国有企业创新投资问题一直是学术界、政府和企业共同关注的焦点。中共中央和国务院2015年印发《关于深化国有企业改革的指导意见》,其中明确将“提高国有企业自主创新能力”作为当前国企改革的重要目标,而要实现这一目标,不可避免地会涉及国企创新投资问题。与此同时,中央相关政策文件指出“发展混合所有制是当前深化国企改革的基本方向”。由上述两个政策性指导意见引出的问题是:国有企业混合所有制改革与国企创新投资究竟是什么关系?
从现有文献看,关于国有企业创新投资问题的争论主要有两类观点:经理人观和政治观。经理人观根据代理理论,从管理者角度出发,认为国有企业所有权虚置,且缺乏对经理人的有效监督和激励机制[1],由此导致国有企业代理问题更加严重[2],进而影响了企业创新活动。政治观则从政企关系角度出发,认为中国政府自实施财政分权以来,地方政府为在相应经济绩效考核中胜出,实现其社会目标和政治目标,会将一些政策性负担强加给国有企业,从而扭曲其投资目标[3],使国有企业在承担较多政策性负担的情况下,放弃风险较高的创新投资项目。上述两种观点分别从不同视角对国企创新投资问题给予了解释,但哪一种观点更具有解释力,现有文献并未给出满意的答案。由此引发的问题是:这两类观点如何解释国有企业混合所有制改革与国企创新投资间的关系。
基于上述分析,本研究主要回答以下问题:国企混合所有制改革主要通过何种途径影响企业创新投资?也即,这种影响究竟是源于经理人观解释还是政治观解释。本研究利用中国上市公司相关数据对此问题进行解答。
创新投资是一种回报周期较长的高风险性投资活动[4],根据经理人观和政治观解释,国有企业通常缺乏进行创新投资的激励。通过混合所有制改革,在国有企业中引入非公资本,实行混合股权结构,会降低国有股份比例。对此,根据现有文献,国企推行混合所有制改革,其混合股权结构对企业创新投资存在两种预期影响:促进作用或抑制作用。
从促进预期看,在混合所有制股权结构下,提高非国有股权比例既有助于减少政府对企业投资活动的干预,又有助于缓解国有企业管理者代理问题,从而对企业创新活动产生积极影响。一方面,根据政治观解释,政府为实现其政治目标和社会目标,如拉动地方经济增长、提供就业岗位、缓解财政压力等,会促使国有企业选择风险性较低的投资活动,而非创新性投资[5]。政府行政干预会在企业引入非公资本后,受到非国有资本的制衡[6-7]。在这一背景下,减轻企业政策性负担,缓解政府政治性压迫方式之一就是提高非国有资本在国企中的资本占比[8]。此举有助于减少企业非效率投资活动,促使其有更多资金进行创新性活动,从而有利于企业根据效率和价值最大化目标进行更多创新性投资。另一方面,经理人观认为,当企业出现产权模糊、监督管理水平低下、激励机制缺乏等问题时,国企经理人为私人收益,会倾向于选择稳健的投资策略[9],进而减少企业创新投资。而当引入非公资本后,部分企业所有权被非国有股东持有,在一定程度上能够缓解国有企业产权模糊问题,避免“所有权虚置”,有助于改善对经理人的监督和激励[10-11],进而改善管理者的短视目标和道德风险,促使其更多地考虑企业长远发展[12-13],从而积极承担创新活动。基于上述分析,本研究提出如下假设:
H1:在国企中实行混合所有制改革,提高非国有股权比例有助于促进企业创新投资。
从抑制预期看,一是非国有股东进入国有企业的动机是借助国有企业政治资源[14],应对其所遭遇的资源与制度约束,并通过非市场交易方式获取寻租收益。Leibenstein (1996)指出,若能够依靠非市场方式在行业内形成竞争优势,企业则会缺乏技术创新和提高管理水平的动力。Su et al(2009)指出,当企业通过非市场方式获取超额利润时,则会降低企业内部进行创新研发的积极性。在此情况下,非国有股东就没有动力改善国有企业创新现状;二是非国有股东进入国有企业,并没有改变其为自身谋利的本性[15],因而具有较强的降低风险的动机。企业创新活动具有投资大、回报周期长、风险高等特点,因而具有高度不确定性,这种高度不确定性使得非国有股东回避创新活动;三是部分研究认为,在国有企业引入非国有资本过程中,可能存在非国有资本与国有企业实际控制人间相互勾结的合谋行为[16]。在此情形下,非国有资本倾向于选择资金占用、关联交易、违规担保等途径为自身谋取私利。为减少企业资金和资源占用,为自身谋取私利,就会相应减少企业创新投资。在上述3种情形下,非国有股东都没有太强的动力抵御政府干预和经理人机会主义行为对企业创新投资的消极影响,甚至有可能借助政府干预之手,以及与经理人的合谋行为来为自身谋取私利。基于上述分析,本研究提出如下假设:
H2:在国企中实行混合所有制改革,提高非国有股权比例抑制企业创新投资。
从上文分析可见,不管是政治观解释还是经理人观解释,这两种视角都能说明国企混合所有制改革后,企业创新投资受非国有资本比重提高的影响。那么,这种影响效应究竟更符合哪种观点解释,政治观还是经理人观?进一步来说,若两者都成立,占主导地位的是哪种解释?对于所提问题,本研究进行以下分析:首先,政治观认为,国有企业政策性负担会干预其创新投资活动。若此观点成立,那么国有企业进行混合所有制改革,提高非国有股份比例,应该能够减少国有企业承受的政府干预,进而改善企业创新投资,即国企混合所有制改革通过政府干预效应影响企业创新投资。经理人观则认为,由于国企“所有权虚置”,缺乏有效监督和激励机制,这些因素会加重企业代理问题,从而影响国有企业创新活动。如果经理人观解释成立,那么,提高非国有股份比例,其经理人代理成本应呈显著下降趋势,进而改善企业创新投资,即国企混合所有制改革通过代理效应影响企业创新投资。最后一种情况是两种解释同时成立,那就有必要进一步比较政府干预效应与代理效应间的相对重要性。本研究利用中国上市公司相关数据,从实证角度检验国有企业混合所有制改革影响企业创新活动的具体机制,即政府干预效应与代理效应究竟哪个更重要?基于上述问题,本研究提出如下假设:
H3:国企混合所有制改革通过政府干预效应影响企业创新投资。
H4:国企混合所有制改革通过代理效应影响企业创新投资。
H5a:国企混合所有制改革影响企业创新投资的关键在于政府干预效应;
H5b:国企混合所有制改革影响企业创新投资的关键在于代理效应。
本研究选取中国国有上市公司为基础样本,时间跨度为2002-2016年,采用以下方式进行样本处理:①剔除2001年非国有控股企业和数据缺失的企业样本;②剔除上市时间不足一年的企业样本,截至日期为2001年12月31日;③剔除金融类和ST、*ST类以及公共事业类企业样本数据,对相关连续变量在1%和99%水平上进行Winsorize处理。最后,保留了175家国有企业样本数据,共2 450个观测值。
(1)为检验非国有股权与混合所有制企业创新投资关系,设定如下模型:
R&D=β0+k0NONSTATEi+βiCONTROLS+IND+YEAR+ε
(1)
在模型(1)中,R&D表示企业创新投资水平。该变量在现有文献中主要用R&D投入或企业研发投资占总资产的比值测量[17]。参考李莉等[18]的做法,本研究主要通过企业研发投入在主营业务收入中的占比衡量。同时,采用滞后一期数据控制可能出现的内生性问题。
NONSTATEi表示在相应年度末企业实收资本中非国有资本所占比例。非国有资本在具体性质上存在差异,考虑到不同性质非国有资本影响的差异性,本研究将注意力主要放在民营与外资两类性质股东上。于是,国有企业混合所有权结构包括以下3种类型:①外资+国有,用NONSTATE1表示;②民营+国有,用NONSTATE2表示;③外资+民营+国有,用NONSTATE3表示。其中,用NONSTATE0表示总体样本。
本研究在模型中设置了以下控制变量(CONTROLS):①公司规模(SIZE),用企业总资产的自然对数衡量;②财务杠杆(LEV),用企业资产负债率表示;③上期经营绩效(ROAt-1),用上期企业资产收益率衡量;④CEO权力(CEOP),根据现有文献,借鉴Haynes & Hillman[19]的处理方法,先将领导权结构、CEO持股比例、CEO任职期数据指标进行标准化处理,再将指标算数平均值作为CEO权力的测量值;⑤高管持股比例(ESH)。测量方式为:高管持股数/公司普通股总数*100;⑥董事会独立性(INDIR),测量方式为独立董事在董事会的占比。除此之外,本研究还将行业效应(IND)和年度效应(YEAR)作为控制变量。需要说明的是,行业效应采用中国证监会制订的相关分类标准,制造业行业代码取前2位,其它行业只取1位。
(2)为检验混合所有制改革影响企业创新投资的机制,待检验模型设计如下:
MAC=β0+mNONSTATE+βiCONTROLS+IND+YEAR+ε
(2)
R&D=β0+kNONSTATE+nMAC+βiCONTROLS+IND+YEAR+ε
(3)
在模型(2)和模型(3)中,MAC被设置为代理成本,直接进行数据统计存在一定困难,本研究参考以往研究,采用间接方法进行度量。测量代理成本使用较多的替代指标为管理费用率和资产周转率,其它主要替代性指标还包括权益性市账比率、闲置现金流、资产利用率等。本研究用资产周转率衡量代理成本,主要是基于以下考虑:一方面,管理费用是组织和管理企业生产经营活动产生的费用,管理费用率多用于衡量经理人员的工作效率,主要适用于测量经理人的代理成本[20]。资产周转率则多用于度量经理人低效率使用企业资产所产生的代理成本,这里的企业资产低效使用包括经理人偷懒式的机会主义行为和决策失误(如投资净现值为负的项目)等 [21]。由于本研究主要着眼于企业,探讨其创新投资问题,而不是单纯分析企业中个人的影响,所以选取资产周转率指标进行度量更为合理。另一方面,不同于美国的会计准则,在中国企业会计准则中,管理费用包括存货损失、坏账损失、无形资产和部分固定资产减值损失等指标。这样一来,在对管理费用进行衡量时会受到很多不必要的“干扰”。同时,资产周转率波动小、受操纵程度低,相比于管理费用率是更可靠更干净的指标[22]。综上所述,本研究选用资产周转率替代衡量代理成本。一般情况下,企业代理成本越低,说明企业资产周转率越高。出于对代理指标经济学意义一致性的考虑,本研究采用资产周转率的倒数作为数据指标,研究变量界定具体如表1所示。
表1 变量定义
变量类型变量名称符号变量定义被解释变量创新投资R&D企业研发投入在主营业务收入中所占的比例解释变量非国有股权比例NONSTATEi企业实收资本中非国有资本所占比例中介变量代理成本MAC资产周转率的倒数公司规模SIZE企业总资产的自然对数控制变量财务杠杆LEV企业资产负债率上期经营绩效ROAt-1上期企业资产收益率高管持股比例ESH高管持股数/公司普通股总数∗100CEO权力CEOP将领导权结构、CEO持股比例、CEO任职期数据指标进行标准化处理,再将指标算数平均值作为CEO权力的测量值董事会独立性IDIR独立董事在董事会成员中所占比例行业效应IND行业哑变量年度效应YEAR年度哑变量
表2为变量描述性统计结果,据此可以得到以下信息:①国企创新投资(R&D)最小值为0.002,最大值为0.171,表明不同样本企业间创新投资水平存在一定差异;②非国有股权占比(NONSTATE)数据说明研究对象在非国有股权比例方面存在较大变异性;③高管持股(ESH)平均值和标准差分别为0.035、0.028,说明企业高管持有的股票比例较为有限,这与胡铭(2003)、于东智和谷立日(2001)等学者的研究结论相一致;④董事会独立性(INDIR)的平均值为0.421、标准差为0.103,符合相关制度规定的独立董事占比要求。其余变量描述性统计结果见表2。
表2 描述性统计结果
变量最小值最大值平均值标准差R&D0.0020.1710.0490.026NONSTATE0.0010.8720.0630.177ACOST0.3798.6762.2711.523SIZE20.01325.67921.7981.365LEV0.0490.7970.5020.272ROAt-1-0.0910.2010.0520.046CEOP-1.3791.952-0.0160.021ESH0.0000.2980.0350.023INDIR0.3000.6250.4210.103
(1)非国有股比例及类型与创新投资。本研究采用模型1对H1和H2进行统计检验。数据显示,在不区分混合类型情况下,非国有股权比例(NONSTATE)在表3第(1)列中的系数在1‰水平上显著,估值为0.139。这反映出国企进行混合所有制改革,引入非国有资本后,非国有股权比例越高,企业创新投资水平越高。检验情况与本研究研究假设H1结果预期一致,说明在国企中实行混合所有制改革,通过提高非国有股权比例能够促进企业创新投资。基于此结论,由于股权性质差异,本研究进一步将国企混合所有权结构分为以下3种类型:外资+国有(NONSTATE1);民营+国有(NONSTATE2);外资+民营+国有(NONSTATE3),以考虑国企创新投资水平在不同所有权结构下是否具有明显差异。
表3中第(2)列、第(3)列、第(4)列是差异化的股权混合形式用模型1进行回归的结果。在第(2)列中,非国有股权比例(NONSTATE)系数在1‰显著性水平上显著为正,估值系数为0.132;在第(3)列中,非国有股权比例(NONSTATE)系数估值为0.121,但不具有统计学意义上的显著性;在第(4)列中,非国有股权比例(NONSTATE)系数在1‰显著性水平上显著为正,估值系数为0.135。通过以上回归结果发现,在国有企业实施混合所有制改革,当混合股权结构中包含外资股东时,提高非国有股权比例与企业创新投资水平显著正相关。当混合股权结构中只有民营股东时,提高非国有股权比例与企业创新投资之间没有统计学意义上的显著性。这说明,国有控股企业中,民营股东制衡效果有限。
从以上控制变量回归结果可以看出,企业规模(SIZE)系数在1‰水平下显著为正,说明企业规模越大,其对应的创新投资水平越高。财务杠杆(LEV)即企业资产负债率系数在5%显著水平上显著为负,表明企业创新投资活动在一定程度上受资产负债程度的抑制。CEO权力(CEOP)和董事会独立性(IDIR)系数均显著为正,说明CEO掌握的权力越大,国企创新投资水平越高。提高独立董事在董事会中的占比,对促进企业提高创新投资水平同样具有积极意义。
(2)国企混合所有制改革影响企业创新活动的作用机制。通过表3回归结果可以看出,国有企业实行混合所有制改革,通过提高非国有股权比例改善了企业创新投资水平。在此基础上,本研究着重分析提高非国有股权比例对企业创新投资的正向影响是来自政治观解释还是经理人观解释。
表3 混合股权制衡度对企业创新投资的回归结果
变量(1)NONSTATE0(2)NONSTATE1(3)NONSTATE2(4)NONSTATE3CONSTANT2.926∗∗∗3.119∗∗2.698∗3.078∗∗(3.782)(2.763)(2.201)(2.825)NONSTATEi0.139∗∗∗0.132∗∗∗0.121-0.135∗∗∗(3.436)(3.227)(1.638)(3.369)SIZE0.252∗∗∗0.248∗∗∗0.266∗∗∗0.253∗∗∗(3.876)(3.589)(3.965)(3.878)LEV-0.289∗-0.301∗-0.262+-0.299∗(-2.158)(-2.296)(-1.883)(-2.261)ROAt-10.2710.2720.2980.289(0.452)(0.453)(0.557)(0.501)CEOP0.133+0.118+0.122+0.126+(1.952)(1.770)(1.783)(1.887)ESH0.0870.1020.0920.095(0.276)(0.381)(0.335)(0.343)INDIR0.267+0.251+0.285∗0.253+(1.951)(1.907)(2.021)(1.911)IND控制控制控制控制YEAR控制控制控制控制F值17.503∗∗∗17.252∗∗∗17.121∗∗∗17.385∗∗∗Adjusted R20.1980.1920.1890.195
注: +、*、**和***分别表示在10%、5%、1%、1‰水平下显著(双尾),括号内为t统计量,下同
整体分析逻辑如下所示:模型(1)主要关注非国有股比例对企业创新投资的影响效应,即观察NONSTATE系数k0的回归检验情况。如果k0估值系数通过检验,符号方向为正(为负),就说明提高非国有股权比例能够对企业创新活动产生促进效应(抑制效应)。在模型(2)中,重点研究提高非国有股权比例是否能够降低企业代理成本,即观察NONSTATE系数m的回归检验情况。若m估值系数通过检验且显著为负,就说明非国有股权比例提高能有效降低经理人代理成本,缓解企业代理问题。模型(3)在模型(1)解释变量中引入代理成本变量MAC、非国有股权变量NONSTATE。在变量MAC没有被控制的条件下,NONSTATE系数k0包括两种影响效应:根据政治观解释所推导出的政府干预效应以及根据经理人观解释所推导出的代理效应。但是,如果在模型中对变量MAC加以控制,从而剥离出代理效应,那么,NONSTATE的系数k就只代表政府干预效应。主要逻辑是:如果在变量MAC被控制的条件下,k系数未通过检验,就说明代理效应是主要影响机制;如果MAC的系数n未通过检验而k通过检验,就说明政府干预效应是主要影响机制。如果k和n都显著,就说明两种效应都是国企混合所有制改革影响创新投资的作用机制,需要对两种影响效应的相对重要程度进行比较,从而最终确定两种不同解释的有效性。
表4是对模型1、模型2、模型3的检验结果。第(5)列检验是表3第(1)列检验的复制,非国有股权比例(NONSTATE)系数在1‰显著性水平上显著为正,估值系数为0.139,结果和前文分析相符,说明提高非国有股权比例对于国有企业创新投资水平具有积极影响。在第(6)列中,非国有股权比例(NONSTATE)系数在1‰显著性水平上估值系数为-0.461,表明提高非国有股权比例有助于降低经理人代理成本。在第(7)列中,非国有股权比例(NONSTATE)在1‰显著性水平上仍显著为正,而估值系数从0.139降到0.060。
表4 混合股权制衡度影响企业创新投资的机制
变量(5)(y=R&D)(6)(y=MAC)(7)(y=R&D)CONSTANT2.926∗∗∗-1.310∗∗∗1.351∗(3.782)(-3.565)(1.967)NONSTATE00.139∗∗∗-0.431∗∗∗0.060∗∗∗(3.436)(-3.566)(2.982)MAC-0.183∗∗∗(-3.716)SIZE0.252∗∗∗0.132∗∗∗0.218∗∗∗(3.876)(2.963)(3.351)LEV-0.289∗-0.231∗∗∗-0.281∗(-2.158)(-0.971)(-2.129)ROAt-10.2710.1910.257(0.452)(0.892)(0.386)CEOP0.133+0.088∗0.026+(1.952)(2.205)(1.891)ESH0.087-0.217∗0.091(0.276)(-2.182)(0.312)INDIR0.267+-0.287∗0.313∗(1.951)(2.231)(2.267)IND/YEAR控制控制控制F值17.503∗∗∗16.279∗∗∗17.776∗∗∗Adjusted R20.1980.1820.202
以上统计回归结果表明,国有企业实施混合所有制改革、提高非国有股权比例有助于降低经理人代理成本,进而提高其创新投资水平。如果提高非国有股权比例只是凭借缓解经理人代理成本产生影响,那么在MAC被控制后,非国有股权比例变量NONSTATE系数将变得不再显著。但从统计回归数据可以看出, NONSTATE系数k仍显著为正。结果表明,即使忽略经理人代理成本的影响,企业创新投资水平同样可以从非国有股比例提升中获得改善性影响。也即,政府干预效应(政治观解释)同样是改善国企创新投资的作用机制。
在前文分析的基础上,本研究从数量上对两种影响机制哪个占主导地位进行检验。检验程序分两步进行:第一步是分别检验非国有股权比例通过两种作用机制引致创新投资水平的改变程度;第二步是对两种不同效应所引致的企业创新投资水平改变程度差异进行对比。从检验模型看,模型3中NONSTATE的估计系数k为非国有股权比例受政府干预效应影响而引起的企业创新投资水平变动。经理人代理效应问题引起的企业创新投资水平变动为模型(2)中NONSTATE估计系数m与模型(3)中MAC估计系数n的乘积。参照Cameron & Trivedi(2005)的研究进行显著性检验,其中H0 : k=0采用直接回归方法检验,H0:mn=0和H0 :mn-k使用Bootstrap法,通过反复抽样1 000次进行检验,结果如表5所示。
表5 政府干预效应与代理效应比较
影响效应假设(8)对应表4第7列非国有股权通过政府干预效应引起的创新投资变动k0.060∗∗∗H0 : k=0(2.982)非国有股权通过代理效应引起的创新投资变动mn0.079∗∗∗H0 : mn=0(3.026)政府干预效应和代理观效应引起的生产率变动之差mn-k0.019∗∗∗H0 : mn-k=0(2.752)
表5第8列数据表明,非国有股权通过政府干预效应引致创新投资水平变化的系数k显著为0.060,但通过代理效应引致的创新投资水平变化mn显著为0.079,两种不同影响效应引起的企业投资水平变动差异显著为0.019。进一步看,政府干预效应在总效应中约占43.2%(0.060/(0.079+0.060)),经理人代理效应约为56.8%,数据表明经理人观解释占主导地位。
(3)稳健性检验。为规避主要变量间可能存在的内生性问题所产生的消极影响,参照已有研究,本研究将模型(1)、模型(2)、模型(3)构建联立方程,用3SLS进一步检验。将处理程序分为两个阶段:第一步是将模型(1)中的解释变量NONSTATE变更为MAC,检验非国有股比例影响创新投资的经理人代理效应。在此基础上,第二步是在模型中同时加入NONSTATE和MAC两个变量,检验在经理人代理效应之外,非国有股权对创新投资作用机制是否掺有政府干预的影响。考虑文章篇幅,只列出检验过程中第二步联立方程式:
检验模型(4)中各指标说明参照上文,具体结果见表6。
估计结果显示,在第9列中,代理成本方程中NONSTATE的系数及创新投资方程中MAC的系数均通过统计性检验,又一次明确了经理人代理效应的存在。进一步看,在第10列,代理成本方程中NONSTATE的估值系数显著,为-0.410。创新投资方程中NONSTATE和MAC的系数也都显著,这也再次反映出两种效应皆为混合所有制改革影响国有企业创新投资的作用机制。使用前文检验方法再一次检验,数据结果表明代理成本效应仍然是主要作用机制。
表6 非国有股权比例影响企业创新投资的机制检验:3SLS
变量(9)(10) 创新投资方程估计结果(被解释变量R&D)MAC-0.182∗∗∗-0.422∗∗(-3.711)(-2.802)NONSTATE0.061∗∗∗(2.985)Adjusted R20.1870.193代理成本方程估计结果(被解释变量MAC)NONSTATE-0.431∗∗∗-0.410∗∗∗(-3.567)(-3.281)Adjusted R20.1850.189
本研究以中国国有上市公司为样本,分析国有企业实行混合股权结构与企业创新投资的关系。经验证据表明,国企进行混合所有制改革、提高非国有股权比例能够影响企业投资决策,进而增加创新投资。但不同类型混合所有权方式对国有企业创新投资水平的影响具有明显差异:外资+国有以及外资+民营+国有混合所有权结构对企业创新投资改善具有积极影响。但当混合股权结构中只有民营股东时,非国有股权比例与国企创新投资间的关系不具备统计学意义上的显著性。本文还进一步研究了国企混合所有制改革后,非国有股权比例如何影响企业创新投资及其作用机制,区分了政治观解释和经理人观解释的差异性。通过检验发现,代理效应在总效应中占比高于政府干预效应,代理效应是国企进行混合所有制改革、提高非国有股权比例影响企业创新投资的主导机制,即经理人观对国有企业创新问题的解释力更强。
本研究贡献在于拓展了关于国企创新投资动因的分析,对国企混合所有制改革争论给出了经验证据。当前,关于混合所有制改革中,非国有股权究竟占多大比例的问题还存在一定争议。考虑到创新行为对企业发展的重要性,本研究实证检验了混合股权结构对企业创新投资的影响,有助于更为全面地认识所有权安排对于改制企业发展的重要性。在此基础上,进一步检验现有政治观和经理人观在解释国企创新投资水平方面的差异性,数据检验结果为两种解释研究提供了新经验证据。
本研究不足之处在于:根据现有文献研究成果,只考虑了国企混合所有制改革带来的政府干预效应和代理效应两种作用机制。事实上,可能还存在第3种影响机制,而本研究并未进一步细分,未来研究可以沿着这个方向展开探索。
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