具体分析，针对不同类型和不同区域的企业设置不同的政策实施要求，以保证发挥国家政策的最大效用；再次，国家可在原有政策推行试点中选取政策实施结果较为显著的企业作为示范，在继续推行过程中扩大企业范围，让模范企业起到带头作用，总结政策实施经验帮助其他企业共同发展，实现协调发展、共享发展；最后，混合所有制改革政策已经初见成效，在今后的发展过程中应继续与我国现阶段经济环境相结合，在追求投资效率提升的同时，健全市场化经营机制，促进我国经济的绿色可持续性发展。