姚震 鄭禹 孫雪晴

【摘要】以混合所有制改革為背景， 選取2010 ～ 2018年國有上市公司的1983個樣本數(shù)據(jù)， 實證檢驗混合所有制改革、會計信息質(zhì)量、投資效率之間的關(guān)系。 研究結(jié)果表明：混合所有制改革的推進(jìn)能夠提高國有上市公司的投資效率， 也能夠顯著抑制國有上市公司盈余管理程度， 提高國有上市公司會計信息質(zhì)量。 通過中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)， 會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對于國有上市公司投資效率的影響路徑上發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 混合所有制改革能顯著抑制國有上市公司的投資過度行為， 而對于投資不足行為的抑制效果并不顯著， 同時對于國有資本相對集中的電力、石油、天然氣、鐵路、民航、通信、軍工等七大重點領(lǐng)域國有上市公司的投資效率提高并不顯著， 應(yīng)注重提高混合所有制改革的效率。 應(yīng)當(dāng)繼續(xù)推進(jìn)混合所有制改革， 引入非國有資本， 同時提高企業(yè)會計信息質(zhì)量， 最終實現(xiàn)國有上市公司投資效率的提高。

【關(guān)鍵詞】混合所有制改革;會計信息質(zhì)量;投資效率;中介效應(yīng)

【中圖分類號】F271;F275? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）16-0060-9

一、引言

1997年中共十五大首次提出了混合所有制經(jīng)濟(jì)的概念， 引發(fā)了公眾對于混合所有制經(jīng)濟(jì)的高度關(guān)注; 十六屆三中全會號召企業(yè)大力推進(jìn)混合所有制改革， 促進(jìn)不同性質(zhì)產(chǎn)權(quán)之間的融合和不同所有制的共存[1] ; 十八屆三中全會對混合所有制進(jìn)行了系統(tǒng)闡述， 明確了混合所有制是不同所有制資本的交叉持股和相互融合， 拉開了混合所有制改革的大幕。 當(dāng)前， 我國經(jīng)濟(jì)已從高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段， 黨的十九大報告進(jìn)一步提出“深化國有企業(yè)改革， 發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)， 培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”的重大論述， 為混合所有制改革描繪了更加宏偉的藍(lán)圖。 一直以來， 企業(yè)投資效率和會計信息質(zhì)量都是財務(wù)和治理領(lǐng)域的熱點問題， 而國有企業(yè)存在“高增長， 低效率”問題， 非效率投資比非國有企業(yè)更加普遍; 同時國有企業(yè)也存在盈余管理行為， 使得會計信息質(zhì)量較低， 國資委在2016年就把提高會計信息質(zhì)量、強(qiáng)化會計信息披露作為國有企業(yè)“十項改革試點”的重要改革方向。 2019年6月26日發(fā)布的《關(guān)于2018年度中央預(yù)算執(zhí)行和其他財政收支的審計工作報告》中指出， 22家中央國有企業(yè)和1家金融機(jī)構(gòu)2017年多計收入90.7億元、多計利潤45.23億元， 分別占同期收入和利潤的0.21%、1.09%。 這一切都說明， 國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量問題值得關(guān)注。

通過歸納相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)， 目前鮮有文章從中介效應(yīng)角度出發(fā)研究混合所有制改革、會計信息質(zhì)量與投資效率之間的關(guān)系， 因此， 本文將三者納入一個統(tǒng)一的分析架構(gòu)中， 分析混合所有制改革對于投資效率、會計信息質(zhì)量的影響以及會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對于投資效率的影響路徑上發(fā)揮的中介作用。 一方面， 希望豐富混合所有制改革與投資效率、會計信息質(zhì)量方面的文獻(xiàn); 另一方面， 將三者放入一個架構(gòu)中進(jìn)行研究， 以期證實三者之間的影響機(jī)制。

與其他研究相比， 本文的研究貢獻(xiàn)主要集中在以下幾個方面：①在混合所有制改革衡量指標(biāo)選擇方面， 馬連福等[2] 在研究混合所有制的市場邏輯時， 將混合主體制衡度、股權(quán)集中度等作為混合所有制改革的衡量指標(biāo); 周紹妮等[3] 在研究混合所有制改革、社會責(zé)任信息披露與國有資產(chǎn)保值增值時， 將股權(quán)混合度等作為混合所有制改革的衡量指標(biāo)。 在借鑒以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上， 本文采用股權(quán)混合度、股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度三個指標(biāo)作為混合所有制改革的衡量指標(biāo)， 使得實證結(jié)果更具有可靠性。 ②目前的研究集中于混合所有制改革與投資效率[4] 、混合所有制改革與會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系[5] ， 鮮有文章研究混合所有制改革、會計信息質(zhì)量、投資效率之間的影響機(jī)制。 本文首次將三者納入一個統(tǒng)一的分析架構(gòu)中， 分析混合所有制改革對于投資效率、會計信息質(zhì)量的影響， 以及會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對于投資效率的影響路徑中發(fā)揮的中介作用， 以期豐富對混合所有制改革的研究。 ③目前混合所有制改革主要在國有資本比較集中的重點領(lǐng)域進(jìn)行試點， 因此本文在進(jìn)一步研究中對行業(yè)進(jìn)行分組， 研究發(fā)現(xiàn)目前重點領(lǐng)域的混合所有制改革只是“混”而不是“改”， 存在投資效率的提升空間， 為后續(xù)重點領(lǐng)域混合所有制改革如何提高投資效率提供了實證證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

混合所有制改革是未來我國經(jīng)濟(jì)體制改革的核心之一， 旨在解決我國國有企業(yè)存在的效率低下問題[6] 。 企業(yè)的投資效率決定企業(yè)未來的發(fā)展能力， 但是由于存在行政干預(yù)以及未形成有效的法人治理結(jié)構(gòu)等問題， 國有企業(yè)內(nèi)部的非效率投資現(xiàn)象十分普遍， 總體投資效率明顯低于非國有企業(yè)[7] 。 混合所有制改革的推進(jìn)能夠從行政干預(yù)和治理結(jié)構(gòu)這兩個角度提高國有上市公司的投資效率。

從行政干預(yù)的角度來看， 混合所有制改革能改善國有股“一股獨大”的現(xiàn)象， 降低政治關(guān)聯(lián)水平。 國有上市公司肩負(fù)著“多重任務(wù)”， 不僅要實現(xiàn)自身的發(fā)展壯大， 還要完成提供充足的就業(yè)崗位、穩(wěn)定社會秩序、承擔(dān)重大項目科研攻關(guān)、增加地方稅收和提高GDP等一系列政治任務(wù)。 政府會利用其控股地位和行政權(quán)力對國有上市公司的投資決策進(jìn)行行政干預(yù)， 同時國有上市公司的管理者人事任免會受到政府的影響， 管理者更容易持有“個人政績”高于“企業(yè)業(yè)績”的觀念， 不采取市場化的投資決策方式， 導(dǎo)致非效率投資形成[8] 。 通過混合所有制改革， 國有上市公司引入非國有資本， 降低國有股權(quán)占比， 提高股權(quán)制衡度， 促進(jìn)非國有股權(quán)對國有企業(yè)內(nèi)部不符合市場化的行政行為加以約束， 降低國企的政治聯(lián)系[9] ， 促使管理者由追求“個人政績”最大化向追求“企業(yè)業(yè)績”最大化轉(zhuǎn)變， 促進(jìn)國有企業(yè)自主經(jīng)營[10] ， 提高經(jīng)營決策能力， 進(jìn)而提高投資效率。

從治理結(jié)構(gòu)的角度來看， 混合所有制改革能優(yōu)化企業(yè)治理結(jié)構(gòu)， 削弱內(nèi)部人控制。 國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和投資主體的單一化使其難以形成完善的法人治理結(jié)構(gòu)， 董事會成員也主要由內(nèi)部董事和控股股東組成， 缺乏內(nèi)部監(jiān)督與制衡機(jī)制， 投資與經(jīng)營決策難以避免獨斷專行， 不利于投資效率的提高。 通過混合所有制改革， 單一的董事會構(gòu)成和獨斷專行的決策模式被有效的股權(quán)制衡機(jī)制所替代， 有利于強(qiáng)化監(jiān)督， 避免大股東對其他股東的利益侵占[2] ， 在企業(yè)內(nèi)部形成股東大會、董事會、監(jiān)事會相互監(jiān)督、相互制衡的機(jī)制[11] ， 緩解“一股獨大”的問題。 非國有股東也會充分利用自身經(jīng)營管理經(jīng)驗， 探索創(chuàng)新企業(yè)管理者和員工股權(quán)激勵的模式， 提高管理者和員工的積極性[12] ， 促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)的實現(xiàn)， 提高企業(yè)的投資效率。

實行混合所有制改革， 在國有資本中引入非國有資本， 促進(jìn)投資主體多元化， 有利于改善國有股“一股獨大”， 避免了政府的過度干預(yù)， 降低了政治關(guān)聯(lián)水平， 同時也能夠優(yōu)化企業(yè)治理結(jié)構(gòu)， 形成合理的內(nèi)部制衡機(jī)制， 強(qiáng)化內(nèi)部控制監(jiān)督。 因此， 實施混合所有制改革可以在一定程度上解決國有企業(yè)存在的問題， 減少非效率投資。 基于以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H1：混合所有制改革推進(jìn)對國有上市公司投資效率提升具有正向促進(jìn)作用。

會計信息質(zhì)量等同于可證實的會計盈余， 盈余管理程度為會計信息質(zhì)量的一個重要組成部分[13] 。 國有上市公司的會計信息質(zhì)量較低的原因主要是股權(quán)結(jié)構(gòu)造成的股權(quán)過度集中和所有者缺位造成的內(nèi)部人控制。 國有企業(yè)股權(quán)過度集中的局面導(dǎo)致了國有企業(yè)大股東的掏空和利益輸送現(xiàn)象普遍存在， 大股東利用控股地位向內(nèi)部管理者施加壓力， 串通一氣操縱盈余; 同時國企大股東的持股比例過高也導(dǎo)致了股權(quán)制衡度較低， 無法建立股權(quán)的相互監(jiān)督與制衡機(jī)制來約束大股東的行為， 增加了外部投資者和小股東的利益風(fēng)險， 使得會計信息質(zhì)量降低。 國有企業(yè)的“所有者缺位”現(xiàn)象導(dǎo)致管理者權(quán)力范圍過大， 國有企業(yè)管理者成為內(nèi)部控制人， 管理者有更強(qiáng)的“自利”動機(jī)對會計信息質(zhì)量進(jìn)行干預(yù)， 不會把較差的經(jīng)營業(yè)績、高額的在職消費、錯誤的經(jīng)營決策等在會計信息中如實反映， 以避免受到監(jiān)督和限制， 這嚴(yán)重影響了會計信息質(zhì)量。

隨著混合所有制改革的推進(jìn)， 國有上市公司引入的非國有股股東能夠從股權(quán)制衡和內(nèi)部監(jiān)督兩個方面提高會計信息質(zhì)量：一是非國有股股東持股比例提高能夠提高股權(quán)混合度和股權(quán)制衡度， 降低股權(quán)集中度， 這在一定程度上抑制了國有股股東掏空和利益輸送現(xiàn)象， 企業(yè)會計信息質(zhì)量也能相應(yīng)提高; 二是非國有股股東進(jìn)入能夠緩解國有企業(yè)管理層的內(nèi)部人控制問題， 非國有股股東為了更好地監(jiān)督管理層的利益侵占行為， 及時發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部存在的治理問題， 會有更強(qiáng)的動機(jī)推動高質(zhì)量會計信息的披露。 基于此， 本文提出以下假設(shè)：

H2：混合所有制改革推進(jìn)對國有上市公司會計信息質(zhì)量提高具有正向促進(jìn)作用。

會計信息質(zhì)量的提高能夠緩解公司內(nèi)外部人、不同投資者之間的信息不對稱， 對于提高資本市場資源配置效率和企業(yè)投資效率起到關(guān)鍵作用[14] 。 在投資不足方面， 操縱性盈余管理水平越低表明國有上市公司的會計信息質(zhì)量越高， 能夠為債權(quán)和股權(quán)投資者提供更加準(zhǔn)確的經(jīng)營和財務(wù)信息， 降低企業(yè)內(nèi)部管理者和外部資金提供者之間的信息不對稱程度， 從而較大程度地緩解融資約束問題， 保證國有上市公司能有充足的資金流入凈現(xiàn)值為正的投資項目， 降低由于投資不足帶來的效率損失。 在投資過度方面， 高質(zhì)量的會計信息能夠更加準(zhǔn)確地確定資產(chǎn)收益或分布系數(shù)， 內(nèi)部管理者能夠獲得充分的決策有用信息以評估投資項目的投資回報率情況， 同時會計信息質(zhì)量也會形成對管理者投資決策的間接約束， 保證資金的高效率利用， 避免片面追求增長造成的投資過度行為的發(fā)生。 根據(jù)溫忠麟等[15] 對中介變量的定義， 以及H1、H2相關(guān)的理論分析， 得出混合所有制改革通過會計信息質(zhì)量的中介作用對國有上市公司投資效率產(chǎn)生提升作用。 因此， 本文提出如下假設(shè)：

H3：會計信息質(zhì)量在混合所有制改革促進(jìn)國有上市公司投資效率的作用機(jī)制中起著中介效應(yīng)。

三、實證研究設(shè)計

（一）樣本選取

本文選取2010 ～ 2018年的滬深A(yù)股上市公司為研究對象， 考慮到本文的研究對象是混合所有制企業(yè)， 所以對樣本進(jìn)行如下篩選：①剔除國有股比例為0和100%的企業(yè); ②剔除ST和?ST企業(yè); ③剔除金融行業(yè)企業(yè); ④剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本; ⑤剔除總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈額等數(shù)據(jù)為0或為負(fù)的樣本。 最終篩選得到1983個有效樣本。 數(shù)據(jù)主要來源于銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫和國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫， 并利用公司年報進(jìn)行數(shù)據(jù)補(bǔ)充。 為消除極端值的影響， 本文選擇對連續(xù)變量在1%和99%的分位數(shù)上進(jìn)行Winsorize處理。 本文主要使用的數(shù)據(jù)統(tǒng)計軟件為Stata 15。

（二）主要變量定義

1. 被解釋變量。 本文的被解釋變量為投資效率， 借鑒Richardson[16] 的預(yù)期投資模型來估算投資效率， 具體模型如下：

其中， Invest為新增投資， 由兩部分構(gòu)成：一部分是由企業(yè)成長機(jī)會（Growth）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金量（Cash）、企業(yè)規(guī)模（Size）等因素所決定的企業(yè)預(yù)期投資水平; 另一部分是用實際投資水平減去預(yù)期投資水平之后的殘差衡量的非效率投資水平。 Growth衡量企業(yè)成長機(jī)會， Lev衡量企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率， Cash衡量企業(yè)現(xiàn)金占比， Age衡量企業(yè)上市年限， Size衡量企業(yè)規(guī)模， Return衡量企業(yè)股票回報率。 另外， 該模型還控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。 本文用UNINV作為投資效率的衡量指標(biāo)， 它是殘差（ε）取絕對值的結(jié)果， UNINV越大， 則代表企業(yè)投資效率越低。 用OVERINV和UNDERINV來分別衡量投資過度（ε>0）與投資不足（ε<0）， 為了方便理解， 將投資不足的樣本也進(jìn)行了取絕對值處理。

2. 解釋變量。 本文的解釋變量為混合所有制改革。 從股權(quán)角度來構(gòu)建混合所有制改革指標(biāo)， 具體包括：①股權(quán)混合度（MIX_a）：國有股與企業(yè)總股數(shù)的比值; ②股權(quán)制衡度（MIX_b）：國有股與非國有股的比值; ③股權(quán)集中度（MIX_c）：前十大股東持股比例的平方和。 具體來說， 混合所有制改革推進(jìn)程度越高， 三者數(shù)值就越小。

3. 中介變量。 本文的中介變量為會計信息質(zhì)量， 采用修正的瓊斯模型來衡量[17] 。 具體模型如下：

其中：TA為總應(yīng)計項目; Asset為上期的總資產(chǎn); △REV為本期相較于上期營業(yè)收入的增量部分; △REC為本期相較于上期應(yīng)收賬款的增量部分; PPE為固定資產(chǎn)原值; EM為操縱性盈余管理水平。 本文用DA作為會計信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)， 它是EM取絕對值的結(jié)果。 DA越大代表操縱性盈余管理水平越高， 會計信息質(zhì)量就越低。

4. 控制變量。 結(jié)合以往的研究， 本文選擇企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)成長能力（Growth）、可抵押資產(chǎn)比例（PPE）、市值賬面比（PB）、資產(chǎn)回報率（ROA）、董事長和總經(jīng)理是否兩職兼任（Dual）作為控制變量， 同時還對行業(yè)（Ind）和年度（Year）虛擬變量進(jìn)行了控制。 具體變量描述見表1。

（三）研究模型

中介效應(yīng)存在的前提是解釋變量（X）對被解釋變量（Y）發(fā)揮的并不是直接作用， 而存在相關(guān)的中介變量（M）， 使得解釋變量（X）通過中介變量（M）對被解釋變量（Y）間接發(fā)揮作用， 這種X→M→Y的影響機(jī)制就是中介效應(yīng)。

中介變量與解釋變量、被解釋變量之間的影響機(jī)制可以用以下方程解釋：

其中：c為解釋變量X對被解釋變量Y的總效應(yīng); ab是中介變量M對被解釋變量Y的中介效應(yīng); c'為解釋變量X對被解釋變量Y的直接效應(yīng)。 三者之間的關(guān)系為c=ab+c'。

根據(jù)研究假設(shè)， 本文在參考已有研究的基礎(chǔ)上， 借鑒溫忠麟等[15] 的中介效應(yīng)檢驗機(jī)制構(gòu)建以下模型：

其中：UNINV為投資效率， DA為會計信息質(zhì)量， MIX為混合所有制改革， 并控制相關(guān)控制變量以及時間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。 本文用模型一來研究混合所有制改革與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系， 以驗證H1; 用模型二來研究混合所有制改革與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系， 以驗證H2; 用模型三來研究混合所有制改革、會計信息質(zhì)量與投資效率之間的中介效應(yīng)， 以驗證H3。

中介效應(yīng)的檢驗過程如下：

步驟一， 模型一中的α1代表了混合所有制改革對投資效率的總效應(yīng)， 如果α1顯著， 則接著檢驗?zāi)Ｐ投?否則停止檢驗， 表明混合所有制改革與投資效率之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系。

步驟二， 模型二中的β1是對會計信息質(zhì)量是否存在中介效應(yīng)的檢驗， 如果β1顯著， 則表明會計信息質(zhì)量存在著中介效應(yīng)。

步驟三， 驗證γ1和γ2的顯著性， 其中γ1為混合所有制改革對投資效率的直接效應(yīng)， 如果γ1不顯著， γ2顯著， 說明會計信息質(zhì)量對投資效率存在完全中介效應(yīng)， 如果γ1和γ2均顯著， 說明會計信息質(zhì)量存在部分中介效應(yīng)。

為了保證中介效應(yīng)檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性， 本文還借助Sobel模型和Bootstrap模型對中介效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行了檢驗。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了各關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 投資效率（UNINV）的平均值為0.0441， 中位數(shù)為0.0285， 說明非效率投資規(guī)模的平均值（中位數(shù)）占企業(yè)總資產(chǎn)的4.41%（2.85%）， 根據(jù)極差和標(biāo)準(zhǔn)差， 說明不同企業(yè)之間的投資效率有較大差異。 股權(quán)混合度（MIX_a）的平均值為0.2494， 說明混合所有制企業(yè)的國有股持股比例已減持到25%左右， 而股權(quán)制衡度（MIX_b）的平均值為0.5027， 股權(quán)集中度（MIX_c）的平均值為0.1977， 說明混合所有制改革在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面已經(jīng)顯現(xiàn)成效， 國有股減持明顯， 而標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.2113、0.6570和0.1308， 說明國有上市公司在混合所有制改革方面有很大的差異。 盈余管理程度（DA）的平均值為0.0606， 說明混合所有制企業(yè)盈余管理的平均值占上期總資產(chǎn)的6.06%， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.0805， 說明盈余管理在混合所有制企業(yè)之間普遍存在且盈余管理程度差異較大。

除此之外， 本文還進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析， 發(fā)現(xiàn)各變量基本與投資效率在1%的水平上顯著正相關(guān)， 初步證明了本文的假設(shè)。 另外， 本文還對模型進(jìn)行了方差膨脹因子VIF檢驗， 結(jié)果顯示各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性（VIF值遠(yuǎn)小于臨界值10）。

（二）回歸分析

1. 混合所有制改革與投資效率。 表3列示了混合所有制改革與投資效率的回歸結(jié)果。 第（1） ～ （3）列分別檢驗了股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）與投資效率（UNINV）之間的關(guān)系。 由表3可以看出， 三者的系數(shù)依次為0.03、0.013、0.117， 分別在5%、1%、5%的水平上顯著為正， 股權(quán)混合度、股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度越高， 說明混合所有制改革程度越低， 企業(yè)的投資效率就越低。 在控制變量方面， 企業(yè)成長能力（Growth）與投資效率（UNINV）均在1%的水平上顯著為正， 表明企業(yè)成長速度越快， 對于企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張的欲望就越強(qiáng)烈， 非效率投資比例越高。 可抵押資產(chǎn)比例（PPE）與投資效率（UNINV）在1%的水平上顯著為負(fù)， 說明固定資產(chǎn)比例越高， 企業(yè)面臨的經(jīng)營風(fēng)險就越高， 銀行會通過貸款合約發(fā)揮治理作用， 從而抑制企業(yè)的非效率投資。 由此驗證了H1。

2. 混合所有制改革與會計信息質(zhì)量。 表4列示了混合所有制改革與會計信息質(zhì)量之間的回歸結(jié)果。 第（1） ～ （3）列分別檢驗了股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）與會計信息質(zhì)量（DA）之間的關(guān)系， 可以得出混合所有制改革程度越高， 企業(yè)的盈余管理水平就越低， 進(jìn)而提高了企業(yè)的會計信息質(zhì)量。 在控制變量方面， 企業(yè)成長能力（Growth）、市值賬面比（PB）與會計信息質(zhì)量（DA）分別在1%和5%的水平上顯著為正， 成長性較高的企業(yè)往往現(xiàn)金流量較少， 應(yīng)計項目占凈利潤的比例較高， 因此盈余操縱空間較大， 會計信息質(zhì)量較低。 可抵押資產(chǎn)比例（PPE）與會計信息質(zhì)量（DA）在1%和5%的水平上顯著為負(fù)。 陸建橋[18] 的研究證明， 營運資本項目特別是應(yīng)收應(yīng)付以及存貨項目是企業(yè)進(jìn)行盈余操縱的主要渠道， 因此， 固定資產(chǎn)比例越高， 作為營運資本主要來源的流動資產(chǎn)比例就越低， 盈余管理程度就越低， 會計信息質(zhì)量就越高。 由此驗證了H2。

3. 混合所有制改革程度、會計信息質(zhì)量與投資效率。 借鑒溫忠麟等[15] 的中介效應(yīng)檢驗步驟， 基于H1和H2的檢驗結(jié)果， 本文已經(jīng)證明α1和β1均顯著為正， 由表5中數(shù)據(jù)可知， 股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）的系數(shù)γ1均顯著為正， 且分別小于H1中各對應(yīng)指標(biāo)系數(shù)α1; 而三列的中介變量會計信息質(zhì)量前的系數(shù)γ2均顯著為正， 說明會計信息質(zhì)量在混合所有制改革程度對投資效率的影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。 另外， 為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 本文對中介模型進(jìn)行了Sobel檢驗和Bootstrap檢驗。 Sobel檢驗結(jié)果顯示， 當(dāng)股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）作為解釋變量時， Sobel檢驗的Z值分別為1.895、1.709、1.81， 中介效應(yīng)均在10%的水平上顯著; Bootstrap檢驗顯示間接效應(yīng)值為0.00111、0.0003058、0.00175127， 在95%水平上的偏差校正的置信區(qū)間分別為（0.0003， 0.0033）、（0.00006， 0.0009）、（0.00029， 0.0049）， 均不包含0， 至此， H3得到進(jìn)一步驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了保證回歸結(jié)果的可靠性， 本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗：

1. 對混合所有制改革變量進(jìn)行替換。 本文借鑒已有研究， 用國有占比的平方（MIX_d）代替股權(quán)混合度（MIX_a）、用前五大股東持股比例的平方和（MIX_e）代替股權(quán)集中度（MIX_c）進(jìn)行回歸檢驗。

2. 對會計信息質(zhì)量變量進(jìn)行替換。 瓊斯模型可能比修正的瓊斯模型更適合我國市場 ， 因此本文用瓊斯模型來計算操縱性盈余管理水平， 取絕對值后定義為（DA'）作為會計信息質(zhì)量（DA）的替代指標(biāo)， 瓊斯模型中的變量定義和前面修正的瓊斯模型的定義一致。 具體模型如下：

受限于篇幅， 未在正文展示穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果， 穩(wěn)健性檢驗與本文實證結(jié)果均高度一致， 主要變量的檢驗結(jié)果仍支持本文結(jié)論， 顯著性情況也基本一致， 進(jìn)一步說明本文的結(jié)論具有高度穩(wěn)健性， 內(nèi)生性問題不會產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

五、進(jìn)一步研究

（一）投資過度與投資不足的分組檢驗

參考已有的相關(guān)研究， 把國有上市公司平均資本支出高于最優(yōu)投資支出稱為投資過度（ε>0）， 用OVERINV表示; 把國有上市公司平均資本支出低于最優(yōu)投資支出稱為投資不足（ε<0）， 用UNDERINV表示。 根據(jù)表6的描述性統(tǒng)計， 從投資效率的普遍性來看， 投資不足（UNDERINV）涉及1222個樣本觀測值， 占比61.62%， 投資過度（OVERINV）涉及761個樣本觀測值， 占比38.38%， 投資不足占比明顯高于投資過度; 從投資效率的損失程度來看， 投資過度樣本中均值為0.0617， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.0905， 最大值為0.937， 投資不足樣本中均值為0.0331， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.0271， 最大值為0.308， 投資過度樣本帶來的平均效率損失、損失的波動性、最大效率損失都明顯高于投資不足樣本。 以上分析表明， 在我國國有上市公司投資效率損失中， 投資不足帶來的效率損失現(xiàn)象更為普遍， 但投資過度帶來的效率損失程度更為嚴(yán)重， 這與已有研究結(jié)果相一致。

本文將總樣本分為投資過度樣本和投資不足樣本， 根據(jù)模型分別進(jìn)行多元回歸檢驗， 結(jié)果如表7所示。 在投資過度分樣本中， 股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）均與投資效率顯著正相關(guān)， 即隨著混合所有制改革的推進(jìn)， 在股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）都降低的情況下， 由于投資過度帶來的效率損失會降低， 國有上市公司的投資效率將提升。 而在投資不足的分樣本中， 股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）與投資效率之間并無顯著相關(guān)關(guān)系， 混合所有制改革并未充分發(fā)揮作用。 結(jié)合分樣本描述性統(tǒng)計分析和回歸結(jié)果， 混合所有制改革的推進(jìn)顯著降低了投資過度帶來的效率損失， 對于投資不足帶來的投資效率損失并未實現(xiàn)有效控制， 且投資過度帶來的效率損失程度明顯高于投資不足， 所以從總體上來看， 混合所有制改革的推進(jìn)提高了國有上市公司的投資效率， 進(jìn)一步證明了H1。 預(yù)期投資模型假定企業(yè)不存在系統(tǒng)性的投資過度或投資不足， 否則使用該模型時容易出現(xiàn)系統(tǒng)性偏差[16] 。 因此， 本文借鑒辛清泉等[19] 的做法， 將預(yù)期投資模型計算的殘差從大到小分為三組， 去掉中間組， 最大組為投資過度， 最小組為投資不足， 對模型進(jìn)行回歸仍得到相同結(jié)論。

由于政府對國有企業(yè)的“父愛效應(yīng)”， 國有企業(yè)更容易獲得融資、信貸、外匯監(jiān)管等方面的支持， 國有企業(yè)受到的融資約束程度較低， 所以國有企業(yè)更容易獲得充足的資金而過度投資， 效率損失更為嚴(yán)重。 隨著天生逐利的非國有資本入股國有企業(yè)， 很大程度上會提高企業(yè)會計信息質(zhì)量， 避免企業(yè)投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項目， 降低了過度投資帶來的投資效率損失。 根據(jù)金融約束理論， 國有上市公司存在的投資不足情況并不是融資約束造成的， 而是因為管理者出于避免投資風(fēng)險的動機(jī)而不作為， 并缺乏有效的激勵約束機(jī)制， 且重要的投資活動需要繁雜的行政審批， 所以投資不足的現(xiàn)象普遍存在卻不嚴(yán)重， 顯然混合所有制改革的推行很難解決上述造成投資不足現(xiàn)象的問題， 企業(yè)仍會放棄凈現(xiàn)值為正的項目， 無法提高國有上市公司的投資效率。

（二）重點領(lǐng)域與非重點領(lǐng)域分組檢驗

電力、石油、天然氣、鐵路、民航、通信、軍工等七大領(lǐng)域國有資本相對集中， 也是混合所有制改革推進(jìn)的重點領(lǐng)域， 在這些壟斷性較強(qiáng)的高利潤領(lǐng)域開展混合所有制改革試點示范， 具有重要意義。 本文擬進(jìn)一步探究在混合所有制改革推進(jìn)的背景下， 股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）的降低能否提高該重點領(lǐng)域國有上市公司的投資效率。 按照國有上市公司所處的行業(yè)， 本文將總樣本分為重點領(lǐng)域和非重點領(lǐng)域兩組分樣本， 分組檢驗結(jié)果如表8所示。 根據(jù)表8可知， 在重點領(lǐng)域樣本中， 股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）均與投資效率無顯著關(guān)系， 而在非重點領(lǐng)域樣本中， 股權(quán)混合度（MIX_a）、股權(quán)制衡度（MIX_b）、股權(quán)集中度（MIX_c）均與投資效率顯著正相關(guān)， 以上回歸結(jié)果表明， 非國有資本進(jìn)入國有上市公司， 相比于非重點領(lǐng)域， 重點領(lǐng)域國有上市公司的投資效率并沒有顯著提高。 發(fā)展混合所有制的主要目的是實現(xiàn)不同所有制資本的共同發(fā)展和有效制衡， 以“混”促“改”， “股權(quán)的混合”是手段， “企業(yè)改革的推進(jìn)”是目標(biāo)， 核心是實現(xiàn)國有企業(yè)經(jīng)營機(jī)制的成功轉(zhuǎn)換。 混改的重點領(lǐng)域涉及多個壟斷行業(yè)， 普遍存在非國有股份進(jìn)去后無法充分發(fā)揮作用的問題， 只是形式上的混改， 并沒有實現(xiàn)搞活國有企業(yè)經(jīng)營機(jī)制的實質(zhì)上的混改。 在重點領(lǐng)域混合所有制改革的推進(jìn)過程中， 要切實提高非國有股權(quán)在國有企業(yè)中的參與度， 尤其是非國有股權(quán)的高層治理參與 ， 借助非國有資本推動建立具有現(xiàn)代化公司治理制度的混合所有制企業(yè)。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2010 ～ 2018年混合所有制企業(yè)的1983個樣本數(shù)據(jù)， 實證檢驗了混合所有制改革、會計信息質(zhì)量、投資效率之間的關(guān)系。 研究結(jié)果表明：混合所有制改革推進(jìn)能夠提高國有上市公司的投資效率; 混合所有制改革推進(jìn)能顯著抑制國有上市公司盈余管理程度， 提高國有上市公司會計信息質(zhì)量; 混合所有制改革通過提升國有上市公司的會計信息質(zhì)量最終提高企業(yè)的投資效率， 會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對于國有上市公司投資效率的影響路徑中發(fā)揮了部分中介效應(yīng); 混合所有制改革能顯著抑制國有上市公司的過度投資行為， 而對于投資不足行為的抑制效果并不顯著; 混合所有制改革的推進(jìn)對于國有資本相對集中的電力、石油、天然氣、鐵路、民航、通信、軍工等七大重點領(lǐng)域國有上市公司的投資效率提高作用并不顯著。

基于以上研究成果， 本文提出以下政策建議：①繼續(xù)大力推動國有上市公司混合所有制改革， 引入非國有資本， 提高股權(quán)混合度和股權(quán)制衡度， 降低股權(quán)集中度， 緩解“一股獨大”和內(nèi)部人控制， 同時在改革推動過程中， 要注重國有上市公司會計信息制度建設(shè)和會計信息質(zhì)量水平提高， 加大監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及內(nèi)外部審計機(jī)構(gòu)的監(jiān)督力度， 充分發(fā)揮會計信息質(zhì)量的中介作用， 最終實現(xiàn)國有上市公司投資效率的提高。 ②對國有上市公司普遍存在的投資不足問題采取相應(yīng)的措施， 雖然國有上市公司具有融資優(yōu)勢， 但是其管理層出于投資風(fēng)險的規(guī)避往往會做出投資不足的決策， 混合所有制改革對于投資不足造成的效率問題有較大的局限性， 不能充分發(fā)揮作用。 相關(guān)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)合理配置社會資源， 非國有股股東也應(yīng)建設(shè)相關(guān)內(nèi)部激勵機(jī)制和經(jīng)理人薪酬制度， 提高管理層的風(fēng)險承擔(dān)意識， 避免投資不足帶來的效率損失。 ③轉(zhuǎn)變重點領(lǐng)域國有上市公司的混合所有制改革方向， 提高混合所有制改革的效率。 本文的研究表明， 重點領(lǐng)域國有上市公司的混合所有制改革目前還處于“股權(quán)混合”的階段， 雖然股權(quán)集中度有所下降， 股權(quán)制衡度得以提高， 但是由于這些重點領(lǐng)域的企業(yè)具有壟斷性強(qiáng)和利潤高等特殊性質(zhì)， 使得非國有資本的監(jiān)督與制衡作用并不能有效發(fā)揮， 對投資效率的抑制效果并不顯著， 因此要提高重點領(lǐng)域非國有資本參與度與話語權(quán)， 把混合所有制改革的重點由“混”轉(zhuǎn)為“改”， 推進(jìn)國有上市公司經(jīng)營機(jī)制改革， 推動建立具有全球競爭力的世界一流企業(yè)， 牢牢把握混合所有制改革的核心和目標(biāo)。

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