楊松令，孫大衛(wèi)，劉亭立

（北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100124）

一、前言

國(guó)資國(guó)企改革一直是牽動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展全局的一項(xiàng)重要經(jīng)濟(jì)舉措，國(guó)有企業(yè)發(fā)展的狀況和國(guó)有企業(yè)創(chuàng)值能力的提升，不只影響企業(yè)及其利益相關(guān)者，也對(duì)我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要影響?；旌纤兄频拿}早在我國(guó)20世紀(jì)80年代中后期開(kāi)始被提出并研究。薛暮橋（1987）在討論我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革過(guò)程中的不同性質(zhì)企業(yè)合資經(jīng)營(yíng)問(wèn)題時(shí)，曾對(duì)混合所有制的概念進(jìn)行了論述。對(duì)于國(guó)有企業(yè)發(fā)展過(guò)程中的低效和制度優(yōu)勢(shì)體現(xiàn)不足等問(wèn)題，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，國(guó)有企業(yè)積極發(fā)展混合所有制可以通過(guò)發(fā)揮不同所有制的制度優(yōu)勢(shì)以彌補(bǔ)國(guó)有企業(yè)失靈，這也是混合所有制存在的重要原因。近年來(lái)，隨著我國(guó)對(duì)國(guó)資國(guó)企改革的不斷推進(jìn)，學(xué)術(shù)界對(duì)這一問(wèn)題的相關(guān)研究體現(xiàn)出更強(qiáng)的實(shí)效性，更注重研究成果對(duì)企業(yè)運(yùn)行的實(shí)際指導(dǎo)意義。如張輝等（2016）通過(guò)構(gòu)建雙重差分模型分析了混合所有制改革對(duì)政策性負(fù)擔(dān)的影響，并在此基礎(chǔ)上討論了混改及政策性負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)績(jī)效的效應(yīng)。然而，現(xiàn)階段，在國(guó)有持股企業(yè)管理運(yùn)營(yíng)過(guò)程中如何科學(xué)有效地推進(jìn)混合所有制改革問(wèn)題上，還存在著一些不容忽視的問(wèn)題。

一方面，從企業(yè)角度來(lái)說(shuō)，國(guó)有資本持股的企業(yè)（特別是國(guó)有控股企業(yè)）存在目標(biāo)多元化的問(wèn)題。另一方面，從推進(jìn)企業(yè)混合所有制改革的角度來(lái)說(shuō)，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)體制形式的不同以及控股資本屬性的差異，約束了企業(yè)混合所有制改革的有效推進(jìn)。企業(yè)的混合所有制改革本質(zhì)上是企業(yè)股權(quán)比例的最優(yōu)問(wèn)題，改革的特殊性在于，企業(yè)通過(guò)改革實(shí)現(xiàn)國(guó)有資本和私有資本兩種不同所有制資本關(guān)系的重新締結(jié)，是兩種利益相關(guān)者產(chǎn)權(quán)關(guān)系的再構(gòu)（黃群慧等，2014）。因此，如何科學(xué)有效地推進(jìn)企業(yè)混合所有制改革，實(shí)現(xiàn)國(guó)有資本投資的準(zhǔn)確量化，防止尋租現(xiàn)象的發(fā)生，體現(xiàn)改革的公平、公正、規(guī)范、高效的原則，就顯得尤為重要。本文對(duì)于企業(yè)創(chuàng)值的模型設(shè)計(jì)中，加入反映社會(huì)責(zé)任的社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造變量，依據(jù)數(shù)據(jù)本身隱含的信息進(jìn)行內(nèi)生分組的非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）模型，通過(guò)實(shí)證分析，對(duì)混改背景下企業(yè)最優(yōu)股權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，為推進(jìn)國(guó)有持股企業(yè)混合所有制改革提供實(shí)證依據(jù)和方法借鑒。

二、模型設(shè)定與選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)計(jì)

本文選取2008—2016年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司前十大股東中含有國(guó)有股的企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）。按照以下原則對(duì)原始樣本進(jìn)行剔除：首先，剔除信息披露不完整、數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；其次，剔除金融保險(xiǎn)類上市企業(yè)；最后，剔除ST、*ST或 PT類上市企業(yè)。剔除后的樣本企業(yè)數(shù)為2 290家，樣本總量為12 872。本文主要使用Stata和MATLAB軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。此外，本文根據(jù)各省發(fā)改委或政府官方網(wǎng)站提供的資料及各省《中國(guó)制造2025》實(shí)施綱要，對(duì)各樣本主營(yíng)業(yè)務(wù)所屬行業(yè)及各地支柱性產(chǎn)業(yè)進(jìn)行整理和歸納。

本文實(shí)證分析所采用的指標(biāo)變量及具體含義如下：

1.被解釋變量：樣本企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造水平?？紤]到國(guó)有出資人目標(biāo)函數(shù)的雙重性要求，本文在衡量樣本企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造水平時(shí)，一方面，為了更準(zhǔn)確地衡量企業(yè)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值創(chuàng)造水平，加入股東利益創(chuàng)造率和債權(quán)人利益創(chuàng)造率；另一方面，基于國(guó)有出資人會(huì)以犧牲一定經(jīng)濟(jì)回報(bào)的方式實(shí)現(xiàn)社會(huì)目標(biāo)的特性，加入企業(yè)社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造的相關(guān)衡量指標(biāo)。樣本企業(yè)股東利益創(chuàng)造率為企業(yè)當(dāng)年凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值，企業(yè)債權(quán)人利益創(chuàng)造率為企業(yè)當(dāng)年利息支出與總資產(chǎn)的比值。同時(shí)，從捐贈(zèng)支出、上繳稅費(fèi)、職工工資福利支出三個(gè)方面考核樣本企業(yè)的社會(huì)價(jià)值的創(chuàng)造水平。其中，企業(yè)捐贈(zèng)支出用企業(yè)社會(huì)公益創(chuàng)造率來(lái)表示，為企業(yè)當(dāng)年捐贈(zèng)支出與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；企業(yè)上繳稅費(fèi)用政府利益創(chuàng)造率來(lái)表示，為企業(yè)當(dāng)年支付各項(xiàng)稅費(fèi)與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；用職工利益創(chuàng)造率表示樣本企業(yè)的職工工資福利支出，為職工工資福利支出與總資產(chǎn)的比值。

2.解釋變量：國(guó)有股權(quán)比例。在國(guó)有股權(quán)比例計(jì)算方面，本文首先將上市公司前十大股東持股性質(zhì)作為劃分企業(yè)中是否存在國(guó)有股權(quán)的依據(jù)，企業(yè)中當(dāng)年國(guó)有股權(quán)比例為企業(yè)中所有股份性質(zhì)為國(guó)有的（包括“國(guó)有股”、“國(guó)有法人股”以及“國(guó)家股”等）股東當(dāng)年所持股份比例之和。對(duì)于不在前十大股東之列的國(guó)有股東，一方面由于企業(yè)財(cái)報(bào)無(wú)法對(duì)其進(jìn)行披露，同時(shí)根據(jù)林莞娟等（2016）解釋，此類股東持股比重通常較小，對(duì)最終實(shí)證結(jié)果不會(huì)有顯著影響。

3.轉(zhuǎn)換變量：國(guó)有股權(quán)

4.其它控制變量：企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造除了受國(guó)有股份影響之外，還受到諸多因素影響。本研究納入了所有權(quán)性質(zhì)、支柱性產(chǎn)業(yè)、兩職兼任情況、公司規(guī)模、公司成長(zhǎng)性以及資本結(jié)構(gòu)等作為控制變量。其中，兩職兼任情況，即企業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否為同一人兼任，反映了企業(yè)決策權(quán)的集中情況，若企業(yè)集中度過(guò)高（存在兼任情況）則有可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)值能力產(chǎn)生不良影響（白重恩等，2005）；公司成長(zhǎng)性，等于公司當(dāng)年銷售收入與公司上年銷售總收入之差除以公司上年銷售總收入；公司規(guī)模，等于公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)，不僅反映了市場(chǎng)資源獲取能力，同時(shí)也影響企業(yè)的組織層級(jí)和靈活度；資本結(jié)構(gòu)，等于企業(yè)期末負(fù)債除以期末資產(chǎn)。此外，根據(jù)各地發(fā)改委或政府官方網(wǎng)站提供的資料，同時(shí)結(jié)合各地區(qū)《中國(guó)制造2025》實(shí)施綱要，手工整理樣本企業(yè)所在地的支柱性產(chǎn)業(yè)，而后根據(jù)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)所屬行業(yè)進(jìn)行區(qū)分。

（二）原始指標(biāo)描述性分析

表1展示了全部有效樣本的描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)情況。由表2可知，國(guó)有股權(quán)比例（STATE）的均值為 31.3，所有權(quán)性質(zhì)（SOE）的均值為 0.63，說(shuō)明目前我國(guó)國(guó)有資本持股企業(yè)大多數(shù)以控股為主，但國(guó)有股一股獨(dú)大現(xiàn)象正在減少，這也從側(cè)面反映出我國(guó)國(guó)有持股企業(yè)混合所有制改革的成果。樣本企業(yè)中，支柱性產(chǎn)業(yè)（PI）的均值為0.48，表面國(guó)有持股企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)多數(shù)屬于當(dāng)?shù)刂е援a(chǎn)業(yè)，這對(duì)于了解國(guó)有資本的投資偏好以及分析被投資企業(yè)的預(yù)算軟約束等問(wèn)題提供了一定的數(shù)據(jù)支持。公司規(guī)模（SIZE）的均值為22.16，最大值為28.5，最小值為11.34，標(biāo)準(zhǔn)差為1.41，表明國(guó)有資本持股企業(yè)的公司規(guī)模差異較小。公司成長(zhǎng)性（GR）的均值為12.48，標(biāo)準(zhǔn)差為1 193.91，表明樣本企業(yè)的銷售收入存在很大差異。資本結(jié)構(gòu)（LEV）的均值為 0.52，標(biāo)準(zhǔn)差為1.39，表明樣本國(guó)有持股企業(yè)負(fù)債的資本化程度高，普遍存在償債壓力大的現(xiàn)象。在企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造方面分為企業(yè)經(jīng)濟(jì)價(jià)值創(chuàng)造和企業(yè)社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造。其中，企業(yè)經(jīng)濟(jì)價(jià)值創(chuàng)造（EV）方面，樣本企業(yè)資產(chǎn)收益率（ROA）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）的標(biāo)準(zhǔn)差近似，均在0.6左右，表面樣本企業(yè)ROA與ROE的差異較小。企業(yè)債權(quán)人利益創(chuàng)造率（DEBT）的均值與標(biāo)準(zhǔn)差也相對(duì)較小。與此相反的是，樣本企業(yè)股東利益創(chuàng)造率（SHAR）的標(biāo)準(zhǔn)差較大，達(dá)到118.39，這可能與樣本企業(yè)在成長(zhǎng)性方面的差異有關(guān)。在企業(yè)社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造方面（SV），樣本企業(yè)的社會(huì)公益創(chuàng)造率（CHAR）的均值最小，為0.017，其次為企業(yè)政府利益創(chuàng)造率（TAX），均值為 3.948，樣本職工利益創(chuàng)造率（SAL）均值最高，為6.31。表明，國(guó)有資本持股企業(yè)的社會(huì)價(jià)值主要通過(guò)員工福利支出來(lái)體現(xiàn)。

表1 原始指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型的設(shè)定與選擇

1.綜合指標(biāo)的確定。為了更準(zhǔn)確地反應(yīng)國(guó)有資本持股企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造情況，本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，一方面擴(kuò)充了對(duì)樣本企業(yè)經(jīng)濟(jì)價(jià)值創(chuàng)造的反應(yīng)指標(biāo)，另一方面引入反應(yīng)企業(yè)社會(huì)貢獻(xiàn)的企業(yè)社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造相關(guān)指標(biāo)。企業(yè)價(jià)值相關(guān)指標(biāo)的增多，盡管有利于對(duì)所研究問(wèn)題形成更全面系統(tǒng)的認(rèn)識(shí)，但由于變量之間可能存在相關(guān)性，以及數(shù)據(jù)之間可能存在重復(fù)性，因此分析模型的復(fù)雜度將會(huì)大大增加（雍紅月、李松林，2005）。為了解決這一問(wèn)題，同時(shí)為了降低模型擬合的維度，本文采用基于時(shí)間序列的全局因子分析對(duì)衡量企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的8個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析，并通過(guò)獲取的3個(gè)因子得分和作為權(quán)重方差貢獻(xiàn)率計(jì)算成綜合得分指標(biāo)，即企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造（V）。本文對(duì)反應(yīng)企業(yè)創(chuàng)值能力的因子分析大致步驟如下（限于篇幅，不再具體展示）：

（1）因子個(gè)數(shù)選擇。根據(jù)對(duì)不同年份的樣本的因子分析，得到了分析相關(guān)矩陣的特征值和解釋的變異比例，并主要根據(jù)該判定因子個(gè)數(shù)。例如，在2008年當(dāng)因子數(shù)為3時(shí)，可以解釋75.32%的變異比例，同樣如2009年數(shù)據(jù)所示，在因子個(gè)數(shù)為3時(shí)，可以解釋77.14%的變異比例。

（2）公因子的確定。此部分將不同時(shí)間點(diǎn)的截面數(shù)據(jù)表整合成統(tǒng)一的立體時(shí)序數(shù)據(jù)表，然后通過(guò)分析，尋找對(duì)于時(shí)序立體數(shù)據(jù)表來(lái)說(shuō)的統(tǒng)一簡(jiǎn)化子空間，將每個(gè)數(shù)據(jù)表在該空間中進(jìn)行投影，得到公因子。此部分因子載荷計(jì)算通過(guò)主成分分析法來(lái)計(jì)算得到。用主成分法確定因子載荷時(shí)，需要根據(jù)以上主成分分析確定的因子數(shù)作為未旋轉(zhuǎn)的公共因子。由于需要對(duì)公共因子的意義進(jìn)行詳細(xì)分析，理想情況下，變量在某個(gè)單因子上具有高額載荷，而在其余的因子上有較小的載荷。以2008年為例，通過(guò)對(duì)2008年的數(shù)據(jù)集進(jìn)行因子分析，共抽取了3個(gè)公共因子。其中，roa、tobinq以及char變量在factor2因子上均具有明顯的載荷，而 shar、det、tax以及 sal在 factor1因子上具有明顯的載荷。

（3）因子的方差最大正交旋轉(zhuǎn)。在求出主因子解后，各個(gè)主因子的典型代表變量不很突出，還需要進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，通過(guò)適當(dāng)?shù)男D(zhuǎn)得到比較滿意的主因子。本文選用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法（Varimax），進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)。最大方差正交旋轉(zhuǎn)法可以幫助找出多個(gè)因子，以澄清概念的內(nèi)容。以2008年為例，因子旋轉(zhuǎn)后，roa變量在3個(gè)不同因子上的載荷仍舊表現(xiàn)相當(dāng)，而其余的變量基本在factor1因子上具有高載荷。

（4）綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)函數(shù)的確定。在找出公共因子后，對(duì)數(shù)據(jù)集中的觀測(cè)值進(jìn)行得分計(jì)算（即確定因子得分），并經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化評(píng)分。通過(guò)計(jì)算得到不同因子得分后，根據(jù)匯總因子得分所占比例，計(jì)算為1個(gè)綜合指標(biāo)，即企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造V=Factor1得分×Factor1比例+Factor2得分×Factor2比例+Factor3得分×Factor3比例，V為由各因子的線性組合得到綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)函數(shù)。通過(guò)因子分析法求得表示樣本企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的綜合指標(biāo)之后，分別按照所有權(quán)屬性和企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)歸屬，對(duì)樣本企業(yè)創(chuàng)值水平進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。

表2 國(guó)有控股與國(guó)有參股企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造均值分布

表2顯示了國(guó)有控股企業(yè)與國(guó)有參股企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造水平。首先，根據(jù)兩類企業(yè)的樣本數(shù)可以看出，國(guó)有參股企業(yè)的數(shù)量增幅明顯，由2008年的223家，增長(zhǎng)至2016年的864家，同時(shí)國(guó)有控股企業(yè)的數(shù)量相對(duì)穩(wěn)定，從2008年的844家上升到2016年的951家，表明我國(guó)近幾年國(guó)資國(guó)企改革的成效以及國(guó)有資本控制力和影響力的提升。其次，國(guó)有控股企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造水平自2010年開(kāi)始逐漸遞減，而與此形成對(duì)比的是國(guó)有參股企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)值水平在逐年遞增，這一現(xiàn)象不僅表明了企業(yè)所有權(quán)屬性對(duì)企業(yè)創(chuàng)值能力可能存在影響，同時(shí)還說(shuō)明，國(guó)有參股企業(yè)由于激勵(lì)機(jī)制、經(jīng)營(yíng)自由度及社會(huì)負(fù)擔(dān)較小等原因，能為出資人創(chuàng)造更高的回報(bào)和價(jià)值。

2.基本計(jì)量模型的設(shè)定。在確定了企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的綜合指標(biāo)之后，本文建立國(guó)有資本投資對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造影響的面板回歸模型如下：

其中，Vit代表i上市公司t年的企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造值，STATEit代表i上市公司t年的國(guó)有股權(quán)比例 ，SOEit、PLit、CEOit、SIZEit、GRit、LEVit分 別 代 表 i上市公司t年的所有權(quán)性質(zhì)、支柱性產(chǎn)業(yè)情況、兩職兼任情況、公司規(guī)模、公司成長(zhǎng)性以及資本結(jié)構(gòu)情況。ui表示各企業(yè)不可觀察效應(yīng)，εit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3.非線性回歸模型的設(shè)定。為了充分?jǐn)M合多個(gè)異質(zhì)性維度下國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的非線性效應(yīng)，本研究采用Gonzá lez等（2005）提出的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）。該模型具有多方面優(yōu)點(diǎn)。首先PSTR模型的系數(shù)可以取不同數(shù)值，隨門檻變量（Threshold Variable）進(jìn)行平滑轉(zhuǎn)換，而不存在離散跳躍式；其次，模型系數(shù)會(huì)隨著樣本與時(shí)間變化，是完全的變系數(shù)模型，可以真實(shí)擬合出真實(shí)世界的復(fù)雜情況?；诨久姘寤貧w模型（1）和González等（2005）提出的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸構(gòu)建原理，本研究設(shè)定以下1個(gè)PSTR模型：

其中，t（STATEit；r，c）表示轉(zhuǎn)換變量為STATEit的轉(zhuǎn)換函數(shù)。

三、基于企業(yè)所有權(quán)視角的實(shí)證結(jié)果分析

（一）模型的線性與非線性檢驗(yàn)

對(duì)PSTR模型進(jìn)行估計(jì)前，需首先檢驗(yàn)國(guó)有資本持股比例對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造是否存在非線性效應(yīng)，如果存在非線性效應(yīng)，則需進(jìn)一步對(duì)模型的剩余非線性效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)Colletaz&Hurlin（2006）的方法應(yīng)用，首先在位置參數(shù) m=1時(shí)，考慮不同轉(zhuǎn)換函數(shù)的假設(shè)，直至不能拒絕原假設(shè)后停止檢驗(yàn)；其次，再設(shè)定位置參數(shù)m=2的情況。

從線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)的結(jié)果可知（限于篇幅不再展示），當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù) t（STATEit；r，c）中位置參數(shù)個(gè)數(shù) m=1 時(shí)，LM、LMF、LRT三個(gè)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均在1%的顯著性水平下拒絕了線性模型的原假設(shè)，三個(gè)統(tǒng)計(jì)量的p值為0.00。當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù) t（STATEit；r，c）中的位置參數(shù)個(gè)數(shù) m=2 時(shí)，LM、LMF、LRT三個(gè)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量也均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)（H0：r=0），上述結(jié)果表明國(guó)有資本持股比例與企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造之間的關(guān)系是非線性，需采用非線性面板平滑轉(zhuǎn)換模型進(jìn)行評(píng)估分析。

以上分析顯示模型存在顯著性非線性效應(yīng)，需繼續(xù)對(duì)模型進(jìn)行剩余非線性檢驗(yàn)。在位置參數(shù)m=1時(shí)，全樣本與是否國(guó)有所有權(quán)的樣本均不能拒絕轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)為1的原假設(shè)（H0：r=1），可推斷模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)r取1；當(dāng)位置參數(shù)m=2時(shí)，三類樣本LM、LMF、LRT三個(gè)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均在1%的顯著性水平下拒絕轉(zhuǎn)換函數(shù)t（STATEit；r，c）個(gè)數(shù)為1的原假設(shè)，轉(zhuǎn)換函數(shù)最優(yōu)的個(gè)數(shù)r應(yīng)為2。

（二）位置參數(shù)及轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)的確定

在獲得模型不同位置參數(shù)下最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)同時(shí)，還需進(jìn)一步確定模型中位置參數(shù)個(gè)數(shù)。根據(jù)表3所示，赤池信息量準(zhǔn)則（AIC）和貝葉斯準(zhǔn)則（BIC），無(wú)論是全樣本，還是國(guó)有控股企業(yè)與國(guó)有參股企業(yè)下的分樣本，AIC與BIC均在m=l時(shí)取得最小值，再結(jié)合PSTR模型中的位置參數(shù)個(gè)數(shù)且反映出橫截面和時(shí)間的異質(zhì)性（Colleta and Hurlin，2006）。本文最終將位置參數(shù)的最優(yōu)個(gè)數(shù)確定為l；同時(shí)，根據(jù)剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果，轉(zhuǎn)換函數(shù)的最優(yōu)個(gè)數(shù)也確定為1。

表3 位置參數(shù)及轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)確定

（三）PSTR模型估計(jì)結(jié)果及分析

通過(guò)上述檢驗(yàn)及最優(yōu)參數(shù)個(gè)數(shù)確定，可確定國(guó)有股權(quán)比例對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的PSTR模型最終形式，發(fā)現(xiàn)與之前確定非線性模型一致，即模型（2）。采用非線性最小二乘法（NLS）進(jìn)行估計(jì)，所得結(jié)果如表4所示。

從表中觀察，無(wú)論是全樣本模型，還是國(guó)有控股企業(yè)與國(guó)有參股企業(yè)樣本模型，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的非線性部分系數(shù)均在1%顯著性水平下有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有顯著非線性效應(yīng)。具體來(lái)看，全樣本模型時(shí)國(guó)有股對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的線性部分系數(shù)β10=0.139，轉(zhuǎn)換函數(shù)前的非線性系數(shù) β11=-0.009，β10+β11=0.13＞0，表示隨著國(guó)有股權(quán)比例的提高，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有顯著促進(jìn)作用；另一方面，國(guó)有股權(quán)處于門檻值（c=28.5%），當(dāng)國(guó)有股權(quán)比例在門檻值以內(nèi)時(shí)，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造以正向效應(yīng)為主導(dǎo)（β10＞0），當(dāng)國(guó)有股權(quán)比例超過(guò)門檻值后，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的促進(jìn)效應(yīng)逐漸減弱（β11＜0），抑制效應(yīng)逐漸增強(qiáng)。此外，斜率參數(shù)較大（r=212.29），表明隨著國(guó)有股權(quán)比重的不斷上升轉(zhuǎn)換函數(shù)呈現(xiàn)出較快變化趨勢(shì)。

表4 以國(guó)有股權(quán)比例為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型估計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步依據(jù)樣本企業(yè)所有權(quán)屬性進(jìn)行分層分析可知，國(guó)有控股企業(yè)中，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的線性系數(shù) β10=0.041，非線性系數(shù) β10=-0.031，β10+β11=0.01＞0，表明在國(guó)有控股企業(yè)中，國(guó)有資本持股比例對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有正向影響。同時(shí)，與全樣本的門檻效應(yīng)類似，當(dāng)國(guó)有股權(quán)比例處于門檻值（c=21.1%）以內(nèi)時(shí)，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的主導(dǎo)影響為促進(jìn)效應(yīng)（β10＞0），隨著國(guó)有股權(quán)越過(guò)門檻值后，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的促進(jìn)效應(yīng)漸漸變?nèi)酰罱K表現(xiàn)為抑制效應(yīng)（β11=-0.031＜0），且平滑系數(shù)較大（r=471.9），表明隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)前的非線性系數(shù)變動(dòng)較為迅速。另一方面，在國(guó)有參股企業(yè)中，國(guó)有股權(quán)比例對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的非線性影響與全樣本時(shí)類似，當(dāng)國(guó)有股權(quán)處于門檻值（c=19.4%）以內(nèi)時(shí)，國(guó)有股權(quán)比例對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造以正向效應(yīng)為主，越過(guò)門檻值后抑制效應(yīng)增強(qiáng)，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的促進(jìn)作用減少，但國(guó)有參股企業(yè)中，國(guó)有股權(quán)由低區(qū)間值平滑轉(zhuǎn)換為高區(qū)間值的速度相對(duì)較為緩慢（r=188.3）。綜上分析可知，無(wú)論是在全樣本中，還是在國(guó)有控股企業(yè)及國(guó)有參股企業(yè)中，國(guó)有資本持股比例對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造都存在倒U型效應(yīng)。當(dāng)持股比例低于門檻值時(shí)，隨著國(guó)有資本持股比例的上升，門檻促進(jìn)效應(yīng)趨強(qiáng)。當(dāng)持股比例超過(guò)門檻值時(shí)，促進(jìn)效應(yīng)開(kāi)始減弱，抑制效應(yīng)開(kāi)始增強(qiáng)。此外，相比國(guó)有參股企業(yè)，國(guó)有控股企業(yè)的門檻效應(yīng)更為迅速，亦即在國(guó)有控股企業(yè)中，企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造能力對(duì)于國(guó)有股權(quán)的變動(dòng)更為敏感。

此外，觀察各控制變量對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造影響，兩職兼任情況的系數(shù)區(qū)間為[0.207，0.037]，兩職兼任情況對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有正向影響，但是兩職兼任情況的線性系數(shù)不顯著。公司規(guī)模對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造影響的系數(shù)區(qū)間為[0.009，0.000 8]，表明公司規(guī)模對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有顯著促進(jìn)作用。公司成長(zhǎng)性對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的系數(shù)區(qū)間為[0.570，0.569]，對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造同樣具有正向影響。資本結(jié)構(gòu)的系數(shù)區(qū)間[-0.271，-0.159]，說(shuō)明資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有負(fù)向影響。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

模型的內(nèi)生性問(wèn)題一般來(lái)源于反向因果、遺漏變量、模型設(shè)定等因素。不同于民營(yíng)公司，我國(guó)國(guó)有持股（特別是國(guó)有控股）上市公司承擔(dān)了部分政府宏觀調(diào)控的角色，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)更多受到政府的控制，企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造對(duì)國(guó)有股權(quán)的影響微弱；本文的回歸模型本質(zhì)上屬于面板固定效應(yīng)模型，控制了不隨時(shí)間變動(dòng)的企業(yè)個(gè)體可不觀測(cè)異質(zhì)性因素的影響，且模型設(shè)定進(jìn)行了相關(guān)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，部分緩解了模型的內(nèi)生性問(wèn)題。

為檢驗(yàn)前述發(fā)現(xiàn)的穩(wěn)健性，本部分逐一去掉模型的控制變量（見(jiàn)表5），除去掉個(gè)別變量時(shí)國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的影響系數(shù)方向異常外，其他系數(shù)與前文模型的估計(jì)結(jié)果基本一致，只是顯著性水平有所差異。這說(shuō)明從PSTR模型中逐一剔除一個(gè)解釋變量，并未改變本文的相關(guān)結(jié)論。上述測(cè)試結(jié)果表明本文的結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表5 模型1逐一去掉控制變量的估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論

在我國(guó)國(guó)有企業(yè)改革已經(jīng)取得階段性成績(jī)的基礎(chǔ)上，將混合所有制作為全面推進(jìn)國(guó)企改革的新的突破口和中心環(huán)節(jié)，需要立足于國(guó)有資本雙重屬性、雙重目標(biāo)的特點(diǎn)，對(duì)國(guó)有持股企業(yè)改革面臨的問(wèn)題進(jìn)行研究，通過(guò)分析厘清改革需要解決的重點(diǎn)問(wèn)題，從而為新一輪的國(guó)有企業(yè)混合所有制改革提供有建設(shè)性的政策建議。基于此，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)及前文的研究基礎(chǔ)上，引入企業(yè)社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造指標(biāo)，首先采用因子分析的方法，用少數(shù)幾個(gè)因子描述許多指標(biāo)或因素之間的聯(lián)系，以較少的幾個(gè)因子反映企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的大部分信息，構(gòu)建了綜合指標(biāo)函數(shù)，隨后用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型從企業(yè)所有權(quán)屬性角度，分析了國(guó)有資本持股情況對(duì)企業(yè)綜合價(jià)值創(chuàng)造的影響，并分別求出門檻值，亦即最優(yōu)股權(quán)比例。研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是在全樣本中，還是基于企業(yè)所有權(quán)的分層樣本中，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造具有顯著非線性效應(yīng)，且隨著國(guó)有股權(quán)比例的提高，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)綜合價(jià)值創(chuàng)造具有顯著促進(jìn)作用；當(dāng)國(guó)有股權(quán)比例在門檻值以內(nèi)時(shí)，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造以正向效應(yīng)為主導(dǎo)，當(dāng)國(guó)有股權(quán)比例超過(guò)門檻值后，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的促進(jìn)效應(yīng)逐漸減弱，抑制效應(yīng)逐漸增強(qiáng)。此外，國(guó)有控股企業(yè)綜合價(jià)值的創(chuàng)造對(duì)企業(yè)中國(guó)有資本結(jié)構(gòu)的變動(dòng)情況更為敏感，變化趨勢(shì)更快。

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