于 瑤，祁懷錦

（中央財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,北京 100081）

一、引言

黨的十九大把“兩個毫不動搖”寫入了新時代堅持和發(fā)展中國特色社會主義的基本方略，體現(xiàn)了鼓勵、支持、引導(dǎo)非公經(jīng)濟(jì)發(fā)展的決心。2013 年《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》與2015 年《國務(wù)院關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》中均提出鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)，鼓勵發(fā)展非公有資本控股混合所有制企業(yè)，強調(diào)混合所有制改革的主體并不局限于國有企業(yè)。民營企業(yè)在我國經(jīng)濟(jì)從高速向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中擔(dān)當(dāng)著重要角色，混合所有制形式的民營企業(yè)占比已超過一半（孫亮和劉春，2021），這使得深入認(rèn)識國有股東在民營企業(yè)發(fā)展中的影響和作用路徑具有廣泛而重要的意義。

在國有股東參與民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，既存在國有股東掏空民營經(jīng)濟(jì)的擔(dān)憂，也存在民營企業(yè)為尋求政治庇護(hù)而參與混改的質(zhì)疑。近幾年，資本市場監(jiān)管趨嚴(yán)，企業(yè)違規(guī)成本不斷提高，但諸如康美藥業(yè)巨額財務(wù)造假等民營企業(yè)的違規(guī)案例仍時有發(fā)生，影響了資本市場穩(wěn)定，損害了投資者利益與市場信心。習(xí)近平總書記強調(diào)“非公有制經(jīng)濟(jì)是社會主義市場經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，促進(jìn)非公有制經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展和非公有制經(jīng)濟(jì)人士健康成長具有十分重要的意義”。①http://jhsjk.people.cn/article/31 864 383。那么，國有股東參股在民營企業(yè)健康發(fā)展過程中到底發(fā)揮了何種作用？其作用機制是什么呢？

民營企業(yè)與國有企業(yè)具有差異化的資源稟賦與治理結(jié)構(gòu)，從理論上看，在國有股東參股民營企業(yè)的過程中，既可能產(chǎn)生保護(hù)效應(yīng)而強化民營企業(yè)違規(guī)動機，也可能由于獲得政府背書，獲取更多的外部資源支持，緩解資源約束，弱化違規(guī)動機。既可能成為激化民營企業(yè)內(nèi)部代理問題的參與者，從而提高違規(guī)概率，也可能構(gòu)建更為有效的內(nèi)部治理制衡體系以抑制違規(guī)行為。因此，有必要通過實證分析來明確國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)的影響及其作用路徑，從而更好地指導(dǎo)民營企業(yè)混合所有制改革，以達(dá)到使民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的目的。

結(jié)合已有文獻(xiàn)，本研究可能的貢獻(xiàn)包括：第一，從“國有參股，民營控股”混合所有制視角，豐富了企業(yè)違規(guī)影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)，尤其是挖掘了在政治晉升錦標(biāo)賽理論下，地方國有股東相比中央國有股東在抑制企業(yè)違規(guī)上的優(yōu)勢。現(xiàn)有對企業(yè)違規(guī)內(nèi)部影響因素的分析主要集中于董事會特征（江新峰等，2020）、實際控制人特征和股權(quán)結(jié)構(gòu)（陸瑤等，2012；梁上坤等，2020）等視角。混合所有制作為多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)建設(shè)的一種形式，梁上坤等（2020）發(fā)現(xiàn)非國有股東通過提升內(nèi)部控制與信息環(huán)境抑制了國有企業(yè)違規(guī)。然而對于“國有參股，民營控股”混合所有制形式對民營企業(yè)違規(guī)影響的研究仍是空白。本文則從混合所有制視角補充了民營企業(yè)違規(guī)的影響因素研究，并考慮了國有參股股東政治層級差異對企業(yè)違規(guī)抑制作用的影響，挖掘了基于政治晉升錦標(biāo)賽壓力下地方國有參股股東參與混改的優(yōu)勢，進(jìn)一步完善了混合所有制與企業(yè)違規(guī)的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，豐富了政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)違規(guī)的相關(guān)文獻(xiàn)。本研究發(fā)現(xiàn)，與“人員政治關(guān)聯(lián)”削弱正式制度有效性的結(jié)論相反，“股權(quán)政治關(guān)聯(lián)”可以強化正式制度有效性。沈紅波等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，作為對正式制度的替代，“人員政治關(guān)聯(lián)”能通過構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)這種非正式制度弱化違規(guī)監(jiān)管處罰的事后治理作用。而國有股東參股作為構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)的重要形式（宋增基等，2014），“股權(quán)政治關(guān)聯(lián)”則體現(xiàn)出降低企業(yè)違規(guī)傾向、提高被稽查概率、縮短被查處周期的作用，維護(hù)了正式制度有效性，這強調(diào)了所有權(quán)對于制度效率的重要意義。第三，豐富了股權(quán)混合視角下，國有股東參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果研究，識別了國有股東參股影響民營企業(yè)行為的作用機理，除資源支持作用外，為國有股東的監(jiān)督治理作用提供了新的證據(jù)。大量研究從股東資源論視角出發(fā)，分析了國有參股股東影響民營企業(yè)經(jīng)營決策的作用機制（余漢等，2017；羅宏和秦際棟，2019），得出了較為一致的積極結(jié)論。少數(shù)研究關(guān)注了國有參股股東的治理作用，但存在差異化的觀點，一方面考慮到國有股東自身復(fù)雜的代理問題，部分研究認(rèn)為國有股東參股很難真正發(fā)揮對民營控股股東的制衡作用（涂國前和劉峰，2010），另一方面一些研究證實由于國有參股股東的稀缺性，使其能夠在民營企業(yè)代理問題中發(fā)揮積極影響（陳建林，2015；張斌等，2019）。本研究從企業(yè)違規(guī)視角發(fā)現(xiàn)，國有參股股東既發(fā)揮了資源支持作用，也發(fā)揮了監(jiān)督治理作用，并通過中介效應(yīng)模型證實了上述路徑的存在性。

二、理論分析與假設(shè)提出

違規(guī)行為被稽查并公告對公司市場價值、投資者利益和市場信心均會產(chǎn)生較大的負(fù)面作用（Lai 等，2019）。相比“國有控股、民營參股”混合所有制對企業(yè)違規(guī)的影響（梁上坤等，2020），“國有參股、民營控股”混合所有制對企業(yè)違規(guī)的影響更為復(fù)雜。

一方面，國有股東參股可能會在民營企業(yè)違規(guī)問題上產(chǎn)生負(fù)面作用。第一，國有股東參股是民營企業(yè)與政府建立關(guān)系紐帶的一種途徑（宋增基等，2014），可能會降低民營企業(yè)違規(guī)成本，提高違規(guī)動機。從違規(guī)處罰的事后治理效果看，通過構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)這種非正式制度，民營企業(yè)降低了提供高質(zhì)量會計信息的動機，也弱化了監(jiān)管處罰的事后治理作用（沈紅波等，2014）。政治關(guān)聯(lián)作為一種對正式制度的替代，民營企業(yè)可以通過該渠道獲取融資便利，獲得隱形擔(dān)保，這使得因違規(guī)引發(fā)的資本成本上升等負(fù)面后果對存在政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)的影響較低，從而提升了民營企業(yè)違規(guī)的概率（鄭麗婷和金雪軍，2017）。即使違規(guī)行為能夠得到稽查，但政治聯(lián)系可能會影響執(zhí)法效率（Zhang，2018）。例如作為稽查企業(yè)違規(guī)的政府部門，證監(jiān)會在政治體系中屬于國務(wù)院直屬的部級單位，與國有股東的控制方國資委處于類似的政治級別，而各地的派出機構(gòu)人員則可能具有更低的政治層級身份，執(zhí)法過程可能受到同級別或高級別政府部門的干擾，影響稽查效率甚至稽查結(jié)果，延長查處時間（許年行等，2013），這可能會助長民營企業(yè)違規(guī)。第二，國有股東的存在可能會加劇民營企業(yè)實際控制人掏空上市公司的動機，激化違規(guī)行為。我國民營企業(yè)主要存在第二類代理問題（張斌等，2019），而大股東對中小股東利益的侵害易引發(fā)公司違規(guī)，如大股東在股權(quán)質(zhì)押時通過信息披露違規(guī)來規(guī)避可能的風(fēng)險，保障自身的控制權(quán)私有收益（張晨宇和武劍鋒，2020）。另外，國有股東經(jīng)營具有除經(jīng)濟(jì)效益外的多重目標(biāo)，國有股權(quán)越多，越可能增強民營企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，民營控股股東為維護(hù)自身利益，更可能選擇掏空上市公司，轉(zhuǎn)移資源。并且國有參股股東以政府作為背書，本應(yīng)在民營企業(yè)中具有較強的制衡能力，但由于國有股東管理者能夠獲取的制衡激勵不足，使其制衡動機較弱（涂國前和劉峰，2010），從而不利于緩解民營企業(yè)違規(guī)問題。

另一方面，國有股東參股也可能減少民營企業(yè)違規(guī)。第一，國有股東通過發(fā)揮治理作用，抑制民營企業(yè)違規(guī)。違規(guī)行為需要管理層的配合或直接執(zhí)行（Goldman 和Slezak，2006；Khanna 等，2015），而違規(guī)行為導(dǎo)致的企業(yè)價值波動大部分將由所有者承擔(dān)，這使得管理層更容易為謀取私利而進(jìn)行違規(guī)行為。為實現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值，推進(jìn)政府進(jìn)行混合所有制改革目標(biāo)的實現(xiàn)并取得良好效果，降低違規(guī)行為對自身聲譽的損害，國有股東及其決策層有動力在民營企業(yè)經(jīng)營活動中對可能給股東價值造成重大損害的違規(guī)行為進(jìn)行監(jiān)督。在我國現(xiàn)有市場環(huán)境下，國有股東相比其他性質(zhì)股東對于民營企業(yè)具有稀缺性，更容易在民營企業(yè)中產(chǎn)生超越其持股比例的話語權(quán)，隨著國有股東參股比例和制衡能力的提升，國有股東相比其他股東更有能力對民營企業(yè)代理問題進(jìn)行制衡（陳建林，2015）。這有利于形成更好的權(quán)力制衡環(huán)境，從而緩解管理層代理問題和掏空行為可能引發(fā)的違規(guī)。第二，國有參股股東為民營企業(yè)提供了政治背書，有利于其獲取更多的外部資源支持，緩解融資約束，進(jìn)而降低企業(yè)違規(guī)動機。資源的緊張可能會帶來負(fù)面情緒，進(jìn)而引發(fā)包括違法行為在內(nèi)的應(yīng)變反應(yīng)（Agnew 等,2002）。財務(wù)資源是企業(yè)追求更高經(jīng)營目標(biāo)的重要基礎(chǔ)，投資活動、日常經(jīng)營活動等需要財務(wù)資源的支持（Scopelliti 等，2014）。作為社會組織的公司，在由于資源有限而面臨預(yù)期目標(biāo)無法實現(xiàn)的情況下，同樣會面臨巨大的市場壓力，易激發(fā)公司的違規(guī)動機（An 等，2018）。在我國，由于存在政府背書，國有企業(yè)相比民營企業(yè)更易獲得財務(wù)資源。國有股東可以發(fā)揮信息中介作用，提升民營企業(yè)在金融機構(gòu)中的信用等級，降低民營企業(yè)與金融機構(gòu)之間的信息不對稱（陳建林，2015；余漢等，2017）。而商業(yè)信用融資發(fā)揮著對銀行信貸融資的補充作用（Ge 和Qiu，2007），同時也是市場競爭能力的體現(xiàn)（魏志華和朱彩云，2019）。國有產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢在不確定性較高的環(huán)境下能夠很好地緩解商業(yè)信用規(guī)模的下降（王化成等，2016），為民營企業(yè)建立基于供應(yīng)鏈上下游的信用擔(dān)保。另外，國有股東參股相當(dāng)于構(gòu)筑了與政府鏈接的橋梁，更有利于民營企業(yè)獲取政府補貼。在財務(wù)資源充沛的前提下，民營企業(yè)面臨更低的資源壓力，有利于通過正常的生產(chǎn)經(jīng)營過程達(dá)成業(yè)績目標(biāo)與股東財富增值預(yù)期，進(jìn)而緩解民營企業(yè)違規(guī)。

基于以上不同影響方向的理論推演，本文提出假設(shè)H1：國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)無顯著影響。

三、研究設(shè)計

（一）模型與變量定義。為檢驗國有股東參股對民營上市企業(yè)違規(guī)的影響，設(shè)置模型（1）：

在因變量的度量上，借鑒已有研究（孟慶斌等，2018，2019；江新峰等，2020），采用企業(yè)各年違規(guī)并已被查處的次數(shù)Fraud度量企業(yè)違規(guī)水平，除進(jìn)行OLS回歸外，還進(jìn)行了Tobit模型回歸、泊松回歸和負(fù)二項回歸，以提升結(jié)果的穩(wěn)健性。自變量度量上，由于從公開信息中僅能獲取前十大股東的情況，因此自變量國有股東參股采用經(jīng)前十大股東持股比例之和調(diào)整后的前十大股東中所有國有股東持股比例之和Soeov進(jìn)行度量。參考現(xiàn)有混合所有制改革的相關(guān)研究（祁懷錦等，2021），采用前十大股東中所有國有股東持股比例之和除以前十大股東中所有非國有股東持股比例之和Soere對國有股東參股情況進(jìn)行再次刻畫。此外，也引入虛擬變量，即是否有國有股東參股Soedum作為自變量。控制變量Controls參考孟慶斌等（2018）和梁上坤等（2020）的選擇，具體變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（二）樣本與數(shù)據(jù)選擇。本文選擇2008—2019 年我國A 股非金融行業(yè)民營上市公司為研究樣本。前十大股東持股比例來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，股東性質(zhì)在該數(shù)據(jù)庫基礎(chǔ)上依據(jù)天眼查、企查查以及工商管理局?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行了手工核對調(diào)整，通過控制鏈條追溯獲取的終極控制人信息來明確該股東是否屬于國有股東（蔡貴龍等，2018；祁懷錦等，2021；孫亮和劉春，2021），并在此過程中判斷了該國有股東終極控制人是地方政府還是中央政府。公司違規(guī)數(shù)據(jù)以及其他控制變量數(shù)據(jù)直接來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫和CCER 數(shù)據(jù)庫，或者依據(jù)上述數(shù)據(jù)庫計算獲得。另外，參考已有研究（孟慶斌等，2019）刪除了資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的樣本，刪除了被特殊處理以及變量缺失的樣本，并對所有連續(xù)變量在上下1%處進(jìn)行了縮尾處理，回歸中進(jìn)行了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計。

四、實證分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計。表2 為主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)違規(guī)次數(shù)Fraud均值為0.446，最小值為0，最大值為15，標(biāo)準(zhǔn)差為0.970，公司違規(guī)虛擬變量Fdumy均值為0.261，樣本中大約四分之一的公司存在違規(guī)并被查處的情況。國有股東參股變量Soeov均值為0.034，中位數(shù)為0，最大值為0.371，標(biāo)準(zhǔn)差為0.072；Soere均值為0.043，中位數(shù)為0，最大值為0.589，標(biāo)準(zhǔn)差為0.102。Soedum均值為0.409，以上結(jié)果說明超過40%的上市民營企業(yè)中存在國有股東。其他各控制變量均在合理范圍內(nèi)。另外，自變量與控制變量相關(guān)系數(shù)均小于0.5。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）實證結(jié)果。

1.國有股東參股與民營企業(yè)違規(guī)。表3 是研究的基礎(chǔ)回歸結(jié)果。其中列（1）—列（3）為OLS回歸，在不同國有股東參股的度量方式下，Soeov、Soere與Soedum對企業(yè)違規(guī)次數(shù)Fraud的回歸系數(shù)分別為-0.386、?0.277 和——0.036，上述回歸結(jié)果分別在1%、1%和5%置信水平下顯著。由于因變量違規(guī)次數(shù)為非負(fù)整數(shù)，更換回歸模型進(jìn)行再次回歸。列（4）為采用Tobit模型的回歸結(jié)果，Soeov回歸系數(shù)為—0.386，列（5）為泊松回歸的結(jié)果，Soeov回歸系數(shù)為—0.774，列（6）為負(fù)二項回歸結(jié)果，Soeov回歸系數(shù)為—0.804，以上回歸結(jié)果均在1%置信水平下顯著。結(jié)果說明，國有股東參股顯著降低了民營企業(yè)違規(guī)次數(shù)。但以上結(jié)果并不能完全證明國有股東參股可以抑制民營企業(yè)違規(guī)。由于能夠獲取的公開信息為各企業(yè)被稽查且存在違規(guī)的數(shù)據(jù)，國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)的負(fù)向影響既可能來自國有股東對民營企業(yè)違規(guī)行為積極的監(jiān)督作用，也可能由于國有股東為民營企業(yè)提供了政治庇護(hù)而降低了民營企業(yè)被稽查的可能。因此需要進(jìn)一步確認(rèn)在民營企業(yè)違規(guī)行為降低的過程中，國有股東是否扮演了庇護(hù)者的角色。

表3 主回歸結(jié)果

第一，參考陸瑤和李茶（2016），對民營上市公司違規(guī)查處時間進(jìn)行回歸。企業(yè)從違規(guī)行為發(fā)生到被稽查公告往往間隔一段時間，如果企業(yè)被稽查的概率較高，那么該間隔時間應(yīng)當(dāng)較短，即發(fā)生違規(guī)行為后很快就被稽查，反之被稽查的概率較低，表現(xiàn)出違規(guī)行為較難被發(fā)現(xiàn)的結(jié)果。如果國有股東在民營企業(yè)違規(guī)中發(fā)揮了庇護(hù)者的作用，那么隨著國有股東參股的深入，應(yīng)當(dāng)能夠延長違規(guī)后被查處的間隔時間。由于一家企業(yè)同一年可能發(fā)生多次違規(guī)行為，因此分別計算了企業(yè)每年所有違規(guī)行為從違規(guī)到被查處的時間間隔的中位數(shù)Mediandelay、均值Meandelay以及最大值Maxdelay。采用存在違規(guī)行為即Fraud不等于0 的樣本進(jìn)行回歸（存在樣本缺失）。回歸結(jié)果如表4 列（1）—列（3）所示，Soeov對上述違規(guī)查處時間間隔的回歸系數(shù)分別為-0.923、?1.001、?1.224，其中列（2）與列（3）系數(shù)分別在10%與5%置信水平下顯著。上述結(jié)果說明，國有股東參股沒有延長違規(guī)后被查處的時間間隔，且縮短了該間隔。說明國有股東并未成為民營企業(yè)違規(guī)的庇護(hù)者。

表4 國有股東參股對違規(guī)查處時間的影響

第二，采用部分可觀測Bivariate Probit模型，參考Wang 等（2010）和Khanna 等（2015）分解違規(guī)傾向Frtend與被稽查可能性Detend。綜合變量的多重共線性與回歸的收斂性問題，以及孟慶斌等（2019）和Khanna 等（2015）在分解違規(guī)傾向與被稽查可能性時的控制變量選擇，兩個潛變量共有的控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率、公司成長性和機構(gòu)投資者持股。潛變量Frtend作為因變量時，控制變量還包括總資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模、兩職兼任、獨立董事占比以及股權(quán)集中度，即對于違規(guī)傾向側(cè)重控制公司財務(wù)狀況與自身治理水平，將控制變量組定義為Controls1。潛變量Detend作為因變量時，控制變量在共有控制變量基礎(chǔ)上還包括企業(yè)上市時間、各年同行業(yè)所有公司Tobin Q的中位數(shù)、股票年換手率、股票年波動率、股價同步性（Jin 和Myers，2006）、是否四大審計、分析師跟蹤，即被稽查可能性作為因變量時側(cè)重控制公司資本市場表現(xiàn)以及外部監(jiān)督水平，將控制變量組定義為Controls2。由于回歸中變量過多將導(dǎo)致結(jié)果不收斂，因此參考孟慶斌等（2019）的處理僅控制了年度固定效應(yīng)。另外，我國資本市場對主板、創(chuàng)業(yè)板以及中小板設(shè)立了存在一定差異的上市要求以及監(jiān)管規(guī)則，這可能影響對被稽查可能性的分析。因此，將樣本區(qū)分為主板、創(chuàng)業(yè)板以及中小板。

如表5 所示（括號內(nèi)為z值），在不同板塊樣本中國有股東參股Soeov對民營企業(yè)違規(guī)傾向Frtend均具有顯著的抑制作用，并且均顯著提高了Detend即民營企業(yè)被稽查的可能，國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)行為的抑制作用具有廣泛性，且以上作用尤其體現(xiàn)在經(jīng)營風(fēng)險更高的創(chuàng)業(yè)板樣本中。上述結(jié)果與表4 回歸結(jié)論保持一致，即國有股東參股確實發(fā)揮了監(jiān)督者的作用，不僅抑制了民營上市公司的違規(guī)傾向，還提高了民營上市公司被稽查的可能。至此，可以證實國有參股股東并未成為正式制度中民營企業(yè)的庇護(hù)者，真正發(fā)揮了抑制民營企業(yè)違規(guī)的作用。

表5 基于部分可觀測Bivariate Probit 模型的估計結(jié)果

2.國有股東參股與民營企業(yè)違規(guī)類型差異。企業(yè)違規(guī)行為存在較大差異，一方面表現(xiàn)為違規(guī)類型的差異，參考已有研究（孟慶斌等，2019），將所有違規(guī)行為劃分為信息披露違規(guī)、經(jīng)營違規(guī)和領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)三類，對各公司各年三類違規(guī)次數(shù)進(jìn)行整理，分別作為因變量進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表6 列（1）—列（3）所示，國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)的抑制作用主要表現(xiàn)在信息披露違規(guī)與經(jīng)營違規(guī)問題中，對領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)的抑制作用有限?？赡艿脑驗椋覈駹I企業(yè)違規(guī)主要集中于信息披露違規(guī)與經(jīng)營違規(guī)，而領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)的情況較少，存在領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)的樣本僅占當(dāng)年存在違規(guī)問題樣本的21.98%，且領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)主要為個人行為，對公司整體經(jīng)營影響較?。蠎c斌等，2019），而其他違規(guī)則往往需要公司內(nèi)部的多方協(xié)同，這使得國有參股股東對于違規(guī)行為的抑制作用主要體現(xiàn)在發(fā)生頻率更高且更為復(fù)雜的違規(guī)活動中。另一方面考慮違規(guī)嚴(yán)重程度的差異。參考曹春方等（2017）的劃分方式，依據(jù)處罰結(jié)果的嚴(yán)重程度，將企業(yè)違規(guī)分為一般違規(guī)和嚴(yán)重違規(guī)，對各企業(yè)各年不同嚴(yán)重程度的違規(guī)次數(shù)進(jìn)行整理，分別作為因變量進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表6 列（4）—列（5）所示，Soeov對一般違規(guī)Fradea的回歸系數(shù)為—0.036 且不顯著，Soeov對嚴(yán)重違規(guī)Fradeb的回歸系數(shù)為—0.154 且在5%置信水平下顯著。說明國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)的抑制作用主要表現(xiàn)在嚴(yán)重違規(guī)行為中，體現(xiàn)了國有股東參股良好的監(jiān)督治理作用。

表6 區(qū)分企業(yè)違規(guī)類型的回歸結(jié)果

3.國有股東行政層級差異與民營企業(yè)違規(guī)。自變量國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)的作用也受自身屬性差異的影響。我國地方政府之間的競爭促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長（周業(yè)安等，2004），地方政府競爭的內(nèi)源動力來源于各地方政府官員期望通過良好的業(yè)績獲得政治晉升。這種引發(fā)“錦標(biāo)賽”的政治權(quán)利結(jié)構(gòu)，使得受地方政府控制的國有股東有更強的動力通過監(jiān)督治理與資源支持促進(jìn)民營企業(yè)發(fā)展，獲得更好的財務(wù)收益和相應(yīng)的政績，以在晉升“錦標(biāo)賽”中取得勝利。尤其對于所參股的民營企業(yè)違規(guī)問題，不但對民營企業(yè)未來市場價值產(chǎn)生損害，也嚴(yán)重影響了自身市場聲譽，這不利于參股的地方國有股東管理層贏得“錦標(biāo)賽”。相比之下，中央國有股東則面臨較弱的競爭壓力，使其參與民營企業(yè)治理的動機不足。因此，預(yù)計地方國有參股股東在抑制民營企業(yè)違規(guī)中發(fā)揮了更為顯著的作用。

由于要分析國有參股股東自身特征，因此本部分僅涉及存在國有股東的樣本。通過手工整理參股國有股東信息，可以依據(jù)控制鏈確定各參股股東終極控制人屬于地方還是中央政府或機構(gòu)。設(shè)置虛擬變量Dumgov，Dumgov=1 和Dumgov=0 分別代表該國有股東終極控制人為地方和中央，由于同一民營企業(yè)中可能同時存在多家國有股東，采用三種標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行分組回歸，如表7所示。其一，依據(jù)公司各年度前十大股東中所有國有股東屬性均值的中位數(shù)進(jìn)行劃分，值越大越偏向于1，說明前十大股東中的國有參股股東更多為地方國企。其二，計算前十大股東中各國有股東屬性Dumgov乘以各自持股比例之和，再除以所有國有股東持股比例之和，即獲得所有國有股東經(jīng)持股比例加權(quán)后的平均股東屬性，以該值中位數(shù)作為分組依據(jù)。其三，前十大股東中持股比例最高的國有股東相較其他國有股東更有能力對民營企業(yè)經(jīng)營決策產(chǎn)生影響，尤其根據(jù)我國《公司法》相關(guān)規(guī)定，持有公司3%以上股份的股東可以向股東大會提出臨時提案，具備了進(jìn)行權(quán)力制衡的法律基礎(chǔ)與現(xiàn)實條件。因此以前十大股東中持股比例最高且超過3%的國有參股股東屬性Dumgov作為分組依據(jù)。以上結(jié)果均顯示地方國有股東對于抑制民營企業(yè)違規(guī)更加有效。

表7 區(qū)分參股國有股東行政層級的回歸結(jié)果

（三）作用路徑分析。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應(yīng)回歸過程，設(shè)置以下模型進(jìn)行分析。表3 的回歸結(jié)果已經(jīng)證實了中介效應(yīng)回歸過程中直接效應(yīng)的存在，接下來依據(jù)模型（2）將國有股東參股對中介變量M進(jìn)行回歸，再依據(jù)模型（3）將國有股東參股與中介變量M同時對企業(yè)違規(guī)進(jìn)行回歸，并在逐步回歸法基礎(chǔ)上進(jìn)行Sobel檢驗。

1.國有股東監(jiān)督治理路徑分析。如表8 所示，為監(jiān)督治理中介效應(yīng)分析結(jié)果。一方面，從第一類代理問題來看，管理層為謀求個人私利或消極怠工可能引發(fā)違規(guī)行為。參考李壽喜（2007）及許為賓和周建（2017）的度量方式，以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率Atate度量管理層代理行為，該值越低說明管理層代理成本越高。如列（1）—列（2）所示，國有股東參股顯著提升了民營企業(yè)代理效率，降低了代理成本。在控制Atate后將Soeov對民營企業(yè)違規(guī)Fraud進(jìn)行回歸，Soeov系數(shù)為—0.375，且在1%置信水平下顯著。上述中介效應(yīng)回歸通過了Sobel檢驗，說明的確存在“國有股東參股—管理層代理成本↓—企業(yè)違規(guī)↓”的作用路徑。另一方面，從第二類代理問題來看，民營企業(yè)存在嚴(yán)重的大股東侵占中小股東利益的問題，促使上市公司出現(xiàn)違規(guī)。現(xiàn)有研究多采用其他應(yīng)收款除以資產(chǎn)總額Otr對第二類代理成本進(jìn)行度量，如列（3）所示，Soeov對Otr的回歸系數(shù)為—0.012，在1%置信水平下顯著抑制了民營企業(yè)大股東占款問題，將兩者同時納入回歸，如列（4）所示，Soeov系數(shù)為—0.320，且在1%置信水平下顯著。上述結(jié)果說明，的確存在“國有股東參股—大股東占款↓—企業(yè)違規(guī)↓”的作用路徑。

表8 國有股東監(jiān)督治理路徑分析

另外，股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押既面臨較少的監(jiān)管審批，也不會降低股東的控制權(quán)，成為股東快速套現(xiàn)融資的方式，使得股權(quán)質(zhì)押往往伴隨著掏空行為（王化成等，2019）?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)質(zhì)押促進(jìn)了公司信息披露違規(guī)（張晨宇和武劍鋒，2020）。如表8 列（5）—列（6）所示，以股權(quán)質(zhì)押比例Plesa作為中介變量，發(fā)現(xiàn)國有股東參股顯著降低了民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押比例。在控制Plesa后將Soeov對民營Fraud進(jìn)行回歸，Soeov系數(shù)為—0.308，且在1%置信水平下顯著。上述中介效應(yīng)回歸通過了Sobel檢驗，說明的確存在“國有股東參股—股權(quán)質(zhì)押↓—企業(yè)違規(guī)↓”的作用路徑。上述結(jié)果支持了國有參股股東通過監(jiān)督治理抑制民營企業(yè)違規(guī)的推論。

2.國有股東資源支持路徑分析。表9 為資源支持中介效應(yīng)分析結(jié)果。從資源觀視角看，資源的緊張可能會帶來負(fù)面情緒，進(jìn)而引發(fā)包括違法行為在內(nèi)的應(yīng)變反應(yīng)（Agnew 等,2002）。國有股東參股可以為民營企業(yè)帶來聲譽效應(yīng)，提供隱性擔(dān)保，使其能獲得更多的外部資源支持，降低民營企業(yè)融資約束，從而緩解因資金問題而引發(fā)的違規(guī)行為。接下來從金融機構(gòu)、供應(yīng)鏈以及政府視角分析國有股東為民營企業(yè)提供的財務(wù)資源支持。

表9 國有股東資源支持路徑分析

續(xù)表9 國有股東資源支持路徑分析

第一，從金融機構(gòu)視角看，銀行提供的信用貸款最能體現(xiàn)民營企業(yè)在金融機構(gòu)中的融資優(yōu)勢。參考袁淳等（2010）采用全部銀行貸款中信用貸款比例Racredit作為中介變量，其占比越高，那么一定程度上可以說明民營企業(yè)獲取了更積極的銀行信貸支持。如表9 列（1）—列（2）所示，國有股東參股顯著提升了民營企業(yè)從銀行獲取的信用貸款占比。在控制Racredit后將Soeov對民營企業(yè)違規(guī)Fraud進(jìn)行回歸，Soeov系數(shù)為—0.353，且在1%置信水平下顯著。上述中介效應(yīng)回歸通過了Sobel檢驗，說明的確存在“國有股東參股—銀行信貸優(yōu)勢↑—企業(yè)違規(guī)↓”的作用路徑。

第二，從供應(yīng)鏈視角看，凈商業(yè)信用反映了企業(yè)對客戶和供應(yīng)商的議價能力，為企業(yè)日常經(jīng)營沉淀了資金，提升了企業(yè)經(jīng)營的穩(wěn)健性，降低了企業(yè)違規(guī)傾向。參考魏志華和朱彩云（2019），采用（預(yù)收賬款+應(yīng)付賬款——應(yīng)收賬款–預(yù)付賬款）/營業(yè)收入的計算方式獲得企業(yè)凈商業(yè)信用Ntc，該指標(biāo)值越大，說明企業(yè)基于商業(yè)信用獲取的資金額度越高，產(chǎn)業(yè)鏈競爭優(yōu)勢越明顯，經(jīng)營活動資金鏈越穩(wěn)健，從而減少違規(guī)。如表9 列（3）—列（4）所示，國有股東參股顯著提升了民營企業(yè)基于供應(yīng)鏈獲取的商業(yè)信用融資。在控制Ntc后將Soeov對民營企業(yè)違規(guī)Fraud進(jìn)行回歸，Soeov系數(shù)為—0.351，且在1%置信水平下顯著。上述中介效應(yīng)回歸通過了Sobel檢驗，說明的確存在“國有股東參股—商業(yè)信用融資↑—企業(yè)違規(guī)↓”的作用路徑。

第三，從政府視角看，國有股東參股為民營企業(yè)建立了更加直接的政治關(guān)聯(lián)，有利于民營企業(yè)獲取更多的政府補貼。如表9 列（5）—列（6）所示，以民營企業(yè)當(dāng)年獲取的政府補貼自然對數(shù)Sub進(jìn)行度量，Soeov對Sub的回歸系數(shù)為0.977，且在5%置信水平下顯著，在控制了政府補貼規(guī)模后，Soeov對Fraud的回歸系數(shù)為—0.359，且在1%置信水平下顯著。上述中介效應(yīng)回歸通過了Sobel檢驗，說明的確存在“國有股東參股—政府補貼↑—企業(yè)違規(guī)↓”的作用路徑。上述結(jié)果為國有股東參股民營企業(yè)有利于維護(hù)正式制度有效性這一結(jié)論提供了資源支持視角的切實證據(jù)。

（四）穩(wěn)健性檢驗。

1.傾向得分匹配后的多期差分回歸。是否有國有股東參股可能與民營企業(yè)自身的財務(wù)與治理狀況密切相關(guān)，這使得國有參股股東抑制民營企業(yè)違規(guī)的實證結(jié)果可能來自反向因果問題，即國有參股股東選擇了本身公司治理與財務(wù)狀況良好的民營企業(yè)，這類企業(yè)本身違規(guī)問題就較少。為緩解上述反向因果的內(nèi)生性問題，通過傾向得分匹配和差分模型對結(jié)果進(jìn)行再次檢驗。參考現(xiàn)有研究（權(quán)小鋒等，2020），基本設(shè)定原則為，將在樣本時間范圍內(nèi)始終無國有參股股東的樣本設(shè)定為對照組（Treat=0），將在樣本期間內(nèi)有國有股東參股的樣本設(shè)定為實驗組（Treat=1）；設(shè)置State變量，國有參股股東加入前的樣本State=0，國有參股股東加入后的樣本State=1。樣本篩選中刪除了在研究區(qū)間內(nèi)國有股東反復(fù)進(jìn)出的樣本，刪除了樣本量不足3 年的公司樣本，僅保留2015 年及之后存在國有股東首次入股民營企業(yè)①2013 年與2015 年發(fā)布了鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)的文件，有理由推測2015 年之后國有股東參股民營企業(yè)，相比之前參股的動因，更有可能是受中央政策推動而導(dǎo)致的，可以一定程度上提升參股行為的外生性，因此僅保留了2015 年及之后存在國有股東入股民營企業(yè)的樣本作為實驗組。且在研究區(qū)間內(nèi)存在國有股東持股比例從0 直接增長到5%及以上的樣本作為實驗組。在以上樣本篩選基礎(chǔ)上，將實驗組與對照組進(jìn)行傾向得分匹配，進(jìn)一步降低對照組與實驗組在財務(wù)與治理狀態(tài)上的差異，匹配后各變量偏差均在10%以下，實驗組與對照組不存在顯著的均值差異。采用模型（4）進(jìn)行多期差分回歸。

State實際上等于傳統(tǒng)差分模型中年度效應(yīng)與處理效應(yīng)的乘積，通過控制年度與公司固定效應(yīng)獲得多期差分模型的估計結(jié)果（Beck 等，2010），回歸結(jié)果如表10 列（1）所示，State對Fraud的回歸系數(shù)為—0.163，且在5%置信水平下顯著，主要結(jié)論依然成立。

表10 內(nèi)生性問題的處理

2.Heckman二階段模型。文章的核心內(nèi)生性問題來源于違規(guī)更少的民營企業(yè)是否更吸引國有股東參股。前述傾向得分匹配與多期差分回歸一定程度上緩解了民營企業(yè)特征對國有股東吸引力的影響，在此參考余漢等（2017）對該問題進(jìn)行進(jìn)一步處理，以緩解樣本的自選擇偏差。選擇市場化指數(shù)中的“非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展”指數(shù)Nosoe作為Heckman二階段回歸中的排他性變量。地區(qū)內(nèi)非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展比重可能影響國有股東是否參股民營企業(yè)，但對企業(yè)是否違規(guī)較難產(chǎn)生直接影響。如表10 列（2）所示，Nosoe與Soedum之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)非國有經(jīng)濟(jì)在當(dāng)?shù)刂匾运捷^低時，國有股東更可能參股民營企業(yè)來促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這符合混合所有制改革的邏輯，并且強化了資源支持路徑的解釋。以表10 列（2）回歸為基礎(chǔ)，計算逆米爾斯比IMR，并將其作為控制變量對主結(jié)果進(jìn)行再次回歸。如列（3）所示，Soedum對Fraud的系數(shù)為—0.037，且在5%置信水平下顯著，主結(jié)果依然成立。

3.工具變量。采用工具變量兩階段回歸來緩解可能的內(nèi)生性問題。如前所述，市場化指數(shù)中的“非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展”指數(shù)影響著國有股東是否參股民營企業(yè)，但很難直接影響民營企業(yè)是否違規(guī)。以該指數(shù)作為工具變量，采用GMM法進(jìn)行兩階段估計，回歸結(jié)果如表10 所示，列（4）為第一階段回歸結(jié)果，Nosoe與Soeov回歸系數(shù)為—0.004，列（5）為第二階段回歸結(jié)果，Soeov對Fraud的回歸系數(shù)——4.147，且在1%置信水平下顯著，其中Anderson canon.corr.值為94.528，Cragg-Donald Wald F值為94.492。即主要結(jié)論依然成立。

4.基于Change Model的回歸。參考許楠等（2018）的處理，通過Change Model進(jìn)一步緩解可能的內(nèi)生性問題。計算模型（1）中所有變量t期與t?1 期的差值，并通過標(biāo)注前綴Δ加以區(qū)分，如表10 列（6）所示，ΔSoeov對ΔFraud的回歸系數(shù)為—0.587，且在10%置信水平下顯著。

5.其他穩(wěn)健性測試。除上述內(nèi)生性檢驗外，還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗。①本文通過截面分析為國有股東的監(jiān)督治理機制提供穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)國有股東對民營企業(yè)違規(guī)的抑制作用主要體現(xiàn)在分析師跟蹤較少、獨立董事與上市公司異地、實際控制人存在管理權(quán)利涉入的樣本中。第一，替換關(guān)鍵變量。選擇企業(yè)是否違規(guī)的虛擬變量Fdumy作為因變量，分別采用Probit和Logit模型進(jìn)行回歸，Soeov的回歸系數(shù)為—0.639 和——1.115，且均在1%置信水平下顯著。由于主回歸中將所有國有股東默認(rèn)為一個利益整體，對其持股比例進(jìn)行了加總，這可能與實際情況存在出入，為此選擇前十大股東中持股比例最高的國有股東除以民營企業(yè)實際控制人的持股比例Smax，替換對國有參股股東持股情況的度量，Smax對Fraud的回歸系數(shù)為—0.159，且在5%置信水平下顯著。另外，國有股東參股后參與民營企業(yè)治理的重要途徑是委派董事，通過對國有股東委派數(shù)據(jù)的手工搜集，計算國有股東委派董事比例Soeboard，Soeboard的回歸系數(shù)為—0.429，且在1%置信水平下顯著。第二，考慮稀有事件偏差對結(jié)果的影響。由于樣本中發(fā)生違規(guī)的概率較低，采用對數(shù)——補對數(shù)模型進(jìn)行重新回歸，Soeov的回歸系數(shù)為—0.977 且在1%置信水平下顯著。第三，考慮其他因素對企業(yè)違規(guī)的影響。如文獻(xiàn)回顧部分提到的，機構(gòu)投資者持股、媒體監(jiān)督以及法治環(huán)境均可能對企業(yè)違規(guī)產(chǎn)生影響，因此在控制變量中增加機構(gòu)投資者持股比例Invtor、百度關(guān)注指數(shù)的自然對數(shù)Lnbai以及各省中介組織發(fā)育和法律得分Prolaw，Soeov的回歸系數(shù)為—0.405，且在1%置信水平下顯著。另外，為控制企業(yè)所處地區(qū)其他不隨時間變化的不可觀測因素對結(jié)果影響，額外控制了公司所在省份固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，Soeov的回歸系數(shù)為—0.284，且在5%置信水平下顯著。第四，民營企業(yè)違規(guī)減少可能來源于民營企業(yè)已經(jīng)形成的多個大股東制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，從而對國有股東的治理作用產(chǎn)生競爭性解釋。在此參考姜付秀等（2018）的研究，在考慮一致行動人的前提下把持股比例超過10%的股東定義為大股東，如果公司存在兩個或兩個以上持股比例超過10%的大股東，則定義該公司為存在多個大股東的股權(quán)結(jié)構(gòu)。檢驗發(fā)現(xiàn)無論是否為多個大股東相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，國有股東均對民營企業(yè)違規(guī)發(fā)揮了穩(wěn)定的抑制作用，兩系數(shù)不存在顯著差異，排除了上述競爭性解釋。②在不存在多個大股東相互制衡的情境下，中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)國有股東參股依然通過抑制民營企業(yè)代理問題而降低了企業(yè)違規(guī)。

五、結(jié)論與政策啟示

研究表明，國有股東參股民營企業(yè)維護(hù)了正式制度的有效性，混合所有制為促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展與資本市場穩(wěn)定提供了新思路。本研究證實在“民營控股、國有參股”的混合所有制股權(quán)形式下，從企業(yè)違規(guī)視角看，國有參股股東顯著降低了民營企業(yè)違規(guī)行為，促進(jìn)了民營經(jīng)濟(jì)與證券市場平穩(wěn)有序健康發(fā)展。在檢驗中發(fā)現(xiàn)，國有參股股東并未淪為民營企業(yè)違規(guī)行為的庇護(hù)者，相反，國有參股股東縮短了企業(yè)從違規(guī)到被稽查的時間，降低了民營企業(yè)違規(guī)傾向并提高了其被稽查的可能。從對違規(guī)行為的分類看，國有參股股東對企業(yè)違規(guī)的治理作用主要體現(xiàn)在信息披露與經(jīng)營性違規(guī)行為中，對于較嚴(yán)重的違規(guī)具有更加顯著的抑制效果。從對國有參股股東屬性的差異看，地方國有股東參股對民營企業(yè)違規(guī)的治理效果更好。在路徑分析中發(fā)現(xiàn)，國有參股股東有利于緩解民營企業(yè)雙重代理問題，也促進(jìn)了民營企業(yè)通過銀行信貸、商業(yè)信用以及政府補貼獲取更多的資源支持，從而抑制了民營企業(yè)違規(guī)。

以上分析一方面豐富了民營企業(yè)混合所有制改革的研究，為國有股東在民營企業(yè)混合所有制建設(shè)過程中的積極作用提供了新的證據(jù)，尤其挖掘了地方國有股東在參與民營企業(yè)混合所有制建設(shè)中的優(yōu)勢。另一方面為抑制民營企業(yè)違規(guī)，促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展提供了引入異質(zhì)產(chǎn)權(quán)股東的新思路，明確了國有股東影響民營企業(yè)違規(guī)的多重機制。通過以上分析可以獲得以下政策啟示。第一，從民營企業(yè)視角看，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極推進(jìn)混合所有制建設(shè)，積極引入與自身實際情況相符的國有股東，明確國有產(chǎn)權(quán)和民營產(chǎn)權(quán)不是對立關(guān)系，股權(quán)層面的混合對于實現(xiàn)民營經(jīng)濟(jì)健康高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。研究發(fā)現(xiàn)，國有參股股東從監(jiān)督治理以及資源支持兩個方面抑制了民營企業(yè)違規(guī)，提升了正式制度的有效性，差異化的資源稟賦在民營企業(yè)中實現(xiàn)了較好的融合，并產(chǎn)生了積極的經(jīng)濟(jì)后果。第二，從國有股東視角看，在“民營控股，國有參股”混合所有制建設(shè)過程中，不能忽視國有股東自身特征對于參與混改效果的影響。如本研究發(fā)現(xiàn)，相比中央國有股東，面臨競爭壓力的地方國有股東更能很好地抑制民營企業(yè)違規(guī)，這對于進(jìn)一步細(xì)化混合所有制改革政策具有一定的參考價值。第三，從監(jiān)管者視角看，應(yīng)充分關(guān)注國有參股股東在抑制民營企業(yè)違規(guī)問題中的優(yōu)勢與缺陷，進(jìn)行更具針對性的監(jiān)管稽查，協(xié)調(diào)好自身與國有參股股東所屬政府之間的關(guān)系，提升違規(guī)稽查效率。