混合所有制改革、政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新
——基于雙重/無偏機(jī)器學(xué)習(xí)方法

何錦安，彭方平，謝秀英

(1.中山大學(xué)管理學(xué)院，廣東廣州 510275；2.廣東工業(yè)大學(xué)法學(xué)院，廣東廣州 510520)

1 研究背景

當(dāng)前推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革是深化國有企業(yè)改革的重要路徑。傳統(tǒng)的觀點(diǎn)認(rèn)為，國有企業(yè)因產(chǎn)權(quán)屬性造成的委托代理與預(yù)算軟約束問題，使得國有企業(yè)一直存在著創(chuàng)新動力不足、創(chuàng)新工作效率低下、科技人才尖端不足等頑疾，限制了國有企業(yè)的發(fā)展與提升［1-2］。相反，民營企業(yè)擁有產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)清晰與市場競爭充分的雙重優(yōu)勢，能促使民營企業(yè)保持較高的創(chuàng)新能力［3］。那么，由此所提出的問題是，國有企業(yè)通過混合所有制改革引入民營股東是否能有效地提升企業(yè)創(chuàng)新水平？引入不同特征的民營股東，特別是具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新水平影響是否具有差異性？如何對國有企業(yè)混合所有制改革效果做有效評估，特別是混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響評估，進(jìn)而對上述問題做出回答，無疑具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值和應(yīng)用價(jià)值。遺憾的是，現(xiàn)有關(guān)于我國國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新績效的評估研究，無法給出令人信服的答案。

基于此，本文旨在研究國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，同時(shí)，考慮到具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東可能帶來的公司治理的影響，本文引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)情況對企業(yè)創(chuàng)新水平的差異性影響，這是該領(lǐng)域研究的有益補(bǔ)充。具體地，本文基于2008—2019 年國有上市企業(yè)混合所有制改革樣本數(shù)據(jù)，使用雙重/無偏機(jī)器學(xué)習(xí)方法（double/debiased machine learning，DML），系統(tǒng)考察混合所有制改革、政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系［4］。研究結(jié)果表明，在其他條件相同的情況下，國有企業(yè)混合所有制改革不僅顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量，而且也顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量；同時(shí)，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東能進(jìn)一步提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。進(jìn)一步機(jī)制研究表明，國有企業(yè)混合所有制改革通過提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度與改善創(chuàng)新效率兩途徑促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：（1）研究主題方面，與多數(shù)研究聚焦混合股權(quán)的多樣性、融合程度以及控制權(quán)轉(zhuǎn)移等的影響不同，本文系統(tǒng)考察了國有企業(yè)混合所有制改革事件對創(chuàng)新水平的影響。另外，與以往的研究聚焦國有企業(yè)高管的政治關(guān)聯(lián)不同，本文關(guān)注的是所引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)情況對企業(yè)創(chuàng)新水平的差異性影響。據(jù)筆者所知，這在國內(nèi)外研究中尚屬首次。同時(shí)，本文進(jìn)一步提出并實(shí)證檢驗(yàn)國有企業(yè)混合所有制改革促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的兩種作用機(jī)制，即國有企業(yè)混合所有制改革通過提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度與改善創(chuàng)新效率兩途徑促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。（2）研究方法方面，不同于已有文獻(xiàn)通常使用傳統(tǒng)的計(jì)量回歸模型，本文使用更為前沿的DML 方法進(jìn)行實(shí)證研究。近年來，機(jī)器學(xué)習(xí)驅(qū)動背景下的計(jì)量政策評估模型取得較快發(fā)展，DML方法正是在此背景下誕生的前沿方法，因此其日益受到政策評估計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究者的重視［5-6］。DML 方法能夠有效克服傳統(tǒng)線性方法的不足。一方面，DML 方法為非參數(shù)回歸，不需要預(yù)設(shè)函數(shù)，避免了傳統(tǒng)參數(shù)回歸方法（例如線性回歸）預(yù)設(shè)變量間的函數(shù)形式從而容易帶來函數(shù)誤設(shè)（misspecified）偏誤問題。此外，傳統(tǒng)線性回歸中不適用于大樣本多變量的情景，這會帶來維數(shù)詛咒、多重共線性，以及關(guān)鍵協(xié)變量控制有限等問題，從而造成估計(jì)有偏。另一方面，該模型的工具變量函數(shù)在保證估計(jì)有效性的同時(shí)，也修正了機(jī)器學(xué)習(xí)估計(jì)難以避免的正則偏誤，得到無偏、有效的處理效應(yīng)。因此，本文的研究結(jié)論將更可靠與穩(wěn)健。

本文后續(xù)的論述框架如下：第二部分回顧相關(guān)研究進(jìn)展與闡述相關(guān)的研究假設(shè)；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源、變量定義、模型介紹和描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分給出實(shí)證結(jié)果與分析；第五部分進(jìn)一步探討分析混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響機(jī)制；最后一部分為研究結(jié)論與啟示。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新

目前，學(xué)術(shù)界對國有企業(yè)存在著一些制約企業(yè)創(chuàng)新的因素基本達(dá)成共識。一方面是國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性對其造成嚴(yán)重的委托代理與預(yù)算軟約束等問題，進(jìn)而往往忽略企業(yè)的創(chuàng)新活動；另一方面是政治屬性帶來的市場化程度不足一定程度上限制了國有企業(yè)創(chuàng)新活動的開展。反觀民營企業(yè)，其無論是在創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新產(chǎn)出均全方位優(yōu)于國有企業(yè)。那么，國有企業(yè)通過引入民營資本進(jìn)行混合所有制改革能否提升企業(yè)創(chuàng)新？國有企業(yè)所有制改革可以讓企業(yè)在保持資源優(yōu)勢同時(shí)充分吸收非國有資本的經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)，解放企業(yè)的創(chuàng)新動力。首先，混合所有制改革有助于國有企業(yè)所有者虛置以及“一股獨(dú)大”導(dǎo)致的委托代理問題的解決。一方面，民營股東的加入是一定程度上的“所有者填補(bǔ)”，能有效地解決國有企業(yè)所有權(quán)不清晰的問題［7］。另一方面，民營股東出于自身利益的考慮，具備強(qiáng)有力的動機(jī)對國有企業(yè)高管形成監(jiān)督，并積極干預(yù)企業(yè)的日程經(jīng)營活動［8］。同時(shí)，民營股東能利用自身先進(jìn)的治理經(jīng)驗(yàn)，推動企業(yè)激勵約束機(jī)制和內(nèi)控制度的完善，為創(chuàng)新活動提供良好的內(nèi)部環(huán)境［9］。其次，混合所有制改革有助于釋放國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，減輕預(yù)算軟約束并提升市場化水平。一方面，民營股東的逐利本性會驅(qū)使他們加大對國有企業(yè)經(jīng)營的參與，避免企業(yè)把資源集中在“政治競賽”和“面子工程”上，為創(chuàng)新這類有利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的項(xiàng)目提供支撐。在這過程中，政府的角色從“控制”向“配置”發(fā)生轉(zhuǎn)變［10］。另一方面，國有企業(yè)在混合所有制改革過程中往往伴隨著市場化改革，在吸收市場化經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)得到完善，資本結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化［11］。解維敏［12］研究發(fā)現(xiàn)股東股份比例多樣性能顯著提高國有企業(yè)的研發(fā)投入，且私有股東對提升企業(yè)研發(fā)投入的效果更明顯；同時(shí)，混合所有制改革對中央國有企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用更為顯著。Zhang 等［13］則發(fā)現(xiàn)，對于不同行業(yè)、不同地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有異質(zhì)性。遺憾的是，多數(shù)學(xué)者主要關(guān)注的是混合所有制改革過程中混合股權(quán)的多樣性、融合程度以及控制權(quán)轉(zhuǎn)移等的影響，很少學(xué)者基于混合所有制改革這一事件展開研究。其次，從研究方法來看，以往的研究者多數(shù)采用的線性回歸模型，其必須基于線性假設(shè)。若變量之間不滿足線性假設(shè)的關(guān)系會出現(xiàn)估計(jì)不準(zhǔn)確的問題。本文所使用的DML 方法可在不對變量間的關(guān)系做任何假設(shè)的前提下得到準(zhǔn)確的估計(jì)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，一方面，混合所有制改革有利于國有企業(yè)所有者虛置以及“一股獨(dú)大”導(dǎo)致的委托代理問題的解決，而民營股東出于利益自身考慮，也會積極參與企業(yè)的運(yùn)轉(zhuǎn)監(jiān)督。另一方面，混合所有制改革有助于釋放國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，減輕預(yù)算軟約束并提升市場化競爭水平。本文認(rèn)為：一方面，國有企業(yè)擁有最豐富的創(chuàng)新資源，在緊貼市場上的尖端技術(shù)方面有突出優(yōu)勢；另一方面，混合所有制改革中引入的民營股東往往是行業(yè)中的佼佼者，擁有先進(jìn)的專利與管理經(jīng)驗(yàn)。國有資本與民營資本相互混合后能夠取長補(bǔ)短，發(fā)揮各自的優(yōu)勢，促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。

基于上述基本事實(shí)，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用。

2.2 引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新

政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系是近年來受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。目前，學(xué)術(shù)界在解釋政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響存在不同的結(jié)論。政治關(guān)聯(lián)抑制論認(rèn)為維護(hù)政治關(guān)系的尋租行為會對企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生資源詛咒。一方面，企業(yè)容易陷入資源獲取的陷阱，不斷耗費(fèi)大量的人力、物力以及財(cái)力與政府建立政治聯(lián)系，不利于創(chuàng)新活動的發(fā)展；另一方面，政府為了政績考慮，可能會要求政治關(guān)聯(lián)度高的企業(yè)承擔(dān)一部分社會責(zé)任，這會擠出企業(yè)的正常創(chuàng)新活動［14］。徐業(yè)坤等［15］應(yīng)用非國有上市企業(yè)的樣本展開實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)會因?yàn)檎母深A(yù)而放棄研發(fā)投資活動。袁建國等［16］使用非國有上市企業(yè)數(shù)據(jù)驗(yàn)證了政治關(guān)聯(lián)的資源詛咒現(xiàn)象，指出企業(yè)與政府的聯(lián)系不僅擠出了研發(fā)投資，而且阻礙了企業(yè)市場化競爭水平的提高。而“促進(jìn)論”支持者則認(rèn)為政治關(guān)聯(lián)會降低企業(yè)獲取創(chuàng)新資源的各種交易成本。游家興等［17］研究指出，與政府的良好關(guān)系是企業(yè)高管的一項(xiàng)稀有社會資源，其一定程度上提升了高管在企業(yè)經(jīng)營中的話語權(quán)，更有意愿主導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動。于蔚等［18］研究發(fā)現(xiàn)政治性的聯(lián)系能夠幫助非國有企業(yè)走出融資困境。一方面，政治關(guān)聯(lián)隱含著政府庇護(hù)以及企業(yè)質(zhì)量良好的信號，具有政治關(guān)聯(lián)的中小型民營企業(yè)更容易得到融資機(jī)構(gòu)的信賴；另一方面，與政府保持良好的關(guān)系，更容易得到政府的財(cái)政補(bǔ)貼與稅收優(yōu)惠。

根據(jù)資源依賴?yán)碚?，個體企業(yè)的任何經(jīng)營活動，都離不開與其他組織以及外部環(huán)境的持續(xù)交互，以獲取必要的資源。企業(yè)創(chuàng)新活動具有成本高、周期長和風(fēng)險(xiǎn)大的特點(diǎn)，對資源的需求更加多，要求也更加苛刻。對于民營企業(yè)來說，政治關(guān)聯(lián)就在一定程度上緩解了其獲取創(chuàng)新資源的交易成本，也就是具有政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)更有可能在創(chuàng)新方面有所發(fā)展。本文認(rèn)為，在混合所有制改革中引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東也更能夠給國有企業(yè)帶來創(chuàng)新的經(jīng)驗(yàn)、成果以及人才。此外，具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東擁有更多的話語權(quán)，能在國有企業(yè)中起到更大的制衡作用。同時(shí)，具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東因其自身的政治背景，更容易與國有股東形成互信關(guān)系，促進(jìn)股權(quán)的融合，更加有效率地建立起先進(jìn)的企業(yè)治理結(jié)構(gòu)以及各項(xiàng)制度，形成權(quán)力的制衡。

基于上述基本事實(shí)，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

3 研究設(shè)計(jì)

本節(jié)設(shè)計(jì)相關(guān)實(shí)證以檢驗(yàn)上述推論。首先，介紹數(shù)據(jù)來源；其次，介紹模型變量；然后，介紹基于DML 方法構(gòu)建的模型；最后，給出變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文研究國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，選取了2008—2019 年我國滬深A(yù) 股國有上市企業(yè)作為樣本。本文選取2008 年作為起始年份的原因?yàn)椋?007 年年底上市企業(yè)股權(quán)分置改革才基本完成，此前民營股東難有機(jī)會進(jìn)入國有上市企業(yè)，因此選取后股權(quán)分置改革時(shí)期為研究期間。此外，對于民營股東的政治關(guān)聯(lián)相關(guān)數(shù)據(jù)，本文主要通過年報(bào)信息以及互聯(lián)網(wǎng)查詢手工整理獲得。

本文研究主要數(shù)據(jù)來源于CSMAR 國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫與Wind 金融終端。初始數(shù)據(jù)的篩選過程如下：（1）剔除金融類企業(yè)；（2）剔除ST 等類型企業(yè)；（3）為了避免異常值的影響，對關(guān)鍵的連續(xù)變量采取最大和最小1%的縮尾（Winsorize）處理。經(jīng)過以上步驟，本文最后獲得了539 家企業(yè)組成的非平衡面板數(shù)據(jù)，其中164 家混合所有制改革的國有企業(yè)存在政治關(guān)聯(lián)的民營股東，375 家混合所有制改革的國有企業(yè)不存在此類型的民營股東。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

根據(jù)我國《專利法》的分類，專利主要分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利以及外觀設(shè)計(jì)專利這三類。通常地，發(fā)明專利所體現(xiàn)的創(chuàng)新能力最強(qiáng)，與企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營具有更大的相關(guān)性，實(shí)用新型專利次之，外觀設(shè)計(jì)專利最弱。

考慮到相對于專利授權(quán)年份，專利申請年份在衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出上更具有時(shí)效性，參考Fang 等［19］、顧夏銘等［20］、何瑛等［21］的做法，本文使用專利申請數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。具體地，本文采用企業(yè)當(dāng)年三類專利申請總量加1 的對數(shù)值（Patent）作為創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的衡量指標(biāo)。考慮到發(fā)明專利在三類專利中創(chuàng)新性最強(qiáng)，本文采用企業(yè)當(dāng)年發(fā)明專利申請量加1 的對數(shù)值（Invent）作為創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的衡量指標(biāo)。本文同時(shí)采用實(shí)用新型專利與外觀設(shè)計(jì)專利（即非發(fā)明專利）申請量之和加1 的對數(shù)值（NonInvent）作為對比。

為避免反向因果問題并考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出的滯后性，上述被解釋變量統(tǒng)一采用 期數(shù)據(jù)。

3.2.2 解釋變量

（1）國有企業(yè)混合所有制改革。本文將國有企業(yè)混合所有制改革定義為國有企業(yè)中國有資本占比從100%減少到小于100%的過程。對于資本性質(zhì)的確定，本文將除國有資本外的資本統(tǒng)稱為民營資本。具體地，本文將國有企業(yè)首次向民營股東增發(fā)時(shí)間所處年份作為分界線，設(shè)置國有企業(yè)混合所有制改革事件虛擬變量（Event）。如果年份在該分界線之后，則取值為1，說明該國有企業(yè)已經(jīng)進(jìn)行了混合所有制改革；否則取值為0。

（2）政治關(guān)聯(lián)。參照Conyon 等［22］、楊星等［23］的做法，設(shè)置政治關(guān)聯(lián)虛擬變量（Polcon）。若國有企業(yè)混合所有制改革中引入的民營股東所對應(yīng)的民營企業(yè)高管或?qū)嶋H控制人擔(dān)任各級人大代表或者政協(xié)委員，則取值為1，說明該民營股東具有政治關(guān)聯(lián)；否則取值為0。

3.2.3 控制變量

除國有企業(yè)混合所有制改革事件外，企業(yè)創(chuàng)新水平還可能受其他因素的影響。參考顧夏銘等［20］、何瑛等［21］、溫軍等［24］學(xué)者的研究設(shè)計(jì)，本文還控制一系列影響企業(yè)創(chuàng)新水平的變量，主要包括以下幾個分類：（1）企業(yè)特征變量：企業(yè)規(guī)模（Lnsize）、企業(yè)成立年限（Lnage）、資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）、流動比率（CR）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)收入增長率（Growth）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、賬面市值比（MB）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、托賓Q 值（Tq）、股票年回報(bào)率（Return）；（2）企業(yè)特征變量：獨(dú)立董事占比（Indep）、董事會規(guī)模（Board）、監(jiān)事會規(guī)模（Sup）、第一大股東持股比率（Top1）、CEO 與董事長兩職合一（Dual）；（3）行業(yè)變量：赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）、赫芬達(dá)爾指數(shù)的平方項(xiàng)（HHI2）、行業(yè)固定效應(yīng)（Industry）；（4）其他變量：年度固定效應(yīng)（Year）、省份固定效應(yīng)（Province）。

相關(guān)變量的計(jì)算說明見下表1 所述。

表1 變量定義

3.3 模型構(gòu)建

本文研究的是國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響。事實(shí)上，企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)特征、行業(yè)發(fā)展等協(xié)變量相關(guān)，因此如果不對這些協(xié)變量加以控制，則很難有效識別國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新的真正影響。遺憾的是，傳統(tǒng)計(jì)量模型、方法很難有效處理樣本量有限情況下的高維數(shù)據(jù)問題，主要原因是其容易帶來維數(shù)詛咒、多重共線性，以及關(guān)鍵協(xié)變量控制有限等問題，進(jìn)而造成估計(jì)偏差。而對于機(jī)器學(xué)習(xí)模型，其可在高維數(shù)的情況下得到模型的有效估計(jì)，因此其可避免維數(shù)的詛咒問題。然而，機(jī)器學(xué)習(xí)模型常用的降維思路是引入正則項(xiàng)，這種操作雖能夠降低方差卻也帶來了估計(jì)的偏誤，即正則偏誤（regularization biases）問題。Chernozhukov 等［4］提出的DML 方法，通過在輔助方程中二次使用機(jī)器學(xué)習(xí)模型的方式去消除正則偏誤。該方法的優(yōu)勢在于，其一是打破了傳統(tǒng)線性回歸中控制變量過多產(chǎn)生的維數(shù)詛咒問題；其二是不需要預(yù)設(shè)變量間關(guān)系，無參數(shù)的機(jī)器學(xué)習(xí)模型可以處理非線性關(guān)系從而提高估計(jì)的準(zhǔn)確性。

對于假設(shè)1，本文基于DML 方法構(gòu)造部分線性回歸（partially linear regression，PLR）模型來進(jìn)行實(shí)證分析，檢驗(yàn)國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響。具體如下：

其中，為總樣本量。

對于假設(shè)2，本文同樣采用PLR 模型進(jìn)行實(shí)證分析，檢驗(yàn)國有企業(yè)混合所有制改革引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新的差異性影響。具體如下：

3.4 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 給出了全樣本以及混合所有制改革前后樣本的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，衡量企業(yè)創(chuàng)新的三個代理變量Patent、Invent、NonInvent 的標(biāo)準(zhǔn)差比較大，這表明國有企業(yè)在創(chuàng)新績效方面存在著較大的差異。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，樣本中企業(yè)的各項(xiàng)特征也存在著一定的差異，從側(cè)面說明了控制變量的設(shè)置存在著合理性。由混合所有制改革前后樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，相對于混合所有制改革前，衡量企業(yè)創(chuàng)新的三個代理變量Patent、Invent、NonInvent 的平均值均有不同程度地上升，這說明了國有企業(yè)混合所有制改革能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的提升，但這一結(jié)論有待下文通過實(shí)證結(jié)果來進(jìn)一步研究分析。另外，混合所有制改革前后樣本的控制變量，從均值和標(biāo)準(zhǔn)差來看總體上比較接近（混合所有制改革后的樣本都在靠后的年份，企業(yè)的發(fā)展和混合所有制改革的特有屬性導(dǎo)致了個別變量差別較大）。

表2 全樣本以及混合所有制改革前后樣本的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 給出了以民營股東政治關(guān)聯(lián)情況分類的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由分類后的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，民營股東具有政治關(guān)聯(lián)的樣本在企業(yè)創(chuàng)新上的表現(xiàn)相對較好，說明國有企業(yè)引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東將更具有創(chuàng)新能力。由于這一結(jié)果只是初步的統(tǒng)計(jì)特征，因此民營股東的政治關(guān)聯(lián)在混合所有制改革與國有企業(yè)創(chuàng)新當(dāng)中的影響有待下文實(shí)驗(yàn)結(jié)果的進(jìn)一步確定。另外，其他的控制變量在兩個樣本當(dāng)中的均值和標(biāo)準(zhǔn)差幾乎相等。這進(jìn)一步說明了樣本數(shù)據(jù)的有效性。

表3 以民營股東政治關(guān)聯(lián)情況分類的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 （續(xù)）

4 實(shí)證分析

本節(jié)首先給出模型估計(jì)說明；其次，給出基礎(chǔ)分析結(jié)果，分析國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響；再次，分析引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新的差異性影響；最后，對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最終得到國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新的因果識別效應(yīng)。

4.1 模型估計(jì)說明

在機(jī)器學(xué)習(xí)模型選擇方面，本文選擇Lasso 模型作為除穩(wěn)健性分析外DML 方法中的估計(jì)模型。在控制變量設(shè)置方面，本文除選擇前述21 個變量作為控制變量外，還加入了控制變量（二元變量除外）的二次方項(xiàng)作為解釋變量與控制變量間的非線性關(guān)系。對于DML 方法使用的樣本內(nèi)外交叉驗(yàn)證法，設(shè)置k=5。其他相關(guān)估計(jì)過程的參數(shù)設(shè)置，若沒有特別說明，則是直接參考引用了Chernozhukov 等［4］相關(guān)做法。

4.2 混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新

表4 報(bào)告國有企業(yè)混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果。第（1）列匯報(bào)國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的具體估計(jì)結(jié)果，Event 的系數(shù)為0.340 0，且在1%水平下顯著；第（2）列匯報(bào)國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的具體估計(jì)結(jié)果，Event 的系數(shù)為0.313 5，且在1%水平下顯著；與此同時(shí)，第（3）列NonInvent 的估計(jì)結(jié)果也類似。綜上所述，國有企業(yè)混合所有制改革不論是對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量，還是對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的影響均顯著為正，說明國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有促進(jìn)效應(yīng)。因此，本文假設(shè)1 基本得到驗(yàn)證。

表4 混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系檢驗(yàn)

表4 （續(xù)）

國有企業(yè)引入民營資本顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新，原因可能在于混合所有制改革充分發(fā)揮了兩種資本屬性的優(yōu)勢：一方面，國有企業(yè)自身長期存在企業(yè)效率低下而導(dǎo)致創(chuàng)新活力不足的問題。引入民營資本有助于國有企業(yè)減少政策負(fù)擔(dān)、提升企業(yè)效率、推進(jìn)市場化改革，進(jìn)而完善企業(yè)治理體系、激活創(chuàng)新動力。另一方面，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動需要大量的人力和資源支持，混合所有制改革使得國有企業(yè)的資源優(yōu)勢與民營企業(yè)的技術(shù)和市場化優(yōu)勢相互融合，充分發(fā)揮各方的優(yōu)勢，對資源進(jìn)行更加有效的配置，最終激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新能力。

4.3 民營股東的政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新

表5 報(bào)告引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果。第（1）列中交互項(xiàng)Event·PC 的估計(jì)系數(shù)為0.280 8，且在1%水平下顯著，說明在混合所有制改革的國有企業(yè)中，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的促進(jìn)作用更強(qiáng)；第（2）列中交互項(xiàng)Event·PC 的估計(jì)系數(shù)為0.294 4，且在1%水平下顯著，說明在混合所有制改革的國有企業(yè)中，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的促進(jìn)作用更強(qiáng)；第（3）列NonInvent 的估計(jì)結(jié)果也類似。綜上所述，在混合所有制改革的國有企業(yè)中，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更強(qiáng)。因此，本文假設(shè)2 基本得到驗(yàn)證。

表5 民營股東的政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系檢驗(yàn)

表5 （續(xù)）

民營股東的政治關(guān)聯(lián)在國有企業(yè)創(chuàng)新方面的積極作用，可能源于政治關(guān)聯(lián)賦予民營股東的特性，讓其與國有資本更好地融合。首先，民營股東的政治關(guān)聯(lián)使其在早期的發(fā)展當(dāng)中如魚得水，讓其更有可能成為行業(yè)的佼佼者。這類股東在混合所有制改革過程中能夠給企業(yè)帶來資金、技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)和人才，從而使國有企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境得到全面的完善。其次，本文所界定的民營股東的政治關(guān)聯(lián)有一定的門檻，是一種雙向選擇的結(jié)果。使命感和責(zé)任感讓他們更加愿意投入到國有企業(yè)的日常經(jīng)營活動當(dāng)中去。除此之外，具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東習(xí)慣于與政府部門打交道，故國有企業(yè)的高管可能會因此對其更加信任。長期互信的關(guān)系有助于雙方在國有企業(yè)混合所有制改革的過程當(dāng)中相互合作與融合。企業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)與制度也能夠更加有效率地建立，從而通過促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部包括創(chuàng)新活動在內(nèi)的高效運(yùn)轉(zhuǎn)，最終提升企業(yè)創(chuàng)新。

4.4 穩(wěn)健性分析

本節(jié)運(yùn)用一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，對上述結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證。

4.4.1 替換被解釋變量

由現(xiàn)行的《專利法》對三種專利的定義可知，發(fā)明專利對企業(yè)創(chuàng)新水平的貢獻(xiàn)度最高，實(shí)用新型專利次之，外觀設(shè)計(jì)專利最弱。根據(jù)三種專利對企業(yè)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)度，參考權(quán)小鋒等［25］、王雯嵐等［26］的做法，對發(fā)明、實(shí)用新型、外觀設(shè)計(jì)三種專利申請數(shù)量按照3 ∶2 ∶1 的比例進(jìn)行加權(quán)求和后加1取對數(shù)值，構(gòu)造一個新的衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的指標(biāo)Patent_w，該指標(biāo)兼顧企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平和質(zhì)量，能更好地體現(xiàn)企業(yè)真實(shí)的創(chuàng)新能力。表6 報(bào)告替換被解釋變量后的估計(jì)結(jié)果。由估計(jì)結(jié)果可知，第（1）列中Event 的估計(jì)系數(shù)為正且在1%水平下顯著；第（2）列中交互項(xiàng)Event·PC 的估計(jì)系數(shù)為正且在1%水平下顯著，這表明國有企業(yè)混合所有改革對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東能進(jìn)一步提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)（替換被解釋變量）

4.4.2 替換機(jī)器學(xué)習(xí)模型

上節(jié)使用DML 方法構(gòu)造的PLR 模型采用的是Lasso 模型進(jìn)行估計(jì)，本節(jié)將Lasso 模型替換為Forest 與Trees 模型。表7 報(bào)告替換機(jī)器學(xué)習(xí)模型后的估計(jì)結(jié)果。由表7 的A 欄可知，第（1）～（3）列中的變量Event估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著為正，即國有企業(yè)混合所有制改革不論對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量，還是對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量均具有顯著的促進(jìn)作用；由表7 的B 欄可知，第（1）～（3）列中的交互項(xiàng)Event·PC 估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著為正在混合所有制改革的國有企業(yè)中，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的促進(jìn)作用更強(qiáng)。再次驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)（替換核心控制變量）

4.4.3 更換估計(jì)模型

上節(jié)使用的是DML 方法構(gòu)造的PLR 模型進(jìn)行估計(jì)，本節(jié)基于DML 方法進(jìn)一步構(gòu)造更具一般性的交互回歸（Interactive Regression，IR）模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對于假設(shè)1，具體如下：

表8 報(bào)告國有企業(yè)混合所有制改革以及引入民營股東的政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新的影響通過使用IR 模型的估計(jì)結(jié)果。由表8 的A 欄可知，第（1）～（3）列中的變量Event估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著為正，即國有企業(yè)混合所有制改革不論對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量，還是對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量均具有顯著的促進(jìn)作用；由表8 的B 欄可知，第（1）～（3）列中的交互項(xiàng)Event·PC 估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著為正在混合所有制改革的國有企業(yè)中，引入具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的促進(jìn)作用更強(qiáng)。進(jìn)一步驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)（更換估計(jì)模型）

與此同時(shí)，本文還對被解釋變量進(jìn)行滯后兩年和三年處理、更換核心控制變量，得出的估計(jì)結(jié)果與前文的檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果也基本一致。為節(jié)約篇幅，本文未報(bào)告該穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。綜上，一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文主要結(jié)論穩(wěn)健且可靠。

5 進(jìn)一步分析

5.1 提高企業(yè)創(chuàng)新投入

創(chuàng)新投入是企業(yè)創(chuàng)新的必要條件，只有投入足夠的物質(zhì)資本與人力資本，才能為企業(yè)創(chuàng)新提供豐富的資源條件［27］。國有企業(yè)混合所有制改革通過引入民營資本降低了國有股東的持股比例，通過在國有企業(yè)內(nèi)部股權(quán)制衡的方式一定程度緩解了政府對企業(yè)的行政干預(yù)［28］。與此同時(shí)，混合所有制改革意味著國有企業(yè)需在市場化機(jī)制導(dǎo)向下開展市場化經(jīng)營，無疑增強(qiáng)了企業(yè)通過創(chuàng)新來尋求競爭優(yōu)勢的意識。因此，在市場競爭機(jī)制的激發(fā)下，國有企業(yè)會提高創(chuàng)新投入的力度，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。因此，為了獲取市場份額和提高競爭力，國有企業(yè)會積極地根據(jù)市場機(jī)制的引導(dǎo)作用開展技術(shù)創(chuàng)新活動，承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)性創(chuàng)新項(xiàng)目，投入研發(fā)進(jìn)行創(chuàng)新。由此，基于上述分析，本文認(rèn)為國有企業(yè)混合所有制改革能通過提高企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。為檢驗(yàn)國有企業(yè)混合所有制改革后是否能通過提高企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，本文借鑒溫忠麟等［29］，使用中介因子檢驗(yàn)方法，具體研究模型如下：

表9 創(chuàng)新投入的中介檢驗(yàn)結(jié)果

5.2 改善企業(yè)創(chuàng)新效率

企業(yè)創(chuàng)新不僅需要依靠創(chuàng)新投入，其創(chuàng)新效率也是重要的因素。國有企業(yè)自身長期存在創(chuàng)新效率低下而導(dǎo)致創(chuàng)新活力不足的問題［2］。國有企業(yè)混合所有制改革，將民營資本進(jìn)入國有企業(yè)。民營股東由于控制權(quán)與現(xiàn)金流高度統(tǒng)一，使其有動機(jī)在推動企業(yè)創(chuàng)新的同時(shí)監(jiān)督企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的投資決策以及創(chuàng)新研發(fā)的過程，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平［12］。由此，基于上述分析，本文認(rèn)為國有企業(yè)混合所有制改革能通過改善企業(yè)創(chuàng)新效率促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。為檢驗(yàn)混合所有制改革是否能通過提高企業(yè)創(chuàng)新效率促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，本節(jié)也使用中介效應(yīng)檢驗(yàn)，方法與上節(jié)一致，中介變量更換為企業(yè)創(chuàng)新效率RDCapital。RDCapital 為資本化研發(fā)支出占研發(fā)投入的比重，衡量企業(yè)的創(chuàng)新效率。RDCapital 的數(shù)值越大，說明企業(yè)創(chuàng)新效率越高，企業(yè)注重創(chuàng)新效率的提高。表10 報(bào)告中介為創(chuàng)新效率的中介檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列中Event 的系數(shù)為0.013 6，且在1%水平下顯著，表明國有企業(yè)混合所有制改革后更為注重企業(yè)創(chuàng)新效率，優(yōu)化了企業(yè)的創(chuàng)新效率。第（2）～（4）列中Event 和RDCapital 的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，由Sobel、Aroian 和Goodman 檢驗(yàn)可知，部分中介成立，且中介效應(yīng)占比分別為7.23%、7.75%和6.78%。因此，國有企業(yè)混合所有制改革能通過提高企業(yè)創(chuàng)新效率，從而提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。

表10 創(chuàng)新效率的中介檢驗(yàn)結(jié)果

6 結(jié)論

國有企業(yè)混合所有制改革一直以來是受到學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注的社會熱點(diǎn)問題。本文基于通過國有上市企業(yè)混合所有制改革樣本數(shù)據(jù)，使用DML 方法，不僅從混合所有制改革前后的變化情況來評價(jià)國有企業(yè)創(chuàng)新水平，并且進(jìn)一步從民營股東政治關(guān)聯(lián)的角度深入地研究其中的差異性影響。具體的研究結(jié)論如下：一是國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新水平具有促進(jìn)作用。主要原因是，一方面，從委托代理理論的角度，混合所有制改革在一定程度上緩解了國有企業(yè)原有的委托代理問題，有效提升了企業(yè)治理的水平；另一方面，從國有企業(yè)天然政治屬性的角度，民營股東的引入也完善了監(jiān)督機(jī)制，減少了無效率的資源浪費(fèi)，同時(shí)國有企業(yè)與民營企業(yè)實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)，也激活了企業(yè)的創(chuàng)新動力，進(jìn)而創(chuàng)造更多的成果。二是在國有企業(yè)混合所有制改革中，具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東起到關(guān)鍵作用，這類民營股東對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)。主要原因是，一方面，從資源依賴的角度，這類股東很可能是民營企業(yè)的佼佼者，能直接為國有企業(yè)帶來更多的創(chuàng)新所需，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生直接作用；另一方面，從政治關(guān)聯(lián)的特征角度，其賦予了民營股東相應(yīng)的責(zé)任感。在混合所有制改革過程中，這類股東的存在促進(jìn)了不同股權(quán)之間更加有效的融合，推動企業(yè)創(chuàng)新水平的提高。進(jìn)一步研究表明，國有企業(yè)混合所有制改革通過提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度與改善創(chuàng)新效率兩途徑促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平。

本文研究所蘊(yùn)含的政策建議是：一是全面深化國有企業(yè)改革。國有企業(yè)混合所有制改革后，其自主創(chuàng)新能力整體上得到提高，可持續(xù)發(fā)展的能力也得到增強(qiáng)。國有經(jīng)濟(jì)作為我國市場經(jīng)濟(jì)最重要的組成部分，其健康發(fā)展對推動我國市場經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展起到無可比擬的作用。然而，國有企業(yè)一直以來因?yàn)樽陨淼馁Y源浪費(fèi)和經(jīng)營運(yùn)作效率低下等諸多問題而遭到詬病，制約著我國自主創(chuàng)新能力的發(fā)展。因此，繼續(xù)堅(jiān)定不移地深化和推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革，推動創(chuàng)新戰(zhàn)略的布局，逐漸完善市場化改革。二是充分調(diào)動具有政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)參與國有企業(yè)混合所有制改革。本文在引入在民營股東的政治關(guān)聯(lián)后發(fā)現(xiàn)，具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這對于如何有效推進(jìn)混合所有制改革有很大的現(xiàn)實(shí)意義。政府可以充分動員具有政治關(guān)聯(lián)的民營股東，調(diào)動他們的積極性，讓其更多地參與到混合所有制改革當(dāng)中，從而逐漸完善整體的布局，邁入自主創(chuàng)新發(fā)展新階段。