混改背景下国有企业股权性质变化对企业创新效率的影响

胡磊 李震林 张强

摘 要：党的十九大强调了“发展混合所有制经济”，国企混改将对企业创新效率产生一定的影响。为此，基于2009-2018年上市公司的财务数据和专利数据，运用双重差分模型和中介效应模型考察改制后国有企业的专利数量和质量的变化情况。结果表明：国有企业改制对企业的专利产出效率有积极作用，但是对企业的专利质量效率有消极作用，即国有企业改制会通过改变企业的融资约束和研发投入对企业的创新效率产生影响，融资约束和研发投入均对专利数量有遮掩作用，对专利质量有部分中介效用，改制后企业将更加重视企业经济目标，注重短期的专利数量成果，从而忽视创新专利的质量。

关键词： 国有企业改制;企业创新;融资约束;研发投入;双重差分

中图分类号：F275.5   文献标识码： A    文章编号：1003-7217（2022）02-00106-08

一、引 言

混合所有制改革是我国国有企业监管的重点内容。中共十八届三中全会再次提出积极发展混合所有制经济，进一步明确了国有企业的改革发展方向。混合所有制改革方案的提出最早可追溯到二十世纪九十年代初，当时放开了民营资本和外资参与国企的限制，以“放权让利”为主要目的，推动所有权与经营权分离，意图以资本的逐利特性激发企业的活力。但它仍然是停留在形式上的混合所有制改革。2003年召开的中共十六届三中全会明确了“公有制为主体、多种所有制经济共同发展”的基本经济制度，国有企业混合所有制改革进入了产权混合阶段。自此，国有企业进入了全面深化改革时期，混合所有制改革成为重要的发展战略，从多维度推动国有企业建立实施市场化机制，进入更深层次的混改阶段。与此同时，在国家发展战略方面，我国经济发展状态已从高速增长转为中高速增长，并且增长速度逐渐放缓。我国在“十四五规划”中，强调了“提升企业技术创新能力”“强化企业创新主体地位”来发展我国实体经济，需要开展大规模的技术创新活动来寻找新的经济增长点，完成从快速增长向高质量增长的转型。而国有企业作为我国经济的重要组成部分，它的创新效率关乎国家的创新发展。

现有相关研究主要从企业本身出发，研究国有企业混改产生的效果，如非国有资本参与国有企业持股，能够增加企业的现金持有[1]与促进企业分红[2]，最终提升企业的经营绩效[3，4]。但有研究发现，产权混合后才能够进一步进行制度的改革，因此，国有企业的改制也一直是混合所有制改革的研究重点[5，6]。在不同时期，国有企业的改制有不同的效果，研究表明，二十世纪末期的国有企业改制能给公司带来更高的经营效率和营业利润[7-9]，但是国有控股的公司市场价值更高，并且相对于非国有企业，它们拥有更优的市场环境和更低的融资约束[10]。

初期关于混合所有制改革的研究，大多集中在企业绩效的影响度量方面，直到2016年我国提出“从要素驱动转向创新驱动”之后，国有企业的创新活动才成为研究关注的焦点。现有相关研究主要从创新投资的金额变化来衡量国企改制是否促进了企业创新，得到了不同的观点。一部分研究认为，国有企业改制促进了企业的研发投入[11，12];另一部分研究认为，国有企业改制起到了抑制作用。这种相悖结论的产生，与研究使用的样本和对企业创新的度量方式有关[13-15]。

综观已有研究，关注国有企业改制对企业创新效率的影响的文献较少，并缺乏对影响机制的深入研究。由于混合所有制改革对我国的创新发展和国有企业的改革方向都有重要的意义，本文在国有企业混合所有制改革的背景下，重新提出改制这一重要的产权性质变化对企业创新效率的影响，并从融资约束和研发投入两个视角，分析国有企业改制对企业創新效率变化的作用机制，以期补充和拓展相关研究，为接下来国有企业混合所有制的深化改革提供决策参考。

二、理论分析与研究假设

已有关于国有企业的产权性质变更是否对创新效率产生影响的研究较少，学者们更多地关注对企业绩效的影响。从理论上说，国有企业获取资金支持相较于非国有企业有更大优势，同时，也能够与高校及其他社会科研力量展开合作，因而对研发的投入应该限制更小。但有研究表明，国有企业的创新能力较弱，混合所有制企业的创新能力最强[16]。同时，由于国有企业的内部管理不够完善，缺乏对创新的有效激励机制，因此创新水平在改制之后才有提升[1]。也有部分研究不支持国有企业改制的促进效果，认为国企的民营化行为并没有从根本上解决两权分离的问题，甚至在这一过程中还存在国有资产流失的情况[17，18];从整体上看，民营化改革后，企业的盈利能力还存在下降的情况[19，20]，并且企业可能因为更高的融资约束而减少了创新投资[14]。

国有企业改制的目标是提高企业活力，通过非国有资本的引入来改善企业绩效。国有企业具有稳定及发展的社会责任，并且具备更低的融资约束，因此，国有企业有责任和富余资金去进行高风险的技术创新投资[10]。但在政府求稳的意图干扰下，很有可能创新水平更低。在企业进行改制后，非国有资本控股有助于明晰产权，政府对企业的政治干扰更少[21]，代理问题也会得到改善，并且拥有更加有效的监督和激励机制。因此，国有企业改制可能会催生出更有效的研发产出机制，从而提升创新效率。鉴于此，提出基础假设A。

假设A 在其他条件不变的情况下，国有企业的改制会提高企业的创新效率。

而从企业创新效率的影响因素角度考察，研发资金获取的压力、创新的激励程度以及企业家带队精神等因素都可能影响企业的创新效率。另外，企业的外部环境也可能影响企业的创新积极性，比如产权保护环境，如果市场对产权的保护力度较低，那么，创新产出的收益将会变低[22]，降低了企业的创新积极性，从而影响企业的创新效率。在国有企业改制之后，企业的融资能力将会一定程度地降低，并且对政府补贴等资源获取能力变低，从而使得风险大、周期长的创新项目更难获得资金支持[23]，进而影响企业的创新效率。因此，国有企业改制后，企业面临的融资约束增加，企业目标转变可能会使企业降低对创新的重视程度，从而降低创新效率。鉴于此，提出对立假设B。gzslib202204011712

假设B 在其他条件不变的情况下，国有企业的改制会降低企业的创新效率。

三、研究设计

（一） 样本选取与数据来源

由于企业R&D的数据自2007年才开始公布，以及2007年新会计准则才开始执行，并且改制后要预留2-3年观察效果，因此，选取2007—2018年的上市公司作为研究样本。由于被解释变量创新效率的计算问题，需要滞后两期数据，因此，最终的研究样本区间为2009-2018年。本文还对样本做了以下处理：（1）考虑到极端财务数据的影响，剔除了退市企业和ST类企业。（2）考虑到研究的是实体国有企业改制问题，因此将金融类企业剔除;由于房地产企业属于虚拟经济，同时也是国有企业改制投资的重要渠道，因此，也将房地产业的公司样本剔除。（3）剔除财务数据和股权数据大量缺失的样本，对早期未披露研发投入的样本公司的研发投入数据按零进行填补。最后，为避免极端值对估计结果的影响，用Winsorize方法对样本变量进行1%和99%分位数剔除。

本文所有数据均来自CSMAR及Wind数据库。其中，公司财务指标来自CSMAR数据库，公司基本资料比如公司股权性质来自CSMAR和Wind数据库的比对以及互联网求证结果，研发投入数据均来自Wind数据库。最后共得到10542个样本的非平衡面板数据。

（二）模型构建

采用双重差分法，同时，考虑到国有企业改制并不是在某个时间点一次性进行的，而是分批次的长期过程，因此，参考Acharya等（2014）[24]的做法，建立渐进双重差分模型，如式（1）所示。

yit=α+β1Charit+β2controlsit+β3φsolid+εit（1）

其中，yit是被解释变量，表示创新效率。Charit是核心解释变量，也是双重差分变量，当个体i在时间t为国有控股企业时取0，为非国有企业时取1，以此区分改制情况。controlsit代表选取的控制变量，以控制影响企业投资的其他因素。φsolid代表控制的固定效应，分别为时间固定效应和个体固定效应，这两个固定效应吸收了改制时间的虚拟变量以及企业改制的虚拟变量。εit是模型的误差项。

在模型（1）中，参数β1是核心估计结果，它刻画了国有企业改制对企业创新效率的影响，为避免T统计量被高估，采用的是cluster稳健标准误。需要特别注意的是，由于测量口径可能存在误差，模型可能存在内生性问题，因此，需要进行模型的内生性检验并加以解决。

（三） 变量选取

1. 被解释变量：企业创新效率。借鉴施建军和栗晓云（2021）[25]的做法，将专利申请數量与研发资金投入力度的比值作为衡量企业创新效率的基础变量，记为Paeff。但研发投入具有高投入、高风险的特点，不能以一年的投入看成果，考虑到市场研发的平均周期，选择三年的研发资金支出与当期期末总资产的比值作为研发投入力度。另外，考虑到并非所有专利都是有质量的创新，引入专利被引次数作为衡量专利质量的变量，将专利质量与研发投入力度的比值作为创新效率的补充变量，记为Citeff。具体的计算公式如下：

Paeff=ln1+专利申请数量近三年研发支出之和/期末总资产（2）

Citeff=ln1+专利被引次数近三年研发支出之和/期末总资产（3）

2. 核心解释变量：国有企业改制（Charit）也是构建出的双重差分变量。对于所有的上市公司而言，共有两种状态：一种是在存续期内不参与改制的企业，有国有企业和非国有企业;另一种是存续期内参与改制的企业[26]。由于国有企业和非国有企业的所有权性质差异，因此，选择参与改制的国有企业和不参与改制的国有企业组成研究样本。企业若在样本期间内从国有控股企业变成了非国有控股企业，则认为企业发生了改制，即若企业i在时间t为国有控股企业时，取Charit=0;为非国有企业时，取Charit=1。

3. 控制变量。参考已有研究[27-30]，还加入了其他影响企业创新效率的变量，用以控制它们对企业创新效率的影响，包括：（1）资源储备指标：企业规模（Size）、杠杆率（Lev）、流动性（Liquid）、固定资产比例（Solid）;（2）企业盈利指标：成长能力（Grow）、盈利能力（ROA）、托宾Q值（Tobinq）;（3）公司治理指标：企业年龄（Age）、独董比例（Dpr）、高管薪酬（Pay）、董事会规模（Dsize）、股权集中度（Share）。

此外，还控制了年度效应、行业效应以及地区效应。所有变量的名称及计量方式如表1所示。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

对模型变量进行描述性统计，主要结果如表2所示。观察数据可以初步发现以下事实：企业创新效率分布的方差较大。样本中以申请专利数量度量的企业创新效率平均值为0.522，标准差为1.621，变异系数为1.621/0.522=3.105，最小值为0，最大值为7.532;以专利被引次数度量的企业创新效率平均值为4.025，标准差为3.205，变异系数为3.205/4.025=0.796，最小值为0，最大值为10.82。因此，各企业之间的专利产出和专利质量有较大差距，说明企业创新效率有较大差异。

在控制变量中，企业规模的差距在对数化之后并不大，平均值为22.18，标准差为1.285;企业杠杆率的均值为0.739，标准差为0.364，说明企业的负债率大部分保持在合理水平，杠杆率不超过1;流动性的均值为0.046，方差为0.071，说明各企业之间的资金流动性存在较大差异;固定资产比例的均值为0.360，标准差为0.276，说明实体企业的固定资产比例一般较高;成长能力的均值为0.112，标准差为0.327，ROA的均值为0.027，标准差为0.071，它们的变异系数均超过了2，说明企业之间的盈利能力和营收增长差异很大。而对于公司治理指标来说，独董比例、高管薪酬、董事会规模和股权集中度指标的标准差相对均值均较小，说明上市公司之间的董事会设置模式以及高管薪酬水平没有较大差距。gzslib202204011712

（二） 估计结果分析

表3是国有企业改制对企业专利数量和专利质量影响的基准回归分析结果。其中，列（1）和列（3）为不加控制变量的估计结果，列（2）和列（4）为加上控制变量的估计结果。从列（1）和列（2）可以看到，Char的系数均显著为正，说明改制后国有企业的专利产出数量增加，改制对国有企业的专利产出数量有显著的积极影响。列（3）和列（4）的Char系数显著为负，说明改制之后企业专利产出质量变低，国有企业改制对企业创新产出质量存在削弱作用。这个结果说明，在非国有资本取得公司的控制权之后，企业更加注重创新专利的数量，从而导致了专利质量的降低。可能的原因是，在市场化后，面对更严峻的融资环境，企业的创新投资更有目的性，更加注重数量的完成，从而忽视了创新的质量，因此，假设A和假设B都只有部分成立。

（三） 稳健性检验

1. 内生性讨论。首先，参考杜勇等（2017）[31]的方法，选用核心自變量滞后一阶和滞后二阶变量作为工具变量，进行GMM估计，得到的估计结果见表4。其中，列（1）和列（2）为滞后一期的估计结果，列（3）和列（4）为滞后两期的估计结果。表4显示，在对专利产出效率和专利质量的估计结果中，核心解释变量的估计结果在符号和显著性两个方面均未发生变化，国企改制对专利产出数量有正向作用，对专利产出质量有负向作用，与表3的估计结果一致。并且在GMM估计结果中，四个估计结果的Hansen检验统计量的p值均大于0.05，表示选择的工具变量均有效。因此，说明表3的结果具有较强的稳健性。

2. 平行趋势检验。在运用双重差分方法的时候，有一个重要前提需要满足，那便是在受到冲击前，对照组和实验组的变化趋势要是一致的，也就是存在平行趋势，为此，设置相应的模型如式（4）所示检验平行趋势假设。

yit=α+β1Charit-2+β2Charit-1+β3Charit+

β4Charit+1+β5Charit+2+β6controlsit+

β7φsolid+εit（4）

其中，yit表示企业创新变量，Char是反映国有企业改制的虚拟变量。Charit-2表示改制前两年的年份取0，否则为1;Charit-1表示在改制前一年的为0，否则为1，以此类推。从而，各Char变量的系数可以展示被解释变量在哪一年开始受到影响。估计结果如表5所示。

表5的列（1）显示，在国有企业改制之前，Char-2和Char-1的系数均不显著，因此存在平行趋势;Char的系数也不显著，说明改制当年对企业创新专利产出并没有显著影响;Char+1和Char+2的系数显著为正，说明国有企业改制能够促进企业专利产出效率的增加，与表3估计结果一致。列（2）显示，在国有企业改制之前，Char-2和Char-1的系数均不显著，因此存在平行趋势;Char和Char+1的系数也不显著，说明改制当年及下一年对企业创新专利产出并没有显著影响。 Char+2的系数显著为负，说明国有企业改制能够降低企业的专利质量，但是存在一定的滞后性，这也与表3估计结果一致。因此，模型符合平行趋势假设，说明表3的结果具有稳健性。

3. 安慰剂检验。

安慰剂检验也是在政策评估中的一种常用检验，用以检验是否是模型中研究的政策导致了企业创新效率的变化。选取国有企业改制前三年或者前两年为处理组的时间点，那么，相应的双重差分变量分别为Char-3和Char-2。运用改制前的样本做两次安慰剂检验，结果如表6的列（1）～（4）所示。可见，对于改制前三年为处理时间的样本，双重差分Char-3的系数不显著;并且对于改制前两年为处理时间的样本，Char-2的系数同样不显著，说明在改制之前不存在政策影响国有企业的创新效率，因此，表3的估计结果是稳健的。

4. 剔除干扰样本。由于研究的样本存在部分公司主营业务为服务业等对创新需求较少或者是不需要创新投资的业务，这类企业并没有申请专利的动力，因此，将该部分样本剔除，以消除干扰。具体的做法是，将样本期内专利申请数量持续为0的企业直接剔除，然后选用同样的变量对式（1）进行估计，结果如表6的列（5）和列（6）所示。从表6中可见，在Paeff为被解释变量的估计结果中，Char的系数显著为正;在Citeff为被解释变量的估计结果中，Char的系数显著为负，与基础回归结果在系数的符号和显著性上完全相同，说明基础回归结果的稳健。

（四）机制分析

借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）[32]提出的中介效应检验模型，构建如下模型：

effit=β0+β1Charit+β2controlsit+

β3φsolid+εit（5）

interit=α0+α1Charit+α2controlsit+

α3φsolid+εit（6）

effit=γ0+γ1Charit+γ2interit+

γ3controlsit+γ4φsolid+εit（7）

其中，effit表示企业的创新效率，分为专利产出效率Paeffit和专利质量Citeffit，定义与上文一致;Charit表示国有企业改制变量，分为资产金融化Cfinit、广义金融依赖度Gfinit和狭义金融依赖度Sfinit，定义也与前文保持一致;interit表示中介变量，代表融资约束或者研发投入两个中介变量;controlsit和φsolid表示控制变量和固定效应，与前文表示相同。α、β和γ是回归系数，εit是模型的误差项。

中介效应的检验步骤为：先考察模型（5）的系数β1，如果显著，说明国企改制对企业创新有显著影响。再考察模型（6）中的系数α1，若显著，则表示国企改制对中介变量inter有显著影响。接着观察模型（7）中的系数γ1和γ2。先判断γ2的估计结果，若显著，则说明变量inter存在中介效应。再判断γ1的估计结果：若γ1显著，则国企改制对企业创新效率的直接效应存在，inter存在部分中介效应;若γ1不显著，则说明存在完全中介效应。最后，将融资约束和研发投入两个变量作为中介变量，探究国有企业改制影响企业创新效率的作用路径。gzslib202204011712

1.融资约束。参考Hadlock和Pierce（2010）[33]提出的SA指数，如式（8）所示。

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-

0.04×Age（8）

该指标为负值时，绝对值越大，所受到的融资约束越大，因此，该指标是个反向指标，数值越大融资约束越小。将SA代入中介变量的模型进行估计，得到的结果如表7所示。

表7中列（1）为式（6）的估计结果，其中，Char的系数显著为负，说明国企改制会增加企业的融资约束，这与前文的理论分析相符。国有企业的股权性质发生变化后，失去了国有光环的隐性背书，获取资金变得更加困难。列（2）中，Restr的系数显著为负，说明融资约束对企业专利产出的中介效应存在。Char的系数仍然显著，说明存在部分中介效应，该中介效应占比为α1·γ2/β1=-0.022×（-0.123）/（-0.071）=-3.81%，同时也说明还存在其他变量的中介效应。列（3）中，Restr的系数显著为正，说明国有企业改制对企业专利质量的中介效应存在。Char的系数仍然显著，说明存在部分中介效应，该中介效应占比为α1·γ2/β1=-0.022×0.783/（-0.365）=4.72%，同时也会存在其他变量的中介效应。

综合以上结果可以发现，国有企业改制会通过增加企业面临的融资约束，从而进一步影响企业的创新效率。由于融资约束加强，企业更加注重创新专利的产出数量而忽视了专利产出质量，融资约束对专利数量增加起到遮掩作用，并对专利质量降低起到部分中介作用。因此，出现了改制后企业专利产出的数量有所增加，但是专利被引用次数下降的现象。

2.研发投入。表8报告了研发投入的中介效应估计结果。其中，列（1）为式（5）的估计结果，Char的系数显著为负，说明国企改制会降低企业的研发投入，这与前文的假设相符：国有企业的股权性质发生变化后，融资变得困难，因此会降低在风险较大的创新项目上的投资。列（2）中，RD的系数显著为正，说明研发投入对企业专利产出的中介效应存在。Char的系数仍然显著，说明存在部分中介效应，该中介效应占比為α1γ2/β1=-0.002×1.536/0.084=-3.657%，同时也说明还存在其他变量的中介效应。列（3）中，RD的系数显著为正，说明国有企业改制对企业专利质量的中介效应存在。Char的系数仍然显著，说明存在部分中介效应，该中介效应占比为α1γ2/β1=-0.002×13.209/（-0.365）=7.24%，同时也会存在其他变量的中介效应。

综合以上结果可以发现，国有企业改制也会通过降低企业的研发投入，从而进一步影响企业的创新效率。由于非国有企业更重视企业的经济目标，企业也会注重创新专利的产出数量而忽视了专利产出质量。创新投入对专利数量增加起到遮掩作用，并对专利质量降低起到部分中介作用，因此，出现了改制后企业专利产出的数量有所增加，但是专利被引次数下降的现象。

五、结论及建议

以上研究表明：（1）国有企业改制对企业的创新效率影响显著，但在专利数量和专利质量方面的影响存在差异。国有企业改制后，专利产出效率会得到提升，但是专利质量有所下降。（2）国有企业改制会通过改变企业的融资约束以及研发投入来影响企业的创新效率。国有企业改制后，融资约束会增加，同时，研发投入会有所降低，这两个因素均会遮掩改制对企业专利产出的促进作用，并对企业专利质量的降低起到部分中介效应。在这个过程中，企业会更加注重短期的数量成果，可能会忽视创新专利的质量，创新深层效果将会下降。

可见，国有企业的改制对企业创新效率存在显著的影响，且该效应会通过融资约束和研发投入进行传递。因此，为更好地指导国有企业混合所有制改革，激发国有企业的创新能力，需要构建良好的企业创新环境，制定更加科学的考核条件。第一，要重视混合所有制改革对企业创新效率产生的影响，对改制企业重点关注，及时引导并加强监管。国有企业改制后，获利导向的行为更为明显，由此会降低研发投入从而影响企业的创新质量，因此，需要监督改制过程中实体企业的资金配置，鼓励企业在允许的范围内做长期计划，增加企业的创新投入。第二，合理控制市场竞争，坚持对市场的反垄断行动，杜绝一家独大的市场现象。同时，要防范市场的恶性竞争，因为恶性市场竞争会阻碍企业创新的合理获利，从而降低企业的创新欲望。相关部门应该强调高质量创新，鼓励多角度创新，促进市场竞争合理化。第三，改善市场融资环境。国有企业改制后，创新效率发生改变，融资约束是一个重要的影响因素，因此，可以通过增加资本市场的服务范围、优化社会的信贷结构以及推动社会资金扶持的方法，推动多层次资本市场建设，满足企业多样化的融资需求，降低企业的融资约束，从而促进企业的创新效率提升。

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（責任编辑：宁晓青）

The Impact of Changes in the Nature of State-owned

Enterprise Equity on Enterprise Innovation Efficiency under the

Background of Mixed-ownership Reform

HU Lei ， LI Zhenlin， ZHANG Qianggzslib202204011713

（College of Finance and Statistics， Hunan University， Changsha， Hunan 410079，China）

Abstract：The 19th National Congress of the Communist Party of China emphasized the development of a mixed-ownership economy， and the mixed-ownership reform of state-owned enterprises will influence the innovation efficiency of enterprises. Based on the data of listed companies from 2009 to 2018， the double-difference model and the mediation effect model are used to examine the changes in the number and quality of patents of state-owned enterprises after the restructuring. The results show that the restructuring of state-owned enterprises has a positive effect on the efficiency of patent output， but a negative effect on the efficiency of patent quality. The mechanism test found that the restructuring of state-owned enterprises will affect the innovation efficiency of enterprises by changing the financing constraints and R&D investment of enterprises. Financing constraints and R&D investment have a masking effect on the number of patents and an intermediary effect on the quality of patents. Enterprises will pay more attention to economic goals and short-term quantitative results， and ignore the quality of innovation patents.

Key words：state-owned enterprise restructuring; corporate innovation; financing constraints; R&D investment; double difference

收稿日期： 2021-09-02; 修回日期： 2022-01-05

基金項目：  国家自然科学基金国际合作与交流项目（751224023）;企事业单位委托项目（900224109）