參股股東產權屬性對民營企業創新投入的影響

桑凌 李飛

摘 要：本文以2013—2017年我國A股民營企業為樣本，從參股股東產權屬性的視角，研究了國有資本和民營資本參股民營企業對其創新投入的影響和作用機理。實證研究結果表明：首先，并非“一混就靈”，國有資本參股促進民營企業創新投入是有條件的。隨著國有資本參股比例的提高并形成一定制衡的情況下，國有資本參股才能顯著地促進民營企業創新投入。作為參照，民營資本參股則顯著地抑制了民營企業創新投入，且股權制衡加劇了這種不利影響。其次，基于市場化水平和融資約束的調節效用研究發現，一方面，市場化水平強化了不同產權性質參股資本的民營企業研發投入效應，市場化進程能夠緩解民營資本參股對民營企業創新投入的消極影響;另一方面，國有資本參股能夠緩解融資約束對民營企業創新投入的不利影響，融資約束越大，國有資本所起的緩解作用越強。此外，本文在更換所用檢驗模型和更換解釋變量后，主要結論依然穩健。本文的研究為不同產權性質參股股東與民營企業創新投入之間的關系提供了新的經驗證據，并對進一步推進市場化進程，緩解民營企業融資約束，優化營商環境提供了理論支持。

關鍵詞：參股股東產權屬性;民營企業創新投入;市場化水平;融資約束

中圖分類號：F830.91;F273.0? 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）08-0072-11

一、引 言

自Schumpeter[1]提出“創造性破壞過程”的創新經濟增長理論以來，發達經濟體高度重視技術創新問題。習近平總書記強調發展是第一要務，創新是引領發展的第一動力。普華永道思略特發布的第14期（2018年）全球創新1 000強中，中國企業數量僅為175家。據Wind資訊統計數據，A股3 358家非ST企業2018年研發費用合計為7 180.68億元，研發強度均值為4.99%，中位數為3.72%。企業作為市場創新活動的主體，其技術創新投入有待進一步提高。

改革開放四十余年，國有資本和民營資本在促進經濟增長、實現經濟轉型、激發市場活力、推進新舊動能轉換等方面發揮了各自的積極作用。深入研究國有資本、集體資本和非公有資本等交叉持股、相互融合，取長補短、協同發展的混合所有制股權結構的經濟后果以及內在作用機理具有重要的現實意義。西方主流學術研究認為，國有企業在生產率和技術創新方面效率低下。導致國有企業效率低下的主要原因有：代理問題、政策性負擔、軟預算約束、官員的私利行為以及國有企業經理缺乏專業管理技能等。國有企業和國有資本的低效配置降低了企業價值[2-3]，于是國有股減持、國有企業民營化一度甚囂塵上。然而Chen等[4]認為，在我國轉軌經濟背景下國有產權效率并非必然低下。對于所有權性質對企業創新的影響，國內學術界也形成了一系列富有意義的研究成果，但結果也并非一致。馮根福和溫軍[5]、李丹蒙和夏立軍[6]與趙洪江等[7]發現，國有企業創新強度低、國有控股不利于企業創新等;李春濤和宋敏[8]發現，國有企業比民營企業更具創新性;陳林等[9]發現，從終極控制權的角度考察平均意義上國有資本的終極控制權對企業創新沒有顯著影響。

如何看待民營控制企業中不同產權性質參股資本尤其是國有資本的作用，是深刻理解民營企業參與“混改”的重要基礎。學界較為主流的觀點認為，民營企業中的國有資本參股可以視為一種并列于民營企業家參政，但比民營企業家參政更加穩定和制度化的公司治理機制[10-11-12]。為了更好地發揮國有資本的優勢，進一步激發民營企業創新活力，中共中央、國務院《關于深化國有企業改革的指導意見》（2015年）明確指出：鼓勵國有資本通過市場化方式，以公共服務、高新技術、生態環保、戰略性產業為重點領域，對發展潛力好、成長性強的非國有企業進行股權投資。

近年來，學者們根據企業年度報告披露的“一致行動人關系”等識別股東性質，精確刻畫股權結構，逐漸打開股東性質的“黑箱”，從國有企業混合所有制改革的視角，相繼發現混合股權對企業績效、現金持有和企業創新投入等有顯著影響[13-14]。與此同時，羅宏和秦際棟[15]發現，國有資本參股對民營企業或家族企業創新有促進作用，但已有研究并未考慮作為同質民營資本參股對民營企業技術創新的作用，也未系統考察不同產權性質股東參股對民營企業創新投入的影響和作用機理。

本文重點關注兩個問題：其一，不同產權性質股東參股對民營企業創新投入有何影響？其二，參股股東尤其是國有資本參股對民營企業創新投入影響的潛在機理是什么？通過實證研究筆者發現：其一，國有資本參股并且其相對于民營控股股東形成監督力量的情況下，方能顯著地促進民營企業創新投入的增加。民營資本參股則顯著地抑制了其創新投入，且股權制衡加劇了這種不利影響。其二，就作用機理而言：一方面，市場化水平的差異強化了不同產權性質參股資本對民營企業創新投入的影響;另一方面，國有資本參股能夠緩解融資約束對民營控制企業創新投入的消極影響。

本文可能的邊際貢獻有：其一，在區分參股股東不同產權性質的基礎上，分別研究其對民營企業創新投入的影響，并得出不同于以往的研究結論。其二，本文的研究結論豐富了混合所有制改革經濟后果和民營企業創新投入影響因素的相關文獻，并為不同產權性質股東參股對民營企業創新投入的影響及其作用機理等提供了新的經驗證據。

二、文獻綜述

股權結構被認為是公司治理研究的邏輯起點。企業的所有權性質不同，面臨不同的環境約束，進而影響其創新行為。圍繞著如何對國有企業進行改革并不斷提高其創新能力，一直是我國經濟體制改革的重點，學術界亦在不斷地進行探索，并取得了豐碩的研究成果。李文貴和余明桂[16]的研究表明，非國有股權比例與國有企業創新活動顯著正相關;國有企業民營化促使激勵、監督等治理機制有效運行進而降低代理成本。Tan等[17]發現，政府代理人的利益與私人股東的利益更好地保持一致并提高股票價格的信息含量是部分私有化對公司創新有積極影響的兩個可能潛在機制。而鐘昀珈等[18]發現，在國在企業民營化中非國有大股東的掏空行為會抑制企業創新效率。Zhou等[19]發現，國有企業對企業創新的影響呈倒“U”型關系，實證檢驗促進企業創新投資的最優股權比例為29.18%。綜上，國有企業民營化對企業技術創新的影響并未得到一致觀點。

隨后，一些學者從“混改”的視角研究其對國有企業技術創新的影響。Zhang等[20]發現，混合所有制改革通過宏觀經濟環境增強國有企業創新能力，尤其是對于壟斷行業和東部發達地區的國有企業這種影響更為明顯。楊興全和尹興強[14]發現，國有企業股權融合度提高和控制權轉移能夠促進其研發投入。解維敏[21]發現，混合所有制改革通過提升管理層薪酬業績敏感性促進了國有企業研發投入。任曙明等[22]發現，民營資本參股促進了國有企業創新，良好的制度環境起到積極的調節作用。上述研究立足于國有企業，實證檢驗并發現其股權結構調整尤其是非國有資本參股對其創新行為有顯著的促進作用。相對于國有企業而言，民營企業需要面對更強的市場競爭，其通過不斷投入研發活動，積累了一定程度的創新資源[5-6]，創新能力和創新績效也不斷提高。然而，受稀缺資源約束和市場空間局限等諸因素的制約，民營企業的R&D投入嚴重依賴于自身產生的現金流、資本金和企業短期商業信用，融資約束對民營企業R&D投入造成了顯著消極效應[23]。而技術創新本身不確定性程度高，投資金額大，且回報周期長。因而推動民營企業技術創新需要更多資源的有效支持。

有關政治關聯對民營企業創新投入的研究。羅黨論和甄麗明[24]發現，金融發展水平越低的地方民營企業受到的融資約束越大，民營企業通過政治關系來緩解融資約束。余漢等[12]研究發現，建立在制度層面上的國有資本參股民營企業比民營企業企業家政治參與，能通過信貸支持和發展機會更直接發揮政治關聯效應。郝陽和龔六堂[13]檢驗發現，國有資本參股民營企業能夠降低稅負、緩解融資約束、提高薪酬敏感性，進而提升其財務業績。羅宏和秦際棟[15]發現，國有資本參股家族企業有助于緩解融資約束，同時通過增加其政府補助為家族企業提供資源支持，進而推動其技術創新投入。白俊等[25]發現，民營企業引入國有股權后并未發揮信貸資源優勢，且導致委托代理問題加劇，削弱了管理層創新意愿，對民營企業的創新產出產生消極影響。綜上，除了學界在國有資本參股對民營企業創新投入影響的研究結果不一致外，民營資本參股對其創新投入發揮什么作用以及不同產權屬性參股股東對民營企業創新投入影響的潛在機理均未被充分關注。

三、理論分析與研究假設

就民營企業實際控制人而言，制約其是否能持續進行創新投入的因素主要有兩方面：其一，民營企業由于面臨較為嚴重的融資約束，導致被配置在技術創新項目上的資源受到較大程度的限制。其二，民營企業公司治理機制相對薄弱，風險承受能力較低，影響了其創新投入意愿。

（一）參股股東產權性質與民營企業創新投入

1.國有資本參股對民營企業創新投入的影響

國有企業經過長期發展積累了雄厚的資源優勢和公司治理規范，而體制機制僵硬、創新動力不足則造成國有企業經營效率不高。民營企業最大的優勢則是經營機制靈活，市場活力強，創新動力足。

國有資本參股民營企業，預期能夠提升其資源支持效應，拓寬民營企業創新資源的獲取渠道。具體表現在以下三個方面：首先，國有資本參股民營企業為其建立了一種政治關聯，民營企業借助此聯系獲取關系資本。民營企業建立的政治關聯能夠作為產權保護制度、資源配置制度、營商環境等正式制度不完善產生的一系列問題的一種替代性機制，建立在制度層面的國有資本參股能夠更加直接、穩定地發揮政治關聯效應，幫助民營企業獲得創新投入所需的稀缺資源[13]。其次，國有資本利用其政府背書的天然優勢，幫助參股民營企業獲得創新資源。主要表現在通過政府補助政策支持和稅收優惠政策支持等為參股民營企業帶來更多直接創新資源和包括資格資質、市場渠道等在內的間接資源支持。民營企業利用其市場化競爭屬性強的優勢將其整合到技術創新活動中。最后，我國經濟發展進入新時代，高質量發展理念促使國有資本通過市場出清退出產能過剩行業，勢必釋放更多的資源。國有資本通過參股民營企業來支持其進行研發活動。

按照最優創新激勵合約安排，對短期失敗的容忍和長期業績為基礎的獎勵為重點的風險承受能力是影響創新投入的重要因素[26]。民營企業的風險承受能力較低，影響了控股股東將有限的資源投入到研發活動中去，尤其是原創性高的技術創新活動。民營企業創新投入除了資源支持以外，更重要的是通過公司治理的完善和企業創新項目的科學決策，提升其風險承受水平，增強其創新意愿。可能的作用機理包括兩方面：首先，國有資本參股民營企業，增強產權異質資本之間的股權制衡，能夠降低代理成本，增加創新投入。陳志軍等[27]發現，股權制衡通過緩解代理沖突，降低雙重代理成本、減少非效率投資等促進企業研發投入。進一步，劉倩影[28]認為，國資入股民營上市公司會顯著降低其兩類代理成本，而且在國資參股的民營企業中，國有資本入股對民營企業第二類代理問題的緩解作用更加顯著。其次，國有資本有廣泛的社會關系網絡，尤其是與政府部門、科研院所之間的緊密聯系，有助于參股民營企業提高創新投資決策的科學性，降低研發項目甄選風險。基于組織間社會網絡視角，企業高層管理團隊中的成員都鑲嵌于一定的社會網絡結構中，進而附著特定的社會關系資本尤其是信息資源的獲取和分享，影響其包括研發投資在內的戰略決策[29]。國有資本參股民營企業，通過獲取有價值的信息，尤其是關于戰略新興產業發展方面的信息，為民營企業發展提供方向性的指引。民營企業借助其長期以來面向市場積累的政策敏感性更加精準地加大研發投入。

綜上所述，國有資本參股民營企業，通過構建有效的政治關聯獲取關系資本，增加創新資源獲取。同時借助于國有資本的社會關系網絡，提高決策質量，提升民營企業創新意愿，進而促進其研發投入。基于此，筆者提出如下假設：

H1：在民營企業中，國有資本參股對其研發投入有顯著的促進作用。

2.民營資本參股對民營企業創新投入的影響

相對于國有資本參股，作為“混改”形式之一的民營資本參股民營企業，對其技術創新的影響可能是消極的。融資約束是影響民營企業創新投入的關鍵因素。“融資難”“融資貴”等導致被民營企業配置在技術創新項目上的資源受到較大程度的限制，制約其研發投入能力。郝陽和龔六堂[13]的實證研究并未發現，民營資本參股民營企業緩解民營企業既有的融資約束和實際稅負較高等問題。進一步，民營企業中家族控制的情況較為普遍，內部人控制問題較為突出。在公司治理不健全的情況下，民營資本參股民營企業這種同種屬性的資本混合，不但不能帶來資源支持效應，可能還會因為股東之間或者股東與管理者之間的合謀而掏空上市公司[30-31]，增加民營企業的代理成本，減少可用于研發的資源。此外，民營資本面臨的市場競爭更加激烈，其短期逐利屬性較強，民營資本參股民營企業形成的同質資本間的混合，股東間利益掣肘，可能誘發潛在的“監督過度”。考慮到技術開發的高度不確定性和大額投入的長期性，同質民營資本參股民營企業可能會使其研發創新投入更趨保守。基于此，筆者提出如下假設：

H2：在民營企業中，民營資本參股對其研發投入有顯著的抑制作用。

（二）不同產權性質參股資本影響民營企業創新投入的機理分析

1.市場化水平

改革開放四十余年的發展表明，我國經濟能夠取得如此偉大的成就，最根本的條件就是市場化改革[32]。郝陽和龔六堂[13]的研究發現，就企業財務績效而言，作為制度環境的市場化程度和作為混合參股的產權治理之間存在互補效應。市場化程度越低的地區，異質性參股股東對財務績效影響的互補性越強。Zhou等[19]的研究表明，隨著制度環境的改善，國有股權對企業R&D投入的積極作用將會減弱。同時，任曙明等[22]研究發現，良好的市場化制度環境能夠增強民營企業參股國有企業對其創新投入的積極效應。可見，學者們的研究并未得到一致的結果。

我國制度環境的變化與市場化進程密切相關。一方面，市場化水平越高，企業之間的競爭尤其是產品市場之間的競爭越充分，激發企業進行創新的壓力和動力越強，企業更需要開拓“藍海”，尋求技術上的突破，不斷培育新的利潤增長點。國有資本參股對民營企業“如虎添翼”，更多的資源借助于更充分的競爭，有利于促進研發投入的提升。另一方面，借助于國有資本與政府部門之間的密切聯系，能夠緩解民營企業在創新項目選擇上的信息不對稱，降低事前創新項目甄選和事后監督成本，降低創新項目的決策風險。基于效率觀，市場化水平越高的地區，國有資本參股對民營企業研發投入的積極作用越強。基于此，筆者提出如下假設：

H3a：市場化水平越高的地區，國有資本參股對民營企業研發投入的促進作用越顯著。

我國地區之間的市場化發育水平差異大，發展階段不平衡，客觀上造成了民營企業在資源獲取方面的不利地位。市場化水平越低的地區，民營企業面臨的資源約束越突出。一方面，民營資本參股民營企業形成的混合股權結構，不但不能緩解資源約束帶來的問題，潛在的同質股東之間或者民營企業股東與管理者之間的合謀還會擠占創新活動的投入;另一方面，民營資本參股有更強烈的逐利性，致使其在面臨較大的經濟環境不確定性時，更傾向于鞏固和強化既有的優勢領域，減少風險高、投資大、周期長、失敗多的創新領域研發投入。基于此，筆者提出如下假設：

H3b：市場化水平越低的地區，民營資本參股對民營企業研發投入的抑制作用越顯著。

2.融資約束

就非公有資本而言，破解其資金“瓶頸”制約，進一步激活其創新活力，是民營企業可持續發展的重要途徑。基于現階段我國金融體制的特點，民營企業有較高的融資約束，其技術研發投入嚴重依賴于包括自身經營活動產生的現金流和股東資本金為主的內源性融資，融資約束對民營企業R&D投入造成了顯著消極效應[23]。為了應對融資困局，民營企業通過建立政治關聯，減少外部融資所受到的融資約束[10-24]。基于信號傳遞的聲譽機制，宋增基等[11]發現，國有資本參股比民營企業高管參政建立政治聯系更有助于民營企業獲得額外的發展機會和金融資源。國有資本參股民營企業緩解了融資約束[13]，而融資約束的緩解是否會帶來研發投入的增加呢？是尚待檢驗的實證問題。國有資本參股預期可能通過以下兩個方面促進企業的創新投入：一方面，國有資本注重長期回報，而長期回報的取得很大程度上依賴于企業核心競爭力的提高，持續地進行技術創新投入則是必由之路。預期促使企業將更多資金用于創新投資。另一方面，國有資本參股通過改善企業公司治理，減少大股東占款等，提高資源利用效率，釋放更多技術創新資源。基于此，筆者提出如下假設：

H4：國有資本參股能夠緩解融資約束對民營企業創新投入的抑制作用。

四、研究設計

（一）數據來源與樣本整理

2012年，我國GDP增速降至7.9%，經濟逐漸進入新常態。2013年黨的十八屆三中全會明確提出積極發展混合所有制，本文把樣本的起始年份定為2013年。樣本選擇過程為：先從CSMAR數據庫中下載“十大股東情況”的基礎資料，篩選出民營作為實際控制人的企業作為初始樣本。然后遵照學術常規對初始樣本做了如下整理：剔除在研究期間中被ST、*ST的企業以及金融行業企業;剔除民營化方式為間接上市（指發起上市時為國家控股，但后來由于股權轉讓等由自然人或民營企業控股）且控制權變更的樣本;為了控制盈余管理現象，本文還剔除了在研究期間上市不足三年的企業;剔除主要研究變量缺失的樣本。為了確保研究的準確性，本文根據篩選后的樣本，從巨潮信息網下載對應的企業年度報告，依據相關資料注明的股東性質逐項手工核對并識別前十大股東股權性質。如果遇到不明確的，再通過公司官網“投資者關系”欄、天眼查以及百度搜索等進一步核實。經過上述樣本整理過程，最終得到2013—2017年5 325個企業年樣本組成的非平衡面板數據。

（二）變量描述與定義

1.被解釋變量：創新投入（R&D）

參考已有研究，創新投入（R&D）定義為內部研發費用（包括費用化和資本化的部分）占營業收入的百分比。

2.解釋變量：參股股東（NC）

參股股東（非控制性股東）（Non-Controlling Shareholders，簡稱“NC”）。本文從上市公司年報中手工收集了民營企業中國有參股股東和民營參股股東的信息，為盡可能了解國有參股股東和民營參股股東對民營企業創新投入產生的影響，模型中分別使用民營企業是否存在國有參股股東虛擬變量（Non-Controlling State Dummy，簡稱“NCS-D”）;國有參股股東持股比例之和（Non-Controlling State，簡稱“NCS”）、民營參股股東持股比例之和（Non-Controlling Private，簡稱“NCP”）;國有參股股東制衡能力（NCS-M）和民營參股股東制衡能力（NCP-M）作為本文的三組解釋變量。

三組解釋變量的具體定義為：首先，當民營企業前十大股東中包含有國有參股股東時，NCS-D作為虛擬變量賦值為1，否則為0。其次，國有參股股東持股比例之和（NCS）定義為：民營企業前十大股東中國有參股股東持股比例總和。民營參股股東比例之和（NCP）定義為：民營企業前十大股東中民營參股股東（除掉民營控股股東及其一致行動人之外的其他民營股東）持股比例總和。最后，國有參股股東制衡能力（NCS-M）定義為國有參股股東持股比例占民營控股股東持股比例的比重。民營參股股東制衡能力（NCP-M）定義為民營參股股東持股比例占民營控股股東持股比例的比重。

3.調節變量

市場化水平（Market）。本文采用王小魯等[32]市場化指數作為市場化水平的衡量指標。

融資約束（SA）。參考Hadlock和Pierce[33]的計算方法度量融資約束程度，其中：SA=-0.737Size+0.043Size2-0.040Age。SA指數為負值，且該數值越大，反映企業面臨的融資約束程度越嚴重。

4.控制變量（Controls）

參考已有研究，本文控制了如下控制變量：控股股東持股比例（Top1），在CSMAR數據庫基礎上，考慮一致行動人后的持股比例;公司規模（Size），用總資產的自然對數表示;公司年齡（Age），用公司上市時間的自然對數表示;財務杠桿（Lev），用資產負債率表示;資本性投資支出（Capex），用購建非流動資產支付的現金與總資產的比值表示;成長性（Growth），用營業收入同比年度增長率表示;管理層持股比例（Manshare），用管理層所持股份占總股份的比例表示;高管薪酬（Pay），用董監高年薪總額的自然對數表示;總資產凈利率（Roa），用凈利潤與總資產的比值表示;同時分別設置了年度（Year）虛擬變量和行業（Industry）虛擬變量。

（三）模型設定

為檢驗不同產權性質參股股東對民營企業創新投入的影響，本文參照郝陽和龔六堂[13]與朱冰等[34]的研究設定模型，同時對控股股東持股比例和參股股東持股比例均取一年滯后控制其股權結構的內生性。模型采用OLS法進行回歸，并控制了年度和行業固定效應（下同）。

R&Di，t=β0+β1NCi，t-1+∑10j=2βjControlsi，t+Yeart+Industryi+εi，t（1）

模型（1）用來檢驗H1和H2。其中，t為時間，i為行業，ε為隨機擾動項。

R&Di，t=β0+β1NCS-Mi，t-1+β2NCP-Mi，t-1+β3Marketi，t/SAi，t+β4NCS-Mi，t-1×Marketi，t/SAi，t+β5NCP-Mi，t-1×Marketi，t/SAi，t+∑14j=6βjControlsi，t+Yeart+Industryi+εi，t（2）

模型（2）用來檢驗H3和H4，模型中解釋變量為參股股東股權制衡能力，包括國有參股股東股權制衡能力（NCS-Mi，t-1）和民營參股股東的股權制衡能力（NCP-M i，t-1）;市場化水平（Market i，t）和融資約束（SAi，t）為調節變量。

（四）變量的描述性統計與相關性分析

數據處理和實證檢驗均采用STATA15.0軟件進行。為避免極端值的影響，本文對所有連續型變量進行上、下1%的Winsorize處理。表1報告了主要變量的描述性統計結果。由表1可知，民營企業創新投入的最小值為0，最大值為26.420%，民營企業研發投入之間差異較大。研發投入中位數為3.360%，均值為4.266%，說明研發投入的分布存在右偏的特征。民營企業中國有資本參股比例均值為0.983%，民營參股比例均值為8.208%，有17.900%樣本公司中含有國有股權，說明在民營企業中國有資本參股相較于民營資本參股水平較低，民營企業國有資本參與度有待提高。通過各自的均值和標準差可以看出，在民營企業中的國有和民營資本參股比例均有較大程度差異。其他變量的描述性統計與已有類似研究基本一致，不再贅述。

從Pearson和Spearman相關系數初步來看（注：限于篇幅本文略去了主要變量間相關系數表，留存備索），國有參股股東持股比例與研發投入之間呈負相關關系，而民營參股股東持股比例與研發投入之間呈正相關關系。其他變量之間的相關關系基本符合預期，不再贅述。需要強調的是，雙變量之間的簡單相關關系不能代表多元回歸的結果，更可靠的分析依賴于多元回歸模型的實證檢驗部分。此外，本文還對模型進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗，結果表明模型中解釋變量間VIF均小于10，不存在嚴重的多重共線性問題。

五、實證結果與分析

（一）參股股東產權性質與民營企業創新投入

本文利用模型（1）對不同產權性質參股股東與民營企業創新投入之間的關系進行了實證檢驗，結果如表2所示。由表2可知，在列（1）中，國有資本參股與民營企業創新投入呈正相關關系但不顯著，這與已有的一些研究發現并不完全一致[15]。本文的研究表明，并非國有資本股權參股民營企業就會促進研發投入的增加。在列（2）中，國有資本參股與企業研發投入的回歸系數為正。雖然在傳統意義的顯著性水平上不顯著，但經計算的P值為14.9%，處于邊際顯著的位置。一定程度上說明，隨著國有資本入股民營企業持股比例的增加，預期能夠提升民營企業的創新投入水平，這與鄧永勤和汪靜[35]的發現基本一致。在列（3）中，國有股權制衡程度與企業創新投入之間呈顯著正相關關系，說明國有參股制衡能力的增強改變參股股東與民營控股股東之間的力量對比，進而避免決策短期化，更加專注于能夠提升企業長期價值的創新活動。H1通過檢驗。

結合列（1）、列（2）和列（3）的回歸結果表明，并不是只要國有資本參股就能夠促進民營企業創新投入的提高。國有參股股東發揮民營企業研發促進作用，除了參股比例，還需要形成對民營控股股東的監督制衡機制，方能顯著提升其對民營企業創新投入的影響。

與此同時，在列（2）中，民營資本參股與民營企業研發投入的回歸系數顯著為負，即民營企業中民營資本參股比例越高可能會形成“過度制約”效應，不利于企業研發投入。在列（3）中，民營資本參股股權制衡程度與企業創新之間呈現出系數更小的顯著負相關關系，表明民營企業中相同性質股東之間存在“過度制約”效應[34-36]。H2通過檢驗。

（二）制度環境在不同產權性質參股資本影響民營企業創新投入中的調節效應

1.市場化水平的調節效應

為了考察市場化水平在不同產權性質股東參股民營企業對其研發投入的影響，本文先按照市場化指數進行分組，大于中位數的為市場化水平高組，其他為市場化水平低組。利用模型（1）分別進行OLS回歸，結果如表3列（1）—列（4）所示。

由列（1）和列（3）可知，在市場化水平高的組，無論是用參股比例（NCS）還是制衡能力（NCS-M）作為解釋變量，國有資本參股均能顯著地促進民營企業的創新投入。本文的H3a通過實證檢驗，即市場化水平越高，國有資本參股對民營企業研發投入的積極作用越強。這與任曙明等[22]的發現基本一致，異質產權股東參股強化了市場化水平對研發投入的積極作用。由列（2）和列（4）可知，無論是從參股比例（NCP）還是制衡能力（NCP-M）來看，在市場化水平低的一組，民營參股資本對民營企業研發投入的抑制作用更強，H3b通過實證檢驗。

同時，本文將市場化水平設置為虛擬變量，當市場化水平高組取值為1，市場化程度低組賦值為0，利用模型（2）進行OLS回歸，結果如表3列（5）所示。國有資本參股（NCS-Mt-1）對民營企業研發投入的影響不顯著，民營資本參股（NCP-Mt-1）對其有顯著的消極影響;市場化水平與國有資本參股的交互項（Markett× NCS-Mt-1）為正，雖然統計上不顯著，但一定程度上也說明了國有資本參股民營企業強化了市場化程度對其研發投入的積極作用。值得注意的是，就民營資本參股民營企業而言，實證結果中民營資本參股與市場化程度的交互項（Markett× NCP-Mt-1）系數顯著為正，說明市場化水平的提高較大程度上消解了同質資本間“過度監督”對創新投入的消極影響。

綜上，可以看出市場化水平強化了不同產權性質參股資本對民營企業創新投入的影響，即制度環境越好，國有資本對民營企業研發投入的積極作用越強;而制度環境越差，民營資本參股對民營企業的消極作用越強。而市場化水平的提高能夠緩解同質資本間“過度監督”對創新投入的消極影響。因此，加速推進市場化進程，營造公平有序競爭的營商環境，能夠提升不同產權性質股東參股民營企業對其創新投入的積極效應，并消解其不利影響。

2.融資約束的調節效應

本文先計算出衡量融資約束的SA指數，然后以SA指數的中位數為標準，將樣本分為融資約束大和融資約束小的兩組，進而考察融資約束在不同產權性質參股對民營企業創新投入影響中是否存在調節效應，利用模型（1）進行OLS回歸，結果如表4列（1）—列（4）所示。無論是從持股比例（NCS）還是制衡能力（NCS-M）來看，國有資本參股的促進作用在融資約束較大的組均比小的一組系數更大，作用更強。而融資約束在民營資本參股與研發投入之間的調節效應基本不顯著。上述實證結果支持了H4，即融資約束在國有資本參股民營企業與研發投入之間發揮了調節效應。

同時，本文將融資約束變量設置為虛擬變量，融資約束大的一組賦值為1，其他賦值為0，利用模型（2）進行OLS回歸，結果如表4列（5）所示。可以看出，融資約束（SA）對創新投入有消極影響，國有資本參股對創新投入有積極作用，這與預期一致。需要注意的是，融資約束程度（SA指數）與國有資本參股制衡能力的交互項（SAt× NCS-Mt-1）顯著為正，一定程度上說明國有資本參股民營企業能緩解融資約束對研發投入的消極作用，進一步支持H4。

（三）穩健性檢驗

1.變換實證檢驗模型為Tobit模型

本文被解釋變量民營企業創新投入比例（R&D）屬于典型的歸并數據，Tobit模型適用歸并（Censored）數據，此處穩健性檢驗改用Tobit模型對H1和H2進行再檢驗，實證結果如表5所示。從列（1）來看，使用是否有國有資本參股虛擬變量進行回歸的結果，沒有發現其促進民營企業創新投入。從列（2）來看，從持股比例來衡量的國有資本參股系數盡管顯著，但幾乎為0;而民營資本參股比例則顯著抑制了民營企業的研發投入。從列（3）來看，從股權制衡程度衡量的國有資本參股顯著地促進了民營企業研發投入增加;而民營資本參股則起到了顯著的抑制作用。更換Tobit模型進行檢驗后的結論與OLS法的回歸結果基本是一致的。

2.解釋變量替換為當期數據

股權解釋變量替換為當期數據后的實證檢驗結果如表6所示。由表6可知，無論是從參股比例、國有資本參股虛擬變量還是從參股制衡能力來看，與前面的回歸結果都是一致的。與此同時，國有股權制衡程度與民營企業創新投入之間呈顯著正相關關系，且無論從解釋力（2）還是經濟意義上，國有資本股權制衡程度的增強改變了參股股東與民營控股股東之間的力量對比，均對創新投入有積極影響。與此同時，民營資本參股對民營企業的創新投入行為有消極影響，隨著民營資本參股比例越高會形成“過度制約”效應，不利于企業研發投入。而且，民營股權制衡程度越高，無論是在統計意義上還是在經濟意義上，此種不利影響均更顯著。

3.采用Heckman兩階段模型

內生性問題主要源于遺漏重要解釋變量、測量誤差和雙向因果等三個主要原因。首先，本文已參照相關研究控制了公司特征和治理特征等關鍵變量減少遺漏變量，同時在設定回歸模型時用關鍵解釋變量滯后一期來控制潛在的內生性問題，此外本文采用行業和年度雙向固定效應模型回歸控制一些不可觀測因素。然后，針對測量誤差，本文已分別通過替換解釋變量和更換檢驗模型等進行了控制。當然除了筆者發現的國有資本參股提升了民營企業創新投入外，也可能存在國有資本主動選擇參股研發投入較高的民營企業這一替代性解釋。這一替代性解釋說明解釋變量國有資本參股民營企業可能并不是完全隨機的，而是選擇的結果，這樣的自選擇過程可能會使對主效應的估計產生偏差。為解決這一潛在的自選擇偏誤問題，本文使用Heckman兩階段模型對前文提出的主要假設進行再檢驗，結果如表7所示。

從表7的回歸結果來看，逆米爾斯比率（IMR）在10%的水平上顯著為正，表明存在一定的自選擇偏誤問題，故本文采用Heckman兩階段模型進行穩健性檢驗有其必要性。使用Heckman兩階段模型控制自選擇問題后，國有參股股權制衡程度（NCS-Mt-1）的系數從表2列（3）中的0.930增加到表7中的1.088，且在5%的水平上顯著。修正后的模型檢驗結果表明，國有股權制衡程度對于民營企業創新投入的促進作用更加明顯，從而進一步印證了H1的可靠性。與此同時，民營參股股權制衡程度（NCP-Mt-1）的系數從表2列（3）中的-0.390降低為表7中的-0.552，且在1%的水平上顯著。說明民營企業中相同產權性質股東之間存在“過度制約”效應，H2得到進一步佐證。綜上，在控制了自選擇偏誤后研究結果依然穩健，表明本文研究結論具有一定的可信度。

六、結 論

新階段的“混改”強調國有資本和民營資本間要取長補短、優勢互補、攜手共進。本文正是從參股資本產權屬性的視角，研究了在民營資本控制企業中參股國有資本和參股民營資本帶來的創新投入異質效應及其潛在作用機理。經驗證據表明：其一，并非只要國有資本參股民營企業，就能促進其創新投入的增加。國有資本參股且其相對于民營控股股東形成制衡力量的情況下，方能顯著地促進民營企業創新投入的增加。與此同時，民營資本參股則顯著地抑制了其創新投入的增加，且股權制衡加劇了這種不利影響。其二，從不同產權性質股東參股影響民營企業創新投入的作用機理來看：一方面，制度環境強化了異質性資本參股對民營企業研發投入的調節效應。市場化水平高的地區，國有資本參股對民營企業創新投入的積極作用顯著增強;市場化水平低的地區，民營資本參股對民營企業創新投入的抑制作用顯著增強。而市場化水平能夠緩解民營資本參股對民營企業創新投入的消極影響。另一方面，國有資本參股能夠緩解融資約束對民營企業創新投入的不利影響，并且融資約束越大，國有資本所起的緩解作用越強。

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（責任編輯：劉 艷）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2021.08.008

[引用格式]桑凌，李飛. 參股股東產權屬性對民營企業創新投入的影響[J].財經問題研究，2021，（8）：72-82.

收稿日期：2021-06-14

基金項目：國家社會科學基金項目“注冊會計師行業服務中國企業‘一帶一路沿線高質量海外投資的路徑研究”（20BJY034）

作者簡介：桑 凌（1980-），男，河南禹州人，博士研究生，講師，主要從事混合所有制改革與企業創新研究。E-mail： sangling@ynu.edu.cn