混合所有制改革、治理路徑與企業創新

鄧溪樂 郝穎 黃穎婕

【摘要】基于國有企業混合所有制改革視角， 利用國有企業向其他法人轉讓或出售股權這一具有“準自然實驗”性質的事件， 考察混合所有制改革對企業創新的影響及其作用路徑。 進一步地探討混合所有制改革對企業創新的治理路徑并根據地區的市場化特征和法律環境特征進行分組檢驗， 結果表明， 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑促進了企業的創新活動， 并且這種影響在高市場化進程地區和高法律保護環境地區的企業更為顯著。

【關鍵詞】國有企業;混合所有制改革;治理路徑;企業創新;外部治理環境

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）15-0025-10

一、引言

技術創新是推動國家經濟持續發展的重要動力[1] ， 尤其是在當前科技創新高速發展、產品競爭日趨激烈的市場背景下， 政府與企業對創新活動給予了高度的重視。 黨的十九大報告明確指出“創新是引領發展的第一動力， 是建設現代化經濟體系的戰略支撐”。 一方面， 企業創新活動有利于提升企業自身的核心競爭力， 是企業獲取可持續性長期利益和推動未來良性發展的重要基石; 另一方面， 企業創新也是國家整體科技進步和經濟發展的重要推動力， 有助于實現國家層面可持續的價值創造[2] 。 因此， 探尋微觀企業創新活動的影響因素， 無疑對促進企業和國家整體經濟的可持續性健康發展具有重要意義。

在現有關于企業創新的文獻中， 學者們從多個視角研究了企業創新活動的影響因素。 吳延兵[3] 探討了企業規模和市場力量對企業創新活動的影響。 同時， 代理人[4，5] 和員工[6]的激勵機制也會影響企業創新。 此外， 管理者特征[7]、外部治理環境[8]、經濟不確定性[9]、風險投資[10]和公司治理[11]對企業創新也會產生重要的影響。 在股權方面， 李春濤等[12]和溫軍等[13]分別探討了股權性質和機構投資者對企業創新的作用。 另外， 李文貴等[14]檢驗了民營企業股權結構對創新的影響。 與上述文獻不同， 本文以混合所有制改革的國有企業為研究對象， 利用國有企業向其他法人轉讓或出售股權這一具有“準自然實驗”性質的事件為切入點， 深入考察混合所有制改革對企業創新的影響及其作用路徑。 具體而言， 本文試圖回答如下幾個問題： 第一， 國有企業的混合所有制改革是否促進了企業創新活動？ 第二， 如果混合所有制改革對企業的創新活動產生了積極影響， 其具體的治理路徑是什么？ 第三， 混合所有制改革對企業創新活動的影響在不同的外部治理環境下是否存在顯著差異？

本文以2010 ～ 2018年國有上市公司為研究樣本， 以研發支出作為企業創新活動的投入指標， 以專利申請數量作為企業創新活動的產出指標， 以國有企業是否將其持有的國有股權轉讓或出售給其他法人作為企業是否執行混合所有制改革的判斷依據， 將樣本分為處理組（混合所有制改革企業）與控制組（非混合所有制改革企業）， 采用雙重差分法對上述問題進行檢驗。 檢驗結果表明， 相對于未執行混合所有制改革的企業， 執行了混合所有制改革企業的創新水平顯著更高， 即混合所有制改革的實施促進了企業的創新活動。 進一步地， 本文探討了混合所有制改革對企業創新的治理路徑并根據地區的市場化特征和法律環境特征進行分組檢驗， 結果表明， 混合所有制改革通過降低企業的超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營促進了企業的創新， 并且這種影響在高市場化進程地區和高法律保護環境地區的企業更為顯著。

本文具有一定的理論意義和現實意義。 首先， 在現有研究的基礎上， 拓展了企業股權結構變動與企業創新活動之間相互關系的研究框架， 深入探究了混合所有制改革對企業創新活動的影響及作用機制， 為混合所有制改革的經濟后果和后續政策提供了理論依據和經驗證據; 其次， 對企業創新的影響因素研究有所貢獻， 通過檢驗混合所有制改革對企業創新的影響， 表明混合所有制改革是企業創新的重要影響因素之一; 最后， 從企業外部治理環境視角檢驗了混合所有制改革影響企業創新在地區市場化進程層面和法律保護環境層面上的差異， 有助于進一步理解和認識混合所有制改革在不同外部治理環境下對企業創新的影響。

二、理論分析和研究假設

1. 混合所有制改革與企業創新。 在現有關于混合所有制改革的相關文獻中， 學者們主要從政治觀和經理人觀兩個角度出發解釋國有企業效率低下的現象[14]。 政治觀認為， 地方政府和行政單位為了實現其行政目標， 往往會要求國有企業承擔一些社會職能。 國內學者分別從國有企業投資效率[15]、冗余雇員[16]和員工薪酬[17]等方面出發為政治觀提供經驗證據。 而經理人觀則認為， 不合理的激勵機制和有效監督的缺失是國有企業低效率的主要原因。 一方面， 錢穎一[18]認為， 相對于其他類型企業， 過長的委托代理鏈條與所有者缺位使得國有企業的代理成本更高， 代理問題更嚴重， 進而導致管理者與股東的經營目標不一致。 另一方面， 國有企業產權在理論上為全民所有， 但是普通民眾并不具備監督經理人的動力和能力。

創新活動是企業打造核心競爭力的重要手段， 相對于傳統的生產經營活動， 其具有風險高、周期長、投入高等特點。 基于政治觀和經理人觀的角度， 國有企業及其管理者基于政府干預和自身利益最大化的考慮往往沒有足夠的動機投資企業創新活動。 在國有企業實施混合所有制改革后， 企業的股權結構發生變化， 國有股權比例下降， 這不僅有助于減少政府對企業的行政干預和緩解股東與管理層之間的代理問題， 還有利于提高企業創新活動的投入。

一方面， 從政治觀視角出發， 混合所有制改革有助于降低政府對企業創新活動的干預。 政府出于地方就業、社會穩定和經濟增長等行政目標， 往往會干預國有企業投資有助于其實現行政目標的投資項目。 企業創新活動作為企業投資的一種形式， 也往往會受到政府干預的影響。 國有企業進行混合所有制改革后， 盡管政府仍有可能為了追求行政目標干預企業， 但隨著國有股權比例的降低， 政府對企業的干預成本也會相應提升。 混合所有制改革有助于企業擺脫原有的政策性負擔， 專注于自身利益最大化的經營目標， 進而推動企業追求長期利益投資于企業創新活動。

另一方面， 從經理人觀視角出發， 混合所有制改革有利于完善國有企業的公司治理機制并緩解股東與管理者之間的代理問題。 John等[19]認為， 在缺乏有效監督和激勵機制時， 為了追求更為可觀的私人收益， 如降低職業風險、提高職業聲望等， 管理者往往會選擇更為穩健的投資項目， 從而減少投資企業的創新活動。 在混合所有制改革后， 其他經濟主體獲得了企業的部分股權后， 有動力進一步完善管理者的激勵和監督機制， 約束管理者的自利行為和道德風險， 緩解管理者與股東之間的代理問題， 進而促使管理者投資于具有長期可觀收益的創新活動。 基于此， 本文提出：

H1： 混合所有制改革的實施有助于促進企業的創新活動。

2. 混合所有制改革、公司治理與企業創新。 企業的股權結構對公司治理有著至關重要的作用， 股權結構的變動對于企業的經營目標和公司治理機制具有決定性意義。 混合所有制改革將部分或全部股權轉讓至其他經濟主體， 有利于緩解企業代理問題， 進而改善公司治理機制。

一方面， 在國有企業中， 許多高管具有一定的政治關系， 或其本身就是政府的公職人員， 具有較強的政治依附性[20，21]。 相對于民營企業的管理者， 具有較強政治屬性的國有企業高管往往承擔著實現政府行政目標和企業經營目標的雙重任務， 使管理者的經營目標偏離利益最大化， 進而影響企業的創新投入。 國有企業在混合所有制改革后， 管理者的角色和定位發生轉變的同時， 出于行政目的和經營目的的雙重目標向利潤最大化的經營目標轉移， 進而有助于完善公司內部的治理機制。

另一方面， 相對于民營企業， 國有企業對管理者行為往往缺乏科學合理的激勵機制， 管理者更有可能出于自利動機執行背離企業利益最大化目標的經營決策。 例如， 管理者與股東的目標函數不一致時， 即使企業持有超額現金， 管理者也有可能為了追求在職消費、安逸生活和穩固職位選擇放棄凈現值為正的投資項目。 另外， 國有企業缺乏對管理者行為的有效監督。 雖然在理論上， 國有產權歸全民所有， 但是普通民眾沒有足夠的動力和能力監督管理者行為， 這為管理者的機會主義行為提供了可乘之機。 國有企業在混合所有制改革后， 其他經濟主體尤其是機構投資者等社會資本的引入， 有助于改善國有股權“一股獨大”所帶來的監督失效、內部人控制和所有者缺位等問題。 同時， 多元化產權主體的形成有利于提升企業決策流程的合理性， 改善董事會結構， 完善信息披露制度， 從而進一步完善國有企業的公司治理機制[22]。

創新是企業為了追求長期利益形成核心競爭力的重要手段， 而企業是否具備完善的公司治理機制是其能否做出正確投資決策的決定性因素。 因此， 企業的公司治理機制直接影響企業的生產經營過程和創新活動， 完善的公司治理機制是企業進行創新活動的核心條件[11]。

對于上市公司治理水平的評價， 現有文獻從多個角度對此進行了闡釋。 首先， 相對于公司治理機制較差的企業， 公司治理機制完善的企業現金持有水平更為合理， 與企業生產經營所需更為匹配， 不易出現現金短缺和冗余的現象， 即企業的公司治理機制越完善， 其超額現金持有水平越低[23]。 其次， 盈余管理是體現公司治理機制是否完善的一個重要方面[24]， 尤其是真實活動的盈余管理會對公司的長期績效產生直接影響。 此外， 陳冬華等[25]利用公司違規情況評價公司治理水平。 基于此， 本文從三個角度檢驗企業的公司治理水平： ①企業的超額現金持有水平; ②企業的真實活動盈余管理程度; ③企業的違規情況。 基于此，本文提出：

H2： 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑促進了企業的創新活動。

3.混合所有制改革、外部治理環境與企業創新。 狹義上的公司治理主要是指企業如何約束和激勵經營者行為， 確保管理者與股東利益最大化的目標相一致， 而廣義上， 公司治理還包括企業的外部治理環境。 市場化進程是反映企業外部治理環境的一個重要方面。 較高的市場化進程意味著政府對企業的行政干預較少， 進而有利于微觀企業基于自身利益最大化的目標進行投資決策。 根據轉軌經濟學， 地區市場化進程水平的提升， 主要表現為私有制企業所占市場份額的提高和政府管制及行政干預的放松， 這為國有企業混合所有制改革后的經營和發展提供了更為便利的基礎條件， 有助于混合所有制企業將經營目標向企業自身利潤最大化調整， 促使企業為了追求長期利潤投資于企業的創新活動。 此外， 國有企業在實施混合所有制改革后， 政府仍有可能為了實現行政目標對企業進行干預， 而在市場化程度較高的地區， 政府的干預成本會相對更高。 因此， 較高的市場化程度減輕了企業承擔的政策性負擔， 有利于企業為了追求利益最大化目標投資更多的企業創新活動。

法律制度是企業外部治理環境的重要影響因素， 完善的法律制度能夠有效約束和限制管理者的自利行為[26]。 法律保護程度較弱致使管理者公開企業信息的意愿降低， 自愿披露較少; 而較強的法律保護程度及其有效執行降低了企業內外部的信息不對稱程度， 弱化了管理者攫取私人控制權收益和操縱盈余的能力， 提升了企業的透明度。 完善的法律環境能有效限制管理者的自利行為， 有助于管理者與股東利益最大化的目標相一致， 進而投資于能夠帶來長期收益的創新活動。 國有企業實施混合所有制改革后， 盡管其他經濟主體參與到公司治理機制內能夠起到監督管理者的積極作用， 但在法律保護環境較差的地區， 股東可能難以有效地對管理者進行監督， 弱化了混合所有制改革所帶來的正面效應， 管理者有可能基于自身利益的考慮放棄具有投資價值的創新活動。 基于此， 本文提出：

H3： 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑促進了企業的創新活動， 這種影響在高市場化進程地區和高法律保護環境地區更為顯著。

三、研究設計

1. 樣本選擇。 本文以2010 ～ 2018年國有上市公司為研究樣本， 利用國有企業將其所持有的國有股權轉讓或出售至其他經濟主體作為實驗事件， 將樣本分為處理組（混合所有制改革企業）與控制組（非混合所有制改革企業）， 采用雙重差分法進行檢驗。 篩選步驟如下： ①剔除部分財務數據缺失或異常的企業; ②剔除ST上市公司; ③剔除資產負債率大于1的企業樣本; ④剔除金融類企業樣本。 本文所使用的數據來源于CSMAR和WIND數據庫， 省級層面數據來源于國家統計局數據庫和《中國分省份市場化指數報告》， 部分缺失數據通過巨潮資訊網等渠道手工收集。

2. 變量定義。

（1）被解釋變量。 現有關于企業創新的文獻主要采用兩類指標衡量企業的創新活動， 分別是企業的創新投入和創新產出。 本文參考周冬華等[6]、魯桐等[11]、李春濤等[12]和李文貴等[14]的研究采用以下兩種方法衡量企業創新： ①使用研發支出占總資產的比重和研發支出占營業收入的比重這兩項指標來衡量企業的研發投入; ②使用企業的發明專利申請總數加1后取對數以及企業的專利申請總數加1后取對數這兩項指標衡量企業的創新產出。

（2）解釋變量。 Reform表示該企業是否實施了混合所有制改革的啞變量， 以國有企業是否將其持有的國有股權轉讓或出售給其他法人為判斷依據， 轉讓或出售時Reform取1， 反之則取0; Post為時間虛擬變量， 企業實施混合所有制改革后取1， 反之取0。

（3）控制變量。 根據理論分析和現有文獻， 本文選取的控制變量包括企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、固定資產比率（Fixed）、經營活動現金流量（CFO）、成長機會（Growth）、企業年齡（Age）、賬市比（BM）、第一大股東持股比例（Top1）。 另外， 設置行業（Ind）和年度（Year）虛擬變量。 具體變量定義見表1。

3. 模型構建。 本文在張祥建等[21] 研究方法的基礎上， 構建雙重差分模型檢驗國有企業混合所有制改革對企業創新的影響， 將混合所有制改革企業作為“處理組”， 非混合所有制改革企業作為“控制組”。 具體研究模型如下：

模型中， Innovationit表示企業創新投入和企業創新產出， 即研發支出占總資產的比重、研發支出占營業收入的比重、企業的發明專利申請總數加1后取對數和企業的專利申請總數加1后取對數。 Reformt表示企業是否實施混合所有制改革， 即國有企業是否將其持有的國有股權轉讓或出售至其他法人的啞變量， 若為是取1， 反之則取0。 Post為時間虛擬變量， 混合所有制改革后取1， 反之則取0。 若系數β3顯著為正， 則說明國有企業的混合所有制改革促進了企業的創新活動， 即增加了創新投入或創新產出。

四、實證結果分析

1. 描述性統計與相關性分析。 表2 Panel A對全樣本的描述性統計進行了報告; Panel B對實施了混合所有制改革和未實施混合所有制改革的企業進行了分組展示， 分別報告了兩組的均值、中位數和標準差結果， 并展示了混合所有制改革企業和非混合所有制改革企業兩組之間變量均值的差異性水平。

具體來看， 在創新投入方面， 總體樣本創新投入指標Rd_ta和Rd_in的均值分別為0.014和0.021， 混合所有制改革企業的均值分別為0.017和0.025， 而非混合所有制改革企業的均值為0.013和0.020， 混合所有制改革企業的兩項創新投入指標在1%的水平上顯著高于非混合所有制改革企業， 表明相對于未實施混合所有制改革的企業， 實施了混合所有制改革的企業進行了更多的創新投入。 在創新產出方面， 總樣本創新產出指標Inv_pa和To_pa的均值分別為0.363和0.473， 混合所有制改革企業Inv_pa和To_pa的均值分別為0.436和0.568， 而非混合所有制改革企業Inv_pa和To_pa的均值分別為0.345和0.449。 其中， 混合所有制改革企業的兩項創新產出指標的均值分別在5%和10%的水平上顯著高于非混合所有制改革企業， 表明相對于未實施混合所有制改革的企業， 實施了混合所有制改革的企業具有更高的創新產出。

對各變量進行Pearson相關系數分析（限于篇幅， 結果略）后可知： 解釋變量Reform與企業創新活動的四項指標顯著正相關; 此外， 模型中各控制變量之間的相關系數較低， 其中Reform和Post與各控制變量的相關系數均小于0.5， 表明模型中各變量間不具有多重共線性， 變量選取合理， 可知該模型的回歸結果具有可靠性。

2. 混合所有制改革與企業創新。 相對于非混合所有制企業， 混合所有制改革將國有企業所持有的國有股權出售或轉讓至其他經濟主體， 改善了國有企業的股權結構， 一方面弱化了政府出于行政目標對國有企業經營的干預， 另一方面有助于緩解管理者與股東之間的代理問題， 進而有助于促進企業的創新活動。

表3的DID回歸結果顯示， 在企業創新投入方面， 以Rd_ta和Rd_in作為被解釋變量的回歸中Reform×Post的系數均為0.012， 且均在1%的水平上顯著為正; 在創新產出方面， 以Inv_pa和To_pa作為被解釋變量的DID回歸中Reform×Post的系數為0.010和0.013， 分別在10%和5%的水平上顯著為正。 這說明， 相對于未實施混合所有制改革的企業， 實施了混合所有制改革企業的創新水平顯著更高， 即混合所有制改革的實施促進了企業的創新活動。 這一結論與本文H1預期相符。

3. 混合所有制改革與公司治理。 股權結構的變動對企業的公司治理結構和治理機制具有較大影響， 混合所有制改革“混在股權、融在治理”， 國有股權和其他經濟主體在公司治理中有不同的需求， 有助于企業經營權、收益權和所有權的分離， 是改善國有企業公司治理機制的重要手段[27]。 本文借鑒辛宇等[23]、于忠泊等[24]和陳冬華等[25]對公司治理水平的度量方法， 分別采用超額現金持有水平、真實活動盈余管理和公司違規情況三類指標衡量公司治理水平。

表4列示了混合所有制改革與公司治理的回歸結果， 超額現金持有水平（Cash）、真實活動盈余管理（REM）和公司違規（Violation）在Reform×Post中的系數分別為-0.018、-0.028和-0.017， 其中超額現金持有水平和真實活動盈余管理在1%的水平上顯著為負， 公司違規在10%的水平上顯著為負。 結果表明， 混合所有制改革的實施顯著提升了企業的公司治理水平。

4. 混合所有制改革、公司治理與企業創新。 國有企業的混合所有制改革通過改善企業的股權結構提升了企業創新和公司治理水平， 同時， 治理水平是企業能否選擇正確投資項目的決定性因素。 創新活動作為企業追求長遠收益的主要投資方式， 亦會直接受到公司治理水平的影響。 那么， 完善的公司治理機制應是混合所有制改革推動企業創新的重要渠道。 本文進一步檢驗了混合所有制改革通過完善企業的公司治理機制對企業創新的影響。

表5列示了混合所有制改革、公司治理與企業創新的回歸結果。 Panel A（1） ～ （3）列分別報告了降低超額現金持有水平、真實活動盈余管理和公司違規三種治理機制對提升企業創新投入Rd_ta的機制作用。 列（1）中Reform×Post×Cash的系數為-0.022， 在1%的水平上顯著為負; 列（2）和列（3）中Reform×Post×REM和Reform×Post×Violation的系數分別為-0.043和-0.002， 其中Reform×Post×REM在1%的水平上顯著為負， Reform×Post×Violation在10%的水平上顯著為負。 Panel A（4） ～ （6）列報告了三種治理機制對提升企業創新投入Rd_in的機制作用。 列（4）中Reform×Post×Cash的系數為-0.029， 在1%的水平上顯著為負， 列（5）和列（6）中Reform×Post×REM和Reform×Post×Violation的系數分別為-0.056和-0.003， 其中Reform×Post×REM在5%的水平上顯著為負， Reform×Post×Violation在10%的水平上顯著為負。 結果表明， 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑增加了企業的創新投入。

表5 Panel B（1） ～ （3）列報告了降低超額現金持有水平、真實活動盈余管理和公司違規三種治理機制對提升企業創新產出Inv_pa的機制作用。 列（1）中， Reform×Post×Cash的系數為-0.020， 在5%的水平上顯著為負; 列（2）和列（3）中Reform×Post×REM和Reform×Post×Violation的系數分別為-0.038和-0.002， 其中Reform×Post×REM在5%的水平上顯著為負。 Panel B（4） ～ （6）列報告了三種治理機制對提升企業創新產出To_pa的機制作用。 列（4）中Reform×Post×Cash的系數為-0.026， 在1%的水平上顯著為負; 列（5）和列（6）中Reform×Post×REM和Reform×Post×Violation的系數分別為-0.050和-0.003， 分別在5%和10%的水平上顯著為負。 結果表明， 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑促進了企業的創新活動。 這一發現與本文H2的預期相符。

5. 外部治理環境對企業創新的影響。 在肯定了混合所有制改革對企業創新的積極影響及其治理路徑后， 本文進一步檢驗了在不同的外部治理環境下， 這種影響和路徑是否會變化， 更為完善的外部治理環境是否會有助于混合所有制改革對企業創新的促進作用。 本文分別以企業所在地的市場化進程和法律保護程度兩個視角來衡量企業的外部治理環境。

在市場化進程方面， 本文參考王小魯等[28]的《中國分省市場化指數報告》確定企業樣本所在地的市場化指數， 該指數越大， 代表該企業所在地的市場化進程越高， 反之越小。 參考方軍雄[29]的研究方法， 根據樣本企業所在地市場化指數的中位數將樣本劃分為市場化進程低和市場化進程高兩組。 在法律保護程度方面， 參考鄭志剛等[30]的方法， 根據樣本企業所在地的法律制度環境指數[28]的中位數將樣本進一步分為法律保護程度較低和法律保護程度較高兩組， 進行分組檢驗。

表6列示了按市場化進程分組的回歸結果。 在企業創新活動投入方面， 列（1） ～ （4）報告了混合所有制改革通過降低超額現金持有水平和真實活動盈余管理促進企業創新投入Rd_ta在市場化進程分組下的回歸結果， 在低市場化進程組列（1）和列（3）中， Reform×Post×Cash和Reform×Post×REM的系數均不顯著， 在高市場化進程組列（2）和列（4）中， Reform×Post×Cash和Reform×Post×REM的系數分別為-0.026和-0.033， 在1%和5%的水平上顯著。 在企業創新活動產出方面， 列（5） ～ （8）報告了混合所有制改革通過降低超額現金持有水平和真實活動盈余管理促進企業創新產出To_pa在市場化進程分組下的回歸結果， 在低市場化進程組列（5）和列（7）中， 僅有Reform×Post×REM的系數為-0.013， 在10%的水平上顯著為負， 在高市場化進程組列（6）和列（8）中， Reform×Post×Cash和Reform×Post×REM的系數分別為-0.029和-0.024， 在5%和1%的水平上顯著為負。

表7列示了按法律保護程度分組的回歸結果。 列（1） ～ （4）報告了混合所有制改革通過降低超額現金持有水平和真實活動盈余管理提升企業創新投入Rd_ta在法律保護程度分組下的回歸結果， 在低法律保護程度組列（1）和列（3）中， Reform×Post×Cash和Reform×Post×REM的系數均不顯著， 在高法律保護程度組列（2）和列（4）中， Reform×Post×Cash和Reform×Post×REM的系數分別為-0.029和-0.036， 且均在1%的水平上顯著為負。 在企業創新活動產出方面， 列（5） ～ （8）報告了混合所有制改革通過降低超額現金持有水平和真實活動盈余管理促進企業創新產出To_pa在法律保護程度分組下的回歸結果， 在低法律保護程度組列（5）和列（7）中， 僅有Reform×Post×REM的系數為-0.014， 在10%的水平上顯著。 在高法律保護程度組列（6）和列（8）中， Reform×Post×Cash和Reform×Post×REM的系數分別為-0.032和-0.026， 分別在5%和1%的水平上顯著為負。

在未展示的回歸結果中， 市場化進程方面： 在低市場化進程組， Rd_ta和To_pa中Reform×Post×Violation的系數均不顯著; 在高市場進程組， Rd_ta和To_pa中Reform×Post×Violation的系數分別為-0.013和-0.009， 且均在10%的水平上顯著。 法律保護程度方面： 在低法律保護程度組， Rd_ta和To_pa中Reform×Post×Violation的系數均不顯著; 在高法律保護程度組， Rd_ta和To_pa中Reform×Post×Violation的系數分別為-0.019和-0.011， 前者在 10%的水平上顯著為負。 此外， 本文以創新投入Rd_in和創新產出Inv_pa兩項指標作為被解釋變量進行回歸， 與上述回歸結果基本一致。 結果表明， 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑促進了企業的創新活動， 這種影響在高市場化進程地區和高法律保護環境地區更為顯著。 上述發現與本文H3的預期相符。

6. 穩健性檢驗。 本文借鑒郝項超等[31]、唐松等[32]衡量企業創新的方法， 采用單個專利他引次數和低端專利申請數替換模型的被解釋變量; 參考陳仕華等[33]確定混合所有制改革的方法， 將國有企業向私營企業轉讓股權替換模型中的解釋變量進行回歸; 為避免國有股權全部轉讓至其他法人的股權改革影響檢驗結果， 剔除該部分樣本觀測值進行檢驗。 以上檢驗得到的結果與前文結論一致。

五、結語

混合所有制改革作為國有企業股權變更的重要方式和手段， 對國有企業的公司治理機制和投資項目選擇有著至關重要的影響。 混合所有制改革的實施能否對企業的創新活動產生積極影響？其影響的具體治理路徑有哪些？本文圍繞上述問題， 基于雙重差分模型， 以國有企業將其持有的國有股權轉讓或出售給其他法人作為準自然實驗的切入點， 以2010 ～ 2018年國有上市企業為樣本， 利用企業的創新投入和創新產出衡量企業的創新活動水平， 考察混合所有制改革的實施對國有企業創新活動的影響及其治理路徑。

研究結果顯示， 相對于未實施混合所有制改革的企業， 實施了混合所有制改革企業的創新水平顯著更高， 即混合所有制改革的實施促進了企業的創新活動。 進一步地， 本文探討了混合所有制改革對企業創新的治理路徑并根據地區的市場化特征和法律環境特征進行分組檢驗， 結果表明， 混合所有制改革通過降低企業超額現金持有水平、真實盈余管理和違規經營三種治理路徑促進了企業的創新活動， 并且這種影響在高市場化進程地區和高法律保護環境地區的企業更為顯著。

本文的研究結論有助于拓展混合所有制改革與微觀企業行為的研究框架， 進一步深化國有企業混合所有制改革經濟后果和有關企業創新影響因素的理論研究， 為提升企業的創新能力提供理論依據和經驗證據。 此外， 本文還從企業外部治理環境視角出發， 檢驗了混合所有制改革促進企業創新的積極作用在不同的市場化進程和法律保護程度下的差異， 有助于加深對混合所有制改革促進企業創新的理解和認識。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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