国企改革的新思路：基于研发投入规模视角

陈奡楠，江永红

（安徽大学经济学院，安徽合肥 230601）

党的十八大以来，高质量发展逐渐成为我国经济发展的重要战略选择，国有企业作为经济发展的主要微观主体，其能否释放创新潜能将直接关系经济高质量发展的成败。然而，受困于高代理成本及低创新偏好，国有企业整体上面临发展方式粗放、创新效率低下的问题［1］。因此，在党的十九大强调深化国有企业改革、发展混合所有制经济的大背景下，混合所有制改革的重点已不再是需不需要参与混改的讨论，而是如何找寻最有利于提升生产率的混改路径。探讨国有企业混合所有制改革对企业全要素生产率的影响效果及作用路径，既有利于破解国企创新低效的困境，又有助于实现高质量的经济发展。事实上，为了培育具有世界一流竞争力的国有企业，无论国有企业采取何种混改模式，改革的最终目的应落脚于提高企业创新能力与产品竞争力。就长期而言，国有企业只有重视研发支出的持续性与稳定性，混改才更有可能取得良好效果。那么，研发规模的增加是如何影响企业生产率的，研发强度的差异是否会影响国企有效混改的效果，研发强度的不同又如何影响国企混改的最优方向选择，这些正是本研究关注的重点。

1 文献述评

近年来，国内外关于国企混改与企业生产率的讨论日趋激烈，其中Defraja 等［2］基于混合寡头理论较早发现国企混改可以影响企业生产率。就国企混改与企业生产率的关系，当前学术界存在两种争议。部分学者肯定了国企混改对企业生产率的促进作用，并从市场竞争与经理人角度展开分析，例如，Fulton 等［3］、Ishibashi 等［4］、Matsummura 等［5］、Wang 等［6］、张伟等［7］从市场竞争视角出发，认为在竞争市场条件下混合所有制企业相比国有企业更有利于提高企业生产积极性，提升企业生产效率；而结合经理人制度，Lin 等［8］、鲁桐等［9］、Hirshleifer 等［10］认为民营资本参股国有企业有利于完善经理人的激励机制与监督机制。另一种观点恰好相反，如Scherer 等［11］认为国企混改不利于企业创新；钟昀珈等［12］从风险规避视角出发认为上市融资会稀释股东股权，创新的高风险性促使非国有股东在面临股权稀释时规避风险，减少企业创新活动。

随着混合所有制改革进一步发展，国内外学者开始基于政府行为与委托-代理视角探讨国企混改对企业生产率的影响，并得出富有针对性的讨论。部分学者认为国企混改与企业生产率的关系受地方政府行为方式影响。一方面，如李文贵等［1］、江轩宇［13］认为政府为了实现社会与政治目标往往将自身承担的政策性负担转移到国有企业，造成国有企业不利于开展以利益最大化为目的的创新活动，同时马红等［14］、任曙明等［15］认为非国有企业加入有利于弱化保护性政策负担对企业创新决策的不利影响，而Wang 等［16］通过比较异质性企业发现相较于混合所有制企业，国有企业在获取创新资源方面并不具备优势；另一方面，考虑到政府社会福利最大化与企业利润最大化目标不一致，非国有企业加入可以解决因地方政府依赖所引起的“所有者缺位”，提升企业创新表现［17］。

根据委托-代理理论，由于股东与管理者掌控公司控制权，利己天性容易造成大股东运用公司控制权获取私有利益，长此以往将损害公司创新行为。John 等［18］、冯根福［19］和王鹏［20］均认为国企混改后其他股东可以对公司股东行为采取有效监督，且Liu 等［21］和张斌等［22］认为减少委托代理冲突对企业创新绩效具有抑制影响。然而，Allen 等［23］、申慧慧等［24］认为我国企业情境较为特殊，国企混改对企业生产率的促进效果并不十分明显，对此Chen等［25］分析认为这是因为我国企业董事会制度并不完善，企业管理人并不能有效代表企业所有者利益，又由于国企需要承担社会职能，与民营股东的利益相冲突，企业创新行为的改善相对有限。

除了国企混改外，也有部分学者开始探讨国有资本参股民营企业对企业创新的影响。其中，如朱沆等［26］研究了混改对家族民营企业生产率的促进作用，吴炳德等［27］、Roessl 等［28］、陆铭等［29］和罗宏等［30］从社会情感、股权来源地、环境政策、家族内部结构等展开进一步讨论。

纵观上述已有文献，关于国企混改与企业生产率的讨论众说纷纭，但是，当前关于国企混改对企业生产率的影响分析多侧重于要么讨论地方政府行为如何施加政策影响企业创新行为，要么论证我国特殊的委托-代理问题为何造成国企混改提升企业创新不明显。诚然，这些问题的确是造成国企混改影响企业生产率的部分因素，但学者忽略了企业研发投入规模的异质性。本研究认为，规模化的研发投入才是造成国企混改后企业生产率提升的关键性因素。因此，本研究将运用双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）模型阐述以下问题：国企混改对企业生产率产生了怎样的影响？研发投入规模的差异如何影响国企混改对企业创新的政策效果？国企混改下，何种股权方式最有利于股权制衡、发挥国企混改的政策效果？以及如何选择国企混改的最优方向？

2 实证分析

2.1 计量模型与数据说明

在微观企业全要素生产率的测算上，常见的测算方法包括Olley-Pakes 法（OP 法）、Levinsohn-Petrin 法 (LP 法)、最小二乘法（OLS 法）、固定效应法（FE 法）、广义矩估计法（GMM 法）。学术界对上述方法的优劣性存在较大的争议。通常来说，OLS 法与FE 法存在测算全要素生产率不准确的问题，而且回归会带来严重的内生性问题，GMM 法则需要样本具有足够长的时间跨度。本研究参考鲁晓东等［31］的测算方法，决定采用OP 法与LP 法测算企业全要素生产率。

近几年，学术界开始流行利用双重差分模型（DID）评估政策的实施效果。DID 模型可以有效消除政策之外的因素对估计结果的干扰，然而传统的DID 模型存在一个缺陷，即无法检验实验处理组与对照组数据是否满足平行性假设，即在政策实施前，实验组数据的变化趋势与对照组数据趋于一致。若使用PSM-DID 法，则可以保证实验组与对照组数据满足平行性假设，使政策评估结果更具说服力。因此决定先确定双重差分法的实验组与对照组数据并确定实验时间，随后通过PSM-DID 法对实验组与对照组数据进行筛选，选择适合DID 模型的数据。

我国国企混改是分时间点分步推行的，对于政策实施时间的确定，根据沪深A 股上市公司企业数据可以发现，参与所有制改革的企业股权变动时间多是介于2006—2008 年，因此选取2006—2008 年发生所有制改革的国企作为处理组企业，未发生混改的国企作为对照组。对国企混改定义为：由于混有个人资本、民营资本、外商资本等资本，国有企业类别属性发生改变的企业。以中国A 股上市公司为研究样本，数据来自于锐思数据库，数据范围为2005—2018 年，包括未进行混改的国企和进行混改的国企。对核心变量存在缺失的企业进行了剔除处理，最终获得786 家企业的10 989 个样本，包含了企业相对完整的微观信息，包括企业研发投入、国有股比重、企业类别、企业从业人数、企业年龄、新增固定资产规模、企业属性与主营业收入等，并基于数据中存在的样本异常值进行数据筛选，删除奇异数据值。

借鉴Heckman 等［32］提出的PSM-DID 模型，先使用倾向评分匹配（PSM）法对实验组与对照组企业进行一对多匹配，然后将匹配成功的样本通过DID 模型进行固定效应回归。以Treated 表示企业是否进行国企混改，若进行混改，为处理组，则Treated 虚拟数值取1；若未进行国企混改，为对照组，则Treated 虚拟值取0。为了实证结果的准确性，通过OP 法、LP 法对全要素生产率进行测算，并采用证伪实验与改变窗口期方法进行实证检验。

采用倍差法的估计模型（以下简称“基准模型”）如下：

式（1）中：i为商品种类；t为时间；TFP 为企业全要素生产率；D为政策变化前后的时间虚拟变量；Xit为控制变量；λi为时间固定效应，μi为企业个体固定效应。

本研究主要考察的变量是企业混改时间与政策虚拟变量的交叉值D×Treated，交叉值的回归系数反映了国企混改是否提升了企业的生产率，如果系数显著为正，则说明我国国企混合所有制改革显著提升了企业生产率。另外，由于政策实施效果具有一定的滞后性，本研究认为国企混改对企业全要素生产率的影响是具有滞后效应的，因此参考郑丹青［33］的做法，分别选取1、2、3、4 年作为滞后期，分析国企混改对企业全要素生产率的动态影响与变化趋势，其他变量定义与基准模型一致。此外，参考李林木等［34］学者的研究经验，以企业自身状况、资金周转与要素资源等方面设定控制变量。其中，企业年龄（Age）衡量企业自身发展状况，企业劳动力（Labor）与企业资本密集度（Capital）衡量企业要素资源，企业资产负债率（Lev）反映企业资金周转情况。对企业劳动力与企业资本密集度取对数处理。

2.2 实证结果

为了准确估计国企混改对企业全要素生产率的影响效应，在控制时间固定效应与行业固定效应后，利用PSM-DID 模型进行分析，结果如表1 所示。表1 中，回归（1）中被解释变量是以OP 法测算的企业全要素生产率，结果显示在未添加控制变量并控制时间固定效应与行业固定效应后，交叉项D×Treated 系数显著为正并且在1%的水平上显著；回归（2）将被解释变量换成LP 法测算的全要素生产率后，交叉项D×Treated 回归系数与显著性水平与回归（1）的结果基本一致；同时，在回归（3）（4）中添加了控制变量，考察交叉项D×Treated 的回归结果，结果与回归（1）（2）基本一致。这说明，与未发生混改的国有企业相比，进行混合所有制改革的国有企业明显提升了全要素生产率，也就是说国企混改的确显著提高了企业的生产率水平。

表1 样本国企混改与企业生产率水平回归分析

国企混改通过引入非国有资本有效注入了企业活力，实现企业全要素生产率的提升。具体表现为：一方面，国企混改可以优化要素资源配置效率。与民营企业相比，国有企业在融资渠道方面具有先天性优势［35］，而非国有企业具有较为完备、公平的创新激励制度［36］，在市场竞争环境下，国企混改后企业在缓解融资压力的同时，投资理性、专业技能丰富的民营资本家可以实现资源的有效调整，从而促进企业要素配置效率，提升企业竞争力。另一方面，国企混改确实降低了企业的委托代理冲突。国企高管存在一定的政治风险规避行为，企业创新的不确定性使得企业创新需要高管承担较高的创新政治风险［13］，造成企业创新积极性不高，但在非国有资本引入后，可以通过完善监管机制，有效降低企业高管的利己性行为，企业生产率水平有效提升。

进一步地，根据PSM-DID 模型对国企混改影响企业生产率的动态效应及变化趋势进行估计与分析。回归结果如表2 所示，在以OP 法计算的企业生产率进行回归时，国企混改实施后第二年的企业生产率提升水平为0.367 且在1%水平上显著，在实施后的第3 年、第4 年和第5 年时，国企混改对企业生产率的促进作用均在1%的水平下显著为正，且系数分别为0.377、0.374、0.460。可以发现，随着时间的推移，除滞后3 期后短期下调外，回归系数整体呈现逐渐上升的趋势，说明国企混改对企业全要素生产率的促进作用呈现稳步的上升趋势，在5 年后混改对企业生产率的促进作用更为明显。这可能是因为，一方面，2006—2008 年部分企业刚开始进行混合所有制改革，混改的实施效果不够明显，且国有企业规模较大、生产周期较长，生产行为发生改变需要时间，短时间内混改对企业生产率的提升作用很难一蹴而就；另一方面，随着时间点推移，企业的生产行为随着混改逐步发生改变，融资资金持续流入，原有低效率行为被改变，再加上混合所有制改革的政策性红利不断放大，最终促进混改企业全要素生产率不断提升。基于以上两点，可以得出相比于对照组，混合所有制改革确实提升了企业的全要素生产率，并呈现显著的滞后效应。

表2 样本国企混改与企业生产率水平动态回归分析

表2（续）

3 作用机制：研发投入规模与股权制衡视角

3.1 研发投入规模视角

事实上，研发投入是国企混改影响企业全要素生产率的重要因素，创新投入规模的差异将在很大程度改变国企混改对企业创新的影响效果与作用方式。一方面，企业创新行为具有高风险性与长周期性，大规模研发投入的混改企业可以为企业研发资本、人才投入、专利积累等创新资源提供长期持续性的资金支持，提高要素资源配置效率，并实现创新投入的有效转化；大规模的创新投入也可以进一步丰富、完善企业的创新管理经验，缓解企业对创新投入风险的规避倾向，减少创新投入的无效损失［16］。因此，掌握大量创新资源的混合所有制企业不断吸收创新资源并将其转化为有竞争力的创新产品，进一步强化企业的创新优势地位，实现企业全要素生产率的提升。另一方面，混改后创新投入规模较小的企业对研发投入的支持强度有限，造成企业创新风险性不断增加，企业创新投入转化能力不足；另外，小规模、非持续行的创新投入也不利于企业寻找与完善企业创新管理制度，进一步限制了企业全要素生产率的提升。此外，由于混改企业存在较为严重的代理成本问题［37］，因此大规模研发投入对混改企业创新的强化效果更容易抵消代理成本问题对企业生产率的不利影响。

进一步地，国企混改对企业生产率的影响往往与企业所处市场结构密切相关，部分属于诸如电力、燃气、运输、邮政、通信等垄断性行业的国企在混改前后创新资源的投入转化效果更为明显，这是因为当企业处于激烈的竞争性市场时，短期的利润最优目标与私人利益倾向可能会导致混改企业的无效率研发投入；相反，垄断性行业的国企具有规模经济特征［38］，更有利于发挥企业的创新资源优势。本研究将电力、燃气、铁路、航空交通运输业、烟草业、邮政、电信等关乎我国民生与经济命脉的行业定义为垄断行业，该领域企业均为垄断性企业，其余行业为非垄断性行业。

因此，本研究预期，国企混改通过要素资源配置与委托-代理角度对企业全要素生产率的影响程度与企业研发投入规模显著相关。研发投入规模较大的混改企业更有利于实现创新资源吸收的有效转化，对企业全要素生产率的提升作用更为明显；同时，对于研发投入规模较大的国有企业来说，处于垄断性行业在混改后更有利于企业创新。为了刻画企业创新投入规模差异，并在DID 实证模型中体现出不同企业创新投入规模下国企混改对企业全要素生产率的影响，将企业研发投入指标作为调节变量，同时参考范子英等［39］的做法，将调节变量创新投入放置在基准模型中以考察结果是否显著，得到具体模型（以下简称“检验模型”）如下：

式（2）中：TFP_n表示由OP 法与LP 法测算的企业生产率；Innovation 为调节变量研发创新。

高蓓等［40］在研究中以专利授权数表示企业创新投入情况，但不同于专利授权数，研发投入更有利于刻画企业的创新研发投入规模，也更容易体现企业的创新投入意愿［41］，因此本研究利用研发资金作为企业研发创新投入规模的变量，控制变量等其他变量与基准模型相同。《中国统计年鉴》显示，2012—2014 年我国研发投入占生产总值（GDP）比重分别为1.93%、2.01%与2.04%，可以发现整体研发投入占GDP 比重约为2%。因此，为了定义企业不同研发投入规模的差异性，结合我国平均研发投入强度，界定大规模研发企业的研发资金占比（研发资金/营业收入）为2%以上，小规模研发企业的研发资金占比低于2%。

在检验模型中，本研究重点关注交叉项D×Treated×Innovaton 的系数与显著性，不同研发规模下国企混改与企业全要素生产率如表3 所示。其中，从回归（1）（4）结果可以发现，在添加控制变量后，以OP 法测算的企业生产率，交叉项D×Treated×Innovaton 的系数均在1%水平上显著为正，这说明总体上看研发投入创新确实是混改提升企业生产率的重要路径；另外，对比企业研发资金规模可以发现，大规模研发投入的混改企业交叉项D×Treated×Innovaton 的系数均在1%的水平上显著为正且较大，说明大规模的创新投入强化了企业的创新优势地位，而小规模研发投入的混改企业交叉项D×Treated×Innovaton 的系数显著为正但与大规模研发投入的混改企业存在明显差距，说明小规模的创新投入无法高效实现创新资源转化，资源配置的改善效果有限。另一方面，回归（2）（3）结果显示，参与国企混改并投入大规模研发资金的企业中，研发投入对垄断性行业与非垄断性行业混改企业生产率的促进效果均在1%水平上显著为正，说明不管是垄断性企业还是非垄断性企业在国企混改后，均可以通过大规模的研发创新提升企业生产率。但值得注意的是，相比于非垄断性企业，研发投入对垄断性企业生产率提升的效应值更高。由于面临更大的市场竞争压力，非垄断性混改企业在企业研发投入时更关注短期化利润最大化目标，企业创新转化效率相对较低，难以弥补代理问题造成的创新效率损失，不利于显著提升企业全要素生产率。综上，大规模研发投入的混改企业有利于企业全要素生产率的提升，而在垄断性行业，大规模的创新投入更容易实现企业的创新投入转化，因此基于投入研发视角的研究假设成立。

表3 不同研发规模下样本国企混改与企业全要素生产率

3.2 股权制衡视角

在企业治理中，均衡化的股权结构对企业创新起着至关重要的影响［42］。对于国有企业而言，单一股权的高度集中会促使企业权利膨胀［43］，提高大股东的利己行为，增加企业的创新投资风险；而非国有股东又具有逐利天性［44］，国企混改后多元化的股权结构则可以有效提升企业的资源配置效率。本研究认为，对于大规模研发投入的混改企业来说，股权制衡的创新效果与大股东的股权比重密切相关，股权多元化后存在一个相对较高的第一股东权重，可能更有利于企业全要素生产率的提升。一方面，尽管大股东股权比重较高会引起企业的代理成本问题，但是企业研发投入的创新转化能力才是引起混改企业全要素生产率变化的关键因素，大股东的股权比重相对较高，可以有效实现企业研发投入的创新转化效率提升，发挥企业的创新资源优势。总体上，较高的大股东股权比重优化企业创新转化能力对全要素生产率的提升效果大于代理成本问题对企业生产率的不利影响。另一方面，由于所有者决策对企业的创新行为起着至关重要的影响，我国国有企业的重大创新决策往往取决于大股东（尤其是控股股东），在股权多元化后，过度降低大股东股权比重不仅不能有效发挥大规模研发投入的创新资源优势，反而会降低企业创新决策的执行效率。事实上，混改后保持大股东相对较高的股权比重，企业更有利于发挥投资者保护作用［45］，控股股东对小股东及非国有资本的利益侵害行为将被有效避免，同时非国有资本的监督效果被放大，企业的创新效率显著提升。因此，本研究认为，对于大规模研发投入的混改企业而言，适度降低大股东权重并保持第一大股东维持较高的权重比例更有利于发挥企业创新资源优势，提升混改企业的全要素生产率。

为了考察大规模研发投入下混改企业不同股权比重对企业全要素生产率的影响，先基于企业研发投入规模差异筛选出大规模研发投入的混改企业，以第一大股东股权比重作为衡量企业大股东股权比重的指标，并利用PSM-DID 模型实证分析大股东不同权重下国企混改对企业全要素生产率的影响。在此模型中，本研究重点关注交互项D×Treated 的系数与显著性。由于股东股权为50%时具有较强的企业控制权，因此，为了更准确界定大股东权重的大小，将第一大股东权重在50%～75%之间界定为较高的大股东权重，比较其回归结果与第一大股东权重小于50%的显著系数。结果如表4 所示，大规模研发投入的混改企业中，第一大股东权重在50%～75%时，国企混改对企业全要素生产率的回归结果在5%水平上显著为正；而第一大股东权重小于50%时，交叉项D×Treated 的系数在10%的水平上显著为正但显著小于前者，说明国企混改后大股东股权比重维持较高水平时更有利于企业实现大规模研发投入的创新转化，发挥企业的创新资源优势，而大股东权重过低对于混改企业全要素生产率的提升效果一般。

表4 大规模研发企业股权差异下样本国企混改与企业生产率

国企混改虽然可以在一定程度上降低企业的代理成本问题，提高企业对大股东的监管能力［1］，提升企业资源配置效率，但并不是大股东权重越低越有利于提升企业全要素生产率，当大股东权重降低到引起企业股权失衡时，可能会造成企业创新决策的短视行为，规避更有利于企业长远发展的长期性创新投资，造成企业的大规模研发投入方向不明确，从而不利于企业全要素生产率的提升。相比之下，国企性质不同于民营企业，大股东股权比重相对较高时所引发的企业大股东侵占问题并不明显，企业的创新投资行为由大股东主导，大股东如能着眼于长远考虑则更有利于发挥大规模研发投入的创新资源优势，对企业全要素生产率的促进能力也高于大股东股权侵占所引起的企业创新效率损失。

4 稳健性检验

由于本研究采用的是倍差法，在实证分析中倍差法容易受到两种因素的影响。其一是实验组与对照组数据的选取问题，倍差法的前提条件是实验组与对照组在受到政策冲击前必须具有相似的变化趋势，若变化趋势不一致则不能准确分析政策冲击效应；其次便是窗口期的选择问题，由于政策实施存在一定的时滞性，因而需要通过改变窗口期的选择范围来检验回归结果的稳定性。为了证明样本处理组与实验组全要素生产率在政策实施前具有相似的变化趋势，采用证伪实验，即反事实检验法检验。具体做法为：假设在2008 年后实施了国企混改政策，观察交互项的显著系数，若非显著，则可以证明实验组与对照组在政策冲击前具有相同变化趋势的假说；若显著，则不能满足这一假说。选取2005—2012 年作为样本范围，并分别选取2010、2011 年为虚假的政策年份进行回归，表5 给出了反事实检验的结果。结果显示未区分企业研发规模时，添加控制变量后交互项系数不显著；进一步区分企业研发规模进行分类回归，交互项系数依然不显著。说明样本实验组与对照组符合政策实施前具有共同变化趋势这一假定。

表5 样本国企混改与企业生产率反事实检验

表5（续）

此外，表1 中选择全样本回归，即将2005—2017 年企业纳入回归中考察国企混改政策对企业全要素生产率的影响，为了消除窗口期的选择对实验的影响，重新设定窗口期进行实证检验。由表6 可见，逐渐减少样本年限，此时，交互项的显著系数与显著性与表1 回归（3）的结果基本一致。此外，为了检验表3 回归中关于研发规模对实证结果的影响效果，设定2005—2016 年为新的样本区间，分别回归大规模研发企业与小规模研发企业混改对全要素生产率的影响情况。由表6 可见，区分研发规模后，大、小规模研发企业交叉项D×Treated×Innovation 的回归结果与表3 得出的结论基本一致，说明研发投入规模确实是国企混改提升全要素生产率的关键路径。

表6 样本国企混改与企业生产率改变时间窗宽检验

5 进一步讨论：国企混改的最优方向选择

近年来，就何种混改方向最有利于企业创新，学术界关于“国进民退”还是“国退民进”的争论持续不断，如Jefferson 等［46］和张五常［47］基于民营企业的创新优势，强调民营化应成为国企混改的最优路径，但也有学者认为保持国有股权的大股东地位不仅可以提升企业创新，还可以避免国有资产的流失［48］。本研究以上证实了研发投入规模与股权结构制衡是国企混改下影响企业全要素生产率的关键路径，那么，在此背景下，不同研发投入规模下国有资本的最优比重是否会存在差异？回答这个问题，不仅可以回答“国退民进”还是“国进民退”的争议，还可以为后续针对性的政策制定提供理论分析。

理论上分析，研发投入规模是国企混改影响企业全要素生产率的重要因素，也是确立国企混改最优方向的重要依据。相比之下，对于大规模研发投入的混改企业而言，国有股比重较高可能更有利于企业创新，而非国有股比重较高可能更有利于小规模研发投入企业创新。就大规模研发投入企业而言，创新投入支持的持续性与创新活动的经济资源是降低创新风险、提高企业生产率的关键因素。一方面，由于利益需求、风险偏好的差异性，相比同质股东，异质性股东之间的创新决策容易产生分歧，不仅会削弱研发投入对企业创新投入的促进效果，还会提高企业的创新风险，国有股东保持较高股权更有利于保证研发投入的有效转化；另一方面，国有股权充分参与企业创新决策可以保证企业与政府部门的紧密联系，企业所获得的研发资源、融资支持等社会财富更多，不仅提高了混改企业创新的积极性，还可以降低大规模研发投入的高风险，若民营化程度过高，企业承担创新风险能力下降，利益最大化需求反而会降低企业的创新投入。对于小规模研发投入混改企业而言，相对灵活的管理机制与企业家精神可能更有利于提高企业的研发成功率和市场竞争能力，随着民营资本比重逐步提高，利益最大化的倾向促使非国有股东进一步强化对企业创新行为的激励与监督，减少由国有资本利益侵占所造成的全要素生产率损失；另外，在研发规模一定时，民营资本企业家精神对缩短研发周期与提高研发效率的作用可能更有利于提高生产率，若是国有资本比重过高，尽管缓解了部分融资压力、增加了企业投资规模，但考虑到小规模研发投入对提升企业创新的效果有限，国企混改后可能无法改善委托代理问题所引发的创新效率损失。

为区分不同研发投入规模下最有利于企业全要素生产率的混改方向，基于研发投入规模将混改企业分为大规模研发企业与小规模研发企业。对于大规模研发企业，如表7 所示，国有股比重较高时，交叉项D×Treated 显著为正且国企混改对企业全要素生产率的回归系数较高，而国有股比重小于50%时该回归系数较低。这一结果表明，国有股比重在50%～75%之间时，大规模研发企业混改后对企业全要素生产率的促进效果更为明显，国企民营化并不是所有国有企业混改的最优方向。

表7 大规模研发企业不同国有股比重分样本回归

表8 表示不同国有股比重下小规模研发企业混改对企业全要素生产率的影响，结果显示与大规模研发企业一致，国有股比重在小于25%与介于25%～75%之间时交互项D×Treated 显著为正，但是国有股比重较低时国企混改对企业全要素生产率的回归系数较高，而国有股比重相对较高时回归系数相对较低，表明国有股比重相对较低时小规模研发企业混改后对全要素生产率的促进效果更为明显。

表8 小规模研发企业不同国有股比重分样本回归分析

可见，国企混改的最优方向不能简单归结为国有资本或非国有资本比重的确立，也不能以此为根据选择“国进民退”或是“国退民进”的政策方针。本研究认为，在党的十八届三中全会提出发展混合所有制经济，强调市场在资源配置中的决定性作用的基础上，根据企业研发投入规模制定有针对性的混改政策可能更有利于实现国有资本与非国有资本的协同合作，也是提升企业全要素生产率的关键措施。

6 结论与政策建议

6.1 结论

如何引导国有企业高质量发展、激活国有企业创新活力已成为当前我国经济创新升级的重要话题，本研究试图从一个崭新的视角考察混合所有制企业在不同研发投入规模下的创新差异，从而剖析股权制衡对企业全要素生产率的影响以及国企混改的最优方向选择问题。为此，基于2005—2018 年A 股部分上市企业数据，运用PSM-DID 模型研究国企混改对企业全要素生产率的动态影响，并深入考察混改提升企业生产率的关键路径。实证发现：（1）就整体来说，国企混改显著提升了企业全要素生产率，并总体呈现递增的动态影响趋势；（2）在区分创新投入规模后，混改政策对不同研发规模企业表现出不同的政策效果，对大规模研发企业具有显著的创新促进效果，对垄断性行业企业的政策效果尤为明显；（3）大规模研发企业适度降低并保持较高的第一股东权重更有利于发挥企业的创新资源优势、提升生产率；（4）不同研发规模下企业的最优混改方向存在明显差异，大规模研发企业国有资本比重处于50%～75%时更有利于提升企业生产率，小规模研发企业国有资本比重小于25%时提升企业全要素生产率的效果更为明显。

6.2 政策建议

本研究表明，推动国有企业混合所有制改革，企业研发投入规模与股权制衡是不可忽视的两个重要因素，这可为国有企业“抓大放小”改革提供思路参考，以推动实现国有企业真正做大多强。基于此，提出如下政策建议：

（1）深化国有企业混改，重点推动大规模研发企业所有制改革，在促进股权多元化的同时保持较高的国有股比重，充分发挥大规模研发企业的创新优势。当前垄断性行业具有提升全要素生产率的巨大潜力，重点是适度降低并保持较高的国有资本比重、放大国有资本功能，将企业的内部资源优势转化为创新优势，提高垄断性行业的创新效率。

（2）优化激励考核制度，建立以科学与高质量发展为导向的创新激励制度。由于部分企业受到短期政绩考核的影响，国有企业的发展方式并未充分考虑企业创新。基于此，一方面，应构建以高质量发展与绿色高效发展为目标的长期经济建设考核标准；另一方面，应在保持大股东权重的前提下推动国有企业股权多元化改革，充分发挥民营资本在企业创新中的优化作用。

（3）根据研发投入规模，采取差异化的混改政策。并不是所有混改企业都适合民营化，也不是所有企业均需要保持国有资本控制地位。对于有能力实现大规模研发投入的国有企业，需要保持国有资本优势比重，并合理利用经济资源优势，强化企业创新优势；而针对小规模研发企业，可以加快推动民营化改革，通过改善委托代理问题提高企业生产率。