国有企业混合所有制改革提高了企业投资效率吗？

许晨曦，金宇超，杜 珂

(1.首都经济贸易大学 会计学院,北京 100070；2.中央财经大学 会计学院，北京 100039；3.中铁第五勘察设计院，北京 102600)

一、引言

改革开放40多年来，我国经济出现了持续高速增长的伟大奇迹。伴随着改革推进，国有企业的活力被激发，有效推进了国民经济的发展，是推动我国经济增长的中坚力量(渠敬东等，2009)。然而，随着2008年国际金融危机爆发，国企改革的力度明显下降，市场化取向的国企改革甚至出现一定程度的逆转，国有企业的运营效率出现持续下降的趋势(鲁桐，2019)。《中国财政年鉴》公布的统计数据显示，全国国企总资产报酬率从2007年的6.4%下降至2017年的2.7%，净资产利润率从2007年的12.1%下降至2017年的4.9%，同时，全国国有及国有控股企业(不含国有金融业)的数量从2008年的11万家增长到2017年的18.7万家，增长了70%。而同时期，国有及国有控股企业的经营效率与民营企业的经营效率差距进一步扩大，2007年，国有及国有控股企业和民营企业工业资产回报率分别为6%和9%，到了2016年两者数据为2%和11%(1)数据由作者依据《中国财政年鉴》查找得出。。这表明，一方面，国有企业资产规模庞大，占有大量社会资源；另一方面，其经营效率较低，可能拖累我国整体经济发展速度。理论研究同样发现，国有企业较低的经营效率很大部分源自本身特殊的制度属性，比如政策性负担和社会责任可能会导致国企运营效率低下(林毅夫和李志赟，2004)。因此，如何在保证国企社会职能基础上提升其经济效率是我国当前经济转型时期的重要问题，深入推进国有企业改革以提高国企运营效率更是当前经济改革中的关键。

党的十五大报告第一次提出了混合所有制的概念，党的十六大报告提出要积极推进股份制，发展混合所有制经济。党的十八届三中全会发布《关于全面深化改革若干重大问题的决定》，推动了国有企业混合所有制改革进程。此后，各地纷纷落实国有企业的改革政策，全力以赴推进国有企业混合所有制改革。党的十九大报告进一步强调了深化国有企业混合所有制改革的任务与办法。混合所有制改革的目标是通过优化国有股权分配比例，引入非公有资本丰富股权结构，减少国有股权占比，优化公司治理结构，以形成股东行为明确、企业投资高效敏捷、内控监督有力的机制。这意味着非国有资本在公司治理中将起到举足轻重的作用，国有企业混合所有制改革正式向规范治理结构与深化改革的重要阶段迈进。

目前，关于国有企业混合所有制改革经济后果的相关研究结论并不统一。有的学者认为，引入异质股权会使国有企业提高经营绩效(刘小玄，2004；李广子和刘力，2010)；国有企业混合所有制改革能够剥离政策性负担(陈林和唐杨柳，2014)，提高企业经营业绩(武常岐和张林，2014)，加速企业创新(李文贵和余明桂，2015)。然而，有的学者研究认为，国有企业混合所有制改革会导致国企预算软约束加剧(林毅夫和刘培林，2001)、政策性负担加重(刘春和孙亮，2013)，当非国有资本比例高于一定比例后，其经济效益还会下降(马连福等，2015)。企业投资是公司财务管理中不可忽视的重要活动，是企业自由现金流的主要来源之一，投资效率决定企业价值(McConnell & Muscarella，1985)。企业作为国民经济的运行实体，投资决策及投资效率不仅关系到企业的发展方向和发展速度，对于市场的深度融合以及经济的高质量发展也具有十分重要的意义。然而，我国上市公司普遍面临投资效率低下的问题(姜付秀等，2009)，主要表现为投资不足和投资过度。尤其是在国有企业中，国企的投资行为多数碍于政府干预，法人治理结构形同虚设，常常出现非效率投资(申慧慧等，2012；金宇超等，2016)。因此，深入探究国有企业混合所有制改革的经济后果尤其是对企业投资效率的影响具有重要的理论价值与现实意义。

国有企业混合所有制改革，必然会对企业投资效率产生影响。一方面，因其股权结构引起的动态改变会对其治理体制及资源禀赋造成直接冲击，一定程度上硬化国企的预算软约束，进而影响企业投资效率；另一方面，通过管理层持股等方式引入非公有资本，可以提高管理层激励，提高股权多样性和制衡度，同样会对国有企业投资效率产生影响。此外，对国有企业引入类似于机构投资者、联合投资者等非国有资本进行混合所有制改革，可以有效推动投资主体多样化，改善“一股独大”所造成的内部人监管及制衡机制失效等状况，也会影响企业决策者的投资策略。基于以上分析，本文以我国国有企业混合所有制改革为切入点，致力于回答如下一些问题：我国当下进行的国企混改能否提高企业投资效率？国企混改的不同程度与企业投资效率的关系是否有所差异？进一步，在国企行业分层分类改革与地区市场化进程不断深化推进的背景下，行业竞争程度及市场化进程对国企混改之于投资效率的影响关系产生了哪些调节作用？

本文可能的贡献在于如下四点：第一，本文在投资效率相关理论研究基础上，从国企股权结构的动态变化及控制权转移视角来探究其对企业投资效率的影响，在研究我国国有上市公司投资效率影响因素的同时，丰富并完善了投资效率的已有研究；第二，已有文献在研究投资效率时，很少将投资效率的相关理论放在同一层面进行讨论，而本文基于异质股权所伴生的资源禀赋及其形成的治理结构等视角，将权衡理论与代理理论相结合，综合考虑国企混改对企业投资效率的影响；第三，目前学术界对于国企混改的改革绩效、改革手段以及改革所致的经济后果观点尚未统一，且国企混改的相关研究呈现出明显的理论滞后于实践现象。本文的研究既可以揭示我国国企混改尚存争执的原因，也能为我国国企混改的经济效果提供经验证据，为今后学者的研究提供借鉴；第四，本文通过分析国企混改对投资效率的价值效应和竞争效应，基于股权视角，深入探究了我国国企混改程度的度量方式以及国企混改对企业投资效率的影响，研究结论对当下国企改革具有决策参考价值。

二、理论分析与研究假设

历经十余年的发展，在全面深化改革和经济迈向高质量发展的时代背景下，国有企业和国有资本被赋予了全新的任务和使命，国有企业混合所有制改革逐渐升温。首先是以资源垄断型国企为试点单位进行改革，接着是地方国资委管辖的国企和地方政府管辖的国企陆续规划和发布国企混合所有制改革的具体方案，最后是由国务院国有资产管理委员会所出台的中央企业总体层面的改革措施。国企混合所有制改革既是我国当今所有改革中的重要目标和经济任务之一，也为今后民营小微企业优化投资布局提供了参考(杜媛等，2015)。企业本身的经营业绩和发展战略很大程度上取决于该企业的投资决策，故而为了企业的长远发展，首要任务是改善企业投资效率低下等弊端(李延喜等，2015)，从投资效率视角出发，探究国有企业是否可以通过混改来完善企业投资行为、提高经济决策效率已然成为判断国企混改经济效果的对比基准。

由于投资者风险偏好及信息来源不同，股东之间存在明显的异质性(Kumar & Bagwell，1991)，尤其是在混合所有制改革背景之下，不同股权性质代理成本和资源禀赋存在较大差异(白俊和连立帅，2012)。因此国有企业在进行混合所有制改革时，资源禀赋的不同会导致资本性质差异，从而对企业投资效率产生影响。不同股权性质下企业资源禀赋与治理结构存在异质性，最终对企业行为产生影响。国企混改作为中国经济体制改革的核心和关键内容(杨兴全和尹兴强，2018)，对国有企业的发展及国民经济增长具有重要影响。作为国民经济的重要支撑，国有企业往往需要担负更多的非市场化目标、实现地方GDP增长及政策性负担等，政企不分现象较为严重，使得企业经营资金被挤占，在进行投资时往往不具备自主性(林毅夫和李志赟，2004；金宇超等，2016)。而通过国有企业混合所有制改革，引入非国有资本以丰富股权结构、优化国有股权分配比例，从而规范了股东行为，强化了企业内部监督机制，缓解了企业代理问题，完善了公司内部治理，从而有助于提高企业投资效率。

综上所述，非国有资本的深层引入能够在一定程度上硬化国企的预算软约束进而改善企业投资效率。与此同时，异质股权交叉持股在改善国有企业股权结构、完善公司治理水平的同时亦可能引致投资效率的提高。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设1：国有企业混合所有制改革提高了企业投资效率。

进一步分析国有企业混合所有制改革对企业投资过度和投资不足的影响。一方面，国企混改能够硬化国有企业预算软约束、减轻政策性负担，避免管理者因政治锦标赛而出现过度投资行为。鉴于我国特殊的制度背景，国有企业担负着一定的政治目标，同时肩负大量政策性负担和社会责任(Qian，1994；Lin & Tan，1999)，具备典型的“半政半企”特点(廖冠民和沈红波，2014)。当市场竞争达到一定程度时，受信息不对称的影响，政策性负担成为企业预算软约束的前提。国有企业普遍存在预算软约束弊端，由此引致过度投资行为。通过引入非国有资本，国企承担的政策性负担会有所减轻，在一定程度上可以硬化国有企业的预算软约束(陈林和唐杨柳，2014；张辉等，2016)，可以抑制过度投资，从而提高企业投资效率。与此同时，国企混改在推动企业纠正投资决策的过程中，可以矫正国有企业在改革背景下已经畸变的投资结构(林毅夫和李志赟，2004)，以及政府在赶超战略期间的强行干预(孙晓华和李明珊，2016)，有助于抑制过度投资，加强国企的创新投资(李文贵和余明桂，2015)，从而提高投资效率。

另一方面，国企混改通过引入非国有资本，可以缓解因代理问题导致的投资不足。受制于国有资本“一股独大”及其所有者缺位引起的“内部人控制”问题(张维迎等，1995)，企业本身对于经营投资行为没有合理的监督和管控，由此引致国企高管在追寻政治晋升与企业风险规避之间存在分别具有企业与政府特点的双重代理问题(金宇超等，2016)。对国企进行混合所有制改革，引入非国有资本，不但可以通过获取所有权来缓解“所有者缺位”等弊端，而且非国有股东为确保自身利益亦有动机去监督和完善国企当下的治理机制，在一定程度上可以制衡国有股东，从而进一步缓解国有控股股东与非国有股东之间的代理问题(詹雷和王瑶瑶，2013)。企业的代理冲突会导致所有者和经营者之间的预期目标大相径庭，使得经营者的决策与股东利润最大化目标背道而驰，从而出现企业自有资金过度投资(Jensen &Meckling，1976；Jensen，1986)。当经营者判定当前净现值为正的投资项目不会为其增加边际收益时，即便其可以为股东带来边际收益，经营者也会对此项目弃之不顾，从而导致出现企业投资不足的行为。现代企业的诞生伴随所有权和经营权分离，如果不对经营者进行适当激励和监管，两权分离引致的代理冲突会愈发严重，进而影响企业投资效率。因此，引入非国有资本能够对国有资本形成一定的制衡，监督企业更合理高效地制定适合其本身的经营战略方针，缓解投资不足，从而优化国有企业投资行为。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2：国有企业混合所有制改革抑制了企业投资过度。

假设3：国有企业混合所有制改革缓解了企业投资不足。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取了2003-2017年所有在沪深两市上市的国有企业为初始研究样本。样本选择区间之所以从2003年开始，主要是因为本文研究的对象为国有上市公司，而国有上市公司自2003年开始信息披露较为完善。参照已有文献的做法，本文按照实际控制人性质区分国有企业与非国有企业上市公司。并对样本做了如下处理：首先，剔除金融行业类上市公司，因为这类公司的业务性质比较特殊；其次，剔除IPO之前的上市公司样本，因为这类公司的财务等相关数据与其他年份差异较大；最后，剔除了主要变量存在缺失的上市公司样本。经过以上处理，最终得到了14046个公司年度观测值。其中，国有企业混合所有制改革的数据来源于国泰安(CSMAR)数据库中前十大股东信息分库，参照了马连福等(2015)、郝阳和龚六堂(2017)的方法，通过手工判断每一位股东的股权性质，从而确定公司的股东类型种类。此外，本文相关数据均来自国泰安(CSMAR)数据库，部分指标通过手工搜集并计算获得。本文使用的统计分析软件为Stata14.0，考虑到极端值可能对研究结果产生的影响，本文对主要连续变量进行了上下1%分位数的缩尾(Winsorize)处理。

(二)变量说明与模型构建

基于上文的理论分析，为了验证本文的研究假设，借鉴孙晓华和李明珊(2016)等研究的相关设计，构建如下模型：

Inefficienti,t+1=a0+β1Mixi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Fcfi,t+β5Mfeei,t+β6Growthi,t+β7Indpi,t+β8Top1i,t+β9Boardi,t+β10Dualityi,t+β11Mski,t+β12Instii,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

其中模型(1)的因变量为企业投资效率(Inefficienti,t+1)，自变量为国有企业混合所有制改革(Mixi,t)。其余变量为控制变量，并控制了年度和行业效应。具体的变量描述如下：

1.被解释变量

企业投资效率(Inefficienti,t+1)。参照Richardson(2006)中的模型，本文构建了期望投资回归模型。用实际投资支出值与回归方程所得预期值的差异度量非效率投资，用回归残差表示非效率投资水平。

具体构建模型如下：

Invi,t=a0+β1Invi,t-1+β2Growthi,t-1+β3Levi,t-1+β4Cashi,t-1+β5Agei,t-1+β6Sizei,t-1+β7Reti,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

根据模型(2)，残差项ε之前各项计算出的值是企业的预期投资量，残差ε本身代表的是非效率投资。如果ε>0，表示企业实际的投资额高于预期投资额，出现了投资过度的情况，用Over_Inv表示；如果ε<0，表示企业的实际投资额低于预期投资额，出现投资不足的问题，用Under_Inv表示。因此，本文对残差ε取绝对值作为企业投资效率的替代变量，绝对值越大企业投资效率越低。此外，残差为正表示投资过度，残差为负表示投资不足。

另外，关于模型(2)中的其余变量，Invi,t为企业当年新增投资额，表示投资支出净额，等于期末购建固定资产、无形资产和其他长期资产的现金支出除以期末资产总额。Growthi,t-1为企业成长机会，等于托宾Q值；Levi,t-1为企业资产负债率，等于企业年末总负债除以年末总资产；Cashi,t-1为企业自由现金流，等于期末货币资产除以期末资产总额；Agei,t-1为企业上市年限，等于当年年份减去上市年份；Sizei,t-1为企业规模，等于期末总资产的自然对数；Reti,t-1为企业股票收益率(考虑现金股利再投资的个股回报率)；Year和Industry分别为年份和行业控制变量，ε为残差值。

2.解释变量

国有企业混合所有制改革(Mixi,t)。现有研究发现，简单的股权混合并不能够改善国有企业绩效，只有国有企业出现异质股东的制衡及控制权转移时，才能有效地发挥非国有股东的治理效用(马连福等，2015；蔡贵龙等，2018)。即国企混改的方式主要包括“量变”——异质股东的种类和“质变”——异质股东的制衡及控制权转移。因此，本文试图从国有上市公司中不同产权性质的股权数量及其占比来度量国企混改的方式及程度。具体方法为，通过搜集和整理国有企业的年度报告和CSMAR数据库披露的前十大股东相关数据，逐一判断并确认每个国企前十大股东的性质及其持股比例(若其股东本身是上市公司，则依据其实际控制人的性质判断)。其中对国企异质股东的类别界定参考了马连福等(2015)、郝阳和龚六堂(2017)的方法，将股东性质划分为：国有股东(SOE)、自然人或家族(Family)、外资股东(Foreign)、民营企业(Non_SOE)、机构投资者(Institution)及其他(Others)共六类。

国企混改的改革方式主要包括“量变”(异质股东的种类)与“质变”(异质股东的制衡及控制权转移)，分别体现了股权来源的构成和股权制衡程度。本文在明晰前十大股东股权种类的基础上，构建如下三个指标来度量国企混改：(1)股权多样性(Mixnumi,t)，参考马连福等(2015)的设计，将其定义为企业前十大股东涉及股权性质的种类，当只存在一种股权时，取值为1，以此类推。通常而言，企业拥有股权性质种类越多，其混改程度越高；(2)股权融合度或制衡度(Mixratei,t)，参考杨志强等(2016)的研究设计，分别计算国企中国有股及非国有股占全部股权的比重，较大者作为分母，较小者为分子，将所得比值定义为混改股权的融合度或制衡度，Mixratei,t越大，国企的国有资本与非国有资本融合程度越高，制衡作用越明显；(3)国企控制权转移(Changei,t)，参考徐晓东和陈小悦(2003)以及刘慧龙等(2008)的研究，将第一大股东变更或最终控制人性质变更定义为控制权发生转移，通常而言，控制权发生转让其混改程度可能更高。

3.控制变量。代理冲突是影响企业投资效率的重要因素，而公司治理可以综合反映企业代理冲突的严重与否。根据已有相关文献，本文在模型中加入了对企业投资效率可能造成影响的公司特征、公司治理等相关变量。具体变量定义如下表所示：

表1 变量定义表

四、实证分析结果

(一)描述性统计

表2为本文变量的描述性统计结果。企业投资效率变量(Inefficient)最小值为0，最大值为0.257，标准差为0.043，这表明我国上市公司整体投资效率分布不均。股权多样性变量(Mixnum)均值为3.271，最小值为1，最大值为6，标准差为0.778，最大值和最小值以及均值与标准差的差均较大，表明我国上市公司整体股权的融合程度存在较大差异。控制权转移变量(Change)的均值为0.170，说明国有企业中大约有17%的样本转变为民营企业。此外，其余控制变量值得我们关注的有：独立董事比例(Indp)最小值为0.231，这意味着有部分企业并没有遵守独立董事占比不小于1/3的规定。第一大股东持股比例(Top1)均值为0.387，说明我国国有企业中第一大股东平均持有公司38.7%的股份，相对于其他主要资本市场，中国的股权集中度较高。董事长与总经理两职合一(Duality)均值为0.110，说明在国有企业中董事长兼任CEO的比例为11.0%，这个比例比民营企业要低。管理层持股比例变量(Msk)平均值为0.006，说明我国上市国企中管理层持股比例平均为0.6%，比例较低。机构投资者持股比例(Insti)均值为0.050，说明在我国上市国企中机构投资者持股比例平均为5.0%，处于较低水平。

表2 描述性分析统计表

(二)相关性分析

为了排除变量之间多重共线性对回归结果的影响，本文对所有变量进行Spearman相关性检验，其中，股权多样性(Mixnum)与投资效率(Inefficient)的相关系数为-0.058并且在1%的显著性水平上显著，股权融合度(Mixrate)与投资效率(Inefficient)的相关系数为-0.018，并且在5%的显著性水平上显著。而控制权转移变量(Change)与投资效率变量(Inefficient)的相关系数为-0.015，并且在10%的显著性水平上显著。这为本文的假设1提供了一定的证据，说明股权多样性会提高国有企业的投资效率。其他变量如公司自有现金流(Fcf)、营业收入增长率(Growth)、第一大股东持股比例(Top1)、董事会规模(Board)、管理层持股比例(Msk)以及机构投资者持股比例(Insti)与投资效率(Inefficient)的相关系数为正，并且至少在5%的显著性水平上显著。公司规模(Size)、资产负债率(Lev)以及独立董事比例(Indp)与投资效率(Inefficient)的相关系数为负并且至少在5%的显著性水平上显著。本文的主要变量与投资效率(Inefficient)的相关系数基本都显著，说明本文模型选择的变量较为合适(2)限于篇幅，未报告相关性检验结果，读者如有需要可向作者索取。。

(三)回归结果分析

本文通过非平衡面板数据，分别使用股权多样性(Mixnum)、股权制衡度(Mixrate)以及控制权变更(Change)来检验假设1中国有企业混合所有制改革对企业投资效率的影响，假设1的回归结果如表3所示。由表3结果可知：股权多样性变量(Mixnum)回归结果系数为-0.002，在1%水平下通过显著性检验，说明在国有企业中股权多样性越高，企业的投资效率会越高。股权制衡度变量(Mixrate)回归系数为-0.005，并且在1%的显著性水平上显著，说明国有股和非国有股的制衡度越高，企业的投资效率也会越高，反映了混合所有制改革对于投资效率的提高程度。控制权变更(Change)变量回归系数为-0.004，并且在1%的显著性水平上显著，说明当国有企业混改的程度发生了控制权变更，企业的投资效率也会提高。综上，国有企业的混合所有制改革的代理指标与企业投资效率的关系在回归中都为负，并且在1%的显著性水平上显著为负，为本文的假设1提供了很好的支持。

表3 国企混和所有制改革与企业投资效率

注：括号中的数值为t值；***、**、*分别代表1%、5%和10%的显著性水平，下表同

接下来，为了验证假设2和假设3，我们将企业非效率投资分为投资过度和投资不足两种情况，分别考察国有企业混合所有制改革对企业过度投资和投资不足的影响，回归结果如表4所示，其中第一列至第三列为国企混改对企业过度投资的影响，第四列至第六列为国企混改对企业投资不足的影响。

表4的第一列至第三列结果显示，股权多样性(Mixnum)、股权制衡度(Mixrate)以及控制权变更(Change)分别在1%、1%以及10%的显著性水平负向影响企业过度投资，这表明国企混改能够通过降低过度投资影响企业的投资效率，这是国有企业混合所有制改革影响投资效率水平的一个重要机制，即假设2得到验证。表4的第四列至第六列结果显示，只有在控制权变更时，混合所有制改革对企业投资不足有影响，股权多样性(Mixnum)和股权制衡度(Mixrate)的回归系数都不显著，说明国有企业混合所有制改革对投资效率的改善并不是通过影响投资不足进行的，即假设3没有得到验证。这可能是由于自2008年金融危机以来，我国经济增长对投资的依赖程度不断增加，尤其是国有企业的投资效率问题主要集中于投资过度，鲜有投资不足现象，从而导致国企混改对改善投资不足效果不明显。

综上所述，我们发现国有企业混合所有制改革主要通过减少国有企业过度投资行为来提高企业的投资效率，从而为我们找到了更加精确的影响机制。国有企业本身相对而言承担着更多的政策性负担，所以更可能进行过度投资，但是混合所有制改革引入的其他非国有股东可以改变这种状况，使其充分适应市场竞争机制，从而优化投资行为，改善其投资效率。

(四)稳健性检验

为了检验研究结果的可靠性，本文从以下几个方面进行稳健性检验(3)限于篇幅，未报告稳健性检验结果，读者如有需要可向作者索取。：

表4 国企混合所有制改革对企业投资效率影响机制分析

1.变换企业投资效率计算方法。首先，使用营业收入增长率来替换托宾Q值对企业投资效率进行重新计算。其次，由于Richardson(2006)模型中对全样本估计后，容易出现前视偏误(Look-Ahead Bias)，而且随着不同样本区间，估计出的投资效率会出现一定机率变化，因此，借鉴Goodman等(2014)对企业投资效率的计算方法，重新计算企业投资效率并带入模型(1)中进行检验。以上回归结果均显示，假设1和假设2结论并未发生实质性变化，同时假设3仍不成立。

2.对主要变量进行滞后期处理。本文使用的是将当期国企混改程度与下一期投资效率进行回归的分析路径，为了结果的稳健性，又使用了当期的投资效率重新进行回归分析。结果显示假设1和假设2仍然成立，且假设3结论不成立。

3.内生性处理。本文的结论存在一定内生性问题，这是因为国有企业混合所有制改革对企业投资效率的影响很可能存在反向因果关系，即投资效率较高的国有企业可能本身混改程度就较高。虽然本文采取了使用因变量(企业投资效率)提前一期的方法来克服内生性问题，但是可能仍然无法完全克服这一问题。鉴于现有文献中对于国有企业混合所有制改革并没有很好的工具变量去替换，为了缓解内生性问题，一方面，本文在公司个体层面使用固定效应模型重新进行回归，另一方面，在使用当期因变量的前提下，将所有解释变量和控制变量滞后一期以进一步缓解内生性问题。以上结果均显示假设1和假设2的结论不变，假设3依旧不成立。

以上的稳健性检验结果表明，前述的主要研究结论并未发生改变，故可以认为本文的研究结论是较为可靠的。

五、进一步研究

(一)国有企业混合所有制改革、行业特征与企业投资效率

关于国有经济的一般功能理论认为，国有经济在“市场失灵”领域中更能发挥作用，因此可以从竞争性领域退出。相反，特殊功能论的观点认为国有经济作为国家经济发展的主要力量，对提高市场竞争力具有重要作用，应使国有经济充分参与市场竞争。传统垄断行业大多与基本民生息息相关，随着市场经济的不断发展，日渐壮大的利益集团可能会通过寻租手段从而垄断社会资源，以谋取政治利益(Acemoglu，2006)。逐步深入推进国企混改在一定程度上打破了电力、天然气等垄断性行业的自然垄断性，引入非国有资本不仅可以优化国有企业治理结构，而且因承担适度的外部竞争压力，必然会促使国有企业明确经营目标、制定适合本企业发展的经营战略，减轻其肩负的政策性负担和社会责任，进而减少社会资源倾斜。当国企处于垄断行业时，丰富的资源禀赋使企业代理问题加剧。因此，相对于竞争行业，深入推进混合所有制改革、引入非国有资本来优化企业组织结构和监管机制对垄断行业的影响可能更大，进而可能导致国企混改对投资效率的影响在垄断行业中更为敏感。垄断行业的混合所有制改革比竞争性行业更能降低其政策性负担，于企业投资效率而言，即相较于竞争性行业，国企混改对投资效率的影响在垄断性行业国企中可能更明显。因此，相较于竞争行业，国企混改对提高垄断行业的投资效率的影响可能更加显著。

为了进一步考察行业特征在国企混改对于企业投资效率发生作用时的调节效应，本文借鉴王学庆(2003)的研究，按照证监会2012年发布的上市公司行业分类指引，将采矿业、电力、热力、燃气及水生产和供应业、交通运输、仓储和邮政业以及水利、环境和公共设施管理业划分为垄断行业(Moloply)，如果上市公司属于上述行业则记为1，否则记为0。回归结果如表5所示，垄断性行业变量(Moloply)和股权多样性变量(Mixnum)、股权制衡度变量(Mixrate)以及控制权变更变量(Change)的交互项和投资效率的回归系数分别通过5%、10%以及10%的显著性检验。总体而言，相对于非垄断行业，在垄断性行业中，国有企业混合所有制改革更能够提高企业的投资效率。这表明在垄断性行业中国有企业的竞争压力更小，企业的非效率投资也更严重，当非国有企业进入之后，能够引入市场机制，从而使得国有企业的投资效率提高得更加显著，因此相对于非垄断行业，在垄断行业中国有企业的混改对投资效率的提高作用更加明显，这也说明在垄断性行业中积极引入非国有资本的重要性。

表5 垄断行业的调节作用实证结果

(二)国有企业混合所有制改革、市场化进程的地区差异与企业投资效率

由于我国各地区资源禀赋存在明显差异，经济发展很不平衡，因此各地区市场化程度差异很大，从而影响到企业所处的市场环境及外部治理水平。而企业外部治理水平与内部治理水平之间存在一定的替代或互补关系(La Porta et al.,1998),这就影响到了混改与企业投资效率之间的关系。比如，在西北、东北等市场化程度不高的地区，企业所处的外部治理水平相对较低，国企混改对投资效率的改善作用较强；而在长三角、珠三角等市场化程度较高的地区，外部治理水平较高，混改对企业投资效率的改善作用则可能相对较弱。当市场化程度较低时，信息不对称程度较高，受制于落后的资本市场可能使企业投资行为偏离最优决策，投资效率较低。通过国企混改对资源禀赋进行一定程度的约束，从而强化企业融资约束程度，避免因信息滞后而导致的投资不足或投资过度行为，尤其是对于投资过度的企业而言，融资成本较高时，弱化投资过度(王彦超，2009)。当市场化程度较高时，融资环境相对完善，经济发展水平及资本市场信息效率较高，国企混改对融资约束的影响相对较小，因此改善空间可能较小。此外，市场化进程较低的地区治理环境相对滞后，信息不对称可能会加剧代理冲突，同时企业还面临着政府干预所引致的较高政府代理成本(Kose et al.，2011)。随着国企混改的逐步推进，非国有资本的进入不仅可以完善其治理结构和监管机制，而且其经营目标和发展战略还会随着具有资本逐利性的非国有资本的进入得到改善，优化内部治理，与外部治理环境之间存在一定的替代效应。即相对于市场化进程更高的地区，国企混改与投资效率的影响关系在较低市场化程度的地区可能更为突出。因此，相较于市场化水平较高的地区，国企混改对投资效率的影响在市场化水平较低的地区可能更为显著。

为了进一步考察市场化水平对国有企业混合所有制改革之于企业投资效率作用的调节效应，本文借鉴王小鲁等(2016)的市场化指数作为替代变量。回归结果如表6所示，市场化水平变量(Market)和股权多样性变量(Mixnum)、股权制衡度变量(Mixrate)以及控制权转移变量(Change)的交互项与投资效率的回归系数分别在5%、10%以及5%的水平上显著为正。说明在市场化水平低的地区，国有企业混合所有制改革对企业投资效率的提高更加显著。在市场化水平低的地区，混合所有制改革更可能给企业带来发展的市场化动机，从而弥补现有制度的缺陷，提高企业的投资效率。即相对于市场化水平较高的地区，在市场化较低地区的国有企业混合所有制改革对企业的投资效率提高更加明显，混合所有制改革可以更好地弥补市场化水平低带给企业的缺陷。

表6 市场化水平的调节作用实证结果

续表

六、结论与政策建议

本文以2003年至2017年我国沪深A股上市公司为研究样本，实证检验了国企混改对企业投资效率的影响，得到如下结论：(1)混合所有制改革可以促进国有企业改善其投资效率，该研究结果在混合所有制改革的多种度量方法下都显著，同时，我们也使用了不同的方式测量企业的投资效率，研究结果都比较稳健。(2)分别从过度投资和投资不足两个角度考虑了混合所有制改革对企业投资效率的作用机制和途径，研究发现混合所有制改革并非作用于投资不足，而是通过对过度投资的抑制作用来改善投资效率。(3)进一步考察了垄断性行业及市场化水平的调节作用，在垄断性行业及市场化水平较低的地区中，混合所有制改革的效果更加明显，企业投资效率的提高也更显著。

结合上述结论，本文提出如下政策建议：(1)政府相关部门应该进一步推进和深化国有企业混合所有制改革，抑制国有企业过度投资行为，通过引入不同类型的股东从而提高企业的投资效率。(2)应进一步降低部分垄断行业的进入壁垒，加快引入非国有资本使其参与市场竞争，加快推进垄断行业改革步伐。(3)在市场化程度不高的地区重点推进政府职能改革，进一步深化混合所有制改革，逐步摆脱地方政府与国企之间的行政隶属关系，将其职能集中于解决“市场失灵”等方面。总之，政府在深入推进国有企业混合所有制改革的过程中，要注意分别施策：在竞争程度较高的行业和市场化水平较低的地区，力推以混合所有制改革为主的国企改革方案；而在竞争程度较低的行业和市场化水平较高的地区，混合所有制改革需要配合其他国企改革政策和激励方案，以显著提高国企投资效率。