國企改革的新思路：基于研發(fā)投入規(guī)模視角

陳奡楠，江永紅

（安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽合肥 230601）

黨的十八大以來，高質(zhì)量發(fā)展逐漸成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略選擇，國有企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要微觀主體，其能否釋放創(chuàng)新潛能將直接關(guān)系經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的成敗。然而，受困于高代理成本及低創(chuàng)新偏好，國有企業(yè)整體上面臨發(fā)展方式粗放、創(chuàng)新效率低下的問題［1］。因此，在黨的十九大強(qiáng)調(diào)深化國有企業(yè)改革、發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的大背景下，混合所有制改革的重點(diǎn)已不再是需不需要參與混改的討論，而是如何找尋最有利于提升生產(chǎn)率的混改路徑。探討國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效果及作用路徑，既有利于破解國企創(chuàng)新低效的困境，又有助于實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。事實(shí)上，為了培育具有世界一流競爭力的國有企業(yè)，無論國有企業(yè)采取何種混改模式，改革的最終目的應(yīng)落腳于提高企業(yè)創(chuàng)新能力與產(chǎn)品競爭力。就長期而言，國有企業(yè)只有重視研發(fā)支出的持續(xù)性與穩(wěn)定性，混改才更有可能取得良好效果。那么，研發(fā)規(guī)模的增加是如何影響企業(yè)生產(chǎn)率的，研發(fā)強(qiáng)度的差異是否會影響國企有效混改的效果，研發(fā)強(qiáng)度的不同又如何影響國企混改的最優(yōu)方向選擇，這些正是本研究關(guān)注的重點(diǎn)。

1 文獻(xiàn)述評

近年來，國內(nèi)外關(guān)于國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率的討論日趨激烈，其中Defraja 等［2］基于混合寡頭理論較早發(fā)現(xiàn)國企混改可以影響企業(yè)生產(chǎn)率。就國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，當(dāng)前學(xué)術(shù)界存在兩種爭議。部分學(xué)者肯定了國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，并從市場競爭與經(jīng)理人角度展開分析，例如，F(xiàn)ulton 等［3］、Ishibashi 等［4］、Matsummura 等［5］、Wang 等［6］、張偉等［7］從市場競爭視角出發(fā)，認(rèn)為在競爭市場條件下混合所有制企業(yè)相比國有企業(yè)更有利于提高企業(yè)生產(chǎn)積極性，提升企業(yè)生產(chǎn)效率；而結(jié)合經(jīng)理人制度，Lin 等［8］、魯桐等［9］、Hirshleifer 等［10］認(rèn)為民營資本參股國有企業(yè)有利于完善經(jīng)理人的激勵機(jī)制與監(jiān)督機(jī)制。另一種觀點(diǎn)恰好相反，如Scherer 等［11］認(rèn)為國企混改不利于企業(yè)創(chuàng)新；鐘昀珈等［12］從風(fēng)險規(guī)避視角出發(fā)認(rèn)為上市融資會稀釋股東股權(quán)，創(chuàng)新的高風(fēng)險性促使非國有股東在面臨股權(quán)稀釋時規(guī)避風(fēng)險，減少企業(yè)創(chuàng)新活動。

隨著混合所有制改革進(jìn)一步發(fā)展，國內(nèi)外學(xué)者開始基于政府行為與委托-代理視角探討國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，并得出富有針對性的討論。部分學(xué)者認(rèn)為國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系受地方政府行為方式影響。一方面，如李文貴等［1］、江軒宇［13］認(rèn)為政府為了實(shí)現(xiàn)社會與政治目標(biāo)往往將自身承擔(dān)的政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)移到國有企業(yè)，造成國有企業(yè)不利于開展以利益最大化為目的的創(chuàng)新活動，同時馬紅等［14］、任曙明等［15］認(rèn)為非國有企業(yè)加入有利于弱化保護(hù)性政策負(fù)擔(dān)對企業(yè)創(chuàng)新決策的不利影響，而Wang 等［16］通過比較異質(zhì)性企業(yè)發(fā)現(xiàn)相較于混合所有制企業(yè)，國有企業(yè)在獲取創(chuàng)新資源方面并不具備優(yōu)勢；另一方面，考慮到政府社會福利最大化與企業(yè)利潤最大化目標(biāo)不一致，非國有企業(yè)加入可以解決因地方政府依賴所引起的“所有者缺位”，提升企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)［17］。

根據(jù)委托-代理理論，由于股東與管理者掌控公司控制權(quán)，利己天性容易造成大股東運(yùn)用公司控制權(quán)獲取私有利益，長此以往將損害公司創(chuàng)新行為。John 等［18］、馮根福［19］和王鵬［20］均認(rèn)為國企混改后其他股東可以對公司股東行為采取有效監(jiān)督，且Liu 等［21］和張斌等［22］認(rèn)為減少委托代理沖突對企業(yè)創(chuàng)新績效具有抑制影響。然而，Allen 等［23］、申慧慧等［24］認(rèn)為我國企業(yè)情境較為特殊，國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)效果并不十分明顯，對此Chen等［25］分析認(rèn)為這是因?yàn)槲覈髽I(yè)董事會制度并不完善，企業(yè)管理人并不能有效代表企業(yè)所有者利益，又由于國企需要承擔(dān)社會職能，與民營股東的利益相沖突，企業(yè)創(chuàng)新行為的改善相對有限。

除了國企混改外，也有部分學(xué)者開始探討國有資本參股民營企業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。其中，如朱沆等［26］研究了混改對家族民營企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，吳炳德等［27］、Roessl 等［28］、陸銘等［29］和羅宏等［30］從社會情感、股權(quán)來源地、環(huán)境政策、家族內(nèi)部結(jié)構(gòu)等展開進(jìn)一步討論。

縱觀上述已有文獻(xiàn)，關(guān)于國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率的討論眾說紛紜，但是，當(dāng)前關(guān)于國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率的影響分析多側(cè)重于要么討論地方政府行為如何施加政策影響企業(yè)創(chuàng)新行為，要么論證我國特殊的委托-代理問題為何造成國企混改提升企業(yè)創(chuàng)新不明顯。誠然，這些問題的確是造成國企混改影響企業(yè)生產(chǎn)率的部分因素，但學(xué)者忽略了企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模的異質(zhì)性。本研究認(rèn)為，規(guī)?；难邪l(fā)投入才是造成國企混改后企業(yè)生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵性因素。因此，本研究將運(yùn)用雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）模型闡述以下問題：國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了怎樣的影響？研發(fā)投入規(guī)模的差異如何影響國企混改對企業(yè)創(chuàng)新的政策效果？國企混改下，何種股權(quán)方式最有利于股權(quán)制衡、發(fā)揮國企混改的政策效果？以及如何選擇國企混改的最優(yōu)方向？

2 實(shí)證分析

2.1 計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明

在微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算上，常見的測算方法包括Olley-Pakes 法（OP 法）、Levinsohn-Petrin 法 (LP 法)、最小二乘法（OLS 法）、固定效應(yīng)法（FE 法）、廣義矩估計(jì)法（GMM 法）。學(xué)術(shù)界對上述方法的優(yōu)劣性存在較大的爭議。通常來說，OLS 法與FE 法存在測算全要素生產(chǎn)率不準(zhǔn)確的問題，而且回歸會帶來嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，GMM 法則需要樣本具有足夠長的時間跨度。本研究參考魯曉東等［31］的測算方法，決定采用OP 法與LP 法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

近幾年，學(xué)術(shù)界開始流行利用雙重差分模型（DID）評估政策的實(shí)施效果。DID 模型可以有效消除政策之外的因素對估計(jì)結(jié)果的干擾，然而傳統(tǒng)的DID 模型存在一個缺陷，即無法檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)處理組與對照組數(shù)據(jù)是否滿足平行性假設(shè)，即在政策實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組數(shù)據(jù)的變化趨勢與對照組數(shù)據(jù)趨于一致。若使用PSM-DID 法，則可以保證實(shí)驗(yàn)組與對照組數(shù)據(jù)滿足平行性假設(shè)，使政策評估結(jié)果更具說服力。因此決定先確定雙重差分法的實(shí)驗(yàn)組與對照組數(shù)據(jù)并確定實(shí)驗(yàn)時間，隨后通過PSM-DID 法對實(shí)驗(yàn)組與對照組數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，選擇適合DID 模型的數(shù)據(jù)。

我國國企混改是分時間點(diǎn)分步推行的，對于政策實(shí)施時間的確定，根據(jù)滬深A(yù) 股上市公司企業(yè)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，參與所有制改革的企業(yè)股權(quán)變動時間多是介于2006—2008 年，因此選取2006—2008 年發(fā)生所有制改革的國企作為處理組企業(yè)，未發(fā)生混改的國企作為對照組。對國企混改定義為：由于混有個人資本、民營資本、外商資本等資本，國有企業(yè)類別屬性發(fā)生改變的企業(yè)。以中國A 股上市公司為研究樣本，數(shù)據(jù)來自于銳思數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)范圍為2005—2018 年，包括未進(jìn)行混改的國企和進(jìn)行混改的國企。對核心變量存在缺失的企業(yè)進(jìn)行了剔除處理，最終獲得786 家企業(yè)的10 989 個樣本，包含了企業(yè)相對完整的微觀信息，包括企業(yè)研發(fā)投入、國有股比重、企業(yè)類別、企業(yè)從業(yè)人數(shù)、企業(yè)年齡、新增固定資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)屬性與主營業(yè)收入等，并基于數(shù)據(jù)中存在的樣本異常值進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選，刪除奇異數(shù)據(jù)值。

借鑒Heckman 等［32］提出的PSM-DID 模型，先使用傾向評分匹配（PSM）法對實(shí)驗(yàn)組與對照組企業(yè)進(jìn)行一對多匹配，然后將匹配成功的樣本通過DID 模型進(jìn)行固定效應(yīng)回歸。以Treated 表示企業(yè)是否進(jìn)行國企混改，若進(jìn)行混改，為處理組，則Treated 虛擬數(shù)值取1；若未進(jìn)行國企混改，為對照組，則Treated 虛擬值取0。為了實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，通過OP 法、LP 法對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，并采用證偽實(shí)驗(yàn)與改變窗口期方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

采用倍差法的估計(jì)模型（以下簡稱“基準(zhǔn)模型”）如下：

式（1）中：i為商品種類；t為時間；TFP 為企業(yè)全要素生產(chǎn)率；D為政策變化前后的時間虛擬變量；Xit為控制變量；λi為時間固定效應(yīng)，μi為企業(yè)個體固定效應(yīng)。

本研究主要考察的變量是企業(yè)混改時間與政策虛擬變量的交叉值D×Treated，交叉值的回歸系數(shù)反映了國企混改是否提升了企業(yè)的生產(chǎn)率，如果系數(shù)顯著為正，則說明我國國企混合所有制改革顯著提升了企業(yè)生產(chǎn)率。另外，由于政策實(shí)施效果具有一定的滯后性，本研究認(rèn)為國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是具有滯后效應(yīng)的，因此參考鄭丹青［33］的做法，分別選取1、2、3、4 年作為滯后期，分析國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)影響與變化趨勢，其他變量定義與基準(zhǔn)模型一致。此外，參考李林木等［34］學(xué)者的研究經(jīng)驗(yàn)，以企業(yè)自身狀況、資金周轉(zhuǎn)與要素資源等方面設(shè)定控制變量。其中，企業(yè)年齡（Age）衡量企業(yè)自身發(fā)展?fàn)顩r，企業(yè)勞動力（Labor）與企業(yè)資本密集度（Capital）衡量企業(yè)要素資源，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）反映企業(yè)資金周轉(zhuǎn)情況。對企業(yè)勞動力與企業(yè)資本密集度取對數(shù)處理。

2.2 實(shí)證結(jié)果

為了準(zhǔn)確估計(jì)國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，在控制時間固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)后，利用PSM-DID 模型進(jìn)行分析，結(jié)果如表1 所示。表1 中，回歸（1）中被解釋變量是以O(shè)P 法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，結(jié)果顯示在未添加控制變量并控制時間固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)后，交叉項(xiàng)D×Treated 系數(shù)顯著為正并且在1%的水平上顯著；回歸（2）將被解釋變量換成LP 法測算的全要素生產(chǎn)率后，交叉項(xiàng)D×Treated 回歸系數(shù)與顯著性水平與回歸（1）的結(jié)果基本一致；同時，在回歸（3）（4）中添加了控制變量，考察交叉項(xiàng)D×Treated 的回歸結(jié)果，結(jié)果與回歸（1）（2）基本一致。這說明，與未發(fā)生混改的國有企業(yè)相比，進(jìn)行混合所有制改革的國有企業(yè)明顯提升了全要素生產(chǎn)率，也就是說國企混改的確顯著提高了企業(yè)的生產(chǎn)率水平。

表1 樣本國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率水平回歸分析

國企混改通過引入非國有資本有效注入了企業(yè)活力，實(shí)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。具體表現(xiàn)為：一方面，國企混改可以優(yōu)化要素資源配置效率。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)在融資渠道方面具有先天性優(yōu)勢［35］，而非國有企業(yè)具有較為完備、公平的創(chuàng)新激勵制度［36］，在市場競爭環(huán)境下，國企混改后企業(yè)在緩解融資壓力的同時，投資理性、專業(yè)技能豐富的民營資本家可以實(shí)現(xiàn)資源的有效調(diào)整，從而促進(jìn)企業(yè)要素配置效率，提升企業(yè)競爭力。另一方面，國企混改確實(shí)降低了企業(yè)的委托代理沖突。國企高管存在一定的政治風(fēng)險規(guī)避行為，企業(yè)創(chuàng)新的不確定性使得企業(yè)創(chuàng)新需要高管承擔(dān)較高的創(chuàng)新政治風(fēng)險［13］，造成企業(yè)創(chuàng)新積極性不高，但在非國有資本引入后，可以通過完善監(jiān)管機(jī)制，有效降低企業(yè)高管的利己性行為，企業(yè)生產(chǎn)率水平有效提升。

進(jìn)一步地，根據(jù)PSM-DID 模型對國企混改影響企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)效應(yīng)及變化趨勢進(jìn)行估計(jì)與分析?；貧w結(jié)果如表2 所示，在以O(shè)P 法計(jì)算的企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行回歸時，國企混改實(shí)施后第二年的企業(yè)生產(chǎn)率提升水平為0.367 且在1%水平上顯著，在實(shí)施后的第3 年、第4 年和第5 年時，國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用均在1%的水平下顯著為正，且系數(shù)分別為0.377、0.374、0.460?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著時間的推移，除滯后3 期后短期下調(diào)外，回歸系數(shù)整體呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢，說明國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用呈現(xiàn)穩(wěn)步的上升趨勢，在5 年后混改對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更為明顯。這可能是因?yàn)椋环矫妫?006—2008 年部分企業(yè)剛開始進(jìn)行混合所有制改革，混改的實(shí)施效果不夠明顯，且國有企業(yè)規(guī)模較大、生產(chǎn)周期較長，生產(chǎn)行為發(fā)生改變需要時間，短時間內(nèi)混改對企業(yè)生產(chǎn)率的提升作用很難一蹴而就；另一方面，隨著時間點(diǎn)推移，企業(yè)的生產(chǎn)行為隨著混改逐步發(fā)生改變，融資資金持續(xù)流入，原有低效率行為被改變，再加上混合所有制改革的政策性紅利不斷放大，最終促進(jìn)混改企業(yè)全要素生產(chǎn)率不斷提升?；谝陨蟽牲c(diǎn)，可以得出相比于對照組，混合所有制改革確實(shí)提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并呈現(xiàn)顯著的滯后效應(yīng)。

表2 樣本國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率水平動態(tài)回歸分析

表2（續(xù)）

3 作用機(jī)制：研發(fā)投入規(guī)模與股權(quán)制衡視角

3.1 研發(fā)投入規(guī)模視角

事實(shí)上，研發(fā)投入是國企混改影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素，創(chuàng)新投入規(guī)模的差異將在很大程度改變國企混改對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果與作用方式。一方面，企業(yè)創(chuàng)新行為具有高風(fēng)險性與長周期性，大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)可以為企業(yè)研發(fā)資本、人才投入、專利積累等創(chuàng)新資源提供長期持續(xù)性的資金支持，提高要素資源配置效率，并實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新投入的有效轉(zhuǎn)化；大規(guī)模的創(chuàng)新投入也可以進(jìn)一步豐富、完善企業(yè)的創(chuàng)新管理經(jīng)驗(yàn)，緩解企業(yè)對創(chuàng)新投入風(fēng)險的規(guī)避傾向，減少創(chuàng)新投入的無效損失［16］。因此，掌握大量創(chuàng)新資源的混合所有制企業(yè)不斷吸收創(chuàng)新資源并將其轉(zhuǎn)化為有競爭力的創(chuàng)新產(chǎn)品，進(jìn)一步強(qiáng)化企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)勢地位，實(shí)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。另一方面，混改后創(chuàng)新投入規(guī)模較小的企業(yè)對研發(fā)投入的支持強(qiáng)度有限，造成企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險性不斷增加，企業(yè)創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化能力不足；另外，小規(guī)模、非持續(xù)行的創(chuàng)新投入也不利于企業(yè)尋找與完善企業(yè)創(chuàng)新管理制度，進(jìn)一步限制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。此外，由于混改企業(yè)存在較為嚴(yán)重的代理成本問題［37］，因此大規(guī)模研發(fā)投入對混改企業(yè)創(chuàng)新的強(qiáng)化效果更容易抵消代理成本問題對企業(yè)生產(chǎn)率的不利影響。

進(jìn)一步地，國企混改對企業(yè)生產(chǎn)率的影響往往與企業(yè)所處市場結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，部分屬于諸如電力、燃?xì)?、運(yùn)輸、郵政、通信等壟斷性行業(yè)的國企在混改前后創(chuàng)新資源的投入轉(zhuǎn)化效果更為明顯，這是因?yàn)楫?dāng)企業(yè)處于激烈的競爭性市場時，短期的利潤最優(yōu)目標(biāo)與私人利益傾向可能會導(dǎo)致混改企業(yè)的無效率研發(fā)投入；相反，壟斷性行業(yè)的國企具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征［38］，更有利于發(fā)揮企業(yè)的創(chuàng)新資源優(yōu)勢。本研究將電力、燃?xì)狻㈣F路、航空交通運(yùn)輸業(yè)、煙草業(yè)、郵政、電信等關(guān)乎我國民生與經(jīng)濟(jì)命脈的行業(yè)定義為壟斷行業(yè)，該領(lǐng)域企業(yè)均為壟斷性企業(yè)，其余行業(yè)為非壟斷性行業(yè)。

因此，本研究預(yù)期，國企混改通過要素資源配置與委托-代理角度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度與企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模顯著相關(guān)。研發(fā)投入規(guī)模較大的混改企業(yè)更有利于實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資源吸收的有效轉(zhuǎn)化，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為明顯；同時，對于研發(fā)投入規(guī)模較大的國有企業(yè)來說，處于壟斷性行業(yè)在混改后更有利于企業(yè)創(chuàng)新。為了刻畫企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模差異，并在DID 實(shí)證模型中體現(xiàn)出不同企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模下國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，將企業(yè)研發(fā)投入指標(biāo)作為調(diào)節(jié)變量，同時參考范子英等［39］的做法，將調(diào)節(jié)變量創(chuàng)新投入放置在基準(zhǔn)模型中以考察結(jié)果是否顯著，得到具體模型（以下簡稱“檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀保┤缦拢?/p>

式（2）中：TFP_n表示由OP 法與LP 法測算的企業(yè)生產(chǎn)率；Innovation 為調(diào)節(jié)變量研發(fā)創(chuàng)新。

高蓓等［40］在研究中以專利授權(quán)數(shù)表示企業(yè)創(chuàng)新投入情況，但不同于專利授權(quán)數(shù)，研發(fā)投入更有利于刻畫企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入規(guī)模，也更容易體現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新投入意愿［41］，因此本研究利用研發(fā)資金作為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入規(guī)模的變量，控制變量等其他變量與基準(zhǔn)模型相同?！吨袊y(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2012—2014 年我國研發(fā)投入占生產(chǎn)總值（GDP）比重分別為1.93%、2.01%與2.04%，可以發(fā)現(xiàn)整體研發(fā)投入占GDP 比重約為2%。因此，為了定義企業(yè)不同研發(fā)投入規(guī)模的差異性，結(jié)合我國平均研發(fā)投入強(qiáng)度，界定大規(guī)模研發(fā)企業(yè)的研發(fā)資金占比（研發(fā)資金/營業(yè)收入）為2%以上，小規(guī)模研發(fā)企業(yè)的研發(fā)資金占比低于2%。

在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，本研究重點(diǎn)關(guān)注交叉項(xiàng)D×Treated×Innovaton 的系數(shù)與顯著性，不同研發(fā)規(guī)模下國企混改與企業(yè)全要素生產(chǎn)率如表3 所示。其中，從回歸（1）（4）結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在添加控制變量后，以O(shè)P 法測算的企業(yè)生產(chǎn)率，交叉項(xiàng)D×Treated×Innovaton 的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，這說明總體上看研發(fā)投入創(chuàng)新確實(shí)是混改提升企業(yè)生產(chǎn)率的重要路徑；另外，對比企業(yè)研發(fā)資金規(guī)模可以發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)交叉項(xiàng)D×Treated×Innovaton 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正且較大，說明大規(guī)模的創(chuàng)新投入強(qiáng)化了企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)勢地位，而小規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)交叉項(xiàng)D×Treated×Innovaton 的系數(shù)顯著為正但與大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)存在明顯差距，說明小規(guī)模的創(chuàng)新投入無法高效實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)化，資源配置的改善效果有限。另一方面，回歸（2）（3）結(jié)果顯示，參與國企混改并投入大規(guī)模研發(fā)資金的企業(yè)中，研發(fā)投入對壟斷性行業(yè)與非壟斷性行業(yè)混改企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)效果均在1%水平上顯著為正，說明不管是壟斷性企業(yè)還是非壟斷性企業(yè)在國企混改后，均可以通過大規(guī)模的研發(fā)創(chuàng)新提升企業(yè)生產(chǎn)率。但值得注意的是，相比于非壟斷性企業(yè)，研發(fā)投入對壟斷性企業(yè)生產(chǎn)率提升的效應(yīng)值更高。由于面臨更大的市場競爭壓力，非壟斷性混改企業(yè)在企業(yè)研發(fā)投入時更關(guān)注短期化利潤最大化目標(biāo)，企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率相對較低，難以彌補(bǔ)代理問題造成的創(chuàng)新效率損失，不利于顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。綜上，大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，而在壟斷性行業(yè)，大規(guī)模的創(chuàng)新投入更容易實(shí)現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化，因此基于投入研發(fā)視角的研究假設(shè)成立。

表3 不同研發(fā)規(guī)模下樣本國企混改與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

3.2 股權(quán)制衡視角

在企業(yè)治理中，均衡化的股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新起著至關(guān)重要的影響［42］。對于國有企業(yè)而言，單一股權(quán)的高度集中會促使企業(yè)權(quán)利膨脹［43］，提高大股東的利己行為，增加企業(yè)的創(chuàng)新投資風(fēng)險；而非國有股東又具有逐利天性［44］，國企混改后多元化的股權(quán)結(jié)構(gòu)則可以有效提升企業(yè)的資源配置效率。本研究認(rèn)為，對于大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)來說，股權(quán)制衡的創(chuàng)新效果與大股東的股權(quán)比重密切相關(guān)，股權(quán)多元化后存在一個相對較高的第一股東權(quán)重，可能更有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。一方面，盡管大股東股權(quán)比重較高會引起企業(yè)的代理成本問題，但是企業(yè)研發(fā)投入的創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力才是引起混改企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的關(guān)鍵因素，大股東的股權(quán)比重相對較高，可以有效實(shí)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入的創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率提升，發(fā)揮企業(yè)的創(chuàng)新資源優(yōu)勢?？傮w上，較高的大股東股權(quán)比重優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力對全要素生產(chǎn)率的提升效果大于代理成本問題對企業(yè)生產(chǎn)率的不利影響。另一方面，由于所有者決策對企業(yè)的創(chuàng)新行為起著至關(guān)重要的影響，我國國有企業(yè)的重大創(chuàng)新決策往往取決于大股東（尤其是控股股東），在股權(quán)多元化后，過度降低大股東股權(quán)比重不僅不能有效發(fā)揮大規(guī)模研發(fā)投入的創(chuàng)新資源優(yōu)勢，反而會降低企業(yè)創(chuàng)新決策的執(zhí)行效率。事實(shí)上，混改后保持大股東相對較高的股權(quán)比重，企業(yè)更有利于發(fā)揮投資者保護(hù)作用［45］，控股股東對小股東及非國有資本的利益侵害行為將被有效避免，同時非國有資本的監(jiān)督效果被放大，企業(yè)的創(chuàng)新效率顯著提升。因此，本研究認(rèn)為，對于大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)而言，適度降低大股東權(quán)重并保持第一大股東維持較高的權(quán)重比例更有利于發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新資源優(yōu)勢，提升混改企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

為了考察大規(guī)模研發(fā)投入下混改企業(yè)不同股權(quán)比重對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，先基于企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模差異篩選出大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)，以第一大股東股權(quán)比重作為衡量企業(yè)大股東股權(quán)比重的指標(biāo)，并利用PSM-DID 模型實(shí)證分析大股東不同權(quán)重下國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。在此模型中，本研究重點(diǎn)關(guān)注交互項(xiàng)D×Treated 的系數(shù)與顯著性。由于股東股權(quán)為50%時具有較強(qiáng)的企業(yè)控制權(quán)，因此，為了更準(zhǔn)確界定大股東權(quán)重的大小，將第一大股東權(quán)重在50%～75%之間界定為較高的大股東權(quán)重，比較其回歸結(jié)果與第一大股東權(quán)重小于50%的顯著系數(shù)。結(jié)果如表4 所示，大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)中，第一大股東權(quán)重在50%～75%時，國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果在5%水平上顯著為正；而第一大股東權(quán)重小于50%時，交叉項(xiàng)D×Treated 的系數(shù)在10%的水平上顯著為正但顯著小于前者，說明國企混改后大股東股權(quán)比重維持較高水平時更有利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)大規(guī)模研發(fā)投入的創(chuàng)新轉(zhuǎn)化，發(fā)揮企業(yè)的創(chuàng)新資源優(yōu)勢，而大股東權(quán)重過低對于混改企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果一般。

表4 大規(guī)模研發(fā)企業(yè)股權(quán)差異下樣本國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率

國企混改雖然可以在一定程度上降低企業(yè)的代理成本問題，提高企業(yè)對大股東的監(jiān)管能力［1］，提升企業(yè)資源配置效率，但并不是大股東權(quán)重越低越有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，當(dāng)大股東權(quán)重降低到引起企業(yè)股權(quán)失衡時，可能會造成企業(yè)創(chuàng)新決策的短視行為，規(guī)避更有利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的長期性創(chuàng)新投資，造成企業(yè)的大規(guī)模研發(fā)投入方向不明確，從而不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。相比之下，國企性質(zhì)不同于民營企業(yè)，大股東股權(quán)比重相對較高時所引發(fā)的企業(yè)大股東侵占問題并不明顯，企業(yè)的創(chuàng)新投資行為由大股東主導(dǎo)，大股東如能著眼于長遠(yuǎn)考慮則更有利于發(fā)揮大規(guī)模研發(fā)投入的創(chuàng)新資源優(yōu)勢，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)能力也高于大股東股權(quán)侵占所引起的企業(yè)創(chuàng)新效率損失。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于本研究采用的是倍差法，在實(shí)證分析中倍差法容易受到兩種因素的影響。其一是實(shí)驗(yàn)組與對照組數(shù)據(jù)的選取問題，倍差法的前提條件是實(shí)驗(yàn)組與對照組在受到政策沖擊前必須具有相似的變化趨勢，若變化趨勢不一致則不能準(zhǔn)確分析政策沖擊效應(yīng)；其次便是窗口期的選擇問題，由于政策實(shí)施存在一定的時滯性，因而需要通過改變窗口期的選擇范圍來檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。為了證明樣本處理組與實(shí)驗(yàn)組全要素生產(chǎn)率在政策實(shí)施前具有相似的變化趨勢，采用證偽實(shí)驗(yàn)，即反事實(shí)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)。具體做法為：假設(shè)在2008 年后實(shí)施了國企混改政策，觀察交互項(xiàng)的顯著系數(shù)，若非顯著，則可以證明實(shí)驗(yàn)組與對照組在政策沖擊前具有相同變化趨勢的假說；若顯著，則不能滿足這一假說。選取2005—2012 年作為樣本范圍，并分別選取2010、2011 年為虛假的政策年份進(jìn)行回歸，表5 給出了反事實(shí)檢驗(yàn)的結(jié)果。結(jié)果顯示未區(qū)分企業(yè)研發(fā)規(guī)模時，添加控制變量后交互項(xiàng)系數(shù)不顯著；進(jìn)一步區(qū)分企業(yè)研發(fā)規(guī)模進(jìn)行分類回歸，交互項(xiàng)系數(shù)依然不顯著。說明樣本實(shí)驗(yàn)組與對照組符合政策實(shí)施前具有共同變化趨勢這一假定。

表5 樣本國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率反事實(shí)檢驗(yàn)

表5（續(xù)）

此外，表1 中選擇全樣本回歸，即將2005—2017 年企業(yè)納入回歸中考察國企混改政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，為了消除窗口期的選擇對實(shí)驗(yàn)的影響，重新設(shè)定窗口期進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由表6 可見，逐漸減少樣本年限，此時，交互項(xiàng)的顯著系數(shù)與顯著性與表1 回歸（3）的結(jié)果基本一致。此外，為了檢驗(yàn)表3 回歸中關(guān)于研發(fā)規(guī)模對實(shí)證結(jié)果的影響效果，設(shè)定2005—2016 年為新的樣本區(qū)間，分別回歸大規(guī)模研發(fā)企業(yè)與小規(guī)模研發(fā)企業(yè)混改對全要素生產(chǎn)率的影響情況。由表6 可見，區(qū)分研發(fā)規(guī)模后，大、小規(guī)模研發(fā)企業(yè)交叉項(xiàng)D×Treated×Innovation 的回歸結(jié)果與表3 得出的結(jié)論基本一致，說明研發(fā)投入規(guī)模確實(shí)是國企混改提升全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵路徑。

表6 樣本國企混改與企業(yè)生產(chǎn)率改變時間窗寬檢驗(yàn)

5 進(jìn)一步討論：國企混改的最優(yōu)方向選擇

近年來，就何種混改方向最有利于企業(yè)創(chuàng)新，學(xué)術(shù)界關(guān)于“國進(jìn)民退”還是“國退民進(jìn)”的爭論持續(xù)不斷，如Jefferson 等［46］和張五常［47］基于民營企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)勢，強(qiáng)調(diào)民營化應(yīng)成為國企混改的最優(yōu)路徑，但也有學(xué)者認(rèn)為保持國有股權(quán)的大股東地位不僅可以提升企業(yè)創(chuàng)新，還可以避免國有資產(chǎn)的流失［48］。本研究以上證實(shí)了研發(fā)投入規(guī)模與股權(quán)結(jié)構(gòu)制衡是國企混改下影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵路徑，那么，在此背景下，不同研發(fā)投入規(guī)模下國有資本的最優(yōu)比重是否會存在差異？回答這個問題，不僅可以回答“國退民進(jìn)”還是“國進(jìn)民退”的爭議，還可以為后續(xù)針對性的政策制定提供理論分析。

理論上分析，研發(fā)投入規(guī)模是國企混改影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素，也是確立國企混改最優(yōu)方向的重要依據(jù)。相比之下，對于大規(guī)模研發(fā)投入的混改企業(yè)而言，國有股比重較高可能更有利于企業(yè)創(chuàng)新，而非國有股比重較高可能更有利于小規(guī)模研發(fā)投入企業(yè)創(chuàng)新。就大規(guī)模研發(fā)投入企業(yè)而言，創(chuàng)新投入支持的持續(xù)性與創(chuàng)新活動的經(jīng)濟(jì)資源是降低創(chuàng)新風(fēng)險、提高企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)鍵因素。一方面，由于利益需求、風(fēng)險偏好的差異性，相比同質(zhì)股東，異質(zhì)性股東之間的創(chuàng)新決策容易產(chǎn)生分歧，不僅會削弱研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)效果，還會提高企業(yè)的創(chuàng)新風(fēng)險，國有股東保持較高股權(quán)更有利于保證研發(fā)投入的有效轉(zhuǎn)化；另一方面，國有股權(quán)充分參與企業(yè)創(chuàng)新決策可以保證企業(yè)與政府部門的緊密聯(lián)系，企業(yè)所獲得的研發(fā)資源、融資支持等社會財(cái)富更多，不僅提高了混改企業(yè)創(chuàng)新的積極性，還可以降低大規(guī)模研發(fā)投入的高風(fēng)險，若民營化程度過高，企業(yè)承擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險能力下降，利益最大化需求反而會降低企業(yè)的創(chuàng)新投入。對于小規(guī)模研發(fā)投入混改企業(yè)而言，相對靈活的管理機(jī)制與企業(yè)家精神可能更有利于提高企業(yè)的研發(fā)成功率和市場競爭能力，隨著民營資本比重逐步提高，利益最大化的傾向促使非國有股東進(jìn)一步強(qiáng)化對企業(yè)創(chuàng)新行為的激勵與監(jiān)督，減少由國有資本利益侵占所造成的全要素生產(chǎn)率損失；另外，在研發(fā)規(guī)模一定時，民營資本企業(yè)家精神對縮短研發(fā)周期與提高研發(fā)效率的作用可能更有利于提高生產(chǎn)率，若是國有資本比重過高，盡管緩解了部分融資壓力、增加了企業(yè)投資規(guī)模，但考慮到小規(guī)模研發(fā)投入對提升企業(yè)創(chuàng)新的效果有限，國企混改后可能無法改善委托代理問題所引發(fā)的創(chuàng)新效率損失。

為區(qū)分不同研發(fā)投入規(guī)模下最有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的混改方向，基于研發(fā)投入規(guī)模將混改企業(yè)分為大規(guī)模研發(fā)企業(yè)與小規(guī)模研發(fā)企業(yè)。對于大規(guī)模研發(fā)企業(yè)，如表7 所示，國有股比重較高時，交叉項(xiàng)D×Treated 顯著為正且國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)較高，而國有股比重小于50%時該回歸系數(shù)較低。這一結(jié)果表明，國有股比重在50%～75%之間時，大規(guī)模研發(fā)企業(yè)混改后對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效果更為明顯，國企民營化并不是所有國有企業(yè)混改的最優(yōu)方向。

表7 大規(guī)模研發(fā)企業(yè)不同國有股比重分樣本回歸

表8 表示不同國有股比重下小規(guī)模研發(fā)企業(yè)混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示與大規(guī)模研發(fā)企業(yè)一致，國有股比重在小于25%與介于25%～75%之間時交互項(xiàng)D×Treated 顯著為正，但是國有股比重較低時國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)較高，而國有股比重相對較高時回歸系數(shù)相對較低，表明國有股比重相對較低時小規(guī)模研發(fā)企業(yè)混改后對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效果更為明顯。

表8 小規(guī)模研發(fā)企業(yè)不同國有股比重分樣本回歸分析

可見，國企混改的最優(yōu)方向不能簡單歸結(jié)為國有資本或非國有資本比重的確立，也不能以此為根據(jù)選擇“國進(jìn)民退”或是“國退民進(jìn)”的政策方針。本研究認(rèn)為，在黨的十八屆三中全會提出發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，強(qiáng)調(diào)市場在資源配置中的決定性作用的基礎(chǔ)上，根據(jù)企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模制定有針對性的混改政策可能更有利于實(shí)現(xiàn)國有資本與非國有資本的協(xié)同合作，也是提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵措施。

6 結(jié)論與政策建議

6.1 結(jié)論

如何引導(dǎo)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、激活國有企業(yè)創(chuàng)新活力已成為當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新升級的重要話題，本研究試圖從一個嶄新的視角考察混合所有制企業(yè)在不同研發(fā)投入規(guī)模下的創(chuàng)新差異，從而剖析股權(quán)制衡對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響以及國企混改的最優(yōu)方向選擇問題。為此，基于2005—2018 年A 股部分上市企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM-DID 模型研究國企混改對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)影響，并深入考察混改提升企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)鍵路徑。實(shí)證發(fā)現(xiàn)：（1）就整體來說，國企混改顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并總體呈現(xiàn)遞增的動態(tài)影響趨勢；（2）在區(qū)分創(chuàng)新投入規(guī)模后，混改政策對不同研發(fā)規(guī)模企業(yè)表現(xiàn)出不同的政策效果，對大規(guī)模研發(fā)企業(yè)具有顯著的創(chuàng)新促進(jìn)效果，對壟斷性行業(yè)企業(yè)的政策效果尤為明顯；（3）大規(guī)模研發(fā)企業(yè)適度降低并保持較高的第一股東權(quán)重更有利于發(fā)揮企業(yè)的創(chuàng)新資源優(yōu)勢、提升生產(chǎn)率；（4）不同研發(fā)規(guī)模下企業(yè)的最優(yōu)混改方向存在明顯差異，大規(guī)模研發(fā)企業(yè)國有資本比重處于50%～75%時更有利于提升企業(yè)生產(chǎn)率，小規(guī)模研發(fā)企業(yè)國有資本比重小于25%時提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果更為明顯。

6.2 政策建議

本研究表明，推動國有企業(yè)混合所有制改革，企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模與股權(quán)制衡是不可忽視的兩個重要因素，這可為國有企業(yè)“抓大放小”改革提供思路參考，以推動實(shí)現(xiàn)國有企業(yè)真正做大多強(qiáng)?；诖?，提出如下政策建議：

（1）深化國有企業(yè)混改，重點(diǎn)推動大規(guī)模研發(fā)企業(yè)所有制改革，在促進(jìn)股權(quán)多元化的同時保持較高的國有股比重，充分發(fā)揮大規(guī)模研發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)勢。當(dāng)前壟斷性行業(yè)具有提升全要素生產(chǎn)率的巨大潛力，重點(diǎn)是適度降低并保持較高的國有資本比重、放大國有資本功能，將企業(yè)的內(nèi)部資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新優(yōu)勢，提高壟斷性行業(yè)的創(chuàng)新效率。

（2）優(yōu)化激勵考核制度，建立以科學(xué)與高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向的創(chuàng)新激勵制度。由于部分企業(yè)受到短期政績考核的影響，國有企業(yè)的發(fā)展方式并未充分考慮企業(yè)創(chuàng)新。基于此，一方面，應(yīng)構(gòu)建以高質(zhì)量發(fā)展與綠色高效發(fā)展為目標(biāo)的長期經(jīng)濟(jì)建設(shè)考核標(biāo)準(zhǔn)；另一方面，應(yīng)在保持大股東權(quán)重的前提下推動國有企業(yè)股權(quán)多元化改革，充分發(fā)揮民營資本在企業(yè)創(chuàng)新中的優(yōu)化作用。

（3）根據(jù)研發(fā)投入規(guī)模，采取差異化的混改政策。并不是所有混改企業(yè)都適合民營化，也不是所有企業(yè)均需要保持國有資本控制地位。對于有能力實(shí)現(xiàn)大規(guī)模研發(fā)投入的國有企業(yè)，需要保持國有資本優(yōu)勢比重，并合理利用經(jīng)濟(jì)資源優(yōu)勢，強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新優(yōu)勢；而針對小規(guī)模研發(fā)企業(yè)，可以加快推動民營化改革，通過改善委托代理問題提高企業(yè)生產(chǎn)率。