趙 放 劉雅君
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混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的政策效果分析
——基于雙重差分法的實證研究
趙 放 劉雅君
混合所有制改革是我國現階段國企改革的方向,而“混改”的政策效果分析將對改革的進一步深化推進起到重要的參考作用。實證結果表明:從整體上看,“混改”對國有企業(yè)創(chuàng)新效率的提升具有促進作用,其中東部地區(qū)最為顯著;就其促進效果而言,主要體現在“混改”對創(chuàng)新研發(fā)效率的提升方面,而其在創(chuàng)新產出效率上的作用并不明顯。因此,在未來的“混改”中,應因地制宜地加快各個地區(qū)“混改”進程,通過產權多元化、資產資本化等方式吸引民間資本參與,并且在“混改”中更應注重企業(yè)的成果轉化問題。
混合所有制改革; 政策效果分析; 雙重差分模型
“以創(chuàng)新驅動來推進經濟轉型”是我國目前經濟發(fā)展的重要戰(zhàn)略方針。2013年,國務院提出:在提升企業(yè)創(chuàng)新能力上,應以企業(yè)作為創(chuàng)新的主體*參見國務院于2013年2月發(fā)布的《國務院辦公廳關于強化企業(yè)技術創(chuàng)新主體地位全面提升企業(yè)創(chuàng)新能力的意見》。。鑒于國有經濟在我國經濟中的特殊地位,其創(chuàng)新效率勢必對我國的經濟轉型產生重大影響。但由于國有經濟具有官僚監(jiān)督機制的集權經濟特征,選擇失誤往往會造成創(chuàng)新效率的降低*Yingyi Qian and Chenggang Xu,“Innovation and Bureaucracy under Soft and Hard Budget Constraints”, Review of Economic Studies, 1998,65, pp.151-164.。因此,國有企業(yè)在生產效率與創(chuàng)新效率上往往低于其他類型企業(yè)*吳延兵:《國有企業(yè)雙重效率損失研究》,《經濟研究》2012年第3期。。針對國有企業(yè)目前創(chuàng)新效率低下這一狀況,政府也采取了一系列改革措施。2013年11月,我國十八屆三中全會明確提出要進行混合所有制改革,即推進國有企業(yè)股權改革,建立政府與社會資本的合作機制,進而增強國企活力,提高國企效率。因此,本文旨在通過雙重差分法,在排除其他影響因素的基礎上,對混合所有制改革的政策影響進行分析。由于國有企業(yè)是混合所有制改革的主體,本文選定外商投資企業(yè)作為參照組來進行輔助研究,通過構造雙重差分項來考察混合所有制改革對國有企業(yè)的影響。此外,由于我國不同區(qū)域發(fā)展情況存在差異,同一政策產生的效果也有所不同。因此,本文也對不同區(qū)域的政策影響進行了對比分析,以分析其是否適用于我國不同區(qū)域國有企業(yè)的發(fā)展。
在創(chuàng)新經濟學中,企業(yè)所有制對創(chuàng)新效率、研發(fā)激勵的影響備受學者關注。所有制結構通過干預企業(yè)的戰(zhàn)略導向以影響研發(fā)活動的進行。而我國的特殊經濟結構使得創(chuàng)新主體包含著多種所有制經濟,那么不同所有制經濟創(chuàng)新效率有哪些特征呢?
在現有的研究成果中,我國很多學者認為國有經濟在創(chuàng)新效率等方面缺乏競爭力。如姚洋(1998)認為通過外部市場競爭以及外商投資的先進技術,相對于國有經濟具有更高技術效率*姚洋:《非國有經濟成分對我國工業(yè)企業(yè)技術效率的影響》,《經濟研究》1998年第12期。。劉和旺(2015)認為:國有企業(yè)擁有更高的研發(fā)投入與研發(fā)產出,但卻無法將其創(chuàng)新優(yōu)勢轉化為市場優(yōu)勢*劉和旺、鄭世林、王宇鋒:《所有制類型、技術創(chuàng)新與企業(yè)績效》,《中國軟科學》2015年第3期。。另外一些學者從其他角度分析了企業(yè)所有制與創(chuàng)新效率問題。劉志迎(2013)通過三階段DEA模型測算了創(chuàng)新效率結構,發(fā)現在剔除行業(yè)研發(fā)環(huán)境、政府補貼、行業(yè)人員與設備基礎等環(huán)境影響因素外,國有企業(yè)同其它所有制企業(yè)創(chuàng)新效率的差距源于規(guī)模效率*劉志迎、張吉坤:《高技術產業(yè)不同資本類型企業(yè)創(chuàng)新效率分析——基于三階段DEA模型》,《研究與發(fā)展管理》2013年第3期。,并且從長期來看,任毅(2014)認為:私營企業(yè)的規(guī)模效率比國有企業(yè)更加穩(wěn)定*任毅、丁黃艷:《我國不同所有制工業(yè)企業(yè)經濟效率的比較研究——基于規(guī)模效率、管理水平和技術創(chuàng)新視角》,《產業(yè)經濟研究》2014年第1期。。而孫曉華等人(2013)以我國大中型企業(yè)為例,采用Malmquist指數法對不同所有制企業(yè)的創(chuàng)新效率進行了跨期研究,認為非國有經濟創(chuàng)新效率相對較低,但其發(fā)現國有經濟的技術進步率高于非國有經濟,這意味著國有經濟在經濟增長新階段正呈現著較快的技術進步*孫曉華、王昀:《企業(yè)所有制與技術創(chuàng)新效率》,《管理學報》2013年第7期。。
(二)混合所有制改革與創(chuàng)新效率
根據我國相關規(guī)定,所有制從結構上包含單一所有制與混合所有制。其中單一所有制經濟分為國有經濟、私營經濟等類型*單一所有制經濟分為國有經濟、集體經濟、私營經濟、個體經濟。,混合所有制經濟分為股份制經濟、聯營經濟等類型*混合所有制經濟分為股份制經濟、聯營經濟、外商投資經濟(獨資除外)、港澳臺商投資經濟(獨資除外)。。而混合所有制改革則是通過發(fā)展混合所有制經濟以鞏固公有制經濟的主體地位,并帶動引導非公有制經濟發(fā)展的一種方式。那么混合所有制改革能為公有制經濟帶來哪些新的創(chuàng)新活力呢?
從產權改革來看,企業(yè)產權不清晰是國有企業(yè)運行無效率的關鍵。張維迎(1999)提出國有企業(yè)改革首先應進行產權改革,通過混合所有制改革使非國有經濟融入國有經濟中,并具有一定決策權,從而利用私有產權的特性產生有效的激勵機制,優(yōu)化現有國有企業(yè)的公司治理結構,進而從本質上改變國有企業(yè)低效的現狀*張維迎:《企業(yè)理論和中國企業(yè)改革》,北京:北京大學出版社,1999年。。在相關的實證研究中,部分學者發(fā)現將國有企業(yè)改制成非國有企業(yè)有助于提升創(chuàng)新效率,個人持股比例高的企業(yè)更具有創(chuàng)新性,股權激勵改革應是未來國有企業(yè)改革的重點*李文貴、余明桂:《民營化企業(yè)的股權結構與企業(yè)創(chuàng)新》,《管理世界》2015第4期;盛豐:《生產效率、創(chuàng)新效率與國企改革——微觀企業(yè)數據的經驗分析》,《產業(yè)經濟研究》2012年第4期。。除此之外,混合所有制企業(yè)是國有資本與非國有資本等資本類型融合的企業(yè)形態(tài),與國有企業(yè)官員決策模式相比,其目標并不是追求個人政績最大化而是站在企業(yè)效益最大化的立場上。從國有企業(yè)政策性負擔而言,政策性負擔導致國有企業(yè)具有預算軟約束,因而無法為自身效用最大化而運作*林毅夫、劉明興、章奇:《政策性負擔與企業(yè)的預算軟約束:來自中國的實證研究》,《管理世界》2004年第8期。,社會性負擔與戰(zhàn)略性負擔制約了國有企業(yè)效率的提升*陳林、唐楊柳:《混合所有制改革與國有企業(yè)政策性負擔——基于早期國企產權改革大數據的實證研究》,《經濟學家》2014年第11期。。但對于政府與高管人員而言,政策性負擔為其帶來了晉升機會,而這便導致國有企業(yè)經理人更愿讓企業(yè)承擔更多的政策性負擔*廖冠民、沈紅波:《國有企業(yè)的政策性負擔:動因、后果及治理》,《中國工業(yè)經濟》2014年第6期;劉慧龍、吳聯生、肖澤忠:《國有企業(yè)改制與IPO融資規(guī)?!?,《金融研究》2014年第3期。。
因此,從目標效用來看,混合所有制經濟對國有企業(yè)創(chuàng)新活動非常有利。將非公有制經濟中較為先進的管理方式以及創(chuàng)新活力引入公有制經濟也顯得十分關鍵。
自我國提出創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略以來,我國對人才培養(yǎng)以及相關的投入不斷增大。因此在數據選擇方面,由于混合所有制改革主要針對的是國有及國有控股企業(yè),而外商投資企業(yè)在混合所有制改革中相對獨立,因此本文將外資企業(yè)作為對照組,以對比分析國有及國有控股企業(yè)情況的變化。
在創(chuàng)新投入方面,我國國有及國有控股企業(yè)創(chuàng)新投入逐年穩(wěn)步增長,無論是人員投入還是經費投入,如表1所示,從2010年至2014年均有著較大幅度的增長。而外商投資企業(yè)在人員投入方面5年內沒有明顯增長,雖然在R&D經費方面投入有一定程度提高,但其增長速度也低于國有及國有控股企業(yè)。其次,在創(chuàng)新產出方面,無論是新產品銷售收入或是發(fā)明專利情況,國有及國有控股企業(yè)的增長速度均大于外商投資企業(yè)。
對比混合所有制改革前后情況,無論是創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新產出方面,改革對增長狀況似乎并未發(fā)生促進作用。值得注意的是,由于我國經濟步入新的階段,各方面經濟增長情況均有所下降。因此,排除經濟大環(huán)境的影響,分析我國混合所有制改革是否對國有及國有控股企業(yè)創(chuàng)新活動產生促進影響正是本文的研究重點。
表1 全國國有及國有控股企業(yè)與外商投資企業(yè)創(chuàng)新活動情況*由于部分數據缺失,國有及國有控股企業(yè)數據選取25個省及直轄市數據,剔除內蒙古、海南、青海、寧夏、新疆、西藏6省(區(qū))數據;而外商投資企業(yè)選擇北京、天津、河北、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、重慶與云南18省(市)數據。
注:數據來自《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》。
如表2所示,從各地區(qū)來看,我國不同區(qū)域國有及國有控股企業(yè)創(chuàng)新活動存在著極大的差異。橫向而言,東部地區(qū)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產出優(yōu)于西部地區(qū)更優(yōu)于中部地區(qū)??v向而言,混合所有制改革之后,東部地區(qū)創(chuàng)新活動依舊有著穩(wěn)步提高,而中西部地區(qū)受經濟轉型發(fā)展的制約,其創(chuàng)新活動并未呈現增長趨勢。
表2 東西中部地區(qū)國有及國有控股企業(yè)創(chuàng)新活動情況*由于部分數據缺失,東部地區(qū):北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西11個省、自治區(qū)、直轄市;中部地區(qū):包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個?。晃鞑康貐^(qū):包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅6個省、自治區(qū)、直轄市。
注:數據來源《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》。
(一)模型設定
在政策效果的實證研究中,通常假定政策只對市場中一部分企業(yè)產生作用,而對其他企業(yè)不產生影響。因此可以將看作為一個科學實驗,用兩類企業(yè)之間所展現的差異來分析政策效果*李楠、喬榛:《國有企業(yè)改制政策效果的實證分析——基于雙重差分模型的估計》,《數量經濟技術經濟研究》2010年第2期。。由于混合所有制改革政策實施的主要目標為國有及國有控股企業(yè),而非外商投資企業(yè)這類不含國有成分的企業(yè)。因此,混合所有制改革可以視為一個自然實驗過程,進而本文假定y為企業(yè)創(chuàng)新效率的隨機變量,而d=0和d=1分別代表國有及國有控股企業(yè)(實驗組)和外商投資企業(yè)(對照組),t=0和t=1分別代表著政策實施前與政策實施后。進而在綜合考慮政策對不同類型企業(yè)影響的因果關系以及同一類型企業(yè)政策實施前后的差異,故而可以得出兩組之間的政策凈效應為:
[E(y|d=1)-E(y|d=0)]-[E(y|t=1)-E(y|t=0)]
(1)
在基于上述模型思路的基礎上,本研究的基礎模型設定為:
yi,t=β0+β1Di+β2Tt+γDiTt+∑αXi,t+εi,t
(2)
其中,yi,t為第i種企業(yè)在時間t時的創(chuàng)新效率*本文將同一省份不同類型企業(yè)看作兩種企業(yè)。,Di表示第i種企業(yè)的企業(yè)類型為虛擬變量,Di=1為實驗組,Di=0為對照組;Tt為時間虛擬變量,表示Tt=1為政策已實施,Tt=0為政策未實施,其中設定2013年及其之前為政策未實施;γ為雙重差分統(tǒng)計量,用來度量混合所有制改革政策的凈效應;∑Xit為控制變量,本文分別選用各省產業(yè)結構偏離度、教育支出比重、科研支出比重、經濟開放度以及市場化指數。
(二)數據說明
在創(chuàng)新效率的相關測算上,本文根據以往相關研究*吳延兵:《國有企業(yè)雙重效率損失研究》,《經濟研究》2012年第3期;陳林、唐楊柳:《國有企業(yè)部分民營化能否減輕其政策性負擔》,《經濟與管理研究》2014年第7期。將采用DEA方法對其進行測算。其中,以高技術產業(yè)R&D人員全時當量、高技術產業(yè)R&D經費作為創(chuàng)新投入,以高技術產業(yè)新產品銷售收入與高技術產業(yè)發(fā)明專利分別作為創(chuàng)新產出,通過得出創(chuàng)新產出效率與創(chuàng)新研發(fā)效率指標,分別進行模型計算以從不同角度研究企業(yè)創(chuàng)新效率。其中,不同省份不同企業(yè)類型高技術產業(yè)R&D人員全時當量、R&D經費為創(chuàng)新投入、新產品銷售收入與發(fā)明專利相關數據均來源于《2011-2015中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》。
在控制變量的相關選擇上,由于企業(yè)創(chuàng)新活動并不僅受政策影響,還受各省宏觀經濟發(fā)展因素影響。因此,本文選用產業(yè)結構偏離度、教育支出比重、科研支出比重、經濟開放度以及市場化指數。由于樊綱所提出的市場化指數指標涵蓋了本文其他控制變量。因此,本文從非國有比重角度來刻畫市場化指數。其中控制變量如表3所示。
表3 控制變量指標說明
注:各指標數據均來源于wind數據庫。
(三)我國混合所有制改革政策效果分析
在基于上述研究策略與數據的基礎上,本文采用近似于自然實驗的雙重差分模型對分析了2013年前后我國混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率提升的政策效果,估計結果如表4所示。其中,模型1被解釋變量為創(chuàng)新研發(fā)效率,模型2被解釋變量為創(chuàng)新產出效率。從模型1中可以看出,從全國范圍而言,國有及國有控股企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)效率普遍低于外商投資企業(yè)。此外,從2014年開始,受宏觀經濟的影響,不同類型企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)效率均有所下降。但通過雙重差分估計量可以看出“混改”對我國國有企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)效率具有促進作用。此外,區(qū)域科研支出比重的提升對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)效率也具有促進作用。而在模型2中,國有及國有控股企業(yè)的創(chuàng)新產出效率依舊略低于外商投資企業(yè),而通過雙重差分估計量也能證明“混改”對創(chuàng)新產出效率具有創(chuàng)新作用。但相較于政策因素,區(qū)域經濟開放度對創(chuàng)新產出效率的促進作用更為顯著。
表4 雙重差分模型估計結果****、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平下顯著。
續(xù)表4
模型1模型2經濟開放度0.172(4.58)***市場化程度0.136(1.52)0.032(0.28)截距項0.192(1.44)0.083(0.52)
由于我國經濟發(fā)展階段中,不同區(qū)域創(chuàng)新活動發(fā)展程度差異較大?!盎旄摹闭邔Σ煌瑓^(qū)域國有及國有控股企業(yè)創(chuàng)新效率的影響也會存在差異。因此,如表5所示,本文針對不同區(qū)域分別建立了模型4-9以進一步分析區(qū)域差異。其中,模型4、模型6以及模型8的被解釋變量為創(chuàng)新研發(fā)效率,模型5、模型7以及模型9的被解釋變量為創(chuàng)新產出效率。從模型4、6、8可以看出,中部地區(qū)相比與東、西部地區(qū),國有及國有控股企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)效率較外商投資企業(yè)差距不大。而“混改”政策雖然對東、中、西三個區(qū)域都具有促進作用,但其對東部地區(qū)的影響更為顯著。此外,東部地區(qū)較為發(fā)達,其區(qū)域科研支出也對企業(yè)創(chuàng)新起到了促進作用。因此,對于中、西部地區(qū)企業(yè)而言,能夠有效地利用政府科研資助對其自身創(chuàng)新發(fā)展是十分必要的。除此之外,加深市場化改革對西部地區(qū)創(chuàng)新研發(fā)效率的提升也十分重要。而從模型5、7、9可以看出,“混改”對于東、西部地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新產出效率的影響并不顯著,其區(qū)域經濟開放度對本地企業(yè)的創(chuàng)新產出效率的提升更為明顯。但對于中部地區(qū),“混改”對其創(chuàng)新產出效率具有促進作用,相反經濟開放度影響不顯著,這與其地理因素存在一定關系。
表5 各地區(qū)雙重差分模型估計結果
混合所有制改革是我國現階段國企改革的重點,其目的旨在通過將公有制資本與非公有制資本融合,吸收不同所有制經濟的優(yōu)點,從而提升國有企業(yè)效率。因此,對于“混改”的政策效果分析尤為重要。本文采用雙重差分模型并結合2010-2014年我國高技術產業(yè)企業(yè)數據對2013年年末提出的“混改”的政策效果進行了評估與分析,研究結果表明:
2010年以來我國國有及國有控股企業(yè)的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產出增速高于外商投資企業(yè),雖然在創(chuàng)新效率方面相比有一定差距但其追趕速度較為明顯。而通過實證分析結果可以發(fā)現,從整體上而言“混改”對于我國國有及國有控股企業(yè)的創(chuàng)新效率具有促進作用,但對不同區(qū)域而言差異較大。其中,在創(chuàng)新研發(fā)效率方面,對東、中、西部地區(qū)均具有促進作用,東部地區(qū)更為顯著。相比東部地區(qū),中、西部地區(qū)企業(yè)并未充分利用政府對科研方面的投入,并且加快市場化進程對于西部地區(qū)十分關鍵。而在創(chuàng)新產出效率方面,差異更為明顯,“混改”只對中部地區(qū)國有及國有控股企業(yè)具有一定促進作用,對于東、西部地區(qū)影響不顯著。從結果中可以分析,“混改”對于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)效率影響更為顯著,這突出了國有企業(yè)成果轉化這一問題?!盎旄摹彪m然使得國有企業(yè)在研發(fā)效率方面有所提升,但企業(yè)尚無法將相關專利更好地轉化為新產品收入。
通過本文分析,從整體上看目前我國混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率的提升發(fā)揮了一定作用。但在未來,繼續(xù)堅持混合所有制改革的同時也應注意如下方面:東部經濟發(fā)達地區(qū)更適于進一步加深混合所有制改革,通過產權多元化、資產資本化等方式充分利用其充沛的民間資本,吸引各種民間資本積極參與國有企業(yè)的改革。而對于中、西部地區(qū),在推進“混改”同時,也應提升區(qū)域科研經費利用率,加大政府科技投入。此外,“混改”的目的不應只重視于提升企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)效率,即所謂的專利成果,而應該更加關注成果轉化的問題,對于企業(yè)而言,因成果轉化而帶來效益更為重要。
[責任編輯:張愛琴]
A Policy Analysis of the Impact of Mixed Ownership Reform on the Innovation Efficiency of State-owned Enterprises——An Empirical Study based on Difference-in-differences Method
ZHAO Fang LIU Ya-jun
(School of Economics, Jilin University, Changchun 130012, P.R.China; Jilin Academy of Social Sciences, Changchun 130012, P.R.China)
Currently, mixed ownership reform is the direction of reform of state-owned enterprises in China. It is beneficial to analyze the policy effects of the mixed ownership reform further. The empirical results show that from the overall perspective, the mixed ownership reform for the improvement of the efficiency of state-owned enterprises to promote the role of the promotion, which is more significant in the eastern region. But its promotion effect is mainly reflected in the research and development of innovative efficiency, and its effect on the efficiency of output innovation is not obvious. Therefore, the mixed ownership reform should be adapted to local conditions to accelerate the process of mixing in various regions of China, attracting private capital to participate by the diversification of property rights, capital and other ways. Also we should pay more attention to the issue of enterprise transformation in the future.
Mixed ownership reform; Policy analysis; Difference-in-differences model
2016-05-30
國家社會科學基金項目“體驗經濟及其跨文化管理實踐研究”(14CGL001);吉林省科技廳軟科學項目“吉林省新金融模式的發(fā)展與中小企業(yè)融資模式創(chuàng)新研究”(20150418009FG)。
趙放,吉林大學經濟學院副教授(長春130012);劉雅君,吉林省社會科學院《社會科學戰(zhàn)線》雜志助理研究員(長春130012)。