李鑫 郭飛 周丹 徐瓊

(1.上海財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，上海 200433；2.山西財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，山西 太原 030006；3.浙江財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，浙江 杭州 310018；4.中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410000)

一、引言

黨的十八屆三中全會提出要將發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)作為深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重點(diǎn)；隨后中共中央、國務(wù)院《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》明確指出，要鼓勵民營企業(yè)和國有企業(yè)通過出資入股的方式共同嵌入到企業(yè)的改革與治理中。至此，國有資本和民營資本交叉持股、相互交融的混合所有制改革進(jìn)入新階段。值得注意的是，混合所有制形式不僅包括民營資本參股國有企業(yè)，也包括國有資本參股到民營企業(yè)中，最終形成多樣化股權(quán)并存的雙向混改新格局(沈紅波等，2019)。目前，國企混改的優(yōu)越性已得到學(xué)界的廣泛認(rèn)可。已有研究表明，民營資本參股國有企業(yè)，在提高國有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量和創(chuàng)新投入、產(chǎn)出水平等方面取得顯著成效(劉運(yùn)國等，2016；朱磊等，2019)，治理機(jī)制的優(yōu)化也有助于放大國有資本功能，實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)的保值增值(周紹妮等，2020)，進(jìn)而提升國企混改后的整體績效(李紅陽和邵敏，2019)。

然而，現(xiàn)有關(guān)于民營企業(yè)引入國有資本進(jìn)行逆向混改的研究較少，主要圍繞國資介入對民營企業(yè)內(nèi)部治理的影響進(jìn)行探討(Yu et al.，2020；羅宏和秦際棟，2019)。研究發(fā)現(xiàn)，國有股東的“扶持之手”有助于緩解民營企業(yè)在資本市場上的產(chǎn)權(quán)劣勢(Li and Zeng，2019；張鑠和宋增基，2016)，能在拓寬民營企業(yè)融資渠道的同時完善其治理結(jié)構(gòu)(Song et al.，2015；李文貴和邵毅平，2016)，推動企業(yè)發(fā)展(Y a o et al.，2018)。郝陽和龔六堂(2017)、陳明和熊先承(2021)研究發(fā)現(xiàn)，國有股東能為民營企業(yè)帶來更多信貸資源，紓解企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張的資源約束困境。孫亮和劉春(2021)進(jìn)一步指出，國資介入能夠有效提升民營企業(yè)的私有產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，提高企業(yè)投資收益。

在復(fù)雜多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，民營企業(yè)也逐漸意識到冒險性決策對提升競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略意義，試圖通過加大創(chuàng)新投入(李姝等，2018)、開展多元化經(jīng)營(Mehmood et al.，2019)、布局海外投資(Boellis et al.，2016；徐煒等，2020)等風(fēng)險性決策推動企業(yè)持續(xù)成長。然而，不同于一般的風(fēng)險性決策，戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)是管理層就資源分配的前瞻性戰(zhàn)略選擇，也是涉及冒險進(jìn)入未知領(lǐng)域、導(dǎo)致收益高度不確定的戰(zhàn)略行動(Martin et al.，2013；郭蓉和文巧甜，2019)，其內(nèi)在要求企業(yè)要以長期發(fā)展為導(dǎo)向開展各項(xiàng)經(jīng)營決策部署，具有資本投資重、投資回報期長、不確定性高等特征(Devers et al.，2008)。對于研發(fā)資本、企業(yè)規(guī)模及技術(shù)支持等方面均不具備優(yōu)勢的民營企業(yè)而言，通過承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險增加未來的長期收益以維持經(jīng)營的動機(jī)更加強(qiáng)烈(Kishgephart and Campbell，2015)。當(dāng)前，已有許多學(xué)者從業(yè)績反饋(郭蓉和文巧甜，2019)、組織結(jié)構(gòu)(Joseph et al.，2016)、管理層特征(Benischke et al.，2019；呂文棟等，2020)等內(nèi)生因素視角探究了企業(yè)承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險的誘因，也有部分學(xué)者關(guān)注到技術(shù)變革(Benner，2010)、社會網(wǎng)絡(luò)(Kishgephart and Campbell，2015)、市場競爭(Mcgrath and Nerkar，2004)等外生因素的影響。

遺憾的是，目前僅有陳明和熊先承(2021)討論了國有資本持股對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)既可以通過緩解融資約束使民營企業(yè)具備戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的“能力”，又可以通過降低委托代理水平提升戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)“意愿”。但事實(shí)上，戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)是管理層對資源分配的主動性戰(zhàn)略選擇，是為了獲得長期發(fā)展做出的戰(zhàn)略承諾(Benischke et al.，2019；呂文棟等，2020)。故從高管層面考察國資介入對戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響可能更具邏輯價值。為此，本文重點(diǎn)從企業(yè)高管視角探討國有資本參股影響民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)國有資本參股能夠通過強(qiáng)化高管薪酬激勵和抑制高管機(jī)會主義行為，顯著提高民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平；且該相關(guān)性在民營企業(yè)存在國有股東派遣的董事、所處“親清”政商關(guān)系健康程度較高時更為顯著；進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，國有資本參股能夠強(qiáng)化民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)價值和股票市場表現(xiàn)的提升作用。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，豐富了民營企業(yè)混合所有制改革經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究，拓展了企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的研究視角?，F(xiàn)有關(guān)于國資介入對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)影響的研究較少，本文著重考察了國有資本參股對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的積極作用，為深入理解民營企業(yè)參與逆向混改提供了新視角，也為進(jìn)一步驗(yàn)證雙向混改中“國民共進(jìn)”觀點(diǎn)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，從高管視角揭示了國資介入影響民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的機(jī)制黑箱。與陳明和熊先承(2021)從融資約束和委托代理視角剖析國有資本參股影響風(fēng)險承擔(dān)的研究不同，本文重點(diǎn)從強(qiáng)化高管薪酬激勵和抑制高管機(jī)會主義行為的視角開展研究，進(jìn)一步明晰了國資介入影響民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的渠道機(jī)制。第三，擴(kuò)展了戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的理論基礎(chǔ)，也為制定更具針對性的逆向混改政策提供了實(shí)踐依據(jù)。本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)民營企業(yè)中存在國有股東派遣的董事、所處“親清”政商關(guān)系健康程度較高時，國資介入帶來的積極效應(yīng)更為顯著。第四，將企業(yè)價值和股票市場表現(xiàn)引入民營企業(yè)混改經(jīng)濟(jì)后果的理論模型，發(fā)現(xiàn)國資介入能夠促進(jìn)民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)價值和股票市場表現(xiàn)的提升作用。這不僅有助于提高民營企業(yè)參與混改的積極性，也為評析國有資本“舉牌”民營企業(yè)參與混改對放大國有資本功能的效應(yīng)研究提供了數(shù)據(jù)支持。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)是指會影響企業(yè)收益回報的戰(zhàn)略舉措，是管理層為應(yīng)對外界不確定性和識別市場機(jī)會，在資源配置方面所采取的積極戰(zhàn)略選擇(Hoskisson et al.，2017)。其涉及企業(yè)冒險進(jìn)入未知領(lǐng)域，可能導(dǎo)致企業(yè)面臨較大風(fēng)險。實(shí)踐中，戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)的長期生存和繁榮具有重要意義，目前已成為企業(yè)應(yīng)對復(fù)雜經(jīng)濟(jì)環(huán)境與白熱化市場競爭的一種兼具適應(yīng)性與資源耗費(fèi)性的行為(郭蓉和文巧甜，2019)。由于戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)具有資本耗費(fèi)重、投資回報期長、不確定性高、難以預(yù)測等顯著特征，管理者需要謹(jǐn)慎度量其承擔(dān)水平(Martin et al.，2013)。

混合所有制改革一直鼓勵民企和國企雙方通過雙向交叉持股的方式嵌入到企業(yè)中，旨在放大國有資本功能、實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值的同時，推進(jìn)民營企業(yè)的健康發(fā)展(Li and Zeng，2019；孫亮和劉春，2021)。從逆向混改的角度看，民營企業(yè)引入國有資本參與混合所有制改革后，會通過改變企業(yè)內(nèi)部治理模式，影響高管行為(Song et al.，2015；陳明和熊先承，2021)，進(jìn)而作用于民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平，具體邏輯如下。

首先，國有資本參股后的“政府背書”有助于強(qiáng)化高管薪酬激勵，提高其戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)意愿。兩權(quán)分離下，高管成為企業(yè)是否進(jìn)行冒險性活動的主要決策者。由于契約不完備性、風(fēng)險偏好差異以及風(fēng)險責(zé)任承擔(dān)等問題的存在，高管通常表現(xiàn)出風(fēng)險規(guī)避特征，更不愿投資于能為企業(yè)長期創(chuàng)造增長性價值但具有高風(fēng)險的資源配置項(xiàng)目(周澤將等，2018)。因此，要想提高管理層采取高風(fēng)險戰(zhàn)略決策的積極性，就需要通過一定的方式提升高管的風(fēng)險承擔(dān)意愿。已有研究表明，薪酬激勵是影響高管決策行為的重要因素(Fu，2012)，股東可以通過強(qiáng)化管理層薪酬激勵以提高其戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)意愿(Coles et al.，2006)。國有資本介入后，會對被參股民營企業(yè)的高管薪酬結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，賦予高管更高的薪酬激勵(楊志強(qiáng)等，2016)。并且，在混合所有制改革進(jìn)程中，國有資本在政策、資金、技術(shù)等關(guān)鍵要素的獲取上更具比較優(yōu)勢(沈昊和楊梅英，2019)，如在稅收減免、財政補(bǔ)貼、銀行低息貸款、研發(fā)資金投入等方面獲得較多優(yōu)惠，致使被參股的民營企業(yè)具有提升高管薪酬激勵的能力(Cin et al.，2017)。因此，國有資本參股可以通過強(qiáng)化高管薪酬激勵，增強(qiáng)高管與企業(yè)利益的趨同性，改善管理層對于戰(zhàn)略性風(fēng)險投資的意愿，提升企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平(Wang，2015)。

其次，國有資本參股后多元化產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的“監(jiān)督制衡”有助于抑制高管機(jī)會主義行為，從而提高其戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平。對于民營企業(yè)而言，中小股東的投票機(jī)制難以有效約束高管的短視行為，管理層私利侵占企業(yè)利潤的動機(jī)更強(qiáng)(Gao et al.，2022；鄒燕等，2021)，更傾向于追求短期的自身利益，規(guī)避有利于企業(yè)長期價值創(chuàng)造但風(fēng)險程度高的戰(zhàn)略性決策。然而，民營企業(yè)引入國有資本實(shí)施混合所有制改革后，異質(zhì)性股權(quán)的加入促使國有資本與民營資本相互制衡，有利于進(jìn)一步完善監(jiān)督約束機(jī)制(Wang et al.，2021；李文貴和邵毅平，2016)，加大對管理層的監(jiān)督以減少管理層謀取個人私利的投機(jī)行為(Yao et al.，2018)。這種多元股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)扮演的監(jiān)督者角色，有助于抑制高管的機(jī)會主義行為傾向，在一定程度上避免了“內(nèi)部人控制”等弊端(任廣乾等，2022)，促使管理層將目光投向資本耗費(fèi)大、不確定性高，但卻能獲取未來長期增長潛力的戰(zhàn)略性投資。如趙曉陽和衣長軍(2021)研究發(fā)現(xiàn)，國資介入提高了民營企業(yè)的內(nèi)部控制水平，能夠有效監(jiān)督管理層的非效率性決策?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

H1：國有資本參股有助于提升民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

為了驗(yàn)證本文的研究假設(shè)，本文設(shè)定面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中，為被解釋變量，表示企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平；為解釋變量，表示國有資本參股變量；表示控制變量合集，具體包括企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)流動性、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)凈利潤率、企業(yè)成長性、固定資產(chǎn)比率、獨(dú)董比例、兩職合一、年度召開的董事會次數(shù)、股權(quán)集中度、高管團(tuán)隊(duì)平均年齡、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。、、分別表示個體、年份和行業(yè)固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

(二)變量測量

本文的被解釋變量為戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)()。參照Martin et al.(2013)、Kishgephart and Campbell(2015)、郭蓉和文巧甜(2019)的做法，本文采用研發(fā)支出、資本支出和長期負(fù)債三變量的因子分析結(jié)果來衡量企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)()。其中，研發(fā)支出是指企業(yè)年度研究開發(fā)的支出總額；資本支出是指購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金，再減去固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)處置回收的現(xiàn)金凈額；長期負(fù)債是指資產(chǎn)負(fù)債表上持有的期限超過一年的各種債務(wù)總和；三者的綜合能夠反映企業(yè)為應(yīng)對外界不確定性和市場機(jī)會而采取的主動戰(zhàn)略選擇。因此，本文對研發(fā)支出、資本支出和長期負(fù)債進(jìn)行因子分析形成一個綜合指標(biāo)來測度戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)()。因子分析結(jié)果顯示KMO為0.66，且Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果達(dá)到顯著水平，因子分析的累計百分比為81.27%，表明研發(fā)支出、資本支出和長期負(fù)債能夠較好地聚合為一個指標(biāo)，它們的因子載荷值分別為0.74、0.86和0.84。

本文的解釋變量為國資介入。參照Liao and Young(2012)、郝陽和龔六堂(2017)、羅宏和秦際棟(2019)的研究，本文手動整理出上市民營企業(yè)前十大股東的股權(quán)性質(zhì)，主要包括：政府部門(財政部、國資委等)、國有企業(yè)法人、四大資產(chǎn)管理公司等，并剔除社?；?、證券投資基金、保險投資賬戶、銀行基金賬戶等“金融類”股東。為盡可能了解國有資本參股對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響，本文分別使用民營企業(yè)前十大股東中是否存在國有股東(1)、國有股權(quán)持股總和(2)、國有股權(quán)制衡度(3)作為解釋變量，具體定義為：(1)當(dāng)民營企業(yè)前十大股東中存在國有股東，則視為存在國資介入，1賦值為1，否則為0；(2)國有股權(quán)持股總和(2)為前十大股東中國有股權(quán)的持股比例總和；(3)國有股權(quán)制衡度(3)為前十大股東中國有持股與民營持股的比值。

為更準(zhǔn)確地分析國有資本參股對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響，參考Martin et al.(2013)、郭蓉和文巧甜(2019)的做法，本文選取企業(yè)基本情況、財務(wù)狀況、公司治理和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量作為控制變量。具體包括：(1)企業(yè)年齡()，用企業(yè)成立日期到統(tǒng)計當(dāng)年年限的自然對數(shù)來衡量；(2)企業(yè)規(guī)模()，將企業(yè)的期末總資產(chǎn)取自然對數(shù)；(3)企業(yè)流動性()，定義為流動資產(chǎn)與流動負(fù)債的比值；(4)資產(chǎn)負(fù)債率()，定義為負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值；(5)總資產(chǎn)凈利潤率()；(6)企業(yè)成長性()，采用企業(yè)的營業(yè)收入增長率來衡量；(7)固定資產(chǎn)比率()，定義為固定資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn)；(8)獨(dú)董比例()，定義為外部董事人數(shù)除以董事會人員總數(shù)；(9)兩職合一()，若董事長與總經(jīng)理為同一人則為1，否則為0；(10)年度召開的董事會次數(shù)()，定義為年度董事會召開次數(shù)的總和；(11)股權(quán)集中度(1)，采用第一大股東持股比例來衡量；(12)高管團(tuán)隊(duì)平均年齡()，采用企業(yè)高層管理團(tuán)隊(duì)成員的平均年齡來衡量；(13)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平()，定義為各省國民生產(chǎn)總值的自然對數(shù)。此外，本文還設(shè)置了企業(yè)()、年份()和行業(yè)()虛擬變量來控制個體、年度和行業(yè)變化對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響。

(三)樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2020年滬深交易所A股主板上市的民營企業(yè)為樣本，研究國有資本介入對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響。其中，前十大股東股權(quán)性質(zhì)和持股比例來源于銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)，民營企業(yè)樣本及其相應(yīng)的財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。本文還通過上市公司年報、新浪財經(jīng)網(wǎng)和巨潮資訊網(wǎng)等專業(yè)權(quán)威網(wǎng)站對數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充及核對，以確保研究數(shù)據(jù)的可靠性。在此基礎(chǔ)上，本文對初始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：(1)剔除銀行、證券公司及保險公司等金融類上市公司；(2)剔除ST和ST*等經(jīng)營異常的企業(yè)樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本。經(jīng)過上述步驟，本文最終獲得上市民營企業(yè)的6924個企業(yè)-年度觀測值。此外，為了避免數(shù)據(jù)異常值對檢驗(yàn)結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量在上下1%水平進(jìn)行了縮尾處理。

處理后樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)()的均值是-0.11，標(biāo)準(zhǔn)差為0.16，說明民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平存在較大差異性。存在國有資本參股(1)的均值為0.4189，即有41.89%的民營企業(yè)存在國資介入的情況，表明國有資本參股民營企業(yè)的所有制并非個例，而是普遍現(xiàn)象。國有股權(quán)持股總和(2)的均值為2.64%，最大值為24.93%，表明國有股權(quán)在部分民營企業(yè)中是重要的股東之一。國有股權(quán)制衡度(3)的均值為0.08，最大值為0.89，表明在部分民營企業(yè)中，國有資本參股是實(shí)現(xiàn)股權(quán)制衡的重要力量。其余變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差均處于合理范圍之內(nèi)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

國有資本參股對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的回歸結(jié)果如表2所示。第(1)～(3)列的結(jié)果顯示，國有資本參股(1、2、3)與民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)在1%水平下顯著正相關(guān)，表明國有資本參股民營企業(yè)后，企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力得到顯著提升，支持了本文研究假說H1。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)理論分析可知，國有資本參股民營企業(yè)帶來的財富效應(yīng)為企業(yè)高管薪酬激勵的實(shí)現(xiàn)提供了堅(jiān)實(shí)保障，治理結(jié)構(gòu)的完善又進(jìn)一步抑制了管理層的機(jī)會主義行為，進(jìn)而共同作用于民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平的提升?；诖耍疚膶ι鲜雎窂綑C(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，剖析國資介入影響民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的作用渠道。

首先，檢驗(yàn)強(qiáng)化高管薪酬激勵機(jī)制。國有資本參股后的“扶持之手”為企業(yè)高管薪酬激勵的實(shí)現(xiàn)提供了資源支持，能夠有效增加管理者的努力程度，從根本上強(qiáng)化管理層與企業(yè)共享利潤、共擔(dān)風(fēng)險的意愿，進(jìn)而提高戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平?；诖?，參照葉永衛(wèi)等(2022)的研究，本文采用貨幣薪酬激勵和股權(quán)激勵來表征高管的薪酬激勵水平，其中，貨幣薪酬激勵()采用高管(包括董事、監(jiān)事和高級管理人員)前三名貨幣薪酬總額的自然對數(shù)來衡量；股權(quán)激勵()采用高管團(tuán)隊(duì)持股比例來衡量。檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4所示，表3和表4第(1)～(3)列中核心解釋變量的估計系數(shù)均顯著為正，說明國有資本參股有助于提升高管貨幣薪酬激勵和股權(quán)激勵水平。進(jìn)一步地，納入中介變量(/)進(jìn)入回歸模型后，不難發(fā)現(xiàn)，相較于表2，表3和表4第(4)～(6)列中國有資本參股(1、2、3)的估計系數(shù)明顯降低，說明貨幣薪酬激勵和股權(quán)激勵在國資介入與民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系中起部分中介作用，從而驗(yàn)證了高管薪酬激勵機(jī)制假說。

表3 強(qiáng)化高管貨幣薪酬激勵的機(jī)制檢驗(yàn)

表4 強(qiáng)化高管股權(quán)激勵的機(jī)制檢驗(yàn)

其次，檢驗(yàn)抑制高管機(jī)會主義行為機(jī)制。國資介入民營企業(yè)后治理結(jié)構(gòu)的完善強(qiáng)化了對管理層的監(jiān)督和制衡，有效抑制了管理層短視行為，促使管理者將決策標(biāo)準(zhǔn)定位于能夠獲取未來可持續(xù)發(fā)展?jié)摿Φ幕顒?，由此加大了對?zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的意愿?；诖?，參照Lo et al.(2017)的研究，本文采用盈余管理來衡量管理層機(jī)會主義行為()?；谛拚齁ones模型，使用總應(yīng)計利潤()分離法對盈余管理程度進(jìn)行度量，通過控制行業(yè)和年度進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，以因變量殘差的絕對值來衡量可操縱性應(yīng)計利潤，即企業(yè)盈余管理水平。具體而言，修正Jones模型為：

其中，下標(biāo)表示企業(yè)，表示年份。為企業(yè)的總應(yīng)計利潤，為期末總資產(chǎn)賬面價值，△為營業(yè)收入增加額，△為應(yīng)收賬款凈增加值，為期末固定資產(chǎn)賬面價值。因變量殘差的絕對值越大，應(yīng)計操縱程度越高，管理層機(jī)會主義行為()越多。抑制高管機(jī)會主義行為機(jī)制的回歸結(jié)果如表5所示，第(1)～(3)列中核心解釋變量的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，說明國有資本參股有助于降低企業(yè)盈余管理水平，即有效遏制了管理層的機(jī)會主義行為。進(jìn)一步地，納入中介變量()進(jìn)入回歸模型后，不難發(fā)現(xiàn)，相較于表2，表5第(4)～(6)列中國有資本參股(1、2、3)的估計系數(shù)明顯降低，說明抑制高管機(jī)會主義行為在國資介入與民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系中起部分中介作用，驗(yàn)證了本文的理論機(jī)制。

表5 抑制高管機(jī)會主義行為的機(jī)制檢驗(yàn)

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

盡管本文在表2中納入了多個變量作為控制變量，并已采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，但不可否認(rèn)的是，本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果仍可能存在內(nèi)生性問題。鑒于此，本文采用工具變量法、傾向得分匹配法、Heckman兩階段回歸等方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

第一，考慮到反向因果關(guān)系的存在，即戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力強(qiáng)的民營企業(yè)會更加吸引國有股東的參股，本文采用工具變量法緩解可能存在的內(nèi)生性問題。參照李增福等(2021)、趙曉陽和衣長軍(2021)的研究，本文選取同年度、同行業(yè)(細(xì)分到二級行業(yè))民營上市公司中國有資本持股比例的均值()作為國有資本參股的工具變量，采用2SLS法重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。列(1)、列(3)、列(5)為第一階段的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)國有資本持股的均值()與國有資本參股(1、2、3)在1%水平下顯著正相關(guān)。此外，第一階段回歸弱工具變量檢驗(yàn)的結(jié)果均大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。列(2)、列(4)、列(6)為第二階段的回歸結(jié)果，可以看出國有資本參股(1、2、3)的工具變量回歸結(jié)果均顯著為正，符號與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。上述結(jié)果表明，在使用工具變量解決可能的內(nèi)生性問題之后，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表6 工具變量回歸

第二，考慮到是否存在國資介入的樣本之間具有企業(yè)特征層面的異質(zhì)性問題，本文進(jìn)一步運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先按照民營企業(yè)前十大股東中是否存在國有資本參股為依據(jù)進(jìn)行分組，將存在國資介入的樣本設(shè)定為處理組(=1)，否則為控制組(=0)，并選取可能影響國資參股情況的企業(yè)特征變量作為協(xié)變量(企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)成長性、獨(dú)董比例、兩職合一、董事會會議次數(shù)、第一大股東持股比例、高管團(tuán)隊(duì)平均年齡)，使用PSM進(jìn)行逐年匹配，共獲得處理組和對照組樣本共4983個，在此基礎(chǔ)上重新進(jìn)行回歸。匹配后樣本的回歸結(jié)果如表7所示，可以看出國有資本參股(1、2、3)與戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平()仍具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表7 PSM 檢驗(yàn)

第三，考慮到樣本中并非所有的民營企業(yè)都存在國有資本參股，使得未存在國資介入的企業(yè)中無法觀測到國有資本參股對其戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響。因此，本文采用Heckman兩階段法解決這一潛在的樣本自選擇問題。本文以樊綱等編制的政府與市場關(guān)系評分()作為國資介入的外生變量進(jìn)行Heckman檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。第(1)列結(jié)果表明在5%水平下顯著為負(fù)。第(2)～(4)列為第二階段回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)(逆米爾斯比率)的回歸系數(shù)均不顯著，表明不存在嚴(yán)重的樣本選擇偏誤問題。此外，國有資本參股(1、2、3)的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正。由此可知，在使用Heckman兩階段法控制了樣本選擇偏差的情況下，本文結(jié)論依然成立。

表8 Heckman 兩階段回歸

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文從更換核心變量定義、滯后一期處理、調(diào)整模型設(shè)定等多個維度進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，考慮到自變量定義方式的不同可能會對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文通過更換解釋變量測量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文通過判斷政府部門(財政部、國資委等)、國有企業(yè)法人、四大資產(chǎn)管理公司等是否為上市公司的前十大股東來衡量是否存在國資介入，然而考慮到四大資產(chǎn)管理公司作為公司股東在很多情形下是債轉(zhuǎn)股而形成的，需要適當(dāng)考慮其特殊性，因此，本文剔除四大資產(chǎn)管理公司作為公司股東的情況，得到新的國資介入(1)、國有股權(quán)持股總和(2)以及國有股權(quán)制衡度(3)變量，重新納入回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示，國有資本參股的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致。

表9 更換解釋變量測量方式

第二，為避免因變量測量方法不同對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文更換被解釋變量的測量方法，將研發(fā)支出、資本支出和長期負(fù)債三變量的因子分析結(jié)果更換為研發(fā)支出、資本支出和長期負(fù)債三變量的標(biāo)準(zhǔn)化求和結(jié)果，得到新的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)()，重新進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。結(jié)果如表10所示，國有資本參股(1、2、3)的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，結(jié)論不變。

表10 更換被解釋變量測量方式

第三，考慮到國有資本參股決策可能受到民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)影響的因果倒置問題，本文對所有解釋變量采用滯后一期處理，再重新檢驗(yàn)二者的關(guān)系。結(jié)果如表11所示，國有資本參股(1、2、3)的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，研究結(jié)論依然成立。

表11 滯后一期處理

第四，在前述的回歸分析中，本文已控制了個體、年度和行業(yè)固定效應(yīng)對回歸結(jié)果可能造成的影響，但行業(yè)本身的系統(tǒng)結(jié)構(gòu)及外部環(huán)境都可能隨著時間的推移發(fā)生改變，這可能致使不同行業(yè)在時間序列的發(fā)展中存在一定差異，進(jìn)而對民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)造成影響。此外，不同省份內(nèi)企業(yè)面臨的市場環(huán)境和政策監(jiān)管隨時間變化存在一定差異，也可能對本文結(jié)果造成一定干擾?；诖耍疚脑谟嬃磕Ｐ?1)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步納入行業(yè)-時間固定效應(yīng)和省份-時間固定效應(yīng)，結(jié)果如表12所示。國有資本參股(1、2、3)的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，由此說明在考慮了行業(yè)隨時間變化、省份隨時間變化的影響后，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表12 更換模型設(shè)定

五、異質(zhì)性分析和進(jìn)一步討論

(一)異質(zhì)性分析

前文的回歸結(jié)果為國資介入提高民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)提供了諸多經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但更多是基于整體層面的討論，對于二者關(guān)系在不同的內(nèi)外部環(huán)境下是否存在差異并未提及。有鑒于此，本文從國有資本參與程度和“親清”政商關(guān)系健康程度兩個維度對兩者關(guān)系做進(jìn)一步探討。

國資介入對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力的影響，不僅取決于國有資本的持股數(shù)量，也與國有資本在民營企業(yè)經(jīng)營活動中的參與程度息息相關(guān)(羅宏和秦際棟，2019)。特別地，當(dāng)民營企業(yè)中存在國有股東派遣的董事時，國有資本參與度較高，這種異質(zhì)性股權(quán)真正地參與到了企業(yè)的日常經(jīng)營活動(蔡貴龍等，2018)，對企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力的促進(jìn)作用將更為顯著。原因在于：一方面，民營企業(yè)中存在國有股東派遣的董事，意味著國有資本對被參股的民營企業(yè)更為重視。此時，國有資本派遣的股東作為紐帶更加緊密地連接了企業(yè)與政府部門間的關(guān)系，提高了民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力。另一方面，作為強(qiáng)有力的國有資本的代表，國有股東派遣的董事在民營企業(yè)的內(nèi)部股東中更多地扮演著監(jiān)督者的角色，可以有效減弱股東與高管間的代理問題及管理層的短視行為(孫亮和劉春，2021)，從而強(qiáng)化了民營企業(yè)承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險的意愿。

為檢驗(yàn)上述分析，本文根據(jù)企業(yè)中是否存在國有股東派遣的董事()來進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果如表13所示。列(1)表明國有資本參與度()的回歸系數(shù)為0.0110且在10%水平下顯著，說明國有資本在民營企業(yè)中參與程度較高時，其對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。第(2)～(5)列報告了國有資本不同參與程度下，2和3對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的差異化影響。不難發(fā)現(xiàn)，第(2)列中2的估計系數(shù)顯著為正，而第(3)列中2的系數(shù)不顯著，且從系數(shù)絕對值大小看，前者也大于后者；第(4)和第(5)列中，3的回歸系數(shù)均顯著為正。由此說明，國有資本參股民營企業(yè)時，必須要切實(shí)參與到民營企業(yè)的經(jīng)營活動中，才能更好地提高民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平。

表13 是否存在國有股東派遣董事的分組檢驗(yàn)

以政治關(guān)聯(lián)為代表的舊式政商關(guān)系在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的歷史進(jìn)程中逐漸暴露了短板和弊端。“親清”政商關(guān)系的建立暗含“親”和“清”的要求：“親”指的是政府與企業(yè)的交往要坦蕩真誠，政府要積極支持民營企業(yè)發(fā)展，企業(yè)家要主動建言助力地方經(jīng)濟(jì)騰飛；“清”則要求政府與企業(yè)的關(guān)系要清白純潔，嚴(yán)禁政府官員的以權(quán)謀私及企業(yè)家賄賂的權(quán)錢交易行為(趙曉陽和衣長軍，2021)?！坝H清”新型政商關(guān)系的建立有助于重新審視政府與企業(yè)的關(guān)系，對國資介入民企后的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)會產(chǎn)生一定的調(diào)節(jié)作用。具體而言，一方面，“親清”政商關(guān)系使政府與企業(yè)間的溝通更加順暢，民營企業(yè)能夠更加清晰地表達(dá)合法訴求，致使國資介入民企后的“有形之手”更能發(fā)揮治理作用?！坝H清”政商關(guān)系的改善推動了當(dāng)?shù)卣畬ο嚓P(guān)混改政策的實(shí)施與落實(shí)，民營企業(yè)的混合所有制改革通過信號傳遞吸引了外部投資者的關(guān)注(趙曉陽和衣長軍，2021)，強(qiáng)化了民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力。另一方面，“親清”政商關(guān)系的建立意味著企業(yè)營商環(huán)境得到極大改善，政府與企業(yè)間的交易流程更加透明，在很大程度上降低了企業(yè)短期性的尋租活動而轉(zhuǎn)向以長期發(fā)展為導(dǎo)向的變革活動(馮偉，2021)，如主動實(shí)施戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)行為。

為了驗(yàn)證上述分析，本文采用中國人民大學(xué)發(fā)布的《中國城市政商關(guān)系排行榜2020》數(shù)據(jù)(聶輝華等，2020)，從“親”“清”兩個方面構(gòu)建城市政商關(guān)系健康體系，該指數(shù)囊括了中國292個地市級城市的政商關(guān)系指標(biāo)。其中，“親清”政商關(guān)系健康指數(shù)介于0～100之間，該指標(biāo)數(shù)值越大，說明該城市政商關(guān)系的“親清”程度越高。本文首先識別出上市民營企業(yè)辦公室地址的城市所在地，然后匹配出該城市的“親清”政商關(guān)系健康程度()。當(dāng)大于中位數(shù)時，企業(yè)所處的“親清”政商關(guān)系健康程度較高，否則視作健康程度較低。分組檢驗(yàn)結(jié)果如表14所示，可以看出在較高的地區(qū)，國有資本參股(1、2、3)對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的促進(jìn)作用越強(qiáng)，而在較低的地區(qū)，國有資本參股(1、2、3)的系數(shù)不顯著。由此說明，國有資本參股對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的促進(jìn)作用在“親清”政商關(guān)系健康程度較高的地區(qū)更為凸顯。

表14 企業(yè)所處“親清”政商關(guān)系健康程度高低的分組檢驗(yàn)

(二)進(jìn)一步討論

前文研究證實(shí)，國有資本參股顯著提高了民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平。然而，這種提升效應(yīng)是否得到了資本市場的認(rèn)可，即上述影響是否顯著提高了企業(yè)價值和股票市場表現(xiàn)？對這一問題的回答將有助于更為深入地理解國資介入對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的積極效應(yīng)。參照Machmuddah et al.(2020)的研究，本文以托賓Q值()來衡量企業(yè)價值，以每股收益來衡量企業(yè)的股票市場表現(xiàn)()，并設(shè)置國有資本參股與戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平的交互項(xiàng)加入基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表15所示。不難發(fā)現(xiàn)，第(1)～(6)列中國有資本參股(1、2、3)與戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平()的交互項(xiàng)均顯著為正，表明國有資本參股能夠顯著強(qiáng)化民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)價值和股票市場表現(xiàn)的提升作用。

表15 進(jìn)一步討論檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

如何引導(dǎo)與支持民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展，激活民營經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)造力，是推動中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的重要突破口。國有資本介入民營企業(yè)的混合所有制改革舉措，能否將國有資本的制度優(yōu)勢與民營資本的市場優(yōu)勢有效結(jié)合、助力民營企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展，是亟待驗(yàn)證的關(guān)鍵問題。本文以國有資本參股但非控股民營企業(yè)為切入點(diǎn)，探究民營企業(yè)實(shí)施逆向混改對其戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的影響。主要結(jié)論如下：第一，國有資本參股能夠顯著提高民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)水平，該結(jié)論在采取工具變量法、傾向得分匹配法、Heckman兩階段回歸、更換核心變量定義、調(diào)整模型設(shè)定等方法檢驗(yàn)后依然成立。第二，機(jī)制檢驗(yàn)證實(shí)，強(qiáng)化高管薪酬激勵和抑制機(jī)會主義行為是國資介入提高民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的重要渠道機(jī)制，具體表現(xiàn)為高管貨幣薪酬激勵和高管股權(quán)激勵的增加，以及盈余管理水平的降低。第三，從民營企業(yè)參與混改時的內(nèi)部特征看，當(dāng)民營企業(yè)中存在國有股東派遣的董事時，國資介入對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的促進(jìn)作用更大；從企業(yè)所處的外部環(huán)境看，當(dāng)企業(yè)所在城市的“親清”政商關(guān)系健康程度較高時，國有資本參股發(fā)揮的積極效應(yīng)會更為顯著。第四，國有資本參股能夠促進(jìn)民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)價值和股票市場表現(xiàn)的提升作用。本文結(jié)論澄清了民營企業(yè)混改進(jìn)程中“國進(jìn)民退”的爭議，對全面深化混合所有制改革政策的制定具有一定的參考價值。

在實(shí)踐啟示方面，本研究對中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級背景下民營企業(yè)引入國有資本實(shí)施逆向混改具有一定的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義：

第一，民營企業(yè)作為資本市場最為活躍的經(jīng)濟(jì)力量，是否引入國有資本共同參與企業(yè)治理，是一個重大的戰(zhàn)略問題。本文研究發(fā)現(xiàn)，國資介入有助于提高民營企業(yè)的戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)能力，表明國有資本參股民營企業(yè)的混合所有制改革有助于改善民營企業(yè)的戰(zhàn)略性投資行為，有助于提升民營經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)造力和持續(xù)發(fā)展能力。國有資本和民營資本應(yīng)積極參與混合所有制改革，取長補(bǔ)短，充分發(fā)揮“1+1＞2”的混合產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢，助力中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級。

第二，為最大化民營企業(yè)混合所有制改革對其戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的提升效應(yīng)，應(yīng)逐步完善并落實(shí)企業(yè)薪酬激勵機(jī)制和治理機(jī)制。一方面，企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立合理有效的貨幣薪酬激勵和股權(quán)激勵制度，從根本上強(qiáng)化高管與企業(yè)共擔(dān)風(fēng)險的長期發(fā)展意愿，有效激勵高管主動承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險；另一方面，企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立健全有效的監(jiān)督治理體制，最大化避免管理層機(jī)會主義行為對企業(yè)戰(zhàn)略性決策的負(fù)面影響。

第三，國有資本參股民營企業(yè)不僅要“形似”，更要“神至”。本文發(fā)現(xiàn)，當(dāng)民營企業(yè)中存在國有股東派遣的董事時，國資介入對企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的促進(jìn)作用將更為顯著。這意味著，國有資本參股后派駐董事的參與行為能夠通過“用手投票”的方式代表國有股權(quán)發(fā)表意見，真正影響到民營企業(yè)的日常經(jīng)營決策。因此，民營企業(yè)引入國有股權(quán)的逆向混改，要通過國資介入后的“形實(shí)”并重以最大化地激發(fā)國有資本的積極效應(yīng)，將制度優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為治理效能，正確引導(dǎo)與支持民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

第四，良好的外部制度環(huán)境是國有資本參股后促進(jìn)民營企業(yè)承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險的關(guān)鍵要素。本文發(fā)現(xiàn)，在“親清”政商關(guān)系健康程度較高的地區(qū)，國資介入對民營企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)的促進(jìn)作用越強(qiáng)。這意味著政府與企業(yè)間“親”“清”關(guān)系的落實(shí)是混改相關(guān)政策有效發(fā)揮作用的重要保障。政府應(yīng)當(dāng)通過簡化行政審批制度、提高行政效率、完善政務(wù)服務(wù)體系建設(shè)等方式，更好地發(fā)揮其在建立良好政商關(guān)系、服務(wù)混改中的積極作用。 ■