高技術(shù)行業(yè)國企混改與企業(yè)創(chuàng)新投入

摘 要：中國經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的高技術(shù)行業(yè)國企在高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮著重要作用?；诓煌愋凸蓶|持股比例構(gòu)建混合所有制改革變量，采用多時(shí)點(diǎn)DID檢驗(yàn)混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：相比于非深度混改，深度混改能夠提升高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平。采用傾向得分匹配法和交疊DID等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)果仍成立。在此基礎(chǔ)上，研究發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)國企和高市場(chǎng)化地區(qū)國企混改的創(chuàng)新投入效應(yīng)更加顯著。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果顯示，深度混合所有制改革可以通過強(qiáng)化監(jiān)督和緩解代理問題提升企業(yè)創(chuàng)新投入水平。新一輪國企改革需要注重混改深度，充分發(fā)揮非國有股東的治理優(yōu)勢(shì)，激發(fā)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新動(dòng)力。

關(guān)鍵詞：混合所有制改革；創(chuàng)新投入；公司治理結(jié)構(gòu)；多時(shí)點(diǎn)DID

DOI：10.6049/kjjbydc.2023090609

中圖分類號(hào)：F276.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-7348（2025）02-0093-12

0 引言

2023年4月21日，二十屆中央全面深化改革委員會(huì)第一次會(huì)議審議通過了《關(guān)于強(qiáng)化企業(yè)科技創(chuàng)新主體地位的意見》，強(qiáng)調(diào)推動(dòng)形成企業(yè)為主體、產(chǎn)學(xué)研高效協(xié)同深度融合的創(chuàng)新體系。近年來，我國創(chuàng)新主體不斷壯大，創(chuàng)新投入力度顯著提升，但與發(fā)達(dá)國家相比，還存在一定差距。國有企業(yè)創(chuàng)新效率低下最主要的原因是國企創(chuàng)新投入不足[1]。高技術(shù)行業(yè)企業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)重要地位，提升高技術(shù)行業(yè)創(chuàng)新投入水平不僅有利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，而且對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要。2017年，中國聯(lián)通相繼與不同領(lǐng)域戰(zhàn)略投資者深入合作，提升資源配置效率，從而促進(jìn)研發(fā)投入水平持續(xù)提升。2019年，云南白藥完成混合所有制改革，研發(fā)投入較上年增長(zhǎng)55%。2020年，江淮汽車與大眾中國啟動(dòng)戰(zhàn)略合作項(xiàng)目，研發(fā)投入同比增長(zhǎng)13%，至2022年，研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比重逐年增長(zhǎng)。由此可見，通過混合所有制改革，引入不同資本參與公司治理，能夠提升國企創(chuàng)新投入水平，對(duì)落實(shí)我國創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略具有重要意義，有助于我國實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新和高水平科技自立自強(qiáng)。

學(xué)者們對(duì)國企混改與創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。朱磊等[2]指出，提升股權(quán)多樣性和股權(quán)融合程度能夠充分發(fā)揮非國有股東的治理能力，抑制股東資金侵占行為，進(jìn)而提升企業(yè)創(chuàng)新投入力度；Boubakri等[3]認(rèn)為，非國有股東進(jìn)入企業(yè)會(huì)影響整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力提升，促使其開展創(chuàng)新活動(dòng)；孫姝等[4]認(rèn)為，非國有股東在進(jìn)入國企后會(huì)與國有股東形成制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，從而提升國企決策效率；江軒宇[5]認(rèn)為，政府放權(quán)給非國有股東可以減輕國企政策性負(fù)擔(dān)，為企業(yè)帶來更多創(chuàng)新資源，進(jìn)而增強(qiáng)國企創(chuàng)新意愿；王業(yè)雯等[6]指出，提高非國有股東占比可以提升企業(yè)創(chuàng)新效率。

綜上所述，現(xiàn)有相關(guān)研究大多關(guān)注股權(quán)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)創(chuàng)新的影響。然而，混改不是簡(jiǎn)單的股權(quán)多樣化，而是引入持股比例較高的非國有資本并發(fā)揮非國有股東的治理作用[7]。股權(quán)結(jié)構(gòu)具體怎么變？變動(dòng)多少才會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響？現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未對(duì)上述問題進(jìn)行探究。相較以往研究，本文在以下方面有所突破：第一，根據(jù)企業(yè)前十大股東中非國有股東持股比例，將混改劃分為非深度和深度混改兩種，分類探討混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響，以期豐富混改相關(guān)研究。第二，結(jié)合多期DID模型并進(jìn)行多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)，揭示高技術(shù)行業(yè)國企混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響，以期拓展以往研究邊界。第三，不僅關(guān)注企業(yè)內(nèi)部深度混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響，而且從企業(yè)外部環(huán)境出發(fā)，探討地區(qū)差異和市場(chǎng)化程度對(duì)國企深度混改創(chuàng)新投入的影響，以期拓寬國企混改研究思路。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 混合所有制改革與高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入

作為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中堅(jiān)力量，國有企業(yè)需要充分發(fā)揮創(chuàng)新引領(lǐng)作用。但現(xiàn)實(shí)中，國企創(chuàng)新效率往往較低。楊運(yùn)杰等[8]指出，與民營(yíng)企業(yè)相比，國有企業(yè)創(chuàng)新投入不足。從國企自身看，其長(zhǎng)期承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，創(chuàng)新意識(shí)不強(qiáng)，創(chuàng)新投入力度不足。由于政策性負(fù)擔(dān)、所有者缺位以及缺乏有效的監(jiān)督與激勵(lì)機(jī)制[9]，即使資金實(shí)力強(qiáng)大，政府干預(yù)也可能抑制國企資源利用能力。此外，相較于經(jīng)濟(jì)利益，國企高管更加關(guān)注自身政治前途[10]。創(chuàng)新是長(zhǎng)期性、高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)，為了自身利益，國企經(jīng)理人會(huì)盡可能選擇穩(wěn)健性投資策略[11]。作為我國經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)力的重要來源，高技術(shù)行業(yè)國企對(duì)整體經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)發(fā)揮支撐作用，需要通過提高創(chuàng)新投入水平開展創(chuàng)新活動(dòng)，從而提升自身競(jìng)爭(zhēng)力。

混合所有制改革通過在國企中引入非國有股東，構(gòu)建多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)和完善的治理機(jī)制，進(jìn)而對(duì)國企決策產(chǎn)生影響。首先，非國有股東加入能夠減少行政干預(yù)[5]，增加政府行政干預(yù)成本[12]。其次，非國有股東能夠約束管理層行為（劉運(yùn)國等，2016），防止企業(yè)高管將政策性負(fù)擔(dān)作為經(jīng)營(yíng)不善的借口[13]。

混改達(dá)到預(yù)期效果的前提是企業(yè)通過引入不同性質(zhì)資本并發(fā)揮非國有股東的治理優(yōu)勢(shì)，形成更加完善的治理機(jī)制。因此，加入的股東能否對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生影響至關(guān)重要。如果非國有股東擁有實(shí)質(zhì)性話語權(quán)，就能增強(qiáng)國企創(chuàng)新活力[14]。如果混改不深入，僅停留在股權(quán)層面而輕視股東實(shí)質(zhì)性權(quán)利，就會(huì)走向“混而不改”的誤區(qū)。已有研究表明，只有擁有話語權(quán)并對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生重要影響，才能激勵(lì)非國有股東積極參與混合所有制改革[15]。相比于股權(quán)結(jié)構(gòu)，企業(yè)控制權(quán)更為重要，僅停留在股權(quán)層面的混改會(huì)抑制非國有資本市場(chǎng)化因素傳遞（劉漢民等，2018）。實(shí)踐中，非國有股東若想獲得國企控制權(quán)可以從兩個(gè)方面發(fā)力，即股權(quán)和董事會(huì)席位。如果非國有股東不能擁有一定比例的股權(quán)，無法在董事會(huì)中獲得一席之地，則無法真正參與企業(yè)治理。只有非國有股東與國企形成利益共同體，才能讓混改走深走實(shí)，從形式化向?qū)嵸|(zhì)化飛躍[14]。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：與非深度混改相比，深度混改能夠促進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入。

1.2 深度混合所有制改革推動(dòng)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新" "投入的機(jī)制

出于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和自身發(fā)展需求，高技術(shù)行業(yè)國企需要?jiǎng)?chuàng)新投入支持。探索混改對(duì)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平的作用機(jī)制，對(duì)提升高技術(shù)行業(yè)國企競(jìng)爭(zhēng)力和促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義。因此，本文進(jìn)一步探究深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機(jī)制。

從強(qiáng)化監(jiān)督作用視角看，相較于國有股東，非國有資本的“逐利天性”導(dǎo)致非國有股東更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)效益。出于對(duì)自身利益的保護(hù)，非國有股東更有動(dòng)力健全企業(yè)內(nèi)部控制制度，以避免自身利益遭受損失[16]，在一定程度上能夠抑制管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為，提高內(nèi)控質(zhì)量，從而提升創(chuàng)新投入水平。健全的內(nèi)部監(jiān)管與激勵(lì)機(jī)制有利于糾正國企控股股東一手獨(dú)大和內(nèi)部董事會(huì)形同虛設(shè)的不正之風(fēng)，制衡國有股東與非國有股東間的關(guān)系，助力企業(yè)管理人員和研發(fā)人員開展創(chuàng)新活動(dòng)[8]。

從緩解代理問題視角看，受轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境影響，國企形成縱向?qū)蛹?jí)式金字塔結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致信息和代理成本較高[17]，不利于開展投資活動(dòng)。根據(jù)委托代理理論，為追求自身利益，國有企業(yè)大股東會(huì)利用控制權(quán)和信息優(yōu)勢(shì)損害其他股東利益，進(jìn)而掏空企業(yè)，導(dǎo)致企業(yè)缺乏創(chuàng)新資金投入。通過混合所有制改革引入管理效率較高的非國有資本并充分發(fā)揮其優(yōu)勢(shì)，有助于國企構(gòu)建健全的內(nèi)控機(jī)制，緩解內(nèi)部治理問題、完善原有創(chuàng)新管理體系，從而激發(fā)自身創(chuàng)新活力[18]。為了緩解企業(yè)代理問題，有必要給予非國有股東一定的控制權(quán)?；旌纤兄聘母锬軌蛟谝欢ǔ潭壬暇徑鈬匈Y本與非國有資本間的關(guān)系失衡[19]，控股股東“放權(quán)”有利于維護(hù)中小股東利益，緩解企業(yè)代理問題，激勵(lì)股東進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新投入，進(jìn)而提升高技術(shù)行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入水平。同時(shí)，控股股東“放權(quán)”能夠激勵(lì)企業(yè)抓住機(jī)遇、整合資源，通過開展創(chuàng)新活動(dòng)提高自身競(jìng)爭(zhēng)力[20]。因此，在強(qiáng)化監(jiān)督與緩解代理問題兩個(gè)方面，非國有股東能夠完善內(nèi)部管理機(jī)制，促進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：深度混合所有制改革通過強(qiáng)化監(jiān)督機(jī)制促進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入。

H3：深度混合所有制改革通過緩解代理問題促進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入。

1.3 地區(qū)差異與市場(chǎng)化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

我國各地區(qū)資源稟賦、制度環(huán)境存在一定差異，導(dǎo)致國有企業(yè)發(fā)展態(tài)勢(shì)有所不同（耿慧芳等，2018）。東部地區(qū)企業(yè)發(fā)展水平和效率較高，且地區(qū)內(nèi)各企業(yè)間效率差距較小，中部地區(qū)企業(yè)間效率差距次之，西部地區(qū)企業(yè)間效率差距最大[21]。長(zhǎng)期以來，我國東、中、西部地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，一定程度上導(dǎo)致資源配置扭曲，這種資源配置不合理對(duì)企業(yè)效率具有重要影響（陶長(zhǎng)琪、徐冬梅，2020）。外部市場(chǎng)環(huán)境可能影響企業(yè)微觀行為，在不同市場(chǎng)化程度地區(qū)，國企創(chuàng)新投入水平存在一定差異。張杰等[22]發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度較高地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率較高。馮宗憲等[23]研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度較高地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)效率較高；孔東民等（2014）發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)環(huán)境會(huì)影響國企效率，隨著企業(yè)所處地區(qū)市場(chǎng)化程度提升，國企效率得以提升。因此，有必要進(jìn)一步探究不同地區(qū)高技術(shù)行業(yè)國企混改對(duì)創(chuàng)新投入的差異化影響。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H4：相比于中西部地區(qū)高技術(shù)行業(yè)國企，深度混改對(duì)東部地區(qū)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更顯著。

H5：相比于低市場(chǎng)化地區(qū)高技術(shù)行業(yè)國企，深度混改對(duì)高市場(chǎng)化地區(qū)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更顯著。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本篩選與數(shù)據(jù)來源

本文主回歸的研究對(duì)象是2010—2019年我國滬、深全部A股上市高技術(shù)行業(yè)國有企業(yè)，為了排除新冠疫情的影響，未選擇2020及之后年份數(shù)據(jù)。高技術(shù)行業(yè)國企樣本選取方法，參考Cui＆Mak（2002）和潘越等（2015）的研究成果，選擇2012年證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》中的制造業(yè)、信息技術(shù)服務(wù)業(yè)和信息傳輸、軟件行業(yè)企業(yè)作為高技術(shù)行業(yè)企業(yè)。本文相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，并遵循以下原則進(jìn)行數(shù)據(jù)處理：第一，根據(jù)上市公司實(shí)控人性質(zhì)判斷樣本企業(yè)性質(zhì)；第二，剔除ST、*ST等具有經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的樣本企業(yè)；第三，剔除樣本期間主要變量缺失樣本企業(yè)：第四，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)上的縮尾處理。

2.2 變量說明與模型設(shè)定

2.2.1 變量說明

（1）被解釋變量：創(chuàng)新投入（RD）。參考苗淑娟等（2018）的研究成果，本文采用研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比重衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平。借鑒任廣乾等（2022）的研究成果，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比重作為衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平的替代指標(biāo)。

（2）解釋變量：非深度混改（reform1）與深度混改（reform2）。現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用企業(yè)前十大股東中不同類型股東的持股比例或利用股權(quán)比例構(gòu)建赫芬達(dá)爾指數(shù)和熵指數(shù)衡量衡量混改程度[12，24-25]。Bharath等[26]、Edmans[27]認(rèn)為，股東持股比例只有高于5%才能對(duì)企業(yè)產(chǎn)生重要影響。由《中華人民共和國公司法》可知，持股比例超過5%的股東在企業(yè)內(nèi)擁有一定的話語權(quán)，如要求上市公司進(jìn)行信息披露?，F(xiàn)有文獻(xiàn)表明，非國有股東持股比例在5%以上就能擁有企業(yè)部分控制權(quán)[28]。根據(jù)《中華人民共和國公司法》和姜付秀等（2015）的研究，如果企業(yè)股東持股比例超過10%就有委派董事獲得一定董事會(huì)席位的權(quán)利，并有權(quán)召開臨時(shí)股東大會(huì)參與公司治理，進(jìn)而對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。參考周觀平等[29]、郝陽和龔六堂[7]的研究成果，10%基本是重要股東持股比例的合理分界。本文對(duì)混改深度進(jìn)行如下界定：如果在企業(yè)前十大股東中存在持股比例超過10%的非國有股東，則認(rèn)為該企業(yè)處于深度混改狀態(tài)；如果在企業(yè)前十大股東中存在持股比例超過5%但低于10%的非國有股東，則認(rèn)為該企業(yè)處于非深度混改狀態(tài)。

參考周觀平等[29]的研究方法，本文認(rèn)為，如果國有企業(yè)i在t年存在單個(gè)持股比例在5%—10%之間的非國有股東，則該企業(yè)處于非深度混改混合狀態(tài)，賦值“非深度混改混合狀態(tài)=1”；如果國有企業(yè)i在t年存在單個(gè)持股比例超過10%的非國有股東，則該企業(yè)處于深度混改混合狀態(tài)，賦值“深度混改混合狀態(tài)=1”。此外，本文將其它狀態(tài)定義為純狀態(tài)，并賦值“混合狀態(tài)=0”。若企業(yè)i在t-1年?duì)顟B(tài)為0，t年及之后年份狀態(tài)均為1，則認(rèn)為該企業(yè)在t年發(fā)生混改（非深度混改或深度混改）事件，在非深度混改和深度混改研究樣本中，t年及之后年份reform1和reform2的取值均為1，其它情況均取0。企業(yè)狀態(tài)類別統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

由表1可知，非深度混改企業(yè)有36家（對(duì)應(yīng)圖1路徑一），深度混改企業(yè)有62家（對(duì)應(yīng)圖1路徑二）。進(jìn)一步細(xì)分62家企業(yè)可知，在樣本期間內(nèi)有18家企業(yè)從未混改轉(zhuǎn)變到非深度混改再轉(zhuǎn)變?yōu)樯疃然旄臓顟B(tài)（對(duì)應(yīng)圖1（1）），有44家企業(yè)從未混改直接轉(zhuǎn)變?yōu)樯疃然旄臓顟B(tài)（對(duì)應(yīng)圖1（2））。考慮到非深度和深度兩種混改方式對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入效應(yīng)的可比性，本文將圖1路徑一的企業(yè)觀測(cè)值納入非深度混改樣本，將圖1（2）的企業(yè)觀測(cè)值納入深度混改樣本。不選擇圖1（1）的原因在于，此種深度混改方式摻雜了非深度混改事件的影響，在下文對(duì)此種混改方式的創(chuàng)新投入效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

結(jié)合研究目的，具體分組設(shè)定如下：

第一，非深度混改研究樣本。

事件組：非深度混改企業(yè)；

對(duì)照組：樣本期間內(nèi)沒有混改企業(yè)。

第二，深度混改研究樣本。

事件組：深度混改企業(yè)；

對(duì)照組：樣本期間內(nèi)沒有混改企業(yè)。

2013年11月，中共十八屆三中全會(huì)提出全面深化混合所有制改革。因此，本文將2014年及之后發(fā)生混改的年份作為政策沖擊期。由于2010-2013年不能排除由其它原因引發(fā)的非深度混改和深度混改事件，因而本文在回歸中剔除此期間進(jìn)行混改的企業(yè)樣本。參考陳林（2018）的研究方法，本文回歸樣本中，非深度混改企業(yè)有36家，深度混改企業(yè)有34家。"

（3）控制變量。參考已有研究成果，本文控制變量為產(chǎn)權(quán)比率（er）、持股集中度（share）、固定資產(chǎn)比率（solid）、董事會(huì)規(guī)模（dsize）、資產(chǎn)負(fù)債率（debt）和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（zzl）、管理費(fèi)用率（gl）和財(cái)務(wù)費(fèi)用率（cw）。此外，本文控制了個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。管理費(fèi)用率和財(cái)務(wù)費(fèi)用率能夠反映企業(yè)盈利水平，盈利水平是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，能夠影響企業(yè)創(chuàng)新投入水平。因此，本文將能反映盈利水平指標(biāo)管理費(fèi)用率和財(cái)務(wù)費(fèi)用率作為控制變量。

變量具體定義如表2所示。

2.2.2 模型設(shè)定

本文通過雙重差分法檢驗(yàn)混合所有制改革對(duì)高技術(shù)行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。由于每個(gè)企業(yè)混改發(fā)生時(shí)間不同，故本文構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，模型設(shè)定如下：

RDit=α0+α1reform1it+α2controlsit+γi+μt+εit（1）

RDit=β0+β1reform2it+β2controlsit+γi+μt+εit（2）

其中，模型（1）用來檢驗(yàn)非深度混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響，模型（2）用來檢驗(yàn)深度混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。若模型（1）中reform1的回歸系數(shù)不顯著，模型（2）中的reform2的回歸系數(shù)顯著，則說明與非深度混改相比，深度混改能夠促進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表3所示。事件組和對(duì)照組樣本觀測(cè)值數(shù)量共2 480個(gè)，由結(jié)果可知：第一，國企創(chuàng)新投入（RD）的最小值和最大值分別為0、0.148。由此表明，在樣本企業(yè)中，部分國有企業(yè)沒有創(chuàng)新投入，并且不同企業(yè)創(chuàng)新投入水平存在一定差異。第二，國企混改變量reform（reform1和reform2的總和）的平均值為0.087，表明2010—2019年，有8.7%的觀測(cè)值reform1和reform2均為1，即有8.7%的觀測(cè)值受到混改事件影響。

表4對(duì)深度混改樣本企業(yè)與非深度混改樣本企業(yè)進(jìn)行了比較分析，其中，非深度混改樣本觀測(cè)值有2 140個(gè)，深度混改樣本觀測(cè)值有2 120個(gè)。結(jié)果顯示，非深度混改樣本企業(yè)和深度混改樣本企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）最小值均為0，最大值分別為0.116和0.159。國企非深度混改和深度混改變量的平均值分別為0.053、0.048，表示在非深度混改樣本中有5.3%的觀測(cè)值reform1為1，即有5.3%的觀測(cè)值受非深度混改事件影響；在深度混改樣本中有4.8%的觀測(cè)值reform2為1，即有4.8%的觀測(cè)值受深度混改事件影響。

3.2 相關(guān)性分析

本文相關(guān)性分析結(jié)果如表5所示。由表5可知，企業(yè)創(chuàng)新水平變量（RD）與混合所有制改革變量（reform）在1%水平上顯著相關(guān)，表明混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在一定影響。企業(yè)創(chuàng)新變量與其它控制變量在1%顯著性水平上相關(guān)，說明本文合理控制了影響企業(yè)創(chuàng)新水平的相關(guān)變量。

3.3 基準(zhǔn)回歸分析

非深度混改和深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響如表6所示。列（1）檢驗(yàn)非深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果顯示，虛擬變量reform1與企業(yè)創(chuàng)新投入無顯著正相關(guān)關(guān)系；列（2）檢驗(yàn)深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示，虛擬變量深度混改reform2的估計(jì)系數(shù)顯著為正（β=0.011 6，plt;0.01），說明國企深度混改能夠提升企業(yè)1.16%的創(chuàng)新投入。以上結(jié)果表明，與非深度混改相比，深度混改可以顯著提升國企創(chuàng)新投入水平。由此，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表6列（3）報(bào)告了圖1（1）這種混改方式的創(chuàng)新投入效應(yīng)回歸情況，結(jié)果顯示，虛擬變量深度混改reform2的估計(jì)系數(shù)顯著為正（β=0.011 1，plt;0.5）。對(duì)比列（1）（2）（3）結(jié)果可知，非深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入無顯著促進(jìn)作用，無論何種情況的深度混改均能在一定程度上促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。本文采用多時(shí)點(diǎn)DID評(píng)估混改政策效應(yīng)，需要先進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。圖2檢驗(yàn)非深度混改企業(yè)與未混改企業(yè)在政策實(shí)施前后是否具有共同趨勢(shì)，圖3檢驗(yàn)深度混改企業(yè)和未混改企業(yè)在政策實(shí)施前后是否具有共同趨勢(shì)。兩圖中，pre3、pre2分別表示混改政策實(shí)施前3年、前2年的虛擬變量，current表示混改政策當(dāng)年虛擬變量，post1、post2和post3表示混改政策實(shí)施后1～3年的虛擬變量。圖2顯示，非深度混改的虛擬變量系數(shù)不顯著。以此可見，非深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入無顯著影響。在混改前，虛擬變量系數(shù)均不顯著，表明非深度混改企業(yè)與未混改企業(yè)滿足共同趨勢(shì)假定。圖3顯示，在深度混改前，各虛擬變量系數(shù)均不顯著；在深度混改后，從政策實(shí)施當(dāng)期開始到政策實(shí)施后兩期，相關(guān)系數(shù)逐年增大，顯著性增強(qiáng)。由此表明，深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生了積極影響。

（2）PSM-DID法。為緩解樣本的潛在樣本選擇問題，本文進(jìn)一步進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）的“擬自然實(shí)驗(yàn)”。參考蔡貴龍等[30]的研究成果，本文選取影響國企改革的變量如下：企業(yè)規(guī)模（Size）、董事會(huì)規(guī)模（Dsize）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、成長(zhǎng)能力（Grow）、董事會(huì)獨(dú)立性（Dpr）和兩職合一（Dual）。在匹配時(shí)，本文控制年份和行業(yè)固定效應(yīng)，分別采取一對(duì)二近鄰匹配和半徑匹配計(jì)算傾向匹配得分，對(duì)開展混合所有制改革樣本企業(yè)進(jìn)行Logit回歸，尋找與其傾向得分相近且未進(jìn)行混合所有制改革的國企樣本進(jìn)行多時(shí)點(diǎn)雙重差分估計(jì)。表7列（1）（2）為雙重差分估計(jì)回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，相比于非深度混改，深度混改可以顯著提升國企創(chuàng)新投入水平。

為驗(yàn)證傾向得分匹配的可靠性，本文進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，匹配后，所有匹配變量Size、Dsize、Lev、Grow、Dpr、Dual標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值不超過10%，且t統(tǒng)計(jì)量均不顯著。由此說明，事件組和對(duì)照組無顯著差異，匹配變量選擇較為準(zhǔn)確。圖4、圖5是非深度混改平衡性檢驗(yàn)條形圖，圖6、圖7是深度混改平衡性檢驗(yàn)條形圖。結(jié)果顯示，匹配效果較好。

（3）安慰劑檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)雙重差分法回歸的準(zhǔn)確性，本文通過隨機(jī)樣本抽取法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，具體過程如下：隨機(jī)抽取34家企業(yè)作為深度混改企業(yè)，其余企業(yè)為未混改企業(yè)，將以上過程重復(fù)500次，回歸得到500個(gè)政策變量系數(shù)估計(jì)值，以此揭示深度混改變量reform2的系數(shù)和p值密度分布情況。圖8是深度混改的創(chuàng)新投入效應(yīng)安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果，真實(shí)系數(shù)與安慰劑結(jié)果顯著不同，說明企業(yè)創(chuàng)新投入差異是由不同程度的混改所致，而非其它因素。

（4）替換被解釋變量、回歸模型。為了確保以上核心因果關(guān)系穩(wěn)健，本部分通過改變被解釋變量測(cè)度方法、替換原有回歸模型進(jìn)行多時(shí)點(diǎn)DID分析。本文采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比重衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，采用Tobit回歸替代線性回歸。在更換被解釋變量測(cè)度方法和替換回歸模型后，檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致（見表8列（1）—（4）），非深度混改變量reform1的系數(shù)不顯著，深度混改變量reform2的系數(shù)在5%水平上顯著為正。由此說明，相比于非深度混改，深度混改能夠提升企業(yè)創(chuàng)新投入水平。

（5）調(diào)整樣本重新回歸。對(duì)于非深度混改，本部分選取樣本期間t年及t年之后存在持股比例在0%—5%非國有股東的樣本企業(yè)作為非深度混改樣本，將t年及之前年份樣本作為未混改樣本進(jìn)行回歸；對(duì)于深度混改，本部分選擇樣本期間t年及t年之后存在持股比例大于10%非國有股東的樣本企業(yè)作為深度混改樣本，將t年之前年份樣本作為未混改樣本進(jìn)行回歸。表8列（5）（6）顯示，所得結(jié)果與主回歸結(jié)果基本一致。

（6）交疊DID檢驗(yàn)。在普通多時(shí)點(diǎn)雙重差分法估計(jì)中，由其它因素導(dǎo)致的當(dāng)期趨勢(shì)可能會(huì)混淆平均處理效應(yīng)。本文利用交疊DID估計(jì)法消除由當(dāng)期趨勢(shì)帶來的混淆處理效應(yīng)。具體地，本文采用最小二乘法（OLS）、Goodman-Bacon（2021）的事件研究法以及Sun＆Abraham（2020）的研究方法進(jìn)行檢驗(yàn)。表9中，L0event 表示政策實(shí)施當(dāng)期虛擬變量，F(xiàn)2event-F5event表示政策實(shí)施前2～5期虛擬變量，L1event-L4event表示政策實(shí)施后1～4期虛擬變量?；贠LS和事件研究法的回歸結(jié)果如表9所示。由表9可知，非深度混改時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新投入水平無顯著提升；深度混改實(shí)施后，企業(yè)創(chuàng)新投入水平短期內(nèi)得到顯著提升。

圖9、圖10顯示，非深度混改與深度混改政策實(shí)施前5期，虛擬變量系數(shù)均不顯著；非深度混改實(shí)施后4期，虛擬變量系數(shù)依然不顯著；深度混改政策實(shí)施后3～5期，虛擬變量系數(shù)顯著。由此說明，非深度混改不能顯著提升國企創(chuàng)新投入水平，深度混改對(duì)國企創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用具有兩期滯后效應(yīng)?？傮w來看，國企深度混改能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新投入水平。

（7）延長(zhǎng)樣本期?？紤]到新冠疫情的影響，本文將樣本期間設(shè)定為2010—2019年。本部分將數(shù)據(jù)期限延長(zhǎng)至2022年并按照主回歸方法進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10所示。由表10可知，深度混改樣本reform2系數(shù)為0.000 2且不顯著。相比于未延長(zhǎng)樣本期，延長(zhǎng)樣本期后，混改的創(chuàng)新投入效應(yīng)不再顯著，由此推測(cè)可能是受新冠疫情影響。新冠疫情期間，營(yíng)收大幅下降，企業(yè)普遍面臨較大的成本壓力且缺乏足夠的資金開展創(chuàng)新活動(dòng)，整體創(chuàng)新活力較差。延長(zhǎng)樣本期后，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，進(jìn)行混改的企業(yè)數(shù)量有所下降，可能受到新冠疫情影響，回歸結(jié)果也驗(yàn)證了本文猜測(cè)。

3.5 機(jī)制檢驗(yàn)

（1）監(jiān)督強(qiáng)化機(jī)制。參考曹春方和張超（2020）的研究成果，內(nèi)部控制得分可以度量企業(yè)對(duì)職工工作狀況的監(jiān)督考核情況。本文以2010年樣本企業(yè)內(nèi)部控制得分的平均值作為分界點(diǎn)，將企業(yè)樣本劃分為高內(nèi)部控制水平組和低內(nèi)部控制水平組。若國有企業(yè)深度混改能夠通過強(qiáng)化監(jiān)督機(jī)制增加創(chuàng)新投入，則相較于高內(nèi)控水平組，低內(nèi)控水平組更易于觀察深度混改后的創(chuàng)新投入水平變化情況。表11列（1）（2）顯示，高內(nèi)控水平組的reform2系數(shù)為0.004 1且不顯著；低內(nèi)控水平組的reform2系數(shù)顯著為正（β=0.0140，plt;0.01）。由此說明，深度混改可以通過加強(qiáng)監(jiān)督提高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平。

（2）代理問題緩解機(jī)制。高技術(shù)行業(yè)國企混改引入非國有股東，能夠有效抑制控股股東和中小股東的代理行為。借鑒羅琦等（2020）的研究成果，控股股東容易利用自身權(quán)利侵占企業(yè)其它應(yīng)收款，進(jìn)而損害企業(yè)中小股東的權(quán)益。因此，其它應(yīng)收款比率可用以衡量控股股東與中小股東間的代理問題。其它應(yīng)收款比率為其它應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值。本文以2010年樣本企業(yè)其它應(yīng)收款比率的平均值作為分界點(diǎn)，將樣本企業(yè)劃分為代理問題嚴(yán)重組與代理問題較輕組。表11列（3）（4）顯示，代理問題嚴(yán)重組的reform2系數(shù)顯著為正（β=0.020 4，plt;0.05），代理問題較輕組的reform2系數(shù)也顯著為正（β=0.006 0，plt;0.1）。通過比較系數(shù)顯著性和大小可知，高技術(shù)行業(yè)國企深度混改可以通過緩解代理問題提高創(chuàng)新投入水平。

3.6 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在高技術(shù)行業(yè)國企深度混改變量reform2的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探討地區(qū)和市場(chǎng)化程度調(diào)節(jié)作用。

3.6.1 地區(qū)

因資源稟賦不同，我國各地區(qū)環(huán)境條件和其它固有屬性也有所不同，導(dǎo)致高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平差異。為檢驗(yàn)企業(yè)所在地區(qū)對(duì)深度混改創(chuàng)新投入效應(yīng)的影響，本文按照企業(yè)所在地區(qū)分樣本進(jìn)行回歸分析。表12列（1）（2）報(bào)告了深度混改對(duì)東部地區(qū)與中西部地區(qū)國有企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。在東部地區(qū)，深度混改虛擬變量reform2的回歸系數(shù)顯著為正（β=0.021 9，plt;0.05）；在中西部地區(qū)，深度混改虛擬變量reform2的回歸系數(shù)不顯著。由此可見，深度混改對(duì)東部地區(qū)國企創(chuàng)新投入水平的促進(jìn)作用顯著，而對(duì)中西部地區(qū)國有企業(yè)創(chuàng)新投入水平無顯著影響。

3.6.2 市場(chǎng)化程度

本文按照企業(yè)所在地市場(chǎng)化程度，將樣本企業(yè)劃分為高市場(chǎng)化程度地區(qū)國企和低市場(chǎng)化程度地區(qū)國企進(jìn)行回歸分析。表12列（3）（4）報(bào)告了深度混改對(duì)不同市場(chǎng)化程度地區(qū)國企創(chuàng)新投入的影響。在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)，深度混改虛擬變量reform2的回歸系數(shù)顯著為正（β=0.0213，plt;0.05）；在低市場(chǎng)化地區(qū)，深度混改虛擬變量reform2的回歸系數(shù)不顯著。由此可見，在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)，國有企業(yè)開展深度混改能夠顯著提高自身創(chuàng)新投入水平；在市場(chǎng)化程度較低地區(qū)，國有企業(yè)創(chuàng)新投入受深度混改的影響不顯著。原因在于，在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)，市場(chǎng)扮演至關(guān)重要的角色，政府干預(yù)行為較少（Wu 等，2022）。市場(chǎng)化進(jìn)程能夠提高制造企業(yè)資源配置效率，從而推動(dòng)人才、資本、數(shù)據(jù)等要素資源自由流動(dòng)（霍春輝等，2023）。由此，市場(chǎng)化程度較高地區(qū)國企綜合效率較高。混改企業(yè)擁有較高的管理水平，因而能夠通過強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制和緩解代理問題提升自身創(chuàng)新投入水平。

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

以往國企混改與創(chuàng)新投入關(guān)系研究主要關(guān)注股權(quán)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，較少探討非國有股東究竟需要持股達(dá)到多大比例才能促使混改發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)效應(yīng)這一問題。此外，深度混改通過何種機(jī)制提升高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平？不同地區(qū)國企混改對(duì)創(chuàng)新投入的作用有何差異？上述問題值得深入探究。

本文采用2010—2019年中國A股高技術(shù)行業(yè)上市國企數(shù)據(jù)，聚焦非國有股東的治理作用，使用多時(shí)點(diǎn)雙重差分法探討非深度混改與深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，得出以下主要結(jié)論：

（1）提升非國有股東持股比例可以有效激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，從而提升高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平。因此，相對(duì)于非深度混改，深度混改的企業(yè)創(chuàng)新投入效應(yīng)更加顯著。

（2）機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，深度混改可以通過強(qiáng)化監(jiān)督和緩解代理問題促進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企創(chuàng)新投入水平提升。

（3）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，與中西部地區(qū)和市場(chǎng)化程度較低地區(qū)高技術(shù)行業(yè)國有企業(yè)相比，東部地區(qū)和市場(chǎng)化程度較高地區(qū)國有企業(yè)深度混合所有制改革對(duì)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更顯著。

4.2 政策建議

（1）持續(xù)推進(jìn)高技術(shù)行業(yè)國企深度混合所有制改革，提升非國有股東的實(shí)質(zhì)性話語權(quán)。實(shí)現(xiàn)國資國企改革新使命、新任務(wù)，需要持續(xù)深入推進(jìn)深度混合所有制改革，將混改重心從數(shù)量轉(zhuǎn)移到質(zhì)量上。本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于非深度混改，深度混改對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更顯著。因此，需要通過深度混合所有制改革提高非國有股東持股比例，增強(qiáng)其參與公司治理的積極性，進(jìn)而幫助國企建立健全適應(yīng)市場(chǎng)發(fā)展的相關(guān)機(jī)制，調(diào)整利益相關(guān)者的權(quán)利與責(zé)任，優(yōu)化內(nèi)部管理機(jī)制，完善組織架構(gòu)和流程，推動(dòng)信息化建設(shè)，提高企業(yè)運(yùn)作的靈活性?；旄牡闹攸c(diǎn)并非是不同性質(zhì)資本混合，而是戰(zhàn)略性重組及重組后的專業(yè)化整合。因此，需要以“混”為手段，抓住“改”這個(gè)關(guān)鍵，提高非國有股東持股比例，賦予非國有股東在決策方面的話語權(quán)，實(shí)現(xiàn)由未混改、非深度混改向深度混改轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)由形式化混改到實(shí)質(zhì)性混改轉(zhuǎn)變，找到問題所在并轉(zhuǎn)變經(jīng)營(yíng)機(jī)制，從而增強(qiáng)創(chuàng)新活力。

（2）協(xié)調(diào)好混改后不同性質(zhì)資本之間的關(guān)系，充分發(fā)揮非國有股東的監(jiān)督作用。秉承“混在股權(quán)，改在機(jī)制”的理念，在高技術(shù)行業(yè)國企經(jīng)營(yíng)管理、利益訴求等方面，不同性質(zhì)資本需要以提升企業(yè)效率為首要目的，發(fā)揮互惠互利的協(xié)同效應(yīng)，處理好矛盾沖突，激活企業(yè)發(fā)展動(dòng)力。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，混改可以通過強(qiáng)化監(jiān)督機(jī)制和緩解代理問題促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入水平提升。因此，需要結(jié)合國有資本與非國有資本優(yōu)勢(shì)，將企業(yè)組織架構(gòu)、內(nèi)部監(jiān)督治理機(jī)制和經(jīng)營(yíng)管理模式等作為混改的發(fā)力點(diǎn)。政策性負(fù)擔(dān)使得國有企業(yè)股東在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方面缺乏積極性，對(duì)于創(chuàng)新這類高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)投入有限。非國有股東的加入不僅可以促使國有企業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)向追求盈利方向偏移，而且能夠?qū)泄蓶|行為進(jìn)行監(jiān)督，從而提升企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)能力、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和創(chuàng)新動(dòng)力。

（3）重視不同地區(qū)行業(yè)混改的創(chuàng)新投入效應(yīng)，因企施策，制定差異化混改政策。具體而言，將高技術(shù)行業(yè)混改經(jīng)驗(yàn)進(jìn)一步推廣到其它行業(yè)，在改革過程中注重混改質(zhì)量，提升企業(yè)效率。本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)，混改的創(chuàng)新投入效應(yīng)在東部地區(qū)和市場(chǎng)化程度較高地區(qū)更加顯著。這一結(jié)論為未來混改和創(chuàng)新政策制定提供了新思路，新一輪國企混改需要堅(jiān)持整體規(guī)劃，吸取混改試點(diǎn)企業(yè)經(jīng)驗(yàn)，由局部過渡到整體，在分步、穩(wěn)步推進(jìn)混改過程中，根據(jù)企業(yè)實(shí)際情況對(duì)相關(guān)策略進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整。相關(guān)部門應(yīng)結(jié)合企業(yè)自身特點(diǎn)與所處環(huán)境差異，從頂層制度設(shè)計(jì)入手，不斷完善企業(yè)市場(chǎng)化運(yùn)營(yíng)體制機(jī)制，合理配置資源，促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新投入水平提升，在建設(shè)世界一流企業(yè)的道路上蹄疾步穩(wěn)。

4.3 不足與展望

本文旨在探討上市公司混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響，未考慮非上市公司混改對(duì)創(chuàng)新投入的影響。未來可以進(jìn)一步探討非上市公司股權(quán)變動(dòng)的創(chuàng)新投入效應(yīng)。本研究對(duì)混改的創(chuàng)新投入效應(yīng)進(jìn)行探討，未來可以進(jìn)一步探討混改的其它效應(yīng)，如混改的長(zhǎng)期表現(xiàn)和社會(huì)責(zé)任等。

參考文獻(xiàn)：

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Mixed Reform of State-owned Enterprises in High-Technology Industries and Enterprises' Innovation Investment： A Heterogeneity Analysis Based on the Depth of Mixed Reforms

Abstract：Over the past 40 years of reform and opening up， the mixed ownership reform of state-owned enterprises （SOEs） has complemented the reform of state-owned enterprises and the development process of private enterprises， made positive progress and remarkable achievements in the scale， scope， mode and speed of mixed reform， and also made great breakthroughs in institutional integration and mechanism construction. With the development of productivity and social changes， new problems have inevitably appeared in the practice of state-owned enterprise reform， and the mixed reform still needs to be further promoted， and how to develop a higher level of mixed reform is still worthy of further study. Mixed-ownership reform is not a one-way road for SOEs to accelerate their development， but a two-way rush between SOEs and private enterprises. The advantages of private enterprises in terms of market mechanism， efficiency and scientific and technological innovation are organically integrated with the capital， resources， technology and management advantages of SOEs， and the mixed-ownership reform enterprises burst out with vigor and strong development momentum. The complementary advantages of state-owned capital and private capital have effectively enhanced the superimposed value of their advantages in the mixed-ownership reform. When SOEs choose to carry out mixed ownership reform in what proportion and in what way， they should first clarify their own development demands， combine the characteristics of non-state-owned capital， and skillfully combine them to achieve a win-win situation.

Most of the existing literature on mixed reform and innovation focuses on the impact of changes in ownership structure on innovation. However， the mixed reform is not a simple diversification of equity， but the introduction of non-state capital with a high shareholding ratio and giving play to the governance role of non-state-owned shareholders. Previous studies on the mixed-ownership reform and innovation investment of SOEs？have mainly focused on the impact of changes in shareholding structure on innovation investment， but the proportion of shares held by non-state-owned shareholders introduced by the mixed-ownership reform to promote innovation investment has been seldom considered. In addition， the mechanism through which the deep mixed-ownership reform of SOEs will increase the innovation investment of SOEs in high-tech industries， and the differences in the role of mixed-ownership reform of SOEs in different regions on innovation investment are all worthy of in-depth exploration.

Using the data of listed SOEs in the A-share high-tech industry from 2010 to 2019， this paper adopts a multi-point DID to test the effect of mixed ownership reform on the innovation input of SOEs in China. Empirical results show that， compared with unmixed and deep mixed reform， it can promote the innovation investment level of SOEs in high-tech industries. The results hold valid after a series of robustness tests， such as predisposition score matching and overlapping DID. On this basis， it is found that the mixed innovation effect of SOEs is more obvious in the eastern region and the highly market-oriented region. The mechanism test confirms that by strengthening supervision and mitigating agency problems， the deep mixed-ownership reform can promote the innovation input of SOEs in high-tech industries. Therefore， more attention should be paid to the depth of substantive reform rather than form in the new round of SOE reform.

Compared with previous studies， this paper has made breakthroughs in three aspects. First， it carefully arranges the shareholding ratio of non-state-owned shareholders among the top ten shareholders of enterprises， divides the mixed reform into non-deep and deep mixed reform， and studies the impact of mixed reform on innovation investment by category， enriching the related research on mixed reform. Second， combined with the multi-stage DID model and multiple robustness tests， it analyzes the influence of the mixed reform of SOEs in the high-tech industry on the enterprise's innovation investment， and expands the boundaries of previous research. Thirdly， this paper not only pays attention to the impact of the internal deep mixed reform on innovation investment but also studies the impact of regional and marketization degree on the depth mixed reform of SOEs from the external environment of enterprises， which broadens the research ideas of the mixed reform of SOEs.

Key Words：Mixed Ownership Reform; Innovative Inputs; Corporate Governance Structure; Multi-period DID