國有資本進入與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

龔 政 云 鋒 曹雨陽

一、引言與相關(guān)文獻綜述

技術(shù)創(chuàng)新作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心動力，在經(jīng)濟發(fā)展中的重要性日益凸顯。企業(yè)作為微觀經(jīng)濟主體，是技術(shù)創(chuàng)新的“主力軍”。在中國經(jīng)濟處于轉(zhuǎn)型關(guān)鍵期的背景下，如何促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、推動國家經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展成為各級政府的工作重心。

國家知識產(chǎn)權(quán)局知識產(chǎn)權(quán)發(fā)展研究中心發(fā)布的《中國民營企業(yè)發(fā)明專利授權(quán)量報告（2021）》顯示，2021 年專利發(fā)明前十名企業(yè)中民營企業(yè)占據(jù)七席①。相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)在稅收、補貼和信貸融資等方面存在天然劣勢，往往面臨“融資貴、融資難”的問題②。技術(shù)創(chuàng)新是一個投入高、不確定性大且周期長的投資活動③，這些特點制約了民營企業(yè)的擴張和技術(shù)創(chuàng)新的投入。新華社就民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新遇到的困難采訪了許多民營企業(yè)家，他們普遍認(rèn)為：“當(dāng)前金融機構(gòu)和資本市場對民營企業(yè)的容忍度還不高，若企業(yè)創(chuàng)新投入導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營收益下降，企業(yè)將不得不面對金融機構(gòu)和資本市場的壓力，希望金融市場能夠為企業(yè)創(chuàng)新投入更多資源”④。顯然，促進民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵在于為民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供足夠的資金支持，解決民營企業(yè)“融資難、融資貴”的問題?；旌纤兄聘母镒允状伪惶岢鲆詠砭蛷V受社會各界關(guān)注，尤其在國家經(jīng)濟發(fā)展進入增速放緩的“新常態(tài)”階段后，更是被提到了新的高度并被賦予了新的使命。國有資本是中國經(jīng)濟的“頂梁柱”，以國有企業(yè)形式存在的國有資本承擔(dān)了更多維護社會穩(wěn)定、保障民生服務(wù)等方面的政策性任務(wù)⑤。那么，在混合所有制改革過程中，國有資本參股能否引導(dǎo)資金流向民營企業(yè)，進而促進民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新？

本文旨在考察混合所有制改革中國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，因而與混合所有制改革和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響因素兩支文獻緊密相關(guān)。第一支文獻主要研究了混合所有制改革對微觀企業(yè)的影響。目前關(guān)于混合所有制改革的研究大多以異質(zhì)性股東的治理效應(yīng)為基礎(chǔ)，探討國有企業(yè)引入非國有資本后的治理效應(yīng)。既有研究表明，非國有資本產(chǎn)權(quán)明晰，經(jīng)營目標(biāo)純粹，有強烈的動機監(jiān)督管理層，從而有效提升國有企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量⑥、提高國有企業(yè)高管的薪酬業(yè)績敏感性⑦、降低國有企業(yè)內(nèi)部資金消耗⑧。因此，非國有股東通過治理效應(yīng)不僅能夠提高國有企業(yè)的凈利潤和公司績效⑨，還對國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進作用⑩。值得注意的是，有部分文獻關(guān)注到了混合所有制改革中國有資本參股對民營企業(yè)的影響。國有企業(yè)在財務(wù)資源和政治資源上能得到更多的政府支持?。而非國有企業(yè)多為中小企業(yè)，缺乏足夠的擔(dān)保物，因而面臨較強的信貸融資歧視。國有資本的進入能夠為民營企業(yè)和政府搭建橋梁，促使民營企業(yè)與政府建立“共生關(guān)系”，在政府“扶持之手”的支持下為民營企業(yè)帶來財務(wù)資源和政治資源?，幫助民營企業(yè)獲取稅收優(yōu)惠、政府補貼和銀行信貸?，緩解了民營企業(yè)的融資約束，進而提升了民營企業(yè)的績效?。但國有資本的參股在為民營企業(yè)帶來政治資源的同時，不可避免地使民營企業(yè)承擔(dān)維護社會穩(wěn)定和經(jīng)濟增長的社會責(zé)任，導(dǎo)致其績效下降?。

第二支文獻主要研究了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響因素。企業(yè)的創(chuàng)新活動受到企業(yè)本身的創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力兩方面因素的影響，既有研究從這兩個角度進行了較為深入的研究。由于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新回報周期較長、風(fēng)險高，在企業(yè)經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離的情況下，委托代理問題是影響企業(yè)意愿的主要因素??；诖耍扔形墨I從代理視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度的提高?、多個大股東?、法律制度環(huán)境的改善?等內(nèi)外部治理機制的強化都會顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新意愿，進而增加企業(yè)的創(chuàng)新活動。從創(chuàng)新能力的視角考察，已有文獻側(cè)重于企業(yè)獲取創(chuàng)新資源對其創(chuàng)新活動的影響，大量研究表明，企業(yè)面臨的融資約束與其創(chuàng)新活動存在密切的聯(lián)系?。企業(yè)往往通過營運資本的平滑功能?、與銀行和協(xié)會發(fā)展關(guān)系?、獲取政府補助?等方式獲取創(chuàng)新資源，進而促進企業(yè)的創(chuàng)新活動。因此，有效緩解融資約束問題是提振企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵。已有研究表明混合所有制改革背景下，國有資本參股民營企業(yè)有助于民營企業(yè)獲取稅收優(yōu)惠、政府補貼和銀行信貸?，緩解了民營企業(yè)的融資約束。

基于上述理論邏輯，本文收集了2007—2020年滬深A(yù) 股非金融類民營上市公司的前十大股東性質(zhì)、參股量以及財務(wù)等數(shù)據(jù)并進行了一系列實證檢驗。本文以混合所有制改革下國有資本參股民營企業(yè)這一頗具中國特色的研究視角，考察了國有資本對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，有助于深入理解混合所有制改革中國有資本參股民營企業(yè)的經(jīng)濟后果。

二、理論分析與研究假設(shè)

一般地，國有企業(yè)在財務(wù)資源和政治資源上能得到更多的政府支持?，這些資源包括政府對國有企業(yè)稅收方面的優(yōu)惠、國有企業(yè)獲取的財政補貼以及貸款時受到政府信用的支持。然而，正是因為國有企業(yè)的這種天然資源優(yōu)勢，擠占了民營企業(yè)的資源。一方面，民營企業(yè)缺乏政府信用的支持，大部分民營企業(yè)又屬于中小企業(yè)，缺乏足夠的抵押物或者強有力的擔(dān)保，因而難以較低的貸款利率獲取信貸資源，甚至根本無法獲得貸款；另一方面，民營企業(yè)在稅收優(yōu)惠和政府補貼等方面也通常會遭遇非公平待遇?。因此，民營企業(yè)通常會面臨“融資難、融資貴”難題，這導(dǎo)致民營企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展大為受限。既有研究表明，混合所有制改革中國有資本參股民營企業(yè)會為民營企業(yè)帶來政治關(guān)聯(lián)，幫助民營企業(yè)獲取稅收優(yōu)惠、政府補貼和銀行信貸?，減輕了民營企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，緩解了民營企業(yè)的融資約束?。企業(yè)面臨的融資約束與其創(chuàng)新活動存在密切的聯(lián)系?，尤其在面臨“融資貴、融資難”問題的民營企業(yè)中，融資約束的緩解對其創(chuàng)新會有極大的促進作用?；诖?，國有資本參股帶來的資源效應(yīng)引致企業(yè)融資約束的緩解將會為企業(yè)創(chuàng)新活動提供資金保障，提升企業(yè)的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意愿，最終促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

綜上提出假設(shè)1：國有資本參股促進了民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

上述分析更多地是從整體層面探討國有資本參股與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，而相對地忽略了國有資本參股在不同類型企業(yè)中的差異化表現(xiàn)。因此，接下來本文聚焦于企業(yè)成長性和技術(shù)密集度兩個企業(yè)內(nèi)部特征以及企業(yè)所面臨的稅收征管強度這一外部特征由內(nèi)至外對兩者關(guān)系的異質(zhì)性進行分析。

首先，企業(yè)的成長性會對國有資本參股與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。根據(jù)企業(yè)的生命周期理論，成長性較高的企業(yè)處于生命周期中的發(fā)展期，一般規(guī)模較小，有較大的擴張需求?。因此，盡管投資周期較長，風(fēng)險較大，高成長性的企業(yè)依舊會將國有資本參股帶來的富余資金投資于創(chuàng)新活動。而不同于高成長性的企業(yè)，低成長性的企業(yè)往往已經(jīng)進入成熟期或衰退期，這類企業(yè)一般具備較大的規(guī)模，沒有強烈的擴張需求，更加注重經(jīng)營的穩(wěn)健性。所以當(dāng)國有資本參股使得企業(yè)的融資約束得以緩解時，高成長性的民營企業(yè)理應(yīng)會增加企業(yè)的創(chuàng)新投入，即國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在高成長性的民營企業(yè)中更為明顯。

其次，企業(yè)的技術(shù)密集度會對國有資本參股與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。在技術(shù)密集型行業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新活動是公司最重要的運營環(huán)節(jié)，公司的諸多制度需以促進技術(shù)創(chuàng)新為導(dǎo)向?。資本密集型企業(yè)對于技術(shù)創(chuàng)新的依賴度沒有技術(shù)密集型企業(yè)那樣大，但其產(chǎn)出對于技術(shù)創(chuàng)新仍有一定要求。對于勞動密集型的企業(yè)而言，勞動投入和配置是保障其產(chǎn)出規(guī)模最為關(guān)鍵的因素?。這類企業(yè)往往都具有一個共同特點：需要大量雇傭簡單勞動力，由于較少依賴技術(shù)和設(shè)備，這類企業(yè)對于技術(shù)創(chuàng)新的需求并不高，即這類企業(yè)的產(chǎn)出增加更多地依賴于人力資本的積累，而非技術(shù)創(chuàng)新的深化?；诖?，當(dāng)國有資本參股的資源效應(yīng)使得企業(yè)獲得大量富余資金時，技術(shù)密集型企業(yè)增加技術(shù)創(chuàng)新投入的潛在需求相對較大。

最后，企業(yè)所面臨的稅收征管強度會對國有資本參股與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。既有研究表明，稅收征納雙方的意愿和能力會顯著影響企業(yè)的稅負(fù)差異?。一方面，由于中國現(xiàn)行稅制誕生時，稅收征管能力較弱，理論應(yīng)征稅額與實際征收稅額差距較大，存在“稅收征管空間”?。另一方面，由于中國地區(qū)差異較大，各級政府的稅法執(zhí)行力度和強度存在顯著差異，進而導(dǎo)致不同地區(qū)企業(yè)面臨的稅收征管強度存在差異?。理論上，若民營企業(yè)面臨嚴(yán)格的稅收征管，則其融資約束相對較強。因此，根據(jù)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，國有資本參股對這類企業(yè)的稅收優(yōu)惠的資源效應(yīng)理應(yīng)更為明顯。據(jù)此，本文認(rèn)為國有資本參股之后稅收征管較為嚴(yán)格地區(qū)的民營企業(yè)能夠獲得更多稅收優(yōu)惠，為這類民營企業(yè)的創(chuàng)新活動提供充裕的富余資金，從而促進其創(chuàng)新活動，即國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在面臨嚴(yán)格稅收征管的企業(yè)中更為顯著。

綜上提出假設(shè)2：在高成長性、高技術(shù)密集度以及面臨嚴(yán)格稅收征管的民營企業(yè)中國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）計量模型設(shè)定

為了準(zhǔn)確地估計國有資本參股對民營企業(yè)創(chuàng)新的影響，借鑒李增幅等的研究?，本文構(gòu)建如下雙向固定效應(yīng)模型：

其中，被解釋變量為RD，表示以企業(yè)研發(fā)投入構(gòu)建的技術(shù)創(chuàng)新度量指標(biāo)。主要解釋變量為StateTS，表示國有資本參股。Controls 表示企業(yè)層面的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、盈利能力Roa、企業(yè)成長性Growth、現(xiàn)金持有Cash、企業(yè)年齡Age、股權(quán)集中度Top10。進一步地，為了控制不隨時間變化的行業(yè)固有特征以及不隨企業(yè)變化的宏觀經(jīng)濟環(huán)境，本文分別控制了行業(yè)固定效應(yīng)μi和時間固定效應(yīng)γt。模型（1）中，StateTS 的估計系數(shù)β1是本文關(guān)注的重點，若國有資本參股能夠顯著促進民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，則β1顯著為正。反之，則顯著為負(fù)。

（二）變量定義

1.企業(yè)創(chuàng)新的界定。借鑒潘越等的研究?，本文從創(chuàng)新投入的角度衡量企業(yè)的創(chuàng)新活動。具體地，本文以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的R＆D支出作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)。為進一步保證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，本文在穩(wěn)健性檢驗中采用了營業(yè)收入標(biāo)準(zhǔn)化后的R＆D支出來度量企業(yè)創(chuàng)新。特別地，參照既有文獻?，若數(shù)據(jù)庫中R＆D支出為缺失值，本文將其替換為0以避免樣本選擇性偏誤問題。

2.國有資本參股的界定。借鑒蔡貴龍等的研究?，本文采用國有資本參股總和來度量國有資本的參股程度。為進一步保證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，本文在穩(wěn)健性檢驗中采用國有資本參股是否超過10%啞變量來度量國有資本的參股程度。

3.控制變量的界定。本文借鑒葉永衛(wèi)和李增福的研究?，依次對模型（1）中涉及的7 個控制變量進行界定。其中，企業(yè)規(guī)模采用企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)值來度量；資產(chǎn)負(fù)債率以企業(yè)負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值來度量；盈利能力采用凈利潤與總資產(chǎn)的比值來度量；企業(yè)成長性以企業(yè)營業(yè)收入增長率來度量；現(xiàn)金持有以企業(yè)現(xiàn)金資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來度量；企業(yè)年齡以企業(yè)上市年數(shù)來度量；股權(quán)集中度以前十大股東的持股比例來度量，具體見表1。

表1 變量的定義及說明

（三）數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文以2007—2020 年中國A 股非金融類民營上市公司為研究樣本。根據(jù)實際情況，本文對數(shù)據(jù)作了如下處理：（1）剔除了金融類（包括銀行、證券、保險及房地產(chǎn)）上市公司；（2）剔除了ST、ST*類上市公司；（3）剔除了無法確定產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司樣本；（4）剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本。同時，為了盡可能排除離群值對估計結(jié)果的干擾，對所有連續(xù)變量進行了前后各1%水平的縮尾處理。本文原始數(shù)據(jù)主要來源于銳思數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫，其中上市公司前十大股東性質(zhì)及持股比例的數(shù)據(jù)通過手工整理獲得。

表2為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。經(jīng)過上述處理后，本文一共得到了15857 個“企業(yè)-年度”層面的觀測值。其中，總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的企業(yè)R&D 支出均值為0.024，最大值為0.107，中位數(shù)為0.020，說明不同民營企業(yè)的創(chuàng)新活動有較大差異。國有資本參股的均值為0.015，說明國有資本在民營企業(yè)的平均參股比例為1.5%，這與前期文獻的統(tǒng)計結(jié)果保持一致?。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報告了國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中，被解釋變量為總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的民營企業(yè)R&D 支出。列（1）展示了控制時間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)后國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果，其中國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.017，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進作用，從而驗證了假設(shè)1。為確?；鶞?zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，本文進一步控制個體固定效應(yīng)后對模型（1）進行再回歸，結(jié)果如表3 列（2）所示，其中國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.008，且在5%統(tǒng)計水平上顯著，同樣證實國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文分別采用處理效應(yīng)模型、更換被解釋變量、更換解釋變量、使用當(dāng)期和后兩期R&D 數(shù)據(jù)以及排除其他可能的解釋五種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

1.處理效應(yīng)模型。本文的基準(zhǔn)回歸可能存在樣本自選擇的問題，如國有資本可能對于盈利能力較好或規(guī)模較大的民營企業(yè)更感興趣，從而增加對這類企業(yè)的參股程度，而這類企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新往往比較活躍，從而造成本文基準(zhǔn)回歸的估計存在偏誤。因此，為了消除由樣本自選擇造成的估計誤差，本文采用處理效應(yīng)兩階段模型進行重新回歸。首先，本文構(gòu)建了如下模型考察國有資本參股與企業(yè)特征之間的相關(guān)性：

其中，ProNc 表示國有資本參股的程度，具體而言，若國有資本參股比例位于中位數(shù)以上，本文將ProNc 賦值為1，此時企業(yè)的國有資本參股程度較高；反之，若國有資本參股比例位于中位數(shù)以下，本文將ProNc賦值為0，此時企業(yè)的國有資本參股程度較低。X表示一系列企業(yè)特征變量，包括企業(yè)規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、盈利能力Roa、企業(yè)成長性Growth、現(xiàn)金持有Cash、企業(yè)年齡Age、股權(quán)集中度Top10。隨后，對模型（2）進行回歸，構(gòu)建逆米爾斯比率IMR，接著將其納入模型（1）中重新回歸，以糾正樣本自選擇問題帶來的估計偏差。回歸結(jié)果如表4所示，其中處理效應(yīng)第二階段回歸中逆米爾斯比率IMR的估計系數(shù)并不顯著，表明不存在明顯的樣本自選擇問題。國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.018，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明在控制了樣本自選擇問題之后，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新仍然有顯著的促進作用，基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性得到證明。

2.更換被解釋變量。在基準(zhǔn)回歸中，本文采用了總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的企業(yè)R&D 支出來度量企業(yè)的創(chuàng)新活動。為進一步檢驗基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，借鑒倪驍然和朱玉杰的做法?，本文采用營業(yè)收入標(biāo)準(zhǔn)化的企業(yè)R&D 支出來度量企業(yè)的創(chuàng)新活動，將其作為被解釋變量代入模型（1）中再次回歸?；貧w結(jié)果如表5 第1 列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)為0.053，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果依舊穩(wěn)健。

3.更換解釋變量。本文在基準(zhǔn)回歸中采用了國有資本參股總和（StateTS）來度量國有資本的參股程度。為確?；鶞?zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，借鑒李增福等的做法?，本文選擇國有資本參股是否超10%（State10）啞變量作為解釋變量，代入模型（1）重新進行回歸?；貧w結(jié)果如表5 第2 列所示，其中國有資本參股是否超10%（State10）啞變量的估計系數(shù)為0.003，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明不論以哪種國有資本參股的度量方法，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進作用這一結(jié)論都穩(wěn)健存在。

4.使用當(dāng)期和后兩期R&D 數(shù)據(jù)。在基準(zhǔn)回歸中，考慮到創(chuàng)新活動可能存在一定滯后，借鑒前期文獻做法?，本文選擇后一期R&D 支出作為被解釋變量。為進一步檢驗基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，本文采用當(dāng)期和后兩期R&D 支出作為被解釋變量，代入模型（1）中重新回歸。回歸結(jié)果如表5 第3—4 列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)分別為0.016 和0.014，且都在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明不論以當(dāng)期、后一期還是后兩期的R&D 支出作為被解釋變量，國有資本對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新都有顯著的促進作用，不僅證實了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，還進一步表明國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響較為深遠(yuǎn)。

5.排除其他可能的解釋。在本文的樣本期內(nèi)，即2007—2020 年的這一時期內(nèi)，國家出臺了各類政策來降低企業(yè)的融資約束，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，這些政策可能會對本文的回歸造成一定干擾，因而有必要對這些政策引致的可能性解釋進行排除。一方面，為應(yīng)對全球金融危機，2008 年底中國政府出臺了“四萬億”經(jīng)濟刺激計劃，這一計劃能夠有效緩解企業(yè)外部融資約束，進而為企業(yè)提供富余資金，可能會影響企業(yè)的創(chuàng)新活動。為排除這一可能性解釋，本文通過刪除相關(guān)年份的樣本數(shù)據(jù)來排除這一政策的干擾。如表5 第5 列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)為0.018，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明在排除“四萬億”計劃的干擾后，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用仍顯著存在。另一方面，“營改增”政策能夠為民營企業(yè)帶來稅收優(yōu)惠，從而緩解民營企業(yè)的融資約束，為民營企業(yè)的創(chuàng)新活動提供富余資金，可能會對本文基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果造成干擾。為排除這一可能的解釋，借鑒張克中等的研究?，本文將受到“營改增”政策影響最明顯的服務(wù)業(yè)企業(yè)從樣本中剔除，重新利用模型（1）進行回歸。如表5 第6列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)為0.011，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明排除“營改增”政策的干擾后，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用仍顯著存在。

五、機制檢驗

本文以SA 指數(shù)和企業(yè)規(guī)模兩個指標(biāo)來度量民營企業(yè)的融資約束，隨后進行分樣本回歸。具體地，首先，本文按照SA 指數(shù)的大小進行分組，SA 指數(shù)在50%分位數(shù)以上的企業(yè)歸類為高融資約束企業(yè)，50%分位數(shù)以下的企業(yè)歸類為低融資約束企業(yè)。其次，本文按照企業(yè)規(guī)模的大小進行分組，企業(yè)規(guī)模在50%分位數(shù)以下的企業(yè)歸類為高融資約束企業(yè)，50%分位數(shù)以上的企業(yè)歸類為低融資約束企業(yè)。再次，將各組樣本代入模型（1）中進行回歸。分樣本回歸的結(jié)果如表6 第1—4 列所示，其中在SA 指數(shù)較大和規(guī)模較小的高融資約束民營企業(yè)中，國有資本參股總和的估計系數(shù)分別為0.021 和0.025，且都在1%統(tǒng)計水平上顯著，而在SA 指數(shù)較小的民營企業(yè)中，國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.013，且在10%統(tǒng)計水平上顯著，在規(guī)模較大的民營企業(yè)中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)并不顯著，Chowtest 檢驗結(jié)果表明組間存在顯著差異。（限于篇幅，Chowtest 檢驗結(jié)果并未報告于正文，感興趣的讀者可向作者索取，下同。）這一結(jié)果充分說明，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響在融資約束較強的民營企業(yè)中更為明顯。

本文從稅收優(yōu)惠、政府補貼和融資成本角度出發(fā)，檢驗國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，從而間接為國有資本參股促進民營企業(yè)創(chuàng)新的資源效應(yīng)機制進行檢驗。首先，借鑒劉行和葉康濤的研究?，本文以（所得稅費用-遞延所得稅費用）/稅前會計利潤來衡量稅收負(fù)擔(dān)Tax，隨后將稅收負(fù)擔(dān)Tax 作為被解釋變量代入模型（1）中進行回歸，以考察國有資本參股后民營企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)發(fā)生了什么變化。結(jié)果如表7 第1 列所示，國有資本參股總和的估計系數(shù)為-0.276，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著降低民營企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)。其次，本文以企業(yè)當(dāng)年獲得政府補貼的自然對數(shù)值Sub 作為被解釋變量，代入模型（1）后進行回歸，以考察國有資本參股與民營企業(yè)政府補貼的之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果如表7 第2 列所示，國有資本參股總和的估計系數(shù)為1.118，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著提升民營企業(yè)所獲得的政府補貼。最后，本文借鑒王運通和姜付秀的研究?，以100×利息支出/［（年初有息負(fù)債/年末有息負(fù)債）/2］來衡量企業(yè)債務(wù)融資成本Cost，隨后代入模型（1）進行回歸，以考察國有資本參股對民營企業(yè)信貸融資的影響。結(jié)果如表7 第3 列所示，可以發(fā)現(xiàn)，國有資本參股總和的估計系數(shù)為-4.366，且在10%統(tǒng)計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著降低民營企業(yè)的信貸融資成本。

表7 機制檢驗：資源效應(yīng)（間接證據(jù)）

六、異質(zhì)性檢驗

理論分析表明，在不同類型的民營企業(yè)中由于自身特質(zhì)，國有資本參股帶來的資源效應(yīng)擴散程度存在一定差異，因而國有資本參股對不同類型民營企業(yè)的創(chuàng)新活動的影響存在一定區(qū)別。

首先，本文從企業(yè)成長性這一企業(yè)內(nèi)部特征出發(fā)，考察了不同成長性的民營企業(yè)中國有資本參股對其創(chuàng)新活動的影響。本文將營業(yè)收入增長率處于50%分位數(shù)以上的民營企業(yè)歸類為成長性較高的企業(yè)，將營業(yè)收入增長率處于50%分位數(shù)以下的企業(yè)歸類為成長性較低的企業(yè)，隨后分別代入模型（1）中進行回歸。如表8 第1—2 列所示，在成長性較高的企業(yè)中，國有資本參股總和的系數(shù)為0.018，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，而在成長性較低的企業(yè)中，國有資本參股總和的系數(shù)為0.016，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，Chowtest 檢驗結(jié)果表明組間存在顯著差異。

表8 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

其次，本文從技術(shù)密集度這一企業(yè)內(nèi)部特征出發(fā)，考察了不同技術(shù)密集度的民營企業(yè)中國有資本參股對其創(chuàng)新活動的影響。本文將全樣本企業(yè)劃分為技術(shù)密集型行業(yè)和非技術(shù)密集型行業(yè)兩大類，隨后分別將兩類行業(yè)中的企業(yè)代入模型（1）中進行回歸。如表8 第3—4 列所示，在技術(shù)密集型企業(yè)中國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.036，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，而在非技術(shù)密集型企業(yè)中國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.005，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，Chowtest 檢驗結(jié)果表明組間存在顯著差異。這一結(jié)果表明，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響在技術(shù)密集型企業(yè)中更為凸顯。

最后，本文從企業(yè)面臨的稅收征管強度這一企業(yè)外部環(huán)境特征出發(fā)，考察不同稅收征管強度下國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。借鑒劉貫春等的研究?，本文采用應(yīng)繳所得稅占利潤的比重來度量企業(yè)的實際稅負(fù)，然后將實際稅負(fù)處于50%分位數(shù)以上的企業(yè)歸類為面臨嚴(yán)格稅收征管的企業(yè)，將實際稅負(fù)處于50%分位數(shù)以下的企業(yè)歸類為面臨寬松稅收征管的企業(yè)，隨后分別代入模型（1）中進行回歸。如表8 第5—6 列所示，在面臨較為嚴(yán)格稅收征管的民營企業(yè)中國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.018，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，而面臨較為寬松稅收征管的民營企業(yè)中國有資本參股總和的估計系數(shù)為0.017，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，Chowtest 檢驗結(jié)果表明組間存在顯著差異。這一結(jié)果充分證實，當(dāng)民營企業(yè)面臨較為嚴(yán)格的稅收征管時，國有資本參股對其產(chǎn)生的資源效應(yīng)更為明顯，從而為這類企業(yè)創(chuàng)新活動提供更多富余資金，進而促進這類企業(yè)的創(chuàng)新活動。綜上可知，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的提升在成長性較高、技術(shù)密集型以及面臨嚴(yán)格稅收征管的企業(yè)中更為明顯，假設(shè)2 得到證實。

七、拓展分析

國有資本參股之后，民營企業(yè)究竟是通過增加非發(fā)明專利來進行政策導(dǎo)向型的“策略性創(chuàng)新”還是真正著眼于企業(yè)的長期發(fā)展？既有研究表明，受產(chǎn)業(yè)政策激勵的公司盡管創(chuàng)新水平會顯著提高，但存在只追求“數(shù)量”而忽略創(chuàng)新“質(zhì)量”的現(xiàn)象?。國有資本參股能夠為民營企業(yè)緩解所有制歧視，產(chǎn)生資源效應(yīng)，從而為其創(chuàng)新活動提供富余資金，但獲得富余資金后企業(yè)可能出于兩種考量進行創(chuàng)新活動。一方面，企業(yè)可能出于長期收益和業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的考量，將這部分資金投入對企業(yè)未來有實際收益的發(fā)明創(chuàng)造型創(chuàng)新當(dāng)中。另一方面，在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，國家對于技術(shù)創(chuàng)新日益重視，因而隨著國有資本的進入，企業(yè)可能會為了響應(yīng)國家在轉(zhuǎn)型時期對技術(shù)創(chuàng)新的要求而將這部分資金用于非發(fā)明專利，即“策略性創(chuàng)新”。

為了深入探究國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新促進作用是否真正落到了實處，本文進一步以專利授權(quán)來度量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，并將專利分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀專利三個組別進行回歸。具體地，本文以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量加1 的自然對數(shù)來度量企業(yè)的發(fā)明專利授權(quán)；以實用新型專利授權(quán)數(shù)量加1 的自然對數(shù)來度量企業(yè)的實用新型專利授權(quán)；以外觀專利授權(quán)數(shù)量加1 的自然對數(shù)來衡量企業(yè)的外觀專利授權(quán)。之后，將這三個創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)作為被解釋變量納入模型（1）進行回歸。特別地，由于專利授權(quán)數(shù)據(jù)大部分為0，且以0 為下限，為確保模型估計的可靠性，本文在這一部分采用Tobit 模型進行回歸（限于篇幅，回歸數(shù)據(jù)沒有在文中報告，感興趣的讀者可向作者索?。?。當(dāng)被解釋變量為發(fā)明專利時國有資本參股總和的估計系數(shù)為2.127，且在5%統(tǒng)計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著促進民營企業(yè)的發(fā)明專利授權(quán)。當(dāng)被解釋變量為實用新型專利時，國有資本參股總和的估計系數(shù)并不顯著，說明國有資本參股對實用新型專利的授權(quán)量并無明顯影響。當(dāng)被解釋變量為外觀專利授權(quán)時，國有資本參股總和的估計系數(shù)并不顯著，說明國有資本參股對外觀專利的授權(quán)量并無明顯影響。由于發(fā)明專利和實用新型專利的認(rèn)可度和內(nèi)含價值要高于外觀設(shè)計專利，上述結(jié)果充分證實國有資本參股之后民營企業(yè)能夠?qū)@得的富余資金投入到認(rèn)可度和內(nèi)含價值較高的發(fā)明專利中，而非投入到外觀設(shè)計專利等低質(zhì)量創(chuàng)新。

八、研究結(jié)論和政策建議

本文的理論分析表明，國有資本參股能夠為民營企業(yè)緩解所有制歧視，從提供稅收優(yōu)惠、獲取政府補貼和緩解信貸融資歧視等方面為民營企業(yè)提供富余資金，通過資源效應(yīng)緩解民營企業(yè)的融資約束，進而為創(chuàng)新活動準(zhǔn)備足夠的資金。本文的實證結(jié)果表明，國有資本參股對民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進作用。其中，資源效應(yīng)是國有資本參股促進民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的核心機制。并且，國有資本參股對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在成長性較高、技術(shù)密集度較高和面臨嚴(yán)格稅收監(jiān)管的企業(yè)中更為明顯。進一步研究發(fā)現(xiàn)，國有資本參股對民營企業(yè)發(fā)明專利授權(quán)量有顯著的提升作用，而對于實用新型專利和外觀設(shè)計專利的授權(quán)量并無明顯影響，即國有資本參股后民營企業(yè)的創(chuàng)新活動并非“策略性創(chuàng)新”，而是著眼于長遠(yuǎn)發(fā)展的創(chuàng)新活動。

基于本文的研究討論，提出如下建議：

第一，應(yīng)進一步深化混合所有制改革，除了國有企業(yè)混合所有制改革以外，也應(yīng)重視非國有企業(yè)的混合所有制改革，充分發(fā)揮國有資本的資源效應(yīng)。

第二，為民營企業(yè)拓寬融資渠道提供便利，加大對民營企業(yè)的融資支持力度。

第三，在深化混合所有制改革的同時，為穩(wěn)固民營企業(yè)創(chuàng)新的意愿和信心，政府部門應(yīng)當(dāng)加強知識產(chǎn)權(quán)保護，對盜版、抄襲和剽竊核心技術(shù)等侵權(quán)行為予以嚴(yán)懲。