非國有股東治理與國有企業高質量創新

摘要：讓市場在資源配置中起決定性作用和更好發揮政府作用，是全面建設社會主義現代化國家的關鍵路徑。如何有效改善國有企業的創新活動成為新時代做強做優做大國有企業的重要內容。以行政審批中心設立測度高水平行政效率，深入研究非國有股東派出董事參與治理對國有企業創新的影響，結果發現：非國有股東治理能夠提高國有企業的創新質量，但這僅在國有企業所在地的政府行政效率較高時才明顯存在，而在行政效率較低時缺乏相應效果。進一步研究表明，非國有股東治理能夠改善國有企業對科技型人才的激勵形式，促使其引進具有較強研發能力的高學歷人才，最終對國有企業的市場價值和生產能力產生積極影響。因此，較高水平的行政效率是非國有股東提升國有企業創新質量的前提條件，黨和國家在深化國有企業混合所有制改革、推動非國有股東參與國有企業治理時，更需要在行政效率等營商環境上配套優化，確保非國有股東切實發揮積極作用。"

關鍵詞：國有企業；創新質量；政府行政效率；國企治理；非國有股東治理文獻標識碼：A"""文章編號：100228482024（02）013213

一、問題提出

近年來，在經濟結構轉型升級的新時代背景下，如何有效提升中國的科技自主創新能力，成為決策高層、社會實踐以及學術研究共同關注的話題。企業是經濟運行的“細胞”，自主創新能力不僅是微觀企業獲取競爭優勢、實現持續發展的核心動力，更是一國產業結構優化升級和經濟高質量發展的的力量源泉。2018年國家統計局發布的《改革開放四十年科技創新成就報告》指出，1992年以來中國的研發投入年均增幅高達20.3%，超過同期國內生產總值年均增速5.3個百分點①。具體到企業層面，2017年中國企業研發支出為13"660億元，占全社會研發經費總額的比例高達77.6%，超過40%的規模以上工業企業均已開展技術創新活動，新產品銷售收入占主營業務收入的比重達16.9%②。特別地，作為黨和國家事業發展的重要物質基礎和政治基礎，國有企業（以下簡稱“國企”）在中國科技自立自強中發揮著中流砥柱作用。以中央企業（以下簡稱“央企”）為例，2021年5月國務院國有資產監督管理委員會（簡稱“國資委”）發布了《中央企業科技創新成果推薦目錄（2020年版）》，包括“九天”人工智能平臺、麒麟操作系統等在內共178項創新產品向全社會進行推介國資委發布《中央企業科技創新成果推薦目錄（2020年版）》[EB/OL].（20210530）[20231009].http：//www.gov.cn/xinwen/202105/30/content_5613962.htm.，央企創新對產業鏈供應鏈穩定和國家整體安全具有關鍵意義。因此，國企科技創新能力的有效提升在國家治理層面具有重要戰略意義。

針對企業創新的影響因素，現有文獻主要圍繞外部制度因素和內部治理特征展開。一方面，產業政策會誘導企業的策略性創新行為[1]，而加強知識產權保護[2]和發展金融市場[3]有助于提升企業的創新質量。另一方面，獲得風險投資有助于企業提高創新產出[4]，實施員工持股計劃亦能夠提升研發人員的創新積極性[5]，資金約束則會抑制企業的創新活動[6]。然而，現有研究不僅忽視了產權異質性下董事會治理對企業創新的積極影響，亦沒有對政府效率在國企治理中的重要作用給予足夠關注。具體而言，國企不僅要在日常經營過程中投入大量資源來承擔冗余雇員、稅負高企等政策性負擔，而且在人才引進、激勵變革等方面亦受到政府效率的限制，對研發創新活動產生消極影響。其中，張宗益等[7]指出國企的政策性任務對創新活動具有消極影響，吳延兵[8]則更為明確地指出國企在創新活動上的競爭力仍然不足。因此，統籌運用政府與市場的力量來完善國企治理機制和優化創新行為，在理論研究層面具有重要意義。

2013年，黨的十八屆三中全會通過了《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，明確提出要“積極發展混合所有制經濟”。2022年，黨的二十大報告指出“推動國有資本和國有企業做強做優做大，提升企業核心競爭力”和“實施科教興國戰略，強化現代化建設人才支撐”。作為新時代國企改革的突破口，在國企董事會中確保非國有股東委派董事的權利，可以形成更加多元的董事會結構和更加科學的高層決策機制，從而促進國企的高質量發展。由此，對非國有股東治理能否以及如何影響國企創新進行研究，亦是政策實踐維度的重要話題。

本文貢獻主要有如下三方面。第一，區別于傳統文獻僅從內部視角考察混合所有制對國企創新的作用[9]，本文在研究非國有股東治理對國企創新的影響時，首次將政府行政效率這一關鍵制度因素納入分析框架，拓展了國企創新前因后果的理論文獻。第二，不同于現有文獻將非國有股東視作一個整體[9]，本文借鑒程敏英等[10]的思路，手工識別出與國有股東不存在相互持股、托管經營等關聯關系的非國有股東，研究后者參與治理對國企創新的影響，從而拓展了產權性質與企業創新的學術文獻。一方面，非關系的非國有股東往往持股比例較低，通過委派董事才能對國企產生實質性影響；另一方面，國企的經營治理受到當地政府的影響較大，非國有股東優化國企重要決策亦需要政府支持[11]。第三，本文從非國有股東提升國企創新質量的前提條件視角切入，再審視政府行政效率對國企改革成效的影響，這可以為國企更好地深化改革和實現創新驅動發展提供實踐指導。

二、文獻綜述與理論分析

（一）中國行政審批改革的制度背景與理論基礎

將有為政府與有效市場統籌結合是中國特色社會主義市場經濟體制的核心特征[12]，行政審批制度優化則是改革開放以來中國規范政府行為、提升政府行政效率的關鍵內容。根據新結構經濟學理論，政府的因勢利導對充分實現市場競爭的趨利避害至關重要。一方面，針對市場失靈程度較低、市場配置資源效率較高的事項，政府應當簡政放權，以“負面清單”等形式賦予企業家干事創業的自由[13]。另一方面，更為重要的是，針對市場失靈程度較高、市場配置資源效率較低的事項，政府應當采用大數據整合、機構調整優化等方式，以更高水平的行政效率規制市場秩序和監督企業行為，避免市場失靈和低效行政雙重疊加的消極影響。其中值得注意的是，設立行政審批中心是中國各級各地政府開展行政審批制度改革和提升行政效率的關鍵舉措，對地方經濟發展和企業成長壯大具有重要影響[14]。

本文首先對中國行政審批改革的制度背景進行梳理，具體可以分為先行試點、全國推廣以及深化提

升三個階段。在先行試點階段，自20世紀90年代開始以廣東省江門市、深圳市等為代表的部分地方政府便試點行政審批制度改革。在全國推廣階段，國務院于2001年出臺《關于成立國務院行政審批制度改革工作領導小組的通知》和《關于取消第一批行政審批制度項目的決定》等政策文件，進而在全國范圍內推廣以取消、下放審批事項和設立行政審批中心為核心內容的行政審批制度改革，2004年《中華人民共和國行政許可法》的實施更為其提供了法治保障。而在深化提升階段，自2013年黨的十八屆三中全會后，完善行政審批制度、加快轉變政府職能成為全面深化改革和促進國家治理體系與治理能力現代化的重要突破口[14]。2015年，國務院印發《關于規范國務院部門行政審批行為改進行政審批有關工作的通知》（國發〔2015〕6號），將深化行政審批制度改革作為全面深化改革的重要抓手。在此過程中，各城市在不同年間陸續設立行政審批中心，呈現出不平衡推進的特點，這為本文研究提供了良好場景。

進一步地，中國行政審批制度改革已然取得良好的經濟社會成效。實踐中，行政審批中心能夠將分散在城市內各區域的、具有市場經濟活動審批權限的不同部門集中在同一場所共同工作和處理審批事項，不僅可以降低企業辦理審批事項的交易成本，而且能夠明確政府審批職權和提升政府行政效率，由此對轄區內企業發展和地區經濟增長產生積極影響。具體而言，行政審批中心構成高水平行政效率的重要實踐形式，能夠改善微觀企業的投資行為、融資活動、研發創新以及出口貿易[15]等，最終提升其經營業績和生產效率，助力當地經濟社會高質量發展[16]。

（二）雙重委托代理問題與國有企業創新行為

在現代產權制度下，兩權分離以及信息不對稱引起委托代理問題，理性的經理人或大股東為了追求自身利益而可能損害委托人的利益[17]。既有研究表明，在英美等股權結構分散的資本市場中，股東與經理人之間的代理問題占主要地位，而在歐洲、東亞等股權結構比較集中的資本市場中，大股東與其他股東之間的代理問題更為凸顯[17]。在此基礎上，中國的國有上市公司亦不例外，國有股東通常持有其較高比例股權甚至直接控股，對國企的經營治理掌握控制權，這使得中小股東利益受到一定程度的忽視甚至損害。具體而言，政府機構為了完成自身政策目標會干預轄區內國企使其承擔一系列政策性負擔[18]，例如承擔更高的實際稅負以充實地方財政、雇傭冗余員工以維持就業穩定[19]等。一方面，國企需要耗用大量經濟資源來完成政策性任務，從而對其研發創新投入產生“擠出效應”；另一方面，承擔就業保障任務的國企難以根據外部市場環境變化和自身發展需要及時優化雇員結構[20]，冗員較多、激勵不充分等亦對國企員工的研發工作產生消極影響，最終降低國企的創新水平。例如，吳延兵[8]指出國企在創新投入與效率上的競爭力仍然較弱。

進一步地，雖然中國國企的股權結構比較集中，但是其仍存在著“所有者缺位”“內部人控制”等現象，國有股東難以對經理人進行充分的監督和激勵，第一類代理問題在國企中同樣明顯存在[21]。國企經理人可以取得企業的實際控制權，從而有足夠的能力和動機在扭曲國企創新活動的過程中實現自身利益。具體地，除在職消費、尋租腐敗等違法違規行為外[22]，國企經理人取得更多工資收入和實現政治晉升構成其重要的追求目標。一方面，在“限薪令”等政策約束下

例如，2002年國資委規定央企的高管薪酬不得超過職工平均工資的12倍，此后各省份也都作出了相關的限制規定；2004和2009年，國資委、人力資源和社會保障部等部門先后頒布并實施《中央企業負責人業績考核暫行辦法》和《關于進一步規范中央企業負責人薪酬管理的指導意見》，明確規定國企高管、企業負責人的薪酬結構主要由基本年薪、績效年薪和中長期激勵收益三部分構成，其中基本年薪不得超出職工平均工資的20"倍。，國企經理人更傾向于一刀切地按照部門、資歷等提升員工的平均工資水平，在與多數普通員工構造和諧工作關系的過程中積累晉升資本并提升工資收入，而不愿投身于按照工作貢獻等差異化地改良員工工資制度。另一方面，為了規避可能發生的國有資產流失風險，國企經理人亦傾向于不實施或者名義上實施員工持股計劃等激勵措施，而這都將對國企員工的創新工作乃至企業整體創新活力造成不良影響。

因此，在雙重委托代理問題的影響下，中國國企存在著人力資本結構較差、員工激勵不充分等問題，這妨礙了國企的創新活動和高質量發展。

（三）非國有股東治理、政府行政效率與國企創新質量

在此情況下，國企積極引入非國有股東，允許其派出董事參與治理則提供了一個現實可行的解決路徑。具體而言，非國有股東派出董事、參與國企治理可以緩解代理問題并帶來互補性資源，從而提升國企的創新質量。

一方面，非國有股東通過股權交易進入國有上市公司后，在一定程度上實現了“所有者到位”，天生逐利的特征促使其有動機加強對國有大股東以及政府機構的制衡與監督，從而緩解第二類代理問題，國企承擔的冗員高企、過度稅負等政策性負擔得到緩解[2324]，有助于將更多經濟資源投入高質量創新活動中。例如，朱磊等[9]研究發現非國有股東治理可以提升國企的研發投入水平。另一方面，在長期利益目標的影響下，非國有股東有動機完善對國企高管的監督與激勵機制[25]，其在參與國企高層次人才引進

中國電信打出人才引進“組合拳”[EB/OL].（20200414）[20231009].http：//www.cww.net.cn/article？from=timelineamp;id=468438amp;isappinstalled=0.、科技型員工激勵制度改革

完善國企“混改”中員工激勵政策[EB/OL].（20170307）[20231009].http：//money.163.com/17/0307/06/CETEU6EE002580S6.html.等重要決策時，能夠與激勵相容的國企高管更好地達成一致并推進實施[20]。由此，雇員激勵完善和人力資本優化的國企將具有更高質量的創新能力[5]。此外，在資源基礎理論視角下，非國有股東還可以為國企提供創新相關的異質性資源，這也有助于改善國企的創新質量[26]。

然而，上述治理作用的發揮受到國企所在地以行政審批中心設立為典型的政府行政效率的深刻影響[11]，主要表現在外部競爭環境和內部改革支持兩方面。一方面，在外部競爭環境層面，行政審批中心設立使得當地可以吸引到更大規模的外地投資和更多數量的優質人才[14]，不斷加劇的市場競爭環境使得當地國企的國有股東及經理人具有更強意愿推進改革[15]，從而與非國有股東共同通過優化人力資本結構、改善雇員激勵制度等方式來促進國企創新和實現經濟利益。例如，畢青苗等[14]發現行政審批改革帶來的政府行政效率提升能夠降低制度性成本，從而促進外地企業進入以及當地企業的經營發展。朱光順等[16]則指出行政審批改革會增加當地企業面臨的進入威脅。另一方面，在內部改革支持上，國企是國家治理的延伸，非國有股東在參與和推進科技型員工股權激勵、高層次人才引進等國企決策時亦需要當地政府的積極支持與配合。例如，在國企引進高層次人才時，其相應的社會福利、子女教育以及配偶工作安排等均需要當地政府積極審批和配合支持

筆者曾對山東省某地級市的人才引進政策進行調研，發現該地級市在最初醞釀人才引進政策時，曾較長時期難以獲得主管部門通過，后者以該政策沒有先例、風險過高等拖延審批，并且后續正式出臺的人才引進政策對用人單位和人才提出諸多標準要求，以及要求其去不同政府部門履行審批程序。，否則難以真正實現。此外，行政審批中心設立對當地經濟發展和就業增長的積極溢出效應亦使得轄區內國企更容易實施降低冗員等改革措施[11]。

值得注意的是，新時代全面深化國企改革的政策背景更加強調對非國有股東合法權益的保障，非國有股東可以更好地向國企提名和委派董事從而參與決策治理[27]。事實上，作為外部投資者的非國有股東與國企存在較高程度的信息不對稱，在不了解國企經營管理實情的前提下難以有效發揮制衡作用，其只有委派董事參與國企內部決策，才可能獲取更充分的信息和權力，真正發揮監督與治理的作用[24]。在近年來的社會實踐中，非國有股東通過派出董事參與國企治理的案例廣泛出現，近期最為著名的中國聯通混改即為經典，在國有股東依然保持絕對控股的情況下，百度、阿里巴巴、騰訊和京東委派的董事均參加中國聯通歷次董事會，切實參與到中國聯通的各項決策和治理優化當中，發揮了良好的監督效果[27]。

綜上所述，在政府行政效率較高的情況下，非國有股東既有動機又有能力通過派出董事參與國企治理的方式來緩解代理問題和優化人力資本決策，從而對國企創新產生積極影響，最終促進國企的高質量發展，本文的邏輯結構如圖1所示，并據此提出如下假設：在其他條件一定的情況下，當國企所在地的政府行政效率較高時，非國有股東派出董事參與國企治理能夠顯著促進國企創新。

圖1""本文的理論分析框架

三、研究設計

（一）模型設定與變量定義

借鑒既有研究[24]的做法，本文構建如下模型檢驗非國有股東治理對國企創新的影響：

INVi，t"="β0"+"β1NONi，t"+"βXi，t"+∑Fi"+∑Yt"+"εi，t"""""""""""""""（1）

首先，INV是本文的被解釋變量，衡量樣本國企的高質量創新特征。參照孟慶斌等[5]的做法，本文分別從高質量創新數量和高質量創新影響兩個維度進行刻畫。具體地，在數量方面，專利授予相較于專利申請經過國家專利局認證，能夠更好地反映企業的有效創新產出[5]，因此本文以樣本國企當年申請并最終獲得授權的專利數加1后取自然對數衡量高質量創新數量（APP）；而在社會影響方面，既有研究指出采用專利引用次數表征企業創新影響是相對最好的做法[3]，因此本文采用樣本國企當年發明專利的被引用次數（經準結構法修正）加1后取自然對數衡量高質量創新影響（CIT），從而比較全面地刻畫國企的高質量創新行為。

其次，NON是本文的解釋變量，衡量非國有股東向國企派出董事參與治理的程度，以非國有股東委派的董事人數占國企董事會總人數的比例（NON）進行衡量。具體而言，參照蔡貴龍等[25]的做法，本文在中國經濟金融研究數據庫（CSMAR）的中國上市公司股東關系和高管特征數據基礎上，識別和整理出與國有股東不存在托管經營、授權經營、一致行動人等關聯關系的非國有股東，以及后者向國有上市公司委派的董事、監事和高管人員，在無法確定股東關系和高管人員代表的股東陣營時，再通過互聯網檢索進行手工補充校對。進一步地，在具體界定與國有股東不存在關聯關系的非國有股東委派董事、監事等高管的行為時，本文參照程敏英等[10]的做法，若為自然人股東，則該自然人在國有上市公司擔任董事、監事等高管職務即視為該自然人股東委派一名董事、監事或高管；若為法人股東，則以國有上市公司的董事、監事等高管是否同時在該法人股東單位任職為判斷依據。

再次，AEA是本文的關鍵調節變量，以國企所在城市是否設立行政審批中心測量當地的政府行政效率。前文指出，行政審批中心可以通過政府部門集中審批、簡化流程、明確權力等方式來規范政府行為和提升政府行政效率，從而降低當地企業面臨的行政交易成本[14]。因此，國企所在城市當年已經設立行政審批服務中心則政府行政效率較高，AEA取值為1，否則為0。在后續實證研究中，本文均按照國企所在地當年是否設立行政審批中心對式（1）進行分組回歸。

最后，參照現有文獻的做法[5]，本文選取一系列公司財務和治理特征作為控制變量，這些因素可能對國企創新水平產生影響。此外，本文在模型中控制公司和年度固定效應，并采用公司層面聚類的穩健標準誤，連續型變量均在1%水平上進行Winsorize處理以避免異常值對結果的干擾，各變量具體定義見表1。

（二）數據來源與樣本選擇

為研究政府行政效率在非國有股東治理與國企創新之間的影響，本文選取2010—2020年滬深兩市國有上市公司為研究對象。一方面，非上市國企相較于國有上市公司非國有股東治理的程度較低，且相關的公司財務與治理數據難以獲取；另一方面，

新時代國企混合所有制改革對依法保障非國有資本的股東權利提出了更高要求[28]，尤其是非國有股東委派董事并參與治理的權利，這使得本文可以在國有上市公司中進行更加細致的研究。此外，本文使用的非國有股東治理數據通過自行收集整理和手工核對上市公司年報披露的前十大股東性質、股東關系、股東持股和委派董事得到，創新數據來自CSMAR和中國研究數據服務平臺（CNRDS），其他公司數據主要來自CSMAR。本文剔除了金融行業、財務數據異常和主要變量數據缺失的樣本，最終獲得10"810個國企—年度觀測值。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

主要變量的描述性統計結果見表2。首先，樣本期內國企高質量創新數量的平均值和中位數分別為1786與1.386，其高質量創新影響的平均值和中位數分別為1.536與1.099，基本呈現出正態分布的特征。其次，樣本期內非國有股東委派董事的比例僅為3.2%，這可能是因為非國有股東在國企存在“同股不同權”的境遇，其委派董事的權利沒有得到充分實現。盡管如此，

非國有股東治理程度的標準差約為均值的2.5倍，表明不同國企中非國有股東參與高層治理的程度仍然存在明顯差異。最后，樣本期內行政審批服務中心設立的均值為0.828，表明大約83.0%的觀測值處于較高政府行政效率的制度環境中。此外，其余變量與已有文獻[25]結果基本一致，未見顯著差異。

（二）單變量檢驗結果

表3匯報了差異化政府行政效率情況下非國有股東治理對國企創新的單變量差異檢驗結果。可以發現，在政府行政效率較低的情況下，非國有股東治理未對國企的高質量創新特征產生顯著影響；然而，在政府行政效率較高的情況下，相較于沒有非國有股東委派董事的國企，存在非國有股東委派董事的國企的高質量創新特征更優，本文假設得到初步支持。

（三）基本回歸結果

表4展示了差異化政府行政效率情況下非國有股東治理對國企高質量創新的基本回歸結果。一方面，在高質量創新數量的維度，可以發現在全樣本的情況下，第（1）列中NON的系數在1%水平上顯著為正，表明非國有股東治理對國企高質量創新數量有積極影響，與朱磊等[9]研究結果一致。進一步地，在區分樣本國企所在城市的政府行政效率水平后，回歸結果發生變化。其中，在政府行政效率較低的情況下，第（2）列中NON的系數雖為正卻不顯著；而在政府行政效率較高的情況下，第（3）列中NON的系數仍然在1%水平上顯著為正，并且組間系數差異顯著。由此可見，國企所在城市的政府效率對非國有股東能否改善國企創新行為產生重要影響，只有在政府行政效率較高的情況下，非國有股東治理才能顯著提升國企高質量創新數量，而在政府行政效率較低的情況下則缺乏前述效果，本文假設得到支持。

另一方面，在高質量創新影響的維度，可以發現在全樣本的情況下，第（4）列中NON的系數在1%水平上顯著為正，表明非國有股東派出董事參與國企治理對其高質量創新影響有積極作用。進一步地，在區分樣本國企所在城市的政府行政效率水平后，回歸結果亦發生變化。其中，在政府行政效率較低的情況下，第（5）列中NON的系數雖為正卻不顯著；而在政府行政效率較高的情況下，第（6）列中NON的系數仍在1%水平上顯著為正，并且組間系數差異顯著。由此可見，只有在政府行政效率較高時，非國有股東治理才能顯著提升國企的高質量創新影響，而在政府行政效率較低時則缺乏前述效果，本文假設得到支持

本文以行政審批中心設立為沖擊，通過交互項的形式重新進行主檢驗，結果保持不變。。

因此，在當前國企混改實踐中，不僅需要切實保障非國有股東向國企委派董事、參與治理決策的權利，而且需要在簡政放權、提升政府行政效率等方面進行配套政策改革，由此才能更好地實現混改初衷。

（四）穩健性檢驗

第一，為緩解反向因果導致的內生性問題，借鑒馬新嘯等[29]的做法，使用樣本國企所在地區歷史上的民營經濟發展基礎作為工具變量進行兩階段回歸。具體地，為使工具變量在不同樣本、不同年份之間具有變異性，本文以樣本國企所在省份1984年每百人固定電話數的自然對數，再乘以樣本當年全國范圍內規模以上民企數量占比來構造工具變量NSE。一方面，20世紀80年代屬于改革開放初期，比較發達的通信基礎設施建設有助于當地信息流通和人民思想解放，為民營經濟更好發展和后續參與國企混改奠定了堅實基礎。另一方面，國企在改革開放初期的管理體制仍然比較僵化，生產經營嚴格按照上級計劃進行，這使得通信基礎設施難以對國企包括研發創新在內的各類經濟活動產生顯著影響。此外，全國范圍內的規模以上民企數量占比能夠刻畫各年度整體的民營經濟發展狀況，不會對單個國企及其民營股東產生針對性影響。因此，NSE在理論上能夠滿足工具變量的相關性和外生性標準。

在此基礎上，表5匯報了兩階段回歸結果。一方面，在政府行政效率較高時，可以發現第（1）列的第一階段回歸中NSE的估計系數在1%水平上顯著為正，這表明樣本國企所在地的民營經濟發展基礎越好，非國有股東派出董事的比例越高。進一步地，第（2）（3）列的第二階段回歸中NON的回歸系數均在1%水平上顯著為正，并且回歸通過了弱工具變量檢驗，亦在統計意義上符合相應要求。另一方面，在政府行政效率較低時，可以發現第（4）列的第一階段回歸中NSE的估計系數在1%水平上顯著為正，這表明樣本國企所在地的民營經濟發展基礎越好，非國有股東派出董事的比例越高，符合前述分析。進一步地，第（5）（6）列第二階段回歸中NON的回歸系數均不顯著，并且回歸通過了弱工具變量檢驗，亦在統計意義上符合相應要求。由此，通過工具變量兩階段回歸緩解內生性問題后，本文結果保持穩健。

第二，為緩解變量度量誤差，本文以更換解釋變量和被解釋變量的度量方式再進行回歸。一方面，在更換解釋變量度量方式上，參照蔡貴龍等[25]的做法，本文以非國有股東向國企委派的董事、監事等高級管理人員數量占國企高級管理人員總數的比例（DJG）來衡量非國有股東參與國企治理的程度，并將其作為解釋變量按照式（1）進行回歸。結果如表6第（1）～（4）列所示，從中可以發現，第（1）（3）列中DJG的回歸系數均不顯著，第（2）（4）列中DJG的回歸系數均在1%水平上顯著為正，并且組間系數差異顯著，這表明在緩解解釋變量的度量誤差后，結果保持穩健。

另一方面，在緩解被解釋變量的度量誤差上，參照孟慶斌等[5]的做法，本文以樣本國企當年申請并最終獲得授權的發明專利數量加1后取自然對數衡量高質量創新數量（APT），以樣本國企當年剔除自引用的發明專利的被引用次數（經準結構法修正）加1后取自然對數衡量高質量創新影響（CTT），進而按照式（1）進行回歸。結果如表6第（5）～（8）列所示，從中可以發現，第（5）（7）列中NON的回歸系數均不顯著，第（6）（8）列中NON的系數均在1%水平上顯著為正，并且組間系數差異顯著，這表明在緩解被解釋變量的度量誤差后，結果保持不變。

第三，為降低樣本選擇偏誤，本文參照馬新嘯等[20]的做法，僅采用傾向性得分匹配（PSM）后的樣本國企進行回歸。具體而言，對非國有股東是否向樣本國企委派董事，本文采用卡尺為0.05的近鄰匹配方法進行不放回的1∶1的傾向性得分匹配，均衡性檢驗顯示匹配后各變量在試驗組和對照組間基本均衡，匹配效果較好。進一步地，本文僅保留匹配后的研究樣本采用式（1）重新進行回歸篇幅限制，結果留存備索。，結果不變。

五、進一步研究

（一）機制檢驗

前文的理論分析指出，在政府行政效率較高時，非國有股東參與國企治理可以更好地推動、實施員工持股計劃等激勵模式，從而提升科技型雇員工作的滿意度與積極性，促使他們更好地進行高水平研發創新活動。由此，本文參照孟慶斌等[5]的做法，以樣本國企是否實施員工持股計劃衡量其對科技型人才的激勵形式，樣本國企當年正在實施員工持股計劃則ESO取值為1，否則為0，進而針對政府行政效率較高時的樣本進行機制檢驗。回歸結果如表7的第（1）～（3）列所示，可以發現第（1）列中NON的系數在5%水平上顯著為正，表明非國有股東治理能夠改善國企對科技型人才的激勵形式。進一步地，第（2）（3）列中NON×ESO的系數均在1%水平上顯著為正，表明非國有股東治理能夠提升科技型人才激勵形式對國有企業創新質量的正向邊際貢獻。由此，“非國有股東治理→改善國企科技型人才激勵形式→國企高質量創新”的作用機制得到實證支持。

另一方面，在政府行政效率較高時，非國有股東參與國企治理可以更好地制定和實施具有研發潛力的人才引進計劃等相關政策，從而改善國企高層次人才結構。高層次人才可以在國企的高質量研發創新活動中發揮關鍵作用[20]。在此基礎上，本文參照王玨等[3031]的做法，以樣本國企的碩士及以上學歷雇員占員工總數的比例衡量其高學歷人才雇傭水平（HTL），進而針對政府行政效率較高時的分組進行機制檢驗。回歸結果如表8第（4）～（6）列所示，可以發現第（4）列中NON的系數在1%水平上顯著為正，表明非國有股東治理能夠幫助國企引進更多具有研發能力的高學歷人才，提升高層次人才占比和改善人力資本結構。進一步地，第（5）（6）列中NON×HTL的系數均在1%水平上顯著為正，表明非國有股東治理能夠強化高層次人才占比對國企創新質量的正向邊際貢獻。由此，“非國有股東治理→促進國企引進高學歷科技型人才→國企高質量創新”的作用機制得到實證支持。

（二）經濟后果檢驗

最后，本文對差異化政府行政效率下非國有股東改善國企創新的經濟后果進行研究。具體而言，政府行政效率較高時，國企在非國有股東的治理作用下改善創新特征后，其市場價值和生產能力能否得到切實提升？對此，本文參照馬新嘯等[23，32]的研究，以國企當年的托賓Q值衡量市場價值（TBQ），以LP方法計算的全要素生產率衡量企業的生產能力（TFP），將此二者作為被解釋變量，同時根據相較分年度分行業中位數高低設置國企創新數量較低（LOW）和創新影響較低（LOC）的虛擬變量，并將其與非國有股東治理的交乘項作為解釋變量，從而進行經濟后果的實證檢驗。理論上，如果非國有股東治理確實能夠通過改善國企創新的機理提升其市場價值和生產能力，那么在國企創新水平較低的情況下，前述效果的作用空間更大，應當更為顯著。

一方面，針對市場價值的結果如表8第（1）～（4）列所報告。可以發現，在政府行政效率較低時，第（1）（3）列中NON×LOW與NON×LOC的系數均不顯著，而在政府行政效率較高時，第（2）（4）列中NON×LOW與NON×LOC的系數均在1%水平上正顯著，并且組間系數差異顯著。由此可見，只有在政府行政效率較高的情況下，非國有股東治理的創新驅動效應才能提升國企的市場價值，而在政府行政效率較低時缺乏前述效果。

另一方面，針對生產能力的結果如表8第（5）～（8）列所報告。可以發現，在政府行政效率較低時，第（5）（7）列中NON×LOW與NON×LOC的系數均不顯著，而在政府行政效率較高時，第（6）（8）列中NON×LOW與NON×LOC的系數均在1%水平上顯著為正，并且組間系數差異顯著。由此，只有在政府行政效率較高的情況下，非國有股東治理的創新驅動效應才能提升國企的生產能力，而在政府行政效率較低時缺乏前述效果。

綜上，非國有股東治理在政府行政效率較高時可以改善國企的創新特征，進而對其市場價值和生產能力產生積極影響，政府支持下的非國有股東治理具有良好的社會經濟效果。

六、結論與啟示

讓市場在資源配置中起決定性作用和更好發揮政府作用是全面建設社會主義現代化國家的關鍵保障。本文以行政審批中心設立來測度高水平行政效率，深入研究非國有股東派出董事參與治理對國企創新的影響，主要發現：非國有股東治理能夠提高國企的創新質量，但這僅在國企所在地的政府行政效率較高時才明顯存在，而在行政效率較低時缺乏相應效果。進一步研究表明，非國有股東治理能夠改善國企對科技型人才的激勵形式，促使其引進具有較強研發能力的高學歷人才，最終對國企的市場價值和生產能力產生積極影響。此外，經過諸多穩健性檢驗后，結果保持不變。

本文研究結果具有如下兩方面啟示。第一，在當前國企改革過程中，非國有股東向國企派出董事產生了積極的治理成效，決策高層應當繼續深入推進改革，激發市場活力。2013年，《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》明確鼓勵非公有制企業參與國企改革和完善現代企業制度。國企改革可以從董事會層面切入，在保證國有股東控制權的前提下提升國企創新產出，由此通過市場機制改善國企創新特征和促進其高質量發展，最終助力于中國式現代化的實現。具體而言，國企的研發創新努力通常難以觀測和考核，決策高層和國有股東難以直接通過外部治理手段來改善國企的高質量創新產出，而本文的結論則提供了解決這一問題的新視角，即允許代表市場力量的非國有股東向國企派出董事。由此，非國有股東具有參與國企治理的動機和能力，可以改善國企的科技型雇員激勵機制并引進高層次人才，提升國企的創新數量與質量，最終做強做優做大國有資本和國企。第二，切實發揮非國有股東的積極成效需要相關配套措施。只有在以行政審批中心設立為代表的政府行政效率較高的環境下，非國有股東參與國企治理才能改善科技型雇員激勵和高層次人才結構，從而對創新特征產生積極影響。因此，各地政府在深化國企混合所有制改革、推動非國有股東參與國企治理時，需要在行政效率等營商環境上配套優化，確保非國有股東切實發揮積極作用。

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