徐嘉琪 汪彥卓 楊尚卿

[摘要]文章著重關(guān)注股權(quán)制衡度這一指標(biāo)在混合所有制改革對于企業(yè)價(jià)值的影響過程中的作用。建立多元線性回歸模型，實(shí)證混合所有制改革對于股權(quán)制衡度、混改后股權(quán)制衡度對于企業(yè)價(jià)值的影響。然后通過Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)，驗(yàn)證股權(quán)制衡度的在混改對企業(yè)價(jià)值影響中的連接作用。

[關(guān)鍵詞]混合所有制改革；企業(yè)價(jià)值；股權(quán)制衡度；中介效應(yīng)檢驗(yàn)

[DOI]1013939/jcnkizgsc201918074

1引言

隨著黨的十八屆三中全會中《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》的提出，上海、廣東、重慶等20個(gè)省市明確了國有企業(yè)的改革方向。

2文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

齊平和李彥錦（2017）[1]、王業(yè)雯和陳林（2017）[2]、李玉菊（2018）[3]分別認(rèn)為，混改能夠影響企業(yè)的投資效率、創(chuàng)新效率、商譽(yù)的價(jià)值評估。較少有文章將這些影響因素作為中介變量，研究混改對于企業(yè)價(jià)值的作用。

依此進(jìn)行推測，混合所有制改革能夠提高股權(quán)制衡度，而股權(quán)制衡度又可以作為中介變量，提升企業(yè)價(jià)值，從而實(shí)現(xiàn)混改的目標(biāo)。

據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：混合所有制改革與企業(yè)股權(quán)制衡度有正相關(guān)關(guān)系；

H2：股權(quán)制衡度對混改國企企業(yè)價(jià)值有正相關(guān)關(guān)系；

H3：股權(quán)制衡度在混改對企業(yè)價(jià)值影響過程中具有中介效應(yīng)。

3研究設(shè)計(jì)

31樣本選擇與數(shù)據(jù)說明

本研究選取的樣本范圍為2009—2015年滬深兩市進(jìn)行混合所有制改革的國有A 股上市公司（如果某一年國企中國有第一大股東比例減少，則視為混改事件發(fā)生[4]），初始樣本數(shù)量為3601。取樣本公司混改前2年到混改后2年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。遵循以下原則對樣本進(jìn)行篩選剔除：

（1） 剔除同時(shí)發(fā)行 B 股和 H股的上市公司。

（2） 剔除 ST 及 PT 股。

（3） 剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司。

（4） 剔除在統(tǒng)計(jì)期內(nèi)其他相關(guān)信息缺失或異常及上市時(shí)間不足5年的公司。

最終獲得202個(gè)上市混改公司一共1010個(gè)有效樣本點(diǎn)。本文使用軟件Excel對數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理，使用統(tǒng)計(jì)軟件Stata（151）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

32變量說明與模型構(gòu)建

（1）混合所有制改革與企業(yè)股權(quán)制衡度有正相關(guān)關(guān)系。

為檢驗(yàn)假設(shè)1，設(shè)置回歸模型（1）：

Bal=β0+β1After+β2Lev+β3Size+β4Cash+β5Grow+β6Top1+ε（1）

其中，Bal為被解釋變量；After是虛擬變量，混改之前的年份賦值為0，反之為1。其余變量為控制變量。

（2）股權(quán)制衡度對混改國企企業(yè)價(jià)值有正相關(guān)關(guān)系。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，設(shè)置回歸模型（2a）、（2b）。

ROA=β0+β1After+β2Bal+β3After×Bal+β4Lev+β5Size+β6Cash+β7Grow+β8Top1+ε （2a）

TQ=β0+β1After+β2Bal+β3After×Bal+β4Lev+β5Size+β6Cash+β7Grow+β8Top1+ε（2b）

其中，ROA、TQ分別為被解釋變量，代表企業(yè)的短期和長期企業(yè)價(jià)值。After×Bal為交叉變量（變量定義見表1）。

回歸模型（2a）結(jié)果顯示，After和Bal的交叉變量前系數(shù)顯著為負(fù)，說明混改后的短期內(nèi)，隨著股權(quán)制衡度的提高，企業(yè)價(jià)值反而會略微下降。這一現(xiàn)象的原因可能來自企業(yè)對于改革的短時(shí)間內(nèi)的不適應(yīng)，股東之間由于股份且相互未能達(dá)成協(xié)調(diào)，導(dǎo)致無法做出有效率的決策，從而影響企業(yè)價(jià)值。

回歸模型（2b）結(jié)果顯示，After和Bal的交叉變量前系數(shù)顯著為正，假設(shè)2正確。企業(yè)會通過優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，逐漸適應(yīng)股權(quán)均衡的狀態(tài)，制定利于企業(yè)的決策，從而增加企業(yè)的長期價(jià)值。

42Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)

通過Stata中的Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)，得出：短期內(nèi)，股權(quán)制衡度的中介效應(yīng)占混改對企業(yè)價(jià)值總影響的24487533%；長期里，股權(quán)制衡度的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的31844353%。股權(quán)制衡度通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)，說明在混改對企業(yè)價(jià)值影響過程中，股權(quán)制衡度占有不小的中介影響。

5啟示

在混合所有制改革過程中，股權(quán)制衡度是關(guān)鍵的中介變量。企業(yè)在進(jìn)行改革時(shí)，若在短期內(nèi)大幅度削弱第一大股東股權(quán)，提高股權(quán)制衡度，會導(dǎo)致企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的較大幅度變化，新的股權(quán)結(jié)構(gòu)可能無法較快地適應(yīng)企業(yè)管理模式，若各股東間發(fā)生意見沖突現(xiàn)象，則會導(dǎo)致管理層不能進(jìn)行較以往更加優(yōu)秀的決策，從而使得短期內(nèi)企業(yè)價(jià)值未達(dá)到預(yù)期效果。因此，企業(yè)在實(shí)行改革時(shí)，可以逐漸進(jìn)行股權(quán)的均衡，在改革中不斷進(jìn)行調(diào)整、適應(yīng)，盡量減少各股東間的不一致現(xiàn)象，盡量使改革發(fā)揮原有目的，使得企業(yè)在短期和長期改革中都能夠產(chǎn)生較理想的企業(yè)價(jià)值。

參考文獻(xiàn)：

[1] 齊平，李彥錦 混合所有制改革與國有企業(yè)投資效率提升[J].中州學(xué)刊，2017（1）

[2] 王業(yè)雯，陳林 混合所有制改革是否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新？[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2017（11）.

[3] 李玉菊 混合所有制改革中的商譽(yù)與無形資產(chǎn)價(jià)值問題[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2018（1）.

[4] 李春玲，李瑞萌，袁潤森 國有企業(yè)混合所有制改革的投資效率[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（4）.