李士梅 李 安

一、引言

在推進混合所有制改革的進程中，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和股權結(jié)構(gòu)的調(diào)整，既是國家調(diào)整優(yōu)化國有資本布局的重大抉擇，也是國家大力培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)實需求。目前中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)處于產(chǎn)業(yè)發(fā)展的初步階段，面臨的眾多技術及市場風險導致收益難以預測，如何發(fā)揮國有經(jīng)濟的積極作用，同時引領和帶動民營經(jīng)濟進入戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，建立國有經(jīng)濟與民營經(jīng)濟的混合發(fā)展創(chuàng)新機制，推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，是國有經(jīng)濟下一步改革的重點。要根據(jù)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的特殊性，在此基礎上充分認識國有經(jīng)濟功能的新定位，并確立相應的對策，最終帶動產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。然而，國有經(jīng)濟是如何影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展？影響程度究竟有多大？這些都是目前仍需解決的問題。本文依據(jù)中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中高端裝備制造業(yè)的數(shù)據(jù)樣本，實證研究國有持股比例與高端裝備制造業(yè)上市公司績效的關系，并依據(jù)分析結(jié)果提出政策建議。

二、相關文獻綜述

國外學術界關于對幼稚產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)進行保護和扶持的觀點早已明確，如德國學者 Liszt（1983）最早提出了保護幼稚工業(yè)理論，認為生產(chǎn)力是決定一國興衰存亡的關鍵，而保護民族工業(yè)就是保護本國生產(chǎn)力的發(fā)展，主張政府要扶持幼小產(chǎn)業(yè)、保護民族工業(yè)①。Van de Ven和R.Garud（1989） 充分肯定技術進步和外部經(jīng)濟沖擊在新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的積極作用，強調(diào)新興產(chǎn)業(yè)是處于產(chǎn)業(yè)發(fā)展最初階段的產(chǎn)業(yè)形態(tài)②。Blank（2008） 的研究表明，新興產(chǎn)業(yè)是對未知性領域的探索，處于發(fā)展的早期階段，不確定性風險較高，政府需要對其進行支持和保護③。

與國外學術界圍繞新興產(chǎn)業(yè)進行研究不同，國內(nèi)學術界更加關注戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，其中部分研究圍繞國有經(jīng)濟在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中的功能與作用展開。在國有經(jīng)濟的宏觀定位上，鄒俊和張芳（2011）認為國有經(jīng)濟具有科技創(chuàng)新功能和先導功能，在加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的時代背景下，我們應賦予國有經(jīng)濟功能再定位，充分發(fā)揮國有經(jīng)濟在戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)中的積極作用④。李士梅和張倩（2012）認為國有經(jīng)濟可以提供基礎服務、提供技術示范、彌補市場失靈，控制著關系國民經(jīng)濟命脈的關鍵領域和重要行業(yè)，因此國有企業(yè)自然是推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主體⑤。鄒俊和徐傳諶（2015） 認為國有資本能夠保持國民經(jīng)濟控制力、影響力，具備先天的資源稟賦優(yōu)勢，從新興產(chǎn)業(yè)的特點來考量，國有資本支持戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展是國家戰(zhàn)略性的抉擇⑥。

從企業(yè)微觀層面來看，許多學者都曾對國有持股比例與企業(yè)績效的關系進行實證分析，研究結(jié)論主要分為三種觀點：一是認為國有持股比例與企業(yè)績效存在負相關關系。持這類觀點的學者通過研究發(fā)現(xiàn)，當國家作為控制股東時，企業(yè)價值最大化并不總是國家所有者的目標⑦。在政府目標多元化的驅(qū)使下，會造成企業(yè)價值損失，降低企業(yè)績效，不利于企業(yè)的發(fā)展⑧。二是認為國有持股比例與企業(yè)績效呈現(xiàn)正相關關系。當國家入股私營企業(yè)，即當企業(yè)的股權被國家和私人混合所有的情況下，國有股權會顯著提高公司的績效。因為國有股東可以監(jiān)督約束私人股權公司的行為，在一定程度上可以降低“隧道效應”和“塹壕效應”⑨。三是有部分學者指出國有持股比例與企業(yè)績效存在非線性相關關系。Sun等（2002）研究發(fā)現(xiàn)，國有股權有利于提升部分私有化企業(yè)的績效，但這種作用效果表現(xiàn)為倒“U”型關系，而非簡單的線性關系⑩；Wei等（2005）的研究發(fā)現(xiàn)國家股與Tobin’s Q值顯著負相關，且呈明顯的非線性、正“U”型關系?；田利輝（2005） 通過對中國1998—2003年滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)進行實證分析，使用Tobin’s Q值和ROA來衡量公司績效，結(jié)果表明國有股權與公司績效間呈現(xiàn)非對稱“U”型關系?。

以上文獻給本文的研究提供了理論基礎，但是從企業(yè)微觀層面看，國內(nèi)針對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效關系進行的實證研究較少，針對高端裝備制造業(yè)的研究更是鳳毛麟角。此外，國有持股比例與企業(yè)績效的關系可能是狀態(tài)依存的，與行業(yè)特征相關，為避免樣本選擇性偏差帶來的影響，本文以高端裝備制造業(yè)為研究對象，選用樣本區(qū)間為2005—2015年，從狀態(tài)依存、行業(yè)特征等角度深入探究國有持股比例對高端裝備制造業(yè)發(fā)展的影響。

三、數(shù)據(jù)說明與變量選擇

1.數(shù)據(jù)說明

本文以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中的高端裝備制造業(yè)為研究樣本，選取2005—2015年度在上海證券交易所和深圳證券交易所A股主板上市的高端裝備制造業(yè)企業(yè)，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫。為使數(shù)據(jù)研究有效可靠，樣本選取將執(zhí)行以下程序篩選：（1） 剔除標有 ST的上市企業(yè)；（2） 剔除變量值缺失及數(shù)據(jù)異常的企業(yè)；（3）剔除未公開披露年度報告的企業(yè)，最終確定樣本為74家高端裝備制造業(yè)上市公司，包括814個“公司—年”觀測值。

2.變量選擇及定義

為解決本文的研究問題，檢驗之前的理論分析，我們通過構(gòu)建面板門檻模型研究高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效的關系。研究變量主要包括凈資產(chǎn)收益率、國有持股比例、企業(yè)總資產(chǎn)額及其他控制變量，包括股權資本率、債權資本率、內(nèi)源資本率。

（1）被解釋變量：市場績效指標和財務績效指標通常作為反映企業(yè)發(fā)展的指標。本研究采用財務指標反映企業(yè)績效，最終參照于東智（2001）的指標選取方法，選取凈資產(chǎn)收益率（Roe）來反映企業(yè)的績效。

（2）解釋變量：從企業(yè)微觀層面，國有經(jīng)濟的具體表現(xiàn)形式通常定性按股權屬性以國有持股比例表示。本文參照劉秀玲（2012）的做法，采用國有持股比例（Sos）作為本文的解釋變量展現(xiàn)對企業(yè)績效的影響。

（3）門檻變量：不同的企業(yè)其企業(yè)規(guī)模也不相同，在其他因素不變的情況下，企業(yè)績效也會受到企業(yè)規(guī)模的影響。在企業(yè)規(guī)模的劃分上，通常用從業(yè)人員總數(shù)和企業(yè)總資產(chǎn)額指標作為劃分企業(yè)規(guī)模的標志，所以在檢驗國有持股比例對企業(yè)績效的影響時，應當考慮到企業(yè)規(guī)模的影響。本文借鑒吳晨（2009） 的指標選取方法，選取企業(yè)資產(chǎn)總額（Size）衡量企業(yè)規(guī)模，作為本文的門檻變量。

（4）控制變量：本文選取股權資本率、債權資本率以及內(nèi)源資本率作為公司的特征控制變量。由于企業(yè)的融資方式可以直接影響到經(jīng)營績效和經(jīng)營行為，融資方式的差異性也構(gòu)成企業(yè)不同的資本結(jié)構(gòu)，本文采用凌江懷和胡雯蓉（2012） 的指標選取方法，選取實收資本與資產(chǎn)總額之比（Efr）作為股權資本率，用債務融資凈額與資產(chǎn)總額之比（Dfr）作為債權資本率，用公司留存收益（盈余公積與未分配利潤之和）與資產(chǎn)總額之比（Sfr）作為內(nèi)源資本率。相關模型中各變量及定義如表1所示。

表1 變量及定義

3.平穩(wěn)性檢驗

為了保證回歸估計結(jié)果真實有效，在對平衡面板數(shù)據(jù)模型進行OLS估計前，本文采用LLC（Levin-Lin-Chu） 檢驗和 IPS（Im-Pesaran-Shin） 檢驗，它們分別是在相同根情況下和不同根情況下對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。在假設存在單位根零假設的情況下，如果兩種檢驗方法P值均小于10%，拒絕零假設，就表明面板數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的；如果P值大于10%，接受零假設，面板數(shù)據(jù)序列就是不平穩(wěn)的。表2為主要變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。

四、實證分析

1.描述性統(tǒng)計

在進行實證檢驗之前，有必要對樣本進行描述性統(tǒng)計，以此來了解樣本的基本情況。本文利用Stata12.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，統(tǒng)計結(jié)果如下表3所示。

不同企業(yè)在企業(yè)股權結(jié)構(gòu)與企業(yè)規(guī)模上存在著較大的差異。樣本企業(yè)國有持股比例介于0%與100%之間，總資產(chǎn)額介于7669.23萬元與10676317萬元之間，這表明本文所選擇的樣本囊括了不同類型的股權結(jié)構(gòu)與企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模，增加了針對高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效關系研究的代表性。

表 2 相關主要變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

2.面板門檻模型的構(gòu)建

由于可能會存在區(qū)間效應，需要對國有持股不同區(qū)間的樣本進行分組檢驗。傳統(tǒng)的簡單分組方法很難客觀地揭示各變量間的關系，本文采用Hansen門檻面板模型，避免了人為分組的主觀因素所帶來的偏差。Hansen門檻面板模型不僅能給出具體的門檻值，還能夠客觀地分析不同區(qū)間上國有持股對企業(yè)績效的作用效果。本文著重考慮單一面板門檻模型的設定和估計過程，并據(jù)此擴展到多重門檻模型。單一的面板門檻模型設定如下：

其中， （1） 式中下標 i，t（1≤i≤N，1≤t≤T）分別表示樣本企業(yè)和樣本年份，yit為第i家上市公司第t年的凈資產(chǎn)收益率（Roe），xit為第i家上市公司第t年的國有持股比例（Sos）。Xit為一組對被解釋變量有較大影響的控制變量，包括股權資本率（Efr）、債權資本率（Dfr）和內(nèi)源資本率（Sfr）。β0為各控制變量相應的系數(shù)向量，qit為門檻變量，用企業(yè)資產(chǎn)總額（Size）表示，γ為有待確定的門檻值。（·）為示性函數(shù)，μi為未觀測樣本的個體效應，eit為隨機干擾項，β1和β2為不同區(qū)制內(nèi)的回歸斜率。

為了估計式（1），首先對樣本中各變量觀測值去均值消除式（1）中的個體效應μi，記作：

對估計模型（2）中所有數(shù)據(jù)進行累疊得到模型的矩陣形式為:

對于給定的門檻值γ，將其帶入式（3），并執(zhí)行OLS估計，可以獲得式（4）中β參數(shù)的估計值：

其殘差平方和為：

基于最小SSE（γ）原理，需要對門檻值進行估計，使用OLS法求出相應的殘差平方和，找出最優(yōu)的門檻估計值，使S1（γ）最小，即：

得到參數(shù)估計值后，需要進行兩個檢驗：第一個檢驗是門檻效應是否顯著；第二個檢驗是檻估計值是否等于真實值。首先執(zhí)行第一個檢驗，原假設為H0∶β1=β2，這時的檢驗統(tǒng)計量為：

在原假設H0下，殘差平方和為S0。在原假設下，傳統(tǒng)的檢驗方法由于門檻值無法確定，因此檢驗統(tǒng)計量是非標準分布的。Hansen（1999）采用自抽樣法找出臨界值，然后進一步得到基于似然比（Likelyhood Ratio，LR） 檢驗的P值。當P值小于等于10%，拒絕原假設，存在門檻效應。然后進行第二個檢驗，第二個檢驗的原假設為 H0=γ0，相應的檢驗統(tǒng)計量為：

Hansen（1999） 提出統(tǒng)計量LR（1γ）拒絕域的一個計算公式，即當 LR1（γ）≤C（?） ＝－2In（1－（?為顯著水平）時，不能拒絕原假設，反之拒絕原假設。

以上只是單一門檻模型的估計過程，為了確定樣本是否存在多個門檻，還需進行多個門檻值的檢驗。其估計方法是首先估計出單一門檻模型的門檻值γ1，繼續(xù)再檢驗第二個門檻值。通過使得S2（γ2）達到最小，此時的γ2為第二個門檻值。然后進行第三個門檻值的檢驗，由此類推，直到門檻不具有顯著性為止。

3.面板門檻模型結(jié)果分析

根據(jù)前述邏輯思路與研究問題，為了驗證高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效之間是否存在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的門檻效應，本文基于Hansen面板門檻模型展開研究。

（1）面板門檻模型的估計。本文依次在不存在門檻、存在單一門檻、存在雙重門檻等的設定下對模型進行估計，確定門檻的個數(shù)和模型的具體形式。不同門檻個數(shù)和模型形式所對應的P值及其臨界值通過“自抽樣法”（Bootstrap） 重復抽樣500次得到。根據(jù)表4自抽樣檢驗結(jié)果，單一門檻的F統(tǒng)計量在5%的水平下顯著，自抽樣P值為0.04，而雙重門檻和三重門檻效應不顯著，自抽樣P值為0.14和0.31，因此，本文將依據(jù)單一門檻模型進行分析。

依據(jù)圖1可以很清楚地看出置信區(qū)間和門檻參數(shù)值，表5給出了門檻的估計值，同時得出結(jié)論：高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效之間存在單一的門檻效應。

表4 門檻效果自抽樣檢驗

圖1表示以Size作為門檻變量時，似然比函數(shù)序列（Likelyhood Ratio，LR） 的一個趨勢圖，虛線以下是其95%的置信區(qū)間。當似然比為0時，得到的門檻估計值γ=483001.06萬元。

圖1 單一門檻模型置信區(qū)間

表5 門檻估計值和置信區(qū)間

（2）門檻回歸結(jié)果及其分析。門檻模型回歸是通過比較不同區(qū)制內(nèi)的回歸系數(shù)的差異，然后對區(qū)制內(nèi)解釋變量對被解釋變量的影響進行考察。模型的具體形式會隨著門檻個數(shù)和門檻值的確定而確定，以Size為門檻值的面板門檻模型的估計結(jié)果見表6。

本文重點討論高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效之間是否存在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的門檻效應。從表6可以看出，高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效之間存在顯著的企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的門檻效應，其影響力度在不同的區(qū)間是有所差異的。國有持股比例在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模不同的區(qū)間內(nèi)，系數(shù)大小相差較大。對于高端裝備制造業(yè)而言，單一面板門檻模型將國有持股比例對企業(yè)績效的影響劃分為兩種不同的作用機制：在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的第一階段，變量系數(shù)值較小，在1%的顯著水平下為正且值為0.07。當企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模進入到第二階段，即門檻值大于483001.06萬元時，變量系數(shù)在1%的顯著水平下為正，且值從0.07上升到0.19，國有持股比例對企業(yè)績效影響的敏感性是第一個區(qū)間的2.60倍。說明國有持股比例對企業(yè)績效存在促進作用，且在門檻值兩側(cè)，這種促進作用隨著總資產(chǎn)規(guī)模的擴大而增大。

表6 以size為門檻值的門檻回歸結(jié)果

對于控制變量而言，度量公司特征的控制變量股權資本率、債權資本率和內(nèi)源資本率的系數(shù)均為正數(shù)，且分別在1%、10%和1%的水平上顯著，說明本文所選的度量公司特征的控制變量與高端裝備制造業(yè)上市公司績效存在正相關關系，即股權資本率、債權資本率以及內(nèi)源資本率能提高高端裝備制造業(yè)上市公司的績效。

4.分行業(yè)面板門檻模型結(jié)果分析

為了深入剖析高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效的關系，檢驗不同行業(yè)門檻效應是否存在差異，依據(jù)產(chǎn)業(yè)具體情況，本文將高端裝備制造業(yè)劃分為五大行業(yè)，分別為航空裝備業(yè)、衛(wèi)星制造與應用業(yè)、軌道交通設備制造業(yè)、海洋工程裝備制造業(yè)、智能制造裝備業(yè)，在此基礎上分別建立面板門檻模型。

由表7可知，航空裝備業(yè)、衛(wèi)星制造與應用業(yè)和軌道交通設備制造業(yè)均存在單一門檻效應，海洋工程裝備制造業(yè)存在雙重門檻效應，智能制造裝備業(yè)存在三重門檻效應。

在航空裝備業(yè)中，國有持股比例系數(shù)在門檻值的兩個區(qū)間均為正，即國有持股比例對航空裝備業(yè)的績效起到促進作用。但是當門檻變量企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模大于66928.72萬元時，國有持股比例系數(shù)從0.13下降到0.07，顯著減小。由此可知，國有持股比例對航空裝備業(yè)的績效的促進作用隨企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的變大有所減緩。

在衛(wèi)星制造與應用業(yè)中，國有持股比例系數(shù)在門檻值的兩個區(qū)間分別為正和負。當企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模小于381129.08萬元時，國有持股比例系數(shù)在統(tǒng)計意義上不顯著，說明對于總資產(chǎn)規(guī)模較小的衛(wèi)星制造與應用業(yè)企業(yè)，國有持股比例對其績效的作用效果不明顯。當企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模大于381129.08萬元時，國有持股比例系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明對于總資產(chǎn)規(guī)模較大的衛(wèi)星制造與應用業(yè)企業(yè)，國有持股比例對其績效起到抑制作用。

表7 分行業(yè)面板門檻回歸結(jié)果

在軌道交通設備制造業(yè)中，國有持股比例系數(shù)在門檻值的兩個區(qū)間分別為負和正。當企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模小于57124.52萬元時，國有持股比例的系數(shù)為負，且在5%的水平上顯著，當企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模大于57124.52萬元時，國有持股比例的系數(shù)為正，但并不顯著。說明對于總資產(chǎn)規(guī)模較小的軌道交通設備制造業(yè)企業(yè)，國有持股比例對其績效起到抑制作用。

在海洋工程裝備制造業(yè)中，國有持股比例系數(shù)在門檻值的三個區(qū)間均為正，說明國有持股比例對海洋工程裝備制造業(yè)的績效起到促進作用，而且這種促進作用在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模733904.38萬元至1228449.60萬元之間時，即企業(yè)處于中等規(guī)模水平時，作用效果最強。

在智能制造裝備業(yè)中，國有持股比例系數(shù)在門檻值的四個區(qū)間均為正，說明國有持股比例對智能制造裝備業(yè)的績效起到促進作用。在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模小于75051.12萬元或者大于1372907.20萬元時，即企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模較小和企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模較大時，這種促進作用最強。在企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模處于75051.12萬元至1372907.20萬元之間時，即企業(yè)處于中等規(guī)模水平時，這種促進作用相對比較弱。

五、研究結(jié)論與建議

本文利用2005—2015年74個高端裝備制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建面板門檻模型研究該產(chǎn)業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效的關系，并對不同行業(yè)的差異進行比較分析，得出以下結(jié)論：

第一，選取企業(yè)總資產(chǎn)額作為本文的門檻變量，結(jié)果表明高端裝備制造業(yè)國有持股比例與企業(yè)績效之間存在單一的門檻效應。在門檻值兩側(cè)不同的區(qū)間內(nèi)，國有持股比例對企業(yè)績效的影響存在較大的差異。相對于總資產(chǎn)規(guī)模較小的高端裝備制造企業(yè)，國有持股比例對總資產(chǎn)規(guī)模較大的高端裝備制造企業(yè)的績效具有更顯著的促進作用。因此，在國有經(jīng)濟支持高端裝備制造業(yè)發(fā)展的進程中，為了實現(xiàn)國有資產(chǎn)的保值增值目標，可以通過國有資產(chǎn)由總資產(chǎn)規(guī)模較小的企業(yè)向總資產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)轉(zhuǎn)移，通過國有資產(chǎn)戰(zhàn)略性轉(zhuǎn)移達到投資的有效性，從而推動高端裝備制造業(yè)的發(fā)展。

第二，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和特征的不同，本文依據(jù)具體產(chǎn)業(yè)情況將高端裝備制造業(yè)進一步劃分為五大行業(yè)，根據(jù)五大行業(yè)的上市公司數(shù)據(jù)進行面板門檻分析，得到的分析結(jié)果具有一定的差異性。在不同的領域中，國有經(jīng)濟與民營經(jīng)濟擁有各自的相對優(yōu)勢。因此，中國應該結(jié)合高端裝備制造業(yè)的特殊性，對不同行業(yè)的不同屬性采取差別化的政策。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

一是要根據(jù)產(chǎn)業(yè)特征以及其內(nèi)部行業(yè)的具體情況，優(yōu)化國有資本與民營資本的配置。在適合國有經(jīng)濟進入的領域，應發(fā)揮以國有企業(yè)為代表的國有經(jīng)濟的優(yōu)勢，保持國有經(jīng)濟的中堅力量。在不適合國有經(jīng)濟進入，甚至會對該產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到抑制作用的領域，國有經(jīng)濟應逐步退出，并合理引導民營經(jīng)濟在這些領域內(nèi)的投資。

二是發(fā)揮國有經(jīng)濟與民營經(jīng)濟各自的優(yōu)勢，推動高端裝備制造業(yè)的發(fā)展。國有經(jīng)濟可以充分發(fā)揮其影響力、控制力和帶動力，借助其天然的資源稟賦優(yōu)勢，為高端裝備制造業(yè)提供支持，解決民營經(jīng)濟自身存在的缺陷。但同時，國有經(jīng)濟也存在不能忽視的體制機制弊端，可以通過引入民營經(jīng)濟帶來競爭，促進效率的提升。所以，在高端裝備制造業(yè)發(fā)展過程中，要提供公平競爭的環(huán)境，建立國有經(jīng)濟與民營經(jīng)濟的混合發(fā)展創(chuàng)新機制，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展增添新動力。

三是加強高端裝備制造業(yè)生產(chǎn)技術的創(chuàng)新，推動全行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。經(jīng)過多年的努力和發(fā)展，中國高端裝備制造企業(yè)的創(chuàng)新能力得到了顯著提高，但與國外裝備制造企業(yè)相比，中國高端裝備制造企業(yè)的低效率特征十分顯著，這主要是由于技術的低效率導致的。因此，要鼓勵和支持高端裝備制造業(yè)的研發(fā)投入，突破低水平技術的限制，使其成為真正的創(chuàng)新研發(fā)投入主體。另外，中國高端裝備制造業(yè)應充分利用全球創(chuàng)新資源，加強對其消化吸收能力；積極參與國際分工合作，強化科技創(chuàng)新能力，提升高端裝備制造業(yè)在國際上的核心競爭力。在提升創(chuàng)新實力的過程中，要以依靠科技進步作為發(fā)展的堅實基礎，重視人才的作用，將執(zhí)行者視為產(chǎn)業(yè)鏈中重要的配套環(huán)節(jié)?。

四是以高端化為突破口，延伸產(chǎn)業(yè)鏈價值。當前，盡管中國裝備制造業(yè)已形成較為完善的體系，但產(chǎn)業(yè)低端化問題比較嚴重，導致其在國際上的競爭力較差。作為國民經(jīng)濟發(fā)展的先導產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)，高端裝備制造業(yè)正處于發(fā)展的重要戰(zhàn)略機遇期。因此，要限制企業(yè)在低端環(huán)節(jié)上沒有節(jié)制的投入，鼓勵和支持企業(yè)向產(chǎn)業(yè)鏈的高端邁進，并分別從“產(chǎn)業(yè)鏈”、“價值鏈”、“創(chuàng)新鏈”、“服務鏈”和“生態(tài)鏈”五個方面延伸產(chǎn)業(yè)鏈價值，生產(chǎn)出科技含量高、回報率高的產(chǎn)品，全面提升高端裝備制造業(yè)的發(fā)展水平和國際競爭力。

注釋：

① ［德］弗里德里?！だ钏固兀骸墩谓?jīng)濟學的國民體系》，商務印書館1983年版，第156頁。

②A.H.Van de Ven and R.Garud,A Framework for Understanding the Emergence of New Industries,Research on Technological Innovation Management and Policy,1989,4(1),pp.195-225.

③ S.C.Blank,Insiders’Views on Business Models Used by Small Agricultural Biotechnology Firms:Economic Implications for the Emerging Global Industry,Agbioforum,2008,11(2),pp.71-81.

④ 鄒俊、張芳：《轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式與國有經(jīng)濟功能再定位》，《前沿》2011年第17期。

⑤ 李士梅、張倩：《國有經(jīng)濟向戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集中的理性思考》，《學習與探索》2012年第7期。

⑥ 鄒俊、徐傳諶：《國有資本支持戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展——理論溯源與現(xiàn)實推進》，《經(jīng)濟與管理研究》2015年第3期。

⑦G.Borisova et al.,Government Ownership and Corporate Governance:Evidence from the EU,Journal of Banking&Finance,2012,36(11),pp.2917-2934.

⑧A.Shleifer and R.W.Vishny,Corruption,Social Science Electronic Publishing,1993,108(3),pp.599-617.

⑨S.Djankov and P.Murrell,Enterprise Restructuring in Transition:A Quantitative Survey,Journal of Economic Literature,2002,40(3),pp.739-792.

⑩Q.Sun et al.,How does Govermnent Ownership Affect Firm Performance?Evidence form China’s Privatization Experience,Journal of Business Finance& Accounting,2002,29(1-2),pp.1-27.

?Z.Wei et al.,Ownership Structure And Firm Value in Chinas Privatized Firms:1991-2001,Journal of Financial and Quantitative Analysis,2005,40(1),pp.87-108.

? 田利輝：《國有股權對上市公司績效影響的U型曲線和政府股東兩手論》，《經(jīng)濟研究》2005年第10期。

? 馬宗國、尹圓圓：《新常態(tài)下中國中小企業(yè)發(fā)展影響因素評價與優(yōu)化策略研究》，《濟南大學學報》 （社會科學版）2017年第6期。