宋春霞，薛 月

(華北水利水電大學 管理與經濟學院，河南 鄭州 450003)

0 引言

從中共十八大提出創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略到十九屆五中全會號召建設世界科技強國，企業(yè)創(chuàng)新作為促進國家發(fā)展和民族振興的驅動力備受關注。國有企業(yè)作為我國國民經濟的中流砥柱，其地位、作用不可替代。近年來，我國國有企業(yè)創(chuàng)新水平持續(xù)提升，但在自主創(chuàng)新方面仍然存在以下問題：激勵機制缺乏活力，對高技能勞動力吸收能力逐漸減弱；政策依賴性較強，擁有自主知識產權的創(chuàng)新成果較少。部分研究表明，政府作為國有企業(yè)的實際控制人，可能會因為政策性目標而放棄部分經濟績效，選擇投資風險較低的項目，從而導致國有企業(yè)創(chuàng)新能力與創(chuàng)新績效較低[1]。引入治理機制完善、管理制度富有活力的非國有資本，一方面能夠促使不同類型股東資源相互融合，發(fā)揮取長補短的資源效應；另一方面促進管理與治理制度融合，發(fā)揮制度效應，這可能是促進國有企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升的有效途徑[2]。

近年來，學者們對國企混改與企業(yè)創(chuàng)新間的關系進行了一系列研究。例如，胡加明等[3]研究發(fā)現，上市公司企業(yè)績效與國有股權占比呈U型關系，第一大股東占比對企業(yè)績效的影響呈U型；向東與余玉苗[4]發(fā)現，非國有股東股權結構能夠有效促進國有企業(yè)創(chuàng)新績效提升；Dixon & Seddi[5]通過對英國企業(yè)研究發(fā)現，不同性質企業(yè)與創(chuàng)新活動無密切相關關系；劉欣與李穎[6]通過對樣本進行劃分研究發(fā)現，在國有大企業(yè)中，國有股持股比例與企業(yè)創(chuàng)新績效存在倒U型關系。

國內外相關研究對國企改革效果的結論并不一致，原因可能在于大多數研究基于制度效應或資源效應視角展開，兩者結合的研究鮮見。資源效應發(fā)揮取決于參與混改雙方資源稟賦與互補性資源獲取情況，因而股權混合程度可能對上述效應產生一定影響。富有活力的民企制度對創(chuàng)新動力與風險承擔意愿具有提升效應，而這一效應可能受企業(yè)內外部風險因素的影響。本文采用2013—2019年A股國有上市公司經驗數據，并基于資源效應與制度效應視角分析國有股權對創(chuàng)新績效的影響，研究企業(yè)內外部風險特征對國有股權與創(chuàng)新績效關系的調節(jié)效應。我國國企混改歷程為本文提供了一個自然實驗場景，實證檢驗結果表明，國有股權變化與創(chuàng)新績效間呈U型關系，內部經營風險正向調節(jié)這一關系，而外部競爭風險負向調節(jié)這一關系。本文研究視角較為新穎，研究結論具有針對性，可為不同風險特征下國有企業(yè)進一步深化混合所有制改革，從而提升創(chuàng)新效率提供思路。

1 國企混改對創(chuàng)新績效的影響

1.1 企業(yè)創(chuàng)新及影響因素

企業(yè)創(chuàng)新是一個寬泛的概念，通常情況下企業(yè)創(chuàng)新是指技術創(chuàng)新，核心是發(fā)明新技術并將其商業(yè)化的過程。企業(yè)創(chuàng)新是涉及企業(yè)生存與發(fā)展的重大問題，更是企業(yè)提高競爭力的關鍵。創(chuàng)新作為風險高、周期長且收益不確定的活動，其影響因素是多方面的。

(1)企業(yè)內在創(chuàng)新動機能夠激發(fā)創(chuàng)新活力。企業(yè)創(chuàng)新動機萌發(fā)可能得益于內部鼓勵創(chuàng)新治理機制[7]，以及管理者自信、風險承擔愿意較強等創(chuàng)新特質[8]。創(chuàng)新動機受風險狀況的影響，如果企業(yè)內部財務風險較高或外部市場競爭激烈，企業(yè)可能不愿意開展風險較大的研發(fā)投資活動[9]。

(2)企業(yè)內外部資源支持可為創(chuàng)新活動提供條件。創(chuàng)新活動需要充足的資金支持，企業(yè)充足的現金流與良好的狀況可以為研發(fā)投資提供支持[10]。政府主導的科技投入、稅收優(yōu)惠、知識創(chuàng)新工程能夠在一定程度上滿足企業(yè)資金需求(張玉臣、呂憲鵬，2013)。政策支持能夠緩解產權保護不足與信貸歧視問題，拓展資金來源，增強企業(yè)創(chuàng)新積極性。

(3)企業(yè)通過強化外部關系增加創(chuàng)新機會。部分具備創(chuàng)新意愿與資源條件的企業(yè)，其創(chuàng)新績效往往差強人意，原因可能在于企業(yè)未能發(fā)現或充分利用創(chuàng)新機會。異質性資源與信息碰撞能夠增強企業(yè)對創(chuàng)業(yè)機會的感知與捕獲能力[11]。部分研究發(fā)現，政企關聯(lián)、銀商關系、產學研等合作關系構建能夠極大地促進企業(yè)創(chuàng)新績效提升[12]。因此，企業(yè)能夠通過吸收新股東、參與社會活動等方式拓展外部關系網絡，從而促進創(chuàng)新績效提升[13]。

隨著混合所有制改革深化，國企股權結構呈現國有股比例降低、非國有股東持股比例提升、股權結構與股東構成多樣化勢態(tài)。非國有股東引入與股權多樣化可能從多個方面改變國企創(chuàng)新影響因素：第一，多樣化股東意味著股東在財務資本、政策與信息、技術創(chuàng)新、社會資本等方面存在差異，非國有股東與國有股東混合，能夠提供創(chuàng)新所需的異質性、互補性資源。第二，具有不同產權屬性的股東在創(chuàng)新動機方面存在差異，非國有股東治理與管理機制具有激勵創(chuàng)新的制度優(yōu)勢，其愿意承擔高風險投資的態(tài)度能夠彌補國企求穩(wěn)避變的決策短板，進而提升企業(yè)創(chuàng)新活力。綜上所述，股權混合改革對國有企業(yè)創(chuàng)新績效具有較大影響，主要表現為以下兩大效應。

1.2 股東多樣化的資源效應

所謂股東多樣化的資源效應，即具有不同資源背景的股東聚合有助于企業(yè)獲得互補性資源并形成競爭優(yōu)勢。除依靠內部資源外，企業(yè)還需獲得更多外部資源才能實現價值增值和戰(zhàn)略目標。國有企業(yè)混合所有制改革通過引入異質性資源，既能夠保持自身政治關系、政策優(yōu)待、信貸便利等傳統(tǒng)優(yōu)勢，又能夠獲得特殊群體扶持、稅收減免和專利技術等互補性資源優(yōu)勢[14]。

國有企業(yè)資源優(yōu)勢主要表現在資產規(guī)模較大、政治關系資源豐富等方面，其關系資源優(yōu)勢主要體現為與政府間的天然聯(lián)系，這種聯(lián)系可以使企業(yè)獲得稀缺性資源，緩解融資約束[15]，從而獲取政策傾斜、創(chuàng)新機會等。相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)難以獲得政府支持和信貸資源。但大多數國有企業(yè)缺乏關鍵技術人力資源[16]，企業(yè)內部管理骨干和技術人才難以得到應有的激勵[17]。

與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)資金規(guī)模有限，其資源優(yōu)勢主要體現為擁有較強的技術資源，其技術創(chuàng)新激勵機制能夠吸引國內外的尖端科技人才，因而具有利用國內外資源的能力[18]。民營企業(yè)要想在市場上獲得優(yōu)勢，離不開財務資源支持。有研究認為，相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)較難獲得政府支持和信貸資源，所受融資約束較大，導致投資不足問題[19]。

可見，混合所有制改革會給具有不同股東背景的企業(yè)帶來更多異質性資源，進而產生資源協(xié)同效應，促進其創(chuàng)新效率提升。

1.3 產權異質化的制度效應

不同產權性質意味著產權制度邏輯存在差異，進而對企業(yè)與員工行為產生不同影響。為解決國有企業(yè)“政企不分”“所有者缺位”等問題，國有企業(yè)改革持續(xù)推進。股份制改造、股權分置改革、國資委設立、現代企業(yè)制度引入等措施，使得政府正式退出企業(yè)經營和專業(yè)管理領域，國營企業(yè)轉變?yōu)閲衅髽I(yè)，國有出資人的行政干預逐漸轉變?yōu)楣蓶|監(jiān)督。但需要注意的是，目前國企主要經營者仍需履行組織部門考核、審查職責，企業(yè)仍需承擔較多的社會責任，公司高管與核心技術人員薪酬制定仍不符合市場化機制。

隨著改革開放成長起來的民營資本，因其所處環(huán)境具有高度競爭性特點，各項運作機制能夠達到較高的市場化水平，勞動力與產品市場定價也主要依據業(yè)績、質量等指標。民營企業(yè)追求的財務回報直接體現在經理人激勵體系設計中，注重激勵創(chuàng)新、收入差距與發(fā)展效率。在上述制度環(huán)境下，民企管理者愿意承擔風險以促進收益提升。上述制度差異可能導致國有股東與民營股東在激勵機制、風險態(tài)度、創(chuàng)新活力方面存在較大差異。

混合所有制改革表面上僅改變了企業(yè)股權結構，實際上可以達到制度上學習借鑒、文化上滲透融合的效果。因此，混合所有制改革對國企業(yè)創(chuàng)新效率的影響可以基于制度與治理改善角度加以闡釋。

2 理論分析與研究假設

2.1 國有股權與創(chuàng)新績效

國有股權是通過資源效應還是制度效應對企業(yè)創(chuàng)新績效產生影響，可能跟其持股份額相關。企業(yè)大股東角色歷來有利益協(xié)同與利益侵占之爭，故大股東政治關聯(lián)對企業(yè)的影響也存在“扶持之手”與“掠奪之手”的爭論。劉俊辰[20]研究發(fā)現，當國有企業(yè)參股不控股時，國有股權比例越低，企業(yè)績效表現越好，而當國有企業(yè)相對參股時，國有股權比例越高，企業(yè)績效表現越好；Zhu等[21]、Zhang等[22]研究發(fā)現，政治關聯(lián)作為企業(yè)重要資源，可以幫助其獲得競爭優(yōu)勢，從而促進自身績效提升；李顯君等(2018)研究發(fā)現，上市汽車公司國有所有權通過創(chuàng)新投入對企業(yè)績效產生非線性影響；蔡曉鳳[23]研究發(fā)現，在公司治理水平較高、債務期限較短和實施減持規(guī)定的樣本組，大股東減持對企業(yè)價值具有正向影響，而在條件相反的樣本組，大股東減持對企業(yè)價值具有負向影響。因此，可以合理推斷，國有股權與企業(yè)創(chuàng)新績效間并非簡單線性關系。

(1)混改雙方資源投入與持股比例有關。當國有股權占比較低時，國有股東只是參股狀態(tài)，其投資目的可能是通過持股獲得投資收益，并不會主動投入較多互補性資源，或通過其政治關聯(lián)為企業(yè)爭取更多創(chuàng)新機會，此時國有股東可能不會發(fā)揮“扶持之手”的作用。相反，當國有股權占比較高時，國有企業(yè)經營狀況與國有股東利益密切相關，股東能夠直接分享企業(yè)創(chuàng)新收益，此時國有股東能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，也愿意投入資源促進技術資源開發(fā)與轉化，“扶持之手”的作用顯著。

(2)非國有資本的制度效應與國有股東持股比例有關。通過引入先進的治理理念、靈活的激勵機制以及具有創(chuàng)新意識的非國有資本改善國有企業(yè)治理機制，這一目的能否達成取決于非國有資本在混改后能否發(fā)揮其應有的效用?；旄氖莾煞N制度邏輯碰撞、斗爭與變革的過程，若國有股權比例過高，非國有資本進入后可能不能真正參與企業(yè)治理與管理，對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用難以發(fā)揮。因此，非國有資本市場化激勵機制對創(chuàng)新的促進作用，可能在國有股權占比較低、非國有資本占主導地位的股權結構下顯著。

本文認為，在非國有股東占主導地位的混改公司中，股權結構對創(chuàng)新績效的制度效應強于資源效應，非國有股東持股比例增加能夠促進創(chuàng)新績效提升。相反，在國有股占主導的混改公司中，資源效應強于制度效應，國有股持股比例增加能夠促進創(chuàng)新績效提升，具體如圖1所示。

第一，當國有股權比例較低時(此時非國有股份占據主導地位)，非國有資本的治理制度優(yōu)勢能夠充分發(fā)揮(非國有資本具有創(chuàng)新所需的異質性資源，有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力[24-25]；非國有資本更愿意承擔風險，有利于創(chuàng)新活動開展[26-27])，混改對創(chuàng)新績效的作用主要通過制度效應傳導。隨著國有股權比例上升，企業(yè)創(chuàng)新活力可能會受到抑制，創(chuàng)新投入減少，創(chuàng)新績效隨之降低。

第二，當國有股權比例較高時(此時國有股份占據主導地位)，為實現利益協(xié)同效應，國有股東對企業(yè)創(chuàng)新活動進行有效監(jiān)督與資源支持，由此國有資本的資源優(yōu)勢得以充分發(fā)揮。隨著國有股權比例上升，通過國有股東的政治關聯(lián)獲得的創(chuàng)新資源增加，創(chuàng)新績效隨之提升。因此，根據以上分析，本文提出以下假設：

H1：國有股權變化與創(chuàng)新績效間呈U型關系。

圖1 國有股權與創(chuàng)新績效關系Fig.1 Relationship between state-owned equity and innovation performance of state-owned enterprises

2.2 企業(yè)風險特征的調節(jié)效應

2.2.1 經營風險的正向調節(jié)效應

企業(yè)經營風險屬于非系統(tǒng)風險，狹義上是指企業(yè)運用營業(yè)杠桿促使息稅前利潤發(fā)生變化而導致的風險，是因固定成本所致，也是企業(yè)生存發(fā)展過程中必須面對的風險。

當國有股權比例較低時，相較于非國有資本，國有資本更不愿意承擔風險，而新增研發(fā)投入與創(chuàng)新項目會帶來新增風險，隨著經營風險提升，國有股東在面對具有高風險、高收益特征的投資項目時，只愿意承擔較之前更少的風險。如此一來，非國有股東與國有股東的投資決策差異更加顯著。由此，在國有股權不占主導地位時，經營風險將強化國有股權比例與創(chuàng)新績效的負相關關系。

經營風險較高的企業(yè)，通常固定資產占比較高，可能處于建筑業(yè)、重工業(yè)等基礎行業(yè)。當上述行業(yè)企業(yè)中國有股權占據主導地位時，國有股東自帶的“政治基因”能夠幫助企業(yè)獲得更多政策優(yōu)惠與資金支持。此時，國有股權的“幫助之手”效應大于“掠奪之手”效應。由此，在面對較高風險時，國有股權能夠從政府那里獲得更多幫助，其風險承擔能力得以彰顯。因此，在國有股權占主導地位時，經營風險能夠強化國有股權比例與創(chuàng)新績效的正相關關系。因此，根據以上分析，本文提出以下假設：

H2：經營風險正向調節(jié)國有股權與創(chuàng)新績效間的關系。

2.2.2 市場競爭風險的負向調節(jié)效應

學者們普遍認為，市場環(huán)境不確定性[28]會抑制企業(yè)投資，如能源價格和匯率波動[29]、國際金融危機、自然災害帶來的供給和需求沖擊[30]、經濟政策不確定性[31-33]，且環(huán)境不確定性能夠正向調節(jié)客戶集中度與企業(yè)創(chuàng)新能力間的負向關系[34]。

激烈的市場競爭會抑制企業(yè)投資行為，進而影響企業(yè)創(chuàng)新投入[35]。市場競爭風險屬于系統(tǒng)風險，是指由外部因素導致的不可規(guī)避風險。市場競爭的最終目的是實現收益和利益最大化，而競爭者的預期目標并不一定能夠實現。實際上，競爭本身會導致競爭者遭遇不能達到預期目標的風險，進而承受經濟利益損失。這種實際獲得的利益與預期收益目標相悖的可能性，就是競爭者必須面對的風險。

當市場競爭風險較大時，無論國有股權是否占據主導地位，國有股東與非國有股東在選擇具有高風險、高收益特征的投資項目時都會持保守態(tài)度，二者投資決策差異較小?？梢姡袌龈偁庯L險會弱化國有股權比例與創(chuàng)新績效間的U型關系。因此，根據以上分析，本文提出假設：

H3：市場競爭風險負向調節(jié)國有股權與創(chuàng)新績效間的關系。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文以2013—2019年A股國有上市公司為研究樣本，原因在于2013年混合所有制改革進入新時期，選取這一時間段能夠準確分析國有企業(yè)混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。本研究使用Stata16.0軟件對數據進行處理，為進一步確保結果精準性，剔除以下數據：①金融業(yè)上市公司；②ST或者*ST企業(yè)樣本；③缺乏相關數據以及未披露專利申請數的企業(yè)樣本。對主要變量在雙側1%的水平上進行Winsorize處理，最終獲得301個樣本企業(yè)，共2 107個觀測值。

通過CSMAR數據庫查看前十大股東持股比例及實際控制人，以此對國有上市公司進行判斷。企業(yè)創(chuàng)新績效數據來自國家知識產權局的相關數據庫，國有股持股比例、盈利能力、董監(jiān)高規(guī)模等相關數據均來自CSMAR數據庫。

3.2 變量定義

參考徐柳波[36]、朱磊等[37]、王曉紅等[38]的研究成果，本文變量選取如下：

(1)被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新績效(Patent)。主要采用新產品銷售收入、專利申請數量等進行衡量，考慮到新產品銷售收入披露時間具有間斷性，故采用大多數學者選擇的專利申請數作為企業(yè)創(chuàng)新績效衡量指標。為了消除數據差異的影響，對上述變量進行加一后取自然對數。

(2)解釋變量：國有股權比例(State)。本文采用前十大股東中國有持股和國有法人持股的總和作為國有股權比例的衡量指標。

(3)調節(jié)變量：經營風險(OR)和市場競爭風險(MCR)。經營風險采用固定資產與資產總計的比值進行計算，市場競爭風險采用銷售費用與營業(yè)收入的比值加以衡量。

(4)控制變量。參考現有文獻，本文選取如下指標：企業(yè)規(guī)模(Size)，為總資產的自然對數；成長能力(Growth)，即營業(yè)收入增長率，為本年營業(yè)收入增加額與上年營業(yè)收入總額的比率；產權比率(Er)，為負債與所有者權益的比值；盈利能力(Roa)，即凈資產收益率，為凈利潤與平均股東權益的比率；獨立董事規(guī)模(IB_size)，即獨立董事總人數；高管規(guī)模(SM_size)，即高管總人數。同時，引入行業(yè)(Ind)和年度(Year)作為控制變量，用以控制不同行業(yè)對本企業(yè)及同期企業(yè)的影響。

具體變量選取與說明如表1所示。

表1 變量選取與說明Tab.1 Selection and description of variables

3.3 模型構建

(1)國有股權與創(chuàng)新績效關系模型構建。為了檢驗國有股權與創(chuàng)新績效間的U型關系，構建模型如式(1)所示。

(1)

(2)經營風險的調節(jié)效應模型構建。為檢驗經營風險對國有股權與創(chuàng)新績效間關系的正向調節(jié)作用，構建模型如式(2)所示。

(2)

(3)市場競爭風險的調節(jié)效應模型構建。為檢驗市場競爭風險對國企國有股權與創(chuàng)新績效間關系的負向調節(jié)作用，構建模型如式(3)所示。

(3)

4 實證結果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2為301家國有上市企業(yè)變量描述性統(tǒng)計結果。由表2可知，國有上市公司創(chuàng)新績效最小值為0.693，最大值為8.322，均值為3.714，標準差為1.524，說明國有上市公司創(chuàng)新績效較低且存在較大差異，可能與成長能力、行業(yè)等因素有關。為確保回歸分析結果的可靠性，下文將相關變量作為控制變量。國有股權比例最小值為0，最大值為83.7%，均值為44%，標準差為0.184，說明不同國有企業(yè)國有股權比例存在一定差異，但國有股權仍占據核心位置。經營風險最小值為0.003，最大值為0.895，均值為0.308，標準差為0.195，說明不同國有上市公司經營風險具有一定差距。市場競爭風險最小值為0.000 002 4，最大值為0.49，均值為0.058，標準差為0.071，說明國有上市公司市場競爭風險較小，且不同國有上市公司市場競爭風險存在一定差距。成長能力、產權比率、盈利能力、獨立董事規(guī)模標準差較小，說明不同國有企業(yè)在上述方面差距較小。企業(yè)規(guī)模、高管規(guī)模標準差較大，說明不同國有企業(yè)在上述方面存在較大差距。

4.2 相關性分析

表3為變量相關性分析及多重共線性檢驗結果。由表3可知，國有上市公司國有股權比例(State)與創(chuàng)新績效(Patent)在1%水平上顯著相關，通過相關性檢驗。市場競爭風險(MCR)與創(chuàng)新績效(Patent)相關系數為-0.073***，說明國有上市公司市場競爭風險降低能夠促進自身創(chuàng)新績效提升，其余控制變量基本與創(chuàng)新績效顯著相關。此外，各變量方差膨脹因子(VIF)均小于10，故各變量間不存在多重共線性問題，可以作進一步回歸分析。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果Tab.2 Variables descriptive statistics

表3 變量相關性分析結果Tab.3 Variable correlation analysis results

4.3 回歸分析過程與結果

表4為國有股權對創(chuàng)新績效影響的回歸分析結果，以及經營風險、市場競爭風險對國有股權與創(chuàng)新績效關系調節(jié)作用的回歸分析結果。

表4 回歸分析結果Tab.4 Regression analysis results

模型(1)檢驗國有股權與創(chuàng)新績效的U型關系，采用OLS估計，結果顯示：國有股權比例的一次項系數為-1.259且在5%水平上顯著，國有股權比例的二次項系數為2.221且在1%水平上顯著，說明國有股權與創(chuàng)新績效間存在U型關系，與假設H1一致，即當國有股權在不占主導地位的區(qū)間下降時，創(chuàng)新績效會上升，而當國有股權在占有主導地位的區(qū)間下降時，創(chuàng)新績效會下降。此外，除成長能力、產權比率這兩個變量與創(chuàng)新績效不相關外，其它變量均與創(chuàng)新績效相關。不考慮其它變量的影響，上述U型關系的二次函數表達式為Y=2.221X2-1.259X。其中，Y為創(chuàng)新績效，X為國有股權比例，曲線拐點橫坐標為0.283。因此，當國有股權小于28.3%時，國有股權下降能夠促進創(chuàng)新績效上升；當國有股權大于28.3%時，國有股權下降將導致創(chuàng)新績效下降。

模型(2)檢驗經營風險對國有股權與創(chuàng)新績效關系的調節(jié)作用，采用OLS估計，在模型(1)的基礎上加入經營風險與國有股權比例的交互項、經營風險與國有股權比例的二次項交互項，回歸結果顯示：在經營風險的調節(jié)作用下國有股權比例系數提升至6.706，且在10%水平上顯著，說明與模型(1)的U型曲線相比，在經營風險的調節(jié)作用下國有股權比例與創(chuàng)新績效的U型關系曲線變得更加陡峭，證明經營風險對國有股權與創(chuàng)新績效間的U型關系具有正向調節(jié)作用，假設H2得證。

模型(3)檢驗市場競爭風險對國有股權與創(chuàng)新績效關系的調節(jié)作用，采用OLS估計，在模型(1)的基礎上加入市場競爭風險與國有股權比例交叉項、市場競爭風險與國有股權比例的二次項交互項，回歸結果顯示：在市場競爭風險的調節(jié)作用下國有股權比例系數降低至-24.37，在5%水平上顯著，說明與模型(1)的U型曲線相比，在市場競爭風險調節(jié)作用下國有股權比例與創(chuàng)新績效關系的U型曲線變得更加平緩。不考慮其它變量的影響，當國有股權小于29%時，國有股權下降能夠促使創(chuàng)新績效小幅度提升。由此，證明市場競爭風險對國有股權與創(chuàng)新績效間的U型關系具有負向調節(jié)作用，假設H3得證。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保回歸分析結果的可靠性，本文進行如下穩(wěn)健性檢驗：①變量替換法：選取前5大股東國有股權與國有法人持股之和作為國有股權比例衡量指標，以此代替之前的解釋變量[39]；②補充變量法：增加控制變量公司年齡。上述兩種方法得到的穩(wěn)健性回歸結果與前文回歸結果基本一致，證明本文回歸分析結果具有穩(wěn)健性。

表5、表6是基于兩種方法的穩(wěn)健性檢驗結果。表5模型(4)中，國有股權比例的一次項系數與二次項系數分別為-1.264、2.208，且分別在5%、1%水平上顯著，說明國有股權比例與創(chuàng)新績效呈U型關系，模型(1)的穩(wěn)健性得到檢驗。模型(5)、模型(6)中，國有股權比例的二次項系數分別為6.526、-24.54，且分別在10%與5%水平上顯著，說明經營風險、市場競爭風險分別正向、負向調節(jié)國企國有股權與創(chuàng)新績效的U型關系，模型(2)、模型(3)的穩(wěn)健性得到檢驗。表6模型(7)中，國有股權比例的一次項系數與二次項系數分別為-1.233、2.262，且分別在5%、1%的水平上顯著，說明國有股權比例與創(chuàng)新績效呈U型關系，模型(1)的穩(wěn)健性得到檢驗。模型(8)、模型(9)中，國有股權比例的二次項系數分別為6.911、-25.14，且分別在10%、5%水平上顯著，說明經營風險、市場競爭風險分別正向、負向調節(jié)國企國有股權與創(chuàng)新績效的U型關系，模型(2)、模型(3)的穩(wěn)健性得到檢驗。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果(變量替換法)Tab.5 Robustness test results(variable substitution)

表6 穩(wěn)健性檢驗結果(補充變量法)Tab.6 Robustness test results (variable supplement)

5 進一步研究

國企國有股權變化對創(chuàng)新績效的影響可能因行業(yè)差異而有所不同，鑒于制造業(yè)與非制造業(yè)在國民經濟中的地位差異，本文將研究樣本公司分為國有上市制造企業(yè)與國有上市非制造企業(yè)，進行分組回歸，結果如表7所示。

表7 國有制造企業(yè)與非國有制造企業(yè)股權變化對創(chuàng)新績效影響回歸結果Tab.7 Impact of state-owned equity changes in manufacturing and non-manufacturing SOEs on innovation performance

模型(10)、模型(11)是國有制造企業(yè)股權變化對創(chuàng)新績效影響的回歸結果?；貧w結果顯示，國有制造企業(yè)股權變化與創(chuàng)新績效間無顯著關系。模型(12)、模型(13)是國有非制造企業(yè)股權變化對創(chuàng)新績效影響的回歸結果，結果顯示，模型(13)的擬合優(yōu)度高于模型(12)。由此，國企非制造企業(yè)股權與創(chuàng)新績效呈U型關系，且國有股權比例的二次項系數為8.363，高于表4中模型(12)的系數1.342，說明非制造業(yè)對混合所有制改革與創(chuàng)新績效具有重要影響。

6 結語

6.1 結論

本文以2013—2019年國有上市公司為研究樣本，對國有股權與創(chuàng)新績效的關系進行檢驗，并分析風險特征的調節(jié)作用，得到以下主要結論：

(1)國有股權與創(chuàng)新績效呈顯著U型關系。首先，在非國有股東占主導地位的混改國企中，國有股權下降有利于發(fā)揮非國有資本的治理優(yōu)勢，較高的風險容忍度有利于創(chuàng)新投資決策制定。因此，國有股比例下降、非國有股比例增加能夠促進創(chuàng)新績效提升。相反，在國有股占主導的混改公司中，國有股東資源背景對創(chuàng)新的促進作用顯著，因而國有股持股比例增加能夠進一步促進創(chuàng)新績效提升。

(2)經營風險對國有股權與創(chuàng)新績效間的U型關系具有正向調節(jié)作用。研究發(fā)現，在較高的經營風險背景下，創(chuàng)新活動的新增風險導致國有股東風險承擔意愿進一步下降。由此，非國有股東與國有股東對待創(chuàng)新投資的態(tài)度差異顯著。在國有股權不占據主導地位時，經營風險能夠強化國有股權比例與創(chuàng)新績效的負相關關系；當國有股權占據主導地位時，股東政治關聯(lián)可以幫助企業(yè)獲得支持，進而增強其風險承擔能力，故經營風險能夠強化國有股權比例與創(chuàng)新績效的正相關關系。

(3)市場競爭風險對國有股權與創(chuàng)新績效間的U型關系具有負向調節(jié)作用。研究發(fā)現，當市場競爭風險較大時，無論國有股權是否占據主導地位，國有股東與非國有股東對這一不可規(guī)避風險均持保守態(tài)度，二者投資決策差異較小。因此，市場競爭風險能夠弱化國有股權比例與創(chuàng)新績效間的U型關系。

(4)國有制造企業(yè)與國有非制造企業(yè)股權比例對創(chuàng)新績效的影響存在顯著差異。國有制造企業(yè)股權比例對創(chuàng)新績效無顯著影響；國有非制造企業(yè)股權比例與創(chuàng)新績效呈U型關系。

6.2 政策啟示

(1)繼續(xù)推進國企混改，更大程度地發(fā)揮非國有股權的治理能力與創(chuàng)新活力。作為國企改革的突破口，混合所有制改革在“混”和“改”兩個方面加大力度，探索并構建有別于一般國有企業(yè)的治理機制和監(jiān)管制度。首先，多元化股權結構要求國企進行產權制度改革，構建產權清晰、權責明確的體系，保護非國有股東治理與管理決策的參與權，特別是委派董事的權利。其次，優(yōu)化國有企業(yè)法人治理結構，采用基于所有者和經營者分離的國有股東與民營股東共同治理模式，強調政府行政職能與股東身份相分離，避免國有股權的“行政干預”。

(2)國企混改重心可以向國有股權比例較低的國企遷移。整體來看，混改能夠在一定程度上促進國企創(chuàng)新績效提升，但在國有股權占比較高的國有企業(yè)樣本中，國有股比例與新績效呈負相關，原因可能與國有股權占據主導地位有關。在上述企業(yè)中，由于國有股東過度強勢，非國有股東不能發(fā)揮其制度效力。在國有股權比例不占據主導地位的企業(yè)中，非國有股東能夠發(fā)揮監(jiān)督和治理作用，國有股權比例下降可以促進創(chuàng)新績效大幅度提升。因此，為了有效提升創(chuàng)新績效，國企混改應關注國有股權比例較低的國企，通過股權結構優(yōu)化拓寬社會資本參與渠道，從而釋放混改紅利。

(3)應重視經營風險較高、市場競爭風險較低的國企。國企經營風險過高或市場競爭風險過低均會強化國有股權與創(chuàng)新績效的U型關系。在重資產規(guī)模較大、固定支出占比較高的企業(yè)中，國有股權變化與創(chuàng)新績效間的U型關系更加顯著，這類企業(yè)可能分布于非競爭性行業(yè)，如基礎設施投資較大的水電氣煤行業(yè)。對于這類企業(yè)的混合所有制改革應謹慎推進，可優(yōu)先選擇國有股占比較低的同類企業(yè)進行試點。同時，國有企業(yè)應結合自身內外部風險情況，有選擇地制定改革方案。為了促進創(chuàng)新績效提升，高經營風險、低市場競爭風險的國企，尤其是國有股權比例較低的企業(yè)應積極參與混改。

(4)混改對非制造企業(yè)創(chuàng)新能力的影響更顯著，國企混改重心應向非制造企業(yè)轉移。研究發(fā)現，制造企業(yè)國有股權比例對創(chuàng)新績效的影響不顯著，而非制造企業(yè)國有股權比例與創(chuàng)新績效呈顯著U型關系，說明參與混改、降低國有股比例等方式對制造企業(yè)創(chuàng)新能力的提升作用有限。因此，為了提升國有企業(yè)創(chuàng)新能力，應加快國有非制造企業(yè)混改進程，積極實行混改試點，從而促進企業(yè)創(chuàng)新績效穩(wěn)步提升。

6.3 不足與展望

(1)研究變量選取單一。本文僅選取專利申請量的自然對數衡量被解釋變量創(chuàng)新績效，上述衡量方法存在一定的局限性，因為企業(yè)專利申請數量與最終獲得的專利數量存在差異，前者不能完全體現企業(yè)所擁有的技術資源。因此，未來可以考慮采用新產品數量、高技術產品出口額或R&D人員產出等指標，或構建合理的多指標體系衡量企業(yè)創(chuàng)新績效。

(2)混改模式分析不夠全面。本文僅研究國企混改中的股權結構變化對創(chuàng)新績效的影響，而混改過程中存在不同模式和途徑，如核心資產上市、回購分拆業(yè)務、定向增發(fā)引入投資者、員工持股等。不同混改模式下，非國有股東的管理與治理角色可能有所不同。因此，未來可以進一步研究不同混改模式對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，或不同混改模式下非國有股東股權變化對創(chuàng)新績效的影響，從而為國企混改方案設計提供具體建議。

(3)研究對象僅限于上市公司。由于數據可得性，本文僅對我國國有上市公司進行研究。鑒于我國國有企業(yè)特有的分拆上市模式，多數國有上市公司只是國有集團公司的部分資產組合。本文既未涉及集團層面的混改問題，也未涉及上市公司的非上市子公司混改問題。因此，未來可針對國有企業(yè)集團中不同層級國企，開展混改創(chuàng)新效應分層研究。