混合股權下的企業創新策略選擇：“協同增效”抑或“掣肘減效”？

吳春賢，蔡昌斌，帥紅玉

（1.石河子大學經濟與管理學院，新疆石河子 832003；2.石河子大學公司治理與管理創新研究中心，新疆石河子 832003）

一、引言

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃綱要》（“十四五”規劃）指出，以推動經濟高質量發展為主題，堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，提升企業技術創新能力，強化企業創新主體地位。但目前中國企業的創新情況并不樂觀，一方面，據2020 年全國科技經費投入統計公報顯示，我國企業研究和開發（research and development，R&D）經費總投入占全國R&D 經費總投入的76.5%，達到18673.8 億元①數據來源：http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202109/t20210922_1822342.html。，但在同年《德溫特年度全球百強創新機構》榜中，與美國39 家、日本32 家上榜機構相比，中國大陸僅有華為、小米和騰訊3 家公司上榜；而另一方面，至2019 年，我國企業專利申請量已經連續九年排名世界第一，并且增長率也遠遠高于其他創新大國。但這些創新卻一直被質疑“質量不高”，無法創造可觀的價值（應千偉和何思怡，2021）。以上數據說明，雖然我國企業創新經費投入和創新成果數量都在逐年增加，但有效的、有價值的成果卻少之又少，整體表現為“實用新型專利陷阱”（毛昊等，2018）、“專利泡沫”（申宇等，2018）、“創新質量低下”（楊亞柳和侯瑞，2019），這種現象不僅放慢了我國企業創新技術由跟跑、隨跑向領跑轉變的步伐，同時也為我國經濟發展從要素驅動向創新驅動轉型設置了障礙，不利于新時期中國經濟高質量發展目標的實現。

為激發全社會經濟活力和創造力，實現不同所有制經濟揚長避短、相融合作，共同推動經濟持續健康發展，黨的十八屆三中全會提出將發展混合所有制經濟作為我國基本經濟制度重要實現形式的決定，黨的十九大報告進一步強調，要深化國有企業改革，發展混合所有制經濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業，而現實中，企業競爭力的提升與企業創新質量密切相關（Faleye et al，2014；Hirshleifer et al，2013）。基于混改背景，現有學者大多從非國有企業入股國有企業視角展開積極討論，其中大多學者認為國企混改提高了企業創新水平（張斌等，2019；楊運杰等，2020；Zhang et al，2020；任廣乾等，2022）；與以上結論不同，王婧和藍夢（2019）通過構建隨機前沿模型測量創新效率，發現總體而言混改沒有提升國企的創新效率，但能夠提升自然壟斷企業的創新效率，認為針對國企混改應分類設置混改方案；基于這一思路，陳林等（2019）認為在區分企業規模后，國有資本的終極控制權更有利于推動大型企業創新；近期，基于新一輪國企“混改”把引入民營股東參與治理作為改革重點的作法，馮璐等（2021）研究發現，在控制了國有企業股權結構的前提下，非國有股東參與公司治理促進了企業創新，而熊愛華等（2021）則進一步研究發現相比非國有股東參股國有企業，非國有股東通過高層治理對創新績效的正向影響更明顯。此外，也有少部分學者從國有企業入股非國有企業視角展開討論，研究發現利用非控股國有股權能夠建立政治聯系、發揮資源支持效應，提高企業創新投入（狄靈瑜和步丹璐，2021），顯著提升民營企業發明專利申請數（韋浪和趙勁松，2021）。

綜合來看，現有文獻在對混合所有制改革如何影響企業創新進行研究時，多以創新投入或企業整體創新產出作為衡量企業創新的替代變量（Li et al，2020；狄靈瑜和步丹璐，2021；范玉仙和張占軍，2021；汪濤等，2022）。而實際上，一方面，創新投入并非高質量創新產出的必要條件；另一方面，企業的創新策略選擇將直接影響到企業的創新質量，以企業整體創新作為企業創新的替代變量，不足以深入挖掘混改對企業創新質量的真實影響作用，而根據黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究，為獲得更多的政府補助和稅收優惠，公司會適時改變其創新策略，其中以簡單提升非發明專利數量為目標的策略性創新并不利于提高企業的市場價值；推動企業技術進步并獲取競爭優勢，還得依靠以增加發明專利申請量為目標的實質性創新。因此，為深入分析混合所有制改革對企業創新質量的影響作用，有必要從企業創新策略的視角深入分析企業創新問題。此外，鑒于國有產權的資源、技術優勢及非國有產權追求長遠利益最大化的特點，現有文獻多以非國有股權入股國有企業為出發點，從股權混合后實際控制人為國有產權的視角研究混合股權對企業創新的影響（羅福凱等，2019；楊興全和韓賀洋，2021），而現實中伴隨混改進程的推進，越來越多的國企通過參股民企的方式完成混改，而針對這種反向混改模式，從股權混合后實際控制人為非國有產權視角研究混合股權對企業創新的影響后果和作用機制，對目前完善混合所有制改革政策，促進非國有產權企業提高創新質量具有重要意義。那么基于以上分析，混合股權是否會影響企業創新策略選擇？混合股權影響異質性實際控制人企業創新策略選擇的作用機制是什么？遺憾的是針對以上問題現有文獻還少有研究。

本文以A 股上市公司2004—2017 年數據為研究對象，基于異質性股權混合后的“協同增效”與“掣肘減效”效應探討混合股權對企業創新策略的影響，研究結論及邊際貢獻可能體現在：混合股權影響企業創新策略支持“協同增效”效應，即混合股權能夠促進企業創新，且與策略性創新策略相比，混合股權更能促使企業選擇實質性創新策略。一方面，該結論豐富了現有從企業股權結構視角研究企業創新策略選擇動機影響因素的文獻，同時也為現階段檢驗混合所有制改革的實施效果提供了經驗證據；另一方面，該結論對混改企業如何通過混改提升企業創新質量具有借鑒意義；同時也為政府相關部門制定政策提升混合股權對企業創新質量的影響，提供有益政策制定參考。

二、理論分析與研究假設

終極產權理論認為真正控制上市公司的是借助股權關系鏈而隱藏在第一大股東背后操縱上市公司的實際控制人（Porta et al，1999）。而基于特殊制度背景，我國上市公司實際控制人按產權屬性可細分為國有和非國有，其中國有產權實際控制人擁有豐富的創新資源和完善的制度優勢，但由于存在所有者缺位及監督不足等問題往往創新動力不足（Hart et al，1997）；相比之下，非國有產權實際控制人雖然有強烈的逐利動機，樂于創新，但因缺乏創新資源及先進的管理制度（王京和羅福凱，2017），同樣導致創新不足。如何最大發揮國有產權和非國有產權的屬性優勢，進而促進企業技術創新，成為政府相關政策制定部門關注的重點話題。混合所有制改革通過在原有單一股權性質的公司中引入異質性股權，從而達到使國有和非國有股權相互博弈、制衡，更好地發揮國有和非國有產權屬性優勢的目的。然而，現實中混合股權一方面，既可能使不同產權性質的股東優勢互補（Cheng et al，2018），通過混改的“協同增效”效應提升企業創新；另一方面，由于不同產權性質股東所追求的利益目標不同，也可能通過混改的“掣肘減效”效應抑制企業創新。那么現階段混合股權究竟通過“協同增效”效應還是“掣肘減效”效應影響企業創新？進一步基于黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究，企業創新策略可分為推動企業技術發展、獲得競爭力為目的的實質性創新和為了獲得其他利益，而單純追求創新“數量”和“速度”的策略性創新。那么現階段混合股權影響企業創新策略選擇，究竟是基于混改的“協同增效”效應還是“掣肘減效”效應發揮作用，其中的作用機制又是什么？深入研究以上問題，對現階段完善混合所有制改革中出現的問題，提高我國企業創新質量，提升企業競爭力，促進經濟高質量發展具有重要意義。

（一）“協同增效”效應下的混合股權與企業創新策略選擇

在混改的“協同增效”效應下，國有股權與非國有股權可以充分發揮各自產權屬性優勢，混合股權能夠促進企業創新。一方面，在非國有企業內引入國有股權，除能為非國有企業帶來更多的現金流用于企業創新外，原國有股權固有的技術和人力資源優勢及完善的制度和先進的管理經驗，也能為非國有企業提供更好的創新資源和創新環境（王京和羅福凱，2017），混合股權下非國有企業引入國有股權提高了原非國有企業的創新水平；另一方面，在國有企業內引入非國有股權，由于原國有企業所有者缺位背景下，國有企業管理層為在短期內獲得政治晉升機會，通常偏好投資風險小、見效快的項目，而對于資金需求量大，風險高、時間長的創新項目較少關注（李莉等，2018；唐躍軍和左晶晶，2014；Gao et al，2018），但由于非國有股權股東以追求企業價值最大化為目標，更偏好能為企業帶來長遠價值的創新項目（李文貴和余明桂，2015），能與國有股權管理層追求個人政績目標相制衡。因此較好地解決原國有企業的所有者缺位問題，降低原國有企業管理層的政治晉升動機（孫菁和李琳，2018），與國有企業股權混合之前相比，股權混合后有利于企業將更多資源用于企業創新，進而提升企業創新水平。綜上，股權混合后，非國有股權部分有足夠的資源用于抵御創新風險；而國有股權部分的創新環境得到改善，混合股權提高了企業的創新水平。

基于黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究，公司創新策略可細分為策略性創新與實質性創新，其中策略性創新不利于提高企業的市場價值，推動技術進步和獲取競爭優勢的實質性創新才能促進企業發展。那么在混改的“協同增效”效應下，混合股權又將如何影響企業的創新策略選擇？從不同產權性質企業引入異質性股權視角進行分析，一方面，當非國有企業引入國有股權完成股權混合后，此時非國有企業不僅可以憑借新加入國有股權的政府背景，更容易從政府及銀行那里獲得政府補助和銀行貸款，緩解原非國有企業因企業創新導致的融資約束問題，還可以借鑒國有股權先進的管理經驗和研發技術并得到核心技術專家專業指導提升創新效率，此時股權混合后的非國有企業資金充足，創新資源豐富，與策略性創新相比，考慮到企業長遠的發展，非國有企業更愿意進行實質性創新；另一方面，當國有企業引入非國有股權完成股權混合后，由于非國有股權股東追求公司長遠價值最大化的經營目標，在一定程度上抑制了原國有企業管理層為追求個人政治晉升而偏好追求創新數量，將較多資源用于風險小、見效快的策略性創新的做法。此時考慮到企業長遠發展，也會考慮將更多的資源投資于風險較大但收益高的實質性創新項目。

綜合以上分析，在混改的“協同增效”效應下，一方面混合股權豐富了非國有企業的創新資源，與股權混合之前相比，混合后非國有企業不論在創新資金支持還是在創新技術支撐方面都較之前有了顯著提升，此時與策略性創新相比，企業更有可能將資源用于實質性創新提高企業長遠發展潛力；另一方面混合股權同樣完善了國有企業的內部監督治理機制，引入非國有股權有效改善了之前國有企業因所有者缺位導致管理層片面追求創新數量而忽視創新質量的做法，考慮到公司長遠發展目標，股權混合后的國有企業更有動機將資源用于推動技術進步和獲取競爭優勢的實質性創新。基于以上內容，提出如下假設：

混合股權促進了企業創新，在創新策略選擇上與策略性創新相比混合股權更能促使企業進行實質性創新（H1）。

（二）“掣肘減效”效應下的混合股權與企業創新策略選擇

在混改的“掣肘減效”效應下，國有股權與非國有股權產權屬性劣勢進一步放大，不利于企業創新。一方面，從非國有股權引入國有股權視角進行分析，與非國有企業純粹追求利潤最大化的經營目標相比較，國有企業還承擔著充分就業、社會穩定等政治目標（趙卿，2016；Zhang et al，2003）。鑒于此，在非國有企業內引入國有股權，會降低原非國有企業創新決策的效率，非國有企業追求長遠利益的創新行為受到牽制；同時，雖然非國有企業借助國有股權政府背景，能更容易獲得貸款，緩解融資約束，但也因此使其生產經營受到限制，尤其在地方政府面臨政績考核壓力下，國有企業更傾向于規避風險（Boubakri et al，2013），地方政府極有可能據此要求非國有企業選擇投資風險小、耗時短、見效快的創新項目。此時混合股權下非國有企業引入國有股權抑制了原非國有企業追求長遠利益的創新動力，不利于企業創新。另一方面，在國有企業內部引入非國有股權，雖然非國有股權股東有強烈的謀利動機（陳林等，2019），但無法阻止政府官員為謀求政治晉升而通過混合股權中國有成分要求企業承擔更多社會責任進而損害公司利益的行為（涂國前和劉峰，2010）。此外，在國有企業所有者缺位背景下，國有企業內部缺乏監督非國有股東的權利主體，此時非國有股東極有可能為保護自身利益，而“掏空”公司（祁懷錦等，2021），從而降低國有企業營運資金穩定性，增加經營風險（劉穎斐和張小虎，2019），導致企業內缺乏穩定現金流，使得混合后的企業不具備良好的創新條件，混合股權降低了企業創新水平。

進一步，在混改“掣肘減效”效應下，混合股權又將如何影響企業的創新策略選擇？一方面，非國有企業引入國有股權完成股權混合后，在進行企業創新決策時，相較于原非國有企業，完成股權混合后的非國有企業需要顧及國有股權承擔的經濟、政治和社會責任等目標，抑制了非國有企業單純追求企業長遠價值最大化的創新行為；同時，迫于對國有股權政府背景融資便利的依賴，在地方政府面臨政績考核壓力時，非國有股權更可能為迎合國有股權政績考核，而在企業創新選擇方面做出妥協。此時，股權混合后的非國有企業追求企業長遠價值最大化的動機被抑制，與風險高、投資周期長的實質性創新相比，非國有企業更愿意選擇周期短、見效快的策略性創新。另一方面，當國有企業引入非國有股權完成股權混合后，在國有企業所有者缺位的背景下，非國有股權股東為保護自身利益，“掏空”企業動機被放大，進而降低了原國有企業資金穩定性。此時股權混合后的國有企業缺乏穩定現金流，無法支撐資金投入量大的實質性創新項目，同時又迫切需要通過迎合監管獲取補助緩解資金壓力，從而更愿意選擇策略性創新。

綜合以上分析，在“掣肘減效”效應下，一方面針對非國有企業，股權混合后，非國有企業追求企業長遠價值最大化的目標被弱化，與股權混合前相比，非國有股權更大程度受國有股權背后的實際控制人的影響，此時，非國有企業更可能選擇策略性創新迎合政府政績考核；另一方面，針對國有企業，混合股權增加了國有企業經營風險，股權混合后國有企業中非國有股東有動機通過“掏空”行為最大化自身利益，降低國有企業資金穩定性，增加企業創新風險，同時考慮到國有企業的社會責任及政府控制屬性，在地方政府面臨政績考核壓力時，股權混合后的國有企業更有可能在企業創新選擇方面做出妥協，更愿意選擇策略性創新。對此，提出以下假設：

混合股權抑制了企業創新，在創新策略選擇上與策略性創新相比混合股權更能抑制企業進行實質性創新（H2）。

三、研究設計及樣本選擇

（一）數據來源

本文所有樣本數據均取自國泰安公司的CSMAR（China Stock Market &Accounting Research Database）數據庫，選取2004—2017 年度全部A 股上市公司為研究對象，數據處理遵循以下原則：①考慮到連續兩年虧損（ST）及連續三年虧損（*ST）的企業經營目標發生改變，故剔除該類樣本企業數據；②鑒于金融類企業資產結構和財務目標的特殊性，剔除金融行業的上市公司樣本數據；③考慮數據的穩定性和可靠性，剔除有缺失值的樣本；④為降低異常值對回歸結果的影響，對所有連續變量進行了上下1%分位數的縮尾處理。

（二）變量定義

（1）創新策略：借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）的做法，用ln_Apply作為企業整體創新的代理指標，以發明、實用新型和外觀設計的專利申請總數加1 取對數進行衡量；用ln_IApply作為實質性創新策略的代理指標，以發明專利申請數加1 取對數進行衡量；用ln_NApply作為策略性創新策略的代理指標，以實用新型和外觀設計的專利申請總數加1 取對數進行衡量。

（2）混合股權：借鑒Liao 和Young（2012）和楊志強等（2016）的做法，以Mix作為混合股權代理指標，根據前十大股東中非國有股權比重與國有股權比重的比值衡量，其中以兩者中的較小者為分子，較大者為分母。該指標為一個小于1 的正向指標，指標越大表明股權混合的程度越強，反之則反是。

（3）控制變量：借鑒王玉澤等（2019）、崔靜波等（2021）等已有關于企業創新的文獻，選取盈利能力、企業年齡、固定資產比率、現金資產比率、營運能力、無形資產比率、發展能力作為控制變量。此外，考慮到特定行業和年份對企業創新選擇的影響，本文還控制了年份和行業虛擬變量，具體變量定義參見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設定

通過以上分析，設定如下模型，對假設進行檢驗：

其中：ln_Apply、ln_IApply及ln_NApply變量分別為企業整體創新、實質性創新選擇與策略性創新選擇；Mix為混合股權；β為相應變量的回歸系數；下標i和t分別為對應的公司和年份；ε 為殘差，并控制年份（Year）和行業（Industry）。以上模型重點關注變量Mix的回歸系數β1，若Mix的回歸系數β1顯著為正，且ln_IApply的回歸系數值顯著大于針對ln_NApply的回歸系數值，則假設一得證；若Mix的回歸系數β1顯著為負，且ln_IApply的回歸系數值顯著小于針對ln_NApply的回歸系數值，則假設二得證。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計

表2 顯示了各變量的描述性統計結果，其中：變量ln_Apply的最小值為0.693，最大值為6.849，標準差為1.371，表明不同樣本公司之間整體創新水平存在較大差異；從ln_IApply和ln_NApply來看，最小值均為0.000，平均值分別為2.091 和2.342，ln_IApply最大值比ln_NApply低0.276，可見樣本企業的實質性創新數量略遜色于策略性創新。但ln_IApply和ln_NApply的標準差分別為1.381 和1.508 則表明樣本企業中無論是實質性創新能力還是策略性創新能力均存在較大差異、創新水平參差不齊。

表2 描述性統計

Mix的平均值為0.134，中位數為0.039，可知，當前混合所有制改革的背景下，我國大部分上市公司股權混合程度并不高。而Mix的最小值為0.000，最大值為0.926，同時標準差為0.212 且比平均值高0.078，可見樣本公司的股權混合程度較低，各公司之間的股權混合程度相差較大。

（二）回歸結果分析

表3 列（1）中混合股權（Mix）與企業整體創新水平（ln_Apply）的回歸系數為0.707，且在1%的水平上顯著正相關，表明混合股權能夠顯著促進企業整體創新；列（2）、列（3）分別列示了混合股權與實質性創新（ln_IApply）、策略性創新（ln_NApply）的回歸結果，從中可以看出混合股權（Mix）的回歸系數均在1%的水平上顯著正相關，這表明混合股權同時促進了企業的實質性創新與策略性創新。進一步分析，在列（2）中混合股權（Mix）與實質性創新（ln_IApply）的的回歸系數為0.878，顯著大于列（3）中混合股權（Mix）與策略性創新（ln_NApply）的回歸系數0.532，綜合以上內容，該結果與混改的“協同增效”效應相吻合，即國有股權與非國有股權優勢互補，能夠顯著提升企業創新水平，與策略性創新相比，混合股權更能促使企業選擇實質性創新策略，H1 得證。

表3 “協同增效”效應與“掣肘減效”效應檢驗

（三）內生性與穩健性檢驗

1.反向因果

創新活動需要大量穩定的資金投入，為維持持續創新，企業很可能引入異質性股權，緩解資金壓力。因此，綜合前文分析，混合股權既可能提升企業創新，同時企業創新策略選擇又可能增加企業實施混合股權的動機，造成混合股權與企業創新策略之間存在反向因果引起的內生性問題。對此，采取將解釋變量分別進行滯后一期、二期及三期處理的措施，以控制可能存在的反向因果導致的內生性問題，檢驗結果見表4。表4 顯示分別為滯后一、二及三期的混合股權與企業整體創新、實質性創新與策略性創新的回歸結果，可以看出與前文結果類似，混合股權與企業創新的關系并未發生實質性的差異，且隨著滯后期數的增加，混合股權在實質性創新與策略性創新中的系數差距逐步擴大，可見相較于策略性創新，混合股權對企業實質性創新選擇的促進作用更加顯著。

表4 內生性檢驗-反向因果

2.Heckman 檢驗

企業混合股權可能受到不可觀測因素的影響，導致樣本選擇偏差造成的內生性問題。為緩解該問題，本文利用Heckman 兩階段模型對回歸結果進行檢驗，檢驗結果見表5。首先，在第一階段，以混合股權（Mix）為基礎構建啞變量（dum_Mixs），具體衡量方式為，如果混合股權（Mix）大于0，則是否混合股權（dum_Mixs）取值為1，否則為0。同時，選取政府補助（ln_Amount）、是否兩職合一（Duality）、凈資產收益率（Roe）、流動比率（Liq）、實際控制人性質（Aci）、資產負債率（Lev）、企業年齡（ln_Age）作為影響因變量的影響因素，選擇以上因素的理由如下：第一，政府補助（ln_Amount）較高的企業，越依賴于政府，越有可能迎合政府混合所有制改革政策；第二，董事長和總經理兩職合一（Duality）則表明高管權力越大，越有可能出于維護自身權力和利益，抑制異質性股東進入公司；第三，凈資產收益率（Roe）越高，企業盈利能力越強，越有可能引起投資者的注意力，因此存在異質性股權的可能性也較高；第四，企業流動比率（Liq）越高，代表企業資金流動性強，短期債務還款能力強，需要融資的可能性較低，引入異質性股權的可能性也較低；第五，混合所有制改革面向的主要對象為國有企業，實際控制人性質（Aci）為國有的企業往往更傾向于股權混合；第六，資產負債率（Lev）越高，企業債務越高，越迫切需要資金清償債務，就越有可能為了緩解資金壓力引入異質性股權；第七，企業年齡（ln_Age）越大，融資渠道更豐富，融資累計次數越多，存在混合股權的可能性就越大。其次，針對新構建的虛擬變量dum_Mixs，加入以上變量進行Probit 回歸，得到逆米爾斯比率（Mills），回歸結果見表5 列（1）；最后，將逆米爾斯比率（Mills）加入模型（1）進行第二階段模型回歸，回歸結果見表5 列（2）、列（3）及列（4），從中可以看出，在控制逆米爾斯比率（Mills）后，混合股權對實質性創新的作用依舊顯著高于策略性創新。

表5 內生性檢驗-Heckman 檢驗

3.PSM 檢驗

進一步，企業主動引入異質股權緩解資金壓力，也可能存在樣本自選擇引起的內生性問題，即創新水平高的企業自身就表現為混合股權的產權特性，進而影響結論的穩健性。為解決該內生性問題，運用傾向得分匹配法（PSM）進行檢驗。參考曹越等（2020）、狄靈瑜和步丹璐（2021）的研究，根據《公司法》，異質性股東持股比率合計超過10%，異質性股東才有實質的話語權。對此，將前十大股東中國有股權比率、非國有股權比率合計均大于10%的樣本作為處理組，其余樣本作為對照組；選擇政府補助（ln_Amount）、是否兩職合一（Duality）、凈資產收益率（Roe）、流動比率（Liq）、實際控制人性質（Aci）、資產負債率（Lev）、企業年齡（ln_Age）對混合股權的自選擇效應進行控制，選擇以上因素的理由與前文一致。

此外，在具體進行傾向得分匹配時，本文通過Logit 模型來估計傾向得分，按照1∶3 的比例進行樣本匹配，并施加了“共同支持”（common support）條件，其平衡性檢驗結果見表6，匹配后回歸結果見表7。其平衡性檢驗結果見表6，匹配后各變量在處理組和控制組之間的偏差絕對值均小于等于2.1%，兩組均值均在10%顯著性水平下不存在顯著差異，可見匹配效果較好。運用匹配后的樣本進行回歸，可發現回歸結果與前文回歸結果基本一致，回歸結果見表7。

表6 內生性檢驗-PSM 平衡性檢驗

表7 內生性檢驗-PSM 回歸檢驗

4.PSM-多期DID 檢驗

由于混合股權的實施并沒有統一的執行時間節點，具體時間因企業個體而有所差異，為進一步緩解遺漏變量、不可觀測因素等帶來的其他可能存在的內生性問題，本文在前文PSM 檢驗的基礎上，建立多期雙重差分（differences in differences，DID）模型，以進一步緩解可能存在的內生性問題，結果呈現在表8 中。參考曹越等（2020）、狄靈瑜和步丹璐（2021）的研究，建立是否實施混合股權（Treat）的虛擬變量，將前十大股東中國有股權比率、非國有股權比率合計均大于10%的樣本作為處理組，取值為1；其余樣本作為對照組，取值為0；同時以國有股權、非國有股權合計均大于10%的第一年定義為混合股權實施節點（Time），大于混合股權實施節點（Time）第一年的年份則取值為1，否則為0；多期DID 模型中變量DID=Treat×Time。其平行趨勢檢驗如圖1 所示，圖2 及圖3 所示，在實施混合股權前其系數對應置信區間均包括0，即交互項與企業整體創新、實質性創新及策略性創新均不顯著，可見基本滿足平行趨勢檢驗；更進一步來看，混合股權實施當年對企業創新的影響均呈現出負向相關關系，且大約在混合股權實施后三年及以后開始呈現穩定的正向促進關系，這表明混合股權對企業創新的影響存在顯著的滯后效應，有鑒于此，為保證結果的穩健性，本文將差分變量DID滯后三期進行回歸，回歸結果見表8，由表可知研究結論與前文一致。

表8 內生性檢驗——PSM-多期DID 檢驗

圖1 企業整體創新平行趨勢檢驗

圖2 企業實質性創新平行趨勢檢驗

圖3 企業策略性創新平行趨勢檢驗

5.替換企業創新策略選擇的衡量指標

為檢驗模型穩健性，本文采取替代變量法，將企業專利申請數替換為企業專利授權數，并采用同樣的方法進行數據處理，具體穩健性檢驗結果見表9。表9 列（1）、列（2）及列（3）依次分別對應混合股權與整體創新、混合股權與實質性創新及混合股權與策略性創新的關系，從中可以看出，回歸結果與前文結論基本一致。

表9 穩健性檢驗——替換企業專利申請數為企業專利授權數

6.通過更換數據庫替換關鍵被解釋變量

由于所用CSMAR（China Stock Market &Accounting Research Database）數據庫中創新專利數據僅更新至2017 年，為保證研究結果能夠盡可能接近當前現狀，采用與前文同樣的數據處理方法，利用中國研究數據服務平臺（CNRDS）中上市公司2004—2019 年專利申請及授權數據，再次進行回歸，具體結果見表10。從表10可以看出結果基本與前文類似。綜上所述，本文所構造的模型是穩健的。

表10 穩健性檢驗——使用CNRDS 數據庫2004—2019 年數據檢驗

五、研究結論與政策建議

創新是引領發展的第一動力，但并非所有的創新都能推動社會經濟發展，基于黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究，公司創新策略可細分為策略性創新與實質性創新，其中策略性創新不利于提高企業的市場價值，只有推動企業技術發展、以獲得競爭力為目的的實質性創新才能引領經濟社會高質量發展。結合當前發展混合所有制經濟的背景，本文利用A 股上市公司2004—2017 年度數據，從企業股權結構視角基于“協同增效”效應與“掣肘減效”效應，通過國有企業引入非國有股權及非國有企業引入國有股權兩條主線，探討混合股權對企業創新策略選擇的影響，研究發現：混合股權通過“協同增效”效應影響企業創新，即混合股權能夠促進企業創新，且在混合股權作用下，與策略性創新選擇相比，企業更愿意進行實質性創新。

基于以上結論，本文得出以下啟示：

第一，進一步深化混合所有制改革。本文研究發現，混合股權能夠促進企業創新，且與策略性創新相比，股權混合程度越高，越能促進企業實質性創新，而基于黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究，只有實質性創新才能推動經濟高質量發展。因此現階段需要進一步加深企業的股權混合程度，提高企業實質性創新水平，推動經濟高質量發展。

第二，應積極引導混合股權企業進行實質性創新，研究結果表明混合股權同樣會促進企業選擇策略性創新，然而相較于實質性創新，策略性創新并不利于企業長遠發展，也不利于推動經濟社會進步。因此政府應積極引導混合股權企業多利用異質性股權優勢開展實質性創新，而非策略性創新。

第三，混合股權的企業應積極利用混合股權帶來的異質性股權優勢。具體的，當民企引入國有股權時，應積極利用國有股權的資源優勢，積極開展實質性創新活動；當國企引入非國有股權時，應重點發揮非國有股權追求企業價值最大化的動機，完善治理結構，提高企業創新質量，以更好的發揮混合股權的“協同增效”效應。

第四，企業在積極引入異質性股權、利用異質性股權優勢開展創新活動的同時，應結合自身實際情況，平衡好實質性創新與策略新創新兩者的關系，避免過多的開展策略性創新，導致真正有利于企業長遠發展的實質性創新不足。