國有資本進入與民營企業技術創新

龔 政 云 鋒 曹雨陽

一、引言與相關文獻綜述

技術創新作為經濟高質量發展的核心動力，在經濟發展中的重要性日益凸顯。企業作為微觀經濟主體，是技術創新的“主力軍”。在中國經濟處于轉型關鍵期的背景下，如何促進企業技術創新、推動國家經濟由高速增長轉向高質量發展成為各級政府的工作重心。

國家知識產權局知識產權發展研究中心發布的《中國民營企業發明專利授權量報告（2021）》顯示，2021 年專利發明前十名企業中民營企業占據七席①。相對于國有企業，民營企業在稅收、補貼和信貸融資等方面存在天然劣勢，往往面臨“融資貴、融資難”的問題②。技術創新是一個投入高、不確定性大且周期長的投資活動③，這些特點制約了民營企業的擴張和技術創新的投入。新華社就民營企業技術創新遇到的困難采訪了許多民營企業家，他們普遍認為：“當前金融機構和資本市場對民營企業的容忍度還不高，若企業創新投入導致企業經營收益下降，企業將不得不面對金融機構和資本市場的壓力，希望金融市場能夠為企業創新投入更多資源”④。顯然，促進民營企業技術創新的關鍵在于為民營企業技術創新提供足夠的資金支持，解決民營企業“融資難、融資貴”的問題。混合所有制改革自首次被提出以來就廣受社會各界關注，尤其在國家經濟發展進入增速放緩的“新常態”階段后，更是被提到了新的高度并被賦予了新的使命。國有資本是中國經濟的“頂梁柱”，以國有企業形式存在的國有資本承擔了更多維護社會穩定、保障民生服務等方面的政策性任務⑤。那么，在混合所有制改革過程中，國有資本參股能否引導資金流向民營企業，進而促進民營企業的技術創新？

本文旨在考察混合所有制改革中國有資本參股對民營企業技術創新的影響，因而與混合所有制改革和企業技術創新的影響因素兩支文獻緊密相關。第一支文獻主要研究了混合所有制改革對微觀企業的影響。目前關于混合所有制改革的研究大多以異質性股東的治理效應為基礎，探討國有企業引入非國有資本后的治理效應。既有研究表明，非國有資本產權明晰，經營目標純粹，有強烈的動機監督管理層，從而有效提升國有企業的內部控制質量⑥、提高國有企業高管的薪酬業績敏感性⑦、降低國有企業內部資金消耗⑧。因此，非國有股東通過治理效應不僅能夠提高國有企業的凈利潤和公司績效⑨，還對國有企業的技術創新有顯著的促進作用⑩。值得注意的是，有部分文獻關注到了混合所有制改革中國有資本參股對民營企業的影響。國有企業在財務資源和政治資源上能得到更多的政府支持?。而非國有企業多為中小企業，缺乏足夠的擔保物，因而面臨較強的信貸融資歧視。國有資本的進入能夠為民營企業和政府搭建橋梁，促使民營企業與政府建立“共生關系”，在政府“扶持之手”的支持下為民營企業帶來財務資源和政治資源?，幫助民營企業獲取稅收優惠、政府補貼和銀行信貸?，緩解了民營企業的融資約束，進而提升了民營企業的績效?。但國有資本的參股在為民營企業帶來政治資源的同時，不可避免地使民營企業承擔維護社會穩定和經濟增長的社會責任，導致其績效下降?。

第二支文獻主要研究了企業技術創新的影響因素。企業的創新活動受到企業本身的創新意愿和創新能力兩方面因素的影響，既有研究從這兩個角度進行了較為深入的研究。由于企業技術創新回報周期較長、風險高，在企業經營權和所有權分離的情況下，委托代理問題是影響企業意愿的主要因素?。基于此，既有文獻從代理視角出發，研究發現股權集中度的提高?、多個大股東?、法律制度環境的改善?等內外部治理機制的強化都會顯著提升企業的創新意愿，進而增加企業的創新活動。從創新能力的視角考察，已有文獻側重于企業獲取創新資源對其創新活動的影響，大量研究表明，企業面臨的融資約束與其創新活動存在密切的聯系?。企業往往通過營運資本的平滑功能?、與銀行和協會發展關系?、獲取政府補助?等方式獲取創新資源，進而促進企業的創新活動。因此，有效緩解融資約束問題是提振企業技術創新的關鍵。已有研究表明混合所有制改革背景下，國有資本參股民營企業有助于民營企業獲取稅收優惠、政府補貼和銀行信貸?，緩解了民營企業的融資約束。

基于上述理論邏輯，本文收集了2007—2020年滬深A 股非金融類民營上市公司的前十大股東性質、參股量以及財務等數據并進行了一系列實證檢驗。本文以混合所有制改革下國有資本參股民營企業這一頗具中國特色的研究視角，考察了國有資本對民營企業技術創新的影響，有助于深入理解混合所有制改革中國有資本參股民營企業的經濟后果。

二、理論分析與研究假設

一般地，國有企業在財務資源和政治資源上能得到更多的政府支持?，這些資源包括政府對國有企業稅收方面的優惠、國有企業獲取的財政補貼以及貸款時受到政府信用的支持。然而，正是因為國有企業的這種天然資源優勢，擠占了民營企業的資源。一方面，民營企業缺乏政府信用的支持，大部分民營企業又屬于中小企業，缺乏足夠的抵押物或者強有力的擔保，因而難以較低的貸款利率獲取信貸資源，甚至根本無法獲得貸款；另一方面，民營企業在稅收優惠和政府補貼等方面也通常會遭遇非公平待遇?。因此，民營企業通常會面臨“融資難、融資貴”難題，這導致民營企業的長遠發展大為受限。既有研究表明，混合所有制改革中國有資本參股民營企業會為民營企業帶來政治關聯，幫助民營企業獲取稅收優惠、政府補貼和銀行信貸?，減輕了民營企業的稅收負擔，緩解了民營企業的融資約束?。企業面臨的融資約束與其創新活動存在密切的聯系?，尤其在面臨“融資貴、融資難”問題的民營企業中，融資約束的緩解對其創新會有極大的促進作用。基于此，國有資本參股帶來的資源效應引致企業融資約束的緩解將會為企業創新活動提供資金保障，提升企業的創新能力和創新意愿，最終促進企業的技術創新。

綜上提出假設1：國有資本參股促進了民營企業的技術創新。

上述分析更多地是從整體層面探討國有資本參股與民營企業技術創新之間的關系，而相對地忽略了國有資本參股在不同類型企業中的差異化表現。因此，接下來本文聚焦于企業成長性和技術密集度兩個企業內部特征以及企業所面臨的稅收征管強度這一外部特征由內至外對兩者關系的異質性進行分析。

首先，企業的成長性會對國有資本參股與民營企業技術創新之間的關系產生影響。根據企業的生命周期理論，成長性較高的企業處于生命周期中的發展期，一般規模較小，有較大的擴張需求?。因此，盡管投資周期較長，風險較大，高成長性的企業依舊會將國有資本參股帶來的富余資金投資于創新活動。而不同于高成長性的企業，低成長性的企業往往已經進入成熟期或衰退期，這類企業一般具備較大的規模，沒有強烈的擴張需求，更加注重經營的穩健性。所以當國有資本參股使得企業的融資約束得以緩解時，高成長性的民營企業理應會增加企業的創新投入，即國有資本參股對民營企業技術創新的促進作用在高成長性的民營企業中更為明顯。

其次，企業的技術密集度會對國有資本參股與民營企業技術創新之間的關系產生影響。在技術密集型行業，技術創新活動是公司最重要的運營環節，公司的諸多制度需以促進技術創新為導向?。資本密集型企業對于技術創新的依賴度沒有技術密集型企業那樣大，但其產出對于技術創新仍有一定要求。對于勞動密集型的企業而言，勞動投入和配置是保障其產出規模最為關鍵的因素?。這類企業往往都具有一個共同特點：需要大量雇傭簡單勞動力，由于較少依賴技術和設備，這類企業對于技術創新的需求并不高，即這類企業的產出增加更多地依賴于人力資本的積累，而非技術創新的深化。基于此，當國有資本參股的資源效應使得企業獲得大量富余資金時，技術密集型企業增加技術創新投入的潛在需求相對較大。

最后，企業所面臨的稅收征管強度會對國有資本參股與民營企業技術創新之間的關系產生影響。既有研究表明，稅收征納雙方的意愿和能力會顯著影響企業的稅負差異?。一方面，由于中國現行稅制誕生時，稅收征管能力較弱，理論應征稅額與實際征收稅額差距較大，存在“稅收征管空間”?。另一方面，由于中國地區差異較大，各級政府的稅法執行力度和強度存在顯著差異，進而導致不同地區企業面臨的稅收征管強度存在差異?。理論上，若民營企業面臨嚴格的稅收征管，則其融資約束相對較強。因此，根據邊際效應遞減規律，國有資本參股對這類企業的稅收優惠的資源效應理應更為明顯。據此，本文認為國有資本參股之后稅收征管較為嚴格地區的民營企業能夠獲得更多稅收優惠，為這類民營企業的創新活動提供充裕的富余資金，從而促進其創新活動，即國有資本參股對民營企業技術創新的促進作用在面臨嚴格稅收征管的企業中更為顯著。

綜上提出假設2：在高成長性、高技術密集度以及面臨嚴格稅收征管的民營企業中國有資本參股對民營企業技術創新的促進作用更為明顯。

三、研究設計

（一）計量模型設定

為了準確地估計國有資本參股對民營企業創新的影響，借鑒李增幅等的研究?，本文構建如下雙向固定效應模型：

其中，被解釋變量為RD，表示以企業研發投入構建的技術創新度量指標。主要解釋變量為StateTS，表示國有資本參股。Controls 表示企業層面的控制變量，包括企業規模Size、資產負債率Lev、盈利能力Roa、企業成長性Growth、現金持有Cash、企業年齡Age、股權集中度Top10。進一步地，為了控制不隨時間變化的行業固有特征以及不隨企業變化的宏觀經濟環境，本文分別控制了行業固定效應μi和時間固定效應γt。模型（1）中，StateTS 的估計系數β1是本文關注的重點，若國有資本參股能夠顯著促進民營企業的技術創新，則β1顯著為正。反之，則顯著為負。

（二）變量定義

1.企業創新的界定。借鑒潘越等的研究?，本文從創新投入的角度衡量企業的創新活動。具體地，本文以總資產標準化后的R＆D支出作為衡量企業創新的指標。為進一步保證基準回歸的穩健性，本文在穩健性檢驗中采用了營業收入標準化后的R＆D支出來度量企業創新。特別地，參照既有文獻?，若數據庫中R＆D支出為缺失值，本文將其替換為0以避免樣本選擇性偏誤問題。

2.國有資本參股的界定。借鑒蔡貴龍等的研究?，本文采用國有資本參股總和來度量國有資本的參股程度。為進一步保證基準回歸的穩健性，本文在穩健性檢驗中采用國有資本參股是否超過10%啞變量來度量國有資本的參股程度。

3.控制變量的界定。本文借鑒葉永衛和李增福的研究?，依次對模型（1）中涉及的7 個控制變量進行界定。其中，企業規模采用企業資產總額的自然對數值來度量；資產負債率以企業負債總額與資產總額的比值來度量；盈利能力采用凈利潤與總資產的比值來度量；企業成長性以企業營業收入增長率來度量；現金持有以企業現金資產與總資產的比值來度量；企業年齡以企業上市年數來度量；股權集中度以前十大股東的持股比例來度量，具體見表1。

表1 變量的定義及說明

（三）數據來源和描述性統計

本文以2007—2020 年中國A 股非金融類民營上市公司為研究樣本。根據實際情況，本文對數據作了如下處理：（1）剔除了金融類（包括銀行、證券、保險及房地產）上市公司；（2）剔除了ST、ST*類上市公司；（3）剔除了無法確定產權性質的上市公司樣本；（4）剔除了財務數據嚴重缺失的樣本。同時，為了盡可能排除離群值對估計結果的干擾，對所有連續變量進行了前后各1%水平的縮尾處理。本文原始數據主要來源于銳思數據庫和國泰安數據庫，其中上市公司前十大股東性質及持股比例的數據通過手工整理獲得。

表2為本文主要變量的描述性統計結果。經過上述處理后，本文一共得到了15857 個“企業-年度”層面的觀測值。其中，總資產標準化后的企業R&D 支出均值為0.024，最大值為0.107，中位數為0.020，說明不同民營企業的創新活動有較大差異。國有資本參股的均值為0.015，說明國有資本在民營企業的平均參股比例為1.5%，這與前期文獻的統計結果保持一致?。

表2 描述性統計結果

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表3報告了國有資本參股對民營企業技術創新影響的基準回歸結果，其中，被解釋變量為總資產標準化的民營企業R&D 支出。列（1）展示了控制時間固定效應和行業固定效應后國有資本參股對民營企業技術創新影響的回歸結果，其中國有資本參股總和的估計系數為0.017，且在1%統計水平上顯著，說明國有資本參股對民營企業技術創新有顯著的促進作用，從而驗證了假設1。為確保基準回歸的穩健性，本文進一步控制個體固定效應后對模型（1）進行再回歸，結果如表3 列（2）所示，其中國有資本參股總和的估計系數為0.008，且在5%統計水平上顯著，同樣證實國有資本參股對民營企業技術創新有顯著的促進作用。

（二）穩健性檢驗

本文分別采用處理效應模型、更換被解釋變量、更換解釋變量、使用當期和后兩期R&D 數據以及排除其他可能的解釋五種方法進行穩健性檢驗。

1.處理效應模型。本文的基準回歸可能存在樣本自選擇的問題，如國有資本可能對于盈利能力較好或規模較大的民營企業更感興趣，從而增加對這類企業的參股程度，而這類企業的技術創新往往比較活躍，從而造成本文基準回歸的估計存在偏誤。因此，為了消除由樣本自選擇造成的估計誤差，本文采用處理效應兩階段模型進行重新回歸。首先，本文構建了如下模型考察國有資本參股與企業特征之間的相關性：

其中，ProNc 表示國有資本參股的程度，具體而言，若國有資本參股比例位于中位數以上，本文將ProNc 賦值為1，此時企業的國有資本參股程度較高；反之，若國有資本參股比例位于中位數以下，本文將ProNc賦值為0，此時企業的國有資本參股程度較低。X表示一系列企業特征變量，包括企業規模Size、資產負債率Lev、盈利能力Roa、企業成長性Growth、現金持有Cash、企業年齡Age、股權集中度Top10。隨后，對模型（2）進行回歸，構建逆米爾斯比率IMR，接著將其納入模型（1）中重新回歸，以糾正樣本自選擇問題帶來的估計偏差。回歸結果如表4所示，其中處理效應第二階段回歸中逆米爾斯比率IMR的估計系數并不顯著，表明不存在明顯的樣本自選擇問題。國有資本參股總和的估計系數為0.018，且在1%統計水平上顯著，說明在控制了樣本自選擇問題之后，國有資本參股對民營企業技術創新仍然有顯著的促進作用，基準回歸的穩健性得到證明。

2.更換被解釋變量。在基準回歸中，本文采用了總資產標準化的企業R&D 支出來度量企業的創新活動。為進一步檢驗基準回歸的穩健性，借鑒倪驍然和朱玉杰的做法?，本文采用營業收入標準化的企業R&D 支出來度量企業的創新活動，將其作為被解釋變量代入模型（1）中再次回歸。回歸結果如表5 第1 列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數為0.053，且在1%統計水平上顯著，說明基準回歸的結果依舊穩健。

3.更換解釋變量。本文在基準回歸中采用了國有資本參股總和（StateTS）來度量國有資本的參股程度。為確保基準回歸的穩健性，借鑒李增福等的做法?，本文選擇國有資本參股是否超10%（State10）啞變量作為解釋變量，代入模型（1）重新進行回歸。回歸結果如表5 第2 列所示，其中國有資本參股是否超10%（State10）啞變量的估計系數為0.003，且在1%統計水平上顯著，說明不論以哪種國有資本參股的度量方法，國有資本參股對民營企業技術創新有顯著的促進作用這一結論都穩健存在。

4.使用當期和后兩期R&D 數據。在基準回歸中，考慮到創新活動可能存在一定滯后，借鑒前期文獻做法?，本文選擇后一期R&D 支出作為被解釋變量。為進一步檢驗基準回歸的穩健性，本文采用當期和后兩期R&D 支出作為被解釋變量，代入模型（1）中重新回歸。回歸結果如表5 第3—4 列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數分別為0.016 和0.014，且都在1%統計水平上顯著，說明不論以當期、后一期還是后兩期的R&D 支出作為被解釋變量，國有資本對民營企業技術創新都有顯著的促進作用，不僅證實了基準回歸的穩健性，還進一步表明國有資本參股對民營企業技術創新的影響較為深遠。

5.排除其他可能的解釋。在本文的樣本期內，即2007—2020 年的這一時期內，國家出臺了各類政策來降低企業的融資約束，促進企業技術創新，這些政策可能會對本文的回歸造成一定干擾，因而有必要對這些政策引致的可能性解釋進行排除。一方面，為應對全球金融危機，2008 年底中國政府出臺了“四萬億”經濟刺激計劃，這一計劃能夠有效緩解企業外部融資約束，進而為企業提供富余資金，可能會影響企業的創新活動。為排除這一可能性解釋，本文通過刪除相關年份的樣本數據來排除這一政策的干擾。如表5 第5 列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數為0.018，且在1%統計水平上顯著，說明在排除“四萬億”計劃的干擾后，國有資本參股對民營企業技術創新的促進作用仍顯著存在。另一方面，“營改增”政策能夠為民營企業帶來稅收優惠，從而緩解民營企業的融資約束，為民營企業的創新活動提供富余資金，可能會對本文基準回歸的估計結果造成干擾。為排除這一可能的解釋，借鑒張克中等的研究?，本文將受到“營改增”政策影響最明顯的服務業企業從樣本中剔除，重新利用模型（1）進行回歸。如表5 第6列所示，其中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數為0.011，且在1%統計水平上顯著，說明排除“營改增”政策的干擾后，國有資本參股對民營企業技術創新的促進作用仍顯著存在。

五、機制檢驗

本文以SA 指數和企業規模兩個指標來度量民營企業的融資約束，隨后進行分樣本回歸。具體地，首先，本文按照SA 指數的大小進行分組，SA 指數在50%分位數以上的企業歸類為高融資約束企業，50%分位數以下的企業歸類為低融資約束企業。其次，本文按照企業規模的大小進行分組，企業規模在50%分位數以下的企業歸類為高融資約束企業，50%分位數以上的企業歸類為低融資約束企業。再次，將各組樣本代入模型（1）中進行回歸。分樣本回歸的結果如表6 第1—4 列所示，其中在SA 指數較大和規模較小的高融資約束民營企業中，國有資本參股總和的估計系數分別為0.021 和0.025，且都在1%統計水平上顯著，而在SA 指數較小的民營企業中，國有資本參股總和的估計系數為0.013，且在10%統計水平上顯著，在規模較大的民營企業中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數并不顯著，Chowtest 檢驗結果表明組間存在顯著差異。（限于篇幅，Chowtest 檢驗結果并未報告于正文，感興趣的讀者可向作者索取，下同。）這一結果充分說明，國有資本參股對民營企業技術創新的影響在融資約束較強的民營企業中更為明顯。

本文從稅收優惠、政府補貼和融資成本角度出發，檢驗國有資本參股對民營企業技術創新的影響，從而間接為國有資本參股促進民營企業創新的資源效應機制進行檢驗。首先，借鑒劉行和葉康濤的研究?，本文以（所得稅費用-遞延所得稅費用）/稅前會計利潤來衡量稅收負擔Tax，隨后將稅收負擔Tax 作為被解釋變量代入模型（1）中進行回歸，以考察國有資本參股后民營企業的稅收負擔發生了什么變化。結果如表7 第1 列所示，國有資本參股總和的估計系數為-0.276，且在1%統計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著降低民營企業的稅收負擔。其次，本文以企業當年獲得政府補貼的自然對數值Sub 作為被解釋變量，代入模型（1）后進行回歸，以考察國有資本參股與民營企業政府補貼的之間的關系。回歸結果如表7 第2 列所示，國有資本參股總和的估計系數為1.118，且在1%統計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著提升民營企業所獲得的政府補貼。最后，本文借鑒王運通和姜付秀的研究?，以100×利息支出/［（年初有息負債/年末有息負債）/2］來衡量企業債務融資成本Cost，隨后代入模型（1）進行回歸，以考察國有資本參股對民營企業信貸融資的影響。結果如表7 第3 列所示，可以發現，國有資本參股總和的估計系數為-4.366，且在10%統計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著降低民營企業的信貸融資成本。

表7 機制檢驗：資源效應（間接證據）

六、異質性檢驗

理論分析表明，在不同類型的民營企業中由于自身特質，國有資本參股帶來的資源效應擴散程度存在一定差異，因而國有資本參股對不同類型民營企業的創新活動的影響存在一定區別。

首先，本文從企業成長性這一企業內部特征出發，考察了不同成長性的民營企業中國有資本參股對其創新活動的影響。本文將營業收入增長率處于50%分位數以上的民營企業歸類為成長性較高的企業，將營業收入增長率處于50%分位數以下的企業歸類為成長性較低的企業，隨后分別代入模型（1）中進行回歸。如表8 第1—2 列所示，在成長性較高的企業中，國有資本參股總和的系數為0.018，且在1%統計水平上顯著，而在成長性較低的企業中，國有資本參股總和的系數為0.016，且在1%統計水平上顯著，Chowtest 檢驗結果表明組間存在顯著差異。

表8 異質性檢驗結果

其次，本文從技術密集度這一企業內部特征出發，考察了不同技術密集度的民營企業中國有資本參股對其創新活動的影響。本文將全樣本企業劃分為技術密集型行業和非技術密集型行業兩大類，隨后分別將兩類行業中的企業代入模型（1）中進行回歸。如表8 第3—4 列所示，在技術密集型企業中國有資本參股總和的估計系數為0.036，且在1%統計水平上顯著，而在非技術密集型企業中國有資本參股總和的估計系數為0.005，且在1%統計水平上顯著，Chowtest 檢驗結果表明組間存在顯著差異。這一結果表明，國有資本參股對民營企業技術創新的影響在技術密集型企業中更為凸顯。

最后，本文從企業面臨的稅收征管強度這一企業外部環境特征出發，考察不同稅收征管強度下國有資本參股對民營企業技術創新的影響。借鑒劉貫春等的研究?，本文采用應繳所得稅占利潤的比重來度量企業的實際稅負，然后將實際稅負處于50%分位數以上的企業歸類為面臨嚴格稅收征管的企業，將實際稅負處于50%分位數以下的企業歸類為面臨寬松稅收征管的企業，隨后分別代入模型（1）中進行回歸。如表8 第5—6 列所示，在面臨較為嚴格稅收征管的民營企業中國有資本參股總和的估計系數為0.018，且在1%統計水平上顯著，而面臨較為寬松稅收征管的民營企業中國有資本參股總和的估計系數為0.017，且在1%統計水平上顯著，Chowtest 檢驗結果表明組間存在顯著差異。這一結果充分證實，當民營企業面臨較為嚴格的稅收征管時，國有資本參股對其產生的資源效應更為明顯，從而為這類企業創新活動提供更多富余資金，進而促進這類企業的創新活動。綜上可知，國有資本參股對民營企業技術創新的提升在成長性較高、技術密集型以及面臨嚴格稅收征管的企業中更為明顯，假設2 得到證實。

七、拓展分析

國有資本參股之后，民營企業究竟是通過增加非發明專利來進行政策導向型的“策略性創新”還是真正著眼于企業的長期發展？既有研究表明，受產業政策激勵的公司盡管創新水平會顯著提高，但存在只追求“數量”而忽略創新“質量”的現象?。國有資本參股能夠為民營企業緩解所有制歧視，產生資源效應，從而為其創新活動提供富余資金，但獲得富余資金后企業可能出于兩種考量進行創新活動。一方面，企業可能出于長期收益和業務轉型的考量，將這部分資金投入對企業未來有實際收益的發明創造型創新當中。另一方面，在當前經濟轉型時期，國家對于技術創新日益重視，因而隨著國有資本的進入，企業可能會為了響應國家在轉型時期對技術創新的要求而將這部分資金用于非發明專利，即“策略性創新”。

為了深入探究國有資本參股對民營企業技術創新促進作用是否真正落到了實處，本文進一步以專利授權來度量企業的創新產出，并將專利分為發明專利、實用新型專利和外觀專利三個組別進行回歸。具體地，本文以發明專利授權數量加1 的自然對數來度量企業的發明專利授權；以實用新型專利授權數量加1 的自然對數來度量企業的實用新型專利授權；以外觀專利授權數量加1 的自然對數來衡量企業的外觀專利授權。之后，將這三個創新產出指標作為被解釋變量納入模型（1）進行回歸。特別地，由于專利授權數據大部分為0，且以0 為下限，為確保模型估計的可靠性，本文在這一部分采用Tobit 模型進行回歸（限于篇幅，回歸數據沒有在文中報告，感興趣的讀者可向作者索取）。當被解釋變量為發明專利時國有資本參股總和的估計系數為2.127，且在5%統計水平上顯著，說明國有資本參股能夠顯著促進民營企業的發明專利授權。當被解釋變量為實用新型專利時，國有資本參股總和的估計系數并不顯著，說明國有資本參股對實用新型專利的授權量并無明顯影響。當被解釋變量為外觀專利授權時，國有資本參股總和的估計系數并不顯著，說明國有資本參股對外觀專利的授權量并無明顯影響。由于發明專利和實用新型專利的認可度和內含價值要高于外觀設計專利，上述結果充分證實國有資本參股之后民營企業能夠將獲得的富余資金投入到認可度和內含價值較高的發明專利中，而非投入到外觀設計專利等低質量創新。

八、研究結論和政策建議

本文的理論分析表明，國有資本參股能夠為民營企業緩解所有制歧視，從提供稅收優惠、獲取政府補貼和緩解信貸融資歧視等方面為民營企業提供富余資金，通過資源效應緩解民營企業的融資約束，進而為創新活動準備足夠的資金。本文的實證結果表明，國有資本參股對民營企業的技術創新有顯著的促進作用。其中，資源效應是國有資本參股促進民營企業技術創新的核心機制。并且，國有資本參股對民營企業技術創新的促進作用在成長性較高、技術密集度較高和面臨嚴格稅收監管的企業中更為明顯。進一步研究發現，國有資本參股對民營企業發明專利授權量有顯著的提升作用，而對于實用新型專利和外觀設計專利的授權量并無明顯影響，即國有資本參股后民營企業的創新活動并非“策略性創新”，而是著眼于長遠發展的創新活動。

基于本文的研究討論，提出如下建議：

第一，應進一步深化混合所有制改革，除了國有企業混合所有制改革以外，也應重視非國有企業的混合所有制改革，充分發揮國有資本的資源效應。

第二，為民營企業拓寬融資渠道提供便利，加大對民營企業的融資支持力度。

第三，在深化混合所有制改革的同時，為穩固民營企業創新的意愿和信心，政府部門應當加強知識產權保護，對盜版、抄襲和剽竊核心技術等侵權行為予以嚴懲。