政府放权与混合所有制企业股权结构动态调整

万立全 王子琛 吴佳颖

【关键词】 政府放权; 混合所有制企业; 股权结构动态调整; 非国有股东

【中图分类号】 F272  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2022）05-0147-08

一、引言

“十四五”规划提出，要按照完善治理、强化激励、突出主业、提高效率的要求，深化国有企业混合所有制改革，深度转换经营机制、治理机制和监管制度。混改意在打破国有企业与私营企业之间存在的体制障碍，实现国有与非国有资本优势互补，混改必然涉及到国有企业产权的变更与调整。股权结构是产权结构的微观基础，混改需要国有企业股权结构的适时动态调整，回避股权结构搞混合所有制改革，并无实质性意义。理论上，混改的推进有助于国有企业股权结构的优化。国企混改需要更多民营资本及民营企业家的积极回应，应避免损害民营资本合法权益，以实现共同发展。因此，什么样的股权结构是国企混改的方向值得进一步探索。

始于20世纪80年代的我国经济体制改革的核心是国有企业以“政府放权”为导向的持续深化改革，主要内容是赋予国有企业和经理人更多的自主权[1]。而政府放权行为并非受到一致认可，出现了地方政府为获得政治晋升而干预国有企业经营行为等现象[2]。因此，国企混改的推进在一定程度上受到政府力量的影响。

本文的主要贡献在于：第一，分析了政府放权意愿对股权结构调整速度的影响，实证结果表明，政府放权意愿在一定程度上加快了混合所有制企业股权结构调整速度，这一发现对于进一步深化混改具有一定的参考意义;第二，分析了政府放权意愿对于不同类型混合所有制企业股权结构调整速度影响的差异，结果表明政府放权意愿对终极控制人所属政府层级为地方、竞争行业以及两职分离的国有控股混合所有制企业股权结构调整速度的促进作用更明显;第三，探究了政府放权意愿对股权结构调整速度的作用机制，为政府放权行为如何更好地发挥作用并加快混改进程提供一定的参考依据。

二、文献回顾与假设提出

（一）文献回顾

1.股权结构动态调整的理论分析与实证检验

传统的委托代理理论假设中，公司可以通过不断地与其利益相关者签订契约始终保持最优股权结构，此时，调整成本被认为是零[3]。这种假设，虽然有利于理论模型对公司行为进行解释，但是不符合现实。考虑到现实世界中广泛存在的由有限理性、信息不对称和机会主义导致的交易成本和制度成本，公司的最优股权结构往往不同于实际股权结构。当实际股权结构偏离最优股权结构导致调整收益高于调整成本时，企业便趋向于向最优股权结构方向进行股权变动[4]。交易成本主要表现在决策、信息搜集、讨价还价、资本市场不完善和抑制机会主义行为之上，而制度变迁的根本原因在于利益冲突，通常呈现出渐变与路径依赖等特性，出现有效制度供给滞后的现象。

实证研究方面，学界认为股权结构动态调整主要基于以下动因：（1）融资需求。Foley et al.[5]認为，股权动态变化是公司出于融资需求的反应，当公司面对较好的投资机会而缺少资金时，会主动增发新股，降低股权集中度，引入资金。（2）市场择机。一部分学者认为，股权动态变化的原因是市场择机，即股东在股票价值被高估时卖出以获得更多权益资金，在股票价值被低估时回购股票以提高股价的行为。Helwege et al.[6-7]发现当对市场判断积极时，内部人更倾向于进行股权稀释从而改变股权结构，即当公司业绩良好、股票流动性强时，内部人更倾向于减少持股;Huyghebaert et al.[8]对中国上市公司国有股权动态调整进行研究的过程中发现，国有股权稀释主要发生在政府补贴的高利润、高杠杆公司。（3）代理问题。还有一部分学者认为代理问题导致的大股东与中小股东之间的冲突影响股权动态调整。刘文军[9]发现上市公司配股增股与前一年公司业绩、前一年收到的政府补贴、关联销售相关，因此认为上市公司大股东股权动态调整的原因在于市场择机和代理问题;万立全[10]分析了金字塔层级和两权分离度对终极股东股权结构动态调整的影响。

2.政府放权意愿的公司治理效应

政府放权意愿的公司治理效应研究文献主要涉及政府放权意愿对公司投资、并购、贷款、承担税负、企业创新、股权结构、委派董监高比例等方面的影响。程仲鸣等[11]、唐雪松等[12]认为政府放权意愿与过度投资负相关，钟海燕等[13]认为政府干预虽然存在由于追求非经济性导致的投资效率低下，但也存在抑制内部人机会主义的优势。王凤荣等[14]认为政府干预对企业并购产生的影响体现出政府之手“掠夺”和“支持”两种功能，对不同经营绩效和不同生命周期的企业作用相反。谭劲松等[15]认为政府干预是不良贷款产生的原因，国有企业性质的存在会削弱地方法治对不良贷款的抑制。江轩宇[16]认为政府放权意愿与企业所承担实际所得税率负相关，与企业创新正相关。蔡贵龙等[17]认为政府放权意愿的提升有助于提高非国有股东持股比例和非国有股东向公司委派董监高的比例。

3.研究评述

政府放权意愿对股权结构调整有重大影响，但文献没有分析政府放权意愿对股权结构调整速度的影响效应及作用机制。现有政府放权意愿研究将公司治理成为一个整体，只是探讨政府放权意愿对公司绩效、公司治理、代理成本等问题的影响，鲜少探讨其影响股权结构调整速度的机理。事实上，公司内部契约关系方往往并不具有相同利益目标。政府规制在一定程度上能代替股东对经理人的监督作用，大股东会采取增减股权比例的方式应对政府放权意愿的变动。基于我国当前混合所有制企业分类改革背景，本文通过构建股权结构动态调整模型，检验政府放权意愿对股权结构动态调整的影响作用机理。

（二）研究假说

首先，政府放权意愿的提高能够增强混合所有制企业参与混改的积极性。地方官员为了在“晋升锦标赛”中脱颖而出，需要动用各种资源提高地区GDP增长和其他经济指标排名[18]。地方官员运用对辖区内国有控股企业的影响力，使之承担一部分政策负担，通过完成混合所有制股权结构改革任务而获得晋升优势可能是增强外部调整收益的其中一种形式。而当政府放权意愿提高时，政策负担得到缓解，混合所有制企业主观上也增强了对企业经营和股权结构调整的能动性，有助于加快股权结构调整速度。其次，政府放权意愿对异质性股东参股积极性有正向作用[19]。当前非国有资本进入国有控股企业后，面临话语权不足和双重“道德风险”以及“逆向选择”等问题[20]。政府放权意愿高说明其所在辖区市场经济体制更完善，法治环境更透明，国有上市公司受到政府干预的可能性较低，降低了调整成本中的交易成本与制度成本。同时，意味着政府面临的政治风险更高，可能对前述“一股独大”现象起部分弥补作用。这在一定程度上能够增强非国有资本投资信心，从而加快了混合所有制企业股权结构调整速度。据此，本文提出假设1。

H1：政府放权意愿有助于加快混合所有制企业股权结构调整速度。

另外，代理成本的增加阻碍了股权结构动态调整，国企权力的层层下放，形成了过长的委托代理链条，导致所有者缺位，增加了代理成本，减缓股权结构调整速度。在当前混改过程中，存在着地方政府将民营企业参股比例、混合所有制企业数目作为考核指标的行为，地方官员在晋升锦标赛的激励目标下产生的行为加快了地方控制混合所有制企業股权结构调整速度。

垄断行业一般意味着更高的收益，但在当前国有控股混合所有制企业的控制权还掌握在国有资本手中，且国有资本通常对垄断性质企业保持绝对控股，非国有资本参股国有垄断行业的壁垒高，调整成本大，很难进入。

董事长和总经理两职合一意味着管理层将拥有更强的管理自主权，两职分离意味着增强了企业管理层之间的内部控制，前者将会增强由于管理层与股东之间需求差异不同导致的代理成本，表现为管理层由于自身风险喜好程度的提高，倾向于维持当前股权结构，使企业丧失向最优股权结构调整的机会，而后者将会增强由于行政层级的增加导致的代理成本，但考虑到国有企业本身体量大，行政层级多的特点，此代理成本的增加对比影响程度不高。据此，本文提出假设2—假设4。

H2：政府放权意愿对终极控制人所属政府层级为地方的股权结构调整速度促进作用快于终极控制人所属政府层级为中央的混合所有制企业。

H3：政府放权意愿对终极控制人所属行业为竞争行业的股权结构调整速度促进作用快于终极控制人所属行业为垄断行业的混合所有制企业。

H4：政府放权意愿对于两职分离混合所有制企业的股权结构调整速度促进作用快于两职合一的混合所有制企业。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2010—2020年沪深两市混合所有制企业为研究对象，股权结构数据源于CSMAR数据库，并根据公司年报提供信息补充。剔除：金融保险类上市公司、2010—2020年间发生ST的上市公司、相关财务数据缺失或异常的上市公司。为避免离群值产生的不利影响，对所有变量在1%～99%范围上进行缩尾处理。衡量政府放权意愿的地方政府财政支出和当年地区GDP指标源于国家统计局公布数据，地区市场化指数来自中国市场化指数系列报告。最终得到我国A股市场2010—2020年间1 094家混合所有制企业的9 830个有效观测值。

（二）变量定义

1.被解释变量：股权结构。股权结构用混合所有制企业第一大股东持股比例（OS1i，t）衡量，稳健性检验部分用前三大股东持股比例之和（OS3i，t）、前五大股东持股比例之和（OS5i，t）与前十大股东持股比例之和（OS10i，t）代替。

2.解释变量。解释变量包括三个变量：（1）滞后一期股权结构，采用混合所有制企业上一年度第一大股东持股比例（OS1i，t-1）。（2）最优股权结构（OS？觹i，t），使用公司绩效、投资支出、资产负债率、资产规模、成长性、风险水平、流通股比例、年度虚拟变量和行业虚拟变量等特征变量拟合。（3）政府放权意愿（Fangquani，t），该指标使用当年政府财政收入减财政支出的净余额与当年地区GDP之比衡量，用来表示政府对混合所有制企业的控制程度。

3.控制变量。借鉴相关研究成果，本文使用以下变量：公司绩效（ROA），使用净资产收益率衡量;投资支出（Capital），使用固定资产、无形资产和其他资产现金流量净额除以总资产的自然对数衡量;资产负债率（Lev），等于负债除以总资产;资产规模（Size），使用总资产自然对数衡量;成长性（Growth），使用总资产增长率衡量;风险水平（Risk），使用股票回报率的标准差衡量;流通股比例（TSH），等于流通股占总股份比重;年度（Year），以2010年为基准年，将2010—2020设置9个虚拟变量，当公司属于该年度时，取值为1，否则为0;行业（Industry），根据证监会《上市公司行业分类指引》，将样本企业分为18个行业，以公共管理、社会保障和社会组织行业为基准行业，设置17个虚拟变量，当公司属于该行业时，取值为1，否则为0。

具体变量定义如表1所示。

（三）模型设计

首先，本文构建如下模型分析混合所有制企业股权结构调整速度。

将1式移项，得到模型2：

其中，OSi，t和OSi，t-1分别表示混合所有制企业i在t年和t-1年的第一大股东持股比例;OS？觹i，t表示最优股权结构;δi，t表示股权结构调整速度，反映实际股权结构向最优股权结构变动的快慢;εi，t表示干扰项。由于最优股权结构无法观测，且随着时间、公司特征的变化不断改变，本文选取多个与股权结构相关的公司特征变量对最优股权结构进行拟合，拟合模型如下所示：

其中，Controli，t表示控制变量，包括公司绩效、投资支出、资产负债率、资产规模、成长性、风险水平、流通股比例、年度变量和行业变量等。

将3式代入2式，并移项，得到模型4：

通过模型4估计（1-δi，t）与δi，t×αj，进而得到αj，再将得到的αj代入模型3，估计最优股权结构（OS？觹i，t），最后使用模型2估计股权结构调整速度（δi，t）。

其次，为了探究政府放权意愿影响国有控股混合所有制企业股权结构调整速度的影响，本文在模型4中引入政府放权意愿变量（Fangquan）与滞后一期股权结构的交乘项，得到如下模型。

此时股权结构调整速度等于δ0与δ1Fangquani，t之和，δ1为政府放权意愿与滞后一期股权结构交乘项的回归系数，衡量政府放权意愿对国有控股混合所有制企业股权结构调整速度的影响。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计与相关性分析

从表2可以看出，总体而言，国有混合所有制企业第一大股东持股比例均值为0.3922，中位数为0.3855，分年度比较发现，2012年度和2013年度第一大股东持股比例均值最高，为0.3992，2013年度第一大股东持股比例中位数最高，为0.3963，其余年度第一大股东持股比例均值均在0.3861以上，说明当前国有控股混合所有制企业中一股独大现象依然严重。其次，观察趋势可知，2013—2020年雖然第一大股东持股比例仍然很高，但是无论均值还是中位数，均表现出稳定缓慢的降低趋势，说明近年来，在混改背景下，股权结构改革取得部分进展。样本公司各年度第一大股东持股比例最小值和最大值不变，分别为0.1072和0.7634。

从表3可以看出，总体上股权结构较上一年度发生变动的样本公司仅占15.49%，股权结构变动不活跃。其中2018年股权结构变动最多，变动股权结构的公司占样本公司比重达到21.46%，2010年股权结构变动最少，变动股权结构的公司仅占样本公司的9.56%，股权结构变动总体上是呈上升趋势的。

表4分析不同类型混合所有制企业股权结构的差异性，结果发现，终极控制人所属政府层级为中央的国有控股混合所有制企业第一大股东持股比例均值为0.3934，中位数为0.4002，略高于终极控制人所属政府层级为地方的国有控股混合所有制企业;垄断性国有控股混合所有制企业第一大股东持股比例均值为0.4301，中位数为0.4313，明显高于竞争性国有控股混合所有制企业第一大股东持股比例;董事长和总经理两职分离国有控股混合所有制企业第一大股东持股比例为0.3922，中位数为0.3863，略高于两职合一国有控股混合所有制企业。

各变量相关系数检验未在正文中列示，除滞后一期股权结构与实际股权结构之间相关系数达到0.9702，其余变量之间相关系数均小于0.4121，表明各变量之间不存在严重的共线性。实际股权结构与滞后一期股权结构在模型中不同时作为自变量，因此，模型不存在多重共线问题①。

（二）基准回归结果

1.政府放权意愿对混合所有制企业股权结构调整速度的影响

表5（1）列表明混合所有制上市公司股权结构调整速度为0.0542，股权结构滞后一期的系数为0.9470，二者均在1%水平上显著，表明混合所有制企业实际股权结构确实向最优股权结构方向进行调整。但是，我国混合所有制企业股权结构调整速度仍然缓慢，Cheung et al.[21]计算美国上市公司股权结构股权调整速度为0.0801。

表5（2）列显示政府放权意愿与滞后一期股权结构的交乘项系数为-0.0561，在5%的水平上显著，表明政府放权意愿能够显著提高混合所有制企业股权结构调整速度，H1得到验证。

2.政府放权意愿对不同类型混合所有制企业股权结构调整速度的影响

从表6（2）列可以看出，政府层级为地方的混合所有制企业交乘项系数为-0.0492，在10%水平上显著;从（4）列看出，竞争型的企业交乘项系数为-0.0471，在10%水平上显著;从（6）列看出，两职分离的企业交乘项系数为-0.0563，在10%水平上显著。因此，政府放权意愿仅对终极控制人所属政府层级为地方、竞争行业和两职分离的国有控股混合所有制企业股权结构调整速度起正向促进作用。其原因是，政府层级为地方的混合所有制企业处于更低的行政层级，其面对较强政府放权意愿时，主动调节当前股权结构至最优股权结构的积极性较强，而央企由于居于更高的行政层级，企业对自身股权结构调整的话语权随之更大，面对政府放权意愿变动时，促进作用不显著。垄断行业国有控股混合所有制企业一般涉及国家重要战略部署，股权结构调整一般具有特殊规划，因此其相较于竞争行业，面对政府放权意愿的变动，促进作用不显著。两职合一的国有控股混合所有制企业，其管理层具有更高的管理自主权，股权结构调整相对于两职分离的国有控股混合所有制企业更依赖于管理层自身的风险喜好选择，因此面对政府放权意愿的变动，促进作用不显著。

（三）稳健性检验

为了增加结论的可信性，本文使用前三大股东、前五大股东以及前十大股东持股比例之和表示股权结构，检验政府放权意愿对股权结构调整速度的影响。表7（1）列显示政府放权意愿与前三大股东持股比例交乘项系数为-0.0491;（2）列结果显示政府放权意愿与前五大股东持股比例交乘项系数为-0.0372;（3）列结果显示政府放权意愿与前十大股东持股比例交乘项系数为-0.0354，结果表明，变量的更换对前述结论无实质性变化。

五、影响机制检验

政府放权意愿对于混合所有制企业股权结构调整速度具有促进作用，那么这种促进作用的机理是什么？首先，从政府放权和干预的影响来看，地方政府承担着促进经济发展、改善公共服务、维持社会稳定等公共管理任务。地方政府除了依靠中央财政转移支付、预算内和预算外资金弥补缺口外，还通过干预辖区内国有企业使其承担一系列政策性负担，包括承担更高的实际税负充实地方财政资金，雇用更多员工确保地区就业稳定等。

其次，为了在“晋升锦标赛”中脱颖而出，地方官员需要动用各种社会经济资源提高地区GDP的增长和其他经济指标的排名。通过国有企业投资拉动GDP增长可以起到立竿见影的效果，因此地方政府有很大动机干预辖区内国有企业的投资行为。通过混改，非国有股东可以在股东大会投票和国企高层决策层面起到制衡国有股东和政府过度干预的作用。另外，通过混改参股国有企业的非国有股东将更有动力完善国企高管的监督和激励机制，从而降低管理者在职消费、贪污等机会主义或道德风险行为。已有研究发现，非国有股东通过委派高管进入国企高层参与经营决策的方式，能有效提升国企内部控制质量和会计信息质量，积极有效监督和约束高管投机行为并完善国企高管薪酬激励契约。最后，相较于国有股东，非国有股东在逐利天性驱使下更愿意关注和提升国有企业的盈利能力和经营效率。因此，混改有利于国有企业经营绩效的提升。

综上，混改使得非国有股东在高层治理方面对地方政府干预国企能力有一定影响，地方官员更加难以利用国有企业拥有的资源实现政治晋升目标。当地方政府对国有企业的控制意愿较强时，地方官员可能对国有企业混改存在抵触心理，这将不利于该地区国企混改进程的推进。因此，政府放权意愿越高，非国有股东参与企业治理更积极，即非国有股东委派董事、监事和高管的比例均显著越高。而非国有股东相比国有股东会更加积极优化完善企业监管和激励机制，使企业向目标股权结构调整的动力更强。

借鉴温忠麟[22]的做法，本文首先检验政府放权意愿与非国有股东委派董监高比例的关系。非国有股东委派董监高界定如下：若为自然人股东，则该自然人在上市公司担任董监高即视为该自然人股东委派一名董事、监事或高管。若为法人股东，则以上市公司的董监高是否在该法人股东单位任职为判断依据。以政府放权意愿为解释变量，非国有股东委派董监高比例（Nsoedjg）为被解释变量，从表8可以得出政府放权意愿与非国有股东委派董监高比例之间的系数为-0.0421，在5%水平上显著，说明政府放权意愿对非国有股东委派董监高比例有正向促进作用。政府放权意愿有较大的可能性通过影响治理结构，即非国有股东委派董监高比例来影响企业股权结构调整速度。

为了研究非国有股东委派董监高比例是否对股权结构调整速度产生影响，将模型5中的政府放权变量替换为非国有股东委派董监高比例进行回归，得到结果如表9（2）列，非国有股东委派董监高比例与滞后一期第一大股东持股比例的交乘项系数为0.0731，表明非国有股东委派董监高显著影响股权结构调整速度。同时按照因果步骤法的要求，本文研究控制非国有股东委派董监高比例的情况下，政府放权意愿对于股权结构调整速度的影响，将非国有股东委派董监高比例和政府放权意愿带入模型5进行回归得到结果如表9（3）列，政府放权意愿与滞后一起第一大股东持股比例交乘项系数显著为-0.0541，表明在控制了中介变量非国有股东委派董监高比例后，政府放权意愿对于混合所有制企业股权结构调整的影响仍然为正，也就是说政府放权意愿越大，混合所有制企业股权结构调整速度越快的结论始终没有改变。另外，Sobel检验显示，Sobel Z值为7.2184，在1%水平上拒绝了不存在中介效应的原假设，说明非国有股东委派董监高比例在政府放权意愿和股权结构调整速度之间发挥了部分中介作用。

六、结论及建议

股权结构动态调整是国企混改领域中的重要问题，混合所有制企业如何选择合理的股权结构，如何调整股权结构一直是值得关注的话题。本文研究了政府放权意愿对股权结构调整速度的影响，并通过中介效应检验了可能的作用路径。研究表明，政府放权意愿会加快股权结构调整速度，即政府放权会使企业股权结构更快达到目标股权结构。另外，区分不同类型混合所有制企业，政府放权意愿对于终极控制人所属政府层级为地方、竞争行业以及两职分离的国有控股混合所有制企业股权结构动态调整速度的促进作用更明显。通过中介效应检验发现，政府放权意愿会通过影响非国有股东委派董监高比例而影响股权结构动态调整速度，政府干预行为的减少会使得非国有股东能够更积极参与企业治理，表现在非国有股东委派董监高比例相应增加，向目标股权结构动态调整速度越快。

本文对新时代下大力推进国有企业混改提出三点建议：（1）从政府放权意愿的角度深化国有企业混改，应该将地方政府拥有的社会经济资源和地方官员晋升利益进行权衡，使国企深化改革能够高效有序推进。（2）加快推进政府职能转变，实现有效政府治理，强化政府公共服务和社会管理职能，构建服务型政府，规范政府干预市场的行为，将政府对企业的行政管制纳入合法轨道，破除体制束缚，使市场在资源配置中起决定性作用。（3）混合所有制还应该注意结合企业属性分类，对于不同政府层级、竞争程度和是否两职分离的企业，股权结构动态调整速度受政府放权意愿的影响也不相同。

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