國有企業非實際控制人治理參與度與企業創新
——基于中小型國企混改的實證研究

蔡劍凡，張 琛

（安徽大學，安徽合肥 230601）

一、問題的提出

國有企業在我國國民經濟中占主導地位，在大力推進國有企業混合所有制改革的背景下，如何引導國有企業深化改革、充分調動國有經濟活力，這一問題仍沒有標準答案。在保持國有資本對國民經濟主導作用的前提下，讓國有企業擁有等同于甚至超越民營企業的效益性和生命力，是國有企業混合所有制改革的關鍵之一。基于此，提高國有企業內非國有資本的占比，不斷提升民間資本或外資在國有企業中的話語權可能是國有企業混合所有制改革的路徑之一。需要明確的是，國有企業混合所有制改革的目的并不是削弱國有資本的作用，而是要讓國有資本流動起來，從而推動整個國民經濟流動，國有企業非實際控制人是推動國有資本流動的生力軍。國有企業內部的非實際控制人多為民營資本、外國資本等市場化特征比較明顯的社會及外部資本，相較于國有資本，非國有資本更注重效益性，更具活力和競爭力，市場表現普遍更加優秀，對企業創新的推動作用也更明顯，有助于企業創新成果轉化。但是簡單地通過公有制轉私有制來激發經濟活力、帶動經濟增長是不可行的，反而可能進一步擴大收入差距。對于國有企業而言，股權私有化是存在負面效應的［1］。

現有文獻對于我國國有企業混合所有制改革的阻力、動力、路徑等方面進行了研究。混合所有制改革意味著打破部分行業壟斷，而壟斷會抑制企業創新。壟斷租金的存在可保證國有企業在經濟低迷時期也能較為平穩地運行并維持較高水平的員工薪金福利待遇［2］，國有企業不需要進行企業創新就能在壟斷行業內獲得高收益及較高的市場地位。同時新舊利益的沖突會對混合所有制改革帶來一定的阻礙，開放高利潤的壟斷行業會對行業內的企業造成較大程度的沖擊，開放低利潤的壟斷行業則會降低民間資本的積極性，可能使改革陷入僵局。與民營企業相比，國有企業更可能出現運行效率低［3］、創新能力不足［4］、效率損失大［5］等問題。國有企業混合所有制改革的目的是提高國有資本的運行效率，即優化國有資源配置。在混合所有制改革的路徑方面，多數學者認為混合所有制改革的路徑是多方向的，大致可以分為以下3 個方面：一是混改為共同控制或無實際控制人，追求民間資本和國有資本的共贏［1］，避免國有資本或民間資本完全主導企業；二是吸引外部投資或實施員工持股［6］，通過非實際控制人來影響企業［7］，但仍以國有資本為主導；三是國有企業與民營企業合并或新設企業，幫助技術落后、低能低效的中小型國有企業適應市場［8］，國有資本在部分領域讓渡主導權。事實上，在國有企業混合所有制改革的過程中，非國有資本更多是以非實際控制人的角色來參與國有企業的改革和決策，非國有資本對企業創新的促進作用未得到充分重視。

基于此，本文以混合所有制改革后國有企業的創新能力為主要著眼點，研究中小型國有企業中非實際控制人對企業創新的影響及作用機制，驗證目前混合所有制改革的方向是否正確或者是否存在新的路徑，為進一步完善混合所有制改革政策提供建議。

二、理論分析與研究假說

委托代理理論中，現代企業由于所有權和經營權分離導致了第一類代理問題［9］，而企業的股權集中則會帶來第二類代理問題［10］。為了抑制和緩解這兩類代理問題對企業生產經營的影響，股權制衡成為了一種必要。股權制衡的核心就是非實際控制人：一方面，非實際控制人會通過抑制實際控制人在企業內的權力以避免自身權益受到侵害［11］，避免實際控制人“一言堂”；另一方面，非實際控制人屬于股東，能夠監督企業管理層［12］，促進企業管理效率提高，抑制管理層自利行為。現有文獻表明，非實際控制人參與治理能夠促進企業創新［13］、幫助企業進行利潤的合理分配［14］、減少實際控制人對非實際控制人的利益侵占和掠奪行為，最終提高企業利潤和價值。基于此，非實際控制人作為公司治理結構中的一個重要組成部分，不僅能夠有效抑制實際控制人的掏空行為和管理層的內部人控制，還可以為企業帶來新的知識體系和相關渠道的重要信息，為企業的戰略決策提供新的視角，給企業的生產經營和創新活動帶來積極影響。

在國有企業混合所有制改革背景下，國有企業中非實際控制人的地位與作用得到了重視。黨的十九屆六中全會和黨的二十大報告均指出要大力發展混合所有制經濟，顯然，混合所有制改革已經成為經濟發展的重中之重。許多學者也基于國有企業混合所有制改革的大背景對非實際控制人的治理效應進行了研究。混合寡頭理論較早地發現了混合所有制經濟中的股權結構能夠影響企業創新［15］。基于混合寡頭理論，早期研究混合所有制企業創新的結果表明：市場競爭程度與混合所有制企業的創新行為密切相關，政府補貼對于混合所有制企業研發創新的影響具有較大的不確定性，混合所有制企業在創新方面的資金投入異于其他類型企業［16］。相較于單純的國有或非國有企業，混合所有制企業可能更偏向于研發創新，原因在于非國有企業擁有一定的研發動力，但為了實現短期利潤最大化，往往會限制企業的創新投入，同時在激烈的市場競爭中，非國有企業往往不具備高水平的研發創新知識和技術，導致企業研發創新低產出、低轉化、低作用，從而浪費了大量的研發資金；國有企業中由于存在政府干預，會直接影響企業本身的研發創新戰略和決策［17］，同時國有企業需要承擔一定的社會功能，會抑制企業本身創新能力的發揮。國有企業屬于全民共有，但多數公民實際上并沒有對其進行監督的能力和動力［18］，這種委托代理問題造成了所有者缺位，提高了國有企業的代理成本，使得國有企業在研發創新上相對非國有企業缺乏效率［3］。國有企業因其自身屬性使得管理層多以穩定、保值為決策目的，傾向于避免高風險的創新投資。國有股權和民營股權實現“混合所有”能夠在一定程度上進行互補，既提高國有企業的效率又增強民營企業的生存能力，彌補了市場化的不足［19］，相較于非國有資本僅單獨持有股份，向國有企業委派高管更能夠改善國有企業管理，調動國有企業高管的積極性［20］。引入不同性質的資本能夠有效提高國有企業的業績，且非控股股東治理參與度與企業業績呈倒“U”形關系［21］。國有企業中非控股股東對控股股東的制衡度與企業現金持有水平呈正相關關系［19］。多數國有企業混合所有制改革的方式是在維持國有控股的前提下引入非國有資本，即非實際控制人參與治理國有企業。在這種形式下，混合所有制改革的效果在很大程度上取決于非實際控制人在國有企業的治理效果，可以說非實際控制人的治理參與度及治理效應直接決定了國有企業混合所有制改革的成敗。混合所有制改革期望通過改革后非實際控制人的積極參與來推動國有企業高效率地運行，幫助國有企業改善生產經營活動。中小型國有企業由于本身的體量遠小于大型或超大型國有企業，更可能考慮非實際控制人的建議，非實際控制人參與治理的效果也更容易得到體現。

上述研究表明，混合所有制企業更有可能在企業創新方面得到提升，國有企業進行混合所有制改革后，非實際控制人參與治理可能會在較大程度上影響國有企業的創新能力、創新行為、創新戰略。但是混合所有制改革中，占據壟斷地位的大型國有企業需要考慮政府和社會的雙重規制，其本身承擔了國有企業維持經濟穩定、避免重要領域過度市場化等功能，即使引入較多的非實際控制人也不一定會起到明顯的作用，而中小型國有企業中非實際控制人更可能獲得較大的話語權，能夠對國有企業進行有效的監督，推動國有企業市場化。從非實際控制人的進入壁壘而言，中小型國有企業的進入壁壘更低，對于非實際控制人身份的限制更少，多種性質的非實際控制人參與中小型國有企業治理的可能性更高，能夠發揮多類型非實際控制人的聚合效應。同時，政府對于中小型國有企業的控制程度偏低，非實際控制人實現高度參與治理的可能性更大。非實際控制人治理參與度高會在更大程度上抑制實際控制人的非理智行為，從而幫助企業更好地運作。據此，本文提出研究假說：當有非實際控制人參與治理時，中小型國有企業更可能進行創新；非實際控制人的治理參與度越高，對中小型國有企業創新的促進效果越明顯。

現有研究集中于對混合所有制改革背景下單一非實際控制人治理效應的研究，未全面考察多種類型非實際控制人的作用機理，特別是缺少對于企業創新這一混合所有制改革重要目標的討論。此外，雖然多數研究都指出相較于單純的國有或非國有企業，混合所有制企業在企業創新方面有更好的表現，但對于非實際控制人治理參與度對國有企業創新產生了何種影響，目前仍缺乏明確證據。同時，目前研究多從大型國有企業出發研究國有企業混合所有制改革問題［1，22-23］，忽視了中小型國有企業這一大規模且極具代表性的主體，因而在混合所有制改革的政策建議上存在一定的缺失。因而，本文圍繞企業創新和中小型國有企業兩個空白點來研究混合所有制改革后非實際控制人的治理效應是具有理論和現實雙重意義的，不僅可以提供國有企業非實際控制人促進企業創新的經驗證據，還能檢驗混合所有制改革實施的效果，為進一步明確混合所有制改革的方向和路徑提供借鑒。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇以2007—2021 年間國有上市公司為研究樣本。考慮到目前我國中小型國有企業數量多、分布廣、體量小等特征和對中小型國有企業研究的缺失，為使實驗結果更具參考價值，本文的研究對象限定為數量較多、特征較明顯的中小型國有企業，主要為混合所有制改革后擁有非實際控制人的中小型國有企業，并引入單一國有控股的中小型國有企業進行對照研究，對于中小型國有企業依據《統計上大中小微型企業劃分辦法（2017）》進行判定。借鑒現有文獻，對樣本進行如下篩選：一是剔除關鍵財務指標不全的樣本，二是剔除異常樣本（如主營業務收入小于0、負債多于資產、實收資本小于等于0 等），三是剔除職工人數過少的樣本，四是剔除金融行業樣本，五是剔除主要變量缺失的樣本。本文所用數據主要來自CSMAR 數據庫，同時通過翻閱樣本公司公開披露的年報信息及其他相關網絡信息對中小型國有企業的數據進行比對，對第一非實際控制人董事會席位數及第一非實際控制人是否參與治理兩項數據進行修正。為降低極端值影響，本文對相關連續變量在1%和99%分位上進行縮尾處理。

（二）國有企業非實際控制人的控制權歸屬

本文的研究重點在于國有企業非實際控制人治理參與度。非實際控制人本身具有多元化且關聯關系復雜的特征，難以對其進行整體性評價。為更好地明晰非實際控制人治理參與度對國有企業創新的影響，依據終極控制權理論，本文對國有企業中非實際控制人的控制權結構進行了梳理，明確非實際控制人的控制權歸屬。具體分為三步：一是排除國有上市公司披露的前十大股東中不具有治理動機的股東，如與公司處于同一利益集體的股東或特殊交易賬戶等；二是追溯股東的終極控制人，并將股東類型按股份多少進行劃分，即實際控制人（股份最多）、第一非實際控制人（股份第二多）、第二非實際控制人（股份第三多）等，以此類推；三是對股東的控制權和董事會權力進行細分整合。相較于把同一股權性質的非實際控制人作為利益整體［20］，本文進一步考慮了各利益群體間的異質性和利益獨立性，將不同股權性質的非實際控制人作為單獨個體，以更為具體地反映國有企業非實際控制人的分布。為突出非實際控制人治理參與度在企業創新中的作用，本文主要以第一非實際控制人為研究對象來驗證國有企業非實際控制人治理參與度對企業創新的影響。該做法合理利用了第一非實際控制人的數量優勢，有助于進一步區分第一非實際控制人的股權性質，深入挖掘非實際控制人治理參與度如何影響企業創新。

（三）模型構建與變量定義

為驗證研究假說，本文設定基準回歸模型如下：

模型（1）中，被解釋變量Innovationit反映中小型國有企業創新，主要參照李文貴［24］、陳林［23］的做法，通過企業研發投入有無（Innoc）、研發投入比例（Innov）、研發投入金額（Innos）來衡量，以上3 個變量的數值越大，表明企業的創新能力和創新意愿越強。解釋變量包括：第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D），為反映是否有非實際控制人參與治理的虛擬變量；第一非實際控制人股權比例（Seat1N），反映第一非實際控制人持股比例；第一非實際控制人董事會權力（Seat1B），反映第一非實際控制人董事會席位數。對于控制變量的選取，考慮到董事會規模（BoardSize）、董事會獨立性（Inderatio）、股權制衡度（Top10）對企業創新和第一非實際控制人治理參與度的影響，引入相關指標作為控制變量；同時，企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、資產凈利率（Roa）、盈利能力（Ebit）、現金持有水平（Cash）、固定資產比例（PPE）作為衡量企業經營能力的指標也可能對非實際控制人治理參與度造成影響，因此將相關指標作為控制變量，以進一步排除干擾。主要變量定義如表1所示。

（四）主要變量的描述性統計與分析

主要變量的描述性統計結果如表2 所示。由表2 可知，研發投入有無（Innoc）、研發投入金額（Innos）的均值分別為0.174、2.983，標準差分別為0.379、6.518，說明在中小型國有企業中進行研發投入的企業并不占據數量優勢，國有企業對于企業創新的重視度不高。研發投入比例（Innov）的均值和標準差分別為0.003 和0.010，說明中小型國有企業在企業創新方面具有巨大潛力。第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）、第一非實際控制人股權比例（Seat1N）、第一非實際控制人董事會權力（Seat1B）的均值分別為0.415、8.382、0.730，標準差分別為0.493、5.965、1.011，說明樣本企業中非實際控制人治理參與度較高，具有一定的話語權。其余變量的描述性統計結果符合國有企業體量大、盈利能力稍弱、股權較為集中等特征。

表2 變量的描述性統計結果

四、實證分析

（一）基準回歸分析

表3為基準回歸結果。列（a）~（c）驗證了第一非實際控制人治理參與度對研發投入比例（Innov）的影響：第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權力（Seat1B）的回歸系數分別為0.002和0.001且在1%水平顯著，說明第一非實際控制人治理參與度對中小型國有企業創新具有一定程度的促進作用。列（d）~（f）驗證了第一非實際控制人治理參與度對研發投入金額（Innos）的影響：第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權力（Seat1B）的回歸系數分別為0.892 和0.374 且在1%水平顯著，說明當第一非實際控制人治理參與度較高時，中小型國有企業更可能加大對企業創新的投入，增加研發投入資金。這一結果與周黎安［25］、李文貴［24］、蔡貴龍［20］的研究結論相符。控制變量中，企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、固定資產比例（PPE）的回歸結果均顯著，表明企業創新同樣受到企業規模、資產負債率、固定資產比例等諸多因素的影響。上述回歸結果與預期相符，說明當非實際控制人的治理參與度較高時，其對中小型國有企業創新的促進效果更明顯。即非實際控制人積極參與中小型國有企業管理并在企業中獲得較大的話語權，對中小型國有企業增加研發投入、提高研發投入比例具有明顯的促進作用。研究假說得以驗證。

表3 第一非實際控制人治理參與度與企業創新的回歸結果

（二）穩健性檢驗

本文使用第一非實際控制人是否參與治理、第一非實際控制人股權比例、第一非實際控制人董事會權力作為解釋變量可能存在一定的內生性問題。原因在于存在第一非實際控制人參與治理的中小型國有企業可能本身就屬于較為優質的企業，已經具有開展創新活動的內部驅動力或者擁有高質量的創新成果，在此情況下這類中小型國有企業的創新水平本身就會得到提升。此外，可能存在對企業創新和第一非實際控制人治理參與度都有影響的變量被遺漏的情況。為排除上述內生性問題對研究結論可信度的干擾，本文借鑒劉運國［26］、朱冰［27］、逯東［7］的做法，采用PSM-DID 模型和Heckman 兩階段模型對研究假說進行再檢驗。

1.PSM-DID模型。2015年中共中央、國務院印發《關于深化國有企業改革的指導意見》（以下簡稱《意見》），明確指出國有企業改革要引入非國有資本，此后引入非國有資本成為國有企業改革的重點之一。本文以2015 年《意見》頒布作為外生沖擊，構建模型（2）以檢驗混合所有制改革背景下非實際控制人對中小型國有企業創新的影響［7］，模型具體形式如下：

模型（2）中：Treat為衡量2015年后第一非實際控制人是否參與治理的虛擬變量，當第一非實際控制人參與企業治理時取值為1，未參與企業治理時取值為0；Time為衡量《意見》頒布時間的虛擬變量，當年份在2015 年及之后時取值為1，在2015 年之前時取值為0；交互項Treat×Time反映第一非實際控制人參與治理對中小型國有企業創新的影響。依據研究假說，預期模型（2）中β1顯著為正。

表4報告了基于PSM-DID 模型的回歸結果，其中列（a）檢驗了研究假說是否成立，列（b）（c）檢驗了第一非實際控制人治理參與度對企業創新的影響程度。列（a）中：交互項Treat×Time的回歸系數為0.132 且在1%水平顯著，與預期相符；Time的回歸系數為0.584 且在1%水平顯著；Treat 的回歸系數為-0.013且在1%水平顯著。這說明有第一非實際控制人參與中小型國有企業的企業管理時，中小型國有企業創新的可能性更高。列（b）（c）中：交互項Treat×Time的回歸系數分別為0.005 和2.484 且均在1%水平顯著，結果與預期相符。列（a）~（c）中，交互項Treat×Time的回歸系數均在1%水平顯著為正，說明2015 年《意見》頒布之后，有第一非實際控制人參與治理的中小型國有企業的創新行為顯著增多，創新能力明顯增強，創新投入也更多。綜上，基于PSM-DID 模型的回歸結果表明，第一非實際控制人參與治理確實會影響中小型國有企業創新，且這種影響在很大程度上是正向的，即第一非實際控制人治理參與度越高，對中小型國有企業創新的促進效果越明顯。

表4 基于PSM-DID的回歸結果

2.Heckman兩階段模型。實行混合所有制改革的國有企業可能本身就存在一定的自選擇問題，為排除企業自選擇對研究結論的干擾，本文通過Heckman 兩階段模型對研究假說再次進行驗證。由于第一非實際控制人是否參與治理是研究的核心變量，具有較大的排他性，因而仍將第一非實際控制人是否參與治理作為被解釋變量。將第一階段回歸計算得到的逆米爾斯比率（imr）作為控制變量，加入模型（1）中重新進行回歸，結果見表5。

表5 基于Heckman兩階段模型的回歸結果

由表5可知，逆米爾斯比率（imr）僅在列（d）（f）中顯著，且顯著性水平和方向均與基準回歸結果基本相同，說明在檢驗中不存在顯著的自選擇效應，在控制了企業自選擇對研究結論的干擾后，研究假說仍然成立，再次驗證了第一非實際控制人治理參與度與中小型國有企業創新存在正相關關系。即當非實際控制人的治理參與度較高時，其對中小型國有企業創新的促進效果更明顯。

綜上，在控制了兩種潛在的內生性問題后，PSM-DID 模型和Heckman 兩階段模型的回歸結果均證明了研究結論的穩健性，說明非實際控制人參與治理能夠促進中小型國有企業創新，兩者在一定程度上具有正相關關系。

3.其他穩健性檢驗。收入是衡量企業持續經營能力的核心因素，收入與企業創新之間存在緊密聯系，企業創新水平對企業收入具有比較顯著的正向作用，因此本文選擇主營業務收入（income）衡量中小型國有企業創新成果轉化，重新檢驗研究假說，結果見表6。可知第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權力（Seat1B）均與主營業務收入（income）具有顯著的正相關關系，回歸系數分別為0.262和0.130，回歸結果與基準回歸中驗證第一非實際控制人治理參與度對研發投入金額（Innos）的影響基本相同，說明基準回歸結果穩健。

表6 第一非實際控制人治理參與度與創新成果轉化的回歸結果

（三）進一步分析

前文實證結果表明，當非實際控制人參與企業治理時，中小型國有企業的創新可能性和創新能力都得到了一定程度的提升，非實際控制人治理參與度與中小型國有企業創新水平呈正相關關系。但仍需要進一步分析不同性質的非實際控制人治理參與度對中小型國有企業創新的影響是否存在差異。非實際控制人參與治理能夠促進中小型國有企業資本流動、降低國有企業的代理成本、減輕政策壓力，在企業創新投入、研發、成果轉化等多階段中具有增加資金投入、聚合多種知識、進行方向引導等正向作用。不同性質的股權所有者對于企業的影響不同［28］，非實際控制人的差異會影響企業實際管理與決策，而中小型國有企業屬于國有資本，非實際控制人的差異對于國有企業創新的影響可能與普通企業不同。

為檢驗上述觀點，本文按照第一非實際控制人股東性質的不同建立虛擬變量非實際控制人股東性質（Seat1R），將股東劃分為其他、國家、國有法人、境內自然人、境內非國有法人、境外法人、境外自然人7 類。根據樣本數量、獨立性和國企混改方向，本文只對其他、境內非國有法人、境外法人3 類較為典型的非實際控制人股東進行分析，回歸結果見表7。可知在境內非國有法人的回歸結果中，第一非實際控制人是否參與治理（Seat1D）和第一非實際控制人董事會權力（Seat1B）的回歸系數分別為1.077 和0.516 且在1%水平顯著，二者在其他和境外法人的回歸結果中均不顯著，說明在中小型國有企業中，境內非國有法人作為非實際控制人參與治理對企業創新存在較為顯著的促進作用，而其他和境外法人性質的非實際控制人參與治理對企業創新沒有明顯的促進作用。這一結果對于明確國有企業混合所有制改革的方向和路徑具有一定的借鑒意義：在現階段以及將來的國有企業混合所有制改革中，要加大引進非國有資本特別是國內具有市場活力的非國有資本，引導流動的市場化資本進入國有企業，從而充分促進企業創新，加快實施國家創新驅動發展戰略。

表7 不同性質非實際控制人對企業創新的影響

五、結論與啟示

在國有企業混合所有制改革的背景下，本文以中小型國有企業為研究對象，深入分析非實際控制人治理參與度對企業創新的影響。研究發現：當非實際控制人參與企業治理時，中小型國有企業更可能進行創新，即引入非實際控制人后，中小型國有企業創新更可能從無到有；當非實際控制人的治理參與度較高時，其對中小型國有企業創新的促進效果更明顯，即非實際控制人積極參與中小型國有企業管理并在中小型國有企業中獲得較大的話語權，對中小型國有企業創新具有更為明顯的促進作用；在中小型國有企業中，境內非國有法人作為非實際控制人參與企業治理更可能對企業創新產生促進作用，而其他和境外法人作為非實際控制人參與企業治理對企業創新沒有明顯的促進作用。本文的研究結論表明，在國有企業混合所有制改革背景下，非實際控制人的出現對于國有企業創新存在較為顯著的促進作用，這種促進作用主要表現在提高企業創新意愿和創新能力，以及增加企業創新投入方面。非實際控制人董事會席位數較多在一定程度上代表非實際控制人治理參與度較高，因而增加非實際控制人的董事會席位數也會促進中小型國有企業創新。

上述研究結論帶來的啟示在于：第一，在積極穩步推進國有企業混合所有制改革的過程中，除了關注大型國有企業外，也應該把注意力放到較為基礎且數量更多的中小型國有企業上來，中小型國有企業要進一步發揮非實際控制人對企業創新的促進作用，積極引入非實際控制人并提升非實際控制人在企業中的話語權；第二，對于非實際控制人的引入要慎重，從提高企業創新能力方面考慮，盡可能選擇境內優質的非國有資本作為非實際控制人參與企業治理，從而更好地發揮非實際控制人的治理作用；第三，進一步推進國有企業混合所有制改革需建立健全相關政策法規，暢通非國有資本進入國有企業的通道，保障其相應的權益。