苏三妹，刘微芳（副教授）

一、引言

混合所有制改革作为当前国企改革的重要举措，并不是一个新话题。1997年党的十五大报告便提出混合所有制这一概念，2003年就提出发展“混合所有制经济”的思路。经过多年的改革，国有企业在规范治理结构、提升运行效率等方面均取得了不俗的成绩，但仍存在诸如产权主体虚化、机制僵化、国有资本一股独大等一系列问题。2013年11月召开的十八届三中全会从微观层面提出混合所有制改革，会议提出要推动国有企业完善现代企业制度，积极发展混合所有制经济，并指出“国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济，是基本经济制度的重要实现形式”。2014年，混合所有制改革进入实操阶段，国有企业、非国有企业相互融合成为新一轮国有企业改革的重头戏，截至2016年年底，中央混合所有制企业总数比重占到67.7%，超过一半的省级地方监管企业及各级子公司中混合所有制企业数量的比重也超过了50%，发展混合所有制企业是国企改革下的必然选择。

目前学者大多仅将混合所有制看作一种企业属性，即将其作为股权结构特征来对待，而没有从混合所有制改革本身发挥的效应出发来进行深入研究，这对于研究混合所有制改革及其影响显然是不够的。基于此研究现状，本文从改革角度出发，关注混合所有制改革对国有企业债务成本与内部控制带来的影响。

二、理论分析与假设提出

（一）混合所有制改革对债务成本的影响

冯埃生[1]研究了混合所有制给企业负债能力带来的影响，发现企业混合所有制程度与债务融资能力呈负相关关系；同时进一步检验发现公司的性质、控制权不同，混合所有制给债务融资带来的影响存在差异。汪平、兰京[2]的研究结果表明，混合所制改革提高了公司的加权平均资本成本。大量研究表明，国有企业在债务融资方面具有先天优势，因其具有政府隐形担保、政策支持等“光环”，银行等金融机构更愿意将资金贷给它们[3，4]。在债务融资方面，相较于非国有企业，国有企业拥有更低的债务成本，在民营企业中则存在着“信贷歧视”[5]。混合所有制改革后，国有企业混入了非国有资本，民营、外资等资本的加入降低了原国有化程度，可能会导致金融机构贷款给国有化程度较低企业的意愿减弱，或者以更高的债务成本来降低企业的不确定性。与此同时，非国有资本的加入改变了国有企业的“一股独大”局面，也对国有企业管理层与国有股东的“连体”关系产生了重大影响，原国有股东对管理层的控制力会因股权制衡度的提高而下降。非国有股东会对国有股东的行为进行干预，同时国有股东在管理层监督上投入的时间和精力有所减少，进而有可能导致管理层与股东之间的代理问题加大，代理成本提高。代理成本的增加可能会使债权人对企业的信心降低，削弱了原来的融资优势。基于此，提出如下假设：

H1：在其他条件相同的情况下，混合所有制改革提高了企业的债务成本。

混合所有制改革近年来逐渐在垄断性行业推进，垄断性行业允许越来越多的非国有资本加入。相比那些竞争性行业，垄断行业能够获得稳定且可观的利润，所以在债务融资时，债权人会觉得处于垄断行业的企业将来还本付息的能力更强，从而对垄断性行业企业做出更好的盈利预期，因此垄断性行业企业面临较小的融资性约束。相反，在竞争性行业中，企业的生存发展更多的是依赖市场竞争，未来经营状况面临更多的不确定性，银行等对其提供资金时会予以更多的考虑和限制。对于竞争性行业的企业，混合所有制改革后掺入非国有资本，这对企业债务融资可能更加不利，而垄断性行业企业发生的混合所有制改革对其债务融资的影响则没那么显著。

从混合所制改革后不同的国有资本持股比例来看，由于我国特殊的政治背景和经济环境，国有控股比例的升高代表公司能享有更大的所有权优势，有利于降低公司风险。相比于国有资本参股或者相对控股来说，国有资本对企业的绝对控股能够向债权人释放更多的政府隐性担保的讯息，给予债权人更多的信心保障，因此，即使混合所有制改革后国有企业掺入了其他非国有资本，但国有资本仍占据绝对控股地位，其有利的债务融资条件将得以延续。

基于以上分析，笔者在H1 的基础上提出以下两个分假设：

H1a：相对于垄断性行业企业，混合所有制改革更显著提高了竞争性行业企业的债务成本。

H1b：相对于混合所有制改革后国有资本保持绝对控股企业，混合所有制改革更显著提高了国有资本参股、相对控股企业的债务成本。

（二）混合所有制改革对内部控制的影响

国有企业因其由单一的国有资本构成，所以存在着产权主体虚置、经营责任不落实等问题，不少企业运营机制不灵活，缺乏活力和效率。混合所有制改革的核心是向民营资本开放部分国有经济领域，国有资本通过控股、参股等方式，与其他性质的资本融合，引进多元化投资主体，有利于发挥国有、非国有资本的优势互补作用，改善国有企业的产权结构。同时，混合所有制改革下，不同性质股东的加入有助于解决股权结构等方面存在的问题，充分发挥国有股东的政策与资源优势以及民营股东的机制与创新优势；有助于规范法人治理结构，逐步建立规范的现代企业制度和市场化的运作机制，而这些都是建立良好内部控制环境的基础。此外，非国有股东因“逐利天性”，更有动力去监督管理者，完善内部控制制度以防止利益被侵占。有研究表明，混合所有制改革后，国有资本与民营资本形成合理制衡的多元化产权结构，有利于形成既相互制衡又激励相容的监督约束机制，避免“内部人控制”等弊端；非国有股东通过持股与人员委派等行为，对国有企业原先的“准官员”型高管进行制衡，强化了企业的内部监督[6，7]。顾孟娜[8]采用上市公司2013年的数据研究混合所有制改革下内部控制的有效性，研究发现混合所有制企业的内部控制有效性显著高于国有企业。混合所有制改革给企业打下了一个良好的内控环境基础且监督机制得以完善，由此提出假设：

H2：在其他条件相同的情况下，混合所有制改革提升了企业的内部控制质量。

外部竞争环境对公司经营管理和内部治理都有很大影响，无论内部控制质量如何，垄断性企业都会因其居于垄断地位而具有较好的盈利水平[6]。垄断性企业进行混合所有制改革后，相较于竞争性公司，非国有资本加入这一类企业后直接享有“垄断收益”，所以有可能不会主动健全公司的内部控制体系。而对处于竞争性行业企业的所有者来说，特别是更注重经济利益的非国有股东，会对公司风险管理给予更多的重视，并更有动机去完善内部控制制度以使自身收益得到最大保障。

当前国家深化国有企业混合所有制改革，允许非公有资本对国有企业参股甚至控股，提升企业的股权制衡度，而股权制衡度的提升有利于企业内部控制质量的提升[9]。但是混合所有制改革后，如果非国有资本所占股权份额较小，国有资本仍然掌握企业的实际控制权，民营资本没有话语权，则这种股权结构对于公司治理并不能发挥有效的促进作用，对内部控制也起不到明显的改善作用。国有资本对企业占据绝对控股地位，所有者缺位、产权不明晰带来的内部人控制现象更显著，而且其拥有更高的政治权利可能凌驾于内部控制之上。但是，国有资本降低程度较大，也不利于国有股东、非国有股东之间的相互制衡，因此为了使不同股东能够有效地相互制衡，国有股占比必须合理设置。因此，笔者认为在混合所有制改革下，国有持股比例过大过小皆无助于内控质量的提升。基于以上分析，提出假设：

H2a：相比于垄断性行业企业，混合所有制改革更显著提升了竞争性行业企业的内部控制质量。

H2b：相比于混合所有制改革后国有资本参股、绝对控股企业，混合所有制改革更显著提升了国有资本相对控股企业的内部控制质量。

（三）内部控制在混合所有制改革与债务成本之间发挥调节作用

良好的内部控制质量可以提高企业的会计信息质量，缓解银企之间的信息不对称从而降低双方债务契约签订前的不确定性。债务契约签订后，内部控制质量好的企业会通过规范的授权审批等控制活动来约束管理者自利行为，从而减少债权人对企业的监督成本。此外，公司的内部控制制度越完善，相应的风险管理机制越健全，在降低企业经营风险的同时提升经营绩效，会促使银行等给予企业较低的风险评价等级，增强债权人的信任。这些都有利于企业债务融资条件的优化。有研究表明，内部控制质量高的企业债务成本更低[10-12]，因此提出假设：

H3：在其他条件相同的情况下，内部控制质量的提高能够有效降低混合所有制改革后国有企业的债务成本。

垄断性行业与竞争性行业面临的市场状况不一样，在产品竞争激烈的行业，债务供给方在市场上处于卖方市场，银行等在提供资金时会有更大的议价能力，往往会对竞争性行业企业提出更多要求。内部控制水平更高的公司，其融资约束会更少，可能会优先获得资金，在债务融资时更容易获得优惠待遇。此外，从债权人的债务风险来看，公司若处在竞争越激烈的行业，其未来经营绩效可持续的不确定性越大，面临的债务风险也越大。但是如果公司的内部控制质量较好，则能够在一定程度上降低企业面临的经营风险，从而缓解债权人债务风险。

国有企业混合所有制改革使得民营、外资等资本流入企业，这些非国有资本的逐利性和风险意识，使其具有强烈的动机与动力进行内部监督，公司激励与约束机制的运作效率也更高，从而可以完善内部控制建设。李元霞[13]指出，股权集中度过高的企业，话语权一般都集中在大股东身上，内部控制沦为形式，难以发挥其应有的作用，只有股权适度集中才有益于企业内部控制水平的提升。国有资本持股过高或者过低，都不利于企业股权相互制衡，只有适当持股，才有利于股权发挥制衡作用。汪浩[14]认为最优的国有股权比重应在40%以下。因此可以合理预期，在混合所有制改革后国有资本相对控股的企业，混合所有制改革对其内部控制质量更能发挥良好的提升作用，从而更有效地调节混合所有制改革与债务成本之间的冲突。

基于以上分析，笔者在H3 的基础上进一步提出以下两个分假设：

H3a：相比于垄断性行业企业，内部控制质量对混合所有制改革与债务成本的调节作用在竞争性行业企业中更显著。

H3b：相比于混合所有制改革后国有资本参股、绝对控股企业，内部控制质量对混合所有制改革与债务成本的调节作用在国有资本相对控股企业中更显著。

三、模型构建与变量定义

（一）实证模型构建

为了检验混改政策的影响，本文选择使用DID模型和PSM-DID 模型。DID 模型多用于对公共政策实施效果的定量评估，该模型是一种有效的绩效评估模型，其通过处理组和对照组在政策变化前后的相对差异，反映政策的实际执行效果[15]。鉴于本文采用的是多期面板数据，我们在构建DID模型时，特别引入个体固定效应（μ）与时间固定效应（τ）。

国有企业进行混合所有制改革是一个非随机事件，那些经营效率高的企业可能更有意愿进行改革，存在“靓女先嫁”的情况[16]，因此国有企业进行混合所有制改革并不一定是随机事件，而对非随机样本直接进行估计会导致样本的选择性偏差与异质性偏差。考虑到这种偏差可能给研究结果带来影响，本文运用倾向得分匹配（PSM）对样本进行筛选以消除偏差带来的不利影响，再用DID模型回归以得到混改政策实施的真实效果。

1.混合所有制改革对债务成本影响的模型构建。为了检验假设1，即验证混合所有制改革提高了企业的债务成本，构建模型（1）：

在模型（1）中：Cod 为债务成本，用“利息支出/总负债”表示；Du为虚拟变量，Du=1为实验组，即进行了混合所有制改革的国有企业，Du=0为对照组，表示未进行混合所有制改革的企业；Dt也为虚拟变量，Dt=1表示混合所有制改革后，Dt=0则为混合所有制改革前。本文选取的实验组是2014年发生混合所有制改革的企业，所以Dt=1为2014年及以后，Dt=0为2014年以前。此模型主要关注交乘项系数α1，我们预期该系数显著为正。

此外，为了分析混改效果随时间演进的趋势，我们还定义混改第1年、第2年及混改第3年，如2014年为混改第一年，则2015年为混改第二年，2016年为混改第三年。

2.混合所有制改革对内部控制影响的模型构建。为了检验假设2，即混合所有制改革是否能给企业内部控制质量带来提升作用，构建模型（2）：

在模型（2）中：Inc表示内部控制质量，用内部控制指数DIB 来衡量。这里主要关注系数α1，我们预期，如果该系数显著为正，则表明混合所有制改革的确给企业的内部控制带来了积极的影响。

3.内部控制的调节效应的模型构建。对于假设3的检验，借鉴已有学者的研究[16-18]，构造模型（3）：

在模型（3）中，主要考量Du×Dt×Inc 三者交乘项的系数α4，关注三者交乘项系数的大小或方向，从而估计内部控制的调节效应。α4的显著性大小决定内部控制是否具有调节作用，而系数的方向则反映其调节作用的方向，以此来检验假设3。

为了进一步研究企业在竞争性程度不同的行业、国有资本比重不同的区间，混合所有制改革、内部控制与债务成本呈现的关系，本文在以上模型基础上，将企业分为处于垄断性行业与竞争性行业，并按国有资本参股、相对控股与绝对控股分别进行分组回归分析。

（二）样本选择与变量定义

1.混合所有制改革的样本选取。对于混合所有制改革的衡量目前尚未形成一致的方法，借鉴已有学者的研究[16，17，19]，本文对国有企业发生混合所有制改革变量的度量进行如下处理：

选取2013～2016年沪深A股国有上市公司为研究对象，选择企业的前五大股东数据，以2013年为起点，观察每一家企业的前五大股东构成情况，手工搜集2014年发生混合所有制改革的企业为实验组，将未进行混合所有制改革的企业作为对照组；根据前五大股东名称，通过官网、百度及新浪财经等网站搜索其企业性质。如果一家国有企业2013年前五大股东全部为国有性质，到2014年开始，前五大股东混入了新的民营企业、外资企业、个人等非国有股东，我们定义该企业在2014年发生了混合所有制改革，并且2014年及以后的状态为改革后的状态。对于对照组的选取，2013～2016年间，前五大股东均为国有股东的企业，我们定义这类企业为未发生混合所有制改革的企业。同时，考虑到实验组和对照组样本选取的稳健性，我们将各企业前五大股东数据的时间窗口往回延伸至2011年，以保证国有企业的前五大股东的股东性质在2011～2013年间均为国有股东，此做法能够排除在这期间已经开始进行混合所有制改革的企业，增加最终样本选取的合理性。经过手工筛选，从1096家国有企业中筛选出2014年发生混合所有制改革的企业180 家，未进行混合所有制改革的企业228 家；剔除ST 公司、数据缺失及异常值后，总共得到322 家企业，其中136 家为发生混合所有制改革的国有企业，186 家是未进行混合所有制改革的企业。

PSM 要求在对照组中筛选出和实验组类似的企业，构造一批新的对照组，使得这些对照组和混合所有制改革前的实验组特征相近。参考已有学者的研究，本文选取企业规模（Size）、资产净利率（Roa）、资产负债率（Lev）、成长性（Growth）以及营业收入现金比率（Icr）作为匹配变量，对2013年的企业样本进行匹配。考虑到样本量问题（实验组136 家，对照组186家），我们采用一比一最近邻匹配法找到与实验组相匹配的对照组，即为每一家实验组找到唯一一家与之特征相近的对照组，筛选出一批新的样本，最终得到216家企业样本，实验组、对照组各108家。

表1 为2013年倾向得分匹配平衡性检验的结果，我们主要关注匹配前后匹配变量的标准偏误及显著性水平的变化，如果匹配变量在实验组与对照组之间的偏误越小，说明配对效果越好，不少研究将匹配变量的偏误限定于20%以内，即偏误在20%以内便可认为匹配结果是有效的[20，21]。从平衡性检验结果可知，在匹配前，对照组、实验组二者间有明显偏差，在PSM 后，偏差都控制在10%以内，且t 值均不显著，说明匹配后各变量在实验组和对照组的分布变得平衡，表明实验组与对照组在混合所有制改革前没有明显的差异，两者有平行的变化趋势，因此匹配后获取的样本确保了样本处理的随机性，从而能够确保实证结果的可靠性。

表1 倾向得分匹配平衡性检验结果

2.变量定义。对于本文的其他变量定义如表2所示。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

1.描述性统计。表3为变量的描述性统计结果，从整体上看，对照组这些变量的均值均不同程度地高于实验组（Pe 除外）。对于我们关心的主要变量，从实验组来看，企业的债务成本平均为2.16，最小值为-0.72，最大值为7.90，标准差为1.56，企业的债务成本具有一定的离散性；内部控制平均值为6.39，标准差为1.46，最大值有8.49，最小值为0，内部控制变量取值为0，表明企业内部控制存在重大缺陷。从对照组来看，企业债务成本均值为2.19，最小值为-1.51，最大值为8.1%；内部控制均值为6.66。从均值来看，发生混合所有制改革企业的内部控制质量低于对照组，债务成本也是略低于对照组，这似乎与我们的假设不一致，不过真实情况到底如何还需进一步的实证分析。造成这一结果的原因可能是实验组、对照组公司特征本身存固有差异，也可能是因为二者样本量的不同所导致的，这些都需要我们进一步检验。

表2 主要变量含义及计算方法

2.关键变量改革前趋势的检验。双重差分法要求在未受到政策影响的条件下，实验组与对照组有类似的变动趋势，这样才能准确地将政策实施的净效应分离出来。在实证研究中，我们定义2011～2016年间前五大股东一直都是国有股东的企业为未进行混合所有制改革的企业，将这一类企业直接作为对照组来分析改革的政策效果。但此种做法还是不能排除我们关注的变量在改革前的实验组与对照组企业中就已经存在差异，改革后产生的变化并不一定是混改政策带来的，而很有可能是因上述固有差异所引起的。为了排除这种可能性，我们对实验组与控制组在改革前的关键变量趋势进行检验，即调整时间窗口，选取未混改前的年份2011～2013年，假设实验组企业在这期间进行了混合所有制改革，定义改革企业的虚拟变量，同时控制其他变量的影响，对总样本进行回归，观察实验组Du 这一虚拟变量的系数是否显著。表4为改革前趋势检验结果。

表3 变量描述性统计

表4 混改前主要变量趋势检验

表4中，如果企业进行了混合所有制改革Du则取1，否则取0。我们主要关注Du的系数是否具有显著性，如果不具有显著性则说明实验组和对照组企业在未进行混合所有制改革前二者本身不存在明显差异。从表4中可以看出，不管是债务成本（Cod）还是内部控制（Inc），Du 的系数均没有通过显著性检验，说明实验组、对照组的债务成本、内部控制质量在混合所有制改革前没有系统性差异，而后续所发生的混合所有制改革给债务成本、内部控制带来的政策效应确实存在，不是由实验组和对照组事前差异所致。表4第4列为内部控制的调节效果的检验结果，交乘项Du×Inc系数为正，表明在未进行混合所有制改革前实验组企业的内部控制质量不利于企业的债务成本的降低，但是这一作用并不具有显著性。

有效观测值：Inc 的840 个（117×3+163×3）有效观测值是包含117 家混改企业和163 家未混改企业2011～2013年的数据；Cod的921个（128×3+179×3）有效观测值包含128 家混改企业和179 家未混改的企业2011～2013年的数据。数据量不一致的原因是Inc、Cod分别作为被解释变量，单独进行检验，数据的完整性不同，数据量也存在差异。最后一列结果显示的是Cod 作为被解释变量的检验结果，在原有回归基础上中加入Inc 这一调节变量，考虑数据完整性，因此最后数据量是840。此处进行混合所有制改革、未进行混合所有制改革的企业数量与前文描述性统计的数据量不一致，也是因为数据完整性所致。描述性统计评估期间是2013～2016年，表4 反映的是关键变量改革前趋势的检验，区间是2011～2013年，由于存在部分数据缺失，因此表4的企业数量相对更少。

（二）PSM-DID的回归结果分析

1.混合所有制改革对内部控制与债务成本的影响结果。表5 反映了混合所有制改革对公司债务成本、内部控制产生的政策效应。

从表5 第（1）（2）列的总体实证结果来看，混合所有制改革对债务成本的政策净效应为0.604 并在1%的水平上显著，说明混合所有制改革的实施显著提高了公司的债务成本。再看混合所有制改革的时间持续性，混合所有制改革对企业债务成本的不利影响逐年加大，表现为混合所有制改革与债务成本的正向关系系数逐年增大且均在1%的水平上显著。

表5 混合所有制改革对内部控制、债务成本的影响

表5第（3）（4）列反映了混合所有制改革与内部控制的关系，从总体来看，混合所有制改革对Inc的效应在5%水平上显著为正，表明混合所有制改革能显著提升公司的内控质量；从分年数据来看，混合所有制改革对内部控制质量的提升效应具有持续性，从混合所有制改革第1年到第3年，双重差分估计量都显著为正，混合所有制改革对内部控制质量的提升作用具有长期性。

2.内部控制调节效应的回归结果。表6 是内部控制对混合所有制改革与债务成本的调节作用的回归结果。从总体结果来看，Inc 对债务成本的系数为-0.215 且在10%水平上显著，说明良好的内部控制质量能够降低公司债务成本。Du×Dt×Inc 三者交互项系数显著为负，系数为-0.336，说明内部控制质量的提高有利于降低混合所有制改革企业的债务成本。由前面的分析可知，混合所有制改革为国有企业的债务成本带来了显著为正的净效应，即进行了混合所有制改革的国有企业面临着债务成本上升的风险，但是在模型中加入内部控制指数后，混合所有制改革给企业债务成本带来的政策净效应由显著为正变成显著为负。混合所有制改革可以给企业的内部控制质量带来显著的提升作用，而内部控制的完善会显著降低企业的债务成本，良好的内部控制能够缓解混合所有制改革给国有企业债务成本带来的不利影响，表明内部控制可以在混合所有制改革与债务成本中发挥有效的调节作用，内部控制质量的提高对混合所有制改革企业的债务成本起到显著的降低作用，假设3得到了证实。

从分年检验结果来看，Du×Dt×Inc 的系数均为负数，系数绝对值逐年增大且均显著，说明较高的内部控制质量能够有效降低混合所有制改革企业的债务成本，且这一作用具有持续性。

（三）进一步研究

1.分行业比较。表7 反映了混合所有制改革给垄断性行业与竞争性行业带来的不同政策效应。

表7第（1）（2）列表示混合所有制改革对不同行业企业债务成本造成的影响，我们主要对比分析两者的交互项系数符号大小及显著性水平。从结果来看，垄断性行业企业的Du×Dt 交互项系数为0.072，混合所有制改革也一定程度上提高了垄断性国有企业的债务融资成本，但这一效应并不具备显著性水平，表明混合所有制改革对处于垄断性行业企业的债务成本的提高作用并不明显。而竞争性行业的Du×Dt系数在1%水平上显著为正，系数为0.711，系数明显高于垄断性行业企业，说明混合所有制改革对处于竞争性行业企业的债务成本带来了更明显的影响，表现为混合所有制改革更显著提升了处于竞争性行业国有企业的债务成本，证实了H1a。垄断性行业由于存在的诸如规模效应、准入限制、外部效应、大资本投入等特点，一旦进入后便形成天然的垄断[22]。并且，企业处于垄断性行业，享受垄断收益与更多的政府支持，企业具有强大的融资优势，不管是否进行混合所有制改革，债权人对处于这一行业的企业均会做出更好的预期。而竞争性行业面临的不确定因素更多，对外在的政策变化的反应更加敏感，对于本就处在竞争性行业的企业来说掺入非国有资本之后，将对企业债务融资产生更加不利的影响。

表7 垄断性行业与竞争性行业混改效应差异比较

表7第（3）（4）列反映了混合所有制改革给不同行业企业内部控制带来的效应。从Du×Dt的系数来看，处于垄断性行业企业的交乘项系数为正，表明混合所有制改革对处于垄断性行业的国有企业的内部控制质量也有提升作用，但不具有显著性；而处于竞争性行业企业的交乘项系数在10%水平上显著为正，说明相比于垄断性行业，混合所有制改革更显著提升了处于竞争性行业企业的内部控制质量，H2a得到了证实。

表8 反映了混合所有制改革、内部控制与债务成本三者在不同行业呈现的关系，Du×Dt×Inc 三者交乘项的系数在垄断性行业企业为-0.014，表明较高的内部控制质量可以降低进行混合所有制改革的垄断性企业的债务成本，但是这一调节作用并不具有显著性；在竞争性行业企业Du×Dt×Inc 系数在5%水平上显著为负，说明对于竞争性行业企业，内部控制质量的提高可以有效降低混合所有制改革企业的债务成本，而对垄断性行业企业则没有发挥明显的调节作用。由上述回归可知，混合所有制改革对竞争性行业企业的内部控制质量具有更明显的提升作用，内部控制质量的提高有利于降低混合所有制改革企业的债务成本，因此相较于垄断性行业企业，良好的内部控制更为显著地降低了处于竞争性行业企业的债务成本，证实了H3a。

表8 分行业比较内部控制的调节效应

2.区分不同国有资本区间的差异比较。表9 反映了不同国有资本区间下混合所有制改革与债务成本、内部控制的关系。

表9 第（1）（2）（3）列表示混合所有制改革对债务成本的影响，交乘项Du×Dt系数在混合所有制改革后国有资本参股、相对控股时显著为正，其中当国有资本占比为0～30%时，系数为0.432并在1%水平上显著；当国有资本占比为30%～50%时，该系数为0.347，同样在1%水平上显著；而对混合所有制改革后国有资本保持绝对控股的企业，Du×Dt 系数为0.218，在10%的水平上显著。从结果可以看出，企业发生混合所有制改革后，国有资本占比越低，债务成本得到越明显的提高，相对于混合所有制改革后国有资本仍保持绝对控股企业，混合所有制改革更显著提高了国有资本参股、相对控股企业的债务成本，H1b基本得到了验证。

表9 第（4）（5）（6）列反映了混合所有制改革给企业内部控制带来的影响，同样的我们主要关注Du×Dt系数。从交乘项系数来看，三者系数均为正，说明混合所有制改革后国有资本不管是以怎样的形式参与企业经营，混合所有制改革均能不同程度提升企业的内部控制水平，但是这一提升作用仅在国有资本占比30%～50%，即混改后国有资本相对控股时，系数最大且在1%水平具有显著性；而对国有资本参股或者绝对控股情况，Du×Dt 系数虽然为正，但不具有显著性。可以说，相比于混合所有制改革后国有资本参股、绝对控股企业，混合所有制改革更显著提升了改革后国有资本相对控股企业内部控制质量，验证了H2b。

表9 不同国有资本区间混改效应差异比较

表10 反映的是混合所有制改革后不同国有资本区间混合所有制改革、内部控制与债务成本三者之间的关系。在混合所有制改革后国有资本占比在30%～50%时，Inc与债务成本负相关，系数的绝对值最大且在10%水平上显著，说明混合所有制改革后国有资本相对控股公司的内部控制对债务成本的降低效果最为明显。再重点关注Du×Dt×Inc 的系数，在加入内部控制之后，三个比例区间的Du×Dt×Inc系数均为负，表明混合所有制改革后不管国有资本占比多少，良好的内部控制均能够缓解混合所有制改革与债务成本之间的矛盾，但是这一效应只在国有资本相对控股时具有显著性。实施混合所有制改革后，企业为国有资本相对控股时，改革对内部控制质量的提升作用最显著，而内部控制质量的提升对混合所有制改革与债务成本之间的矛盾又能起到较好的缓解作用，因此相对于混合所有制改革后国有资本参股、绝对控股企业，内部控制质量对混合所有制改革与债务成本的调节作用在国有资本相对控股企业中更显著，从而验证了H3b。

表10 分混改后国有资本区间比较内部控制的调节效应

五、研究结论

本文选取2013～2016年沪深A股上市国有企业为研究对象，采用PSM-DID 模型研究混合所有制改革对内部控制、债务成本的影响，并对内部控制在混合所有制改革与债务成本间的调节作用进行了检验。研究结果显示：

从整体上看，国有企业经过混合所有制改革后，其债务融资优势有所削弱，表现为债务成本的升高。混合所有制改革后，企业的内部控制质量显著提高，混合所有制改革对债务成本、内部控制的影响具有持续性。混合所有制改革后国有企业的内部控制质量得以提升，内部控制质量的提高可以有效降低混合所有制改革后国有企业的债务成本，且这一调节效应具有长期性。

从行业竞争性来看，相对于垄断性行业企业，混合所有制改革更显著提高了竞争性行业企业的债务成本。不管是竞争性行业还是垄断性行业，混合所有制改革对企业的内部控制质量都能起到提升作用，但仅对处于竞争性行业企业内部控制质量的提升作用具有显著性。较高的内部控制质量对混合所有制改革与债务成本的矛盾发挥了较好的缓解作用，能够有效降低进行混合所有制改革的竞争性行业企业的债务成本，但在垄断性行业企业则并未发现这一调节作用。

从不同国有资本持股区间来看，相对于混合所有制改革后国有资本仍保持绝对控股企业，改革更显著提高了国有资本参股、相对控股企业的债务成本，同时更显著提升了国有资本相对控股企业的内部控制质量。良好的内部控制质量可以调节混合所有制改革与债务成本之间的冲突，但是只有在混合所有制改革后国有资本处于相对控股时，这一调节作用才具有显著性。相对于其他两个区间，混合所有制改革更显著提高了国有资本相对控股企业的内部控制质量，而内部控制质量的提高能够降低混合所有制改革后企业的债务成本，因此内部控制对于混合所有制改革与债务成本之间的矛盾在国有资本相对控股时发挥了更有效的调节作用。