熊家財 唐丹云

摘 要：本文使用2002年至2016年間A股非金融類國有上市公司數(shù)據(jù)，并結合漸進雙重差分模型（Generalized DID），從創(chuàng)新能力視角考察國企民營化改制的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，相比于一直保持國有性質(zhì)的企業(yè)，進行民營化改制的國企具有更低的研發(fā)投入和更少的專利申請，表明國企民營化改制降低了企業(yè)的創(chuàng)新水平。進一步分析發(fā)現(xiàn)，國企民營化改制通過降低企業(yè)獲得的政府研發(fā)補貼以及強化經(jīng)理人短視效應兩個機制影響企業(yè)創(chuàng)新。本文研究對于全面理解國企民營化改制的運營效率，以及政府如何推進混合所有制改革具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

關鍵詞：民營化改制;企業(yè)創(chuàng)新;政府補貼;短視效應;漸進DID

一、引 言

國企改革是我國經(jīng)濟體制改革的中心環(huán)節(jié)，混合所有制改革已成為國企改革的重要突破口。2002年底，黨的“十六大”明確指出，“要深化國有企業(yè)改革、進一步探索公有制的多種有效實現(xiàn)形式;除極少數(shù)必須由國家獨資經(jīng)營的企業(yè)外，積極推行股份制，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”。此后國企改革以推行股份制、發(fā)展混合所有制經(jīng)濟為主要內(nèi)容。2013年黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》指出，“積極發(fā)展國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟”，并認可其為社會主義初級階段基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式。國資委研究中心于2018年4月21日發(fā)布《2018中國國企國資改革發(fā)展報告》指出：“2018年中央企業(yè)將按照分層分類的原則繼續(xù)推進混合所有制改革、探索集團公司層面的混合所有制改革。”國有企業(yè)改革是中央實施做強做大國有企業(yè)方針的重大戰(zhàn)略步驟，因此，厘清改革成效對于進一步深化混合所有制改革、發(fā)展壯大國有經(jīng)濟具有重要意義。

作為混合所有制改革形式之一的“國企民營化”受到了理論界和實務界的廣泛關注。關于國企民營化改制對企業(yè)績效的影響，學術界存在兩種觀點：一種觀點認為國有股權的存在為政府干預提供了途徑，這使得企業(yè)承擔了過多的政策性負擔，并產(chǎn)生了復雜的委托代理關系，因此，國有企業(yè)民營化有助于提升企業(yè)績效（Shleifer和Vishny，1994;Megginson和Netter，2001;Chen et al.，2018;余明桂等，2013）;另一種觀點認為民營化無法解決兩權分離所帶來的激勵不相容、信息不對稱以及預算軟約束問題（Lin et al.，1998），甚至可能造成更嚴重的國有資產(chǎn)流失（白云霞、吳聯(lián)生，2008）。因此，關于民營化究竟如何影響企業(yè)表現(xiàn)，現(xiàn)有研究仍未給出一致結論。

黨的“十八大”提出實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，強調(diào)科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置。鑒于企業(yè)是科技創(chuàng)新的主體以及科技成果轉(zhuǎn)化的主力軍，企業(yè)的科技創(chuàng)新能力直接關系到創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實施成效，因此，如何引導激勵企業(yè)從事研發(fā)活動、增強自主創(chuàng)新能力是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式、落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的關鍵所在?；诖?，從創(chuàng)新能力視角分析國企民營化的影響具有重要的理論與實踐意義。

要分析國企民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，關鍵是其與創(chuàng)新過程不存在互為因果關系。如果民營化的起因是國家認為企業(yè)創(chuàng)新能力低下，進而通過發(fā)起民營化改制以促進創(chuàng)新，那么，本文識別策略將面臨內(nèi)生性問題。中國的政治經(jīng)濟史緩解了這種擔憂。國企混合所有制改革是2002年正式提出的國企改革方向，這一政策的推動導致了大規(guī)模的民營化浪潮，這些改革的首要目標是提高中國龐大的國有部門的效率，并將中國從中央計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)變?yōu)橐允袌鰹閷虻慕?jīng)濟（Gan，2009;Fang et al.，2017）。相比之下，創(chuàng)新直到2016年才成為政策關注的焦點，如2016年頒布的《十三五規(guī)劃綱要》指出“我國需要轉(zhuǎn)換發(fā)展動能，實現(xiàn)從要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動”。因此，我們認為國企民營化改制為本文研究提供了天然的實驗組（經(jīng)歷改制的國企）和控制組（未經(jīng)歷改制的國企）。鑒于此，本文基于我國國企民營化改制實施的政策事件，采用漸進性雙重差分模型（Generalized DID），系統(tǒng)考察國企民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新的影響及其作用機制。

本文可能的貢獻有以下兩方面。第一，從企業(yè)創(chuàng)新視角研究民營化的后果，有助于厘清民營化的爭議。關于民營化是否能夠提升企業(yè)效率存在兩種對立觀點，本文從研發(fā)創(chuàng)新視角進行分析，發(fā)現(xiàn)民營化改制的企業(yè)表現(xiàn)出更低的研發(fā)創(chuàng)新能力。相比于相同主題的其他研究（Tan et al.，2015;鐘昀珈等，2016;王業(yè)雯、陳林，2017;余明桂等，2019），本文從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個角度衡量企業(yè)創(chuàng)新，并使用漸進雙重差分模型（Generalized DID）進行分析，研究結果更為全面和穩(wěn)健。第二，本文從政府補貼、產(chǎn)權保護以及經(jīng)理人短視等視角，分析民營化改制作用機制，發(fā)現(xiàn)民營化改制降低了企業(yè)可獲得的政府研發(fā)補貼、強化經(jīng)理人短視效應，進而抑制了企業(yè)創(chuàng)新能力。上述作用機制分析有助于更好地厘清國企民營化改制取得成功的必要條件。

本文結構如下：第二部分回顧文獻并提出研究假設，第三部分闡述研究設計，包括樣本選擇、數(shù)據(jù)來源、模型設定和變量測度，第四部分提供實證結果，第五部分進一步考察國企民營化改制影響企業(yè)創(chuàng)新的作用機制，最后是研究結論與政策啟示。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

國企民營化是指政府將其控制的國有企業(yè)或國企資產(chǎn)出售給個人或民營經(jīng)濟主體的行為（Megginson and Netter，2001）。上世紀80年代以來，許多國家推行了國有企業(yè)民營化政策，學術界對民營化的后果進行了廣泛研究。

多數(shù)研究認為國有股權的存在為政府干預提供了途徑，這使得企業(yè)承擔了過多的政策性負擔并產(chǎn)生了復雜的委托代理關系，因此，國有企業(yè)民營化有助于提升企業(yè)績效（Shleifer和Vishny，1994;Megginson和Netter，2001;Chen et al.，2018;余明桂等，2013）。Megginson和Netter（2001）通過對1990年-1996年間28個國家85次民營化事件的分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)在民營化改制之后，其經(jīng)營效率、生產(chǎn)率、負債率均得到大幅改善，民營化后三年的凈利潤提高了兩倍。Sun和Tong（2003）研究了1994年-1998年間我國634家民營化的企業(yè)，發(fā)現(xiàn)民營化之后企業(yè)的盈利能力、銷售收入以及員工生產(chǎn)效率均顯著提升。劉小玄（2004）使用我國2001年工業(yè)普查數(shù)據(jù)進行分析，證實了民營化或股份化有助于提高企業(yè)績效。王甄、胡軍（2016）使用2003年-2011年A股發(fā)生實際控制人變更的公司進行研究，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)民營化有助于提高企業(yè)績效。

另一部分文獻則認為民營化無法解決兩權分離所帶來的激勵不相容、信息不對稱以及預算軟約束問題（Lin et al.，1998），甚至可能造成更嚴重的國有資產(chǎn)流失（白云霞、吳聯(lián)生，2008）。Black et al.（2000）認為俄羅斯的民營化歷程本質(zhì)上是失敗的，原因在于金融市場不發(fā)達、破產(chǎn)程序和法律法規(guī)不完善以及公司治理制度的缺失。張俊喜、張華（2004）認為民營企業(yè)效率高的根源在于其具有更優(yōu)的公司治理結構。李遠勤、張祥建（2008）的研究結果表明，國有企業(yè)民營化改革后的盈利能力（總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率和銷售利潤率）整體上是下降的。Boubakri et al.（2018）使用東亞國家數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)相比于非政府控制公司，政府控股公司具有更高的市場價值。由此可知，關于國企民營化與企業(yè)業(yè)績的研究并未得到一致結論。

相關文獻進一步從企業(yè)創(chuàng)新鑒于本文主要從企業(yè)創(chuàng)新視角研究民營化的經(jīng)濟后果，因此，未對企業(yè)創(chuàng)新的相關文獻進行綜述。He和Tian（2018）從企業(yè)層面（如風險投資、公司治理、股票流動性等）、市場特征（如產(chǎn)品市場競爭、銀行體系等）以及制度環(huán)境方面（如法律制度、金融市場發(fā)展等）全面地回顧了企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，有興趣的讀者可進一步閱讀該文。等視角，分析民營化影響企業(yè)價值的具體途徑。如Tan et al（2015）、王業(yè)雯、陳林（2017）以及孫文娜、蘇躍輝（2017）等發(fā)現(xiàn)國企民營化改制促進企業(yè)創(chuàng)新;然而，鐘昀珈等（2016）、翟勝寶等（2017）、余明桂等（2019）卻發(fā)現(xiàn)國企民營化改制抑制企業(yè)創(chuàng)新。本文認為已有研究出現(xiàn)上述分歧主要源于以下三個方面：（1）樣本選取：孫文娜、蘇躍輝（2017）以及余明桂等（2019）分別使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫制造業(yè)企業(yè)2000年-2007年、2005年-2011年的微觀面板數(shù)據(jù)進行研究;王業(yè)雯、陳林（2017）使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1999年-2007年數(shù)據(jù)進行研究，但是，基于某一行業(yè)或某一類企業(yè)數(shù)據(jù)所得出結果的普遍性仍有待商榷。（2）研發(fā)創(chuàng)新度量：鐘昀珈等（2016）使用企業(yè)專利數(shù)量度量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，王業(yè)雯、陳林（2017）使用研發(fā)投入的對數(shù)衡量創(chuàng)新投入，但更為全面和穩(wěn)健的做法是從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個維度度量企業(yè)創(chuàng)新能力。（3）作用機制分析：已有文獻考察國企民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新的影響時，較少分析其具體作用機制（僅有 Tan et al.，2015;鐘昀珈等，2016;余明桂等，2019），本文認為考察國企民營化改制的作用機制有助于更好地厘清國企民營化改制的真正效果。由此可知，我們有必要正確地選取樣本、全面地度量創(chuàng)新，同時，選擇科學的研究方法校正計量模型中可能存在的樣本自選擇以及內(nèi)生性問題，保證研究結果具有較高的可靠性。

（二）研究假設

現(xiàn)有研究認為政府對國有企業(yè)的干預導致企業(yè)承擔大量政策性負擔，諸如增加就業(yè)、維持社會穩(wěn)定等，這導致國有企業(yè)的風險承擔和創(chuàng)新激勵較小。國企民營化改制后，企業(yè)面臨的政府干預減少，企業(yè)更可能建立完善的公司治理結構以緩解代理問題，此時，企業(yè)的創(chuàng)新能力較強。

首先，民營化有助于降低政府干預。Shleifer和Vishny（1994）、Lin et al.（1998）認為追求自身政治目標的政治家會通過干預國有企業(yè)以獲取更多選票，如讓國有企業(yè)增加就業(yè)、維持社會穩(wěn)定等。曾慶生、陳信元（2006）發(fā)現(xiàn)相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)雇傭了更多員工。技術創(chuàng)新具有高風險、高不確定性、輕資產(chǎn)等特點，企業(yè)一旦遭遇創(chuàng)新失敗很可能導致業(yè)績滑坡、財務困境、裁撤雇員等局面，因此，追求社會穩(wěn)定和經(jīng)濟增長的政府會干預國有企業(yè)高風險的創(chuàng)新性投資項目選擇（Boubakri et al.，2013）。企業(yè)民營化后，國有股權比例下降，此時，政府的干預成本較高，這將減少政府或官員為實現(xiàn)政治目標而干預企業(yè)的行為（Boycko et al.，1996;余明桂等，2013）。因此，國有企業(yè)民營化之后，企業(yè)承擔的政策性負擔較小，企業(yè)將基于價值最大化標準選擇投資項目，此時，他們更有可能積極承擔風險高、盈利性高的研發(fā)創(chuàng)新機會。

其次，民營化有助于清晰產(chǎn)權、完善公司治理。國有企業(yè)的產(chǎn)權歸全體國民所有，但實際上任何公民都沒有動力和能力去監(jiān)督管理者。因此，過長的委托代理鏈條以及由此帶來的“所有者缺位”導致國有企業(yè)存在嚴重的代理問題（李壽喜，2007）。因此，在缺乏有效的監(jiān)督和激勵機制時，國有企業(yè)經(jīng)理人將追求安逸生活、提高職業(yè)聲譽或攫取私人收益，此時，他們將選擇低風險、穩(wěn)健的投資策略，更少地承擔創(chuàng)新性投資（John et al.，2008）。國企民營化改制后，民營經(jīng)濟主體或個人將獲得企業(yè)所有權，他們將通過更換經(jīng)理人、選聘更為稱職的經(jīng)理人擔任高管，同時，追求經(jīng)濟利益最大的非國有大股東也更可能建立有效的監(jiān)督和激勵機制（余明桂等，2013）。此時，管理者的開拓意識更強，更可能積極承擔研發(fā)創(chuàng)新活動，進而最大化企業(yè)價值和股東財富。根據(jù)上述分析，本文提出以下假設1A：

假設1A：其他條件不變的情況下，國有企業(yè)民營化改制之后，其研發(fā)創(chuàng)新水平顯著提升。

Scherer（1999）認為阻礙發(fā)展中國家技術創(chuàng)新的因素有三點：一是研發(fā)資金的壓力;二是缺少創(chuàng)新激勵;三是缺少有意愿且有能力利用科技進步帶來發(fā)展機會的商界企業(yè)家。國企民營化改制后，企業(yè)的資源可得性和產(chǎn)權保護水平下降，這將抑制企業(yè)創(chuàng)新水平。首先，民營化降低了企業(yè)資源的可得性。一般而言，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新通常發(fā)源于產(chǎn)品概念，然后，進行產(chǎn)品原型開發(fā)與試驗、試生產(chǎn)，經(jīng)歷市場檢驗后才進入規(guī)模生產(chǎn)與銷售，研發(fā)創(chuàng)新活動的周期長、投資大、風險高等特征導致企業(yè)較難通過市場方式為創(chuàng)新項目融資（Kerr和Nanda，2015）。國有企業(yè)的工作更為穩(wěn)定，可吸引到更多優(yōu)秀人才;同時，國有企業(yè)與政府、國有銀行保持更為密切關系，能夠穩(wěn)定地獲得融資、技術以及財政補貼等資源，因此，國家所有權有利于研發(fā)和創(chuàng)新（Cao et al.，2018;余明桂等，2019）。相反，國企民營化改制后，上述優(yōu)勢將不復存在，企業(yè)無法像改制前一樣穩(wěn)定地獲取財政補貼等各種創(chuàng)新所需資源，這將抑制企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。

其次是產(chǎn)權保護機制。相比于固定資產(chǎn)，技術創(chuàng)新等無形資產(chǎn)更容易被員工帶走，并被競爭對手獲得、仿制，導致研發(fā)成果的商業(yè)價值下降（Claessens和Laeven，2003;Kerr和Nanda，2015）。一旦企業(yè)所在國家或地區(qū)的產(chǎn)權保護水平低下，將進一步激勵相關組織與個人竊取、侵占他人創(chuàng)新成果的機會主義行為，進而降低企業(yè)開展技術創(chuàng)新的預期收益，并抑制企業(yè)的創(chuàng)新積極性。與發(fā)達國家相比，我國制度環(huán)境較差，法律和司法體系還不健全，產(chǎn)權保護相對落后（Allen et al.，2005）。面臨產(chǎn)權糾紛或經(jīng)濟糾紛時，國有企業(yè)可以利用其與政府或官員的良好關系，尋求更多的司法支持，這有助于提升企業(yè)創(chuàng)新的積極性。當國有企業(yè)民營化改制后，企業(yè)更可能遭受政府、官員、相關企業(yè)與個人的產(chǎn)權侵占，這將抑制企業(yè)的創(chuàng)新積極性。

再次是經(jīng)理人短視效應。激勵創(chuàng)新的經(jīng)濟學和心理學文獻表明，標準的績效薪酬激勵計劃對激勵員工在日常工作中付出更大努力有積極作用，但它可能會削弱員工在創(chuàng)新性和探索性工作中的表現(xiàn)（Ederer和Manso，2013）。激勵創(chuàng)新的薪酬方案必須表現(xiàn)出對失敗的容忍，這意味著績效敏感度更低的薪酬方案在某種程度上可以更好地激勵創(chuàng)新（Manso，2011）。此外，我國研發(fā)支出費用化會計處理《企業(yè)會計準則第6號—無形資產(chǎn)》規(guī)定：對于研究階段的支出全部于發(fā)生時計入當期損益;對于開發(fā)階段的支出，要同時滿足5個條件才能資本化確認為無形資產(chǎn)。對企業(yè)當期業(yè)績的負面影響較大（余明桂等，2016），因此，風險規(guī)避型高管往往對研發(fā)創(chuàng)新持保守態(tài)度。鑒于國有企業(yè)具有企業(yè)性與公益性的雙重特性，需要承擔拉動GDP、增加就業(yè)、維持社會穩(wěn)定等社會任務，企業(yè)業(yè)績無法反映高管的真實努力程度，因此，國有企業(yè)的高管薪酬-業(yè)績敏感性較低（陳震、凌云，2013），這有助于緩解國企高管的短視程度。相反，國企民營化改制后，高管因為業(yè)績下滑被迫離職的可能性提高，此時企業(yè)高管更加注重短期績效而非社會責任或長期績效，因此，對研發(fā)創(chuàng)新持保守態(tài)度。根據(jù)上述分析，本文提出以下假設1B：

假設1B：其他條件不變的情況下，國有企業(yè)民營化改制之后，其研發(fā)創(chuàng)新水平顯著下降。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2002年-2016年間在滬深交易所上市的A股非金融類國有上市公司為原始樣本。鑒于企業(yè)可能將創(chuàng)新活動轉(zhuǎn)移至子公司或關聯(lián)公司進行（余明桂等，2016），因此，必須綜合考慮上市公司本身及其子公司、聯(lián)營公司、合營公司的專利申請。所以，本文首先手工整理建立上市公司的公司樹，然后，通過網(wǎng)絡爬蟲（Web Spider）在佰騰科技網(wǎng)（www.baiten.cn）收集公司樹中所有公司專利數(shù)據(jù);同時，根據(jù)國家知識產(chǎn)權局的專利數(shù)據(jù)，對樣本內(nèi)所有公司的專利數(shù)據(jù)進行核實和補遺，在此基礎上，建立起本文的專利數(shù)據(jù)庫。此外，從萬德資訊（Wind）提取上市公司研發(fā)支出數(shù)據(jù)，從深圳國泰安公司開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫提取公司財務數(shù)據(jù)，從CCER數(shù)據(jù)庫中提取公司治理數(shù)據(jù)。為控制極端值的影響，我們對資產(chǎn)負債率和托賓Q按照5%的標準進行Winsorize處理，其他連續(xù)變量按照1%的標準進行Winsorize處理。

（二）計量模型與變量選取

作為政策評估的常用方法，雙重差分方法（Differenceindifference，DID）目前已在國內(nèi)外得到廣泛使用（Fang et al.，2017;余明桂等，2016）。DID方法通過比較處理組和控制組在政策沖擊前后的相對距離，來排除不可觀測因素和時間趨勢的干擾，進而分離出外生政策沖擊的凈效應。某些情況下，政策實施采取“試點先行、逐步擴容”模型，導致研究對象的“處理”時間存在先后差異，這構成了一種漸進性雙重差分模型（Generalized DID）。例如，Beck et al.（2010）使用漸進DID研究了美國上世紀70年代-90年代期間，不同州在不同時間放松銀行管制對居民收入不平等的影響。Acharya et al.（2014）使用美國不同州逐步推行“不當解雇法”的特征，使用漸進DID分析了勞動保護對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

鑒于國企民營化改制是分批分次，因此，本文參考Beck et al.（2010）、Acharya et al.（2014），設置如下漸進性雙重差分模型（Generalized DID）檢驗國有企業(yè)民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新的影響：

β1反映了民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如果β1顯著大于（小于）0，表明國企民營化改制促進（抑制）企業(yè)創(chuàng)新。

1.企業(yè)創(chuàng)新

借鑒已有文章（Acharya et al.，2014;Cao et al.，2018;余明桂，2016），本文從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個角度衡量企業(yè)創(chuàng)新。鑒于研發(fā)費用是最重要的創(chuàng)新投入，因此，本文以R&D 投入作為創(chuàng)新投入的度量指標，參考溫軍、馮根福（2012），本文使用研發(fā)投入與銷售額之比，度量企業(yè)的R&D投入密度（rd_ratio）。

同時，本文使用發(fā)明專利申請量衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。根據(jù)《中華人民共和國專利法》（2008年），專利可以被劃分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利3種。發(fā)明專利主要指對產(chǎn)品、方法或者其改進所提出的新技術方案;實用新型專利是指對產(chǎn)品的形狀、構造或者其結合所提出的新技術方案;外觀設計專利是指對產(chǎn)品的形狀、圖案或者其結合以及色彩與形狀、圖案的結合所做出的富有美感并適于工業(yè)應用的新設計。由此可知，發(fā)明專利的科技含量高、獲取難度最大，能夠較好地代表企業(yè)的創(chuàng)新能力。基于此，本文使用發(fā)明專利申請總量加1的自然對數(shù)（LNAPPLY）衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。此外，發(fā)明專利授權數(shù)和發(fā)明專利國際分類號數(shù)量可以較好地衡量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量（Tong et al.，2018），因此，本文也分別使用已授權的發(fā)明專利數(shù)量加1的自然對數(shù)（LNGRANT）以及發(fā)明專利國際分類號數(shù)量加1的自然對數(shù)（LNIPC）衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量。

2. 國企民營化改制

如果企業(yè)在樣本期內(nèi)實施了國企民營化改制（企業(yè)性質(zhì)從國有變成非國有），我們將其定義為“處理組”，虛擬變量Transform取值為1;如果企業(yè)在這一時期內(nèi)一直保持國有性質(zhì)，我們將其定義為“對照組”，Transform取值為0。After是國企民營化改制前后時段虛擬變量，國企民營化改制之前取值為0，國企民營化改制后取值為1。交互項Transform × After是DID變量。

3. 控制變量

參考Acharya et al.（2014）以及余明桂等（2016），本文還設置了一組可能影響企業(yè)創(chuàng)新的公司層面變量：公司固定資產(chǎn)密度（PPE）、公司規(guī)模（SIZE）、固定資產(chǎn)投資（INV）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、財務杠桿（LEV）、公司年齡（AGE）、機構投資者持股比例（IO）、托賓Q（Q）、行業(yè)虛擬變量（Industry）以及年度虛擬變量（Year）。表1 提供了變量的詳細定義。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2結果可知，rd_ratioit+1的均值為0.023，表明企業(yè)研發(fā)投入只占營業(yè)收入的2.3%，整體研發(fā)投入水平較低。LNAPPLYit+1的均值為1.142，表明企業(yè)每年申請的發(fā)明專利大約為2.13個（exp1.142-1）。國企民營化虛擬變量DID的均值為0.081，表明大約為8.1%的公司-年度觀測值為國企民營化企業(yè)樣本。

（二）國企民營化改制的影響因素分析：生存分析

本文使用漸進DID分析的一個前提假設是國企民營化改制相對企業(yè)創(chuàng)新而言是外生事件，即企業(yè)創(chuàng)新能力高低不會影響國企民營化改制決策。國企混合所有制改革是2002年正式提出的國企改革方向，這一政策的推出導致了大規(guī)模的民營化浪潮，這項改革的首要目標是提升中國龐大的國有部門效率，并將中國從中央計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)變?yōu)橐允袌鰹閷虻慕?jīng)濟體制（Gan，2009;Fang et al.，2017）。相比之下，創(chuàng)新是2016年才成為政策關注的焦點，因此，相對創(chuàng)新而言，國企民營化改制是一個外生事件。

為了進一步驗證民營化改制決策的外生性，參考Beck et al.（2010），本文通過生存模型具體方法的論述可參見陳強（2014）。考察企業(yè)創(chuàng)新是否影響國企民營化改制的概率。本文中“失效事件”是“國有企業(yè)發(fā)生民營化改制”，因此，解釋變量系數(shù)反映了該變量對企業(yè)發(fā)生民營化改制的影響。若變量的回歸系數(shù)顯著為負，表明該變量的增大有利于降低風險率（發(fā)生民營化轉(zhuǎn)制）、延長國企的生存期。我們使用企業(yè)的研發(fā)投入以及發(fā)明專利產(chǎn)出作為解釋變量，同時加入一組控制變量，在此基礎上，使用Weibull模型我們也使用Cox比例模型進行估計，結果與表3一致。估計方程。表3報告了估計結果。

由表3結果可知，無論使用rd_ratioit-1還是LNAPPLYit-1、LNGRANTit-1、LNIPCit-1衡量企業(yè)創(chuàng)新，其系數(shù)估計值均不顯著，表明企業(yè)創(chuàng)新能力不會顯著影響國企是否進行民營化改制，說明企業(yè)創(chuàng)新不是國企進行民營化改制的決定性因素。上述結論說明相對于企業(yè)創(chuàng)新，民營化改制是一個外生事件，樣本數(shù)據(jù)適合使用漸進雙重差分模型。

（三）國企民營化改革與企業(yè)創(chuàng)新

表4提供了2002-2016年面板數(shù)據(jù)回歸模型（1）的估計結果。欄（1）、欄（2）使用研發(fā)投入衡量企業(yè)創(chuàng)新，欄（3）至欄（8）使用發(fā)明專利數(shù)據(jù)衡量創(chuàng)新。奇數(shù)列只加入國企民營化改制虛擬變量DID，偶數(shù)列進一步加入公司層面控制變量。此外，為了控制異方差的影響，本文使用公司層面聚類調(diào)整（cluster）的標準誤。

由表4欄（1）、欄（2）結果可知，使用rd_ratio衡量企業(yè)創(chuàng)新時，在不加入公司層面控制變量時，DID的回歸系數(shù)不顯著，進一步加入公司層面基本特征變量后，DID的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，這表明國企民營化改制顯著降低了企業(yè)的研發(fā)投入。不論是否加入公司層面控制變量，使用LNAPPLY、LNGRANT、LNIPC衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出時，交乘項DID的系數(shù)估計值均在1%水平上顯著為負，表明國企民營化改制顯著降低了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

上述結果不僅統(tǒng)計意義顯著，經(jīng)濟意義也十分顯著。國企民營化改制導致企業(yè)研發(fā)投入下降0.318%，同時，使得企業(yè)發(fā)明專利申請量下降0.145，鑒于rd_ratio和LNAPPLY的均值分別為2.3%和1.142，因此，上述結果具有顯著的經(jīng)濟意義。表4結果表明國有企業(yè)進行民營化改革后，企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均顯著下降，因此，假設1B無法被拒絕，國企民營化降低了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

盡管民營化改制有助于降低政府干預，但是，改制后的企業(yè)可能會面臨更為嚴峻的融資環(huán)境、落后的產(chǎn)權保護等，因此，民營化改制這種獨特的混合所有制改制要取得成功是需要一定前提條件。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

應用雙重差分模型的前提是處理組和控制組滿足平行趨勢假設，即較早進行民營化改制的國企（處理組）與較晚進行改制的國企以及從未進行改制的國企（控制組），在民營化改制之前的發(fā)展趨勢應該不存在系統(tǒng)性差異，或者即使存在差異，上述差異也較為穩(wěn)定，即二者的發(fā)展趨勢一致。如此，我們才可以認為較晚進行改制的國有企業(yè)以及從未進行改制的國有企業(yè)是較早改制國有企業(yè)的合適對照組。根據(jù)Beck et al.（2010）、Acharya et al.（2014），本文設置如下動態(tài)方程檢驗上述平行趨勢：

其中，DIDkit是反映國有企業(yè)民營化改制事件的一組虛擬變量。具體而言，在國有企業(yè)改制的前一年、當年以及下一年，DID-1it、DID0it、DID+1it分別取值為1，其他情況則取值為0;在國企改革的第二年及之后年份，DID≥+2it取值為1，否則取值為0。本文將國有企業(yè)改革前的第二年以及更早年份作為基準組。

表5提供了方程（2）的面板數(shù)據(jù)固定效應估計結果。由表5可知，無論使用研發(fā)投入還是專利產(chǎn)出衡量企業(yè)創(chuàng)新，DID-1it的系數(shù)在10%水平上均統(tǒng)計不顯著，表明國企改革前一年的創(chuàng)新水平與改革前第二年以及更早年份之間不存在顯著差異，這說明處理組與控制組公司之間滿足平行趨勢假設。使用rd_ratio、LNAPPLY、LNGRANT、LNIPC衡量企業(yè)創(chuàng)新時，DID≥+2it的系數(shù)估計均在5%或1%水平上顯著為負，表明相對于改制之前，國企民營化改制之后的第二年或之后年份，企業(yè)的創(chuàng)新水平顯著下降，這進一步驗證了假設1B，也表明民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新的影響需要2年-3年才能發(fā)揮作用，符合研發(fā)創(chuàng)新的長期性特征。

2. PSM-DID分析

鑒于國企民營化改制前處理組（發(fā)生民營化改制的國企）與控制組企業(yè)（未發(fā)生民營化改制的國企）之間可能存在一定差異，且上述差異可能影響雙重差分模型估計的準確性與有效性，因此，我們采用傾向得分匹配（PSM）方法為每個處理組樣本匹配一個其他特征相近、而未發(fā)生混合所有制改革的國有企業(yè)作為對照樣本。首先，使用rd_ratio、LNAPPLY、PPE_AT、SIZE、ROA、AGE、IO、INV以及行業(yè)、年度虛擬變量作為匹配變量估計傾向得分;其次，為每個處理組公司匹配3個傾向得分相近的控制組公司;最后，使用兩組公司前后三年的數(shù)據(jù)估計方程（3）。

其中，處理組Transformi取值為1，控制組取值為0;民營化改制當年及之后三年Aftert取值為1，否則取0。表6為基于PSM 匹配樣本的回歸結果。鑒于方程（3）控制了公司固定效應，因此，回歸過程將剔除Transformi變量。由表6結果可知，交乘項Transform×After的回歸系數(shù)在（1）（3）（4）欄中顯著為負，這與全樣本的回歸結果基本一致。

3. 安慰劑檢驗（Placebo test）

除了國企民營化改制這一事件外，一些其他政策或隨機性因素也可能使企業(yè)創(chuàng)新水平產(chǎn)生差異，導致前文結論不成立。換言之，我們觀測到的國企民營化改制對企業(yè)創(chuàng)新的影響可能是其他政策或隨機性因素引起，而非國企民營化改制的作用。

為了排除上述隨機因素的影響，我們改變國企民營化改制時間進行反事實檢驗。具體地，我們將國企進行民營化改制的時間統(tǒng)一提前3年，本文也將國企民營化改制時間分別提前1年或2年，結果也和表7一致。構造“偽國企民營化改制”虛擬變量DID_3替代方程（1）中的DID進行回歸。如果“偽國企民營化改制”變量顯著，說明企業(yè)創(chuàng)新變化來源于其他政策或隨機因素;如果“偽國企民營化改制”變量不顯著，則說明企業(yè)創(chuàng)新程度下降來自于國企民營化改制。

表7提供了估計結果。由表7結果可知，DID_3的估計值為負，但均統(tǒng)計不顯著，這表明本文結果并非是其他隨機事件所引起。

五、作用機制分析

表4至表7的回歸結果顯示國企民營化改制將會抑制創(chuàng)新，還需進一步探討國企民營化改制抑制企業(yè)創(chuàng)新的潛在機制。

1. 政府補貼

首先探討國企民營化改制是否通過減少政府補貼抑制企業(yè)創(chuàng)新。創(chuàng)新所具有的非競爭性、外部性、不確定性以及規(guī)模經(jīng)濟等特征，導致市場對創(chuàng)新資源的配置和調(diào)節(jié)缺乏效率（Kerr和Nanda，2015）。為了糾正企業(yè)創(chuàng)新供給的市場失靈，政府可通過減免稅收、提供研發(fā)補貼等方式，提高企業(yè)創(chuàng)新的均衡供給。政府補貼一方面有助于降低企業(yè)的研發(fā)活動成本、縮小研發(fā)活動私人收益與社會收益的差距;另一方面增加了企業(yè)研發(fā)所需資金，緩解了研發(fā)活動面臨的融資約束，從而有助于激勵企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動（郭玥，2018）。

國有企業(yè)與政府保持著密切關系，可以穩(wěn)定地獲取政府補貼等資源，并用于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。一旦國企進行民營化改制，企業(yè)性質(zhì)發(fā)生轉(zhuǎn)變，改制后的企業(yè)不能如改制前一樣穩(wěn)定地獲取各種研發(fā)和創(chuàng)新所需的資源尤其是政府補貼，這將影響改制后企業(yè)的創(chuàng)新能力。

根據(jù)溫忠麟等（2004），本文構造以下遞歸模型檢驗政府補貼的中介作用：

上述遞歸模型的檢驗程序和原理如下：首先擬合方程（4），如果φ1的估計值顯著不等于0，表明國企民營化改制確實影響企業(yè)創(chuàng)新;其次估計方程（5）和（6），如果θ1和φ′2均顯著異于0，說明民營化改制通過中介變量Lnsub影響企業(yè)創(chuàng)新;進一步，如果φ′2顯著、并且φ′1不顯著，說明Lnsub發(fā)揮完全中介作用。如果θ1和φ′2至少有一個不顯著，那么，可通過Sobel方法檢驗θ1φ′2的顯著性以判斷中介效應是否顯著。本文使用企業(yè)獲得政府財政補貼加1的自然對數(shù)（Lnsub）衡量企業(yè)獲得的財政補貼水平。

表8欄（1）提供了模型（5）的回歸結果，欄（2）至欄（5）提供了模型（6）的回歸結果。由表8的回歸結

果可知，欄（1）中，DID的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明在國企民營化改制后獲得的政府補貼顯著減少。欄（2）至欄（5）中，Lnsub的系數(shù)均在10%及以上水平顯著為正，這說明政府補貼與研發(fā)支出、發(fā)明專利申請數(shù)、發(fā)明專利授權數(shù)以及發(fā)明專利國際分類號數(shù)量均呈顯著正相關，即政府補貼能夠顯著增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。以上結果表明，政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新能力顯著正相關，而國企民營化改制后企業(yè)獲得的政府補貼顯著減少，企業(yè)創(chuàng)新能力下降。因此，政府補貼的減少是國企民營化改制抑制創(chuàng)新的一種潛在機制。

2. 產(chǎn)權保護

相比于固定資產(chǎn)，技術創(chuàng)新等無形資產(chǎn)更容易被員工帶走，并被競爭對手獲得、仿制，導致研發(fā)成果的商業(yè)價值下降（Claessens和Laeven，2003;Kerr和Nanda，2015），因此，較好的產(chǎn)權保護水平能夠提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新積極性。我國的產(chǎn)權保護相對落后，同時，大量企業(yè)與相關組織之間的經(jīng)濟糾紛通常由政府解決（Allen et al.，2005）。因此，面臨產(chǎn)權糾紛或經(jīng)濟糾紛時，國有企業(yè)可以利用其與政府或官員的良好關系尋求更多司法支持，這有助于提升企業(yè)創(chuàng)新的積極性。當國有企業(yè)民營化改制后，企業(yè)更可能遭受政府、官員、相關企業(yè)與個人的產(chǎn)權侵占，這將抑制企業(yè)的創(chuàng)新積極性。

如果產(chǎn)權保護是國企民營化改革影響企業(yè)創(chuàng)新的潛在機制，那么，對于位于法制環(huán)境較差地區(qū)的企業(yè)而言，國企民營化改制對創(chuàng)新的抑制作用應該更為顯著。根據(jù)余明桂等（2013）的研究，我們使用樊綱等編制的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)衡量我國各地區(qū)的產(chǎn)權保護水平;該指數(shù)取值越大，說明當?shù)胤芍贫拳h(huán)境越好，對企業(yè)的產(chǎn)權保護水平越高。我們根據(jù)該指數(shù)的年度中位數(shù)將樣本劃

分為產(chǎn)權保護水平較高和較低的兩個子樣本，然后，分別運行方程（1），表9提供了回歸結果。由表9結果可知，使用rd_ratio和LNIPC衡量企業(yè)創(chuàng)新時，國企民營化改制變量DID在產(chǎn)權保護較高的子樣本中顯著為負;使用LNAPPY時，DID在兩組子樣本中均顯著為負;使用LNGRANT時，DID在產(chǎn)權保護較差的子樣本中顯著為負，以上結果無法得出一致結論，因此，無法證明產(chǎn)權保護機制是國企民營化改制抑制創(chuàng)新的潛在機制。

3. 經(jīng)理人短視效應

激勵創(chuàng)新的薪酬方案必須表現(xiàn)出對失敗的容忍，這意味著對績效敏感性較差的薪酬方案在某種程度上可以更好地激勵創(chuàng)新（Manso，2011）。鑒于我國研發(fā)支出費用化的會計處理將大幅降低企業(yè)當期的業(yè)績（余明桂等，2016），因此，風險規(guī)避型高管往往對研發(fā)創(chuàng)新持保守態(tài)度。鑒于國有企業(yè)需要承擔拉動GDP、增加就業(yè)、維持社會穩(wěn)定等社會任務，企業(yè)業(yè)績很難反映高管的真實努力程度，因此，國有企業(yè)的高管薪酬-業(yè)績敏感性較低（陳震、凌云，2013），這有助于緩解國企高管的短視行為。相反，國企民營化之后，高管因為業(yè)績下滑被迫離職的可能性提高，此時企業(yè)高管更加注重短期績效而非社會責任或長期績效，因此，對研發(fā)創(chuàng)新持保守態(tài)度。

為了驗證這一猜想，我們分析國企民營化改制對CEO離職-業(yè)績敏感性的影響。

其中，Tover是企業(yè)CEO是否發(fā)生變更的虛擬變量，如果企業(yè)當年發(fā)生CEO變更，那么，Tover取值為1，否則，取值為0。我們進一步根據(jù)高管離職原因，將CEO離職區(qū)分為自愿性（正常性或常規(guī)）變更與強制性（非常規(guī)或被迫）變更。本文將CEO離任原因是退休、任期屆滿、控制權變動、健康原因、完善公司治理結構以及涉案或結束代理的確認為常規(guī)性CEO變更，將其它情況歸為強制性變更。如果當年出現(xiàn)CEO強制性變更，則令Tover_force取值為1，否則，取值為0。本文根據(jù)企業(yè)民營化前后，將樣本分為轉(zhuǎn)型后（DID=1）和轉(zhuǎn)型前（DID=0）兩個子樣本，然后，使用兩個子樣本分別估計方程（7）。本文使用Logit模型估計方程（7）。表10提供了回歸結果。

由表10回歸結果可知，在改制前和改制后，CEO變更與企業(yè)績效ROA、ROE都與呈顯著負相關關系，但改制后的系數(shù)更小，組間差異檢驗表明，改制后企業(yè)業(yè)績ROA、ROE的系數(shù)估計值均顯著小于改制前，這表明國企民營化改制后，高管變更對企業(yè)業(yè)績更敏感。以上結果說明國企民營化改制后，其高管變更-業(yè)績敏感性顯著增強，此時，企業(yè)高管更加注重短期績效而非社會責任或長期績效，對研發(fā)創(chuàng)新持保守態(tài)度，企業(yè)創(chuàng)新能力下降。因此，經(jīng)理人短視效應是國企民營化改制抑制創(chuàng)新的一個潛在機制。

六、結論與啟示

學術界對國企民營化的后果進行了廣泛分析，本文選擇企業(yè)創(chuàng)新作為切入視角，分析了國企民營化改制的實施對企業(yè)創(chuàng)新行為的長期影響及作用機制。研究結果表明：（1）國企民營化改制顯著降低了公司的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，表明民營化改革將抑制企業(yè)創(chuàng)新。（2）國企民營化改制通過政府補貼和高管短視效應影響企業(yè)創(chuàng)新。國企民營化改制后企業(yè)獲得的政府補貼減少，創(chuàng)新供給減少，創(chuàng)新能力下降;改制后高管變更-業(yè)績敏感性上升，高管更加注重短期績效，對研發(fā)創(chuàng)新持保守態(tài)度，企業(yè)創(chuàng)新能力下降。

本文研究結論具有重要的政策啟示：（1）民營化改制這種獨特的混合所有制改制不一定必然取得成功，其取得成功是需要一定前提條件，如健全的融資渠道、較好的產(chǎn)權保護、能夠容忍短期失敗等。（2）就企業(yè)而言，一方面混合所有制改革后企業(yè)要主動降低自身對政府資源的依賴程度，積極主動地尋找自身發(fā)展所需要的資源;另一方面也應建立合理的績效評價制度，激勵普通員工在日常工作中付出更大努力，同時提高對高管和技術人員短期失敗的容忍程度。（3）政府應加大對創(chuàng)新的扶持力度，政府應該繼續(xù)增加對企業(yè)創(chuàng)新的扶持力度，提高科技財政支出占財政支出的比重以扶持企業(yè)技術創(chuàng)新。

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SOE Privatization and Firm Innovation： A Generalized DID Approach

Xiong Jiacai1 and Tang Danyun2

（1.School of Accounting， Jiangxi University of Finance and Economics;2.Research Institute of Economics and Management， Southwestern University of Finance and Economics）

Abstract：Utilizing a generalized Difference in Difference model （Generalized DID）， this paper investigates the effect of privatization of state owned enterprises （SOE） on firm innovation and its underlying mechanisms. The study shows that a decrease is observed in the R&D expenses and in the number of applications for invention patents in privatized firms， indicating that the privatization of state owned enterprises reduces firm innovation input and output. Further analysis reveals two possible underlying mechanisms， by which privatization affects innovation negatively， i.e. privatized firms receive less innovation subsidy from the government and they exhibit a higher CEO turnover performance sensitivity. The conclusions of this study not only help to comprehensively understand and evaluate the effectiveness of the privatization of SOEs， but also provide empirical evidence for the government to promote the healthy development of an economy with various forms of ownership working together.

Key Words：Privatization; Firm Innovation;? Government Subsidy;? Shortsightedness;? Generalized DID

責任編輯 郝 偉