混改背景下国有资本持股企业最优股权的测度——基于PSTR模型的实证研究

杨松令，孙大卫，刘亭立

（北京工业大学 经济与管理学院，北京 100124）

一、前言

国资国企改革一直是牵动我国经济发展全局的一项重要经济举措，国有企业发展的状况和国有企业创值能力的提升，不只影响企业及其利益相关者，也对我国整体经济发展有重要影响。混合所有制的命题早在我国20世纪80年代中后期开始被提出并研究。薛暮桥（1987）在讨论我国经济体制改革过程中的不同性质企业合资经营问题时，曾对混合所有制的概念进行了论述。对于国有企业发展过程中的低效和制度优势体现不足等问题，学术界普遍认为，国有企业积极发展混合所有制可以通过发挥不同所有制的制度优势以弥补国有企业失灵，这也是混合所有制存在的重要原因。近年来，随着我国对国资国企改革的不断推进，学术界对这一问题的相关研究体现出更强的实效性，更注重研究成果对企业运行的实际指导意义。如张辉等（2016）通过构建双重差分模型分析了混合所有制改革对政策性负担的影响，并在此基础上讨论了混改及政策性负担对企业绩效的效应。然而，现阶段，在国有持股企业管理运营过程中如何科学有效地推进混合所有制改革问题上，还存在着一些不容忽视的问题。

一方面，从企业角度来说，国有资本持股的企业（特别是国有控股企业）存在目标多元化的问题。另一方面，从推进企业混合所有制改革的角度来说，国有企业与民营企业体制形式的不同以及控股资本属性的差异，约束了企业混合所有制改革的有效推进。企业的混合所有制改革本质上是企业股权比例的最优问题，改革的特殊性在于，企业通过改革实现国有资本和私有资本两种不同所有制资本关系的重新缔结，是两种利益相关者产权关系的再构（黄群慧等，2014）。因此，如何科学有效地推进企业混合所有制改革，实现国有资本投资的准确量化，防止寻租现象的发生，体现改革的公平、公正、规范、高效的原则，就显得尤为重要。本文对于企业创值的模型设计中，加入反映社会责任的社会价值创造变量，依据数据本身隐含的信息进行内生分组的非线性面板平滑转换回归（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）模型，通过实证分析，对混改背景下企业最优股权结构进行研究，为推进国有持股企业混合所有制改革提供实证依据和方法借鉴。

二、模型设定与选择

（一）数据来源与变量设计

本文选取2008—2016年我国沪深A股上市公司前十大股东中含有国有股的企业数据为样本，数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。按照以下原则对原始样本进行剔除：首先，剔除信息披露不完整、数据缺失的企业；其次，剔除金融保险类上市企业；最后，剔除ST、*ST或 PT类上市企业。剔除后的样本企业数为2 290家，样本总量为12 872。本文主要使用Stata和MATLAB软件对数据进行处理。此外，本文根据各省发改委或政府官方网站提供的资料及各省《中国制造2025》实施纲要，对各样本主营业务所属行业及各地支柱性产业进行整理和归纳。

本文实证分析所采用的指标变量及具体含义如下：

1.被解释变量：样本企业价值创造水平。考虑到国有出资人目标函数的双重性要求，本文在衡量样本企业价值创造水平时，一方面，为了更准确地衡量企业的经济价值创造水平，加入股东利益创造率和债权人利益创造率；另一方面，基于国有出资人会以牺牲一定经济回报的方式实现社会目标的特性，加入企业社会价值创造的相关衡量指标。样本企业股东利益创造率为企业当年净利润与总资产的比值，企业债权人利益创造率为企业当年利息支出与总资产的比值。同时，从捐赠支出、上缴税费、职工工资福利支出三个方面考核样本企业的社会价值的创造水平。其中，企业捐赠支出用企业社会公益创造率来表示，为企业当年捐赠支出与企业总资产的比值；企业上缴税费用政府利益创造率来表示，为企业当年支付各项税费与企业总资产的比值；用职工利益创造率表示样本企业的职工工资福利支出，为职工工资福利支出与总资产的比值。

2.解释变量：国有股权比例。在国有股权比例计算方面，本文首先将上市公司前十大股东持股性质作为划分企业中是否存在国有股权的依据，企业中当年国有股权比例为企业中所有股份性质为国有的（包括“国有股”、“国有法人股”以及“国家股”等）股东当年所持股份比例之和。对于不在前十大股东之列的国有股东，一方面由于企业财报无法对其进行披露，同时根据林莞娟等（2016）解释，此类股东持股比重通常较小，对最终实证结果不会有显著影响。

3.转换变量：国有股权

4.其它控制变量：企业价值创造除了受国有股份影响之外，还受到诸多因素影响。本研究纳入了所有权性质、支柱性产业、两职兼任情况、公司规模、公司成长性以及资本结构等作为控制变量。其中，两职兼任情况，即企业董事长与总经理是否为同一人兼任，反映了企业决策权的集中情况，若企业集中度过高（存在兼任情况）则有可能对企业创值能力产生不良影响（白重恩等，2005）；公司成长性，等于公司当年销售收入与公司上年销售总收入之差除以公司上年销售总收入；公司规模，等于公司总资产的对数，不仅反映了市场资源获取能力，同时也影响企业的组织层级和灵活度；资本结构，等于企业期末负债除以期末资产。此外，根据各地发改委或政府官方网站提供的资料，同时结合各地区《中国制造2025》实施纲要，手工整理样本企业所在地的支柱性产业，而后根据企业主营业务所属行业进行区分。

（二）原始指标描述性分析

表1展示了全部有效样本的描述性统计数据情况。由表2可知，国有股权比例（STATE）的均值为 31.3，所有权性质（SOE）的均值为 0.63，说明目前我国国有资本持股企业大多数以控股为主，但国有股一股独大现象正在减少，这也从侧面反映出我国国有持股企业混合所有制改革的成果。样本企业中，支柱性产业（PI）的均值为0.48，表面国有持股企业的主营业务多数属于当地支柱性产业，这对于了解国有资本的投资偏好以及分析被投资企业的预算软约束等问题提供了一定的数据支持。公司规模（SIZE）的均值为22.16，最大值为28.5，最小值为11.34，标准差为1.41，表明国有资本持股企业的公司规模差异较小。公司成长性（GR）的均值为12.48，标准差为1 193.91，表明样本企业的销售收入存在很大差异。资本结构（LEV）的均值为 0.52，标准差为1.39，表明样本国有持股企业负债的资本化程度高，普遍存在偿债压力大的现象。在企业价值创造方面分为企业经济价值创造和企业社会价值创造。其中，企业经济价值创造（EV）方面，样本企业资产收益率（ROA）和净资产收益率（ROE）的标准差近似，均在0.6左右，表面样本企业ROA与ROE的差异较小。企业债权人利益创造率（DEBT）的均值与标准差也相对较小。与此相反的是，样本企业股东利益创造率（SHAR）的标准差较大，达到118.39，这可能与样本企业在成长性方面的差异有关。在企业社会价值创造方面（SV），样本企业的社会公益创造率（CHAR）的均值最小，为0.017，其次为企业政府利益创造率（TAX），均值为 3.948，样本职工利益创造率（SAL）均值最高，为6.31。表明，国有资本持股企业的社会价值主要通过员工福利支出来体现。

表1 原始指标的描述性统计

（三）模型的设定与选择

1.综合指标的确定。为了更准确地反应国有资本持股企业的价值创造情况，本文在现有研究基础上，一方面扩充了对样本企业经济价值创造的反应指标，另一方面引入反应企业社会贡献的企业社会价值创造相关指标。企业价值相关指标的增多，尽管有利于对所研究问题形成更全面系统的认识，但由于变量之间可能存在相关性，以及数据之间可能存在重复性，因此分析模型的复杂度将会大大增加（雍红月、李松林，2005）。为了解决这一问题，同时为了降低模型拟合的维度，本文采用基于时间序列的全局因子分析对衡量企业价值创造的8个指标进行分析，并通过获取的3个因子得分和作为权重方差贡献率计算成综合得分指标，即企业价值创造（V）。本文对反应企业创值能力的因子分析大致步骤如下（限于篇幅，不再具体展示）：

（1）因子个数选择。根据对不同年份的样本的因子分析，得到了分析相关矩阵的特征值和解释的变异比例，并主要根据该判定因子个数。例如，在2008年当因子数为3时，可以解释75.32%的变异比例，同样如2009年数据所示，在因子个数为3时，可以解释77.14%的变异比例。

（2）公因子的确定。此部分将不同时间点的截面数据表整合成统一的立体时序数据表，然后通过分析，寻找对于时序立体数据表来说的统一简化子空间，将每个数据表在该空间中进行投影，得到公因子。此部分因子载荷计算通过主成分分析法来计算得到。用主成分法确定因子载荷时，需要根据以上主成分分析确定的因子数作为未旋转的公共因子。由于需要对公共因子的意义进行详细分析，理想情况下，变量在某个单因子上具有高额载荷，而在其余的因子上有较小的载荷。以2008年为例，通过对2008年的数据集进行因子分析，共抽取了3个公共因子。其中，roa、tobinq以及char变量在factor2因子上均具有明显的载荷，而 shar、det、tax以及 sal在 factor1因子上具有明显的载荷。

（3）因子的方差最大正交旋转。在求出主因子解后，各个主因子的典型代表变量不很突出，还需要进行因子旋转，通过适当的旋转得到比较满意的主因子。本文选用最大方差正交旋转法（Varimax），进行因子旋转。最大方差正交旋转法可以帮助找出多个因子，以澄清概念的内容。以2008年为例，因子旋转后，roa变量在3个不同因子上的载荷仍旧表现相当，而其余的变量基本在factor1因子上具有高载荷。

（4）综合评价指标函数的确定。在找出公共因子后，对数据集中的观测值进行得分计算（即确定因子得分），并经过标准化评分。通过计算得到不同因子得分后，根据汇总因子得分所占比例，计算为1个综合指标，即企业价值创造V=Factor1得分×Factor1比例+Factor2得分×Factor2比例+Factor3得分×Factor3比例，V为由各因子的线性组合得到综合评价指标函数。通过因子分析法求得表示样本企业价值创造的综合指标之后，分别按照所有权属性和企业主营业务归属，对样本企业创值水平进行描述性统计分析。

表2 国有控股与国有参股企业价值创造均值分布

表2显示了国有控股企业与国有参股企业价值创造水平。首先，根据两类企业的样本数可以看出，国有参股企业的数量增幅明显，由2008年的223家，增长至2016年的864家，同时国有控股企业的数量相对稳定，从2008年的844家上升到2016年的951家，表明我国近几年国资国企改革的成效以及国有资本控制力和影响力的提升。其次，国有控股企业的价值创造水平自2010年开始逐渐递减，而与此形成对比的是国有参股企业的价值创值水平在逐年递增，这一现象不仅表明了企业所有权属性对企业创值能力可能存在影响，同时还说明，国有参股企业由于激励机制、经营自由度及社会负担较小等原因，能为出资人创造更高的回报和价值。

2.基本计量模型的设定。在确定了企业价值创造的综合指标之后，本文建立国有资本投资对企业价值创造影响的面板回归模型如下：

其中，Vit代表i上市公司t年的企业价值创造值，STATEit代表i上市公司t年的国有股权比例 ，SOEit、PLit、CEOit、SIZEit、GRit、LEVit分 别 代 表 i上市公司t年的所有权性质、支柱性产业情况、两职兼任情况、公司规模、公司成长性以及资本结构情况。ui表示各企业不可观察效应，εit表示随机干扰项。

3.非线性回归模型的设定。为了充分拟合多个异质性维度下国有股权对企业价值创造的非线性效应，本研究采用Gonzá lez等（2005）提出的面板平滑转换回归模型（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）。该模型具有多方面优点。首先PSTR模型的系数可以取不同数值，随门槛变量（Threshold Variable）进行平滑转换，而不存在离散跳跃式；其次，模型系数会随着样本与时间变化，是完全的变系数模型，可以真实拟合出真实世界的复杂情况。基于基本面板回归模型（1）和González等（2005）提出的面板平滑转换回归构建原理，本研究设定以下1个PSTR模型：

其中，t（STATEit；r，c）表示转换变量为STATEit的转换函数。

三、基于企业所有权视角的实证结果分析

（一）模型的线性与非线性检验

对PSTR模型进行估计前，需首先检验国有资本持股比例对企业价值创造是否存在非线性效应，如果存在非线性效应，则需进一步对模型的剩余非线性效应进行检验。根据Colletaz&Hurlin（2006）的方法应用，首先在位置参数 m=1时，考虑不同转换函数的假设，直至不能拒绝原假设后停止检验；其次，再设定位置参数m=2的情况。

从线性检验和剩余非线性检验的结果可知（限于篇幅不再展示），当转换函数 t（STATEit；r，c）中位置参数个数 m=1 时，LM、LMF、LRT三个统计检验量均在1%的显著性水平下拒绝了线性模型的原假设，三个统计量的p值为0.00。当转换函数 t（STATEit；r，c）中的位置参数个数 m=2 时，LM、LMF、LRT三个统计检验量也均在1%的显著性水平下拒绝原假设（H0：r=0），上述结果表明国有资本持股比例与企业价值创造之间的关系是非线性，需采用非线性面板平滑转换模型进行评估分析。

以上分析显示模型存在显著性非线性效应，需继续对模型进行剩余非线性检验。在位置参数m=1时，全样本与是否国有所有权的样本均不能拒绝转换函数个数为1的原假设（H0：r=1），可推断模型的最优转换函数个数r取1；当位置参数m=2时，三类样本LM、LMF、LRT三个统计检验量均在1%的显著性水平下拒绝转换函数t（STATEit；r，c）个数为1的原假设，转换函数最优的个数r应为2。

（二）位置参数及转换函数个数的确定

在获得模型不同位置参数下最优转换函数个数同时，还需进一步确定模型中位置参数个数。根据表3所示，赤池信息量准则（AIC）和贝叶斯准则（BIC），无论是全样本，还是国有控股企业与国有参股企业下的分样本，AIC与BIC均在m=l时取得最小值，再结合PSTR模型中的位置参数个数且反映出横截面和时间的异质性（Colleta and Hurlin，2006）。本文最终将位置参数的最优个数确定为l；同时，根据剩余非线性检验结果，转换函数的最优个数也确定为1。

表3 位置参数及转换函数个数确定

（三）PSTR模型估计结果及分析

通过上述检验及最优参数个数确定，可确定国有股权比例对企业价值创造的PSTR模型最终形式，发现与之前确定非线性模型一致，即模型（2）。采用非线性最小二乘法（NLS）进行估计，所得结果如表4所示。

从表中观察，无论是全样本模型，还是国有控股企业与国有参股企业样本模型，国有股权对企业价值创造的非线性部分系数均在1%显著性水平下有统计学意义，表明国有股权对企业价值创造具有显著非线性效应。具体来看，全样本模型时国有股对企业价值创造的线性部分系数β10=0.139，转换函数前的非线性系数 β11=-0.009，β10+β11=0.13＞0，表示随着国有股权比例的提高，国有股权对企业价值创造具有显著促进作用；另一方面，国有股权处于门槛值（c=28.5%），当国有股权比例在门槛值以内时，国有股权对企业价值创造以正向效应为主导（β10＞0），当国有股权比例超过门槛值后，国有股权对企业价值创造的促进效应逐渐减弱（β11＜0），抑制效应逐渐增强。此外，斜率参数较大（r=212.29），表明随着国有股权比重的不断上升转换函数呈现出较快变化趋势。

表4 以国有股权比例为转换变量的PSTR模型估计结果

进一步依据样本企业所有权属性进行分层分析可知，国有控股企业中，国有股权对企业价值创造的线性系数 β10=0.041，非线性系数 β10=-0.031，β10+β11=0.01＞0，表明在国有控股企业中，国有资本持股比例对企业价值创造具有正向影响。同时，与全样本的门槛效应类似，当国有股权比例处于门槛值（c=21.1%）以内时，国有股权对企业价值创造的主导影响为促进效应（β10＞0），随着国有股权越过门槛值后，国有股权对企业价值创造的促进效应渐渐变弱，最终表现为抑制效应（β11=-0.031＜0），且平滑系数较大（r=471.9），表明随着转换函数前的非线性系数变动较为迅速。另一方面，在国有参股企业中，国有股权比例对企业价值创造的非线性影响与全样本时类似，当国有股权处于门槛值（c=19.4%）以内时，国有股权比例对企业价值创造以正向效应为主，越过门槛值后抑制效应增强，国有股权对企业价值创造的促进作用减少，但国有参股企业中，国有股权由低区间值平滑转换为高区间值的速度相对较为缓慢（r=188.3）。综上分析可知，无论是在全样本中，还是在国有控股企业及国有参股企业中，国有资本持股比例对企业价值创造都存在倒U型效应。当持股比例低于门槛值时，随着国有资本持股比例的上升，门槛促进效应趋强。当持股比例超过门槛值时，促进效应开始减弱，抑制效应开始增强。此外，相比国有参股企业，国有控股企业的门槛效应更为迅速，亦即在国有控股企业中，企业价值创造能力对于国有股权的变动更为敏感。

此外，观察各控制变量对企业价值创造影响，两职兼任情况的系数区间为[0.207，0.037]，两职兼任情况对企业价值创造具有正向影响，但是两职兼任情况的线性系数不显著。公司规模对企业价值创造影响的系数区间为[0.009，0.000 8]，表明公司规模对企业价值创造具有显著促进作用。公司成长性对企业价值创造的系数区间为[0.570，0.569]，对企业价值创造同样具有正向影响。资本结构的系数区间[-0.271，-0.159]，说明资产负债率对企业价值创造具有负向影响。

四、稳健性检验

模型的内生性问题一般来源于反向因果、遗漏变量、模型设定等因素。不同于民营公司，我国国有持股（特别是国有控股）上市公司承担了部分政府宏观调控的角色，公司股权结构更多受到政府的控制，企业价值创造对国有股权的影响微弱；本文的回归模型本质上属于面板固定效应模型，控制了不随时间变动的企业个体可不观测异质性因素的影响，且模型设定进行了相关的统计检验，部分缓解了模型的内生性问题。

为检验前述发现的稳健性，本部分逐一去掉模型的控制变量（见表5），除去掉个别变量时国有股权对企业价值创造的影响系数方向异常外，其他系数与前文模型的估计结果基本一致，只是显著性水平有所差异。这说明从PSTR模型中逐一剔除一个解释变量，并未改变本文的相关结论。上述测试结果表明本文的结论具有较好的稳健性。

表5 模型1逐一去掉控制变量的估计结果

五、结论

在我国国有企业改革已经取得阶段性成绩的基础上，将混合所有制作为全面推进国企改革的新的突破口和中心环节，需要立足于国有资本双重属性、双重目标的特点，对国有持股企业改革面临的问题进行研究，通过分析厘清改革需要解决的重点问题，从而为新一轮的国有企业混合所有制改革提供有建设性的政策建议。基于此，本文在现有文献及前文的研究基础上，引入企业社会价值创造指标，首先采用因子分析的方法，用少数几个因子描述许多指标或因素之间的联系，以较少的几个因子反映企业价值创造的大部分信息，构建了综合指标函数，随后用面板平滑转换回归模型从企业所有权属性角度，分析了国有资本持股情况对企业综合价值创造的影响，并分别求出门槛值，亦即最优股权比例。研究发现，无论是在全样本中，还是基于企业所有权的分层样本中，国有股权对企业价值创造具有显著非线性效应，且随着国有股权比例的提高，国有股权对企业综合价值创造具有显著促进作用；当国有股权比例在门槛值以内时，国有股权对企业价值创造以正向效应为主导，当国有股权比例超过门槛值后，国有股权对企业价值创造的促进效应逐渐减弱，抑制效应逐渐增强。此外，国有控股企业综合价值的创造对企业中国有资本结构的变动情况更为敏感，变化趋势更快。

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