非國有資本引入對國有企業策略性創新的影響

【摘 要】 創新質量不高是制約國有企業高質量發展的關鍵因素之一。文章選取2008—2021年A股國有企業為研究對象，從股東治理與高層治理兩個維度探討了非國有資本引入對混改國有企業策略性創新的作用。實證發現，非國有資本引入能顯著降低國有企業的策略性創新，且非國有股東持股比例越高對混改國有企業策略性創新的抑制作用越強。進一步研究發現，相對于參股未委派董事的企業，參股且委派董事對混改國有企業的策略性創新的抑制效果更好。機制檢驗顯示，非國有資本引入對混改國有企業策略性創新的抑制作用主要是通過改善混改國有企業的治理水平實現。該研究豐富了異質性股權結構企業治理經濟后果的相關研究，并為國有企業提高創新質量提供了經驗證據。

【關鍵詞】 非國有資本； 混改； 股東治理； 高層治理； 技術創新

【中圖分類號】 F275 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2024）17-0094-07

一、引言

黨的二十屆三中全會提出，要構建支持全面創新體制機制，推動科技創新力量、要素配置等體系化、建制化、協同化，強化企業科技創新主體地位，構建同科技創新相適應的科技金融體制。技術創新作為企業轉型升級、提高勞動生產效率的重要驅動因素[1]，在實現經濟高質量發展中起到重要的作用。企業作為科技創新的主體，尤其國有企業是中國特色社會主義的重要物質基礎和政治基礎，是我們黨執政興國的重要支柱和依靠力量，更應當成為實施創新驅動發展戰略的排頭兵。

創新資源、創新意愿是影響企業創新的兩個重要因素。盡管國有企業在制度和政策上的優勢，可以使其獲得更多的創新資源[2]，但由于政府干預、預算軟約束以及“所有者缺位”等諸多因素所帶來的經理人委托代理問題[3]，使得經理人缺乏風險承擔的意愿，從而阻礙了國有企業的技術創新[4]。隨著近年來“創新驅動發展戰略”的實施，各級政府把技術創新作為考核國有企業經理人政績的一項重要指標，但在考核指標上只關注專利數，而忽略了實際專利產出的質量。因而一些國有企業為了迎合政府的績效考核，傾向于追求創新的“數量”而忽視創新的“質量”。企業為了迎合政府而實施創新的策略行為也稱之為“策略性創新”[5]。

國有企業引入非國有資本形成了多個大股東相互合作與相互制衡的股權結構[6]，通過其他大股東對國有股東及其經理人的監督，可以減少政府對國有企業的干預，緩解所有制缺位帶來的經理人的代理成本問題。董事會作為企業內部治理結構的核心，在緩解企業代理問題、維護全體股東利益等方面發揮著重要的作用。非國有股東參股國有企業并委派董事，不僅使國有企業的股權結構得以重構，還優化了國有企業的董事會成員結構，避免了國有控股股東“壟斷”企業董事會成員的局面產生，非國有董事對國有董事實施有效的制衡和監督，可以提高董事會的決策效率。那么，非國有股東參股國有企業并委派董事是否能夠進一步降低國有企業經理人的策略性創新呢？

本文可能的貢獻有：第一，從非國有資本引入視角探討國有企業策略性創新的作用機理，豐富了企業創新之影響因素研究。第二，本文為理解異質性股東產生的經濟后果提供了增量證據。第三，本文具有一定的政策啟示，對如何制定國有企業改革政策具有重要的啟示意義。

二、文獻綜述與理論分析

創新是企業保持競爭優勢并促進經濟持續增長的重要驅動力。黨的二十大報告提出要加快實施創新驅動發展戰略，加快實現高水平科技自立自強。各級政府為激發創新主體的企業研發投入，相繼出臺了加大鼓勵和支持企業創新的政策力度，企業的創新投入顯著增加，2022年上市企業創新投入為1 650億元，較2021年同期分別增長240億元，國有上市企業的創新投入達1 310億元，較2021年同期增長180億元，國有企業成為了企業創新的主力軍，在我國經濟高質量發展過程中功不可沒。但一些企業為了迎合官員的政治需求，只追求創新“速度”和“數量”，忽略技術創新的質量，甚至出現粉飾創新能力的現象。創新錦標賽假說則認為，在創新驅動發展國家戰略背景下，創新作為影響同級官員晉升更高一級職位的重要因素[7]，地方政府和國有企業經理人具有策略性創新的動機[8]。迎合假說則認為，企業為迎合政府的政策和監管，國有企業經理人具有從事形式化的低質量策略性創新的動機。相應的證據有，中國第二次修訂后的專利法鼓勵國企申請專利，國企的策略性創新數量顯著增加，而實質性創新數量沒有顯著增加[9]。

影響企業創新的因素主要有企業特征和外部制度環境等因素。企業的股權結構、資源獲取能力、人才等特征是影響企業創新的重要因素。現有研究表明，不僅企業的股權結構會影響企業的創新行為[10]，而且股權性質對企業創新具有重要影響[11]。還有學者認為，創新資源和創新意愿直接影響企業的研發投入和創新水平，有效的公司治理機制可以促使企業經理人通過技術創新來實現企業價值最大化，經理人的激勵制度直接影響到企業創新投入和創新效果[12]。此外，外部制度環境也會影響企業的創新行為，政府補貼和稅收優惠是國家激勵企業進行創新的重要宏觀工具，但企業可能為了追求政府補貼或者稅收資源而采取策略性創新的短視行為。政府將創新作為考核國有企業經理人政績的指標，可能導致國有企業經理人以犧牲企業的長期價值為代價進行策略性創新[13]。

盡管國有企業在制度和政策上的優勢使其擁有更加廣泛的融資渠道和更低的融資成本，可以獲取更多的創新資源。但國有企業的出資人是國家，必然會帶來政府干預企業的經營活動的現象，而國有資本全民所有帶來的“所有者缺位”“預算軟約束”[14]等問題，還會導致經理人委托代理問題較為嚴重，經理人過度規避投資風險的傾向[15]，阻礙了國有控股企業從事風險高的技術創新投資。

引入非國有資本使得國有企業的股權結構發生了重構，形成了多個異質性大股東共同持有企業股份的股權結構安排。多個大股東治理理論認為，當企業存在多個大股東時，其他大股東既可以監督企業經理人，還可以監督、制衡企業的控股股東，從而緩解經理人的代理問題及約束控股股東的行為[15]?！盎旌闲汀惫蓹嘟Y構企業構成了異質性股東相互合作、相互制衡的公司治理機制，避免了單一股權性質所造成的治理缺失，并影響到股東的行為偏好及投資風險承受水平，進而對企業的創新功能定位、創新投入、創新資源配置等產生影響。

非國有資本的引入降低了國有資本的持股比例，可以減少政府對混改國有企業的干預。非國有資本的引入還可以減少政府為實現政治目標而向國有企業施加的政治壓力，并且非國有股權比例越高，政府的干預成本越大，因而，非國有資本的引入可以降低混改國有企業經理人為迎合政府采取策略性創新的動機。

非國有資本的引入還可以促進混改國有企業治理機制的完善，有助于降低經理人的代理成本，提高經理人的風險承擔水平。國有企業的經理人為了維護個人的聲譽或取得更多的私人利益，在缺乏有效的監督和激勵機制的情況下往往傾向于選擇穩健性的投資策略，減少研發投入等風險更高的投資項目。引入非國有資本后，非國有股東參與公司治理，有助于完善混改國有企業的監督和激勵機制[16]，降低國有企業“道德風險”和“逆向選擇”。由于策略性創新不僅不能提高企業的核心競爭力，反而毀損企業的長期價值，這將會使參股國有企業的非國有股東利益受損，因而非國有股東有動機參與有關創新投資等重大事項的決策，從而抑制混改國有企業經理人的策略性創新行為。并且非國有資本持股比例越高，其參與混改企業的公司治理動機也會越強，對國有企業經理人的監督作用也越大，因而對抑制混改國有企業經理人策略性創新的效果越好。

基于以上分析，本文提出假設1。

H1：當國有企業引入非國有股權超過5%時能抑制混改國有企業的策略性創新；且非國有股東持股比例越大，對混改國有企業的策略性創新的抑制作用也越大。

董事會作為企業內部治理結構的核心，在緩解企業代理問題、維護全體股東利益等方面發揮著十分重要的作用。股東委派董事參與公司治理比單純依賴股權治理的效果更好[17]，尤其是在“一股獨大”的國有控股企業，非國有董事的引入改善了國有企業的董事會成員結構，避免了國有控股股東“壟斷”企業董事會成員的局面，因而，非國有董事對國有董事的制衡和監督有助于提高企業董事會的決策效率和監督效果。

企業高管盡管不直接參與董事會治理，但企業高管不僅是技術創新活動的組織者，還是技術創新活動的直接參與者，其創新意識、風險承擔的意愿及創新能力等方面直接影響企業的技術創新氛圍和創新效果。董事會作為連接股東與經理人的橋梁，在監督企業經理人方面可以發揮積極的作用[18]。非國有董事為維護非國有股東的利益，具有監督國有董事的動機，非國有資本參股并委派董事，使得非國有股東不僅可以通過股東治理制衡國有董事，還可以通過參與董事會治理監督國有董事，有助于進一步提高非國有股東的監督效應，因而，非國有股東參股并委派董事能夠更加有效抑制國有企業經理人從事策略性創新的行為。

基于以上分析，本文提出假設2。

H2：相對于沒有委派董事的混改國有企業而言，非國有股東委派董事情況下，對混改國有企業策略性創新的抑制作用更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選取2008—2021年A股國有企業為研究對象②，并按照以下標準篩選樣本：（1）剔除金融行業；（2）剔除關鍵變量缺失樣本；為了避免極端值影響，本文對連續變量進行1%縮尾處理。非國有股東參股比例、委派董事及股權激勵限制性條款都是通過手工整理收集，其他數據均來自CSMAR、Wind金融數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

策略性創新（LQI）：選取非發明專利申請數量作為策略性創新的代理變量。

2.解釋變量

根據《證券交易所上市公司規范運作指引》等規定，若股東持股比例超過總股本的5%就享有一系列影響上市企業決策的權力。因此，本文定義非國有資本參股比例達5%以上的國有企業為混改國有企業。

混改國有企業（Mix_Dummy）：本文將非國有股東參股比例是否超過5%作為國有企業是否為混改企業的界限。若國有企業的非國有股東參股比例不小于5%取值為1，否則為0。

非國有股東參股比例（Mix_Rate）：考慮到非國有股東持股比例的差異，采用連續變量衡量非國有股東參股比例。即混改國有企業的前十大股東中持股比例在5%以上非國有股東持股比例之和。

3.控制變量

參照Zhang et al.[19]做法，本文選取了以下三類變量作為控制變量。一是企業基本面特征：企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、流動比例（Liq）、成長比率（Grow）、總資產凈利率（Roa）、資不抵債（Insolvent）；二是企業治理變量：管理層持股比例（MHD）、股權制衡度（Balance）、兩職合一（DCEO）、審計費用（Audfee）；三是特殊變量：年度效應（YearDummy）和行業效應（IndustryDummy）。

相關各變量具體定義見表1。

（三）模型設計

為驗證H1非國有股東參股對策略性創新的影響，本文構建了模型1進行實證檢驗。

模型1中，被解釋變量為策略性創新（LQI），以1加實用新型加外觀設計之和的自然對數進行衡量。解釋變量Mix_Dummy和Mix_Rate。其中，Mix_Dummy表示是否為混改國有企業；Mix_Rate表示混改國有企業的非國有股東持股比例。α表示非混改國有企業的策略性創新水平；α+β1表示混改國有企業的策略性創新水平；如果β1系數顯著小于0，說明混改國有企業對策略性創新具有抑制作用。

為了檢驗委派董事對混改國有企業策略性創新的影響，本文僅以混改國有企業為樣本，構建模型2進行實證檢驗。

模型2中，Dummyi，t/AD_Ratei，t是解釋變量，分別表示混改國有企業是否委派董事及委派董事的比例。其中，α表示沒有委派董事的混改國有企業策略性創新水平；α+β1表示委派董事的混改國有企業策略性創新水平。如果β1的系數顯著為負，說明非國有股東委派董事對策略性創新的抑制作用更好。

四、實證結果

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。策略性創新（LQI）的均值為3.030，中位數為2.940，說明國有上市企業從事策略性創新的現象較為普遍?；旄膰衅髽I（Mix_Dummy）均值為0.330，即混改國有企業占國有企業樣本數量的33%。非國有股東參股比例（Mix_Rate）均值為6.570，即非國有股東持股比例平均為6.57%。委派董事（AD_Dummy）和委派董事比例（AD_Rate）的均值分別為0.200、0.040，表明國有企業參與混改后，非國有股東委派董事參與治理是較為常見的一種方式，體現非國有股東重視參與公司治理。其他控制變量的描述性統計結果具體見表2。

（二）回歸結果與分析

表3報告了混改國有企業如何影響國有企業的策略性創新。其中，列（1）、列（2）分別報告了混改國有企業（Mix_Dummy）、非國有股東參股比例（Mix_Rate）對國有企業技術創新的影響。

列（1）的結果顯示，混改國有企業（Mix_Dummy）的回歸系數為-0.082，且在5%水平上顯著。結果表明，相對非混改國有企業而言，混改國有企業能有效抑制企業低質量的創新。

列（2）顯示，非國有股東參股比例（Mix_Rate）的回歸系數為-0.008，且在1%水平上顯著。結果表明，非國有股東參股國有企業的比例越高，混改國有企業的策略性創新越低。

綜上分析，非國有股東參股有助于降低混改國有企業策略性創新，且參股比例越高，抑制效果越好，即H1成立。

表4報告了非國有資本參股并委派董事對混改國有企業的策略性創新影響的檢驗結果。結果表明，相對于沒有委派董事的混改國有企業而言，非國有股東參股且委派董事能夠顯著降低策略性創新，且委派董事比例越高對混改國有企業的策略性創新的抑制效果越好。

五、進一步檢驗

（一）股權激勵行權條件對混改國有企業的作用

股權激勵是引導管理層行為的重要工具。當混改國有企業實施股權激勵的行權條件設置了技術創新的考核指標時，管理層有動機從事策略性創新相關活動來滿足行權條件。故相對其他混改國有企業而言，激勵條款中包含技術創新考核指標的混改國有企業策略性創新水平更高，實證結果也驗證了該觀點③。

（二）高新技術行業對混改國有企業的影響

高新技術行業是創新的標桿企業。高新技術行業具有較強的創新意愿，本文預期非國有資本引入對策略性創新的抑制作用不如非高新技術行業好，實證結果也驗證該觀點。

六、機制檢驗

從上文分析得知，混改國有企業策略性創新的抑制作用主要是得益于非國有資本引入促進了混改國有企業治理機制的完善，據此，本文對此進行檢驗。參照顧乃康等[20]等采用管理層持股比例、董事會規模、獨立董事比例、股權制衡度和兩職合一進行主成分分析，構建治理指數（Gindex）。治理指數越高，表明公司治理水平越高。實證結果如表5所示，表明非國有資本引入能夠顯著促進公司治理水平的提高，即治理機制得到驗證。

七、內生性檢驗

（一）Heckman兩階段

鑒于創新、管理及盈利能力好的企業策略性創新更低，同時也更容易吸引非國有股東進入，從而本文結論有可能存在遺漏關鍵變量所導致的偽相關問題，即內生的問題。為控制該問題對研究結果的影響，本文采用Heckman兩階段自選擇矯正模型，以克服自選擇問題對研究結論的影響。首先采用probit模型估計國企混改的可能性，即逆米爾斯比（IMR），再將逆米爾斯比（IMR）放入模型1中進行回歸，即控制了潛在的自選擇問題后，回歸結果如表6所示。混改國有企業（Mix_Dummy）與策略性創新的負相關關系仍然存在且在1%水平上顯著，表明本文不受自選擇產生的內生性影響。

（二）工具變量法

本文用滯后一期非國有股東持股比例作為工具變量進行兩階段回歸。滯后一期與本期的非國有股東持股存在高度相關關系，且不太可能會影響上一期的策略性創新，故滿足工具變量的條件。具體回歸結果如表7所示。列（1）是工具變量與混改國有企業（Mix_Rate）進行的回歸結果④；列（2）是工具變量與策略性創新（LQI）的回歸。可以看到，在使用工具變量后混改國有企業對策略性創新（LQI）的抑制作用仍然存在，且在1%水平上顯著為負。

八、穩健性檢驗

為了檢驗本文研究結論的可靠性，本文進行了如下一系列的穩健性檢驗。首先，重新定義混改國有企業（Mix_Dummy）、非國有股東參股比例（Mix_Rate）界限；其次，改用相對數指標重新衡量策略性創新（LQI）；進一步，考慮創新的可能的滯后效應影響；最后，使用安慰劑檢驗，根據原始樣本中混改國有企業（Mix_Dummy）的年度既定比例隨機選擇混改國有企業，并對模型1重復10 000次回歸。上述結論與主檢驗并無實質性區別，表明本文的結論是穩健的。

九、結論

本文以2008—2021年A股國有非金融上市企業為研究對象，從股東治理和高層治理兩個維度分析和檢驗了非國有資本引入及委派董事對混改國有企業策略性創新的影響。實證發現，非國有資本引入能顯著降低國有企業的策略性創新，且非國有股東持股比例越大對混改國有企業策略性創新的抑制作用越強。研究還發現，相對參股未委派董事的企業，參股委派董事對混改國有企業策略性創新的抑制效果更好。進一步研究還發現，相對于其他行業而言，在高新技術行業、股權激勵設置技術創新考核指標的混改國有企業，非國有資本引入對策略性創新的抑制效果更差。機制檢驗結果顯示，非國有資本引入對混改國有企業策略性創新的影響主要通過改善治理機制產生作用。經過自選擇、內生性等一系列的穩健性檢驗，實證檢驗的結果依然保持穩健。

本研究揭示的問題：（1）非國有資本引入可以抑制混改國有企業的策略性創新，因此，積極實施國有企業混改可以促進國有企業創新升級。（2）非國有資本引入并委派董事對混改國有企業的策略性創新抑制作用更加顯著，因而，混合所有制改革絕非不同性質產權的簡單混合，也不是混合所有制“一改就靈”，完善混改企業的內部治理機制才能更好發揮異質性股東的治理作用。（3）不同性質股權結構企業可以形成異質性股東相互制衡、相互合作的機制，避免單一性質股權帶來的諸多弊端。

為此，本文提出如下政策建議：（1）在“促進經濟向高質量發展轉變”背景下，應該積極推進國有企業的混合所有制改革，支持非國有資本以多種形式參股國有企業。（2）實施混合所有制改革的國有企業不能“一改了之”，參股的非國有資本應以各種形式參與公司治理才能達到“混改”的效果。（3）董事會對推動國企混改具有積極作用，要堅持發揮非國有股東的高層治理作用。

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