國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入

摘 要：本文圍繞新時期國有資產(chǎn)管理體制改革由“管人”“管事”“管資產(chǎn)”向“管資本”轉(zhuǎn)變的思路，以2010—2018年為區(qū)間樣本，運用雙重差分（DID）模型，考察2013年以來國有資產(chǎn)管理體制改革的政策效果，檢驗以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革與國有企業(yè)創(chuàng)新投入呈顯著的正相關關系，表明此次改革能顯著提高國有企業(yè)創(chuàng)新投入，從而提高創(chuàng)新效率。此外，該改革效果還受到內(nèi)部治理水平和國有企業(yè)所在地區(qū)市場化程度的影響。國有企業(yè)內(nèi)部治理水平越高、所在地區(qū)市場化程度越低，改革的政策效果越明顯，國有企業(yè)的創(chuàng)新投入越大。本文的研究不僅有助于政府評價和現(xiàn)有政策調(diào)整，更可以為國有企業(yè)進行科學財務決策，提升國有企業(yè)管理水平提供政策參考。

關鍵詞：國有資產(chǎn)管理體制改革;國有企業(yè);創(chuàng)新投入;管資本

中圖分類號：F276.1文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）09-0113-08

一、問題的提出

黨的十九大報告指出“創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力”，《政府工作報告》中也多次提到“要以創(chuàng)新引領實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)型”。在日趨復雜的國際形勢下，落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、強化自主核心技術(shù)研發(fā)實現(xiàn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是保持國家長遠發(fā)展的根本動力。國有企業(yè)（下文簡稱“國企”）是國民經(jīng)濟的支柱，在我國經(jīng)濟社會發(fā)展和現(xiàn)代化建設中發(fā)揮著重要作用，其創(chuàng)新效率顯著影響國家整體創(chuàng)新能力的提升。但長期以來，國有資產(chǎn)管理體制存在的問題使國企創(chuàng)新能力不足[1]，為了扭轉(zhuǎn)困局，新一輪國企改革提出了“轉(zhuǎn)變國資監(jiān)管職能，以管資本為主”“建立國有資本投資運營平臺”等舉措，力求實現(xiàn)政企分開，激發(fā)企業(yè)活力，提升企業(yè)創(chuàng)新動力。

目前，關于國有資產(chǎn)管理體制的研究大多以規(guī)范分析為主，對其相關經(jīng)濟后果尤其是國企創(chuàng)新活動的影響研究尚不充分。創(chuàng)新活動本身存在投入高、風險高、周期長、回報高的特點，本次改革能否通過完善體制機制提升國企創(chuàng)新能力值得深入探討。進一步地，我國具有區(qū)域發(fā)展不平衡、文化多樣性的特征，對處于不同環(huán)境的國企，本次改革的效果是否存在差異化同樣值得深入分析。因此，本文以國有資產(chǎn)管理體制改革由“管資產(chǎn)”為主向“管資本”為主轉(zhuǎn)變?yōu)檠芯科鯔C，深入探討本輪改革對于國企創(chuàng)新投入的影響，以期豐富國企改革相關理論研究成果，并為深化國企改革提供經(jīng)驗證據(jù)。

由“管資產(chǎn)”轉(zhuǎn)向“管資本”的國有資產(chǎn)管理體制改革工作已全面推進并取得初步成效，但理論界對“管資本”的研究成果大多局限于對國有資本投資運營公司的規(guī)范研究，并沒有形成關于“管資本”改革研究的一致性成果。郭春麗[2]提出，根據(jù)“改組為主，新建為輔”的原則，將國企按照資本行業(yè)和功能分類，改組為不同類別的國有資本投資運營公司。國有資本投資運營公司作為國有資產(chǎn)經(jīng)營的受托人代表國家行使出資人權(quán)力，逐步從“管實業(yè)”投資向“管資本”運作轉(zhuǎn)變。文宗瑜和宋韶君[3]強調(diào)，國有資本投資運營公司成功的關鍵主要有兩點：一是國有資本投資運營公司進行國有資本的專業(yè)化運營，避免了行政力量對企業(yè)經(jīng)營的干預，從而專注于實體經(jīng)濟，有助于實現(xiàn)國有資本投資運營與國企經(jīng)營各司其職;二是國有資本投資運營公司重新構(gòu)建專業(yè)化運營的績效評價體系，有助于提高國有資產(chǎn)資本化率，引導國有資本向創(chuàng)新領域輸入。陳清泰[4]提出，在構(gòu)建“國有資產(chǎn)監(jiān)管機構(gòu)—國有資本投資運營公司—國企”三級架構(gòu)中，應當把國有資本出資人授權(quán)范圍從經(jīng)營權(quán)、法人財產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)變?yōu)楣蓶|部分權(quán)力，由國有資本投資運營公司和國有資本運營公司行使股東權(quán)利。

馬連福等[5]以2001—2003年上交所上市企業(yè)為研究樣本，檢驗了混合主體對企業(yè)績效的影響，指出混合主體深入性與企業(yè)績效之間呈倒U型關系，當非國有股東比例處于30%—40%時，非國有性質(zhì)股權(quán)提升績效的作用最為顯著。考慮到國有股東的行政地位優(yōu)勢，一旦非國有資本超過國有資本，其作為控股股東會出于自身利益最大化而作出有損公司績效的行為。劉曄等[6]利用雙重差分傾向得分匹配方法分析我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，實證檢驗結(jié)果表明，我國國有企業(yè)混合所有制改革后全要素生產(chǎn)率顯著提高。李春玲等[7]以2007—2015年滬深兩市A股上市的國企為樣本數(shù)據(jù)，實證分析了混合所有制改革后，股權(quán)制衡度與控股方式對國企投資效率的影響，結(jié)果顯示，改革后的國企投資效率顯著提高。趙斌斌和錢士茹[8]以2010—2015年我國制造業(yè)上市企業(yè)為研究樣本，通過面板數(shù)據(jù)多元回歸檢驗股權(quán)混合程度與企業(yè)績效之間的關系，結(jié)果顯示兩者顯著正相關。

自新一輪國企改革以來，國有經(jīng)濟的活力和影響力進一步增強，市場競爭力不斷提升，聚焦于國企創(chuàng)新投資方面的研究層出不窮，為我國國企創(chuàng)新能力提升提供了理論基礎。針對我國國企存在較為嚴重的政府控制情況，不少文獻以創(chuàng)新資源及意愿為研究對象，分析創(chuàng)新行為在國企和非國企中的不同表現(xiàn)，研究結(jié)果大多顯示，國企的創(chuàng)新強度和效率更低。Zhang等[9]認為，國企不以盈利為唯一目的，還要承擔社會責任，與民營企業(yè)不同，國企技術(shù)研發(fā)投入更多，但研發(fā)效率卻不高。張宗益和張湄[10]的研究同樣表明，政府對國企決策的影響構(gòu)成了其政治負擔，國企不以盈利為最終目標，而更多地考慮相關者利益最大化（如員工退休金支付等），導致國企創(chuàng)新動力不足。溫軍和馮根福[11]檢驗了民營企業(yè)和國企機構(gòu)投資者對創(chuàng)新投資的不同影響，研究結(jié)果表明，機構(gòu)投資者與國企創(chuàng)新投資呈顯著負相關關系。唐躍軍和左晶晶[12]研究發(fā)現(xiàn)，相對于民營企業(yè)而言，中央國企與地方國企的創(chuàng)新效率更低。

吳延兵[13]以國有固定資產(chǎn)比重為樣本數(shù)據(jù)，分析檢驗的結(jié)果雖然不顯著，但研究結(jié)果表明國企的專利數(shù)量顯著更多。解維敏和方紅星[14]研究結(jié)果顯示，政府研發(fā)補貼與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關，政府干預可以緩解市場失靈的消極影響，由于政府在科研方面的大部分補貼對象是國企，因而國企的研發(fā)投入和產(chǎn)出均高于民營企業(yè)。

二、理論分析與假設提出

（一）以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入

以“管資產(chǎn)”為主向以“管資本”為主轉(zhuǎn)變的國有資產(chǎn)管理體制改革，其核心問題在于如何優(yōu)化國企法人財產(chǎn)權(quán)與治理結(jié)構(gòu)的關系。長期以來，受地方政府的干預，國企的決策主體地位并不明確且?guī)в袧夂竦恼紊省ｋS著經(jīng)濟體制改革的深入，企業(yè)的經(jīng)營自主權(quán)不斷提高，但資本、土地等重要資源仍然牢牢控制在地方政府手中，特別是國企的投資決策依然受地方政府治理目標的影響[15]。從企業(yè)的目標函數(shù)來分析，以價值最大化為目標的企業(yè)具備技術(shù)創(chuàng)新的動力，然而與此同時，企業(yè)還要兼顧地方政府轉(zhuǎn)嫁的社會和政治等多元化目標，從而直接或間接地影響其研發(fā)投入。

在此次國有資產(chǎn)管理體制改革的背景下，特別是國有資本投資運營公司成立后，一方面，理順了產(chǎn)權(quán)關系，實現(xiàn)政府國有資產(chǎn)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)以及政企職責相分離，在很大程度上削弱政府對國企的干預，使企業(yè)得以專注于經(jīng)營效率的提升而非政府利益，確保國有資產(chǎn)保值增值，通過國有資本市場化運作，其下屬企業(yè)亦會受到政府更少的干預，企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新中的主體地位得到強化，可見，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革有助于國企創(chuàng)新投入的改善;另一方面，國企作為資源豐富的經(jīng)濟個體，其經(jīng)濟活動更有可能被內(nèi)部人控制而造成偏差，加之政府領導可能在國企交叉任職，使治理結(jié)構(gòu)形式化，不利于國企創(chuàng)新行為的識別與糾正。在國有資產(chǎn)管理體制改革背景下，政府不再是過去“一元”的直接監(jiān)管者，而是完善國企法人治理的“多元”參與者之一。可見，以“管資本”為主的監(jiān)管方式能有效減少國企管理層出于自身利益的機會主義創(chuàng)新行為，從而進一步提升國企創(chuàng)新投入。據(jù)此，筆者提出如下假設：

H1：以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入顯著正相關。

（二）以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革、內(nèi)部治理水平與國企創(chuàng)新投入

學界關于公司治理的定義主要有兩種：一種是所有者對經(jīng)營者的監(jiān)督與制衡機制，其目的是在企業(yè)內(nèi)部形成有效的治理結(jié)構(gòu);另一種則是通過構(gòu)建一套包括正式或非正式的、內(nèi)部或外部的機制協(xié)調(diào)公司與所有利益相關者之間的關系，從而保證各方利益得到維護和滿足，使企業(yè)高效運行。公司治理水平的高低，核心在于其是否擁有一套完善的決策與監(jiān)督制衡機制，并通過這些機制實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。一套完備的治理機制是企業(yè)良好業(yè)績的穩(wěn)定器和驅(qū)動器，能夠有效提升運行效率，降低企業(yè)遭遇損失甚至破產(chǎn)的風險和失誤。企業(yè)的治理水平越高，對管理層的監(jiān)督與制衡越有效，企業(yè)發(fā)展越規(guī)范，企業(yè)價值也就越高。

現(xiàn)有學者的研究表明，好的公司治理機制能夠有效遏制經(jīng)理人出于自身利益而進行的過度投資，從而正向影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入[16]。目前，大部分國企已初步完成以建立現(xiàn)代企業(yè)制度為目標的改革，但從改革的實際效果看，現(xiàn)代企業(yè)制度的推進并不理想。由于政府干預、領導交叉任職等因素，加上企業(yè)普遍存在中小股東“搭便車”的現(xiàn)象，少部分國企只行使出資人的權(quán)利，導致國企的國有股權(quán)虛置，法人治理結(jié)構(gòu)流于形式，不符合現(xiàn)代企業(yè)制度“產(chǎn)權(quán)清晰、權(quán)責明確、政企分開”的核心要求，且“權(quán)責不清、約束不夠、缺乏制衡”等問題比較嚴重。部分國企的董事會甚至獨立董事形同虛設，未能發(fā)揮其在國企改革中應有的制衡作用。因此，對于這部分治理機制尚未完善的國企來說，國有資產(chǎn)管理體制改革減少了地方政府對國企的行政干預，會進一步導致管理層自利行為，企業(yè)管理層或大股東為謀求控制權(quán)，會將創(chuàng)新投入作為實現(xiàn)這一目標的重要手段，導致提高國企創(chuàng)新投入的效果并不明顯;而對于內(nèi)部治理體系更加健全的國企來說，國有資產(chǎn)管理體制改革的推動，特別是突出黨組織在國企法人治理中的作用會進一步擴大國企創(chuàng)新投入。據(jù)此，筆者提出如下假設：

H2：受國企內(nèi)部治理水平的影響，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對內(nèi)部治理水平高的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯。

（三）以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革、外部市場化程度與國企創(chuàng)新投入

自改革開放以來，我國基本完成了由計劃經(jīng)濟體制向社會主義市場經(jīng)濟體制的轉(zhuǎn)變，但市場化改革并不徹底，特別是政府對市場的干預導致經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡，造成資源配置功能減弱。市場化進程的評價不僅有利于推進市場化改革，還有助于研究企業(yè)不同的債務融資行為、業(yè)績表現(xiàn)以及股利政策等。

在研究市場化程度與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系時，大多數(shù)文獻將市場化程度作為一個自變量，發(fā)現(xiàn)它的提高可以促進企業(yè)創(chuàng)新。朱永明和賈明娥[17]基于我國市場制度背景，以2010—2014年高新技術(shù)上市企業(yè)為樣本，采用分組回歸方法檢驗企業(yè)外部區(qū)域市場化程度差異對融資約束與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度作為調(diào)節(jié)變量會加強融資約束對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的負向影響;市場化程度較高的地區(qū)，由于政治干預較少，非國有上市公司融資約束與技術(shù)創(chuàng)新的相關關系更顯著;市場化程度較低的地區(qū)，由于存在國有控制特殊性，國有上市公司對這種影響的彈性更大。因此，國企所在地區(qū)市場化程度越低，表明市場的法治環(huán)境、產(chǎn)品市場與要素市場以及政府與市場的關系越差，進而導致國企的創(chuàng)新投入不足。而隨著國有資產(chǎn)管理體制的改革由“管資產(chǎn)”向“管資本”的轉(zhuǎn)變，其可以減少政府的直接干預，給企業(yè)更多的自主經(jīng)營權(quán)，對國企創(chuàng)新投入的提升作用越明顯。據(jù)此，筆者提出如下假設：

H3：受國企外部市場化程度的影響，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對外部市場化程度低的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯。

三、研究設計

（一）樣本選擇與變量選取

本文以2010—2018年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，檢驗2013年以來國有資產(chǎn)管理體制改革的政策效果，并對樣本數(shù)據(jù)進行了如下處理：一是刪除模型中主要變量的缺失值;二是刪除金融類行業(yè)樣本數(shù)據(jù);三是刪除帶有ST、*ST、PT符號的特殊數(shù)據(jù);四是在1%和99%分位數(shù)上縮尾去除所有連續(xù)變量的異常值。數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫和萬德數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析使用Stata16.0軟件，行業(yè)分類按照使用較多的2012年證監(jiān)會修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》，取行業(yè)第一位代碼。

被解釋變量：創(chuàng)新投入（Rd）。本文借鑒國內(nèi)大多數(shù)學者的度量方法，采用研發(fā)投入的自然對數(shù)來衡量創(chuàng)新投入。

解釋變量：國有資產(chǎn)管理體制改革（Did）。它是啞變量，用treat×time表示。其中，treat表示該企業(yè)是否是國企，time表示該年是否是政策實施年份。當企業(yè)屬于國有企業(yè)（處理組）時，treat取值為1，當企業(yè)屬于非國有企業(yè)時（控制組），treat取值為0;當年份大于等于2013年時，time取值為1，否則為0。

控制變量。本文在已有研究的基礎上，選取營業(yè)收入成長率（Growth）、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（Cashflow）、資產(chǎn)負債率（Lev）、高管持股比例（Mr）、董事會規(guī)模（Bs）、上市年限（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資本回報率（Roa）作為控制變量。

同時，本文還控制了年份（Year）和行業(yè)（Industry）虛擬變量。主要變量名稱和計算方法，如表1所示。

（二）樣本分組依據(jù)

1.內(nèi)部治理機制

借鑒Xu等[18]的研究，內(nèi)部治理機制通過使用股權(quán)制衡度來度量，具體計算方法為企業(yè)第二大股東持股比例與第一大股東持股比例的比率。現(xiàn)有理論認為，企業(yè)股權(quán)制衡度越高，其治理機制就越好。為了分組回歸的需要，本文設置內(nèi)部治理機制為虛擬變量，若企業(yè)當年經(jīng)行業(yè)調(diào)整的股權(quán)制衡度大于中位數(shù)則為1，否則為0，并將全部樣本分為高治理水平組和低治理水平組進行分組檢驗。

2.外部制度環(huán)境

市場化程度數(shù)據(jù)選取王小魯?shù)萚19]披露的數(shù)據(jù)。由于上述市場化程度數(shù)據(jù)區(qū)間為2003—2016年，無法覆蓋本文的研究區(qū)間，因而借鑒俞紅海等[20]的做法，依據(jù)2003—2016年市場化指數(shù)的平均增長率，預測2016—2018年的市場化指數(shù)，并設置外部制度環(huán)境為虛擬變量，當企業(yè)所在地區(qū)的市場化指數(shù)大于當年所有地區(qū)市場化指數(shù)的中位數(shù)則為1，否則為0，并將全部樣本分為高市場化程度組和低市場化程度組進行分組檢驗。此外，還剔除了291家央企（實際控制人屬于國務院國資委、中央國家機關或中央國有企事業(yè)單位），從而避免央企所屬多個地域造成的干擾。

（三）模型設定

本文借鑒Xu等[18]設定的模型，主要運用雙重差分（DID）法，檢驗國有資產(chǎn)管理體制改革對國企創(chuàng)新投入的影響，公式如下：

Rd=β0+β1Time×Treat+∑9j=2βjControlit+Industryi+yeart+εit（1）

其中，被解釋變量創(chuàng)新投入（Rd）以企業(yè)的研發(fā)投入水平衡量。解釋變量為Did，即Time×Treat，預估系數(shù)β1為正，意味著國有資產(chǎn)管理體制改革可以顯著提高國企創(chuàng)新投入。此外，為了驗證H2和H3，本文按照內(nèi)部治理水平和外部制度環(huán)境對樣本進行分組研究。

四、回歸結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如表2所示。由表2可知，企業(yè)創(chuàng)新投入的均值為17.750，標準差為1.470，最小值為12.960，中位數(shù)為17.830，最大值為21.820。樣本企業(yè)中國企占比為40%，代表國企和非國企樣本量大體相同，滿足雙重差分（DID）模型設定要求。其他變量的統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有文獻的研究結(jié)論一致，不再贅述。

（二）平行趨勢檢驗

采用雙重差分模型估計國有資產(chǎn)管理體制改革對國企創(chuàng)新投入影響的前提條件是政策實施前，處理組與控制組的創(chuàng)新投入在國有資產(chǎn)管理體制改革前的趨勢保持一致。為了檢驗這一條件是否滿足，本文借鑒虞婭雅和廖冠民[21]的平行趨勢檢驗，根據(jù)平行趨勢檢驗的原理，允許交互項Did的系數(shù)在《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》實施之前隨時間變動，以檢驗2013年《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》實施之前是否存在國企創(chuàng)新投入將顯著上升的趨勢。鑒于制度效果一般存在滯后性，用Did2010、Did2011、Did2012以及Did2013分別代表2010年、2011年、2012年以及2013年各年的虛擬變量。平行趨勢檢驗的結(jié)果顯示，分別用Rd和Rd除以主營業(yè)務收入作為不同的創(chuàng)新投入指標，Did2010、Did2011、Did2012及Did2013均不顯著，說明處理組和控制組平行趨勢檢驗成立，即在政策實施之前，不同特征的國企創(chuàng)新投入趨勢并未發(fā)生顯著變化，雙重差分模型具有適應性。

（三）回歸結(jié)果分析

國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入的多元回歸結(jié)果，如表3所示。結(jié)果顯示，國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著正相關，且國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.163，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革能顯著提高國企創(chuàng)新投入，H1得以驗證。在內(nèi)部治理水平低的企業(yè)樣本組中，國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.116，且在10%的水平上顯著;在內(nèi)部治理水平高的企業(yè)樣本組中，國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.305，且在1%的水平上顯著。進一步通過基于似無相關模型的檢驗方法計算P值（0.073），檢驗兩組間Did的回歸系數(shù)的差異性，得到兩者在10%的水平上存在顯著差異，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對內(nèi)部治理水平高的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯，H2得以驗證。在市場化程度高的企業(yè)樣本組中，國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.060，但不顯著;在市場化程度低的企業(yè)樣本組中，國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.276，且在1%的水平上顯著，表明“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對市場化程度低的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯，但對市場化程度高的國企影響較弱，H3得以驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.變更創(chuàng)新投入的衡量標準

為檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文用研發(fā)投入除以主營業(yè)務收入作為企業(yè)創(chuàng)新投入的替換變量代入模型進行回歸。回歸結(jié)果如下：國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著正相關，且國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.140，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革能顯著提高國企創(chuàng)新投入，從而再次驗證H1。受內(nèi)部治理水平差異的影響，內(nèi)部治理水平高的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.222，且在1%的水平上顯著;內(nèi)部治理水平低的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.101，但不顯著，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對內(nèi)部治理水平高的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯，但對內(nèi)部治理水平低的國企影響較弱，從而再次驗證H2。受企業(yè)所在地區(qū)市場化程度差異的影響，市場化程度高的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.055，但不顯著;市場化程度低的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.216，且在1%的水平上顯著，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對外部市場化程度低的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯，但對市場化程度高的國企影響較弱，從而再次驗證H3。

2.平行趨勢檢驗

為排除其他可能對主要檢驗結(jié)果的影響，本文借鑒虞婭雅和廖冠民[21]的平行趨勢檢驗，進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)平行趨勢檢驗的原理，允許國有資產(chǎn)管理體制改革的系數(shù)在《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》實施之前隨時間變動，以檢驗政策實施之前是否存在國企創(chuàng)新投入顯著上升的趨勢。鑒于政策效果一般存在滯后性，用Did2010、Did2011、Did2012以及Did2013分別代表2010年、2011年、2012年以及2013年各年的虛擬變量。平行趨勢檢驗的結(jié)果顯示，分別用研發(fā)投入和研發(fā)投入除以主營業(yè)務收入作為不同的創(chuàng)新投入指標，Did2010、Did2011、Did2012及Did2013均不顯著，說明處理組國有企業(yè)和控制組非國有企業(yè)平行趨勢檢驗成立，即在政策實施之前，不同特征的國企創(chuàng)新投入趨勢并未發(fā)生顯著變化，雙 差分模型具有適用性。

2.控制地區(qū)固定效應

參考廖冠民和沈紅波[22] 的做法，本文加入地區(qū)固定效應，設置變量Province，選取我國31個省份以緩解內(nèi)生性對研究的影響。地區(qū)固定效應控制后的結(jié)果顯示，國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.164，與創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著正相關，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革能顯著提高國企創(chuàng)新投入，從而再次驗證H1。受內(nèi)部治理水平差異的影響，內(nèi)部治理水平高的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.249，且在1%的水平上顯著，內(nèi)部治理水平低的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.116，且在10%的水平上顯著，似無相關模型的檢驗結(jié)果P值為0.071，兩組間Did回歸系在顯著差異，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對內(nèi)部治理水平高的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯，從而再次驗證H2。受企業(yè)所在地區(qū)市場化程度差異的影響，市場化程度高的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.064，但不顯著，市場化程度低的企業(yè)樣本組國有資產(chǎn)管理體制改革系數(shù)為0.276，且在1%的水平上顯著，表明“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對外部市場化程度低的國企創(chuàng)新投入的提升作用更明顯，但對市場化程度高的國企影響較弱，從而再次驗證H3。

3.傾向得分匹配檢驗

為了避免企業(yè)自身差異可能造成的樣本選擇問題，本文選擇企業(yè)規(guī)模（Size）、營業(yè)收入成長率（Growth）、資產(chǎn)負債率（Lev）、董事會規(guī)模（Bs）、資本回報率（Roa）以及行業(yè)（Industry）等6個特征變量，采用核匹配選擇對照組，并重新檢驗國有資產(chǎn)管理體制改革對國企創(chuàng)新投入的影響，回歸結(jié)果顯示，國有資產(chǎn)管理體制改革的回歸系數(shù)為0.162，與創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著正相關，表明以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革能顯著提高國企創(chuàng)新投入，進一步證明了本文主要結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文以2010—2018年為樣本區(qū)間，考察2013年以來國有資產(chǎn)管理體制改革的政策效果，通過經(jīng)驗檢驗的方法，分析以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對國企創(chuàng)新投入產(chǎn)生的影響。筆者認為，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革與國企創(chuàng)新投入呈顯著的正相關關系，證明本次改革能顯著提高國企的創(chuàng)新投入，進而提高創(chuàng)新效率。此外，改革效果還受到國企內(nèi)部治理水平和國企所在地區(qū)的市場化程度的影響：國企治理水平越高，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對其創(chuàng)新投入的促進作用越明顯;國企所在地區(qū)市場化程度越低，以“管資本”為主的國有資產(chǎn)管理體制改革對其創(chuàng)新投入的促進作用越明顯。

（二）政策建議

1.推進政府職能轉(zhuǎn)變，提升政府管理效能

改革開放以來，國企改革取得的成績、積累的經(jīng)驗與政府職能的轉(zhuǎn)變、管理效能的提升密不可分。而現(xiàn)階段我國國企的經(jīng)營活動在一定程度上仍然受到政府的制約和干預，比如政策性攤派給國企造成的負擔。為了降低這些負面影響，政府可以從以下兩方面入手更好地實現(xiàn)政企分開：一方面，要轉(zhuǎn)變政府職能，隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，全能型政府在國企發(fā)展中的弊端日益凸顯，政府的身份不僅是所有者，更是宏觀經(jīng)濟的調(diào)控者，要細化權(quán)力和責任，放權(quán)讓利，激發(fā)國企投資活力，確保市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用;另一方面，要優(yōu)化政府管理服務，要減少行政審批等直接管理方式，充分利用貨幣政策、財政政策以及法律手段等進行調(diào)控，由過去簡單的行政管理向多元化定制服務轉(zhuǎn)變，為國企發(fā)展創(chuàng)造有利條件。

2.建立市場化經(jīng)營機制，激發(fā)國企發(fā)展動力

充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，是國有資產(chǎn)管理體制改革堅持的一條主線。國有資產(chǎn)管理體制改革效果受各地區(qū)市場化發(fā)展程度的影響，因此，推動國有資產(chǎn)管理體制改革，實現(xiàn)國企高質(zhì)量發(fā)展，可以從以下兩方面著手：一方面，建立靈活高效的市場化經(jīng)營機制，提高各地區(qū)的市場化發(fā)展程度，包括產(chǎn)品市場、要素市場、中介組織的發(fā)育以及法律制度環(huán)境等，通過有效的市場機制來約束國企短視投資行為，從而提高國企的創(chuàng)新效率;另一方面，要堅持國企市場化運作，突出國企市場化主體地位，激發(fā)國企發(fā)展動力和活力，在市場起決定作用的基礎上，正確處理好政府與市場的關系，建立健全經(jīng)營性國有資產(chǎn)集中統(tǒng)一監(jiān)管體系。

3.完善國企治理機制，約束管理層行為

國有資產(chǎn)管理體制改革效果受企業(yè)內(nèi)部治理水平的影響。國企治理機制的建立，最終要落實到具體的制度文件中，主要包括激勵和約束機制。在執(zhí)行過程中，國企要按照現(xiàn)代企業(yè)制度的要求，完善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，明確劃分各方職責，創(chuàng)新自身的體制機制，充分利用好政府授權(quán)放權(quán)的決策權(quán)限。一是明確管理層的權(quán)、責、利，清晰劃分并充分發(fā)揮國企股東大會、董事會與監(jiān)事會的職能，使其在公司治理中發(fā)揮應盡的作用;二是探索混合所有制改革，完善國企的股權(quán)結(jié)構(gòu)，擴充國企的股東范圍，將民營企業(yè)納入戰(zhàn)略合作團隊，形成有效制衡的法人治理結(jié)構(gòu)和高效靈活的市場化經(jīng)營機制，通過有序推進混合所有制改革，創(chuàng)新體制機制，激發(fā)國企創(chuàng)新活力;三是強化國企監(jiān)督管理，促進黨組織建設與國企治理有機統(tǒng)一，在黨的領導下進行更加自主靈活的商業(yè)化運作，探索國有資本投資運營公司運行與治理中的黨組織建設新途徑，切實發(fā)揮黨組織參與國企治理的政治核心作用，約束管理層的不當行為方式，從而提高國企的創(chuàng)新投入。

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（責任編輯：徐雅雯）

收稿日期：2021-07-02

基金項目：國家自然科學基金青年項目“地方國企改革的路徑選擇和經(jīng)濟后果研究”（71602085）

作者簡介：

陳文磊（1985-），男，江蘇揚州人，博士研究生，主要從事財務會計、審計與資本市場研究。E-mail： 10033363@qq.com