國有資本、融資約束與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

張根林 段恬

【摘 要】 為了更好地認(rèn)清國有資本在民營企業(yè)中扮演的角色，基于混合所有制改革背景，以2014—2018年滬深兩市民營上市公司為研究樣本，運用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型和Heckman兩階段分析法，實證檢驗了民營企業(yè)中國有資本、融資約束與技術(shù)創(chuàng)新三者之間的關(guān)系。研究表明：國有資本的加入抑制了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，融資約束在兩者的關(guān)系中起到了部分中介作用，即國有資本參股民營企業(yè)后并未發(fā)揮資源優(yōu)勢，反而加重了企業(yè)融資約束程度，進而抑制了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。研究結(jié)果不僅彌補了已有研究的不足，還為混合所有制改革的深入推進提供了理論參考和實踐指導(dǎo)。

【關(guān)鍵詞】 國有資本; 融資約束; 民營企業(yè); 技術(shù)創(chuàng)新; 混合所有制

【中圖分類號】 F275.1 ?【文獻標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2020）02-0146-07

一、引言

為進一步完善我國經(jīng)濟體制，增強經(jīng)濟活力，2013年11月黨的十八屆三中全會通過了《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，從宏觀層面將發(fā)展混合所有制經(jīng)濟推向了新高度。隨后，中央連續(xù)出臺多個配套文件，從微觀層面為落實發(fā)展混合所有制企業(yè)、實現(xiàn)多種所有制資本的交叉持股、優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、提高資本運營效率、建立健全現(xiàn)代企業(yè)制度提出了具體要求。在這個背景下，混合所有制成為了廣泛探討的熱點話題，而關(guān)注的重點基本是國有企業(yè)的混合所有制改革。黃速建[ 1 ]通過對混合所有制經(jīng)濟（宏觀角度）和國有企業(yè)混合所有制改革（微觀角度）的分析研究，指出了國有企業(yè)在混合所有制改革中需要解決的重點問題，并提出國有企業(yè)在改革中應(yīng)建立明確的進入與退出機制、程序與方式，充分尊重市場規(guī)則，建立完善的公司治理機制等建議措施。馬連福等[ 2 ]通過構(gòu)建混合主體多樣性、深入性和制衡度三個指標(biāo)，實證研究了其對國有企業(yè)績效水平的影響，發(fā)現(xiàn)簡單的股權(quán)混合并不能夠改善公司的績效水平，混合主體深入性與績效水平呈倒U型關(guān)系，外資股東的制衡作用要優(yōu)于民營股東。綦好東等[ 3 ]通過理論分析闡述了國有企業(yè)混合所有制改革中的動力、阻力和實現(xiàn)路徑。此外，部分學(xué)者從國有企業(yè)混合所有制改革產(chǎn)生的公司治理問題以及改革效應(yīng)和影響機制等方面展開了研究，如楊紅英和童露[ 4 ]、嚴(yán)漢民和陳陽雯等[ 5 ]。然而，已有研究忽視了對混合所有制改革中另一個重要方向（民營企業(yè)混合所有制改革）的研究，即將國有資本引入民營企業(yè)后可能產(chǎn)生的經(jīng)濟后果與作用機制。事實表明，國有資本為進一步擴大其控制力和影響力，促進資本的優(yōu)化配置、實現(xiàn)保值增值，并讓民營企業(yè)承擔(dān)更多的社會職能以減輕自身的政策性負(fù)擔(dān)，政府可作為投資人向民營企業(yè)投資形成混合企業(yè)。部分學(xué)者認(rèn)為國有資本的加入，能夠為民營企業(yè)帶來一定的政治資源，緩解企業(yè)融資約束，從而促進民營企業(yè)發(fā)展，如羅進輝[ 6 ]、張雨瀟[ 7 ];但也有部分學(xué)者認(rèn)為國有資本的加入會擠壓民營企業(yè)的生存空間，加重民營企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)和委托代理問題，從而阻礙民營企業(yè)的發(fā)展，如Boubakri等[ 8 ]、李文貴和邵毅平[ 9 ]。因此，國有資本在民營企業(yè)中扮演的治理角色還沒有被認(rèn)清，亟待進一步研究。

隨著我國經(jīng)濟進入新時代，經(jīng)濟增長從要素驅(qū)動型模式向創(chuàng)新驅(qū)動型模式轉(zhuǎn)變。與此同時，在國家推行“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的背景下，技術(shù)創(chuàng)新在民營企業(yè)的發(fā)展中占據(jù)核心地位。Hsiao[ 10 ]研究表明技術(shù)創(chuàng)新不僅能夠改變企業(yè)的生產(chǎn)方式，提高生產(chǎn)效率，而且能夠提升企業(yè)競爭力，讓企業(yè)實現(xiàn)健康長遠(yuǎn)的發(fā)展。張璇等[ 11 ]指出外部融資是企業(yè)創(chuàng)新投入的重要來源，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，企業(yè)研發(fā)投入強度明顯減弱。囿于目前我國資本市場不夠成熟、企業(yè)融資環(huán)境和創(chuàng)新環(huán)境還不夠優(yōu)化等情況，加上民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新項目融資需求大、技術(shù)開發(fā)難度大、風(fēng)險不確定性高、投資回收期長等特點，致使我國民營企業(yè)普遍面臨較大的融資約束問題。那么，民營企業(yè)通過混合所有制改革，注入國有資本，加大政治關(guān)聯(lián)，能否緩解其融資約束問題進而促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新？國有資本參股民營企業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟后果是積極的還是消極的？鑒于此，本文基于民營企業(yè)混合所有制改革的視角，以2014—2018年滬深兩市A股民營上市公司為樣本，運用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型和Heckman兩階段分析法，實證檢驗了民營企業(yè)中國有資本、融資約束與技術(shù)創(chuàng)新三者之間的關(guān)系，以期從融資約束和技術(shù)創(chuàng)新的角度，更好地認(rèn)清國有資本在民營企業(yè)中扮演的治理角色，為我國正在進行的混合所有制改革提供一定的經(jīng)驗參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）國有資本與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

隨著改革開放的不斷深化，民營企業(yè)隊伍迅速壯大，已成為我國市場經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力和組成部分。武立東等[ 12 ]研究發(fā)現(xiàn)，相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)公司治理機制更為完善，其企業(yè)生產(chǎn)效率更高。但由于產(chǎn)權(quán)地位不平等現(xiàn)象的存在，民營企業(yè)在行業(yè)準(zhǔn)入、信貸融資、稅收補助等經(jīng)營環(huán)境方面受到更多的限制，融資難、資源少仍然是制約民營企業(yè)發(fā)展的瓶頸。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新不僅需要大量的資金投入，而且可能面臨創(chuàng)新失敗的風(fēng)險，但在我國這種特殊的制度背景下，國有資本具有天然的“政治優(yōu)勢”和“資源優(yōu)勢”[ 13 ]，若民營企業(yè)適當(dāng)?shù)匾雵匈Y本，通過政治關(guān)聯(lián)這種“非正式機制”，既可以緩解融資約束，降低創(chuàng)新風(fēng)險，又可以爭取政府部門創(chuàng)新資源，進而催化民營企業(yè)研發(fā)投入。此外，牛彪等[ 14 ]研究發(fā)現(xiàn)國有資本的加入能夠有效改善民營企業(yè)的身份歧視，提高企業(yè)聲譽，為民營企業(yè)提供一種隱性的國家擔(dān)保，幫助企業(yè)建立更有效的社會網(wǎng)絡(luò)，為尋求政策支持、獲取市場信息以及資源提供便利，進而增加企業(yè)資源，促進民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1a：國有資本能夠有效促進民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

然而，部分學(xué)者認(rèn)為國有資本的加入會擠壓民營企業(yè)的生存空間，加重民營企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)和委托代理問題，從而阻礙民營企業(yè)的發(fā)展。李文貴和邵毅平[ 9 ]從政府的“資源控制需求”動機出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)在實施國有化后，雖然獲得了更多的政府補貼和減免了部分稅款，但同時企業(yè)管理費用和員工工資也明顯增多，反而降低了民營企業(yè)的績效水平。王曙光和徐余江[ 15 ]研究發(fā)現(xiàn)混合所有制改革在宏觀視角下起到了一定的積極作用，但在微觀視角下這一作用并不明顯。白俊等[ 16 ]也發(fā)現(xiàn)國有資本的加入并未發(fā)揮其信貸資源優(yōu)勢，反而加劇了企業(yè)的代理沖突，加重了企業(yè)的社會職能任務(wù)和政治性負(fù)擔(dān)，削弱了管理層的創(chuàng)新意愿，從而降低了企業(yè)研發(fā)投入水平。此外，我國混合所有制改革目前仍處于由淺水區(qū)到深水區(qū)的過渡期，改革范圍和改革力度仍需加大，相關(guān)配套政策制度還有待進一步完善。混合所有制改革如果只是簡單或者較低程度地將股權(quán)混合，并不能讓國有資本和民營資本發(fā)揮其各自優(yōu)勢，達到相互促進的作用，反而會導(dǎo)致不同性質(zhì)股東的“搭便車”行為，致使對管理層的監(jiān)督不足[ 2 ]，由于代理沖突的存在，管理層可能會更傾向于時間短、見效快的短期投資行為，放棄投入大、回報周期長、不確定性高的創(chuàng)新投資，從而抑制了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H1b：國有資本抑制了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

（二）國有資本、融資約束與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

結(jié)合前文的分析，對于民營企業(yè)而言，國有資本加入后不管扮演什么角色，都會對其融資約束程度產(chǎn)生影響。一方面，國有資本的政治關(guān)聯(lián)關(guān)系能夠為民營企業(yè)帶來一定的資源優(yōu)勢，同時為民營企業(yè)提供隱性的國家擔(dān)保，提高企業(yè)聲譽，向外部資本市場傳遞利好信號，吸引更多投資者投資，增強市場投資者的意愿，從而緩解企業(yè)融資約束;另一方面，國有資本在帶來資源優(yōu)勢的同時，不僅會加大企業(yè)消耗性成本，降低企業(yè)現(xiàn)金流能力，而且會加重企業(yè)的社會職能任務(wù)和政治性負(fù)擔(dān)，降低經(jīng)營效率，向市場傳遞利空信號，減弱市場投資者的意愿，從而進一步加重了企業(yè)融資約束。

大量研究表明，由于技術(shù)創(chuàng)新具有資金需求量大、投資回收期長等特點，企業(yè)融資約束會直接抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[ 17-18 ]。丁一兵等[ 19 ]基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級視角，研究發(fā)現(xiàn)融資約束是制約技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要因素，緩解企業(yè)融資約束，微觀上能夠推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動，宏觀上能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。張璇等[ 11 ]利用企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)外部融資是企業(yè)研發(fā)投入的重要來源，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，企業(yè)研發(fā)投入強度明顯減弱。綜上所述，國有資本的加入必然會對民營企業(yè)融資約束產(chǎn)生影響，而融資約束是影響技術(shù)創(chuàng)新投入的關(guān)鍵因素，那么國有資本很可能通過影響融資約束的路徑對技術(shù)創(chuàng)新投入有間接作用，即融資約束在國有資本與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中起到部分中介作用?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：融資約束在國有資本與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中起到部分中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

2013年11月，十八屆三中全會將混合所有制改革推向了新高度，考慮到在同一制度環(huán)境下研究更具有實踐意義，本文選取2014—2018年滬深兩市A股民營上市公司面板數(shù)據(jù)作為研究初始樣本，同時，模型中用到了上一期的不同性質(zhì)資本持股比例，因此，選用了2013—2017年前十大股東中不同性質(zhì)資本持股比例。對初始樣本采用以下原則進行篩選：（1）剔除金融保險行業(yè)上市公司以及樣本量小于10的行業(yè)樣本;（2）剔除樣本當(dāng)年被PT、ST和*ST處理的上市公司;（3）為了保證企業(yè)數(shù)據(jù)的有效性和穩(wěn)定性，剔除上市時間不滿一年的企業(yè);（4）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)殘缺或變量存在特殊值的樣本點。經(jīng)過以上篩選，得到7 362組樣本數(shù)據(jù)。前十大股東股權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來源于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫（RESSET），其余財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），并與上市公司年度數(shù)據(jù)進行比對核實。本文所有的數(shù)據(jù)處理均由Stata14.0完成，并對主要連續(xù)變量在1%水平上進行了Winsorize處理。

（二）變量設(shè)計

1.被解釋變量

技術(shù)創(chuàng)新。本文選取研發(fā)投入強度（RD）來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，研發(fā)投入決策是公司戰(zhàn)略決策的重要組成部分，具有全局性和長遠(yuǎn)性的特點，企業(yè)研發(fā)投入主要體現(xiàn)在企業(yè)的研發(fā)費用上，為了避免企業(yè)規(guī)模大小帶來的影響，借鑒Chemmanur等[ 20 ]、楊風(fēng)和李卿云等[ 21 ]的研究方法，本文選取研發(fā)投入強度（等于研發(fā)支出總額/營業(yè)收入）來衡量企業(yè)研發(fā)投入水平。

2.解釋變量

國有資本。本文選用國有資本混合度（OMD）來衡量國有資本在民營企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中的地位和作用，借鑒馬連福等[ 2 ]和楊志強等[ 22 ]的做法，首先分別計算出前十大股東中國有資本和非國有資本的持股比例之和，然后用國有資本持股比例之和除以非國有資本持股比例之和，比值即為民營企業(yè)股權(quán)混合度。該值越大說明國有資本的混合程度越高，具有更多的話語權(quán)和更大的影響力，進而對民營企業(yè)的融資約束和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

3.中介變量

融資約束。融資約束是指當(dāng)企業(yè)內(nèi)外融資成本出現(xiàn)差異時，企業(yè)投資所受到的約束。衡量企業(yè)融資約束程度的方法和指標(biāo)較多，主要包括KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)以及企業(yè)關(guān)鍵的財務(wù)指標(biāo)（如企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和利息保障倍數(shù)等），使用最早的KZ指數(shù)在后人的研究中受到了不少質(zhì)疑。Whited和Wu[ 23 ]研究發(fā)現(xiàn)KZ指數(shù)的大小并不能有效反映出企業(yè)融資約束程度的高低，而SA指數(shù)以及企業(yè)財務(wù)指標(biāo)的衡量相對單一，不夠全面，因此本文在兼顧指標(biāo)的可比性和綜合性的基礎(chǔ)上，選取WW指數(shù)來測度民營企業(yè)融資約束程度，借鑒Whited和Wu（2006）對融資約束指數(shù)的構(gòu)建，即：

0.044SIZE+0.102IGROWTH-0.035GROWTH

其中CF為現(xiàn)金流量凈額，DIVPOS是企業(yè)當(dāng)期是否支付現(xiàn)金股利的虛擬變量，LEV為企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，SIZE為企業(yè)規(guī)模指標(biāo)，IGROWTH為所屬行業(yè)當(dāng)期的行業(yè)營業(yè)收入增長率，GROWTH為該樣本企業(yè)當(dāng)期的營業(yè)收入增長率。

4.控制變量

考慮到影響企業(yè)研發(fā)投入的因素較多，參考已有研究并結(jié)合本文的研究要點選取如下取控制變量：總資產(chǎn)凈利率（ROA）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（AT）、營業(yè)收入增長率（GROWTH）、股權(quán)集中度（CR）、兩職合一（DUAL）、獨立董事比例（INDR）和企業(yè)規(guī)模（SIZE）。具體定義見表1。

（三）模型設(shè)計

為盡量避免模型的內(nèi)生性問題，本文采用滯后一期的國有資本混合程度，同時選取面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型來進行檢驗。此外，借鑒溫忠麟等（2005）提出的檢驗中介效應(yīng)的方法，本文構(gòu)建如下三個模型：

為了控制宏觀經(jīng)濟狀況以及公司層面異質(zhì)性的影響，在模型中控制了時間效應(yīng)（λ）和個體效應(yīng)（u）。國有資本、融資約束與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系主要體現(xiàn)在模型（1）和模型（2）中的？茁1以及模型（3）中的？茁1、？茁2的大小、符號以及顯著性。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2報告了模型中所有變量的基本描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以發(fā)現(xiàn)：（1）民營企業(yè)研發(fā)投入強度整體水平還不夠高，企業(yè)間差異較大。一方面，民營企業(yè)研發(fā)投入強度平均值為4.522，研發(fā)資金的投入不及營業(yè)收入的5%，說明民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入強度還不夠;另一方面，研發(fā)投入強度的標(biāo)準(zhǔn)差為4.623，大于平均值，最小值為0，最大值卻高達25.73，不同企業(yè)之間的差異較大，說明部分企業(yè)對研發(fā)投入較為重視，而部分企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平較低。（2）面臨的融資約束程度差異較大。WW指數(shù)的最小值為-0.845，最大值為0.855，同時標(biāo)準(zhǔn)差大于平均值，說明不同的民營企業(yè)面臨的融資約束程度不同。（3）目前我國民營企業(yè)中國有資本混合程度較低，差異較大，最小值和中位數(shù)都為0，說明一半以上的民營企業(yè)前十大股東中并沒有國有資本的加入;平均值只有0.03，說明國有資本對民營企業(yè)的投資整體水平較低。

（二）相關(guān)性分析

為了初步判斷各變量之間的相關(guān)程度，表3列示了模型中變量的相關(guān)性分析。通過相關(guān)性檢驗發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)國有資本混合度（OMD）、融資約束（WW）均與研發(fā)投入強度（RD）具有顯著的相關(guān)性，且系數(shù)為負(fù)。這初步說明民營企業(yè)中國有資本的加入抑制了技術(shù)創(chuàng)新水平，融資約束也制約了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，與本文假設(shè)1b相符。同時，國有資本混合度與融資約束呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，為驗證假設(shè)2奠定了基礎(chǔ)。其余控制變量均與研發(fā)投入強度有著顯著的關(guān)系，說明本文在模型設(shè)計和變量選取上比較合理。為了進一步驗證是否存在嚴(yán)重的共線性問題，本文對解釋變量和控制變量進行共線性診斷，發(fā)現(xiàn)其方差膨脹因子VIF的取值范圍為1.03～3.16，遠(yuǎn)小于10，表明不存在嚴(yán)重的共線性問題。

（三）回歸分析

在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，表4列示了模型（1）—模型（3）雙向固定效應(yīng)模型進行面板數(shù)據(jù)回歸后的結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，模型的R2分別為0.097、0.204和0.101，且其F值均在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明模型中已有變量能夠較好地解釋研發(fā)投入的影響因素。

表4中模型（1）的結(jié)果顯示國有資本混合度（OMD）的系數(shù)為-1.031，且在5%的水平上顯著，說明國有資本的加入并沒有給民營企業(yè)帶來資源優(yōu)勢，反而增加了企業(yè)的成本費用消耗，加大了委托代理成本，從而降低了企業(yè)研發(fā)投入水平，假設(shè)H1b得到了有效證實。模型（2）的結(jié)果顯示國有資本混合度的系數(shù)為0.183，且在1%的水平上顯著，說明國有資本的加入不但沒有緩解民營企業(yè)融資約束，反而還加重了其融資約束程度，給企業(yè)經(jīng)營帶來了困難。模型（3）的結(jié)果顯示在模型（1）的基礎(chǔ)上加入WW指數(shù)后，國有資本混合度、WW指數(shù)均與研發(fā)投入均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且減弱了國有資本混合度與研發(fā)投入的負(fù)相關(guān)關(guān)系。通過系數(shù)比較發(fā)現(xiàn)：-0.897+0.183× （-0.732）=-0.1031，即國有資本混合度與研發(fā)投入的總效應(yīng)系數(shù)-1.031，等于直接效應(yīng)系數(shù)-0.897與中介效應(yīng)系數(shù)0.183×（-0.732）之和，說明國有資本對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用有部分是通過融資約束來傳導(dǎo)的，即融資約束在國有資本與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中起到部分中介作用，假設(shè)H2得到了有力支持。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.利用Heckman兩階段法做內(nèi)生性問題檢驗

盡管前文通過采用滯后一期的國有資本混合度降低了模型中“互為因果”的內(nèi)生性問題，但由于民營企業(yè)樣本中一半以上的企業(yè)前十大股東中并沒有國有股東，可能產(chǎn)生樣本選擇性偏差的內(nèi)生性問題。因此，為了驗證上述回歸結(jié)果的可靠性，本文借鑒凌士顯和白銳鋒[ 24 ]的做法，采用Heckman兩階段選擇模型來解決“樣本選擇偏差”的內(nèi)生性問題，第一階段運用Probit模型估計企業(yè)前十大股東是否存在國有資本持股（WSS）的逆米爾斯比率（Lambda），模型設(shè)計如下：

在第一階段估計中新增了兩個重要的自變量，分別是以董事會總?cè)藬?shù)來衡量董事會規(guī)模（BD）、用企業(yè)上市時間長短來衡量企業(yè)上市年齡（AGE）。通過第一階段的回歸得出每一家民營企業(yè)前十大股東存在國有資本持股的逆米爾斯比率（Lambda），將Lambda作為控制變量帶入模型（1）—模型（3）中形成模型（5）—模型（7）并進行第二階段的回歸分析。

Heckman兩階段回歸結(jié)果見表5。第一階段的回歸結(jié)果顯示：上市時間長、董事會規(guī)模大、盈利能力好、股權(quán)集中度低和企業(yè)規(guī)模大的民營企業(yè)越容易得到國有資本的青睞。從模型（5）—模型（7）的回歸結(jié)果可以看出，逆米爾斯比率（Lambda）與研發(fā)投入均不存在顯著的關(guān)系，說明前文模型的分析結(jié)果不存在樣本選擇偏差的內(nèi)生性問題。在控制了逆米爾斯比率后，國有資本、融資約束與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新三者之間的關(guān)系依舊與前文結(jié)論一致，說明本文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.采用國有資本持股比例替代國有資本混合度

為了避免國有資本參股民營企業(yè)這一指標(biāo)衡量的單一性以及變量的敏感性，本文還采用民營企業(yè)前十大股東中國有資本持股比例之和來替代國有資本混合度，進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表6所示?；貧w結(jié)果與前述發(fā)現(xiàn)基本保持一致，再次說明本文的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與啟示

本文基于混合所有制改革的大背景，利用2014—2018年滬深兩市民營上市公司，探討了國有資本、融資約束與技術(shù)創(chuàng)新三者之間的關(guān)系。研究表明：國有資本的加入抑制了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新;融資約束在兩者的關(guān)系中起到了部分中介作用，即國有資本參股民營企業(yè)后并未發(fā)揮其資源優(yōu)勢，反而加重了企業(yè)融資約束程度，進而抑制了民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。研究結(jié)果不僅彌補了已有研究的不足，有助于更好地認(rèn)清國有資本在民營企業(yè)中扮演的角色，而且為混合所有制改革的深入推進提供了理論參考和實踐指導(dǎo)。

本文的研究對當(dāng)前民營企業(yè)發(fā)展和混合所有制改革有如下啟示：（1）多措并舉緩解民營企業(yè)融資約束。政府應(yīng)進一步推進金融部門的市場化改革和金融體制的創(chuàng)新，為民營企業(yè)提供合理所需的信貸資源，拓寬企業(yè)的融資渠道，在制度層面徹底消除“不平等”對待，多措并舉實現(xiàn)我國民營上市公司融資的多元化和市場化。（2）政府要繼續(xù)加強對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的支持力度，完善知識產(chǎn)權(quán)法等相關(guān)法律法規(guī)，竭力解決民營企業(yè)融資難、融資貴等問題，使其將更多的資源進行技術(shù)創(chuàng)新投資，并在良性競爭中發(fā)展壯大。（3）進一步完善混合所有制改革的配套制度建設(shè)，強化混合所有制企業(yè)的內(nèi)部治理機制。本文在一定程度上揭示了國有資本在民營企業(yè)混合所有制改革中可能的弊端，而消除弊端需要內(nèi)部治理與外部治理的雙重配合，充分發(fā)揮國有資本的資源優(yōu)勢，使不同性質(zhì)的資本進行充分有效的混合，形成有效的制衡和監(jiān)督機制，為民營企業(yè)高質(zhì)量快速發(fā)展提供良好的內(nèi)外部環(huán)境。

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