垄断性国有企业混改对信息噪音的影响研究_史婧.pdf

第 25 卷第 2 期2023 年 3 月大 连 民 族 大 学 学 报Journal of Dalian Minzu UniversityVol 25，No 2March 2023收稿日期:2022 06 04;最后修回日期:2023 01 16作者简介:史婧(1996 )，女，河北井陉人，西北民族大学管理学院硕士研究生，主要从事财务管理研究。通讯作者:陈萍(1966 )，女，甘肃会宁人，教授，硕士生导师，主要从事财务管理与决策优化研究，E mail:1030119751 qq com。文章编号:2096 1383(2023)02 0123 06垄断性国有企业混改对信息噪音的影响研究史婧，陈萍，陈田田(西北民族大学 管理学院，甘肃 兰州 730030)摘要:采用文献研究法对相关问题进行研究发现，由于垄断性国有企业与其他国有企业在授权管控的方式及程度上有所不同，对其进行混合所有制改革与信息噪音之间的影响研究更有意义。选取中国电力、石油、天然气、铁路、民航、电信、军工七大行业内 114 家垄断性国有企业为研究对象，以其 2013 2020年间的年度数据作为观测值构建面板数据，通过一系列实证分析方法研究垄断性国有企业混合所有制改革对信息噪音的影响。研究发现:垄断性国有企业中存在国有股东和非国有股东持股比例严重失衡的情况，且面临着企业之间混合所有制改革程度两极分化的局面;另外，垄断性国有企业混合所有制改革对信息噪音有显著的负向影响作用，其中股权多样性、非国有股东控制权变动程度、非国有股东持股比例均对信息噪音有显著抑制作用。关键词:混合所有制改革;垄断性国有企业;信息噪音中图分类号:F275 5文献标志码:Aesearch on the Impact of Mixed Ownership eform of MonopolyState owned Enterprises on Information NoiseSHI Jing，CHEN Ping，CHEN Tian tian(School of management，Northwest for Minzu University，Lanzhou Gansu 730030，China)Abstract:Using the method of literature research，this paper studies the relevant problems andfinds that due to the different ways and degrees of authorization and control between monopolystate owned enterprises and other state owned enterprises，it is more meaningful to study theimpact of mixed ownership reform and information noise Therefore，this paper selects 114 mo-nopoly state owned enterprises in Chinas power，oil，natural gas，railway，civil aviation，tele-communications and military industries as the research object，takes their annual data from 2013to 2020 as the observation value，construct panel data，and studies the impact of the mixed own-ership reform of monopoly state owned enterprises on information noise through a series of em-pirical analysis methods It is found that there is a serious imbalance between the shareholdingratio of state owned shareholders and non state owned shareholders in monopoly state owned enterprises，and they are facing the polarization of the degree of mixed ownership reformamong enterprises In addition，the mixed ownership reform of monopoly state owned enterpri-ses has a significant negative impact on information noise Among them，equity diversity，thechange in the degree of control of non state owned shareholders and the shareholding propor-tion of non state owned shareholders all have a significant inhibitory effect on informationnoiseKey words:mixed ownership reform;monopoly state owned enterprises;information noiseDOI:10.13744/21-1431/g4.2023.02.001在信息经济学领域中，噪音是指与原信息相背离或将原信息扭曲的信息。因此，信息噪音被定义为信息产生及传递过程中受非正常因素的干扰而产生的与客观状况相背离的信息，其存在会增加信息使用者对于信息内容的判断和决策难度1。程功2、王金龙3 等诸多学者均认为企业在经营过程中没有以客观的经营数据为基础，无法公正地对企业发生的各种经济行为和事项进行确认、计量和报告，难以做到准确而科学地进行信息披露，致使投资者所获取的企业财务信息里夹杂着信息噪音，很难真实反映企业的实际状况。而在行为金融学领域中，噪音则与信息相对立，强调用并不存在的因果关系来解释某个事件4。在金融市场中噪音的存在催生了利用其进行交易的投资行为。虽然有学者认为正是因为噪音交易才使得市场具有了流动性，但辛荣5、李战奇6 等诸多学者在研究中指出如果上市企业能提高财务信息披露质量，改善投资者与企业之间信息不对称的现状，就能降低噪音含量，驱逐噪音交易，继而达到稳定股价、提高市场效率的目的。由此可见，信息噪音问题归根究底与企业财务会计信息披露质量密切相关。2013 年，党的十八届三中全会提出要积极发展混合所有制经济，为中国国有企业深化改革指明了方向。在此背景下，国内学者们对国有企业混合所有制改革已经进行了诸多研究。其中，垄断性国有企业是指供水、供气、供热、通信、公共交通等产品(或服务)的提供者，隶属于各级国有资产管理公司，产品价格由国资委统筹安排。相较于其他国有企业，垄断性国有企业由国有资本授权经营，国有资本对其的管控力度远远高于其他国有企业，这使得垄断性国有企业中政治关联、“一股独大”“所有者缺位”问题更为突出，由此导致企业披露的信息中含有大量信息噪音的现象更为明显。因此，中央于 2017 年强调要在电力、石油、天然气、铁路、民航、电信、军工七大垄断性行业重点展开深化混合所有制改革。学者徐燕雯7、陈林8、张冰石等9 均在研究中表明，对垄断性国有企业进行混合所有制改革能够激励企业提高生产效率，降低对政府的政治依赖，进而提高企业会计信息披露质量，缓解信息不对称问题。在现有的关于混合所有制改革与信息噪音的研究中，王运陈等10 认为国有企业存在的政治关联、内部人控制、委托代理等问题使得对其进行信息噪音研究更有价值;李海海等11 指出军工企业混合所有制改革后股权结构的优化加强了企业财务信息披露效率，进而减少了信息噪音;周绍妮等12 研究发现混合所有制改革提升了国有企业的社会责任信息披露质量，降低了信息噪音的产生。总体上，对国有企业混合所有制改革程度与信息噪音所进行的研究较少，且都立足于所有国有企业进行探究。由于垄断性国有企业与其他国有企业在授权管控的方式及程度上有所不同，所以有必要对国有企业混合所有制改革进行分类推进。因此本文拟从垄断性国有企业混合所有制改革入手，研究其对信息噪音的影响，以期为垄断性国有企业混合所有制改革的推进提供相关的理论依据。一、理论基础与研究假设混合所有制是在同一经济组织中将不同产权主体相互融合、多元投资所形成的一种新型产权配置结构与经济形式13，而国有企业的混合所有制改革是以国有资本为主体，所有制结构多元化的过程14。混合所有制改革进程分为“混”和“改”两部分，“混”强调推动国有资本与其他各类资本的混合，达到优化企业股权结构的目的;“改”则强调通过优化企业结构，促进企业治理水平改善，最终实现企业核心竞争力的增强。从治理水平角度来看，单一的产权结构使国有企业难以形成完善的法人治理结构，通过混合所有制改革，企业内部形成股东、董事会、监事会相互监督制衡的机制，改善了企业治理水平，有效约束了“一股独大”可能导致的隐瞒或是谎报企业信息的行为15，进而实现信息披露质量的提高，即信息噪音的减少。基于此，提出如下假设:H1:垄断性国有企业股权多样性程度越高，企业信息噪音越少从内部人控制角度来看，国有企业的“所有者缺位”现象以及管理者的“自利”动机驱使管理者对会计信息质量进行干预，通过混合所有制改革，所有者缺位造成的内部人控制问题所导致的会计信息质量低下的现象会有所改善16，即约束企业信息噪音的产生。基于此，提出如下假设:H2:垄断性国有企业非国有股东控制权变动程度越高，企业信息噪音越少从政治关联角度来看，通过混合所有制改革421大连民族大学学报第 25 卷将非国有资本引入国有企业，提高了企业股权制衡度，有助于削弱国企的政治关联，有利于非国有股权监督并抑制国有企业内部为追求“个人政绩”最大化而披露虚假信息的行为17，一定程度上杜绝了企业信息噪音对企业实际状况的失真反映。基于此，提出如下假设:H3:垄断性国有企业非国有股东持股比例越高，企业信息噪音越少同时，综合上述理论分析，提出如下假设:H4:垄断性国有企业混合所有制改革程度越高，企业信息噪音越少二、研究设计1 样本和数据选取考虑到混合所有制改革的概念直到 2013 年才被正式提出，在此之后国有企业混合所有制改革才得到广泛推广和实施，并在电力、石油、天然气、铁路、民航、电信、军工七大垄断性行业重点展开。因此本文以2013 年为时间节点，在剔除了 ST企业、*ST 企业以及数据披露有缺失值的企业后，选取了这七大行业内 114 家垄断性国有企业2013 2020 年间的年度数据作为观测值，进行后续的实证分析。2 变量定义被解释变量:信息噪音(DA)。诸多相关文献表明对信息噪音问题的研究即为对企业会计信息质量的研究，而现有的会计信息质量的度量大多都基于盈余管理程度展开，因此本文拟采用 Dechow 18、黎来芳 19 等学者的测度方法，选用可操纵性应计项的绝对值对信息噪音进行量化，如下所示:TAi，t/Asseti，t=0/Asseti，t1+1(EVi，tECi，t)/Asseti，t1+2PPEi，t/Asseti，t1+i，t(1)NDAi，t=0/Asseti，t1+1(EVi，tECi，t)/Asseti，t1+2PPEi，t/Asseti，t1(2)DAi，t=TAi，t/Asseti，t1 NDAi，t(3)其中 i、t 分别为企业、年份;TA 为总应计项，等于营业利润减去经营活动现金净流量;Asset 代表资产总额;EV 为营业收入变动额;EC 为应收账款变动额;PPE 为固定资产原值;NDA 与 DA 分别表示非可操纵性应计项和可操纵性应计项的绝对值。运用模型(1)计算回归系数代入模型(2)、(3)，计算 DA。DA 越小，表明会计信息质量越高，即信息噪音越低;反之，则会计信息质量越低，信息噪音越高。解释变量:混合所有制改革程度。混合所有制改革可细分为控制权改革和所有权改革两种形式，因此，在对混合所有制改革程度进行量化时应同时从控制权变动和所有权变动进行。本文拟采用王立章等20、许晨曦等21 学者们的方法，选用Mixnum(股权多样性)、Change(非国有股东控制权变动程度)、Nonsoe(非国有股东持股比例)这三个变量同时对垄断性国有企业混合所有制改革程度进行度量。控制变量:本文借鉴了黎来芳19、池国华等22 学者的控制变量选取方法，将 Big4(是否采用四大审计)、Position(总经理、董事长是否同一人担任)、Lev(资产负债率)、OA(总资产报酬率)、Growth(营业收入增长率)、Size(企业规模)作为可能会对信息噪音产生影响的控制变量加入模型 1 5 进行研究。变量定义表见表 1:表 1变量定义表变量名称变量符号度量方法信息噪音DA通过模型 1、2、3 得到，其值越小表明信息噪音含量越低股权多样性Mixnum企业前十大股东涉及股权性质的种类数量，该值越大说明企业混改程度越高非国有股东控制权变动程度Change企业非国有股东控制权较上年同期的变动比例，该值越大表明企业混改程度越高非国有股东持股比例Nonsoe前十大股东中非国有股东持股比例，其值越大表示国企混改程度越高是否采用四大审计Big4采用四大审计则为 1，否则为 0总经理、董事长是否同一人担任Position同一人则为 1，否则为 0资产负债率Lev负债总额/资产总额总资产报酬率OA净利润/资产总额营业收入增长率Growth(本年营业收入 上年营业收入)*100%/上年营业收入企业规模Size资产总额的自然对数3 模型构建为了研究垄断性国有企业混合所有制改革与信息噪音之间的关系，本文构建面板回归模型如下:521第 2 期史婧，等:垄断性国有企业混改对信息噪音的影响研究DAi，t=0+1Mixnumi，t+2Controlsi，t+i，t(4)DAi，t=0+1Changei，t+2Controlsi，t+i，t(5)DAi，t=0+1Nonsoei，t+2Controlsi，t+i，t(6)其中，i 表示企业;t 表示年度;DA 为可操纵应计项的绝对值，用来衡量信息噪音;DAi，t表示 i 企业在 t 年度的信息噪音;0、0、0为常数项;1、2、1、2、1、2代 表 相 应 的 系 数;Mixnumi，t、Changei，t、Nonsoei，t均是模型中的解释变量，分别为股权多样性、非国有股东控制权变动程度、非国有股东持股比例;Controlsi，t为模型中的控制变量，i，t为误差项。三、实证研究分析文章中相关数据均来源于 CSMA 数据库，并运用 Stata16 0 数据处理软件对样本观测值进行下述实证研究。为了避免极端值对检验结果的影响，实证分析前先将所有连续变量进行了上下1%分位数的缩尾处理。1 描述性分析对面板数据进行描述性统计，结果见表2:表 2描述性统计结果variableNmeanp50sdminmaxDA91200180 010007601650282Mixnum91236504 000087120006000Change9120200000076822691040220Nonsoe91210 82866401088705905584Big491201880 000039100001000Position91200720 000025800001000Lev91205130 544019400730849OA91200370 034003300670141Growth91200840 058022504471164Size91214 5651434915981209719290通过分析表 2 数据可以得出:被解释变量 DA的均值为 0 018，中位数为 0 100，说明 2013 2020 年间信息噪音较低，但最小值最大值分别为0 165 和 0 282，存在样本企业间财务信息披露质量分化的情况;核心解释变量 Mixnum 的均值和中位数分别为 3 650 和 4 000，表明样本企业前十大股东的股权性质种类较为多样，但 Change、Non-soe 的最大值最小值相差较大，且两变量的标准差分别为 7 682 和 10 887，说明垄断性国有企业进行混合所有制改革的程度参差不齐;其中非国有股东控制权变动程度的均值为0 200，这说明大部分垄断性国有企业中非国有股东所持有的控制权比例在 2013 2020 年呈上升趋势;另外非国有股东持股比例的均值为 10 828，中位数为 6 640，代表企业中国有股东持股和非国有股东持股存在着较为严重的失衡情况。2 相关性分析为了避免多重共线性问题对回归结果的影响，本文对样本观测值进行了相关性分析和多重共线性检验，见表 3。分析结果可知:被解释变量 DA 与核心解释变量、控制变量之间存在着 1%显著水平及 5%显著水平上的显著相关性，且相关系数值普遍较低，均小于 0 5，变量之间不存在多重共线性问题，表明模型中的解释变量和控制变量能够较好的解释被解释变量 DA，该面板数据适合进行下一步的实证分析。3 面板回归分析豪斯曼模型和过度识别检验模型检验结果显示:本文应使用固定效应模型对样本观测值进行下一步实证检验。文章通过对模型 4、模型 5、模型 6 进行多元回归分析，进而研究垄断性国有企业混合所有制改革对信息噪音的影响。其结果见表 4:通过对上表的数据进行分析，模型 4 的回归结果中，对控制变量进行控制后，模型调整后的2为 0 538，拟合程度较好，股权多样性的回归系数为 0 083，在 5%的水平上显著，即股权多样性水平越高，信息噪音含量程度就会越低，证明了前文提出的假设 H1;模型 5 的回归结果中，模型调整后的 2为0 530，模型选取较为合适，非国有股东控制权变动程度的回归系数为 0 024，并在1%的水平上显著，说明非国有股东控制权变动程度对信息噪音有积极的抑制作用，非国有股东控制权变动程度越大，对信息噪音的抑制程度越明显，论证了前文提出的假设 H2;对模型 6 的回归621大连民族大学学报第 25 卷结果分析，调整后的 2为 0 536，拟合程度较好，模型选取较为合适，据此得出的结论较为可信，非国有股东持股比例对信息噪音影响为0 062，且在5%的水平上显著为负，表明非国有股东持股比例对信息噪音有显著负向影响，非国有股东持股比例的增加有利于信息噪音问题的改善，论证了前文提出的假设 H3。综合以上分析，可以论证研究假设 H4。表 3相关性分析结果DAMixnumChangeNonsoeBig4PositionLevOAGrowthSizeDA1Mixnum0 1771Change0 19000401Nonsoe0 1530 04700631Big40 2160 03200800 3461Position0 0350 030073*0 05601011Lev0 098008700280 0330 079*0 5211OA0 1930 0980055004000850 27400381Growth0 0450 0320020004301180 02301130073*1Size0 0980 01700600 2890 5560 042006301250 1121注:*、分别表示相关性在 10%、5%、1%的水平上显著。表 4面板回归结果变量模型 4模型 5模型 6Mixnum0083(2380)Change0024(2600)Nonsoe0 062(2 260)控制变量控制控制控制Constant0 060(0 180)0023(0740)0 026(0 820)squared0 5380 5300536注:括号内的数据为 t 值;*、分别表示相关性在 10%、5%、1%的水平上显著。4 内生性检验考虑到混合所有制改革在垄断性国有企业中的推行可能会对信息噪音的影响有滞后性，为使假设检验结果更具有说服力，本文在以上实证研究的基础上采用滞后一期的方法解决可能存在的内生性问题，即采用 2013 2019 年间的解释变量、控制变量数据和 2014 2020 年间的被解释变量数据构建新的样本观测数据对前文的研究假设进行重复实证检验。回归模型如下:DAi，t=0+1Mixnumi，t1+2Controlsi，t1+i，t1(7)DAi，t=0+1Changei，t1+2Controlsi，t1+i，t1(8)DAi，t=0+1Nonsoei，t1+2Controlsi，t1+i，t1(9)其 中，Mixnumi，t1、Changei，t1、Nonsoei，t1、Controlsi，t1、i，t1分别表示 i 企业在 t 1 期的股权多样性、非国有股东控制权变动程度、非国有股东持股比例、各控制变量和误差项，DAi，t+1表示 i企业滞后一期的信息噪音程度。运用以上模型对新形成的面板数据重新进行同前文一样的实证检验。其中，多元回归分析检验结果如表 5:表 5内生性检验结果变量模型 7模型 8模型 9L1 Mixnum0070(1348)L1 Change0064(1781)L1 Nonsoe0057(2480)控制变量控制控制控制Constant0235(1210)0275(1398)0 259(1334)squared036703660365注:括号内的数据为 t 值;*、分别表示相关性在10%、5%、1%的水平上显著实证研究结果显示:加入控制变量的模型(7)、(8)、(9)的调整后 2分别为 0 367、0 366、0 365，模型拟合度表现良好，检验结果可以较好得解释以上三个模型。股权多样性、非国有股东控制权变动程度、非国有股东持股比例与滞后一期的信息噪音程度在 1%或 5%的水平上呈现出显著负相关关系，说明解释变量对滞后一期的信721第 2 期史婧，等:垄断性国有企业混改对信息噪音的影响研究息噪音均存在不同程度上的抑制作用，再次验证了前文提出的假设，表明前文研究结果具有一定参考意义。四、结论本文采用电力、石油、天然气、铁路、民航、电信、军工七大行业内 114 家垄断性国有企业 20132020 年间的年度数据作为观测值构建面板数据，对垄断性国有企业混合所有制改革与信息噪音之间的影响关系进行了实证研究，分析得出以下几点结论:垄断性国有企业中混合所有制改革的程度参差不齐，存在严重两极分化的问题。且企业中国有股东持股和非国有股东持股存在着较为严重的失衡情况，极易导致由于企业内部政治关联、“一股独大”和“所有者缺位”现象引起的企业信息披露中含有较多信息噪音的情况。垄断性国有企业混合所有制改革对信息噪音有显著的负向影响作用，即垄断性国有企业混合所有制改革程度越高，信息噪音越低。其中股权多样性、非国有股东控制权变动程度和非国有股东持股比例均对信息噪音有显著的抑制作用，即股权多样性越多，非国有股东控制权变动程度越大，非国有股东持股比例越高，通过增加企业内中小股东的决策权和控制权，从一定程度上抑制企业内部的政治关联、“一股独大”和“所有者缺位”现象，达到改善企业信息质量，减少虚假信息和无效信息等信息噪音披露的目的。由此可见，大力推动垄断性国有企业混合所有制改革可以通过提高企业股权制衡度、削弱企业政治关联、改善企业治理水平、有效约束“一股独大”和“所有者缺位”的行为，进而摆脱企业信息披露不够真实有效和信息效率低下的困境，最终对提升企业信息质量、降低信息噪音披露有积极的促进作用，使企业的实际发展情况能够得到真实的体现，有助于保持垄断性国有企业的市场竞争力。参考文献:1赵志卫，付亮 审计信息噪音的表现及原因分析 J 商业时代，2011(29):115 116 2程功，张维 信息噪音、结构化模型与银行客户风险限额管理 J 中国管理科学，2008(2):30 36 3王金龙 沿边地区中小企业财务信息有用性研究 J 财会通讯，2013(34):23 25 4周爱民，张荣亮 行为金融学M 北京:经济管理出版社，2005:85 91 5辛荣，张强，陈彬彬 噪声交易者情绪、信息质量与市场多重进化均衡 J 系统工程，2016，34(4):9 17 6李战奇 噪声交易者对企业信息质量的敏感性分析 J 财会通讯，2021(9):77 81 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