國有企業(yè)非實際控制人治理參與度與企業(yè)創(chuàng)新
——基于中小型國企混改的實證研究

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。基于此，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起來，從而推動整個國民經(jīng)濟(jì)流動，國有企業(yè)非實際控制人是推動國有資本流動的生力軍。國有企業(yè)內(nèi)部的非實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，對企業(yè)創(chuàng)新的推動作用也更明顯，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)對于我國國有企業(yè)混合所有制改革的阻力、動力、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)低迷時期也能較為平穩(wěn)地運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。同時新舊利益的沖突會對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)會對行業(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 個方面：一是混改為共同控制或無實際控制人，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，研究中小型國有企業(yè)中非實際控制人對企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機(jī)制，驗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際控制人：一方面，非實際控制人會通過抑制實際控制人在企業(yè)內(nèi)的權(quán)力以避免自身權(quán)益受到侵害［11］，避免實際控制人“一言堂”；另一方面，非實際控制人屬于股東，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］、減少實際控制人對非實際控制人的利益侵占和掠奪行為，最終提高企業(yè)利潤和價值。基于此，非實際控制人作為公司治理結(jié)構(gòu)中的一個重要組成部分，不僅能夠有效抑制實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)中非實際控制人的地位與作用得到了重視。黨的十九屆六中全會和黨的二十大報告均指出要大力發(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非實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)動力，但為了實現(xiàn)短期利潤最大化，往往會限制企業(yè)的創(chuàng)新投入，同時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］，同時國有企業(yè)需要承擔(dān)一定的社會功能，會抑制企業(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)公民實際上并沒有對其進(jìn)行監(jiān)督的能力和動力［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)險的創(chuàng)新投資。國有股權(quán)和民營股權(quán)實現(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際控制人在國有企業(yè)的治理效果，可以說非實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^改革后非實際控制人的積極參與來推動國有企業(yè)高效率地運行，幫助國有企業(yè)改善生產(chǎn)經(jīng)營活動。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)，更可能考慮非實際控制人的建議，非實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，非實際控制人參與治理可能會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際控制人也不一定會起到明顯的作用，而中小型國有企業(yè)中非實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，推動國有企業(yè)市場化。從非實際控制人的進(jìn)入壁壘而言，中小型國有企業(yè)的進(jìn)入壁壘更低，對于非實際控制人身份的限制更少，多種性質(zhì)的非實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)揮多類型非實際控制人的聚合效應(yīng)。同時，政府對于中小型國有企業(yè)的控制程度偏低，非實際控制人實現(xiàn)高度參與治理的可能性更大。非實際控制人治理參與度高會在更大程度上抑制實際控制人的非理智行為，從而幫助企業(yè)更好地運作。據(jù)此，本文提出研究假說：當(dāng)有非實際控制人參與治理時，中小型國有企業(yè)更可能進(jìn)行創(chuàng)新；非實際控制人的治理參與度越高，對中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果越明顯。

現(xiàn)有研究集中于對混合所有制改革背景下單一非實際控制人治理效應(yīng)的研究，未全面考察多種類型非實際控制人的作用機(jī)理，特別是缺少對于企業(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)，但對于非實際控制人治理參與度對國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了何種影響，目前仍缺乏明確證據(jù)。同時，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)兩個空白點來研究混合所有制改革后非實際控制人的治理效應(yīng)是具有理論和現(xiàn)實雙重意義的，不僅可以提供國有企業(yè)非實際控制人促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)驗證據(jù)，還能檢驗混合所有制改革實施的效果，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

（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、體量小等特征和對中小型國有企業(yè)研究的缺失，為使實驗結(jié)果更具參考價值，本文的研究對象限定為數(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)行對照研究，對于中小型國有企業(yè)依據(jù)《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》進(jìn)行判定。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，對樣本進(jìn)行如下篩選：一是剔除關(guān)鍵財務(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，同時通過翻閱樣本公司公開披露的年報信息及其他相關(guān)網(wǎng)絡(luò)信息對中小型國有企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行比對，對第一非實際控制人董事會席位數(shù)及第一非實際控制人是否參與治理兩項數(shù)據(jù)進(jìn)行修正。為降低極端值影響，本文對相關(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)非實際控制人的控制權(quán)歸屬

本文的研究重點在于國有企業(yè)非實際控制人治理參與度。非實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，難以對其進(jìn)行整體性評價。為更好地明晰非實際控制人治理參與度對國有企業(yè)創(chuàng)新的影響，依據(jù)終極控制權(quán)理論，本文對國有企業(yè)中非實際控制人的控制權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了梳理，明確非實際控制人的控制權(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，即實際控制人（股份最多）、第一非實際控制人（股份第二多）、第二非實際控制人（股份第三多）等，以此類推；三是對股東的控制權(quán)和董事會權(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)性和利益獨立性，將不同股權(quán)性質(zhì)的非實際控制人作為單獨個體，以更為具體地反映國有企業(yè)非實際控制人的分布。為突出非實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際控制人為研究對象來驗證國有企業(yè)非實際控制人治理參與度對企業(yè)創(chuàng)新的影響。該做法合理利用了第一非實際控制人的數(shù)量優(yōu)勢，有助于進(jìn)一步區(qū)分第一非實際控制人的股權(quán)性質(zhì)，深入挖掘非實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：第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D），為反映是否有非實際控制人參與治理的虛擬變量；第一非實際控制人股權(quán)比例（Seat1N），反映第一非實際控制人持股比例；第一非實際控制人董事會權(quán)力（Seat1B），反映第一非實際控制人董事會席位數(shù)。對于控制變量的選取，考慮到董事會規(guī)模（BoardSize）、董事會獨立性（Inderatio）、股權(quán)制衡度（Top10）對企業(yè)創(chuàng)新和第一非實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，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)也可能對非實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)計與分析

主要變量的描述性統(tǒng)計結(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。第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）、第一非實際控制人股權(quán)比例（Seat1N）、第一非實際控制人董事會權(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)計結(jié)果

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表3為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（a）~（c）驗證了第一非實際控制人治理參與度對研發(fā)投入比例（Innov）的影響：第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權(quán)力（Seat1B）的回歸系數(shù)分別為0.002和0.001且在1%水平顯著，說明第一非實際控制人治理參與度對中小型國有企業(yè)創(chuàng)新具有一定程度的促進(jìn)作用。列（d）~（f）驗證了第一非實際控制人治理參與度對研發(fā)投入金額（Innos）的影響：第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權(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)谝环菍嶋H控制人治理參與度較高時，中小型國有企業(yè)更可能加大對企業(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?？刂谱兞恐校髽I(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)非實際控制人的治理參與度較高時，其對中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯。即非實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。研究假說得以驗證。

表3 第一非實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

本文使用第一非實際控制人是否參與治理、第一非實際控制人股權(quán)比例、第一非實際控制人董事會權(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)新活動的內(nèi)部驅(qū)動力或者擁有高質(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)新水平本身就會得到提升。此外，可能存在對企業(yè)創(chuàng)新和第一非實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)生性問題對研究結(jié)論可信度的干擾，本文借鑒劉運國［26］、朱冰［27］、逯東［7］的做法，采用PSM-DID 模型和Heckman 兩階段模型對研究假說進(jìn)行再檢驗。

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）以檢驗混合所有制改革背景下非實際控制人對中小型國有企業(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年后第一非實際控制人是否參與治理的虛擬變量，當(dāng)?shù)谝环菍嶋H控制人參與企業(yè)治理時取值為1，未參與企業(yè)治理時取值為0；Time為衡量《意見》頒布時間的虛擬變量，當(dāng)年份在2015 年及之后時取值為1，在2015 年之前時取值為0；交互項Treat×Time反映第一非實際控制人參與治理對中小型國有企業(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報告了基于PSM-DID 模型的回歸結(jié)果，其中列（a）檢驗了研究假說是否成立，列（b）（c）檢驗了第一非實際控制人治理參與度對企業(yè)創(chuàng)新的影響程度。列（a）中：交互項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。這說明有第一非實際控制人參與中小型國有企業(yè)的企業(yè)管理時，中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的可能性更高。列（b）（c）中：交互項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，第一非實際控制人參與治理確實會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，即第一非實際控制人治理參與度越高，對中小型國有企業(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)自選擇對研究結(jié)論的干擾，本文通過Heckman 兩階段模型對研究假說再次進(jìn)行驗證。由于第一非實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，說明在檢驗中不存在顯著的自選擇效應(yīng)，在控制了企業(yè)自選擇對研究結(jié)論的干擾后，研究假說仍然成立，再次驗證了第一非實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)非實際控制人的治理參與度較高時，其對中小型國有企業(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。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，重新檢驗研究假說，結(jié)果見表6。可知第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權(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)回歸中驗證第一非實際控制人治理參與度對研發(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

前文實證結(jié)果表明，當(dāng)非實際控制人參與企業(yè)治理時，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)的非實際控制人治理參與度對中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的影響是否存在差異。非實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、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、進(jìn)行方向引導(dǎo)等正向作用。不同性質(zhì)的股權(quán)所有者對于企業(yè)的影響不同［28］，非實際控制人的差異會影響企業(yè)實際管理與決策，而中小型國有企業(yè)屬于國有資本，非實際控制人的差異對于國有企業(yè)創(chuàng)新的影響可能與普通企業(yè)不同。

為檢驗上述觀點，本文按照第一非實際控制人股東性質(zhì)的不同建立虛擬變量非實際控制人股東性質(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、獨立性和國企混改方向，本文只對其他、境內(nèi)非國有法人、境外法人3 類較為典型的非實際控制人股東進(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，第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權(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際控制人參與治理對企業(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)的非實際控制人參與治理對企業(yè)創(chuàng)新沒有明顯的促進(jìn)作用。這一結(jié)果對于明確國有企業(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，加快實施國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。

表7 不同性質(zhì)非實際控制人對企業(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)為研究對象，深入分析非實際控制人治理參與度對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)非實際控制人參與企業(yè)治理時，中小型國有企業(yè)更可能進(jìn)行創(chuàng)新，即引入非實際控制人后，中小型國有企業(yè)創(chuàng)新更可能從無到有；當(dāng)非實際控制人的治理參與度較高時，其對中小型國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯，即非實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際控制人參與企業(yè)治理更可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用，而其他和境外法人作為非實際控制人參與企業(yè)治理對企業(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，非實際控制人的出現(xiàn)對于國有企業(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。非實際控制人董事會席位數(shù)較多在一定程度上代表非實際控制人治理參與度較高，因而增加非實際控制人的董事會席位數(shù)也會促進(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)揮非實際控制人對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用，積極引入非實際控制人并提升非實際控制人在企業(yè)中的話語權(quán)；第二，對于非實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際控制人參與企業(yè)治理，從而更好地發(fā)揮非實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。