蔡劍凡，張 琛

（安徽大學(xué)，安徽合肥 230601）

一、問題的提出

國有企業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)中占主導(dǎo)地位，在大力推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革的背景下，如何引導(dǎo)國有企業(yè)深化改革、充分調(diào)動(dòng)國有經(jīng)濟(jì)活力，這一問題仍沒有標(biāo)準(zhǔn)答案。在保持國有資本對(duì)國民經(jīng)濟(jì)主導(dǎo)作用的前提下，讓國有企業(yè)擁有等同于甚至超越民營企業(yè)的效益性和生命力，是國有企業(yè)混合所有制改革的關(guān)鍵之一?；诖?，提高國有企業(yè)內(nèi)非國有資本的占比，不斷提升民間資本或外資在國有企業(yè)中的話語權(quán)可能是國有企業(yè)混合所有制改革的路徑之一。需要明確的是，國有企業(yè)混合所有制改革的目的并不是削弱國有資本的作用，而是要讓國有資本流動(dòng)起來，從而推動(dòng)整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)流動(dòng)，國有企業(yè)非實(shí)際控制人是推動(dòng)國有資本流動(dòng)的生力軍。國有企業(yè)內(nèi)部的非實(shí)際控制人多為民營資本、外國資本等市場化特征比較明顯的社會(huì)及外部資本，相較于國有資本，非國有資本更注重效益性，更具活力和競爭力，市場表現(xiàn)普遍更加優(yōu)秀，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的推動(dòng)作用也更明顯，有助于企業(yè)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化。但是簡單地通過公有制轉(zhuǎn)私有制來激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力、帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長是不可行的，反而可能進(jìn)一步擴(kuò)大收入差距。對(duì)于國有企業(yè)而言，股權(quán)私有化是存在負(fù)面效應(yīng)的［1］。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于我國國有企業(yè)混合所有制改革的阻力、動(dòng)力、路徑等方面進(jìn)行了研究?；旌纤兄聘母镆馕吨蚱撇糠中袠I(yè)壟斷，而壟斷會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。壟斷租金的存在可保證國有企業(yè)在經(jīng)濟(jì)低迷時(shí)期也能較為平穩(wěn)地運(yùn)行并維持較高水平的員工薪金福利待遇［2］，國有企業(yè)不需要進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新就能在壟斷行業(yè)內(nèi)獲得高收益及較高的市場地位。同時(shí)新舊利益的沖突會(huì)對(duì)混合所有制改革帶來一定的阻礙，開放高利潤的壟斷行業(yè)會(huì)對(duì)行業(yè)內(nèi)的企業(yè)造成較大程度的沖擊，開放低利潤的壟斷行業(yè)則會(huì)降低民間資本的積極性，可能使改革陷入僵局。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)更可能出現(xiàn)運(yùn)行效率低［3］、創(chuàng)新能力不足［4］、效率損失大［5］等問題。國有企業(yè)混合所有制改革的目的是提高國有資本的運(yùn)行效率，即優(yōu)化國有資源配置。在混合所有制改革的路徑方面，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為混合所有制改革的路徑是多方向的，大致可以分為以下3 個(gè)方面：一是混改為共同控制或無實(shí)際控制人，追求民間資本和國有資本的共贏［1］，避免國有資本或民間資本完全主導(dǎo)企業(yè)；二是吸引外部投資或?qū)嵤﹩T工持股［6］，通過非實(shí)際控制人來影響企業(yè)［7］，但仍以國有資本為主導(dǎo)；三是國有企業(yè)與民營企業(yè)合并或新設(shè)企業(yè)，幫助技術(shù)落后、低能低效的中小型國有企業(yè)適應(yīng)市場［8］，國有資本在部分領(lǐng)域讓渡主導(dǎo)權(quán)。事實(shí)上，在國有企業(yè)混合所有制改革的過程中，非國有資本更多是以非實(shí)際控制人的角色來參與國有企業(yè)的改革和決策，非國有資本對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用未得到充分重視。

基于此，本文以混合所有制改革后國有企業(yè)的創(chuàng)新能力為主要著眼點(diǎn)，研究中小型國有企業(yè)中非實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機(jī)制，驗(yàn)證目前混合所有制改革的方向是否正確或者是否存在新的路徑，為進(jìn)一步完善混合所有制改革政策提供建議。

二、理論分析與研究假說

委托代理理論中，現(xiàn)代企業(yè)由于所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離導(dǎo)致了第一類代理問題［9］，而企業(yè)的股權(quán)集中則會(huì)帶來第二類代理問題［10］。為了抑制和緩解這兩類代理問題對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的影響，股權(quán)制衡成為了一種必要。股權(quán)制衡的核心就是非實(shí)際控制人：一方面，非實(shí)際控制人會(huì)通過抑制實(shí)際控制人在企業(yè)內(nèi)的權(quán)力以避免自身權(quán)益受到侵害［11］，避免實(shí)際控制人“一言堂”；另一方面，非實(shí)際控制人屬于股東，能夠監(jiān)督企業(yè)管理層［12］，促進(jìn)企業(yè)管理效率提高，抑制管理層自利行為。現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，非實(shí)際控制人參與治理能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新［13］、幫助企業(yè)進(jìn)行利潤的合理分配［14］、減少實(shí)際控制人對(duì)非實(shí)際控制人的利益侵占和掠奪行為，最終提高企業(yè)利潤和價(jià)值?；诖?，非實(shí)際控制人作為公司治理結(jié)構(gòu)中的一個(gè)重要組成部分，不僅能夠有效抑制實(shí)際控制人的掏空行為和管理層的內(nèi)部人控制，還可以為企業(yè)帶來新的知識(shí)體系和相關(guān)渠道的重要信息，為企業(yè)的戰(zhàn)略決策提供新的視角，給企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營和創(chuàng)新活動(dòng)帶來積極影響。

在國有企業(yè)混合所有制改革背景下，國有企業(yè)中非實(shí)際控制人的地位與作用得到了重視。黨的十九屆六中全會(huì)和黨的二十大報(bào)告均指出要大力發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，顯然，混合所有制改革已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重中之重。許多學(xué)者也基于國有企業(yè)混合所有制改革的大背景對(duì)非實(shí)際控制人的治理效應(yīng)進(jìn)行了研究?；旌瞎杨^理論較早地發(fā)現(xiàn)了混合所有制經(jīng)濟(jì)中的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠影響企業(yè)創(chuàng)新［15］?；诨旌瞎杨^理論，早期研究混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)果表明：市場競爭程度與混合所有制企業(yè)的創(chuàng)新行為密切相關(guān)，政府補(bǔ)貼對(duì)于混合所有制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響具有較大的不確定性，混合所有制企業(yè)在創(chuàng)新方面的資金投入異于其他類型企業(yè)［16］。相較于單純的國有或非國有企業(yè)，混合所有制企業(yè)可能更偏向于研發(fā)創(chuàng)新，原因在于非國有企業(yè)擁有一定的研發(fā)動(dòng)力，但為了實(shí)現(xiàn)短期利潤最大化，往往會(huì)限制企業(yè)的創(chuàng)新投入，同時(shí)在激烈的市場競爭中，非國有企業(yè)往往不具備高水平的研發(fā)創(chuàng)新知識(shí)和技術(shù)，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新低產(chǎn)出、低轉(zhuǎn)化、低作用，從而浪費(fèi)了大量的研發(fā)資金；國有企業(yè)中由于存在政府干預(yù)，會(huì)直接影響企業(yè)本身的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略和決策［17］，同時(shí)國有企業(yè)需要承擔(dān)一定的社會(huì)功能，會(huì)抑制企業(yè)本身創(chuàng)新能力的發(fā)揮。國有企業(yè)屬于全民共有，但多數(shù)公民實(shí)際上并沒有對(duì)其進(jìn)行監(jiān)督的能力和動(dòng)力［18］，這種委托代理問題造成了所有者缺位，提高了國有企業(yè)的代理成本，使得國有企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新上相對(duì)非國有企業(yè)缺乏效率［3］。國有企業(yè)因其自身屬性使得管理層多以穩(wěn)定、保值為決策目的，傾向于避免高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新投資。國有股權(quán)和民營股權(quán)實(shí)現(xiàn)“混合所有”能夠在一定程度上進(jìn)行互補(bǔ)，既提高國有企業(yè)的效率又增強(qiáng)民營企業(yè)的生存能力，彌補(bǔ)了市場化的不足［19］，相較于非國有資本僅單獨(dú)持有股份，向國有企業(yè)委派高管更能夠改善國有企業(yè)管理，調(diào)動(dòng)國有企業(yè)高管的積極性［20］。引入不同性質(zhì)的資本能夠有效提高國有企業(yè)的業(yè)績，且非控股股東治理參與度與企業(yè)業(yè)績呈倒“U”形關(guān)系［21］。國有企業(yè)中非控股股東對(duì)控股股東的制衡度與企業(yè)現(xiàn)金持有水平呈正相關(guān)關(guān)系［19］。多數(shù)國有企業(yè)混合所有制改革的方式是在維持國有控股的前提下引入非國有資本，即非實(shí)際控制人參與治理國有企業(yè)。在這種形式下，混合所有制改革的效果在很大程度上取決于非實(shí)際控制人在國有企業(yè)的治理效果，可以說非實(shí)際控制人的治理參與度及治理效應(yīng)直接決定了國有企業(yè)混合所有制改革的成敗?；旌纤兄聘母锲谕ㄟ^改革后非實(shí)際控制人的積極參與來推動(dòng)國有企業(yè)高效率地運(yùn)行，幫助國有企業(yè)改善生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)。中小型國有企業(yè)由于本身的體量遠(yuǎn)小于大型或超大型國有企業(yè)，更可能考慮非實(shí)際控制人的建議，非實(shí)際控制人參與治理的效果也更容易得到體現(xiàn)。

上述研究表明，混合所有制企業(yè)更有可能在企業(yè)創(chuàng)新方面得到提升，國有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革后，非實(shí)際控制人參與治理可能會(huì)在較大程度上影響國有企業(yè)的創(chuàng)新能力、創(chuàng)新行為、創(chuàng)新戰(zhàn)略。但是混合所有制改革中，占據(jù)壟斷地位的大型國有企業(yè)需要考慮政府和社會(huì)的雙重規(guī)制，其本身承擔(dān)了國有企業(yè)維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、避免重要領(lǐng)域過度市場化等功能，即使引入較多的非實(shí)際控制人也不一定會(huì)起到明顯的作用，而中小型國有企業(yè)中非實(shí)際控制人更可能獲得較大的話語權(quán)，能夠?qū)衅髽I(yè)進(jìn)行有效的監(jiān)督，推動(dòng)國有企業(yè)市場化。從非實(shí)際控制人的進(jìn)入壁壘而言，中小型國有企業(yè)的進(jìn)入壁壘更低，對(duì)于非實(shí)際控制人身份的限制更少，多種性質(zhì)的非實(shí)際控制人參與中小型國有企業(yè)治理的可能性更高，能夠發(fā)揮多類型非實(shí)際控制人的聚合效應(yīng)。同時(shí)，政府對(duì)于中小型國有企業(yè)的控制程度偏低，非實(shí)際控制人實(shí)現(xiàn)高度參與治理的可能性更大。非實(shí)際控制人治理參與度高會(huì)在更大程度上抑制實(shí)際控制人的非理智行為，從而幫助企業(yè)更好地運(yùn)作。據(jù)此，本文提出研究假說：當(dāng)有非實(shí)際控制人參與治理時(shí)，中小型國有企業(yè)更可能進(jìn)行創(chuàng)新；非實(shí)際控制人的治理參與度越高，對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果越明顯。

現(xiàn)有研究集中于對(duì)混合所有制改革背景下單一非實(shí)際控制人治理效應(yīng)的研究，未全面考察多種類型非實(shí)際控制人的作用機(jī)理，特別是缺少對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新這一混合所有制改革重要目標(biāo)的討論。此外，雖然多數(shù)研究都指出相較于單純的國有或非國有企業(yè)，混合所有制企業(yè)在企業(yè)創(chuàng)新方面有更好的表現(xiàn)，但對(duì)于非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了何種影響，目前仍缺乏明確證據(jù)。同時(shí)，目前研究多從大型國有企業(yè)出發(fā)研究國有企業(yè)混合所有制改革問題［1，22-23］，忽視了中小型國有企業(yè)這一大規(guī)模且極具代表性的主體，因而在混合所有制改革的政策建議上存在一定的缺失。因而，本文圍繞企業(yè)創(chuàng)新和中小型國有企業(yè)兩個(gè)空白點(diǎn)來研究混合所有制改革后非實(shí)際控制人的治理效應(yīng)是具有理論和現(xiàn)實(shí)雙重意義的，不僅可以提供國有企業(yè)非實(shí)際控制人促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，還能檢驗(yàn)混合所有制改革實(shí)施的效果，為進(jìn)一步明確混合所有制改革的方向和路徑提供借鑒。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇以2007—2021 年間國有上市公司為研究樣本?？紤]到目前我國中小型國有企業(yè)數(shù)量多、分布廣、體量小等特征和對(duì)中小型國有企業(yè)研究的缺失，為使實(shí)驗(yàn)結(jié)果更具參考價(jià)值，本文的研究對(duì)象限定為數(shù)量較多、特征較明顯的中小型國有企業(yè)，主要為混合所有制改革后擁有非實(shí)際控制人的中小型國有企業(yè)，并引入單一國有控股的中小型國有企業(yè)進(jìn)行對(duì)照研究，對(duì)于中小型國有企業(yè)依據(jù)《統(tǒng)計(jì)上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》進(jìn)行判定。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，對(duì)樣本進(jìn)行如下篩選：一是剔除關(guān)鍵財(cái)務(wù)指標(biāo)不全的樣本，二是剔除異常樣本（如主營業(yè)務(wù)收入小于0、負(fù)債多于資產(chǎn)、實(shí)收資本小于等于0 等），三是剔除職工人數(shù)過少的樣本，四是剔除金融行業(yè)樣本，五是剔除主要變量缺失的樣本。本文所用數(shù)據(jù)主要來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，同時(shí)通過翻閱樣本公司公開披露的年報(bào)信息及其他相關(guān)網(wǎng)絡(luò)信息對(duì)中小型國有企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行比對(duì)，對(duì)第一非實(shí)際控制人董事會(huì)席位數(shù)及第一非實(shí)際控制人是否參與治理兩項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行修正。為降低極端值影響，本文對(duì)相關(guān)連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行縮尾處理。

（二）國有企業(yè)非實(shí)際控制人的控制權(quán)歸屬

本文的研究重點(diǎn)在于國有企業(yè)非實(shí)際控制人治理參與度。非實(shí)際控制人本身具有多元化且關(guān)聯(lián)關(guān)系復(fù)雜的特征，難以對(duì)其進(jìn)行整體性評(píng)價(jià)。為更好地明晰非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響，依據(jù)終極控制權(quán)理論，本文對(duì)國有企業(yè)中非實(shí)際控制人的控制權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了梳理，明確非實(shí)際控制人的控制權(quán)歸屬。具體分為三步：一是排除國有上市公司披露的前十大股東中不具有治理動(dòng)機(jī)的股東，如與公司處于同一利益集體的股東或特殊交易賬戶等；二是追溯股東的終極控制人，并將股東類型按股份多少進(jìn)行劃分，即實(shí)際控制人（股份最多）、第一非實(shí)際控制人（股份第二多）、第二非實(shí)際控制人（股份第三多）等，以此類推；三是對(duì)股東的控制權(quán)和董事會(huì)權(quán)力進(jìn)行細(xì)分整合。相較于把同一股權(quán)性質(zhì)的非實(shí)際控制人作為利益整體［20］，本文進(jìn)一步考慮了各利益群體間的異質(zhì)性和利益獨(dú)立性，將不同股權(quán)性質(zhì)的非實(shí)際控制人作為單獨(dú)個(gè)體，以更為具體地反映國有企業(yè)非實(shí)際控制人的分布。為突出非實(shí)際控制人治理參與度在企業(yè)創(chuàng)新中的作用，本文主要以第一非實(shí)際控制人為研究對(duì)象來驗(yàn)證國有企業(yè)非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。該做法合理利用了第一非實(shí)際控制人的數(shù)量優(yōu)勢，有助于進(jìn)一步區(qū)分第一非實(shí)際控制人的股權(quán)性質(zhì)，深入挖掘非實(shí)際控制人治理參與度如何影響企業(yè)創(chuàng)新。

（三）模型構(gòu)建與變量定義

為驗(yàn)證研究假說，本文設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型如下：

模型（1）中，被解釋變量Innovationit反映中小型國有企業(yè)創(chuàng)新，主要參照李文貴［24］、陳林［23］的做法，通過企業(yè)研發(fā)投入有無（Innoc）、研發(fā)投入比例（Innov）、研發(fā)投入金額（Innos）來衡量，以上3 個(gè)變量的數(shù)值越大，表明企業(yè)的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意愿越強(qiáng)。解釋變量包括：第一非實(shí)際控制人是否參與治理（Seat1D），為反映是否有非實(shí)際控制人參與治理的虛擬變量；第一非實(shí)際控制人股權(quán)比例（Seat1N），反映第一非實(shí)際控制人持股比例；第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力（Seat1B），反映第一非實(shí)際控制人董事會(huì)席位數(shù)。對(duì)于控制變量的選取，考慮到董事會(huì)規(guī)模（BoardSize）、董事會(huì)獨(dú)立性（Inderatio）、股權(quán)制衡度（Top10）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新和第一非實(shí)際控制人治理參與度的影響，引入相關(guān)指標(biāo)作為控制變量；同時(shí)，企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)凈利率（Roa）、盈利能力（Ebit）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、固定資產(chǎn)比例（PPE）作為衡量企業(yè)經(jīng)營能力的指標(biāo)也可能對(duì)非實(shí)際控制人治理參與度造成影響，因此將相關(guān)指標(biāo)作為控制變量，以進(jìn)一步排除干擾。主要變量定義如表1所示。

（四）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。由表2 可知，研發(fā)投入有無（Innoc）、研發(fā)投入金額（Innos）的均值分別為0.174、2.983，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.379、6.518，說明在中小型國有企業(yè)中進(jìn)行研發(fā)投入的企業(yè)并不占據(jù)數(shù)量優(yōu)勢，國有企業(yè)對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的重視度不高。研發(fā)投入比例（Innov）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.003 和0.010，說明中小型國有企業(yè)在企業(yè)創(chuàng)新方面具有巨大潛力。第一非實(shí)際控制人是否參與治理（Seat1D）、第一非實(shí)際控制人股權(quán)比例（Seat1N）、第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力（Seat1B）的均值分別為0.415、8.382、0.730，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.493、5.965、1.011，說明樣本企業(yè)中非實(shí)際控制人治理參與度較高，具有一定的話語權(quán)。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果符合國有企業(yè)體量大、盈利能力稍弱、股權(quán)較為集中等特征。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表3為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（a）~（c）驗(yàn)證了第一非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)研發(fā)投入比例（Innov）的影響：第一非實(shí)際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力（Seat1B）的回歸系數(shù)分別為0.002和0.001且在1%水平顯著，說明第一非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新具有一定程度的促進(jìn)作用。列（d）~（f）驗(yàn)證了第一非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)研發(fā)投入金額（Innos）的影響：第一非實(shí)際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力（Seat1B）的回歸系數(shù)分別為0.892 和0.374 且在1%水平顯著，說明當(dāng)?shù)谝环菍?shí)際控制人治理參與度較高時(shí)，中小型國有企業(yè)更可能加大對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的投入，增加研發(fā)投入資金。這一結(jié)果與周黎安［25］、李文貴［24］、蔡貴龍［20］的研究結(jié)論相符。控制變量中，企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、固定資產(chǎn)比例（PPE）的回歸結(jié)果均顯著，表明企業(yè)創(chuàng)新同樣受到企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、固定資產(chǎn)比例等諸多因素的影響。上述回歸結(jié)果與預(yù)期相符，說明當(dāng)非實(shí)際控制人的治理參與度較高時(shí)，其對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯。即非實(shí)際控制人積極參與中小型國有企業(yè)管理并在企業(yè)中獲得較大的話語權(quán)，對(duì)中小型國有企業(yè)增加研發(fā)投入、提高研發(fā)投入比例具有明顯的促進(jìn)作用。研究假說得以驗(yàn)證。

表3 第一非實(shí)際控制人治理參與度與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用第一非實(shí)際控制人是否參與治理、第一非實(shí)際控制人股權(quán)比例、第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力作為解釋變量可能存在一定的內(nèi)生性問題。原因在于存在第一非實(shí)際控制人參與治理的中小型國有企業(yè)可能本身就屬于較為優(yōu)質(zhì)的企業(yè)，已經(jīng)具有開展創(chuàng)新活動(dòng)的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)力或者擁有高質(zhì)量的創(chuàng)新成果，在此情況下這類中小型國有企業(yè)的創(chuàng)新水平本身就會(huì)得到提升。此外，可能存在對(duì)企業(yè)創(chuàng)新和第一非實(shí)際控制人治理參與度都有影響的變量被遺漏的情況。為排除上述內(nèi)生性問題對(duì)研究結(jié)論可信度的干擾，本文借鑒劉運(yùn)國［26］、朱冰［27］、逯東［7］的做法，采用PSM-DID 模型和Heckman 兩階段模型對(duì)研究假說進(jìn)行再檢驗(yàn)。

1.PSM-DID模型。2015年中共中央、國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》（以下簡稱《意見》），明確指出國有企業(yè)改革要引入非國有資本，此后引入非國有資本成為國有企業(yè)改革的重點(diǎn)之一。本文以2015 年《意見》頒布作為外生沖擊，構(gòu)建模型（2）以檢驗(yàn)混合所有制改革背景下非實(shí)際控制人對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的影響［7］，模型具體形式如下：

模型（2）中：Treat為衡量2015年后第一非實(shí)際控制人是否參與治理的虛擬變量，當(dāng)?shù)谝环菍?shí)際控制人參與企業(yè)治理時(shí)取值為1，未參與企業(yè)治理時(shí)取值為0；Time為衡量《意見》頒布時(shí)間的虛擬變量，當(dāng)年份在2015 年及之后時(shí)取值為1，在2015 年之前時(shí)取值為0；交互項(xiàng)Treat×Time反映第一非實(shí)際控制人參與治理對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的影響。依據(jù)研究假說，預(yù)期模型（2）中β1顯著為正。

表4報(bào)告了基于PSM-DID 模型的回歸結(jié)果，其中列（a）檢驗(yàn)了研究假說是否成立，列（b）（c）檢驗(yàn)了第一非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響程度。列（a）中：交互項(xiàng)Treat×Time的回歸系數(shù)為0.132 且在1%水平顯著，與預(yù)期相符；Time的回歸系數(shù)為0.584 且在1%水平顯著；Treat 的回歸系數(shù)為-0.013且在1%水平顯著。這說明有第一非實(shí)際控制人參與中小型國有企業(yè)的企業(yè)管理時(shí)，中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的可能性更高。列（b）（c）中：交互項(xiàng)Treat×Time的回歸系數(shù)分別為0.005 和2.484 且均在1%水平顯著，結(jié)果與預(yù)期相符。列（a）~（c）中，交互項(xiàng)Treat×Time的回歸系數(shù)均在1%水平顯著為正，說明2015 年《意見》頒布之后，有第一非實(shí)際控制人參與治理的中小型國有企業(yè)的創(chuàng)新行為顯著增多，創(chuàng)新能力明顯增強(qiáng)，創(chuàng)新投入也更多。綜上，基于PSM-DID 模型的回歸結(jié)果表明，第一非實(shí)際控制人參與治理確實(shí)會(huì)影響中小型國有企業(yè)創(chuàng)新，且這種影響在很大程度上是正向的，即第一非實(shí)際控制人治理參與度越高，對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果越明顯。

表4 基于PSM-DID的回歸結(jié)果

2.Heckman兩階段模型。實(shí)行混合所有制改革的國有企業(yè)可能本身就存在一定的自選擇問題，為排除企業(yè)自選擇對(duì)研究結(jié)論的干擾，本文通過Heckman 兩階段模型對(duì)研究假說再次進(jìn)行驗(yàn)證。由于第一非實(shí)際控制人是否參與治理是研究的核心變量，具有較大的排他性，因而仍將第一非實(shí)際控制人是否參與治理作為被解釋變量。將第一階段回歸計(jì)算得到的逆米爾斯比率（imr）作為控制變量，加入模型（1）中重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

表5 基于Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果

由表5可知，逆米爾斯比率（imr）僅在列（d）（f）中顯著，且顯著性水平和方向均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本相同，說明在檢驗(yàn)中不存在顯著的自選擇效應(yīng)，在控制了企業(yè)自選擇對(duì)研究結(jié)論的干擾后，研究假說仍然成立，再次驗(yàn)證了第一非實(shí)際控制人治理參與度與中小型國有企業(yè)創(chuàng)新存在正相關(guān)關(guān)系。即當(dāng)非實(shí)際控制人的治理參與度較高時(shí)，其對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯。

綜上，在控制了兩種潛在的內(nèi)生性問題后，PSM-DID 模型和Heckman 兩階段模型的回歸結(jié)果均證明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性，說明非實(shí)際控制人參與治理能夠促進(jìn)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新，兩者在一定程度上具有正相關(guān)關(guān)系。

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。收入是衡量企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力的核心因素，收入與企業(yè)創(chuàng)新之間存在緊密聯(lián)系，企業(yè)創(chuàng)新水平對(duì)企業(yè)收入具有比較顯著的正向作用，因此本文選擇主營業(yè)務(wù)收入（income）衡量中小型國有企業(yè)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化，重新檢驗(yàn)研究假說，結(jié)果見表6?？芍谝环菍?shí)際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力（Seat1B）均與主營業(yè)務(wù)收入（income）具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)分別為0.262和0.130，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸中驗(yàn)證第一非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)研發(fā)投入金額（Innos）的影響基本相同，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表6 第一非實(shí)際控制人治理參與度與創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的回歸結(jié)果

（三）進(jìn)一步分析

前文實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)非實(shí)際控制人參與企業(yè)治理時(shí)，中小型國有企業(yè)的創(chuàng)新可能性和創(chuàng)新能力都得到了一定程度的提升，非實(shí)際控制人治理參與度與中小型國有企業(yè)創(chuàng)新水平呈正相關(guān)關(guān)系。但仍需要進(jìn)一步分析不同性質(zhì)的非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的影響是否存在差異。非實(shí)際控制人參與治理能夠促進(jìn)中小型國有企業(yè)資本流動(dòng)、降低國有企業(yè)的代理成本、減輕政策壓力，在企業(yè)創(chuàng)新投入、研發(fā)、成果轉(zhuǎn)化等多階段中具有增加資金投入、聚合多種知識(shí)、進(jìn)行方向引導(dǎo)等正向作用。不同性質(zhì)的股權(quán)所有者對(duì)于企業(yè)的影響不同［28］，非實(shí)際控制人的差異會(huì)影響企業(yè)實(shí)際管理與決策，而中小型國有企業(yè)屬于國有資本，非實(shí)際控制人的差異對(duì)于國有企業(yè)創(chuàng)新的影響可能與普通企業(yè)不同。

為檢驗(yàn)上述觀點(diǎn)，本文按照第一非實(shí)際控制人股東性質(zhì)的不同建立虛擬變量非實(shí)際控制人股東性質(zhì)（Seat1R），將股東劃分為其他、國家、國有法人、境內(nèi)自然人、境內(nèi)非國有法人、境外法人、境外自然人7 類。根據(jù)樣本數(shù)量、獨(dú)立性和國企混改方向，本文只對(duì)其他、境內(nèi)非國有法人、境外法人3 類較為典型的非實(shí)際控制人股東進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見表7?？芍诰硟?nèi)非國有法人的回歸結(jié)果中，第一非實(shí)際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實(shí)際控制人董事會(huì)權(quán)力（Seat1B）的回歸系數(shù)分別為1.077 和0.516 且在1%水平顯著，二者在其他和境外法人的回歸結(jié)果中均不顯著，說明在中小型國有企業(yè)中，境內(nèi)非國有法人作為非實(shí)際控制人參與治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在較為顯著的促進(jìn)作用，而其他和境外法人性質(zhì)的非實(shí)際控制人參與治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新沒有明顯的促進(jìn)作用。這一結(jié)果對(duì)于明確國有企業(yè)混合所有制改革的方向和路徑具有一定的借鑒意義：在現(xiàn)階段以及將來的國有企業(yè)混合所有制改革中，要加大引進(jìn)非國有資本特別是國內(nèi)具有市場活力的非國有資本，引導(dǎo)流動(dòng)的市場化資本進(jìn)入國有企業(yè)，從而充分促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，加快實(shí)施國家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。

表7 不同性質(zhì)非實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響

五、結(jié)論與啟示

在國有企業(yè)混合所有制改革的背景下，本文以中小型國有企業(yè)為研究對(duì)象，深入分析非實(shí)際控制人治理參與度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)非實(shí)際控制人參與企業(yè)治理時(shí)，中小型國有企業(yè)更可能進(jìn)行創(chuàng)新，即引入非實(shí)際控制人后，中小型國有企業(yè)創(chuàng)新更可能從無到有；當(dāng)非實(shí)際控制人的治理參與度較高時(shí)，其對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯，即非實(shí)際控制人積極參與中小型國有企業(yè)管理并在中小型國有企業(yè)中獲得較大的話語權(quán)，對(duì)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新具有更為明顯的促進(jìn)作用；在中小型國有企業(yè)中，境內(nèi)非國有法人作為非實(shí)際控制人參與企業(yè)治理更可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用，而其他和境外法人作為非實(shí)際控制人參與企業(yè)治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新沒有明顯的促進(jìn)作用。本文的研究結(jié)論表明，在國有企業(yè)混合所有制改革背景下，非實(shí)際控制人的出現(xiàn)對(duì)于國有企業(yè)創(chuàng)新存在較為顯著的促進(jìn)作用，這種促進(jìn)作用主要表現(xiàn)在提高企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力，以及增加企業(yè)創(chuàng)新投入方面。非實(shí)際控制人董事會(huì)席位數(shù)較多在一定程度上代表非實(shí)際控制人治理參與度較高，因而增加非實(shí)際控制人的董事會(huì)席位數(shù)也會(huì)促進(jìn)中小型國有企業(yè)創(chuàng)新。

上述研究結(jié)論帶來的啟示在于：第一，在積極穩(wěn)步推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革的過程中，除了關(guān)注大型國有企業(yè)外，也應(yīng)該把注意力放到較為基礎(chǔ)且數(shù)量更多的中小型國有企業(yè)上來，中小型國有企業(yè)要進(jìn)一步發(fā)揮非實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用，積極引入非實(shí)際控制人并提升非實(shí)際控制人在企業(yè)中的話語權(quán)；第二，對(duì)于非實(shí)際控制人的引入要慎重，從提高企業(yè)創(chuàng)新能力方面考慮，盡可能選擇境內(nèi)優(yōu)質(zhì)的非國有資本作為非實(shí)際控制人參與企業(yè)治理，從而更好地發(fā)揮非實(shí)際控制人的治理作用；第三，進(jìn)一步推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革需建立健全相關(guān)政策法規(guī)，暢通非國有資本進(jìn)入國有企業(yè)的通道，保障其相應(yīng)的權(quán)益。