國有資本參股與民營企業創新持續性

2024-05-17 07:00:45曾秋根于曉琪

國際商務財會 2024年4期

曾秋根于曉琪

【摘要】培育企業創新持續性是中國實現經濟高質量發展的重要抓手，也是企業獲得持續競爭優勢的關鍵。在混合所有制改革和創新驅動發展戰略的背景下，國有資本參股能否提升民企創新持續性值得進一步探討。文章選取2013—2022年我國滬深A股上市民營企業數據，考察國有資本參股對民營企業創新持續性的影響。結果顯示，國有資本參股提升了民營企業創新持續性，且該促進作用主要體現在于技術密集型民營企業中。文章基于可持續發展視角對企業創新展開更深入的探討，為民營企業提升自身持續創新能力提供新的啟示。

【關鍵詞】國有資本參股；創新持續性；技術密集型行業

【中圖分類號】F203；F279

一、引言

創新是構建新發展格局、提升綜合國力的關鍵，也是企業保持核心競爭力、實現可持續發展的重要源泉。企業作為踐行國家創新驅動戰略的微觀主體，是將科技與經濟融合的重要力量。但由于創新具有投資不可逆性、研發周期長、不確定性大等特征，造成企業創新面臨高融資約束和高調整成本“雙高”問題（鞠曉生等，2013）[ 1 ]，尤其對于民營企業而言，融資約束問題的持續存在致使其獲得的資源遠遠不能滿足創新活動的需要，創新活動中任何中斷都會對企業產生嚴重影響。而可持續發展背景下，創新持續性對于企業保持核心競爭優勢和實現可持續發展具有重要戰略意義（趙炎等，2023）[2]。區別于一般的企業創新，企業創新持續性是指企業在一段相當長的時期內，持續不斷地推出并實施創新項目，獲得經濟效應持續增長，進而在經濟實力、經營規模等方面實現可持續發展（向剛，2005）[ 3 ]。因此，探究如何提升企業創新持續性具有一定理論意義和現實意義。

作為國民經濟的活力之源、經濟高質量發展的中堅力量，民營企業已成為貢獻稅收、促進創新、提供就業的生力軍，國家多次強調“兩個毫不動搖”“三個沒有變”的方針政策，切實優化民營企業發展環境，為民營企業不斷發展提供支持。受政企關系以及信息不對稱等因素影響，民營企業在稅收優惠、財政補貼和信貸融資等方面受到一定限制（董小紅等，2021）[ 4 ]，且創新是一項成本高、周期長、風險大的長期投資活動，受限于民營企業自身資源和技術條件，民營企業創新面臨諸多難題。自黨的十八屆三中全會以來，國家鼓勵不同所有制的產權主體之間交叉持股，混合所有制經濟不斷發展，從而實現“1+1>2”的企業治理效果和經濟協同效應（陳林等，2021）[5]，那么民營企業進行混合所有制改革能否影響企業治理結構和融資狀況，從而影響民營企業創新持續性呢？鑒于此，本文以2013—2022年我國滬深A股上市民營企業為研究對象，考察國有資本參股對民營企業創新持續性的影響。現有研究大多局限于短期創新效應的考察，本文從持續性維度對企業創新展開進一步探討。

二、理論分析與研究假設

資源依賴理論強調企業創新的關鍵資源是信息、技術和資本，持續地獲取并利用內外部創新資源是企業持續創新的先決條件。基于股權融資視角，國有股東的加入為民營企業創新項目提供了長期穩定的資金支持，股權融資無固定股利負擔且可以長期持有（辛金國等，2023）[6]，與創新活動不確定性大、周期長的特點相契合，為創新活動的持續投入提供資源支持。基于政治關聯視角，國有股東的政治背景幫助民營企業獲得更多的稅收優惠和政府補助（宋增基等，2014）[7]，這些財政資金降低了創新正外部性導致的預期利益損失，減少企業創新投資的波動，并且財政資金在使用上的自主性對創新過程中高昂的調整成本具有平滑作用，有利于保持創新持續性（李健等，2016）[ 8 ]。基于信號傳遞理論，國有資本參股的民營企業可視為得到了政府的“認可”，向外部投資者傳遞企業發展實力的信號，增強外部投資者的信心并吸引外部資本的進入；同時降低了銀企雙方信息不對稱程度，使民營企業能夠以較低的融資成本獲得更多信貸資源，拓寬了企業外源融資渠道，為企業持續創新提供更多資源支持。

國有股東除了為民營企業創新持續性提供資源支持，更重要的是通過內外部治理機制提升民營企業治理水平。相較于國有企業，民營企業面臨的經營風險和生存挑戰更為嚴峻，企業股東及利益相關者更關注當下業績水平（田祥宇等，2023）[9]。但企業創新這種投入高、周期長的投資活動所帶來的收益不能立即反饋到企業的經營業績中，可能會使企業短期業績受到一定影響（嚴若森等，2022）[10]，民營企業的天然逐利性導致企業股東及管理層在創新活動中存在一定短視行為。基于內部治理機制，參股國有股東可以參與到民營企業日常經營管理決策中，對企業投資計劃、經營方針等具有一定話語權。同時國有股東可以向民營企業派出董事、監事及高管，更直接地對民營企業股東及管理層進行監督，降低兩類代理成本，提高資源利用效率。基于外部治理機制，國有股權相較于其他股權受到更多外界關注，因此國有資本參股的民營企業受到更多關注，比如更多分析師對民營企業進行持續地跟蹤，根據海量信息對企業進行盈余預測和評級，這會增加管理層機會主義行為被發現的風險，從而提高創新資金使用效率，有利于企業持續創新。綜上提出假設：

H1：國有資本參股提升了民營企業創新持續性。

因創新項目難度較大且需投入大量資金，企業創新面臨較大風險，提升了企業未來不確定性，所以不同行業的企業可能對于創新的需求有所不同。技術密集型行業技術更迭速度較快，企業的核心競爭力高度依賴于技術的先進性和不可模仿性（董屹宇等，2021）[ 1 1 ]，研發創新是其最重要的運營環節，企業需要進行持續創新才能保持市場競爭優勢，且企業制度大多以促進創新為導向，所以企業創新意愿和能力比較強。因此技術密集型企業往往更加注重在技術創新方面的持續投入，而國有資本參股帶來的資源效應恰好為其提供了相關的重要資源。此外，近年來我國在科技創新領域投入了大量資源，政府的經濟政策更多傾向于技術密集型企業，因此當該企業是技術密集型企業時，政府可能會為企業提供更多經濟資源用以支持企業研發創新活動，進而促進企業創新持續性。綜上提出假設：

H2：相較于非技術密集型民營企業，國有資本參股對技術密集型民營企業創新持續性的促進作用更顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2013—2022年我國滬深A股上市民營企業為研究對象。樣本數據主要來自于同花順iFind數據庫、CNRDS數據庫和CSMAR數據庫。首先將CSMAR數據庫中實際控制人為自然人、家族成員或民營法人的企業定義為民營企業。然后進行如下篩選：（1）本文研究的上市民營企業是指其上市時便由自然人、家族成員或民營法人控股，不包括上市時由國家控股之后因股權轉讓由自然人、家族成員或民營法人控股的企業；（2）剔除金融類樣本數據；（3）剔除缺失值；（4）剔除ST和*ST樣本數據。經過以上處理，最終共獲得10 128個樣本觀測值，為緩解異常極端值的影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

企業創新持續性。借鑒Triguero等（2013）[12]、何郁冰等（2017）[ 1 3 ]的研究，本文同時采用創新投入和創新產出前后期對比來反映企業創新持續性，因企業許多創新項目周期較長，故將連續兩年的數據合并計算。

創新持續性（創新投入）計算公式：

IIN為研發投入，經計算得到創新投入持續性IIP；OIN為專利申請數量，經計算得到創新產出持續性OIP。

2.解釋變量

國有資本參股。借鑒田祥宇等（2023）[9]的研究，解釋變量從國有資本參股比例（States）、是否存在國有資本參股（Dumst）及國有資本股權制衡度（Statesp）三個方面來度量。具體定義如下：（1）States為前十大股東中國有股東持股比例之和；（2）Dumst為虛擬變量，如果前十大股東中存在國有股東則取值為1；（3）Statesp為國有股東參股數量總和與第一大股東持股數量的比值。

3.控制變量

控制變量的選取及解釋如表1所示。

（三）模型構建

在上述模型中，被解釋變量為創新投入持續性（IIP）和創新產出持續性（OIP）。解釋變量為國有資本參股變量（States、Dumst和Statesp）。Controls為控制變量，ε為隨機擾動項。此外本文還控制了年度固定效應和行業固定效應。在模型中，當α1顯著為正時，表示國有資本參股能夠提升民營企業創新持續性。

表2為本文主要變量的描述性統計結果。被解釋變量創新投入持續性（IIP）的均值為18.872，標準差為1.177，創新產出持續性（OIP）的均值為3.055，標準差為1.578，說明樣本企業間創新投入（產出）持續性差異較為顯著。國有資本參股比例（States）的均值為0.015，最大值為0.174，表明民營企業中國有資本參股比例差異較大。國有資本參股啞變量（Dumst）的均值為0.422，即有42.2%的民營企業前十大股東存在國有股東，近半數的比例表明國有資本參股現象較為普遍。國有資本股權制衡度（Statesp）的均值為0.064，最大值為1.769，標準差為0.153，表明在部分民營企業中，參股國有股權對第一大股東起到重要制衡作用。

本文對各變量進行了Perason相關系數檢驗。表3結果顯示國有資本參股變量（States、Dumst和Statesp）與創新投入持續性（IIP）的相關系數分別為0.105、0.161和0.094，且二者相關性在1%的水平上顯著為正，States、Dumst與創新產出持續性（OIP）的相關系數分別為0.028、0.063，且二者相關性在1%的水平上顯著為正，初步證明國有資本參股提升民營企業創新持續性的假設。

（二）基準回歸結果分析

表4列示了國有資本參股變量（States、Dumst和Statesp）與民營企業創新投入（產出）持續性的回歸結果。如（1）至（3）列所示，國有資本參股變量（States、Dumst和Statesp）的系數分別為1.001、0.087和0.217，且均在1%的水平上顯著為正；如第（4）至（6）列所示，國有資本參股變量（States、Dumst和Statesp）的系數分別為1.288和0.130和0.246，且均在1%或5%的水平上顯著為正。綜合來看，國有資本參股提升了民營企業創新持續性，證實了本文假設H1。

（三）行業異質性分析

上述理論分析表明，國有資本參股對不同行業民營企業創新持續性的影響有所不同。故本文借鑒魯桐等（2014）[ 1 4 ]和鄭耀弋等（2022）[15]的研究，將涉及電子、信息技術、醫藥、其他制造業以及機械、設備、儀表這五種行業的企業定義為技術密集型企業并將其賦值為1，其他為非技術密集型行業賦值為0，將全樣本分為技術密集型和非技術密集型企業兩類分別回歸。如表5-1和表5-2所示，國有資本參股變量（States、Dumst和Statesp）的系數在技術密集型企業中顯著為正，而在非技術密集型企業中系數大部分不顯著，且均已通過組間系數差異檢驗。這表明國有資本參股能促進技術密集型企業的創新持續性，究其原因，技術密集型企業持續創新的動機較強，國有資本參股為這類民營企業創新獲得提供更多資金支持，使得研發創新得以持續，證實了本文假設H2。

（四）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量

考慮到發明專利的創新性高、難度大，并且審查程序嚴苛，借鑒劉永麗等（2023）[16]的做法，將專利申請數量（OIN）更換為發明專利申請數量（PIN）衡量企業創新產出持續性（OIV），OIV計算公式如下，之后再次進行回歸。回歸結果如表6列所示，解釋變量系數顯著為正且具有統計顯著性，說明基準回歸結果穩健。

2.傾向得分匹配

考慮到國有資本參股的民營企業在企業年齡、規模等方面與未參股的民營企業存在本質不同，而正是這些不同導致了民營企業之間創新持續性存在差異，為此運用傾向得分匹配法進行檢驗。首先按照本文啞變量（Dumst）進行分組，將存在國有資本參股的民企定義為處理組，否則為對照組。然后以控制變量作為匹配變量進行1：1近鄰匹配，如表7所示，各匹配變量在匹配后的處理組和對照組之間沒有顯著差異。表8報告了匹配后的樣本再次回歸的結果，解釋變量系數顯著為正且具有統計顯著性，回歸結果與基準回歸一致。

五、結論和啟示

本文基于可持續發展視角，以2013—2022年我國滬深A股上市民營企業為樣本，考察國有資本參股對民營企業創新持續性的影響。實證結果表明：（1）國有資本參股提升了民營企業創新持續性；（2）該促進作用主要存在于技術密集型企業中。基于上述研究結論，本文提出如下建議：

第一，民營企業應當充分利用國有資本參股帶來的治理效應和資源效應，以提升自身創新持續性，進而保持企業競爭優勢，實現可持續發展。第二，在推動實現民企混改過程中，針對不同行業特性的民營企業進行分層處理。對于技術密集型行業的企業要持續推進混合所有制改革，通過提供更多創新資源增強其持續創新動力，同時不斷優化企業治理結構，提高創新資源利用率，增強創新活力。第三，持續優化企業外部知識產權保護水平，為企業創新提供良好的氛圍。不斷完善地區知識產權保護制度，推動建設公平競爭的外部市場環境，提高創新主體的安全感，從而提升企業持續創新的積極性。