“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效_王艳.pdf

“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效*王艳1，2年洁3杨明晖4(1 广东外语外贸大学会计学院，广东广州510006;2 广东外语外贸大学粤港澳大湾区会计与经济发展研究中心，广东广州510006;3 广东外语外贸大学经济贸易学院，广东广州510006;4 广州城市理工学院国际商学院，广东广州510800)内容提要:本文用“进入权”对非国有股东委派的董事“赋权”，考察非国有股东参与国有企业董事会治理的局限，以 20072021 年 A 股国有上市公司为研究对象，考察并购前后“非国有派”董事的变化对国有企业并购非国有企业的混合所有制并购绩效的影响。实证结果表明:并购后三年，随着“非国有派”董事在董事会占比的提高，国有企业的混合所有制并购绩效显著提升，该结论在更换核心变量、改变模型、扩大样本区间以及使用上市公司治理准则 DID 政策冲击检验后，依然稳健。机制研究结果表明，并购后“非国有派”董事人数的增加可以提高监督治理水平(增加董事会召开次数并降低国有大股东超额委派董事)，优化战略决策效果(促进数字化转型并深化三项制度改革)，增强资源供给能力(缓解税收负担和融资约束)。拓展性分析发现，“非国有派”董事积极参加混合所有制并购带来的并购绩效提升，最终能够做强做优做大国有企业、增强国有企业的活力及抗风险能力，推动国有企业高质量发展。本文的研究结论为国有企业在混合所有制并购中实现资本的有序扩张以及保障“非国有派”董事的话语权，提供了相应的经验借鉴与政策启示。关键词:国有企业“非国有派”董事混合所有制并购绩效中图分类号:F272.3文献标志码:A文章编号:10025766(2023)03008720收稿日期:2022 03 14*基金项目:国家社会科学基金重大项目“深化混合所有制改革的机制创新和实践路径研究”(21ZDA039)。作者简介:王艳，女，教授，博士生导师，会计学博士，管理学博士后，研究领域为混合所有制改革与公司治理，电子邮箱:yan wang gdufs edu cn;年洁，女，博士研究生，研究领域为混合所有制改革与公司治理，电子邮箱:nianjiea 163 com;杨明晖，男，副教授，管理学博士，研究领域为公司治理与企业价值，电子邮箱:yangmh gcu edu cn。通讯作者:杨明晖。一、引言随着中国经济进入新常态，党的十九大报告指出要“优化存量资源配置”。并购成为企业整合存量资源和优化资源配置的重要方式(刘昕和潘爱玲，2020)1，存量资源的价值再发现也显得尤为重要。根据不完全契约理论，并购双方存在有限理性，签订的契约并不完备，而且并购的契约生效和交易在先，创造价值在后，并购绩效的提升存在一定的不确定性。并购是否能够提升企业绩效、如何提升企业绩效仍存在争议。就产权性质而言，国有企业是国家经济的命脉，对存量资源的整合肩负义不容辞的使命，理应在提升资源配置效率和并购创造价值方面做出表率。但是国有企782023 年 第 3 期业的并购较为复杂，可能包含追求绩效、社会稳定和经济安全等多因素考量(林毅夫和李志赟，2004)2。复杂动因和其他干扰因素带来了国有企业并购绩效结论不一致的问题，如曾敏(2022)3 认为国有企业并购绩效会高于民营企业并购绩效;但逯东等(2019)4 发现国有企业的并购活动并未增加企业价值。总体而言，国有企业并购绩效还是一个“黑匣子”，而分类研究并购动机可能是破解“并购绩效之谜”的关键因素。改革开放以来，市场机制在资源配置中的重要性日趋凸显，党的十四大报告提出要让市场在资源配置中起到基础性作用，党的十八届三中全会指出要充分发挥市场在资源配置中的决定性作用。国有企业的并购中恰好有一类充分体现了市场机制，即国有企业并购非国有企业的混合所有制并购，这类并购是存量资源重组式产权改革，可以通过并购整合促进并购双方的生产要素融合并形成要素禀赋比较优势(王艳，2016)5。国有企业由于产权特征可能拥有更多的资源禀赋和资金优势(吴秋生和独正元，2019)6，非国有企业可能拥有后发企业追赶能力或者互补性资源而被并购(卫婧婧，2017)7。然而，在国有企业并购非国有企业的生产要素整合中，产权性质的差异和资源禀赋的不同，难免会“和而不同”，导致管理难、治理难、整合难，并购难以达到预期目标。2002 年美国塞班斯法案通过以后，世界各国逐渐形成了董事会中心主义的公司治理模式，在股东和管理层两层代理关系中嵌入董事会，形成了董事和股东、董事之间、董事与经理层的三层治理体系(张华等，2018)8。与此同时，委派董事进入董事会成为股东掌握实际话语权的重要方式(逯东等，2019)4。在解决国有企业并购非国有企业的混合所有制并购难题中，非国有股东有动机委派“逐利”的董事进入国有企业董事会，“国有派”和“非国有派”董事的异质性会导致董事会断裂带的形成(Lau 和 Murnighan，19989;梁上坤等，202010)。处于断裂带中的“非国有派”董事能否提高董事会决策的有效性和科学性，能否在并购整合中发挥作用，从而推动国有企业混合所有制并购绩效提升?本研究拟对这一关键问题进行探讨和解答。为回答以上问题，本文借助中国资本市场渐进式开放和持续全面深化国有企业市场机制改革形成的“自然实验”环境，以 20082016 年发生的 A 股国有上市公司并购非国有企业事件为研究对象，采用手工收集的非国有股东委派董事数据，考察并购后三年，董事会中“非国有派”董事在董事会中占比的变化对国有企业混合所有制并购绩效的影响及内在的作用机理。本文的目的是揭示“混股权”和“改机制”相融合的国有企业市场化改革如何通过并购实现自身的价值创造。实证研究发现，在国有企业并购非国有企业的混合所有制并购事件中，“非国有派”董事通过在董事会中发挥监督治理职能、战略决策职能和资源供给职能，提高了并购后的绩效。经济后果检验表明，随着“资本+生产要素”相融合的混合所有制并购成功，国有企业能做强做优做大，增强活力和抗风险能力，实现高质量发展。相较于已有相关文献，本研究的主要贡献在于:第一，在国有企业市场化改革的视域中，为研究国有企业混合所有制并购绩效影响因素提供了新的视角。已有研究发现国有企业实施混合所有制改革能够提升并购绩效(逯东等，20194;马勇等，202011;李济含和刘淑莲，202112)，而且国有企业在混合所有制改革中选择并购民营企业可以实现社会福利最大化(陈晓珊，2017)13，但鲜有文献以混合所有制改革的“改机制”为视角，从所有权配置与进入权配置相匹配出发，用“进入权”对“非国有派”董事赋权，并基于管理学领域的断裂带理论研究董事会中心主义下“非国有派”董事对国有企业混合所有制并购绩效发挥的作用。本研究剖析了非国有股东委派的董事为追求商业利益参与公司治理，为国有企业并购非国有企业后如何提高并购绩效提供了有益的文献补充。第二，为非国有股东委派董事参与国有企业治理的经济后果提供了增量研究。已有研究发现非国有股东委派的董事影响了国有企业的高管薪酬激励和双元创新等(蔡贵龙等，201814;马连福88王艳，年洁，杨明晖“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效“国有派”董事指代国有股东委派的董事，“非国有派”董事指代非国有股东委派的董事，下同。和张晓庆，202115)，有助于提升国有企业并购绩效(马勇等，2020)11，但是鲜有研究聚焦于国有企业并购非国有企业的混合所有制并购绩效开展研究。本文通过分析“非国有派”董事对国有企业混合所有制并购绩效的影响，丰富了国有企业混合所有制改革中非国有股东治理的研究框架和作用范围。第三，探索了“非国有派”董事在董事会中发挥职能的作用机制，打开了“非国有派”董事提高混合所有制并购绩效的黑箱。以往研究对董事或者董事会职能的研究大多局限于监督和咨询(谢获宝等，201916;芦雅婷，201917)，本研究基于 Zahra 和 Pearce(1989)18 提出的董事会具有监督治理职能、战略决策职能和资源供给职能，实证检验国有企业混合所有制并购背景下“非国有派”董事提升公司治理水平的内在机理，更加全面地衡量了董事在董事会中发挥作用的机制。二、理论基础与研究假设1 理论基础随着企业的发展，从产权理论中发展出来的“不完全契约理论”由于将讨价还价的能力锁定在对专用资产(物质资产)的控制力，越来越显示出该理论的局限性，如在促进企业专用资产(人力资本)投资方面“股东至上主义”并非最有效。ajan 和 Zingales(1998)19 基于新范畴“进入权”(access)提出了进入权理论，该理论充分注意到人力资本的重要性，但其与人力资本理论不同的是，它不仅仅从人力资本角度阐述企业及公司治理的理论和实践问题，还重点从权力的来源、权力的配置机制角度进行论述。hodes-Kropf 和 obinson(2008)20 采用产权理论对并购事件进行研究，发现企业可以通过并购获取互补性资源，这有利于企业通过更有效率的资源配置，扩散并增强协同效应。在我国，国有企业和非国有企业的资源禀赋不尽相同且各具优势，因此混合所有制并购恰好可以实现不同所有权性质企业的优势互补，实现两者的融合和共同发展。在国有企业混合所有制并购中，国有企业倾向于优先选择未来股东收益较高的并购项目(eddy 等，2016)21，优质的非国有企业基于转换产权身份及突破资源壁垒等考量，也乐于被国有企业收购。相应地，国有企业收购方和非国有企业被收购方可以充分利用市场机制促进“资本+生产要素”的整合，进一步释放要素市场化红利，实现国有企业与非国有企业的共同发展。然而，实务界和理论界的经验证据表明，国有企业混合所有制并购与其他混合所有制改革相似，仍然存在“混而不合”的难题(王艳，20165;Jian 等，202122)。本研究认为，有必要将基于产权理论延伸出来的进入权理论与混合所有制并购理论相结合，遵循“制度情境 理论分析 机理构建”的研究思路，形成新的理论框架。具体而言:第一，在国有企业全面深化混合所有制改革的进程中，随着非国有资本进入国有企业，寻求私人利益的非国有股东通过“进入权”机制委派董事到国有企业，使得各类资本的代理人与核心资源(进入权、专用投资和所有权)相联系，产生了不同于普通市场合约的特别权力(ajan 和 Zingales，2001)23。第二，“非国有派”董事进入国有企业董事会后，“国有派”和“非国有派”董事的异质性会导致董事会形成断裂带(Lau 和 Murnighan，19989;梁上坤等，202010)。根据断裂带理论，要想形成统一的观点，董事会成员必须重新审视自己的立场，分析反对意见，深入了解、掌握决策和方案，从而激发公司整个管理团队的学习行为(Gibson 和 Vermeulen，2003)24。第三，国有企业混合所有制并购不同于一般混合所有制改革方式之处在于，不仅要“混股权”，更要“混生产要素”，而在并购整合中激活收购方和被收购方的存量资源价值再创造能力，混合所有制改革“改机制”的作用不可忽视，这需要将“进入权”与“断裂带”理论运用到董事会中心主义的治理效应研究中，剖析董事会中的“非国有派”董事影响国有企业混合所有制并购绩效的内在逻辑和具体作用路径。982023 年 第 3 期2 研究假设在国有企业并购非国有企业的活动中，由于董事会是企业最重要的决策机构，非国有股东要想拥有“话语权”，必须拥有董事会权力(逯东等，2019)4。非国有股东凭借董事会席位拥有参与国有企业重要生产经营决策相关事项的投票权，可以更直接、更高效地为非国有股东“发声”提供保障。非国有股东参与董事会各项议案表决，如对国有企业是否选择优质并购项目以及并购整合中的相关活动发表具体意见，这在一定程度上会提高其参与并购决策的有效性，助力利润最大化目标的实现(Kim 等，2014)25。所以，理性的非国有股东为保障其“话语权”，有动机委派董事“进入”国有企业董事会。进一步地，“进入权”机制下“非国有派”董事的专业经验、价值观念及行为方式，均体现出股东利润最大化的理念，与“国有派”董事的行为逻辑可能并不完全一致，二者在董事会中会形成断裂带(Lau 和 Murnighan，19989;梁上坤等，202010)。同时，本研究认为，国有企业基于市场化改革动机并购非国有企业，异质性明显的“国有派”董事与“非国有派”董事最终会基于“理性经济人”目标在董事会中达成共识，断裂带中的“非国有派”董事在市场机制占主导的并购整合中有能力影响董事会的行为和决策，“国有派”董事在董事会中集权的局面亦将被逐渐打破，呈现出董事会中心渐进回归的公司治理趋势。换言之，“非国有派”董事的董事会治理能力最终会体现为国有企业混合所有制并购绩效的提高。Zahra 和 Pearce(1989)18 将董事会的职能总结为监督职能、战略决策职能和资源供给职能。基于此，本研究认为“非国有派”董事提高国有企业混合所有制并购绩效的作用机理，是“非国有派”董事通过履行这三项职能充分发挥了保障“股东利润最大化”的治理作用。首先，就监督职能而言，以“股东利润最大化”为经营目标，非国有股东对国有企业管理层的努力程度以及机会主义行为具有强烈的监督动机(崔永梅和余璇，2011)26，非国有股东通过委派董事进入公司内部决策核心，实质性参与国有企业公司治理，可以保障其话语权，有效发挥监督作用(蔡贵龙等，2018)14。而且，非国有董事的“利润最大化”行为特征能够增加国有企业内部人牟取私利的难度，发挥监督制衡的作用(吴秋生和独正元，2022)6。因此，在国有企业混合所有制并购中，非国有股东有动力亦有能力通过委派董事的形式持续发挥监督职能作用，避免国有企业高管因现行的激励机制不完善等原因而聚焦于短期个人获益，缺乏长期参与并购绩效整合的耐心和行动力(李济含和刘淑莲，2021)12。其次，就战略决策职能而言，并购整合过程中，董事会成员需基于存量资源整合重新审视并制定新公司的战略和目标(崔永梅和余璇，2011)26。一方面，逐利的“非国有派”董事进入后，能够以更加市场化的视角参与企业战略决策，提出激活存量资源配置效率的战略决策方案(吴秋生和独正元，2019)6;另一方面，“非国有派”董事形成的董事会断裂带会以子群体的形式嵌入公司正式制度运作过程中，这个子群体长年在民营经济后发追赶的环境中成长，可能在企业数字化转型、减少人员冗余或市场化选聘人才等民营企业后发追赶优势明显的领域更具备能力，进而影响企业的战略决策方向(曹晓芳等，2022)27。再者，就资源供给职能而言，Hillman 和 Dalziel(2003)28 深入识别了董事会为企业提供的资源，将董事会的资源提供角色划分为智力资本和社会资本，并认为董事会资本代表了董事会参与企业决策的能力。此外，与资源基础理论和高阶梯队理论对话的文献也支持上述董事会资源供给职能的二分类标准(李维安等，2009)29。从智力资本来看，“非国有派”董事作为理性经济人，有能力在竞争市场中充分利用企业现有资源，如并购形成的新型母子公司下的税收差异(欧阳艳艳等，2022)30，实现利润最大化目标。从社会资本来看，天生的逐利性和后发企业追赶能力使“非国有派”董事善于挖掘并购形成的新型母子公司的人际关系网络等社会资本资源(徐鹏等，2020)31，为提高企业流动性和发挥市场机制的作用创造条件。总之，“非国有派”董事的智力资本和社会资09王艳，年洁，杨明晖“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效本供给职能，可以形成“理性经济人”核心竞争优势，在并购整合中提高董事会决策、治理的能力和质量，促进并购创造价值。根据上述分析，本研究提出以下假设:H1:国有企业并购非国有企业后，非国有股东委派的董事在董事会中占比越大，并购绩效越高。本研究的整体框架如图 1 所示。图 1“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效关系的逻辑框架三、研究设计1 样本选取本文拟考察“非国有派”董事对国有企业混合所有制并购绩效的影响，以20082016 年沪深 A股发生的国有上市公司并购非国有企业的事件作为初始样本。样本区间选择 2008 年为时间起点，主要有两个原因:一是 2007 年底完成的股权分置改革为非国有股东进入国有企业参与治理提供了契机;二是证监会于 2008 年发布了 上市公司重大资产重组管理办法，2008 年及以后年度的并购事件拥有相同的制度背景，便于开展研究。此外，本文考察了国有企业并购非国有企业 t 1、t 至t+5年的表现，因此本文实际研究样本期间为 20072021 年。本文在国泰安数据库(CSMA)“并购重组”数据的基础上，保留收购方是国有上市公司的数据后，再对被收购方进行如下判断:1)当被收购方并购前 t 1 年的控股股东为自然人时，则判断为非国有企业;2)当被收购方并购前 t 1 年的控股股东为法人时，再追溯实际控制人，如实际控制人为自然人或非国有法人，则判断为非国有企业。关于有企业混合所有制并购后“非国有派”董事占比变化值的数据，借鉴蔡贵龙等(2018)14 的方法进行手工收集判断和计算:其一，收购方国有企业并购前 t 1 年，如果前十大股东中非国有股东为自然人股东，则该股东兼任董事时视为非国有股东委派了一名董事;如果非国有股东为法人股东，则在年报中查找并匹配董事的股东单位及产权属性，以此判断该董事是否为非国有股东委派董事。其二，收购方国有企业并购后 t+3 年，如果非国有股东为自然人股东，则该股东兼任董事时视为非国有股东委派了一名董事;如果非国有股东为法人股东，则在年报中查找并匹配董事的股东单位及产权属性，以此判断该董事是否为非国有股东委派董事;从国泰安数据库(CSMA)中获得被收购方非国有企业并购前 t 1 年的自然人股东、董事、监事或者管理层名单，如果并购后 t+3 年上述人员出现在国有企业董事会名单中，则视为被收购方非国有企业委派了董事。其三，用第二步获得的国有企业并购后 t+3 年非国有股东委派董事占董事会比例减去第一步获得的国有企业并购前 t 1 年非国有股东委派董事占董事会比例，计算得到国有企业混合所有制并购后“非国有派”董事占比变化值。为保证数据的准确性和可靠性，在192023 年 第 3 期原始样本的基础上进行了如下筛选:首先，剔除并购未成功的样本;其次，同一公司同一并购宣告日可能宣告多宗并购事件，本文将多个并购事件合并为一个并购事件，只保留第一次并购的事件;第三，按照证监会发布的 上市公司行业分类指引(2012 年版)，剔除收购方分类为金融类公司的样本;第四，剔除并购当年被 ST 的样本;第五，剔除数据缺失的样本。经过上述筛选，本文最终得到国有企业并购非国有企业事件的有效样本 1740 个。为了避免极端值的影响，本文对所有的连续变量进行了上下 1%的 Winsorize 处理。2 模型设定与变量说明本文建立模型(1)用于检验董事会中“非国有派”董事对国有企业混合所有制并购绩效的影响，即检验假设 H1:BHA36=0+1D_NONSOE1，+3+iControls+jIndustry+kYear+(1)其中，被解释变量 BHA36 为国有企业混合所有制并购绩效。因部分并购为重大资产重组类并购且使用股份支付完成交易，根据上市公司重大资产重组管理办法 相关规定，部分战略投资者 36 个月不得转让股份，而且并购整合需要 3 5 年时间才能呈现出效果，为保证结果的客观性，并最大可能地保留有效观测样本，本文参考王艳和李善民(2017)32 的研究，采用企业在并购后t 年至 t+3 年表现出的市场绩效 BHA36 来衡量。其计算公式为:BHA36=36t=0(1+i，t)36t=0(1+p，t)(2)其中，t=0 表示并购当月，t=1 表示并购后一个月，以此类推;i，t为实施混合所有制并购的国有企业 i 在第 t 年的收益率;p，t表示对应组合的月收益率，采用交叉分组的方法计算。首先，根据公司在 t 年 6 月的流通市值规模，将公司从小到大排序并均分为五组;然后，根据公司 t 1 年年底的数据，计算公司的权益账面 市值比(每股收益/年末收盘价)，同样从小到大排序并均分为五组。因此每一年中，所有上市公司被划分成 25 组，最后分别计算每组的等权重月收益率 p，t。BHA36 计算的是国有企业 i 并购非国有企业后 0，36月内股票收益率超过对应组合收益率的值，衡量的是非国有企业进入国有企业后给国有企业带来的超额收益。解释变量 D_NONSOE1，+3 为并购前后董事会中“非国有派”董事比例的变化值，衡量方式为并购后 t+3 年与并购前 t 1 年非国有股东委派董事比例之差。董事会中“非国有派”董事比例指的是“非国有派”董事人数加总后得到的合计人数与董事会总人数的比例。本文预期“非国有派”董事对国有企业混合所有制并购绩效存在显著性影响，即预期 1显著为正。对于研究假设 H1，本文参考了并购绩效影响因素的相关文献，选取了国有企业混合所有制并购前和并购中的一些变量加以控制。其中，并购前的变量包括两权分离度(CSt 1)、第一大股东持股比例(FirstSharet 1)、两职合一(Dualt 1)、成立年限(EstablishAget 1)、上市年限(ListAget 1)、资产负债率(Levt 1)、公司规模(Sizet 1)、企业成长性(Growtht 1)和企业现金流(CashFlowt 1);并购中的变量包括相关性并购(Mergeatedt)、重大资产重组(MergeMajort)、跨省域并购(MergeProvincet)、技术并购(MergeInnovt)和并购价格(MergePricet)。最后，模型还设置了年份虚拟变量与行业虚拟变量，以控制时间效应和行业效应。各变量具体定义如表 1 所示。29王艳，年洁，杨明晖“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效 上市公司重大资产重组管理办法 规定上市公司原控股股东、原实际控制人及其控制的关联人，以及在交易过程中从该等主体直接或间接受让该上市公司股份的特定对象应当公开承诺，在本次交易完成后 36 个月内不转让其在该上市公司中拥有权益的股份，除收购人及其关联人以外的特定对象应当公开承诺，其以资产认购而取得的上市公司股份自股份发行结束之日起 24个月内不得转让。表 1变量定义变量类型变量名称变量符号变量定义与说明被解释变量国有企业混合所有制并购绩效BHA36第 i 企业并购后 t 年至 t+3 年的并购绩效解释变量非国有派董事比例D_NONSOE1，+3 第 i 企业并购后 t+3 年与并购前 t 1 年，非国有股东委派董事与董事会人数总和的比例之差控制变量两权分离度CSt 1第 i 企业并购前 t 1 年现金流权与控制权分离度第一大股东持股比例FirstSharet 1第 i 企业并购前 t 1 年第一大股东持股比例两职合一Dualt 1第 i 企业并购前 t 1 年董事长兼任总经理为 1，否则为 0成立年限EstablishAget 1第 i 企业并购前 t 1 年减企业成立年份之差上市年限ListAget 1第 i 企业并购前 t 1 年减企业上市年份之差资产负债率Levt 1第 i 企业并购前 t 1 年的总负债与总资产之比公司规模Sizet 1第 i 企业并购前 t 1 年的总资产取对数企业成长性Growtht 1第 i 企业并购前，(并购前 t 1 年主营业务收入 并购前 t 2 年主营业务收入)/并购前 t 2 年主营业务收入企业现金流CashFlowt 1第 i 企业并购前 t 1 年的经营性现金净流量与总资产之比相关性并购Mergeatedt第 i 企业第 t 年的并购是否为业务相关性并购，业务相关性并购为 1，业务非相关性并购为 0重大资产重组MergeMajort第 i 企业第 t 年的并购是否为重大资产重组，重大资产重组为 1，非重大资产重组为 0跨省域并购MergeProvincet第 i 企业第 t 年的并购是否为跨省域并购，跨省域并购为 1，省内并购为 0技术并购MergeInnovt第 i 企业第 t 年的并购是否为技术类并购，技术类并购为 1，非技术类并购为 0并购价格MergePricet第 i 企业第 t 年的并购价格，为收购方支付对价取对数年份虚拟变量YEA FE年份虚拟变量行业虚拟变量INDUSTY FE行业虚拟变量四、实证检验1 并购事件分布本文中的国有企业混合所有制并购的样本跨越了 20082016 年共 9 个会计年度，涵盖了中国证监会行业分类标准(2012)除金融业的 17 个行业，国有企业并购非国有企业的混合所有制并购事件在各年度和各行业的分布如表 2 所示。从年度分布来看，国有企业混合所有制并购事件在2014 年之后达到新高潮，这也从侧面说明以 2013 年党的十八届三中全会为序幕的国有企业第四轮改革，进一步提高了非公有制经济在国有企业改革中的参与度。从行业分布来看，国有企业混合所有制并购事件主要发生在 C(制造行业)中，有 909 件，占比 52.24%，因为制造业作为我国的传统行业，行业内的企业数量也较多。不难发现，P(教育行业)中的国有企业混合所有制并购事件数量最少，仅有 1 起，占比 0.06%，由于教育行业作为最近的新兴行业，国有企业混合所有制并购行为较少也在情理之中。392023 年 第 3 期表 2国有企业混合所有制并购事件的年度和行业分布年度并购事件数量(件)占比(%)行业并购事件数量(件)占比(%)行业并购事件数量(件)占比(%)200817610.11A291.67K915.23200918210.46B824.71L281.61201019711.32C90952.24M30.1720111659.48D1669.54N170.98201218410.57E462.64O20.11201318010.34F1247.13P10.06201420811.95G1045.98331.90201522913.16H170.98S291.67201621912.59I593.39合计1740100合计17401002 描述性统计表 3 列示了被解释变量、解释变量和控制变量的样本量、均值、标准差等描述性统计特征的结果。特别地，考虑到解释变量非国有派董事比例(D_NONSOE1，+3)是采用企业非国有股东委派董事与董事会人数总和的比例在并购后 t+3 年与并购前 t 1 年的差值衡量，而差值无法直观呈现并购前后非国有股东委派董事比例的情况，所以在描述性统计中补充列示了并购前非国有股东委派董事比例(D_NONSOEt 1)和并购后非国有股东委派董事比例(D_NONSOEt+3)的数据。国有企业混合所有制并购绩效(BHA36)的最小值为 0.347，最大值为 0.573，说明国有企业并购非国有企业后的市场绩效表现差异较大，均值为 0.032，中位数为 0.006，说明普遍而言，国有企业在混合所有制并 购 后 取 得 了 较 好 的 市 场 绩 效。国 有 企 业 并 购 前 后“非 国 有 派”董 事 占 比 差 异(D_NONSOE1，+3)的最小值为 0.545，最大值为 0.8，说明不同国有企业的“非国有派”董事占比在并购前后的变化较大，且下分四位数、中位数和上四分位数均为 0，说明“非国有派”董事占比一般不会发生变化，一旦发生变化则变动幅度较大。并购前非国有股东委派董事比例(D_NONSOEt 1)和并购后非国有股东委派董事比例(D_NONSOEt+3)的描述性统计结果较为相近，只有最大值略有不同，分别是0.667 和0.8，非国有股东委派董事占比在并购后有所上升，这表明国有企业并购非国有企业后，非国有派股东会委派董事以保障自己的合法权益。其他相关变量特征值如表3 所示。表 3主要变量描述性统计变量并购事件数量(件)均值标准差最小值P25中位数P75最大值BHA3617400.0320.1520.3470.0460.0060.0720.573D_NONSOE1，+3 174000.0790.5450000.800D_NONSOEt 117400.0390.09300000.667D_NONSOEt+317400.0390.09300000.800CSt 117400.0390.0710000.0450.249FirstSharet 117400.0390.0150.0120.0270.0390.0500.075Dualt 117400.1180.32300001EstablishAget 1174015.0854.953412151829ListAget 1174011.7705.3280812162349王艳，年洁，杨明晖“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效续表 3变量并购事件数量(件)均值标准差最小值P25中位数P75最大值Levt 117400.5310.2010.0860.3930.5460.6791.001Sizet 1174022.4161.33019.49521.53022.23623.25526.166Growtht 117400.1880.4960.5640.0230.1070.2653.547CashFlowt 117400.0470.0740.1940.0070.0460.0910.266Mergeatedt17400.4830.50000011MergeMajort17400.1420.34900001MergeProvincet17400.2410.42800001MergeInnovt17400.0010.03400001MergePricet174018.3052.197016.99118.31219.72923.1793 基准回归结果分析采用最小二乘估计方法进行的基准模型回归结果如表 4 所示。表 4 的第(1)列为单变量回归时控制行业固定效应，第(2)列为单变量回归同时控制年度和行业固定效应，第(3)列是在第(1)列的基础上加入系列控制变量，第(4)列是在第(2)列的基础上加入系列控制变量。从表 4 的第(1)(4)列的回归结果来看，国有企业混合所有制并购前后“非国有派”董事在董事会中占比之差(D_NONSOE1，+3)与并购市场绩效(BHA36)均在 1%的水平上显著为正。这说明国有企业并购非国有企业后的第三年，董事会中的“非国有派”董事比例相较于混合所有制并购前一年的增加值，会促进国有企业混合所有制并购绩效的提升，验证了假设 H1。这表明非国有股东委派“逐利”董事进入董事会，其占比的不断提高可以使董事会决策更加科学、有效，在处理并购的相关事项中发挥更加积极的作用，从而提升国有企业混合所有制并购绩效，进一步验证了以往文献提出的非国有股东“治理有效”必须“实质性参与”的观点(蔡贵龙等，2018)14。此外，可以看到，表 4 第(3)列和第(4)列的控制变量中，两权分离度(CSt 1)、第一大股东持股比例(FirstSharet 1)、两职合一(Dualt 1)、上市年限(ListAget 1)、公司规模(Sizet 1)、企业成长性(Growtht 1)、企业现金流(CashFlowt 1)、相关性并购(Mergeatedt)和跨省域并购(MergeProvincet)与国有企业混合所有制并购绩效(BHA36)负相关，成立年限(EstablishAget 1)、资产负债率(Levt 1)、重大资产重组(MergeMajort)、技术并购(MergeInnovt)和并购价格(MergePricet)与国有企业混合所有制并购绩效(BHA36)正相关。表 4基准回归:“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效变量(1)(2)(3)(4)BHA36BHA36BHA36BHA36D_NONSOE1，+3 0.1936 (3.87)0.1676 (3.39)0.1618 (3.80)0.1430 (3.37)CSt 10.0062(0.13)0.0257(0.52)FirstSharet 10.0179(0.08)0.0052(0.02)Dualt 10.0007(0.07)0.0021(0.19)592023 年 第 3 期续表 4变量(1)(2)(3)(4)BHA36BHA36BHA36BHA36EstablishAget 10.0017(1.39)0.0024*(1.94)ListAget 10.0014(1.31)0.0017(1.61)Levt 10.0411(2.24)0.0431(2.27)Sizet 10.0105 (2.98)0.0105 (2.92)Growtht 10.0099(1.26)0.0080(1.01)CashFlowt 10.0516(1.06)0.0610(1.18)Mergeatedt0.0040(0.60)0.0050(0.77)MergeMajort0.1272 (7.17)0.1263 (7.17)MergeProvincet0.0081(0.97)0.0093(1.13)MergeInnovt0.0126(0.46)0.0168(0.46)MergePricet0.0062 (3.01)0.0063 (3.02)常数项0.0209*(1.82)0.0034(0.16)0.1084(1.62)0.0761(1.08)年度固定效应否是否是行业固定效应是是是是并购事件数量1740174017401740调整 20.03250.04030.15570.1623注:括号内为控制聚类标准误 Cluster 后的 t 值;*、分别表示在 10%、5%、1%水平上显著，下同4 稳健性检验稳健性检验部分采用替换主要变量、替换模型和扩大样本区间的方式进行，回归结果如表 5 所示。表 5 的第(1)列主要是替换了被解释变量，参考王艳和李善民(2017)32 的研究，采用并购短期市场绩效(CA2，+2)作为并购绩效的替代变量。CA2，+2 为国有企业混合所有制并购事件宣告日前后两天累计超额回报率之和，即 CA=Ai，t，Ai，t是股票超额回报率，计算公式为Ai t=i，ti，t，即并购事件宣告前后两天内样本公司的实际收益率i，t与预计收益率i，t之间的差值。其中，预计收益率i，t是假设国有企业不发生并购非国有企业事件的收益率，可以通过资本资产定价(CAMP)理论模型i，t=i+im，t计算得到，i和i是清洁期内样本公司的股票收69王艳，年洁，杨明晖“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效益率与市场收益率用最小二乘法回归得到的估计系数。所以，CA2，+2 是按照事件研究法下市场调整模 型 CAi t=i，t(i+imt)测量计算得出的指标。表 5 的第(2)列中的D1_NONSOE1，+3 是解释变量“非国有派”董事的替代变量，为并购后 t+3 年非国有股东委派董事席位与并购前 t 1 年非国有股东委派董事席位之差。此外，为解决模型中不随时间变化但随个体变化、不随公司个体变化但随时间变化的遗漏变量问题，提高统计推断的稳健性，本文同时控制了公司固定效应和年度固定效应，回归结果如表 5 的第(3)和(4)列所示。其中，第(3)列为只控制了双向固定效应的单变量回归，第(4)列则是非国有股东委派董事占比之差(D_NONSOE1，+3)和一系列控制变量与国有企业混合所有制并购绩效(BHA36)的回归结果。表 5 的第(5)列将样本区间扩大为 20062016 年，因为在 20062007 年国有企业进行了股权分置改革，国有企业并购非国有企业的事件时有发生，故将这两年内发生的并购事件也纳入研究范围。表 5 所有列的回归结果均显示国有企业并购非国有企业后，“非国有派”董事委派的增加，会提高并购后的绩效表现，再次验证了假设 H1。表 5稳健性检验:“非国有派”董事与国有企业混合所有制并购绩效变量(1)(2)(3)(4)(5)CA2，+2 BHA36BHA36BHA36BHA36D_NONSOE1，+3 0.0621(2.02)0.1999 (2.70)0.1318(2.50)0.1263 (3.25)D1_NONSOE1，+3 0.0096(2.10)常数项0.1186*(1.95)0.0700(0.99)0.0348 (2.65)0.