国企混改与股价信息性：度量、机制及政策评价

陈少凌 俞丹丹 钟嘉颖

一 引 言

自2013年十八届三中全会将“积极发展混合所有制经济”纳入全面深化改革的顶层框架以来，混合所有制改革一直是深化国企改革的重要举措和手段。2015年《国务院关于国有企业发展混合所有制经济的意见》这一纲领性文件的出台，标志着混合所有制改革正式拉开序幕。通过混合所有制改革引入多种所有制经济，不仅具有完善国有企业治理机制、提升国有企业经营效率的作用(蔡贵龙等，2018a)[1]，也有助于更加公平地分配社会经济资源以促进多种所有制经济共同发展(何瑛和杨琳，2021)[2]。而作为企业价值最具信息性的载体，资本市场无疑将最直接地反映国企改革的效果。正因如此，资本市场一直是国企混改的前沿重地。从2015年提出的“以管资本为主”(1)《中共中央、国务院关于深化国企改革指导意见》，2015年9月；《国务院关于改革和完善国有资产管理体制的若干意见》，2015年10月。，到2017年推出的国有资产定价机制与试点联动(2)《关于深化混合所有制改革试点若干政策的意见》，2017年11月。，到2019年提出的“通过股票市场发行证券、转让上市企业股份、国有股东与上市企业资产重组”(3)《中央企业混合所有制改革操作指引》，2019年11月。，到2020年提出的“通过资本化、证券化优化国有资产配置”(4)《国企改革三年行动方案(2020—2022)》，2020年6月。，再到2021年强调“选好战略投资者、完善公司治理、提高上市公司质量”等(5)《推动混合所有制企业深度转换经营机制专题推进会》，2021年8月30日。，都显示出资本市场对于推动国企混改的重要作用。那么，时至今日，这场涵盖国企与资本市场两大重要经济支柱的变革究竟成效如何？对这一问题的回答，是进一步推动国企改革，进而深化与细化下一步的改革工作，并最终实现“以公有制为主体、多种所有制经济共同发展”的社会主义市场经济体系高质量发展的关键。

资源配置是资本市场的核心功能，其主要作用机制为通过股价等证券价格引导资源的合理配置。Hayek(1945)[3]提出，股价汇总了金融市场上的各种交易信息，并反映了对企业价值的准确评估。与此同时，企业决策者也会学习并使用这些信息来指导他们的决策，从而进一步提升企业的价值(Baumol，1965)[4]。因此，金融市场的信息生产使有效的企业决策成为可能，并最终产生了影响企业价值的实际效果(Greenwood和Jovanovic，1990[5]；King和Levine，1993[6])。可见，如何解读股价所反映的企业价值信息，进而考察决定国有企业价值的各种信息在资本市场上被生产、加工及运用的效率，显然将是评估国企资本管理绩效最直接有效的技术手段。遗憾的是，尽管Carpenter et al.(2021)[7]的研究发现，2004年以来，中国的股价已经可以较充分地反映出企业的价值信息，但国有上市公司股价信息性的表现却依然落后于非国有上市公司(6)事实上，Carpenter et al.(2021)[7]用于衡量企业股价信息性的指标并未考虑到企业的个体异质性，而是将所有企业视为同质的整体来计算只具有时序变化特征的股价信息性指标。然而，我国国有企业上市年份从1990年到2013年不等；规模小的不到2千万，大的近2.5万亿；既有高盈利高增长的“独角兽”型企业(如宁德时代、联影医疗等)，也有严重亏损的“僵尸”型企业。显然，“企业同质”的假定并不符合我国国有企业的典型现实特征。。类似地，Goodell et al.(2021)[8]也指出，国有股权对股价信息性具有一定的负面作用。本文认为，鉴于国有企业在我国经济体系中的重要性与特殊性，资本市场在国企混改中所发挥的功能可能远比当前文献所得结论更为复杂。对国有上市公司的股价信息性进行更深入的挖掘，进而更科学地评估混改的政策效果及资本市场在其中所起的作用，对于优化改革战略并提高改革绩效将是至关重要的一步。

基于以上研究背景，本文借鉴并拓展了Bai et al.(2016)[9]构建的预测价格效率(Forecasting Price Efficiency/FPE)指标，并以我国国有上市公司2003—2020年的数据为样本，测度并描述了我国国有上市公司的股价信息性。测度结果显示，发生混改的国有上市公司股价信息性始终高于未发生混改的国有上市公司。随后，本文从股权结构改善与高层治理改进两个维度探讨了国企混改对股价信息性的影响。实证结果表明，除股权多样性外，提高非国有股东参股程度和增强股权融合度带来的股权结构改善与非国有股东委派董监高等高管团队带来的高层治理改进均有助于显著提高股价信息性。进一步分析发现，混改对股价信息性的影响存在股权性质与行业竞争度的异质性，对于地方国企和位于高竞争行业的国有上市公司来说，其股价信息性的提升与混改带来的股权结构改善和高层治理改进均显著相关，但对于央企和位于低竞争行业的国有上市公司来说，其股价信息性的提升则仅与高层治理改进显著相关。机制检验结果表明，国企混改能够通过降低代理成本发挥治理效应和减少政策性负担发挥减负效应来提高股价信息性，其中非国有股东委派高管主要发挥了治理效应。最后，本文检验了混改对国有上市公司股价信息性的政策效果。双重差分法(Difference-in-Difference/DiD)和多期双重差分法(Difference in Difference with Multiple Periods Estimator)的结果表明，相比于未发生混改的国有上市公司而言，国有上市公司在混改之后的平均股价信息性得到了显著提升。同时，考虑到国企之间的差异相对较大，混改可能带来企业、行业和地区层面的异质性影响，本文进一步运用Arkhangelsky et al.(2021)[10]提出的合成双重差分法(Synthetic Difference-in-Differences/SDiD)估计了混改对国有上市公司股价信息性的异质性处理效应。结果表明，混改后超过四成的国有上市公司股价信息性有所上升，同时混改对位于高竞争行业的国有上市公司股价信息性的改善效果更好，并且在经济发展水平和市场化水平较大的地区以及中部地区和东部沿海地区的改善效果更为明显。

与现有研究相比，本文的主要贡献在于：(1)借鉴Keane和Neal(2020)[11]提出的MO-OLS(Mean Observation OLS)方法，将Bai et al.(2016)[9]提出的股价信息性指标从仅考虑时序变化的单一维度扩展至同时容纳时序变化与个体异质的复合维度，进而得以更为精细地解读国有上市公司股价信息效率的现实特征，为实现“分类处置”“因地制宜”等精准施政目标提供了科学的理论与实证依据。(2)从股价信息性入手，深入且系统地剖析混改政策对国有上市公司股价信息性的作用及影响机制，将有助于更好地理解国有企业混合所有制改革的微观本质，发挥资本市场健全国有资产定价体制、提升国有上市公司信息效率的功能。(3)运用Arkhangelsky et al.(2021)[10]提出的合成双重差分法，结合具有个体异质性的股价信息性指标，清晰区分了不同个体对混改政策的异质性反应，进而在企业层面上准确度量政策落地效果，为政策评估及优化提供了切实可操作的建议。

后文内容安排如下：第二部分对已有研究文献进行梳理和理论分析；第三部分测度国有上市公司的股价信息性；第四部分讨论混改对国有上市公司股价信息性的影响机制；第五部分检验混改的政策效果；最后是结论和政策启示。

二 文献回顾与理论分析

(一)文献综述

1. 股价信息性的测度

股价信息性指的是股价反映信息的能力，这种能力也是衡量一个国家证券市场运行效率的重要指标(黄俊和郭照蕊，2014)[12]。现有文献关于股价信息性最常见的衡量方法是股价非同步性，即基于公司回报与市场或行业基准之间的相关性(高相关性被解释为低信息性)进行计算。以Morck et al.(2000)[13]的研究为代表，许多文献使用市场模型中的R2作为股价信息性的反向度量指标，即股价同步性越高，股价信息性越低。然而，上述文献大多也认可，当各国市场水平波动不同时，这种方法在进行截面比较时是有问题的。此外，林忠国等(2012)[14]指出，股价非同步性很可能整体表现为噪音，因此不能简单地将股价非同步性视为公司特质信息的度量。股价信息性的第二个常见衡量指标来自微观结构，即基于订单流构造的知情交易概率或PIN(Easley et al.，1996)[15]。然而，Boehmer et al.(2007)[16]发现，交易数据的买卖方向分类不准确会造成PIN的偏误。因此，PIN同样并非衡量异质股价信息性的完美指标。Bai et al.(2016)[9]提出了股价信息性的一个新度量指标，通过将股价信息性定义为企业股价对未来盈利能力的预测能力，构造了预测价格效率(Forecasting Price Efficiency/FPE)指标来衡量企业的股价信息性。这一指标在近年来得到越来越多学者的认可与采用(Kacperczyk et al.，2018[17]；Carpenter et al.，2021[7]；Farboodi et al.，2022[18])。同时，学者们开始重视企业异质性，试图将股价信息性的测度拓展到企业个体层面，如Kacperczyk et al.(2018)[17]使用该指标来研究外国投资者对市场价格效率的影响时，增加了公司层面的控制变量与机构投资者持股的交乘项，并考虑了大量静态和时变的固定效应，以此控制个体异质性；Farboodi et al.(2022)[18]在研究数据可用性和处理能力的提高对股价信息性的影响问题时，通过分组别和分时期进行截面回归来考察股价信息性的截面异质性，并强调在其样本中，90%以上的股价变化是特定于公司的。

因此，借鉴最新研究进展，本文采用Bai et al.(2016)[9]提出的预测价格效率指标来度量我国国有上市公司的股价信息性。同时，已有对股价信息性的研究往往只考察其单独的时序特征或截面特征，而未将两者结合起来探讨股价信息性的异质性，因此未能真正从企业个体层面测度股价信息性。由于我国国有企业有着与西方国有经济截然不同的复杂特征，其发展经历了多次剧烈变革，混合所有制改革的政策影响在时期、地区、公司等各个维度上都存在明显差异。可见，构造能够同时考察时序和截面异质性的股价信息性指标符合理论研究与实践操作的迫切需求。因此，借鉴Keane和Neal(2020)[11]提出的MO-OLS方法，本文将预测价格效率指标扩展至同时容纳时序变化与个体异质的复合维度，从股价信息性的异质性入手，深入且系统地剖析混改政策对国有上市公司股价信息性的作用及影响机制，以更好地理解国有企业混合所有制改革的微观本质，发挥资本市场健全国有资产定价体制、提升国有上市公司信息效率的功能。

2.国企混改与股价信息性

目前，已有文献开始关注国家所有权对股价信息性的影响，如Ben-Nasr和Cosset(2014)[19]考察世界范围内政府持股与股票价格信息之间的关系发现，国有持股与公司层面的股价信息性显著相关。Carpenter et al.(2021)[7]也指出，在中国，国有企业股价信息性低于非国有企业，尤其是2009年“四万亿”计划期间，国有企业的股价几乎不具有信息性。进一步地，Goodell et al.(2021)[8]提出，国家所有权对股价信息性的影响取决于国有企业是由中央政府控制还是由非中央政府控制。究其原因，国有企业和非国有企业有不同的目标(陆正飞等，2015[20]；Jiang和Kim，2020[21])。作为国民经济的中坚力量，国有企业的生产经营过程不仅仅是为了追求国有资产的保值增值，更多情况下是作为实现国家调节经济目标的政策落实者，起着调和国民经济各个方面发展的作用(Beuselinck et al.，2017[22]；Boubakri et al.，2018[23])。然而，国家所有的产权性质使国有企业无法完全按照利润最大化原则进行企业投资及生产经营。受“看得见的手”和“看不见的手”同时支配，国有企业的经营治理往往会偏离最优状态，“政策性亏损”与“经营性亏损”相互交织、难以区分，进而导致效率损失等大量问题(林毅夫和李志赟，2004[24]；郭敏等，2020[25])。此外，同样受国有企业特殊的经营目标所限，几乎所有国有企业都承受着退休养老金、其他社会福利成本和冗员的沉重负担，这些政策负担对国有企业绩效产生了显著的负面效应，并进一步恶化了国有企业的信息效率(林毅夫和李志赟，2004[24]；Bai et al.，2016[9]；Goodell et al.，2021[8])。

因此，如何提高国有资本配置和运行效率一直是我国企业研究领域的热门议题(李艳和杨汝岱等，2018[26]；马新啸等，2021[27]；叶永卫和李增福，2021[28])。这其中，混合所有制改革已被大量文献和实践证明是最适合我国现有国情的有效战略(Liao et al.，2014)[29]。在这场提高国有企业效率的渐进式改革进程中，资本市场对国有企业信息效率的改善功能在近二十年来正发挥着越来越重要的作用(Chong et al.，2012[30]；Beltratti et al.，2016[31])。

现有关于国企混改的研究主要集中于经济后果层面，如杨汝岱(2015)[32]认为，国企混改是改善资源配置效率、实现可持续性内生增长的关键。还有相当一部分文献进一步从降低政策性负担(廖冠民和沈红波，2014)[33]、提高技术创新水平及创新效率(李文贵和余明桂，2015[34]；王艳，2016[35]；李增福等，2021[36])、提高国企内部控制质量(刘运国等，2016)[37]、完善高管薪酬契约(蔡贵龙等，2018b)[38]以及制衡国有股东(郝云宏和汪茜，2015)[39]等方面找到了国企混改有助于在整体上提升国有企业绩效的实证证据或案例支持。但是鲜有文献直接探究混合所有制改革对企业股价信息效率的影响，而股价信息性是反映资本市场信息加工与价格发现机制是否健康高效的直接渠道。随着资本市场逐渐成为国企混改的重要前沿阵地，股价信息性将成为衡量混改政策效果的关键切入点。因此，基于股价信息性的研究将为直接检验与考察资本市场在混改过程中的功效提供有益的探索性思考。

(二)理论分析与假设提出

在国有企业混合所有制改革过程中，非国有股东的逐步进入可能会对企业治理结构产生差异性影响。一方面，由于非国有资本的逐利性，非国有股东具有强烈的动机去监督经理人，发挥多样化股权的集体监督效力，防止因大股东掏空等控制权失衡问题而阻碍信息的顺畅流动和披露透明，进而从根源上改善国有上市公司的内外部信息环境，提升公司特质信息的质量。在此环境下，资本市场参与各方对公司特质信息的使用与加工效率将得到极大提升，从而加速信息与股价的融合，并最终改善国有上市公司的股价信息性。张荣武和罗澜(2021)[40]研究发现，混改程度越高，非国有股占比越高，越能够提升国企治理效率，从而促进股价信息含量的提升。另一方面，学者们发现，只有当发生混改的国有企业形成一定的股权制衡时，才能够对企业产生显著的积极影响。袁知柱和鞠晓峰(2009)[41]研究表明，股权制衡度与股价信息含量显著正相关，这是因为低股权制衡度会恶化公司信息披露的水平和质量，影响公司的信息透明度，进而导致较高的股价同步性；类似地，李增福等(2021)[36]也发现，非国有股东参股有助于促进国有企业技术创新，且当非国有资本参股超过10%时，这一促进作用更加明显；还有学者提出，单纯地提高非国有经济的所有权占比并不能起到有效的效率改善或价值提升作用(曹越等，2020)[42]。因此，非国有股权的进入如果未能对原本国有股权“一股独大”的垄断性控制权形成有效制衡，非国有股权的治理监督就会沦为摆设，甚至可能因国有股权实际控制资本的规模扩张而进一步加剧外部投资者所面临的信息不对称。在此环境下，信息披露质量不仅不能获得改善，甚至可能趋于恶化，进而阻碍资本市场参与各方对公司特质信息的有效使用与加工，并最终无助于股价信息性的提升。由此本文提出假设H1。

H1：混改对国企股价信息性的改善作用因混改程度不同而具有差异性。

进一步地，在混改过程中，非国有资本进入国企，能够通过积极参与管理和发挥监督作用改善国企治理效率，从而提升国有上市公司的股价信息性。然而，这种提升作用可能受多种因素的影响，如股权性质和行业竞争程度。首先，国企受政府干预的程度因政府控制人层级不同而具有较大的差异(杨兴全等，2020)[43]。与地方国企相比，央企的规模相对更大，且往往涉及国家关键领域，混改在央企中的推行往往面临更多的阻力，非国有股东不仅难以进入，也难以拥有话语权，因此，混改对央企股价信息性的影响相对较弱。而对于地方国企来说，非国有股东进入的条件更为宽松，能够发挥更强的影响力，因此，混改影响地方国企股价信息性的效果也更为明显。其次，非国有股东参与国有上市公司治理的动机受到所处行业竞争状况的影响(蔡贵龙等，2018b)[38]。在低竞争行业，国企不仅能够因政府管制而获得大量垄断租金，而且能够利用其先行优势阻挠竞争对手的进入，进而通过垄断定价在毫无竞争压力的环境下获得高利润，而非国有资本一般难以进入该行业，即使能够进入，其发挥的影响力也较弱；而在高竞争行业，非国有股东更容易进入国有上市公司，并且由于面临较大的行业竞争压力，非国有股东为了自身利益最大化，有足够的动机参与公司治理，改善公司信息环境。由此本文提出假设H2。

H2：混改对地方国企和高竞争行业国企股价信息性的改善作用更大。

根据经典的公司理论，代理问题是影响现代公司效率提高的本质根源(Jensen和Meckling，1976)[44]，而国有企业低效率的主要原因正是代理成本太高(平新乔等，2003)[45]。因此，当国企通过混改引入多元化性质(特别是非国有性质)的所有者之后，原本“一股独大”的弱治理结构得到了改善。一方面，非国有股东的积极参与完善了国有上市公司的内部治理机制。非国有股东能够通过委派高管对国企经理人的努力程度和在职消费等行为发挥积极的监督作用，为国有上市公司引入更有效的监督治理机制，从而有效降低非国有股东的信息不对称问题。冯慧群和郭娜(2021)[46]研究证明，非国有股东能够通过委派董事接触到更多的公司内部信息，打破国有上市公司原有的信息不透明局面，从而向资本市场传递特质信息，有效降低国有上市公司的股价同步性。因此，非国有股东积极参与国有上市公司治理有助于制衡管理层权力，降低公司的代理成本，促进国有上市公司的效率改善。另一方面，国企承担着政策性和社会性责任，例如参与地方经济建设和基建项目投资，帮助本地企业脱贫解困等。由于受到较多的行政干预，国有企业无法完全按照利润最大化原则进行生产经营，同时，国有企业的管理者一般由政府指派，便于政府对国企实施行政干预。Carpenter et al.(2021)[7]的研究指出，国企承担着较重的政策性负担，导致其股价难以预测盈利，因此股价信息性始终低于非国有企业。而混合所有制改革为国企引入大量非国有资本，不同性质的股权相互制衡，弱化了国企的政治属性，有利于降低国企的政策性负担(杨兴全等，2020)[43]，使企业的经营目标转向利润最大化。因此，混改能够从政策性负担的角度发挥减负效应，帮助国有上市公司提高股价对利润的预测能力。综上，提出假设H3。

H3：混改能够通过治理效应和减负效应提高国企的股价信息性。

首先，与中国众多改革相一致，国企混合所有制改革具有渐进性、差异化等典型特征。为增强国企竞争力和活力，打造符合现代企业制度的公司治理体系，国家推出了新一轮以“混合所有制”为重要内容的国资国企改革。2019年国资委印发了《中央企业混合所有制改革操作指引》，依据相关政策规定，各地在推进混改进程中，需要对混合所有制改革的必要性和可行性进行充分研究，根据国有企业发展历程、发展现状及产业前景，“一企一策”，量身制作混合所有制改革的路线图。可见，国企混改具有无法忽略的个体异质性。因此，探讨国企混改对股价信息性的政策效应时也应当考虑个体异质性层面的影响。

其次，2015年国务院颁布的《关于国有企业发展混合所有制经济的意见》中提出了“分类推进”的指导思想，将国有企业按照功能定位进行分类，以便遵循“宜独则独、宜控则控、宜参则参”原则进行混合所有制改革，促使国有资本向重要行业和关键领域集中。但由于业务链条较长、业务交织难以归类等问题的存在，分类混改执行难度较大(何瑛和杨琳，2021)[2]，导致不同行业混改进程具有差异性。同时，行业垄断程度对非国有资本的进入以及参与治理具有一定影响(蔡贵龙等，2018b)[38]。因此，国企混改对股价信息性的政策效应可能存在行业异质性。

最后，《关于国有企业发展混合所有制经济的意见》中同时提出了“分层推进国有企业混合所有制改革”的指导思想，鼓励地方从实际出发推进混合所有制改革。我国幅员辽阔，地区间经济发展不平衡不协调问题较为突出。在经济发展水平较低的地区，由于经济底子差、经济增速低、市场化程度低等问题，政府对国企的干预程度也更高，而混合所有制改革内生于政府放权意愿，较弱的政府放权意愿阻碍了国企混改进程(蔡贵龙等，2018b)[38]，企业的高管更具备操纵信息披露的动机，一定程度上限制了非国有股东对国有上市公司的治理作用和监督作用。而在经济发展水平较高的地区，市场化水平更高，传统治理结构和治理机制的弊端得到一定缓解，在此基础上，混改有利于市场机制的完善(杨兴全等，2020)[43]，因此混改对国有上市公司股价信息性的提高作用可能更为显著。

考虑到上述问题，本文从多个角度检验混改的政策效果，为寻找最优混改方案提出政策建议。同时，国企混合所有制改革诸多政策的时间和力度不同，可以利用这一变动来识别国企改革效应。因此，本文提出假设H4a—H4c。

H4a：混改对国企股价信息性的改善作用具有个体异质性。

H4b：混改对国企股价信息性的改善作用具有行业异质性。

H4c：混改对国企股价信息性的改善作用具有地区异质性。

三 国有上市公司股价信息性的测度

(一)样本选取与数据来源

本文选取我国沪深A股所有国有上市公司为研究样本，样本期为2003—2020年(7)2003年开始，我国上市公司的股东和股权等信息披露不断完善，为本文研究提供了可靠的数据来源，因此本文研究的起始时间为2003年。，数据来源于CSMAR数据库。根据本文研究问题的需要，对样本进行如下处理：(1)剔除金融行业以及主变量缺失的样本；(2)剔除无法从数据库及定期报告中确定该公司股东性质的样本；(3)参照杨兴全和尹兴强(2018)[47]的研究，剔除初始样本即2003 年当年股权性质为“非国有”的上市公司。最终，得到895个国有上市公司共计13120个公司-年度观测值。本文使用的行业代码分类标准是证监会2012年行业代码分类标准。此外，为了消除个别异常观测值对回归的影响，本文对连续变量进行了1%的缩尾处理。

国企混改的样本筛选参考Carpenter et al.(2021)[7]的划分标准，即公司十大股东中国有股东持股占比大于40%的归入国企样本，否则归为非国企样本。据此，当国有股东持股占比从大于40%降低至40%以下时，本文则认为该国有上市公司发生了混改。最终，研究样本895个国有上市公司中有508个国有上市公司发生混改。

(二)股价信息性的度量

本文参照Bai et al.(2016)[9]提出的股价信息性衡量方法，即预测价格效率(FPE)来测度国有上市公司股价信息性。具体度量方式如下：

(1)

(2)

进一步地，借鉴Keane和Neal(2020)[11]提出的MO-OLS(Mean Observation OLS)方法，本文对上述只具有时变特征的FPE指标进行了截面异质性的拓展。具体步骤如下，首先考虑以下包含时间和空间变系数的通用模型：

(3)

其中，βit=(β0it,β1it, …,βKit)′是一个(K+1)×1的系数向量，这些系数随个体和时间而变化。为了得到βit的一致估计，MO-OLS方法首先将模型(3)分解成如下三个可行的回归模型：

(1)混合回归(Pooled Regression)

(4)

(5)

(2)时序异质性回归(Time-Specific Regression)

(6a)

(7a)

(3)截面异质性回归(Unit-Specific Regression)

(6b)

(7b)

随后，构造一个βit的初步估计值：

(8)

(9)

依据以上思路，本文将方程(2)中的系数bt，h拓展至bit，h，进而构建同时具有时序和截面异质性的股价信息性指标：

(10)

根据现有文献的惯用设定，本文选取预测期h=3。测算FPE的各变量描述性统计如表1所示。

表1 测算股价信息性的描述性统计

图1展示了国有上市公司股价信息性年度均值的变化趋势。从图中可知，国有上市公司股价信息性的年均值始终大于0，说明我国国有上市公司股价具有一定的信息性。特别地，2008年金融危机时期，随着资产价格波动性的增大，股价中包含的公司特质信息大幅增多，使得股价信息性急剧上升。而发生混改的国有上市公司股价信息性始终高于未发生混改的国有上市公司(9)T检验和KW检验结果显示二者的组间差异显著，详细结果备索。，说明对于国有上市公司来讲，混改能够增强股价信息对未来盈利的预测能力。

图1 2003—2017年国有上市公司股价信息性

四 混改对股价信息性的影响和机制检验

(一)模型与变量

参考Gul et al.(2010)[48]、唐松等(2011)[49]、杨兴全和伊兴强(2018)[47]的研究设计，本文建立如下回归模型：

FPEit=β0+β1Mixit+γ2Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(11)

其中，Mixit代表混改力度的度量指标。参考现有研究(杨兴全等，2020[43]；李增福等，2021[36]；马新啸等，2021[27])，本文分别从股权结构和高层治理两个维度度量国企混改力度：(1)股权结构维度，包括非国有股东参股程度(Mixptsit)、股权融合度(Mixrateit)和股权多样性(Mixnumit)；(2)高层治理维度：包括非国有股东委派董事(Mixdnsoeit)和非国有股东委派董监高(Mixdjgsoeit)。另外，本文还控制了主营业务收入(Sales)、固定资产(Tangibility)、企业年龄(Age)和杠杆率(Lev)等变量，也控制了年份和行业的固定效应。

表2为各变量的描述性统计结果。FPE的均值为正(10)参考Bai et al(2016)[9]的研究，为使结果更具可读性，本文在接下来的回归分析中将FPE扩大了100倍。，说明从整体来看，我国国有上市公司的股价具有较好的信息效率。此外，从与国企混改相关的股权结构变量来看，Mixpts的均值为0.169，最大值为0.924，最小值为0.001，表明非国有资本在我国部分国有上市公司中占比较高，但不同国有上市公司中非国有资本的进入情况存在较大差异；Mixrate的均值为0.047，说明整体而言，我国国企股权结构中国有与非国有股权的融合程度普遍不高；Mixnum的均值为3.231，说明我国国有上市公司的股权结构具有多样性。而从与国企混改相关的高层治理变量来看，Mixdnsoe和Mixdjgsoe的均值仅为5.9%和4.5%，表明非国有股东委派高管的比例较低，与股权结构相比，存在较大的提高空间。

表2 变量描述性统计

(二)混改对股价信息性影响的回归结果分析

表3报告了模型(11)的回归结果。结果显示，在股权结构维度，非国有股东参股程度(Mixpts)和股权融合度(Mixrate)的系数均在1%的水平上显著为正，而股权多样性(Mixnum)的系数不显著，说明混合所有制改革的成功并不在于简单地引入多种类的非国有股权，只有当非国有股权能够与国有股权形成一定的股权制衡时，才能有效地改善股价信息性。在高层治理维度，非国有股东委派董事(Mixdnsoe)和非国有股东委派董监高(Mixdjgsoe)的系数均为正，且通过1%的显著性检验，表明非国有股东通过委派高管参与公司治理能够显著提升股价信息性。在国企混改的过程中，非国有股东持股比越高，越能发挥治理作用，且通过委派高管能够对国有上市公司内部经营管理活动起到监督作用，降低信息不对称问题，从而增强了外部资本市场捕捉公司信息的效率。上述发现与现有文献(杨兴全等，2020[43]；曹越等，2020[42])的研究结果一致。综上，假设H1得到验证。

表3 混合所有制改革与股价信息性

(三)稳健性检验

为进一步确认上述回归结果的稳健性，本文进行了以下三种稳健性检验来探讨混合所有制改革对股价信息性的影响。

1.内生性问题。非国有股东进入国有上市公司能够促进股价信息性的提高，同时也有可能是上市公司本身的股价信息性较高，从而吸引非国有股东入股。为此，本文借鉴蔡贵龙等(2018b)[38]和杨兴全等(2020)[43]的做法，采用二阶段GMM回归方法缓解可能存在的内生性问题。本文选取了各个省份的沿海港口数量(Seaport)(11)数据来源：中国统计年鉴。参照蔡贵龙等(2018b)[38]的研究，在回归时对Seaport取对数处理。、第一次鸦片战争至新中国成立之前是否被迫开放为通商口岸(Comport)(12)根据 Fan et al.(2013)[50]的研究，第一次鸦片战争至新中国成立之前(1842—1949 年)，中国政府被迫开放通商口岸，从而加强了与其他国家的交流。通商口岸包括：福建、广东、上海、浙江、海南、湖北、江苏、辽宁、山东、天津、新疆、安徽、广西、重庆和河北。以及所在区域的年平均气温(Temperature)作为国企混合所有制改革程度的工具变量。首先，临海港口数量越多，该地区对外开放程度和市场化水平较高，更能够吸引非国有资本，同理通商口岸的制度建设和国企改革可能比较完善，而年均气温作为重要的经济地理变量，与推进混改进程的产权保护制度之间存在重要联系。并且股价信息性不太可能受到港口数量、通商口岸和气温的直接影响。因此，沿海港口数量(Seaport)、是否是通商口岸(Comport)以及年平均气温(Temperature)作为工具变量符合相关性和外生性原则。

表4报告了二阶段GMM回归的结果(13)蔡贵龙等(2018b)[38]和杨兴全等(2020)[43]在研究混改问题时，选择不同的工具变量以避免工具变量过度识别问题，因此，为满足工具变量的选择标准，本文将是否是通商口岸(Comport)以及年平均气温(Temperature)作为股权多样性(Mixnum)的工具变量；其他混改力度度量指标使用沿海港口数量(Seaport)和是否是通商口岸(Comport)作为工具变量。。Panel A是第一阶段回归的结果，Seaport的系数显著为正，表明沿海港口数量较高的地区，非国有股东持股情况较好，非国有股东委派高管参与公司治理的程度也较高。Panel B第二阶段的回归结果表明，在控制内生性的情况下，除了股权多样性，提高非国有股东参股程度、增强股权融合度和非国有股东委派高管均能够促进国有上市公司股价信息性的提高(14)从Hansen检验结果可以看出本文选取的工具变量不存在过度识别问题。。因此，在控制了内生性问题后，本文基本结论保持不变。

表4 稳健性检验：二阶段GMM回归

2.考虑到混改对股价信息性的影响可能存在时滞效应，本文将解释变量与控制变量滞后一期进行回归再检验，结果如表5所示。与基准回归结果一致，非国有股东参股程度、股权融合度和非国有股东委派高管对国有上市公司股价信息性均有显著正影响，但股权多样性未产生显著作用。

表5 稳健性检验：滞后一期

3.替换被解释变量。借鉴杨继伟(2011)[51]、钟覃琳和陆正飞(2018)[52]的研究，使用股价非同步性作为股价信息含量的替代指标，回归结果如表6所示，与前文一致，表明本文结果是稳健的。

表6 混合所有制改革策略与股价信息性

(四)企业异质性分析

进一步地，为了验证假设H2，本文从股权性质和行业竞争程度两个方面进行异质性检验。

表7Panel A报告了不同股权性质下混改对国企股价信息性的影响。根据股权性质不同，本文将国企分为央企和地方国企。从分组回归结果可以看出，对于央企来说，受高层治理驱动的混改力度，即非国有股东委派董事(Mixdnsoe)和非国有股东委派董监高(Mixdjgsoe)能够显著提升股价信息性，而受股权结构驱动的混改力度则不具有显著性。这是因为央企由中央政府控制，往往涉及国家关键领域，牵扯更多的利益相关者，因此非国有资本进入央企相对更加困难，较难从股权结构上制衡国有控股股东(杨兴全等，2020)[43]，但是非国有股东可以通过委派高管履行监督职能，从而改善国有上市公司股价信息性。对于地方国企来说，除股权多样性外，非国有股东参股程度、股权融合度和非国有股东委派高管均能提高股价信息性。相比于央企，非国有资本持股和委派高管进入地方国有企业的条件相对宽松，因而国企混改影响股价信息性的效果也更明显。

表7 异质性检验

Panel B报告了不同行业竞争程度(15)本文利用赫芬达尔指数(HHI)来衡量行业竞争程度，这一指数越高说明企业所处行业竞争程度越低。以赫芬达尔指数(HHI)的中位数为分界点，高于中位数的行业称为低竞争行业，低于中位数的行业称为高竞争行业。下混改对国企股价信息性影响的分组回归结果。结果表明，受高层治理驱动的混改均能够显著提升低竞争行业和高竞争行业国有上市公司的股价信息性，而受股权结构驱动的混改只对高竞争行业国有上市公司的股价信息性具有显著影响。这是因为非国有资本进入高竞争行业国有上市公司的难度较低，非国有股东更容易通过优化国企的股权结构和董事会人员结构发挥治理作用(蔡贵龙等，2018b)[38]，进而提升公司的股价信息性。

综上，国企混改对不同股权性质和处于不同行业竞争程度的国有上市公司股价信息性具有差异化影响，假设H2得到验证。因此，在混改过程中要坚持分类推进国企改革，同时注重非国有股东“实质性地参与”国企的治理过程。

(五)机制检验

为了检验国企混改能否通过治理效应提升股价信息性，本文借鉴杨兴全等(2020)[43]的机制检验方法，建立以下模型来检验代理成本的作用机制：

FPEit=α0+α1Costit+α2Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(12)

FPEit=α0+α1Mixit+α2Costit+α3Mixit×Costit+α4Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(13)

其中，FPEit代表股价信息性，由前文测算得到的预测价格效率(FPE)来衡量；Mixit表示混改策略，包括非国有股东参股程度(Mixptsit)、股权融合度(Mixrateit)、股权多样性(Mixnumit)、非国有股东委派董事(Mixdnsoeit)和非国有股东委派董监高(Mixdjgsoeit)；Costit表示代理成本，参照方明月和孙鲲鹏(2019)[53]的研究，本文以公司的期间费用来衡量代理成本，由于预测价格效率(FPE)反映了股价对于公司未来盈利水平的信息预测效率，是外部投资者判断公司价值，进而捕捉交易机会的关键信息指标，而外部投资者的交易正是上市公司最重要的融资渠道，因此，对预测价格效率(FPE)而言，以财务费用为代表的代理成本可能更直接相关；模型中其余控制变量的定义与前文一致。

表8报告了国企混改影响股价信息性的治理效应检验结果。列(1)中财务费用Cost的系数显著为负，表明代理成本对股价信息性具有负面影响。列(2)—列(4)展示了股权结构维度混改对股价信息性的作用机制，其中，Cost×Mixpts和Cost×Mixrate的系数显著为正，说明非国有股东参股和股权融合度提高均能够有效缓解代理成本，从而提高股价信息性，而Cost×Mixnum的系数为正但不显著，表明股权多样性不能发挥治理效应；列(5)和列(6)从高层治理维度的检验结果表明，Cost×Mixdnsoe和Cost×Mixdjgsoe的系数均显著为正，表明非国有股东通过委派高管参与公司治理能够发挥监督作用，有效缓解由经理人代理问题对股价信息性产生的负面影响。

表8 国企混改与股价信息性：治理效应

为了检验国企混改能否通过减负效应提升股价信息性，本文建立以下模型来检验政策性负担的作用机制：

FPEit=α0+α1Burdenit+α2Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(14)

FPEit=α0+α1Mixit+α2Burdenit+α3Mixit×Burdenit+α4Controlsit+Yeart+Industryj+εit

(15)

表9报告了国企混改影响股价信息性的减负效应检验结果。列(1)中政策性负担Burden的系数显著为负，表明公司承受过多的政策性负担对股价信息性具有负面影响。列(2)—列(6)展示了股权结构维度和高层治理维度混改对股价信息性的作用机制，其中，仅股权结构维度中Cost×Mixpts和Cost×Mixrate的系数显著为正，而高层治理维度的机制检验结果表明，非国有股东通过委派高管参与公司治理未发挥显著的减负效应，这可能是因为目前我国国有上市公司中非国有股东委派高管的比例较低，通过减负效应提高股价信息性的作用较为微弱。总的来说，表8 和表 9 支持了假设 H3，即混改能够通过发挥治理效应和减负效应提高国有上市公司的股价信息性。

表9 国企混改与股价信息性：减负效应

五 国企混改的政策效应评价

(一)政策效应的评价方法

在以往关于政策效果评价的研究中，最常用的方法是双重差分法(李楠和乔榛，2010[54]；尹志超和郭沛瑶，2021[55])。根据政策评估的思想，考察混改对股价信息性的政策效应，就是要对比一个国有上市公司在改革、不改革两种情形之下的股价信息性差异。而在实际应用中，混改政策的推行往往不在同一时点进行，而是随着时间的推移在样本内不断推展开，此时双重差分法与面板数据联系起来，称为交错 DiD(Staggered Difference-in-Differences)，研究者通常会使用双向固定效应模型进行估计。但是，当政策是多次分批进行时，无论是截面上还是时间维度上，都不太可能满足处理效应同质性假设，那么计算出来的平均处理效应就会存在潜在偏误。为了得到“异质性-稳健”的平均处理效应估计量，Callaway和Sant’Anna(2021)[56]将DiD的分析分为三步：首先识别各个组别-时间的处理效应，其次将单个的处理效应加总成易于解读的指标，最后对不同的参数指标进行估计和推断。这种方法避免使用较早接受处理个体作为控制组，从而起到直接避免估计偏误的作用。因此，相比传统的双重差分法，Callaway和Sant’Anna(2021)[55]提出的多期DiD估计方法更适用于检验混改对股价信息性的平均处理效应。

值得注意的是，国企混合所有制改革具有渐进性、差异化等典型特征，在时间、力度上都存在明显的空间差异，带来的经济效应可能也因企业而异。因此，有必要进一步识别和评估混合所有制改革对国有上市公司股价信息性的影响差异。而传统双重差分法无法评估差异化改革下每个企业改革效应的大小。Arkhangelsky et al.(2021)[10]提出了合成双重差分法(Synthetic Difference in Differences/SDiD)这一新的估计方法，可以在差异化改革背景下估计每个公司股价信息性的变化效应。合成双重差分法是对合成控制法和双重差分法的结合，即在双重差分法考察政策处理效应的基础上，通过引入合成控制法所提出的个体和时间权重，将平均化的政策处理效应还原至时间与个体层面，以尽可能完备地检验政策处理效应的异质性。

(16)

(17)

(18)

本文对国企混改的政策效应评价分为两个部分。首先，采用双重差分法和多期双重差分法识别国企混改对股价信息性的平均处理效应；然后，基于个体差异化改革这一典型特征，采用合成双重差分法估计每个国有上市公司混改对股价信息性的政策效应大小，考察政策效应的个体差异。

(二)国企混改的平均政策效应

用Reform表示因个体而异的处理组虚拟变量，若公司i在第t期发生混改，代表进入处理组，且此后时期均取值为1，否则取值为0。基准回归结果如表10 Panel A所示，无论如何变动控制变量以及行业的固定效应，Reform的系数都显著为正，这与现有研究结论保持一致。由回归结果看，与未实施混改的国有上市公司相比，发生混改的国有上市公司股价信息性得到显著提高，促进的幅度约为15个百分点。紧接着，本文采用Callaway和Sant’Anna(2020)[56]提出的多期DiD估计方法考察不同年份推进改革对股价信息性的影响差异。如表10 Panel B所示，混改对股价信息性的平均处理效应显著为正，且数值上大于传统DiD的检验结果，因此，整体而言，混改的确有助于提升国有上市公司的股价信息性。

表10 国企混改的平均政策效应检验

本文实证模型采用了双重差分法，运用前需进行混改实施前处理组与控制组的平行趋势检验。如图2所示，在混改实施之前，处理组与控制组的趋势基本一致，而在政策实施后，处理组与控制组存在明显差异，平行趋势假设基本满足。

图2 国企混改与股价信息性的平行趋势检验

(三)国企混改的异质政策效应

1.个体异质效应

表11 国企混改的异质政策效应：个体异质性

进一步地，本文以政策性负担和代理成本的中位数为分界点，分别采用T检验和KW检验对国企混改的异质政策效应进行分组检验。表12分组检验结果验证了假设H4a，具体而言：如表12 Panel A和Panel B所示，当国有上市公司存在政策性负担和代理成本异质性时，混改的政策效应组间差异显著为正。当政策性负担和代理成本由高变低时，混改的政策效应分别提高0.368和0.383，可见降低政策性负担和代理成本的确都有助于改善股价信息性。

表12 国企混改的异质政策效应检验：个体异质性

2.行业异质效应

考虑到不同行业混改进程的差异性，本文将每个行业的各公司处理效应取平均，然后通过比较行业之间的异质效应以验证假设H4b。如表13所示，不同行业混改的政策效应具有较大差异，在竞争度高的行业中，国企混改对股价信息性的政策效应影响较大，如农、林、牧、渔业；而在竞争度低的行业中，国企混改对股价信息性的政策效应甚至为负，如电、热、燃气及水生产和供应业以及居民服务、修理和其它服务业等。可见，混改对不同行业的政策效应具有较大差异，因此，推进国企混合所有制改革要结合行业主业特征“因业施策”，以此最大程度地发挥混改对企业效率改善的积极影响。

表13 国企混改的异质政策效应检验：行业异质性(17)为保证所测算比例的经济意义合理性，表13略去了样本上市公司数目少于2家的行业，即教育业以及住宿和餐饮业。

进一步地，为了分析行业竞争程度对国企混改政策效应的可能影响，本文分别使用行业垄断程度和行业集中度作为行业竞争程度的替代指标，并根据年度中位数划分高低组进行检验。检验结果如表14所示，从Panel A和Panel B可知国企混改的政策效应在行业垄断程度高低和行业集中度高低的组间差异均显著为正，即当行业垄断程度和行业集中度由高变低时，国企混改的政策效应分别提高0.588和0.253，因此，行业竞争程度越高，国企混改对股价信息性的政策效应越大。

表14 国企混改的异质政策效应检验：行业竞争程度

3.地区异质效应

为了验证假设H4c，本文首先将每个地级市的各公司处理效应取平均，然后进行地级市之间的差异比较，以此检验混改政策效应的地区异质性。表15描述了我国国有上市公司混改政策效应的地级市差异情况。在所有城市当中，处理效应为正的城市有87个，约占50.00%(87/174)。其中处理效应为正的国有上市公司主要分布在中部地区(经济基础较好的内陆地区，如四川省经济合作区)和东部沿海地区(主要是长江、黄河、珠江等三角洲地区)。由此表明，在不同地区经济发展水平差异较大，且政策环境不同、国有资本存量不同以及各层级政府管控意愿也不同的情况下，要结合各地区特色“因地施策”，充分发挥发达地区的带动引导作用，推进国企混改。

表15 国企混改的异质政策效应：地区异质性

其次，考虑到不同地区经济发展水平和市场化水平可能会对混改的政策效应产生影响，本文使用市场化总指数(王小鲁等，2016)[57]衡量企业外部市场化发展程度，使用地区人均GDP(蔡贵龙等，2018b)[38]衡量地区经济发展水平，并根据年度中位数划分高低组进行检验。检验结果如表16所示，Panel A和Panel B分别展示了地区市场化发展程度高低和地区经济发展水平高低的分组结果，从中可以发现国企混改的政策效应组间差异均显著为正。当市场化水平和经济发展水平由低变高时，国企混改的政策效应分别提高0.271和0.589，可见地区经济发展水平和市场化水平的确会对国企混改的政策效应产生显著影响。

表16 国企混改的异质政策效应检验：地区异质性

六 结论与政策启示

与以往研究国企混改效果的文献不同，本文重点关注混合所有制改革对我国国有上市公司在资本市场上股价信息性表现的影响。以2003—2020年中国沪深A股国有上市公司为样本，借鉴并拓展Bai et al.(2016)[9]提出的股价信息性指标，度量国有上市公司的股价信息性并检验了混改对国企股价信息性的影响。实证结果表明：第一，我国国有上市公司股价具有一定的信息性，且发生混改的国有上市公司股价信息性始终高于未发生混改的国有上市公司。第二，混改能够有效改善国有上市公司的股价信息性，其主要原因在于，混改过程中，非国有股东通过注入大量非国有资本，在股权结构上对国有股东产生制衡作用，以及通过委派高管在高层治理方面发挥监督作用，进而优化国有上市公司的股权结构和董事会人员结构，完善其公司治理机制，提升了国有上市公司的信息质量，并加速了资本市场上信息与价格的融合。进一步分析发现，混改对不同类型和不同竞争程度行业国有上市公司股价信息性具有差异性影响，对央企和位于低竞争行业的国有上市公司来说，其股价信息性的提升仅与混改带来的高层治理改进显著相关。第三，股权结构维度的混改能够通过降低代理成本发挥治理效应和减少政策性负担发挥减负效应促进国有上市公司股价信息性的提高，而高层治理维度的混改主要发挥治理效应。最后，混改对国有上市公司股价信息性的政策效应检验显示，平均而言，国有上市公司的股价信息性在混改之后得到了显著提升；具体而言，国企混改对股价信息性的影响具有个体、行业和地区异质性，其中，超过四成的国有上市公司股价信息性在混改后有显著的大幅提升，同时混改对位于高竞争行业国有上市公司股价信息性的改善效果更好，并且在经济发展水平和市场化水平较高的地区以及中部地区和东部沿海地区的改革绩效更为突出。

本文研究结果为有效制定混改政策和提升国有上市公司股价信息性提供了一定的借鉴意义，结合理论分析和实证研究，得到如下三点政策启示：第一，在资本市场不断发展和加快市场化进程的环境下，上市公司已成为国企混改的重要载体，积极推进国企混合所有制改革，有助于国企依托资本市场的定价功能，健全国有资产定价机制，完善国有资产交易方式，提高国有资本配置效率，从而实现有效避免国有资产流失和提高国企经济绩效的目标，有利于建立公平公正的市场经济体制。第二，从具体混改指标对股价信息性的影响来看，除股权多样性外，非国有股东参股、股权融合度和非国有股东委派高管均有助于提升股价信息性，因此，时下的国企混改政策及考核指标在积极引导引入多元产权股东完善公司治理机制时，不能盲目追求非国有资本种类的多样化，更应注重于非国有股东权利的有效行使，强化不同资本之间多层面深度融合发展，在价值链深度合作当中发挥多元产权资本比较优势，进一步提升国企的股票价格效率。同时，混改实践要针对位于不同竞争程度的行业和不同政府层级控股的企业异质特征而有所侧重，这也与时下“分类、分层”推进国有企业混合所有制改革的政策导向相一致。 第三，从异质性政策效应检验结果来看，推进国企混改要注重企业个体差异“因企施策”、 结合行业主业特征“因业施策”，同时也要结合区域特色“因地施策”，发挥优秀企业、行业和地区混改的模范带头作用，积极引导各地区各行业的企业进行混改以实现混改的政策目标。