國有控股權(quán)變化能驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新嗎

唐書香 陳其安

收稿日期：2023-03-02? 修回日期：2023-05-09

基金項目：國家社會科學(xué)基金重點項目（19AGL013）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費項目（2020CDJSK02TD03）

作者簡介：唐書香（1994—），女，廣西桂林人，重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院博士研究生，研究方向為公司金融與企業(yè)創(chuàng)新；陳其安（1968—），男，重慶人，博士，重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為公司金融與企業(yè)創(chuàng)新。

摘? 要：深化混合所有制改革與實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，探討國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響具有重要現(xiàn)實意義。以2009—2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本，采用精確斷點回歸方法分析企業(yè)國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體而言，國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向激勵作用；在區(qū)分不同動機創(chuàng)新行為后，該作用依然顯著，且對策略性創(chuàng)新的激勵作用明顯強于實質(zhì)性創(chuàng)新。此外，在不同市場結(jié)構(gòu)中，國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股對不同動機企業(yè)創(chuàng)新具有異質(zhì)性影響。結(jié)論可揭示國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)，厘清國有控股權(quán)在企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動過程中的作用，進而為混合所有制改革背景下企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)選擇與優(yōu)化提供實證證據(jù)。

關(guān)鍵詞關(guān)鍵詞：國有控股權(quán)；企業(yè)創(chuàng)新；市場結(jié)構(gòu)；斷點回歸

DOI：10.6049/kjjbydc.2023030068

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）????? 開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

中圖分類號：F273.1

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-7348（2024）12-0058-12

0? 引言

當(dāng)前，全球新一輪科技革命與產(chǎn)業(yè)升級蓄勢待發(fā)，中國經(jīng)濟正處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要階段，創(chuàng)新的重要性凸顯。中共二十大報告指出，“完善科技創(chuàng)新體系，堅定實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，堅持創(chuàng)新在中國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位”。企業(yè)作為創(chuàng)新的重要主體，提升其創(chuàng)新能力既是實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵舉措，也是中國國有企業(yè)混合所有制改革的重要目標(biāo)。股權(quán)結(jié)構(gòu)作為企業(yè)根本制度安排，對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇具有重要影響。在中國經(jīng)濟制度下，國有企業(yè)始終是支撐社會經(jīng)濟發(fā)展和科技創(chuàng)新的重要主體。因此，探討國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響不僅具有針對性，而且在當(dāng)前深化國有企業(yè)混合所有制改革背景下具有現(xiàn)實價值。

現(xiàn)有文獻主要從創(chuàng)新資源可得性與政策壓力兩個方面，分析國有股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用［1-2］。就創(chuàng)新資源可得性而言，國有股權(quán)因持有者是中央和地方政府，更容易獲得政策支持，進而獲得必要的稀缺資源［3］。尹美群和高晨倍［4］指出，在新興經(jīng)濟體中，國有產(chǎn)權(quán)占據(jù)主導(dǎo)地位，國有股權(quán)比例越高，在信息與資源方面的優(yōu)勢越大，越有利于企業(yè)創(chuàng)新能力提升；Chen等［3］研究發(fā)現(xiàn)，存在國有股權(quán)的企業(yè)更容易獲得銀行貸款和政府補貼，進而緩解融資約束，促進創(chuàng)新投入。就政策壓力而言，國有股東會積極響應(yīng)政府創(chuàng)新政策，增加企業(yè)研發(fā)投入，從而提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。Zhou等［1］指出，在政府鼓勵創(chuàng)新的政策背景下，國有股東會迎合政府政策需求，增加企業(yè)創(chuàng)新投入；Pan等［5］認(rèn)為，在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，國有股東會將更多資源向企業(yè)創(chuàng)新活動傾斜，以提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

企業(yè)創(chuàng)新不僅受到內(nèi)部股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，而且與外部市場結(jié)構(gòu)息息相關(guān)?，F(xiàn)有相關(guān)文獻研究指出，在不同市場結(jié)構(gòu)中，國有股權(quán)在促進企業(yè)創(chuàng)新方面發(fā)揮的作用不同。在壟斷行業(yè)中，非國有股東極可能合謀侵占中小股東的合法權(quán)益，進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入［6］。國有股東能有效抑制非國有股東合謀侵占中小股東利益的行為，并通過優(yōu)化內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)促進企業(yè)創(chuàng)新［7］。在非壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)能通過緩解企業(yè)信貸約束降低創(chuàng)新失敗風(fēng)險，并通過減少創(chuàng)新成果外溢促進企業(yè)創(chuàng)新［8］。李春濤和宋敏［8］指出，在激烈的市場競爭中，國有股權(quán)能夠保護企業(yè)創(chuàng)新成果，避免創(chuàng)新成果外溢，進而激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新意愿；李健等［9］研究指出，在非壟斷行業(yè)企業(yè)中引入國有股東有助于加快行業(yè)內(nèi)信息流通，減少信息不對稱問題，進而降低企業(yè)創(chuàng)新成本，增強企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動力。

現(xiàn)有相關(guān)研究圍繞不同市場結(jié)構(gòu)中國有股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進行探討，但存在以下不足：首先，現(xiàn)有文獻大多采用國有股權(quán)與總股本的比值度量國有控股權(quán)，這顯然與現(xiàn)實情況存在差異。事實上，隨著中國資本市場發(fā)展和國有企業(yè)混合所有制改革深化，企業(yè)前十大股東之外的中小股東持股比例越來越小，通過股東大會或董事會參與公司治理的能力越來越弱，國有股東只需在企業(yè)前十大股東中擁有50%及以上的股權(quán)就能在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)絕對優(yōu)勢地位，實現(xiàn)對企業(yè)的絕對控制。在上述情況下，采用企業(yè)前十大股東中的國有股權(quán)占比度量國有控股權(quán)更具現(xiàn)實意義。其次，現(xiàn)有文獻基于創(chuàng)新動機將企業(yè)創(chuàng)新劃分為策略性創(chuàng)新與實質(zhì)性創(chuàng)新，但較少探討國有股權(quán)控股地位變化與不同動機企業(yè)創(chuàng)新間的關(guān)系。最后，現(xiàn)有文獻雖探討不同市場結(jié)構(gòu)中國有股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，但未能更深層次剖析不同市場結(jié)構(gòu)中國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。

為揭示進一步國有控股權(quán)變化與企業(yè)創(chuàng)新間的關(guān)系，本文以2009—2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本，采用企業(yè)前十大股東中的國有股權(quán)占比度量國有控股權(quán)，采用精確斷點回歸方法研究國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)，以及不同市場結(jié)構(gòu)中國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。

1? 理論分析與研究假設(shè)

1.1? 國有控股權(quán)變化與企業(yè)創(chuàng)新

現(xiàn)有公司治理理論指出，股權(quán)結(jié)構(gòu)是企業(yè)創(chuàng)新不可或缺的影響因素。合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)可有效分散創(chuàng)新風(fēng)險，對企業(yè)創(chuàng)新具有重要影響，而股權(quán)制衡效果與股權(quán)性質(zhì)密不可分［10］。非國有股東與政府關(guān)聯(lián)度較低，受政府干預(yù)程度較低，追求經(jīng)濟利益最大化，具有較強的創(chuàng)新動機［11］，能夠通過完善公司治理機制與優(yōu)化投資行為促進企業(yè)創(chuàng)新活動。創(chuàng)新是一項長周期、高風(fēng)險與高度不確定性的活動［12］。當(dāng)前，中國資本市場尚不成熟，非國有股東絕對控股的企業(yè)面臨嚴(yán)重融資約束，難以為創(chuàng)新活動提供必要的資金支持［13］。當(dāng)非國有股東處于絕對控股地位，而國有股東處于非絕對控股地位時，極易出現(xiàn)相同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)股東合謀侵占中小股東利益問題，進而對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。此外，目前中國知識產(chǎn)權(quán)保護體系尚不完善，縱使非國有企業(yè)創(chuàng)新成功，也難以避免創(chuàng)新成果外溢，進而導(dǎo)致創(chuàng)新回報率低下［8］。由此可知，非國有企業(yè)雖擁有較強的創(chuàng)新意愿，但受限于融資約束、大股東合謀以及創(chuàng)新成果外溢問題，最終表現(xiàn)為創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出水平低下。

國有股東因持有者為中央和地方政府，通常被視為存在政府隱性擔(dān)保［3］。首先，當(dāng)國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股時，企業(yè)更容易獲得政府創(chuàng)新補助與稅收減免［14］。在中國銀行體系下，國有絕對控股企業(yè)更容易從銀行獲得更多低成本貸款，進而極大地緩解創(chuàng)新融資約束［15］。其次，當(dāng)國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股時，基于其強勢地位，能有效保護企業(yè)創(chuàng)新成果，使企業(yè)享有創(chuàng)新成果帶來的全部收益。最后，國有絕對控股能夠抑制非國有股東的自利行為，形成有效的內(nèi)部監(jiān)督機制，從而為企業(yè)創(chuàng)新營造良好的內(nèi)部環(huán)境［7］。由上述分析可知，國有絕對控股能夠降低企業(yè)創(chuàng)新融資約束，保護企業(yè)創(chuàng)新成果并營造良好的內(nèi)部治理環(huán)境，進而提高企業(yè)創(chuàng)新水平。為此，本文提出以下假設(shè)：

H1：國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向激勵作用。

總體上，國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向激勵作用，但對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的影響，需要結(jié)合中國專利制度設(shè)計特征與企業(yè)專利活動的典型事實進行分析。目前，中國專利分為發(fā)明、實用新型與外觀設(shè)計3類，發(fā)明專利是指新產(chǎn)品研發(fā)、制造及實用方法創(chuàng)新；實用新型專利是指產(chǎn)品結(jié)構(gòu)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝改進；外觀設(shè)計為產(chǎn)品形狀、圖標(biāo)與樣式的創(chuàng)新。其中，發(fā)明專利所需各項費用較高，創(chuàng)新難度最大、周期最長，需要通過實質(zhì)性審查才能獲得授權(quán)，故創(chuàng)新質(zhì)量最高。相比之下，實用新型與外觀設(shè)計這兩類專利耗費成本較低、周期較短且容易通過審查。正因為“短平快”的特征，實用新型與外觀設(shè)計專利成為企業(yè)向投資者和政府傳遞自身具有較強競爭優(yōu)勢的信號機制［16］。Wei等［17］基于創(chuàng)新動機差異，將能提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的發(fā)明專利定義為實質(zhì)性創(chuàng)新，將實用新型與外觀設(shè)計專利定義為策略性創(chuàng)新。近年來，在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，企業(yè)專利申請數(shù)量激增，但主要體現(xiàn)在低技術(shù)含量、低經(jīng)濟價值的實用新型與外觀設(shè)計類專利上［18］。

當(dāng)前經(jīng)濟背景下探討國有股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，需要關(guān)注專利類型差異。一方面，實質(zhì)性創(chuàng)新具有長周期、高投入、高風(fēng)險與高不確定性特征，長期研發(fā)投入會給企業(yè)短期盈利帶來巨大沖擊，且受研發(fā)資源制約，無法產(chǎn)生立竿見影的效果。另一方面，在各地政府積極推行專利獎勵政策、營造“創(chuàng)新崇拜”的氛圍下，國有股東會積極響應(yīng)政府號召，追求企業(yè)創(chuàng)新的“速度”與“數(shù)量”，大規(guī)模申請實用新型與外觀設(shè)計專利，以此塑造良好的企業(yè)形象［14］。綜上可知，國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股能夠為企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新提供資金支持并有效分散創(chuàng)新風(fēng)險，通過降低創(chuàng)新成果的外溢性，使企業(yè)充分享有實質(zhì)性創(chuàng)新帶來的收益，進一步激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新意愿。但需要指出的是，當(dāng)國有股東處于絕對控股地位時，處于非絕對控股地位的非國有股東并不能有效發(fā)揮制約作用，進而導(dǎo)致企業(yè)開展策略性創(chuàng)新的動機強于實質(zhì)性創(chuàng)新。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

H2：國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股會對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新產(chǎn)生顯著激勵作用，且對策略性創(chuàng)新的激勵作用明顯強于實質(zhì)性創(chuàng)新。

1.2? 國有控股權(quán)變化、市場結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新

上述理論分析未將外部市場結(jié)構(gòu)納入考慮范疇，實際上，在不同市場結(jié)構(gòu)中，國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響路徑與效果可能存在顯著差異。在壟斷行業(yè)，企業(yè)擁有較強的市場力量與風(fēng)險承擔(dān)能力，能夠有效保護自身創(chuàng)新成果，獨享創(chuàng)新帶來的超額利潤。因此，壟斷是自然滋生創(chuàng)新的基礎(chǔ)［19］。此外，壟斷行業(yè)中存在較高的進出壁壘，企業(yè)能憑借壟斷地位獲取超額收益［20］，不需要為政府補助與稅收優(yōu)惠進行既耗費研發(fā)資源又無益于未來發(fā)展的策略性創(chuàng)新。對于非國有企業(yè)而言，擁有一定的壟斷力量，能夠提高創(chuàng)新成果保護能力并緩解融資約束，進而為實質(zhì)性創(chuàng)新提供充足的資金支持。但基于非國有股東的天然逐利性，當(dāng)非國有股東處于絕對控股地位時，可能會通過轉(zhuǎn)移資產(chǎn)、關(guān)聯(lián)交易等方式侵占中小股東的合法權(quán)益［21］，進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。因此，非國有企業(yè)處于壟斷地位可能無益于企業(yè)創(chuàng)新。然而，對國有企業(yè)而言，擁有壟斷地位能夠進一步提高創(chuàng)新成果保護能力與風(fēng)險承擔(dān)能力，極大地降低實質(zhì)性創(chuàng)新失敗風(fēng)險，進而促進實質(zhì)性創(chuàng)新，提高自身核心競爭力以鞏固壟斷地位。

在非壟斷行業(yè)中，市場內(nèi)原有競爭者與潛在進入者的技術(shù)創(chuàng)新行為均會瓜分企業(yè)固有市場份額，競爭性外部環(huán)境壓力迫使企業(yè)不斷尋求技術(shù)創(chuàng)新，通過提高核心競爭力搶占市場份額，從而獲取更多利潤［22］。上述情景下，非國有企業(yè)在外部競爭壓力下會產(chǎn)生強烈的實質(zhì)性創(chuàng)新動機，但受限于創(chuàng)新成果外溢性與信貸資源約束，導(dǎo)致創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出水平低下。由此可見，非國有股東處于非絕對控股地位既能激發(fā)企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新意愿，又能基于自身利益最大化對國有股東發(fā)揮一定的監(jiān)督與制約作用［23］。國有股東處于絕對控股地位能夠為企業(yè)創(chuàng)新提供良好的環(huán)境［2］，進而緩解企業(yè)融資約束并降低信息不對稱與創(chuàng)新成本，增強企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動力。因此，雖然在非壟斷行業(yè)無法徹底解決國有股東處于絕對控股地位導(dǎo)致的委托代理問題，即經(jīng)理人依然會為自身政治利益實施大量策略性創(chuàng)新行為，但外部競爭壓力與追求經(jīng)濟利益最大化的非國有股東（處于非絕對控股地位）會對國有控股股東發(fā)揮一定程度的制約作用，促使國有股東為提高企業(yè)核心競爭力以獲取更多市場利潤而開展實質(zhì)性創(chuàng)新。也就是說，在非壟斷行業(yè)，國有股權(quán)處于絕對控股地位對企業(yè)策略性創(chuàng)新與實質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)揮正向激勵作用，且對策略性創(chuàng)新行為的作用顯著強于實質(zhì)性創(chuàng)新。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

H3：在不同市場結(jié)構(gòu)中，國有股東由非絕對控股變?yōu)榻^對控股對企業(yè)創(chuàng)新具有異質(zhì)性影響。

2? 實證設(shè)計

2.1 ?樣本與數(shù)據(jù)

由于財政部于2006 年更新了《企業(yè)會計準(zhǔn)則》，2007 年財務(wù)指標(biāo)統(tǒng)計口徑達(dá)到一致。2008年全球金融危機爆發(fā)，為確保實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文以2009年作為時間起點，采用2009—2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本。本文所有數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CNRDS數(shù)據(jù)庫，并對原始數(shù)據(jù)進行以下處理：第一，剔除證監(jiān)會2012年版分類中的金融企業(yè)、資不抵債企業(yè)以及ST企業(yè)；第二，剔除營業(yè)收入小于0的企業(yè)；第三，剔除前十大股東中國有股東持股數(shù)量等于0的企業(yè)。此外，本文對所有連續(xù)變量進行縮尾處理，采用1%分位數(shù)值和99%分位數(shù)值替換1%分位數(shù)以下、99%分位數(shù)以上的極端值。在本文所選斷點SOER=0.5處，無法區(qū)分企業(yè)內(nèi)國有股權(quán)是否絕對控股，故參考陳林等［2］的研究成果，剔除這部分樣本。最終，獲得面板數(shù)據(jù)共14 733個觀測值，包括2009—2020年2 982家上市公司數(shù)據(jù)。

2.2? 變量設(shè)計與說明

2.2.1? 因變量

企業(yè)創(chuàng)新（PATENT）?，F(xiàn)有文獻通常采用R&D投入與專利數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新，由于專利數(shù)量能夠綜合反映企業(yè)對實際及潛在創(chuàng)新投入的利用效率［24］，借鑒Chen等［3］的研究成果，本文選擇能夠準(zhǔn)確反映企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出實際時間的“申請日”統(tǒng)計每家上市公司專利申請數(shù)量，以此衡量企業(yè)創(chuàng)新。進一步參考Wei等［17］的研究成果，本文基于不同創(chuàng)新動機將企業(yè)創(chuàng)新劃分為策略性創(chuàng)新（PATENTUD）與實質(zhì)性創(chuàng)新（PATENTI）。具體而言，采用外觀設(shè)計專利申請數(shù)量與實用新型專利申請數(shù)量之和加1后取自然對數(shù)衡量企業(yè)策略性創(chuàng)新，即PATENTUD=ln（外觀設(shè)計專利申請數(shù)量+實用新型專利申請數(shù)量+1）；采用發(fā)明專利申請數(shù)量加1后取自然對數(shù)衡量企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新，即PATENTI=ln（發(fā)明專利申請數(shù)量+1）。

2.2.2? 分配變量

國有股權(quán)是否處于絕對控股地位（T）。參考林莞娟等［25］的研究成果，本文采用企業(yè)前十大股東中的國有股權(quán)占比度量國有股權(quán)（SOER）。當(dāng)SOER＞0.5時，表示國有股權(quán)處于絕對控股地位，分配變量T=1；反之，則表示國有股權(quán)處于非絕對控股地位，分配變量T=0。

2.2.3? 分類變量

市場結(jié)構(gòu)（IND）。參考岳希明和蔡萌［26］的研究成果，本文將煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、煙草制品業(yè)、石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、鐵路、船舶、航空航天和其它運輸設(shè)備制造業(yè)、電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、土木工程建筑業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、電信、廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務(wù)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)以及教育與衛(wèi)生和社會工作定義為壟斷行業(yè)（IND=1），將其它行業(yè)定義為非壟斷行業(yè)（IND=0）。

2.2.4? 協(xié)變量

借鑒陳林等［2］、Chen等［3］的研究成果，本文將政府補助（SUBSIDIES）、企業(yè)固定資產(chǎn)比率（FIX）、企業(yè)杠桿率（LEV）和企業(yè)總資產(chǎn)回報率（ROA）作為可能影響企業(yè)創(chuàng)新的協(xié)變量。其中，本文采用財務(wù)報表附注中政府補助金額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值衡量政府補助，采用企業(yè)固定資產(chǎn)總額與總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)固定資產(chǎn)比率，采用當(dāng)期總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)杠桿率，采用企業(yè)總資產(chǎn)回報率衡量企業(yè)盈利能力。

具體指標(biāo)設(shè)計與計算見表1。

2.3? 精確斷點回歸模型

為了探討國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響，參考Lee ＆ Lemieux［27］、陳林等［2］的研究成果，本文構(gòu)建精確斷點回歸模型如下：

INNOVATION it=α+βTit+（1－Tit）∑np=1γp（SOERit－0.5）p+Tit∑np=1γ'p（SOER－0.5）p+eit，（n≤4） （1）

在模型（1）中，INNOVATION表示企業(yè)創(chuàng)新，即PATENT、PATENTI和PATENTUD。T表示分配變量，斷點值為0.5表示當(dāng)企業(yè)前十大股東中國有股東占比大于0.5時，國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位。eit為隨機擾動項，β表示國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)估計系數(shù)，上標(biāo)p為多項式階數(shù)。借鑒謝謙等［28］的研究成果，本文將SOERit-0.5的最高階數(shù)設(shè)置為4，并分別報告1～4階多項式回歸結(jié)果。此外，在進行實證結(jié)果分析時，本文選擇AIC取值最小的模型作為最優(yōu)模型進行統(tǒng)計推斷。值得注意的是，創(chuàng)新需要長期資源投入與積累，短期內(nèi)難以見效，企業(yè)并不會因為1%的股權(quán)比例變化而虛報或瞞報專利申請數(shù)量。由此可見，企業(yè)創(chuàng)新與國有股權(quán)控股地位變化的聯(lián)系度不高，具備較強的外生性，理論上滿足斷點回歸模型的連續(xù)性假設(shè)。因此，本文采用斷點回歸模型探討國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響在理論上是可行的。

為進一步揭示不同市場結(jié)構(gòu)下國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的影響，借鑒Bronzini ＆ Iachini［29］的研究方法，本文構(gòu)建模型如下：

PATENTIit/PATENTUDit=（1－Tit）∑2k=1αkINDitk+Tit∑2k=1βkINDitk+Tit∑np=1∑2k=1INDitkγkp（SOERit－0.5）p+（1－Tit）∑np=1γ'kp（SOER－0.5）p+eit，（n≤4）（2）

其中，βk表示不同市場結(jié)構(gòu)下國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)估計系數(shù)，是分配變量T的系數(shù)，其它變量與模型（1）一致。

3? 基于精確斷點回歸的實證分析

3.1? 描述性統(tǒng)計

表2為主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。PATENT的最大值、最小值和方差分別為7.0466、0、1.612 3，PATENTI的最大值、最小值和方差分別為6.230 5、0、1.495 1，PATENTUD的最大值、最小值和方差分別為6.505 8、0、1.630 4。上述結(jié)果表明，不同企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在較大差異。SOER的最小值為0，最大值為0.981 9，表明樣本中既包含前十大股東中國有股權(quán)占比較低的企業(yè)，也包含前十大股東全為國有股東的企業(yè)，其均值和中位數(shù)分別為0.357 3、0.143 6，說明本文樣本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)平衡。其它變量描述性統(tǒng)計結(jié)果均處于合理范圍內(nèi)，在一定程度上證明本文樣本選擇的正確性和合理性。

3.2? 國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)

在進行斷點回歸分析前，通過斷點回歸圖判斷分配變量與因變量間的因果效應(yīng)，即直接觀察因變量的跳躍是否受分配變量影響?；诖?，本文繪制圖1直觀分析國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。在圖1中，垂直虛線表示SOER=0.5的分界線，分界線左邊表示國有股權(quán)處于非絕對控股地位，分界線右邊表示國有股權(quán)處于絕對控股地位。由圖1可知，在斷點處，企業(yè)創(chuàng)新出現(xiàn)明顯向上跳躍，其截距從2.4上升至3.1，即國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)為0.7。

圖1顯示，國有股權(quán)控股地位變化會導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生明顯跳躍，但僅通過上圖并不能準(zhǔn)確反映國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。因此，本文根據(jù)模型（1）進行斷點回歸實證分析，結(jié)果如表3所示。表3列（1）～（4）表示1～4階多項式參數(shù)回歸結(jié)果，其中，分配變量T的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果說明，在國有股權(quán)控股地位變化點即斷點值處，企業(yè)創(chuàng)新出現(xiàn)向上跳躍，即國有股權(quán)處于絕對控股地位會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向激勵作用，假設(shè)H1得證。AIC檢驗支持最優(yōu)模型為分配變量的4階多項式，對應(yīng)表3列（4）回歸結(jié)果。該最優(yōu)模型的斷點回歸結(jié)果表明，在斷點值附近樣本企業(yè)中，國有股東控股地位變化對企業(yè)創(chuàng)新的局部平均處理效應(yīng)為0.705，且在1%水平上顯著為正。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因在于，當(dāng)國有股東處于絕對控股地位時，不僅能為企業(yè)創(chuàng)新提供必要的稀缺資源，而且能有效抑制非國有股東的自利行為，營造良好的內(nèi)部治理環(huán)境，從而促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

3.3? 國有控股權(quán)變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)

為進一步探討國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)，本文繪制圖2，觀察國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的影響。圖2顯示，國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的影響存在明顯斷點。圖2左圖顯示，國有股權(quán)控股地位變化使得企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新向上跳躍，截距從1.8上升至2.3，即國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)為0.5。圖2右圖表示，控股地位變化使得企業(yè)策略性創(chuàng)新向上跳躍，截距從1.6上升至2.4，即國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對企業(yè)策略性創(chuàng)新產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)為0.8。

為了準(zhǔn)確估計國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新的差異化影響，本文根據(jù)模型（1）進行斷點回歸估計。表4展示了國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的影響。由表4可知，當(dāng)因變量為PATENTI時，AIC檢驗支持N=4階多項式設(shè)定，最優(yōu)模型設(shè)定為分配變量的4階多項式。最優(yōu)模型斷點回歸結(jié)果顯示，在斷點值附近樣本企業(yè)中，處于絕對控股地位的國有股權(quán)對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的局部平均處理效應(yīng)為0.477，且在1%水平上顯著為正；當(dāng)因變量為PATENTUD時，AIC檢驗支持N=4階多項式設(shè)定，最優(yōu)模型設(shè)定為分配變量的4階多項式。最優(yōu)模型斷點回歸結(jié)果表明，在斷點值附近樣本企業(yè)中，處于絕對控股地位的國有股權(quán)對企業(yè)策略性創(chuàng)新的局部平均處理效應(yīng)為0.787，且在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果表明，總體上，當(dāng)國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股時，企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新均會產(chǎn)生明顯的向上跳躍。由局部平均處理效應(yīng)可知，企業(yè)策略性創(chuàng)新跳躍幅度大于實質(zhì)性創(chuàng)新且更顯著，即國有股權(quán)控股地位變化對策略性創(chuàng)新的局部平均處理效應(yīng)高于實質(zhì)性創(chuàng)新，兩者差值為0.310。由此可知，假設(shè)H2得證。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因在于，在政府鼓勵創(chuàng)新的政策背景下，國有股東具有迎合政府政策的動機，為獲取更多政策資源，會開展大量策略性創(chuàng)新。此外，當(dāng)國有股東由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位時，非國有股東無法有效制衡國有股東，進而導(dǎo)致企業(yè)策略性創(chuàng)新數(shù)量明顯多于實質(zhì)性創(chuàng)新數(shù)量。

3.4? 市場結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性分析

前文理論分析指出，在不同市場結(jié)構(gòu)中，國有股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的影響可能存在顯著差異。因此，本文將外部市場結(jié)構(gòu)納入考察范疇，進一步探討在壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)中國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。

3.4.1? 壟斷行業(yè)中國有控股權(quán)變化與不同動機企業(yè)創(chuàng)新

在斷點回歸實證檢驗前，本文繪制圖3揭示壟斷行業(yè)中國有股權(quán)控股地位變化與不同動機企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。由圖3可知，在壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的影響存在明顯斷點，其截距從1.3上升至2，即國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新行為產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)為0.7，但對企業(yè)策略性創(chuàng)新的影響并不存在明顯斷點。

為進一步得出準(zhǔn)確的斷點回歸系數(shù)，本文根據(jù)模型（2）進行斷點回歸，結(jié)果如表5所示。表5回歸結(jié)果與圖3的結(jié)果基本一致。當(dāng)因變量為PATENTI時，根據(jù)AIC準(zhǔn)則可知，分配變量的一階多項式為最優(yōu)模型。此時，分配變量系數(shù)β在5%水平上顯著為正，表明當(dāng)國有股權(quán)控股地位發(fā)生變化時會對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新行為產(chǎn)生顯著正向激勵作用。對于因變量PATENTUD而言，分配變量多項式從一階到四階的回歸系數(shù)雖為正但均不顯著。由AIC準(zhǔn)則可知，PATENTUD的最優(yōu)模型設(shè)定為分配變量的一階多項式，而最優(yōu)模型中斷點回歸結(jié)果仍不顯著。可見，在壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)是否處于絕對控股地位對企業(yè)策略性創(chuàng)新無顯著影響，但對實質(zhì)性創(chuàng)新存在顯著正向激勵作用。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因如下：首先，在壟斷行業(yè)中，企業(yè)能憑借壟斷地位獲取超額收益，不需要為政府補助與稅收優(yōu)惠進行策略性創(chuàng)新；其次，擁有壟斷地位的企業(yè)具有較強的風(fēng)險承擔(dān)能力，能夠有效保護創(chuàng)新成果并降低實質(zhì)性創(chuàng)新風(fēng)險，因而能夠進一步鞏固自身壟斷地位。

3.4.2? 非壟斷行業(yè)中國有控股權(quán)變化與不同動機企業(yè)創(chuàng)新

在斷點回歸實證檢驗前，本文繪制圖4以揭示非壟斷行業(yè)中國有股權(quán)控股地位變化與不同動機企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。由圖4可知，在非壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)控股地位變化會導(dǎo)致企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新出現(xiàn)明顯斷點。其中，左圖表示，國有股權(quán)控股地位變化使得企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生明顯的向上跳躍，截距從1.7上升至2.2，即國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)為0.5。右圖表示，控股地位變化使得企業(yè)策略性創(chuàng)新產(chǎn)生明顯的向上跳躍，截距從1.6上升至2.4，即國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位后，對企業(yè)策略性創(chuàng)新產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)為0.8。

為進一步得出準(zhǔn)確的參數(shù)斷點估計結(jié)果，本文根據(jù)模型（2）進行斷點回歸，結(jié)果如表6所示。由表6回歸結(jié)果可知，在非壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)處于絕對控股地位對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新發(fā)揮顯著正向激勵作用。AIC準(zhǔn)則檢驗支持N=4階多項式設(shè)定，即對因變量PATENTI和PATENTUD而言，最優(yōu)模型設(shè)定均為分配變量的4階多項式。當(dāng)因變量為PATENTI時，最優(yōu)模型回歸結(jié)果為0.469，且在1%水平上顯著；當(dāng)因變量為PATENTUD時，最優(yōu)模型回歸系數(shù)為0.800，且在1%水平上顯著。上述結(jié)果表明，在非壟斷行業(yè)中，當(dāng)國有股權(quán)由非絕對控股地位變?yōu)榻^對控股地位時，企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新均會產(chǎn)生向上跳躍。由局部平均處理效應(yīng)可知，企業(yè)策略性創(chuàng)新向上跳躍幅度大于實質(zhì)性創(chuàng)新，即國有股權(quán)控股地位變化對企業(yè)策略性創(chuàng)新的局部平均處理效應(yīng)高于實質(zhì)性創(chuàng)新，兩者差值為0.331。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因在于，在非壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)可以通過緩解企業(yè)融資約束和降低創(chuàng)新成果外溢性促進企業(yè)創(chuàng)新。但在政府鼓勵創(chuàng)新的政策背景下，國有股東會進行大量外觀設(shè)計與實用新型專利申請，表現(xiàn)為國有股東處于絕對控股地位對企業(yè)策略性創(chuàng)新的促進作用強于實質(zhì)性創(chuàng)新。

綜上可知，在壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)處于絕對控股地位對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新具有顯著正向激勵作用，但對策略性創(chuàng)新的影響不顯著；在非壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)處于絕對控股地位對企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新均存在顯著正向激勵作用，且對策略性創(chuàng)新的激勵作用強于實質(zhì)性創(chuàng)新。換言之，國有股權(quán)處于絕對控股地位對不同動機企業(yè)創(chuàng)新存在差異化影響。因此，假設(shè)H3得證。

4? 穩(wěn)健性檢驗

4.1? 連續(xù)性假設(shè)檢驗

精確斷點回歸模型的有效性依賴于連續(xù)性假設(shè)，該假設(shè)要求在分配變量未發(fā)生變化時，潛在結(jié)果在斷點附近平滑。由于該要求無法直接進行檢驗，現(xiàn)有研究通常采用間接方法驗證連續(xù)性假設(shè)。現(xiàn)有文獻大多通過驗證對因變量具有一定解釋力的協(xié)變量在斷點處是否連續(xù)以驗證RD回歸的連續(xù)性假設(shè)［30］。如果協(xié)變量在斷點處無顯著跳躍，則認(rèn)為在未接受處理時，因變量是連續(xù)的?；诂F(xiàn)有研究，影響國有控股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新的協(xié)變量主要有政府補助、固定資產(chǎn)比值、杠桿率與總資產(chǎn)回報率等［2-3］。由此，本文選擇以上4個指標(biāo)作為協(xié)變量，以此代替模型（1）（2）中的因變量進行斷點回歸，并通過觀察分配變量估計系數(shù)是否顯著判斷連續(xù)性假設(shè)成立與否。

由圖5-圖8可知，以上4個協(xié)變量無論是在全樣本、壟斷行業(yè)還是非壟斷行業(yè)均不存在明顯斷點，具體參數(shù)斷點回歸結(jié)果如表7所示。表7列（1）～（3）回歸結(jié)果與圖5-圖8的結(jié)果基本一致，即無論是在全樣本、壟斷行業(yè)樣本還是非壟斷行業(yè)樣本中，基于AIC準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)模型表明協(xié)變量估計系數(shù)不顯著，滿足斷點回歸模型的連續(xù)性假設(shè)，由此證明本文因變量回歸結(jié)果有效。

4.2? 控制協(xié)變量后的斷點回歸

在前文精確斷點回歸模型中，并未納入?yún)f(xié)變量進行回歸。根據(jù)Lee＆Lemieux［27］的研究成果，在回歸模型中控制協(xié)變量后，若斷點回歸結(jié)果不受影響，則說明本文斷點回歸模型設(shè)計有效。因此，本文在控制協(xié)變量后分別對模型（1）（2）進行參數(shù)斷點回歸。表8列（1）～（3）結(jié)果表明，在加入?yún)f(xié)變量后，回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果基本一致，進一步支持本文斷點回歸設(shè)計的有效性。

4.3? 非參數(shù)斷點回歸

考慮到斷點回歸結(jié)果嚴(yán)重依賴模型設(shè)定的具體函數(shù)形式，而模型可能存在誤設(shè)問題，本文進一步采用非參數(shù)斷點回歸對模型（1）（2）重新估計。在非參數(shù)斷點回歸中，帶寬（斷點兩側(cè)樣本范圍）選擇尤為重要，帶寬越窄，偏差越小，但帶寬內(nèi)的樣本量越少，會導(dǎo)致方差越大。因此，參考Imbens＆Kalyanaraman［30］的研究成果，本文選擇均方誤差（MSE）最小的帶寬作為最優(yōu)帶寬，并基于最優(yōu)帶寬對模型進行非參數(shù)斷點回歸。由表9列（1）～（3）可知，最優(yōu)帶寬下非參數(shù)斷點回歸結(jié)果與參數(shù)斷點回歸結(jié)果相差不大，說明本文參數(shù)斷點回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4.4? 偽斷點檢驗

通過檢驗因變量在其它位置是否存在跳躍可以判斷模型回歸估計的因果效應(yīng)是否受其它未觀測變量的影響，即進行偽干預(yù)檢驗。借鑒Porta等［31］的研究成果，當(dāng)公司股東擁有超過20%的投票權(quán)時，可將其視為企業(yè)終極所有者。據(jù)此，本文將斷點位置更改為SOER=0.2處，通過檢驗企業(yè)創(chuàng)新是否在此處出現(xiàn)斷點，可以判斷本文估計的因果效應(yīng)的準(zhǔn)確性。由表10列（1）～（3）可知，將斷點更改為SOER=0.2后，無論是全樣本、壟斷行業(yè)還是非壟斷行業(yè)，PATENT、PATENTI和PATENTUD均未出現(xiàn)明顯跳躍，進一步證明本文估計的因果效應(yīng)未受其它混雜變量的影響，而是因國有股權(quán)控股地位變化所致。

5? 結(jié)語

5.1? 研究結(jié)論

本文選取滬深A(yù)股上市公司為樣本，采用前十大股東中國有股權(quán)占比衡量國有控股權(quán)，采用精確斷點回歸分析法探討國有股權(quán)控股地位變化與企業(yè)創(chuàng)新的因果效應(yīng)，并結(jié)合中國專利制度特征揭示國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的影響。此外，本文將市場結(jié)構(gòu)納入研究范疇，進一步探討不同市場結(jié)構(gòu)下國有股權(quán)控股地位變化對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，得到以下主要結(jié)論：

（1）總體而言，國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向激勵作用，表明國有絕對控股能夠通過緩解企業(yè)融資約束、降低創(chuàng)新成果外溢性以及營造良好的內(nèi)部治理環(huán)境促進企業(yè)創(chuàng)新。

（2）區(qū)分企業(yè)創(chuàng)新動機后，上述作用依然顯著，且國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股對企業(yè)策略性創(chuàng)新的激勵作用明顯強于實質(zhì)性創(chuàng)新。上述結(jié)果表明，在政府鼓勵創(chuàng)新的政策背景下，國有股東為了迎合政府政策，會開展策略性創(chuàng)新活動，進而強化國有控股權(quán)變化對企業(yè)策略性創(chuàng)新的促進作用。

（3）不同市場結(jié)構(gòu)中，國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生異質(zhì)性影響。在壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股對企業(yè)策略性創(chuàng)新無顯著影響，但對實質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)揮顯著正向激勵作用；在非壟斷行業(yè)中，國有股權(quán)由非絕對控股變?yōu)榻^對控股對企業(yè)策略性創(chuàng)新與實質(zhì)性創(chuàng)新均發(fā)揮正向激勵作用，且對策略性創(chuàng)新的作用顯著強于實質(zhì)性創(chuàng)新。上述結(jié)果說明，市場結(jié)構(gòu)是影響國有控股權(quán)變化與不同動機創(chuàng)新行為關(guān)系的重要因素。此外，考慮到斷點回歸模型有效性的假設(shè)要求，本文對協(xié)變量進行連續(xù)性檢驗，將協(xié)變量納入模型中進行參數(shù)斷點回歸檢驗，并基于最優(yōu)帶寬對模型進行非參數(shù)斷點回歸以及更換斷點位置進行偽干預(yù)檢驗。結(jié)果表明，本文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

5.2? 理論貢獻

（1）本文聚焦國有股權(quán)由非絕對控股地位到絕對控股地位的控制權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響，揭示了國有控股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，為我國推進國有企業(yè)混合所有制改革和實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提供了參考依據(jù)，豐富了現(xiàn)有國有股權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)文獻。

（2）本文基于不同創(chuàng)新動機將企業(yè)創(chuàng)新劃分為策略性創(chuàng)新與實質(zhì)性創(chuàng)新，進一步探討國有控股權(quán)對企業(yè)策略性創(chuàng)新與實質(zhì)性創(chuàng)新的影響，解釋了中國專利“量高質(zhì)低”的成因，并為提升中國創(chuàng)新質(zhì)量提供了借鑒。

（3）本文通過斷點回歸考察了不同市場結(jié)構(gòu)下國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，為不同市場結(jié)構(gòu)中構(gòu)建有助于企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的最優(yōu)控制權(quán)結(jié)構(gòu)提供了經(jīng)驗證據(jù)。

5.3? 政策建議

（1）在中國資本市場尚未發(fā)展完善的背景下，實施混合所有制改革不代表國有資本要放棄控股權(quán)，而應(yīng)在綜合考慮國有企業(yè)融資需求和所有權(quán)結(jié)構(gòu)多元化的基礎(chǔ)上，通過優(yōu)化國有控股權(quán)結(jié)構(gòu)促進企業(yè)創(chuàng)新，進而從微觀主體層面實施國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。此外，政府需要完善創(chuàng)新考核標(biāo)準(zhǔn)，避免企業(yè)為了迎合政策而過多追求策略性創(chuàng)新，從而實現(xiàn)國有企業(yè)創(chuàng)新增量提質(zhì)。

（2）對于涉及國家政治經(jīng)濟安全的壟斷行業(yè)企業(yè)，不能一味強調(diào)“去國有化”，應(yīng)在股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化的基礎(chǔ)上，強化國有股權(quán)的主導(dǎo)地位，充分發(fā)揮國有企業(yè)壟斷地位優(yōu)勢，強化企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新能力，從而提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。對于市場化程度較高的非壟斷行業(yè)企業(yè)，需要充分利用國有股東的強勢地位，保護企業(yè)創(chuàng)新成果，并通過優(yōu)化國有控股權(quán)結(jié)構(gòu)促進企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新。

5.4? 不足與展望

本文存在如下不足：首先，采用專利申請量衡量企業(yè)創(chuàng)新，進一步采用發(fā)明專利申請數(shù)量作為企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。雖然上述指標(biāo)在學(xué)界應(yīng)用廣泛，但難以準(zhǔn)確反映企業(yè)創(chuàng)新能力。未來可以采用實地調(diào)研和問卷調(diào)查方法獲取更準(zhǔn)確的企業(yè)創(chuàng)新度量指標(biāo)。其次，僅探討了不同市場結(jié)構(gòu)中國有控股權(quán)變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響，還存在其它外部因素會影響企業(yè)創(chuàng)新。未來可以從外部金融市場發(fā)展水平與法制環(huán)境等方面，進一步探討國有控股權(quán)對不同動機企業(yè)創(chuàng)新的影響。

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（責(zé)任編輯：張? 悅）

Can the Change in State-Owned Holding Drive Corporate Innovation？ An Empirical Test Based on Regression Discontinuity

Tang Shuxiang， Chen Qi-an

（School of Economics and Business Administration， Chongqing University， Chongqing 400044， China）

英文摘要Abstract：Innovation is an essential factor for obtaining core competitive advantages and achieving long-term value. Particularly in emerging and rapidly growing countries where the globalization of emerging markets brings pressure and opportunities for domestic firms， such as China， a high level of corporate innovation is a dominant factor in driving economic development. In recent years， China has implemented policies for innovation-driven development strategies and issued a series of regulations to stimulate corporate innovation. Enterprises are important subjects of innovation. State-owned enterprises （SOEs） are an important part of Chinese enterprises. Enhancing the corporate innovation capability of SOEs is a key initiative to implement the innovation-driven development strategy and an important goal of the mixed-ownership reform of Chinese SOEs. The shareholding structure is a fundamental institutional arrangement in an enterprise， and has an important impact on the choice of innovation strategy. Innovation involves substantial resource investment and is characterized by long-term cycles and high uncertainty， making it challenging for firms to support innovation with their resources. In emerging economies， such as China， where capital markets are not well developed， firms have limited access to innovation resources from external sources. In this situation， state ownership with actual government control is particularly crucial for corporate innovation. Hence， it is significant to examine the effect of state ownership （especially the absolute control of state ownership） on corporate innovation in the context of SOE mixed-ownership reform.

Therefore， this paper employs the sharp regression discontinuity （Sharp RD） method to investigate the causal effect of the change in state ownership absolute control position and corporate innovation using a sample of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2009—2020. The results of the study are as follows. First， the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position generally has a significant positive incentive effect on corporate innovation. Second， after distinguishing between different motivations for corporate innovation， the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position promotes strategic and substantive innovation. Moreover， the incentive effect of the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position on strategic innovation is significantly stronger than that of substantive innovation. Third， there are heterogeneous effects of the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position on corporate innovation in different market structures. Specifically， in the monopolistic industry， the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position does not significantly affect corporate strategic innovation but significantly promotes substantive innovation. In the non-monopolistic industry， the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position promotes corporate strategic and substantive innovation， and the promotion of strategic innovation is significantly stronger than substantive innovation. The above findings are still significant after taking a continuity hypothesis test， adding covariates， nonparametric regression discontinuity and other robustness tests.

The main contributions of this study in comparison with the existing literature lie in three aspects. First， this paper focuses on the impact of the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position on corporate innovation. It clarifies the relationship between state-owned holding and corporate innovation from the perspective of policy pressure and shareholding checks and balances， providing reference for promoting SOE mixed-ownership reform and implementing innovation-driven development strategies in China. Second， this paper classifies corporate innovation into strategic and substantive innovation based on different motivations and further explores the effects of the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position on strategic and substantive innovation. It further explains the causes of the "high-quantity and low-quality" of Chinese patents and provides suggestions for improving the quality of Chinese innovation. Third， this paper examines the heterogeneous effects of the change in state ownership from a non-absolute control position to an absolute control position on corporate innovation with different motivations in different external market structures by using a Sharp RD method. The findings provide empirical evidence for constructing different optimal control structures that contribute to corporate substantive innovation in different market structures.

Key Words：State-owned Holding; Corporate Innovation; Market Structure; Regression Discontinuity