國有資本參股能降低民營企業股價崩盤風險嗎?

■李世剛，鐘檸锘

一、引言

現有文獻指出，出于自利動機，管理層傾向于窖藏壞消息或者用信息披露管理的策略抬高股價，從而引發股價崩盤（趙璨等，2020）。這種單只股票價格崩盤還可能引發交叉傳染，導致投資者群體性恐慌（王化成等，2015），最終影響整個股票市場出現崩盤現象，從而產生系統性金融風險。而現有文獻發現，相對于國有企業，民營企業的風險承擔能力更弱，更容易引發系統性金融風險（張敏等，2015）。因此，如何有效降低民營企業股價崩盤風險，成為化解金融風險亟須解決的重要實踐問題。

為激發市場主體活力，促進資本市場有效運行，2015年國務院出臺《關于國有企業發展混合所有制經濟的意見》，明確提出鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業，因此越來越多的國有資本以參股的方式參與民營上市公司的經營。國有資本參股能夠為民營企業發展提供堅實基礎、實踐創新，提高民營企業治理能力，但并沒有理論和經驗證據證明其能否降低民營企業的股價崩盤風險。

可能的貢獻主要體現在以下方面：第一，以民營企業為研究對象，從國有資本參股的角度探究其對企業股價崩盤風險的影響，為混合所有制經濟改革的經濟后果研究提供新的經驗證據。第二，從紓解融資約束、優化公司治理、降低投資者和上市公司之間信息不對稱等角度，進一步揭示了國有資本參股民營企業對股價崩盤風險作用的影響機制，豐富了國有資本參股影響民營企業股價崩盤風險的相關文獻。目前，雖然已有學者證實了國有資本參股對民營企業的其他積極影響，但關于抑制股價崩盤風險方面的研究相對較少。

二、理論分析與研究假設

股價崩盤風險一直是受到廣泛關注的研究對象，現有文獻大多從信息窖藏理論展開闡釋。該理論認為，由于股東與管理層之間存在信息不對稱，當管理層出于自身利益有意隱藏公司負面消息時，延遲發布會導致負面信息堆積；一旦累積到臨界值，負面信息突然爆發，會造成公司股價暴跌，資源獲取和代理問題是導致管理層信息窖藏的主要動因。

首先，國有資本參股可以緩解民營企業融資約束，從而降低其股價崩盤風險。一般而言，受到融資約束越強的企業，其爭取獲得銀行授信的意愿越強，對銀行授信規模的變動就越敏感。這類企業有更強動機來選擇性披露信息，公開負面信息也會更謹慎。因為公開負面信息可能使銀行避險情緒上升，造成民企信貸可得性難度增加，更容易陷入流動性危機，引發財務風險，股價崩盤風險隨之上升（連玉君和蘇治，2009）。政府在行使行政和財政審批權等優質資源的分配權時，資源會向和其存在政治關聯的企業傾斜（田利輝和張偉，2013），而民營企業引進國有資本是與政府建立政治聯系的一種有效途徑。從資源依賴理論看，國有資本參股能幫助民營企業提高獲取資源的能力，包括幫助民企獲得更高的貸款金額、更長的貸款期限、更多的政府補貼和更大的稅收優惠（吳文鋒等，2009），為民營企業提供隱性的政府擔保。通過引入國有資本參股，民營企業不僅緩解企業融資約束，獲得顯性資源，還得到了隱性擔保；既緩解了民營企業資金融通的窘境，又在一定程度上降低了生產經營風險。

其次，國有資本參股民營企業可以改善公司治理，從而降低股價崩盤風險。一方面，建立多元化股權結構有利于在股東之間形成相互制約的局面，強化股東之間的監督作用；另一方面，國有資本參與公司治理，有利于完善公司內部的監督機制，對管理層進行有效激勵和約束，防止“內部人控制”問題發生，發揮國有資本的監督和治理作用（馬新嘯，2021）。出于保值增值的目的，國有資本背靠的投資機構或者國有企業會設立專門的參股股權管理部門（顧洋欣，2022），并根據參股企業的業態分門別類設置“專職董監事”，詳細獲取各參股企業營銷、管理、財務、風險控制等情況，嚴格把控民營企業的投資審核。此外，國有資本往往具有長期的視野格局，有利于幫助民營企業完善內部治理和內部控制制度，減少管理層機會主義行為（文雯和喬菲，2021）。這樣一來，國有資本參股降低了管理層窖藏信息和大股東的隧道挖掘行為的可能。

最后，國有資本參股可以降低投資者和上市公司之間信息不對稱的程度，提高信息披露質量，從而降低股價崩盤風險。從股價暴跌風險的信息窖藏理論看，信息不對稱是股價崩盤風險成因機理的關鍵特性之一。該觀點可以從兩個層面展開：一是基于不完全信息的理性預期均衡框架，二是基于投資者情緒和異質信念的行為金融學框架。前者認為市場參與者之間互相存在信息不對稱。由于交易成本阻礙了知曉部分信息的投資者進入市場，股價往往不能及時反映這部分隱藏的信息，而非知情交易者在面臨信息不確定性增大的情形時，會提高溢價要求（Yuan，2005），這種要求在隱藏的信息被揭示的共同作用下，會引起股價崩盤（Romer，1993）。后者認為，由于處理信息的不完全理性，投資者之間會形成異質的投資者信念。當樂觀預期主導市場時，股價不斷上漲形成泡沫，部分交易者獲取的信息受到市場約束機制的影響無法釋放，造成負面消息的累積，一旦出現打破信息層疊的觸發事件，壞消息集中釋放就會造成股價崩盤。而國有資本參股有較強的社會影響力，一方面，能吸引更多投資者關注，降低交易成本，從而降低外部投資者和民營企業之間的信息不對稱程度；另一方面，異質股東的加入和監管機制的完善也使管理層隱藏負面信息的難度加大，抑制了管理層隱藏負面信息的行為。此外，國有資本參股本身也具有強烈的信號暗示，為廣大投資者灌注投資信心（王雄元和何雨晴，2020）。

綜上所述，認為國有資本參股民營企業能產生資源效應、治理效應和信息效應，緩解民企的資源約束、優化公司治理、遏制管理層隱藏負面消息的高風險行為。據此，提出假設H1。

H1：限定其他條件不變的情況下，國有資本參股能夠降低民營企業股價崩盤風險。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于新《企業會計準則》于2007年開始正式施行，因此選取2007—2020年滬深A股民營上市企業作為研究對象。對數據進行如下處理：（1）剔除金融行業的企業樣本；（2）剔除ST、*ST、PT的企業樣本；（3）剔除數據庫及公司報告中不能確定股東股權性質的樣本；（4）剔除數據缺失的異常樣本。最終得到15172個年度樣本觀測值。上市公司實際控制人類別和前十大股東持股比例等數據來自CCER數據庫，其他數據來自CSMAR數據庫。為減弱異常值的影響，對連續變量進行了上下1%Winsorize處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股價崩盤風險

借鑒已有的研究方法，分別計算負收益偏態系數NCSKEW和收益上下波動率DUVOL，作為股價崩盤風險的兩大計算指標。首先，計算出股票i在第t周特有收益率Wi，t，具體分析過程如下：

其中，ri，t表示每一年第t周時股票i的收益率，rm，t表示在第t周的流通市值的加權平均市場資本收益率值。為控制股票非同步交易帶來的影響，考慮在模型（1）中增加市場收益率ri，t的滯后1期項、滯后2期和超前1項、超前2期項。εi，t代表殘差項，表示在股價變化中不能被市場所解釋的部分，是公司特質信息的表現。公司特有周收益率等于模型（1）中回歸殘差與1之和的自然對數，即Wi，t=ln（1+εi，t）。

然后，利用計算出來的Wi，t度量NCSKEWi，t和DUVOLi，t指標。負收益偏態系數NCSKEWi，t為公司i第t年股票周收益的負偏度，該數值越大，表明股價崩盤風險越高。企業i在t年的NCSKEWi，t的計算公式為：

其中，n為股票i第t年的交易周數。收益上下波動比率DUVOLi，t表示公司i第t周收益的漲跌幅波動比。對于企業i在某財政年度的周數t，低于年回報率平均值被稱為“下降”周，反之則為“上升”周。通過計算下跌和上漲周特質收益率的標準差，可以得到下跌波動率和上漲波動率。取下跌與上漲波動率之比的自然對數，即可得到DUVOLi，t值。該值越大，股價崩盤風險越高。

其中，nu、nd分別表示股票周收益率高于或低于年均收益率Wi，t的周數。

2.解釋變量：國有資本參股民營企業程度

以國有參股為解釋變量，分別從國有資本是否參股（STATE1）、國有資本參股比例（STATE2）和股權融合度（STATE3）等三方面來說明國有資本的參股情況。參考羅宏和秦際棟（2019）、曹越等（2020）的研究設計，通過收集前十大股東股權性質數據，建立解釋變量STATEi，t，以衡量國有企業混合所有制改革的程度。股權性質類別越多樣化，則國企混合所有制改革越深入。

（1）國有資本參股（STATE1）。通過設置虛擬變量來衡量是否有國有資本參股民營企業。若存在非控股地位的國有資本持股，則將其變量取為1，反之則為0。

（2）國有股比例（STATE2）。計算民營企業前十大參股中國有股東持股比例之和。

（3）股權融合度（STATE3）。以民營企業的前十大股東的國有股占比和與非國有股占比的比值度量股權的融合度。

3.控制變量

借鑒許年行等（2012）、Hutton et al.（2009）的成果，將公司規模（SIZE）、公司杠桿率（LEV）、公司盈利水平（ROA）、公司股票收益率（RET）、公司收益率的波動（SIGMA）、主營業務收入增長率（GROW）、市場化環境（MKT）、賬面市值比（BM）、月平均超額換手率（TURNOVER）、會計信息透明度（ABACC）、各省人均GDP水平（GDP）和股價暴跌風險衡量指標滯后一期（CRASHi，t-1）等12個變量作為控制變量，并同時控制了年度和行業效應。

表1 變量及變量定義說明

四、實證結果

（一）描述性統計

因變量NCSKEW與DUVOL的最小值和最大值分別是-2.352、1.757及-1.317、1.115，兩者的方差分別是0.704和0.475，說明樣本企業在個股股價崩盤風險水平上差異較大。民營企業前十大股東中是否含有國有股東虛擬變量（STATE1）的平均值為41.3%，表明當前在上市民營企業中，國有資本參股具有較大比重。STATE2的平均值和最大值分別為0.026和0.831，說明前十大股東中，國有股權占比最高達到了83.1%，已成為重要的參股力量，但總體來說，民企中國有股權占比依然普遍不高。STATE3的平均值、標準差分別為0.05和0.13，說明不同企業中國有股東對民營企業的制衡程度存在較大差異。由于國有股東持股比普遍較低，因此整體上制衡作用也偏低；最大值1說明部分民企中國有股東能對股東形成有效制衡。

（二）基準回歸分析

從表2的結果看，第（1）（4）列中國有資本參股民營企業（STATE1）的系數均在1%的水平顯著為負，表明國有資本參股顯著降低了民營企業股價崩盤風險，驗證了假設H1，說明有國有資本參股的民營企業在資本市場上具有穩定優勢。第（2）（5）列的結果顯示，國有資本的持股比例（STATE2）的回歸系數顯著為負，表明隨著國有持資本持股民營企業的比例提高，民營企業股價崩盤風險顯著降低，支持了假設H1。適當提高國有資本持股比例有利于平衡民營企業股東和管理層價值導向下的短視行為。此外，國有股比例的提高深化了民營企業和政府的聯系。列（3）（6）的回歸系數也證實了股權融合度（STATE3）與股價崩盤風險（CRASH）之間顯著為負的關系，假設H1得到了支持。這說明國有資本和民營資本的融合度越高，公司綜合治理能力越強，越能降低民營企業的股價崩盤風險。

表2 基準回歸結果

（三）影響機制檢驗①限于篇幅，所有控制變量的回歸結果留存備索。

1.融資約束

為驗證國有資本參股中融資約束的作用機制，參考Hadlock & Pierce（2010）的做法，以SA指數衡量民營企業融資約束的程度，SA指數越大，說明當年民營企業面臨的融資約束問題越嚴重。

其中，SA為融資約束指標。表3列示了國有資本參股、融資約束與企業崩盤風險的回歸結果，各模型整體顯著?？梢园l現，SA指數系數在1%水平上顯著為正，而國有資本參股各變量系數說明引入國有資本參股后，外界愿意為民營企業提供更低成本的融資資源，緩解了其研發投入過程中的融資約束，從而降低企業股價崩盤風險。

表3 國有資本參股、融資約束與民營企業股價崩盤風險

2.公司治理水平

借鑒周茜等（2020），運用主成分分析法，從監督、激勵、決策等角度構造綜合性指標來度量公司治理水平高低。以高管薪酬與高管持股比例來表示公司治理中的激勵機制；以獨立董事比例與董事會規模來表示董事會的監督作用；以機構持股比例與股權制衡度（第二至第五大股東持股比例之和與控股股東持股比例之商）來表示股權結構的監督作用；用董事長與總經理是否兩職合一來表示總經理的決策權力?；谏鲜?個指標，運用主成分分析法構建公司治理指數。將從主成分分析法中得到的第一主成分（GOV）作為反映公司治理水平的綜合指標。GOV得分越高，表示公司治理水平越好。

表4列示了國有資本參股民營企業各變量與公司治理水平綜合指標GOV的回歸結果，各模型整體顯著?？梢园l現，國有資本參股各變量（STATE）的系數均顯著為負。表明國有資本參股比例越高，公司治理的綜合水平越高，越具有影響民營上市公司的經營決策能力。這也說明，國有資本能通過公司治理渠道影響民營上市公司決策，進而影響并降低股價崩盤風險。

表4 國有資本參股、公司治理水平與民營企業股價崩盤風險

3.投資者-上市公司信息不對稱

投資者和上市公司之間信息不對稱程度越高，意味著經理人窖藏信息的可能性更大，向市場傳遞不準確信號的程度更高。其中主要手段是盈余管理，這可能造成會計報表的可靠性下降（Hutton et al.，2009），投資者難以準確判斷上市公司的真實狀況，提高未來股價崩盤的風險。通過國有資本參股，民營企業治理結構異質性提高，促進信息在資本市場中的流動與傳遞，降低投資者和上市公司之間信息不對稱程度，使股價不會大幅偏離其基礎價值（謝文武等，2020），進而降低股價崩盤風險。為檢驗上述機制是否成立，構建會計信息透明度指標（OPAQUE）作為投資者-上市公司信息不對稱的代理變量。

關于企業會計信息透明度的衡量方法，現有研究大多是基于Dechow et al.（1995）建立的橫截面修正的Jones模型，估計可操縱性應計利潤指標來辨識盈余管理的存在和程度。

其中，TACCj，t是j公司在第t年的總應計利潤，通過凈利潤-經營活動現金流量計算得到；TAj，t是j公司在第t-1年的期末總資產；ΔSALEj，t是j公司在第t年的銷售額變動；PPEj，t是j公司在第t年末的固定資產總額。使用模型（5）的估計系數，計算j公司t年的可操控應計利潤（DisAccj，t）。

其中，△RECj，t是應收賬款的變動，α、β1、β2是模型（6）的估計系數。采用可操控應計利潤絕對值的三年移動合計數來測算公司的會計信息質量，模型構建如下：

在此衡量方法下，OPAQUE越大，表示過去三年持續存在可操控應計利潤絕對值大的公司，從事盈余管理活動可能性越高，暗示其會計信息質量更差。

表5列示了會計信息透明度傳遞影響民營企業股價崩盤風險的回歸結果，各模型整體顯著?？梢园l現，會計信息透明度變量（OPAQUEi，t）的系數均顯著為正，表明國有資本參股的確提高了民營企業會計信息的披露程度和內外流動，減少了民營企業藏匿壞消息的數量和頻率，使投資者和上市公司之間信息不對稱的程度降低，從而降低了股價崩盤風險。

表5 國有資本參股、會計信息透明度與民營企業股價崩盤風險

（四）異質性分析①還做了CRASHi，t=DUVOLi，t的異質性分析，限于篇幅，結果留存備索。

1.內部控制水平的異質性

國有資本參股的作用效果可能會因內部控制水平的高低而產生差異。在內部控制水平較低的民營企業，國有資本參股產生監督效應效果可能更明顯，降低股價崩盤風險的效果更顯著。筆者采用“迪博內部控制與風險管理數據庫”中的內部控制指數（ICIndex）衡量內部控制質量，進行分組回歸。

若民營企業的內部控制指數高于同年度同行業民營企業的中位數，則內部控制虛擬變量IC賦值為1，為內部控制水平較高組；反之亦然。表6報告了以股價崩盤風險指標NCSKEW為因變量的回歸結果，從（1）—（3）列結果可以發現，若上市企業內部控制水平較高，盡管回歸系數為負，但沒有統計學意義；而第（4）—（6）列結果顯示，內部控制水平較低組的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。上述實證結果表明，內部控制水平較低的民營企業，受到國有資本參股的影響輻射效果更強，國有資本參股對股價崩盤風險的抑制作用更強。

表6 內部控制水平、國有資本參股與民營企業股價崩盤風險

2.民營化方式的異質性

企業的既往產權性質可能影響國有資本參股民營降低企業股價崩盤風險的程度。是否經歷過改制，可能會影響國有資本參股對股價崩盤風險的抑制力。如果企業從設立開始即保持民營性質，說明其發展過程中受國有資本影響較少，引入國有資本參股后可能對民營企業股價崩盤風險的抑制作用越強，而經歷過產權改制的企業引入國有資本的作用則相對更弱。

引入民營化虛擬變量PRIMED，如果企業是由國有性質民營化改制上市而來，則PRIMED=1；如果未經改制，則PRIMED=0。表7報告了以股價崩盤風險指標NCSKEW為因變量的回歸結果，從（1）—（3）列結果可以發現，上市企業如果曾經過民營化改制，盡管回歸系數為負，但并不具有統計學意義；而（4）—（6）列結果顯示，未經改制的民營企業的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。上述實證結果表明，對于未經改制的民營企業，國有資本參股對其股價崩盤風險的抑制作用更強。

表7 民營化方式、國有資本參股與民營企業股價崩盤風險

3.地區營商環境的異質性

在市場經濟條件下，優良的營商環境會吸引企業、人才、資金和項目等向該地區聚集，提高該地區的競爭力和創造力（楊仁發和魏琴琴，2021）。當營商環境優良時，企業防范股價崩盤風險意識更強，主動抑制股價崩盤風險的可能性越高，出現股價崩盤風險的可能性越低。因此推測，在營商環境較差的地區，民營上市企業引入國有資本參股對未來股價崩盤風險的抑制作用可能更強。

借鑒楊仁發和魏琴琴（2021）的方法，用宏觀經濟環境（人均GDP、平均工資水平、消費率、人均固定投資額、GDP增速）、市場環境（外貿依存度、全要素生產率、就業人數、融資約束）、基礎設施（人均城市道路面積、衛生機構床位數、供電能力、貨運總量）和政策環境（政府干預、企業稅收負擔）構建綜合指數營商-政策環境ENVIRONMENT_Index。當 分 年 度 行 業 的ENVIRONMENT_Index高于中位數，則為營商環境較好組，ENVIRONMENT=1；反之為營商環境較差組，ENVIRONMENT=0。分別將營商環境較好組和營商環境較差組進行回歸。表8結果顯示，若民營企業所在的地區營商環境較差，則國有資本參股抑制其股價崩盤風險的作用更顯著。

表8 營商環境、國有資本參股與民營企業股價崩盤風險

（五）穩健性檢驗①此外，還做了替代被解釋變量、二維聚類調整、滯后一期法、控制行業年度趨勢等穩健性檢驗，限于篇幅，結果留存備索。

1.替代變量

為驗證上述實證結果的可靠性和穩健性，重新構建解釋變量STATE4，采用前十大股東中國有資本持股比占第一大股東持股比的比值表示，用以替代前文的國有資本參股民營企業程度解釋變量。用STATE4代入重新回歸，回歸結果顯示，STATE4的回歸系數分別是-0.0428和-0.0208，均在1%的水平顯著為負，與表2中多元基準回歸結果一致，表明替換了解釋變量用作基準回歸的代理自變量后，假設H1依然得到支持。

2.樣本選擇偏誤與內生性問題

為控制樣本選擇偏誤問題對研究結果的影響，采用Heckman-IV法，以同時克服樣本自選擇問題和遺漏變量對研究結論的影響。

在Heckman第一階段的選擇模型中，選擇了影響民營企業是否引入國有資本參股的影響因子，包括同行業同年度國有資本持股比例均值（MSTATE）、公司規模（SIZE）、公司杠桿率（LEV）、盈利水平（ROA）、公司股票收益率（RET）、周均收益波動率（SIGMA）、主營業務收入增長率（GROW）、市場化環境（MKT）、賬面市值比（BM）、月平均超額換手率（TURNOVER）和會計信息透明度（ABACC）及年度和行業效應，計算逆米爾斯比率（IMR），并將其作為控制變量參與下一步工具變量回歸。

公司股價崩盤風險較低的企業本身經營狀況、公司治理等方面均可能表現良好，因此可能更能吸引國有資本參股，從而導致互為因果的內生性問題。為解決互為因果關系導致的內生性問題，采用剔除自身企業樣本值后，計算相同行業、相同年份其他民營企業的國有資本參股情況、國有資本持股水平和國有股權融合度的均值（N_STATE）作為工具變量進行回歸，以解決內生性問題。從相關性看，同行業的公司面臨相似的外部環境和行業特征，股價崩盤風險具有一定的相關性，故滿足相關性原則。此外，沒有證據表明其他行業公司的股價崩盤風險會影響本公司的股價崩盤風險，故滿足外生性原則。

將逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量參與工具變量法回歸，工具變量法第二階段的回歸結果顯示，各模型整體顯著?？梢园l現，逆米爾斯比率（IMR）的系數均在1%水平上顯著為負，表明的確存在樣本選擇偏差。在控制了樣本選擇偏差后，國有資本參股各變量（STATE1、STATE2和STATE3）仍然顯著為負，進一步說明了在控制樣本選擇偏差后，假設H1依然得到支持，具有較強穩健性。采用剔除自身樣本的同行業、同年度均值的民營企業國有資本參股樣本作為工具變量來控制反向因果關系后，國有資本參股各變量（STATE）的系數仍然顯著為負。這表明，控制可能存在的反向因果關系后，國有資本參股仍然能顯著降低股價崩盤風險，假設H1仍然得到支持。

五、結論與建議

研究結果表明，國有資本參股降低了民營企業的股價崩盤風險，并通過緩解融資約束、優化企業公司治理、降低投資者與上市公司之間信息不對稱程度等渠道，進而抑制民營企業股價崩盤風險。異質性分析表明，國有資本參股在內部控制水平較低、未經民營化改制的民營企業更能發揮作用，并且在處于營商環境較差的地區，國有資本參股對民企股價崩盤風險的抑制作用更加顯著?；诖?，提出以下建議：

第一，重視國有資本參股民營企業的積極作用，發揮國有資本的金融風險“穩定器”效果。民營企業的股價崩盤風險不僅會影響民營經濟的健康發展，還會影響整個資本市場的穩定。第二，重視國有資本參股對內控較弱、未經改制的民營企業的積極作用。國有資本可以適度參股具有以上特征的民營企業，以降低民營企業的股價崩盤風險，從而更有效降低整體的金融風險。第三，重視并持續推進營商環境建設與優化。各地應根據自身發展的實際情況，持續推進營商環境和政策環境的建設與優化，最大程度發揮國有資本參股民營企業的積極作用。