宋春霞，薛 月

(華北水利水電大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450003)

0 引言

從中共十八大提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略到十九屆五中全會號召建設(shè)世界科技強(qiáng)國，企業(yè)創(chuàng)新作為促進(jìn)國家發(fā)展和民族振興的驅(qū)動力備受關(guān)注。國有企業(yè)作為我國國民經(jīng)濟(jì)的中流砥柱，其地位、作用不可替代。近年來，我國國有企業(yè)創(chuàng)新水平持續(xù)提升，但在自主創(chuàng)新方面仍然存在以下問題：激勵機(jī)制缺乏活力，對高技能勞動力吸收能力逐漸減弱；政策依賴性較強(qiáng)，擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的創(chuàng)新成果較少。部分研究表明，政府作為國有企業(yè)的實(shí)際控制人，可能會因?yàn)檎咝阅繕?biāo)而放棄部分經(jīng)濟(jì)績效，選擇投資風(fēng)險(xiǎn)較低的項(xiàng)目，從而導(dǎo)致國有企業(yè)創(chuàng)新能力與創(chuàng)新績效較低[1]。引入治理機(jī)制完善、管理制度富有活力的非國有資本，一方面能夠促使不同類型股東資源相互融合，發(fā)揮取長補(bǔ)短的資源效應(yīng)；另一方面促進(jìn)管理與治理制度融合，發(fā)揮制度效應(yīng)，這可能是促進(jìn)國有企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升的有效途徑[2]。

近年來，學(xué)者們對國企混改與企業(yè)創(chuàng)新間的關(guān)系進(jìn)行了一系列研究。例如，胡加明等[3]研究發(fā)現(xiàn)，上市公司企業(yè)績效與國有股權(quán)占比呈U型關(guān)系，第一大股東占比對企業(yè)績效的影響呈U型；向東與余玉苗[4]發(fā)現(xiàn)，非國有股東股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠有效促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新績效提升；Dixon & Seddi[5]通過對英國企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，不同性質(zhì)企業(yè)與創(chuàng)新活動無密切相關(guān)關(guān)系；劉欣與李穎[6]通過對樣本進(jìn)行劃分研究發(fā)現(xiàn)，在國有大企業(yè)中，國有股持股比例與企業(yè)創(chuàng)新績效存在倒U型關(guān)系。

國內(nèi)外相關(guān)研究對國企改革效果的結(jié)論并不一致，原因可能在于大多數(shù)研究基于制度效應(yīng)或資源效應(yīng)視角展開，兩者結(jié)合的研究鮮見。資源效應(yīng)發(fā)揮取決于參與混改雙方資源稟賦與互補(bǔ)性資源獲取情況，因而股權(quán)混合程度可能對上述效應(yīng)產(chǎn)生一定影響。富有活力的民企制度對創(chuàng)新動力與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿具有提升效應(yīng)，而這一效應(yīng)可能受企業(yè)內(nèi)外部風(fēng)險(xiǎn)因素的影響。本文采用2013—2019年A股國有上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，并基于資源效應(yīng)與制度效應(yīng)視角分析國有股權(quán)對創(chuàng)新績效的影響，研究企業(yè)內(nèi)外部風(fēng)險(xiǎn)特征對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。我國國企混改歷程為本文提供了一個自然實(shí)驗(yàn)場景，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，國有股權(quán)變化與創(chuàng)新績效間呈U型關(guān)系，內(nèi)部經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)正向調(diào)節(jié)這一關(guān)系，而外部競爭風(fēng)險(xiǎn)負(fù)向調(diào)節(jié)這一關(guān)系。本文研究視角較為新穎，研究結(jié)論具有針對性，可為不同風(fēng)險(xiǎn)特征下國有企業(yè)進(jìn)一步深化混合所有制改革，從而提升創(chuàng)新效率提供思路。

1 國企混改對創(chuàng)新績效的影響

1.1 企業(yè)創(chuàng)新及影響因素

企業(yè)創(chuàng)新是一個寬泛的概念，通常情況下企業(yè)創(chuàng)新是指技術(shù)創(chuàng)新，核心是發(fā)明新技術(shù)并將其商業(yè)化的過程。企業(yè)創(chuàng)新是涉及企業(yè)生存與發(fā)展的重大問題，更是企業(yè)提高競爭力的關(guān)鍵。創(chuàng)新作為風(fēng)險(xiǎn)高、周期長且收益不確定的活動，其影響因素是多方面的。

(1)企業(yè)內(nèi)在創(chuàng)新動機(jī)能夠激發(fā)創(chuàng)新活力。企業(yè)創(chuàng)新動機(jī)萌發(fā)可能得益于內(nèi)部鼓勵創(chuàng)新治理機(jī)制[7]，以及管理者自信、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)愿意較強(qiáng)等創(chuàng)新特質(zhì)[8]。創(chuàng)新動機(jī)受風(fēng)險(xiǎn)狀況的影響，如果企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高或外部市場競爭激烈，企業(yè)可能不愿意開展風(fēng)險(xiǎn)較大的研發(fā)投資活動[9]。

(2)企業(yè)內(nèi)外部資源支持可為創(chuàng)新活動提供條件。創(chuàng)新活動需要充足的資金支持，企業(yè)充足的現(xiàn)金流與良好的狀況可以為研發(fā)投資提供支持[10]。政府主導(dǎo)的科技投入、稅收優(yōu)惠、知識創(chuàng)新工程能夠在一定程度上滿足企業(yè)資金需求(張玉臣、呂憲鵬，2013)。政策支持能夠緩解產(chǎn)權(quán)保護(hù)不足與信貸歧視問題，拓展資金來源，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新積極性。

(3)企業(yè)通過強(qiáng)化外部關(guān)系增加創(chuàng)新機(jī)會。部分具備創(chuàng)新意愿與資源條件的企業(yè)，其創(chuàng)新績效往往差強(qiáng)人意，原因可能在于企業(yè)未能發(fā)現(xiàn)或充分利用創(chuàng)新機(jī)會。異質(zhì)性資源與信息碰撞能夠增強(qiáng)企業(yè)對創(chuàng)業(yè)機(jī)會的感知與捕獲能力[11]。部分研究發(fā)現(xiàn)，政企關(guān)聯(lián)、銀商關(guān)系、產(chǎn)學(xué)研等合作關(guān)系構(gòu)建能夠極大地促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效提升[12]。因此，企業(yè)能夠通過吸收新股東、參與社會活動等方式拓展外部關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，從而促進(jìn)創(chuàng)新績效提升[13]。

隨著混合所有制改革深化，國企股權(quán)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)國有股比例降低、非國有股東持股比例提升、股權(quán)結(jié)構(gòu)與股東構(gòu)成多樣化勢態(tài)。非國有股東引入與股權(quán)多樣化可能從多個方面改變國企創(chuàng)新影響因素：第一，多樣化股東意味著股東在財(cái)務(wù)資本、政策與信息、技術(shù)創(chuàng)新、社會資本等方面存在差異，非國有股東與國有股東混合，能夠提供創(chuàng)新所需的異質(zhì)性、互補(bǔ)性資源。第二，具有不同產(chǎn)權(quán)屬性的股東在創(chuàng)新動機(jī)方面存在差異，非國有股東治理與管理機(jī)制具有激勵創(chuàng)新的制度優(yōu)勢，其愿意承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)投資的態(tài)度能夠彌補(bǔ)國企求穩(wěn)避變的決策短板，進(jìn)而提升企業(yè)創(chuàng)新活力。綜上所述，股權(quán)混合改革對國有企業(yè)創(chuàng)新績效具有較大影響，主要表現(xiàn)為以下兩大效應(yīng)。

1.2 股東多樣化的資源效應(yīng)

所謂股東多樣化的資源效應(yīng)，即具有不同資源背景的股東聚合有助于企業(yè)獲得互補(bǔ)性資源并形成競爭優(yōu)勢。除依靠內(nèi)部資源外，企業(yè)還需獲得更多外部資源才能實(shí)現(xiàn)價值增值和戰(zhàn)略目標(biāo)。國有企業(yè)混合所有制改革通過引入異質(zhì)性資源，既能夠保持自身政治關(guān)系、政策優(yōu)待、信貸便利等傳統(tǒng)優(yōu)勢，又能夠獲得特殊群體扶持、稅收減免和專利技術(shù)等互補(bǔ)性資源優(yōu)勢[14]。

國有企業(yè)資源優(yōu)勢主要表現(xiàn)在資產(chǎn)規(guī)模較大、政治關(guān)系資源豐富等方面，其關(guān)系資源優(yōu)勢主要體現(xiàn)為與政府間的天然聯(lián)系，這種聯(lián)系可以使企業(yè)獲得稀缺性資源，緩解融資約束[15]，從而獲取政策傾斜、創(chuàng)新機(jī)會等。相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)難以獲得政府支持和信貸資源。但大多數(shù)國有企業(yè)缺乏關(guān)鍵技術(shù)人力資源[16]，企業(yè)內(nèi)部管理骨干和技術(shù)人才難以得到應(yīng)有的激勵[17]。

與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)資金規(guī)模有限，其資源優(yōu)勢主要體現(xiàn)為擁有較強(qiáng)的技術(shù)資源，其技術(shù)創(chuàng)新激勵機(jī)制能夠吸引國內(nèi)外的尖端科技人才，因而具有利用國內(nèi)外資源的能力[18]。民營企業(yè)要想在市場上獲得優(yōu)勢，離不開財(cái)務(wù)資源支持。有研究認(rèn)為，相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)較難獲得政府支持和信貸資源，所受融資約束較大，導(dǎo)致投資不足問題[19]。

可見，混合所有制改革會給具有不同股東背景的企業(yè)帶來更多異質(zhì)性資源，進(jìn)而產(chǎn)生資源協(xié)同效應(yīng)，促進(jìn)其創(chuàng)新效率提升。

1.3 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)化的制度效應(yīng)

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)意味著產(chǎn)權(quán)制度邏輯存在差異，進(jìn)而對企業(yè)與員工行為產(chǎn)生不同影響。為解決國有企業(yè)“政企不分”“所有者缺位”等問題，國有企業(yè)改革持續(xù)推進(jìn)。股份制改造、股權(quán)分置改革、國資委設(shè)立、現(xiàn)代企業(yè)制度引入等措施，使得政府正式退出企業(yè)經(jīng)營和專業(yè)管理領(lǐng)域，國營企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)閲衅髽I(yè)，國有出資人的行政干預(yù)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)楣蓶|監(jiān)督。但需要注意的是，目前國企主要經(jīng)營者仍需履行組織部門考核、審查職責(zé)，企業(yè)仍需承擔(dān)較多的社會責(zé)任，公司高管與核心技術(shù)人員薪酬制定仍不符合市場化機(jī)制。

隨著改革開放成長起來的民營資本，因其所處環(huán)境具有高度競爭性特點(diǎn)，各項(xiàng)運(yùn)作機(jī)制能夠達(dá)到較高的市場化水平，勞動力與產(chǎn)品市場定價也主要依據(jù)業(yè)績、質(zhì)量等指標(biāo)。民營企業(yè)追求的財(cái)務(wù)回報(bào)直接體現(xiàn)在經(jīng)理人激勵體系設(shè)計(jì)中，注重激勵創(chuàng)新、收入差距與發(fā)展效率。在上述制度環(huán)境下，民企管理者愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)以促進(jìn)收益提升。上述制度差異可能導(dǎo)致國有股東與民營股東在激勵機(jī)制、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、創(chuàng)新活力方面存在較大差異。

混合所有制改革表面上僅改變了企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，實(shí)際上可以達(dá)到制度上學(xué)習(xí)借鑒、文化上滲透融合的效果。因此，混合所有制改革對國企業(yè)創(chuàng)新效率的影響可以基于制度與治理改善角度加以闡釋。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 國有股權(quán)與創(chuàng)新績效

國有股權(quán)是通過資源效應(yīng)還是制度效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響，可能跟其持股份額相關(guān)。企業(yè)大股東角色歷來有利益協(xié)同與利益侵占之爭，故大股東政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)的影響也存在“扶持之手”與“掠奪之手”的爭論。劉俊辰[20]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)國有企業(yè)參股不控股時，國有股權(quán)比例越低，企業(yè)績效表現(xiàn)越好，而當(dāng)國有企業(yè)相對參股時，國有股權(quán)比例越高，企業(yè)績效表現(xiàn)越好；Zhu等[21]、Zhang等[22]研究發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)作為企業(yè)重要資源，可以幫助其獲得競爭優(yōu)勢，從而促進(jìn)自身績效提升；李顯君等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，上市汽車公司國有所有權(quán)通過創(chuàng)新投入對企業(yè)績效產(chǎn)生非線性影響；蔡曉鳳[23]研究發(fā)現(xiàn)，在公司治理水平較高、債務(wù)期限較短和實(shí)施減持規(guī)定的樣本組，大股東減持對企業(yè)價值具有正向影響，而在條件相反的樣本組，大股東減持對企業(yè)價值具有負(fù)向影響。因此，可以合理推斷，國有股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新績效間并非簡單線性關(guān)系。

(1)混改雙方資源投入與持股比例有關(guān)。當(dāng)國有股權(quán)占比較低時，國有股東只是參股狀態(tài)，其投資目的可能是通過持股獲得投資收益，并不會主動投入較多互補(bǔ)性資源，或通過其政治關(guān)聯(lián)為企業(yè)爭取更多創(chuàng)新機(jī)會，此時國有股東可能不會發(fā)揮“扶持之手”的作用。相反，當(dāng)國有股權(quán)占比較高時，國有企業(yè)經(jīng)營狀況與國有股東利益密切相關(guān)，股東能夠直接分享企業(yè)創(chuàng)新收益，此時國有股東能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，也愿意投入資源促進(jìn)技術(shù)資源開發(fā)與轉(zhuǎn)化，“扶持之手”的作用顯著。

(2)非國有資本的制度效應(yīng)與國有股東持股比例有關(guān)。通過引入先進(jìn)的治理理念、靈活的激勵機(jī)制以及具有創(chuàng)新意識的非國有資本改善國有企業(yè)治理機(jī)制，這一目的能否達(dá)成取決于非國有資本在混改后能否發(fā)揮其應(yīng)有的效用。混改是兩種制度邏輯碰撞、斗爭與變革的過程，若國有股權(quán)比例過高，非國有資本進(jìn)入后可能不能真正參與企業(yè)治理與管理，對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用難以發(fā)揮。因此，非國有資本市場化激勵機(jī)制對創(chuàng)新的促進(jìn)作用，可能在國有股權(quán)占比較低、非國有資本占主導(dǎo)地位的股權(quán)結(jié)構(gòu)下顯著。

本文認(rèn)為，在非國有股東占主導(dǎo)地位的混改公司中，股權(quán)結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新績效的制度效應(yīng)強(qiáng)于資源效應(yīng)，非國有股東持股比例增加能夠促進(jìn)創(chuàng)新績效提升。相反，在國有股占主導(dǎo)的混改公司中，資源效應(yīng)強(qiáng)于制度效應(yīng)，國有股持股比例增加能夠促進(jìn)創(chuàng)新績效提升，具體如圖1所示。

第一，當(dāng)國有股權(quán)比例較低時(此時非國有股份占據(jù)主導(dǎo)地位)，非國有資本的治理制度優(yōu)勢能夠充分發(fā)揮(非國有資本具有創(chuàng)新所需的異質(zhì)性資源，有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力[24-25]；非國有資本更愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，有利于創(chuàng)新活動開展[26-27])，混改對創(chuàng)新績效的作用主要通過制度效應(yīng)傳導(dǎo)。隨著國有股權(quán)比例上升，企業(yè)創(chuàng)新活力可能會受到抑制，創(chuàng)新投入減少，創(chuàng)新績效隨之降低。

第二，當(dāng)國有股權(quán)比例較高時(此時國有股份占據(jù)主導(dǎo)地位)，為實(shí)現(xiàn)利益協(xié)同效應(yīng)，國有股東對企業(yè)創(chuàng)新活動進(jìn)行有效監(jiān)督與資源支持，由此國有資本的資源優(yōu)勢得以充分發(fā)揮。隨著國有股權(quán)比例上升，通過國有股東的政治關(guān)聯(lián)獲得的創(chuàng)新資源增加，創(chuàng)新績效隨之提升。因此，根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：國有股權(quán)變化與創(chuàng)新績效間呈U型關(guān)系。

圖1 國有股權(quán)與創(chuàng)新績效關(guān)系Fig.1 Relationship between state-owned equity and innovation performance of state-owned enterprises

2.2 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)

2.2.1 經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)

企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)屬于非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，狹義上是指企業(yè)運(yùn)用營業(yè)杠桿促使息稅前利潤發(fā)生變化而導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)，是因固定成本所致，也是企業(yè)生存發(fā)展過程中必須面對的風(fēng)險(xiǎn)。

當(dāng)國有股權(quán)比例較低時，相較于非國有資本，國有資本更不愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，而新增研發(fā)投入與創(chuàng)新項(xiàng)目會帶來新增風(fēng)險(xiǎn)，隨著經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)提升，國有股東在面對具有高風(fēng)險(xiǎn)、高收益特征的投資項(xiàng)目時，只愿意承擔(dān)較之前更少的風(fēng)險(xiǎn)。如此一來，非國有股東與國有股東的投資決策差異更加顯著。由此，在國有股權(quán)不占主導(dǎo)地位時，經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)將強(qiáng)化國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高的企業(yè)，通常固定資產(chǎn)占比較高，可能處于建筑業(yè)、重工業(yè)等基礎(chǔ)行業(yè)。當(dāng)上述行業(yè)企業(yè)中國有股權(quán)占據(jù)主導(dǎo)地位時，國有股東自帶的“政治基因”能夠幫助企業(yè)獲得更多政策優(yōu)惠與資金支持。此時，國有股權(quán)的“幫助之手”效應(yīng)大于“掠奪之手”效應(yīng)。由此，在面對較高風(fēng)險(xiǎn)時，國有股權(quán)能夠從政府那里獲得更多幫助，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力得以彰顯。因此，在國有股權(quán)占主導(dǎo)地位時，經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)能夠強(qiáng)化國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效的正相關(guān)關(guān)系。因此，根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)正向調(diào)節(jié)國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的關(guān)系。

2.2.2 市場競爭風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)

學(xué)者們普遍認(rèn)為，市場環(huán)境不確定性[28]會抑制企業(yè)投資，如能源價格和匯率波動[29]、國際金融危機(jī)、自然災(zāi)害帶來的供給和需求沖擊[30]、經(jīng)濟(jì)政策不確定性[31-33]，且環(huán)境不確定性能夠正向調(diào)節(jié)客戶集中度與企業(yè)創(chuàng)新能力間的負(fù)向關(guān)系[34]。

激烈的市場競爭會抑制企業(yè)投資行為，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新投入[35]。市場競爭風(fēng)險(xiǎn)屬于系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，是指由外部因素導(dǎo)致的不可規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。市場競爭的最終目的是實(shí)現(xiàn)收益和利益最大化，而競爭者的預(yù)期目標(biāo)并不一定能夠?qū)崿F(xiàn)。實(shí)際上，競爭本身會導(dǎo)致競爭者遭遇不能達(dá)到預(yù)期目標(biāo)的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而承受經(jīng)濟(jì)利益損失。這種實(shí)際獲得的利益與預(yù)期收益目標(biāo)相悖的可能性，就是競爭者必須面對的風(fēng)險(xiǎn)。

當(dāng)市場競爭風(fēng)險(xiǎn)較大時，無論國有股權(quán)是否占據(jù)主導(dǎo)地位，國有股東與非國有股東在選擇具有高風(fēng)險(xiǎn)、高收益特征的投資項(xiàng)目時都會持保守態(tài)度，二者投資決策差異較小?？梢姡袌龈偁庯L(fēng)險(xiǎn)會弱化國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系。因此，根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)：

H3：市場競爭風(fēng)險(xiǎn)負(fù)向調(diào)節(jié)國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的關(guān)系。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2019年A股國有上市公司為研究樣本，原因在于2013年混合所有制改革進(jìn)入新時期，選取這一時間段能夠準(zhǔn)確分析國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。本研究使用Stata16.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，為進(jìn)一步確保結(jié)果精準(zhǔn)性，剔除以下數(shù)據(jù)：①金融業(yè)上市公司；②ST或者*ST企業(yè)樣本；③缺乏相關(guān)數(shù)據(jù)以及未披露專利申請數(shù)的企業(yè)樣本。對主要變量在雙側(cè)1%的水平上進(jìn)行Winsorize處理，最終獲得301個樣本企業(yè)，共2 107個觀測值。

通過CSMAR數(shù)據(jù)庫查看前十大股東持股比例及實(shí)際控制人，以此對國有上市公司進(jìn)行判斷。企業(yè)創(chuàng)新績效數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局的相關(guān)數(shù)據(jù)庫，國有股持股比例、盈利能力、董監(jiān)高規(guī)模等相關(guān)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3.2 變量定義

參考徐柳波[36]、朱磊等[37]、王曉紅等[38]的研究成果，本文變量選取如下：

(1)被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新績效(Patent)。主要采用新產(chǎn)品銷售收入、專利申請數(shù)量等進(jìn)行衡量，考慮到新產(chǎn)品銷售收入披露時間具有間斷性，故采用大多數(shù)學(xué)者選擇的專利申請數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新績效衡量指標(biāo)。為了消除數(shù)據(jù)差異的影響，對上述變量進(jìn)行加一后取自然對數(shù)。

(2)解釋變量：國有股權(quán)比例(State)。本文采用前十大股東中國有持股和國有法人持股的總和作為國有股權(quán)比例的衡量指標(biāo)。

(3)調(diào)節(jié)變量：經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(OR)和市場競爭風(fēng)險(xiǎn)(MCR)。經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)采用固定資產(chǎn)與資產(chǎn)總計(jì)的比值進(jìn)行計(jì)算，市場競爭風(fēng)險(xiǎn)采用銷售費(fèi)用與營業(yè)收入的比值加以衡量。

(4)控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選取如下指標(biāo)：企業(yè)規(guī)模(Size)，為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；成長能力(Growth)，即營業(yè)收入增長率，為本年?duì)I業(yè)收入增加額與上年?duì)I業(yè)收入總額的比率；產(chǎn)權(quán)比率(Er)，為負(fù)債與所有者權(quán)益的比值；盈利能力(Roa)，即凈資產(chǎn)收益率，為凈利潤與平均股東權(quán)益的比率；獨(dú)立董事規(guī)模(IB_size)，即獨(dú)立董事總?cè)藬?shù)；高管規(guī)模(SM_size)，即高管總?cè)藬?shù)。同時，引入行業(yè)(Ind)和年度(Year)作為控制變量，用以控制不同行業(yè)對本企業(yè)及同期企業(yè)的影響。

具體變量選取與說明如表1所示。

表1 變量選取與說明Tab.1 Selection and description of variables

3.3 模型構(gòu)建

(1)國有股權(quán)與創(chuàng)新績效關(guān)系模型構(gòu)建。為了檢驗(yàn)國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系，構(gòu)建模型如式(1)所示。

(1)

(2)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型構(gòu)建。為檢驗(yàn)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建模型如式(2)所示。

(2)

(3)市場競爭風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型構(gòu)建。為檢驗(yàn)市場競爭風(fēng)險(xiǎn)對國企國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建模型如式(3)所示。

(3)

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2為301家國有上市企業(yè)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，國有上市公司創(chuàng)新績效最小值為0.693，最大值為8.322，均值為3.714，標(biāo)準(zhǔn)差為1.524，說明國有上市公司創(chuàng)新績效較低且存在較大差異，可能與成長能力、行業(yè)等因素有關(guān)。為確?；貧w分析結(jié)果的可靠性，下文將相關(guān)變量作為控制變量。國有股權(quán)比例最小值為0，最大值為83.7%，均值為44%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.184，說明不同國有企業(yè)國有股權(quán)比例存在一定差異，但國有股權(quán)仍占據(jù)核心位置。經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)最小值為0.003，最大值為0.895，均值為0.308，標(biāo)準(zhǔn)差為0.195，說明不同國有上市公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)具有一定差距。市場競爭風(fēng)險(xiǎn)最小值為0.000 002 4，最大值為0.49，均值為0.058，標(biāo)準(zhǔn)差為0.071，說明國有上市公司市場競爭風(fēng)險(xiǎn)較小，且不同國有上市公司市場競爭風(fēng)險(xiǎn)存在一定差距。成長能力、產(chǎn)權(quán)比率、盈利能力、獨(dú)立董事規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明不同國有企業(yè)在上述方面差距較小。企業(yè)規(guī)模、高管規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明不同國有企業(yè)在上述方面存在較大差距。

4.2 相關(guān)性分析

表3為變量相關(guān)性分析及多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果。由表3可知，國有上市公司國有股權(quán)比例(State)與創(chuàng)新績效(Patent)在1%水平上顯著相關(guān)，通過相關(guān)性檢驗(yàn)。市場競爭風(fēng)險(xiǎn)(MCR)與創(chuàng)新績效(Patent)相關(guān)系數(shù)為-0.073***，說明國有上市公司市場競爭風(fēng)險(xiǎn)降低能夠促進(jìn)自身創(chuàng)新績效提升，其余控制變量基本與創(chuàng)新績效顯著相關(guān)。此外，各變量方差膨脹因子(VIF)均小于10，故各變量間不存在多重共線性問題，可以作進(jìn)一步回歸分析。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.2 Variables descriptive statistics

表3 變量相關(guān)性分析結(jié)果Tab.3 Variable correlation analysis results

4.3 回歸分析過程與結(jié)果

表4為國有股權(quán)對創(chuàng)新績效影響的回歸分析結(jié)果，以及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、市場競爭風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效關(guān)系調(diào)節(jié)作用的回歸分析結(jié)果。

表4 回歸分析結(jié)果Tab.4 Regression analysis results

模型(1)檢驗(yàn)國有股權(quán)與創(chuàng)新績效的U型關(guān)系，采用OLS估計(jì)，結(jié)果顯示：國有股權(quán)比例的一次項(xiàng)系數(shù)為-1.259且在5%水平上顯著，國有股權(quán)比例的二次項(xiàng)系數(shù)為2.221且在1%水平上顯著，說明國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間存在U型關(guān)系，與假設(shè)H1一致，即當(dāng)國有股權(quán)在不占主導(dǎo)地位的區(qū)間下降時，創(chuàng)新績效會上升，而當(dāng)國有股權(quán)在占有主導(dǎo)地位的區(qū)間下降時，創(chuàng)新績效會下降。此外，除成長能力、產(chǎn)權(quán)比率這兩個變量與創(chuàng)新績效不相關(guān)外，其它變量均與創(chuàng)新績效相關(guān)。不考慮其它變量的影響，上述U型關(guān)系的二次函數(shù)表達(dá)式為Y=2.221X2-1.259X。其中，Y為創(chuàng)新績效，X為國有股權(quán)比例，曲線拐點(diǎn)橫坐標(biāo)為0.283。因此，當(dāng)國有股權(quán)小于28.3%時，國有股權(quán)下降能夠促進(jìn)創(chuàng)新績效上升；當(dāng)國有股權(quán)大于28.3%時，國有股權(quán)下降將導(dǎo)致創(chuàng)新績效下降。

模型(2)檢驗(yàn)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，采用OLS估計(jì)，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與國有股權(quán)比例的交互項(xiàng)、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與國有股權(quán)比例的二次項(xiàng)交互項(xiàng)，回歸結(jié)果顯示：在經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用下國有股權(quán)比例系數(shù)提升至6.706，且在10%水平上顯著，說明與模型(1)的U型曲線相比，在經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用下國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效的U型關(guān)系曲線變得更加陡峭，證明經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2得證。

模型(3)檢驗(yàn)市場競爭風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，采用OLS估計(jì)，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入市場競爭風(fēng)險(xiǎn)與國有股權(quán)比例交叉項(xiàng)、市場競爭風(fēng)險(xiǎn)與國有股權(quán)比例的二次項(xiàng)交互項(xiàng)，回歸結(jié)果顯示：在市場競爭風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用下國有股權(quán)比例系數(shù)降低至-24.37，在5%水平上顯著，說明與模型(1)的U型曲線相比，在市場競爭風(fēng)險(xiǎn)調(diào)節(jié)作用下國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效關(guān)系的U型曲線變得更加平緩。不考慮其它變量的影響，當(dāng)國有股權(quán)小于29%時，國有股權(quán)下降能夠促使創(chuàng)新績效小幅度提升。由此，證明市場競爭風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3得證。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確?；貧w分析結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①變量替換法：選取前5大股東國有股權(quán)與國有法人持股之和作為國有股權(quán)比例衡量指標(biāo)，以此代替之前的解釋變量[39]；②補(bǔ)充變量法：增加控制變量公司年齡。上述兩種方法得到的穩(wěn)健性回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果基本一致，證明本文回歸分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5、表6是基于兩種方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。表5模型(4)中，國有股權(quán)比例的一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)分別為-1.264、2.208，且分別在5%、1%水平上顯著，說明國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效呈U型關(guān)系，模型(1)的穩(wěn)健性得到檢驗(yàn)。模型(5)、模型(6)中，國有股權(quán)比例的二次項(xiàng)系數(shù)分別為6.526、-24.54，且分別在10%與5%水平上顯著，說明經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、市場競爭風(fēng)險(xiǎn)分別正向、負(fù)向調(diào)節(jié)國企國有股權(quán)與創(chuàng)新績效的U型關(guān)系，模型(2)、模型(3)的穩(wěn)健性得到檢驗(yàn)。表6模型(7)中，國有股權(quán)比例的一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)分別為-1.233、2.262，且分別在5%、1%的水平上顯著，說明國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效呈U型關(guān)系，模型(1)的穩(wěn)健性得到檢驗(yàn)。模型(8)、模型(9)中，國有股權(quán)比例的二次項(xiàng)系數(shù)分別為6.911、-25.14，且分別在10%、5%水平上顯著，說明經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、市場競爭風(fēng)險(xiǎn)分別正向、負(fù)向調(diào)節(jié)國企國有股權(quán)與創(chuàng)新績效的U型關(guān)系，模型(2)、模型(3)的穩(wěn)健性得到檢驗(yàn)。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(變量替換法)Tab.5 Robustness test results(variable substitution)

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(補(bǔ)充變量法)Tab.6 Robustness test results (variable supplement)

5 進(jìn)一步研究

國企國有股權(quán)變化對創(chuàng)新績效的影響可能因行業(yè)差異而有所不同，鑒于制造業(yè)與非制造業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的地位差異，本文將研究樣本公司分為國有上市制造企業(yè)與國有上市非制造企業(yè)，進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表7所示。

表7 國有制造企業(yè)與非國有制造企業(yè)股權(quán)變化對創(chuàng)新績效影響回歸結(jié)果Tab.7 Impact of state-owned equity changes in manufacturing and non-manufacturing SOEs on innovation performance

模型(10)、模型(11)是國有制造企業(yè)股權(quán)變化對創(chuàng)新績效影響的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，國有制造企業(yè)股權(quán)變化與創(chuàng)新績效間無顯著關(guān)系。模型(12)、模型(13)是國有非制造企業(yè)股權(quán)變化對創(chuàng)新績效影響的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，模型(13)的擬合優(yōu)度高于模型(12)。由此，國企非制造企業(yè)股權(quán)與創(chuàng)新績效呈U型關(guān)系，且國有股權(quán)比例的二次項(xiàng)系數(shù)為8.363，高于表4中模型(12)的系數(shù)1.342，說明非制造業(yè)對混合所有制改革與創(chuàng)新績效具有重要影響。

6 結(jié)語

6.1 結(jié)論

本文以2013—2019年國有上市公司為研究樣本，對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，并分析風(fēng)險(xiǎn)特征的調(diào)節(jié)作用，得到以下主要結(jié)論：

(1)國有股權(quán)與創(chuàng)新績效呈顯著U型關(guān)系。首先，在非國有股東占主導(dǎo)地位的混改國企中，國有股權(quán)下降有利于發(fā)揮非國有資本的治理優(yōu)勢，較高的風(fēng)險(xiǎn)容忍度有利于創(chuàng)新投資決策制定。因此，國有股比例下降、非國有股比例增加能夠促進(jìn)創(chuàng)新績效提升。相反，在國有股占主導(dǎo)的混改公司中，國有股東資源背景對創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著，因而國有股持股比例增加能夠進(jìn)一步促進(jìn)創(chuàng)新績效提升。

(2)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，在較高的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)背景下，創(chuàng)新活動的新增風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致國有股東風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿進(jìn)一步下降。由此，非國有股東與國有股東對待創(chuàng)新投資的態(tài)度差異顯著。在國有股權(quán)不占據(jù)主導(dǎo)地位時，經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)能夠強(qiáng)化國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系；當(dāng)國有股權(quán)占據(jù)主導(dǎo)地位時，股東政治關(guān)聯(lián)可以幫助企業(yè)獲得支持，進(jìn)而增強(qiáng)其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，故經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)能夠強(qiáng)化國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效的正相關(guān)關(guān)系。

(3)市場競爭風(fēng)險(xiǎn)對國有股權(quán)與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)市場競爭風(fēng)險(xiǎn)較大時，無論國有股權(quán)是否占據(jù)主導(dǎo)地位，國有股東與非國有股東對這一不可規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)均持保守態(tài)度，二者投資決策差異較小。因此，市場競爭風(fēng)險(xiǎn)能夠弱化國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系。

(4)國有制造企業(yè)與國有非制造企業(yè)股權(quán)比例對創(chuàng)新績效的影響存在顯著差異。國有制造企業(yè)股權(quán)比例對創(chuàng)新績效無顯著影響；國有非制造企業(yè)股權(quán)比例與創(chuàng)新績效呈U型關(guān)系。

6.2 政策啟示

(1)繼續(xù)推進(jìn)國企混改，更大程度地發(fā)揮非國有股權(quán)的治理能力與創(chuàng)新活力。作為國企改革的突破口，混合所有制改革在“混”和“改”兩個方面加大力度，探索并構(gòu)建有別于一般國有企業(yè)的治理機(jī)制和監(jiān)管制度。首先，多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)要求國企進(jìn)行產(chǎn)權(quán)制度改革，構(gòu)建產(chǎn)權(quán)清晰、權(quán)責(zé)明確的體系，保護(hù)非國有股東治理與管理決策的參與權(quán)，特別是委派董事的權(quán)利。其次，優(yōu)化國有企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)，采用基于所有者和經(jīng)營者分離的國有股東與民營股東共同治理模式，強(qiáng)調(diào)政府行政職能與股東身份相分離，避免國有股權(quán)的“行政干預(yù)”。

(2)國企混改重心可以向國有股權(quán)比例較低的國企遷移。整體來看，混改能夠在一定程度上促進(jìn)國企創(chuàng)新績效提升，但在國有股權(quán)占比較高的國有企業(yè)樣本中，國有股比例與新績效呈負(fù)相關(guān)，原因可能與國有股權(quán)占據(jù)主導(dǎo)地位有關(guān)。在上述企業(yè)中，由于國有股東過度強(qiáng)勢，非國有股東不能發(fā)揮其制度效力。在國有股權(quán)比例不占據(jù)主導(dǎo)地位的企業(yè)中，非國有股東能夠發(fā)揮監(jiān)督和治理作用，國有股權(quán)比例下降可以促進(jìn)創(chuàng)新績效大幅度提升。因此，為了有效提升創(chuàng)新績效，國企混改應(yīng)關(guān)注國有股權(quán)比例較低的國企，通過股權(quán)結(jié)構(gòu)優(yōu)化拓寬社會資本參與渠道，從而釋放混改紅利。

(3)應(yīng)重視經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高、市場競爭風(fēng)險(xiǎn)較低的國企。國企經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)過高或市場競爭風(fēng)險(xiǎn)過低均會強(qiáng)化國有股權(quán)與創(chuàng)新績效的U型關(guān)系。在重資產(chǎn)規(guī)模較大、固定支出占比較高的企業(yè)中，國有股權(quán)變化與創(chuàng)新績效間的U型關(guān)系更加顯著，這類企業(yè)可能分布于非競爭性行業(yè)，如基礎(chǔ)設(shè)施投資較大的水電氣煤行業(yè)。對于這類企業(yè)的混合所有制改革應(yīng)謹(jǐn)慎推進(jìn)，可優(yōu)先選擇國有股占比較低的同類企業(yè)進(jìn)行試點(diǎn)。同時，國有企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身內(nèi)外部風(fēng)險(xiǎn)情況，有選擇地制定改革方案。為了促進(jìn)創(chuàng)新績效提升，高經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、低市場競爭風(fēng)險(xiǎn)的國企，尤其是國有股權(quán)比例較低的企業(yè)應(yīng)積極參與混改。

(4)混改對非制造企業(yè)創(chuàng)新能力的影響更顯著，國企混改重心應(yīng)向非制造企業(yè)轉(zhuǎn)移。研究發(fā)現(xiàn)，制造企業(yè)國有股權(quán)比例對創(chuàng)新績效的影響不顯著，而非制造企業(yè)國有股權(quán)比例與創(chuàng)新績效呈顯著U型關(guān)系，說明參與混改、降低國有股比例等方式對制造企業(yè)創(chuàng)新能力的提升作用有限。因此，為了提升國有企業(yè)創(chuàng)新能力，應(yīng)加快國有非制造企業(yè)混改進(jìn)程，積極實(shí)行混改試點(diǎn)，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效穩(wěn)步提升。

6.3 不足與展望

(1)研究變量選取單一。本文僅選取專利申請量的自然對數(shù)衡量被解釋變量創(chuàng)新績效，上述衡量方法存在一定的局限性，因?yàn)槠髽I(yè)專利申請數(shù)量與最終獲得的專利數(shù)量存在差異，前者不能完全體現(xiàn)企業(yè)所擁有的技術(shù)資源。因此，未來可以考慮采用新產(chǎn)品數(shù)量、高技術(shù)產(chǎn)品出口額或R&D人員產(chǎn)出等指標(biāo)，或構(gòu)建合理的多指標(biāo)體系衡量企業(yè)創(chuàng)新績效。

(2)混改模式分析不夠全面。本文僅研究國企混改中的股權(quán)結(jié)構(gòu)變化對創(chuàng)新績效的影響，而混改過程中存在不同模式和途徑，如核心資產(chǎn)上市、回購分拆業(yè)務(wù)、定向增發(fā)引入投資者、員工持股等。不同混改模式下，非國有股東的管理與治理角色可能有所不同。因此，未來可以進(jìn)一步研究不同混改模式對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，或不同混改模式下非國有股東股權(quán)變化對創(chuàng)新績效的影響，從而為國企混改方案設(shè)計(jì)提供具體建議。

(3)研究對象僅限于上市公司。由于數(shù)據(jù)可得性，本文僅對我國國有上市公司進(jìn)行研究。鑒于我國國有企業(yè)特有的分拆上市模式，多數(shù)國有上市公司只是國有集團(tuán)公司的部分資產(chǎn)組合。本文既未涉及集團(tuán)層面的混改問題，也未涉及上市公司的非上市子公司混改問題。因此，未來可針對國有企業(yè)集團(tuán)中不同層級國企，開展混改創(chuàng)新效應(yīng)分層研究。