徐 偉，吳 悅，馮文芳

(濟南大學(xué) 商學(xué)院，山東 濟南 250002)

一、引言

如何通過公司治理股權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)計提高創(chuàng)新戰(zhàn)略實施能力和創(chuàng)新風(fēng)險承擔(dān)能力，是國有企業(yè)改革的關(guān)鍵命題。 2013年黨的十八大通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》(下文簡稱《決定》)明確提出要“積極發(fā)展混合所有制”，對國有企業(yè)治理提出了根據(jù)不同國有企業(yè)功能特性進行分類管理的改革方向。這是從頂層設(shè)計視角再度展開混合所有制改革，意在通過引進非國有股東積極參與國有企業(yè)治理，提升國有企業(yè)治理質(zhì)量(1)蔡貴龍，柳建華，馬新嘯：《非國有股東治理與國企高管薪酬激勵》，《管理世界》，2018年第5期。。黨的十九大報告進一步指出，國企混合所有制改革的關(guān)鍵在于“深化國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”。改革的重點是提升國有企業(yè)創(chuàng)新活力，這一目標的實現(xiàn)依賴于微觀運營基礎(chǔ)的公司治理結(jié)構(gòu)與機制的制度建設(shè)。股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理的基礎(chǔ)，合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)不僅可以緩解代理問題，還可以為企業(yè)創(chuàng)新活動提供引導(dǎo)和激勵。因此，深化混合所有制改革的關(guān)鍵不是各種資本交叉持有、資本相互融合的形式化混合所有制改革，而是要在保持國有資本控股地位的前提下，“通過權(quán)力分享”賦予非國有股東一定的決策影響能力即“話語權(quán)”，實現(xiàn)由形式化混改到實質(zhì)化混改的轉(zhuǎn)變(2)逯東，黃丹，楊丹：《國有企業(yè)非實際控制人的董事會權(quán)力與并購效率》，《管理世界》，2019年第6期。

有效發(fā)揮不同性質(zhì)資本的優(yōu)勢，促進各類資本優(yōu)勢互補、協(xié)同發(fā)展(3)張維迎：《企業(yè)理論和中國企業(yè)改革》，北京：北京大學(xué)出版社，1999年版，第163頁。。非國有股東如果不具備一定的“話語權(quán)”，不僅會影響參與混改的意愿，也會失去混合所有制改革的根本意義(4)蔡貴龍，柳建華，馬新嘯：《非國有股東治理與國企高管薪酬激勵》，《管理世界》，2018年第5期。。只有非國有股東擁有“話語權(quán)”而且“話語權(quán)”具有實質(zhì)性影響力，才有能力和動力參與國有企業(yè)公司治理，才能有助于增強國有企業(yè)創(chuàng)新活力，以此釋放混改所帶來的制度紅利(5)逯東，黃丹，楊丹：《國有企業(yè)非實際控制人的董事會權(quán)力與并購效率》，《管理世界》，2019年第6期。。

目前對混合所有制改革績效的討論主要從非國有股東派駐董事視角，分析其參與公司治理，發(fā)揮積極股東作用對國有企業(yè)治理效率影響，主要集中于混改對企業(yè)治理結(jié)構(gòu)(6)馬連福，王麗麗，張琦：《混合所有制的優(yōu)序選擇：市場的邏輯》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2015年第7期。、投資效率(7)孫姝，錢鵬歲，姜薇：《非國有股東對國有企業(yè)非效率投資的影響研究——基于國有上市企業(yè)的經(jīng)驗數(shù)據(jù)》，《華東經(jīng)濟管理》，2019年第11期。、政策性負擔(dān)(8)陳林，唐楊柳：《混合所有制改革與國有企業(yè)政策性負擔(dān)——基于早期國企產(chǎn)權(quán)改革大數(shù)據(jù)的實證研究》，《經(jīng)濟學(xué)家》，2014年第11期。、并購效率(9)陳銀娥，趙子坤：《我國民營上市公司跨所有制并購績效研究》，《山東社會科學(xué)》，2019年第11期。、公司業(yè)績(10)武立東，范家瑛，王凱：《民營股東派駐董事、高管薪酬與企業(yè)績效》，《東岳論叢》，2019年第1期。等方面的影響。對于企業(yè)創(chuàng)新效率的影響研究，尤其針對不同功能類國有企業(yè)探討混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的研究較少。王婧和藍夢依據(jù)黨的十八大《決定》對國有企業(yè)功能的界定，將國有企業(yè)劃分為自然壟斷性和非自然壟斷性，基于SNA視角，應(yīng)用2013—2016年數(shù)據(jù)研究非國股東進入董事會對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響(11)王婧，藍夢：《混合所有制改革與國企創(chuàng)新效率——基于SNA視角的分析》，《統(tǒng)計研究》，2019年第11期。，但是，對于非國有股東董事派入如何影響國有企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策沒有進行探討。2015年，中共中央國務(wù)院公布《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》，進一步將國有企業(yè)功能分類進行了調(diào)整，劃分為公益類和商業(yè)類，并將商業(yè)類細分為一般商業(yè)類和特定功能類，現(xiàn)有研究成果沒有對比進行相關(guān)研究。

基于已有研究，本文主要貢獻在于：第一，基于創(chuàng)新效率的視角探究國有企業(yè)中異質(zhì)性股東的治理效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，通過混合所有制改革賦予非國有股東一定“話語權(quán)”，發(fā)揮不同所有制資本優(yōu)勢，有利于提升國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新的產(chǎn)出。第二，基于分類治理的視角探究不同功能類別國有企業(yè)中異質(zhì)性股東治理效應(yīng)的差異性，研究發(fā)現(xiàn)，其治理效應(yīng)會受到國有企業(yè)功能差異性的影響。第三，在研究方法及變量的選擇上，基于“擬自然實驗”理論框架，結(jié)合傾向得分匹配法，研究混改對國有企業(yè)創(chuàng)新投入及雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的影響作用。整體而言，本文豐富了混合所有制改革的相關(guān)研究，從協(xié)同治理視角，為混合所有制改革背景下促進國有企業(yè)創(chuàng)新效率提升提供了經(jīng)驗依據(jù)。

二、理論分析與假設(shè)

(一)國有企業(yè)混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新

Lazonick、O’Sullivan在熊彼特動態(tài)創(chuàng)新經(jīng)濟理論基礎(chǔ)上提出了公司治理的組織控制理論，認為創(chuàng)新企業(yè)的制度條件保障來源于內(nèi)部組織控制而非市場控制，通過公司治理等微觀企業(yè)制度安排，保障創(chuàng)新主體同時具有“財務(wù)承諾”“組織整合”和“內(nèi)部人戰(zhàn)略控制”三個條件，才有可能實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新(12)Lazonick William. Understanding Innovative Enterprise: Toward the Integration of Economic Theory and Business History, INSEAD,2000；O’Sullivan Mary. The Innovative Enterprise and Corporate Governance. Cambridge Journal of Economics,2000,24(4):393-416.?；诮M織控制理論框架，Rajagopalan et al.通過對新興經(jīng)濟體公司治理特征的探討，提出轉(zhuǎn)軌新興經(jīng)濟的國家法律法規(guī)體系以及執(zhí)行力不夠完善，常導(dǎo)致公司外部治理機制的失靈，不利于企業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新(13)Lazonick William. Understanding Innovative Enterprise: Toward the Integration of Economic Theory and Business History, INSEAD,2000.。也有學(xué)者認為，建立有效的內(nèi)部治理機制可以彌補創(chuàng)新合約的不完備和外部治理機制的不足，減少創(chuàng)新代理問題(14)Mishra, D. R.. Multiple Large Shareholders and Corporate Risk Taking: Evidence from East Asia. Corporate Governance: An International Review,2011,19(6):507-528.。關(guān)系契約理論認為，約束機制是以內(nèi)部控制為主的關(guān)系型治理的重要補充，在具體治理實踐中，非正式制度可以作為正式制度的補充，尤其是當(dāng)正式制度無法有效發(fā)揮作用時(15)方政，徐向藝，陸淑婧：《上市公司高管顯性激勵治理效應(yīng)研究——基于“雙向治理”研究視角經(jīng)驗證據(jù)》，《南開管理評論》，2017年第2期。。股東之間相互持股所形成的諳默規(guī)則、聲譽體系等隱性關(guān)系治理機制，能夠有效彌補企業(yè)創(chuàng)新合約的不完全性和不確定性，驅(qū)動和支持“利益關(guān)系體”的創(chuàng)新。La Porta基于委托代理理論，提出理想的股權(quán)結(jié)構(gòu)需要多個大股東同時存在，多個大股東之間的相互監(jiān)督可以內(nèi)部化控制權(quán)私人收益(16)La Porta, R., F. Lopezde Silanes & A. Shleifer, Corporate Ownership Around the World. Journal of Finance,1999,(54):471-518.。控股股東持有相對較低的控制權(quán)，其侵占效應(yīng)容易受到其他控制人制約，這種制衡效應(yīng)從一定程度上緩解了大股東與中小股東之間的代理問題，同時也可以激勵終極控制人及其控股股東在不斷變化的環(huán)境中掌握技術(shù)與機會，進行有形與無形資產(chǎn)的整合以保障企業(yè)的創(chuàng)新活動、維持企業(yè)的競爭優(yōu)勢。

我國作為轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟國家，法律法規(guī)體系以及執(zhí)行體系還不夠完善，通過混改引入非國有積極股東，形成多元化股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)，不僅可以彌補“出資人”缺位的制度缺陷，還可以有效緩解兩類代理問題。從資源依賴理論視角，可以增強組織與外部環(huán)境的聯(lián)系，為企業(yè)帶來新的資源和社會關(guān)系，進一步降低企業(yè)環(huán)境的不確定性，緩解由于技術(shù)創(chuàng)新的專業(yè)性、復(fù)雜性以及非程序性特征而導(dǎo)致的公司控股方及其代理人的監(jiān)督動力和能力的不足，而產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新代理問題(17)馮根福，溫軍：《中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2008年第7期。?；旌纤兄聘母锟梢孕纬啥嘣Y本參與治理的機制，實現(xiàn)監(jiān)督制衡，減輕國有企業(yè)的政策性負擔(dān)以及政府干預(yù)程度，純化國有企業(yè)的經(jīng)營目標(18)李延喜，曾偉強，馬壯，陳克兢：《外部治理環(huán)境、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司投資效率》，《南開管理評論》，2015年第1期。，還可以降低國有企業(yè)經(jīng)營者因創(chuàng)新失敗而被問責(zé)導(dǎo)致的“決策失誤”和“國有資產(chǎn)流失”等風(fēng)險(19)辜勝阻，莊芹芹：《資本市場功能視角下的企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展研究》，《中國軟科學(xué)》，2016年第11期。，從而提升企業(yè)經(jīng)營者創(chuàng)新風(fēng)險的承擔(dān)水平、促進企業(yè)研發(fā)投入的增加(20)徐偉，張榮榮，周文梅：《國有控股方治理機制、競爭環(huán)境與R&D投入》，《中國軟科學(xué)》，2017年第10期。。尤其是具有“話語權(quán)”非國有股東通過派遣董事進入公司決策機構(gòu)，更容易獲得公司內(nèi)部的經(jīng)營信息，提升“話語權(quán)”影響力，形成對其他內(nèi)部控制人的有效監(jiān)督(21)劉星，安靈：《大股東控制、政府控制層級與公司價值創(chuàng)造》，《會計研究》，2010年第1期。，為創(chuàng)新效率的提升營造良好的內(nèi)部環(huán)境。另外，非國有積極股東的引入能夠有效降低企業(yè)的融資成本、加快融資速度，使企業(yè)有更多資金投入見效快、確定性和可見度高的創(chuàng)新項目，推動國有企業(yè)利用式創(chuàng)新的進行，同時也會為國有企業(yè)帶來稀缺的新知識、新技能，有利于企業(yè)打破組織慣性、探索新產(chǎn)品及新技術(shù)、開拓新市場、促進探索式創(chuàng)新的產(chǎn)出?；谏鲜龇治觯岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

H1a：深度混合所有制改革有利于促進國有企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。

H1b：深度混合所有制改革有利于促進國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。

(二)分類治理與企業(yè)雙元創(chuàng)新

基于組織二元性理論視角，企業(yè)要在動態(tài)競爭中持續(xù)發(fā)展，既需要對已有技術(shù)進行漸進式改進，保持現(xiàn)有技術(shù)競爭優(yōu)勢，也需要突破現(xiàn)有的技術(shù)領(lǐng)域，以價值創(chuàng)造、市場標準為創(chuàng)新方向，進行探索式創(chuàng)新(22)Jansen J P, Van Den Bosch F J, Volberda H W. Exploratory Innovation, exploitative Innovation, and Performance: Effects of organizational antecedents and environmental moderators. Management Science,2006,52(11):1661-1674.。企業(yè)需要在動態(tài)競爭環(huán)境中進行探索式和利用式創(chuàng)新選擇。然而，無論是探索式還是利用式創(chuàng)新，都具有高不確定性、不可逆性以及市場競爭性時效性(23)王海燕，鄭秀梅：《創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的理論基礎(chǔ)、內(nèi)涵與評價》，《中國軟科學(xué)》，2017年第1期。，為保障企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)的產(chǎn)生，需要保證企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的持續(xù)性和承諾性(24)劉鑫：《基于年齡視角的CEO接班人遴選機制對企業(yè)戰(zhàn)略創(chuàng)新的影響》，《管理學(xué)報》，2015年第5期。。公司治理作為企業(yè)微觀制度基礎(chǔ)，對企業(yè)二元創(chuàng)新將產(chǎn)生影響。Tylecote和Conesa比較了美、德兩國公司外部治理環(huán)境和財政制度特點，發(fā)現(xiàn)美國公司治理模式更有利于探索式創(chuàng)新，而以內(nèi)部控制為主的德國公司更有利于利用式創(chuàng)新(25)Tylecote Andrew, Emmanuelle Conesa. Corporate Governance, Innovation Systems and Industrial Performance. Industryand Innovation,1999,6(1):25-50.。Hillier et al.進一步以日本、美國及9個歐元區(qū)國家為研究對象，考察了公司治理對企業(yè)研發(fā)投資的影響，發(fā)現(xiàn)公司治理是影響研發(fā)投資的關(guān)鍵因素，認為公司治理模式的差異性會影響企業(yè)具體戰(zhàn)略決策與資源配置，進而影響企業(yè)研發(fā)活動。公司治理模式與創(chuàng)新制度需求相匹配才能有效促進企業(yè)創(chuàng)新(26)Hill C. W,Snell S.A. External Control, Corporate Strategy, and Firm Performance in Research Intensive Industries. Strategic Management Journal,1988,9(6):577-590.。

轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟國家的制度環(huán)境與產(chǎn)權(quán)安排是影響股東行為的關(guān)鍵因素之一。股東作為公司治理主體，其行為偏好和投資風(fēng)險承受水平會對控股公司的創(chuàng)新功能定位、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新資源配置等決策產(chǎn)生重要影響，進而影響企業(yè)創(chuàng)新效率(27)魯桐，黨?。骸豆局卫砼c技術(shù)創(chuàng)新：分行業(yè)比較》，《經(jīng)濟研究》，2014年第6期。。對國有企業(yè)進行分類治理反映了政府對不同類別國有企業(yè)功能目標、經(jīng)濟效益考核與激勵等方面的不同要求，即各類國有企業(yè)所承擔(dān)的治理目標和功能類型不同，企業(yè)經(jīng)營目標、行為、環(huán)境乃至資源約束的都存在較大差異，與此相應(yīng)不同類型國有企業(yè)的創(chuàng)新功能定位及創(chuàng)新驅(qū)動機制也必然產(chǎn)生差異。根據(jù)目標一致性理論，混合所制改革多元資本治理體系形成，必須是在各類國有企業(yè)分類治理的框架下，通過多元利益主體相互博弈、制衡，選擇與根據(jù)其所在產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征相匹配的公司治理模式，進行企業(yè)戰(zhàn)略資源配置，才能有效驅(qū)動企業(yè)研發(fā)活動開展(28)Graves,B.,Institutional Ownership and Corporate R&D Investment. Technological Forecasting and Social Change,1990,37(1).，從而保障混改目標的實現(xiàn)和混改企業(yè)公司在動態(tài)競爭中持續(xù)發(fā)展。

特定功能類國企或多處于涉及國家安全的行業(yè)，或?qū)儆诮?jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)或是高新技術(shù)企業(yè)。該類企業(yè)需要充分利用國家創(chuàng)新政策手段，追求創(chuàng)新紅利，促進自身的發(fā)展壯大。這類企業(yè)往往需要承擔(dān)基礎(chǔ)研發(fā)和重點項目研發(fā)任務(wù)，比較容易獲得政府創(chuàng)新資源的支持。由于高精尖技術(shù)創(chuàng)新的專業(yè)性、復(fù)雜性以及非程序性特征，容易使公司控股方及其代理人的監(jiān)督動力和能力不足，甚至?xí)a(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新代理問題。由于技術(shù)壁壘和資本壁壘相對較高，這類企業(yè)混合所有制改革引入的非國有資本在相應(yīng)領(lǐng)域會有較強的專業(yè)資本沉淀，因此有利于緩解與創(chuàng)新活動有關(guān)的高代理及契約成本問題(29)Francis, J. & A. Smith, Agency Costs & Innovation Some Empirical Evidence. Journal of Accounting & Economics,1995,(19).。即引入相應(yīng)的非國有股東加盟可以減低國有企業(yè)的創(chuàng)新代理成本，同時，在相應(yīng)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域更容易獲得資源和專業(yè)技術(shù)支持，有利于探索式創(chuàng)新的開展。一般商業(yè)類國有企業(yè)分布于市場規(guī)模大、市場化成熟高的產(chǎn)業(yè)，資本市場和產(chǎn)品市場對其創(chuàng)新行為的影響較大，企業(yè)家激勵機制、戰(zhàn)略決策機制、資源配置約束機制的形成更趨市場化，需要根據(jù)市場運行機制采取效率導(dǎo)向行為(30)楊建君，盛鎖：《股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響的實證研究》，《科學(xué)學(xué)研究》，2007年第4期。。因此，一般商業(yè)類國有企業(yè)引入非國有控股股東，不僅更有利于形成多元資本參與治理機制，減輕行政體制機制的束縛，以市場機制代替行政機制，純化國有企業(yè)的經(jīng)營目標，實現(xiàn)監(jiān)督制衡、提高投資效率、提升企業(yè)經(jīng)營者創(chuàng)新風(fēng)險承擔(dān)水平，并且有利于提升研發(fā)物質(zhì)資本和人力資本的投入和配置效率，通過積極的研發(fā)活動實現(xiàn)產(chǎn)品差異化或大幅降低成本，獲得相對競爭優(yōu)勢，將有利于國有企業(yè)利用式創(chuàng)新和探索式創(chuàng)新的開展。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

H2a：不同類型國有企業(yè)推行深度混合所有制改革的效果具有差異性。

H2b1：深度混合所有制改革的進行有利于促進一般商業(yè)類國有企業(yè)探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。

H2b2：深度混合所有制改革的進行有利于促進一般商業(yè)類國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。

H2c：深度混合所有制改革的進行有利于促進特定功能類國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文以滬深兩市A股進行實質(zhì)性深度混合所有制改革國有控股上市公司(31)本文將深度混合所有制改革(以下簡稱深度混改)國有控股公司定義為：公司股權(quán)結(jié)構(gòu)為多元股權(quán)屬性，前十大股東擁有非國有股東，并且在公司董事會中擁有席位的國有控股公司。為研究樣本。根據(jù)樣本公司研發(fā)信息披露情況和數(shù)據(jù)處理需求，選取披露信息較為完備的2009—2018年上市公司數(shù)據(jù)。主要變量數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中企業(yè)性質(zhì)根據(jù)披露的實際控制人進行確定，非國有股東委派董事情況根據(jù)高管簡歷信息中的兼職情況，經(jīng)手工整理而來。專利信息來自于中國知識產(chǎn)權(quán)網(wǎng)的中外專利數(shù)據(jù)庫，研發(fā)費用來自WIND數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)手工收集于巨潮資訊網(wǎng)(www.cnicfo.com)。本文在選擇樣本時，為排除非相關(guān)因素的影響，對初始樣本作出如下處理：(1)剔除金融、保險行業(yè)樣本公司；(2)剔除ST、*ST樣本公司；(3)剔除模型所需指標數(shù)據(jù)缺失、零值或負值的樣本。最終確定有效研究樣本共821家國有企業(yè)，其中進行深度混改的國有企業(yè)為395家。

(二)數(shù)據(jù)樣本特征統(tǒng)計

1.深度混合所有制改革國有企業(yè)概況

圖1顯示了2009—2018年間滬深A(yù)股國有控股上市公司中發(fā)生深度混合所有制改革的公司發(fā)展趨勢。統(tǒng)計結(jié)果表明，總體數(shù)量呈上升趨勢。2009—2014年間進行深度混改的國有企業(yè)上升趨勢較為緩慢。2014年之后，上升趨勢明顯加快。進一步說明2013年11月國家出臺的《決定》推進的以“引進非國有股東參與國有企業(yè)治理，提升國有企業(yè)治理質(zhì)量”為目標的新一輪混改已初現(xiàn)成效，在實踐層面明顯加快了深度混合所有制改革的進程。

圖1 深度混合所有制改革國企數(shù)量(2009—2018)

圖2 深度混合所有制改革國企行業(yè)分布

圖2顯示了不同行業(yè)領(lǐng)域?qū)嵤┥疃然旄臉颖痉植记闆r。根據(jù)中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準，本文對不同行業(yè)進行深度混改國有控股公司進行了統(tǒng)計分析。統(tǒng)計結(jié)果表明不同行業(yè)間進行深度混改的國有企業(yè)分布情況存在著較為明顯的差異，主要集中于制造業(yè)，其次是信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，位于第三位的是電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)。從行業(yè)占比情況來看，位于首位的房地產(chǎn)業(yè)有80%以上實行了深度混改，其次是文化、體育和娛樂業(yè)，位于第三位的是電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)。

2.深度混改國有企業(yè)與未深度混改國有企業(yè)創(chuàng)新情況對比分析

圖3顯示了發(fā)生深度混改國有企業(yè)與未深度混改企業(yè)創(chuàng)新投入及產(chǎn)出的統(tǒng)計對比分析結(jié)果。統(tǒng)計結(jié)果表明，深度混改國有企業(yè)創(chuàng)新投入水平高于未深度混改國有企業(yè)，探索式創(chuàng)新水平也顯著高于未深度混改國有企業(yè)，但是，利用式創(chuàng)新水平略低于未深度混改國有企業(yè)。從整體趨勢對比結(jié)果可知，深度混合所有制改革的進行有利于國有企業(yè)的創(chuàng)新投入，而且，新產(chǎn)品資源和技術(shù)信息的融合有利于企業(yè)進行探索式創(chuàng)新選擇及其產(chǎn)出的提升。相對而言，往往會弱化利用式創(chuàng)新產(chǎn)出。

圖3 深度混改國有企業(yè)與未深度混改國有企業(yè)創(chuàng)新情況對比

圖4 不同類型國有企業(yè)創(chuàng)新投入對比

圖5 不同類型國有企業(yè)探索式創(chuàng)新產(chǎn)出對比

圖6 不同類型國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出對比

基于分類治理的原則，本文對不同類型國有企業(yè)創(chuàng)新投入及產(chǎn)出情況進行了統(tǒng)計及對比分析。圖4顯示了不同類型國有企業(yè)創(chuàng)新投入的對比結(jié)果，深度混改的一般商業(yè)類國有企業(yè)創(chuàng)新投入水平高于未深度混改同類企業(yè)，而特定功能類深度混改國有企業(yè)的創(chuàng)新投入水平與未深度混改的同類型企業(yè)基本一致。圖5顯示了不同類型國有企業(yè)探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的對比結(jié)果，深度混改的一般商業(yè)類國有企業(yè)探索式創(chuàng)新產(chǎn)出水平顯著高于未深度混改的同類型企業(yè)，而特定功能類國有企業(yè)則相反，進行深度混改不利于其探索式創(chuàng)新水平的提升。圖6顯示了不同類型國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出的對比結(jié)果，深度混改的進行有利于特定功能類國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，而弱化了一般商業(yè)類國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出。整體而言，深度混改的實施對不同類型國有企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生差異性影響。

(三)研究變量與指標選取

1.被解釋變量

(1)創(chuàng)新投入

較多學(xué)者提出，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出成果的可比較性較差，受外界因素的影響也較大，而創(chuàng)新投入主要由公司高管層決定，能夠更好地表現(xiàn)出經(jīng)營者是否有代理行為的產(chǎn)生(32)馮根福，溫軍：《中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2018年第7期。。因此，本文根據(jù)研究問題的性質(zhì)及數(shù)據(jù)披露和處理需求，本文以研發(fā)投入強度相對指標作為創(chuàng)新投入強度的替代變量。

(2)創(chuàng)新產(chǎn)出

本文以雙元創(chuàng)新指標代表企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，包括探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新。借鑒以往研究成果，本文采用國際專利分類號(IPC)進行測度(33)曾德明，李勵，王泓略：《研發(fā)強度對二元式創(chuàng)新的影響——來自汽車產(chǎn)業(yè)上市公司的實證研究》，《科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理》，2016年第1期。，具體計算方法如下：1(1)探索式創(chuàng)新(Explore)：該企業(yè)該年度申請專利涉及的技術(shù)領(lǐng)域在過去5年未曾出現(xiàn)計數(shù)為Ti =1，否則為0。那么該年度的探索式創(chuàng)新為∑Ti。(2)利用式創(chuàng)新(Exploit)：該企業(yè)該年度申請專利涉及的技術(shù)領(lǐng)域在過去5年曾出現(xiàn)則計數(shù)為Mi=1，否則為0。那么該年度的利用式創(chuàng)新為∑Mi。

2.解釋變量

(1)深度混改

本文將存在前十大非國有股東委派董事的公司定義為深度混改公司。因為這類非國有股東持股比例相對較高、影響力較強，且在董事會中有一定的地位，具備了一定的“話語權(quán)”，能夠?qū)ζ髽I(yè)決策產(chǎn)生較大的影響。本文借鑒武立東等(34)武立東，范家瑛，王凱：《民營股東派駐董事、高管薪酬與企業(yè)績效》，《東岳論叢》，2019年第1期。、蔡貴龍等(35)蔡貴龍，柳建華，馬新嘯：《非國有股東治理與國企高管薪酬激勵》，《管理世界》，2018年第5期。的研究方法，根據(jù)國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中披露的董事在股東單位兼職以及個人簡歷中的兼職情況，結(jié)合數(shù)據(jù)庫中前十大股東信息進行分析。如果某一董事在前十大非國有股東單位中兼職，則判定該董事是由某非國有股東委派的董事，并認定該公司進行了深度混改。

(2)企業(yè)類型

根據(jù)《關(guān)于國有企業(yè)功能界定與分類的指導(dǎo)意見》以及黃群慧等(36)黃群慧，余菁：《新時期的新思路:國有企業(yè)分類改革與治理》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2013年第11期。、高明華等(37)高明華，楊丹，杜雯翠：《國有企業(yè)分類改革與分類治理——基于七家國有公司的調(diào)研》，《經(jīng)濟社會體制比較》，2014年第2期。對該問題的研究，將國有企業(yè)劃分為公益類、一般商業(yè)類和特定功能類。由于國有控股上市公司以盈利為主要經(jīng)營目標，與公益類定位不符，因此本文根據(jù)魏明海等(38)魏明海，蔡貴龍：《中國國有上市公司分類治理研究》，《中山大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)》，2017年第4期。的分類方法將樣本公司劃分為一般商業(yè)類和特定功能類。當(dāng)國有公司屬于一般商業(yè)類時賦值為0，屬于特定功能類時賦值為1。

3.控制變量

根據(jù)已有研究成果，本文選取主要的控制變量有：企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、固定資產(chǎn)占比、營業(yè)收入、盈利能力、代理成本以及勞動力水平(39)王業(yè)雯，陳林：《混合所有制改革是否促進企業(yè)創(chuàng)新》，《經(jīng)濟與管理研究》，2017年第11期；劉曄，張訓(xùn)常，藍曉燕：《國有企業(yè)混合所有制改革對全要素生產(chǎn)率的影響——基于PSM-DID方法的實證研究》，《財政研究》，2016年第10期。。同時，為了更準確地對國有企業(yè)進行混改的概率進行估計，本文控制了時間效應(yīng)及行業(yè)效應(yīng)。

表1 變量定義

(四)模型及研究方法選擇

1.回歸模型建立

根據(jù)假設(shè)，本研究構(gòu)建如下模型：

其中，α表示常數(shù)項，β、γ、φ和φ分別表示解釋變量、控制變量、年份虛擬變量和行業(yè)虛擬變量的回歸系數(shù)，Control_V包括表1中所有的控制變量Size、Lev、Fix、Sale、Roa，ε表示誤差項。

2.傾向得分匹配模型選擇

本文探究的主要問題是深度混合所有制改革的實施是否會對國有企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，即引入具有董事會權(quán)利的非國有股東是否會促進國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及雙元創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提升。可以通過對比分析國有企業(yè)進行深度混改前后，創(chuàng)新活動之間是否存在差異，來探究它們之間的影響關(guān)系，但是由于這是一種“反事實”的現(xiàn)象(40)Rubin D B. Estimating causal effects of treatments in randomized and nonrandomized studies. Journal of Educational Psychology,1974,66(5):688-701.，無法通過直接觀測得到國有企業(yè)在未進行混改時是否會存在創(chuàng)新的投入及產(chǎn)出，因此直接進行對比可能會產(chǎn)生偏差。此外，如果直接對進行深度混改國有企業(yè)和未進行深度混改國有企業(yè)進行對比，由于國企混改很大程度上并不是隨機發(fā)生的，普遍存在“靚女先嫁”的現(xiàn)象，這會導(dǎo)致較為嚴重的“政策內(nèi)生性”(41)陳林，萬攀兵，許瑩盈：《混合所有制企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新行為——基于自然實驗與斷點回歸的實證檢驗》，《管理世界》，2019年第10期。，結(jié)果也會受到樣本選擇性偏差的影響。因此，為了確保深度混改國有企業(yè)與未深度混改國有企業(yè)在進行對比時，創(chuàng)新差異是由混改這一“擬自然實驗”導(dǎo)致的，本文根據(jù)Rosenbaum和Rubin(42)Rosenbaum P R, Rubin D B. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects. Biometrika,1983,70(1):41-55.的研究，采用傾向得分匹配法為深度混改國企尋找具有相似主要特征的對照組企業(yè)，以消除樣本的選擇性偏差問題，從而使得對深度混改與國有企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的分析更為準確合理。

本文進行傾向得分匹配的思路，從未進行深度混改的國有企業(yè)樣本中找到與進行深度混改的國有企業(yè)具有相似主要特征的個體，從而構(gòu)造“反事實”結(jié)果。具體做法如下：將進行深度混改的國有企業(yè)作為處理組樣本(T)，未進行深度混改的國有企業(yè)作為對照組樣本(C)；選取匹配變量，從未深度混改樣本中匹配與深度混改企業(yè)發(fā)生改革概率極為接近的企業(yè)，以用其模擬混改企業(yè)在未進行混改時的創(chuàng)新績效；對兩組企業(yè)的創(chuàng)新績效進行對比分析，將平均處理效應(yīng)(ATT)作為檢驗指標，得出深度混改對企業(yè)創(chuàng)新投入及雙元創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生的影響作用。選擇logit模型對國有企業(yè)進行深度混改的概率進行估計：

P=Pr{T}=Ф{Xit}

上式中，P為傾向得分值，即國有企業(yè)進行深度混合所有制改革的幾率，Φ{·}為正態(tài)累積分布函數(shù)，Xit為匹配變量。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

本部分通過描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析初步探究變量的變化規(guī)律，主要變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析結(jié)果如表2所示。描述性統(tǒng)計結(jié)果表明：(1)樣本企業(yè)創(chuàng)新投入的均值略高于其中位數(shù)，標準差較小。說明大部分樣本企業(yè)創(chuàng)新投入高于平均水平、離散程度較小、分布較均勻；(2)樣本企業(yè)探索式創(chuàng)新及利用式創(chuàng)新的平均值均高于中位數(shù)，標準差均較大，說明大部分企業(yè)雙元創(chuàng)新產(chǎn)出較高，但樣本間多元化程度差異性較大，企業(yè)之間的創(chuàng)新產(chǎn)出水平存在較大差異；(3)樣本企業(yè)深度混改的平均值小于中位數(shù)，說明未進行深度混改的樣本企業(yè)仍占據(jù)大多數(shù)，只有少部分引入具有“話語權(quán)”的非國有股東。

表2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

注:t statistics in parentheses* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01。

相關(guān)性分析結(jié)果表明：(1)深度混改與樣本企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)系數(shù)為正(β=0.0365，p<0.05)，與探索式創(chuàng)新數(shù)量的相關(guān)系數(shù)也為正(β=0.0540，p<0.01)，初步認為賦予非國有股東“話語權(quán)”的混合所有制改革的進行有利于企業(yè)創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的提升；(2)在控制變量中，企業(yè)規(guī)模、固定資產(chǎn)占比及營業(yè)收入與創(chuàng)新投入呈負相關(guān)關(guān)系，與探索式創(chuàng)新及利用式創(chuàng)新呈正相關(guān)關(guān)系，資產(chǎn)負債率與創(chuàng)新投入及雙元創(chuàng)新產(chǎn)出均呈正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)盈利能力與創(chuàng)新投入呈顯著正相關(guān)關(guān)系。此外，考慮到可能存在多重共線性問題，本文進行了多重共線性檢驗，結(jié)果表明方差膨脹因子(VIF)均小于3，可以認為變量間不存在多重共線性。

(二)回歸分析

1.深度混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響分析

為驗證深度混合所有制改革實施對國有企業(yè)創(chuàng)新效率的影響作用，本部分進行了回歸分析，具體實證結(jié)果如表3所示。由創(chuàng)新投入回歸結(jié)果可知，深度混改對國有企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著的正向影響(β=0.0926，p<0.01)，說明深度混改的進行有利于促進國有企業(yè)創(chuàng)新投入的增加，激發(fā)國有企業(yè)的創(chuàng)新活力，假設(shè)H1a得以驗證。由創(chuàng)新產(chǎn)出的結(jié)果可以得出，深度混改與國有企業(yè)探索式創(chuàng)新產(chǎn)出呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(β=0.0775，p<0.01)，而與利用式創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)不顯著的負向影響，說明深度混改更有利于國有企業(yè)打破組織慣性，進一步探索新產(chǎn)品及新技術(shù)，促進探索式創(chuàng)新的產(chǎn)出，假設(shè)H1b得以驗證。

表3 深度混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的回歸結(jié)果

注:t statistics in parentheses* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01。

2.不同類型國有企業(yè)深度混合所有制改革對創(chuàng)新效率影響分析

對于國有企業(yè)治理而言，不同類型國有企業(yè)的特殊性決定了深化國有企業(yè)改革必須貫徹分類治理的思維(43)李維安：《分類治理國企深化改革之基礎(chǔ)》，《南開管理評論》，2014年第5期。?；诜诸愔卫碓瓌t，本文分別對不同類型國有企業(yè)進行回歸分析，回歸結(jié)果見表4?；貧w結(jié)果顯示，一般商業(yè)類國有企業(yè)深度混改對企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著的正向影響(β=0.0782，p<0.05)，與探索式創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正(β=0.0623，p<0.1)，與利用式創(chuàng)新呈顯著的負相關(guān)關(guān)系(β=-0.111，p<0.01)，說明深度混改對一般商業(yè)類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及產(chǎn)出具有較為顯著的影響作用，有利于其創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，同時會對利用式創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著的弱化效應(yīng)，假設(shè)H2b1得以驗證。特定功能類國有企業(yè)深度混改對企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著的正向影響(β=0.118，p<0.01)，與探索式創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正(β=0.276，p<0.01)，與利用式創(chuàng)新之間存在不顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明深度混合所有制改革的實施能夠促進特定功能類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)H2c得以驗證。通過對比分析得出，深度混合所有制改革的實施對不同類型國有企業(yè)創(chuàng)新投入及產(chǎn)出的影響具有差異性，假設(shè)H2a得以驗證。

表4 深度混合所有制改革對不同類型類國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的回歸結(jié)果

注:t statistics in parentheses* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01。

(三)傾向得分匹配分析

1.深度混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的匹配估計分析

由于回歸方法無法較好回答進行深度混改前后創(chuàng)新效率的差異性，因此本文進一步應(yīng)用傾向得分匹配的“擬自然實驗”方法進行深入研究。針對2009—2018年進行深度混改的國有上市公司，選取k為4進行“一對四匹配”方法分析，根據(jù)匹配的傾向得分值，為進行深度混改的樣本組企業(yè)匹配主要特征較為相似的未進行深度混改的企業(yè)，然后對其創(chuàng)新投入及產(chǎn)出情況進行對比估計。在匹配過程中，為了驗證匹配結(jié)果的可靠性，本文進行了平衡性假設(shè)檢驗。由表5檢驗結(jié)果可知，所有匹配變量標準偏差的絕對值在匹配之后均小于5%，說明本文選取的匹配變量和方法是合理的。匹配同時，匹配之后的t統(tǒng)計量都不顯著，說明進行匹配處理后匹配變量在處理組和對照組之間不存在顯著的差異，保證了樣本進行處理的隨機性，在此基礎(chǔ)上的匹配估計結(jié)果是可靠的。

表5 創(chuàng)新投入傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果

表6(1)行顯示了深度混合所有制改革對樣本企業(yè)創(chuàng)新投入和雙元創(chuàng)新產(chǎn)出影響的傾向得分匹配估計結(jié)果。通過(1)列分析得出，深度混改的治理效果可以使樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入水平提升0.1，并且平均處理效應(yīng)ATT的系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗，說明深度混合所有制改革與企業(yè)創(chuàng)新投入的提升具有顯著的正相關(guān)關(guān)系；(2)列結(jié)果表明進行深度混改的樣本企業(yè)探索式創(chuàng)新水平較未進行混改的樣本企業(yè)高0.084，并且ATT的估計系數(shù)在10%水平上顯著，說明深度混合所有制改革可以促進企業(yè)探索式創(chuàng)新的產(chǎn)出；(3)列結(jié)果顯示深度混改與國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出具有負向影響關(guān)系，但是效果并不顯著。

表6 深度混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的估計結(jié)果

注:t statistics in parentheses* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01。

為了檢驗上述傾向得分匹配估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步運用核匹配方法，將進行深度混改的樣本企業(yè)與未深度混改的樣本企業(yè)重新進行匹配，樣本通過了匹配平衡性檢驗。表6(2)行顯示了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果：(1)列結(jié)果表明深度混改的實施能夠使樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入水平比處理組企業(yè)高0.083，ATT的系數(shù)在1%水平上顯著；(2)列結(jié)果表明處理組樣本企業(yè)的探索式創(chuàng)新水平較對照組高0.046，且平均處理效應(yīng)ATT的系數(shù)通過了5%顯著性水平的檢驗；(3)列表明深度混合所有制改革對樣本企業(yè)利用式創(chuàng)新仍不具有顯著的影響作用。整體與最近鄰匹配結(jié)果沒有顯著差異，說明結(jié)果較為穩(wěn)健。

總體而言，引入非國有股東進入董事會并賦予其“話語權(quán)”的深度混合所有制改革有利于促進國有企業(yè)創(chuàng)新投入水平及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，進一步驗證假設(shè)H1a、假設(shè)H1b。

2.深度混合所有制改革對不同類型國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的匹配估計分析

本部分進一步分別針對2009—2018年發(fā)生深度混合所有制改革的一般商業(yè)類國有企業(yè)和特定功能類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及產(chǎn)出進行了傾向得分匹配估計，對比分析不同類型國有企業(yè)進行混改對其創(chuàng)新效率產(chǎn)生的差異性影響。

(1)深度混合所有制改革對一般商業(yè)類國有企業(yè)創(chuàng)新效率的影響分析

選取k為4的最近鄰匹配方法，將進行深度混改的一般商業(yè)類國有企業(yè)樣本作為處理組，未進行深度混改的同類型企業(yè)作為對照組進行傾向得分匹配分析。表7(1)行顯示了一般商業(yè)類國有企業(yè)中深度混改樣本組與未深度混改樣本組創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出相對比的傾向得分匹配估計結(jié)果：(1)列結(jié)果表明深度混改樣本組中一般商業(yè)類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入水平提高0.104，平均處理效應(yīng)ATT的系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗，表明賦予非國有股東“話語權(quán)”的混合所有制改革顯著促進了一般商業(yè)類國有企業(yè)創(chuàng)新投入的增加；(2)列結(jié)果表明一般商業(yè)類國有企業(yè)樣本組中進行深度混改企業(yè)的探索式創(chuàng)新產(chǎn)出水平比未深度混改的高0.074，ATT的估計系數(shù)在10%水平上顯著，說明深度混合所有制改革對一般商業(yè)類國有企業(yè)探索式創(chuàng)新的產(chǎn)出有顯著促進作用；(3)列結(jié)果表明進行深度混改的一般商業(yè)類國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出比未深度混改的同類型企業(yè)低0.099，ATT的估計系數(shù)在5%水平上顯著，表明深度混改會弱化一般商業(yè)類國企利用式創(chuàng)新的產(chǎn)出。表7(2)行顯示了運用核匹配方法重新進行匹配估計的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，數(shù)據(jù)通過了匹配平衡性檢驗。結(jié)果表明深度混改處理組中一般商業(yè)類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入水平比對照組企業(yè)高0.073，且平均處理效應(yīng)ATT的系數(shù)通過了10%水平的顯著性檢驗；探索式創(chuàng)新產(chǎn)出水平高0.064，ATT估計系數(shù)在10%水平上顯著；而利用式創(chuàng)新產(chǎn)出水平低0.09，ATT的系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗。整體影響趨勢與最近鄰匹配時的結(jié)果基本相同，說明結(jié)果較為穩(wěn)健。

總體而言，強化非國有股東董事會治理效應(yīng)即進行深度混合所有制改革，能夠促進一般商業(yè)類國有企業(yè)創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，同時對其利用式創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生一定的弱化效應(yīng)，假設(shè)H2b1得以驗證。

表7 深度混合所有制改革對一般商業(yè)類國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的估計結(jié)果

注:t statistics in parentheses* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01。

(2)深度混合所有制改革對特定功能類國有企業(yè)創(chuàng)新效率的影響分析

采取k為4的最近鄰匹配方法，將進行深度混改的特定功能類國有企業(yè)樣本作為處理組，未深度混改的同類型企業(yè)作為對照組進行傾向得分匹配，樣本通過了匹配平衡性檢驗。表8(1)行顯示了深度混改對特定功能類國有企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)影響的傾向得分匹配估計結(jié)果。(1)、(2)列結(jié)果表明，樣本組中進行深度混改的特定功能類國有企業(yè)創(chuàng)新投入水平及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出均比對照組高，且平均處理效應(yīng)ATT的系數(shù)均通過了1%水平的顯著性檢驗，說明深度混改對特定功能類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著的促進作用；(3)列結(jié)果表明，深度混改對特定功能類國有企業(yè)的利用式創(chuàng)新產(chǎn)出不具有顯著的影響作用。同樣應(yīng)用核匹配方法進行了穩(wěn)健性檢驗，表8(2)行顯示了運用核匹配方法重新進行匹配的結(jié)果，數(shù)據(jù)通過了匹配平衡性檢驗?？傮w匹配結(jié)果與應(yīng)用一對四匹配方法的結(jié)果基本相同，說明結(jié)果較為穩(wěn)健。

表8 深度混合所有制改革對特定功能類國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的估計結(jié)果

注:t statistics in parentheses* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01。

總體而言，非國有股東的董事會治理效應(yīng)即深度混改的實施，對特定功能類國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出的提升具有顯著的促進作用，對利用式創(chuàng)新的產(chǎn)出不具有顯著的影響作用，假設(shè)H2c得以驗證。

通過進一步對比分析以上匹配結(jié)果可以得出，深度混改的實施對不同類型國有企業(yè)的創(chuàng)新投入及產(chǎn)出的影響具有差異性，進一步驗證假設(shè)H2a。

五、研究結(jié)論及啟示

本文利用傾向得分匹配法對國企深度混合所有制改革進行了“擬自然實驗”分析研究，檢驗了國有控股公司深度混改對企業(yè)雙元創(chuàng)新效率的影響作用。結(jié)果顯示：進行深度混改的國有控股公司創(chuàng)新投入和探索式創(chuàng)新產(chǎn)出顯著提升，表明國有控股公司進行深度混合所有制改革使得多元資本進行深度融合，有助于減低創(chuàng)新代理成本、提升國有經(jīng)營者創(chuàng)新風(fēng)險承擔(dān)水平、加強技術(shù)創(chuàng)新投入，同時多元化積極股東的進入有利于擴展國有企業(yè)產(chǎn)品市場、提升新產(chǎn)品技術(shù)能力，從而促使國有企業(yè)能夠突破現(xiàn)有的技術(shù)領(lǐng)域，進行突變式探索創(chuàng)新。本文進一步從分類治理視角分析不同功能類國企進行深度混改對其創(chuàng)新效率影響，實證研究結(jié)果表明，特殊功能類深度混改的國有公司創(chuàng)新投入及探索式創(chuàng)新產(chǎn)出效率顯著優(yōu)于未深度混改的同類型企業(yè)；一般商業(yè)類國企進行深度混改也顯著提升了公司創(chuàng)新投入和探索式創(chuàng)新產(chǎn)出效率，但是利用式創(chuàng)新產(chǎn)出效率受到顯著弱化。從模型影響系數(shù)觀察，特殊功能類深度混改對國有控股公司創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出影響的敏感性要高于一般商業(yè)類國有控股公司。基于以上實證研究結(jié)論，本文得到以下啟示：

(一)推進混合所有制深度改革，強化核心非國有股東的話語權(quán)

要實現(xiàn)黨的十九大報告提出的“發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”的戰(zhàn)略目標，需要促進國有控股公司通過深度混改吸納多元資本，打破已有技術(shù)依賴路徑，突破現(xiàn)有的技術(shù)領(lǐng)域，以價值創(chuàng)造、市場標準為創(chuàng)新方向，進行突破式探索創(chuàng)新。因此，混合所有制改革的關(guān)鍵不是各種資本交叉持有、資本相互融合的形式化的混合所有制改革，而是要“通過權(quán)力分享”賦予非國有股東一定的決策影響能力即“話語權(quán)”，實現(xiàn)由形式化混改到實質(zhì)化混改的轉(zhuǎn)變，才能有效發(fā)揮不同性質(zhì)資本的優(yōu)勢，促進各類資本優(yōu)勢互補、協(xié)同發(fā)展。通過深度混合所制改革，強化核心非國有股東“話語權(quán)”，提升其對國有控股公司治理參與的積極性和影響效力，有效降低國有企業(yè)創(chuàng)新代理成本，提升國有控股公司創(chuàng)新風(fēng)險承擔(dān)能力，促進國有控股公司創(chuàng)新紅利的提升。

(二)分類推進混合所有制改革，有效選擇戰(zhàn)略合作伙伴

在分類治理框架下，各類國有企業(yè)的治理目標、經(jīng)營戰(zhàn)略目標、行業(yè)環(huán)境乃至資源約束等存在較大差異，需要選擇與其所在產(chǎn)業(yè)特征相匹配的公司治理模式進行企業(yè)戰(zhàn)略資源配置，才能有效激發(fā)企業(yè)研發(fā)活動，獲得創(chuàng)新紅利。從實證結(jié)果來看，一般商業(yè)類深度混改國有企業(yè)利用式創(chuàng)新產(chǎn)出受到顯著弱化，同時盈利能力也受到影響。相對而言，一般商業(yè)類國有企業(yè)分布于市場競爭性強、市場化成熟高的產(chǎn)業(yè)，市場技術(shù)進入壁壘和資本進入壁壘相對較低，戰(zhàn)略合作伙伴選擇領(lǐng)域較寬，但是，國有資產(chǎn)保值增值、擴大盈利能力是這類企業(yè)的主要治理目標。因此，一般競爭性國企引入非國有股東，需要在保持原有主業(yè)相對競爭優(yōu)勢基礎(chǔ)上，選擇相近技術(shù)領(lǐng)域合作伙伴，進行技術(shù)融合和產(chǎn)品差異化創(chuàng)新，以避免陷入創(chuàng)新陷阱。

(三)提升混改企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出效率，合理配置雙元創(chuàng)新資源

長期以來，我國國有企業(yè)創(chuàng)新效率普遍較低，技術(shù)成果轉(zhuǎn)化能力普遍較弱。進行深度混合所有制改革的重點不應(yīng)僅是通過多元資本的引入，增加企業(yè)研發(fā)的資金和資源，更應(yīng)形成有效的協(xié)同創(chuàng)新機制，來促進創(chuàng)新產(chǎn)出效率提升和研究成果轉(zhuǎn)化。實證結(jié)果表明，深度混改企業(yè)與未進行深度混改企業(yè)相比，研發(fā)資金投入得到顯著增長，但是研發(fā)產(chǎn)出并沒有得到相應(yīng)顯著的提升。另外，固定資產(chǎn)占比對利用式和探索式創(chuàng)新產(chǎn)出均呈顯著負相關(guān)關(guān)系。目前，深度混改國有企業(yè)主要分布于制造業(yè)、信息傳輸、信息服務(wù)和供應(yīng)業(yè)以及電力、水力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等行業(yè)，但所占比重不高，因此，應(yīng)積極推動高新技術(shù)和我國關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域的深度混改，根據(jù)行業(yè)技術(shù)特征和市場特征合理配置探索式創(chuàng)新及利用式創(chuàng)新研發(fā)資源，促進國有企業(yè)動態(tài)競爭能力的持續(xù)提升。