19.3.1　描述性统计

（1）混改的“量”和“质”

本部分首先对混改实施的“量”和“质”进行描述性统计分析，所谓“量”是指混改中国有股权比例减少的程度；所谓“质”是指混改是否导致国有股东的实际权力发生变化，如从控制变为非控制，从重大影响变为非重大影响等[34]。如表19-3所示，从“量”的表现上来看，自《意见》发布至2016年年底，约有52%的国有企业进一步引入非国有资本，导致国有股比例下降，其中，18.93%的样本国有股东减持比例达5%以上；10.17%的样本减持比例达10%以上；更有4.63%的样本减持比例达20%以上。这说明，国有控股上市公司非常积极地响应深化混合所有制改革的政策，参与其中的国有企业主体非常广泛。从“质”的表现上来看，超过10%的样本在混改中使得国有股东的话语权发生重大变化，不再对公司构成控制或者重大影响。这说明，混合所有制改革的纵向深入程度较大，而非仅仅停留在做表面文章的层面。

表19-3　样本公司混改的“量”和“质”

注：持股比例超过50%为控制，持股比例在20%和50%之间为重大影响，持股比例在20%以下为非重大影响；*此处仅考虑发生减持的公司，数量为517家，后续剔除数据缺失公司后实证分析样本为464家。

（2）主要变量的描述性统计

表19-4列示了主要变量的描述性统计结果。可见，Reduct的均值为0.063，最小值为1.26e-10，最大值为0.863，说明样本中的464个国有控股上市公司虽然都参与了新一轮的国企混改，但混改实际进程不一：有的样本积极响应，减持约86%的国有股份，而有的样本减持比例微不足道。R的均值为0.182，最小值为0.059，最大值为0.268，说明不同国有控股上市公司之间股权融资成本差异较大。Balance的均值为0.731，最小值为0.018，最大值为4.479，说明不同国有控股上市公司之间股权制衡度差距明显。Board为因子分析后提取的主成分，因而标准差为1，最小值为-3.364，最大值为4.531，差异较为明显。而UF的均值为-0.009，说明整体来看国有控股上市公司高管薪酬外部不公平性相对较低，但同时差异也较为明显。代表公司特征的控制变量总体上体现出一定差异性。

表19-4　主要变量描述性统计表

19.3.2　相关性和共线性分析

表19-5和表19-6分别列示了研究变量的相关性检验和自变量的共线性分析。可见，后续实证分析中不存在严重的多重共线性问题。

表19-5　Pearson相关性检验

注：*10%水平上显著；**5%水平上显著；***1%水平上显著。

表19-6　共线性分析

注：因变量为R；自变量的VIF值均小于10，说明不存在多重共线性问题。

19.3.3　实证结果

（1）混改力度与股权融资成本

表19-7列示了针对假设1的实证分析结果。可以看出，自变量Reduct的系数为-0.034，并在5%的水平上显著，说明新一轮混改力度与国有企业股权融资成本呈显著负相关关系，即国有股权减持比例越大，国有控股上市公司的股权融资成本越低。假设1得以验证。控制变量均显著影响样本公司的股权融资成本。

表19-7　混改力度与股权融资成本的实证结果

注：*10%水平上显著；**5%水平上显著；***1%水平上显著。(www.daowen.com)

（2）公司治理的中介效应检验

①总体中介效应。本部分首先检验三个中介变量的总体中介效应，检验结果如表19-8所示。结果显示，在95%的置信区间下，中介检验的结果没有包含0（BootLLCI=-0.0174，BootULCI=-0.0002），这表明公司治理的中介效应显著，三个中介变量共同发挥的中介作用大小为-0.0071。此外，表19-9显示控制了三个中介变量（股权制衡机制、董事会治理机制、高管薪酬机制）之后，自变量国有股权减持比例对因变量国有控股上市公司股权融资成本的影响不显著，区间（LLCI=-0.0571，ULCI=0.0021）包含了0。因此，自变量对因变量的直接影响并不显著，而公司治理在这个过程中发挥了中介作用，中介效应显著。

表19-8　总体中介效应

表19-9　控制中介效应后Reduct对R的直接影响

②特定路径的中介效应。首先，对股权制衡机制的中介效应进行检验，单步多重中介效应模型的回归结果如表19-10所示。由于前文中已验证了总体中介效应显著，因此第一步中介效应立论成功。

第二步中，公式（19-5）的系数θ1为0.635，并在5%的水平上显著，说明混改力度越大，国有控股上市公司的股权制衡度越高。公式（19-6）的系数ρ2为-0.005，并在5%的水平上显著，说明国有控股上市公司股权制衡度越高，股权融资成本越低。由于两个系数均显著，跳转到第四步检验公式（19-6）的系数ρ1，该系数为-0.032，并在5%的水平上显著，则直接效应显著，继续进行第五步。第五步中，θ1*ρ2的符号为负，τ1的符号为负，两者同号，说明为部分中介效应，且这一中介效应占总中介效应的9.338%（通过θ1*ρ2/τ1计算所得）。假设2得以验证。

表19-10　对股权制衡机制的中介效应回归

注：*10%水平上显著；**5%水平上显著；***1%水平上显著。

其次，对董事会治理机制的中介效应进行检验，单步多重中介效应模型的回归结果如表19-11所示。同样，由于前文中已验证了总体中介效应显著，因此第一步中介效应立论成功。

第二步中，公式（19-5）的系数θ1为1.107，并在1%的水平上显著，说明混改力度越大，国有控股上市公司的董事会治理情况越好。公式（19-6）的系数ρ2为-0.003，并在10%的水平上显著，说明国有控股上市公司董事会治理水平越高，股权融资成本越低。由于两个系数均显著，跳转到第四步检验公式（19-6）的系数ρ1，该系数为-0.032，并在5%的水平上显著，则直接效应显著，继续进行第五步。第五步中，θ1*ρ2的符号为负，τ1的符号为负，两者同号，说明为部分中介效应，且这一中介效应占总中介效应的9.768%（通过θ1*ρ2/τ1计算所得）。假设3得以验证。

表19-11　对董事会治理机制的中介效应回归

注：*10%水平上显著；**5%水平上显著；***1%水平上显著。

最后，对高管薪酬机制的中介效应进行检验，单步多重中介效应模型的回归结果如表19-12所示。第二步中，公式（19-5）的系数θ1为-0.278，但不显著。公式（19-6）的系数ρ2为0.003，也不显著，跳转到第三步进行Bootstrap检验。检验结果如表19-13所示，高管薪酬机制发挥的中介作用大小为-0.001，但是这一作用区间（LLCI=-0.006，ULCI=0.002）包含0，因此中介作用并不显著。假设4未得到验证。

表19-12　对高管薪酬机制的中介效应回归

注：*10%水平上显著；**5%水平上显著；***1%水平上显著。

表19-13　对高管薪酬机制中介效应的Bootstrap检验

19.3.4　稳健性检验

本章进行如下稳健性检验：首先，更新一些主要变量的计算方法，如对股权融资成本的测算，采用剩余收益模型进行重新计量；对股权制衡机制，采用第二至第十大股东持股比例平方和的对数进行重新计量股权集中度；对控制变量资产报酬率，原始计算公式为（利润总额+财务费用）/平均资产总额，更新为（净利润TTM+财务费用TTM）/平均资产总额，其中，TTM指过去12月的累计收益。其次，增加控制变量，如增加公司成长性指标作为控制变量，以Tobin’s Q的自然对数衡量；增加公司行业背景作为控制变量，以公司所在行业代码衡量。稳健性检验结果显示，主要变量与因变量的关系没有明显变化，限于篇幅，此处不再赘述。