非國有股東治理對國企創(chuàng)新的影響研究
——基于混合所有制改革的證據(jù)

王春燕 褚心 朱磊

(山東財經(jīng)大學會計學院，山東 濟南 250014)

一、引言

隨著全球競爭的日益激烈，創(chuàng)新已成為推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關鍵力量。國有企業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱和創(chuàng)新的重要主體，在構建國家科技創(chuàng)新體系中的作用至關重要。然而研究表明，國企存在的委托代理鏈過長、國有股“一股獨大”、政企不分等問題(江軒宇，2016；魯桐，2018)[15][22]，導致其創(chuàng)新動力不足，效率低下。新一輪混合所有制改革(以下簡稱混改)的重要目標是提升國企創(chuàng)新水平，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)。如何發(fā)揮非國有股東實質(zhì)性治理作用、實現(xiàn)不同資本在國有企業(yè)中的高效互補和有機結合，成為國企混改面臨的關鍵問題。

實際上，非國有股東的治理行為取決于股權和董事會的權力配置(劉漢民等，2018)[20]，因此，要提升國企創(chuàng)新水平，需要在股權和董事會兩個層面充分發(fā)揮非國有股東的治理優(yōu)勢。目前，基于混改背景探討非國有股東治理作用的相關文獻大多從內(nèi)部控制質(zhì)量(劉運國等，2016)[21]、會計信息質(zhì)量(曾詩韻等，2017)[34]、企業(yè)績效(謝海洋等，2018)[28]、高管薪酬激勵(蔡貴龍等，2018)[8]、現(xiàn)金持有(楊興全和尹興強，2018)[32]、國有資產(chǎn)保值增值(獨正元和吳秋生，2020)[12]、股利政策(陳艷利和姜艷峰，2020)[10]等角度展開，對非國有股東影響國企創(chuàng)新的研究相對還較為匱乏。

基于此，本文手工收集了2013―2018年A股國有上市公司年報披露的前十大股東中非國有股東持股與委派人員數(shù)據(jù)，分別從股權治理和董事會治理兩個層面分析了非國有股東參與治理對國企創(chuàng)新產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東治理水平與國企創(chuàng)新顯著正相關，即非國有股東股權治理程度、董事會治理程度越高，國企創(chuàng)新水平越高。進一步考察非國有股東治理對創(chuàng)新在不同情境中的作用發(fā)現(xiàn)，在政府放權意愿高和一般商業(yè)類國有企業(yè)中，非國有股東治理對創(chuàng)新的促進作用更強。

本文的貢獻在于：第一，基于股權和董事會兩個層面，深入到治理角度討論了國有企業(yè)中非國有股東對創(chuàng)新發(fā)揮的作用，同時董事會治理中更是考慮了超額委派現(xiàn)象，豐富和擴充了對非國有股東治理經(jīng)濟后果的研究；第二，從非國有股東治理的差異化情境出發(fā)，考察了不同類別、不同放權意愿下非國有股東治理對企業(yè)創(chuàng)新的影響，細化了非國有股東治理與企業(yè)創(chuàng)新之間的研究框架；第三，研究內(nèi)容對于深化混合所有制改革，發(fā)揮非國有股東治理作用，引導上市公司開展創(chuàng)新活動具有一定的實踐意義。

二、理論分析與研究假設

國有企業(yè)創(chuàng)新效率低下、動力不足的原因主要是所有者缺位、非市場化機制以及預算軟約束問題(任海云，2010；吳延兵，2012)[23][27]。基于此，我國一直堅持股權優(yōu)化改革，通過混改引入非國有股東形成有利于國企發(fā)展的治理結構，激發(fā)國企活力。已有研究普遍認為，非國有股東的治理能力與公司治理的改善程度息息相關(孫姝等，2019；張任之，2019；李文貴和余明桂，2015)[24][33][17]。非國有股東是公司所有者之一，其有較少的委托代理層級和較完善的監(jiān)督激勵機制，通常會追求企業(yè)長期和可持續(xù)發(fā)展。本文預期非國有股東治理能力的提升會對國企創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。

一方面，非國有股東能夠通過強化對管理層的監(jiān)督與激勵來提升企業(yè)創(chuàng)新水平。國有企業(yè)存在所有者缺位問題，對管理層的監(jiān)督相對較弱。創(chuàng)新具有風險高、投入大、周期長的特性，開展創(chuàng)新活動需要管理者付出更多努力、冒更高風險(Bertrand and Mullainathan，2003)[1]，因此追求任期內(nèi)利益最大化的管理者可能會更偏好風險較低的傳統(tǒng)型項目，而放棄風險較高的創(chuàng)新項目。國企通過混合所有制改革引入非國有資本后，非國有股東基于經(jīng)濟人假設會積極參與公司治理(陳艷利和姜艷峰，2020)[10]，發(fā)揮治理優(yōu)勢，激勵管理者追求資本使用效益最大化，增加對企業(yè)創(chuàng)新的關注(吳延兵，2012)[27]。另一方面，非國有股東能夠通過資源融合促進國有企業(yè)開展創(chuàng)新活動。依據(jù)資源基礎理論(Wernerfelt，1984)[7]，企業(yè)競爭優(yōu)勢的源頭是異質(zhì)資源，不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)所擁有的資源稟賦具有較大差異。一般來說，國有股東可以為企業(yè)創(chuàng)新提供必要的土地產(chǎn)權、法律和政策支持等，而非國有股東可以帶來更多的資金、技術和先進的管理理念，增加企業(yè)活力，企業(yè)也因此擁有充足的資源進行創(chuàng)新方面的投資(Brown and Petersen，2011)[4]，保持研發(fā)投資的平穩(wěn)性(徐進和吳雪芬，2017)[30]。此外，技術和知識的溢出效應也會提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，任何一個大股東對于知識創(chuàng)新的投資都有可能對其他股東的創(chuàng)新能力產(chǎn)生正的外部效應(Jaffe et al.，2000)[5]。

從股權治理維度看，引入非國有股東在一定程度上能夠?qū)崿F(xiàn)國企的“所有者回歸”，可以監(jiān)督和制約國企中的短期機會主義行為，且非國有股東持股比例越高，監(jiān)督動機會越強(李維安和李漢軍，2006)[16]。與此同時，非國有產(chǎn)權將有助于分散創(chuàng)新風險(Boubakri et al.，2013)[3]，調(diào)動管理者進行降低成本、改善質(zhì)量的創(chuàng)新活動的積極性(Shleifer，1998)[6]。同樣，當其持股比例較高時，非國有股東增強國企創(chuàng)新意識的能力和動機也越強。基于此，本文提出假設1：

H1：非國有股東股權治理程度越高，越有利于提高國企創(chuàng)新水平。

從董事會治理維度看，董事會是公司治理的核心(Baldenius et al.，2014)[2]。與純粹的股權混合相比，非國有股東成功委派董事，一方面使其能夠獲得更多內(nèi)部信息，維護自身合法權益，提高決策的有效性；另一方面可以提高其監(jiān)督有效性，遏制國有股“一股獨大”的現(xiàn)象，對企業(yè)創(chuàng)新決策進行干預。因此，非國有股東委派董事的比例越高，其參與公司治理的能力越強，提升企業(yè)創(chuàng)新水平的可能性越高。與此同時，若非國有股東超額委派董事、非國有權力得到超額配置，不僅原有的董事會表決權杠桿得到顯著提升，而且非國有股東的控制力可以得到隱蔽提升(程敏英和魏明海，2013)[11]，這不僅可以制衡國有大股東，增大非國有股東監(jiān)督、履職的空間，也可以更加有效地抑制管理層以及大股東追求任期內(nèi)個人利益最大化的短期行為，促使企業(yè)根據(jù)市場機制的引導作用積極開展創(chuàng)新活動。基于此，本文提出假設2：

H2：非國有股東董事會治理程度越高，越有利于提高國企創(chuàng)新水平。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到2013年國企改革進入分類深化期，且“積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”在十八屆三中全會上被明確提出，以2013年為研究起點可以更為清晰地觀察到國企混改過程中非國有股東治理對創(chuàng)新的影響，據(jù)此本文選取2013―2018年度滬深兩市A股國有上市公司為研究樣本，并剔除了金融類、ST類以及存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，本文使用的非國有股東持股數(shù)據(jù)、委派人員數(shù)據(jù)由上市公司年報手工收集整理獲得，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。對主要連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理后，本文最終得到4177個樣本。

(二)模型設定與變量定義

為檢驗假設H1和H2，本文設置如下模型：

其中，被解釋變量Innov表示企業(yè)創(chuàng)新水平，用研發(fā)投入與營業(yè)收入之比來衡量。

解釋變量非國有股東治理(Nonsoe)的衡量是本模型重點。借鑒吳秋生和獨正元(2019)[26]和鄭志剛等(2019)[35]的做法，本文從股權治理和董事會治理兩方面來分別進行衡量。首先，股權治理維度，用(前十大股東中)非國有股東的持股比例之和(Ns_shr)和第一大非國有股東持股比例(Ns_shr1)衡量。考慮到股東間的關聯(lián)關系，如果兩個股東屬于“一致行動人”或受同一個最終控制人控制，則將兩個股東視為同一個股東。其次，董事會治理維度，用非國有股東委派董事比例(Ns_d)1、委派董事虛擬變量(Ns_d_dm)、超額委派董事比例(Ns_over1)和超額委派董事虛擬變量(Ns_over_dm1)2衡量。

此外，本文還設置了非國有股東委派董監(jiān)高比例(Ns_djg)、委派董監(jiān)高虛擬變量(Ns_djg_dm)、超額委派董事比例(Ns_over2/3)和超額委派董事虛擬變量(Ns_over_dm2/3)用于穩(wěn)健性檢驗。

關于控制變量的選取，借鑒蔡貴龍等(2018)[8]、熊凌云等(2019)[29]與朱磊等(2019)[36]的研究，本文選取資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(Roa)、現(xiàn)金資產(chǎn)比率(Cashr)、企業(yè)規(guī)模(Size)、公司發(fā)展?jié)摿?Potential)、有形資產(chǎn)比率(Rta)、市場競爭程度(Market)、董事會規(guī)模(Bsize)、企業(yè)年齡(Age)作為控制變量。此外，本文還控制了年度和行業(yè)效應，具體變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

如表2所示，企業(yè)創(chuàng)新(研發(fā)投入與營業(yè)收入之比)的年均值為3.1%，最大值和最小值分別為21.5%和0，表明國企之間創(chuàng)新存在較大差異，但整體處于較低水平。從非國有股東治理變量來看，在股權治理方面，第一大非國有股東持股比例平均為8.6%，非國有股東持股比例均值為14.1%，說明國有股“一股獨大”現(xiàn)象仍較為普遍；在董事會治理方面，非國有股東委派董事比例為6.2%，明顯低于非國有股東持股均值14.1%。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

從表3列示的非國有股東委派董事的年度描述性統(tǒng)計結果可以看出，2013―2018年，非國有股東委派董事行為大致呈現(xiàn)上升趨勢，樣本中有27.82%的國企存在非國有股東委派董事現(xiàn)象；但是僅有8.21%的國企存在非國有股東超額委派董事現(xiàn)象，且這一現(xiàn)象只在近三年發(fā)展較快。結合表2可知，盡管國企混改進行得如火如荼，但非國有股東委派董事的現(xiàn)象并沒有得到普及，委派董事的權力也沒有得到合理保障，這顯然與《中央企業(yè)混合所有制改革操作指引》提出的“盡可能使非公有資本能夠派出董事或監(jiān)事”相違背。

表3 非國有股東委派董事分年度情況

表4 主要變量的相關系數(shù)

(二)相關性分析

從表4的相關性分析可知，無論是股權治理(Ns_shr、Ns_shr1)還是董事會治理(Ns_d、Ns_over1)，均與國企創(chuàng)新(Innov)呈顯著正相關關系，這在一定程度上支持了本文假設H1和H2。其他變量之間的相關系數(shù)與現(xiàn)有文獻結論基本相符。本文通過方差膨脹因子VIF檢驗(VIF均小于6)表明模型不存在嚴重的多重共線性。

(三)實證結果

表5報告了非國有股東治理與國企創(chuàng)新之間的回歸結果。在股權治理維度上，列(1)與列(2)顯示，非國有股東持股比例之和(Ns_shr)、第一大非國有股東持股比例(Ns_shr1)與國企創(chuàng)新(Innov)的回歸系數(shù)分別為0.009和0.009，且至少在5%水平下顯著，表明非國有股東持股比例越高，國企創(chuàng)新水平越高，非國有股東持股對創(chuàng)新產(chǎn)生了促進作用。在董事會治理維度上，列(3)與列(4)顯示，非國有股東委派董事比例(Ns_d)、是否委派董事(Ns_d_dm)與國企創(chuàng)新(Innov)的回歸系數(shù)分別為0.021和0.006，且均在1%水平下顯著，表明相較于沒有委派董事的國企，有非國有股東委派董事的國企進行創(chuàng)新的可能性更高，且在董事會中委派董事的比例越高，國有企業(yè)的創(chuàng)新水平越高。進一步從非國有股東超額委派董事現(xiàn)象來看，列(6) 中是否超額委派董事的虛擬變量(Ns_over_dm1)的系數(shù)為0.007，且在1%水平下顯著，表明有超額委派董事的國企相比于沒有超額委派董事的國企而言，開展創(chuàng)新活動的可能性會更高。列(5)中非國有股東超額委派董事程度(Ns_over1)的系數(shù)顯著為正，表明非國有股東超額委派董事的比例越大，國企創(chuàng)新水平越高。以上結論一致地表明，非國有股東股權治理程度、董事會治理程度越高，國企創(chuàng)新水平越高，H1、H2得到驗證。

表5 非國有股東治理與創(chuàng)新之間的回歸結果

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證結論的穩(wěn)健性，本文繼續(xù)采用以下方法進行了檢驗。

1.變量替換

用非國有股東委派董監(jiān)高比例(Ns_djg)、非國有股東委派董監(jiān)高虛擬變量(Ns_djg_dm)、超額委派董事比例(Ns_over2/3)以及超額委派董事虛擬變量(Ns_over_dm2/3)替換非國有股東治理變量，結果如表6所示。此外，本文用研發(fā)投入與總資產(chǎn)之比(Innov_2)衡量企業(yè)創(chuàng)新水平，重新進行了回歸分析，結果如表7所示。結果顯示，相關結論保持不變。

表6 替換自變量的檢驗結果

2.改變回歸方法

鑒于創(chuàng)新數(shù)據(jù)的特征，借鑒朱磊等(2019)[36]的研究，本文對模型(1)重新進行了Tobit回歸，結果如表8所示，相關結論保持不變。

3.PSM傾向匹配得分樣本

今年3月，三十四團啟動連隊“兩委”選舉工作，李映華被連隊黨員選舉全票當選為連隊黨支部書記。走馬上任后，李映華立即開始走家入戶，詳細了解全連每家每戶的基本情況，征求職工群眾對連隊“兩委”和連隊發(fā)展的意見建議，對于生產(chǎn)和生活上有困難的職工群眾，他都一一記錄下來。隨后，他和十連其他“兩委”成員嚴格按照有關政策，堅持認真細致、規(guī)范有序、公平公正的工作作風，順利完成了全連土地確權劃分工作，全連沒有發(fā)生一起因土地確權劃分而產(chǎn)生的糾紛。

采用1:1最近鄰匹配方法，利用前文所述控制變量(資產(chǎn)負債率Lev、資產(chǎn)收益率Roa、現(xiàn)金資產(chǎn)比率Cashr、企業(yè)規(guī)模Size、公司發(fā)展?jié)摿otential、有形資產(chǎn)比率Rta、市場競爭程度Market、董事會規(guī)模Bsize、企業(yè)年齡Age)對委派董事樣本(Ns_d_dm=1)進行匹配，用匹配后的子樣本對模型(1)再次進行回歸，結果如表9所示，回歸分析的結果保持不變。

4.考慮非國有股東持股與委派董事的交叉影響

根據(jù)《公司法》規(guī)定，股東持股至特定比例會對公司治理產(chǎn)生重要影響。借鑒吳秋生和獨正元(2019)[26]、蔡貴龍(2018)[8]的思路，以第一大非國有股東持股比例是否超過5%(Ns_shr＞5%)以及非國有股東是否(超額)委派董事為標準把研究樣本分為四組，并設置虛擬變量Treat。若第一大非國有股東持股大于5%卻沒有(超額)委派董事，則Treat為0，若第一大非國有股東持股小于5%卻有(超額)委派董事，則Treat為1，從而進一步分析非國有股東委派董事對國企創(chuàng)新的影響，回歸結果如表10列(3)與列(4)所示。Treat與國企創(chuàng)新顯著正相關，表示相較于非國有股東持股高卻沒有(超額)委派董事的樣本，非國有股東持股低卻(超額)委派董事的樣本具有更高的創(chuàng)新水平，這進一步驗證了非國有股東通過(超額)委派董事參與國企治理的積極作用。此外，使用第一大非國有股東持股是否超過3%和10%分組的結果(分別見表10列(1)與列(2)、列(5)與列(6))基本保持一致。

表7 替換因變量的檢驗結果

表8 替換回歸方法的檢驗結果

表9 PSM 配對后樣本的檢驗結果

5.考慮董事會治理的額外效應

非國有股東能否成功委派董事很大程度上取決于其持股比例。參考蔡貴龍(2018)[8]的做法，本文針對非國有股東持股比例達到委派董事資格的樣本(持股大于3%)，進一步考察達到委派董事資格的非國有股東(超額)委派董事對國企創(chuàng)新水平的影響，回歸結果如表11所示。可以看出，在非國有股東持股比例大于3%的情況下，非國有股東董事會治理與國企創(chuàng)新依舊顯著正相關。

表10 考慮非國有股東持股與委派董事的交叉影響

6.考慮可能存在的內(nèi)生性問題

現(xiàn)實中可能存在非國有股東選擇創(chuàng)新能力強、治理水平高的企業(yè)進行投資的現(xiàn)象。此外，模型可能存在遺漏變量問題。因此，選取工具變量進行回歸以緩解可能存在的內(nèi)生性問題。借鑒蔡貴龍等(2018)[8]的做法，本文選取第一次鴉片戰(zhàn)爭至新中國成立之前是否被迫開放為商埠(Comport)、是否是租界(Territo)作為非國有股東治理的工具變量。一方面，商埠、租界地區(qū)更容易與其他國家交流，會形成較為包容的市場環(huán)境，使得當?shù)卣蛧髮Ψ菄匈Y本的接納程度更高，因此非國有股東參與程度會相對較高；另一方面，一個地區(qū)是否開放為商埠或租界是一個歷史事件，對單個國企創(chuàng)新決策的影響路徑較長且影響力度較弱。因此，上述變量符合工具變量外生性和相關性兩條標準。表12報告了使用工具變量后的回歸結果，可以看出，除超額委派董事變量外，工具變量都通過了DWH檢驗、過度識別檢驗和弱工具變量檢驗。在控制內(nèi)生性問題后，股權治理與董事會治理與國企創(chuàng)新水平依舊顯著正相關，結論穩(wěn)健。

(五)進一步分析

表11 考慮董事會治理的額外效應

前文分析表明，非國有股東股權治理和董事會治理均能促進國企創(chuàng)新水平的提升，基于此，本文進一步考察在不同情境下非國有股東治理作用的發(fā)揮是否會有所不同。一方面，政府放權意愿的高低在一定程度上影響了非國有股東的參與程度、治理效率；另一方面，目前國企混改旨在通過分類匹配不同治理路徑，科學定位其創(chuàng)新功能。因此，本文分別對政府放權意愿和國企分類改革的影響作進一步分析。

根據(jù)已有研究，地方官員出于完成政治任務或者政治晉升等目標有較強動機干預國企經(jīng)營(江軒宇，2016)[15]，而政府干預國企經(jīng)營程度的高低會影響混改的進程乃至非國有股東的參與程度(蔡貴龍等，2018)[9]。因此本文借鑒劉海飛和賀曉宇(2017)[19]的做法，采用財政支出與收入的比值衡量政府放權意愿，同時按均值將放權意愿分為高、低兩組，對模型(1)進行分組檢驗，結果見表13。

表12 內(nèi)生性檢驗的結果

由表13可知，在放權意愿較高的國企中，非國有股東股權治理、董事會治理與企業(yè)創(chuàng)新分別在5%、1%水平下顯著正相關；而在放權意愿較低的國企中，非國有股東股權治理對創(chuàng)新并不顯著，董事會治理中僅有非國有股東委派董事程度與創(chuàng)新在5%水平下顯著正相關。為進一步驗證非國有股東委派董事程度(Ns_d)在政府放權意愿高的情況下對創(chuàng)新的促進作用更強，本文采用Chow檢驗和似無相關模型檢驗(連玉君、廖俊平，2017)[18]比較非國有股東委派董事程度在放權意愿異質(zhì)情況下的組間系數(shù)差異，結果顯示其p值分別為0.051和0.057，表示至少在10%水平下非國有股東委派董事程度對創(chuàng)新的促進作用在政府放權意愿高、低兩組內(nèi)差異顯著。由此本文認為在政府放權意愿較高的情況下，非國有股東股權治理、董事會治理對國企創(chuàng)新的促進作用更強。對此可能的解釋是混改會在股權結構和董事會結構兩方面削弱政府干預能力，若政府放權意愿較強，非國有股東參股國企的程度就越高，相應地在股權層面和董事會層面發(fā)揮的治理效應就越強，對國企創(chuàng)新所起到的促進作用也就更顯著。

表13 不同政府放權意愿下的回歸結果

2.不同國企分類下非國有股東治理對國企創(chuàng)新的影響

根據(jù)《關于國有企業(yè)功能界定與分類的指導意見(2015)》、高明華等(2014)[13]對國企分類改革的研究，不同類型的企業(yè)應該實行差異化的治理機制和改革政策(黃群慧和余菁，2013)[14]。本文借鑒魏明海等(2017)[25]的分類做法，將國企分為一般商業(yè)類和特定功能類，對模型(1)進行分組回歸，結果見表14。

由表14可知，在一般商業(yè)類國企中，非國有股東股權治理、董事會治理均與企業(yè)創(chuàng)新在1%水平下顯著正相關，而在特定功能類國企中，非國有股東參與治理對企業(yè)創(chuàng)新并不顯著。對此可能的解釋是：一方面，特定功能類國企主要涉及國家安全、重要經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)等領域，創(chuàng)新風險較高而需求較低；但市場化進程較高的商業(yè)類國企則需要及時根據(jù)市場變化引領企業(yè)創(chuàng)新，發(fā)揮創(chuàng)新溢出效應(徐偉等，2018)[31]。另一方面，特定功能類國企要求國有絕對控股或者股權有限多元化，而一般商業(yè)類國企要求股權相對多元化，因此非國有股東進入一般商業(yè)類國企的可能性更高，且有更大的可能委派董事，深入?yún)⑴c公司日常經(jīng)營活動進而影響企業(yè)創(chuàng)新決策。

表14 不同國企分類下的回歸結果

五、結論與啟示

隨著國企混合所有制改革的不斷推進，非國有股東的治理作用日益凸顯。基于此，本文以2013―2018年A股國有上市公司為研究樣本，以研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值衡量企業(yè)創(chuàng)新，利用公司前十大股東中非國有股東的持股與委派行為，從股權治理和董事會治理兩個維度，實證分析了非國有股東參與治理對國企創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東股權治理和董事會治理均能顯著促進國企創(chuàng)新水平。此外，本文通過替換變量、替換回歸方法、PSM傾向得分匹配子樣本檢驗，為上述結論提供了更為穩(wěn)健的證據(jù)。進一步考察非國有股東治理在不同情境中的作用，發(fā)現(xiàn)在政府放權意愿高和一般商業(yè)類國有企業(yè)中，非國有股東股權治理和董事會治理對創(chuàng)新的促進作用更強；而在政府放權意愿弱和特定功能類國企中，非國有股東治理對創(chuàng)新的促進作用并不顯著。

基于上述結論，本文提出如下建議：一是積極推進混合所有制改革，充分發(fā)揮非國有股東治理作用。在混合所有制改革中引入非國有股東參與國企治理，通過“混資本”“融資源”“改機制”提升國企創(chuàng)新水平，實現(xiàn)國企高質(zhì)量發(fā)展。二是國企混合所有制改革不僅要在股權結構層面進行“混”，更要在董事會結構層面實現(xiàn)“合”。因此，國企混合所有制改革中要合理配置非國有股東的董事會權力，保證非國有股東在董事會結構的“話語權”，充分發(fā)揮其治理效應，提升國企創(chuàng)新水平。三是要不斷推進市場化改革，加快政府職能轉(zhuǎn)變，減少政府干預對企業(yè)經(jīng)營的影響，切實提高政府放權意愿。四是著重推進國企分類改革。鑒于一般商業(yè)類國企和特定功能類國企的創(chuàng)新側重點有所不同，對于前者，可以加大改革力度，充分發(fā)揮非國有股東治理作用，促進國企創(chuàng)新；對于后者，則應以特定功能為導向，因企制宜，在完成專項目標的基礎上追求經(jīng)濟效益、開展創(chuàng)新活動。

注釋

1.如果企業(yè)董監(jiān)高為自然人股東，則認為該自然人股東向本企業(yè)委派人員；如果企業(yè)董監(jiān)高在法人股東單位履職，則認為該法人股東向本企業(yè)委派人員。進一步地，本文借助年報、天眼查等途徑辨別股東單位的產(chǎn)權性質(zhì)，如果股東單位是非國有，則認為此人員是由非國有股東派任的。

2.借鑒鄭志剛等(2019)[35]的做法，本文首先計算了非國有股東適當委派董事的理論人數(shù)(內(nèi)部董事規(guī)模×非國有股東持股比例)，將其上下浮動取整處理(進一法、四舍五入法)后獲得非國有股東適當委派董事的人數(shù)，然后以非國有股東實際委派與適當委派董事人數(shù)之差除以內(nèi)部董事規(guī)模得到非國有股東超額委派董事比例(Ns_over1、Ns_over3)。此外，本文還以非國有股東委派非獨董比例減去對應的持股比例視作超額委派董事的程度，據(jù)此得到非國有股東超額委派董事比例(Ns_over2)。在此基礎上，本文進一步構建了反映超額委派董事的虛擬變量(Ns_over_dm1/2/3)，當超額委派董事程度大于0時，記為1，否則 為0。