非国有股东参与治理、企业社会责任履行与国有企业高质量发展

黄 莉 张乐莹

(西安石油大学 经济管理学院,陕西 西安 710065)

0 引 言

随着我国《国企改革三年行动方案(2020—2022)》(以下简称“方案”)的实施,中国特色现代企业制度建设和以管理资本为主的国有资产监管体制建设卓有成效。有效制衡的公司治理机制是以高质量改革推动高质量发展的重要举措。建立有效的公司治理机制需要考虑公司利益相关者的制衡关系,公司治理从狭义上来说,是指股东、董事会、总经理之间的责权利安排和相互牵制制衡的机制。从广义上来说,公司治理不仅局限于股东、董事会、总经理之间的责权利安排和相互制衡,还涉及债权人、员工、政府、社会等与公司有利害关系的各方。因此,广义的公司治理包括利益相关者通过一系列的内部和外部机制来实现共同治理,其治理的目标不仅仅是最大化股东财富,还涵盖公司各种利益相关者的利益最大化。公司不仅要对股东承担责任,还要对各利益方以及对社会承担责任。我国国有企业混合所有制改革是国有企业改革的重要任务,非国有股东作为公司的所有者之一对国有企业治理水平产生一定影响。那么,非国有股东治理是否会影响国有企业高质量发展呢?除此之外,引入非国有股东参与公司治理必然会对国有企业原有治理模式带来冲击,影响企业对其他利益相关者履行责任,从而对企业的社会责任履行产生重要影响。企业履行社会责任能够营造企业品牌文化,吸引和培养高水平人才,提升企业价值,并且还会促使企业进行节能减排和技术创新,提升企业可持续发展能力[1]137-140,也就是说企业履行社会责任所产生的积极作用与我国国有企业高质量发展的目标是一致的。因此,研究非国有股东参与治理是否会促进国有企业履行社会责任,以及能否通过影响国有企业社会责任的履行来提升国有企业高质量发展水平具有重要的现实意义。

1 文献回顾

1.1 非国有股东参与治理与国有企业高质量发展

现有关于非国有股东参与治理国有企业的研究主要从3个方面展开:第一,从非国有股东参与治理对国有企业治理能力的影响角度来看,有学者研究发现,非国有股东参与国有企业治理加强了企业内部控制建设[2]144-158,进而削弱企业盈余管理行为[3]45-57。第二,从非国有股东参与治理对国有企业经营能力影响角度来看,研究结果表明,非国有股东通过委派董事或监事提升了国有企业生产效率[4]152-160,同时缓解了“所有者缺位”带来的国有企业投资效率低下的问题[5]43-50,从而促进国有资产保值增值[6]129-138。第三,还有学者从国有企业创新能力角度展开研究,研究结果显示,创新活动所具有的周期长、风险大、不确定性高等特点与国有企业的治理结构与激励制度相违背,然而非国有股东更期望获得超额收益,这只有通过创新才可以实现[7]54-63,因此非国有股东参与治理更加倾向于提升企业的创新能力[8]124-140。学者从不同的视角剖析了非国有股东参与治理对国有企业生产、经营、投资活动能力水平的影响,但鲜有学者直接研究非国有股东参与治理对国有企业高质量发展的影响,而有关非国有股东参与治理国有企业能否影响国有企业的发展以及如何影响国有企业发展的问题亟需解答。

1.2 非国有股东参与治理、企业社会责任履行与国有企业高质量发展

非国有股东参与治理国有企业,可以降低国有企业高管短视产生的社会责任履行不足问题[9]179-192。国有企业履行社会责任,一方面有助于企业获取对其发展有利的社会资源和政府资源[10]109-127,获得更好的社会声誉[11]777-798和政府补贴,提高企业知名度,缓解企业融资约束[12]138-151,进而增强企业竞争力与抗风险能力[13]712-720。另一方面,政府更倾向于事后提供更多资金来弥补企业因履行社会责任而被挤出的研发投入,进而促进企业创新绩效的提升[14]22-32,同时在履行社会责任的过程中,企业会倾向于产出绿色产品及提升工艺创新能力,在满足股东利益的同时也兼顾满足其他利益相关者的绿色产品诉求,这不仅可以提高产品质量还能提升资源利用率,确保企业长期可持续发展[15]114-123,这与国有企业高质量发展的目标一致。

本文将非国有股东参与治理、企业社会责任履行与国有企业高质量发展纳入同一框架下进行研究,探讨非国有股东参与治理对国有企业高质量发展的影响,同时研究企业社会责任履行是否在非国有股东参与治理对国有企业发展质量的影响中起到中介作用,以期为我国国企改革及高质量发展的研究提供理论依据。

2 研究假设

2.1 非国有股东参与治理与国有企业高质量发展

非国有股东通过股权治理与高层治理参与国有企业治理,对国有企业治理能力产生影响。首先,非国有股东参股国有企业使国有企业形成合理制衡的多元股权结构,缓解了国有企业的委托代理问题,具体表现为非国有股东参股国有企业可以提升国有企业信息透明度,减少企业盈余管理行为,提升企业投资效率[3]45-57,实现国有资产保值增值[16]126-135。并且可以降低企业风险承担水平,缓解企业融资约束,提升企业创新能力[17]1-16。其次,张维迎等人指出,股权和控制权由于其具有部分的独立性导致控制权不仅仅由股东所持有的股权决定[18]3-15,因此非国有股东通过委派董事加入国有企业董事会的方式让非国有资本真正的参与国有企业治理,进行实质性的监督治理,促进国有企业内控质量提升[19]61-68。最后,非国有股东比国有股东更加关心企业的盈利目标,非国有股东参与治理能够全面增强国有企业的竞争力、创新力、控制力、影响力和抗风险能力[20]5-13,促使国有企业更加倾向于建成资源配置卓越、管理机制有效、创新驱动发展的高质量发展企业。据此,本文提出假设:

假设H1:非国有股东参与治理可以提升国有企业的高质量发展水平

2.2 非国有股东参与治理、企业社会责任履行与国有企业高质量发展

非国有股东参与国有企业治理,缓解国有企业的委托代理问题影响国有企业的社会责任履行情况。第一,非国有股东参与国有企业治理,能够有效缓解国有企业的第一类代理问题。具体表现为,基于非国有资本逐利的天性,非国有股东更倾向于对企业管理者进行有效的监督和激励,这将有助于解决国有企业管理者因追求个人声誉所导致的投资过度以及追求短期利益所导致的投资不足问题,使代理问题得到缓解,企业将更有动力履行社会责任[21]64-74。第二,非国有股东参与国有企业治理,可以缓解国有企业的第二类委托代理问题。非国有股东参股国有企业可以形成多元的股权制衡局面,多个大股东的存在可以遏制国有股控股股东对中小股东的利益侵占行为,由此,企业将更加关心其他方利益,并增强企业社会责任的履行程度[22]246-266。第三,由于良好的声誉可以帮助企业吸引投资和降低融资成本,非国有股东参与企业治理时会更加倾向于通过促使企业履行社会责任来树立良好的企业形象,提升客户信任度,并且提高市场竞争力。

根据王清刚、徐欣宇[9]179-192的研究,企业履行社会责任包括对股东、员工、供货商或客户、环境、政府五个维度进行社会责任履行,企业对股东履行社会责任可以提升股东的投资信心,提升企业融资便利性并降低企业融资难度,进而降低企业融资成本。此外,企业对员工履行社会责任表现为企业为员工提供良好的薪酬、安全保障及职业培训和职业发展环境,吸引更多优质求职者,增加企业引进高素质人才的几率[23]102-106,进一步提升企业价值。企业对供货商或客户履行社会责任可以降低采购成本,保证采购的及时性,降低经营风险[24]292-296。并且由于企业要对其客户负责,故而需要不断进行创新活动以提升产品性能来满足客户需求。企业对环境履行社会责任,可以消除其生产经营对环境的负外部性,提高企业声誉,并削弱负面舆论对企业造成的不利影响[25]82-89。此外,企业遵从政府政策要求履行社会责任可以减少企业的违法违规经营,削弱企业经营风险。

从这个五个维度考虑,企业履行社会责任使得国有企业的竞争力、创新力、控制力、影响力和抗风险能力五种实力全面增强[20]5-13,并且还增强了企业对自然资源环境的保护意识,提升了企业长期可持续发展的能力,这与企业高质量发展的目标高度吻合。据此,本文提出假设:

假设H2:非国有股东参与治理有助于国有企业履行社会责任

假设H3:非国有股东参与治理通过促使企业履行社会责任提升国有企业高质量发展水平

3 研究设计

3.1 样本选取与筛选

2007年股改政策出台,非国有股东开始参与治理国有企业,但国有企业短时间内较难形成稳定的治理结构,国有企业全要素生产率受其影响波动较大,无法证实稳健的相关关系。因此,本文以2010—2020年国有上市公司为初始样本,并进行了如下处理:(1)剔除ST和*ST公司;(2)剔除金融行业公司;(3)剔除产权性质非国有的企业。最终得到9 036个非平衡面板数据。数据主要来自CSMAR数据库及和讯网,使用的统计分析软件为Stata17.0。

3.1.1 变量选取

(1)被解释变量。国有企业高质量发展。在2016年中央财经领导小组第十二次会议上,首次在中央文件中引入“全要素生产率”,将其作为供给侧改革与经济高质量发展的重要评判标准之一。黄勃、李海彤等[26]97-115学者在研究中国有企业业高质量发展时采用了以全要素生产率衡量企业高质量发展水平。本文采用全要素生产率(TFP_op)度量企业高质量发展能力,即企业的各个要素的综合生产率,企业的全要素生产率可以衡量微观企业的产出效率。

全要素生产率的测算方法主要有工具变量法、固定效应模型、OP及LP模型等半参数法。由于工具变量法、固定效应模型对全要素生产率的测算忽略了企业行为,而结构模型则考虑了企业行为,实现了经济理论与计量方法的统一,并且可以较好地解决上述两种测算方法中存在的同步性偏差与选择性偏误等问题。因此,本文借鉴鲁晓东、连玉君的测度方法[27]541-558,将采用OP法测算的全要素生产率作为因变量。测算模型见(1)式:

lnYit=α0+α1lnKit+α2lnLit+α3Ageit+α4Stateit+α5EXit+∑Year+∑Ind+∑reg+εit

(1)

其中,Yit表示企业i在t年的工业增加值,K和L分别为企业股东资产和从工业人员规模,Age为企业年龄,State表示企业性质,EX代表企业是否参与出口活动,Year,reg和Ind分别代表企业年份、地区和行业。

(2)解释变量。非国有股东治理(Nonsoe)。借鉴已有研究,本文分别从股权结构和高层治理两个维度衡量非国有股东治理。具体方法为:从股权结构角度本文选用前十大股东中所有非国有股东持股比例之和(Non1)衡量;从高层治理角度本文选用非国有股东委派董事比例(Non2)衡量。

(3)中介变量。企业社会责任(CSR)。借鉴以往学者的研究方法[10]109-127,本文选取和讯网企业社会责任评分衡量国有企业社会责任履行情况,和讯网企业社会责任总体评分越高,表明企业履行社会责任情况越好。

(4)控制变量。参考已有研究,本文从企业特征、管理层两个层面选取控制变量。选取企业规模(Size)、资产负债率(lev)、盈利能力(Roa)、企业年龄(Firmage)、股权集中度(Top1)、托宾Q值(TobinQ)等6个变量代表企业特征,从管理层层面选择了独立董事比例(Indep)、是否两职合一(dual)2个变量。本文还加入了年度(Year)控制时间差异性,行业(Ind)虚拟变量控制行业异质性。主要变量定义见表1。

表1 主要变量定义

3.2 模型设计

3.2.1 基准线性回归模型

为探究非国有股东参与治理对国有企业高质量发展的影响,建立回归模型(2):

TFP_opit=α0+α1Nonsoeit+α2Sizeit+α3Levit+α4Roait+α5Firmageit+α6Top1it+α7TobinQit+α8Indepit+α9Dualit+∑Year+∑Ind+εit

(2)

其中,被解释变量为国有企业全要素生产率(TFP_op),解释变量Nonsoe表示非国有股东参与治理,在基准线性回归模型中,若Nonsoe的系数α1为正,则表明 “非国有股东参与治理”提高了企业全要素生产率。

3.2.2 中介效应模型

此外,为检验假设H2、假设H3,本文在参考现有文献的基础上拟用如下中介效应模型进行检验,见(3)式:

CSRit=β0+β1Nonsoeit+β2Sizeit+β3Levit+β4Roait+β5Firmageit+β6Top1it+β7TobinQit+β8Indepit+β9Dualit+∑Year+∑Ind+εit

(3)

TFP_opit=β0+β1Nonsoeit+β2CSRit+β3Sizeit+β4Levit+β5Roait+β6Firmageit+β7Top1it+β8TobinQit+β9Indepit+β10Dualit+∑Year+∑Ind+εit

(4)

式(3)、(4)为检验中介作用的回归模型,以此回归结果验证假设H2、假设H3。其中用CSR表示企业社会责任履行,即和讯网企业社会责任履行得分。

若式(3)中β1显著,且式(4) 中β1、β2显著,则为部分中介效应;若式(3)中β1显著,而式(4)中β2显著、β1不显著,则为完全中介效应。

4 实证检验结果与分析

4.1 描述性统计

表2展示了变量的标准差,中位数、平均数和最大最小值。

表2 变量描述性统计

变量的描述性统计结果如表2所示。其中被解释变量全要素生产率(TFP_op)的最大值为10.394,最小值为2.403,极差较大,表明我国国企之间的高质量发展水平存在较大差距,标准差为0.948表明不同国有企业之间的高质量发展水平基本符合正态分布,但发展水平高低参差不齐。非国有股东参与治理的效果可以从股权治理和高层治理两个角度进行衡量,从股权治理角度,我们选取了非国有股东持股比例(Non1)作为变量,统计结果显示,其均值为9.6%,中位数为7.1%,这表明非国有股东持股比例依然较低。从高层治理角度,我们选取了非国有股东委派董事比例(Non2)作为变量,统计结果显示,其平均值为2.9%,远低于非国有股东持股比例(Non1)的平均值9.6%,这可能是由于部分国有企业内部存在“同股不同权”的现象。关于和讯网企业社会责任履行得分(CSR)的描述性统计结果也显示,其最小值为-15,最大值为30,标准差为4.107,这表明不同国有企业之间的社会责任履行情况存在较大差异。其余控制变量企业规模(Size),资产负债率(Lev)、盈利能力(Roa)、企业年龄(Firmage)、第一大股东持股比例(Top1)、托宾Q值(TobinQ)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)分布情况与现有文献基本保持一致。

4.2 相关性分析

为了确定各数据间能否进行回归分析,本文对被解释变量、解释变量和中介变量先进行了相关性分析,相关性分析见表3。

表3 主要变量相关性分析

通过表3可以发现,非国有股东持股比例(Non1)与企业全要素生产率(TFP_op)的相关系数为正,且非国有股东委派董事比例(Non2)与企业全要素生产率(TFP_op)的相关系数也为正,并且在1%的水平上显著,可以初步验证假设假设H1。还可以观察到企业社会责任履行分别与企业全要素生产率(TFP_op)、非国有股东持股比例(Non)及非国有股东委派董事比例(Non2)的相关系数为正,且在1%的水平上显著,初步验证了假设H2及假设H3。

4.3 基准模型回归分析

为验证假设H1,本文进行了如下回归分析。

表4列示了本文的基本回归结果,其中回归(1)报告了从股权治理角度非国有股东参与治理对国有企业高质量发展的影响结果。结果显示,非国有股东持股比例(Non1)的回归系数显著为正值。回归(2)在回归(1)的基础上加入了从企业特征及管理层两个层面选取的控制变量, 并且增加了年份和行业控制变量,加入控制变量后adj.R2有所上升,证明了模型设计的合理性。回归结果表明,非国有股东参与治理显著提升国有企业高质量发展水平。

表4 主效应回归结果

回归(3)的结果报告了从高层治理角度非国有股东参与国有企业治理对国有企业高质量发展的影响结果,结果显示非国有股东持股比例回归系数显著为正值,回归(4)中非国有股东委派董事比例的回归系数在回归(3)的基础上加入了企业特征、管理层、行业及年份控制变量之后依旧显著为正,表明从高层治理角度非国有股东参与国有企业治理显著提升了国有企业的高质量发展水平,并且加入控制变量之后回归(4)的adj.R2显著提升,表明增加了控制变量的回归模型更为合理。

从控制变量回归的角度来说,回归(3)和回归(4)中,企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、盈利能力(Roa)、企业年龄(Firmage)的回归结果显著为正。这表明企业规模越大,其筹资能力越强,盈利能力越强。另外,企业年龄越大,企业的发展质量水平越高。

4.4 中介效应分析

为了验证假设H2及假设H3,本文采用模型(2)、模型(3)、模型(4)进行回归检验。股权治理角度中介效应检验回归结果见表5,高层治理角度中介效应检验回归结果见表6。

表5 股权治理角度中介效应检验回归结果

表6 高层治理角度中介效应检验回归结果

为了验证假设H2、H3,本文通过依次检验回归系数的方法进行中介效应的检验。表5回归(1)中非国有股东持股比例(Non1)与TFP_op显著正相关,表5回归(2)中非国有股东持股比例(Non1)与CSR在1%的显著性水平上正相关,这表明非国有股东通过股权治理可以促进企业履行社会责任,同时从表5回归(3)的结果可以看出,模型(4)中企业社会责任(CSR)的系数显著为正且非国有股东持股比例(Non1)的系数依然有较强的显著性,这表明从股权治理角度非国有股东通过促进企业履行社会责任提升了企业高质量发展水平。

表6的回归结果显示,回归(1)中非国有股东委派董事比例(Non2)与TFP_op显著正相关,同样,回归(2)中非国有股东委派董事比例(Non2)与CSR显著正相关,这表明非国有股东通过高层治理可以促进企业履行社会责任,并且回归(3)中的企业社会责任(CSR)系数显著为正,并且非国有股东委派董事比例(Non2)也有较强的显著性,这表明从高层治理角度非国有股东通过促进企业履行社会责任提升了企业高质量发展水平。

表5与表6的回归结果均显示非国有股东参与治理可以加强国有企业社会责任履行,进而促进国有企业高质量发展。

4.5 稳健性检验

为排除其他因素影响,检验回归结果的稳健性,本文尝试将被解释变量的测算方法由OP法转变为LP法,将TFP_lp代入模型(2)、(4)重新回归,结果显示主要变量的回归系数方向和显著性均与前文基本一致,也就是在考虑全要素生产率不同测算方法的潜在影响后,非国有股东持股比例(Non1)与非国有股东委派董事比例(Non2)的回归系数依然显著为正,国有企业社会责任履行(CSR)的中介效应依旧存在。

5 结论与讨论

通过本文的实证研究,得到以下结论:(1)非国有股东参与治理可以提升国有企业高质量发展水平;(2)非国有股东参与治理促进了国有企业社会责任履行;(3)非国有股东通过促进国有企业履行社会责任来提升国有企业高质量发展水平。本文还通过更换被解释变量的测量方法,将采用OP方法测算的被解释变量换成采用LP方法测算的全要素生产率,结果依然验证了本文所提出的假设。

针对上述分析结果,笔者提出以下建议:首先,国有企业在引进非国有资本的同时引入非国有董事,要坚持非国有股东参与国有企业治理,以“混”促“改”,督促国有企业建立健全管理者的激励与监督机制,提升企业价值并且增强企业可持续发展能力。其次,企业履行社会责任可以增强企业的竞争力、创新力及抗风险能力,因此企业应该积极履行对股东、员工、客户和供货商、环境及社会的社会责任,在此过程中,应不断提高企业产品质量,改善企业工作环境,激发员工工作热情,关注污水处理、节能减排等环境问题,提升企业经营管理能力,进而促使企业高质量发展。

此外,在进一步研究国有企业高质量发展时,可以采用多指标构成的指标体系进行研究,以便更加全面地度量国有企业的高质量发展水平。关于企业社会责任履行,可以从自利性社会责任履行和战略型社会责任履行两个角度进行下一步研究。