國有股權參股對家族企業創新效率影響機制與路徑研究

李慧聰，孫亞會，李一珊

(北京工商大學 商學院，北京 100048)

0 引言

混合所有制改革是指通過改革使國有資本和非國有資本交叉持股、相互融合，發揮各類資本的協同合作優勢[1]。目前，國企混改的優越性已經得到學者廣泛認可，大量民營資本參股國有企業，在優化公司治理機制、改善企業經營業績、提升企業創新績效等方面取得顯著成效。與此同時，加大民營企業混改力度也受到學者廣泛關注。自十八屆三中全會提出鼓勵發展非公有資本控股的混合所有制企業以來，國家多次發布政策鼓勵推進國有資本入股民營企業。市場層面也積極響應，以醫藥行業為例，2020年康恩貝、佐力藥業和九強生物先后引入國有資本。國有企業和各級國資委主動參股，幫助民企引入資本紓困、開展戰略合作、提升管理能力。國有資本入股民營企業這一混改形式日益受到各方重視。

創新在提升企業競爭優勢方面發揮著重要作用。在我國創新體系建設中，家族企業是一大重要分支。據《2019華人家族企業關鍵報告》顯示，在2012-2018年各類企業總數占比中，大陸家族企業占38%，臺灣地區高達65%。就中國A股市場看，家族企業占非國有企業的數量比例高達50%以上，因此家族企業創新能力提升對整個社會創新創造具有不可忽視的作用。然而，就創新現狀來看，家族企業普遍存在創新能力不足、創新效率低下的問題[2]，不僅抑制企業自身競爭力提升，還會對社會創新體系建設產生負面影響。

在學術研究層面，已有研究從產業效率和公司績效等方面證實混改對國企發展具有促進作用，針對民營企業引入國資視角的研究相對較少，相關學者主要從政策支持、融資便利、企業創新績效等方面[3-7]進行探討，但尚未取得一致結論。這種新的國有資本“舉牌潮”引起學者對非國有企業發展前景的關注以及關于國資入股的爭議[8]，引發了“國進民退”“與民爭利”的討論。鑒于目前非公有控股混合所有制企業已初具規模[9]，對國有資本“舉牌潮”進行研究具有重要現實意義。如何引導民營企業引入國有資本實現長遠發展，成為目前亟待解決的問題。

聚焦家族企業，一方面，血緣關系和家族文化使家族企業對控制權的追求更強烈、對家族聲譽重視程度更高，為避免承擔創新失敗導致的社會情感財富損失，家族企業傾向于規避創新[10-11]；另一方面，當前學者對家族企業創新的研究大多集中在創新投入層面，較少探討投入轉化效率，基于混合所有制改革宏觀背景的研究更少。因此，在當前“國資”參股“民營”背景下，將國有股權作為家族企業創新效率影響因素，探討混合所有制改革對民企創新效率的影響具有一定現實意義。考慮到非控股國有股權與家族所有權相互融合、交互影響[9]過程，本文深入探討國有股權參股對家族企業創新效率的作用機理和影響路徑，對全面認識混合所有制改革具有重要意義。

基于此，本文以2008-2018年我國上市家族企業為樣本，研究國有股權參股對家族企業創新效率的影響，并進一步對其中介路徑進行深入探究。主要貢獻在于：第一，根植于家族企業社會情感財富理論，嵌入混合所有制改革背景，研究國有股權參股對家族企業創新效率的影響。現有家族企業創新相關研究大多從家族涉入程度、代際傳承、親緣關系等自身因素出發[12-15]，忽略了“國資入股民營”的背景。本文從企業創新角度切入，分析國有股權對家族企業創新績效的影響。結果發現，在混改過程中，引入國有股權可以有效促進家族企業創新，從混合所有制改革視角為家族企業創新影響因素提供新解釋，為家族企業創新效率提升提供新經驗，可深化對混合所有制改革的全面理解。第二，剖析混合所有制改革影響家族企業創新效率的具體路徑。既有研究主要聚焦于融資約束、政治關聯和創新資源等[4-6、16-17]對國有股權參股進行檢驗。本文基于股東資源理論，全面考慮國有股權參股對企業創新和運作管理過程的影響，發現國有股權參股通過提高家族企業政府補貼和創新管理能力進而提升企業創新效率，可為股東資源理論提供實證支撐。第三，以創新效率為落腳點，在創新投入的基礎上考察國有股權參股對創新產出的影響，并對創新效率進行討論。第四，本文從企業創新角度解釋關于國有股權“國進民退”的爭議，為國有資本保值增值和混合所有制改革拓展了思路與方法。

1 理論分析與研究假設

1.1 國有股權參股與家族企業創新效率

本文借鑒經濟學中關于“效率”的概念，從創新投入和創新產出兩個視角分析國有股權參股對家族企業創新效率的影響。

(1)國有股權參股對家族企業創新投入的影響。股東資源理論認為，除投入財務資本外，大股東還會投入承載多種生產要素的資源。隨著公司的不斷發展，這種資源會產生累積效應，且逐漸依附于“股東身份”，如股東政治關聯有助于提高企業融資便利[1]。第一，國有股權能給家族企業帶來創新活動所需的資金資源。一方面，國有股權可以有效緩解銀行融資約束[16]、促進企業創新[4-5]；另一方面，政府會將原本傾向于分配給國有股權的資源分配給被參股企業[7]，增加家族企業的非銀行性融資，獲取隱形政治關聯下更多的政府補貼。第二，國有股權給企業帶來更多非資金創新資源。大股東本身會帶來獨特的無形資源，如股東身份、背景和社會聲譽[1]。其中，國有性質股東主要體現為給企業帶來一定的“政治背書”[18]。國有股權參股不僅向外界投資者傳遞出“政府愿意與企業共擔風險”的積極信號，提高外部投資者投資意愿、塑造企業良好的形象，還能使企業獲取政府更多創新支持和政策變動信息，為家族企業創新活動提供更多制度保障。第三，國有股權參股有利于提高家族企業創新意愿。國有股權在參股后通過降低家族企業風險厭惡程度、提高控股家族風險承擔能力，增強家族企業創新意愿，進而提高家族企業創新投入[5]。據此，本文提出如下假設：

H1a：國有股權參股能夠促進家族企業創新投入。

(2)國有股權參股對家族企業創新產出的影響。基于社會情感財富理論和代理理論，家族企業兩權合一有效緩解了第一類代理問題，修正了代理人私利[19]，但在企業內部又產生了兩類新代理問題[20]。其中，家族內部代理問題主要由家族內部利益沖突和家族經理人機會主義行為引致[21-22]，而家族與非家族成員之間的代理問題主要由非家族經理人利益受損和不公平待遇引致[23-24]。如果缺乏有效的外部監督與控制，這兩類代理問題將影響代理人行為，進而影響企業創新決策的執行，抑制企業創新產出。

國有股權參股可緩解新代理問題對創新產出的負面影響。一方面，國有股權參股帶來的股東組織資源能夠提高經理人創新管理能力。國有股東參與家族企業經營管理活動[5]，其帶來的股東組織資源能夠幫助企業更好地運作[1]，規范企業創新管理流程，有效傳遞企業創新目標。并且，國有股權擁有的創新技術及管理優勢能夠幫助經理人更好地識別和應對創新風險，提升家族和非家族經理人的創新管理能力，進而促進家族企業創新產出；另一方面，國有股權參股可增強家族企業外部監督。除國有股東本身直接對控股家族企業進行監督外，為防止家族內部利益沖突，國有股權的“隱形政治關聯”還引入政府監督。并且，相對于家族員工，國有股權參股可以降低非家族員工在晉升等方面遭遇的不公平待遇，改善非家族員工心態，保障非家族員工利益，從而發揮員工的外部監督作用。三方同時監督可以避免無效創新投入，規范創新過程，提高創新產出。據此，本文提出如下假設：

H1b：國有股權參股能夠促進家族企業創新產出。

國有股權在投入和產出兩個方面對家族企業創新產生促進作用后，最終對創新轉化效率的影響取決于這兩種促進效果的大小。本文認為，出于國有資產保值增值、帶動非國有企業發展的目的，國有股東會更加注重創新資源轉化和創新過程管理，且參股后的隱形政治關聯也能夠幫助企業更好地應對政策環境不確定性[5]，提升與國家整體發展趨勢的適應性，以避免無效創新投入。因此，本文認為國有股權參股在一定程度上可以提高研發成果成功的可能性，使創新投入獲取更多產出回報，最終促進家族企業創新效率提升。據此，本文提出如下假設：

H1c：國有股權參股能夠提升家族企業創新效率。

1.2 政府補貼的中介效應

由假設H1a分析可知，國有股權參股通過帶來創新資源促進家族企業創新投入。基于股東資源理論，本文認為國有股權參股增加家族企業政府補貼是緩解家族企業資源約束、提高創新效率的重要路徑。政府補貼的中介效應主要體現在以下3個方面：

(1)基于創新資金資源角度，政府補貼除向企業直接注入資金、緩解創新融資約束[25]外，還會間接增加家族企業外部融資。基于信號傳遞理論，政府補貼可以增強外部投資者信心，不僅有利于家族企業獲得銀行貸款等外部融資[26]，還能促使企業為維持家族形象和社會聲譽而提高創新效率。

(2)基于創新非資金資源角度，高風險創新活動一旦失敗所引發的經營危機，將導致家族財富縮減和家族聲譽受損，社會情感財富的極大損失使家族企業不愿投入過多家族財富進行創新[27-28]。而國有股權參股帶來的政府補貼則釋放了與家族企業共擔風險的信號，可為家族企業創新活動提供保障[5]，緩解企業創新壓力，提高企業創新主動性，促進家族企業創新效率提升。

(3)基于外部監督角度，國有股權參股不僅會加強補貼資源使用過程中的監管，還會引入政府和銀行等外部監督，使資金使用渠道更加透明、預算管控更加嚴格，提高創新活動信息透明度，抑制家族企業在創新過程中的研發操縱行為，使資源得到有效配置和合理利用，從而提高創新效率。據此，本文提出如下假設：

H2a：國有股權參股通過提高政府補貼對家族企業創新產生顯著影響。

1.3 創新管理能力的中介效應

由假設H1b分析可知，國有股權參股主要通過帶來股東組織資源緩解代理沖突，并輔以增強外部監督促進家族企業創新產出。這種股東組織資源在實踐中主要體現為對家族企業創新管理能力的提升，因此本文認為創新管理能力在促進家族企業創新產出過程中起中介作用，主要體現在以下3個方面：

(1)國有股權參股能夠保證企業原有創新管理能力效益最大化。基于社會情感財富理論，對家族控制權的過度追求使家族企業容易產生傳統第二類代理問題。而國有股權參股后出于資產保值增值的目的，會充分發揮監督和制衡作用，抑制家族股東追求控制權私利，防止家族私占資源，有效降低代理成本，使企業原有創新管理能力在創新活動中得以充分發揮。

(2)國有股權參股能夠提高家族經理人創新管理能力。家族社會情感財富會誘導家族經理人的機會主義行為，產生家族企業特有的內部代理問題。家族管理者往往會因為利他主義及對家族控制權的追求而賦予資質平庸的家族成員高職高薪[29]。而作為大股東的國有股東在參股后帶來的股東組織資源不僅可以幫助家族經理人成功渡過難關，還能幫助其更好地計劃、組織和領導家族活動，提高家族經理人在創新活動中的管理能力。

(3)國有股權參股有利于發揮非家族經理人的創新管理能力。家族社會情感財富導致企業對非家族員工情感和利益的忽視，從而產生家族與非家族成員之間的代理問題。而國有股權參股則可以抑制家族對控制權的過度追求，有助于增強非家族員工的歸屬感和團隊精神。并且，在隱形政治關聯下，公司管理更加規范，非家族經理人的利益得到保障，能夠充分發揮非家族經理人在創新活動中的管理作用。綜上，提出如下假設：

H2b：國有股權參股通過提高創新管理能力對家族企業創新產生顯著影響。

綜上所述，本文構建研究框架，如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

由于企業早期對研發信息披露不充分，為避免數據缺失導致樣本有偏，本文選取2008-2017年滬深A股家族企業上市公司作為初始樣本。考慮到研發數據的滯后性問題，創新產出相關數據截至2018年，研發及各項財務數據來自CSMAR數據庫和中國研究數據服務平臺(CNRDS)。對于個別指標缺失、數值不一致的數據，通過巨潮資訊網站上市公司年報進行補充與核對。

對家族企業的界定，本文借鑒相關學者[5、12、15、30-32]研究，選取符合以下條件的企業作為家族企業：①最終控制權能夠歸結到一個自然人或一個家族；②該自然人或家族對上市公司擁有實質性控制權，實際持股比例總和大于25%；③最終控制人直接或間接是上市公司第一大股東；④家族對上市公司進行實際經營管理，即某個家族成員擔任公司董事長或總經理。另外，本文剔除樣本期間任何一年處于金融保險行業、ST、*ST及其它非正常交易狀態企業、樣本期間最終控制人發生變化的企業以及其它數據不全且存在異常值的企業。在進行上述刪減后，最終得到958家公司的7 031個觀測值。其中，創新投入由于早年數據缺失，最終觀測值為5 846個。為消除極端值對回歸結果的影響，對指標中的連續變量在1%分位數和99%分位數進行Winsorize縮尾處理。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：創新投入、創新產出和創新效率。創新投入指標使用家族企業當年研發支出占營業收入的比例進行衡量，記為RD；考慮到產出的滯后性，創新產出指標使用家族企業當年和下一年獨立申請的專利總數之和進行衡量，即發明專利、實用新型專利和外觀設計專利數量加總，記為PAT。使用專利申請量而非授予量，主要是考慮到影響專利授予的因素較多，專利申請數據比授予數據更及時、可靠；創新效率(IE)直接使用DEA方法進行測算。其中，借鑒胡元木[33]的研究，對企業研發支出取對數衡量投入指標，對專利總申請數取對數衡量產出指標。

(2)解釋變量：是否存在國有股權參股(State)。對所有家族企業樣本年報及半年報中披露的前十大股東股份性質進行搜集，如果當年披露的前十大股東中有國有參股股東，則對虛擬變量State賦值為1，否則為0。其中，對于國有股權的確定，首先通過CSMAR數據庫獲取家族企業前十大股東名稱及持股數據，但已有公開數據庫對股東性質的記錄不太準確，因此需要通過企查查、國家企業信用信息公示系統等網站手工收集前十大股東的其它數據進行補充，進而判定股東是否屬于國有股權。在對國有股東范圍進行界定時，參照郝陽和龔六堂[6]的做法，具體包括政府部門(財政部、國資委等)、國有企業法人和四大資產管理公司(及其全資子公司)等，剔除其中的“金融類”股東，即社保基金、證券投資基金、資產管理計劃、保險投資賬戶、信托投資賬戶和銀行基金賬戶等。

(3)中介變量：在對政府補貼和創新管理能力的中介作用進行檢驗時，本文借鑒楊洋等[34]的研究方法，使用政府補貼的自然對數對政府補貼(GOV)進行衡量。考慮到國有股權參股對家族企業政府補貼的影響效果具有滯后性，因此使用t+1期數據進行回歸；對于創新管理能力(IMC)，從代理成本角度選取相應指標。借鑒Ang等[35]的研究，以總資產周轉率作為替代變量，總資產周轉率越高，說明公司代理成本越小，創新管理能力越強。

(4)控制變量：借鑒鄧永勤和汪靜[4]、羅宏和秦際棟[5]的研究，選取以下變量作為控制變量。在家族企業財務能力方面，選取家族企業規模(Size)、年齡(Age)、償債能力(Lev)、盈利能力(ROA)、成長能力(Growth)和現金流量水平(Cash)；在家族企業公司治理方面，選取董事會規模(Boards)、董事長與總經理兼任情況(Duality)、獨立董事占比(Indep)和機構持股情況(Inst)；同時，控制行業、年度的影響。具體變量定義與測量方法見表1。

表1 變量定義與測度

2.3 模型設計

(1)主檢驗模型。考慮到樣本可能存在選擇偏誤，故本文選取Heckman兩階段模型對數據進行回歸處理，構建家族企業是否會被國有股權參股的選擇方程和國有股權參股后對家族企業創新投入、產出與效率影響的回歸方程。

第一階段：設立家族上市公司是否會被國有股權參股的選擇方程，用Probit估計每個家族企業被國有股權參股的概率，得出逆米爾斯比λ。

Yi,t*=αZi,t+μi,t

(1)

式(1)中，Yi,t*為家族企業是否會被國有股權參股的選擇函數，若αZi,t+μi,t>0，則Yi,t*=1，說明家族企業會被國有股權選擇參股；若αZi,t+μi,t≤0，則Yi,t*=0，說明家族企業不會被國有股權選擇參股；Zi,t為影響家族企業被國有股權選擇的各種可觀測的解釋變量集，考慮年度及行業效應；α為待估參數，μi,t為隨機擾動項。根據式(1)得到的估計值計算逆米爾斯比(λi,t)。

第二階段：將逆米爾斯λ作為修正變量加入國有股權參股對家族企業創新影響的回歸方程。

Yi,t=β0+β1Statei,t+β2λi,t+β3Controlsi,t+εi,t

(2)

其中，將家族企業創新投入(RD)、創新產出(PAT)和創新效率(IE)分別帶入Yi,t進行回歸。Statei,t表示該企業當年是否被國有股權參股，βi為待估參數，Controls為控制變量集。如果λ顯著不為0，則說明存在選擇性偏誤，應采用Heckman兩階段模型控制選擇偏誤；否則表明選擇性偏誤不存在，可以直接用OLS進行估計。

(2)中介效應檢驗模型。參照溫忠麟等[36]的研究方法構建中介效應檢驗模型。由主回歸結果可知，國有股權參股對家族企業創新的促進作用顯著，假設H1得到驗證。因此，在控制樣本選擇偏誤后，采用以下模型進行逐步回歸，對政府補貼(GOV)和創新管理能力(IMC)的中介效應進行檢驗。

GOVi,t+1=α0+α1Statei,t+α2Controlsi,t+μi,t

(3a)

Yi,t=φ0+φ1GOVi,t+1+φ2Controlsi,t+μi,t

(3b)

Yi,t=β0+β1GOVi,t+1+β2Statei,t+β3GOVi,t+1Statei,t+β4Controlsi,t+μi,t

(3c)

IMCi,t=δ0+δ1Statei,t+δ2Controlsi,t+μi,t

(4a)

Yi,t=θ0+θ1IMCi,t+θ2Controlsi,t+μi,t

(4b)

Yi,t=γ0+γ1IMCi,t+γ2Statei,t+γ3IMCi,tStatei,t+γ4Controlsi,t+μi,t(4c)

其中，i、t分別表示不同企業和時間(年)；被解釋變量Yi,t分別代入創新投入RDi,t和創新產出PATi,t；Statei,t為解釋變量，表示家族企業國有股權參股情況；GOVi,t+1和IMCi,t為中介變量。

以政府補貼中介效應模型組為例，中介效應檢驗過程如下：①對主模型(1)、(2)進行檢驗，結果發現國有股權參股對家族企業創新投入或創新產出的State回歸系數顯著，可以進行中介效應檢驗；②估計模型(3a)和(3b)，如果回歸系數α1和φ1均顯著，則在此基礎上觀察模型(3c)的系數。若State系數顯著，則說明政府補貼(GOV)發揮顯著中介作用；State系數不顯著，則說明政府補貼(GOV)發揮顯著的完全中介作用。并且，對于交乘項GOV×State，若系數β3顯著，則說明國有股權參股對政府補貼(GOV)存在中介調節作用，國有股權通過調節家族企業政府補貼進而影響企業創新；③估計模型(3a)和(3b)，如果回歸系數α1和φ1至少有一個不顯著，則需通過Sobel檢驗進一步判斷中介效應。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

主要變量描述性統計結果見表2。由表2可知，樣本期間不同家族企業創新投入和創新產出差異較大，尤其對于以連續兩年專利申請總量衡量的創新產出(PAT)來說，最小值為0，最大值為11 200，標準差為257.8，表明不同家族企業之間存在較大的創新產出能力差異。對于創新效率(IE)，平均值為0.315，中位數為0.334，表明雖然家族企業整體創新效率水平不高，但有超過一半的家族企業創新效率高于樣本平均水平。對于解釋變量是否存在國有股權參股(State)，均值為0.363，表明在上市家族企業樣本中，約有36%的家族企業被國有股權參股，即存在參股國有股東的家族企業樣本占比超過1/3。由此可見，在混合所有制改革中，國有資本入股家族企業的情況比較普遍。

表2 變量描述性統計結果

3.2 主檢驗

表3列示了Heckman兩階段回歸結果。第(1)、第(3)、第(5)列分別從創新投入、創新產出和創新效率層面進行Heckman第一階段樣本選擇模型回歸，因變量為二元啞變量，表示家族企業是否存在國有股權參股，引入同地區同行業家族企業國有股權參股的平均值meanstate作為工具變量，各自變量基于能否影響家族企業被國有股權選擇參股而設定。第一階段經過Probit回歸后計算得到逆米爾斯比λ，在同時加入家族企業實際被參股虛擬變量State后進行第二階段方程回歸。表3第(2)、第(4)和第(6)列為修正選擇偏誤后的Heckman第二階段回歸結果。

表3 回歸分析結果

從第一階段回歸得出的自變量系數及其顯著性看，家族企業規模、償債能力、盈利能力等因素均會顯著影響家族企業被國有股權參股的概率，如家族企業規模擴大會增加被國有股權參股的概率，而以ROA衡量的家族企業盈利能力降低則會提高被國有股權參股的概率。

在第二階段回歸中，為降低樣本選擇偏差，將計算的逆米爾斯比λ加入控制變量，對方程進行OLS回歸。根據第(2)、第(4)和第(6)列結果，λ系數均在0.01水平上顯著不為0，表明樣本確實存在較大的選擇性偏誤，但在回歸中成功控制了該偏差。從修正后的結果看，對于第(2)列，以企業研發投入占比(RD)作為因變量，回歸得到國有股權參股State系數為0.387，且在0.01水平上顯著，表明國有股權參股會對家族企業創新投入產生促進作用，支持前文中關于國有股權參股對家族企業創新投入影響的討論，假設H1a得到驗證。對于第(4)列，以家族企業創新產出(PAT)作為因變量，回歸得到國有股權參股State系數為15.818，同樣顯著為正，支持前文關于國有股權參股對家族企業創新產出促進作用的討論，假設H1b得到驗證。國有股權參股對創新投入和產出均存在促進作用，因此總體來說其對家族企業創新效率存在積極影響。本文進一步對創新效率(IE)進行回歸，結果見第(6)列。由回歸系數看，國有股權參股State對家族企業創新效率存在正向促進作用，且在0.01水平上顯著，假設H1c得到驗證。

3.3 中介路徑檢驗

表4和表5為中介效應檢驗結果，文中僅列示在控制樣本偏差后的Heckman第二階段回歸結果。

表4列示了國有股權參股在促進家族企業創新時的政府補貼中介效應檢驗結果。列(1)和列(2)顯示，State對GOV的回歸系數為0.078，GOV對RD的回歸系數為0.736，兩大系數均顯著。進一步將GOV加入到模型(3c)中，回歸得到State系數在0.1水平上顯著，說明政府補貼在創新投入層面發揮顯著中介效應。交乘項GOV×State的系數為0.188，在0.1水平上顯著為正，說明國有股權參股通過顯著提高家族企業政府補貼進而促進企業創新投入。同理，列(4)、列(5)和列(6)結果顯示，政府補貼在國有股權參股促進家族企業創新產出過程中存在中介效應。列(6)關于模型(3c)的回歸結果表明，國有股權參股通過顯著提高家族企業政府補貼進而促進企業創新產出，政府補貼發揮顯著中介效應。由此，假設H2a得到驗證。

表4 政府補貼中介路徑分析結果

表5列示了國有股權參股對促進家族企業創新管理能力的中介效應。同理，表5中第(1)、(2)、(4)、(5)列自變量系數均顯著，說明創新管理能力存在中介作用。進一步觀察模型(4c)回歸結果發現，第(3)列State系數顯著，表明創新管理能力在創新投入層面的中介效應顯著。第(6)列State系數不再顯著，而交乘項IMC×State系數在0.1水平顯著，表明創新管理能力在創新產出層面的完全中介效應顯著，國有股權參股通過提高家族企業創新管理能力進而促進創新產出，假設H2b得到驗證。

表5 創新管理能力中介路徑分析結果

4 穩健性檢驗

4.1 替換被解釋變量

本文借鑒羅宏和秦際棟[5]的研究，使用研發支出取自然對數(lnRD)替換創新投入指標并重新進行回歸。對于創新產出，考慮到在現行專利制度下只有發明專利才是企業創新活動的主要產出形式[34]。因此，本文使用發明專利申請數(INV)代替專利總申請數衡量創新產出，并以替換后的創新投入和產出指標重新測算創新效率(IE2)，替換變量重新回歸后結果未發生顯著變化。

4.2 PSM檢驗

為保證結果的可靠性，本文使用傾向得分匹配法對主假設和中介路徑進行穩健性檢驗，使用Logit概率模型計算個體被國有股權參股后的傾向得分，在多個維度上匹配與國有股權參股家族企業最具有可比性的家族企業作為相應對照組，通過兩組差值反映國有股權參股對家族企業創新活動的凈影響。

圖2 PSM匹配前后被國有股權參股的處理組與控制組的傾向得分概率分布

在滿足共同支持假設和獨立性假設條件后，采用最近鄰匹配對國有股權參股效應進行檢驗。理論上講，若ATT值在統計上顯著，則說明國有股權參股對家族企業創新活動具有顯著影響，PSM檢驗結果見表6。對于創新產出和創新效率，以專利申請總數衡量并計算時，PAT、IE和ATT顯著性降低，但以核心專利(發明專利)申請數衡量并計算時，INV和IE2組間差異依然顯著，表明國有股權參股對家族企業創新的影響主要體現在核心專利方面。因此，國有股權參股對企業創新存在積極作用，支持上文主假設。同時，對匹配數據進行中介路徑穩健性檢驗發現，政府補貼GOV的中介效應依然顯著，但創新管理能力IMC的顯著性降低。這是因為，影響企業創新管理能力的因素較多，如家族管理者個人特質等，而本文主要探討通過降低家族企業代理成本實現國有股權參股對創新管理能力的影響，導致相比于政府補貼來說創新管理能力顯著性降低。

表6 傾向得分匹配法檢驗結果

5 結論與建議

5.1 研究結論

在國有資本“舉牌潮”之下，民營企業引入國有股東的例子屢見不鮮。作為特殊的民營企業，關于家族企業引入國有股權提高企業創新效率的研究仍缺乏數據支撐。本文以2008-2018年我國上市家族企業為樣本，基于股東資源理論和社會情感財富理論，實證檢驗國有股權參股對家族企業創新效率的影響，考察政府補貼和創新管理能力的中介作用。結果表明：①國有股權參股能夠顯著促進家族企業創新投入和創新產出，進而顯著提升企業創新效率；②進一步分析中介路徑發現，國有股權參股的影響通過增加政府補貼和提升創新管理能力實現。因此，國有股權參股對家族企業創新的影響不應僅停留在促進家族企業創新決策層面。國有股權不僅可以帶來政府補貼等創新資源、促進家族企業創新投入，還會參與家族企業創新管理。在混合所有制改革大潮中，激發盈利能力不足的家族企業創新活力是國有資本“舉牌潮”中國有股權參股的初衷。家族企業僅提高創新投入不是參股的唯一目的，解決家族式管理問題、提高企業創新能力，進而促進企業長足發展才是參股的最終目標。

5.2 對策建議

基于上述分析，本文提出以下對策建議：

(1)在混合所有制改革中，需要進一步增強國有股東資源效應。企業是“資源型大股東聯盟”的實體[1]，不同性質股東投入的資源只有發揮協同作用才能實現互補。因此，非國有企業在進行創新管理時要與國有股東密切配合、共同發力。雖然國有股東可以帶來獨特的異質性無形資源，如研發技術和社會資本等，但要真正提升非國有企業創新投入轉化效率，國有股東不僅要“資源參與”還要“管理參與”，真正參與到企業創新過程中才能發揮股東資源優勢。需要注意的是，非國有企業在融合國有股權時要注重對“參股”的定位，防止政府過度干預。

(2)國有股權參股非國有企業混合所有制改革,改善家族企業經營管理機制。參股后，國有股權通過與家族所有權之間相互制衡，降低家族代理成本，使家族企業治理結構更加完善。在國有股權監督下，家族企業可以構建更加透明、公平的晉升機制，保障外部非家族員工的利益，解決家族式創新管理問題。家族企業還可以通過構建多樣化股權促進開放式創新，避免“閉門造車”，提高企業研發產出。

(3)國有股權參股家族企業要注重從“形似”到“神至”。在進行混合所有制改革時，要同樣重視非國有企業改革。從制度層面積極正確引導非國有企業發展，真正發揮其在國家經濟轉型中的作用。并且，根據股東資源理論，在進行多樣化股權融合時要注重實效。在互惠原則下，通過改革發揮各類資本的協同優勢，最終實現國家創新水平整體提高、經濟高質量發展穩步推進。