向 東，余玉苗

（武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，武漢 430072）

早在20世紀50年代，美國經(jīng)濟學家SOLOW［1］就提出經(jīng)濟持續(xù)增長的主要驅(qū)動因素是創(chuàng)新，而不是資本；20世紀90年代初，美國管理學家PORTER［2］認為企業(yè)要在國際市場上有效競爭，必須不斷創(chuàng)新，提升競爭優(yōu)勢。2016年，中共中央、國務院發(fā)布了《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》，強調(diào)科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，須擺在國家發(fā)展全局的核心位置，并提出要使創(chuàng)新成為引領發(fā)展的第一動力。2018年7月，習近平總書記在主持中央財經(jīng)委員會第二次會議時指出，關鍵核心技術是國之重器，必須切實提高我國關鍵核心技術創(chuàng)新能力。而企業(yè)作為主要的創(chuàng)新主體，其創(chuàng)新績效對于提升國家整體的創(chuàng)新水平至關重要［3］。

國有企業(yè)是我國國民經(jīng)濟的支柱，在國民經(jīng)濟發(fā)展中一直發(fā)揮著主導力量，理應在我國創(chuàng)新體系建設中同樣發(fā)揮重要作用。然而國家統(tǒng)計局2017年全國企業(yè)創(chuàng)新調(diào)查結果顯示，國有企業(yè)創(chuàng)新存在活躍度和投入水平相對偏低、創(chuàng)新成效和層次相對不足等問題，無論是開展創(chuàng)新活動的企業(yè)占比、研發(fā)投入強度，還是新產(chǎn)品銷售收入占主營業(yè)務收入的比重、新產(chǎn)品的新穎度，國有企業(yè)都明顯低于港澳臺資企業(yè)和外資企業(yè)，也低于其他企業(yè)的平均水平①資料來源：國有企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展中存在的問題應予關注（http：//www.zgxxb.com.cn/jqtt/201809120012.shtml）。。在目前發(fā)展混合所有制經(jīng)濟深化國有企業(yè)改革的浪潮中如何提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效是一個值得研究的重要問題。

目前，學者從產(chǎn)業(yè)效率［4］、風險承擔［5］、投資效率［6］、公司績效［7-8］、內(nèi)部控制質(zhì)量［9］、薪酬業(yè)績敏感性［10］等方面對混合所有制改革及其經(jīng)濟后果進行了一系列研究，大多數(shù)學者認為混合所有制改革對企業(yè)發(fā)展起到了積極的促進作用。但有關混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究還比較少，已有研究局限于從股權結構層面［11-16］或第一大股東、控股股東角度［17-19］考察和分析問題，并未深入考察處于非控股地位的非國有股東委派董事、監(jiān)事和高管（董監(jiān)高）參與國有企業(yè)高層治理如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效的問題。本文從股權結構和高層治理兩個層面研究非國有資本的引入對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并創(chuàng)新性地研究非國有股東高層治理參與在非國有股東股權結構參與促進企業(yè)創(chuàng)新績效的作用機制中的中介效應。本文的研究結果為國有企業(yè)進一步推進混合所有制改革，提升企業(yè)創(chuàng)新績效，增強市場競爭力提供了一定的理論依據(jù)。

1 文獻回顧

1.1 混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新績效

學術界已經(jīng)從多種視角對國有企業(yè)混合所有制改革及其經(jīng)濟后果進行了探索性的研究，并取得了一定的研究成果。例如，在產(chǎn)業(yè)效率上，民營化企業(yè)比原國有企業(yè)有明顯優(yōu)勢［4］。在風險承擔上，出讓國有股權可以增強企業(yè)的風險承擔能力［5］。在投資效率上，原國有企業(yè)留存的政策性負擔或者政治依附降低了民營化企業(yè)的投資效率［6］。在公司績效上，國有和民營股東共同持股形成的混合所有型股權結構能夠起到提高公司績效的作用［7-8］。在內(nèi)部控制質(zhì)量上，非國有股東在企業(yè)高層治理層面的參與能顯著改善競爭性國有企業(yè)與地方國有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量［9］。在薪酬業(yè)績敏感性上，非國有股東向國有企業(yè)委派高管能夠改善國有企業(yè)高管的薪酬業(yè)績敏感性［10］。上述研究結果表明，混合所有制改革在某種程度上起到了優(yōu)化企業(yè)股權結構，提高企業(yè)公司治理水平的作用，能夠?qū)衅髽I(yè)的經(jīng)營發(fā)展起到正面的促進作用。同時這些學者也比較深入地探討了混合所有制改革進程中存在的行為博弈［20］、機構投資者持股［21］、高管跨體制聯(lián)結［22］、最優(yōu)國有產(chǎn)權比重［23］、改革動力和阻力［24］以及政府放權意愿［25］等具體問題，針對性地提出了相應的建議和措施?？傊鲜鲅芯勘砻魑覈幕旌纤兄聘母镌诖龠M國有企業(yè)發(fā)展方面已經(jīng)取得了一定的成效，盡管還存在過度監(jiān)督、不同產(chǎn)權性質(zhì)股東之間的利益矛盾以及企業(yè)文化沖突與融合等現(xiàn)實難題［3，7］，這些難題需要在今后的改革實踐中充分考慮并逐步解決。

針對混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新影響方面的研究目前還不夠深入。一方面，局限于從企業(yè)股權結構層面研究問題。例如，周黎安和羅凱［11］認為非國有企業(yè)的創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模呈顯著的正相關關系；李春濤和宋敏［12］發(fā)現(xiàn)國有產(chǎn)權降低了薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用；溫軍和馮根福［13］發(fā)現(xiàn)機構投資者持股促進了民營企業(yè)的創(chuàng)新活動，但是抑制了國有企業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新；李文貴和余明桂［14］揭示非國有股權能有效促進民營化企業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新；江軒宇［15］發(fā)現(xiàn)金字塔層級對地方國企的企業(yè)創(chuàng)新有顯著促進作用；李姝等［16］研究了股東大會的投票數(shù)據(jù)，認為相對于國有企業(yè)，非控股股東參與企業(yè)決策的積極性更能夠促進非國有企業(yè)的技術創(chuàng)新。這類研究僅從企業(yè)性質(zhì)、股權比例或股權層級等股權結構層面考察和分析問題。另一方面，局限于從大股東或控股股東角度研究問題。例如，魯桐和黨?。?7］發(fā)現(xiàn)在資本密集型的國有企業(yè)中，第一大股東的持股比例與企業(yè)的研發(fā)投入呈顯著的正相關關系；文雯等［18］認為國有企業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新受控股股東股權質(zhì)押的負面影響比非國有企業(yè)更為嚴重；徐偉等［19］發(fā)現(xiàn)國有上市公司控股股東的激勵機制、控制機制和監(jiān)督機制對企業(yè)的創(chuàng)新投入有著不同的作用效果，前兩種機制產(chǎn)生促進作用，而后者則產(chǎn)生抑制作用。這類研究僅從第一大股東或控股股東等角度考察和分析問題。因此，關于處于非控股地位的非國有股東委派董監(jiān)高如何參與國有企業(yè)的高層治理，以及國有企業(yè)高層治理結構隨之調(diào)整后如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效等問題，目前的研究還鮮有涉及。

1.2 國有企業(yè)引入非國有資本參與企業(yè)高層治理

目前，許多學者除了從股權結構層面研究國有企業(yè)的混合所有制改革外，已經(jīng)開始從企業(yè)的高層治理層面系統(tǒng)分析不同性質(zhì)的股東委派董監(jiān)高加盟國有企業(yè)管理層對企業(yè)決策和經(jīng)營等方面的影響。徐偉等［19］發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)的控股股東委派董事（含董事長）和總經(jīng)理形成控制機制，對企業(yè)創(chuàng)新投入有促進作用，而委派監(jiān)事（含監(jiān)事會主席）形成監(jiān)督機制，對企業(yè)創(chuàng)新投入有抑制作用。劉運國等［9］認為非國有股東在僅持有國有企業(yè)股權的情況下不能影響企業(yè)的內(nèi)控質(zhì)量，而在國有企業(yè)高層治理層面參與的情況下可以有效改善企業(yè)的內(nèi)控質(zhì)量。蔡貴龍等［10］基于企業(yè)股權結構和高層治理雙重層面對非國有資本與國有企業(yè)高管激勵相關性的研究發(fā)現(xiàn)，在委派高管參與企業(yè)公司治理的情況下，非國有股東可以有效改善國有企業(yè)高管的薪酬業(yè)績敏感性。然而，對于非國有股東持有國有企業(yè)的股權（即股權結構參與）與委派董監(jiān)高參與國有企業(yè)的高層治理（即高層治理參與）之間的關系，以及非國有股東股權結構參與如何通過參與高層治理影響國有企業(yè)的重大決策和經(jīng)營管理等活動，目前鮮有研究。

1.3 政治觀和經(jīng)理人觀

政治觀和經(jīng)理人觀從理論上都可以合理解釋非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。從政治觀角度看，政府基于政治方面的考慮干預國有企業(yè)的經(jīng)營管理活動［26］，因此國有企業(yè)往往被迫放棄創(chuàng)新性的投資機會，承擔較多的政治功能和社會責任。而國有企業(yè)引入非國有資本后，非國有股東在企業(yè)股權結構與高層治理層面的參與將增加政府干預國有企業(yè)的成本［27］，有利于國有企業(yè)充分利用現(xiàn)有資源進行更多的創(chuàng)新活動，從而增強企業(yè)的競爭力和盈利能力。從經(jīng)理人觀角度看，傳統(tǒng)的國有企業(yè)受困于嚴重的委托代理問題，缺乏對管理人員的激勵和監(jiān)督措施，管理人員往往追求個人利益最大化而非企業(yè)利益最大化［28］，從而導致企業(yè)經(jīng)營效率低下，創(chuàng)新動力不足。而非國有股東的參與，尤其是高層治理層面的參與將促使國有企業(yè)完善公司治理，制訂管理人員激勵制度，有效降低企業(yè)管理人員的道德風險，推動企業(yè)提升創(chuàng)新績效。

從實證研究來看，GUPTA［29］以轉(zhuǎn)讓非控股股權的印度民營化企業(yè)為研究對象，認為即使在政府保留控股權的情形下證券市場仍然可以起到監(jiān)督和獎勵管理者經(jīng)營業(yè)績的作用，從而支持了經(jīng)理人觀。李廣子和劉力［30］以剔除資產(chǎn)重組效應的民營化上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)民營化能夠有效改善上市公司的經(jīng)營績效，但是上市公司對管理人的激勵政策在民營化之前和之后并沒有明顯改變，由此支持了政治觀。李文貴和余明桂［14］利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2002—2007年的相關數(shù)據(jù)，實證分析了非國有股權比例與民營化企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，研究結論支持了經(jīng)理人觀，未支持政治觀。徐曉萍等［31］基于2009—2014年A股上市公司的數(shù)據(jù)，從市場競爭的視角提出國有企業(yè)的創(chuàng)新劣勢在不同競爭環(huán)境中理論歸因不一樣，在低競爭環(huán)境中主要源自經(jīng)理人觀，而在高競爭環(huán)境中主要源自政治觀。本文擬采用2008—2016 年A股上市的國有制造業(yè)企業(yè)相關數(shù)據(jù)，在股權結構和高層治理雙層面框架下檢驗非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應究竟源于經(jīng)理人觀還是源于政治觀，以拓展實證研究的數(shù)據(jù)源，增強研究結論的可靠性。

2 研究假設

2.1 國有企業(yè)引入非國有資本對企業(yè)創(chuàng)新績效的提升作用

根據(jù)產(chǎn)權理論，國有企業(yè)公司治理失效的根本原因在于產(chǎn)權不清晰以及在產(chǎn)權不清晰的情況下所有權和控制權分離帶來的委托代理問題。根據(jù)委托代理理論以及鄭志剛和孫娟娟［32］對于代理問題的分類，改革中的國有企業(yè)既存在第一類代理問題，又存在第二類代理問題。國有企業(yè)的第一類代理問題體現(xiàn)在國有企業(yè)內(nèi)部存在“所有者缺位”和“內(nèi)部人控制”等問題［33］，而且由于缺少行之有效的激勵約束機制，無法有效協(xié)同企業(yè)管理人員的個人利益和企業(yè)整體利益，難以使企業(yè)高效運營，企業(yè)缺乏創(chuàng)新動力。國有企業(yè)第二類代理問題體現(xiàn)在國有控股股東利用對企業(yè)的控制權和信息方面的優(yōu)勢謀取自身利益，損害中小股東和企業(yè)整體的利益［34］，掏空企業(yè)，使企業(yè)創(chuàng)新資源匱乏［16］。

另外，由于企業(yè)內(nèi)部存在不少非市場化的機制，國有企業(yè)一直處于兩權不分、政企不分、社企不分和黨企不分的“四不分離”困境［35］，面臨“半市場化、半行政化”治理等頑疾［33］，更加重了國有企業(yè)的委托代理以及管理效率低下的問題。

基于經(jīng)濟學中的理性人假設，非國有股東具有追逐盈利的天然屬性，并且有靈活的經(jīng)營策略和務實的管理風格，在入股國有企業(yè)后，為了在控制投資風險的情況下使投資回報最大化，非國有股東有極強的動機推動國有企業(yè)建立激勵與約束機制［29］，對企業(yè)管理人員進行激勵和監(jiān)督［7］，降低他們的道德風險，減少他們的機會主義行為，促使他們主動開展創(chuàng)新活動，有效緩解所有者缺位和內(nèi)部人控制等股東和管理層之間的“第一類代理問題”。同時，非國有股東可以在股權方面制衡和監(jiān)督國有控股股東，通過與國有大股東之間的充分博弈和相互制約，減少其侵占公司資源、掏空公司以及侵占其他中小股東利益的行為，確保企業(yè)的創(chuàng)新投入，有效緩解國有控制股東與中小股東之間的“第二類代理問題”。尤其，非國有股東委派董監(jiān)高參與企業(yè)高層治理，可以獲取更為充分的企業(yè)內(nèi)部信息并且掌握一定的話語權，能夠更好地發(fā)揮監(jiān)督和控制作用［10］。因此，引入非國有資本的國有企業(yè)受到非國有股東在股權結構與高層治理兩個層面的制衡、監(jiān)督和推動，必然會完善內(nèi)部管理機制，提升內(nèi)部控制質(zhì)量［9］和經(jīng)營管理水平，提高企業(yè)的創(chuàng)新效率［36］，增強企業(yè)的市場競爭力，從而最終提升企業(yè)的創(chuàng)新績效［16］。

綜上所述，本文預期國有企業(yè)引入非國有股東能夠有效提升其創(chuàng)新績效。由于國有企業(yè)引入非國有股東包括股權結構和高層治理兩個層面，因此，提出如下假設。

H1 非國有股東股權結構參與能夠有效提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效。

H2 非國有股東高層治理參與能夠有效提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效。

2.2 非國有股東高層治理參與的中介效應

股權結構是企業(yè)公司治理實現(xiàn)的基礎［37］，而董事會、監(jiān)事會以及高管團隊則是企業(yè)公司治理實現(xiàn)的主要載體。根據(jù)博弈論，非國有股東通過國有企業(yè)的混合所有制改革持有國有企業(yè)的股權之后，一定會與國有控制股東溝通按持股比例委派董監(jiān)高進入國有企業(yè)、參與企業(yè)高層治理的問題，進行代理權的爭奪［10］。而《公司法》關于公司股東會或者股東大會選舉董事和監(jiān)事，以及公司董事會聘任高級管理人員等規(guī)定，在法律層面確保了非國有股東委派董事和監(jiān)事（包括高管人員）參與企業(yè)決策和經(jīng)營管理的權利。目前的實證研究表明，盡管目前非國有股東已經(jīng)向企業(yè)委派董監(jiān)高，參與了企業(yè)的治理和管理活動［9-10］，但非國有股東委派董監(jiān)高的比例還遠達不到其持股比例［10］，國有控股股東通過超額委派董監(jiān)高侵占了非國有股東在國有企業(yè)的參與權。然而，非國有股東的持股比例在很大程度上決定了其向國有企業(yè)委派董監(jiān)高的比例和人數(shù)。因此，提出如下假設。

H3 非國有股東股權結構參與能夠有效提升非國有股東高層治理參與。

基于信息不對稱理論，非國有股東通過委派董監(jiān)高參與企業(yè)的高層治理以獲取企業(yè)經(jīng)營管理的內(nèi)部信息，增加對企業(yè)的了解，充分緩解信息不對稱問題。在非國有股東在掌握內(nèi)部信息、深入了解企業(yè)的基礎上，首先通過參加股東會或股東大會進行投票參與國有企業(yè)股東層面的重大決策，然后通過所委派人員參加董事會會議、監(jiān)事會會議和管理人員會議（如總經(jīng)理辦公會）來參與國有企業(yè)股東層面以下的內(nèi)部重大決策和經(jīng)營管理，而且通過所委派人員參與企業(yè)內(nèi)部決策和經(jīng)營管理活動的作用更為直接，效果也更明顯。可以說，非國有股東在國有企業(yè)高層治理層面的參與建立在股權結構層面參與的基礎之上，而且非國有股東在高層治理層面的參與程度反映了國有企業(yè)如何對非國有股東進行企業(yè)決策權配置的問題，反映了非國有股東在企業(yè)重大決策和經(jīng)營管理中的話語權。就企業(yè)創(chuàng)新績效而言，非國有股東在股權結構層面參與之后獲得了高層治理層面的參與權，非國有股東再通過高層治理層面的參與，積極影響企業(yè)創(chuàng)新相關的決策和管理活動，推動企業(yè)進行研發(fā)投資和技術創(chuàng)新，從而有效提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。根據(jù)BARON和KENNY［38］對中介變量的定義，分析得出非國有股東股權結構參與通過高層治理參與的中介作用對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生提升作用。因此，提出如下假設。

H4 非國有股東高層治理參與在非國有股東股權結構參與促進企業(yè)創(chuàng)新績效的作用機制中具有中介效應。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2016年國內(nèi)A股上市的制造業(yè)國有企業(yè)為研究對象。以制造業(yè)國有上市公司作為研究對象的原因在于：①國有上市公司引入非國有資本力度較大，為研究提供了最好的樣本；②上市公司信息披露嚴格，容易獲取可靠數(shù)據(jù)；③技術創(chuàng)新對于制造業(yè)企業(yè)競爭力的影響更為直接，通過專利數(shù)量和新產(chǎn)品產(chǎn)出等指標能更準確地度量其創(chuàng)新績效。本文剔除了下列數(shù)據(jù)：PT、ST、*ST公司以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得366個樣本企業(yè)、9年共計3 294個企業(yè)—年度觀測值。

本文的企業(yè)專利、獨立董事、董事會人數(shù)以及經(jīng)理持股等數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫；而其他數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫，其中企業(yè)每年是否有新產(chǎn)品收入、非國有股東持股比例以及人員委派數(shù)據(jù)通過手工查閱企業(yè)年報收集得到。

3.2 實證模型與變量

3.2.1 檢驗直接效應的模型與變量 借鑒GUPTA［29］以及李文貴和余明桂［14］的做法，本文構建如下模型（1）和模型（2）來分別檢驗H1和H2。

在模型（1）和模型（2）中，被解釋變量INNOVATION 表示企業(yè)的創(chuàng)新績效，度量指標為企業(yè)專利數(shù)量（LN_PATENT）和企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出（NEW_PRODUCT）。前者用于主檢驗，后者用于穩(wěn)健性檢驗。解釋變量NONSOE_SHRHLD 和NONSOE_CORGOV 表示非國有股東股權結構參與和高層治理參與，分別從股權結構層面和高層治理層面度量非國有股東對國有上市公司的參與程度。前者的度量指標為第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）和前十大股東中非國有股東持股比例（SHR_NONSOE）。后者的度量指標為前十大股東中非國有股東委派董事的比例（DIRECTOR_NON）和前十大股東中非國有股東委派董監(jiān)高的比例（DIR_SUP_SEN_NON）。兩者的度量指標均考慮了主檢驗和穩(wěn)健性檢驗兩種情形。

對于控制變量（X），本文參考了HIRSHLEIFER等［39］、李文貴和余明桂［14］以及劉運國等［9］的做法，考慮了可能影響企業(yè)創(chuàng)新績效的控制變量：①企業(yè)設立年限（AGE）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）和資產(chǎn)負債率（LEV）等企業(yè)基本的特征變量；②市盈率（PE）、總資產(chǎn)利潤率（ROA）和營業(yè)總收入年增長率（GROWTH_SALES）等盈利性和成長性變量；③研發(fā)費用（R&D）和政府補貼（SUBSIDY）等研發(fā)投入和政府支持變量；④獨立董事比例（INDEP_DIR）、董事會人數(shù)（BOARD_SIZE）和董監(jiān)高持股比例（SHR_MGR）等公司治理和激勵變量；⑤企業(yè)所在的制造業(yè)行業(yè)類別（INDUSTRY）和年度（YEAR）。模型（1）和模型（2）中各變量的具體定義如表1所示。

表1 主要變量的定義與說明Tab.1 Definitions of main variables

3.2.2 檢驗中介效應的模型與變量 參考BARON和KENNY［38］以及溫忠麟等［40］的做法，本文構建如下模型（3）和模型（4）來檢驗H3和H4。

模型（3）直接用于檢驗H3。模型（1）、模型（3）和模型（4）結合在一起，通過依次檢驗回歸系數(shù)的方法檢驗H4：如果模型（1）中α1和模型（3）中β1達到統(tǒng)計上的顯著性水平，而模型（4）中γ1比模型（1）中α1數(shù)值下降，但在統(tǒng)計上仍然處于顯著性水平，則表明非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有不完全的中介效應，即非國有股東高層治理參與發(fā)揮部分中介效應。模型（3）和模型（4）中各變量的具體定義如表1所示。

除了穩(wěn)健性檢驗中的固定效應模型回歸檢驗之外，本文還選用了混合最小二乘（OLS）模型進行回歸分析。對回歸系數(shù)進行了穩(wěn)健標準誤回歸修正，并對標準誤差進行了公司層面的聚類（cluster）效應調(diào)整，以減少個體間誤差項異方差的影響。對連續(xù)型變量在雙側(cè)1%的水平上進行了Winsorize處理，以避免異常值的影響。

3.3 描述性統(tǒng)計

表2報告了制造業(yè)國有上市公司非國有股東持股與人員委派的描述性統(tǒng)計情況。就持股比例而言，第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）的均值是7.4%，并且超過40%的國有上市公司第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）在5%以上；前十大股東中非國有股東持股比例（SHR_NON?SOE）的均值是16.2%，并且超過60%的國有上市公司前十大股東中非國有股東持股比例（SHR_NON?SOE）在10%以上?！豆痉ā芬?guī)定，單獨或者合計持有公司3%以上股份的股東，可以在股東大會召開10日之前提出臨時提案；單獨或者合計持有10%以上股份的股東可以提議召開臨時股東大會，并在特殊情況下可以請求人民法院解散公司?！蹲C券法》和相關證券法規(guī)對持股5%以上的股東提出了許多限制性規(guī)定。以上這些規(guī)定表明，當股東的持股比例達到一定程度的時候，除了可以通過拋售股權的方式消極表達對公司的態(tài)度，還可以通過行使表決權的方式積極對公司施加影響來維護自身的權益。上述國有上市公司第一大非國有股東和前十大股東中非國有股東持股比例數(shù)據(jù)表明，非國有股東在股權結構上能夠發(fā)揮一定的制衡作用。

表2 非國有股東持股與人員委派統(tǒng)計表Tab.2 Statistics of shareholding and personnel assignment of non-state-owned shareholders

就表2 中Panel A 的人員委派數(shù)據(jù)而言，前十大股東中非國有股東委派董事的比例（DIREC?TOR_NON）的均值是3.2%，委派董監(jiān)高比例（DIR_SUP_SEN_NON）的均值是2.8%，兩者均明顯低于第一大非國有股東持股比例的均值和前十大股東中非國有股東持股比例的均值，表明國有控股股東超過其股權比例委派了董監(jiān)高，明顯侵占了非國有股東的股東權利。但是，近15%的國有上市公司董事會里有非國有股東委派的代表，并且約20%的國有上市公司董事會、監(jiān)事會和高管中有非國有股東委派的代表。非國有股東委派董監(jiān)高是其參與國有上市公司高層治理的具體體現(xiàn)，因此有理由相信在相當比例的國有上市公司當中，非國有股東已經(jīng)通過委派董監(jiān)高參與公司的決策和管理，在國有上市公司的經(jīng)營發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。

表3報告了非國有股東持股與人員委派等變量以外其他變量的描述性統(tǒng)計情況。這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，我國制造業(yè)國有上市公司在創(chuàng)新績效、負債水平、盈利性與成長性、研發(fā)投入與政府支持以及公司治理與激勵等指標上存在較大差異。在這些存在較大差異的樣本中，本文研究非國有股東參與對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應，以及非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間的中介效應。

表3 非國有股東持股與人員委派等變量以外其他變量描述性統(tǒng)計Tab.3 Descriptive statistics of variables other than participation of non-state-owned shareholders

4 實證結果及分析

4.1 國有企業(yè)引入非國有資本對企業(yè)創(chuàng)新績效的提升作用

表4報告了非國有股東股權結構參與、高層治理參與和國有企業(yè)創(chuàng)新績效之間的多元回歸結果。在模型（1）中，第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）與企業(yè)專利數(shù)量（LN_PATENT）在1%水平上顯著正相關，表明非國有股東股權結構參與能夠有效提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效，則H1成立，此結果與李文貴和余明桂［14］的研究結論一致。在模型（2）中，前十大股東中非國有股東委派董事的比例（DIREC?TOR_NON）與企業(yè)專利數(shù)量（LN_PATENT）在1%水平上顯著正相關，表明非國有股東高層治理參與能夠有效提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效，則H2成立。

4.2 非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間的中介效應

表4的模型（3）中，第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）與前十大股東中非國有股東委派董事的比例（DIRECTOR_NON）在1%水平上顯著正相關，表明非國有股東股權結構參與能夠有效提升非國有股東高層治理參與，H3成立。模型（1）和模型（3）中第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，模型（4）中第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）的系數(shù)比模型（1）中該系數(shù)值有所下降，但仍在1%水平上顯著為正，表明非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有部分中介效應，H4成立。

根據(jù)表4的模型（1）和模型（4），從控制變量來看，公司規(guī)模越大則企業(yè)創(chuàng)新績效越好，反映出公司規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新有顯著的促進作用，這與周黎安和羅凱［11］、HE 和TIAN［41］、李文貴和余明桂［14］、江軒宇［15］以及朱冰等［3］的研究結論一致。營業(yè)總收入年增長率與企業(yè)創(chuàng)新績效呈顯著的正相關關系，說明企業(yè)處于成長期時企業(yè)創(chuàng)新績效較好。研發(fā)費用與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)顯著的正相關關系，說明企業(yè)加大研發(fā)投入，可以有效促進企業(yè)提升創(chuàng)新績效，與HE 和TIAN［41］的研究結論一致。獨立董事比例和董監(jiān)高持股比例與企業(yè)創(chuàng)新績效呈顯著的正相關關系，說明企業(yè)改善公司治理，增加獨立董事的比例以及實施高管股權激勵［42-44］，均能夠有效推動企業(yè)提升創(chuàng)新績效，這與完善企業(yè)的監(jiān)督和激勵措施、緩解委托代理問題的經(jīng)理人觀是一脈相承的。

表4 非國有股東股權結構參與、高層治理參與和國有企業(yè)創(chuàng)新績效的關系Tab.4 Relationship between participation in ownership structure&high-level governance of non-state-owned shareholders and innovation performance of state-owned enterprises

4.3 進一步分析：政治觀和經(jīng)理人觀

如文獻回顧所述，無論是政治觀還是經(jīng)理人觀都能夠合理解釋非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應。本文進一步檢驗此促進效應的理論歸因。

根據(jù)政治觀，政府干預是國有企業(yè)創(chuàng)新績效低下的重要原因。在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中，國有企業(yè)確實有社保、就業(yè)和維穩(wěn)等諸多方面的政策性負擔［45］。如果非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應主要源自政治觀，那么非國有股東參與度更高的國有企業(yè)，所遭受的政府干預應該更少。

而根據(jù)經(jīng)理人觀，國有企業(yè)缺乏對管理人員的激勵和監(jiān)督措施，以及由此造成管理人員的個人利益和企業(yè)利益不一致的委托代理問題，也是企業(yè)創(chuàng)新動力不足、創(chuàng)新績效不佳的重要原因。已有研究表明，管理人員的激勵措施對企業(yè)創(chuàng)新有明顯的促進作用［42-44］。如果非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應主要源自經(jīng)理人觀，那么非國有股東參與度更高的國有企業(yè)，經(jīng)營活動中產(chǎn)生的代理成本應該更少。

本文在國有企業(yè)引入非國有資本能有效提升企業(yè)創(chuàng)新績效的假設得到驗證的情況下，參考李文貴和余明桂［14］以及徐曉萍等［31］的做法，構建如下模型（5）和模型（6）來分別檢驗政治觀和經(jīng)理人觀。

在模型（5）中，被解釋變量REGULATION 表示政府干預，使用以下兩種指標衡量：員工比率（EM?PLOYEE_RATIO），定義為企業(yè)當年末員工人數(shù)除以總資產(chǎn)所得數(shù)值的1 000 000 倍；工資比例（SALA?RY_RATIO），定義為企業(yè)當年末應付工資除以當年營業(yè)總收入所得數(shù)值的100倍。前者用于主檢驗，后者用于穩(wěn)健性檢驗。在模型（6）中，被解釋變量AGENCY表示代理成本，使用以下兩種指標衡量：經(jīng)營費用率（OPER_EXP_RATIO），定義為企業(yè)當年管理費用與營業(yè)費用之和除以營業(yè)總收入；資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（AS?SET_TURNOVER），定義為企業(yè)當年營業(yè)總收入除以年末資產(chǎn)總額。同樣前者用于主檢驗，后者用于穩(wěn)健性檢驗。

由于非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間起著部分中介作用，因此本文選取在非國有股東股權結構層面研究政治觀和經(jīng)理人觀的適用性，以便更全面反映非國有股東參與對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應。所以，模型（5）和模型（6）中的解釋變量選用非國有股東股權結構參與（NON?SOE_SHRHLD）指標，而非非國有股東高層治理參與（NONSOE_CORGOV）指標。

解釋變量NONSOE_SHRHLD和控制變量（X）具體定義詳見表1。同樣，為避免異常值的影響，仍然對連續(xù)型變量在雙側(cè)1%的水平上進行Winsorize處理。

表5報告了非國有股東股權結構參與和政府干預、代理成本的多元回歸結果。表5的模型（5）中，第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）的系數(shù)為負，但并不顯著，表明非國有股東參與難以有效減少來自政府的干預。模型（6）中，第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）與經(jīng)營費用率（OP?ER_EXP_RATIO）在1%水平上顯著負相關，表明非國有股東參與能夠有效減少代理成本。表5的結果表明，非國有股東參與對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應源自經(jīng)理人觀，而非政治觀。這也印證了前文分析的控制變量獨立董事比例和董監(jiān)高持股比例與企業(yè)創(chuàng)新績效之間顯著的正相關關系。這是基于股權結構和高層治理雙層面研究框架得出的研究結果，與GUPTA［29］以及李文貴和余明桂［14］的研究結論基本一致，而不支持李廣子和劉力［30］的研究結論。

表5 非國有股東股權結構參與和政府干預、代理成本的關系Tab.5 Relationship between participation of non-state-owned shareholders in ownership structure and government intervention and agency cost

根據(jù)表5 的模型（6），在控制變量方面，公司總資產(chǎn)利潤率越高、研發(fā)費用支出越大、董事會人數(shù)越多，則企業(yè)的經(jīng)營費用率越高，即代理成本越高。

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 內(nèi)生性問題

為緩解內(nèi)生性問題，本文采用兩階段回歸（2SLS）法。參考劉運國等［9］的做法，本文選用政治經(jīng)濟距離（DISTANCE）和經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）作為第一階段回歸影響非國有股東股權結構參與的工具變量。政治經(jīng)濟距離（DISTANCE）定義為企業(yè)所在省份（直轄市）的省會城市距離北京的經(jīng)緯度距離除以1 000所得數(shù)值；經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）定義為企業(yè)所在省份（直轄市）國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)。選取這兩個指標作為工具變量的主要原因是：①與政治中心北京距離越近的國有企業(yè)，受中央經(jīng)濟政策的影響就越大，進行混合所有制改革的力度也越大；②而企業(yè)所在省份（直轄市）國內(nèi)生產(chǎn)總值越高的地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展速度越快，當?shù)貒衅髽I(yè)進行混合所有制改革的程度也就越高。兩個指標并不直接影響企業(yè)創(chuàng)新績效，符合外生變量的要求。

表6的Panel B為第一階段回歸結果，用于檢驗工具變量的有效性。政治經(jīng)濟距離（DISTANCE）和經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）這兩個工具變量與第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）分別在1%水平上顯著負相關和顯著正相關，表明這兩個工具變量滿足相關性條件。在外生檢驗中過度識別Sargan檢測結果表明，這兩個工具變量通過了外生性檢驗。

表6 兩階段回歸結果Tab.6 Two-stage regression results

表6的Panel A 為第二階段回歸結果。第一大非國有股東持股比例（SHR_NONSOE_1ST）在1%水平上與企業(yè)專利數(shù)量（LN_PATENT）顯著正相關，在1%水平上與經(jīng)營費用率（OPER_EXP_RATIO）顯著負相關。上述檢驗結果表明，在控制內(nèi)生性問題后，非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應以及該促進效應的經(jīng)理人觀仍然成立。

5.2 替換變量回歸檢驗

本文同時改變非國有股東參與和企業(yè)創(chuàng)新績效的度量指標檢驗H1～H4。采用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出（NEW_PRODUCT）指標度量企業(yè)創(chuàng)新績效；采用前十大股東中非國有股東持股比例（SHR_NONSOE）指標度量非國有股東股權結構參與，采用前十大股東中非國有股東委派董監(jiān)高的比例（DIR_SUP_SEN_NON）指標度量非國有股東高層治理參與。企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出（NEW_PRODUCT）是取值為1或0的啞變量，所以模型（1）、模型（2）和模型（4）均采取Logit回歸分析。

另外，本文同時改變非國有股東股權結構參與（另外采取前十大股東中非國有股東持股比例SHR_NONSOE指標）、政府干預（另外采用工資比例SALARY_RATIO指標）和代理成本（另外采用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率ASSET_TURNOVER 指標）3 個變量進行政治觀和經(jīng)理人觀的檢驗分析。替換變量回歸檢驗的結果表明，非國有股東股權結構參與和高層治理參與都能夠有效提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效，而非國有股東股權結構參與能夠有效提升其高層治理參與，并且其在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有部分中介效應，即H1～H4仍然獲得支持。在替換變量情形下檢驗政治觀和經(jīng)理人觀的結果表明，非國有股東參與對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應依然源自經(jīng)理人觀，而非政治觀。這與主檢驗情形下檢驗政治觀和經(jīng)理人觀的結果保持一致②限于篇幅，本文的替換變量回歸檢驗結果未列入正文。讀者可向筆者索取。。

5.3 固定效應模型回歸檢驗

考慮到不同企業(yè)個體異質(zhì)性問題，本文采用固定效應模型回歸來控制公司層面的固定因素，在主檢驗設定的變量條件下進行穩(wěn)健性檢驗，其結果與主檢驗情形下的檢驗結果依然保持一致③之所以選用固定效應模型而不是隨機效應模型，是基于Hausman 檢驗結果。限于篇幅，本文的固定效應模型回歸檢驗結果未列入正文。讀者可向筆者索取。。

5.4 中介效應的Bootstrap檢驗

前文應用中介效應逐步檢驗法［38，40］檢驗了非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間的中介效應，采用Bootstrap檢驗法進行進一步檢驗。表7報告了Bootstrap的檢驗結果。當被解釋變量為企業(yè)專利數(shù)量（LN_PATENT）時，前十大股東中非國有股東委派董事的比例（DIRECTOR_NON）的中介效應在1%水平上顯著。當被解釋變量為企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出（NEW_PRODUCT）時，前十大股東中非國有股東委派董監(jiān)高的比例（DIR_SUP_SEN_NON）的中介效應也在1%水平上顯著。表7的Bootstrop檢驗結果表明，非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有中介效應，進一步證明了H4的穩(wěn)健性。

表7 Bootstrap檢驗結果Tab.7 Bootstrap test result

6 結論與啟示

6.1 研究結論

本文以2008—2016年國內(nèi)A股上市的制造業(yè)國有企業(yè)為研究對象，以企業(yè)專利數(shù)量和新產(chǎn)品產(chǎn)出為企業(yè)創(chuàng)新績效的度量指標，從股權結構和高層治理兩個層面分析了國有企業(yè)引入非國有資本對其創(chuàng)新績效的影響。結果表明，非國有股東在股權結構和高層治理兩個層面的參與均能夠有效提升企業(yè)的創(chuàng)新績效，而且非國有股東高層治理參與在非國有股東股權結構參與促進企業(yè)創(chuàng)新績效的作用機制中具有中介效應。本文進一步分析了非國有股東參與對企業(yè)創(chuàng)新績效促進效應的理論歸因，檢驗結果支持經(jīng)理人觀，而不支持政治觀。兩階段回歸（2SLS）、替換變量回歸、固定效應模型回歸以及中介效應的Bootstrap檢驗為上述結論提供了更為穩(wěn)健的證據(jù)。

6.2 理論貢獻

第一，從企業(yè)股權結構和高層治理兩個層面研究了非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。與現(xiàn)有文獻局限于從企業(yè)股權結構層面或大股東、控股股東角度研究企業(yè)創(chuàng)新有所不同，本文從非國有股東股權結構參與和高層治理參與兩個層面促進企業(yè)創(chuàng)新的角度研究國有企業(yè)的創(chuàng)新績效，豐富和拓展了國有企業(yè)股東治理與企業(yè)創(chuàng)新績效的相關研究。

第二，從中介效應的視角研究了非國有股東股權結構參與、高層治理參與以及企業(yè)創(chuàng)新績效之間的作用機制。與現(xiàn)有研究從股權結構層面或者高層治理層面割裂地研究非國有股東參與對企業(yè)的影響不同，本文創(chuàng)新性地研究了非國有股東高層治理參與在股權結構參與和企業(yè)創(chuàng)新績效之間的中介效應，為混合所有制改革實踐中推進決策權配置改革、提高非國有股東在國有企業(yè)高層治理層面的參與度提供了理論依據(jù)。

第三，在股權結構和高層治理雙層面框架下，研究了非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效促進效應的理論歸因。與現(xiàn)有研究僅從股權結構層面分析問題不同，本文在股權結構和高層治理雙層面研究框架下檢驗了非國有股東參與對國有企業(yè)創(chuàng)新績效促進效應的理論歸因，為國有企業(yè)混合所有制改革的經(jīng)理人觀提供了更為豐富的經(jīng)驗證據(jù)。

6.3 政策含義

本文的研究結論具有以下政策含義。①應逐步加大國有企業(yè)混合所有制改革的力度，更為充分地引入非國有資本，發(fā)揮非國有股東對國有股東和國有股東派出的董事、監(jiān)事和高管等代表的制衡、監(jiān)督和推動作用。②積極推進混合所有制國有企業(yè)的內(nèi)部決策權配置改革，加大非國有股東在企業(yè)高層治理層面的參與度，讓非國有股東委派董監(jiān)高、實至名歸地參與國有企業(yè)的重大決策和經(jīng)營管理，從而有效提升國有企業(yè)的創(chuàng)新能力。③持續(xù)完善國有企業(yè)的激勵與約束機制，將企業(yè)管理人員的個人利益與企業(yè)目標有效協(xié)同，充分緩解委托代理問題，提高企業(yè)的創(chuàng)新績效，增強國有企業(yè)的發(fā)展活力，促進國有企業(yè)的長遠發(fā)展。

6.4 研究局限與未來展望

本文還存在如下局限性。①受限于可公開獲取的數(shù)據(jù)，本文研究了國有企業(yè)引入非國有資本之后非國有股東參與對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并沒有通過考察國有企業(yè)引入非國有資本前后企業(yè)創(chuàng)新績效的變化情況來研究非國有資本所起的作用。②本文基于產(chǎn)權理論分析和檢驗了國有企業(yè)引入非國有資本對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用，而未基于超產(chǎn)權理論從市場競爭角度研究國有企業(yè)引入非國有資本對企業(yè)的影響。未來研究時，可以通過分析國有企業(yè)引入非國有資本前后企業(yè)創(chuàng)新績效的變化情況更全面地考察非國有資本所起的作用；也可以進一步基于超產(chǎn)權理論從市場競爭的角度研究國有企業(yè)引入非國有資本對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用。