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國有股權(quán)有助于提高民營企業(yè)社會責(zé)任績效嗎?

2022-10-13 08:53劉永飛王亞平孫維章
山東工商學(xué)院學(xué)報 2022年5期
關(guān)鍵詞:民營企業(yè)股權(quán)效應(yīng)

夏 鑫,劉永飛,王亞平,孫維章

(山東工商學(xué)院 會計學(xué)院,山東 煙臺 264005)

一、引言

隨著經(jīng)濟社會發(fā)展,人們更加向往美好生活,這要求企業(yè)要積極承擔(dān)作為良好企業(yè)公民的法律責(zé)任、道德責(zé)任和慈善責(zé)任。在我國,民營企業(yè)占市場主體數(shù)量的主導(dǎo),但多重視盈利性,股東不愿用其擁有的資源投身社會責(zé)任活動[1]。盡管民營企業(yè)在慈善捐贈中有所表現(xiàn),但多出于“工具性”動機,將捐贈作為一種尋租行為,掩蓋外界對其內(nèi)在社會責(zé)任缺失的關(guān)注,降低實際稅負[2]。如何提高民營企業(yè)社會責(zé)任績效,如火如荼的混合所有制改革可以為我們提供思路,研究表明,民營資本入股國有企業(yè)能夠提高國有企業(yè)治理能力和績效,那么國有資本入股民營企業(yè)的“逆向”混合所有制改革是否有助于提高民營企業(yè)社會責(zé)任績效呢?

企業(yè)作為一個所有權(quán)安排的契約集合,其產(chǎn)權(quán)配置方式對包括履行社會責(zé)任在內(nèi)的經(jīng)營活動具有重要影響。國有資本入股非國有企業(yè)作為國有企業(yè)改革的重要方式,已有研究指出國有股權(quán)對民營企業(yè)債務(wù)融資成本[3]、聲譽擔(dān)保和經(jīng)濟資源的積極影響[4],這有助于緩解民營企業(yè)的資源約束,并為履行社會責(zé)任提供資源支持。此外,公司治理作為受股權(quán)結(jié)構(gòu)影響的制度安排,良好的公司治理有助于提高社會責(zé)任信息的披露質(zhì)量[5]、減少不負責(zé)任行為[6]。國有股權(quán)的出資多為國有企業(yè),政治屬性和社會效益優(yōu)先的價值取向使其在組織管理和內(nèi)部控制體系的建設(shè)方面較為規(guī)范。所以,國有股權(quán)能夠?qū)γ駹I企業(yè)產(chǎn)生外在壓力,推動其規(guī)范經(jīng)營管理體系,完善內(nèi)部控制及公司治理機制,進而對社會責(zé)任行為產(chǎn)生積極影響。

本文以2010—2018年A股民營上市公司為樣本,探究國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的影響。研究發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)能夠提高民營企業(yè)的社會責(zé)任績效,進一步分析其影響機制發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)既可以發(fā)揮資源效應(yīng),為履行社會責(zé)任提供資源支持,又可以發(fā)揮治理效應(yīng),為履行社會責(zé)任提供制度保障。并且,當(dāng)國有股東派駐董事以及來自中央而非地方國有企業(yè)的國有股東時,積極作用更為明顯。

本文的貢獻在于:第一,從國有股權(quán)視角分析了其對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的影響,豐富了有關(guān)民營企業(yè)“逆向混改”的相應(yīng)文獻,補充了有關(guān)民營企業(yè)社會責(zé)任的研究。第二, 探討了資源效應(yīng)和治理效應(yīng)在國有股權(quán)與民營企業(yè)社會責(zé)任績效之間的中介作用,為改善民營企業(yè)社會責(zé)任績效提供了理論參考。第三,國有資本入股民營企業(yè)是國有企業(yè)改革的重要部分,能夠為國有資本更好地服務(wù)于經(jīng)濟社會發(fā)展提供新的研究思路。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的影響

國有企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)可以提供企業(yè)發(fā)展所需的資源,通過人事調(diào)配完善公司的治理結(jié)構(gòu)。相較之下,民營企業(yè)缺乏政治關(guān)聯(lián)及其帶來的各種資源,社會對企業(yè)合法性存在偏見。國有資本入股民營企業(yè)能夠激發(fā)民營企業(yè)市場活力,推動其積極承擔(dān)社會責(zé)任。一方面,國有股權(quán)能夠給民營企業(yè)帶來政治關(guān)聯(lián)及相應(yīng)資源。我國金融資源的分配存在對民營企業(yè)的擠出效應(yīng),國有股權(quán)能夠弱化歧視性待遇,使民營企業(yè)獲取更多信貸資源[7]。同時,國有股權(quán)能夠提供一種隱性擔(dān)保,向外界傳遞出政府背書的信號,降低企業(yè)的融資成本。當(dāng)企業(yè)資金較為充裕時,能夠進行慈善、扶貧等社會責(zé)任活動。另一方面,國有股權(quán)也能夠起到治理效應(yīng)。國有股權(quán)能夠?qū)γ駹I企業(yè)的管理層起到監(jiān)督作用,推動企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的調(diào)整和完善,推動管理層重視并積極履行社會責(zé)任。所以,國有股權(quán)所帶來的資源效應(yīng)和治理效應(yīng)有助于提高民營企業(yè)的社會責(zé)任績效。由此,本文提出假設(shè)1。

假設(shè)H1:其他條件不變時,國有股權(quán)能夠提高民營企業(yè)社會責(zé)任績效。

(二)融資約束對國有股權(quán)影響企業(yè)社會責(zé)任績效的中介作用

在我國,政府控制著企業(yè)所需的各種資源,這使其將有限的資源優(yōu)先分配給存在政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)[8]。相較之下,民營企業(yè)在資源獲取方面存在劣勢,履行社會責(zé)任缺乏必要的資金支持。社會對民營企業(yè)家的“原罪”質(zhì)疑也降低了企業(yè)從事社會責(zé)任活動的意愿[9]。

與政府存在密切關(guān)聯(lián)的國有股權(quán)能夠給民營企業(yè)帶來相應(yīng)的政治資源,為積極履行社會責(zé)任提供更多支持。民營企業(yè)可借此關(guān)系在資源分配中獲取優(yōu)勢,政府的隱形擔(dān)保作用也能夠增強外界對企業(yè)的信任感和合法性認(rèn)同,降低企業(yè)融資成本。同時,國有股權(quán)作為一種替代制度,能夠拓寬融資渠道,獲取平等競爭的市場地位[10]。綜上,本文認(rèn)為國有股權(quán)能夠為民營企業(yè)帶來更多資源,彌補稟賦劣勢,緩解融資約束,為企業(yè)履行社會責(zé)任提供資源支持。因此,基于資源效應(yīng),本文提出假設(shè)2。

假設(shè)H2:其他條件不變時,國有股權(quán)可以緩解融資約束,進而提高民營企業(yè)社會責(zé)任績效。

(三)內(nèi)部控制對國有股權(quán)影響企業(yè)社會責(zé)任績效的中介作用

我國民營企業(yè)多由個人或家族所控制,存在非正規(guī)化管理問題,無法對管理層形成有效監(jiān)督[11]。社會責(zé)任活動并不被作為企業(yè)的戰(zhàn)略目標(biāo),控股股東不愿將公司有限的資源用于社會責(zé)任事業(yè)。

公司治理是應(yīng)對制度環(huán)境對企業(yè)組織結(jié)構(gòu)和制度要求的重要載體,內(nèi)部控制作為公司治理的基礎(chǔ)設(shè)施,能夠落實合法性和規(guī)范性要求,為投入資源履行社會責(zé)任提供制度保障[12]。國有企業(yè)的政治屬性使其在組織管理和內(nèi)部控制體系的建設(shè)方面較為規(guī)范。國有股東能夠?qū)γ駹I企業(yè)的股東起到制衡作用,推動民營企業(yè)規(guī)范經(jīng)營管理與治理機制,優(yōu)化內(nèi)部控制,注重將資源分配到社會責(zé)任活動中。綜上,本文認(rèn)為國有股權(quán)能夠發(fā)揮對民營企業(yè)的治理效應(yīng),完善公司治理及內(nèi)部控制機制,為企業(yè)履行社會責(zé)任提供制度保障。因此,基于治理效應(yīng),本文提出假設(shè)3。

假設(shè)H3:其他條件不變時,國有股權(quán)可以提高內(nèi)部控制水平,進而提高民營企業(yè)社會責(zé)任績效。

(四)是否派駐董事對國有股權(quán)與企業(yè)社會責(zé)任績效關(guān)系的影響

董事會是公司治理的重要部分,股東通過董事會對管理層進行監(jiān)管。董事參與公司治理能夠在投資者保護不足時發(fā)揮替代作用,提高投資效率,加強內(nèi)部控制質(zhì)量[13]。國家的監(jiān)管制裁作為對企業(yè)社會責(zé)任最明顯的制度解釋,這不僅依賴于法律法規(guī)的完善程度,還依賴于制度執(zhí)行力。國有股東通過派駐董事能夠發(fā)揮監(jiān)督作用,推動法律規(guī)范落地執(zhí)行,完善企業(yè)的內(nèi)部治理機制,抑制管理層的機會主義行為,使企業(yè)重視社會責(zé)任活動。基于董事所發(fā)揮的積極作用,本文提出假設(shè)4。

假設(shè)H4:相較于未派董事的國有股權(quán),派駐董事的國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的積極作用更為顯著。

(五)國有股權(quán)層級對國有股權(quán)與企業(yè)社會責(zé)任績效關(guān)系的影響

不同層級的國有股權(quán)會產(chǎn)生不同影響,相較于來自地方國有企業(yè)的國有股權(quán),中央企業(yè)的影響更大。一方面,中央企業(yè)承載著國家使命,企業(yè)發(fā)展受政府影響更大,企業(yè)社會責(zé)任作為政府積極倡導(dǎo)的應(yīng)有義務(wù),來自中央企業(yè)的國有股權(quán)更希望參股的民營企業(yè)能夠積極履行社會責(zé)任,對參股企業(yè)也能夠提供更多資金保障[14]。另一方面,國有企業(yè)所屬政府的層級越高,企業(yè)經(jīng)營決策受政府的影響就越大。相較于地方國有企業(yè),中央企業(yè)的公司治理結(jié)構(gòu)更加完善,對民營企業(yè)治理水平的積極影響更強。綜上,本文認(rèn)為中央企業(yè)的國有股權(quán)所帶來的資源效應(yīng)和治理效應(yīng)更大,對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的積極作用更為顯著。因此,本文提出假設(shè)5。

假設(shè)H5:相較于來自地方國有企業(yè)的國有股權(quán),來自中央企業(yè)的國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的積極作用更為顯著。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取

本文以2010—2018年A股民營上市公司為研究樣本,依據(jù)前十大股東的性質(zhì)對國有股權(quán)的數(shù)據(jù)進行篩選,包括是否參股和持股比例,此外,財務(wù)數(shù)據(jù)等均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為提高數(shù)據(jù)有效性,本文還進行了如下處理:①剔除ST、*ST的樣本。②剔除金融保險業(yè)的樣本。③剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。為減輕極端值對回歸結(jié)果的影響,本文對所有連續(xù)變量在1%分位數(shù)和99%分位數(shù)進行了Winsorize縮尾處理,最終得到9097個樣本。

(二)變量定義

1.被解釋變量。企業(yè)社會責(zé)任績效(CSR)。本文采用和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任報告評測體系以衡量民營企業(yè)社會責(zé)任的履行狀況,主要包括股東責(zé)任、員工責(zé)任等五方面,最高得分為100分。

2.解釋變量。國有股權(quán)參股。本文采用兩個指標(biāo)以衡量國有股權(quán),即是否有國有股權(quán)(State1),有為1,否則為0,以及國有股權(quán)持股比例(State2)。

3.中介變量。資源效應(yīng)為融資約束。本文以衡量企業(yè)融資約束的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型,檢驗國有股權(quán)通過資源效應(yīng)對民營企業(yè)的資金支持,被解釋變量ΔCash為現(xiàn)金持有水平期末與期初的差額,負數(shù)表明融資約束得到緩解。治理效應(yīng)為內(nèi)部控制。本文以迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)作為衡量民營企業(yè)公司治理有效性的替代變量,以檢驗國有股權(quán)通過治理效應(yīng)為民營企業(yè)履行社會責(zé)任所提供的制度保障,數(shù)值越大,表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

4.控制變量。參照J(rèn)amali和Karam的研究[15],本文選取如下變量作為控制變量:企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率等。此外,本文還控制了年度和行業(yè)的虛擬變量。主要變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)計

本文采用溫忠麟和葉寶娟[16]提出的新中介效應(yīng)檢驗流程以驗證資源效應(yīng)和治理效應(yīng)的中介作用。

并基于本文假設(shè),提出以下模型:

國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的回歸模型(1):

CSRit=β0+β1×Stateit+β2×Controlit+εit.

(1)

國有股權(quán)對融資約束和內(nèi)部控制的回歸模型(2)和(3):

△Cashholdingsit=β0+β1Stateit+β2Sizeit+β3levit+β4Growthit+β5Roait+β6Ageit+β7Boardit+β8Indepit+β9Dualityit+β10Top1it+β11Ocfit+β12Tobinqit+β13Expendituresit+β14△Nwcit+β15△Shortdebtit+Ind+Year+εit.

(2)

Intconit=β0+β1Stateit+β2Sizeit+β3levit+β4Growthit+β5Roait+β6Ageit+β7Boardit+β8Indepit+β9Dualityit+β10Top1it+β11Ocfit+β12Tobinqit+Ind+Year+εit.

(3)

國有股權(quán)、融資約束和內(nèi)部控制對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的回歸模型(4)和(5):

CSRit==β0+β1Stateit+β2△Cashholdingsit+β3Controlit+εit.

(4)

CSRit==β0+β1Stateit+β2Intconit+β3Controlit+εit.

(5)

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。企業(yè)社會責(zé)任績效的均值為22.715分,表明民營企業(yè)仍有較大的進步空間。解釋變量中,國有股權(quán)參股的比重約為25.40%,即國有股權(quán)參股民營企業(yè)的現(xiàn)象較為普遍。民營企業(yè)中,董事長即總經(jīng)理的概率以及實際控制人持股比例均達到四成(40.33%與40.01%),這可能存在管理層凌駕于內(nèi)部控制之上,進而導(dǎo)致內(nèi)部控制失效的風(fēng)險。

表2 描述性統(tǒng)計

表3列示了依據(jù)變量State1所進行的均值差異的檢驗結(jié)果。從中可以看出,有國有股權(quán)的企業(yè),其社會責(zé)任績效顯著高于不存在國有股權(quán)的企業(yè),初步說明了國有股權(quán)的積極影響。

表3 均值差異檢驗

上顯著。下同。

(二)回歸分析

1.基本回歸結(jié)果。表4的(1)列和(4)列分別為國有股權(quán)參股及其持股比例對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看,國有股權(quán)參股及國有股權(quán)持股比例的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正,說明與不存在國有股權(quán)的民營企業(yè)相比,存在國有股權(quán)的民營企業(yè)其社會責(zé)任績效更高,并且隨著國有股權(quán)的持股比例的增加,積極影響更為顯著,本文的假設(shè)1得到驗證。

表4 多元回歸分析

控制變量方面,企業(yè)規(guī)模和盈利能力的系數(shù)顯著為正,資產(chǎn)負債率和兩職合一的系數(shù)顯著負相關(guān),這表明當(dāng)企業(yè)規(guī)模達到一定程度,或具有較強盈利能力時,其社會責(zé)任績效較好,而過高的杠桿率以及由兩職合一所導(dǎo)致的管理層權(quán)力過大則不利于企業(yè)社會責(zé)任的履行。

2.基于資源效應(yīng),融資約束在國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效影響中的中介作用。依據(jù)中介效應(yīng)流程進行檢驗,由于(2)列的State1的回歸系數(shù)顯著為負且(3)列的△Cash的系數(shù)不顯著,故進行Bootstrap檢驗,設(shè)定抽樣次數(shù)為500,采用偏差校正的非參數(shù)百分位法進行取樣,置信度為95%(下同)。檢驗結(jié)果如表5所示,中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0,說明中介效應(yīng)顯著,中介效應(yīng)的大小為0.0086??刂屏酥薪樽兞亢?,State1對CSR的置信區(qū)間不含0,直接效應(yīng)顯著,其大小為0.5738。由于中介效應(yīng)與直接效應(yīng)同號,說明存在部分中介效應(yīng),中介效應(yīng)的占比(0.0086/0.553)為1.56%。

表5 State1的檢驗結(jié)果

從表4的(4)列可以看出,國有股權(quán)持股比例的系數(shù)顯著為正,說明可能存在中介效應(yīng)。由于(5)列的State1的回歸系數(shù)顯著為負且(6)列的△Cash的系數(shù)不顯著,所以進行Bootstrap檢驗。檢驗結(jié)果如表6所示,中介效應(yīng)的置信區(qū)間包含0,說明不存在中介效應(yīng)。

表6 State2的檢驗結(jié)果

所以,國有股權(quán)通過參股的方式,能夠緩解民營企業(yè)的融資約束,為其履行社會責(zé)任提供必要的資源支持,本文假設(shè)2得到部分驗證。究其原因,國有股權(quán)參股使民營企業(yè)建立了一種政治關(guān)聯(lián),具備資源優(yōu)勢,能夠緩解融資約束,為更好地履行社會責(zé)任提供資金支持。

3.基于治理效應(yīng),內(nèi)部控制在國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效影響中的中介作用。依據(jù)中介效應(yīng)流程進行檢驗,由于表7的(2)列中State1的回歸系數(shù)不顯著但(3)列的Intcon的系數(shù)顯著為正,所以進行Bootstrap檢驗。檢驗結(jié)果如表8所示,中介效應(yīng)的置信區(qū)間包含0,說明中介效應(yīng)不顯著,即內(nèi)部控制在國有股權(quán)參股與民營企業(yè)社會責(zé)任績效之間不存在中介效應(yīng)。

表7 基于治理效應(yīng)的回歸結(jié)果

表8 State1的檢驗結(jié)果

由于表7的(5)列中State2及(6)列中Intcon的系數(shù)均顯著為正,說明中介效應(yīng)顯著。(6)列中的State2的系數(shù)顯著為正,說明直接效應(yīng)顯著,但也可能存在其他中介效應(yīng)。進一步,(5)列中State2的回歸系數(shù)58.762與(6)列中Intcon的系數(shù)0.017的乘積為0.999,與(6)列中的State2的系數(shù)同號,說明存在部分中介效應(yīng),中介效應(yīng)的占比為10.75%(58.762×0.017/9.289)。

所以,國有股東只通過入股的方式無法通過發(fā)揮治理效應(yīng)推動民營企業(yè)履行社會責(zé)任,只有提高持股比例才能完善民營企業(yè)的公司治理及內(nèi)部控制機制,進而對其社會責(zé)任績效產(chǎn)生積極影響,部分驗證了假設(shè)3。

4.是否派駐董事的分組檢驗。本文通過手工搜索方式對董事的背景進行篩選,若董事在任職的當(dāng)年為國有企業(yè)的高級管理人員,則Director1為1,否則為0,進行分組檢驗?;貧w結(jié)果如表9的(1)列和(2)列所示,派駐董事的國有股權(quán)在10%的水平上顯著為正,而不派駐董事的國有股權(quán)則不顯著。所以,派駐董事的國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的積極影響更大,從而驗證了假設(shè)4。

5.國有股權(quán)性質(zhì)的分組檢驗。本文依據(jù)國有企業(yè)的實際控制人對國有股權(quán)進行分類,若實際控制人為國務(wù)院或國資委,則Statetype為2,若實際控制人為地方國資委則為1,進行分組檢驗?;貧w結(jié)果如表9的(3)列和(4)列所示,地方國有股權(quán)未產(chǎn)生重要影響,中央企業(yè)的國有股權(quán)有顯著正向影響。因此,相較于來自地方的國有股權(quán),中央企業(yè)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的影響更大,支持假設(shè)5。

表9 是否委派董事及不同層級國有股權(quán)分組檢驗

(三)進一步檢驗

首先,將解釋變量滯后一期。因為可能存在因果互換問題,本文將解釋變量滯后一期以重新檢驗二者關(guān)系?;貧w結(jié)果如表10的(1)列和(2)列所示,國有股權(quán)參股并未對民營企業(yè)的社會責(zé)任績效產(chǎn)生影響,而國有股權(quán)的持股比例則能夠產(chǎn)生積極影響。

其次,更換被解釋變量。使用國泰安數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)以衡量企業(yè)社會責(zé)任績效,所統(tǒng)計的社會責(zé)任信息包括保護股東利益和債權(quán)人利益等九個類別。對于每個類別,如果企業(yè)進行了披露,則賦值為1,否則為0,企業(yè)社會責(zé)任績效是9個虛擬變量得分的總和?;貧w結(jié)果如表10的(3)列和(4)列所示,State1和State2的回歸系數(shù)均在1%的水平上正相關(guān),即與前述結(jié)論保持一致。

表10 解釋變量滯后一期與更換被解釋變量

再次,采用Heckman兩階段??紤]到可能存在的選擇性偏誤問題,本文選擇Heckman兩階段法進行再檢驗。以同地區(qū)同行業(yè)國有股權(quán)參股的平均值作為工具變量,以是否參股作為被解釋變量,進行Probit回歸,然后計算出尼米爾斯比率(IMR),帶入模型(1)作重新回歸?;貧w結(jié)果如表11的(2)列和(3)列所示,State1與State2的系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為正。

表11 Heckman兩階段

最后,采用傾向得分匹配法(PSM)。采用傾向得分匹配法的目的是緩解可能存在的內(nèi)生性問題。表12是一對一近鄰匹配的結(jié)果,匹配后大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對值大都縮小且均小于10%,處理組與控制組之間的變量在匹配后也不存在顯著的差異?;貧w結(jié)果如表13所示,State1和State2的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正,即本文的主要結(jié)論依然成立。

表12 PSM—匹配效果檢驗

表13 PSM—回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與啟示

關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任績效的研究已較為廣泛,但更多的是關(guān)注國有企業(yè)。本文以2010-2018年滬深A(yù)股民營企業(yè)為樣本,探究了國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)國有股權(quán)對民營企業(yè)履行社會責(zé)任績效具有積極影響。(2)國有股權(quán)可以通過持股的方式發(fā)揮資源效應(yīng),緩解融資約束,為履行社會責(zé)任提供資源支持,又可以通過擴大持股比例的方式發(fā)揮治理效應(yīng),完善內(nèi)部控制機制,為履行社會責(zé)任提供制度保障。(3)當(dāng)國有股權(quán)為中央而非地方以及委派董事時,國有股權(quán)對民營企業(yè)社會責(zé)任績效的積極影響更大。

依據(jù)本文的研究,也能夠獲得如下啟示:(1)民營企業(yè)因稟賦劣勢存在一定的發(fā)展短板,在混合所有制改革以及鼓勵國有資本入股非國有企業(yè)的背景下,民營企業(yè)應(yīng)積極引入一定規(guī)模的國有資本,一方面利用國有資本的資源優(yōu)勢發(fā)揮資源效應(yīng),緩解融資約束;另一方面利用國有資本的社會責(zé)任使命和管理優(yōu)勢發(fā)揮治理效應(yīng),提高內(nèi)部控制質(zhì)量,發(fā)揮不同資本的長處,提高社會責(zé)任績效,實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。(2)國有股權(quán)應(yīng)積極參與民營企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動,例如派駐董事參與董事會決策,借助國有產(chǎn)權(quán)的治理機制有效破除單一私有產(chǎn)權(quán)的發(fā)展障礙,實現(xiàn)參股的“形”與“實”的有效結(jié)合,更好助力民營企業(yè)發(fā)展。

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