混改股权制衡与“脱实向虚”：抑制还是促进

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混改股权制衡与“脱实向虚”：抑制还是促进
祁怀锦 于 瑶 刘艳霞

[提 要] 针对目前国有企业存在金融资产配置的主业“挤出效应”现象，本文从国企混改视角探讨了非国有与国有股权制衡对“脱实向虚”的影响。研究发现混改股权制衡度与金融资产配置水平之间存在U型关系，且当非国有股权占比超过国有股权占比时促进作用更加明显。中介效应检验发现，在“抑制”区间内，混改股权制衡度通过缓解代理问题降低了金融资产配置水平；在“促进”区间内，混改股权制衡度通过激化代理问题引发了金融资产配置水平的提高。另外，相比长期投资性金融资产，混改股权制衡度主要对短期投机性金融资产的影响更加敏感。当样本为央企时，混改股权制衡度与金融资产配置水平呈现线性负相关关系。当样本为地方国企时，两者仍然为U型关系。混改股权制衡度与金融资产配置之间的U型关系仅体现在商业竞争类行业中。本文的研究对混合所有制改革以及金融资产配置的理论与实践具有一定的参考价值。

[关键词] 混改股权制衡度；金融资产配置；代理问题

一、引言
2018年习近平总书记在广东考察时指出，实体经济是一国经济的立身之本、财富之源。随着我国金融体制改革的进行，市场提供给企业更多获利的机会。党的十九大报告指出，金融体制改革是为更好地服务于实体经济。然而目前直接投资于金融类资产相比于进行实体投资，在短期来看更容易获取高额利润，因此配置金融类资产受到企业青睐。已有文献发现金融资产配置可以产生“蓄水池效应”(Demir，2009)。但我国企业的金融资产配置行为则引发了对实体经济的“挤出效应”(张成思和张步昙，2016)，且对未来主业业绩的损害在国有企业中表现得更加明显(杜勇等，2017)。随着我国国有企业混合所有制改革的推进，逐步形成了国有股东与非国有股东相互制衡的股权结构。这种股权结构是否对国有企业的金融资产配置行为发挥了治理作用？对该问题的解答将有助于混改中非金融类国有企业实现“脱虚向实”与高质量发展，有利于获得对混合所有制股权改革层面更加深入的认识。

在已有混合所有制改革经济后果的研究中，从公司绩效、投融资行为等诸多视角对混合所有制改革效果进行了分析(马连福等，2015；杨兴全和尹兴强，2018；祁怀锦等，2019)，鲜有对金融资产配置影响的研究，且大多数文献关注于非国有与国有相互制衡的股权结构与企业行为的线性关系。在金融资产配置的研究中，目前主要关注金融资产配置的经济后果(张成思和张步昙，2016；杜勇等，2017)，部分文献从经济政策不确定性、管理层特征、内部资本市场等视角分析了金融资产配置的影响因素(彭俞超等，2018；杜勇等，2019；黄贤环和王瑶，2019)，但鲜有关于股权结构与代理问题影响金融资产配置的分析。Crotty(2003)提出公司增加金融资产配置的动因来自股东谋求价值最大化与管理层自利行为的共同作用，是对公司治理影响金融资产配置行为的总结。我国国有企业严重的代理问题以及政府期望通过混改提升国企价值的现实背景，为分析混改股权结构与金融资产配置行为之间的关系提供了研究机会。

本文以身处混合所有制改革中的非金融类国有企业为研究样本，将前十大股东中的非国有股权占比除以国有股权占比定义为混改股权制衡度，对混改股权制衡度与金融资产配置水平之间的非线性关系进行了分析。可能的贡献包括：第一，丰富了混合所有制改革经济后果的文献。国有企业金融化对主业发展具有“挤出效应”，有悖于高质量发展的目标，随着混合所有制改革的不断深入，鲜有学者围绕混改对国有企业金融资产配置的非线性影响展开研究。对该问题的分析有助于进一步挖掘混改对国有企业业绩可能的影响路径。第二，丰富了金融资产配置水平影响因素的相关文献。防控金融风险，了解企业金融资产配置行为背后的影响因素，有助于寻找针对性的控制方案。本文从异质所有权下股权制衡的视角给出了代理问题影响金融资产配置水平的直接证据，并分别从“抑制”区间与“促进”区间给出了基于代理理论的影响机制解释，相对于其他已发现的影响因素，股权结构安排对于正在进行混改的国有企业更加可控，更具有可操作性。第三，目前围绕混合所有制改革中非国有与国有股权制衡度的研究，主要集中于与混改经济效果的线性关系，鲜有研究关注混改中股权制衡的非线性影响，本文有利于对股权结构变动带来的经济后果进行更加全面细致的刻画，尤其考虑非国有股东参与混改可能引发的负面问题。加深对非线性关系的挖掘有利于获得混合所有制改革的优化方案，具有一定的现实指导意义。

二、文献回顾
(一)混合所有制改革、股权制衡及其经济后果
多个大股东相互制衡的股权结构在诸多文献中已被证实存在良好的公司治理效应。股权分散导致单个股东不能很好地发挥监督管理层行为的作用，产生搭便车问题，而形成多个大股东相互制衡的股权结构有助于改善公司绩效(涂国前和刘峰，2010；陈德萍和陈永圣，2011)。但一味提升股权制衡度并不能带来公司行为的持续改善，大股东之间的博弈可能对公司产生负面影响(Shleifer & Vishny，1986)。焦健等(2017)发现存在最优的股权制衡度水平来减少大股东的掏空行为，两者呈现倒U型关系。隋静等(2016)考察了股权制衡与公司价值之间的非线性关系，发现两者也呈现倒U型关系。上述对股权制衡的度量主要依据股东排名，如第二大股东或第二至第五大股东对第一大股东的制衡程度。

结合目前混合所有制改革背景来看，相关研究更加关注不同属性，即非国有与国有股权之间的制衡程度。已有研究发现国企混改股权制衡度会产生改善国有企业严重代理问题的公司治理效应，并对现金持有水平产生正向影响(杨兴全和尹兴强，2018)。马连福等(2015)发现非国有与国有性质股权的制衡对国企绩效发挥着稳定且积极的作用。郝云宏和汪茜(2015)则以案例的形式分析了混改过程中非国有性质的第二大股东对国有性质的第一大股东的制衡机制，并得出民营参股股东与国有控股股东进行适度的控制权争夺符合市场化效率原则的结论。由此发现，已有关于混改股权制衡度的研究从线性关系出发均得出了相对积极的结论。

(二)公司金融资产配置的影响因素
从微观层面看，公司金融资产的增加即公司呈现金融化趋势，主要指非金融类企业逐步提高了对由金融资本形成利润积累的依赖。已有研究证实我国公司金融资产配置水平的增加，产生了对实体经济的“挤出效应”(张成思和张步昙，2016；杜勇等，2017)。探究其影响因素，从而实现对金融资产的合理配置尤为重要。大量研究从宏观层面给出了公司增加金融资产配置的原因。张春鹏和徐璋勇(2019)发现市场竞争激化了企业跨市场套利动机从而提高了企业金融化水平。彭俞超等(2018)发现经济政策不确定性的增加使得企业减持投机性的金融资产，增持保值性的金融资产，并且从整体上看经济政策不确定性的增加抑制了企业的金融化趋势。也有研究从税负变化视角探究金融资产配置的影响因素(庞凤喜和刘畅，2019)。从微观层面的影响因素看，管理层个人特质引发了对金融资产配置的差异化偏好。杜勇等(2019)以烙印理论为基础实证检验发现公司CEO金融背景会促进企业金融化。宋军和陆旸(2015)分析了公司业绩与金融资产持有之间的U型关系。Crotty(2003)认为公司增加金融资产配置的动因来自股东谋求价值最大化与管理层自利行为的共同作用，是对公司治理影响金融资产配置行为的总结。柳永明和罗云峰(2019)从股东权益行使的内外部治理机制视角探究了多元化投资对金融资产挤出效应的影响，并得出公司治理与投资者保护机制的改善可以抑制企业脱实向虚。黄贤环和王瑶(2019)也从代理问题视角对内部资本市场活跃度与金融资产配置水平之间的关系进行了解释。

从上述文献看，对于股权制衡问题的研究，尤其在混合所有制改革层面，主要关注国有与非国有股东制衡的股权结构对公司层面经济后果的线性影响，尚缺少对混改股权制衡非线性影响的研究。加深对非线性关系的挖掘有利于获得混合所有制改革的优化方案。国有企业的高质量发展关系重大，实体经济的金融化趋势对国有企业又产生着更加显著的危害(杜勇等，2017)。以提升国有企业经营效率为目标的混改能否通过对企业金融资产配置行为的影响带来应有的改革效果尚未得到验证。从金融资产配置的影响因素看，虽然已经围绕代理理论进行了分析，但鲜有结合股权制衡视角的讨论。通过对治理结构改善与金融资产配置水平关系的直接验证，有助于理解代理理论下金融资产配置的微观机理。

三、理论分析与假设提出
长期以来，我国国有企业股权结构表现出一股独大的特点，并存在内部人控制问题。传统的股权结构理论认为，控股股东的存在可以降低对管理层的监督成本，缓解第一类代理问题。对于国有企业，虽然股权相对集中，但政企不分、产权不清晰引发的所有者缺位问题使得国有企业并未获得股权集中度高的好处，反而存在更严重的第一类代理问题。杜勇等(2017)发现国有企业由于较低的外部融资约束，因此金融资产配置“蓄水池效应”并不显著。而由于上述代理问题使得国有企业存在更加严重的管理层短视行为，放弃对实业的投资转而更倾向投机套利活动，从而导致对实体经济更明显的“挤出效应”，即国有企业的金融资产配置行为更多为投机性的。实业企业聚焦主业是获得长期发展的必由之路。虽然进行金融资产投资短期内可能获得较高利润，从而为国企管理层政治晋升谋取个人利益，但从长期发展来看会对国有企业的业绩产生损害。

本文将前十大股东中非国有股权占比除以国有股权占比定义为混改股权制衡度。随着混合所有制改革的推进，非国有性质股东加入国有企业，形成了非国有股东与国有股东制衡的股权结构，股权制衡度的提高使得制衡股东与公司的利益趋于一致。从监督观视角看，一方面可以抑制控股股东对公司的掏空行为(Bennedson & Wolfenzon，2000；吕怀立和李婉丽，2010)，另一方面可以通过对惩罚机制的改进，发挥对管理层的监督作用(陈信元和汪辉，2004；吴思和陈震，2018)，从而降低内部人控制的代理成本，缓解管理层短视行为，抑制基于投机目的的金融资产配置行为。从资源观视角看，非国有企业具有管理模式、治理机制等制度上的优势(李明敏等，2019)，其在长期的市场竞争中形成了优于国有企业的治理与经营效率，随着制衡程度的增加，在国有企业中的话语权提升，为维护自身利益，有动机将自身的管理经验、薪酬制度等注入国有企业来提升主业的经营效率，从而使管理层更多从正常渠道获取利益，缓解管理层通过金融资产投资谋求私利的动机。基于上述理论分析，在一定范围内混改股权制衡度的增加表现为治理作用，可以抑制金融资产配置行为。

但股权制衡相关理论分析与实证结果表明，一味提升股权制衡度并不能带来公司行为的持续改善(焦健等，2017)。当股权制衡程度超过一定范围，混改股权制衡度的增加可能表现为对代理问题的激化作用，即促进脱实向虚。随着非国有股权占比与国有股权占比越来越接近，股权集中度降低导致决策效率降低。由于信息不对称问题的存在，多个大股东之间可能产生利益分歧，使得股东为自身利益而意见不一。当股东之间产生矛盾时，减轻了对管理层的监督(隋静等，2016)，进而给了管理层通过金融资产投资谋求个人利益的机会。当非国有股权占比继续增大，尤其当超过国有股权占比时，不仅基于信息不对称以及利益矛盾引发管理层短视的后果，更放大了非国有性质股东的逐利本性。由于无法阻止国有股东承担社会政治责任以及官员为谋求政治利益而使公司遭受损失的行为，因此非国有性质股东有动机掏空企业以保护自身利益(汤谷良和戴璐，2006；涂国前和刘峰，2010)。即使转变为国有性质股东作为制衡方，但其对非国有性质股东的制衡动机不强(涂国前和刘峰，2010)。上述情境进一步激化了管理层的短视行为，带来更严重的脱实向虚倾向。基于上述分析，本文提出以下假设：

H0 在混合所有制改革过程中，混改股权制衡度对金融资产配置行为存在“抑制”区间与“促进”区间，即随着混改股权制衡度的增加，金融资产配置水平先下降后上升，两者呈现U型关系。

四、研究设计
(一)模型设计与变量定义
为检验前述假设，参考杜勇等(2019)、黄贤环和王瑶(2019)对控制变量的选取，建立模型，如式(1)所示：

finit=width=227,height=16,dpi=110

+β4levit+β5ROAit+β6cfait

+β7growthit+β8listageit

+β9manHoldit+β10Herdit+β11bothit

+β12marindit+∑Year+∑Ind

+μit

(1)

式中，fin为对企业金融资产配置水平的度量指标，计算方式参考杜勇等(2017)的做法，用金融资产总额除以公司资产总额。从会计准则对金融资产的定义看，金融资产不包括投资性房地产，但从实际情况看，我国房地产具有明显的金融化趋势，投资于房地产项目已成为企业获取高额收益的重要途径，因此在计算中加入了投资性房地产净额项目，并在稳健性检验中删除投资性房地产净额进行再次回归。另外也有研究将长期股权投资计入金融资产范围，主要是由于企业可能通过股权投资获取金融类企业的经营收益。因此参考张成思和郑宁(2019)的处理，遵循保守原则，基准回归中不计入，但在稳健性检验计算金融资产总额时加入长期股权投资。式(1)中bal为混改股权制衡度，即非国有对国有股权制衡的程度。已有对混改过程中国有与非国有股权制衡度的度量采用前十大股东中非国有股权占比减去国有股权占比(马连福等，2015)，该方法较难获取两者的相对优势。也有研究采用两者做比且孰高做分母的方式(杨兴全和尹兴强，2018)。该方法不便于分析非国有股权占比超过国有股权占比时的情况，更多强调的是两者互相融合的程度。因此本文选择公司前十大股东中非国有股权占比除以国有股权占比的比值作为混改股权制衡度的计算方式。该值越高，表明在国有企业中非国有股东对国有股东的制衡程度越高。式(1)中bal2为bal的平方项，用于分析bal与fin之间的非线性关系。如果混改股权制衡度与国有企业金融资产配置水平之间存在U型关系，那么预测β1应当显著为负，β2应当显著为正。各变量定义与计算方式见表1。

表1 变量定义

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(二)数据来源与处理
我国股权分置改革在2007年底基本结束。这之后才彻底打开了非国有股东进入国有企业的通道。2008年爆发的金融危机以及相关的政府应对策略对企业的金融资产配置产生了外在影响。另外2018年1月1日起执行了新的金融工具会计准则。为降低上述事件对本文的干扰，本文选择2010—2017年A股国有上市公司为研究样本。股权比例数据来源为CSMAR数据库与Wind数据库，前十大股东股权性质数据以公司披露年报以及天眼查、企查查、工商局等网站信息为依据对各股东实际控制人性质进行了手工整理，以确认该股东属性。对原始数据进行如下处理：删除证监会2012年版分类中金融行业与房地产行业样本，剔除当年被特殊处理的公司样本，删除无法确认股东性质的样本，删除缺失值较为严重的样本，共获得5 625个公司年度数据。笔者对连续变量在上下1%处进行了Winsorize异常值处理，并进行公司层面聚类回归。

五、实证结果分析
(一)描述性统计与相关性分析
表2为各变量的描述性统计结果。国有企业的金融资产配置水平fin均值为0.034，中位数为0.007，最大值为0.429，标准差为0.071，与已有文献描述性统计结果接近(杜勇等，2019)。混改股权制衡度均值为0.252，中位数为0.148，最小值为0.013，最大值达到1.299。这说明在国有企业中一部分企业混改程度较深，不同企业间混改程度存在明显差异。

表2 描述性统计

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本文对混改股权制衡度bal的分布情况进行了描述。参考刘艳霞和祁怀锦(2019)的做法，对混改股权制衡度bal进行基于Gaussian函数的非参数估计，绘制其核密度函数图，如图1所示。笔者选取带宽为0.1，为进一步分析混改股权制衡度与金融资产配置水平之间的非线性关系提供参考。

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图1 混改股权制衡度(bal)的核密度函数图

本文也进行了变量相关性分析。各个变量之间相关系数绝对值均小于0.5，即不存在严重的共线性问题。

(二)主回归结果分析
表3为假设H0的检验结果。表3列(1)中，bal的回归系数为-0.063，显著性水平为1%，bal2的回归系数为0.050，显著性水平为5%，即二次项显著为正，一次项显著为负。国有企业金融资产配置水平随着混改股权制衡度的增加呈现先下降后上升的U型变化趋势。为进一步确认该U型关系的存在，根据图1以及非线性回归结果，选择bal等于0.5作为趋势的转折点，划分为“抑制”区间与“促进”区间，对bal小于0.5与大于0.5的样本分别进行回归。回归结果如表3列(2)和列(3)所示。当bal小于0.5时bal与fin系数为-0.034，且在5%置信水平下显著，当bal大于0.5时bal与fin系数为0.037，且在10%置信水平下显著，系数差异检验发现两者存在显著差异。另外，参考Lind & Mehlum(2010)的方法进行了U型关系检验，得到t值为2.16，p值为0.015 6，显著拒绝了混改股权制衡度与金融资产配置水平之间存在单调关系或倒U型关系的原假设。综上说明混改股权制衡度与国有企业金融资产配置水平之间存在U型关系。当bal值较低时，随着混改股权制衡度的提升，对国有企业管理层发挥了治理作用，降低了金融资产配置水平。但随着bal值不断增大，对国有企业金融资产配置行为的抑制作用发生了反转，由于大股东间信息不对称产生内部权力博弈，引发第一类代理问题愈发突出，管理层有更多机会进行自利行为，进而引发金融资产配置行为增加。尤其当非国有股权占比超过国有股权占比时，非国有股东有动机通过短期行为掏空国有企业(汤谷良和戴璐，2006；涂国前和刘峰，2010)。国有性质股东作为制衡方时对非国有性质股东的制衡动机不强(涂国前和刘峰，2010)。这将进一步激化管理层自利行为，提高金融资产配置水平。因此，将“促进”区间按照bal是否大于1划分为两组。如表3列(4)所示，bal小于1大于0.5时系数为0.039。bal大于1时，如表3列(5)所示，bal与fin的系数为0.143。两区间回归系数存在显著差异，即混改股权制衡度处于高位时金融资产配置水平明显增加。

表3 混改股权制衡度与金融资产配置水平回归结果

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说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%置信水平下显著，括号内为t值，下表同。

(三)稳健性检验
本文进行了如下稳健性检验。

首先，对样本包括的范围进行了调整。研究使用的样本中有1 188个样本fin值为0。为排除这些样本影响，选择fin值大于0即进行了金融资产配置行为的样本进行回归。如表4列(1)所示，bal在1%置信水平下显著为负，系数为-0.072，bal2在5%置信水平下显著为正，系数为0.059。另外，本文所使用的股权比例数据来自前十大股东，即假设前十大股东代表了公司整体的股权状态。为放松这一假设，选择前十大股东股权占比超过50%的样本。回归结果如表4列(2)所示，bal在1%置信水平下显著为负，系数为-0.037，bal2在5%置信水平下显著为正，系数为0.031。

表4 稳健性检验Ⅰ

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其次，改变对关键变量的度量。第一，对金融资产配置水平的重新度量。投资性房地产在会计体系中并不属于金融资产，因此从fin中扣除投资性房地产获得对金融资产配置水平新的度量finr。结果如表4列(3)所示，bal在1%置信水平下显著为负，系数为-0.046，bal2在5%置信水平下显著为正，系数为0.036。也有研究将长期股权投资纳入金融资产范围(张成思和张步昙，2016；黄贤环和王瑶，2019)。因此在fin包括的金融资产项目基础上加入长期股权投资值并除以企业资产总额，获得金融资产配置水平finl。结果如表4列(4)所示，bal在1%置信水平下显著为负，系数为-0.115，bal2在1%置信水平下显著为正，系数为0.104。第二，对混改股权制衡度的重新度量。为放松关于默认所有国有股东与所有非国有股东各自为一个利益整体的假设，选择样本中同时具有持股比例超过3%的非国有第二大股东与国有第一大股东的样本，以及同时具有持股比例超过10%的非国有第二大股东与国有第一大股东的样本。做出上述选择的原因为，根据我国《公司法》相关规定，持有公司3%以上股份的股东可以向股东大会提出临时提案，而当股东持股比例超过10%时可以提请召开临时股东大会，即达到上述持股比例的第二大非国有股东已经具备了进行权力制衡的法律基础与现实条件，更贴近制衡股东的概念。以上述样本为基础，将第二大股东持股比例除以第一大股东持股比例，获得混改股权制衡度的新的度量结果fs。回归结果如表4所示。其中表4列(5)为第二大非国有股东持股比例超过3%的样本回归结果，fs系数为-0.123， fs的平方项即fs2系数为0.138, 且在5%置信水平下显著。表4列(6)为第二大非国有股东持股比例超过10%的样本回归结果，fs系数为-0.200，fs2系数为0.186, 且均在1%置信水平下显著。

最后，缓解可能的内生性问题。采用混改股权制衡度的滞后一期lagbal对金融资产配置水平fin进行回归，一定程度上可以缓解是否是金融资产配置的变化引发了混改股权制衡度变化的担忧。回归结果如表5列(1)所示，lagbal在1%置信水平下显著为负，系数为-0.060，lagbal2在5%置信水平下显著为正，系数为0.052。将lagbal以0.5为界对样本进行划分后，如表5列(2)～列(3)所示，小于0.5的样本中lagbal与fin呈现10%置信水平下的显著负相关关系，大于0.5的样本中lagbal与fin呈现5%置信水平下的显著正相关关系。参考杨兴全和尹兴强(2018)的做法，以bal的年度行业均值ivbal作为工具变量进行2SLS回归，Kleibergen-Paap rk Wald F值为33.085，结果仍然体现出混改股权制衡度与金融资产配置水平之间的U型关系。

表5 稳健性检验Ⅱ

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上述检验与主回归结果基本保持一致，验证了混改股权制衡度与国有企业金融资产配置之间U型关系的稳健性。

(四)机制分析
由主回归结果发现，当混改股权制衡度处于不同区间时，对金融资产配置水平产生了不同的影响。国有企业相比非国有企业受到较少的外部融资约束，但存在更为严重的治理问题，尤其管理层短视行为。因此国有企业金融资产配置的动机往往体现为投机套利，而非“蓄水池”作用，存在对主业业绩更强的挤出效应。那么非国有与国有股权的制衡是否如前所述通过影响国有企业第一类代理问题进而带来了金融资产配置水平的变动？依据表3的回归结果，按照bal是否大于0.5分别进行分析，对“抑制”区间与“促进”区间的作用机制进行检验。参考李寿喜(2007)对第一类代理问题的度量方式，选择资产周转率与管理费用率作为中介变量进行分析。但许为宾和周建(2017)认为，管理费用项目由于“噪声”较多，不能准确度量代理成本，资产周转率可以更加准确地度量代理成本。为此选择资产周转率(cost1)作为机制分析主检验的中介变量，选择管理费用率作为机制分析稳健性检验的中介变量。由于管理费用中包含与企业无形资产投入相关的明细项目，而作为有利于公司长远发展的研发活动与该指标期望度量的代理成本之间存在矛盾，为此从现有管理费用金额中剔除掉与研发活动相关的“噪声”明细，由此计算获得管理费用率(cost2)，一定程度上缓解“噪声”对指标准确性的影响。cost1越小时代理效率越低，cost2越大时代理成本越高，均说明公司第一类代理问题更加严重，反之代理问题较轻(Singh & Davidson Ⅲ，2003)。在中介效应模型回归过程中当cost1与cost2作为因变量时，参考现有文献仍然沿用主回归中的控制变量，对公司财务状况、公司治理情况等进行控制(叶康涛和刘行，2014)。

如果在bal小于0.5的范围内，混改股权制衡确实发挥了治理作用，那么应当存在“混改股权制衡度↑—代理问题↓—金融资产配置水平↓”的路径，接下来参考温忠麟和叶宝娟(2014)的方法与检验思路进行分析。表6列(1)～列(3)为以资产周转率(cost1)作为中介变量的中介效应检验结果。表6列(1)bal与fin系数为-0.034，在5%置信水平下显著。表6列(2)bal与cost1系数为0.193，在10%置信水平下显著。即当bal小于0.5时，混改股权制衡度的增加缓解了代理问题。表6列(3)bal的系数为-0.030，资产周转率(cost1)在混改股权制衡度与金融资产配置之间起到了部分中介作用，中介效应比为12.19%。上述结果证实了当混改股权制衡度小于0.5时，通过发挥治理作用，缓解国有企业代理问题，从而降低了国有企业的金融资产配置水平。

表6 混改股权制衡、代理问题与金融资产配置(cost1)

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当混改股权制衡度大于0.5时，应当存在“混改股权制衡度↑—代理问题↑—金融资产配置水平↑”的路径。表6列(4)～列(6)为以资产周转率(cost1)作为中介变量的中介效应检验结果。表6列(4)bal与fin系数为0.037，在10%置信水平下显著。表6列(5)中bal与cost1系数为-0.229，在1%置信水平下显著。即当bal超过0.5时，随着混改股权制衡度的增加，代理效率降低，代理问题加重。表6列(6)bal的系数降低为0.029，资产周转率(cost1)在混改股权制衡度与金融资产配置之间起到了部分中介作用，中介效应比为20.06%。上述以资产周转率为中介变量的分析通过了Sobel检验。以上结果说明，当混改股权制衡度过大时，会引发金融资产配置水平提升。这源于非国有与国有股权占比不断接近，甚至当非国有占比超过国有占比时，国有企业内部的第一类代理问题并未得到改善。相反，因大股东之间的利益矛盾而被激化，带来了更严重的代理问题，促进了管理层的短视行为，进而导致投资金融资产获取利益的投机倾向更加严重。

接下来以经过“噪声”处理的管理费用率cost2对上述问题进行再次检验，以保障结果的稳健性。需要说明的是由于对管理费用明细的确认，损失了部分样本。当bal<0.5时，在表7列(1)bal与fin的系数为-0.072，且在1%置信水平下显著，混改股权制衡度抑制了金融资产配置行为。表7列(2)bal与cost2的回归系数为-0.024，且在10%置信水平下显著，说明当混改股权制衡度较低时，混改股权制衡度的增加主要表现为治理作用，降低了企业的代理成本。表7列(3)将bal与cost2同时对fin进行回归，bal的系数为-0.069，且在1%置信水平下显著。上述中介效应回归过程通过了Sobel检验，中介效应比例为4%。即证明了当混改股权制衡度较低时，存在“混改股权制衡度↑—代理问题↓—金融资产配置水平↓”的路径。当bal>0.5时，在表7列(4)bal与fin的系数为0.042，且在1%置信水平下显著，混改股权制衡度的增加促进了金融资产配置行为。表7列(5)bal与cost2的回归系数为0.072，且在1%置信水平下显著，说明当混改股权制衡度较高时，混改股权制衡度的增加主要表现为负面作用，提高了企业的代理成本。表7列(6)将bal与cost2同时对fin进行回归，bal的系数降至0.022，且在10%置信水平下显著。上述中介效应回归过程通过了Sobel检验，中介效应比例为47.9%。即证明了当混改股权制衡度较高时，存在“混改股权制衡度↑—代理问题↑—金融资产配置水平↑”的路径。与表6中采用资产周转率作为中介变量对作用机制的分析结论保持一致，证明了机制分析的稳健性。

表7 混改股权制衡、代理问题与金融资产配置(cost2)

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六、进一步研究
(一)金融资产属性、混改股权制衡度与金融资产配置水平
如前所述，混改股权制衡度与金融资产配置水平呈现U型关系，理论依据为混改股权制衡度引发了第一类代理问题的变化。为了确认管理层短视这一代理问题的存在，接下来围绕金融资产属性做进一步分析。金融资产所包括的项目中属于流动资产的项目，相比其他项目具有更强的变现能力，更容易成为国有企业短期行为的操作工具。另外根据彭俞超等(2018)的研究，可供出售金融资产虽然属于非流动资产，但根据金融资产相关准则在会计处理层面很容易被用来粉饰业绩，易成为投机工具。因此将可供出售金融资产也纳入对企业短期行为的度量指标中，上述短期性金融资产之和除以企业资产总额，记为shortfin，其他项目之和除以资产总额记为longfin。当混改股权制衡度处于“抑制”区间时，金融资产配置水平随着混改股权制衡度的提升而降低，表现为对管理层短视行为即第一类代理问题的治理作用，那么应当在shortfin为被解释变量时负向作用更加显著。当混改股权制衡度处于“促进”区间时，金融资产配置水平随着混改股权制衡度的提升而升高，加重了代理问题，即应当更多通过配置流动性较强、更易短期内操作的金融资产获利，应当在shortfin为被解释变量时正向作用更加显著。回归结果如表8所示。该回归结果与前述分析一致，说明由于混改股权制衡度通过影响公司第一类代理问题对金融资产配置水平产生影响，因此对公司配置的短期投机性金融资产的影响更加敏感，是对前述代理机制的再次证明。

表8 金融资产属性、混改股权制衡度与金融资产配置水平

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(二)国企属性、混改股权制衡度与金融资产配置水平
国有企业行政级别的不同带来了国有企业自身特质的差异。这种差异是否引发了混改股权制衡与金融资产配置水平之间关系的变化？为对该问题进行检验，将样本分为央企与地方国企。央企样本回归结果如表9所示。在央企中随着混改股权制衡度的增加，金融资产配置水平降低。在地方国企样本中混改股权制衡度与金融资产配置水平的U型关系仍然存在。上述结果说明，bal与fin的U型关系主要存在于地方国企样本中，而在央企样本中主要体现为负相关关系。导致上述结果的原因可能是，一方面央企混改程度相较于地方国企较低，尚未达到对金融资产配置水平产生正向促进作用的相对股权占比水平。另一方面央企相较地方国企在混改过程中受到政府更加严格的监管，具备相对完善的公司治理制度，通过增加金融资产来获取更多利润的投机机会与动机较低，导致央企与地方国企的回归结果存在差异。

(三)行业差异、混改股权制衡度与金融资产配置水平
2015年国务院印发了《关于国有企业发展混合所有制经济的意见》，其中特别提到应当分类推进混合所有制改革。分类改革与国有企业所处行业差异密切相关，不同行业存在差异化的功能定位和竞争环境。这将影响混合所有制改革程度与企业通过金融资产获利的动机。为此参考魏明海等(2017)的做法，按照行业代码将上市公司样本分为商业竞争类与特定功能类国有企业。回归结果见表10。在特定功能类行业的国有企业样本中，混改股权制衡度与企业金融资产配置水平之间无论在非线性还是线性关系下进行回归，系数均不显著。在商业竞争类行业的国有企业样本中，混改股权制衡度与企业金融资产配置水平之间的非线性关系仍然存在。出现上述结果的主要原因为特定功能类行业的国有企业业务具有一定的垄断性，通过金融化获取更高利益的动机不强，并且处于这些行业的国有企业关系重大且需承担政策性功能，目前混合所有制改革程度往往较低。而处于商业竞争类行业的国有企业管理层有较强动机通过金融资产配置获取更高利润，维持自身利益，并且混合所有制改革程度相较特定功能类国有企业更加深入。上述原因导致混合股权制衡度对金融资产配置的非线性影响在商业竞争类行业的国有企业样本中更加敏感。

表9 国企属性、混改股权制衡度与金融资产配置水平

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表10 行业差异、混改股权制衡度与金融资产配置水平

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七、结论与政策建议
本文探究了混合所有制改革形成的非国有和国有股东制衡的股权结构对企业金融资产配置的非线性影响。研究发现：(1)混改股权制衡度与国有企业金融资产配置水平之间并非呈现简单的线性关系，而是随着混改股权制衡度的增加，金融资产配置水平呈现先下降后上升的U型变化趋势。即混改股权制衡度对金融资产配置的影响存在“抑制”区间与“促进”区间，且在“促进”区间中当非国有股权占比超过国有股权占比时促进作用更加明显。(2)中介效应检验发现，在“抑制”区间内，混改股权制衡度通过缓解代理问题进而降低了金融资产配置水平。“促进”区间内，混改股权制衡度通过激化代理问题引发金融资产配置水平的提高。(3)进一步研究发现混改股权制衡度主要对金融资产中短期投机性的金融资产影响更加敏感，再次验证了混改股权制衡度影响第一类代理问题的作用路径。国企行政级别的不同会影响两者之间的关系。当样本为央企时，混改股权制衡度与金融资产配置水平呈现线性负相关关系。当样本为地方国企时，两者仍然为U型关系。另外，依据国有企业分类改革的要求，将样本按照商业竞争类与特定功能类进行行业划分，发现混改股权制衡度与金融资产配置之间的U型关系主要体现在商业竞争类行业样本中。

针对上述结论本文提出以下政策建议：

第一，在国企聚焦主业发展的过程中，由于不当的金融资产配置行为会给主业业绩带来损害，因此关注金融资产配置的影响因素尤为重要。混合所有制改革是国企实现高效市场化发展的重要一步。虽然其良好的改革效果已经得到大量证明，但从金融资产配置视角来看，也要关注改革过程中过度引入非国有股权可能引发的问题。因此在未来改革进程中，应当探索并建立国有股东与非国有股东在国有企业内部的利益协调机制，关注非国有股东参与混改的目的，充分发挥非国有股东制衡作用的同时也要关注由于利益协调不当可能带来的负面问题，通过制度建设真正获得1+1>2的效果。

第二，国有企业进行金融资产投资往往出于投机性目的，使得企业发展“脱实向虚”。因此应当进一步完善市场化的管理层激励监督制度，在国有企业金融资产购买行为上实施更加严格的内部监管审批流程，进行与国有企业长期健康发展利益相关的管理层激励机制，引导管理层合理利用资金，将国有企业充沛的资金应用于技术创新等有利于企业长远发展的投资项目中去。

第三，研究发现目前央企中混改股权制衡度的提升在企业金融化问题上尚未产生激化作用。这与央企混改程度以及国资监管强度密切相关。应当引起注意的是，随着央企上市公司混改的深入，不排除由于无法恰当协调国有与非国有股东利益引发的负面经济后果。因此应当格外关注央企内部利益协调与管理层监督制度建设问题，防患于未然。

第四，在国有企业分类推进混合所有制改革的过程中，本文发现特定功能类行业国有企业的混合所有制改革尚未体现出对金融资产配置行为的影响。特定功能类国有企业由于承担部分政策性功能，相比市场竞争类国有企业在市场化建设上更加谨慎。然而特定功能类国企混改面对着比商业竞争类企业更复杂的内部环境，改革中需要在满足非国有股东利益诉求的同时确保该类国企社会效益的实现。

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BALANCE OF MIXED-OWNERSHIP EQUITY AND VIRTUALIZATION OF STATE-OWNED ENTERPRISE: INHIBITION OR PROMOTION
QI Huai-jin1 YU Yao1 LIU Yan-xia2

(1. School of Accounting, Central University of Finance and Economics;2. School of Economics and Management, Beijing University of Chemical Technology)

Abstract: Based on the “crowding out effect” of the existing financial asset allocation on main business in state-owned enterprises, this paper discusses the influence of non-state-owned and state-owned equity checks and balances on financialization from the mixed-ownership perspective. The study finds that there is a U-shaped relationship between the balance of mixed-ownership and the level of financial asset allocation, and the promotion effect is more obvious when non-state-owned shares exceed state-owned shares. The mediating effect test finds that, within the “ inhibition” range, the balance of mixed ownership reduces the level of financial asset allocation by alleviating the agency problem, while within the “promotion” range, the balance of mixed ownership improves financial asset allocation by intensifying the agency problem. Further research shows that, compared with long-term investment financial assets, the balance of mixed ownership is more sensitive to short-term speculative financial assets. There is a linear negative correlation between the balance of mixed-ownership and the level of financial asset allocation in central enterprise. The relationship is still U-shaped in local state-owned enterprises. The U-shaped relationship between the balance of mixed-ownership and the allocation of financial assets only exists in industries of commercial competition. This study has certain reference value for the mixed-ownership reform and the theory and practice of financial asset allocation.

Key words: ownership balance degree of mixed-ownership reform; financial asset allocation; agency problem