何蘇燕 任力

摘? ?要：基于國有企業(yè)混合所有制改革的背景，本文研究了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：非國有股東治理會(huì)提升國有資本信息效率，其原因在于國有企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升；基于股權(quán)支撐以及行業(yè)競爭性的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，非國有股東治理對國有資本信息效率的影響在有相應(yīng)股權(quán)支撐以及競爭性行業(yè)組更顯著；非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時(shí)，會(huì)對國有企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生正向影響。本文的研究對于提升國有資本信息效率及進(jìn)一步做強(qiáng)做大國有資本提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

關(guān)鍵詞：非國有股東治理；國有資本信息效率；信息披露質(zhì)量

中圖分類號：F830.91? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）05-0003-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.05.001

一、引言

2022年3月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于推進(jìn)社會(huì)信用體系建設(shè)高質(zhì)量發(fā)展促進(jìn)形成新發(fā)展格局的意見》，指出要加強(qiáng)資本市場誠信建設(shè)，壓實(shí)相關(guān)主體信息披露責(zé)任，提升市場透明度。資本市場信用體系建設(shè)應(yīng)以誠信為本，企業(yè)、投資者等市場主體需不斷提升誠信意識(shí)，營造誠實(shí)守信的金融生態(tài)環(huán)境。但在我國資本市場實(shí)踐中，上市公司存在未按規(guī)定披露信息或披露的信息有虛假記載、誤導(dǎo)性陳述、重大遺漏等不誠信行為（黃燦和王妙媛，2022）[1]，上述行為損害了資本市場信息效率，不利于資本市場平穩(wěn)健康發(fā)展。在我國當(dāng)前資本市場信息披露違規(guī)以及資本市場“噪聲”較多的情形下，如何提升資本市場信息效率是一個(gè)重要且有意義的話題。

國有企業(yè)是中國特色社會(huì)主義重要的物質(zhì)基礎(chǔ)和政治基礎(chǔ)，黨的十八大以來，國有企業(yè)混合所有制改革加速推進(jìn)。國有企業(yè)通過引入非國有股東，形成多元化的股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)結(jié)構(gòu)，以提升國有企業(yè)的治理水平。現(xiàn)有的研究表明，非國有股東治理可以緩解國有企業(yè)雙重委托代理問題（Lu和Zhu，2020；張世宇等，2022）[2，3]，提升企業(yè)投資效率（張祥建等，2015）[4]，促進(jìn)國有企業(yè)績效改進(jìn)（郝陽和龔六堂，2017）[5]，提升國有企業(yè)高管薪酬的業(yè)績敏感性（蔡貴龍等，2018）[6]，抑制國有企業(yè)金融化（曹豐和谷孝穎，2021）[7]等。但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。

2017年底，中國聯(lián)通正式宣布引入阿里巴巴、騰訊、百度等多個(gè)電子商務(wù)巨頭成為戰(zhàn)略投資者。引入戰(zhàn)略投資者后，通過有限市場化激勵(lì)、加強(qiáng)監(jiān)督和改進(jìn)溝通流程，產(chǎn)生治理優(yōu)化效應(yīng)；通過主動(dòng)吸納、調(diào)整結(jié)構(gòu)資源和創(chuàng)新商業(yè)模式，聚合為資源協(xié)同效應(yīng)（張斌等，2022）[8]。2022年3月，中國聯(lián)通上市公司披露2月運(yùn)營數(shù)據(jù)，在“泛在智聯(lián)”“創(chuàng)新應(yīng)用”“智慧服務(wù)”“科技創(chuàng)新”等多個(gè)關(guān)鍵領(lǐng)域加大透明度，提升信息披露質(zhì)量（高超，2022）[9]，進(jìn)而帶來中國聯(lián)通的資本市場信息效率提升。中國聯(lián)通通過引入非國有股東對資本市場信息效率產(chǎn)生正面影響，上述影響只是一個(gè)特例還是具有一般性呢？非國有股東治理是否能提升國有資本市場信息效率呢？對上述問題的分析對于提升資本市場融資效率以及提升資本市場服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力具有重要意義。鑒于此，本文深入分析了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響及作用機(jī)理，并提出了相應(yīng)的政策建議。

本文可能的創(chuàng)新體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，本研究深入分析了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響及作用機(jī)理，豐富了國有資本信息效率影響因素及非國有股東治理經(jīng)濟(jì)后果的研究文獻(xiàn)；第二，本研究明確了股權(quán)支撐對于非國有股東參與國有企業(yè)高層治理的重要性，能更好地服務(wù)于國有企業(yè)混合所有制改革的實(shí)踐；第三，本研究說明了非國有股東治理在提升國有資本信息效率的同時(shí)，對于提升國有企業(yè)價(jià)值具有積極影響，該研究結(jié)論為做強(qiáng)做大國有資本提供了經(jīng)驗(yàn)路徑。

二、理論分析與研究假設(shè)

非國有股東治理為提升國有資本信息效率提供了可行的路徑。非國有股東治理會(huì)從動(dòng)機(jī)和能力兩個(gè)層面改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量。從動(dòng)機(jī)層面來看，國有企業(yè)“所有者缺位”現(xiàn)象較嚴(yán)重，擁有大部分所有權(quán)的國有企業(yè)股東實(shí)際上也是代理人，而所有者是人民，國有企業(yè)缺乏真正意義上的像私有企業(yè)股東那樣監(jiān)督企業(yè)高管的委托人（盧建詞和姜廣省，2018）[10]。而盈利動(dòng)機(jī)明確的民營背景的戰(zhàn)略投資者將積極推動(dòng)國有企業(yè)打破以往僵化的經(jīng)營管理體制（鄭志剛，2021）[11]，同時(shí)具有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)完善國有企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制及激勵(lì)約束機(jī)制，積極監(jiān)督國有企業(yè)高管，緩解委托代理問題，促使管理層如實(shí)反映會(huì)計(jì)信息，提高信息披露質(zhì)量（黃瓊宇等，2021）[12]。從能力層面來看，非國有股東可以通過參與國有企業(yè)的經(jīng)營治理和高層決策，降低國有企業(yè)制造壞消息的可能性，提升隱瞞壞消息的難度和成本，從而改善國有企業(yè)“所有者缺位”和“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象，進(jìn)而提升國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（馬新嘯等，2021）[13]。非國有股東治理還能有效約束國有上市公司財(cái)務(wù)重述行為（蔡貴龍等，2021）[14]，提升會(huì)計(jì)信息可比性（黃瓊宇等，2021）[12]進(jìn)而帶來國有上市公司信息披露質(zhì)量的提高。信息披露質(zhì)量是影響資本市場信息效率的重要因素。高質(zhì)量的信息披露降低了投資者與企業(yè)之間信息不對稱程度（蔡貴龍等，2021）[14]，同時(shí)意味著向市場傳遞了更多、更高質(zhì)量的公司層面特質(zhì)信息（Li等，2014）[15]，而更多、更高質(zhì)量的公司層面特質(zhì)信息融入股價(jià)會(huì)降低股價(jià)同步性，進(jìn)而顯著提升國有資本的信息效率（黃俊和郭照蕊，2014）[16]?；凇胺菄泄蓶|治理→國有企業(yè)信息披露質(zhì)量→國有資本信息效率”這一邏輯，提出如下假設(shè)：

H1：非國有股東治理有助于改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量，進(jìn)而帶來國有資本信息效率的提升。

我國《公司法》規(guī)定，單獨(dú)或合計(jì)持有公司10%以上股份的股東發(fā)出請求時(shí)，公司應(yīng)當(dāng)在兩個(gè)月內(nèi)召開臨時(shí)股東大會(huì)。召開臨時(shí)股東大會(huì)是非國有股東治理能力的體現(xiàn)以及治理意愿的表達(dá)，這說明當(dāng)非國有股東持股數(shù)量達(dá)到一定份額時(shí)，非國有股東可以通過“用腳投票”或者“用手投票”的方式來對公司施加影響以維護(hù)自身利益（劉運(yùn)國等，2016）[17]。不同的非國有股東之間存在利益協(xié)調(diào)問題，若不同非國有股東之間意見不一致，將無力干預(yù)企業(yè)經(jīng)營（周觀平等，2021）[18]。但當(dāng)?shù)谝淮蠓菄泄蓶|持股比例超過10%時(shí)，能有充分的話語權(quán)，從而發(fā)揮積極的治理作用（馬新嘯等，2021）[19]，進(jìn)而使國有資本信息效率的提升更顯著?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：

H2：當(dāng)?shù)谝淮蠓菄泄蓶|持股比例超過10%時(shí)，非國有股東治理對國有資本信息效率的提升作用更顯著。

非國有股東治理對國有資本信息效率的影響可能因國有企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度不同而存在異質(zhì)性。壟斷性國有企業(yè)的盈利依托行業(yè)壟斷地位實(shí)現(xiàn)，非國有股東進(jìn)入壟斷性國有企業(yè)能獲得豐厚的“壟斷收益”，可能因此失去了提升國有企業(yè)治理水平的內(nèi)生動(dòng)力，表現(xiàn)為非國有股東參與國有企業(yè)治理對壟斷性國有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量并無顯著影響，但卻提高了競爭性國有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量（劉運(yùn)國等，2016）[17]。相較于競爭性行業(yè)，壟斷行業(yè)國有企業(yè)中非國有股東的治理作用較弱（馬新嘯等，2021）[20]。前文分析指出，非國有股東通過參與國有企業(yè)的經(jīng)營治理和高層決策發(fā)揮治理作用，改善國有上市公司信息披露質(zhì)量，進(jìn)而提升國有資本信息效率。因此，本研究認(rèn)為，相較于壟斷性行業(yè)，非國有股東治理對競爭性行業(yè)的國有資本信息效率提升作用更顯著?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：

H3：相較于壟斷性行業(yè)，非國有股東治理對競爭性行業(yè)的國有資本信息效率提升作用更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取A股國有上市公司2008―2019年的數(shù)據(jù)為初始研究樣本，并剔除ST股、*ST股以及金融行業(yè)樣本。非國有股東治理數(shù)據(jù)通過手工收集整理上市公司年報(bào)、巨潮資訊網(wǎng)所披露的前十大股東性質(zhì)、高管背景等得到，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。為了緩解極端值對本文結(jié)論的影響，對所有連續(xù)型變量在1%和99%的分位數(shù)上進(jìn)行縮尾處理。此外，本文在所有的回歸中對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司層面的聚類處理。

（二）關(guān)鍵變量的定義

1. 股價(jià)同步性。資本市場信息效率通常用股價(jià)同步性來衡量，股價(jià)同步性指標(biāo)值越大，表明股價(jià)同步性越高，資本市場信息效率越低。借鑒Durnev等（2003）[21]的研究，運(yùn)用模型（1）估計(jì)第w周經(jīng)流通市值加權(quán)的市場平均收益率（[rm，w]）和第w周剔除本企業(yè)i后的經(jīng)流通市值加權(quán)的行業(yè)平均收益率（[rj，w]）對第w周考慮現(xiàn)金紅利再投資的T企業(yè)收益率（[ri，w]）的解釋力度（[R2i]），[R2i]即回歸模型（1）的年度擬合優(yōu)度。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步用式（2）對[R2i]進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換，最后得到股價(jià)同步性指標(biāo)（[Syni]）。

[ri，w=α0+α1rm，w+α2rj，w+εi，w] （1）

[Syni=ln（R2i1-R2i）] （2）

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，運(yùn)用模型（3）估計(jì)第w周經(jīng)流通市值加權(quán)的市場平均收益率（[rm，w]）、第w-1周經(jīng)流通市值加權(quán)的市場平均收益率（[rm，w-1]）、第w周剔除本企業(yè)i后的經(jīng)流通市值加權(quán)的行業(yè)平均收益率（[rj，w]）和第w-1周剔除本企業(yè)[i]后的經(jīng)流通市值加權(quán)的行業(yè)平均收益率（[rj，w-1]）對第w周考慮現(xiàn)金紅利再投資的T企業(yè)收益率（[ri，w]）的解釋力度（[R2i]），[R2i]即回歸模型（3）的年度擬合優(yōu)度。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步用式（4）對[R2i]進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換，最后得到股價(jià)同步性指標(biāo)（[Syn1i]）。

[ri，w=α0+α1rm，w+α2rm，w-1+α3rj，w+α4rj，w-1+εi，w] （3）

[Syn1i=ln （R2i1-R2i）] （4）

2. 非國有股東治理?，F(xiàn)有的研究表明只有當(dāng)非國有股東委派董事參與高層治理時(shí)才能產(chǎn)生治理作用，非國有股東僅通過持股難以對國有企業(yè)發(fā)揮治理作用（蔡貴龍等，2018）[6]。因此，本文采用非國有股東委派董事來衡量非國有股東治理（Nonsoe）情況，分別用非國有股東委派董事人數(shù)占國有企業(yè)董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）來衡量。

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，用非國有股東委派董監(jiān)高比例（Nonsoe_djg）以及非國有股東委派高管比例（Nonsoe_g）來衡量非國有股東治理情況。其中，非國有股東委派董監(jiān)高比例即非國有股東向國有企業(yè)委派的董事、監(jiān)事及高管人員數(shù)量占國有企業(yè)董事、監(jiān)事及高管人員總數(shù)的比例，非國有股東委派高管比例即非國有股東向國有企業(yè)委派高管人員數(shù)量占國有企業(yè)高管人員總數(shù)的比例。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)假設(shè)H1，本文將回歸模型設(shè)定為：

[Syni，t=α0+α1Nonsoei，t+α2Controlsi，t+∑Yeart+∑Industryj+εi，t] （5）

其中，被解釋變量為股價(jià)同步性（Syn），解釋變量為非國有股東治理（Nonsoe），分別用非國有股東委派董事人數(shù)比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）來衡量。Controls為控制變量，主要包括企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、凈利潤增長率（Growth）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、現(xiàn)金資產(chǎn)比率（Cash）、是否兩職合一（Dual）、獨(dú)立董事比例（Indep）、董事會(huì)規(guī)模（Boardsize）和代理成本（Agency）。還控制了年度（Year）、行業(yè)（Industry）固定效應(yīng)。各變量的定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。股價(jià)同步性（Syn）指標(biāo)均值為-0.0857，中位數(shù)為-0.0097，但不同企業(yè)之間股價(jià)同步性指標(biāo)差異顯著，標(biāo)準(zhǔn)差為0.8512。從非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）來看，非國有股東委派董事人數(shù)平均占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的4.1%，非國有股東委派董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例最高達(dá)到44.44%。非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）均值為0.2258，說明有22.58%的非國有股東向國有企業(yè)董事會(huì)委派董事。非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）和非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）兩個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差約為均值的2倍，表明不同國有企業(yè)非國有股東參與高層治理的程度存在顯著差異。

（二）非國有股東治理與國有資本信息效率

表3報(bào)告了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。表3的第（1）—（2）列是以非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）為解釋變量的回歸結(jié)果，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明非國有股東委派董事比例越高，股票價(jià)格融入了越多公司層面特質(zhì)信息，股價(jià)同步性越低，國有資本信息效率越高；表3的第（3）—（4）列是以非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）為解釋變量的回歸結(jié)果，非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明當(dāng)非國有股東委派董事時(shí)，會(huì)降低股價(jià)同步性，提升國有資本信息效率。

（三）機(jī)制分析

根據(jù)前文的理論分析，本文想要檢驗(yàn)的是非國有股東治理有助于改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量，進(jìn)而提升國有資本信息效率。由于邏輯線條的后半段“信息披露質(zhì)量→國有資本信息效率”已獲得相應(yīng)實(shí)證支持（Jin和Myers，2006）[22]，故機(jī)制分析的重點(diǎn)放在前半段，即“非國有股東治理→信息披露質(zhì)量”。表4為對上述機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。信息披露質(zhì)量（Rank）選取深交所信息披露評級數(shù)據(jù)來衡量，將信息披露質(zhì)量的四個(gè)等級A、B、C、D分別賦值為4、3、2、1，數(shù)值越大，表明信息披露質(zhì)量越高。表4第（1）列的回歸結(jié)果顯示，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明非國有股東委派董事比例越高，則國有企業(yè)信息披露質(zhì)量越高；表4第（2）列的回歸結(jié)果顯示，非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明相較于非國有股東未委派董事，非國有股東委派董事會(huì)改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量。假設(shè)H1得到了實(shí)證支持。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換被解釋變量的度量指標(biāo)。替換股價(jià)同步性度量指標(biāo)的回歸結(jié)果顯示①，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，即非國有股東治理會(huì)顯著提升國有資本信息效率，假設(shè)H1依然得到了實(shí)證支持。

2. 替換解釋變量的度量指標(biāo)。為了保證回歸結(jié)果穩(wěn)健，用非國有股東委派董監(jiān)高比例（Nonsoe_djg）以及非國有股東委派高管比例（Nonsoe_g）來衡量非國有股東治理。替換非國有股東治理度量指標(biāo)后的回歸結(jié)果顯示①，非國有股東委派董監(jiān)高比例（Nonsoe_djg）以及非國有股東委派高管比例（Nonsoe_g）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，即非國有股東治理會(huì)顯著提升國有資本信息效率，假設(shè)H1依然得到了實(shí)證支持。

3. 內(nèi)生性問題。本文可能存在因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文借鑒曹豐和谷孝穎（2021）[7]的研究，分別采用同行業(yè)同地區(qū)除本企業(yè)外其他國有企業(yè)的非國有股東委派董事比例的均值（IV1）以及同行業(yè)同地區(qū)除本企業(yè)外其他國有企業(yè)非國有股東是否委派董事的均值（IV2）作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)。之所以選擇上述指標(biāo)作為工具變量，是因?yàn)橥袠I(yè)同地區(qū)的國有企業(yè)所面臨的產(chǎn)業(yè)政策、宏觀環(huán)境等具有一定的相似性，進(jìn)而使得單個(gè)國有企業(yè)非國有股東委派董事情況與同行業(yè)同地區(qū)其他國有企業(yè)委派董事情況具有一定的相關(guān)性。表5的第（1）列和第（3）列是第一階段的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示，IV1和IV2的回歸系數(shù)顯著為正。該回歸結(jié)果表明單個(gè)國有企業(yè)非國有股東委派董事情況與同行業(yè)同地區(qū)除本企業(yè)外其他國有企業(yè)非國有股東委派董事情況正相關(guān)，故工具變量滿足相關(guān)性條件。同時(shí)，同行業(yè)同地區(qū)其他國有企業(yè)委派董事情況并不會(huì)直接對本企業(yè)的資本市場信息效率產(chǎn)生影響。參照Conley等（2012）[23]以及任力和何蘇燕（2020）[24]的方法，在“近似外生工具變量”框架下對所選擇的工具變量外生性進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果表明工具變量基本滿足外生性條件①。因此，工具變量同時(shí)滿足相關(guān)性和外生性的要求。表5的第（2）列和第（4）列是第二階段的回歸結(jié)果，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。該回歸結(jié)果表明，潛在的內(nèi)生性問題不足以影響本文的研究結(jié)論，故本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、進(jìn)一步分析

（一）基于股權(quán)支撐的異質(zhì)性分析

當(dāng)?shù)谝淮蠓菄泄蓶|持股比例超過10%時(shí)，非國有股東是否能發(fā)揮更積極的治理作用，進(jìn)而帶來更大程度的國有資本信息效率提升呢？根據(jù)第一大非國有股東持股比例是否超過10%，將樣本分為第一大非國有股東持股比例超過10%組（Support=1）以及第一大非國有股東持股比例未超過10%組（Support=0），分組檢驗(yàn)非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。表6分組回歸結(jié)果顯示， 非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)在Support=1組顯著，在Support=0組不顯著。分組回歸結(jié)果表明，相較于第一大非國有股東持股比例未超過10%，當(dāng)?shù)谝淮蠓菄泄蓶|持股比例超過10%時(shí)，非國有股東治理對國有資本信息效率的提升作用更顯著。假設(shè)H2得到了實(shí)證支持。

（二）基于行業(yè)競爭性的異質(zhì)性分析

當(dāng)國有企業(yè)所處行業(yè)競爭性存在差異時(shí)，非國有股東治理對國有資本信息效率的影響是否存在異質(zhì)性呢？借鑒曹豐和谷孝穎（2021）[7]的研究，根據(jù)國有企業(yè)所屬行業(yè)是競爭性行業(yè)還是壟斷性質(zhì)行業(yè)，將樣本分為兩組，即競爭行業(yè)組（Compete=1）以及壟斷行業(yè)組（Compete=0），分組檢驗(yàn)非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。表7為分組回歸結(jié)果，對于競爭行業(yè)組，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)；對于壟斷行業(yè)組，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數(shù)不顯著。分組回歸結(jié)果表明，相較于壟斷性行業(yè)，非國有股東治理對競爭性行業(yè)的國有資本信息效率的提升作用更顯著，即假設(shè)H3得到了實(shí)證支持。

（三）非國有股東治理、國有資本信息效率以及國有企業(yè)價(jià)值

非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時(shí)，是否會(huì)帶來國有企業(yè)價(jià)值的提升呢？為了回答上述問題，根據(jù)股價(jià)同步性（Syn）行業(yè)年份均值將樣本分為兩組，即信息效率較高組（Hefficiency =1）與信息效率較低組（Hefficiency =0），分組檢驗(yàn)非國有股東治理對國有企業(yè)價(jià)值的影響，國有企業(yè)價(jià)值擬采用托賓Q（TQ）衡量。從表8的回歸結(jié)果可知，非國有股東治理對國有企業(yè)價(jià)值的影響在國有資本信息效率較高組顯著為正，在國有資本信息效率較低組不顯著。該回歸結(jié)果表明非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時(shí)，會(huì)對國有企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生正向影響。

六、結(jié)論與啟示

本文研究了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東治理會(huì)提升國有資本信息效率。其作用機(jī)制在于非國有股東治理會(huì)改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量，進(jìn)而提升國有資本信息效率。基于股權(quán)支撐、行業(yè)競爭性的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，非國有股東治理對國有資本信息效率的影響在有相應(yīng)股權(quán)支撐、競爭性行業(yè)組更顯著。此外，非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時(shí)，會(huì)對國有企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生正向影響。

本研究具有以下兩方面的政策啟示：第一，政府部門在推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革的進(jìn)程中，需同時(shí)關(guān)注非國有股東向國有企業(yè)委派董事情況以及是否有相應(yīng)的股權(quán)支撐。本文的研究表明，非國有股東向國有企業(yè)委派董事可以提升國有資本信息效率，并且在有相應(yīng)股權(quán)支撐的情形下非國有股東治理對國有資本信息效率的提升作用更顯著。而更高水平的信息效率有助于資本市場更好地發(fā)揮資源配置作用，促進(jìn)資本市場穩(wěn)定健康發(fā)展。因此，在推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革的進(jìn)程中，需委派董事與股權(quán)支撐雙管齊下，以維護(hù)國有資本平穩(wěn)健康發(fā)展。第二，本研究為維護(hù)國有資本平穩(wěn)健康發(fā)展以及做強(qiáng)做大國有企業(yè)找到一條可能的路徑。本文的研究表明非國有股東治理會(huì)改善國有企業(yè)信息披露質(zhì)量，并進(jìn)一步帶來國有資本信息效率提升，同時(shí)也會(huì)帶來國有企業(yè)價(jià)值的提升。因此，非國有股東參與國有企業(yè)高層治理時(shí)，需關(guān)注國有企業(yè)信息披露質(zhì)量，這不僅是維護(hù)國有資本平穩(wěn)健康發(fā)展的需要，也是進(jìn)一步做強(qiáng)做大國有資本的內(nèi)在要求。

注：

①限于篇幅，回歸結(jié)果不再展示，作者備索。

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