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        混合股權(quán)下的企業(yè)創(chuàng)新策略選擇:“協(xié)同增效”抑或“掣肘減效”?

        2022-11-16 05:19:12吳春賢蔡昌斌帥紅玉
        技術(shù)經(jīng)濟(jì) 2022年10期
        關(guān)鍵詞:策略性實(shí)質(zhì)性股權(quán)

        吳春賢,蔡昌斌,帥紅玉

        (1.石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,新疆石河子 832003;2.石河子大學(xué)公司治理與管理創(chuàng)新研究中心,新疆石河子 832003)

        一、引言

        《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃綱要》(“十四五”規(guī)劃)指出,以推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展為主題,堅(jiān)持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位,提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力,強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位。但目前中國企業(yè)的創(chuàng)新情況并不樂觀,一方面,據(jù)2020 年全國科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報顯示,我國企業(yè)研究和開發(fā)(research and development,R&D)經(jīng)費(fèi)總投入占全國R&D 經(jīng)費(fèi)總投入的76.5%,達(dá)到18673.8 億元①數(shù)據(jù)來源:http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202109/t20210922_1822342.html。,但在同年《德溫特年度全球百強(qiáng)創(chuàng)新機(jī)構(gòu)》榜中,與美國39 家、日本32 家上榜機(jī)構(gòu)相比,中國大陸僅有華為、小米和騰訊3 家公司上榜;而另一方面,至2019 年,我國企業(yè)專利申請量已經(jīng)連續(xù)九年排名世界第一,并且增長率也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他創(chuàng)新大國。但這些創(chuàng)新卻一直被質(zhì)疑“質(zhì)量不高”,無法創(chuàng)造可觀的價值(應(yīng)千偉和何思怡,2021)。以上數(shù)據(jù)說明,雖然我國企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入和創(chuàng)新成果數(shù)量都在逐年增加,但有效的、有價值的成果卻少之又少,整體表現(xiàn)為“實(shí)用新型專利陷阱”(毛昊等,2018)、“專利泡沫”(申宇等,2018)、“創(chuàng)新質(zhì)量低下”(楊亞柳和侯瑞,2019),這種現(xiàn)象不僅放慢了我國企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)由跟跑、隨跑向領(lǐng)跑轉(zhuǎn)變的步伐,同時也為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展從要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型設(shè)置了障礙,不利于新時期中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

        為激發(fā)全社會經(jīng)濟(jì)活力和創(chuàng)造力,實(shí)現(xiàn)不同所有制經(jīng)濟(jì)揚(yáng)長避短、相融合作,共同推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展,黨的十八屆三中全會提出將發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)作為我國基本經(jīng)濟(jì)制度重要實(shí)現(xiàn)形式的決定,黨的十九大報告進(jìn)一步強(qiáng)調(diào),要深化國有企業(yè)改革,發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì),培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè),而現(xiàn)實(shí)中,企業(yè)競爭力的提升與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量密切相關(guān)(Faleye et al,2014;Hirshleifer et al,2013)?;诨旄谋尘?,現(xiàn)有學(xué)者大多從非國有企業(yè)入股國有企業(yè)視角展開積極討論,其中大多學(xué)者認(rèn)為國企混改提高了企業(yè)創(chuàng)新水平(張斌等,2019;楊運(yùn)杰等,2020;Zhang et al,2020;任廣乾等,2022);與以上結(jié)論不同,王婧和藍(lán)夢(2019)通過構(gòu)建隨機(jī)前沿模型測量創(chuàng)新效率,發(fā)現(xiàn)總體而言混改沒有提升國企的創(chuàng)新效率,但能夠提升自然壟斷企業(yè)的創(chuàng)新效率,認(rèn)為針對國企混改應(yīng)分類設(shè)置混改方案;基于這一思路,陳林等(2019)認(rèn)為在區(qū)分企業(yè)規(guī)模后,國有資本的終極控制權(quán)更有利于推動大型企業(yè)創(chuàng)新;近期,基于新一輪國企“混改”把引入民營股東參與治理作為改革重點(diǎn)的作法,馮璐等(2021)研究發(fā)現(xiàn),在控制了國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的前提下,非國有股東參與公司治理促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新,而熊愛華等(2021)則進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)相比非國有股東參股國有企業(yè),非國有股東通過高層治理對創(chuàng)新績效的正向影響更明顯。此外,也有少部分學(xué)者從國有企業(yè)入股非國有企業(yè)視角展開討論,研究發(fā)現(xiàn)利用非控股國有股權(quán)能夠建立政治聯(lián)系、發(fā)揮資源支持效應(yīng),提高企業(yè)創(chuàng)新投入(狄靈瑜和步丹璐,2021),顯著提升民營企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)(韋浪和趙勁松,2021)。

        綜合來看,現(xiàn)有文獻(xiàn)在對混合所有制改革如何影響企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行研究時,多以創(chuàng)新投入或企業(yè)整體創(chuàng)新產(chǎn)出作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的替代變量(Li et al,2020;狄靈瑜和步丹璐,2021;范玉仙和張占軍,2021;汪濤等,2022)。而實(shí)際上,一方面,創(chuàng)新投入并非高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出的必要條件;另一方面,企業(yè)的創(chuàng)新策略選擇將直接影響到企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量,以企業(yè)整體創(chuàng)新作為企業(yè)創(chuàng)新的替代變量,不足以深入挖掘混改對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的真實(shí)影響作用,而根據(jù)黎文靖和鄭曼妮(2016)的研究,為獲得更多的政府補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠,公司會適時改變其創(chuàng)新策略,其中以簡單提升非發(fā)明專利數(shù)量為目標(biāo)的策略性創(chuàng)新并不利于提高企業(yè)的市場價值;推動企業(yè)技術(shù)進(jìn)步并獲取競爭優(yōu)勢,還得依靠以增加發(fā)明專利申請量為目標(biāo)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。因此,為深入分析混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響作用,有必要從企業(yè)創(chuàng)新策略的視角深入分析企業(yè)創(chuàng)新問題。此外,鑒于國有產(chǎn)權(quán)的資源、技術(shù)優(yōu)勢及非國有產(chǎn)權(quán)追求長遠(yuǎn)利益最大化的特點(diǎn),現(xiàn)有文獻(xiàn)多以非國有股權(quán)入股國有企業(yè)為出發(fā)點(diǎn),從股權(quán)混合后實(shí)際控制人為國有產(chǎn)權(quán)的視角研究混合股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的影響(羅福凱等,2019;楊興全和韓賀洋,2021),而現(xiàn)實(shí)中伴隨混改進(jìn)程的推進(jìn),越來越多的國企通過參股民企的方式完成混改,而針對這種反向混改模式,從股權(quán)混合后實(shí)際控制人為非國有產(chǎn)權(quán)視角研究混合股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的影響后果和作用機(jī)制,對目前完善混合所有制改革政策,促進(jìn)非國有產(chǎn)權(quán)企業(yè)提高創(chuàng)新質(zhì)量具有重要意義。那么基于以上分析,混合股權(quán)是否會影響企業(yè)創(chuàng)新策略選擇?混合股權(quán)影響異質(zhì)性實(shí)際控制人企業(yè)創(chuàng)新策略選擇的作用機(jī)制是什么?遺憾的是針對以上問題現(xiàn)有文獻(xiàn)還少有研究。

        本文以A 股上市公司2004—2017 年數(shù)據(jù)為研究對象,基于異質(zhì)性股權(quán)混合后的“協(xié)同增效”與“掣肘減效”效應(yīng)探討混合股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新策略的影響,研究結(jié)論及邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在:混合股權(quán)影響企業(yè)創(chuàng)新策略支持“協(xié)同增效”效應(yīng),即混合股權(quán)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,且與策略性創(chuàng)新策略相比,混合股權(quán)更能促使企業(yè)選擇實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新策略。一方面,該結(jié)論豐富了現(xiàn)有從企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)視角研究企業(yè)創(chuàng)新策略選擇動機(jī)影響因素的文獻(xiàn),同時也為現(xiàn)階段檢驗(yàn)混合所有制改革的實(shí)施效果提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù);另一方面,該結(jié)論對混改企業(yè)如何通過混改提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有借鑒意義;同時也為政府相關(guān)部門制定政策提升混合股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響,提供有益政策制定參考。

        二、理論分析與研究假設(shè)

        終極產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為真正控制上市公司的是借助股權(quán)關(guān)系鏈而隱藏在第一大股東背后操縱上市公司的實(shí)際控制人(Porta et al,1999)。而基于特殊制度背景,我國上市公司實(shí)際控制人按產(chǎn)權(quán)屬性可細(xì)分為國有和非國有,其中國有產(chǎn)權(quán)實(shí)際控制人擁有豐富的創(chuàng)新資源和完善的制度優(yōu)勢,但由于存在所有者缺位及監(jiān)督不足等問題往往創(chuàng)新動力不足(Hart et al,1997);相比之下,非國有產(chǎn)權(quán)實(shí)際控制人雖然有強(qiáng)烈的逐利動機(jī),樂于創(chuàng)新,但因缺乏創(chuàng)新資源及先進(jìn)的管理制度(王京和羅福凱,2017),同樣導(dǎo)致創(chuàng)新不足。如何最大發(fā)揮國有產(chǎn)權(quán)和非國有產(chǎn)權(quán)的屬性優(yōu)勢,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,成為政府相關(guān)政策制定部門關(guān)注的重點(diǎn)話題?;旌纤兄聘母锿ㄟ^在原有單一股權(quán)性質(zhì)的公司中引入異質(zhì)性股權(quán),從而達(dá)到使國有和非國有股權(quán)相互博弈、制衡,更好地發(fā)揮國有和非國有產(chǎn)權(quán)屬性優(yōu)勢的目的。然而,現(xiàn)實(shí)中混合股權(quán)一方面,既可能使不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的股東優(yōu)勢互補(bǔ)(Cheng et al,2018),通過混改的“協(xié)同增效”效應(yīng)提升企業(yè)創(chuàng)新;另一方面,由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)股東所追求的利益目標(biāo)不同,也可能通過混改的“掣肘減效”效應(yīng)抑制企業(yè)創(chuàng)新。那么現(xiàn)階段混合股權(quán)究竟通過“協(xié)同增效”效應(yīng)還是“掣肘減效”效應(yīng)影響企業(yè)創(chuàng)新?進(jìn)一步基于黎文靖和鄭曼妮(2016)的研究,企業(yè)創(chuàng)新策略可分為推動企業(yè)技術(shù)發(fā)展、獲得競爭力為目的的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和為了獲得其他利益,而單純追求創(chuàng)新“數(shù)量”和“速度”的策略性創(chuàng)新。那么現(xiàn)階段混合股權(quán)影響企業(yè)創(chuàng)新策略選擇,究竟是基于混改的“協(xié)同增效”效應(yīng)還是“掣肘減效”效應(yīng)發(fā)揮作用,其中的作用機(jī)制又是什么?深入研究以上問題,對現(xiàn)階段完善混合所有制改革中出現(xiàn)的問題,提高我國企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量,提升企業(yè)競爭力,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

        (一)“協(xié)同增效”效應(yīng)下的混合股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新策略選擇

        在混改的“協(xié)同增效”效應(yīng)下,國有股權(quán)與非國有股權(quán)可以充分發(fā)揮各自產(chǎn)權(quán)屬性優(yōu)勢,混合股權(quán)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。一方面,在非國有企業(yè)內(nèi)引入國有股權(quán),除能為非國有企業(yè)帶來更多的現(xiàn)金流用于企業(yè)創(chuàng)新外,原國有股權(quán)固有的技術(shù)和人力資源優(yōu)勢及完善的制度和先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn),也能為非國有企業(yè)提供更好的創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境(王京和羅福凱,2017),混合股權(quán)下非國有企業(yè)引入國有股權(quán)提高了原非國有企業(yè)的創(chuàng)新水平;另一方面,在國有企業(yè)內(nèi)引入非國有股權(quán),由于原國有企業(yè)所有者缺位背景下,國有企業(yè)管理層為在短期內(nèi)獲得政治晉升機(jī)會,通常偏好投資風(fēng)險小、見效快的項(xiàng)目,而對于資金需求量大,風(fēng)險高、時間長的創(chuàng)新項(xiàng)目較少關(guān)注(李莉等,2018;唐躍軍和左晶晶,2014;Gao et al,2018),但由于非國有股權(quán)股東以追求企業(yè)價值最大化為目標(biāo),更偏好能為企業(yè)帶來長遠(yuǎn)價值的創(chuàng)新項(xiàng)目(李文貴和余明桂,2015),能與國有股權(quán)管理層追求個人政績目標(biāo)相制衡。因此較好地解決原國有企業(yè)的所有者缺位問題,降低原國有企業(yè)管理層的政治晉升動機(jī)(孫菁和李琳,2018),與國有企業(yè)股權(quán)混合之前相比,股權(quán)混合后有利于企業(yè)將更多資源用于企業(yè)創(chuàng)新,進(jìn)而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。綜上,股權(quán)混合后,非國有股權(quán)部分有足夠的資源用于抵御創(chuàng)新風(fēng)險;而國有股權(quán)部分的創(chuàng)新環(huán)境得到改善,混合股權(quán)提高了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

        基于黎文靖和鄭曼妮(2016)的研究,公司創(chuàng)新策略可細(xì)分為策略性創(chuàng)新與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,其中策略性創(chuàng)新不利于提高企業(yè)的市場價值,推動技術(shù)進(jìn)步和獲取競爭優(yōu)勢的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新才能促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。那么在混改的“協(xié)同增效”效應(yīng)下,混合股權(quán)又將如何影響企業(yè)的創(chuàng)新策略選擇?從不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)引入異質(zhì)性股權(quán)視角進(jìn)行分析,一方面,當(dāng)非國有企業(yè)引入國有股權(quán)完成股權(quán)混合后,此時非國有企業(yè)不僅可以憑借新加入國有股權(quán)的政府背景,更容易從政府及銀行那里獲得政府補(bǔ)助和銀行貸款,緩解原非國有企業(yè)因企業(yè)創(chuàng)新導(dǎo)致的融資約束問題,還可以借鑒國有股權(quán)先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和研發(fā)技術(shù)并得到核心技術(shù)專家專業(yè)指導(dǎo)提升創(chuàng)新效率,此時股權(quán)混合后的非國有企業(yè)資金充足,創(chuàng)新資源豐富,與策略性創(chuàng)新相比,考慮到企業(yè)長遠(yuǎn)的發(fā)展,非國有企業(yè)更愿意進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新;另一方面,當(dāng)國有企業(yè)引入非國有股權(quán)完成股權(quán)混合后,由于非國有股權(quán)股東追求公司長遠(yuǎn)價值最大化的經(jīng)營目標(biāo),在一定程度上抑制了原國有企業(yè)管理層為追求個人政治晉升而偏好追求創(chuàng)新數(shù)量,將較多資源用于風(fēng)險小、見效快的策略性創(chuàng)新的做法。此時考慮到企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展,也會考慮將更多的資源投資于風(fēng)險較大但收益高的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新項(xiàng)目。

        綜合以上分析,在混改的“協(xié)同增效”效應(yīng)下,一方面混合股權(quán)豐富了非國有企業(yè)的創(chuàng)新資源,與股權(quán)混合之前相比,混合后非國有企業(yè)不論在創(chuàng)新資金支持還是在創(chuàng)新技術(shù)支撐方面都較之前有了顯著提升,此時與策略性創(chuàng)新相比,企業(yè)更有可能將資源用于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新提高企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展?jié)摿?;另一方面混合股?quán)同樣完善了國有企業(yè)的內(nèi)部監(jiān)督治理機(jī)制,引入非國有股權(quán)有效改善了之前國有企業(yè)因所有者缺位導(dǎo)致管理層片面追求創(chuàng)新數(shù)量而忽視創(chuàng)新質(zhì)量的做法,考慮到公司長遠(yuǎn)發(fā)展目標(biāo),股權(quán)混合后的國有企業(yè)更有動機(jī)將資源用于推動技術(shù)進(jìn)步和獲取競爭優(yōu)勢的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新?;谝陨蟽?nèi)容,提出如下假設(shè):

        混合股權(quán)促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新,在創(chuàng)新策略選擇上與策略性創(chuàng)新相比混合股權(quán)更能促使企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新(H1)。

        (二)“掣肘減效”效應(yīng)下的混合股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新策略選擇

        在混改的“掣肘減效”效應(yīng)下,國有股權(quán)與非國有股權(quán)產(chǎn)權(quán)屬性劣勢進(jìn)一步放大,不利于企業(yè)創(chuàng)新。一方面,從非國有股權(quán)引入國有股權(quán)視角進(jìn)行分析,與非國有企業(yè)純粹追求利潤最大化的經(jīng)營目標(biāo)相比較,國有企業(yè)還承擔(dān)著充分就業(yè)、社會穩(wěn)定等政治目標(biāo)(趙卿,2016;Zhang et al,2003)。鑒于此,在非國有企業(yè)內(nèi)引入國有股權(quán),會降低原非國有企業(yè)創(chuàng)新決策的效率,非國有企業(yè)追求長遠(yuǎn)利益的創(chuàng)新行為受到牽制;同時,雖然非國有企業(yè)借助國有股權(quán)政府背景,能更容易獲得貸款,緩解融資約束,但也因此使其生產(chǎn)經(jīng)營受到限制,尤其在地方政府面臨政績考核壓力下,國有企業(yè)更傾向于規(guī)避風(fēng)險(Boubakri et al,2013),地方政府極有可能據(jù)此要求非國有企業(yè)選擇投資風(fēng)險小、耗時短、見效快的創(chuàng)新項(xiàng)目。此時混合股權(quán)下非國有企業(yè)引入國有股權(quán)抑制了原非國有企業(yè)追求長遠(yuǎn)利益的創(chuàng)新動力,不利于企業(yè)創(chuàng)新。另一方面,在國有企業(yè)內(nèi)部引入非國有股權(quán),雖然非國有股權(quán)股東有強(qiáng)烈的謀利動機(jī)(陳林等,2019),但無法阻止政府官員為謀求政治晉升而通過混合股權(quán)中國有成分要求企業(yè)承擔(dān)更多社會責(zé)任進(jìn)而損害公司利益的行為(涂國前和劉峰,2010)。此外,在國有企業(yè)所有者缺位背景下,國有企業(yè)內(nèi)部缺乏監(jiān)督非國有股東的權(quán)利主體,此時非國有股東極有可能為保護(hù)自身利益,而“掏空”公司(祁懷錦等,2021),從而降低國有企業(yè)營運(yùn)資金穩(wěn)定性,增加經(jīng)營風(fēng)險(劉穎斐和張小虎,2019),導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)缺乏穩(wěn)定現(xiàn)金流,使得混合后的企業(yè)不具備良好的創(chuàng)新條件,混合股權(quán)降低了企業(yè)創(chuàng)新水平。

        進(jìn)一步,在混改“掣肘減效”效應(yīng)下,混合股權(quán)又將如何影響企業(yè)的創(chuàng)新策略選擇?一方面,非國有企業(yè)引入國有股權(quán)完成股權(quán)混合后,在進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新決策時,相較于原非國有企業(yè),完成股權(quán)混合后的非國有企業(yè)需要顧及國有股權(quán)承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)、政治和社會責(zé)任等目標(biāo),抑制了非國有企業(yè)單純追求企業(yè)長遠(yuǎn)價值最大化的創(chuàng)新行為;同時,迫于對國有股權(quán)政府背景融資便利的依賴,在地方政府面臨政績考核壓力時,非國有股權(quán)更可能為迎合國有股權(quán)政績考核,而在企業(yè)創(chuàng)新選擇方面做出妥協(xié)。此時,股權(quán)混合后的非國有企業(yè)追求企業(yè)長遠(yuǎn)價值最大化的動機(jī)被抑制,與風(fēng)險高、投資周期長的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新相比,非國有企業(yè)更愿意選擇周期短、見效快的策略性創(chuàng)新。另一方面,當(dāng)國有企業(yè)引入非國有股權(quán)完成股權(quán)混合后,在國有企業(yè)所有者缺位的背景下,非國有股權(quán)股東為保護(hù)自身利益,“掏空”企業(yè)動機(jī)被放大,進(jìn)而降低了原國有企業(yè)資金穩(wěn)定性。此時股權(quán)混合后的國有企業(yè)缺乏穩(wěn)定現(xiàn)金流,無法支撐資金投入量大的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新項(xiàng)目,同時又迫切需要通過迎合監(jiān)管獲取補(bǔ)助緩解資金壓力,從而更愿意選擇策略性創(chuàng)新。

        綜合以上分析,在“掣肘減效”效應(yīng)下,一方面針對非國有企業(yè),股權(quán)混合后,非國有企業(yè)追求企業(yè)長遠(yuǎn)價值最大化的目標(biāo)被弱化,與股權(quán)混合前相比,非國有股權(quán)更大程度受國有股權(quán)背后的實(shí)際控制人的影響,此時,非國有企業(yè)更可能選擇策略性創(chuàng)新迎合政府政績考核;另一方面,針對國有企業(yè),混合股權(quán)增加了國有企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險,股權(quán)混合后國有企業(yè)中非國有股東有動機(jī)通過“掏空”行為最大化自身利益,降低國有企業(yè)資金穩(wěn)定性,增加企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險,同時考慮到國有企業(yè)的社會責(zé)任及政府控制屬性,在地方政府面臨政績考核壓力時,股權(quán)混合后的國有企業(yè)更有可能在企業(yè)創(chuàng)新選擇方面做出妥協(xié),更愿意選擇策略性創(chuàng)新。對此,提出以下假設(shè):

        混合股權(quán)抑制了企業(yè)創(chuàng)新,在創(chuàng)新策略選擇上與策略性創(chuàng)新相比混合股權(quán)更能抑制企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新(H2)。

        三、研究設(shè)計(jì)及樣本選擇

        (一)數(shù)據(jù)來源

        本文所有樣本數(shù)據(jù)均取自國泰安公司的CSMAR(China Stock Market &Accounting Research Database)數(shù)據(jù)庫,選取2004—2017 年度全部A 股上市公司為研究對象,數(shù)據(jù)處理遵循以下原則:①考慮到連續(xù)兩年虧損(ST)及連續(xù)三年虧損(*ST)的企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)發(fā)生改變,故剔除該類樣本企業(yè)數(shù)據(jù);②鑒于金融類企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和財務(wù)目標(biāo)的特殊性,剔除金融行業(yè)的上市公司樣本數(shù)據(jù);③考慮數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性和可靠性,剔除有缺失值的樣本;④為降低異常值對回歸結(jié)果的影響,對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%分位數(shù)的縮尾處理。

        (二)變量定義

        (1)創(chuàng)新策略:借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)的做法,用ln_Apply作為企業(yè)整體創(chuàng)新的代理指標(biāo),以發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)的專利申請總數(shù)加1 取對數(shù)進(jìn)行衡量;用ln_IApply作為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新策略的代理指標(biāo),以發(fā)明專利申請數(shù)加1 取對數(shù)進(jìn)行衡量;用ln_NApply作為策略性創(chuàng)新策略的代理指標(biāo),以實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)的專利申請總數(shù)加1 取對數(shù)進(jìn)行衡量。

        (2)混合股權(quán):借鑒Liao 和Young(2012)和楊志強(qiáng)等(2016)的做法,以Mix作為混合股權(quán)代理指標(biāo),根據(jù)前十大股東中非國有股權(quán)比重與國有股權(quán)比重的比值衡量,其中以兩者中的較小者為分子,較大者為分母。該指標(biāo)為一個小于1 的正向指標(biāo),指標(biāo)越大表明股權(quán)混合的程度越強(qiáng),反之則反是。

        (3)控制變量:借鑒王玉澤等(2019)、崔靜波等(2021)等已有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的文獻(xiàn),選取盈利能力、企業(yè)年齡、固定資產(chǎn)比率、現(xiàn)金資產(chǎn)比率、營運(yùn)能力、無形資產(chǎn)比率、發(fā)展能力作為控制變量。此外,考慮到特定行業(yè)和年份對企業(yè)創(chuàng)新選擇的影響,本文還控制了年份和行業(yè)虛擬變量,具體變量定義參見表1。

        表1 變量定義表

        (三)模型設(shè)定

        通過以上分析,設(shè)定如下模型,對假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn):

        其中:ln_Apply、ln_IApply及l(fā)n_NApply變量分別為企業(yè)整體創(chuàng)新、實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新選擇與策略性創(chuàng)新選擇;Mix為混合股權(quán);β為相應(yīng)變量的回歸系數(shù);下標(biāo)i和t分別為對應(yīng)的公司和年份;ε 為殘差,并控制年份(Year)和行業(yè)(Industry)。以上模型重點(diǎn)關(guān)注變量Mix的回歸系數(shù)β1,若Mix的回歸系數(shù)β1顯著為正,且ln_IApply的回歸系數(shù)值顯著大于針對ln_NApply的回歸系數(shù)值,則假設(shè)一得證;若Mix的回歸系數(shù)β1顯著為負(fù),且ln_IApply的回歸系數(shù)值顯著小于針對ln_NApply的回歸系數(shù)值,則假設(shè)二得證。

        四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

        (一)描述性統(tǒng)計(jì)

        表2 顯示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果,其中:變量ln_Apply的最小值為0.693,最大值為6.849,標(biāo)準(zhǔn)差為1.371,表明不同樣本公司之間整體創(chuàng)新水平存在較大差異;從ln_IApply和ln_NApply來看,最小值均為0.000,平均值分別為2.091 和2.342,ln_IApply最大值比ln_NApply低0.276,可見樣本企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新數(shù)量略遜色于策略性創(chuàng)新。但ln_IApply和ln_NApply的標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.381 和1.508 則表明樣本企業(yè)中無論是實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新能力還是策略性創(chuàng)新能力均存在較大差異、創(chuàng)新水平參差不齊。

        表2 描述性統(tǒng)計(jì)

        Mix的平均值為0.134,中位數(shù)為0.039,可知,當(dāng)前混合所有制改革的背景下,我國大部分上市公司股權(quán)混合程度并不高。而Mix的最小值為0.000,最大值為0.926,同時標(biāo)準(zhǔn)差為0.212 且比平均值高0.078,可見樣本公司的股權(quán)混合程度較低,各公司之間的股權(quán)混合程度相差較大。

        (二)回歸結(jié)果分析

        表3 列(1)中混合股權(quán)(Mix)與企業(yè)整體創(chuàng)新水平(ln_Apply)的回歸系數(shù)為0.707,且在1%的水平上顯著正相關(guān),表明混合股權(quán)能夠顯著促進(jìn)企業(yè)整體創(chuàng)新;列(2)、列(3)分別列示了混合股權(quán)與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新(ln_IApply)、策略性創(chuàng)新(ln_NApply)的回歸結(jié)果,從中可以看出混合股權(quán)(Mix)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著正相關(guān),這表明混合股權(quán)同時促進(jìn)了企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新。進(jìn)一步分析,在列(2)中混合股權(quán)(Mix)與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新(ln_IApply)的的回歸系數(shù)為0.878,顯著大于列(3)中混合股權(quán)(Mix)與策略性創(chuàng)新(ln_NApply)的回歸系數(shù)0.532,綜合以上內(nèi)容,該結(jié)果與混改的“協(xié)同增效”效應(yīng)相吻合,即國有股權(quán)與非國有股權(quán)優(yōu)勢互補(bǔ),能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新水平,與策略性創(chuàng)新相比,混合股權(quán)更能促使企業(yè)選擇實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新策略,H1 得證。

        表3 “協(xié)同增效”效應(yīng)與“掣肘減效”效應(yīng)檢驗(yàn)

        (三)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        1.反向因果

        創(chuàng)新活動需要大量穩(wěn)定的資金投入,為維持持續(xù)創(chuàng)新,企業(yè)很可能引入異質(zhì)性股權(quán),緩解資金壓力。因此,綜合前文分析,混合股權(quán)既可能提升企業(yè)創(chuàng)新,同時企業(yè)創(chuàng)新策略選擇又可能增加企業(yè)實(shí)施混合股權(quán)的動機(jī),造成混合股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新策略之間存在反向因果引起的內(nèi)生性問題。對此,采取將解釋變量分別進(jìn)行滯后一期、二期及三期處理的措施,以控制可能存在的反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,檢驗(yàn)結(jié)果見表4。表4 顯示分別為滯后一、二及三期的混合股權(quán)與企業(yè)整體創(chuàng)新、實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的回歸結(jié)果,可以看出與前文結(jié)果類似,混合股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性的差異,且隨著滯后期數(shù)的增加,混合股權(quán)在實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新中的系數(shù)差距逐步擴(kuò)大,可見相較于策略性創(chuàng)新,混合股權(quán)對企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新選擇的促進(jìn)作用更加顯著。

        表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)-反向因果

        2.Heckman 檢驗(yàn)

        企業(yè)混合股權(quán)可能受到不可觀測因素的影響,導(dǎo)致樣本選擇偏差造成的內(nèi)生性問題。為緩解該問題,本文利用Heckman 兩階段模型對回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表5。首先,在第一階段,以混合股權(quán)(Mix)為基礎(chǔ)構(gòu)建啞變量(dum_Mixs),具體衡量方式為,如果混合股權(quán)(Mix)大于0,則是否混合股權(quán)(dum_Mixs)取值為1,否則為0。同時,選取政府補(bǔ)助(ln_Amount)、是否兩職合一(Duality)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、流動比率(Liq)、實(shí)際控制人性質(zhì)(Aci)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)年齡(ln_Age)作為影響因變量的影響因素,選擇以上因素的理由如下:第一,政府補(bǔ)助(ln_Amount)較高的企業(yè),越依賴于政府,越有可能迎合政府混合所有制改革政策;第二,董事長和總經(jīng)理兩職合一(Duality)則表明高管權(quán)力越大,越有可能出于維護(hù)自身權(quán)力和利益,抑制異質(zhì)性股東進(jìn)入公司;第三,凈資產(chǎn)收益率(Roe)越高,企業(yè)盈利能力越強(qiáng),越有可能引起投資者的注意力,因此存在異質(zhì)性股權(quán)的可能性也較高;第四,企業(yè)流動比率(Liq)越高,代表企業(yè)資金流動性強(qiáng),短期債務(wù)還款能力強(qiáng),需要融資的可能性較低,引入異質(zhì)性股權(quán)的可能性也較低;第五,混合所有制改革面向的主要對象為國有企業(yè),實(shí)際控制人性質(zhì)(Aci)為國有的企業(yè)往往更傾向于股權(quán)混合;第六,資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)越高,企業(yè)債務(wù)越高,越迫切需要資金清償債務(wù),就越有可能為了緩解資金壓力引入異質(zhì)性股權(quán);第七,企業(yè)年齡(ln_Age)越大,融資渠道更豐富,融資累計(jì)次數(shù)越多,存在混合股權(quán)的可能性就越大。其次,針對新構(gòu)建的虛擬變量dum_Mixs,加入以上變量進(jìn)行Probit 回歸,得到逆米爾斯比率(Mills),回歸結(jié)果見表5 列(1);最后,將逆米爾斯比率(Mills)加入模型(1)進(jìn)行第二階段模型回歸,回歸結(jié)果見表5 列(2)、列(3)及列(4),從中可以看出,在控制逆米爾斯比率(Mills)后,混合股權(quán)對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的作用依舊顯著高于策略性創(chuàng)新。

        表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)-Heckman 檢驗(yàn)

        3.PSM 檢驗(yàn)

        進(jìn)一步,企業(yè)主動引入異質(zhì)股權(quán)緩解資金壓力,也可能存在樣本自選擇引起的內(nèi)生性問題,即創(chuàng)新水平高的企業(yè)自身就表現(xiàn)為混合股權(quán)的產(chǎn)權(quán)特性,進(jìn)而影響結(jié)論的穩(wěn)健性。為解決該內(nèi)生性問題,運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)進(jìn)行檢驗(yàn)。參考曹越等(2020)、狄靈瑜和步丹璐(2021)的研究,根據(jù)《公司法》,異質(zhì)性股東持股比率合計(jì)超過10%,異質(zhì)性股東才有實(shí)質(zhì)的話語權(quán)。對此,將前十大股東中國有股權(quán)比率、非國有股權(quán)比率合計(jì)均大于10%的樣本作為處理組,其余樣本作為對照組;選擇政府補(bǔ)助(ln_Amount)、是否兩職合一(Duality)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、流動比率(Liq)、實(shí)際控制人性質(zhì)(Aci)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)年齡(ln_Age)對混合股權(quán)的自選擇效應(yīng)進(jìn)行控制,選擇以上因素的理由與前文一致。

        此外,在具體進(jìn)行傾向得分匹配時,本文通過Logit 模型來估計(jì)傾向得分,按照1∶3 的比例進(jìn)行樣本匹配,并施加了“共同支持”(common support)條件,其平衡性檢驗(yàn)結(jié)果見表6,匹配后回歸結(jié)果見表7。其平衡性檢驗(yàn)結(jié)果見表6,匹配后各變量在處理組和控制組之間的偏差絕對值均小于等于2.1%,兩組均值均在10%顯著性水平下不存在顯著差異,可見匹配效果較好。運(yùn)用匹配后的樣本進(jìn)行回歸,可發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果基本一致,回歸結(jié)果見表7。

        表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)-PSM 平衡性檢驗(yàn)

        表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)-PSM 回歸檢驗(yàn)

        4.PSM-多期DID 檢驗(yàn)

        由于混合股權(quán)的實(shí)施并沒有統(tǒng)一的執(zhí)行時間節(jié)點(diǎn),具體時間因企業(yè)個體而有所差異,為進(jìn)一步緩解遺漏變量、不可觀測因素等帶來的其他可能存在的內(nèi)生性問題,本文在前文PSM 檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上,建立多期雙重差分(differences in differences,DID)模型,以進(jìn)一步緩解可能存在的內(nèi)生性問題,結(jié)果呈現(xiàn)在表8 中。參考曹越等(2020)、狄靈瑜和步丹璐(2021)的研究,建立是否實(shí)施混合股權(quán)(Treat)的虛擬變量,將前十大股東中國有股權(quán)比率、非國有股權(quán)比率合計(jì)均大于10%的樣本作為處理組,取值為1;其余樣本作為對照組,取值為0;同時以國有股權(quán)、非國有股權(quán)合計(jì)均大于10%的第一年定義為混合股權(quán)實(shí)施節(jié)點(diǎn)(Time),大于混合股權(quán)實(shí)施節(jié)點(diǎn)(Time)第一年的年份則取值為1,否則為0;多期DID 模型中變量DID=Treat×Time。其平行趨勢檢驗(yàn)如圖1 所示,圖2 及圖3 所示,在實(shí)施混合股權(quán)前其系數(shù)對應(yīng)置信區(qū)間均包括0,即交互項(xiàng)與企業(yè)整體創(chuàng)新、實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新及策略性創(chuàng)新均不顯著,可見基本滿足平行趨勢檢驗(yàn);更進(jìn)一步來看,混合股權(quán)實(shí)施當(dāng)年對企業(yè)創(chuàng)新的影響均呈現(xiàn)出負(fù)向相關(guān)關(guān)系,且大約在混合股權(quán)實(shí)施后三年及以后開始呈現(xiàn)穩(wěn)定的正向促進(jìn)關(guān)系,這表明混合股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在顯著的滯后效應(yīng),有鑒于此,為保證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文將差分變量DID滯后三期進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果見表8,由表可知研究結(jié)論與前文一致。

        表8 內(nèi)生性檢驗(yàn)——PSM-多期DID 檢驗(yàn)

        圖1 企業(yè)整體創(chuàng)新平行趨勢檢驗(yàn)

        圖2 企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新平行趨勢檢驗(yàn)

        圖3 企業(yè)策略性創(chuàng)新平行趨勢檢驗(yàn)

        5.替換企業(yè)創(chuàng)新策略選擇的衡量指標(biāo)

        為檢驗(yàn)?zāi)P头€(wěn)健性,本文采取替代變量法,將企業(yè)專利申請數(shù)替換為企業(yè)專利授權(quán)數(shù),并采用同樣的方法進(jìn)行數(shù)據(jù)處理,具體穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表9。表9 列(1)、列(2)及列(3)依次分別對應(yīng)混合股權(quán)與整體創(chuàng)新、混合股權(quán)與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新及混合股權(quán)與策略性創(chuàng)新的關(guān)系,從中可以看出,回歸結(jié)果與前文結(jié)論基本一致。

        表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)——替換企業(yè)專利申請數(shù)為企業(yè)專利授權(quán)數(shù)

        6.通過更換數(shù)據(jù)庫替換關(guān)鍵被解釋變量

        由于所用CSMAR(China Stock Market &Accounting Research Database)數(shù)據(jù)庫中創(chuàng)新專利數(shù)據(jù)僅更新至2017 年,為保證研究結(jié)果能夠盡可能接近當(dāng)前現(xiàn)狀,采用與前文同樣的數(shù)據(jù)處理方法,利用中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)中上市公司2004—2019 年專利申請及授權(quán)數(shù)據(jù),再次進(jìn)行回歸,具體結(jié)果見表10。從表10可以看出結(jié)果基本與前文類似。綜上所述,本文所構(gòu)造的模型是穩(wěn)健的。

        表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)——使用CNRDS 數(shù)據(jù)庫2004—2019 年數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

        五、研究結(jié)論與政策建議

        創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力,但并非所有的創(chuàng)新都能推動社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展,基于黎文靖和鄭曼妮(2016)的研究,公司創(chuàng)新策略可細(xì)分為策略性創(chuàng)新與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,其中策略性創(chuàng)新不利于提高企業(yè)的市場價值,只有推動企業(yè)技術(shù)發(fā)展、以獲得競爭力為目的的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新才能引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)社會高質(zhì)量發(fā)展。結(jié)合當(dāng)前發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的背景,本文利用A 股上市公司2004—2017 年度數(shù)據(jù),從企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)視角基于“協(xié)同增效”效應(yīng)與“掣肘減效”效應(yīng),通過國有企業(yè)引入非國有股權(quán)及非國有企業(yè)引入國有股權(quán)兩條主線,探討混合股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新策略選擇的影響,研究發(fā)現(xiàn):混合股權(quán)通過“協(xié)同增效”效應(yīng)影響企業(yè)創(chuàng)新,即混合股權(quán)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,且在混合股權(quán)作用下,與策略性創(chuàng)新選擇相比,企業(yè)更愿意進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

        基于以上結(jié)論,本文得出以下啟示:

        第一,進(jìn)一步深化混合所有制改革。本文研究發(fā)現(xiàn),混合股權(quán)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,且與策略性創(chuàng)新相比,股權(quán)混合程度越高,越能促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,而基于黎文靖和鄭曼妮(2016)的研究,只有實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新才能推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。因此現(xiàn)階段需要進(jìn)一步加深企業(yè)的股權(quán)混合程度,提高企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平,推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

        第二,應(yīng)積極引導(dǎo)混合股權(quán)企業(yè)進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,研究結(jié)果表明混合股權(quán)同樣會促進(jìn)企業(yè)選擇策略性創(chuàng)新,然而相較于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,策略性創(chuàng)新并不利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展,也不利于推動經(jīng)濟(jì)社會進(jìn)步。因此政府應(yīng)積極引導(dǎo)混合股權(quán)企業(yè)多利用異質(zhì)性股權(quán)優(yōu)勢開展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,而非策略性創(chuàng)新。

        第三,混合股權(quán)的企業(yè)應(yīng)積極利用混合股權(quán)帶來的異質(zhì)性股權(quán)優(yōu)勢。具體的,當(dāng)民企引入國有股權(quán)時,應(yīng)積極利用國有股權(quán)的資源優(yōu)勢,積極開展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新活動;當(dāng)國企引入非國有股權(quán)時,應(yīng)重點(diǎn)發(fā)揮非國有股權(quán)追求企業(yè)價值最大化的動機(jī),完善治理結(jié)構(gòu),提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量,以更好的發(fā)揮混合股權(quán)的“協(xié)同增效”效應(yīng)。

        第四,企業(yè)在積極引入異質(zhì)性股權(quán)、利用異質(zhì)性股權(quán)優(yōu)勢開展創(chuàng)新活動的同時,應(yīng)結(jié)合自身實(shí)際情況,平衡好實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略新創(chuàng)新兩者的關(guān)系,避免過多的開展策略性創(chuàng)新,導(dǎo)致真正有利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新不足。

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