混合所有制改革对企业非效率投资的影响研究——基于内部控制中介效应视角

(1、2.集美大学水产学院，福建 厦门361021)

混合所有制改革(以下简称“混改”)是我国国企改革的重要组成部分和必然结果。2002年我国政府开始股份制改革试点，积极推进股权多样化，国企治理制度不断发展和完善。2013年国务院印发《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，十八届三中全会提出在推进结构改革中积极发展混合所有制以促进民企活力与国企实力的交流融合，国企混改进入实质性改革时期。

投资效率决定着企业的未来价值，多数学者认为在国企“混改”过程中，各类非国有资本的引入致使国企股权结构发生变革，这在一定程度上能够对国有股东的经营决策产生影响，形成高效的运作机制，充分发挥不同资本的比较优势[1-4]。此外，更注重资本收益的非国有股东为了维护自身权益具有强烈的动机来监督和约束管理层，有利于改善国企一股独大形成的“内部人控制”等问题，促使企业内部形成合理的股权制衡机制以提高内部控制质量[5-6]。内部控制通过一系列有效的激励、监督和约束等方面的制度安排来约束管理者行为，从而降低因逆向选择和道德风险产生的代理成本，缓解信息不对称等问题，进而提高企业投资效率[7-11]。已有研究多数着眼于“混改”对非效率投资和内控的影响，以及内部控制对非效率投资的作用，但对“混改”、内部控制与非效率投资三者之间作用机理的研究十分鲜见。基于此，本文以2013-2017年间821家我国A股上市公司为样本，实证分析“混改”、内部控制与非效率投资三者之间的关系，研究内部控制在“混改”对非效率投资影响中的中介效应，以期探求“混改”对非效率投资和内部控制的作用机理，以及内部控制在“混改”对非效率投资中的中介效应。

一、理论分析与假设

(一)“混改”对非效率投资的影响

根据产权理论可知，产权所有者有权利占有、支配、使用和处置其所拥有的财产，明晰的产权能够有效减少市场经济中的外部性，通过优化资源配置来实现经济效益最大化。因此，企业的产权在一定程度上决定着组织效率。与私有企业不同的是，国有企业往往承担着政府维护社会稳定、促进就业等非经济目标，从而扭曲了企业的投资行为，损害了投资效率，减损了所有者享有的剩余权益。

“混改”通过提高非国有股权的比例，使非国有资本能够对国有资本进行有效制衡，国企的政策性负担得到缓解，可以更好地根据绩效目标制定相关投资运营决策，减少企业过度投资行为[12]。以追求经济利益为目的的非国有股东的参与，在某种程度上明晰了产权，能够缓解国企“一股独大”、“所有者虚位”的问题[13]，激励企业有更多的动机去关注绩效目标，抑制了管理层的盲目投资[14]。基于此，本文提出如下假设：

H1：在其他条件一定的前提下，“混改”有助于抑制企业的非效率投资行为。

(二)“混改”对内部控制质量的影响

我国国企普遍存在一股独大、所有者缺位和内部人控制等问题，且国有股比例与内部控制的有效性显著负相关，而大多数企业私有化后的内部控制质量比私有化前会更好。“混改”引入的各类非国有资本有助于在企业内部形成相互制衡、激励相容的监督约束机制，使内部环境得以优化，内部监督得到提升，提高了内部控制有效性，有利于产生利益协同效应。“混改”形成的多元化股权结构还能够缓解股权集中度过高带来的大小股东之间的信息不对称程度，避免了大股东为谋取自身私利而降低内部控制信息的披露程度，在一定程度上提高了企业的会计信息透明度，促进企业提高财务报告的质量，更加有效的信息与沟通使企业内部控制制度建设更完善。基于此，本文提出如下假设：

H2：在其他条件一定的前提下，“混改”有助于提高企业内部控制质量。

(三)内部控制的中介效应

有效的内部控制可以降低代理成本、缓解信息不对称等问题，提高企业经营效率和效果，促进企业创造价值。良好的内部控制还可以降低投资者预期的收益风险，从而降低其对资本成本的要求，缓解企业的投资不足。高质量的内部控制对关系型交易、环境不确定性等因素给投资效率带来的负面影响也存在缓解作用。基于此，本文提出如下假设：

H3：在其他条件一定的前提下，良好的内部控制在“混改”对非效率投资的抑制作用中发挥了中介效应。

二、模型与数据

(一)样本选择与数据来源

文章以2013-2017年间中国A股上市的国有企业数据为初始样本。为了消除异常值和缺失值对研究结果准确性及有效性的影响，基于以下原则进行数据筛选：(1)剔除ST、*ST企业样本；(2)剔除金融行业样本；(3)剔除数据缺失样本；(4)在5%的水平上对所涉及的连续型变量进行Winsorize处理。此外，本文还剔除了前三大股权性质均为非国有的企业，最终得到A股821家公司、3776个观测值。本文除内部控制数据取自迪博数据库，其余数据选自国泰安数据库和锐思数据库，并应用stata15.0及Excel2007对数据进行处理和分析。

(二)变量选取与模型构建

1.变量选取

(1)混合度

借鉴张文魁及杨志强等[16]的做法，本文构建了“混合度”变量：在混合所有制企业中，先计算出前三大股东中国有股比例(Es)，由此大致得出非国有股比例(Ep=1-Es)，将两者中数值较小的作为分子、较大的作为分母，所得到的比值定义为所有制混合度OMD，即：若Es>Ep，则OMD=Ep/Es；若Ep>Es，则OMD=Es/Ep。显然，OMD值大于零，小于等于1；OMD的值越大，表示所有制混合度越高。

(2)内部控制质量

基于企业内部控制的五大要素，迪博大数据研究中心构建了内部控制库。因此，采用迪博·内部控制指数的自然对数来测度内部控制质量IC。

(3)非效率投资

借鉴Richardson[17]的模型，结合国内学者辛清泉等)[18]、张先志等[19]和许为宾等[20]的模型，构建了本文的期望投资模型(1)来评估出预期正常投资水平，再用模型回归残差的绝对值衡量企业非效率投资。具体如下：

模型(1)

Invi,t=α0+α1Growthi,t-1+α2Levi,t-1+α3Cashi,t-1+α4Agei,t-1+α5Sizei,t-1+α6Reti,t-1+α7Invi,t-1+∑YEAR+∑IND+ε

其中，Invi,t和Invi,t-1分别为公司i第t年和第t-1年的资本投资量，用“(购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额)/期末总资产”计算得出；Growthi,t-1为企业i第t-1年成长性，取值为第t-1年的营业收入增长率；LeVi,t-1为企业i第t-1年杠杆水平，用第t-1年的企业资产负债率表示；Cashi,t-1为企业i第t-1年的现金持有量，用现金及现金等价物/期末总资产计算表示；Agei,t-1为企业i第t-1年年末上市年限，取值为统计年度与IPO年度差的自然对数；Sizei,t-1为企业i第t-1年的公司规模，用期末总资产的自然对数来衡量；Reti,j-1为企业i第t-1年的股票收益率，取值为考虑了现金股利再投资的个股回报率；按照中国证监会(1999年版)《上市公司行业分类指引》分类，共6个行业虚拟变量；Year为年度虚拟变量，2013年为基年，共5个。表示企业的非效率投资情况。

2.模型构建

借鉴温忠麟等[20]中介效应分析流程，结合国内学者池国华等[7]和杨志强等[16]的研究，采用逐步检验法来检验上述假设，构建本文模型如下：

模型(2)Ine=β0+β1OMD+∑Control+e

该模型检验了混合度对非效率投资的总效应，重点关注系数为β1。

模型(3)IC=β0+β2OMD+∑Control+e

该模型检验了混合度对内部控制的效应，重点关注系数为β2。

模型(4)Ine=β0+β1′OMD+β2′IC+∑Control+e

模型(4)中，若β1′不显著且β2′显著，则存在完全中介效应；若β1′显著存在部分中介效应。

模型变量定义及选取方法如表1所示。

表1 变量定义及选取方法

三、实证分析

(一)描述性统计分析

表2列示了样本数据各指标的描述性统计结果。非效率投资水平中位数为0.0123与均值为0.0169非常接近，标准差为0.0146，表明国企非效率投资水平分布比较均匀，而极大值(0.0549)与极小值(0.0011)差异较大，说明我国个别混合所有制企业非效率投资水平两极分化较为明显。混合度水平的中位数为0.6287，均值为0.6208，说明我国国企积极进行了“混改”，但混合度水平的极小值(0.2522)与极大值(0.9583)相差较大，表明我国国企的“混改”程度参差不齐。

(二)相关性分析

表3为模型(2)-(4)变量相关系数表。整体上，各变量之间的相关系数小于0.5，具有独立性，不存在多重共线性问题，因此可进行回归分析。混合度与内部控制的相关系数在1%的水平上显著为正，与非效率投资的相关系数在5%的水平上显著为负，初步表明“混改”可以提高企业内部控制质量，抑制企业的非效率投资行为。

表2 变量的描述性统计结果

表3 模型(2)-(4)变量相关系数表

(三)回归分析

由表4列示出模型(2)-(4)的回归结果。模型(2)的回归结果表明“混改”可以有效减少企业的非效率投资，且在5%的水平上显著，通过了假设1的检验，说明混合度的提高可以改善企业的投资效率，“混改”对非效率投资的总效应为-0.0026。模型(3)的回归结果表明“混改”可以有效提高企业的内部控制质量，且在1%的水平上显著，通过了假设2的检验，说明混合度的提高可以改善企业的内部控制质量，其效应为0.0196。模型(4)在模型(2)基础上增加内部控制质量，解释变量混合度仍在5%水平上显著，但其回归系数由模型(2)中的-0.0026 变为-0.0023，同时内部控制回归系数为-0.0131，且在1%水平上显著负相关，说明内部控制在“混改”对非效率投资的抑制作用中起着部分中介作用，假设3得到了验证，并且内部控制加强了这种抑制作用，该中介效应占总效应的比例为11.5%。

表4 回归分析结果

此外，控制变量经营现金流(FC)、筹资现金流(CZ)与内部控制质量在1%的水平上显著正相关，说明经营活动和筹资活动产生的现金流量越多，企业内部控制质量越好。经营现金流(FC)、筹资现金流(CZ)与非效率投资在1%的水平上显著正相关，说明现金流量充足会加大企业的投资，从而降低企业的投资效率。同时，R2值拟合程度较好，分别为0.0477、0.1372、0.0537，表明方程的解释变量和控制变量对被解释变量具有一定的解释效果。

(四)稳健性检验

考虑到模型可能存在潜在的内生性问题，为了增强本文结论的可靠性，将被解释变量(Ine)前置一期的数值(Ine1)进行回归，回归结果仍显著，与原各模型回归结果基本一致，因此本文回归模型设计较为合理，前文结果具有稳健性。

表5 稳健性检验回归分析(仅列示主要变量)

结 语

本文以2013-2017年间821家我国A股上市公司为样本，探讨了“混改”对非效率投资和内部控制的影响，研究了内部控制在“混改”对非效率投资影响中的中介效应，实证研究了三者之间的作用机理关系。结果发现：(1)“混改”对非效率投资有显著的负向影响，说明“混改”可以有效减少企业的非效率投资行为；(2)“混改”对内部控制质量有显著正向影响，有效提升了企业内部控制质量；(3)内部控制在“混改”对非效率投资的抑制作用中发挥了部分中介效应，即“混改”可以提高企业的内部控制质量，抑制企业的非效率投资行为。