混合所有制改革、会计信息质量与投资效率

姚震 郑禹 孙雪晴

【摘要】以混合所有制改革为背景， 选取2010 ～ 2018年国有上市公司的1983个样本数据， 实证检验混合所有制改革、会计信息质量、投资效率之间的关系。 研究结果表明：混合所有制改革的推进能够提高国有上市公司的投资效率， 也能够显著抑制国有上市公司盈余管理程度， 提高国有上市公司会计信息质量。 通过中介效应检验发现， 会计信息质量在混合所有制改革对于国有上市公司投资效率的影响路径上发挥了部分中介效应。 进一步研究发现， 混合所有制改革能显著抑制国有上市公司的投资过度行为， 而对于投资不足行为的抑制效果并不显著， 同时对于国有资本相对集中的电力、石油、天然气、铁路、民航、通信、军工等七大重点领域国有上市公司的投资效率提高并不显著， 应注重提高混合所有制改革的效率。 应当继续推进混合所有制改革， 引入非国有资本， 同时提高企业会计信息质量， 最终实现国有上市公司投资效率的提高。

【关键词】混合所有制改革;会计信息质量;投资效率;中介效应

【中图分类号】F271;F275      【文獻标识码】A      【文章编号】1004-0994（2020）16-0060-9

一、引言

1997年中共十五大首次提出了混合所有制经济的概念， 引发了公众对于混合所有制经济的高度关注; 十六届三中全会号召企业大力推进混合所有制改革， 促进不同性质产权之间的融合和不同所有制的共存[1] ; 十八届三中全会对混合所有制进行了系统阐述， 明确了混合所有制是不同所有制资本的交叉持股和相互融合， 拉开了混合所有制改革的大幕。 当前， 我国经济已从高速发展阶段转向高质量发展阶段， 党的十九大报告进一步提出“深化国有企业改革， 发展混合所有制经济， 培育具有全球竞争力的世界一流企业”的重大论述， 为混合所有制改革描绘了更加宏伟的蓝图。 一直以来， 企业投资效率和会计信息质量都是财务和治理领域的热点问题， 而国有企业存在“高增长， 低效率”问题， 非效率投资比非国有企业更加普遍; 同时国有企业也存在盈余管理行为， 使得会计信息质量较低， 国资委在2016年就把提高会计信息质量、强化会计信息披露作为国有企业“十项改革试点”的重要改革方向。 2019年6月26日发布的《关于2018年度中央预算执行和其他财政收支的审计工作报告》中指出， 22家中央国有企业和1家金融机构2017年多计收入90.7亿元、多计利润45.23亿元， 分别占同期收入和利润的0.21%、1.09%。 这一切都说明， 国有企业的会计信息质量问题值得关注。

通过归纳相关文献发现， 目前鲜有文章从中介效应角度出发研究混合所有制改革、会计信息质量与投资效率之间的关系， 因此， 本文将三者纳入一个统一的分析架构中， 分析混合所有制改革对于投资效率、会计信息质量的影响以及会计信息质量在混合所有制改革对于投资效率的影响路径上发挥的中介作用。 一方面， 希望丰富混合所有制改革与投资效率、会计信息质量方面的文献; 另一方面， 将三者放入一个架构中进行研究， 以期证实三者之间的影响机制。

与其他研究相比， 本文的研究贡献主要集中在以下几个方面：①在混合所有制改革衡量指标选择方面， 马连福等[2] 在研究混合所有制的市场逻辑时， 将混合主体制衡度、股权集中度等作为混合所有制改革的衡量指标; 周绍妮等[3] 在研究混合所有制改革、社会责任信息披露与国有资产保值增值时， 将股权混合度等作为混合所有制改革的衡量指标。 在借鉴以往文献的基础上， 本文采用股权混合度、股权制衡度、股权集中度三个指标作为混合所有制改革的衡量指标， 使得实证结果更具有可靠性。 ②目前的研究集中于混合所有制改革与投资效率[4] 、混合所有制改革与会计信息质量之间的关系[5] ， 鲜有文章研究混合所有制改革、会计信息质量、投资效率之间的影响机制。 本文首次将三者纳入一个统一的分析架构中， 分析混合所有制改革对于投资效率、会计信息质量的影响， 以及会计信息质量在混合所有制改革对于投资效率的影响路径中发挥的中介作用， 以期丰富对混合所有制改革的研究。 ③目前混合所有制改革主要在国有资本比较集中的重点领域进行试点， 因此本文在进一步研究中对行业进行分组， 研究发现目前重点领域的混合所有制改革只是“混”而不是“改”， 存在投资效率的提升空间， 为后续重点领域混合所有制改革如何提高投资效率提供了实证证据。

二、文献综述与研究假设

混合所有制改革是未来我国经济体制改革的核心之一， 旨在解决我国国有企业存在的效率低下问题[6] 。 企业的投资效率决定企业未来的发展能力， 但是由于存在行政干预以及未形成有效的法人治理结构等问题， 国有企业内部的非效率投资现象十分普遍， 总体投资效率明显低于非国有企业[7] 。 混合所有制改革的推进能够从行政干预和治理结构这两个角度提高国有上市公司的投资效率。

从行政干预的角度来看， 混合所有制改革能改善国有股“一股独大”的现象， 降低政治关联水平。 国有上市公司肩负着“多重任务”， 不仅要实现自身的发展壮大， 还要完成提供充足的就业岗位、稳定社会秩序、承担重大项目科研攻关、增加地方税收和提高GDP等一系列政治任务。 政府会利用其控股地位和行政权力对国有上市公司的投资决策进行行政干预， 同时国有上市公司的管理者人事任免会受到政府的影响， 管理者更容易持有“个人政绩”高于“企业业绩”的观念， 不采取市场化的投资决策方式， 导致非效率投资形成[8] 。 通过混合所有制改革， 国有上市公司引入非国有资本， 降低国有股权占比， 提高股权制衡度， 促进非国有股权对国有企业内部不符合市场化的行政行为加以约束， 降低国企的政治联系[9] ， 促使管理者由追求“个人政绩”最大化向追求“企业业绩”最大化转变， 促进国有企业自主经营[10] ， 提高经营决策能力， 进而提高投资效率。

从治理结构的角度来看， 混合所有制改革能优化企业治理结构， 削弱内部人控制。 国有企业产权结构和投资主体的单一化使其难以形成完善的法人治理结构， 董事会成员也主要由内部董事和控股股东组成， 缺乏内部监督与制衡机制， 投资与经营决策难以避免独断专行， 不利于投资效率的提高。 通过混合所有制改革， 单一的董事会构成和独断专行的决策模式被有效的股权制衡机制所替代， 有利于强化监督， 避免大股东对其他股东的利益侵占[2] ， 在企业内部形成股东大会、董事会、监事会相互监督、相互制衡的机制[11] ， 缓解“一股独大”的问题。 非国有股东也会充分利用自身经营管理经验， 探索创新企业管理者和员工股权激励的模式， 提高管理者和员工的积极性[12] ， 促进企业经营目标的实现， 提高企业的投资效率。

实行混合所有制改革， 在国有资本中引入非国有资本， 促进投资主体多元化， 有利于改善国有股“一股独大”， 避免了政府的过度干预， 降低了政治关联水平， 同时也能够优化企业治理结构， 形成合理的内部制衡机制， 强化内部控制监督。 因此， 实施混合所有制改革可以在一定程度上解决国有企业存在的问题， 减少非效率投资。 基于以上分析， 本文提出如下假设：

H1：混合所有制改革推进对国有上市公司投资效率提升具有正向促进作用。

会计信息质量等同于可证实的会计盈余， 盈余管理程度为会计信息质量的一个重要组成部分[13] 。 国有上市公司的会计信息质量较低的原因主要是股权结构造成的股权过度集中和所有者缺位造成的内部人控制。 国有企业股权过度集中的局面导致了国有企业大股东的掏空和利益输送现象普遍存在， 大股东利用控股地位向内部管理者施加压力， 串通一气操纵盈余; 同时国企大股东的持股比例过高也导致了股权制衡度较低， 无法建立股权的相互监督与制衡机制来约束大股东的行为， 增加了外部投资者和小股东的利益风险， 使得会计信息质量降低。 国有企业的“所有者缺位”现象导致管理者权力范围过大， 国有企业管理者成为内部控制人， 管理者有更强的“自利”动机对会计信息质量进行干预， 不会把较差的经营业绩、高额的在职消费、错误的经营决策等在会计信息中如实反映， 以避免受到监督和限制， 这严重影响了会计信息质量。

随着混合所有制改革的推进， 国有上市公司引入的非国有股股东能够从股权制衡和内部监督两个方面提高会计信息质量：一是非国有股股东持股比例提高能够提高股权混合度和股权制衡度， 降低股权集中度， 这在一定程度上抑制了国有股股东掏空和利益输送现象， 企业会计信息质量也能相应提高; 二是非国有股股东进入能够缓解国有企业管理层的内部人控制问题， 非国有股股东为了更好地监督管理层的利益侵占行为， 及时发现企业内部存在的治理问题， 会有更强的动机推动高质量会计信息的披露。 基于此， 本文提出以下假设：

H2：混合所有制改革推进对国有上市公司会计信息质量提高具有正向促进作用。

会计信息质量的提高能够缓解公司内外部人、不同投资者之间的信息不对称， 对于提高资本市场资源配置效率和企业投资效率起到关键作用[14] 。 在投资不足方面， 操纵性盈余管理水平越低表明国有上市公司的会计信息质量越高， 能够为债权和股权投资者提供更加准确的经营和财务信息， 降低企业内部管理者和外部资金提供者之间的信息不对称程度， 从而较大程度地缓解融资约束问题， 保证国有上市公司能有充足的资金流入净现值为正的投资项目， 降低由于投资不足带来的效率损失。 在投资过度方面， 高质量的会计信息能够更加准确地确定资产收益或分布系数， 内部管理者能够获得充分的决策有用信息以评估投资项目的投资回报率情况， 同时会计信息质量也会形成对管理者投资决策的间接约束， 保证资金的高效率利用， 避免片面追求增长造成的投资过度行为的发生。 根据温忠麟等[15] 对中介变量的定义， 以及H1、H2相关的理论分析， 得出混合所有制改革通过会计信息质量的中介作用对国有上市公司投资效率产生提升作用。 因此， 本文提出如下假设：

H3：会计信息质量在混合所有制改革促进国有上市公司投资效率的作用机制中起着中介效应。

三、实证研究设计

（一）样本选取

本文选取2010 ～ 2018年的沪深A股上市公司为研究对象， 考虑到本文的研究对象是混合所有制企业， 所以对样本进行如下筛选：①剔除国有股比例为0和100%的企业; ②剔除ST和?ST企业; ③剔除金融行业企业; ④剔除数据缺失的样本; ⑤剔除总资产、固定资产净额等数据为0或为负的样本。 最终筛选得到1983个有效样本。 数据主要来源于锐思（RESSET）数据库和国泰安（CSMAR）数据库， 并利用公司年报进行数据补充。 为消除极端值的影响， 本文选择对连续变量在1%和99%的分位数上进行Winsorize处理。 本文主要使用的数据统计软件为Stata 15。

（二）主要变量定义

1. 被解释变量。 本文的被解释变量为投资效率， 借鉴Richardson[16] 的预期投资模型来估算投资效率， 具体模型如下：

其中， Invest为新增投资， 由两部分构成：一部分是由企业成长机会（Growth）、资产负债率（Lev）、现金量（Cash）、企业规模（Size）等因素所决定的企业预期投资水平; 另一部分是用实际投资水平减去预期投资水平之后的残差衡量的非效率投资水平。 Growth衡量企业成长机会， Lev衡量企业资产负债率， Cash衡量企业现金占比， Age衡量企业上市年限， Size衡量企业规模， Return衡量企业股票回报率。 另外， 该模型还控制了行业和年度效应。 本文用UNINV作为投资效率的衡量指标， 它是残差（ε）取绝对值的结果， UNINV越大， 则代表企业投资效率越低。 用OVERINV和UNDERINV来分别衡量投资过度（ε>0）与投资不足（ε<0）， 为了方便理解， 将投资不足的样本也进行了取絕对值处理。

2. 解释变量。 本文的解释变量为混合所有制改革。 从股权角度来构建混合所有制改革指标， 具体包括：①股权混合度（MIX_a）：国有股与企业总股数的比值; ②股权制衡度（MIX_b）：国有股与非国有股的比值; ③股权集中度（MIX_c）：前十大股东持股比例的平方和。 具体来说， 混合所有制改革推进程度越高， 三者数值就越小。

3. 中介变量。 本文的中介变量为会计信息质量， 采用修正的琼斯模型来衡量[17] 。 具体模型如下：

其中：TA为总应计项目; Asset为上期的总资产; △REV为本期相较于上期营业收入的增量部分; △REC为本期相较于上期应收账款的增量部分; PPE为固定资产原值; EM为操纵性盈余管理水平。 本文用DA作为会计信息质量的衡量指标， 它是EM取绝对值的结果。 DA越大代表操纵性盈余管理水平越高， 会计信息质量就越低。

4. 控制变量。 结合以往的研究， 本文选择企业规模（Size）、企业成长能力（Growth）、可抵押资产比例（PPE）、市值账面比（PB）、资产回报率（ROA）、董事长和总经理是否两职兼任（Dual）作为控制变量， 同时还对行业（Ind）和年度（Year）虚拟变量进行了控制。 具体变量描述见表1。

（三）研究模型

中介效应存在的前提是解释变量（X）对被解释变量（Y）发挥的并不是直接作用， 而存在相关的中介变量（M）， 使得解释变量（X）通过中介变量（M）对被解释变量（Y）间接发挥作用， 这种X→M→Y的影响机制就是中介效应。

中介变量与解释变量、被解释变量之间的影响机制可以用以下方程解释：

其中：c为解释变量X对被解释变量Y的总效应; ab是中介变量M对被解释变量Y的中介效应; c'为解释变量X对被解释变量Y的直接效应。 三者之间的关系为c=ab+c'。

根据研究假设， 本文在参考已有研究的基础上， 借鉴温忠麟等[15] 的中介效应检验机制构建以下模型：

其中：UNINV为投资效率， DA为会计信息质量， MIX为混合所有制改革， 并控制相关控制变量以及时间固定效应和行业固定效应。 本文用模型一来研究混合所有制改革与企业投资效率之间的关系， 以验证H1; 用模型二来研究混合所有制改革与企业会计信息质量之间的关系， 以验证H2; 用模型三来研究混合所有制改革、会计信息质量与投资效率之间的中介效应， 以验证H3。

中介效应的检验过程如下：

步骤一， 模型一中的α1代表了混合所有制改革对投资效率的总效应， 如果α1显著， 则接着检验模型二， 否则停止检验， 表明混合所有制改革与投资效率之间不存在显著相关关系。

步骤二， 模型二中的β1是对会计信息质量是否存在中介效应的检验， 如果β1显著， 则表明会计信息质量存在着中介效应。

步骤三， 验证γ1和γ2的显著性， 其中γ1为混合所有制改革對投资效率的直接效应， 如果γ1不显著， γ2显著， 说明会计信息质量对投资效率存在完全中介效应， 如果γ1和γ2均显著， 说明会计信息质量存在部分中介效应。

为了保证中介效应检验结果的稳健性， 本文还借助Sobel模型和Bootstrap模型对中介效应结果进行了检验。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2列示了各关键变量的描述性统计结果。 投资效率（UNINV）的平均值为0.0441， 中位数为0.0285， 说明非效率投资规模的平均值（中位数）占企业总资产的4.41%（2.85%）， 根据极差和标准差， 说明不同企业之间的投资效率有较大差异。 股权混合度（MIX_a）的平均值为0.2494， 说明混合所有制企业的国有股持股比例已减持到25%左右， 而股权制衡度（MIX_b）的平均值为0.5027， 股权集中度（MIX_c）的平均值为0.1977， 说明混合所有制改革在股权结构方面已经显现成效， 国有股减持明显， 而标准差分别为0.2113、0.6570和0.1308， 说明国有上市公司在混合所有制改革方面有很大的差异。 盈余管理程度（DA）的平均值为0.0606， 说明混合所有制企业盈余管理的平均值占上期总资产的6.06%， 标准差为0.0805， 说明盈余管理在混合所有制企业之间普遍存在且盈余管理程度差异较大。

除此之外， 本文还进行了Pearson相关性分析， 发现各变量基本与投资效率在1%的水平上显著正相关， 初步证明了本文的假设。 另外， 本文还对模型进行了方差膨胀因子VIF检验， 结果显示各变量之间不存在严重的多重共线性（VIF值远小于临界值10）。

（二）回归分析

1. 混合所有制改革与投资效率。 表3列示了混合所有制改革与投资效率的回归结果。 第（1） ～ （3）列分别检验了股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）与投资效率（UNINV）之间的关系。 由表3可以看出， 三者的系数依次为0.03、0.013、0.117， 分别在5%、1%、5%的水平上显著为正， 股权混合度、股权制衡度、股权集中度越高， 说明混合所有制改革程度越低， 企业的投资效率就越低。 在控制变量方面， 企业成长能力（Growth）与投资效率（UNINV）均在1%的水平上显著为正， 表明企业成长速度越快， 对于企业规模扩张的欲望就越强烈， 非效率投资比例越高。 可抵押资产比例（PPE）与投资效率（UNINV）在1%的水平上显著为负， 说明固定资产比例越高， 企业面临的经营风险就越高， 银行会通过贷款合约发挥治理作用， 从而抑制企业的非效率投资。 由此验证了H1。

2. 混合所有制改革与会计信息质量。 表4列示了混合所有制改革与会计信息质量之间的回归结果。 第（1） ～ （3）列分别检验了股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）与会计信息质量（DA）之间的关系， 可以得出混合所有制改革程度越高， 企业的盈余管理水平就越低， 进而提高了企业的会计信息质量。 在控制变量方面， 企业成长能力（Growth）、市值账面比（PB）与会计信息质量（DA）分别在1%和5%的水平上显著为正， 成长性较高的企业往往现金流量较少， 应计项目占净利润的比例较高， 因此盈余操纵空间较大， 会计信息质量较低。 可抵押资产比例（PPE）与会计信息质量（DA）在1%和5%的水平上显著为负。 陆建桥[18] 的研究证明， 营运资本项目特别是应收应付以及存货项目是企业进行盈余操纵的主要渠道， 因此， 固定资产比例越高， 作为营运资本主要来源的流动资产比例就越低， 盈余管理程度就越低， 会计信息质量就越高。 由此验证了H2。

3. 混合所有制改革程度、会计信息质量与投资效率。 借鉴温忠麟等[15] 的中介效应检验步骤， 基于H1和H2的检验结果， 本文已经证明α1和β1均显著为正， 由表5中数据可知， 股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）的系数γ1均显著为正， 且分别小于H1中各对应指标系数α1; 而三列的中介变量会计信息质量前的系数γ2均显著为正， 说明会计信息质量在混合所有制改革程度对投资效率的影响中发挥了部分中介效应。 另外， 为了保证结果的稳健性， 本文对中介模型进行了Sobel检验和Bootstrap检验。 Sobel检验结果显示， 当股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）作为解释变量时， Sobel检验的Z值分别为1.895、1.709、1.81， 中介效应均在10%的水平上显著; Bootstrap检验显示间接效应值为0.00111、0.0003058、0.00175127， 在95%水平上的偏差校正的置信区间分别为（0.0003， 0.0033）、（0.00006， 0.0009）、（0.00029， 0.0049）， 均不包含0， 至此， H3得到进一步验证。

（三）稳健性检验

为了保证回归结果的可靠性， 本文还进行了以下稳健性检验：

1. 对混合所有制改革变量进行替换。 本文借鉴已有研究， 用国有占比的平方（MIX_d）代替股权混合度（MIX_a）、用前五大股东持股比例的平方和（MIX_e）代替股权集中度（MIX_c）进行回归检验。

2. 对会计信息质量变量进行替换。 琼斯模型可能比修正的琼斯模型更适合我国市场 ， 因此本文用琼斯模型来计算操纵性盈余管理水平， 取绝对值后定义为（DA'）作为会计信息质量（DA）的替代指标， 琼斯模型中的变量定义和前面修正的琼斯模型的定义一致。 具体模型如下：

受限于篇幅， 未在正文展示稳健性检验的回归结果， 稳健性检验与本文实证结果均高度一致， 主要变量的检验结果仍支持本文结论， 显著性情况也基本一致， 进一步说明本文的结论具有高度稳健性， 内生性问题不会产生实质性影响。

五、进一步研究

（一）投资过度与投资不足的分组检验

参考已有的相关研究， 把国有上市公司平均资本支出高于最优投资支出称为投资过度（ε>0）， 用OVERINV表示; 把国有上市公司平均资本支出低于最优投资支出称为投资不足（ε<0）， 用UNDERINV表示。 根据表6的描述性统计， 从投资效率的普遍性来看， 投资不足（UNDERINV）涉及1222个样本观测值， 占比61.62%， 投资过度（OVERINV）涉及761个样本观测值， 占比38.38%， 投资不足占比明显高于投资过度; 从投资效率的损失程度来看， 投资过度样本中均值为0.0617， 标准差为0.0905， 最大值为0.937， 投资不足样本中均值为0.0331， 标准差为0.0271， 最大值为0.308， 投资过度样本带来的平均效率损失、损失的波动性、最大效率损失都明显高于投资不足样本。 以上分析表明， 在我国国有上市公司投资效率损失中， 投资不足带来的效率损失现象更为普遍， 但投资过度带来的效率损失程度更为严重， 这与已有研究结果相一致。

本文将总样本分为投资过度样本和投资不足样本， 根据模型分别进行多元回归检验， 结果如表7所示。 在投资过度分样本中， 股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）均与投资效率显著正相关， 即随着混合所有制改革的推进， 在股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）都降低的情况下， 由于投资过度带来的效率损失会降低， 国有上市公司的投资效率将提升。 而在投资不足的分样本中， 股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）与投资效率之间并无显著相关关系， 混合所有制改革并未充分发挥作用。 结合分样本描述性统计分析和回归结果， 混合所有制改革的推进显著降低了投资过度带来的效率损失， 对于投资不足带来的投资效率损失并未实现有效控制， 且投资过度带来的效率损失程度明显高于投资不足， 所以从总体上来看， 混合所有制改革的推进提高了国有上市公司的投资效率， 进一步证明了H1。 预期投资模型假定企业不存在系统性的投资过度或投资不足， 否则使用该模型时容易出现系统性偏差[16] 。 因此， 本文借鉴辛清泉等[19] 的做法， 将预期投资模型计算的残差从大到小分为三组， 去掉中间组， 最大组为投资过度， 最小组为投资不足， 对模型进行回归仍得到相同结论。

由于政府对国有企业的“父爱效应”， 国有企业更容易获得融资、信贷、外汇监管等方面的支持， 国有企业受到的融资约束程度较低， 所以国有企业更容易获得充足的资金而过度投资， 效率损失更为严重。 随着天生逐利的非国有资本入股国有企业， 很大程度上会提高企业会计信息质量， 避免企业投资于净现值为负的项目， 降低了过度投资带来的投资效率损失。 根据金融约束理论， 国有上市公司存在的投资不足情况并不是融资约束造成的， 而是因为管理者出于避免投资风险的动机而不作为， 并缺乏有效的激励约束机制， 且重要的投资活动需要繁杂的行政审批， 所以投资不足的现象普遍存在却不严重， 显然混合所有制改革的推行很难解决上述造成投资不足现象的问题， 企业仍会放弃净现值为正的项目， 无法提高国有上市公司的投资效率。

（二）重点领域与非重点领域分组检验

电力、石油、天然气、铁路、民航、通信、军工等七大领域国有资本相对集中， 也是混合所有制改革推进的重点领域， 在这些垄断性较强的高利润领域开展混合所有制改革试点示范， 具有重要意义。 本文拟进一步探究在混合所有制改革推进的背景下， 股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）的降低能否提高该重点领域国有上市公司的投资效率。 按照国有上市公司所处的行业， 本文将总样本分为重点领域和非重点领域两组分样本， 分组检验结果如表8所示。 根据表8可知， 在重点领域样本中， 股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股权集中度（MIX_c）均与投资效率无显著关系， 而在非重点领域样本中， 股权混合度（MIX_a）、股权制衡度（MIX_b）、股權集中度（MIX_c）均与投资效率显著正相关， 以上回归结果表明， 非国有资本进入国有上市公司， 相比于非重点领域， 重点领域国有上市公司的投资效率并没有显著提高。 发展混合所有制的主要目的是实现不同所有制资本的共同发展和有效制衡， 以“混”促“改”， “股权的混合”是手段， “企业改革的推进”是目标， 核心是实现国有企业经营机制的成功转换。 混改的重点领域涉及多个垄断行业， 普遍存在非国有股份进去后无法充分发挥作用的问题， 只是形式上的混改， 并没有实现搞活国有企业经营机制的实质上的混改。 在重点领域混合所有制改革的推进过程中， 要切实提高非国有股权在国有企业中的参与度， 尤其是非国有股权的高层治理参与 ， 借助非国有资本推动建立具有现代化公司治理制度的混合所有制企业。

六、结论与政策建议

本文基于2010 ～ 2018年混合所有制企业的1983个样本数据， 实证检验了混合所有制改革、会计信息质量、投资效率之间的关系。 研究结果表明：混合所有制改革推进能够提高国有上市公司的投资效率; 混合所有制改革推进能显著抑制国有上市公司盈余管理程度， 提高国有上市公司会计信息质量; 混合所有制改革通过提升国有上市公司的会计信息质量最终提高企业的投资效率， 会计信息质量在混合所有制改革对于国有上市公司投资效率的影响路径中发挥了部分中介效应; 混合所有制改革能显著抑制国有上市公司的过度投资行为， 而对于投资不足行为的抑制效果并不显著; 混合所有制改革的推进对于国有资本相对集中的电力、石油、天然气、铁路、民航、通信、军工等七大重点领域国有上市公司的投资效率提高作用并不显著。

基于以上研究成果， 本文提出以下政策建议：①继续大力推动国有上市公司混合所有制改革， 引入非国有资本， 提高股权混合度和股权制衡度， 降低股权集中度， 缓解“一股独大”和内部人控制， 同时在改革推动过程中， 要注重国有上市公司会计信息制度建设和会计信息质量水平提高， 加大监管机构以及内外部审计机构的监督力度， 充分发挥会计信息质量的中介作用， 最终实现国有上市公司投资效率的提高。 ②对国有上市公司普遍存在的投资不足问题采取相应的措施， 虽然国有上市公司具有融资优势， 但是其管理层出于投资风险的规避往往会做出投资不足的决策， 混合所有制改革对于投资不足造成的效率问题有较大的局限性， 不能充分发挥作用。 相关金融机构应合理配置社会资源， 非国有股股东也应建设相关内部激励机制和经理人薪酬制度， 提高管理层的风险承担意识， 避免投资不足带来的效率损失。 ③转变重点领域国有上市公司的混合所有制改革方向， 提高混合所有制改革的效率。 本文的研究表明， 重点领域国有上市公司的混合所有制改革目前还处于“股权混合”的阶段， 虽然股权集中度有所下降， 股权制衡度得以提高， 但是由于这些重点领域的企业具有垄断性强和利润高等特殊性质， 使得非国有资本的监督与制衡作用并不能有效发挥， 对投资效率的抑制效果并不显著， 因此要提高重点领域非国有资本参与度与话语权， 把混合所有制改革的重点由“混”转为“改”， 推进国有上市公司经营机制改革， 推动建立具有全球竞争力的世界一流企业， 牢牢把握混合所有制改革的核心和目标。

【 主 要 参 考 文 献 】

[ 1 ]   常修泽.论建立与社会主义市场经济相适应的现代产权制度[ J].宏观经济研究，2004（1）：20 ～ 25.

[ 2 ]   马连福，王丽丽，张琦.混合所有制的优序选择：市场的逻辑[ J].中国工业经济，2015（7）：5 ～ 20.

[ 3 ]   周绍妮，郑佳明，王中超.国企混改、社会责任信息披露与国有资产保值增值[ J].软科学，2020（3）：32 ～ 36.

[ 4 ]   张祥建，郭丽虹，徐龙炳.中国国有企业混合所有制改革与企业投资效率——基于留存国有股控制和高管政治关联的分析[ J].经济管

理，2015（9）：132 ～ 145.

[ 5 ]   刘慧龙，王成方，吴联生.决策权配置、盈余管理与投资效率[ J].经济研究，2014（8）：93 ～ 106

[ 6 ]   刘晔，张训常，蓝晓燕.国有企业混合所有制改革對全要素生产率的影响——基于PSM-DID方法的实证研究[ J].财政研究，2016（10）：

63 ～ 75.

[ 7 ]   姜凌，曹瑜强，廖东声.治理结构与投资效率关系研究——基于国有与民营上市公司的分析[ J].财经问题研究，2015（10）：104 ～ 110.

[ 8 ]   刘媛媛，刘斌.劳动保护、成本粘性与企业应对[ J].经济研究，2014（5）：63 ～ 76.

[ 9 ]   杜兴强，曾泉，杜颖洁.政治联系、过度投资与公司价值——基于国有上市公司的经验证据[ J].金融研究，2011（8）：93 ～ 110.

[10]   陈林，唐杨柳.混合所有制改革与国有企业政策性负担——基于早期国企产权改革大数据的实证研究[ J].经济学家，2014（11）：13 ～ 23.

[11]   陈岩，张斌，翟瑞瑞.国有企业债务结构对创新的影响——是否存在债务融资滥用的经验检验[ J].科研管理，2016（4）：16 ～ 26.

[12]   綦好东，郭骏超，朱炜.国有企业混合所有制改革：动力、阻力与实现路径[ J].管理世界，2017（10）：8 ～ 19.

[13]   Nissim D.， Penman S. H.. The Association Between Changes in Interest Rates， Earnings， and Equity Values[ J].Contemporary Accounting Research，2003（4）：775 ～ 804.

[14]   王克敏，姬美光，李薇.公司信息透明度与大股东资金占用研究[ J].南开管理评论，2009（4）：83 ～ 91.

[15]   温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云.中介效应检验程序及其应用[ J].心理学报，2004（5）：614 ～ 620.

[16]   Richardson S.. Over-investment of Free Cash Flow[ J].Review of Accounting Studies，2006（11）：159 ～ 189.

[17]   Dechow P.，Sloan R.，Sweeny A..Detecting Earnings Management[ J].Accounting Review，1995（70）：3 ～ 42.

[18]   陆建桥.中国亏损上市公司盈余管理实证研究[ J].会计研究，1999（9）：25 ～ 35.

[19]   辛清泉，林斌，王彦超.政府控制、经理薪酬与资本投资[ J].经济研究，2007（8）：1110 ～ 1122.