【摘 要】 國有企業(yè)創(chuàng)新是實現我國經濟高質量發(fā)展的必經之路。文章基于我國國有企業(yè)混合所有制改革背景，以2009—2021年A股非金融類國有上市公司為研究對象，實證檢驗混合所有制改革通過風險承擔水平對國有企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。研究結果表明：混合所有制改革有利于企業(yè)創(chuàng)新能力提升，提高了企業(yè)風險承擔水平；風險承擔水平在混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響中發(fā)揮了中介效應。進一步研究發(fā)現，混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響在競爭性行業(yè)企業(yè)樣本中顯著，在內部控制質量高的企業(yè)樣本中更顯著。研究為混合所有制改革提供了正面效應依據，也為混改企業(yè)提高創(chuàng)新能力提供了一定的理論基礎和數據支撐。

【關鍵詞】 混合所有制改革； 風險承擔； 創(chuàng)新能力； 股權融合度

【中圖分類號】 F272.9 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2024）15-0154-08

一、引言

黨的二十大報告明確指出“高質量發(fā)展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”，而創(chuàng)新是推動我國經濟進入高質量發(fā)展階段的重要前提。2023年，全國國資系統(tǒng)監(jiān)管企業(yè)資產總額達317.1萬億元，比2012年底增長3.4倍，實現營業(yè)收入、利潤總額分別為80.3萬億元、4.5萬億元，比2012年分別增長1.1倍、1.2倍；2012—2023年累計實現增加值146.9萬億元，年均增長8.1%。作為中國特色社會主義經濟的重要組成部分，國有企業(yè)更應在深化改革過程中提升自主創(chuàng)新能力，加快國有經濟布局優(yōu)化，提高核心競爭力，做強做優(yōu)做大。針對國企存在的一些問題，我國政府做出了對國企實行混合所有制改革（簡稱混改）的重大戰(zhàn)略決策，提出在國有企業(yè)積極發(fā)展混合所有制經濟，通過混改引入非公有資本，發(fā)揮不同性質股東作用，融合各類資本優(yōu)勢，從根本上解決國企存在的問題，提高國企的創(chuàng)新能力和綜合實力。這一系列政策措施以現代產權理論和分區(qū)控制理論為基礎，希望通過混改在主要股東之間形成競爭關系，建立一種自動糾錯機制，以有效避免大股東一股獨大導致的監(jiān)督過度和決策失誤，形成對經理人的制約，避免內部人控制，并在不同股東之間形成合作共贏的共識，建立長效激勵機制。因此，國企混改與國家創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略目標相一致。提高企業(yè)創(chuàng)新能力的影響因素與路徑較多，而創(chuàng)新是典型的高風險投資活動。創(chuàng)新決策與企業(yè)風險承擔水平密切相關[ 1 ]，無論是創(chuàng)新項目的決策，還是創(chuàng)新決策的實施，都存在高度的不確定性。由此，混改能否通過有效提升國企對創(chuàng)新風險的應對能力從而實現國企創(chuàng)新能力的有效提升，成為本文的研究選題。

基于此，本文以2009—2021年807家非金融國有A股上市公司為研究樣本，實證檢驗混改對國企創(chuàng)新能力可能存在的影響效應。研究表明：混改能有效提升國企的創(chuàng)新能力，主要通過提高國企風險承擔水平進而正向影響創(chuàng)新能力。在異質性檢驗中，混改對企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響在競爭性行業(yè)企業(yè)樣本中顯著，并在內部控制質量高的企業(yè)樣本中更加顯著。

本文可能的貢獻在于：第一，從風險承擔視角為混改成效提供了有效證據。從企業(yè)風險承擔水平的角度分析和解釋了混改對創(chuàng)新能力提升的影響機制。第二，為企業(yè)風險承擔水平的相關研究提供了新視角。本文從混改對企業(yè)公司治理的影響角度，檢驗了混改對企業(yè)風險承擔水平的影響。第三，豐富了創(chuàng)新能力影響因素的研究?；旄耐ㄟ^對企業(yè)經理層風險承擔意愿與企業(yè)風險承擔能力的影響進而提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，為政府深入推進混改，加強企業(yè)創(chuàng)新提供了經驗證據和政策啟示。

二、理論分析與假設提出

（一）混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響

國有企業(yè)創(chuàng)新是解決我國“卡脖子”問題、建設全球領先創(chuàng)新型國家的有力驅動。由于歷史原因，部分國有企業(yè)存在“一股獨大”“內部人控制”“政策性負擔”“缺乏有效的激勵機制”等問題，導致國企創(chuàng)新動力不強，創(chuàng)新能力較低，阻礙了其順應中國經濟高質量發(fā)展提高企業(yè)競爭力的步伐。隨著混合所有制改革的不斷深化，國有企業(yè)的政策性負擔得以緩解，非國有股權的引入優(yōu)化了股權結構和企業(yè)決策質量，降低了單一大股東承擔創(chuàng)新風險的壓力，提升了企業(yè)創(chuàng)新能力。

首先，混改降低了國有企業(yè)的政策性負擔。由于國有產權的性質、利益目標和需求使國有企業(yè)的投資和經營需要更多地體現國家和政策導向，追求經濟效益和社會政治的雙重目標[ 2 ]。根據信息不對稱理論，國有企業(yè)因承擔政策性負擔而在一定程度上占用研發(fā)資金，導致企業(yè)激勵失效，犧牲對創(chuàng)新的長期發(fā)展和投入[ 3 ]。在混合所有制改革的背景下，通過非國有企業(yè)引入資金支持和激勵機制，能緩解政策性負擔以及其對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

其次，混改使國有企業(yè)的股權結構得以優(yōu)化，增加了有效抑制控股股東私利行為的可能性[ 4 ]，能改善企業(yè)的風險偏好，積極采取風險更大的創(chuàng)新決策，從而推動企業(yè)創(chuàng)新投入。創(chuàng)新活動具有高風險、前期投入大的特征，創(chuàng)新活動很可能對企業(yè)的現金流水平帶來較大波動，進而影響第一大股東的控制權收益?；谖写砝碚摚谝淮蠊蓶|可能為了降低創(chuàng)新風險對控制權收益的影響而減少創(chuàng)新決策，或者采取風險較低的創(chuàng)新決策。相較于單一大股東的股權結構，制衡股東的存在有助于減少第一大股東追求控制權收益對創(chuàng)新資源的擠占[ 5 ]，能更合理地分擔創(chuàng)新風險，降低第一大股東承擔創(chuàng)新風險的壓力，從而有助于提高企業(yè)的創(chuàng)新。除此之外，異質性股權結構有助于發(fā)揮不同所有制股東的決策經驗，從而提升企業(yè)決策和決策過程的合理性，降低單一大股東的不合理決策，促使企業(yè)走向群體決策[ 6 ]，進而提高創(chuàng)新效率。

基于以上分析，本文提出假設1：

H1：國有企業(yè)混合所有制改革有利于創(chuàng)新能力的提升。

（二）基于風險承擔水平的作用機制分析

根據江艇[ 7 ]基于中介效應分析的建議，欲從經濟學意義上來驗證Ｄ→Ｍ→Ｙ因果鏈條中M（中介變量）在Ｄ→Y中發(fā)揮的作用，只需聚焦于識別Ｄ→Ｍ的因果關系，而Ｍ→Ｙ的因果關系應當是明顯且不需過多分析的?；诖?，本文對混改影響企業(yè)創(chuàng)新能力的作用機制分析中，在確認機制變量明顯能夠影響企業(yè)創(chuàng)新能力的前提下，重點關注混合所有制改革與機制變量之間的因果關系。

1.機制變量的識別——風險承擔水平

風險承擔是創(chuàng)新決策制定過程中的關鍵影響因素。企業(yè)風險承擔水平越高，表明企業(yè)越有可能采取創(chuàng)新決策和參與創(chuàng)新活動，從而增加創(chuàng)新投入[ 8 ]。創(chuàng)新投入越大，企業(yè)實現創(chuàng)新產出的可能性越大，越有利于提高企業(yè)創(chuàng)新能力。此外，企業(yè)創(chuàng)新資源的分配主要由高管進行安排[ 9 ]，企業(yè)風險承擔水平越高，高管越有信心應對創(chuàng)新過程中的不確定性，這就提高了創(chuàng)新成功的可能性，最終實現創(chuàng)新能力的提升。因此，企業(yè)風險承擔水平對企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是直接而顯然的。

2.混合所有制改革對風險承擔水平影響的因果關系分析

（1）混合所有制改革對經理層風險承擔意愿的影響

企業(yè)是否進行創(chuàng)新投資受經理層風險承擔意愿的影響，而經理層風險承擔意愿又與企業(yè)監(jiān)督與管理者和所有者的價值目標取向密切相關。代理理論認為，在監(jiān)督和激勵不足的情況下，代理人易出現私利行為，發(fā)生逆向選擇和道德風險問題。國有企業(yè)控股股東監(jiān)督缺位、委托代理鏈過長以及內部人控制等治理缺陷，導致對國有企業(yè)經理人的監(jiān)督存在不足。并且，由于國有企業(yè)經理層的職業(yè)晉升、政治仕途等主要依靠企業(yè)盈利的穩(wěn)定性，而風險較大的投資活動可能造成國有企業(yè)盈利下滑或者波動，從而對經理人個人職業(yè)發(fā)展和聲譽帶來負面影響[ 10 ]。此外，受限于國有企業(yè)高管薪酬激勵的缺陷，國有企業(yè)經理層價值取向偏于保守，在監(jiān)督和激勵不足的情況下，面對收益滯后期較長、短期成本較高及風險波動性較大的投資活動，經理人為謀求穩(wěn)定的職業(yè)發(fā)展和個人私利，往往表現出較為強烈的風險規(guī)避傾向。

從監(jiān)督方面看，首先，出于逐利的目的，非國有股東有極強的動機積極參與企業(yè)內部治理，從而加強對代理人的監(jiān)督，改善控股股東監(jiān)督的缺失問題[ 11 ]。其次，非國有股東參與董事會有助于完善董事會治理，改善“內部人控制”等問題，從而對經理層產生更有效的監(jiān)督作用。非國有股東委派董事有利于優(yōu)化國有企業(yè)董事會結構和決策流程，比如減少有政府任職背景的董事會成員，提升獨立董事占比，選聘有專業(yè)勝任能力的董事會成員等。董事會結構的優(yōu)化和治理經驗的提升有助于增強董事會治理有效性[ 12 ]，能對經理層形成更有效的監(jiān)督作用。最后，引入非國有股東有利于形成多個大股東并存的股權結構，加強股東之間的信息交流和共享，降低股東和經理層之間的信息不對稱程度，從而提升對經理層的監(jiān)督作用，緩解代理沖突，減少經理層私利行為，促使經理層積極進行風險承擔，提高風險承擔意愿。

從激勵方面看，混改后非國有股東擁有董事會控制權會積極發(fā)揮非國有資本的董事會治理經驗，優(yōu)化經理層的激勵機制，引入市場化的高管選聘和任免機制，優(yōu)化經理層績效考評體系，改善高管薪酬結構[ 13 ]，增加高管薪酬敏感性[ 14 ]，從而激發(fā)經理層盈利積極性，提升高管的風險承擔意愿。

（2）混合所有制改革對企業(yè)風險承擔能力的影響

首先，從國有企業(yè)的優(yōu)勢方面看，盡管進行混改，但國有企業(yè)依然享有政府信用，相較于非國有企業(yè)在資金獲取成本和信譽度方面，國有企業(yè)混改后仍在融資和投資項目審批等方面擁有先天優(yōu)勢。其次，從非國有股東的資源多元化方面看，根據Barney et al.[ 15 ]提出的資源基礎理論，企業(yè)的異質性資源是企業(yè)高額利潤的來源，混改后，企業(yè)在引入異質性股東的同時，實現了股權結構的多元化，而多元化的股權結構有助于融合不同所有制股東的資源，實現資源互補，優(yōu)化資源配置，并有可能產生資源協同效應[ 16 ]。這樣國企獲得了更多的創(chuàng)新資源，提高了企業(yè)資源的存量與質量，為創(chuàng)新投資活動順利開展奠定了物質基礎，企業(yè)風險承擔能力大幅度提升。綜上所述，混改的深入優(yōu)化了股權結構與內部治理，對經理層的監(jiān)督和激勵更為有效，增強了經理層的風險承擔意愿。同時，股權結構多元化有利于國企融合不同所有制資源，豐富企業(yè)的資源結構，提升風險承擔能力。經理層風險承擔意愿的增加和國企風險承擔能力的增強，有助于提升企業(yè)風險承擔水平。

根據以上分析，提出基于企業(yè)風險承擔水平的作用機制假設2和假設3：

H2：國有企業(yè)混改有利于提高企業(yè)風險承擔水平。

H3：企業(yè)風險承擔水平在國有企業(yè)混改對創(chuàng)新能力的影響作用中發(fā)揮中介效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

考慮2007年我國股權分置改革實行以及2008年全球金融危機的影響，本文選擇2009—2021年非金融類國有上市公司數據作為初始樣本。企業(yè)風險承擔水平的計算需要將三年期間（t年、t+1年以及t+2年）的總資產收益率進行滾動計算，故剔除2019年之后的數據。綜上，本文將2009—2019年非金融類國有上市公司數據作為研究樣本，在此基礎上進行如下處理：剔除ST、*ST等特殊處理的觀測值；剔除關鍵變量缺失的觀測值；對連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理，避免異常值的影響。最終，得到807家公司共7 023個可用的觀測值。專利申請、實際控制人等數據均來源于CSMAR數據庫。

（二）研究變量

1.股權融合度（HHI）

赫芬達爾指數是基于不同股東在企業(yè)中所占的比例度量國有資本與其他非國有資本（包括私人投資、外國投資等）之間的股權分配情況以及股權結構的集中程度，能夠評估國有企業(yè)內部股權的集中程度[ 17 ]。因此，本文將國企股權結構的赫芬達爾指數（HHI）命名為國企股權融合度變量，作為國企混改的衡量指標。

首先，本文借鑒楊興全等[ 18 ]的做法，將前十大股東按照股權性質分為國企、民營企業(yè)、外資企業(yè)、機構投資者、自然人、其他六種類型。其次，本文按照曹越等[ 17 ]的變量測量方式，計算出國企股權結構的赫芬達爾指數。

2.企業(yè)創(chuàng)新能力（IC）

用t年發(fā)明專利申請的總數作為創(chuàng)新能力的衡量指標。國內外文獻中衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的指標主要有研發(fā)投入、專利申請數量等[ 19 ]。國家知識產權局把專利分為外觀設計專利、實用新型專利及發(fā)明專利三種，其中發(fā)明專利的創(chuàng)新程度最高，所以本文采用發(fā)明專利的申請數量加1取對數來衡量樣本公司的創(chuàng)新能力。

3.企業(yè)風險承擔水平（Risk）

關于企業(yè)風險承擔水平衡量指標的選取，本文借鑒張新民等[ 20 ]的做法，采用盈利波動率衡量，具體為三年觀測期內經行業(yè)調整的總資產收益率的極差。計算方式為：首先，計算出經行業(yè)總資產收益率均值調整后的總資產收益率（Adj_ROAi，t）；其次，以每三年（第t年至第t+2年）作為一個觀測期，分別滾動計算Adj_ROAi，t的極差（Rsi，t）和標準差（Rki，t）?？傎Y產收益率為凈利潤與期末賬面總資產的比值。本文采用極差（Rsi，t）進行主體效應檢驗，采用標準差（Rki，t）進行穩(wěn)健性檢驗。

4.控制變量

本文在模型中還控制了下述影響因素：企業(yè)規(guī)模（Fsize）、企業(yè)成立年限（Fage）、資產負債率（Lev）、資本密集程度（FA）、現da2f98fe3a25c2fc148fb440c17d49e5金流水平（Cflow）、研發(fā)能力（Intan）、發(fā)展能力（Devep）、盈利能力（Roe）、獨董占比（DB）、兩職兼任（Dual）與市場化程度（E）。

變量的測量方式如表1所示。

（三）模型設定

為檢驗H1和H2，本文建立回歸模型（4）和模型（5）。為檢驗H3，本文借鑒溫忠麟等[ 21 ]的中介效應檢驗方法構建回歸模型（6）。

四、實證檢驗與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

表2列示了變量的描述性統(tǒng)計結果。結果顯示，企業(yè)創(chuàng)新能力（IC）的均值為0.716，中位數和最小值均為0，最大值為4.970，表明超過半數國企的創(chuàng)新能力低于均值，且存在較大的差距。企業(yè)風險承擔水平（Risk）的均值為0.061，中位數為0.036，最小值為0.003，最大值為0.472，表明超過半數國企的風險承擔水平低于均值，且各企業(yè)間存在較大差異。股權融合度（HHI）的最小值為0.025，最大值為0.668，均值為0.283，中位數為0.250，中位數小于均值，表明超過半數國企的股權融合度程度低于均值，且各企業(yè)間存在較大差距。

（二）基準回歸檢驗與分析

表3列示了基準回歸結果。列（1）為模型（1）的回歸結果，股權融合度（HHI）與企業(yè)創(chuàng)新能力（IC）的回歸系數為0.214且在5%的水平上顯著。該回歸結果表明，在控制了其他變量的基礎上，股權融合度的增加有利于提高企業(yè)創(chuàng)新能力。由此，H1得以驗證。列（2）為模型（2）的回歸結果，股權融合度（HHI）與企業(yè)風險承擔水平（Risk）的回歸系數為0.022且在1%的水平上顯著?；貧w結果表明，在控制了其他變量的基礎上，股權融合度的增加有助于提高企業(yè)風險承擔水平。由此，H2得以驗證。列（3）為模型（3）的回歸結果，股權融合度（HHI）的回歸系數為0.204且在5%的水平上顯著，企業(yè)風險承擔水平（Risk）的回歸系數為0.451且在1%的水平上顯著，可知企業(yè)風險承擔水平在股權融合度和企業(yè)創(chuàng)新能力之間發(fā)揮了中介作用。由此，H3得以驗證。

（三）內生性檢驗

基于逐利的本性，非國有股東更有可能選擇進入創(chuàng)新能力更強的國企而非創(chuàng)新能力低的國企。因此，混改與企業(yè)創(chuàng)新能力之間很有可能存在反向因果關系。同時，本文模型設定也可能遺漏變量。上述問題可能導致國企股權融合度與創(chuàng)新之間存在內生性問題。參考楊興全等[ 18 ]的研究，選擇股權融合度行業(yè)年度均值的滯后一期（Lmean）作為工具變量進行2SLS回歸，以緩解可能存在的內生性問題。內生性檢驗結果對應的p值為0.000，表明不存在內生性。

工具變量回歸結果如表4所示。第一階段的回歸結果顯示，Lmean與HHI的回歸系數為0.357且在1%的水平上顯著。第二階段回歸結果顯示，HHI與IC的回歸系數為5.141且在5%的水平上顯著。上述回歸結果表明，在控制了潛在的內生性問題之后，本文結論仍然成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文通過下述穩(wěn)健性檢驗方式來驗證主體研究結論。（1）滯后被解釋變量。由于創(chuàng)新從開始實施到獲得成功需要一定時間，這可能導致非國有股東對企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響具有滯后性，因此將被解釋變量分別滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗。（2）替換被解釋變量，采用當年專利申請的總數量進行穩(wěn)健性檢驗。（3）替換中介變量。采用三年觀測期內經行業(yè)調整的資產收益率的標準差（Rk）作為中介變量的衡量方式?；貧w結果如表5所示，可見在進行穩(wěn)健性檢驗后，本文結論仍然成立。

五、異質性分析

由于信息不對稱和代理成本的存在，企業(yè)可能面臨投資不足和決策失誤等問題。在企業(yè)內部治理水平更高的情況下，混改順利實施的企業(yè)內部壁壘更低，從而越有可能對創(chuàng)新能力產生更大的提升作用。此外，混改股權融合對企業(yè)創(chuàng)新能力的治理效應來自風險承擔水平的提升，由于國企所處行業(yè)的競爭程度不同，混改對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響效應可能存在差異。

（一）內部控制質量的橫截面分析

本文采用迪博內部控制質量指數來衡量內部控制質量。以內部控制質量的年度行業(yè)中位數為基準對企業(yè)內部控制質量進行分組，回歸結果如表6列（1）和列（2）所示。高內部控制質量組的回歸結果顯示，國企股權融合度（HHI）與創(chuàng)新能力（IC）的回歸系數為0.336且在5%的水平上顯著；低內部控制質量組的回歸結果顯示，股權融合度（HHI）與創(chuàng)新能力（IC）的回歸系數為0.129但不顯著。以上回歸結果表明，與低內部控制質量組相比，國企股權融合度的增加更能積極影響高內部控制質量組的創(chuàng)新能力。

（二）行業(yè)競爭程度的橫截面分析

本文借鑒祁懷錦等[ 22 ]的做法劃分行業(yè)競爭性強弱，將樣本企業(yè)劃分為競爭性行業(yè)企業(yè)和壟斷性行業(yè)企業(yè)，行業(yè)異質性分析的回歸結果如表6列（3）和列（4）所示。競爭性行業(yè)國企的回歸結果顯示，股權融合度（HHI）對創(chuàng)新能力（IC）的回歸系數為0.252且在1%的水平上顯著；壟斷性行業(yè)國企的回歸結果顯示，國企股權融合度（HHI）與創(chuàng)新能力（IC）的回歸系數不顯著。以上回歸結果表明，國企股權融合度對創(chuàng)新能力正向影響作用僅出現在競爭性行業(yè)國企中，并未出現在壟斷性行業(yè)國企中。

六、研究結論和政策建議

本文實證研究了混改對國企創(chuàng)新能力的影響，分析了風險承擔在其中的中介傳導機制，分別探討了行業(yè)競爭程度和內部控制質量對二者關系的影響，得出以下結論：

（1）混改通過異質性股權融合完善了公司治理，提高了企業(yè)的風險承擔水平，促進了企業(yè)創(chuàng)新能力提升。

（2）風險承擔水平在混改對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響中具有中介效應。中介效應模型檢驗結果表明，混改提升了企業(yè)高管的風險承擔意愿和企業(yè)的風險承擔能力，進而提升了國企的風險承擔水平，最終助推國企創(chuàng)新能力的提升。

（3）異質性分析結果表明，混改對企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響在競爭性行業(yè)企業(yè)樣本中顯著，在內部控制質量高的企業(yè)樣本中更顯著。

根據研究結論，提出以下政策建議：（1）混改促進了國企創(chuàng)新能力提升，根據其促進邏輯，國企進行混改不能僅停留在簡單的資本層面，應以深度混改為目標。要在政策上引導企業(yè)通過各類異質性資本相互融合，建立有效制衡的股權結構，促使不同性質股東相互制衡，并有效發(fā)揮各自的優(yōu)勢，最終實現國企混改的預期成效。（2）通過引入非國有股權資本，增強企業(yè)的風險承擔意愿及承擔能力，是混改實現創(chuàng)新治理效應的一條可行路徑。這表明激發(fā)國企創(chuàng)新活力的路徑之一是有效提高企業(yè)的風險承擔水平，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力。（3）混改對企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響在競爭性行業(yè)企業(yè)樣本中顯著，在內部控制質量高的企業(yè)樣本中更顯著，這提示政策要引導混改企業(yè)加強內部控制質量的提升。應區(qū)別競爭性行業(yè)與非競爭性行業(yè)，采取不同的引導措施與評價標準，促進混改成效的提升，推動混改的深入。

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