趙 璨 ， 宿莉莎 ， 曹 偉

（1. 中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100； 2. 中國海洋大學(xué) 中國企業(yè)營運(yùn)資金管理研究中心，山東 青島 266100； 3. 中國海洋大學(xué) 中國混合所有制改革與資本管理研究院，山東 青島 266100）

一、引 言

發(fā)揮不同產(chǎn)權(quán)資本的價(jià)值，激活企業(yè)活力，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，是現(xiàn)階段中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的重要戰(zhàn)略舉措。自中共十八屆三中全會(huì)以來，“混合所有制經(jīng)濟(jì)”迅速發(fā)展，成為企業(yè)理論和公司治理領(lǐng)域的重要課題，同時(shí)也對中國經(jīng)濟(jì)學(xué)研究提出了迫切要求。在實(shí)踐層面，企業(yè)的混合所有制改革是推動(dòng)實(shí)現(xiàn)混合所有制經(jīng)濟(jì)的重要途徑?；旌纤兄聘母锸侵福谄髽I(yè)中形成國有資本、民營資本和其他資本交叉持股和相互融合的股權(quán)結(jié)構(gòu)（郝陽和龔六堂，2017）。這里不僅包括國有企業(yè)允許非國有資本參股，同時(shí)還包括民營企業(yè)允許國有資本參股①2015年9月，國務(wù)院下發(fā)《國務(wù)院關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》，其中第十三條提出：“鼓勵(lì)國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)。在公共服務(wù)、高新技術(shù)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)等重點(diǎn)領(lǐng)域，以市場選擇為前提，以資本為紐帶，充分發(fā)揮國有資本投資、運(yùn)營公司的資本運(yùn)作平臺(tái)作用，對發(fā)展?jié)摿Υ?、成長性強(qiáng)的非國有企業(yè)進(jìn)行股權(quán)投資。鼓勵(lì)國有企業(yè)通過投資入股、聯(lián)合投資、并購重組等多種方式，與非國有企業(yè)進(jìn)行股權(quán)融合、戰(zhàn)略合作、資源整合，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)?！?。

然而，現(xiàn)有關(guān)于混合所有制改革的研究更多地集中在國有企業(yè)（馬連福等，2015；陳仕華和盧崇昌，2017；綦好東等，2017；馬紅和侯貴生，2019；趙璨等，2020），針對民營企業(yè)混合所有制改革的研究明顯不足。即使有為數(shù)不多的研究從企業(yè)創(chuàng)新（羅宏和秦際棟，2019）、公司績效（郝陽和龔六堂，2017）等方面探討了民營企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)后果，卻忽略了中國獨(dú)特的二元所有制產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)下，混改動(dòng)機(jī)及經(jīng)濟(jì)后果的差異對比。企業(yè)的混合所有制改革主要表現(xiàn)為“治理效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”。所謂“治理效應(yīng)”主要是通過引入異質(zhì)股東，在企業(yè)內(nèi)部形成有效制衡的多元股權(quán)結(jié)構(gòu)，降低代理沖突。所謂“資源效應(yīng)”主要是通過引入異質(zhì)資本，使企業(yè)能夠擁有特殊群體扶持、稅收減免和融資便利等資源優(yōu)勢。中國企業(yè)的混合所有制改革究竟是發(fā)揮了治理效應(yīng)，還是資源效應(yīng)？抑或兩者兼而有之？

為研究上述問題，本文以中國上市公司投資效率為切入點(diǎn)。之所以將研究視角聚焦投資效率，除了投資對企業(yè)的重要性之外，還主要考慮到闡述問題的便捷性和直接性。在本文的研究中，我們需要選擇一個(gè)企業(yè)的非效率行為作為研究對象，且這個(gè)研究對象需要滿足兩個(gè)條件。第一，企業(yè)的非效率行為既有可能是公司治理問題導(dǎo)致的，又有可能是企業(yè)資源不足導(dǎo)致的；第二，導(dǎo)致企業(yè)非效率行為的上述兩種深層原因是可以通過簡單分組便能充分識別出來的。只有滿足上述兩個(gè)條件，我們才可以很好地識別混合所有制改革的“治理效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”。而中國企業(yè)投資效率話題正好為本文研究提供了一個(gè)理想的實(shí)驗(yàn)場景。首先，代理沖突和融資約束問題是解釋中國企業(yè)非效率投資的主要視角（Jensen和Meckling，1976；Bertrand和Mullainathan，2003；喻坤等，2014）。其次，中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)下的二元所有制產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，又恰好能將中國企業(yè)非效率投資的兩大視角加以區(qū)分。因此，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的投資效率問題為研究中國企業(yè)混合所有制改革的“治理效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”提供了一個(gè)理想的實(shí)驗(yàn)場景。

本文以2010-2016年中國A股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了混合所有制改革對企業(yè)投資效率的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革對企業(yè)的投資效率能夠產(chǎn)生顯著的提高作用，但在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中，混改所發(fā)揮的效應(yīng)存在差異。國有企業(yè)混合所有制改革降低了股東與經(jīng)理層之間的代理成本，表現(xiàn)出混改的“治理效應(yīng)”；而民營企業(yè)的混合所有制改革則降低了企業(yè)融資約束，表現(xiàn)出混改的“資源效應(yīng)”。本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：（1）推進(jìn)了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下混合所有制改革的動(dòng)機(jī)研究。以往關(guān)于混合所有制改革動(dòng)機(jī)的討論多是從股權(quán)制衡、完善公司治理結(jié)構(gòu)等角度進(jìn)行，而本文在既有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將政企關(guān)系、政治資本等概念納入到混合所有制改革的理論分析框架中。同時(shí)，基于中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)下的特殊二元所有制產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，提出了混合所有制改革不同動(dòng)機(jī)下的“治理效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”。在一定程度上擴(kuò)展了混合所有制改革的動(dòng)機(jī)研究，具有一定的理論貢獻(xiàn)。（2）豐富了對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下混合所有制改革的后果認(rèn)識。現(xiàn)階段，大部分針對混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的研究多是以國有企業(yè)為研究對象（綦好東等，2017；蔡貴龍等，2018；張?jiān)频龋?019；趙璨等，2020），對民營企業(yè)的關(guān)注明顯不足。本文立足于企業(yè)投資效率，將國有企業(yè)和民營企業(yè)同時(shí)納入混合所有制改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的分析框架，擴(kuò)充了混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的研究邊界。（3）本研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)是目前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措，在這個(gè)過程中，不僅包括國有企業(yè)引入非國有資本參股，也包括國有資本參股進(jìn)入非國有企業(yè)。正確看待這兩類混合所有制改革，不僅有助于理解中國制度環(huán)境下混合所有制經(jīng)濟(jì)的理論基礎(chǔ)，而且有益于認(rèn)識不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中異質(zhì)股東的效應(yīng)發(fā)揮。對于民營企業(yè)來說，引入國有資本有助于彌補(bǔ)企業(yè)因正式制度缺失而帶來的各種損失；對于國有企業(yè)來說，引入民營資本有助于企業(yè)公司治理水平的提升；而對于政府來說，混合所有制改革的方向和未來長效機(jī)制的建立，更應(yīng)該是有效的政府與市場改革。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）混合所有制改革的制度背景與文獻(xiàn)回顧

早在1999 年9月，中國共產(chǎn)黨第十五屆四中全會(huì)就通過了《中共中央關(guān)于國有企業(yè)改革和發(fā)展若干重大問題的決定》，這是第一次正式提出發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的決策。之后，伴隨著一系列文件的下發(fā)，混合所有制改革進(jìn)一步發(fā)展①2013 年11月，中國共產(chǎn)黨第十八屆三中全會(huì)通過了《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，該決定指出，積極發(fā)展國有資本、集體資本和非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟(jì)形式，同時(shí)，將混合所有制經(jīng)濟(jì)認(rèn)定為社會(huì)主義初級階段基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式。隨后，國務(wù)院下發(fā)《國務(wù)院關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》《關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》等文件，進(jìn)一步推動(dòng)了混合所有制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。。在宏觀層面，混合所有制經(jīng)濟(jì)主要表現(xiàn)為在一定區(qū)域內(nèi)不同所有制成分的經(jīng)濟(jì)形態(tài)共存的現(xiàn)象；而在微觀層面，則更多表現(xiàn)為由不同性質(zhì)產(chǎn)權(quán)主體構(gòu)成的企業(yè)經(jīng)濟(jì)形式（綦好東等，2017）。在中國，國有企業(yè)引入非國有資本、國有資本參股非國有企業(yè)是現(xiàn)階段發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的兩大思路。

關(guān)于混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的研究主要從兩個(gè)維度展開。第一，從國有企業(yè)民營化的角度展開研究。胡一帆等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)民營化可以提高企業(yè)銷售收入、降低成本并最終提升盈利能力和生產(chǎn)率。后期一系列研究也多發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)民營化會(huì)對企業(yè)帶來積極影響，如國有企業(yè)民營化可以提高企業(yè)盈利能力、經(jīng)營效率、企業(yè)創(chuàng)新水平和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)等（劉小玄和李利英，2005；余明桂等，2013；李文貴和余明桂，2015；王甄和胡軍，2016）。但也有研究發(fā)現(xiàn)，在政府追求財(cái)政效益最大化的目標(biāo)下，國有企業(yè)民營化會(huì)顯著提高企業(yè)的納稅水平，降低企業(yè)貸款規(guī)模等（韓朝華和戴慕珍，2008；李廣子和劉力，2012）。第二，從股權(quán)多樣性的角度展開研究。馬連福等（2015）研究認(rèn)為，股權(quán)的多樣性能夠提升國有競爭類上市公司績效。后期研究也多發(fā)現(xiàn)，股權(quán)多樣性能夠提升國有企業(yè)的公司績效、利潤率水平、高管薪酬業(yè)績敏感性、企業(yè)創(chuàng)新水平，降低企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)等（張輝等，2016；蔡貴龍等，2018）。當(dāng)然，羅宏和秦際棟（2019）關(guān)注到了國有股權(quán)參股家族企業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的研究已經(jīng)相當(dāng)豐富，但也忽略了兩個(gè)重要方面。一是現(xiàn)有關(guān)于混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的研究大多集中于國有企業(yè)，缺乏對非國有企業(yè)的關(guān)注。即使有部分文獻(xiàn)討論過民營企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)后果，但也僅僅集中在企業(yè)創(chuàng)新、公司績效等方面（羅宏和秦際棟，2019；郝陽和龔六堂，2017）。二是現(xiàn)有關(guān)于混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的討論忽略了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)混改動(dòng)機(jī)對其經(jīng)濟(jì)后果的差異對比。特別在法制環(huán)境不健全、關(guān)系型交易占主導(dǎo)的中國（李增泉，2017），針對民營企業(yè)混改動(dòng)機(jī)的討論就顯得尤為重要。Xin和Pearce（1996）認(rèn)為，由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，國有企業(yè)與非國有企業(yè)在效用函數(shù)分布、政治干預(yù)強(qiáng)度、政治尋租動(dòng)機(jī)等方面會(huì)存在顯著差異。因此，結(jié)合不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)混合所有制改革的動(dòng)機(jī)和目的，從國有企業(yè)和民營企業(yè)兩個(gè)層面綜合探討混改的經(jīng)濟(jì)后果很有必要。

（二）混合所有制改革與企業(yè)投資效率-基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分析

企業(yè)的混合所有制改革主要存在兩大效應(yīng)：一是治理效應(yīng)；二是資源效應(yīng)。所謂“治理效應(yīng)”，即通過引入異質(zhì)股東，在企業(yè)內(nèi)部形成有效制衡的多元股權(quán)結(jié)構(gòu)，由此緩解因一股獨(dú)大帶來的內(nèi)部人控制和監(jiān)督失效等問題。所謂“資源效應(yīng)”，即通過異質(zhì)資本的引入，企業(yè)能夠擁有特殊群體扶持、稅收減免和融資便利等資源優(yōu)勢。那么，中國企業(yè)的混合所有制改革究竟是發(fā)揮了治理效應(yīng)，還是資源效應(yīng)？抑或兩者兼而有之？

中國企業(yè)投資效率為研究該問題提供了一個(gè)合理的實(shí)驗(yàn)場景。企業(yè)的非效率投資，不僅表現(xiàn)為過度投資，而且表現(xiàn)為投資不足。在公司金融領(lǐng)域，股東與經(jīng)理人的代理沖突和企業(yè)所面臨的融資約束是解釋企業(yè)非效率投資的兩大視角（Jensen和Meckling，1976；Bertrand和Mullainathan，2003；喻坤等，2014）。一方面，委托代理理論強(qiáng)調(diào)，股東和經(jīng)理層的目標(biāo)并不完全一致，經(jīng)理層為了擴(kuò)大資源掌控、構(gòu)建商業(yè)帝國和最大化私人利益，往往會(huì)進(jìn)行過度投資（Jensen和Meckling，1976；姜付秀等，2009）。另一方面，企業(yè)面臨的融資約束問題又會(huì)迫使企業(yè)放棄部分凈現(xiàn)值為正的項(xiàng)目，從而導(dǎo)致投資不足（喻坤等，2014）。這就為研究中國企業(yè)的混合所有制改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了一個(gè)理想的實(shí)驗(yàn)場景。也就是說，若“治理效應(yīng)”存在，則企業(yè)的混合所有制改革可以有效抑制過度投資；若“資源效應(yīng)”存在，則企業(yè)的混合所有制改革可以有效緩解投資不足。

與此同時(shí)，中國獨(dú)特制度環(huán)境及二元所有制產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)下的公司治理問題又使得中國企業(yè)的投資效率呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性差異。一方面，相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)面臨更大的代理問題。政府作為第一大股東，由于沒有足夠的動(dòng)力去監(jiān)督經(jīng)理人行為，導(dǎo)致國有企業(yè)“所有者缺位”和“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象嚴(yán)重。同時(shí)，國企高管的政治動(dòng)機(jī)也進(jìn)一步加劇了代理問題。在這樣的制度安排下，政府難以對國有企業(yè)經(jīng)理人進(jìn)行有效的監(jiān)督和激勵(lì)，控股股東與經(jīng)理層之間的代理問題較為突出。另一方面，相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)更難得到政府支持和信貸資源。方軍雄（2007）認(rèn)為，即便民營企業(yè)可以獲得貸款，但也要承受較高的貸款抵押、資本成本，以及較短的貸款期限和苛刻的還款條件。因此，由于代理沖突和資源傾斜，國有企業(yè)的投資效率低下，容易出現(xiàn)過度投資現(xiàn)象（俞紅海等，2010）；而民營企業(yè)由于所有制歧視及其引發(fā)的融資約束，容易表現(xiàn)出投資不足的問題（喻坤等，2014）。喻坤等（2014）的研究表明，民營企業(yè)因投資不足導(dǎo)致的效率損失甚至要高于國有企業(yè)因過度投資而帶來的效率損失。

混合所有制改革對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)的投資效率存在不同的影響。具體來說，國有企業(yè)混合所有制改革的基本形式是鼓勵(lì)非國有資本參股，其實(shí)質(zhì)就是國有股權(quán)與非國有股權(quán)在企業(yè)內(nèi)部的混合，形成交叉持股、相互融合的混合所有股權(quán)結(jié)構(gòu)（馬連福等，2015；郝陽和龔六堂，2017）。一方面，非國有資本的所有者基于資本逐利性，有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去監(jiān)督管理層的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，促使國有企業(yè)建立較為敏感的“薪酬—業(yè)績”和“離職—業(yè)績”的激勵(lì)機(jī)制，充分發(fā)揮國有產(chǎn)權(quán)的資本優(yōu)勢與非國有產(chǎn)權(quán)的市場機(jī)制，緩解國有企業(yè)一股獨(dú)大的股權(quán)結(jié)構(gòu)所帶來的“所有者缺位”和“內(nèi)部人控制”的問題。另一方面，隨著國有企業(yè)混合所有制改革的推進(jìn)，國有資本的股權(quán)占比逐漸降低，這將減輕國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，減少政府干預(yù)，從而有效緩解因國企高管的政治動(dòng)因引發(fā)的代理沖突（張輝等，2016）?；谏鲜龇治觯疚恼J(rèn)為，國有企業(yè)的混合所有制改革，可以通過發(fā)揮非國有資本的監(jiān)督、制衡作用以優(yōu)化公司治理機(jī)制，進(jìn)而發(fā)揮抑制國有企業(yè)的過度投資、提高投資效率的作用。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：混合所有制改革提高了國有企業(yè)的投資效率。

假設(shè)2：國有企業(yè)的混合所有制改革主要通過降低過度投資而表現(xiàn)出提高投資效率的效果。

混合所有制改革的另一種形式是國有資本參股非國有企業(yè)。李廣子和劉力（2012）利用中國上市公司民營化數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)民營化后仍持有原國有控股股東股份的目的在于建立政治聯(lián)系。這種參股方式對民營企業(yè)的影響主要存在兩方面：一方面是直接影響民營企業(yè)資源獲取能力。余漢等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)中的非控股國有股權(quán)能夠幫助企業(yè)獲得更多的信貸資源、降低行業(yè)壁壘等。同時(shí)，研究也發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)中的非控股國有股權(quán)也具有一定的政治關(guān)聯(lián)作用。既有研究已多次證明，民營企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)能夠?yàn)槠鋷砣谫Y便利、政府補(bǔ)助、稅收優(yōu)惠、投資機(jī)會(huì)、行業(yè)準(zhǔn)入等優(yōu)勢（Faccio，2006；余明桂等，2013）。宋增基等（2014）甚至發(fā)現(xiàn)，含有國有股權(quán)的民營控股公司比未含有國有股權(quán)的公司能夠獲得更多的銀行貸款及更長的貸款期限。另一方面是間接影響企業(yè)資源獲取能力。國有資本與政府之間往往存在天然的聯(lián)系，而這種聯(lián)系可以使企業(yè)獲取稀缺資源，產(chǎn)生減低融資約束的功能。于蔚等（2012）認(rèn)為，優(yōu)質(zhì)企業(yè)更有可能存在政治關(guān)聯(lián)，因此這些企業(yè)自然就可以獲得更多貸款。因此，在混合所有制改革中，民營企業(yè)通過引入國有資本，有助于構(gòu)建良好的政商關(guān)系，從而緩解其因資源匱乏而導(dǎo)致的投資不足，提高投資效率。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：混合所有制改革提高了民營企業(yè)的投資效率。

假設(shè)4：民營企業(yè)的混合所有制改革主要通過緩解投資不足而發(fā)揮提高投資效率的效果。

三、變量定義與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010-2016年中國A股上市公司為研究樣本，并依次做了如下處理：（1）剔除被ST或*ST處理的上市公司樣本當(dāng)年數(shù)據(jù)；（2）剔除金融、保險(xiǎn)、證券及社會(huì)服務(wù)類上市公司樣本；（3）剔除AB股、AH股交叉和創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本；（4）剔除外資企業(yè)、集體企業(yè)，保留控股股東為國有資本的國有企業(yè)以及控股股東為家族或自然人的民營企業(yè)；（5）國有樣本中又進(jìn)一步剔除特定功能類國有企業(yè)①這是因?yàn)?，在中國，國有企業(yè)混合所有制一直遵循分類改革、分類發(fā)展的思路。如2015年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》，其中要求：對處于充分競爭行業(yè)和領(lǐng)域的商業(yè)類國有企業(yè)推行股權(quán)多元化的混合所有制改革思路；而對處于重點(diǎn)行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域的商業(yè)類國有企業(yè)（即特定功能類國有企業(yè)）要保持國有資本控股地位，有條件支持非國有資本參股。。陳林（2018）的研究發(fā)現(xiàn)，自然壟斷行業(yè)的混合所有制改革不能顯著提升企業(yè)生產(chǎn)效率。因此，考慮到本文的研究目的，我們將特定功能類國有企業(yè)樣本予以剔除②參考趙璨等（2020）的研究，本文將以下兩類樣本定義為特定功能類國有企業(yè)：一是涉及國家經(jīng)濟(jì)安全和主導(dǎo)國民經(jīng)濟(jì)命脈的行業(yè)，如軍工、電網(wǎng)電力、石油石化、電信、煤炭、民航和航運(yùn)等；二是肩負(fù)改善民生和保障城市安全等功能的國有企業(yè)，如供水、供氣、供熱、電力、通信、公共交通、物流配送、防災(zāi)避險(xiǎn)等國有企業(yè)。。最終，共得到9 263個(gè)樣本觀測值，其中國有企業(yè)4 364個(gè)，民營企業(yè)4 899個(gè)。公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)，混合所有制改革相關(guān)數(shù)據(jù)主要通過查閱上市公司年報(bào)和相關(guān)網(wǎng)站手工搜集獲得。本文對所有連續(xù)型變量均進(jìn)行上下1%的Winsor處理。

（二）模型設(shè)計(jì)與變量定義

為檢驗(yàn)混合所有制改革與企業(yè)投資效率的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

1. 解釋變量的量化

解釋變量為上一期的混合所有制改革程度（Restr）。為了對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)的混合所有制改革進(jìn)行有效度量，本文首先通過實(shí)際控制人產(chǎn)權(quán)屬性，判斷上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；其次，通過手工搜集上市公司前十大股東的詳細(xì)信息，特別是產(chǎn)權(quán)屬性，判斷國有企業(yè)和民營企業(yè)的混合所有制改革程度。

詳盡步驟如下：（1）根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中的實(shí)際控制人產(chǎn)權(quán)屬性確定企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。如果實(shí)際控制人為政府、事業(yè)單位、國有法人，則定義為國有企業(yè)；如果實(shí)際控制人為自然人、家族成員或民營法人，則定義為民營企業(yè)。（2）根據(jù)公司年報(bào)披露的“股東數(shù)量和持股情況”確定前十大股東的“持股性質(zhì)”。如果前十大股東為法人股，則進(jìn)一步通過查閱該公司的年度報(bào)告、公司網(wǎng)站、企查查網(wǎng)站等信息來源判斷每個(gè)股東的性質(zhì)，即將前十大股東的性質(zhì)區(qū)分為國有股東、民營股東、外資股、機(jī)構(gòu)投資者、自然人和其他等五類。（3）參考馬連福等（2015）的研究，采用異質(zhì)股東制衡度來量化企業(yè)的混合所有制改革程度。具體來說，對于國有企業(yè)，用“前十大股東中非國有資本持股比例—控股股東持股比例”來衡量混合所有制改革的程度；對于民營企業(yè)，用“前十大股東中國有資本持股比例—控股股東持股比例”來衡量。該指標(biāo)越大，代表企業(yè)混合所有制改革的程度越大。

2. 被解釋變量的量化

被解釋變量采用企業(yè)投資效率（Inv）來衡量。參考Richardson（2006）的研究，構(gòu)建模型（2）①在模型（2）中，Inv代表企業(yè)新增投資，其值等于（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)以及其他長期資產(chǎn)的現(xiàn)金支出-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額）÷期初總資產(chǎn)；Grow代表企業(yè)成長性，用企業(yè)營業(yè)收入增長率來衡量；Lev代表企業(yè)杠桿水平，取值為企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率；Fcf代表企業(yè)的自由現(xiàn)金流，取值為經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量除以期初總資產(chǎn)；Asize代表企業(yè)規(guī)模，取值為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Age代表企業(yè)成立時(shí)長，計(jì)算方法為統(tǒng)計(jì)樣本當(dāng)年減去成立時(shí)間加1；Tobinq代表企業(yè)的投資機(jī)會(huì)，取值為企業(yè)的市值除以期初總資產(chǎn)；Ind代表行業(yè)虛擬變量，Year為年度虛擬變量。對解釋變量均進(jìn)行滯后一期的處理。。對模型（2）分行業(yè)、分年度進(jìn)行回歸得到殘差，殘差大于0時(shí)表示投資過度，小于0時(shí)表示投資不足。定義殘差的絕對值為Absinv，代表企業(yè)的投資效率水平。殘差的絕對值越大，表示企業(yè)的投資效率越低。為便于結(jié)果分析，對小于0的殘差取絕對值，定義為投資不足Underinv；將大于0的殘差定義為過度投資Overinv。

3. 控制變量的選取

本文的控制變量包括公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、自由現(xiàn)金流（Fcf）、總資產(chǎn)凈利率（Roa）、固定資產(chǎn)密集度（Capint）、董事會(huì)規(guī)模（Bdsize）、獨(dú)立董事規(guī)模（Indsize）、是否兩職合一（Same）、高管薪酬（Salary）、營業(yè)收入增長率（Grow）、是否四大審計(jì)（Big4），宏觀層面控制了市場化程度（Fgzsa）和城市GDP增長率（GDP）?？紤]到混合所有制改革的實(shí)施效果可能存在一定的滯后性，因此，混合所有制改革變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)。另外，模型中還控制了行業(yè)、年度層面的固定效應(yīng)。變量定義詳見表1。

表1 主要變量定義表

續(xù)表1 主要變量定義表

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。投資效率Absinv的平均值為0.0332，最小值為0，中位數(shù)為0.0219，最大值為0.2147，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0371；過度投資Overinv的平均值為0.0437，最小值為0，中位數(shù)為0.0243，最大值為0.2147，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0508；投資不足Underinv的平均值為0.0268，最小值為0，中位數(shù)為0.0211，最大值為0.1092，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0230。雖然投資不足的樣本量多于過度投資的樣本量，但是可以看出無論是平均值、中位數(shù)還是最大值，我國上市公司過度投資的程度均大于投資不足，并且過度投資的標(biāo)準(zhǔn)差大于投資不足，可以看出過度投資的企業(yè)之間的差異較大?；旌纤兄聘母锏墓蓹?quán)制衡度變量Restr的平均值為-0.3289，最小值為-0.8818，中位數(shù)為-0.3179，最大值為0.2835，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1755?？梢钥闯鲈谶M(jìn)行混合所有制改革的上市公司中，部分上市公司的異質(zhì)股東參股的持股比例已經(jīng)超過了控股股東持股比例，說明我國正在從股權(quán)結(jié)構(gòu)上深入推進(jìn)混合所有制改革。其他參與回歸的變量的取值也均處于合理范圍內(nèi)。

（二）單變量分析

表3首先按照全部樣本股權(quán)制衡度（Restr）的行業(yè)年度中位數(shù)，將全樣本分為混改程度低組和混改程度高組，對兩個(gè)樣本組的均值和中位數(shù)的組間差異進(jìn)行顯著性測試。Panel A的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，從全樣本來看，在混改程度低的組和混改程度高的組中，投資效率（Absinv）、過度投資（Overinv）和投資不足（Underinv）的均值和中位數(shù)并不存在顯著差異。

進(jìn)一步，本文基于控股股東的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將樣本分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，同樣按照混合所有制改革程度的行業(yè)年度中位數(shù)進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)，結(jié)果分別列示在Panel B和Panel C中?？梢园l(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)中，混改程度低的樣本組中，投資效率（Absinv）與過度投資（Overinv）的均值（0.0311和0.0423）和中位數(shù)（0.0212和0.0244）均大于混改程度高的樣本組的均值（0.0307和0.0382）和中位數(shù)（0.0201和0.0206），并且過度投資（Overinv）的均值和中位數(shù)在兩個(gè)樣本組的差異通過了顯著性測試，說明國有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革顯著降低了過度投資，為假設(shè)2提供了初步的證據(jù)。在民營企業(yè)中，混改程度低的樣本組的投資效率（Absinv）與投資不足（Underinv）的均值（0.0362和0.0288）均大于混改程度高的樣本組的均值（0.0344和0.0273），同時(shí)，投資不足（Underinv）的均值在兩個(gè)樣本組中的差異通過了10%水平上的顯著性測試，表明在民營企業(yè)中實(shí)行混合所有制改革能夠顯著減少投資不足，為假設(shè)4提供了初步的證據(jù)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 混合所有制改革與投資效率組間差異檢驗(yàn)

（三）回歸結(jié)果分析

表4報(bào)告了混合所有制改革與企業(yè)投資效率的回歸結(jié)果。（1）-（3）列列示了全樣本的混合所有制改革股權(quán)制衡度（Restr）與投資效率（Absinv、Overinv和Underinv）的回歸結(jié)果。Restr的回歸系數(shù)分別為-0.0068、-0.0136和-0.0050，并且均在1%的水平上通過了顯著性測試，說明實(shí)行混合所有制改革有助于減少企業(yè)的過度投資和投資不足，提高投資效率。實(shí)證結(jié)果和本文的理論預(yù)期一致。

表4 混合所有制改革與投資效率回歸結(jié)果

然后區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對混合所有制改革與投資效率之間的關(guān)系進(jìn)行分組檢驗(yàn)。（4）-（6）列列示了國有企業(yè)的混合所有制改革股權(quán)制衡度（Restr）與投資效率（Absinv、Overinv和Underinv）的回歸結(jié)果。Restr的回歸系數(shù)分別為-0.0055、-0.0194和-0.0039。當(dāng)被解釋變量為投資效率和過度投資時(shí)，Restr系數(shù)的t值分別為-1.7158和-2.5141，分別在10%和5%的水平上顯著；而在對投資不足進(jìn)行回歸時(shí)，Restr系數(shù)的t值為-1.5018，未表現(xiàn)出顯著性。因此可以看出，在國有企業(yè)中，混合所有制改革主要是通過降低過度投資而發(fā)揮提升投資效率的作用。假設(shè)1和假設(shè)2得到了驗(yàn)證。（7）-（9）列列示了民營企業(yè)的混合所有制改革股權(quán)制衡度（Restr）與投資效率（Absinv、Overinv和Underinv）的回歸結(jié)果。Restr的回歸系數(shù)分別為-0.0085、-0.0047和-0.0080。當(dāng)被解釋變量為投資效率和投資不足時(shí)，Restr系數(shù)的t值分別為-2.5271和-2.8439，分別在5%和1%的水平上顯著；而在對過度投資進(jìn)行回歸時(shí)，Restr系數(shù)的t值為-0.6544，不顯著?；貧w結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，混合所有制改革主要是通過緩解投資不足，進(jìn)而發(fā)揮了提高投資效率的作用。假設(shè)3和假設(shè)4得到了驗(yàn)證。

從上述結(jié)果可以看出，混合所有制改革對投資效率的提升作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下存在區(qū)別，在國有企業(yè)中主要能降低過度投資，而在民營企業(yè)中主要能緩解投資不足。

（四）傳導(dǎo)機(jī)制的進(jìn)一步檢驗(yàn)

基于前文的理論分析，企業(yè)的混合所有制改革存在兩種效應(yīng)：一是“資源效應(yīng)”，二是“治理效應(yīng)”。下文分別針對國有企業(yè)和民營企業(yè)，對其中的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗(yàn)。

采用Sobel中介因子檢驗(yàn)方法，設(shè)定以下路徑模型：

第一步，Patha中的模型與模型（1）一致。第二步，Pathb為中介效應(yīng)檢驗(yàn)，被解釋變量為中介變量（Med），當(dāng)檢驗(yàn)“資源效應(yīng)”時(shí)，本文用融資約束作為中介變量，借鑒Lamont等（2001）的研究，用KZ指數(shù)量化企業(yè)的融資約束程度①借鑒Lamont等（2001）的研究，KZ=-1.002×Cfo+0.283×Tobinq+3.139×Lev+39.368×Div-1.315×Cash。其中，Cfo=當(dāng)期經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額/上期總資產(chǎn)；Tobinq為托賓Q值；Lev為當(dāng)期資產(chǎn)負(fù)債率；Div為分配股利支付現(xiàn)金/上期總資產(chǎn)；Cash為期末現(xiàn)金余額/上期總資產(chǎn)。。當(dāng)檢驗(yàn)“治理效應(yīng)”時(shí)，本文用代理成本作為中介變量，并用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率Turn來衡量代理成本①James等（2000）采用管理費(fèi)用率（管理費(fèi)用/營業(yè)收入）和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（營業(yè)收入/資產(chǎn)）來衡量代理成本。在中國，管理費(fèi)用不但包含一般管理活動(dòng)支出，也包括壞賬損失、存貨損失及固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)的減值損失等，這就使得管理費(fèi)用包含的噪音較多，而資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率主要反映管理者缺乏監(jiān)督和激勵(lì)，做出錯(cuò)誤決策導(dǎo)致企業(yè)資產(chǎn)低效率使用的代理成本（羅明琦，2014）。鑒于此，本文用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量代理成本，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高的企業(yè)代理成本越小。。為了保持代理成本經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的一致性，本文將資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率取倒數(shù)，Turn越大，企業(yè)的代理成本越高。通過pathb檢驗(yàn) α1的顯著性及符號是否符合預(yù)期。若符合預(yù)期且通過了顯著性測試，則繼續(xù)第三步檢驗(yàn)；若回歸符號不符合預(yù)期或未通過顯著性測試，則停止下一步檢驗(yàn)。第三步，Pathc中，將解釋變量混合所有制改革（Restr）和中介變量（Med）同時(shí)加入模型中，檢驗(yàn)Pathc中 γ2是否顯著。若通過顯著性測試，且Sobel檢驗(yàn)的Z值統(tǒng)計(jì)上顯著，則說明中介效應(yīng)成立；若不顯著，則說明不存在中介效應(yīng)。同時(shí)，若Pathc中 γ1回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且 γ1與 Patha中 β1相 比有所下降，則存在部分中介；若Pathc中 γ1回歸系數(shù)不顯著，則說明存在完全中介。

1. 國有企業(yè)混合所有制改革與投資效率的中介檢驗(yàn)

通過前文分析可知，國有企業(yè)存在的投資效率問題主要是過度投資，因此，為檢驗(yàn)混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的提升路徑，我們對上述模型中的被解釋變量分別用投資效率（Absinv）和過度投資（Overinv）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。（1）-（4）列列示了國有企業(yè)混合所有制改革“治理效應(yīng)”的中介檢驗(yàn)結(jié)果。Patha的檢驗(yàn)結(jié)果已經(jīng)在表4的第（4）列中列示，Restr對投資效率（Absinv）回歸的系數(shù)為-0.0055（通過了10%的顯著性測試）；表5的第（1）列為Restr對企業(yè)代理成本（Turn）即Pathb的回歸結(jié)果，Restr的系數(shù)為-1.1656，t值為-3.7017，通過了1%水平的顯著性測試，說明混合所有制改革能顯著降低國有企業(yè)代理成本；第（2）列為Pathc的回歸結(jié)果，可以看出，在加入代理成本之后，Restr對投資效率回歸的系數(shù)為-0.0046，與Patha中Restr的回歸系數(shù)相比，下降了16.36%，并且t值為-1.4172，未通過顯著性測試；Sobel中介因子檢驗(yàn)的Z值為-3.215，在1%的水平上顯著。國有企業(yè)混合所有制改革對過度投資（Overinv）傳導(dǎo)機(jī)制的檢驗(yàn)也有類似結(jié)果。在表4的第（5）列對Patha檢驗(yàn)結(jié)果中，Restr對過度投資（Overinv）的系數(shù)為-0.0194（通過了5%的顯著性測試）；在表5的第（3）列中，Restr對代理成本（Turn）的系數(shù)為-1.6736，t值為-3.0052，通過了1%水平的顯著性測試；在第（4）列加入代理成本之后，Restr對過度投資（Overinv）回歸的系數(shù)為-0.0166（通過了5%的顯著性測試），與Patha中Restr的回歸系數(shù)相比，下降了14.43%。表5中（5）-（6）列列示了國有企業(yè)混合所有制改革的“資源效應(yīng)”的檢驗(yàn)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，Restr對KZ的回歸系數(shù)為負(fù)，但均未通過顯著性測試。這說明國有企業(yè)的混合所有制改革并未影響相關(guān)企業(yè)的融資約束程度。以上結(jié)果表明，在國有企業(yè)中實(shí)行混合所有制改革，引入非國有資本，能夠充分發(fā)揮異質(zhì)股東的制衡作用，提高公司治理水平，降低代理成本，進(jìn)而降低過度投資水平，提高了投資效率，體現(xiàn)出了混合所有制改革的“治理效應(yīng)”。

表5 國有企業(yè)混合所有制改革與投資效率

2. 民營企業(yè)混合所有制改革與投資效率的中介檢驗(yàn)

通過前文分析可知，民營企業(yè)存在的投資效率問題主要是投資不足，因此，為檢驗(yàn)混合所有制改革對民營企業(yè)投資效率的提升路徑，我們對上述模型中的被解釋變量分別用投資效率（Absinv）和投資不足（Underinv）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。（1）-（2）列列示了民營企業(yè)混合所有制改革的“治理效應(yīng)”的中介檢驗(yàn)。回歸結(jié)果顯示，Restr對Turn的回歸系數(shù)均未通過顯著性測試。這說明民營企業(yè)引入國有資本的混合所有制改革并未發(fā)揮“治理效應(yīng)”。（3）-（6）列列示了民營企業(yè)混合所有制改革的“資源效應(yīng)”的中介檢驗(yàn)。Patha的檢驗(yàn)結(jié)果已經(jīng)在表4的第（7）列中列示，Restr對投資效率（Absinv）回歸的系數(shù)為-0.0085（通過了5%的顯著性測試）；表6的第（3）列列示了Restr對企業(yè)融資約束（KZ）即Pathb的回歸結(jié)果，Restr的系數(shù)為-0.5884（通過了1%水平的顯著性測試），說明民營企業(yè)引入國有資本的混合所有制改革能顯著降低民營企業(yè)的融資約束；第（4）列列示了Pathc的回歸結(jié)果，可以看出，在加入融資約束之后，Restr對投資效率回歸的系數(shù)為-0.0069，與Patha中Restr的回歸系數(shù)相比，下降了18.82%。KZ的回歸系數(shù)顯著為正，說明融資約束降低了投資效率。Sobel中介因子檢驗(yàn)的Z值為-3.525，在1%的水平上顯著。第（5）列和第（6）列中也有類似的結(jié)果，在此不再贅述。上述回歸結(jié)果表明，民營企業(yè)的混合所有制改革主要發(fā)揮了“資源效應(yīng)”。民營企業(yè)通過引入國有資本的混合所有制改革能夠幫助民營企業(yè)與政府建立政治關(guān)聯(lián)，獲得資源優(yōu)勢，緩解融資約束，從而緩解投資不足，提高了投資效率。

表6 民營企業(yè)混合所有制改革與投資效率

五、進(jìn)一步檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）混合所有制改革“治理效應(yīng)”與“資源效應(yīng)”的再檢驗(yàn)

在傳導(dǎo)機(jī)制的進(jìn)一步檢驗(yàn)中本文已經(jīng)得出，國有企業(yè)混合所有制改革主要能夠通過降低代理成本來抑制過度投資，提高投資效率，體現(xiàn)的是一種“治理效應(yīng)”。民營企業(yè)混合所有制改革主要能夠通過緩解融資約束來降低投資不足，改善投資效率，體現(xiàn)的是一種“資源效應(yīng)”。為了進(jìn)一步驗(yàn)證不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下混合所有制改革的“治理效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”，下文分別從“內(nèi)部治理機(jī)制”和“政府干預(yù)”兩個(gè)層面做進(jìn)一步檢驗(yàn)。一方面，企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制健全，其面臨的代理成本較低，這將弱化混合所有制改革的“治理效應(yīng)”；另一方面，政府干預(yù)程度越低，資源配置更傾向于通過市場而非政府解決，這將弱化混合所有制改革的“資源效應(yīng)”。

本文采用內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）作為內(nèi)部治理機(jī)制的代理變量。內(nèi)部控制是公司更加本源的制度安排，其水平高低不僅會(huì)影響公司的信息披露質(zhì)量，還會(huì)直接影響公司的代理成本（Doyle等，2007；李萬福等，2011）。內(nèi)部控制質(zhì)量越高，內(nèi)部治理機(jī)制越完善。本文采用迪博的內(nèi)部控制指數(shù)來量化內(nèi)部控制質(zhì)量，以行業(yè)年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將企業(yè)分為內(nèi)部控制質(zhì)量高的樣本組和內(nèi)部控制質(zhì)量低的樣本組。

本文參考采用樊綱指數(shù)的分指標(biāo)“政府與市場的關(guān)系”來衡量政府干預(yù)水平，指標(biāo)越大，表示政府干預(yù)程度越低。根據(jù)樣本中位數(shù)，將全樣本分成政府干預(yù)程度較低和政府干預(yù)程度較高兩個(gè)樣本組。

分組回歸的結(jié)果詳見表7和表8。表7列示了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，根據(jù)內(nèi)部控制質(zhì)量分組的回歸結(jié)果。Panel A和Panel B分別為國有企業(yè)和民營企業(yè)的分組回歸結(jié)果。國有企業(yè)的回歸結(jié)果顯示，在內(nèi)部控制程度低的樣本組，Restr對投資效率（Absinv）和過度投資（Overinv）的系數(shù)分別為-0.0106和-0.0319，并且分別在5%和1%水平上通過了顯著性測試；而在內(nèi)部控制程度高的樣本組中，Restr對投資效率（Absinv）和過度投資（Overinv）的系數(shù)分別為0.0027和-0.0024，均未通過顯著性測試。而在民營企業(yè)樣本中，混合所有制改革（Restr）對投資效率（Absinv）和投資不足（Underinv）的影響均顯著為負(fù)，并沒有表現(xiàn)出實(shí)質(zhì)性差異。

表7 混合所有制改革、內(nèi)部治理機(jī)制與投資效率

表8列示了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，根據(jù)政府干預(yù)程度分組的回歸結(jié)果。Panel A和Panel B分別為國有企業(yè)和民營企業(yè)的分組回歸結(jié)果。國有企業(yè)的回歸結(jié)果顯示，混合所有制改革（Restr）對投資效率（Absinv）和過度投資（Overinv）的影響在不同的政府干預(yù)程度的樣本組中均顯著為負(fù)，并沒有表現(xiàn)出實(shí)質(zhì)性差異。而在民營企業(yè)樣本中，在政府干預(yù)程度較高的樣本組中，Restr對投資效率（Absinv）和投資不足（Underinv）的系數(shù)分別為-0.0105和-0.0109，且通過了至少5%的顯著性測試；在政府干預(yù)程度較低的樣本組中，Restr對投資效率（Absinv）和投資不足（Underinv）的系數(shù)均不顯著。

以上結(jié)果說明，國有企業(yè)混合所有制改革對投資效率的改善作用在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的樣本組中更為顯著，民營企業(yè)混合所有制改革對投資效率的改善作用在政府干預(yù)程度較強(qiáng)的樣本組中更為顯著。結(jié)果也進(jìn)一步證實(shí)了國有企業(yè)混合所有制改革主要發(fā)揮了“治理效應(yīng)”，而民營企業(yè)混合所有制改革主要發(fā)揮了“資源效應(yīng)”。

表8 混合所有制改革、政府干預(yù)與投資效率

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

①鑒于篇幅限制，本文省略了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的部分實(shí)證結(jié)果，如有需要，可向通訊作者索取。

1. 替換變量

（1）替換被解釋變量

使用Biddle等（2009）的方法對投資效率重新進(jìn)行計(jì)算，對下列模型（4）分行業(yè)、分年度進(jìn)行回歸。其中，Grow為企業(yè)成長機(jī)會(huì)，取值為企業(yè)上一年度的營業(yè)收入增長率，Inv為企業(yè)的投資支出，和Richardson（2006）的投資效率度量模型定義一致。對模型（4）回歸的殘差取絕對值并乘以-100，以此定義Absinv作為企業(yè)投資效率的代理變量，數(shù)值越大，投資效率越高，并將其代入模型（1）重新對全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（2）替換解釋變量

構(gòu)造混合所有制改革的虛擬變量（Dumspcg）對解釋變量進(jìn)行替換。在國有企業(yè)中，如果前十大股東中存在非國有資本參股，Dumspcg取值為1，否則取值為0；同樣地，如果民營企業(yè)的前十大股東存在國有資本參股，Dumspcg取值為1，否則取值為0。將模型（1）中的Restr替換為Dumspcg后，再次進(jìn)行回歸，研究結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。

2. 擴(kuò)大樣本范圍，加入創(chuàng)業(yè)板、ST和*ST企業(yè)

當(dāng)我們將進(jìn)行回歸的樣本擴(kuò)大，加入前面剔除的創(chuàng)業(yè)板、ST和*ST企業(yè)之后，再次對全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)的混合所有制改革與投資效率進(jìn)行回歸，結(jié)論與前文基本一致。

3. 內(nèi)生問題的處理

為了緩解混合所有制改革與投資效率之間的內(nèi)生問題，本文采用了工具變量法。參考相關(guān)文獻(xiàn)（Card和Krueger，1996；Kusnadi等，2015），本文選擇混合所有制改革的行業(yè)年度中位數(shù)（Medrestr）作為工具變量，回歸結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。

六、研究結(jié)論與啟示

國有企業(yè)引入非國有資本，國有資本參股非國有企業(yè)是現(xiàn)階段發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的兩大思路。本文以2010年至2016年中國A股上市公司為研究樣本，基于不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)實(shí)證研究了混合所有制改革與企業(yè)投資效率的關(guān)系。研究表明，混合所有制改革顯著提高了企業(yè)的投資效率，不僅降低了過度投資，而且緩解了投資不足。

具體來說，國有企業(yè)中非國有資本的引入能夠有效降低過度投資，民營企業(yè)中國有資本的參股能夠有效緩解投資不足。傳導(dǎo)機(jī)制的研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的混合所有制改革主要能夠減少大股東與經(jīng)理層之間的代理成本，發(fā)揮了異質(zhì)資本的“治理效應(yīng)”；而民營企業(yè)的混合所有制改革主要能夠降低企業(yè)融資約束，發(fā)揮了國有資本的“資源效應(yīng)”。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)混合所有制改革對投資效率的改善作用在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的樣本組中更為顯著，民營企業(yè)混合所有制改革對投資效率的改善作用在政府干預(yù)程度較強(qiáng)的樣本組中更為顯著，進(jìn)一步證實(shí)了混合所有制改革在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中發(fā)揮的不同效應(yīng)。

本文的研究具有如下啟示：第一，企業(yè)混合所有制改革是提高投資效率、優(yōu)化資源配置的關(guān)鍵舉措。對于國有企業(yè)，非國有資本的參與能夠?qū)芾韺有纬捎行У谋O(jiān)督，能夠充分發(fā)揮其治理效應(yīng)，降低因?yàn)榇沓杀編淼倪^度投資，從而提高國有企業(yè)的投資效率；對于民營企業(yè)，國有資本的參股使得具有天然資源優(yōu)勢的國有資本融入到了民營企業(yè)中，能夠有效彌補(bǔ)制度缺陷，降低融資約束，從而緩解民營企業(yè)因資源匱乏導(dǎo)致的投資不足。

第二，混合所有制改革能夠促進(jìn)市場化公司治理機(jī)制的形成，逐步實(shí)現(xiàn)政企分離。一方面，在國有企業(yè)中引入非國有資本，非國有資本的市場性以及資本逐利性，有助于形成市場化的公司治理體系，減少政府的過度干預(yù)，加強(qiáng)了市場機(jī)制在國有企業(yè)中作用的發(fā)揮；另一方面，非國有企業(yè)中引入國有資本，實(shí)現(xiàn)了對國有資本從行政型治理向經(jīng)濟(jì)型治理的轉(zhuǎn)型，達(dá)成了從“管經(jīng)營”到“管資本”的重大改革，有助于推動(dòng)實(shí)現(xiàn)政企分開。

第三，混合所有制改革有助于營造良好的營商環(huán)境。一方面，國有企業(yè)引入非國有資本，為非國有企業(yè)尤其是民營企業(yè)創(chuàng)造了新的投資機(jī)會(huì)，提供了進(jìn)入特定業(yè)務(wù)領(lǐng)域的渠道；另一方面，國有資本參股非國有企業(yè)，與民營企業(yè)建立政治聯(lián)系，有助于開展政企合作，降低政企之間的信息不對稱程度。

第四，實(shí)行混合所有制改革有助于我國經(jīng)濟(jì)邁向高質(zhì)量發(fā)展。理論和實(shí)踐證明，混合所有制改革對于優(yōu)化資源配置、提高企業(yè)效率和競爭力、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新具有一定的成效。對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)實(shí)行混合所有制改革，在鞏固我國基本經(jīng)濟(jì)制度的同時(shí)，通過企業(yè)投資效率的提高，激發(fā)了不同產(chǎn)權(quán)資本的活力，提高了核心競爭力，這對提高我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級具有戰(zhàn)略性意義。