趙 妍, 黃家瀾, 趙立彬*, 周芳芳

(1.北京物資學(xué)院 會計學(xué)院,北京 101149;2.武漢紡織大學(xué) 會計學(xué)院, 武漢 430200)

一、問題提出

混合所有制改革是當(dāng)前學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。學(xué)者從公司違規(guī)行為[1]、投資效率[2-3]、費用粘性[4]、內(nèi)部薪酬差異[5]、創(chuàng)新行為[6-8]、社會責(zé)任[9]以及公司績效[10]等維度考察了國有企業(yè)混合所有制改革(以下簡稱國企混改)的效果。與已有研究聚焦點不同,本文從企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平這一角度考察國企混改實施的經(jīng)濟后果。風(fēng)險承擔(dān)水平體現(xiàn)了企業(yè)在實現(xiàn)價值最大化過程中承擔(dān)風(fēng)險的態(tài)度,是驅(qū)動公司發(fā)展的主要動力[11]。面對不確定性時,不同決策主體利益訴求存在差異,有不同的風(fēng)險與收益權(quán)衡,風(fēng)險偏好與收益的敏感度不盡一致[12]。

在“官本位”文化的中國,國有企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人更多把自己看作政府官員,而不是企業(yè)經(jīng)營者。他們的職業(yè)追求是仕途升遷,而不是長期在企業(yè)工作。楊瑞龍等將央企高管稱之為“準(zhǔn)官員”,他們研究發(fā)現(xiàn)央企營業(yè)收入增長率的上升會提高央企領(lǐng)導(dǎo)的升遷概率[13]。在反腐敗環(huán)境下,基于政治晉升追求的國企高管規(guī)避政治風(fēng)險動機提升,變得風(fēng)險厭惡,導(dǎo)致投資不足,損害公司價值[14]。已有研究表明,非國有資本有著更高的風(fēng)險承擔(dān)水平。Boubakri等利用57個國家企業(yè)私有化數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)外資持股與風(fēng)險承擔(dān)之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系[15]。李文貴和余明桂采用中國A股上市公司數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)國企民營化后可以顯著提升風(fēng)險承擔(dān)水平[16]。這意味著,國有企業(yè)通過改變所有權(quán)性質(zhì)能夠轉(zhuǎn)變企業(yè)風(fēng)險偏好態(tài)度。然而,國有企業(yè)在中國經(jīng)濟社會運行中具有特殊作用,全部采用私有化方式改變企業(yè)風(fēng)險偏好不符合現(xiàn)實邏輯。那么,不同于民營化的改革方式,國有企業(yè)通過引入非公資本進(jìn)行混合所有制改革,實現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化,是否也可以影響國有企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平,這是一個值得探討的話題。

基于上述考慮,本文研究的是國企引入民資后是否會嫁接其風(fēng)險偏好的基因,改變自身風(fēng)險承擔(dān)水平。如果會,其作用機制是什么?此外,創(chuàng)新是企業(yè)塑造核心競爭力的法寶,但創(chuàng)新活動是一項高度不確定性、失敗概率大的投資,需要企業(yè)具有較高的風(fēng)險承擔(dān)水平。國企混改如果提高了國企風(fēng)險承擔(dān)水平,那是否也會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為呢?為了回答以上問題,本文利用2003—2018年A股國有上市公司數(shù)據(jù),結(jié)合代理成本理論,實證檢驗國企混合所有制、風(fēng)險承擔(dān)水平與創(chuàng)新行為三者之間的關(guān)系。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)為三個方面:(1)拓寬了國企混改非公資本發(fā)揮作用的影響因素,深化了對國企混改與風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的認(rèn)識?；旄淖鳛楝F(xiàn)階段國企改革的關(guān)鍵突破口受到學(xué)術(shù)界高度重視,但與已有文獻(xiàn)從監(jiān)督和制衡視角的研究不同,本文從風(fēng)險承擔(dān)視角出發(fā),為國企混改的效果研究提供了經(jīng)驗證據(jù),豐富了現(xiàn)有國企混改的研究范疇。(2)有助于探索國企混改的有效監(jiān)督方式,為國有企業(yè)制定和調(diào)整混改力度提供數(shù)據(jù)支持和經(jīng)驗證據(jù)。與已有關(guān)于所有權(quán)性質(zhì)變化對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平影響的研究不同,本文基于中國混合所有制改革背景,考察多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響,為推動國企混改提供經(jīng)驗證據(jù)。(3)從創(chuàng)新績效視角為國企混改提供了新的證據(jù)支撐?，F(xiàn)有混改研究大多從股權(quán)集中度視角展開對創(chuàng)新績效的影響,本文進(jìn)一步從混改深入度和混改制衡度兩個維度、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩個視角,研究混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,深化了國企混改的政策效果研究,也為中國推行國企混合所有制改革進(jìn)程中做強做優(yōu)做大國有資本提供經(jīng)驗參考。

本文余下部分安排如下:第二部分為理論分析與研究假設(shè),結(jié)合中國制度背景,從理論上分析國企混改對風(fēng)險承擔(dān)水平和創(chuàng)新行為的影響,提出本文待驗證的假設(shè);第三部分是研究設(shè)計,對本文的數(shù)據(jù)來源與樣本選擇、模型構(gòu)建與變量定義進(jìn)行了詳細(xì)說明;第四部分為實證結(jié)果分析;第五部分為結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

國有企業(yè)在中國特色社會主義建設(shè)過程中起著關(guān)鍵作用。特別是,當(dāng)前世界面臨百年未有之大變局,顛覆性新技術(shù)不斷涌現(xiàn),加劇了大國間的博弈競爭。十九屆四中全會提出“發(fā)展混合所有制經(jīng)濟,增強國有經(jīng)濟競爭力、創(chuàng)新力、控制力、影響力、抗風(fēng)險能力,做強做優(yōu)做大國有資本”。進(jìn)行國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革,引入非公資本,形成混合所有制企業(yè),是探索發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的微觀基礎(chǔ)。一言以蔽之,國企混改能否促進(jìn)企業(yè)價值增長和生產(chǎn)率提升,是事關(guān)混合所有制經(jīng)濟效果好壞的重要標(biāo)準(zhǔn)。

一方面,國有企業(yè)不僅承擔(dān)著促進(jìn)經(jīng)濟增長的經(jīng)濟目標(biāo),還需完成維護(hù)社會穩(wěn)定、促進(jìn)就業(yè)等政治目標(biāo),這些目標(biāo)的存在使得企業(yè)經(jīng)營決策與企業(yè)價值最大化的目標(biāo)相矛盾。政府干預(yù)導(dǎo)致的非效率投資阻礙了國有企業(yè)健康發(fā)展[17-18]。另一方面,實踐中,國有企業(yè)高管形式上是市場化的“經(jīng)理人”身份,但實質(zhì)上是“準(zhǔn)官員”身份[13],能夠通過完成政治目標(biāo)在晉升中取得優(yōu)勢。因此,國有企業(yè)高管在投資決策的風(fēng)險選擇中,更多基于政治生涯考慮[19],傾向于通過維持企業(yè)穩(wěn)定來達(dá)到政治目標(biāo)。同時,出于對高風(fēng)險投資的不確定性高、失敗率高、職業(yè)生涯和聲譽的考慮,國企高管在經(jīng)營決策時更傾向于保守的投資策略。而國有企業(yè)混合所有制改革后,一方面,非國有資本的進(jìn)入使得國有股權(quán)占比下降,在一定程度上緩解了由政治干預(yù)帶來的在維護(hù)社會穩(wěn)定、促進(jìn)就業(yè)等方面的負(fù)面影響[20],強化了對經(jīng)濟目標(biāo)的追求,促進(jìn)企業(yè)投資效率[15,21];另一方面,非國有資本的逐利性使得非國有股東有很強的動機去監(jiān)督經(jīng)理人,通過委派董事等行為促進(jìn)國有企業(yè)公司治理提升,有助于緩解代理成本。已有研究顯示,股東身份異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平密切相關(guān)[15]。國企通過混合所有制改革可以實現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化,不同身份的股東具有各自的資源優(yōu)勢,有可能產(chǎn)生“協(xié)同效應(yīng)”[22],提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平?；旄暮蟮钠髽I(yè)更加重視盈利能力與效率,這將推動從“政治晉升”激勵模式向市場化“薪酬激勵”模式轉(zhuǎn)變。

基于上述分析,我們提出以下假設(shè):

H1在其他條件相同的情況下,國企混改可以提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

上述分析表明,國企混改后,非國有股東參與公司治理,發(fā)揮公司治理機制作用,從而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。在此情形下,風(fēng)險承擔(dān)水平的提升最終需聚焦于企業(yè)創(chuàng)新績效。但創(chuàng)新是一項周期長、資金大、風(fēng)險高的投資活動,國企混改引起企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高是否必然可以促進(jìn)公司創(chuàng)新呢?

當(dāng)前,學(xué)者對于混合所有制改革與創(chuàng)新關(guān)系的研究存在不同看法[6-8,23]。從積極作用看,國企混改后除了提升風(fēng)險承擔(dān)水平外,自身具有獲取互補性資源的優(yōu)勢。宋春霞和薛月研究發(fā)現(xiàn),國企通過混合所有制改革獲取互補性資源從而提升創(chuàng)新能力,而國有股持股比例對創(chuàng)新有差異化影響,具體地呈現(xiàn)U型關(guān)系[24]。此外,國企混改后自身仍具有融資優(yōu)勢。盡管當(dāng)前國家大力發(fā)展資本市場,提升直接融資比例,但以銀行為主導(dǎo)的間接融資渠道尚未發(fā)生根本性改變。非國有企業(yè)在銀行信貸獲取及資金成本方面都處于劣勢地位[25],而國企參股可以緩解民營企業(yè)融資約束,產(chǎn)生資源互補效應(yīng)。在外部融資市場存在摩擦的現(xiàn)實情境下,能否獲取資金支持直接關(guān)乎創(chuàng)新投入。余明桂等研究發(fā)現(xiàn),國有企業(yè)民營化后受到信貸歧視,加劇了企業(yè)融資約束,對創(chuàng)新活動產(chǎn)生抑制作用[23]。與國企民營化不同,國企混改后依然享有政府信用,在融資時具有天然優(yōu)勢?；旄漠a(chǎn)生的風(fēng)險承擔(dān)水平的提高,可能增加企業(yè)創(chuàng)新意愿,而國企本身具備的強大融資能力則為創(chuàng)新提供充足資金。從這個角度而言,國企混改可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力。

從消極方面看,現(xiàn)階段混改存在“混而不改”和“效率不足”等問題。即使混改后,國有股“一股獨大”的現(xiàn)象仍普遍存在,致使非國有股東無法有效參與公司決策。部分研究表明,國有股東作為實際控制人可能因政治目標(biāo)而放棄經(jīng)濟績效,加劇企業(yè)短視行為,降低創(chuàng)新投入,從事周期短、見效快的項目,從而導(dǎo)致國有企業(yè)創(chuàng)新績效低[26]。已有研究更多地從非國有股的商業(yè)化治理角度分析其對混改創(chuàng)新產(chǎn)生的影響,如王春燕等發(fā)現(xiàn)非國有股參與治理可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為[27]。但現(xiàn)有研究是在非國有股追求企業(yè)價值最大化、具有創(chuàng)新動力的理想假定前提下論證的。然而,實踐中,非國有股大股東常常進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易、資金占用、高送轉(zhuǎn)、股權(quán)質(zhì)押等投機性行為,追逐自身私利,嚴(yán)重?fù)p害中小股東利益及企業(yè)價值。非國有股參與混改的最終目的是獲取收益,而依靠提升企業(yè)創(chuàng)新不僅周期長,同時存在著極大不確定性。因此,從理性人角度出發(fā),非國有股股東更有可能利用混改企業(yè)在融資及獲取項目方面的獨特優(yōu)勢,“慫恿”企業(yè)投資見效快、收益高的投機性項目,抑制企業(yè)從事高失敗率的創(chuàng)新活動。從這個角度來看,盡管國企混改提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平,但并不能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效。

基于上述分析,我們提出如下對立假設(shè):

H2a 在其他條件相同的情況下,國企混改帶來的風(fēng)險承擔(dān)水平提升,提高了企業(yè)創(chuàng)新績效。

H2b 在其他條件相同的情況下,國企混改帶來的風(fēng)險承擔(dān)水平提升,降低了企業(yè)創(chuàng)新績效。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選取

2003年,黨的十六屆三中全會對建立完善的市場經(jīng)濟體制進(jìn)行了全面部署,指出要更大程度發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用,同時,憲法也進(jìn)一步明確了“公有制為主體、多種所有制經(jīng)濟共同發(fā)展”作為社會主義基本經(jīng)濟制度,“鼓勵、支持和引導(dǎo)非公有制經(jīng)濟發(fā)展”的政策導(dǎo)向進(jìn)一步鞏固了民營企業(yè)在我國經(jīng)濟體系中的地位,國企混改由此進(jìn)入了“國企監(jiān)管改革、民企壯大”與“產(chǎn)權(quán)”混合階段[28]。本文以2003—2018年滬深A(yù)股上市國企作為初始樣本,對樣本進(jìn)行以下處理:(1)剔除金融行業(yè)、ST、PT以及主變量缺失的樣本;(2)剔除觀測初始年(2003年及以前上市的為2003年,2003年之后上市的為上市當(dāng)年)實際控制人為非國有性質(zhì)的樣本。經(jīng)篩選后,最終得到15 352個觀測值。財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,數(shù)據(jù)處理與實證檢驗均采用Stata16.0進(jìn)行操作。為避免極端值影響,對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。此外,為控制潛在的異方差和序列相關(guān)問題,本文在所有回歸中對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司層面聚類調(diào)整。

(二)模型構(gòu)建與變量定義

為了檢驗假設(shè)1,考察混改對風(fēng)險承擔(dān)水平的影響,本文采用模型(Ⅰ)進(jìn)行驗證:

Riski,t=α+β1Mixi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Agei,t+β5Growthi,t+β6GDPi,t+β7Roai,t+β8Herfindahl_10i,t+β9Ind+β10Year+εi,t

(Ⅰ)

其中,i和t代表企業(yè)和年份,ε是殘差。本文還控制了時間和行業(yè)虛擬變量進(jìn)行回歸檢驗。

為了檢驗假設(shè)2,考察混合所有制改革、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系,本文采用模型(Ⅱ)和(Ⅲ)進(jìn)行驗證:

Innovationi,t+2=α+β1Riski,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Agei,t+β5Growthi,t+β6GDPi,t+β7Roai,t+β8Herfindahl_10i,t+β9Ind+β10Year+εi,t

(Ⅱ)

Innovationi,t+2=α+β1Riski,t×Mixi,t+β2Mixi,t+β3Riski,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5Agei,t+β6Growthi,t+β7GDPi,t+β8Roai,t+β9Herfindahl_10i,t+β10Ind+β11Year+εi,t

(Ⅲ)

上式中,考慮到混合所有制改革產(chǎn)生效果需要一定的時間,故采用滯后2年的創(chuàng)新績效(Innovation)來衡量混改后的創(chuàng)新投入水平,具體變量定義見表1。

1.被解釋變量:風(fēng)險承擔(dān)(Risk)

本文借鑒李文貴和余明桂[16]的方法,采用資產(chǎn)收益率(Roa)三年內(nèi)的波動率衡量風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk)。其中,Roa為企業(yè)相應(yīng)年度的息稅前利潤(Ebit)與當(dāng)年末資產(chǎn)總額(Assets)的比率;為消除行業(yè)和經(jīng)濟周期對Roa的影響,將公司i在t年的Roa進(jìn)行行業(yè)調(diào)整,定義為ADJ_Roa;N表示統(tǒng)計年數(shù),將公司i不滿足(t,t+1,t+2)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)剔除;風(fēng)險承擔(dān)水平值越大,表示風(fēng)險承擔(dān)水平越高。

(Ⅳ)

(Ⅴ)

2.被解釋變量:創(chuàng)新績效(Innovation)

創(chuàng)新績效(Innovation)主要由創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個維度衡量。創(chuàng)新投入主要參考解維敏和方紅星[29]以及李韻和丁林峰[30]的研究,采用企業(yè)研發(fā)投入金額占營業(yè)收入的比例(RD)來衡量;創(chuàng)新產(chǎn)出主要參考陳德球等[31]、黎文靖和鄭曼妮[32]的研究,將專利類型分為策略性創(chuàng)新(Uninvent)和實質(zhì)性創(chuàng)新(Invent)來衡量,其中策略性創(chuàng)新等于企業(yè)實用新型專利與外觀設(shè)計專利獲得數(shù)量之和加1取自然對數(shù),實質(zhì)性創(chuàng)新等于企業(yè)發(fā)明專利獲得數(shù)量加1取自然對數(shù)。

3.解釋變量(Mix)

參考楊興全等[33]的方法,將樣本公司前十大股東性質(zhì)分為四種:國有股東、民營股東、外資股東和其他,采用不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的占比來衡量國企混改程度,主要采用兩種衡量方式:一是混改深入度(Mixratio),衡量方式為前十大股東中民營和外資持股比例之和,其比例越高,混改力度越強;二是混改制衡度(Mixbalance),衡量方式為前十大股東民營和外資持股比例之和減去國有股份持股總量的差,差值越大就意味著不同性質(zhì)資本的融合程度越高,制衡作用越明顯。

4.控制變量

參考李文貴和余明桂[16]的研究,本文加入企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、銷售增長(Growth)、企業(yè)年齡(Age)、宏觀經(jīng)濟(GDP)、資產(chǎn)回報率(Roa)及赫芬達(dá)爾指數(shù)(Herfindahl_10)等控制變量,此外還控制了行業(yè)虛擬變量(Ind)和年度虛擬變量(Year)。具體定義如表1所示。

表1 變量定義表

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示:樣本期間內(nèi),國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平均值約為0.029,方差為0.034,表明我國國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力普遍比較弱?；旄纳钊攵染禐?.119,方差為0.172,股權(quán)制衡度均值為-0.280,最大值為0.696,最小值為-0.803,說明國有企業(yè)前十大股東中,不同企業(yè)間的非國有股份占比差異較大,也反映了混合所有制改革在各個國企的進(jìn)展步調(diào)不一致。

表2 描述性統(tǒng)計表

(二)混合所有制與風(fēng)險承擔(dān)水平

為了驗證假說1,本文首先對模型(Ⅰ)進(jìn)行了回歸,考察國企混改程度對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響,回歸結(jié)果如表3所示。列(1)至列(4)分別列示了混改深入度、股權(quán)制衡度對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。(1)列和(3)列為未加入控制變量時的回歸結(jié)果,回歸系數(shù)分別為0.017和0.013,在1%的水平上顯著為正;(2)列和列(4)為加入控制變量時的回歸結(jié)果,回歸系數(shù)為0.019和0.011,在1%的水平上顯著為正。結(jié)果顯示,無論采用哪種混合所有制改革的衡量方式,國企混改革均與風(fēng)險承擔(dān)水平呈正相關(guān)關(guān)系。該結(jié)果驗證了假說1,即隨著國企混合所有制程度的增大,企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平會相應(yīng)提高。這說明,國有企業(yè)通過引入非公有資本入股,可以改變企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)偏好,這與Boubakri等人在2011年的相關(guān)研究具有一致性[15]。

表3 混合所有制與風(fēng)險承擔(dān)水平回歸結(jié)果

續(xù)表3

(三)作用路徑分析

國有企業(yè)不具有人格化的天然產(chǎn)權(quán)缺陷,導(dǎo)致其無法真正行使相關(guān)權(quán)益,“所有者缺位”現(xiàn)象會導(dǎo)致嚴(yán)重的代理問題,給經(jīng)理層(為尋求私利)增加在職消費等投資過度行為,或者為規(guī)避風(fēng)險而減少投資造成投資不足提供了便利[34]。而進(jìn)行混合所有制改革的企業(yè)會更加重視盈利能力與效率,非國有資本參股有助于國企去行政化,打破原有僵化的內(nèi)部管理體制,引入薪酬激勵機制,給管理層帶來貨幣化激勵和市場化考核壓力[35],緩解代理問題,從而提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

本文構(gòu)建模型(Ⅵ)(Ⅶ)和(Ⅷ),通過借鑒溫忠麟等[36]提出的中介效應(yīng)檢驗程序,進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗:

Riski,t=α+β1Mix+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Agei,t+β5Growthi,t+β6GDPi,t+β7Roai,t+β8Herfindahl_10i,t+β9Ind+β10Year+εi,t

(Ⅵ)

Agency_Costi,t=α+β1Mix+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Agei,t+β5Growthi,t+β6GDPi,t+β7Roai,t+β8Herfindahl_10i,t+β9Ind+β10Year+εi,t

(Ⅶ)

Riski,t=α+β1Mix+β2Agency_Costi,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5Agei,t+β6Growthi,t+β7GDPi,t+β8Roai,t+β9Herfindahl_10i,t+β10Ind+β11Year+εi,t

(Ⅷ)

上式中,代理成本(Agency_Cost)參考James[37],采用第i個企業(yè)第t年的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量,其余變量與模型(Ⅰ)一致。

表4為回歸結(jié)果。結(jié)果表明,混改深入度和混改制衡度與代理成本的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù),在模型(Ⅷ)中加入代理成本后,混改深入度和混改制衡度與風(fēng)險承擔(dān)以及代理成本與風(fēng)險承擔(dān)的系數(shù)均顯著為正,證明了代理成本起部分中介效應(yīng),表明混改有利于減少代理問題沖突,降低代理成本,從而激發(fā)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗研究結(jié)論的可靠性,我們進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗。

1.替換變量

參考已有研究[38],使用觀測期間經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的企業(yè)利潤率最大值與最小值的差額作為風(fēng)險承擔(dān)水平的替代變量(Risk2),對本文的假設(shè)重新進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,結(jié)果與前文主回歸結(jié)論基本保持一致,檢驗結(jié)果如表5中(1)列至(4)列所示。

表4 機制檢驗回歸結(jié)果

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

2.變量滯后

考慮到國企混改影響風(fēng)險承擔(dān)需要一定的時間,本文采用變量滯后(Mixratio_F/Mixbalance_F)的方法來緩解潛在內(nèi)生性問題可能存在的干擾。表5中(5)列至(8)列顯示了解釋變量滯后一期的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn),無論是否加入其他控制變量,混改的系數(shù)均顯著為正,與本文的主回歸結(jié)果保持一致,說明研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

(五)擴展性研究

1.異質(zhì)性檢驗

(1)混合所有權(quán)方式:民資VS外資

Boubakri等人2011年的研究發(fā)現(xiàn),國有企業(yè)通過外資方式私有化會顯著提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平[15]。中國的外資與民資對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平是否也會存在差異?為了回答這一問題,本文對前十大股東中是否引入外資進(jìn)行分組,以此來考察不同混合所有權(quán)方式對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響,回歸結(jié)果如表6中(1)列至(4)列所示?；貧w結(jié)果顯示,自變量混改深入度和混改制衡度系數(shù)在引入外資組和未引入外資組均顯著為正,但未引入外資組顯著性更高,并且通過Chow檢驗。這表明,盲目引入外資并不可取,還可能會產(chǎn)生“水土不服”問題,導(dǎo)致其對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響效果遜色于民資。

表6 異質(zhì)性檢驗回歸結(jié)果

(2)不同市場化發(fā)展程度

外部市場化環(huán)境可能會影響到企業(yè)微觀行為。為此,我們檢驗了市場化進(jìn)程對混改的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)。本文采用市場化總指數(shù)衡量企業(yè)外部市場化發(fā)展程度,并按照分年度的中位數(shù)來劃分高低組進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表6中(5)列至(8)列所示?；貧w結(jié)果顯示,無論外部市場化程度高還是低,國企混改均對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生正向影響,但市場化程度高的組顯著高于市場化程度低的組,并通過了Chow檢驗。

2.混合所有制改革、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效

為了驗證假說2,本文對模型(Ⅱ)和(Ⅲ)進(jìn)行了回歸,考察國企混改程度對風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新投入水平二者之間關(guān)系的影響,回歸結(jié)果如表7所示。

表7中列(1)列示了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響,系數(shù)在5%的水平上顯著為正,表明企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力越高,其創(chuàng)新的意愿越強烈,創(chuàng)新投入越多。列(2)和列(3)列示了考慮混改深入度和混改制衡度后,風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新投入水平之間關(guān)系的變化,結(jié)果表明,無論是混改深入度還是混改制衡度,二者與風(fēng)險承擔(dān)的交乘項均在5%的水平上顯著為正,說明混改所產(chǎn)生的風(fēng)險承擔(dān)水平的提高能增加企業(yè)創(chuàng)新意愿,增大企業(yè)創(chuàng)新投入。

表7 混合所有制改革、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效回歸結(jié)果

表7中列(4)和(7)列示了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),表明無論是實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新,其專利成果產(chǎn)出并未得到提升。列(4)和(5)以及列(8)和(9)分別列示了考慮混改深入度和混改制衡度后,風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出二者之間關(guān)系的變化。結(jié)果顯示,無論是混改深入度還是混改制衡度,二者與風(fēng)險承擔(dān)的交乘項均不顯著,說明混改所產(chǎn)生的風(fēng)險承擔(dān)水平的提高并未帶來企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出提升。這可能與創(chuàng)新專利研發(fā)過程有一定的不確定性相關(guān),風(fēng)險承擔(dān)意愿的提升能直接改變企業(yè)的創(chuàng)新投入策略,但對創(chuàng)新產(chǎn)出卻沒有效果。

五、結(jié)論與討論

改革開放40多年來,國有企業(yè)混合所有制改革作為中國經(jīng)濟體制改革的重要組成部分在穩(wěn)步推進(jìn)中不斷深入,通過引入非公資本形成“國企+民資”的新型股權(quán)結(jié)構(gòu),促進(jìn)國有經(jīng)濟和民營經(jīng)濟協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展。通過引入多元產(chǎn)權(quán)股東完善公司治理機制、激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新水平、促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新績效,是混合所有制改革的重要目標(biāo)。

本文以2003—2018年滬深A(yù)股上市國有企業(yè)為研究樣本,從風(fēng)險承擔(dān)及創(chuàng)新績效角度,實證檢驗混合所有制改革對國有企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平及創(chuàng)新績效的影響。實證結(jié)果顯示:(1)國企混改提升了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平,且非國有持股結(jié)構(gòu)對提升風(fēng)險承擔(dān)水平存在差異化影響?；旌纤兄聘母锷钊攵群凸蓹?quán)制衡度越高,提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平效果越好。(2)機制分析表明,混合所有制改革通過降低委托代理成本,使國企激勵模式由非市場化的“政治晉升”隱性激勵模式向市場化“貨幣薪酬”顯性激勵模式轉(zhuǎn)變,驅(qū)動企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平提升。(3)異質(zhì)性分析表明,國企混改與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的正向關(guān)系在引入民營資本及市場化進(jìn)程高的環(huán)境下更顯著。這也意味著,國企混改進(jìn)程中應(yīng)同時加快推進(jìn)市場化進(jìn)程,重視引入民營資本以緩解混合所有制改革“效率不足”問題。(4)混合所有制改革后企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平提升僅僅促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新投入,卻未能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出活動。

本文的研究結(jié)論豐富了現(xiàn)有國企混合所有制改革與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)研究范疇,為當(dāng)前推進(jìn)混合所有制改革、提升國有企業(yè)混合所有制創(chuàng)新能力提供了經(jīng)驗證據(jù)。首先,要重視國企混改中非公資本在混改中發(fā)揮的積極治理作用。引入持股比例較高的非公資本有助于改善公司治理水平,降低委托代理成本;同時,不能盲目引入外資,更應(yīng)充分挖掘民營資本,有助于提升國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平和決策效率。其次,制度環(huán)境會通過公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)的資源配置和經(jīng)濟績效產(chǎn)生決定性影響。國企混改過程中,企業(yè)的經(jīng)營活動、投資決策等都受到當(dāng)?shù)刂贫拳h(huán)境的影響。因此,在持續(xù)推進(jìn)混合所有制改革的同時,要進(jìn)一步完善市場化進(jìn)程,讓制度環(huán)境發(fā)揮前置作用,提升混合所有制改革的治理效果。最后,僅僅通過混合所有制改革提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平,并不能增強國有企業(yè)的競爭優(yōu)勢。未來在深化國企改革過程中,在引入非公資本的同時,應(yīng)注重對其創(chuàng)新績效能力提升的評價,避免引入追逐短期利益的民營資金。