黃 爍 秦國華

(西藏民族大學(xué)，陜西 咸陽 712000)

十八大以來，我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，國有企業(yè)改革受到前所未有的重視。國有企業(yè)改革先后經(jīng)歷了推動國有企業(yè)進(jìn)入市場的“放權(quán)讓利”時期、促進(jìn)國有企業(yè)適應(yīng)市場競爭的“制度創(chuàng)新”時期、增強(qiáng)國有資產(chǎn)管理體制效率的“國資監(jiān)管”時期，目前正處于解決更加復(fù)雜的形勢和問題的“分類改革”時期。黨的十九大報告明確指出“要深化國有企業(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)”，該項指示直接推動了國有企業(yè)改革的進(jìn)程。黨的十九屆四中全會再次提到發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，對國有企業(yè)改革提出了更高的要求。國有企業(yè)投資效率的提升對實現(xiàn)其國有資產(chǎn)保值增值具有深刻影響，高效率的投資決策能夠帶來更多的現(xiàn)金流量，有效防范國有資本流失。國有企業(yè)混合所有制改革使非國有股東參與到公司治理中來，其股權(quán)主體多樣性能夠顯著提升國有企業(yè)的投資效率。投資效率的提高能夠有效增加國有企業(yè)收益，使國有企業(yè)實現(xiàn)保值增值，促進(jìn)國有企業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展。姚震等(2020)研究表明，國有企業(yè)混合所有制改革能夠抑制市場中的非效率投資行為，從而對企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響。學(xué)術(shù)界關(guān)于企業(yè)投資效率的研究十分豐富，但是關(guān)于國有企業(yè)混合所有制改革如何通過信息透明度這一中介變量影響投資效率的研究，特別是將國有企業(yè)細(xì)分為中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分析的研究較少。以信息透明度作為中介變量研究中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)的混合所有制改革對投資效率的影響是否會存在差異值得深入探討。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

投資是企業(yè)發(fā)展的核心，其效率的高低直接影響企業(yè)在資本市場中的競爭力。我國上市公司總體投資效率較低，丁毅(2014)通過研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生該現(xiàn)象的原因主要包括我國經(jīng)濟(jì)環(huán)境和相關(guān)政策受國際宏觀經(jīng)濟(jì)形勢影響較大、代理問題激化債權(quán)人與股東之間的利益沖突、上市公司的資金籌集能力有待提升、企業(yè)大股東“大權(quán)獨攬”且濫用資金等。現(xiàn)實中的投資者往往不能掌握資本市場的全部信息，即不能成為完全理性的決策者。很多學(xué)者據(jù)此所做研究的結(jié)果表明，環(huán)境不確定性能夠顯著抑制投資者的理性投資，增加非效率投資行為出現(xiàn)的機(jī)率。企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對于投資效率的影響也不容忽視，姜凌等(2015)通過研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的整體投資效率與民營企業(yè)相比較低?；旌纤兄聘母镎叩奶岢雠c實施為國有企業(yè)帶來投資效率的提升空間，能夠顯著抑制國有企業(yè)投資過度的非效率投資行為。企業(yè)所披露的盈余信息是投資者做出投資決策的必要參考內(nèi)容，張國源(2013)研究指出，企業(yè)的盈余管理行為將會對投資者利益和企業(yè)價值造成雙重?fù)p害，進(jìn)而影響企業(yè)的投資效率。因此，從盈余管理的視角探究國有企業(yè)混合所有制改革對投資效率的影響具有重要現(xiàn)實意義。

國有企業(yè)混合所有制改革具有鮮明的中國特色，主要以多種資本的交叉持股、不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的相互融合來促進(jìn)當(dāng)前企業(yè)的發(fā)展。趙璨等(2021)研究發(fā)現(xiàn)，國有資本對民營企業(yè)的參股使民營企業(yè)的投資不足問題得到顯著改善，而其他非國有資本引入國有企業(yè)則顯著抑制了國有企業(yè)的過度投資行為。馬連福等(2015)認(rèn)為，混合所有制改革使國有企業(yè)內(nèi)形成股權(quán)制衡機(jī)制，有效降低了國有企業(yè)中存在的政治聯(lián)系，并且能夠提升其投資與經(jīng)營決策，優(yōu)化國有企業(yè)治理結(jié)構(gòu)。從參與國有企業(yè)改革計劃的上市公司來看，中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)在混合所有制改革的推行中有所差異，具體體現(xiàn)在地方國企相較于中央國有企業(yè)具有更強(qiáng)的意愿和更高的積極性，在改革過程中所呈現(xiàn)的效果也不盡相同。以上研究均表明，國有企業(yè)的混合所有制改革對于企業(yè)的投資效率具有深刻影響，綜合以上分析，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：其他條件不變時，企業(yè)混合所有制改革程度越高，企業(yè)投資效率越高。

信息透明度是企業(yè)所提供會計信息質(zhì)量高低的判斷依據(jù)之一。不良盈余管理行為會導(dǎo)致信息不對稱加劇，大股東追求個人利益進(jìn)而侵占小股東利益，最終損傷企業(yè)的長期發(fā)展能力，而盈余信息透明度的提升能夠顯著緩解企業(yè)的多種代理問題?；谇叭说南嚓P(guān)研究，姚震等(2020)提出，國有企業(yè)的利益輸送行為較為常見，其主要原因在于股權(quán)結(jié)構(gòu)單一、管理者權(quán)力范圍過大。國有企業(yè)的內(nèi)部監(jiān)管較弱，增加了大股東和管理者共同對企業(yè)盈余進(jìn)行操控的機(jī)率，而國有企業(yè)混合所有制改革使非國有資本進(jìn)入國有企業(yè)，提升了其股權(quán)制衡以及內(nèi)部監(jiān)管能力，有利于提高國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量與信息透明度，保護(hù)企業(yè)相關(guān)者利益。綜合以上分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：其他條件不變時，企業(yè)混合所有制改革程度越高，信息透明度越高。

信息透明度在國內(nèi)外學(xué)者研究高質(zhì)量會計準(zhǔn)則的特征中受到廣泛認(rèn)可。影響企業(yè)所披露的會計信息透明度的因素主要包括：企業(yè)規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)及其集中度、董事會規(guī)模等企業(yè)治理特征；企業(yè)的收入波動性、融資情況等企業(yè)財務(wù)指標(biāo)；制度環(huán)境、會計信息披露成本等外部披露環(huán)境。另外，葛家澍和陳守德(2001)認(rèn)為，會計信息質(zhì)量應(yīng)當(dāng)首先滿足信息使用者即投資者的決策有用性要求，且在這一過程中必須重視信息透明度質(zhì)量，該質(zhì)量起到保護(hù)投資人的主要作用。信息透明度的提升將會最大限度地降低公司與投資者及其他相關(guān)利益者之間的信息不對稱性，并且能夠降低企業(yè)大股東與管理者的盈余操縱行為，提升企業(yè)在資本市場的形象與企業(yè)價值，進(jìn)而有助于改善其投資效率。綜上所述，信息透明度能夠提升企業(yè)投資效率。結(jié)合以上分析，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：其他條件不變時，信息透明度越高，投資效率越高。

混合所有制改革在與企業(yè)投資效率的影響關(guān)系中是直接發(fā)揮作用，還是通過中介因子間接發(fā)揮作用，這一問題值得深入探究。綜合前述分析可知，混合所有制改革與企業(yè)投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，在股權(quán)制衡以及企業(yè)內(nèi)部監(jiān)管能力加強(qiáng)的作用下，混合所有制改革的推行有助于提升信息透明度；而信息透明度與企業(yè)投資效率同樣呈正相關(guān)關(guān)系，信息透明度的提升有助于改善企業(yè)投資效率。因此混合所有制改革對企業(yè)投資效率的影響，極有可能是通過信息透明度這一變量作為中介因子發(fā)揮部分或者全部中介效應(yīng)而產(chǎn)生的。信息透明度在混合所有制改革對企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響的路徑中發(fā)揮中介效應(yīng)，其影響路徑可能為：混合所有制改革→信息透明度→企業(yè)投資效率。結(jié)合以上分析，提出假設(shè)4。

假設(shè)4：其他條件不變時，信息透明度是混合所有制改革影響投資效率的中介變量。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文選用2012—2019年A股主板及創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)作為研究樣本，選用數(shù)據(jù)全部來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為保證研究結(jié)果的合理性，特對數(shù)據(jù)進(jìn)行以下預(yù)處理：剔除ST和*ST的公司；剔除金融類公司；剔除相關(guān)變量缺失的公司；剔除交易周數(shù)小于30的公司。預(yù)處理完成后，最終得到6 091個年度觀測值。最后按照研究慣例，對數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%水平的縮尾處理。實證部分處理軟件為Stata15.1。

(二)變量定義

1.解釋變量：混合所有制改革。馬連福等(2015)自主收集相關(guān)信息并對股東持股異質(zhì)性的情況進(jìn)行了考慮，根據(jù)樣本企業(yè)年報中所披露的前十大股東持有國有資本與非國有資本的比例情況量化混合所有制改革的執(zhí)行程度。這種做法在信息收集過程中較易出現(xiàn)數(shù)據(jù)誤差，且具有很強(qiáng)的主觀判斷性。與上述做法不同的是，姚震等(2020)根據(jù)混合所有制改革政策的特點，構(gòu)建了多個混合所有制改革指標(biāo)，這種做法使實證結(jié)果更具有客觀性。因此，本文借鑒姚震等(2020)的做法，用股權(quán)混合度(MIX_a)、股權(quán)制衡度(MIX_b)和股權(quán)集中度(MIX_c)來衡量混合所有制改革，且這三個指標(biāo)的數(shù)值越小，說明其混合所有制改革推進(jìn)得越好。

2.中介變量：信息透明度。Schipper經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的盈余管理行為對其信息透明度具有顯著影響?；诖搜芯浚嗽降?2011)在實證研究中以企業(yè)的盈余管理程度作為衡量其信息透明度的指標(biāo)。張宗新和周嘉嘉(2019)同樣采用應(yīng)計盈余管理這一指標(biāo)對上市公司的信息透明度進(jìn)行量化。汪蕓倩和王永海(2019)在研究會計信息質(zhì)量這一主要變量時，直接對其信息透明度進(jìn)行量化，將上市公司的應(yīng)計盈余通過DD模型和Mc Nichols模型進(jìn)行回歸。做出相關(guān)研究的眾多學(xué)者對上述衡量方法均較為認(rèn)可，因此本文同樣用應(yīng)計盈余作為衡量指標(biāo)，參考劉柏和徐小歡(2020)的做法，以Hutton(2009)等以及王亞平等(2009)所運(yùn)用的實證方法為基礎(chǔ)，運(yùn)用Dechow等(1995)提出的Jones模型，計算出應(yīng)計盈余的絕對值。具體模型如下：

(1)

(2)

Absdai,t=|DAi,t|

(3)

其中，TAi,t為總體應(yīng)計盈余,其值等于企業(yè)營業(yè)利潤與企業(yè)經(jīng)營活動帶來的現(xiàn)金凈流量間的差額；Asseti,t-1為企業(yè)滯后一期的總資產(chǎn);ΔREVi,t為銷售收入變化額與上一年總資產(chǎn)的比值；ΔPPEi,t為固定資產(chǎn)原值的變化額；ΔRECi,t為應(yīng)收賬款的變化額。

3.被解釋變量：投資效率。Richardson提出著名的預(yù)期投資模型，該模型在相關(guān)研究中被廣泛使用。代昀昊和孔東民(2017)借鑒Richardson以及Chen等的研究方法建立回歸模型。姚震等(2020)在其實證研究中采用Richardson的預(yù)期投資模型對投資效率進(jìn)行估算。李井林(2021)同樣借鑒了Richardson的預(yù)期投資模型及其殘差思想衡量投資效率，并在預(yù)期投資模型的基礎(chǔ)上結(jié)合劉慧龍等(2014)提出的度量方法。以上研究均表明預(yù)期投資模型在量化投資效率這一變量時較為合理，因此本文同樣以Richardson的預(yù)期投資模型為基礎(chǔ)，參考代昀昊和孔東民(2017)的做法，先估算公司正常的投資水平，然后將模型殘差的絕對值作為衡量投資效率的代理變量。建立回歸模型如下：

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,因變量Invi,t是公司i在t年的新增投資支出額，Invi,t的計算方法為企業(yè)購置與出售固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)以及其他長期資產(chǎn)相減得到的現(xiàn)金凈值，該凈值與公司t年年初的總資產(chǎn)相除；TQ即托賓Q，用來代表公司的成長機(jī)會，該值大于1時，則表明企業(yè)的市場價值高于其資產(chǎn)的重置成本，此時企業(yè)具有的成長機(jī)會則較高；Lev為企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率，可用來衡量企業(yè)的財務(wù)杠桿水平；Cash為企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，以企業(yè)期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物等貨幣資金與期末總資產(chǎn)相除來計算；Age為公司的上市年限，以企業(yè)當(dāng)年與上市年份差額的自然對數(shù)來計算；Size為企業(yè)規(guī)模，以公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)來計算；Ret為企業(yè)的股票年收益率。

將建立的回歸模型(4)計算得出的殘差絕對值作為衡量投資效率的代理變量，記為InvEff1。該代理變量的值即殘差絕對值越小越好，其值越小代表企業(yè)的投資效率越高。再計算企業(yè)所有者權(quán)益總額與企業(yè)市值的比值，得出賬面市值比(Bm)作為另一代理變量，以此方法得到另一個衡量投資效率的測度，記為InvEff2。InvEff1和InvEff2的值均為越小越好，其值越小代表企業(yè)的投資效率越高。

4.控制變量。有研究發(fā)現(xiàn)，引入海歸型人才的企業(yè)投資效率較高。相關(guān)學(xué)者用實證檢驗證明了環(huán)境不確定性和投資者情緒會影響企業(yè)的投資效率。在此基礎(chǔ)上，丁毅(2014)提出企業(yè)投資效率的影響因素繁多，除了混合所有制改革、信息透明度能夠?qū)ζ髽I(yè)投資效率產(chǎn)生影響外，公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、賬面市值比(Bm)、資產(chǎn)收益率(Roa)、固定資產(chǎn)占比(Ppe)、上市年齡(Age)、現(xiàn)金持有量(Cash)、兩權(quán)分離度(Seprat)、股價波動指標(biāo)(Sigma)等變量也會直接或間接地對企業(yè)投資效率產(chǎn)生不同影響，所以本文選取以上指標(biāo)作為控制變量。

相關(guān)變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

(三)模型構(gòu)建

本文為驗證假設(shè)1至假設(shè)4，構(gòu)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，通過模型(1)將混合所有制改革與企業(yè)投資效率進(jìn)行回歸，在實際回歸時將MIX替換成MIX_a、MIX_b與MIX_c三個不同指標(biāo)。然后，通過模型(2)將混合所有制改革與信息透明度進(jìn)行回歸。最后，通過模型(3)將信息透明度與投資效率進(jìn)行回歸。所有回歸均控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)，并且在公司層面進(jìn)行Cluster聚類。

為了檢驗假設(shè) 4，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)的中介效應(yīng)檢驗方法。根據(jù)上文所述步驟，首先通過模型(5)對混合所有制改革和投資效率的總效應(yīng)進(jìn)行回歸計算，若α1顯著為正，則說明混合所有制改革與投資效率之間存在較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得證且按中介效應(yīng)立論。此時可繼續(xù)檢驗?zāi)Ｐ?6)，即對信息透明度的中介效應(yīng)進(jìn)行回歸計算，若β1顯著為正，則說明信息透明度存在中介效應(yīng)，假設(shè)2得證。然后通過模型(7)對信息透明度和投資效率的效應(yīng)進(jìn)行回歸計算，若Absdai,t前的系數(shù)顯著為正，則說明信息透明度與投資效率之間存在較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)3得證。按照中介效應(yīng)繼續(xù)對模型(8)進(jìn)行回歸計算，若γ1與γ2兩個系數(shù)均顯著，則說明信息透明度對投資效率起到部分中介效應(yīng)，假設(shè)4得證；若系數(shù)γ1不顯著，但系數(shù)γ2顯著，則說明信息透明度對投資效率起到完全中介效應(yīng)，假設(shè)4得證。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

本文所涉及變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。其中投資效率InvEff1的平均值為0.242 0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.287 0，最小值為0.002 2，下四分位數(shù)為0.071 3，中位數(shù)為0.157 0，上四分位數(shù)為0.293 0，最大值為2.167 0。通過對投資效率InvEff1的平均值和中位數(shù)進(jìn)行對比，可知其中位數(shù)低于平均值，由此得出企業(yè)的總體投資效率較為良好。股權(quán)混合度(MIX_a)、股權(quán)制衡度(MIX_b)和股權(quán)集中度(MIX_c)三個指標(biāo)的平均值分別為0.070 8，0.120 0，0.157 0，說明混合所有制改革已經(jīng)在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)上起到一定作用，促進(jìn)了股權(quán)異質(zhì)的相互制衡。再從股權(quán)混合度(MIX_a)、股權(quán)制衡度(MIX_b)和股權(quán)集中度(MIX_c)三個指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差來看，其標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.144 0，0.289 0，0.151 0，說明不同企業(yè)間的混合所有制改革有所差異,但是差異不大。信息透明度Absda的平均值為0.049 9，標(biāo)準(zhǔn)差為0.049 5，說明在參與混合所有制改革的國有上市企業(yè)中均有對其盈余信息進(jìn)行操控的行為出現(xiàn)。該結(jié)果與姚震等(2020)的實證研究所得出的混合所有制企業(yè)的盈余管理行為較為常見的結(jié)論一致。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

本文為檢驗變量選擇的合理性，特對各變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析，統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。由表3相關(guān)系數(shù)可知，各變量基本都與投資效率顯著正相關(guān)，說明變量間的相關(guān)性較為良好。另外，進(jìn)行VIF共線性分析，所有變量VIF值均未超過4，說明變量間不存在嚴(yán)重共線性問題，因此，本文選取的變量比較合理。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

(三)回歸分析

本文對混合所有制改革分別與企業(yè)投資效率、信息透明度進(jìn)行回歸計算，結(jié)果如表4所示。

本文對混合所有制改革與企業(yè)投資效率進(jìn)行回歸計算，回歸結(jié)果如表4的(1)，(2)，(3)列所示?；旌纤兄聘母锏娜齻€指標(biāo)MIX_a，MIX_b，MIX_c的系數(shù)分別為0.256，0.130，0.170，均在1%水平上顯著為正。該回歸結(jié)果代表混合所有制改革對企業(yè)投資效率具有提升作用，即混合所有制改革的三個指標(biāo)數(shù)值越小，企業(yè)的投資效率提升越大，假設(shè)1得到驗證。

本文對混合所有制改革與信息透明度進(jìn)行回歸計算，回歸結(jié)果如表4的(4)，(5)，(6)列所示?；旌纤兄聘母锏娜齻€指標(biāo)MIX_a，MIX_b，MIX_c的系數(shù)分別為0.021，0.010，0.005，均在1%水平上顯著為正。該回歸結(jié)果代表混合所有制改革對企業(yè)信息透明度具有提升作用，即混合所有制改革的三個指標(biāo)數(shù)值越小，企業(yè)對其盈余信息進(jìn)行管理和操縱的程度越小，企業(yè)的信息透明度則越高，假設(shè)2得到驗證。

表4 假設(shè)1與假設(shè)2回歸結(jié)果

表4(續(xù))

本文對信息透明度與企業(yè)投資效率，混合所有制改革、信息透明度與投資效率分別進(jìn)行回歸計算，結(jié)果如表5所示。

本文對信息透明度與企業(yè)投資效率進(jìn)行回歸計算，回歸結(jié)果如表5的(1)列所示。Absda系數(shù)為0.275，在1%水平上顯著為正。該回歸結(jié)果說明若信息透明度的系數(shù)增加即企業(yè)的盈余操控程度增強(qiáng)，則企業(yè)的投資效率將會下降即企業(yè)信息透明度越高，則企業(yè)的投資效率越高，假設(shè)3得到驗證。

本文對混合所有制改革、信息透明度與投資效率進(jìn)行回歸計算，回歸結(jié)果如表5的(2)，(3)，(4)列所示?；旌纤兄聘母锏娜齻€指標(biāo)MIX_a，MIX_b，MIX_c的系數(shù)分別為0.251，0.128，0.169，均在1%水平上顯著為正；Absda的系數(shù)同樣在1%水平上顯著為正。該回歸結(jié)果說明信息透明度能夠在混合所有制改革對投資效率的影響中發(fā)揮中介作用，且為部分中介效應(yīng)，假設(shè)4得到驗證。

表5 假設(shè)3與假設(shè)4回歸結(jié)果

表5(續(xù))

(四)進(jìn)一步研究

投資是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大推動力，提升上市企業(yè)的投資效率對企業(yè)實現(xiàn)戰(zhàn)略目標(biāo)具有重要現(xiàn)實意義。上文已經(jīng)論證混合所有制改革對企業(yè)的投資效率具有顯著的促進(jìn)作用，并進(jìn)一步將國有企業(yè)劃分為中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)，下面對其變量進(jìn)行回歸計算，回歸結(jié)果如表6所示。中央國有企業(yè)混合所有制改革的三個指標(biāo)MIX_a，MIX_b，MIX_c的系數(shù)分別為0.274，0.138，0.158；地方國有企業(yè)混合所有制改革的三個指標(biāo)MIX_a，MIX_b，MIX_c的系數(shù)分別為0.242，0.122，0.170。由回歸結(jié)果可看出，混合所有制改革對國有企業(yè)的投資效率均有顯著的提升影響，但是對中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)投資效率的影響有所差異。對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行綜合對比可知，混合所有制改革對中央國有企業(yè)投資效率的提升作用較強(qiáng)。中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)所受直接管理的單位不同，其所獲得的資源和機(jī)會也不同，由此導(dǎo)致混合所有制改革對兩者的作用效果存在差異。

表6 中央國有企業(yè)與地方國有企業(yè)分組回歸結(jié)果

表6(續(xù))

(五)穩(wěn)健性檢驗

為確保本文回歸結(jié)果與分析結(jié)論的可靠性，特設(shè)置穩(wěn)健性檢驗。

首先，本文參考代昀昊和孔東民(2017)的實證研究，通過建立回歸模型(4)計算得出的殘差絕對值確定InvEff1；計算企業(yè)的賬面市值比(Bm)作為另一代理變量，以此方法確定InvEff2。使用InvEff2替換InvEff1，帶入模型中進(jìn)行再次回歸，結(jié)果如表7所示。該穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果與本文上述檢驗結(jié)果及結(jié)論高度一致，因此本文的結(jié)論穩(wěn)健，限于篇幅，僅報告主要回歸結(jié)果于表7。

表7 穩(wěn)健性檢驗：替換投資效率指標(biāo)

其次，本文對MIX_a和MIX_b進(jìn)行廣義矩估計。本文使用差分法和系統(tǒng)GMM對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表8所示。在檢驗前通過自相關(guān)進(jìn)行檢驗，檢驗后再通過Sargan進(jìn)行檢驗。最終回歸結(jié)果與本文上述結(jié)果保持一致，因此本文結(jié)論穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗：GMM廣義矩估計

最后縮短選取的年限數(shù)據(jù)。為避免樣本選擇偏誤，本文對選取的樣本區(qū)間進(jìn)行控制，將樣本年限縮短至2015—2019年。最終回歸結(jié)果仍然與上述結(jié)果保持一致，因此本文結(jié)論穩(wěn)健。

四、研究結(jié)論與建議

混合所有制改革是中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)理論現(xiàn)階段的政策成果，結(jié)合我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)情況實施混合所有制改革對促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。在我國現(xiàn)階段的資本市場中，投資不足與過度投資行為普遍存在，造成了相當(dāng)一部分企業(yè)資金與資源的浪費(fèi)，如何減少非效率投資行為是各界學(xué)者所關(guān)注的現(xiàn)實問題?；旌纤兄聘母锸箛匈Y本與非國有資本相互融合，對企業(yè)的盈余操控行為起到監(jiān)管與約束作用，減少非效率投資的形成，進(jìn)而提升企業(yè)的投資效率。另外，信息透明度是會計信息質(zhì)量的重要要求之一，從信息透明度作為中介因子角度研究混合所有制改革對投資效率的影響能夠?qū)υ擃I(lǐng)域的相關(guān)研究進(jìn)行一定的補(bǔ)充。促進(jìn)投資效率的提升有助于建設(shè)我國現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系，用新發(fā)展理念推進(jìn)企業(yè)改革，這對不斷增強(qiáng)我國經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新力和國際競爭力具有重大的現(xiàn)實意義。

通過實證分析對混合所有制改革、投資效率和信息透明度三者的關(guān)系進(jìn)行研究，得出如下結(jié)果：第一，混合所有制改革的實施對國有企業(yè)的投資效率具有正向的提升作用；第二，混合所有制改革的實施對國有企業(yè)的盈余操控行為具有抑制作用，能夠提高國有企業(yè)的信息透明度；第三，國有企業(yè)信息透明度的提升能夠顯著促進(jìn)企業(yè)投資效率的提升；第四，混合所有制改革的實施能夠提高國有企業(yè)的信息透明度，進(jìn)而提升企業(yè)的投資效率，信息透明度在混合所有制改革對國有企業(yè)投資效率的影響路徑中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。以上結(jié)論均經(jīng)過多次回歸檢驗，具有一定的可靠性。

基于上述研究結(jié)論，特提出以下政策建議：首先，我國企業(yè)應(yīng)繼續(xù)大力推動混合所有制改革政策的實施，促進(jìn)國有資本和非國有資本的相互融合與制衡，同時注重企業(yè)的信息透明度并充分發(fā)揮其對盈余管理的抑制作用，降低代理成本，優(yōu)化企業(yè)資源配置，進(jìn)而提升企業(yè)的投資效率；其次，在實施混合所有制改革時應(yīng)充分考慮企業(yè)的區(qū)域差異性，國家政策的提出具有原則導(dǎo)向性，在實際推行過程中應(yīng)該具體情況具體分析，針對不同類型和不同區(qū)域的企業(yè)設(shè)置不同的政策實施要求，以保證發(fā)揮國家政策的最大效用；再次，國家可在原有政策推行試點中選取政策實施結(jié)果較為顯著的企業(yè)作為示范，在繼續(xù)推行過程中擴(kuò)大企業(yè)范圍，讓模范企業(yè)起到帶頭作用，總結(jié)政策實施經(jīng)驗幫助其他企業(yè)共同發(fā)展，實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展、共享發(fā)展；最后，混合所有制改革政策已經(jīng)初見成效，在今后的發(fā)展過程中應(yīng)繼續(xù)與我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)環(huán)境相結(jié)合，在追求投資效率提升的同時，健全市場化經(jīng)營機(jī)制，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的綠色可持續(xù)性發(fā)展。