國有、民營混合參股對企業創新能力的影響

應尚軍 蔡雨欣

【摘 要】 在混合所有制改革的背景下，研究了異質性參股股東對企業創新能力的影響，將研究范圍從民營參股股東對國有企業創新能力的影響拓展到國有企業和民營企業相互參股對被參股企業創新能力的影響，從而把有關國有企業混改的單一化思維轉向異質性股東混合參股的一般化思考。研究結果表明，異質性股東的參與對企業的創新能力有促進作用，對國有企業來說交叉持股對企業創新能力有負面影響。在研究過程中還發現，在市場化程度較低的中西部地區，異質性參股股東對企業創新能力的促進作用更強，從而為緩解區域經濟發展不平衡提供了重要的改革思路。同時進一步探討了異質性參股股東的具體作用機制。

【關鍵詞】 國有參股; 民營參股; 企業創新; 混合所有制改革

【中圖分類號】 F276.6? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2020）07-0149-07

一、引言

2013年十八屆三中全會明確指出要積極發展國有資本、集體資本和非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟，拉開了新一輪混合所有制改革的序幕。習總書記反復強調創新的極度重要性，指出“實施創新驅動發展戰略決定著中華民族前途命運”。創新作為衡量混合所有制改革成效的一個重要切入點，國有、民營混合參股是否會提升企業的創新能力？本文以混合所有制改革這一熱點為研究對象，以中國A股上市公司為研究樣本，探討了在國有控股和民營控股企業中，國有資本參股（以下簡稱國有參股）和民營資本參股（以下簡稱民營參股）分別對企業的創新能力產生怎樣的影響，以期為混合所有制改革研究提供可資借鑒的分析思路和檢驗方法，同時也為公司治理領域提供獨特的中國案例。本文可能的貢獻：第一，在此類問題的研究中，對“股東關系”的處理比已有文獻更為嚴謹。由于上市公司中廣泛存在一致行動人關系、控股關系以及親屬關系，股東的“參股”和“控股”地位并不能簡單地按持股比例來區分。本文將存在一致行動人關系、控股關系以及親屬關系等股東關系的股東持股比率進行加總，以“股東集團”來確定股東的“參股”或“控股”地位。第二，發現產權性質不同的參股股東對企業創新能力的影響呈現相互促進的作用，異質性參股股東可以彌補控股股東在創新能力上的不足。本文將總樣本分為國有控股子樣本和民營控股子樣本，分別對民營參股國有企業（即國有控股企業）和國有資本參股民營企業（即民營控股企業）進行研究，從研究思路上拓展了混改研究成果。

二、理論分析與研究假設

（一）民營參股股東對國有企業創新能力的影響

由于國有企業內部管理的市場化水平不足，國有資產在各級政府間逐級委托，委托代理關系鏈過長，委托代理鏈中的每個主體既是委托人又是代理人，同時每個環節都存在信息不對稱問題，投資者缺乏足夠的動機去監督經理人，由此導致“所有者缺位”等問題。國有企業普遍缺乏有效激勵和監督機制，在職過度消費等問題較為突出，使得國有企業的代理成本顯著高于民營企業和混合產權企業[ 1 ]。由于創新活動與一般的企業活動不同，通常需要大量的前期資金投入，投資風險較高，回報周期也較長，國有企業的激勵程度較低，經理人往往不愿意投資這種高風險的創新活動，此時，民營參股國有企業有助于緩解“所有者缺位”的問題，減少管理者的道德風險，促使企業更積極地開展創新活動[ 2 ]。Luong等[ 3 ]則得出完全相反的結論，他們認為民營股東有掏空動機，會為了自身的利益而損害公司利益，國有企業民營化改革會導致企業創新效率下降，鐘昀珈[ 4 ]與翟勝寶[ 5 ]等的研究得出了類似結論。目前學術界還未形成一致意見，有必要根據新的市場環境和新的視角進行檢視，因此本文提出假設一。

假設一：相對于國有參股，民營參股更有利于提升國有控股企業的創新能力。

（二）國有參股股東對民營企業創新能力的影響

民營企業在公司治理與運營方面更具靈活性，具有較高的創新效率[ 6 ]，但其在外部經營環境上往往無法獲得與國有企業平等的競爭地位。政府為了支持國有企業發展，在進行資源配置上會給民營企業設置相應的障礙，比如獲取金融資源[ 7 ]、獲取政府補貼、降低企業稅負[ 8 ]等。為了避開這些障礙，民營企業會通過轉讓部分股權給國有控股的企業以尋求產權保護，使企業擁有“政治名分”[ 9 ]，增強企業產權的安全性，在政策上得到更多的保護和關照，從而獲取更多的創新資源。這樣民營企業就可以避免因為內部現金流不足導致企業不得不放棄一部分創新活動[ 10 ]的情況。但也有學者不贊同這一說法，認為國有股東加入后可能會使民營企業委托代理問題加劇，從而導致企業沒有動力去投資創新活動，抑制了企業的創新能力[ 11 ]。基于以上分析本文提出假設二。

假設二：相對于民營參股，國有參股更有利于提升民營控股企業的創新能力。

（三）市場化程度、異質性參股股東與企業創新能力

區域經濟發展不平衡是我國經濟發展的老問題，東部地區利用其地理、能源及政策優勢，在市場化程度上與中西部地區拉開顯著差距。目前我國市場化改革尚未完成，根據王小魯、樊綱編寫的《中國分省份市場化指數報告（2018）》發現各地區間市場化程度差異仍然十分明顯，東部地區的市場化指數相對較高，西部地區較低。從理論上看，國有民營混合參股的股權結構可以彌補市場化程度不足帶來的不利影響，使不同產權性質的股東發揮自己獨特的優勢。有理由認為，市場化程度越低的地區，異質性參股股東對企業創新能力表現出的相互促進作用越強[ 12 ]。然而實證分析表明西部地區企業的首要目標是提高生產能力而非創新能力，企業混改后的創新效率提升不明顯，但對東中部地區的提升作用很顯著[ 13 ]。現有基于市場化程度不同而進行的研究主要圍繞國有企業混改問題展開，而對市場化程度不同的地區就一般性企業中股權性質不同的參股股東所起到的相互促進作用研究不多。因此本文提出假設三。

假設三：市場化程度越低的地方，異質性參股股東對企業創新能力表現出的相互促進作用越強。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取A股1 235家上市公司2013—2017年5年的數據共5 168個，其中國有控股企業613家，民營控股企業622家。為了研究產權性質不同的參股股東對公司的創新效應，就參股股東的產權性質進行分類。在此借鑒了郝陽等[ 14 ]的分組方法，將股東按產權性質的不同分為5類：國有股東、民營股東、金融類股東、外資類股東和未知。具體劃分標準如表1所示。

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由于上市公司中廣泛存在一致行動人關系、控股關系以及親屬關系，股東的“參股”和“控股”地位并不能簡單地按持股比例來區分。以三峽新材（股票代碼600293）為例，2017年末三峽新材的第一大股東為當陽市建設投資控股集團有限公司（以下簡稱當陽建投，持股比例12.69%），但當陽建投實際上是三峽新材的參股股東，因為第二大股東海南宗宣達實業投資有限公司（持股比例12.32%）與第三大股東當陽市國中安投資有限公司（持股比例10.72%）的實際控制人都是許錫忠，許錫忠作為自然人股東另外還持有0.86%的股份，持股總量達到23.9%，因此許錫忠為三峽新材的實際控股股東。

利用CSMAR數據庫，將存在一致行動人關系、控股關系以及親屬關系等股東關系的股東持股比例進行加總，得到了“股東集團”的實際持股量。同樣以三峽新材為例，將海南宗宣達實業投資有限公司、當陽市國中安投資有限公司以及自然人許錫忠視為一個持股比例為23.9%的股東集團，將每個上市公司的各個股東集團的持股總量進行排序，持股總量排名第一的為實際控股集團，其余的均為參股股東。創新能力變量以及控制變量的數據均來自于CSMAR數據庫。同時為保證樣本數據的完整性和可信性，本文對樣本數據進行了如下篩選：（1）剔除了ST和*ST公司，避免異常值的影響;（2）剔除了曾經被外資控股的公司以及在2013—2017年控制權在不同性質的股東之間發生轉移的企業;（3）剔除了金融行業公司;（4）剔除了2010年之后上市的樣本公司（保證所有公司上市3年以上）。

（二）變量定義

1.被解釋變量

國家統計局發布的《中國企業自主創新能力分析報告》中提出衡量中國企業自主創新能力的四大指標，包括潛在技術創新資源指標、技術創新活動評價指標、技術創新產出能力指標以及技術創新環境指標。潛在技術創新資源指標主要包括企業科研人員數量、企業工業增加值、企業產品銷售收入等，技術創新活動評價指標包括企業研發費用占產品銷售收入的比重等，技術創新產出能力指標主要包括企業申請專利數量、授權專利數量、新產品銷售收入占產品銷售收入比重等，技術創新環境指標包括財政資金在科技活動經費籌集額中的比重、金融機構貸款在科技活動經費的比重等。通過參考相關文獻，筆者發現已有研究表明R&D人員對企業創新績效的貢獻率遠低于R&D投入的貢獻率，結合現有文獻并考慮到相關數據的可獲得性，選取技術創新活動評價指標以及技術創新產出能力指標。其中，技術創新活動評價指標即技術創新投入用企業年末研發費用表示，技術創新產出能力指標用企業當年專利申請數量來表示。

2.解釋變量

本文的解釋變量有兩個，國有參股股東的持股量總和（NCState）和民營參股股東的持股量總和（NCPrivate）。利用CSMAR數據庫，將存在一致行動人關系、控股關系以及親屬關系等股東關系的股東持股比例進行加總，手工整理得到了“股東集團”的實際持股量，將每個上市公司的各個股東集團的持股總量進行排序，持股總量排名第一的為實際控股集團，其余均為參股股東。按照參股股東的股權性質，分別將國有參股股東和民營參股股東的持股量進行加總，得到國有參股股東的持股量總和以及民營參股股東的持股量總和。

3.控制變量

除了以上變量之外，為了避免遺漏變量產生估計結果的偏誤，本文參考現有研究企業創新能力影響因素的相關文獻，選取盈利能力、第一大股東持股比例、資產規模、財務杠桿、流動資產、公司成長性、董事會規模、獨立董事比例作為公司層面的控制變量[ 12 ]。此外，為了說明市場化水平不同所帶來的影響，設置是否為東部地區的啞變量。變量說明與定義見表2。

（三）模型設計

為了探討異質性參股股東對企業創新能力是否產生相互促進的影響，本文建立以下回歸模型：

Yi，t=？琢i + ？茁1NCStatei，t-1 + ？茁2E × NCStatei，t-1 +

？茁3NCPrivatei，t-1+？茁4E×NCPrivatei，t-1+？茁5ROAi，t+？茁6Top1i，t-1+

？茁7Asseti，t +？茁8Debti，t +？茁9Liqi，t +？茁10Growthi，t +？茁11BoardSizei，t+

？茁12INDRi，t+？著i，t

其中：Y表示公司的創新能力，分為創新投入（RD）和創新產出（Patent）;E為是否東部地區啞變量，作為市場化水平的衡量指標，如果上市公司的注冊地在東部地區E取1，否則為0;？著為殘差項;i表示個體，t表示年份。為了控制股權結構的內生性，本文對股東持股量相關變量滯后一期[ 15 ]。

四、回歸分析

（一）描述性統計和相關性分析

從表3的描述性統計結果可以看出，企業研發費用全樣本的均值為29.909（千萬元）。如果考慮規模因素，可得國有企業子樣本的RD/Asset均值為28.43，民營企業子樣本均值為6.49，可見總體上民營企業的研發投入比國有企業低，一個比較符合的原因可能是民企的資金約束。從專利申請量來看，全樣本的均值為78.942（個），國有企業子樣本的Patent/Asset均值為77.32，民營企業子樣本均值為40.49，可見民營企業的單位資產專利產出比國有企業低，但是民營企業專利數的投入產出比更高。從國有、民營參股的持股量總和來看，在企業積極發展混合所有制之后，國有企業的民營參股持股量總和相對較大，而民營企業還是民營參股持股量總和相對較大，說明國有企業的混合所有制改革取得了更大的發展。

表4給出了本文主要變量的相關關系，從自變量之間的相關系數來看較小，絕對值最大為0.5132，是資產規模和財務杠桿之間的相關性，小于0.65，說明本文所選取的自變量之間不存在多重共線性，可以進一步進行多元回歸分析。

（二）回歸結果討論

本文將總樣本分為國有企業子樣本和民營企業子樣本分別對模型進行回歸，結果見表5。

在表5中，列（1）是對國有企業子樣本的回歸結果，列（2）是對民營企業子樣本的回歸結果。從回歸結果可以看出：對于國有企業，國有參股持股比例總和的系數為負，且在1%的置信水平上顯著，民營參股持股比例總和的系數為正，也在1%的置信水平上顯著;對于民營企業，國有參股持股比例總和在1%的水平上正向顯著，而民營參股持股比例總和系數不顯著。列（3）和列（4）用專利申請數量衡量企業的創新能力，結果與列（1）和列（2）相似。可見無論是用研發投入指標還是用研發產出指標來衡量企業的創新能力，均能得到一致的結論。

從回歸結果還可以看出，國有參股對國企的創新能力會帶來負面的作用，而對民營企業的創新能力有正面的作用;民營參股對國企績效會有正面的影響，但是對民營企業創新能力的影響并不顯著。異質性參股股東對企業創新能力的影響體現出一種相互促進的特征，尤其是對于國有企業，民營參股可以顯著提高企業的創新能力，國有參股反而會起到反向作用，這一結論支持了假設一和假設二，從企業創新的角度支持了混合所有制改革。

在此基礎上，本文進一步探討了異質性股東在企業創新能力上表現出的互補性是否與市場化程度不足有關，通過模型分樣本回歸，Y表示創新產出（Patent），表6為回歸結果，有關控制變量的結果限于篇幅不做報告，列（1）和列（2）分別對應國企和民企子樣本。從表6可以看出：列（1）中民營參股持股量正向顯著，東部地區啞變量（E）與民營參股持股量的交乘項負向顯著;列（2）中國有參股持股量正向顯著，東部地區啞變量（E）與國有參股持股量的交乘項負向顯著。說明在市場化程度越低的地方，異質性參股股東對企業創新能力表現出的相互促進作用越強，支持了假設三。

（三）穩健性檢驗

為了檢驗回歸結果的穩健性，本文對基礎模型做以下穩健性檢驗。第一，改變創新能力的衡量指標，將研發投入指標更換為企業研發費用占產品銷售收入的比值（RD1），研發產出指標更換為公司當年專利授權數量（Patent1），相關數據均來源于CSMAR數據庫，回歸結果如表7所示。列（1）—列（4）為替換變量后的穩健性檢驗結果，其中列（1）（3）為國有企業子樣本，列（2）（4）為民營企業子樣本。從檢驗結果可以看出，對于國有企業民營參股的系數顯著為正，對于民營企業國有參股的系數顯著為正，此穩健性檢驗結果與前文的回歸結論一致，表明本文的研究結論是穩健可靠的。第二，由于創新活動需要大量的時間，企業的研發產出可能具有一定的滯后性[ 16 ]，因此將專利申請量滯后兩期進行回歸進行穩健性檢驗，表7的列（5）（6）分別顯示了國有和民營企業子樣本的回歸結果，結果與前文結論也完全一致。

五、對參股股東作用的機制分析

（一）理論分析

長期以來，不論是國有企業還是民營企業，都面臨市場化水平不足的環境。就國有企業來說，由于其在追求企業價值最大化的同時，通常政府還會對其施加干預來達到一定的政治目標，國企管理制度未達到市場化水平，政府會過多地干預企業的薪酬制度[ 17 ]。那么民營參股國有企業有助于緩解國企僵化的內部管理體制，可在一定程度上解決嚴重的委托代理問題，制約國企經理人的逆向選擇，從而提升企業的創新能力[ 18-19 ]。就民營企業來說，國企得到的各種優惠政策對其形成了挑戰。從稅收方面來看，我國稅收政策中很多優惠政策都具有一定的彈性，在彈性范圍內對企業實施優惠政策的權力就交到了地方政府手中，這時民營企業會通過尋求政治關聯從而獲取更多的稅收優惠，降低企業稅負，國有股東的加入可以提高民營企業的政治關聯，緩解民企稅負壓力[ 20 ]。同時，政府補貼和稅收優惠又體現出政府對民營企業的認可，投資者出于對政府的信任，會提高民企的投資信賴，民企的資金來源渠道得到了拓寬，企業的融資約束相應減少[ 21 ]，避免了企業因現金流不足而放棄創新活動，有利于企業創新能力的提高。

通過上述分析可以發現，民營參股通過提高國企高管薪酬激勵，進而提升國企的創新能力，而國有參股通過降低稅負和緩解民企融資約束來提升民企的創新能力。

（二）參股股東作用機制實證分析

本文從高管薪酬、稅收負擔、融資約束這三個方面來檢驗參股股東的具體作用機制，共涉及三個回歸模型，表8為回歸結果。

在高管薪酬方面，被解釋變量為排名前三董事薪酬（單位為千元）總和的對數[ 14 ]，以Patent與NCPrivate（民營參股持股量）的交乘項為解釋變量。表8中列（1）為回歸結果，結果顯示Patent與NCPrivate的交乘項正向顯著，說明在國有企業中，民營參股提升了高管薪酬對企業創新能力的敏感度。

在稅收負擔方面，以企業的實際稅率（Tax）為被解釋變量，以國有參股持股量總和為解釋變量，列（2）為回歸結果，NCState系數負向顯著，說明在民營企業中，國有參股有助于降低企業的實際稅負。

在融資約束方面，以投資現金流支出除期末總資產（Inv）為被解釋變量，以當期經營活動產生的現金流（CF）與國有參股持股量的交乘項為解釋變量。從列（3）可以看出，經營活動產生的現金流與國有參股持股量的交乘項系數負向顯著，這說明在民營企業中，國有參股可以緩解企業的融資約束。

六、結論與政策建議

本文的研究結果表明：

（1）異質性參股股東對企業創新能力有一種相互促進的作用，即民營參股有利于提升國有控股企業的創新能力，國有參股有利于提升民營控股企業的創新能力。

（2）混合所有對企業的創新效應與市場化程度密切相關，在市場化水平越低的地方，企業創新能力隨異質性參股股東的相互促進作用越強。

（3）從異質性參股股東具體作用機制來看：在國有企業中，民營參股提升了管理層薪酬對企業創新能力的敏感度，緩解了國企僵化的內部薪酬管理機制，從而使得管理層更有動力去提高企業的創新能力;在民營企業中，國有參股有助于降低企業的實際稅負，并可以緩解企業的融資約束，減輕民企投資對現金流的依賴，避免因為企業內部現金流不足而放棄部分創新活動，從而有利于企業創新能力的提高。

基于以上研究結果，本文建議：

（1）混合所有制改革并不能簡單地理解為股權多元化改革，兩者雖然都是改變企業單一股權結構的方式，但混合所有制改革強調的是讓產權性質不同的股東混合參股，常見的有國有企業與民營企業混合參股組成的企業、國有企業與外資企業混合參股組成的企業，或者是國有企業與自然人混合參股組成的企業。兩者的關鍵區別就在于混合所有制改革后的企業至少有兩種不同產權性質的股東，而股權多元化改革并不強調參股股東的性質是否不同。無論是理論界還是實務界，有相當一部分人存在這種誤區，將混合所有制改革與股權多元化改革混為一談。本文研究結果顯示，對于國有企業，國有參股對企業的創新能力會帶來負面作用，因此對國有股東參股國有企業這種形式的股權多元化改革應保持謹慎的態度。

（2）在推進混合所有制改革的同時，也應當推進市場化改革，因為國有企業和民營企業產生的一些問題主要是由于市場化程度不足導致的。國企引入民營參股主要是為了解決內部管理的市場化程度不足，而民企引入國有參股主要是為了避免其面臨的外部市場化不足。所以應當深刻認識市場化改革的重要性，逐步實現讓市場在資源配置中起決定性的作用，為企業提供更為公平、透明的外部環境。

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