混合所有制改革與國有企業(yè)創(chuàng)新研究①

宋冬林 李尚

摘要：提升國有企業(yè)創(chuàng)新水平，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)，是新時(shí)代混合所有制改革的重要目標(biāo)。文章基于雙重差分法和傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法，在消除樣本選擇問題和其他不可觀測因素的影響的基礎(chǔ)上，對(duì)混合所有制改革如何影響國有企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行了實(shí)證研究，并就混合所有制改革的作用機(jī)理進(jìn)行了分析。研究結(jié)果顯示，混合所有制改革會(huì)顯著促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)控制權(quán)未發(fā)生變化時(shí)，改革并無顯著效果，只有改革為非國有控股企業(yè)時(shí)，改革才具有顯著的作用，且這主要得益于改革對(duì)政府干預(yù)的緩解，而非代理成本的改善。

關(guān)鍵詞：混合所有制改革；企業(yè)創(chuàng)新；雙重差分法；傾向評(píng)分匹配

作者簡介：宋冬林，吉林大學(xué)中國國有經(jīng)濟(jì)研究中心研究員，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師（長春130012）；李尚，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生（長春130012）

DOI編碼：10.19667/j.cnki.cn23-1070/c.2020.01.008

引言

十八屆三中全會(huì)以來，混合所有制改革成為新時(shí)代深化國有企業(yè)改革的重要舉措。事實(shí)上，混合所有制改革在我國早已開始。從混合所有制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷程來看，國有資本與其他非公有資本的混合伴隨著我國國有企業(yè)改革的各個(gè)階段。自1978年開始至今，國企改革大致經(jīng)歷了“擴(kuò)權(quán)讓利”的國企改革初步探索、“抓大放小”的國企改革戰(zhàn)略攻堅(jiān)和“規(guī)范治理”的國企改革深入推進(jìn)這三個(gè)階段。這三個(gè)階段推進(jìn)過程中，大量的國有企業(yè)進(jìn)行了產(chǎn)權(quán)上的改革，這一過程往往都伴隨著國有資本和其他資本的混合。經(jīng)過多年來的發(fā)展，混合所有制經(jīng)濟(jì)逐漸成為我國主要的經(jīng)濟(jì)形式之一。

“積極發(fā)展混合所有制”是新一輪國有企業(yè)改革的重要內(nèi)容之一，促進(jìn)混合所有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大是新時(shí)代下增強(qiáng)國有經(jīng)濟(jì)活力、控制力、影響力的一個(gè)有效途徑和必然選擇?！秶鴦?wù)院關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》明確提出要分類分層推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革，鼓勵(lì)各類資本參與國有企業(yè)混合所有制改革。通過引入非國有資本，優(yōu)化國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)治理能力，進(jìn)一步壯大國有經(jīng)濟(jì)的總體實(shí)力。十九大報(bào)告進(jìn)一步提出“深化國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”，對(duì)國有企業(yè)混合所有制改革提出了新的要求和目標(biāo)。那么，混合所有制改革的效果如何？尤其是在建設(shè)創(chuàng)新型國家、實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵時(shí)期，混合所有制改革是否有利于國有企業(yè)創(chuàng)新能力的提升？這是新時(shí)代背景下深化國有企業(yè)改革、發(fā)展混合所有制不得不回答的現(xiàn)實(shí)問題之一。

一、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，學(xué)者們主要基于國有企業(yè)改革的視角研究改革的各類效應(yīng)，并主要關(guān)注國有企業(yè)改革對(duì)企業(yè)績效的影響。在研究國企改革如何影響國有企業(yè)效率中，學(xué)者們基本認(rèn)同國有企業(yè)中非國有股權(quán)的增加會(huì)改善國有企業(yè)的效率。①基于股權(quán)變更的角度，劉小玄和李利英發(fā)現(xiàn)國退民進(jìn)的改制方向與企業(yè)效率提高的方向是一致的。②白重恩等全面分析了國企改制的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)效果，發(fā)現(xiàn)我國國有企業(yè)改制沒有帶來巨大的直接社會(huì)成本，且改制的經(jīng)濟(jì)效益整體較好。③胡一帆等還發(fā)現(xiàn)那些業(yè)績較好的企業(yè)優(yōu)先被民營化。④基于成本加成率的角度，盛丹研究發(fā)現(xiàn)在高競爭度行業(yè)和競爭程度增強(qiáng)的行業(yè)進(jìn)行國企改制會(huì)提高社會(huì)福利水平，在低競爭度和競爭程度降低的行業(yè)，這種作用并不明顯。⑤在對(duì)國企改革效果的進(jìn)一步研究中，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)改革會(huì)降低國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，⑥從而提升國有企業(yè)業(yè)績。⑦此外，研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在國企改革的同時(shí)，伴隨著就業(yè)量大幅下降的現(xiàn)象，國企改革不僅不是造成就業(yè)下滑的原因，而且能緩解就業(yè)下降的趨勢。⑧學(xué)者們還對(duì)國企改革是否存在最優(yōu)比例的問題進(jìn)行了研究。孫群燕等人認(rèn)為最優(yōu)的國有股份比重取決于各類企業(yè)的生產(chǎn)成本、產(chǎn)出之間的替代效應(yīng)和整個(gè)社會(huì)的就業(yè)壓力等因素間的關(guān)系。⑨馬光威和鐘堅(jiān)認(rèn)為混合所有制改革的合理比例存在上限和下限，上限由社會(huì)穩(wěn)定約束決定。⑩還有學(xué)者就國企改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)國企改革可以通過提高資本邊際產(chǎn)出、改善資本動(dòng)態(tài)配置效率、促進(jìn)TFP增長和發(fā)揮對(duì)其他企業(yè)的外部溢出效應(yīng)等途徑提振經(jīng)濟(jì)增速。？？

在對(duì)企業(yè)創(chuàng)新問題的研究中，學(xué)者們主要基于所有制結(jié)構(gòu)，研究了國有企業(yè)與民營企業(yè)間創(chuàng)新的差異，但并未得出一致的結(jié)論。一部分研究發(fā)現(xiàn)雖然國有企業(yè)的創(chuàng)新效率低于民營企業(yè)，但國有企業(yè)卻具有更多的創(chuàng)新活動(dòng)；①另一部分研究則發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)不僅擁有更高的創(chuàng)新效率，同時(shí)也具有更多的創(chuàng)新投入。②在關(guān)于國企改革如何影響企業(yè)創(chuàng)新方面，少有文獻(xiàn)涉及。李文貴和余明桂研究了民營化改革后企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)非國有股權(quán)比例與民營化企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)呈顯著正相關(guān)，但沒有就民營化改革這一措施對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有何影響進(jìn)行研究。③盛豐發(fā)現(xiàn)將國有企業(yè)改制成非國有企業(yè)有助于提升創(chuàng)新效率，改革為國有資本仍占主體的國有性質(zhì)企業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的影響并不顯著，但并未對(duì)雙重差分法的前提假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，且只是對(duì)于已經(jīng)進(jìn)行改制的樣本進(jìn)行研究。④趙放和劉雅君發(fā)現(xiàn)混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新效率的提升具有促進(jìn)作用，并主要體現(xiàn)在對(duì)創(chuàng)新研發(fā)效率的提升方面，而其在創(chuàng)新產(chǎn)出效率上的作用并不明顯，但其并未研究混合所有制改革對(duì)微觀企業(yè)的作用。⑤基于PSM法，王業(yè)雯和陳林研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)混合所有制改革后的創(chuàng)新效率會(huì)提高，并高于外資企業(yè)、民營企業(yè)和港澳臺(tái)企業(yè)，雖然其考慮了樣本選擇性問題，但未消除企業(yè)自身因素對(duì)創(chuàng)新的影響。⑥

大量文獻(xiàn)研究結(jié)果表明，改革后國有企業(yè)各方面的效率都有明顯的提升，而改革通過何種途徑來影響企業(yè)的各方面效率則少有研究涉及。事實(shí)上，我國國企改革始終圍繞著提高國有企業(yè)效率這一目標(biāo)，國有企業(yè)效率低下是進(jìn)行國有企業(yè)改革的重要原因。在理論上，國內(nèi)學(xué)者解釋國有企業(yè)低效率的理論觀點(diǎn)可分為兩類：一類觀點(diǎn)是以吳敬璉、張維迎為代表的產(chǎn)權(quán)論，認(rèn)為產(chǎn)權(quán)不明晰、所有者缺位等原因使國有企業(yè)不能有效運(yùn)行，并主張通過產(chǎn)權(quán)改革，使企業(yè)形成有效的激勵(lì)機(jī)制和治理結(jié)構(gòu)，從而解決國有企業(yè)的低效率問題。⑦另一類觀點(diǎn)是以林毅夫?yàn)榇淼恼咝载?fù)擔(dān)論，認(rèn)為是政策性負(fù)擔(dān)而不是所有權(quán)歸屬導(dǎo)致了“預(yù)算軟約束”問題，政策性負(fù)擔(dān)使國企缺乏自生能力，而“預(yù)算軟約束”的存在又加重了國有企業(yè)經(jīng)理的道德風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致國有企業(yè)的低效率，國有企業(yè)的根本問題就是企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)問題，剝離政策性負(fù)擔(dān)是國有企業(yè)改革成功的先決條件。⑧與產(chǎn)權(quán)論和政策性負(fù)擔(dān)論相似，政治觀和經(jīng)理人觀將國有企業(yè)的低效率問題分別歸因于政府干預(yù)和代理成本。政治觀將國有企業(yè)的低效率歸因于國有企業(yè)的控制者——政治家——對(duì)政治目標(biāo)的追求，如過多的雇員，從而導(dǎo)致國有企業(yè)的低效率，而私有化能提高政治家對(duì)企業(yè)施加影響的成本，從而改善企業(yè)的效率。⑨經(jīng)理人觀認(rèn)為國有企業(yè)的低效率是由于缺乏對(duì)經(jīng)理人的有效監(jiān)督和激勵(lì)，導(dǎo)致經(jīng)理人追求個(gè)人利益最大化，從而缺乏效率。⑩實(shí)證檢驗(yàn)中，國外學(xué)者Gupta通過對(duì)印度部分民營化企業(yè)的研究，發(fā)現(xiàn)部分民營化提高了企業(yè)績效，而部分民營化并未改變企業(yè)的實(shí)際控制權(quán)，且績效的改善是源于生產(chǎn)率的提升而非員工數(shù)量的減少，因此認(rèn)為企業(yè)績效的改善并非來源于政治因素的改變，從而支持了經(jīng)理人觀。①李廣子和劉力通過對(duì)中國上市的民營化國企進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)民營化前后上市公司對(duì)經(jīng)理人的激勵(lì)沒有發(fā)生顯著變化，民營化企業(yè)績效的改善不能由經(jīng)理人觀來解釋，從而支持了政治觀。②在對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的研究中，李文貴和余明桂通過對(duì)民營化后企業(yè)的研究，發(fā)現(xiàn)非國有股權(quán)對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用主要源于經(jīng)理人觀；③徐曉萍等人通過對(duì)國有企業(yè)和民營企業(yè)創(chuàng)新差異的研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的創(chuàng)新弱勢在低競爭環(huán)境下主要源自經(jīng)理人觀，而在高競爭環(huán)境下源自政治觀。④

學(xué)術(shù)界對(duì)混合所有制改革如何影響國有企業(yè)創(chuàng)新的研究相對(duì)較少，且都存在一定的缺陷。本文基于雙重差分法和傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法，研究混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響，并進(jìn)一步分析混合所有制改革的作用機(jī)理。本文可能的貢獻(xiàn)有以下兩點(diǎn)：第一，基于滿足“平行趨勢”假設(shè)的雙重差分法，研究混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響，傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法的結(jié)果進(jìn)一步表明了結(jié)果的可靠性。第二，研究混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，以證明改革的效果主要得益于政治觀的緩解，即政府干預(yù)的減少。

二、研究方法和數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

1.混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響

為得到混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新作用的可靠效果，本文使用雙重差分法進(jìn)行研究，運(yùn)用傾向評(píng)分匹配消除樣本選擇性偏差后，再使用雙重差分法對(duì)改革的效果進(jìn)行檢驗(yàn)。

（1）雙重差分法

在考察某一政策或沖擊的影響時(shí)，雙重差分法是一種簡單有效的方法，并能在一定程度上緩解遺漏變量和政策的內(nèi)生性問題，已被廣泛應(yīng)用于對(duì)政策及類似因素作用效果的研究中。⑤由于混合所有制改革只對(duì)進(jìn)行混合所有制改革的企業(yè)有影響，而未進(jìn)行改革的企業(yè)并不受此影響，因此混合所有制改革可以看成一個(gè)近似自然的實(shí)驗(yàn)過程?；陔p重差分法的思路，本文選取進(jìn)行混合所有制改革的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，未進(jìn)行改革的企業(yè)作為對(duì)照組。假定D=0和D=1分別表示對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組，那么進(jìn)行混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的效果就可以表示為：

為準(zhǔn)確估計(jì)改革的凈效果，引入時(shí)間變量對(duì)企業(yè)在改革前后創(chuàng)新的變化進(jìn)行衡量，以剔除企業(yè)創(chuàng)新的時(shí)間趨勢?；旌纤兄聘母锴昂笃髽I(yè)創(chuàng)新的變化可以表示為：

結(jié)合式（1）和式（2），混合所有制改革這一措施對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的凈效應(yīng)就可以表示為：

式（3）的結(jié)果便是本文要考察的混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的凈效應(yīng)，即雙重差分模型中的雙重差分變量的系數(shù)，也就是本文中改革與時(shí)間的交叉項(xiàng)。

考慮到本文所用樣本中改革時(shí)間并不一致，因此本文只對(duì)混合所有制改革的凈效應(yīng)做分析，并構(gòu)建式（4）形式的雙重差分模型研究混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用。①式中：Inno為衡量創(chuàng)新的指標(biāo)；D為雙重差分變量，表示改革與時(shí)間的交叉項(xiàng)，進(jìn)行混合所有制改革的企業(yè)在改革后的年份賦值為1，否則賦值為0；X為一系列的控制變量，A和B用于控制企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。

雙重差分法的使用前提是將政策變化或某種沖擊視為“自然實(shí)驗(yàn)”。一般而言只要實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組滿足平行趨勢假設(shè)，即實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在接受處理前因變量的增長趨勢是一致的，就可以認(rèn)為這一政策或沖擊滿足“自然實(shí)驗(yàn)”這一前提，從而確保企業(yè)創(chuàng)新的變化是改革的作用引起的。因此，首先需要對(duì)樣本進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。本文通過比較實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在改革發(fā)生前創(chuàng)新投入是否存在顯著差異，來檢驗(yàn)樣本是否滿足平行趨勢假設(shè)。如果改革發(fā)生前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間不存在顯著差異，則可以認(rèn)為平行趨勢假設(shè)得到了滿足。為此，設(shè)定模型（5）對(duì)平行趨勢假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，F(xiàn)為虛擬變量，j為當(dāng)前年份距離改革年份的差值，本文中j的取值范圍為-2、-1、0和1。以改革前一年（j=-1）為基期，當(dāng)時(shí)間為改革前2年（j=-2）時(shí)，發(fā)生改革的企業(yè)F取值為1，未改革的企業(yè)則取值為0。依次類推得到改革當(dāng)年和改革后1年的虛擬變量。β表示改革各期的效果，若在改革發(fā)生前，β接近于0或是不顯著，則可以認(rèn)為改革發(fā)生前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間不存在顯著差異，平行趨勢假設(shè)是成立的，從而式（4）中的改革與時(shí)間的交叉項(xiàng)系數(shù)可以認(rèn)為是正確地反映了混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

（2）傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法

考慮到本文所用數(shù)據(jù)的時(shí)間長度較短，無法對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的趨勢進(jìn)行較長時(shí)間的比較，即政策實(shí)施后可能由于考察時(shí)間較短而結(jié)果并不可靠。為確保混合所有制改革滿足“自然實(shí)驗(yàn)”這一條件，本文進(jìn)一步采用傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法對(duì)消除選擇性偏差后的樣本進(jìn)行研究，以驗(yàn)證雙重差分法的結(jié)果。傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法首先在對(duì)照組中選出與實(shí)驗(yàn)組最相近的樣本，使得它們擁有相近的被選擇進(jìn)行改革的概率，從而消除選擇性偏差，根據(jù)匹配后篩選出的對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組，再利用雙重差分法得到混合所有制改革的效果。

參考以往研究，本文選取市場結(jié)構(gòu)、總資產(chǎn)、利潤率、負(fù)債率、從業(yè)人數(shù)和人均固定資產(chǎn)等指標(biāo)作為匹配變量進(jìn)行傾向得分匹配，對(duì)總資產(chǎn)、從業(yè)人數(shù)和人均固定資產(chǎn)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。由于發(fā)生改革的時(shí)間不一致，根據(jù)改革發(fā)生時(shí)間的不同，逐年進(jìn)行匹配。并且鑒于是否發(fā)生改革極大可能是由改革前一年的企業(yè)狀況決定，因此對(duì)匹配變量進(jìn)行滯后一期處理，采用改革前一年的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。②根據(jù)傾向評(píng)分匹配法消除選擇性偏差后的結(jié)果，采用式（4）的雙重差分法研究混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

2.不同程度改革的效果及對(duì)政治觀和經(jīng)理人觀的檢驗(yàn)

此外，考慮到不同程度混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響可能效果不同，進(jìn)一步將發(fā)生改革的企業(yè)按照改革后控制權(quán)是否發(fā)生變化進(jìn)行分組。改革后第一大股東依然為國有資本的企業(yè)定義為控制權(quán)未發(fā)生變化，改革后第一大股東不再是國有資本的企業(yè)則認(rèn)為其控制權(quán)發(fā)生了變化，設(shè)定雙重差分模型（6）來檢驗(yàn)改革后控制權(quán)的變化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。式中Control為虛擬變量，改革后控制權(quán)未發(fā)生變化的企業(yè)在改革后的年份賦值為1，改革后控制權(quán)發(fā)生變化的企業(yè)在改革后的年份賦值為2，未改革的企業(yè)賦值為0。

如果混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有顯著的效果，那么改革是通過何種途徑來影響企業(yè)創(chuàng)新的？政治觀和經(jīng)理人觀這兩種不同的作用途徑，被部分學(xué)者用來研究非國有股權(quán)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)理。本文在此基礎(chǔ)上，基于政治觀和經(jīng)理人觀分析混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)理?；谇拔膶?duì)不同程度混合所有制改革的區(qū)分，考察改革對(duì)政府干預(yù)和代理成本的影響，以檢驗(yàn)政治觀和經(jīng)理人觀。參照李文貴和余明桂的方法，本文以員工比例和工資比例衡量政府干預(yù)，以經(jīng)營費(fèi)用率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量代理成本。①員工比例定義為員工人數(shù)與企業(yè)總資產(chǎn)的百分比，工資比例定義為應(yīng)付工資總額與總資產(chǎn)的百分比，經(jīng)營費(fèi)用率定義為管理費(fèi)用與營業(yè)收入之比，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率定義為營業(yè)收入與總資產(chǎn)之比。設(shè)定模型（7）檢驗(yàn)政治觀和經(jīng)理人觀的作用。Y為代表政府干預(yù)或代理成本的變量。

（二）變量

參考以往文獻(xiàn)并考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文以創(chuàng)新投入衡量企業(yè)創(chuàng)新，創(chuàng)新投入為研究開發(fā)費(fèi)占營業(yè)收入的比重（Inno）。核心解釋變量為混合所有制改革與時(shí)間的交叉項(xiàng)（D），是否進(jìn)行混合所有制改革以實(shí)收資本中國家資本占比變動(dòng)與否進(jìn)行衡量，將國家資本占比減少的企業(yè)定義為發(fā)生了混合所有制改革?？刂谱兞恐?，引入市場結(jié)構(gòu)（HHI）和企業(yè)規(guī)模（Ass）這兩個(gè)變量，并對(duì)企業(yè)的利潤率（Pro）、負(fù)債率（Deb）和人均固定資產(chǎn)（Fix）等可能影響企業(yè)創(chuàng)新的變量加以控制。其中，市場結(jié)構(gòu)以二分位行業(yè)的HHI進(jìn)行衡量，計(jì)算方法如式（8），式中HHIi為行業(yè)i的赫芬達(dá)爾指數(shù)，saleij為行業(yè)i企業(yè)j的工業(yè)銷售產(chǎn)值。②企業(yè)規(guī)模以工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行衡量，利潤率為企業(yè)利潤與總資產(chǎn)之比，同時(shí)對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值、人均固定資產(chǎn)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。為避免解釋變量與被解釋變量之間可能存在雙向因果關(guān)系，本文將所有控制變量滯后一期。

（三）數(shù)據(jù)處理

由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中只有2005至2007年統(tǒng)計(jì)了企業(yè)研究開發(fā)費(fèi)的數(shù)據(jù)，本文所使用的樣本為2004至2007年的工業(yè)企業(yè)。①本文參照Brandt等人的方法，剔除法人代碼缺失的企業(yè)后將數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。②匹配過程如下：首先將樣本按照法人代碼進(jìn)行匹配，將未成功匹配的企業(yè)繼續(xù)按照企業(yè)名稱進(jìn)行匹配，最后將仍未成功匹配的企業(yè)按照行業(yè)類別、地區(qū)代碼、主要產(chǎn)品和開工時(shí)間再次匹配，最終得到共有約36萬戶企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)。

將非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)一步篩選：首先剔除國有股權(quán)比例增加或變動(dòng)多次的樣本；然后進(jìn)一步刪除研究開發(fā)費(fèi)、總資產(chǎn)、工業(yè)總產(chǎn)值和實(shí)收資本等指標(biāo)存在缺失、為零或負(fù)值的異常樣本，并剔除從業(yè)人員小于8及不繼續(xù)營業(yè)的樣本；在此基礎(chǔ)上，保留連續(xù)出現(xiàn)4年的企業(yè)，并將數(shù)據(jù)按2004年價(jià)格進(jìn)行調(diào)整，得到本文研究所需的2004至2007年的平衡面板數(shù)據(jù)?？紤]到本文主要研究國有企業(yè)的混合所有制改革，因此本文只保留了改革前國有股權(quán)比例大于50%的企業(yè)樣本。由于2004年研究開發(fā)費(fèi)數(shù)據(jù)的缺失，2005年發(fā)生改革的企業(yè)缺少改革前年份的數(shù)據(jù)來進(jìn)行比較，本文也將2005年發(fā)生改革的樣本剔除。

最終樣本共有5895家企業(yè)，發(fā)生混合所有制改革的企業(yè)共有1246家，其中2006年有639家企業(yè)發(fā)生混合所有制改革，2007年有607家企業(yè)發(fā)生改革。表1為各年份因變量和控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果

（一）混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響

1.雙重差分法的結(jié)果

根據(jù)式（4），采用雙重固定效應(yīng)的雙重差分模型進(jìn)行回歸。③表2匯報(bào)了雙重差分法的回歸結(jié)果。列（1）的結(jié)果表明，進(jìn)行混合所有制改革會(huì)顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新投入。列（2）中加入控制變量后，改革的效果依然顯著為正?？刂谱兞恐?，總資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)新的影響顯著為正，這一結(jié)果與預(yù)期一致，即規(guī)模更大的企業(yè)傾向于進(jìn)行更多的創(chuàng)新，其他控制變量則都不顯著。列（3）和列（4）的結(jié)果表明，與改革前1年相比，改革前2年進(jìn)行改革的企業(yè)與未進(jìn)行改革的企業(yè)間創(chuàng)新不存在顯著差異，平行趨勢假設(shè)得以滿足，表明改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用這一結(jié)果是可靠的。同時(shí)，改革當(dāng)年對(duì)創(chuàng)新的影響并不顯著，而改革后1年企業(yè)創(chuàng)新顯著提高，改革的效果存在一定的時(shí)滯。列（5）和列（6）為非國有股權(quán)比例（Non-soe）的回歸結(jié)果，非國有股權(quán)比例的系數(shù)在10%的水平顯著為正，進(jìn)一步支持了混合所有制改革有利于企業(yè)創(chuàng)新的觀點(diǎn)。綜上，推進(jìn)混合所有制改革有利于促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行更多創(chuàng)新，且這一效果具有一定的時(shí)滯，在改革后1年開始顯著。

表2雙重差分法的回歸結(jié)果

2.傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法

考慮到樣本的時(shí)間長度較短，本文進(jìn)一步運(yùn)用傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法來檢驗(yàn)改革的效果。首先進(jìn)行傾向評(píng)分匹配，本文采用一對(duì)三最近鄰匹配法進(jìn)行匹配。鑒于本文所考察的發(fā)生混合所有制改革的企業(yè)改革時(shí)間處于2006和2007這兩個(gè)年份，改革的時(shí)間并不一致，采用逐年匹配的方法為發(fā)生改革的企業(yè)找到匹配的對(duì)照組。①最終共有3641個(gè)樣本，包括1245家改革企業(yè)和2396家未發(fā)生改革的企業(yè)。為驗(yàn)證匹配結(jié)果的可靠性，本文對(duì)各年的匹配結(jié)果進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各年匹配后匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值均小于10%，且t檢驗(yàn)都不能拒絕實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組無顯著差異的原假設(shè)，本文的匹配結(jié)果滿足平衡性檢驗(yàn)。②

基于匹配結(jié)果得到的3641家企業(yè)的新樣本，根據(jù)式（4）采用考察混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，估計(jì)結(jié)果如表3。結(jié)果顯示，在消除選擇性偏差后，混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用依然顯著。加入控制變量后，改革效果的系數(shù)依然顯著為正。上述結(jié)果進(jìn)一步支持了混合所有制改革有利于國有企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論。

表3傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法的回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證混合所有制改革效果的穩(wěn)健性，本文通過替換被解釋變量和進(jìn)一步調(diào)整樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，表4為驗(yàn)證結(jié)果。

表4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

替換被解釋變量。本文以研發(fā)投入量代替研究開發(fā)費(fèi)占營業(yè)收入的比重衡量企業(yè)創(chuàng)新。列（1）和列（2）為混合所有制改革對(duì)研發(fā)投入量的回歸結(jié)果。列（1）的結(jié)果表明，改革依然對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)效果，本文的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。列（2）為平行趨勢假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果。從結(jié)果可知，相對(duì)于改革發(fā)生前1年，改革發(fā)生前2年改革企業(yè)與未改革企業(yè)間的研發(fā)投入量不存在顯著差異，平行趨勢假設(shè)得以滿足。同時(shí)，改革當(dāng)年和改革后1年企業(yè)研發(fā)投入量都顯著高于改革前1年，且其系數(shù)隨時(shí)間逐漸變大，表明混合所有制改革不僅會(huì)顯著提高企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力，并且具有一定的時(shí)間效應(yīng)。

調(diào)整樣本。本文進(jìn)一步將完全民營化的樣本剔除，以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。列（3）和列（4）為剔除改革后完全民營化樣本的回歸結(jié)果。根據(jù)列（3）的結(jié)果，在剔除完全民營化的樣本后，混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)效果均在1%的水平顯著為正，依然支持前文的結(jié)論。列（4）的結(jié)果表明，改革前2年的系數(shù)接近于零且都不顯著，平行趨勢假設(shè)依然滿足。改革當(dāng)年改革企業(yè)的創(chuàng)新投入顯著高于未改革企業(yè)，改革后1年的效果不顯著，表明剔除完全民營化的樣本后，混合所有制改革在當(dāng)年對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入有較大的促進(jìn)效果，但不具備時(shí)間效應(yīng)。

（二）不同程度改革的效果及其作用機(jī)制

根據(jù)改革后國有股權(quán)比例的不同，進(jìn)一步考察不同程度混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。將發(fā)生改革的企業(yè)按照改革后控制權(quán)是否發(fā)生變化進(jìn)行分組，根據(jù)模型（6）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5中列（1）和列（2）。結(jié)果顯示，混合所有制改革后依然為國有控股企業(yè)時(shí)，改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)效果不再顯著，改革后變?yōu)榉菄衅髽I(yè)時(shí)，改革才會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。這一結(jié)果表明，只有控制權(quán)發(fā)生變化的混合所有制改革才會(huì)激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力，未改變控制權(quán)的改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效果并不顯著。

表5不同改革程度對(duì)創(chuàng)新的影響

根據(jù)政治觀和經(jīng)理人觀，進(jìn)一步研究改革促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制。以模型（7）對(duì)改革如何影響企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果為表5中的列（3）至列（6），其中列（3）和列（4）為政治觀的檢驗(yàn)結(jié)果，列（5）和列（6）為經(jīng)理人觀的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，對(duì)于控制權(quán)未發(fā)生變化的改革，改革對(duì)政府干預(yù)和代理成本的影響均不顯著，這一結(jié)果與未改變控制權(quán)的改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新無顯著效果的結(jié)論是一致的。對(duì)于控制權(quán)發(fā)生變化的改革，改革對(duì)員工比例和工資比例均有顯著的降低效果，而對(duì)經(jīng)營費(fèi)用率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的影響并不顯著。表明改革會(huì)顯著降低政府干預(yù)，而對(duì)代理成本則無明顯效果。因此，對(duì)控制權(quán)發(fā)生變化的企業(yè)，混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的提升作用主要源于政治觀，而非經(jīng)理人觀。

上述結(jié)果表明，混合所有制改革只有在控制權(quán)發(fā)生變化時(shí)才會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，控制權(quán)未發(fā)生變化的改革并無促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用。對(duì)于控制權(quán)發(fā)生變化的改革，改革的效果主要源于政府干預(yù)的減少，本文的結(jié)果為政治觀提供了一定的實(shí)證證據(jù)。

結(jié)論

基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2004至2007年數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分法以創(chuàng)新投入衡量企業(yè)創(chuàng)新，對(duì)在2006和2007年發(fā)生混合所有制改革的企業(yè)進(jìn)行研究。為避免樣本可能存在的選擇性偏差，運(yùn)用傾向評(píng)分匹配后的雙重差分法對(duì)改革的效果進(jìn)行了驗(yàn)證。上述方法結(jié)果都表明混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)發(fā)生改革企業(yè)控制權(quán)是否變化，本文研究了不同程度改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新的影響效果，并對(duì)混合所有制改革影響創(chuàng)新的途徑進(jìn)行了分析。結(jié)果顯示控制權(quán)未發(fā)生變化的改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新并無影響，只有改革后變?yōu)榉菄衅髽I(yè)時(shí)，改革才會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，且這一作用主要源于政治觀，即政府干預(yù)的緩解，而非經(jīng)理人觀。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，國有企業(yè)混合所有制改革是提高國有企業(yè)創(chuàng)新能力的一個(gè)重要途徑，有利于培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)；與改善內(nèi)部激勵(lì)等經(jīng)理人問題相比，減少政府對(duì)國有企業(yè)的干預(yù)對(duì)促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展有更明顯的效果。在進(jìn)行混合所有制改革時(shí)，一方面要積極推動(dòng)國有資本與非國有資本的融合，促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新能力提升；另一方面要進(jìn)一步簡政放權(quán)，減少政府對(duì)國有企業(yè)的干預(yù)，激發(fā)國有企業(yè)的活力。

①本文入選2018年“全國高校社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)理論與實(shí)踐研討會(huì)”第32次會(huì)議論文，并獲得2019年第四屆“興華優(yōu)秀論文獎(jiǎng)”。

①宋立剛、姚洋：《改制對(duì)企業(yè)績效的影響》，《中國社會(huì)科學(xué)》2005年第2期，第17—31頁；郝大明：《國有企業(yè)公司制改革效率的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第7期，第61—72頁；李楠、喬榛：《國有企業(yè)改制政策效果的實(shí)證分析——基于雙重差分模型的估計(jì)》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2010年第2期，第3—21頁。

②劉小玄、李利英：《企業(yè)產(chǎn)權(quán)變革的效率分析》，《中國社會(huì)科學(xué)》2005年第2期，第4—16、204頁。

③白重恩、路江涌、陶志剛：《國有企業(yè)改制效果的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第8期，第4—13、69頁。

④胡一帆、宋敏、鄭紅亮：《所有制結(jié)構(gòu)改革對(duì)中國企業(yè)績效的影響》，《中國社會(huì)科學(xué)》2006年第4期，第50—64頁。

⑤盛丹：《國有企業(yè)改制、競爭程度與社會(huì)福利——基于企業(yè)成本加成率的考察》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2013年第4期，第1465—1490頁。

⑥陳林、唐楊柳：《混合所有制改革與國有企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)——基于早期國企產(chǎn)權(quán)改革大數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2014年第11期，第13—23頁。

⑦張輝、黃昊、閆強(qiáng)明：《混合所有制改革、政策性負(fù)擔(dān)與國有企業(yè)績效——基于1999—2007年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2016年第9期，第32—41頁。

⑧黃玲文、姚洋：《國有企業(yè)改制對(duì)就業(yè)的影響——來自11個(gè)城市的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2007年第3期，第57—69頁；佟家棟、洪倩霖：《國有企業(yè)改制對(duì)制造業(yè)企業(yè)工資與雇傭的動(dòng)態(tài)影響》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2017年第2期，第102—113頁。

⑨孫群燕、李杰、張安民：《寡頭競爭情形下的國企改革——論國有股份比重的最優(yōu)選擇》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第1期，第64—73頁。

⑩馬光威、鐘堅(jiān)：《經(jīng)濟(jì)增長、穩(wěn)定約束與國有企業(yè)混合所有制改革》，《經(jīng)濟(jì)與管理研究》2016年第5期，第25—34頁。

？？許召元、張文魁：《國企改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增速的提振效應(yīng)研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2015年第4期，第122—135頁。

①聶輝華、譚松濤、王宇鋒：《創(chuàng)新、企業(yè)規(guī)模和市場競爭：基于中國企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》2008年第7期，第57—66頁；劉和旺、鄭世林、王宇鋒：《所有制類型、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效》，《中國軟科學(xué)》2015年第3期，第28—40頁。

②吳延兵：《中國哪種所有制類型企業(yè)最具創(chuàng)新性？》，《世界經(jīng)濟(jì)》2012年第6期，第3—29頁；董曉慶、趙堅(jiān)、袁朋偉：《國有企業(yè)創(chuàng)新效率損失研究》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2014年第2期，第97—108頁。

③李文貴、余明桂：《民營化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新》，《管理世界》2015年第4期，第112—125頁。

④盛豐：《生產(chǎn)效率、創(chuàng)新效率與國企改革——微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2012年第4期，第37—46頁。

⑤趙放、劉雅君：《混合所有制改革對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的政策效果分析——基于雙重差分法的實(shí)證研究》，《山東大學(xué)學(xué)報(bào)》（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）2016年第6期，第67—73頁。

⑥王業(yè)雯、陳林：《混合所有制改革是否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新？》，《經(jīng)濟(jì)與管理研究》2017年第11期，第112—121頁。

⑦吳敬璉：《產(chǎn)權(quán)制度和大中型企業(yè)的改革》，《經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較》1989年第6期，第1—5，10頁；張維迎：《企業(yè)理論與中國企業(yè)改革》，北京：北京大學(xué)出版社，1999年，第137—141頁。

⑧林毅夫、劉明興、章奇：《政策性負(fù)擔(dān)與企業(yè)的預(yù)算軟約束：來自中國的實(shí)證研究》，《管理世界》2004年第8期，第81—89頁；林毅夫、李志赟：《中國的國有企業(yè)與金融體制改革》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2005年第3期，第913—936頁。

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①Gupta N.“Partial Privatization and Firm Performance”，in Journal of Finance，2005，Vol.60，No.2，pp.987-1015.

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③李文貴、余明桂：《民營化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新》，《管理世界》2015年第4期，第112—125頁。

④徐曉萍、張順晨、許慶：《市場競爭下國有企業(yè)與民營企業(yè)的創(chuàng)新性差異研究》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2017年第2期，第141—155頁。

⑤陳林、伍海軍：《國內(nèi)雙重差分法的研究現(xiàn)狀與潛在問題》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2015年第7期，第133—148頁。

①Beck T，Levine R，Levkov A.“Big Bad Banks？ The Winners and Losers from Bank Deregulation in the United States”，in Journal of Finance，2010，Vol.65，No.5，pp.1637-1667；羅知、趙奇?zhèn)?、?yán)兵：《約束機(jī)制和激勵(lì)機(jī)制對(duì)國有企業(yè)長期投資的影響》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2015年第10期，第69—84頁。

②劉曄、張訓(xùn)常、藍(lán)曉燕：《國有企業(yè)混合所有制改革對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響——基于PSM-DID方法的實(shí)證研究》，《財(cái)政研究》2016年第10期，第63—75頁；張滕、周茂：《國企改制與企業(yè)盈利能力——基于傾向得分匹配倍差法的再估計(jì)》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第6期，第11—21頁。

①李文貴、余明桂：《民營化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新》，《管理世界》2015年第4期，第112—125頁。

②陳林、朱衛(wèi)平：《創(chuàng)新、市場結(jié)構(gòu)與行政進(jìn)入壁壘——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的熊彼特假說實(shí)證檢驗(yàn)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2011年第2期，第653—674頁。

①混合所有制改革雖然在十八大之后正式提出，但我國國有企業(yè)引入其他非公資本的實(shí)踐早已開始，伴隨著歷次的國有企業(yè)改革，大量國有企業(yè)在產(chǎn)權(quán)上與其他非公資本進(jìn)行了融合。因此，研究十八大之前混合所有制改革的成效，依然可以為當(dāng)前混合所有制改革提供一定的指導(dǎo)和借鑒。

②Brandt L，Biesebroeck J V，Zhang Y F.“Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”，in Journal of Development Economics，2012，Vol.97，No.2，pp.0-351.

③hausman檢驗(yàn)的結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，且控制時(shí)間固定效應(yīng)的聯(lián)合顯著性是顯著的，因此本文采用雙重固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

①Heyman F，Sj？holm F，Tingvall P G.“Is There Really a Foreign Ownership Wage Premium？ Evidence from Matched Employer-employee Data”，in Journal of International Economics，2007，Vol.73，No.2， pp.355-376.

②各年份平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果未列出，如需要可向筆者索取。

ResearchonReformofMixedOwnershipandInnovationof State-ownedEnterprises

SONG Dong-lin， LI Shang

Abstract：To improve the innovation level of state-owned enterprises and cultivate world-class enterprises with global competitiveness is an important goal of the mixed ownership reform in the new era. With the dou？ ble difference method and such method after the propensity score matching， this article makes an empirical study on how the mixed ownership reform affects the innovation of state-owned enterprises on the basis of eliminating the influence of sample selection problem and other unobservable factors. Whats more， it analyz？ es the mechanism of the mixed ownership reform. The results show that the mixed ownership reform can signif？ icantly promote the innovation of state-owned enterprises. Further research presents that the reform has no sig？ nificant effect when the enterprise control does not change. However， only when the enterprise is reformed into a non-state holding enterprise， the reform has a significant effect， which is mainly due to the alleviation of gov？ ernment intervention by the reform， rather than the improvement of agency costs.

Key words： mixed ownership reform， enterprise innovation， double difference method， propensity score match？ ing