非国有股东治理与国有企业资本结构调整速度

张慧敏，孙浩然，李 琼

（天津科技大学 经管学院，天津300457）

一、引言

在产权多元化条件下，积极发展混合所有制经济是当前国有企业改革的重点。十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》后，国有企业混合所有制改革步伐稳步向前。据国资委统计，2020年我国开展混合所有制改革的央企户数占比已经超过70%，比2012年底提高了近20个百分点；省级国有企业混改比例接近60%。作为混合所有制改革的典型模式，引入所有权性质不同的股东（即非国有股东）参与国有企业治理受到了理论界的关注。研究表明，非国有股东能够在金融资产配置、股利发放、投资效率等方面带来积极的治理效果［1～3］，进而优化国有企业绩效表现［4］，促进国有资产保值增值目标的实现［5］。

资本结构调整速度是反映企业财务状况的标志之一，体现了企业的盈利与生存情况［6］。权衡理论认为，企业存在目标资本结构，将实际资本结构向目标方向调整有利于提升企业价值［7］，而资本结构向上偏离与向下偏离均会给企业带来不利影响［8～9］。由于委托代理问题以及政府干预的存在，国有企业资本结构调整速度相对较慢，国企管理层调整资本结构的意愿不强［10］。而在混合所有制改革后，非国有股东会通过持股以及委派董事的行为参与治理，使用自身的投票权或表决权，积极参与高管任免、企业战略等事项的决策，并对现有公司治理机制如监督机制、内部控制机制和激励机制等进行优化调整，起到了制衡国有控股股东以及约束国企管理层的作用，既能缓解国有企业的双重代理问题，亦有助于建立市场化的经营机制。那么，非国有股东参与公司治理能否提高企业的资本结构调整速度呢？进一步地，如果上述治理效应存在，那么国有企业治理机制的优化是否起到了中介作用，现有研究暂无法给出答案。

为了回答上述问题，本文选取2014—2019年沪深两市国有上市公司为研究样本，在手工整理非国有股东治理以及目标资本结构数据的基础上，实证检验非国有股东治理对国有企业资本结构调整速度的影响，并从激励机制、内部控制机制和监督机制三个角度检验公司治理机制优化在两者关系中的中介效用。与以往研究相比，本文的贡献主要体现在：①首次讨论非国有股东治理与国有企业资本结构调整速度之间的关系，揭示了非国有股东通过持股以及委派董事对公司资本结构调整速度的促进作用，既完善了非国有股东治理领域的研究，也丰富了资本结构动态调整速度的相关文献。②实证检验了非国有股东治理、公司治理机制与资本结构调整速度三者的相关关系，证明了激励、内部控制与监督三种公司治理机制的中介效应，能够为非国有股东参与国有企业治理、优化公司治理机制进而为改善国有企业资本结构决策提供理论依据。③资本结构与杠杆率之间存在密切联系［11］，而资本结构调整速度与去杠杆之间同样存在一定的相关关系。本文研究发现，非国有股东对资本结构调整速度的治理效果在不同资本结构偏离方向下存在差异，其中非国有股东治理能够在过度负债企业取得优异的表现，为相关部门制定通过混合所有制改革实现结构性去杠杆的政策提供了理论依据。

一、文献回顾与研究假设

（一）非国有股东治理与资本结构调整速度

Heshmati认为资本结构调整速度是企业对调整收益、调整成本以及偏离成本进行权衡后的结果［12］，其中调整成本是影响企业进行决策参考的重要因素［13］。相关文献主要从信贷的可获得性方面对调整成本进行研究。由于信息不对称现象的存在，外部资金提供者在不能识别企业潜在风险的情况下，往往会缩小信贷规模并且提高风险溢价，增加了企业的调整成本。企业的经营决策与外部环境的变化都会通过影响企业的信贷可获得性，进而改变企业的调整成本［14-15］。与此同时，资本结构调整决策是企业追求价值最大化的活动，通常由企业的高管人员做出，在委托人与代理人利益并不一致的情况下，企业向目标资本结构主动进行调整的困难程度会提高，由此产生了另一种形式的调整成本，即代理成本。陈志红和李宏伟认为，严重的委托代理问题会增强高管寻租动机，扭曲经理人对资本结构偏离收益的判断并且产生“掠夺效应”［16］。因此，代理成本会通过高管对资本结构的调整意愿影响资本结构调整速度［11］。而在完善公司治理机制，缓解经理层与股东间严重的委托代理问题后，企业的资本结构调整速度会明显加快。郭雪萌等认为改善高管薪酬激励有利于企业资本结构动态调整［17］。黄俊威等证实了融资融券制度的规范会产生对管理层的震慑效应，有利于减少代理成本，提高企业资本结构调整速度［18］。

与民营企业相比，国有企业具有明显的债务融资优势，而“政企不分”“所有者缺失”等缺陷带来委托代理问题，弱化了国企管理层进行调整的意愿，在此情况下，国有企业的融资优势没有得到充分发挥，调整成本仍然处于较高水平。盛明泉等认为，“预算软约束”现象的存在会加重国企管理层的道德风险问题，降低国有企业调整资本结构的意愿［10］。而非国有股东的引入会在客观上形成针对国有控股股东的监督，抑制政府通过国有控股股东对国有企业经营决策的不当干预，提高企业的经营自主权，降低管理层进行资本结构调整的难度。与国有股东相比，非国有股东的产权性质更加明晰，治理意愿更加强烈，能够通过建立激励与监督机制使得国企管理层与企业的利益趋于一致，同时约束管理层的机会主义行为，进而提高管理层的资本结构调整意愿。甘小军等认为，引入非国有股东可以缓解国有企业委托代理问题，改善企业内部环境［19］。基于以上分析，本文认为非国有股东会通过自身的影响力优化国有企业治理，从代理成本角度入手降低调整成本，进而提高资本结构调整速度，因此提出假设1。

H1：非国有股东参与国有企业治理的程度越高，资本结构调整速度越快。

非国有股东对资本结构调整的治理效果可能因资本结构偏离方向的不同而存在差异。Byoun认为，在不同的资本结构偏离方向下，企业面临的调整成本与调整收益存在差异，因此资本结构调整速度是不对称的［20］。与资本结构向下偏离的企业（即保守负债企业，下同）相比，资本结构向上偏离的企业（即过度负债企业，下同）面临着更高的财务负担以及经营不确定性，会对企业绩效带来负面影响。非国有股东以盈利为目的，在参与治理促进资本结构向下调整时，会获取较高的预期收益。因此非国有股东会更加积极地参与治理，促进过度负债企业资本结构向下调整，因此提出假设2。

H2：与保守负债的企业相比，非国有股东对资本结构调整速度的治理效果在过度负债企业更加明显。

（二）公司治理机制的中介效用

非国有股东会从激励机制、内部控制机制与监督机制三个方面入手优化公司治理机制，降低代理成本，进而提高资本结构调整速度。

首先，非国有股东通过优化企业激励机制来提升资本结构调整速度。由于需要承担政策性负担，国有企业难以分清“政策性亏损”与“经营性亏损”，无法建立薪酬与绩效挂钩的激励机制［21］。此外，国企管理层身兼“经济人”与“政治人”两种身份，与政府联系紧密，往往会寻求行政晋升作为替代激励方式［22］。这就导致与民营企业相比，国企高管的薪酬敏感性较低，产生较为严重的道德风险与机会主义问题，提高了资本结构调整成本。当引入非国有股东后，企业的产权在一定程度上得到了确认，产权主体更加明晰［23］，从而使得非国有股东有动机改革公司的激励制度。蔡贵龙等比较了引入非国有股权与非国有股东委派高管行为后发现，国企混改的推进有利于增强高管薪酬业绩敏感性，且非国有高管更能在实质上起到作用［21］。而针对管理层激励制度的改善有利于缩小代理成本，优化企业的资本结构调整行为。郭雪萌等证实了薪酬激励通过缓解管理层委托代理问题，进而提高资本结构调整速度［17］。因此，非国有股东采用货币薪酬激励等手段优化企业激励机制，缓解委托代理问题，进而提高资本结构调整速度。

其次，非国有股东会通过完善内部控制来提升资本结构调整速度。识别与规避企业潜在的经营风险是建立企业内部控制制度的目标之一。当企业的资本结构调整速度较慢时，实际资本结构与目标资本结构的偏离度更大，而无论是向上偏离抑或是向下偏离，均会为企业带来经营风险。非国有股东具有强烈的风险规避意识，有动机完善国有企业的内部控制制度。刘运国等发现，在引入非国有股东参与公司治理后，国有企业的内部控制质量显著提高［24］。郝东洋等研究发现，内部控制水平越高的公司，资本结构调整的速度越快、实际资本结构偏离目标资本结构的程度越低，而资本结构调整行为的优化显著提升了企业的价值［25］。因此，非国有股东通过提高内部控制质量等手段完善内部控制机制，缓解委托代理问题，进而提高资本结构调整速度。

最后，非国有股东会通过完善监督机制来提升资本结构调整速度。与国有股东相比，非国有股东普遍处于相对弱势的地位，在缺乏有效的监督机制情形下，容易受到管理层短期行为的利益侵害。为了保障自身的利益，非国有股东会使用委派监事、改善监事会待遇或完善现有监督制度等手段强化针对管理层的监督。而国企管理层有动机配合非国有股东治理，自觉接受监督，减少损害企业利益的短期行为。这是因为在混合所有制改革的大背景下，如果混改双方没有达到很好的融合效果，那么新引进的非国有股东可以“用脚投票”，自行决定去留。作为国企改革的重要手段，混合程度的降低不但会使国企管理层面临考核压力［26］，而且还会向外界传递公司内部环境差的信号，影响企业声誉，不利于企业后续混改工作的展开。因此，非国有股东会通过强化针对管理层的监督，完善监督机制，缓解委托代理问题，进而提高企业资本结构调整速度。

综上分析，本文提出假设3。

H3a：完善激励机制在非国有股东治理与资本结构调整速度关系中存在中介效用；

H3b：完善内部控制机制在非国有股东治理与资本结构调整速度关系中存在中介效用；

H3c：完善监督机制在非国有股东与资本结构调整速度关系中存在中介效用。

二、数据、样本与研究设计

本文选取2013—2019年A股国有上市公司为初始研究样本。在此基础上，本文在剔除ST与*ST企业、金融类企业、计算资本结构相关财务数据缺失企业样本，最终得到5 089个企业年度观测值。本文财务数据来源于wind数据库，国企混改程度指标来源于国泰安公司研究数据库，其他数据计算以及回归结果分析采用stata16.0软件完成。对所有连续性变量进行1%水平的缩尾处理，以避免极端值的影响。

（一）主要变量定义

（1）非国有股东治理。本文从股权结构与治理结构两个维度对非国有股东治理（Nostate）进行衡量。在股权结构维度，使用非国有股东持股比（SHR_Nostate）进行衡量。参考郝阳和龚六堂的研究思路，对上市公司前五大股东的所有权性质进行逐一判定［4］，然后将民营法人股东、自然人股东、外资股东认定为非国有股东，再将其持股比例相加得出具体的数值。该指标数值越大，则非国有股东的参与程度越高。在治理结构维度，使用非国有董事占比（D_Nostate）进行衡量，非国有董事占比即董事会中非国有法人机构委派和自然人股东委派的董事占比。董事会中非国有董事占比越高，则非国有股东的参与程度就越高。此外，盛明泉等的研究认为，针对管理层的股权激励计划会提高资本结构调整速度［11］。因此，本文剔除了管理层因激励计划入股而成为自然人股东的情况。

资本结构的计算与拟合。使用有息负债率表示企业实际资本结构（Lev），构建模型（1）对目标资本结构（Lev_aim）进行拟合。

其中，β表示一系列回归系数向量。模型（1）中的其他变量是用于拟合目标资本结构的企业特征变量，具体包含公司规模（Size）、盈利能力（Roa）、资产抵押能力（Fa）、账面市值比（MB）、非债务税盾（Dep）和行业年度的资本结构中位数（Lev_med）。为了保证目标资本结构拟合的准确性，选择修正最小二乘虚拟变量法（LSDVC）对目标资本结构进行拟合预测。

（2）公司治理机制。本文使用高管薪酬（sala⁃ry）衡量国有企业激励机制的优化程度，以企业前三位薪酬最高高管的薪酬平均值对数计算。该项指标数值越高，则国有企业的激励机制越有可能得到优化。这是因为，当货币薪酬激励程度提高时，行政晋升对于国企管理层的激励效果会被削弱，有利于提高国有企业市场化水平，实现“政企分离”。使用内部控制质量（IC）衡量非国有股东对内部控制机制的优化程度，以深圳DIB数据库披露的企业内部控制质量指数来表示。该项指标数值越大，说明企业的内部控制质量越高。参考徐伟等的研究，使用主成分分析法构造指标监事会有效性（Sup）来表示管理层监督机制的优化程度［27］。该指标选取的构造变量为监事会规模、监事会持股比例和三年内监事会主席更换次数。该项指标数值越大，说明企业针对管理层的监督机制更加有效。

（二）资本结构部分调整模型

本文构建了修正后的资本结构部分调整模型，以验证H1，如式（2）所示。

在模型（2）中，等式左侧Lev_change表示企业在t年的实际资本结构变动，计算公式为Levi，t-Levi，t-1；等式右侧的Dis表示期初实际资本结构与目标资本结构之间的偏差，计算公式为Lev_aimi，t-Levi，t-1。模型中被解释变量为非国有股东治理（Nostate），具体包括非国有股东持股比（SHR_nos⁃tate）以及非国有董事占比（D_nostate）。被解释变量的系数γ1表示非国有股东治理对企业资本结构调整速度的影响，γ1为正则说明非国有股东参与治理提高了资本结构调整速度，γ1为负说明非国有股东治理降低了资本结构调整速度。相应地，系数γ0表示在不考虑非国有股东治理时企业资本结构调整速度。

此外，郭雪萌等认为，资本结构偏离度是资本结构调整速度的静态体现［17］，因此本文同时构建多元回归模型以验证H1，如（3）式所示。

其中，资本结构偏离度（Dev）以期末目标资本结构（Lev_aim）与期初实际资本结构（Lev）之差的绝对值来衡量。相应地，资本结构偏离度越小，则样本企业对应年度的资本结构调整速度越快。模型中的被解释变量为非国有股东治理（Nostate），具体定义与模型（2）相同。此外，本文对可能影响国有企业资本结构调整速度的一系列变量进行控制，具体包括企业规模（Size）、市值账面比（MB）、非债务税盾（Dep）、资本结构行业年度中位数（Lev_Med）、企业成立年限（Age）、独立董事比例（Independent）、发展能力（Growth）和预算软约束水平（Sbc），在模型中以Controls表示。在此基础上，进一步考虑年份和企业个体层面的固定效应，以Year和Firm表示。具体变量的定义见表1所列。

表1 主要变量名称及定义

（三）公司治理机制的中介效应

为了检验非国有股东通过公司治理机制来提高资本结构调整速度的逻辑链条，本文构建了三阶段回归模型，并进行Sobel检验以验证可能存在的中介效应。以薪酬机制为例，构建模型组如（4）式所示。

其中，资本结构调整速度以资本结构偏离度（Dev）表示，模型组（4）的中介变量为高管薪酬（Salary），Industry与Year分别表示行业与年份效应，其余的控制变量与模型（3）保持一致。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计分析

表2列出了主要变量的描述性统计结果。非国有股东持股（SHR_Nostate）的平均值为0.085 6，非国有董事占比（D_Nostate）的平均值为0.023 4，与国有股东一股独大的地位相比，非国有股东的持股比例与委派董事的比例较低，因而其话语权尚显薄弱，在此前提下，部分非国有股东可能难以对国有企业的治理机制进行改变。另一方面，资本结构偏离度（Dev）的均值为0.189，目标与实际资本结构之差（Dis）的均值和中位数分别为-0.128和-0.106。夏子航和辛宇发现，我国上市公司整体存在轻微负债不足的情况［28］，而本文基于国有企业的样本数据显示，我国过半数的国有上市公司存在过度负债的情况，同时国有上市公司的资本结构偏离程度更加严重，这说明在市场环境下，所有权性质是影响企业资本结构的重要因素，因此有必要对国有企业资本结构的优化予以关注。

表2 主要变量的描述性统计

表3列出了按照资本结构偏离方向对主要变量进行组间差异性检验的结果，其中，过度负债企业的非国有董事占比（D_nostate）更低，与保守负债企业的差异在1%水平上具有显著性，然而在股权层面（SHR_Nostate）两者的差异并不明显，说明在拥有相同持股比例的情况下，非国有股东委派董事进入过度负债国有企业的行为更少。原因可能在于，过度负债国有企业的规模、非市场化机制以及所处行业等因素提高了非国有股东委派董事的难度，进而阻碍了非国有董事的进入。

表3 组间均值差异性检验

（二）非国有股东治理与资本结构调整速度

非国有股东治理（Nostate）与资本结构调整速度之间关系的回归结果见表4所列。列（1）和列（4）列出了全样本数据回归下的结果，交互项Dis×D_nostate与Dis×SHR_nostate均在0.01水平下显著为正，证明非国有股东持股比例与董事占比越高，国有企业的资本结构调整速度越快，H1得到初步验证。列（2）与列（5）列出了过度负债企业（即资本结构向上偏离企业，下同）的回归结果，股权结构维度与治理结构维度的交叉项分别在0.01和0.05水平下显著，且回归系数均为正。列（3）与列（6）则列出了保守负债企业（即资本结构向下偏离，下同）的交叉项在两个维度的回归系数为负，且均没有通过显著性检验。由此可见，非国有股东治理在资本结构偏离不同方向的国有企业的治理作用存在差别。非国有股东对国有企业资本结构调整速度的治理效应在过度负债企业表现得更加明显，保守负债企业则没有明显的变化，H2得到了验证。

表4 非国有股东治理与资本结构调整速度

非国有股东治理（Nostate）与资本结构偏离度（Dev）关系的回归结果见表5所列。列（1）和列（4）显示，在全样本回归的情况下，非国有股东持股比（SHR_Nostate）与资本结构偏离度在0.01水平下显著负相关，非国有董事委派比例（D_Nostate）与资本结构偏离度在0.05水平下显著负相关，说明随着非国有股东治理力量的增强，国有企业的资本结构调整速度提高，其资本结构偏离度进一步缩小，进一步验证了H1的观点。列（3）和列（6）的结果显示，在保守负债企业中，非国有股东持股比和非国有董事占比和资本结构偏离度的关系没有通过显著性检验。列（2）和列（5）则列出了过度负债企业的回归结果，非国有股东持股比和非国有董事占比与资本结构偏离度的关系为负且分别在0.01和0.1水平下显著。因此本文认为，非国有股东对资本结构调整速度的治理效应在不同的偏离方向下存在非对称性的特点，与保守负债的国有企业相比，非国有股东的治理效果在过度负债的国有企业得到了更加充分的体现，H2得到了进一步验证。

表5 非国有股东治理与资本结构偏离度

（三）公司治理机制的中介效用检验

表6列出了完善激励机制的中介效用检验结果。第（1）（3）（5）列列出了以非国有股东持股比（SHR_Nostate）为自变量的回归结果，sobel值为0.000小于0.05，证明中介效应的假设成立。Step2中，非国有股东持股比的回归系数显著为正；Step3中，中介变量高管薪酬（salary）的系数显著为负。第（2）（4）（6）列报告了以非国有董事占比（D_Nostate）为自变量的回归结果，Sobel值为0.000，说明中介效应成立。Step2中，非国有董事占比的系数在0.01水平下显著为正；Step3中，高管薪酬的系数在0.01水平下显著为负。上述结果表明，优化企业激励机制在国企混改程度与资本结构调整速度的关系中起到了中介作用。具体表现为非国有股东治理力量越强，企业越有可能优化企业激励机制，从而缓解委托代理问题，在降低资本结构调整成本的同时提高资本结构调整速度，H3a的观点得到验证。

表6 激励机制优化的中介效应

表7列出了完善内部控制机制的中介效用检验结果。第（1）（3）（5）列列出了以非国有股东持股比（SHR_Nostate）为自变量的回归结果，sobel值为0.000，证明中介效应的假设成立；Step2中，股权混合度的回归系数显著为正。Step3中，中介变量内部控制水平（IC）的系数显著为负。第（2）（4）（6）列报告了非国有董事占比（D_Nostate）的回归结果，Sobel值为0.030 8小于0.05，说明中介效应成立。Step2中，非国有董事占比的系数在0.05水平下显著为正；Step3中，内部控制水平的系数在0.01水平下显著为负。上述结果表明，优化内部控制机制在非国有股东治理与资本结构调整速度的关系中具有中介效应。具体表现为非国有股东治理力量提高后，企业的内部控制机制得到优化，国企管理层做出提高企业经营风险决策的短期行为得到了有效遏制，降低了资本结构调整成本，并且提高了资本结构调整速度，H3b的观点得到验证。

表7 内部控制机制优化的中介效应

表8报告了优化监督机制的中介效用检验结果。第（1）（3）（5）列列出了以非国有股东持股比（SHR_Nostate）为自变量的回归结果，sobel值为0.016 8小于0.05，通过了中介效应检验。第（2）（4）（6）列列出了非国有董事占比（D_Nostate）的回归结果，Sobel值为0.000小于0.05，通过了中介效应检验。Step2中，非国有股东持股比与非国有董事占比的回归系数同时在0.01水平下显著为正，说明在非国有股东的治理下，企业的监督机制有效性增强；Step3中，中介变量监事会有效性（ES）的回归系数均显著为负，说明提高监督机制的有效性有利于提高资本结构调整速度。综上所述，非国有股东通过优化监督机制进而提高资本结构调整速度的逻辑链条成立，H3c得到了验证。

表8 监督机制优化的中介效应

（四）内生性问题与稳健性检验

（1）内生性问题。本文研究非国有股东治理与国有企业资本结构调整速度间的关系，旨在证实非国有股东治理对国有企业资本结构调整速度的正向影响，然而相关结论需要考虑内生性问题。解释变量与被解释变量之间可能存在互为因果的关系。资本结构调整速度快的国有企业委托代理问题相对较轻，治理难度较小，可能更容易吸引非国有股东的进入。此外，由于选取的样本企业均为处于上市状态的国有企业，可能存在一定的自选择偏误。因此，本文进行了工具变量二阶段GMM检验，以缓解潜在的内生性问题。首先选取铁路通车年数作为非国有股东治理的工具变量，该变量可通过求出样本所处年份与样本所在省/直辖市/自治区第一条铁路通车年份之差，然后将上述差值进行对数化处理后得到。铁路通车时间与地区的对外开放水平和工业发展水平存在一定的相关性，铁路通车早的地区工业化进程早，产权保护观念更加深入人心，非国有股东进入国有企业参与治理的积极性更强。铁路通车年份作为一个历史事件，无法直接影响国有企业的资本结构调整速度，符合外生性标准。此外选取企业所在地年平均气温（TEMP）作为第二个工具变量［21］，回归结果见表9所列。

表9 内生性检验结果

列（1）和列（2）列出了一阶段的回归结果，铁路通车年数与平均气温在0.01水平上显著为正，说明铁路通车年份早、平均气温高的地区，国有企业内的非国有股权和非国有董事委派的比例更大，从而拥有更强的治理能力。列（3）和列（4）是第二阶段的回归结果，非国有股权占比和非国有董事占比在0.01水平下显著，说明在控制了内生性问题之后，国企混改程度对资本结构调整的影响依然成立。Hansen检验表明，应当拒绝原假设，即本文不存在工具变量的过度识别问题。综上，在考虑内生性问题后，本文结论依然稳健。

（2）稳健性检验。本文又对解释变量与被解释变量进行替换，在模型中重新进行回归，以确保结论的稳健性。首先，更改对目标资本结构的测算方法，本文采用系统GMM法、固定效应回归法、分年度OLS回归法重新计算目标资本结构，将基于上述计量方法下得出的资本结构偏离度和动态调整速度带入主回归模型之中进行回归。其次，更改对非国有股东治理的测算方法，在股权结构层面，借鉴杨兴全等的思路，考虑非国有股东的相对力量，使用股权制衡性对非国有股东持股比进行替代，相应的计算公式为：以非国有股东持股比例与国有股东持股比例两数值较大者为分母，较小者为分子，计算两者的比值［29］。在治理结构层面，使用非国有股东委派董事的哑变量作为替代变量。

表10列出了对模型（3）进行替换变量后的回归结果。列（1）与列（2）的被解释变量资本结构偏离度（Dev_ols）基于分年度最小二乘法（OLS）得出，结果显示，自变量非国有股东持股比（SHR_nos⁃tate）与非国有董事占比（D_nostate）分别在0.01与0.1水平下显著为负。列（3）与列（4）的被解释变量（Dev_gmm）基于系统gmm法得出，自变量分别在0.01与0.1水平下显著为负。列（5）与列（6）的被解释变量（Dev_fe）基于固定效应模型得出，自变量分别在0.01与0.05水平下显著为负。列（7）表示治理结构层面的自变量替换后的回归结果，自变量委派非国有董事哑变量（D_Nostate_dum）与资本结构偏离度（Dev）在0.01水平下显著为负。列（8）表示股权结构层面的自变量替换后的回归结果，自变量股权制衡性（SHR_Nostate_balance）与资本结构偏离度（Dev）在0.01水平下显著为负。

表10 替换变量的稳健性检验结果

表11列出了对模型（2）进行替换变量后的回归结果。列（1）与列（4）报告目标资本结构基于分年度最小二乘法（OLS）重新计算得出后的回归结果，结果显示，非国有股东持股比（SHR_nostate）与非国有董事占比（D_nostate）的交叉项分别在0.01与0.05水平下显著为正。列（2）与列（5）列出了更换为系统gmm法后的回归结果，交互项分别在0.01与0.05水平下显著为正。列（3）与列（6）报告了更换为固定效应后的回归结果，交互项分别在0.01与0.05水平下显著为正。列（7）表示治理结构层面的自变量替换后的回归结果，交互项（Dis×D_Nostate_dum）在0.1水平下显著为负。列（8）表示治理结构层面的自变量替换后的回归结果，交互项（Dis×D_Nostate_dum）回归系数为负但不显著。综上所述，在对解释变量和被解释变量进行替换后重新回归后，被解释变量的符号和显著性水平均未产生明显变化，本文的结论具有稳健性。

表11 替换变量的稳健性检验结果

四、结论与启示

本文以国有企业资本结构调整速度为研究对象，实证检验了非国有股东参与治理对国有企业资本结构调整速度的影响效果以及作用机制。研究发现：①非国有股东参与国有企业治理能够提高资本结构调整速度，具体表现为：非国有股东持股比越高，资本结构调整速度越快；非国有董事占比越高，资本结构调整速度越快。②非国有股东通过完善薪酬机制、内部控制机制以及监督机制提高了资本结构调整速度。③区分国有企业资本结构偏离方向后发现，在过度负债企业参与治理对提高资本结构调整速度正向影响更加显著。在使用工具变量法、改变解释变量和被解释变量的计算方式后，结果依然保持稳健。

本文具有以下启示：①国有上市公司应当进一步肯定非国有股东参与治理的成效，积极引入非国有股东参与治理，保障非国有股东的话语权。此外，还应重视非国有董事的治理作用，鼓励非国有股东委派董事。②充分发挥非国有股东参与国有企业顶层制度设计、优化公司治理机制方面的作用，缓解国有企业的委托代理问题。③应当加快国有企业分类改革，现有文献多将国有企业按照所处行业或控制链长度等进行分类，强调非国有股东治理效果的不同。本文按照与目标资本结构的偏离方向将全样本分为过度负债企业与保守负债企业，发现非国有股东治理对提高资本结构调整速度的治理效果不同。因此应积极引导非国有股东进入过度负债的国有企业，充分发挥其遏制国企过度负债、提高负债理性的治理作用，以降低企业财务风险，实现国有资产保值增值的改革目的。