范宏偉 仲之祥 史曠瑋

摘? 要：混合所有制改革作為國有企業(yè)改革的重要方式，能否促進國有企業(yè)價值提升，是一個亟待檢驗的重大命題。以2013—2021年我國國有上市公司作為研究對象，實證檢驗了混合所有制改革對于國有企業(yè)價值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革能夠顯著促進國有企業(yè)價值提升。中介效應(yīng)檢驗表明，會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對于國有企業(yè)價值的提升發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。進一步分析發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革對市場化競爭程度更高的國有企業(yè)價值提升效果更為顯著；與東部地區(qū)相比，混合所有制改革對非東部地區(qū)國有企業(yè)價值提升的促進作用更為明顯。

關(guān)鍵詞：混合所有制改革；國有企業(yè)價值；會計信息質(zhì)量；市場競爭程度

中圖分類號：F271；F276.1? ? ? ? 文獻標(biāo)識碼：A? ? ? ? ? 文章編號：1671-9255（2023）02-0030-06

一、引言

混合所有制改革已經(jīng)引起了黨和國家的高度重視。黨的二十大報告提出，構(gòu)建高水平社會主義市場經(jīng)濟體制，堅持和完善社會主義基本經(jīng)濟制度，毫不動搖鞏固和發(fā)展公有制經(jīng)濟，毫不動搖鼓勵、支持、引導(dǎo)非公有制經(jīng)濟發(fā)展。國有企業(yè)是國民經(jīng)濟的重要支柱，在穩(wěn)定經(jīng)濟大盤中發(fā)揮著“穩(wěn)定器”“壓艙石”作用。民營經(jīng)濟是推動社會主義市場經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，對于推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系具有重要意義?；旌纤兄聘母锬艽偈箛衅髽I(yè)引入民間資本、民營企業(yè)引入國有資本進行雙向混改，對于提升國有企業(yè)資源配置效率、加快國有經(jīng)濟布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整、促進國有經(jīng)濟和民營經(jīng)濟共同發(fā)展，推動經(jīng)濟實現(xiàn)質(zhì)的有效提升和量的合理增長具有重要意義。但與“構(gòu)建更加系統(tǒng)完備、更加成熟定型的高水平社會主義市場經(jīng)濟體制”的要求相比，混改的質(zhì)量和水平可能還有相當(dāng)?shù)奶嵘臻g，混改存在著“混位失衡”“混改內(nèi)生動力不足”“混而不當(dāng)”“混而不合”等問題。[1]由此可見，考察混合所有制改革的經(jīng)濟后果是檢驗該項重大戰(zhàn)略政策效應(yīng)的理想方式，混合所有制改革能否促進國有企業(yè)價值提升也是一個亟待檢驗的重大課題。

學(xué)者們圍繞國有企業(yè)混合所有制改革問題展開了大量的研究。有研究表明：混改過程中所引入的非國有股東的類型和時機顯著影響國有企業(yè)的績效和公司治理水平[2]；混合所有制改革有利于發(fā)展公有制經(jīng)濟、放大國有資本的功能和力量，促進國有企業(yè)建立現(xiàn)代企業(yè)制度[3]；分散化的股權(quán)和多元化的高管結(jié)構(gòu)能夠顯著提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力[4]；混合所有制改革有利于提升國有企業(yè)的創(chuàng)新效率，促進公司治理體系和治理能力現(xiàn)代化[5]；混合所有制改革通過硬化預(yù)算約束、降低企業(yè)杠桿水平兩條路徑提高了企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和盈利能力。[6]也有研究表明：混改存在著諸多阻力，過度引入民營資本增加了民營股東對國企“掏空”的威脅[7]；國企民營化抑制企業(yè)創(chuàng)新效率[8]；簡單的股權(quán)混合并不能改善公司績效[9]；國企私有化帶來的預(yù)算軟約束問題加劇[10]；國有企業(yè)簡單增加民營股東持股比例會惡化國企的并購效率。[11]已有文獻從多角度研究了混改的經(jīng)濟效果，關(guān)注了混改對公司績效的影響，但是鮮有文獻從會計信息質(zhì)量視角研究混合所有制改革對企業(yè)價值的影響。本文以會計信息質(zhì)量為中介，從國有企業(yè)價值視角考察混合所有制改革的經(jīng)濟后果。本文可能的貢獻在于：（1）不同于以往學(xué)者通過會計業(yè)績等指標(biāo)研究混合所有制改革的效應(yīng)，本文從企業(yè)價值視角研究混合所有制改革的效應(yīng)，拓寬了混合所有制改革領(lǐng)域的研究視角；（2）以會計信息質(zhì)量為中介效應(yīng)研究混合所有制改革對企業(yè)價值的影響，豐富了會計信息質(zhì)量領(lǐng)域的研究文獻；（3）對不同市場化競爭程度、不同區(qū)域下的混合所有制改革對企業(yè)價值的影響進行異質(zhì)性分析，為新時期國有企業(yè)進一步提升混合所有制改革的質(zhì)量和水平提供了經(jīng)驗借鑒和現(xiàn)實參考。

二、研究假設(shè)

國有企業(yè)不可避免地帶有較強的行政化特色，政府通常會對國有企業(yè)有最大化利潤外的服務(wù)于政治目的或為社會服務(wù)的要求?；旌纤兄聘母锬芡ㄟ^降低國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，提升國有企業(yè)的主導(dǎo)性與自主決策能力，推動國有企業(yè)形成有利于市場競爭的治理結(jié)構(gòu)和運行機制，使國有企業(yè)成為自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧、自擔(dān)風(fēng)險、自我約束、自我發(fā)展的市場主體，從而提高國有企業(yè)經(jīng)營效率和企業(yè)活力。其一，非國有資本通過出資入股、收購股權(quán)等多種方式參與國有企業(yè)混合所有制改革，對國有資產(chǎn)規(guī)模、國有資金現(xiàn)金流的提升具有促進作用。其二，在非國有資本進入之前，國有企業(yè)公司治理存在著國有股“一股獨大”帶來的監(jiān)督失效、內(nèi)部人控制和所有者缺位等問題，非國有股東通過委派管理者、董事、監(jiān)事等方式參與國有企業(yè)經(jīng)營管理，在一定程度上對國有股東的行為進行制衡，緩解國有企業(yè)內(nèi)部因股東和管理者利益不一致而造成的委托代理問題，多元化產(chǎn)權(quán)主體的形成有利于企業(yè)決策流程的合理化。其三，壟斷性國企的市場化程度不高，內(nèi)部改革動力相對較弱，市場化進程比較緩慢?；旌纤兄聘母锬軌蛱嵘龎艛嘈試笫袌龌潭?、打破行業(yè)壟斷，最終促進各類企業(yè)共同發(fā)展?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)1：國有企業(yè)在實施了混合所有制改革之后，企業(yè)價值會顯著提高。

提升國有企業(yè)會計信息質(zhì)量是積極響應(yīng)國家戰(zhàn)略、促進國有企業(yè)治理體系和治理能力現(xiàn)代化的應(yīng)有之義。國有企業(yè)會計信息質(zhì)量偏低的原因主要是國有股“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)和所有者缺位造成的內(nèi)部人控制問題。同時，國有股“一股獨大”導(dǎo)致非控股股東難以發(fā)揮監(jiān)督作用，國有企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督制衡機制失靈，影響中小股東的切身利益。為了維護自身利益，中小股有較強動機要求提供更高質(zhì)量的信息披露以便加強對國有控股股東的監(jiān)督。所有者缺位導(dǎo)致管理者權(quán)力過大，管理者成為國有企業(yè)實際控制人，受“自利行為”因素影響，國有企業(yè)存在非效率投資問題。為規(guī)避可能存在的較差的經(jīng)營業(yè)績、錯誤的經(jīng)營決策和過度的在職消費，管理者有較強的動機對國有企業(yè)會計信息進行粉飾，會計信息無法反映企業(yè)真實的經(jīng)營狀況和財務(wù)狀況，導(dǎo)致會計信息質(zhì)量降低。為保護自身利益，非國有股東有很強的動力加強和完善國有企業(yè)高層管理者的監(jiān)督機制，從而降低管理者利益侵占等機會主義行為，在一定程度上實現(xiàn)國有企業(yè)的“所有者回歸”。

一方面，混合所有制改革能夠有效緩解股東與管理者之間的代理沖突，降低非國有股東面臨的信息不對稱問題，提高信息透明度，進而提高會計信息質(zhì)量；另一方面，混合所有制改革增強了對經(jīng)理人的監(jiān)管能力，有效彌補了國有產(chǎn)權(quán)主體缺位導(dǎo)致的監(jiān)管不力問題。非國有股東持股比例的增加能夠在一定程度上打破國有股“一股獨大”的局面，提升非國有股東制衡國有股東的能力，完善國有企業(yè)內(nèi)部控制制度和機制，促進國有企業(yè)改革朝著市場化方向邁進，從而提升國有企業(yè)會計信息質(zhì)量。基于此，本文提出：

假設(shè)2：混合所有制改革通過提高國有企業(yè)會計信息質(zhì)量，進而提高國有企業(yè)價值。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2013—2021年股國有上市公司作為研究對象。選擇2013年作為樣本初始期是因為2013年以前是混合所有制改革緩慢發(fā)展的嘗試階段，2013年以后混合所有制改革的節(jié)奏明顯加快，并取得明顯成效。

本文剔除以下樣本：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除、*上市公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失或異常的公司樣本；（4）對主要連續(xù)變量在上下1%的水平上進行縮尾處理。

最終得到3505個公司樣本。本文的數(shù)據(jù)來源于數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1．混合所有制改革（），借鑒前人（郝陽和龔六堂，2017；楊興全和尹興強，2018；曹越，2020）的研究，采用股權(quán)結(jié)構(gòu)赫芬達爾指數(shù)對混合所有制改革進行度量。股權(quán)結(jié)構(gòu)赫芬達爾指數(shù)=。其中，表示前十大股東中，第類股東持股份額占前十大股東持股份額的比值。數(shù)值越大，代表國有企業(yè)混合所有制改革程度越深。股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)=，其中，表示前十大股東中，第類股東持股份額占前十大股東持股份額的比值。數(shù)值越大，代表國有企業(yè)混合所有制改革程度越深。

2．國有企業(yè)價值（）。采用（所有者權(quán)益合計）本期期末值/（所有者權(quán)益合計）上年同期期末值作為國有企業(yè)價值的代理變量。

3．會計信息質(zhì)量（）。采用盈余激進度指標(biāo)的相反數(shù)作為國有企業(yè)會計信息質(zhì)量的代理變量，該指標(biāo)越大代表國有企業(yè)會計信息質(zhì)量越低。

4．控制變量。參考已有研究（楊紅英，2015；沈昊，2019；葉永衛(wèi)，2021；何瑛，2022），本文選擇公司盈利能力（）、資產(chǎn)負(fù)債率（）、獨立董事比例（）、公司年齡（）、管理費用率（）、是否兩職合一（）和第一大股東持股比例（）等變量作為控制變量，同時控制了年度和行業(yè)虛擬變量。變量的具體定義詳見表1。

（三）模型構(gòu)建

本文將模型設(shè)定如下：

1．混合所有制改革對國有企業(yè)價值影響的檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

其中，為（所有者權(quán)益合計）本期期末值/（所有者權(quán)益合計）上年同期期末值，為股權(quán)結(jié)構(gòu)的赫芬達爾指數(shù)，其他變量的定義詳見表1。若為顯著為正，則表示混合所有制改革對企業(yè)價值提升正相關(guān)，假設(shè)（1）成立。

2．會計信息質(zhì)量對混合所有制改革對國有企業(yè)價值影響的檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

表示國有企業(yè)會計信息質(zhì)量。如果顯著為正，表明會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對國有企業(yè)價值提升發(fā)揮了中介效用。如果不顯著，顯著為正，表明會計信息質(zhì)量對混合所有制改革對國有企業(yè)價值為完全中介效應(yīng)；如果顯著為正，顯著為正，表明會計信息質(zhì)量對混合所有制改革對國有企業(yè)價值影響為部分中介效應(yīng)，則假設(shè)（2）成立。三者之間的關(guān)系為=+。

四、描述性統(tǒng)計及實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，企業(yè)價值（）變量的均值為1.105，最小值為0.450，最大值為2.723，標(biāo)準(zhǔn)差為0.263，說明國有企業(yè)在價值提升方面成效明顯，在一定程度上說明混合所有制改革有助于國有企業(yè)價值的提升?；旌纤兄聘母镒兞浚ǎ┚禐?.318，最小值為0.009，最大值為0.765，中位數(shù)為0.307，說明國有企業(yè)混合所有制改革的程度存在較大差異。會計信息質(zhì)量變量（）均值為-0.053，最小值為-2.041，中位數(shù)為-0.042，最大值為1.429，標(biāo)準(zhǔn)差為0.311，說明國有企業(yè)會計信息質(zhì)量存在較大差異，國有企業(yè)會計信息質(zhì)量有進一步提升的空間。第一大股東持股比例變量（）的均值為0.363，獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)比重（）的均值為0.376，企業(yè)年齡（）均值為2.995，公司成長性（）均值為0.111，管理費用率（）均值為0.072，產(chǎn)品市場競爭程度（）為0.049，國有企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（）均值為0.540，企業(yè)規(guī)模（）均值為23.171。

（二）多元回歸分析

表3報告了假設(shè)1的檢驗結(jié)果。從表3可以看出，混合所有制改革與企業(yè)價值在1%的水平上顯著正相關(guān)。會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對企業(yè)價值的影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，且在10%的水平上顯著正相關(guān)。列（1）表示混合所有制改革（）與國有企業(yè)價值（）的回歸系數(shù)為0.128，說明國有企業(yè)混合所有制改革能夠顯著提升企業(yè)價值，實現(xiàn)國有股東和非國有股東的資源互補，本文的假設(shè)1得到驗證。列（2）為混合所有制改革對國有企業(yè)會計信息質(zhì)量的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.100，在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明混合所有制改革能夠顯著提升企業(yè)會計信息質(zhì)量，對于國有企業(yè)會計信息質(zhì)量提升有促進作用。列（3）驗證會計信息質(zhì)量對混合所有制改革對國有企業(yè)價值的影響程度，的回歸系數(shù)為0.126，在1%的水平上顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)小于列（1）中的回歸系數(shù)0.128，會計信息質(zhì)量（）的回歸系數(shù)為0.02，在10%的水平上顯著正相關(guān)，說明混合所有制改革能提高國有企業(yè)會計信息質(zhì)量，進而提高國有企業(yè)價值，本文的假設(shè)2得到驗證。受篇幅影響，控制變量的結(jié)果未列出。

五、穩(wěn)健性檢驗

1．借鑒何瑛等（2022）的做法，以股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）作為衡量國有企業(yè)混合所有制改革的代理變量。股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）越大，代表國有企業(yè)混合所有制改革程度越高。列（1）反映股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）與企業(yè)價值（）在1%的水平上高度正相關(guān)，說明混合所有制改革對國有企業(yè)價值的提升有正向促進作用。列（2）反映股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）與會計信息質(zhì)量（）在5%的水平上顯著正相關(guān)，說明混合所有制改革的實施對會計信息質(zhì)量的提升發(fā)揮著積極作用。列（3）反映股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）與會計信息質(zhì)量（）和企業(yè)價值（）高度正相關(guān)，說明混合所有制改革提高國有企業(yè)會計信息質(zhì)量能促進國有企業(yè)價值提升。研究結(jié)論與表3相比沒有發(fā)生本質(zhì)變化，再次驗證了假設(shè)1和假設(shè)2。

2．借鑒黃昶生等（2021）的研究，以（每股價格×流通股份數(shù)+每股凈資產(chǎn)×非流通股份數(shù)+負(fù)債賬面價值/總資產(chǎn)賬面價值）作為衡量企業(yè)價值的代理變量，回歸結(jié)果和表3中以股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）作為衡量國有企業(yè)混合所有制改革的代理變量的回歸結(jié)果無本質(zhì)區(qū)別，再次驗證了假設(shè)1和假設(shè)2。

3．參考郁玉環(huán)（2012）、孫雅妮等（2021）的研究，以上市公司信息披露考評結(jié)果的倒數(shù)（）作為衡量會計信息質(zhì)量的代理變量。數(shù)值越大，代表國有企業(yè)會計信息質(zhì)量越好。回歸結(jié)果和表3中以股權(quán)結(jié)構(gòu)熵指數(shù)（）作為衡量國有企業(yè)混合所有制改革的代理變量、以作為衡量企業(yè)價值的代理變量的回歸結(jié)果無本質(zhì)區(qū)別，再次驗證了假設(shè)1和假設(shè)2?；旌纤兄聘母锱c國有企業(yè)價值提升正相關(guān)，混合所有制改革通過提高會計信息質(zhì)量從而促進國有企業(yè)價值提升的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

六、進一步研究

非國有股東參與混合所有制改革時會考慮行業(yè)競爭情況和行業(yè)進入門檻，包括石油、石化、電力、鐵路和運輸?shù)仍趦?nèi)的市場化競爭程度較低的行業(yè)能夠獲得巨額的壟斷資金，非國有股東通常有更強的意愿參與市場化競爭程度較低的國有企業(yè)混合所有制改革?；旌纤兄聘母镌诓煌袌龈偁幊潭认聦ζ髽I(yè)價值的影響值得進一步研究。

表4表示不同市場競爭程度下混合所有制改革對企業(yè)價值的影響，本文將銷售收入和營業(yè)收入的比值作為衡量國有企業(yè)市場競爭的分類變量。列（1）（2）表示市場競爭程度較低的國有企業(yè)的混合所有制改革對企業(yè)價值的回歸結(jié)果，列（5）（6）表示在市場競爭程度較高的國有企業(yè)的混合所有制改革對企業(yè)價值的回歸結(jié)果?；旌纤兄聘母飳衅髽I(yè)價值提升均在10%的水平上顯著正相關(guān)，對企業(yè)價值提升對市場化競爭程度更高的國有企業(yè)更為顯著。非國有股東受利益驅(qū)動影響，非國有股東有更強動機參與市場化競爭程度更高的國有企業(yè)經(jīng)營管理，從而促進市場化競爭程度更高的國有企業(yè)治理體系的完善，彌補了由所有者缺位和風(fēng)險規(guī)避等造成的經(jīng)營風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險，促進市場化競爭更高的國有企業(yè)價值提升。

列（3）（4）表示市場化競爭程度較低的國有企業(yè)會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對企業(yè)價值的效應(yīng)，列（7）（8）表示市場化競爭程度較高的國有企業(yè)會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對企業(yè)價值的效應(yīng)。會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對企業(yè)價值的效應(yīng)在市場化競爭程度更低的國有企業(yè)更為顯著，說明市場化競爭程度較高的國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量要高于市場化競爭程度較低的國有企業(yè)。通過混合所有制改革，非國有資本通過委派董事、股東、監(jiān)事等途徑參與國有企業(yè)經(jīng)營管理，推動國有企業(yè)不斷完善內(nèi)部治理機制，市場化競爭程度更高的國有企業(yè)內(nèi)部治理機制要優(yōu)于市場化競爭程度較低的國有企業(yè)，會計信息質(zhì)量在混合所有制改革中對國有企業(yè)價值提升的效應(yīng)，在市場化競爭程度較低的國有企業(yè)中表現(xiàn)更為顯著。

表5為不同區(qū)域下混合所有制改革對于企業(yè)價值的影響，本文將公司所在地在北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、山東省、福建省、廣東省和海南省等東部沿海地區(qū)劃分為東部地區(qū)，公司注冊地在非上述地區(qū)的劃分為非東部地區(qū)。在東部地區(qū)樣本中，和的回歸系數(shù)為0.121和0.077，均在5%的水平上顯著正相關(guān)；非東部地區(qū)樣本中，和的回歸系數(shù)為0.143和0.079，分別在10%、5%的水平上顯著正相關(guān)。無論是東部地區(qū)還是非東部地區(qū)，混合所有制改革對國有企業(yè)價值提升均顯著正相關(guān)，對非東部地區(qū)國有企業(yè)價值提升的效應(yīng)要高于東部地區(qū)國有企業(yè)。針對東部地區(qū)國有企業(yè)樣本，的回歸系數(shù)為0.009；針對非東部地區(qū)國有企業(yè)樣本，的回歸系數(shù)為0.030和0.031，均在10%的水平上顯著正相關(guān)，說明會計信息質(zhì)量在混合所有制改革對國有企業(yè)價值的影響效應(yīng)在非東部地區(qū)國有企業(yè)中更為顯著。

七、結(jié)論

本文以2013—2021年我國國有上市公司為研究對象，實證檢驗了混合所有制改革對于國有企業(yè)價值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革能夠促進國有企業(yè)的價值提升，會計信息質(zhì)量在混合所有制改革中對于國有企業(yè)價值的提升發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。混合所有制改革對市場化競爭程度較高的國有企業(yè)價值提升效應(yīng)更為顯著。與東部地區(qū)國有企業(yè)相比，混合所有制改革對非東部地區(qū)國有企業(yè)價值提升的效應(yīng)更為顯著。本文的研究對檢驗混合所有制改革的政策效應(yīng)具有重要意義，能進一步加深混合所有制改革的理論研究和實際研究。

本文的研究結(jié)論對于進一步優(yōu)化調(diào)整國有企業(yè)混合所有制改革具有重要意義。第一，要積極穩(wěn)妥地深化混合所有制改革?；旌纤兄聘母锊粦?yīng)停留在面上混改。而應(yīng)進行實質(zhì)性混改，要進一步鼓勵非國有資金進入國有企業(yè)，擴大非國有股東在高層治理的話語權(quán)，不斷鞏固混合所有制改革的成果。第二，要圍繞“完善治理”等要求推進國有企業(yè)混合所有制改革。通過混合所有制改革實現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化、法人治理規(guī)范化，要進一步加強市場化競爭程度較低的國有企業(yè)混合所有制改革力度，發(fā)揮混合所有制改革在國有企業(yè)改革中的突破口作用。第三，要進一步提升國有企業(yè)會計信息質(zhì)量。長期以來，國有企業(yè)的行政性公司治理阻礙國有企業(yè)市場化程度提高。要通過混合所有制改革實現(xiàn)國有企業(yè)運營市場化，提高國有企業(yè)會計信息質(zhì)量。

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Abstract： As an important way of state-owned enterprise reform， whether mixed ownership reform can promote the value of state-owned enterprises is a major proposition that needs to be tested. Taking Chinas state-owned listed companies from 2013 to 2021 as the research object， the impact of mixed ownership reform on the value of state-owned enterprises is empirically tested. It is found that the mixed ownership reform can significantly promote the value of state-owned enterprises. The intermediate effect test shows that the quality of accounting information plays a part in the mediating effect of the mixed ownership reform on the improvement of the value of state-owned enterprises. Further analysis shows that the mixed ownership reform has a more significant effect on the value improvement of state-owned enterprises with higher degree of market competition; Compared with the eastern region， the mixed ownership reform has a more obvious role in promoting the value of state-owned enterprises in non-eastern regions. This study is of great significance to effectively test the policy effect of mixed ownership reform.

Key words： Mixed ownership reform; Value of state-owned enterprises; Accounting information quality; Market competition level