摘要 基于2007—2021年A股制造業(yè)上市國有企業(yè)的數(shù)據(jù)，探討了混合所有制改革（混改）對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響和作用機(jī)理。研究結(jié)果顯示：混改能夠從股權(quán)制衡和高層治理兩個方面顯著促進(jìn)國企持續(xù)性創(chuàng)新;數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼在混改促進(jìn)國企持續(xù)性創(chuàng)新過程中具有中介效應(yīng);對于高發(fā)展水平地區(qū)、高新技術(shù)行業(yè)、非國有股東參股企業(yè)，混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用更強(qiáng)。相關(guān)結(jié)論深化了關(guān)于混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新作用機(jī)理的認(rèn)識，對于深入推進(jìn)國企混改提質(zhì)增效具有一定的參考價值。

關(guān)鍵詞 國企改革持續(xù)性創(chuàng)新混合所有制改革數(shù)字化轉(zhuǎn)型創(chuàng)新補(bǔ)貼

一、引言

2013年黨的十八屆三中全會以來，國有企業(yè)混合所有制改革（簡稱“混改”）進(jìn)入“提質(zhì)增效”的提速階段①，既出現(xiàn)了中國聯(lián)通、東航物流和中金珠寶等一批具有標(biāo)桿意義的混改成功范例，也有海南航空、中信國安、華潤置地等混改失敗的案例。如何確保國企混改的成效，如何促使混改國企“行穩(wěn)致遠(yuǎn)”等問題引起了學(xué)界的關(guān)注。②混改面臨的一大難題是進(jìn)行混改的國企如何跨越“混產(chǎn)權(quán)”的初級階段，順利進(jìn)入“改機(jī)制”和“數(shù)字經(jīng)濟(jì)”協(xié)同驅(qū)動的持續(xù)性創(chuàng)新階段。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)：“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，國有企業(yè)要做落實新發(fā)展理念的排頭兵、做創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的排頭兵?！蔽覈丁笆奈濉睌?shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》指出，到2025年，數(shù)字經(jīng)濟(jì)邁向全面擴(kuò)展期，數(shù)字經(jīng)濟(jì)核心產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重達(dá)到10％。在此背景下，數(shù)字化轉(zhuǎn)型已成為鞏固國企改革、促進(jìn)可持續(xù)性創(chuàng)新的重要抓手，影響著混改國企加快自身轉(zhuǎn)型升級、賦能高質(zhì)量發(fā)展的成效。因此，探討混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的作用機(jī)理，通過多種因素協(xié)同作用推動國企持續(xù)性創(chuàng)新，對于全面深化改革具有重要的理論和實踐價值。

持續(xù)性創(chuàng)新是由Malerba等學(xué)者于20世紀(jì)90年代提出的，其來源與企業(yè)的動態(tài)創(chuàng)新能力理論緊密相關(guān)，反映了企業(yè)在研發(fā)投入、工藝改進(jìn)等方面的長期知識積累與技術(shù)進(jìn)步，既包括漸進(jìn)性學(xué)習(xí)和改進(jìn)，也包括突破性創(chuàng)新和變革。與傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)調(diào)新技術(shù)產(chǎn)品等創(chuàng)新成果的產(chǎn)業(yè)化和商業(yè)化、技術(shù)創(chuàng)新成功帶來的當(dāng)前經(jīng)濟(jì)效益增長和市場力量改善有所不同，持續(xù)性創(chuàng)新強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新過程與產(chǎn)出時間上的持續(xù)性，更關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新能力的持續(xù)性、經(jīng)濟(jì)效益的持續(xù)增長和可持續(xù)發(fā)展。研究表明，影響企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新的因素較多，比如網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)嵌入、吸收能力和動態(tài)能力等。實踐中，根據(jù)2020年國資委印發(fā)的《關(guān)于加快推進(jìn)國有企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型工作的通知》，我國當(dāng)前更強(qiáng)調(diào)通過數(shù)字化轉(zhuǎn)型持續(xù)激發(fā)國企在商業(yè)模式和技術(shù)上進(jìn)行創(chuàng)新，進(jìn)而賦能持續(xù)性創(chuàng)新。因而，出現(xiàn)了較多從混合所有制改革、數(shù)字化轉(zhuǎn)型等單一視角考察國企持續(xù)性創(chuàng)新的研究成果，但鮮有文獻(xiàn)將混改和數(shù)字化轉(zhuǎn)型納入同一研究框架來考慮二者協(xié)同對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響。同時，根據(jù)資源依賴?yán)碚摚旄膰笏幍馁Y源情境制約管理者的決策方案選擇，進(jìn)而可能影響持續(xù)性創(chuàng)新，而混改和數(shù)字化轉(zhuǎn)型均是需要投入大量資源的創(chuàng)新工作，所以不能忽視資源因素的影響?？紤]到創(chuàng)新補(bǔ)貼是企業(yè)改進(jìn)資源情境的重要渠道，因而在探討混改與數(shù)字化轉(zhuǎn)型協(xié)同影響國企持續(xù)性創(chuàng)新時，還應(yīng)考慮創(chuàng)新補(bǔ)貼因素。

有鑒于此，本文選取2007—2021年A股進(jìn)行混改的制造業(yè)上市國有企業(yè)作為研究樣本，著重考察混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)理，提出有利于促進(jìn)國企混改提質(zhì)增效的政策建議。邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個方面：第一，關(guān)注持續(xù)性創(chuàng)新，而非一般層面的技術(shù)創(chuàng)新，持續(xù)性創(chuàng)新更能體現(xiàn)國企改革的效果;第二，檢驗了多重因素對國企持續(xù)性創(chuàng)新的作用機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）混改與國企持續(xù)性創(chuàng)新

關(guān)于混改對國企創(chuàng)新的影響研究較多，也取得了較多有價值的成果，但是主要聚焦于一般創(chuàng)新，而非持續(xù)性創(chuàng)新，因此相關(guān)研究有待深入。梳理相關(guān)文獻(xiàn)可知，在開放式創(chuàng)新和不確性加劇的背景下，國企持續(xù)性創(chuàng)新的主要動力來源于混改背景下的高水平資源效應(yīng)和治理效應(yīng)。①就資源效應(yīng)而言，資源互補(bǔ)觀認(rèn)為，民營資本通常在制度靈活性、技術(shù)專利和人力資本等方面具有優(yōu)勢，外資股權(quán)擅長金融資本、技術(shù)創(chuàng)新和管理等領(lǐng)域，混改能使國企獲得不同股權(quán)方在知識和資源上的互補(bǔ)優(yōu)勢，進(jìn)而提升國企創(chuàng)新的效率和可持續(xù)性。⑥就治理效應(yīng)而言，又可以分為股權(quán)制衡和高層治理兩個方面。在股權(quán)制衡方面，適當(dāng)提高非國有股權(quán)比例既有利于降低相關(guān)部門對企業(yè)行為的干預(yù)，又有利于緩解代理人問題，有助于減輕第一大股東對國企創(chuàng)新資源的擠占作用，弱化短期政績觀對國企創(chuàng)新的不良影響，進(jìn)而提高國企的持續(xù)性創(chuàng)新水平;在高層治理方面，通過委派董監(jiān)高，非國有股東可以對國企的高層治理變革和決策經(jīng)營機(jī)制轉(zhuǎn)換產(chǎn)生重要影響，使股東之間的信息不對稱得以弱化，使交流協(xié)作與資源共享得到加強(qiáng)，從而有利于推動國企開展持續(xù)性創(chuàng)新活動。據(jù)此，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1：混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新有顯著的正向影響。

（二）數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用

微觀視角的數(shù)字化轉(zhuǎn)型是指企業(yè)將數(shù)字技術(shù)嵌入包括產(chǎn)品、運營、管理等在內(nèi)的整個組織，進(jìn)而獲得持續(xù)競爭優(yōu)勢的一項戰(zhàn)略。有關(guān)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，除了現(xiàn)有文獻(xiàn)中的“試錯成本降低觀”和“人力資本開發(fā)觀”之外，還包括在開放式創(chuàng)新和不確定性加劇背景下重要性日益凸顯的“資源互補(bǔ)觀”?；旄谋尘跋碌馁Y源互補(bǔ)觀認(rèn)為，混改有助于國企通過非國有股東獲得知識和資源方面的互補(bǔ)優(yōu)勢。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代的來臨，國有資本被賦予了新的國家使命和時代內(nèi)涵，國企要通過股權(quán)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和治理結(jié)構(gòu)變革，積極把握數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的機(jī)遇，以數(shù)字化變革打造可持續(xù)發(fā)展競爭優(yōu)勢。因此，混改國企不僅擁有推行數(shù)字化轉(zhuǎn)型的政策支持和資源優(yōu)勢，還可以通過引入非國有股東提升其對新知識和新技術(shù)的容忍度和接納度，倒逼或促進(jìn)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。以中國聯(lián)通為例，公司管理層自混改之初就深刻意識到數(shù)字化轉(zhuǎn)型是提升企業(yè)運營效率、深化與戰(zhàn)略投資者合作的重要手段，積極獲取與百度、阿里、騰訊等互聯(lián)網(wǎng)高科技企業(yè)的知識與資源互補(bǔ)優(yōu)勢，充分發(fā)揮混改對數(shù)字產(chǎn)業(yè)鏈上下游的聚集優(yōu)勢，形成了“數(shù)字經(jīng)濟(jì)雙循環(huán)”助力公司創(chuàng)新發(fā)展的格局。

在混改背景下，國企持續(xù)性創(chuàng)新的實現(xiàn)需要不斷投入與整合知識、技術(shù)、市場等多方資源，并持續(xù)開展創(chuàng)新活動。數(shù)字化轉(zhuǎn)型對混改國企持續(xù)性創(chuàng)新的推動作用主要表現(xiàn)在三個方面：第一，數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠拓寬混改國企整合內(nèi)外部創(chuàng)新資源的范圍。持續(xù)性創(chuàng)新需要大量資源投入，而數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有“信號傳遞”作用，推行數(shù)字化轉(zhuǎn)型的混改國企將得到更多的政策傾斜和投資關(guān)注，將在資源配置方面獲得更多優(yōu)勢。推行數(shù)字化轉(zhuǎn)型的混改國企還可以通過互聯(lián)網(wǎng)平臺、產(chǎn)業(yè)數(shù)字化等途徑不斷獲取來自外部的異質(zhì)性知識和資源，推動供需對接甚至跨產(chǎn)業(yè)的開源增效，進(jìn)而實現(xiàn)持續(xù)的高質(zhì)量知識供給。第二，數(shù)字化轉(zhuǎn)型會降低混改國企的創(chuàng)新成本。持續(xù)性創(chuàng)新是一個不斷試錯的長期過程，需要投入大量的研發(fā)資源。數(shù)字化轉(zhuǎn)型實現(xiàn)了知識信息的低成本滲透，通過引入數(shù)字孿生、數(shù)字仿真等技術(shù)可以有效降低創(chuàng)新的試錯成本。第三，數(shù)字化轉(zhuǎn)型可以提升混改國企的創(chuàng)新效率。數(shù)字技術(shù)可以對創(chuàng)新過程進(jìn)行詳細(xì)解構(gòu)和精準(zhǔn)定位，進(jìn)而推動國企創(chuàng)新模式由粗放式逐步轉(zhuǎn)向精準(zhǔn)化，促使知識型員工更專注于研發(fā)創(chuàng)新活動。據(jù)此，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)2：混改通過強(qiáng)化數(shù)字化轉(zhuǎn)型促進(jìn)國企持續(xù)性創(chuàng)新。

（三）政府創(chuàng)新補(bǔ)貼的中介作用

政府創(chuàng)新補(bǔ)貼是指政府無償給予企業(yè)的貨幣性資產(chǎn)或非貨幣性資產(chǎn)，是國家引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新的重要政策之一。關(guān)于創(chuàng)新補(bǔ)貼的影響問題，理論界有著不同的觀點。支持“正面效應(yīng)”的觀點認(rèn)為，創(chuàng)新補(bǔ)貼有利于彌補(bǔ)創(chuàng)新過程中市場失靈產(chǎn)生的不利影響，帶動企業(yè)層面的創(chuàng)新投入。 而支持“負(fù)面效應(yīng)”的觀點則認(rèn)為，政府選擇性補(bǔ)助對企業(yè)的創(chuàng)新會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。而且基于所有制差異，眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，相比非國有企業(yè)，創(chuàng)新補(bǔ)貼在國企創(chuàng)新中的“擠出效應(yīng)”更普遍。由于行政壟斷所導(dǎo)致的市場結(jié)構(gòu)趨于寡頭壟斷或完全壟斷形式，傳統(tǒng)的國企沒有動力進(jìn)行創(chuàng)新。當(dāng)他們通過政治關(guān)聯(lián)獲取創(chuàng)新補(bǔ)貼時，會導(dǎo)致其再配置的低效甚至無效，并誘導(dǎo)更多的資源退出創(chuàng)新活動，這會對創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)。而非國有企業(yè)面臨的市場往往不存在行政力量形成的進(jìn)入壁壘，它們希望憑借創(chuàng)新獲得超額利潤，并利用不斷創(chuàng)新來防止?jié)撛谶M(jìn)入者的競爭。因此，同樣數(shù)額的創(chuàng)新補(bǔ)貼投入，國企的創(chuàng)新產(chǎn)出要明顯低于非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

然而，混改的“去行政化”讓國企“輕裝”參與市場競爭，股權(quán)多元化又發(fā)揮了各方股東的資源互補(bǔ)優(yōu)勢，這種治理機(jī)制優(yōu)化一定程度上會增強(qiáng)創(chuàng)新補(bǔ)貼向促進(jìn)國企創(chuàng)新的方向轉(zhuǎn)化。一方面，國企引入非國有股東，促成了股權(quán)結(jié)構(gòu)的多元化及其制衡作用，可以抑制國有大股東和政府的過度干預(yù)，這有利于規(guī)避創(chuàng)新補(bǔ)貼的“擠出效應(yīng)”。另一方面，非國有股東委派董事或高管進(jìn)入國企高層，有助于優(yōu)化董事會的結(jié)構(gòu)及決策流程，影響董監(jiān)高的選拔及董事會的決策質(zhì)量，極大地抑制了管理層的道德風(fēng)險，有利于引導(dǎo)創(chuàng)新補(bǔ)貼更多地配置到國企的持續(xù)創(chuàng)新活動之中。通過強(qiáng)化創(chuàng)新補(bǔ)貼投入的機(jī)制路徑產(chǎn)生了信號傳遞，引發(fā)外部投資及資源配置效應(yīng)，從而有效激發(fā)國企持續(xù)性創(chuàng)新的活力與合力。綜上，混改促使國企發(fā)展模式從“經(jīng)營目標(biāo)行政化、資源配置行政化、高管任命行政化”轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌龌卫砗蛣?chuàng)新驅(qū)動，股權(quán)制衡效應(yīng)和高層治理變革優(yōu)化了國企創(chuàng)新補(bǔ)貼的配置，進(jìn)而促進(jìn)了國企的持續(xù)性創(chuàng)新。據(jù)此，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)3：混改通過強(qiáng)化創(chuàng)新補(bǔ)貼機(jī)制促進(jìn)國企持續(xù)性創(chuàng)新。

基于上述假設(shè)，本文構(gòu)建如圖1所示的理論模型。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

為檢驗混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新影響的主效應(yīng)（假設(shè)1）以及數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼的中介效應(yīng)（假設(shè)2和假設(shè)3），基于中介作用“三步法檢驗”，構(gòu)建如下模型：

其中，i、t分別表示企業(yè)和時間，CV為控制變量，Ind為行業(yè)虛擬變量，Year為時間虛擬變量，εi，t為隨機(jī)誤差項，SSI為被解釋變量，MRS為解釋變量，M為中介變量，其他為模型待估計參數(shù)。為避免出現(xiàn)反向因果問題，對自變量進(jìn)行了滯后一期處理。

（二）變量測量

1.被解釋變量

被解釋變量為持續(xù)性創(chuàng)新（SSI），分別從發(fā)明專利申請量（SSI1）和專利申請總量（SSI2）兩個維度對其進(jìn)行測度。借鑒，利用企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)取值的前后期變化來反映持續(xù)性創(chuàng)新。假設(shè)HPAt 、HPAt-1 、HPAt-2 依次表示第t年、第t-1年、第t-2年的發(fā)明專利申請量（專利申請總量），SSI1（SSI2）的測度值為：

考慮到專利數(shù)據(jù)的“右偏性”，需要對動態(tài)處理后的數(shù)據(jù)加1后進(jìn)行取對數(shù)處理。

2.解釋變量

解釋變量為國企混合所有制改革，簡稱國企混改（MRS）。參考熊愛華等的研究，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、高層治理兩個維度測度國企混改，相應(yīng)的變量分別稱為股權(quán)制衡效應(yīng)（EB）和高層治理變革（HG），前者采用前十大股東中非國有股東持股比例與第一大國有股東持股比例之比來測度，后者利用非國有股東委派的董監(jiān)高人數(shù)總和來衡量。

3.中介變量

依照前文論述，主要考慮數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）和創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）兩個中介變量。利用Python的爬蟲功能對上市公司年報中的“管理層討論與分析（MD&A）”部分進(jìn)行基于機(jī)器學(xué)習(xí)的文本分析，統(tǒng)計人工智能技術(shù)、大數(shù)據(jù)技術(shù)、云計算技術(shù)、區(qū)塊鏈技術(shù)和數(shù)字技術(shù)應(yīng)用五類數(shù)字化轉(zhuǎn)型關(guān)鍵詞的總詞頻，并考慮年報MD&A部分文本長度差異的影響，最終用數(shù)字化轉(zhuǎn)型總詞頻除以年報MD&A部分文本總字?jǐn)?shù)作為企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的代理變量。創(chuàng)新補(bǔ)貼信息披露于上市公司年報財務(wù)報表附注部分“營業(yè)外收入”板塊下的“財政補(bǔ)助明細(xì)”之中，缺乏統(tǒng)一的披露形式。借鑒相關(guān)研究，利用“關(guān)鍵詞檢索”法篩選政府補(bǔ)貼明細(xì)中隸屬于創(chuàng)新補(bǔ)貼范疇的項目，通過加總得到各樣本公司的年度創(chuàng)新補(bǔ)貼總額。

4.控制變量

為控制可能影響國企持續(xù)性創(chuàng)新的其他特征指標(biāo)，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)，引入企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)規(guī)模（Lnsize）、董事會規(guī)模（Board）等控制變量。變量說明詳見表1。

（三）數(shù)據(jù)來源

因為2006 年財政部發(fā)布了有重大調(diào)整的《企業(yè)會計準(zhǔn)則》，所以將2007 年作為樣本選擇的起始年份，具體選擇2007—2021年混改后的制造業(yè)國有上市公司作為研究樣本?；旄膰蟮慕缍ê秃Y選按照當(dāng)前有關(guān)混改領(lǐng)域?qū)W術(shù)研究的慣例，即第一大國有股東持股比例減少且前十大股東中包含非國有股東的國企。樣本的具體篩選規(guī)則如下：第一，剔除AH、AB股同時上市的公司;第二，剔除ST、PT等被特殊處理的公司;第三，剔除主要變量缺失的公司。為減少離群值干擾，對企業(yè)樣本數(shù)據(jù)中的連續(xù)變量進(jìn)行了 1％和99％的雙側(cè)Winsorize處理，最終得到5428個樣本數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、Wind數(shù)據(jù)庫和上市公司年報。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。股權(quán)制衡效應(yīng)（EB）和高層治理變革（HG）的標(biāo)準(zhǔn)差分別是其均值的約1.8倍和2.4倍，可見混改國企在股權(quán)制衡效應(yīng)和高層治理變革方面存在較大差異。在隨后的系列模型檢驗中，所有自變量的方差膨脹因子（VIF）均低于2，因此排除回歸模型中可能存在的多重共線性問題。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

先來檢驗混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見表3。第（1）列和第（3）列顯示，股權(quán)制衡效應(yīng)（EB）對SSI1和SSI2均有顯著的正向影響，回歸系數(shù)依次為0.041和0.039。第（2）列和第（4）列顯示，高層治理變革（HG）對SSI1和SSI2均有顯著的正向影響，且回歸系數(shù)均為0.061。高層治理變革的回歸系數(shù)大于股權(quán)制衡效應(yīng)的回歸系數(shù)，這表明非國有股東的股權(quán)制衡效應(yīng)對國企持續(xù)性創(chuàng)新具有更大的積極作用，而且隨著高層治理變革的加大，能夠更加顯著地促進(jìn)國企的決策質(zhì)量及持續(xù)性創(chuàng)新水平。因此，假設(shè)1得到驗證。

（三）內(nèi)生性檢驗

為了消除可能存在的變量遺漏、反向因果等問題的影響，參考江軒宇的研究，選取當(dāng)?shù)卣斦啵⊿urplus）和企業(yè)金字塔層級（Layer）作為工具變量。當(dāng)?shù)卣斦啵⊿urplus）是指國企所在省市當(dāng)?shù)卣呢斦?，可以反映政府行政干預(yù)弱化、授權(quán)增加的程度，與混改的推行正相關(guān)。企業(yè)金字塔層級（Layer）是指最終控制人控制國企的層級，企業(yè)金字塔層級的增加不利于混改的推進(jìn)，其取值規(guī)則如下：如果最終控制人直接控制國企，則Layer取值為1;如果還存在一個中間控制人，則Layer取值為2;以此類推。檢驗?zāi)Ｐ图{入了控制變量，同時控制了時間和行業(yè)變量，后續(xù)檢驗?zāi)Ｐ鸵嗳绱?。?nèi)生性檢驗結(jié)果見表4。第（1）列和第（2）列表明，Surplus和Layer與EB、HG顯著相關(guān);第（3）列至第（6）列表明，工具變量法的預(yù)測值EB-HAT和HG-HAT對SSI1和SSI2均有正向影響。識別不足檢驗（KPL）的p值均為0.000，弱工具變量檢驗（KPW）的F統(tǒng)計量大于Stock-Yogo弱識別檢驗10％水平上的臨界值，內(nèi)生性檢驗的第一階段檢驗F值（22.59和44.26）均大于10。此外，Hansen-J統(tǒng)計量的p值均大于0.10。因此，兩個工具變量是有效的，既緩解了潛在的內(nèi)生性問題，也表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、作用機(jī)制檢驗

（一）股權(quán)制衡路徑下的作用機(jī)制檢驗

表5給出了股權(quán)制衡路徑下的作用機(jī)制檢驗結(jié)果。第（1）列至第（3）列表明：股權(quán)制衡效應(yīng)（EB）對國企持續(xù)性創(chuàng)新（SSI1）和數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）具有顯著的正向影響，回歸系數(shù)依次為0.041和0.052，并通過顯著水平為1％的檢驗;當(dāng)把股權(quán)制衡效應(yīng)和數(shù)字化轉(zhuǎn)型同時納入回歸模型時，股權(quán)制衡效應(yīng)對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響仍然顯著，但回歸系數(shù)下降為0.034，這表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型在股權(quán)制衡效應(yīng)影響國企持續(xù)性創(chuàng)新的過程中有部分中介效應(yīng)。同理，第（4）列顯示，股權(quán)制衡效應(yīng)對創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）有顯著的正向影響，回歸系數(shù)為1.224;從第（5）列可知，當(dāng)把股權(quán)制衡效應(yīng)和創(chuàng)新補(bǔ)貼同時納入回歸模型時，股權(quán)制衡效應(yīng)對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響仍然顯著，但回歸系數(shù)從0.041下降為0.032，這表明創(chuàng)新補(bǔ)貼在股權(quán)制衡效應(yīng)影響國企持續(xù)性創(chuàng)新的過程中有部分中介效應(yīng)。Sobel檢驗表明，數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼的Z統(tǒng)計值均通過顯著水平為5％的檢驗，二者的中介效應(yīng)值依次為23.95％和21.32％，數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼是有效中介變量。因此，從股權(quán)制衡路徑來看，假設(shè)2和假設(shè)3得到驗證。

（二）高層治理路徑下的作用機(jī)制檢驗

表6顯示了高層治理路徑下的作用機(jī)制回歸結(jié)果。從第（1）列至第（3）列可知：高層治理變革（HG）對國企持續(xù)性創(chuàng)新（SSI1）和數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）具有顯著的正向影響，回歸系數(shù)依次為0.061和0.043;當(dāng)把高層治理變革和數(shù)字化轉(zhuǎn)型同時納入回歸模型時，高層治理變革對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響仍然顯著，但回歸系數(shù)下降為0.056，這表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型在高層治理變革影響國企持續(xù)性創(chuàng)新的過程中起中介作用。第（4）列表明，高層治理變革對創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）有顯著的正向影響，回歸系數(shù)為1.531。從第（5）列可知，當(dāng)把高層治理變革和創(chuàng)新補(bǔ)貼同時納入回歸模型時，高層治理變革對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響仍然顯著，但回歸系數(shù)從0.061下降為0.057，這表明創(chuàng)新補(bǔ)貼在高層治理變革影響國企持續(xù)性創(chuàng)新的過程中有部分中介效應(yīng)。Sobel檢驗表明，數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼的Z統(tǒng)計值均通過顯著水平為1％的檢驗，二者的中介效應(yīng)值依次為25.44％和15.45％。因此，從高層治理變革路徑來看，假設(shè)2、假設(shè)3得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前述結(jié)果的可靠性，采用變量替代法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。第一，解釋變量替代法。用股權(quán)融合度（HHI）替代股權(quán)制衡效應(yīng)（EB）和高層治理變革（HG）兩個解釋變量。利用公式（5）所示的反向赫芬道爾指數(shù)來測度股權(quán)融合度：

其中，Ki表示國企前十大股東中的第i類股東股份所占比例，根據(jù)股東性質(zhì)將股東股份劃分為國有股、集體股、民營股、外資股和其他股五類。HHI取值越大表明股權(quán)融合度越高，國企混改程度越高。第二，被解釋變量替代法。用專利申請總量（SSI2）代替發(fā)明專利申請量（SSI1）來衡量國企持續(xù)性創(chuàng)新。分別進(jìn)行上述兩類變量替代之后，對主效應(yīng)和中介效應(yīng)重新進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，主效應(yīng)、數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼的中介效應(yīng)依然顯著。篇幅所限，這里不展示具體檢驗結(jié)果。

六、異質(zhì)性分析

由于樣本在地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)層面具有差異性，可能會出現(xiàn)部分因素對主效應(yīng)產(chǎn)生不同的影響，這里將從地區(qū)發(fā)展水平、行業(yè)高新技術(shù)屬性和企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征三個方面進(jìn)行異質(zhì)性分析，進(jìn)一步豐富研究結(jié)果。

（一）地區(qū)發(fā)展水平

可以有效反映地區(qū)發(fā)展水平的指標(biāo)較多，這里選取市場化水平和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。第一，市場化水平。計算樊綱指數(shù)中的地區(qū)市場化指數(shù)，并以歷年各地區(qū)市場化指數(shù)的中位數(shù)將樣本劃分為高市場化水平、低市場化水平兩組。分別對這兩組樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7第（1）列和第（2）列?？芍?，對于高市場化水平地區(qū)，混改（EB和HG）、數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）、創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）的系數(shù)均顯著為正，而對于低市場化水平地區(qū)，僅有數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）的回歸系數(shù)顯著為正，其他回歸系數(shù)顯著為負(fù)或不顯著。這表明高市場化水平能夠增強(qiáng)混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用。第二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。選擇互聯(lián)網(wǎng)普及率、與互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)的從業(yè)人員人數(shù)、與互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)的產(chǎn)出數(shù)據(jù)和移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)四個指標(biāo)，在數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理的基礎(chǔ)上運用主成分分析法合成地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平指數(shù)，根據(jù)該指數(shù)的中位數(shù)將樣本劃分為高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平、低互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平兩組。分別對這兩組樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7第（3）列和第（4）列?？梢园l(fā)現(xiàn)，對于高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平地區(qū)，混改（EB和HG）、數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）、創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）的系數(shù)均顯著為正，但對于低互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平地區(qū)，相應(yīng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)或不顯著。綜上，高發(fā)展水平有利于發(fā)揮混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

（二）行業(yè)高新技術(shù)屬性

根據(jù)中國經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）提供的相關(guān)數(shù)據(jù)和標(biāo)準(zhǔn)，將樣本所在行業(yè)劃分為高新技術(shù)行業(yè)和非高新技術(shù)行業(yè)兩組。分別對這兩組樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8第（1）列和第（2）列?？芍?，對于高新技術(shù)行業(yè)，混改（EB和HG）、數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）、創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）的回歸系數(shù)均顯著為正，而對于非高新技術(shù)行業(yè)，相應(yīng)的回歸系數(shù)不顯著或顯著為負(fù)。這表明在高新技術(shù)行業(yè)混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)更加突出。高新技術(shù)行業(yè)的國企面臨較大的產(chǎn)業(yè)數(shù)字化機(jī)遇和政策激勵，推動了它們更加廣泛和深入地應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)平臺、數(shù)字孿生和數(shù)字仿真等技術(shù)，提升了國企的持續(xù)性創(chuàng)新水平。

（三）企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征

按照混改國企的股權(quán)結(jié)構(gòu)特征，將樣本分為非國有股東參股、非國有股東控股兩組。分別對這兩組樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8第（3）列和第（4）列。可以發(fā)現(xiàn)，對于非國有股東參股的國企，國企混改（EB和HG）、數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）、創(chuàng)新補(bǔ)貼（GIS）的回歸系數(shù)均顯著為正，而對于非國有股東控股的國企，相關(guān)回歸系數(shù)均不顯著。這表明混改國企的股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了類似“啄序”的現(xiàn)象，即與非國有股東控股的國企相比，非國有股東參股的國企既保留了自身在政策支持、資源整合等方面的比較優(yōu)勢，又積極開發(fā)了民營、外資等股東帶來的互補(bǔ)優(yōu)勢，這會使混改對其持續(xù)性創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)更加突出。這里需要說明的是，如果將被解釋變量SSI1替換為SSI2，重新進(jìn)行異質(zhì)性分析，仍然可以得到上述異質(zhì)性分析結(jié)果。

七、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

基于2007—2021年我國A股制造業(yè)上市國有企業(yè)的數(shù)據(jù)，采用中介效應(yīng)模型和兩階段工具變量法，探討了混合所有制改革（混改）對國企持續(xù)性創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果表明：混改能夠從股權(quán)制衡和高層治理兩個方面對國企持續(xù)性創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用，高層治理變革的作用效果比股權(quán)制衡效應(yīng)更突出；數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼在混改促進(jìn)國企持續(xù)性創(chuàng)新的過程中起到部分中介作用；高發(fā)展水平地區(qū)、高新技術(shù)行業(yè)和非國有股東參股能夠增強(qiáng)混改對國企持續(xù)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

（二）實踐啟示

上述結(jié)論表明，在國企混改提質(zhì)增效的過程中，除了要以股權(quán)制衡和高層治理變革為根本抓手以外，還要發(fā)揮企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼等因素的協(xié)同作用、積極營造和利用有利于國企混改的外部條件，實現(xiàn)多重因素的組合效應(yīng)。第一，要優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)、變革高層治理，緊抓國企混改的根本動力。在“混產(chǎn)權(quán)”帶來的股權(quán)融合和制衡效應(yīng)的基礎(chǔ)上，要加強(qiáng)非國有股東通過委派董監(jiān)高參與高層治理，促進(jìn)國企決策經(jīng)營機(jī)制優(yōu)化，實現(xiàn)不同產(chǎn)權(quán)資本的深度融合，最大限度地利用股東的資源互補(bǔ)優(yōu)勢賦能國企混改提質(zhì)增效。第二，發(fā)揮企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新補(bǔ)貼等因素的協(xié)同作用。強(qiáng)化數(shù)字化轉(zhuǎn)型的機(jī)制路徑，拓寬外部知識和信息供給、降低創(chuàng)新試錯成本，進(jìn)而提升國企持續(xù)創(chuàng)新的動力和效率；強(qiáng)化創(chuàng)新補(bǔ)貼投入的機(jī)制路徑，促使政府創(chuàng)新補(bǔ)貼通過信號傳遞作用、資源配置效應(yīng)來充分發(fā)揮協(xié)同作用。第三，積極營造和利用有利于國企混改的外部條件。國企應(yīng)積極利用所在地區(qū)的市場化過程、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的投資機(jī)遇，緊抓產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、智能化發(fā)展機(jī)遇，充分激活外部條件對國企混改提質(zhì)增效的正向作用。

〔責(zé)任編輯：來向紅〕

作者簡介：吳崇，管理學(xué)博士，南京信息工程大學(xué)商學(xué)院教授;張佳奇，南京信息工程大學(xué)商學(xué)院碩士研究生;趙洧玉，南京信息工程大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目“中國特色社會主義基本經(jīng)濟(jì)制度體系研究”（20ZDA015）;江蘇省社會科學(xué)基金“逆向技術(shù)溢出視域下‘混改’驅(qū)動江蘇制造國企綠色創(chuàng)新的機(jī)制與路徑研究”（23EYB003）;2023年度江蘇省研究生科研與實踐創(chuàng)新計劃項目“混改背景下現(xiàn)金股利政策對國企績效的影響研究”（SJCX23-0362）。

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