李小青，賈巖冰，陳陽陽

(1.河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401；2.燕山大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 秦皇島 066004)

0 引言

在我國“三期”疊加、爬坡過坎的新常態(tài)背景下，推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展、加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的根本出路在于創(chuàng)新。習(xí)近平總書記從國家繁榮、民族復(fù)興的高度，多次強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新的重要性，將創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)這一發(fā)展戰(zhàn)略擺在國家發(fā)展的核心位置。在這一戰(zhàn)略目標(biāo)的引領(lǐng)下，近年來我國研發(fā)投入總量不斷增長。2018年，全國R&D經(jīng)費(fèi)支出19 657億元，同比上漲0.02個(gè)百分點(diǎn)?！度騽?chuàng)新指數(shù)》顯示，2018年中國創(chuàng)新水平已躋身全球創(chuàng)新領(lǐng)先者行列。盡管和2017年相比，我國創(chuàng)新排名大幅躍升，但與中國作為全球第二大經(jīng)濟(jì)體的地位并不相稱。國有企業(yè)作為支撐國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中堅(jiān)力量，在構(gòu)建國家科技創(chuàng)新體系中的作用舉足輕重。然而，長期以來存在國有股權(quán)一股獨(dú)大、股權(quán)缺乏制衡的痼疾，導(dǎo)致國有企業(yè)創(chuàng)新乏力。

進(jìn)行混合所有制改革(以下簡(jiǎn)稱“混改”)，在國有企業(yè)中引入民營、外資等多種形式的非國有資本，有利于優(yōu)化資本配置，激發(fā)國有企業(yè)新動(dòng)能。國家發(fā)改委在《關(guān)于2017年深化經(jīng)濟(jì)體制改革重點(diǎn)工作的意見》中明確指出，要基本完成國有企業(yè)公司制改革，推進(jìn)董事會(huì)多元化建設(shè)，在公司治理結(jié)構(gòu)中建立有效的制衡機(jī)制，使企業(yè)經(jīng)營更加靈活高效。董事會(huì)作為公司的最高決策機(jī)構(gòu)，占據(jù)內(nèi)部治理機(jī)制的中樞地位，承擔(dān)著代表股東參與戰(zhàn)略決策和監(jiān)督經(jīng)理人員的重大責(zé)任[1]，因此持續(xù)推進(jìn)董事會(huì)建設(shè)，是國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵點(diǎn)之一。近年來，雖然國務(wù)院國資委陸續(xù)出臺(tái)了一系列指導(dǎo)方案和實(shí)施細(xì)則，對(duì)董事會(huì)成員選聘、任職進(jìn)行規(guī)范，但鮮見針對(duì)微觀層面董事會(huì)配置的具體要求。權(quán)力作為行使職能的基礎(chǔ)，對(duì)企業(yè)決策具有重要影響。不同的董事會(huì)配置決定了董事會(huì)內(nèi)部不同的權(quán)力構(gòu)成，是影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新績效提升的重要條件，但目前鮮有學(xué)者關(guān)注“混改”國企股權(quán)結(jié)構(gòu)與董事會(huì)配置這兩個(gè)關(guān)鍵制度因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的聯(lián)合作用。我國國有企業(yè)進(jìn)行“混改”的現(xiàn)實(shí)背景為深入探析股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)配置與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系提供了天然的實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

國有企業(yè)“混改”的目的是優(yōu)化資本配置、創(chuàng)新經(jīng)營體制，解決長期以來“所有者缺位”的痼疾。進(jìn)行“混改”之后，國有、民營、外資多種性質(zhì)的股權(quán)資本并存，國有股東“一股獨(dú)大”的地位被弱化。在“混改”過程中，股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)配置成為公司治理頂層設(shè)計(jì)的重中之重。

關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，學(xué)者們主要基于委托代理理論，分別探討了股權(quán)性質(zhì)[2-4]、股權(quán)集中度[5-7]、股權(quán)制衡度[8-9]對(duì)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，雖尚未達(dá)成共識(shí)，但普遍認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。就股權(quán)性質(zhì)而言，已有研究大都聚焦于考察單一股權(quán)性質(zhì)(國有股或非國有股)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，較少考慮股權(quán)多樣性這一因素，綜合考察股權(quán)多樣性、股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效影響的研究更是缺乏。對(duì)“混改”國企而言，股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效究竟會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？董事會(huì)配置是否會(huì)對(duì)二者之間關(guān)系產(chǎn)生作用？已有研究難以提供明晰的答案。鑒于此，本文基于“混改”國企的公司治理特征，從多個(gè)維度研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并進(jìn)一步探析董事會(huì)配置(行政型董事vs經(jīng)濟(jì)型董事)對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1.1 股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新績效

(1)股權(quán)多樣性與企業(yè)創(chuàng)新績效。根據(jù)資源依賴?yán)碚摚鄻有缘墓蓹?quán)結(jié)構(gòu)有利于優(yōu)化資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，合理配置資源，激發(fā)國有企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)造力。減少對(duì)企業(yè)的控制，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)主體多元化，是國有企業(yè)改革的重要方式之一[10]；非國有股東的加入，有助于提升持股主體完善公司治理機(jī)制的意愿，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新意識(shí)[11]，其原因在于：第一，民營股東和外資股東更重視長期的創(chuàng)新投資項(xiàng)目，對(duì)管理層的監(jiān)督更嚴(yán)格[12]，嚴(yán)密的監(jiān)督行為可以有效遏制管理者的機(jī)會(huì)主義行為，提升企業(yè)創(chuàng)新績效；第二，從資源依賴視角看，非國有股東參股能夠?yàn)槠髽I(yè)發(fā)展提供豐富的異質(zhì)性資源[13]，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)承受能力，對(duì)創(chuàng)新績效提升帶來積極的促進(jìn)作用。如Guadalupe等[14]研究表明，外資股東可以運(yùn)用自身專業(yè)技術(shù)知識(shí)幫助企業(yè)實(shí)施創(chuàng)新項(xiàng)目。因此本文認(rèn)為，企業(yè)股權(quán)性質(zhì)越豐富，越有利于企業(yè)創(chuàng)新績效提升，并提出如下假設(shè)：

H1：“混改”國企股權(quán)多樣與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

(2)股權(quán)制衡度與企業(yè)創(chuàng)新績效。股權(quán)制衡是指，在公司控制權(quán)由幾大股東分享的情況下，股東之間彼此牽制、相互約束，使得任何一個(gè)大股東都沒有辦法單獨(dú)決定企業(yè)重大事項(xiàng)，從而使得多方利益可以得到更好平衡。相比“一股獨(dú)大”的企業(yè)，存在制衡股東的企業(yè)可以得到更好的發(fā)展?；谖写砝碚?，La Porta[15]指出，持股比例足夠高的第二大股東通過對(duì)第一大股東進(jìn)行制衡，能在一定程度上抑制第一大股東的“掏空行為”。于此相類似，Maury & Pajuste[16]研究發(fā)現(xiàn)，第二大股東與第一大股東相互制衡，有利于優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)。從資源依賴視角看，在國有企業(yè)“混改”過程中，民營、外資等非國有股東進(jìn)入，可以為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供豐富的智力資本和財(cái)務(wù)資本，提升創(chuàng)新效率和效果。從委托代理視角看，研發(fā)活動(dòng)具有高風(fēng)險(xiǎn)性，企業(yè)短期內(nèi)難以獲取投資收益。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|所持股權(quán)過于集中時(shí)，出于對(duì)控制權(quán)私人收益的追求，可能通過濫用控制權(quán)擠占研發(fā)投資。非國有股東與國有股東相互制衡有助于減少第一大股東對(duì)創(chuàng)新資源的擠占，提高企業(yè)創(chuàng)新績效。由此，提出如下假設(shè)：

H2：“混改”國企股權(quán)制衡度與創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

(3)股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效。股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策具有重要影響。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度越高，大股東作出企業(yè)價(jià)值最大化決策、增加創(chuàng)新投入的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)。但也有學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)公司股權(quán)高度集中時(shí)，大股東擔(dān)心創(chuàng)新項(xiàng)目的高風(fēng)險(xiǎn)可能增加自身利益的不確定性，會(huì)減少技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目投入[17]。楊風(fēng)和李卿云[18]研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度越高的公司，研發(fā)投資反而越少。和股權(quán)分散的公司相比，當(dāng)公司股權(quán)高度集中時(shí)，控制權(quán)和決策權(quán)掌握在少數(shù)股東手中。在有限理性約束下，少數(shù)股東由于所掌握的知識(shí)、信息等資源比較有限，或者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度過于激進(jìn)或者保守，難以全面、客觀、準(zhǔn)確地對(duì)公司內(nèi)外部環(huán)境進(jìn)行分析。目前雖然部分國有企業(yè)象征性地引入了非國有資本，但國有股東依舊掌握著企業(yè)經(jīng)營控制權(quán)，非國有資本無法在創(chuàng)新決策中發(fā)揮作用，抑制了創(chuàng)新績效提升。由此，提出如下假設(shè)：

H3：“混改”國企股權(quán)集中度與創(chuàng)新績效顯著負(fù)相關(guān)。

1.2 董事會(huì)配置、股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效

董事會(huì)配置指董事會(huì)中不同類型董事所占比例?！盎旄摹眹蠖聲?huì)中存在行政型和經(jīng)濟(jì)型兩類董事[19]。其中，行政型董事由政府部門選派，具有明顯的行政背景，主要以實(shí)現(xiàn)國家意志為宗旨，在完成政策性目標(biāo)的前提下還要兼顧企業(yè)的社會(huì)價(jià)值；經(jīng)濟(jì)型董事則是從擁有相關(guān)專業(yè)背景和豐富管理經(jīng)驗(yàn)的人才中公開選拔的，這類董事傾向于將公司價(jià)值創(chuàng)造作為履職目標(biāo)。行政型董事和經(jīng)濟(jì)型董事由于來源不同，各自代表的權(quán)益和權(quán)力行使均存在差異。因此，不同的董事會(huì)配置會(huì)對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

國有企業(yè)中的行政型董事通常具有“準(zhǔn)官員”性質(zhì)，他們?yōu)榱藢?shí)現(xiàn)自身職位晉升目標(biāo)，往往不愿意進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)性的創(chuàng)新活動(dòng)，傾向于追求在位期間的業(yè)績穩(wěn)定。同時(shí)，行政型董事由于具有政府工作背景，通常位高權(quán)重，但薪酬又受到管制，這就可能誘發(fā)利用職位便利對(duì)企業(yè)采取掏空、進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易等行為，侵占公司資源，對(duì)績效提升帶來消極影響。此外，行政型董事在進(jìn)行決策時(shí)，需權(quán)衡政策性目標(biāo)與社會(huì)性目標(biāo)，如公司在運(yùn)營發(fā)展的同時(shí)還要兼顧地方經(jīng)濟(jì)建設(shè)、降低地區(qū)失業(yè)率等。這些政策性任務(wù)會(huì)加重公司的政策性負(fù)擔(dān)，影響企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展。因此本研究認(rèn)為，過高的行政型董事比例會(huì)降低股權(quán)多樣性對(duì)創(chuàng)新績效的積極影響，加劇國有大股東股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效的負(fù)面影響，弱化非國有股東對(duì)大股東的制衡作用。由此，提出如下假設(shè)：

H4a：董事會(huì)中的行政型董事越多，股權(quán)多樣性對(duì)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用越弱；

H4b：董事會(huì)中的行政型董事越多，股權(quán)制衡度對(duì)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用越弱；

H4c：董事會(huì)中的行政型董事越多，股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效的抑制作用越強(qiáng)。

與行政型董事不同，經(jīng)濟(jì)型董事是公開選聘出來的，一般具有企業(yè)發(fā)展所需的專業(yè)背景和相關(guān)項(xiàng)目管理經(jīng)驗(yàn)。已有研究表明，在董事會(huì)規(guī)模確定的前提下，有技術(shù)背景和管理經(jīng)驗(yàn)的董事有利于企業(yè)創(chuàng)新能力提高[20-21]。卞娜等[22]研究表明，擁有高學(xué)歷和技術(shù)專長的董事，有利于企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定和執(zhí)行，具體表現(xiàn)為增加企業(yè)R&D投入、提高資源配置效率，進(jìn)而增加企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。經(jīng)濟(jì)型董事作為不同股東的代表，可以有效利用股東擁有的豐富異質(zhì)性資源，更好地代表非國有股東的意愿，強(qiáng)化非國有股東對(duì)國有股東的制衡，緩解股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效提升的負(fù)面效應(yīng)。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H5a：董事會(huì)中的經(jīng)濟(jì)型董事越多，股權(quán)多樣性對(duì)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用越強(qiáng)；

H5b：董事會(huì)中的經(jīng)濟(jì)型董事越多，股權(quán)制衡度對(duì)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用越強(qiáng)；

H5c：董事會(huì)中的經(jīng)濟(jì)型董事越多，股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效抑制作用越弱。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本與數(shù)據(jù)

參與混合所有制改革的企業(yè)其主業(yè)屬于充分競(jìng)爭(zhēng)的行業(yè)和領(lǐng)域。制造業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)比較活躍，易于產(chǎn)生創(chuàng)新成果。因此，本文選取2013-2017年滬深兩市終極控制人為國家且經(jīng)過“混改”的制造業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象。借鑒李春玲等[23]的做法，如果研究期間某一年國有企業(yè)中國有第一大股東持股比例減少，則視為經(jīng)過了混改。同時(shí)，本文遵循以下原則對(duì)原始樣本進(jìn)行剔除：①每年專利申請(qǐng)量異常、缺失的公司樣本；②ST、*ST類及暫停上市的公司樣本；③公益類、關(guān)系國家安全類、金融類公司；④“混改”不足1年的企業(yè)；⑤其它變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，共得到1 408個(gè)樣本觀測(cè)值。考慮到股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)配置對(duì)創(chuàng)新績效的影響存在一定滯后性，故解釋變量和控制變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)。

本文股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)配置數(shù)據(jù)通過國泰安數(shù)據(jù)中心和巨潮資訊網(wǎng)手工查詢獲得；創(chuàng)新績效原始數(shù)據(jù)通過佰騰專利檢索系統(tǒng)手工收集整理得到；控制變量的數(shù)據(jù)則從國泰安數(shù)據(jù)中心、Wind資訊金融終端獲取。描述性統(tǒng)計(jì)和多元回歸分析應(yīng)用Stata12.0軟件實(shí)現(xiàn)。

2.2 變量設(shè)計(jì)

(1)被解釋變量：創(chuàng)新績效。利用專利申請(qǐng)數(shù)量測(cè)度創(chuàng)新績效(具體操作為對(duì)專利申請(qǐng)數(shù)加1取自然對(duì)數(shù))。專利是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的反映，具有同質(zhì)性、全面性、客觀性、易獲得性、技術(shù)相關(guān)性等特征，能夠較為準(zhǔn)確地反映企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平。

(2)解釋變量：股權(quán)結(jié)構(gòu)。參考馬連福等[24]的做法，利用前十大股東中國有、民營和外資股東的種類數(shù)衡量股權(quán)多樣性。具體而言，如果前十大股東中，只有一種性質(zhì)的股東則賦值為1，存在兩種不同性質(zhì)的股東則賦值為2，存在3種不同性質(zhì)的股東則賦值為3。以非國有股東與國有股東持股比例的相對(duì)值衡量股權(quán)制衡度，以第一大股東持股比例的平方衡量股權(quán)集中度。

表1 變量定義

(3)調(diào)節(jié)變量：董事會(huì)配置。借鑒曲亮等[19]的研究，用董事會(huì)中不同類型董事與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例測(cè)度董事會(huì)配置。其中，行政型董事指兼任黨政領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)(如黨委書記、人大常委、政協(xié)委員、紀(jì)委書記等)的董事；經(jīng)濟(jì)型董事指在董事會(huì)中兼任經(jīng)營型職位(如CEO、總經(jīng)理、總裁、財(cái)務(wù)總監(jiān)等)的董事。此外，本文還控制了公司規(guī)模、成長性、財(cái)務(wù)杠桿、盈利能力、政府補(bǔ)貼、公司年齡及年度和個(gè)體效應(yīng)的影響。變量定義及度量見表1。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

從表2的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，2014-2017年專利申請(qǐng)數(shù)量的均值為3.339，標(biāo)準(zhǔn)差為1.670，說明不同樣本公司間創(chuàng)新績效差距較大。股權(quán)制衡度的均值為0.796，標(biāo)準(zhǔn)差為3.291，說明樣本公司間非國有股東和國有股東持股比例存在很大差異，有的企業(yè)引入非國有資本比例較高，有的只是象征性引入，對(duì)國有第一大股東依然缺乏制衡機(jī)制。股權(quán)集中度的最大值為0.693，最小值為0.001，均值為0.173，標(biāo)準(zhǔn)差為0.127，說明總體而言，樣本公司第一大股東所持股份較高。行政型董事比例最大值為0.832，最小值為0，平均值為0.247，說明我國混改國企董事會(huì)內(nèi)部行政化色彩依然比較濃厚，改革不徹底。經(jīng)濟(jì)型董事比例的最大值為1，最小值為0.067，平均值達(dá)到0.753，說明混合所有制改革后，經(jīng)濟(jì)型董事所占比例有所增加，但不同公司情況存在差異。

股權(quán)特征和創(chuàng)新績效的分類統(tǒng)計(jì)情況如表3所示，樣本公司中只有國有股東的有576個(gè)，占樣本總量的40.91%；除國有股東外，包含民營或外資股東其中之一的有645個(gè)，占樣本總量的45.81%。其中，既有國有股東又有民營股東的有475個(gè)，既有國有股東又有外資股東的僅有170個(gè)，說明目前我國“混改”國企中引入外資股東的相對(duì)較少。國有、民營、外資3種性質(zhì)股東都有的樣本數(shù)量僅為187個(gè)，占比僅為13.28%?？傮w而言，我國混合所有制改革尚處于探索階段，“混改”國企引入非國有資本的類型還不夠豐富。平均專利申請(qǐng)數(shù)量最多的為第4種股權(quán)結(jié)構(gòu)類型的樣本(專利申請(qǐng)數(shù)量為153.8個(gè))，說明引入不同性質(zhì)的非國有資本有助于企業(yè)創(chuàng)新績效提高。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.2 回歸分析

(1)股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)新績效的主效應(yīng)回歸過程及結(jié)果?；贖ausman檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇固定效應(yīng)模型驗(yàn)證前文所提假設(shè)。為了降低多重共線性的影響，本文對(duì)自變量與調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，回歸結(jié)果見表4。

表4中第(1)列到第(4)列的調(diào)整R2分別為：0.386、0.376、0.372、0.383，說明模型擬合結(jié)果較為理想。控制變量對(duì)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果見第(1)列，其中5個(gè)控制變量均與創(chuàng)新績效顯著相關(guān)，說明本文控制變量選取比較有效；第(2)列檢驗(yàn)股權(quán)多樣性(Mix)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效(Inn p)的影響，股權(quán)多樣性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正(β=0.111，p<0.01)，H1得到支持，說明股權(quán)多樣性越豐富，越有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效提升；第(3)列股權(quán)制衡度(Restr)對(duì)創(chuàng)新績效的影響系數(shù)顯著為正(β=0.016，p<0.1)，說明股權(quán)制衡度越高的企業(yè)，創(chuàng)新績效越好，H2得到支持；第(4)列股權(quán)集中度(Concen)對(duì)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(β=-1.001，p<0.01)，說明股權(quán)集中度越高，企業(yè)創(chuàng)新績效(Inn p)越差，H3得到支持?？毓纱蠊蓶|手中的股權(quán)過于集中，可能會(huì)因重短期私利而抑制企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目實(shí)施，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新績效下降。

(2)董事會(huì)配置調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸過程及結(jié)果。董事會(huì)配置對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果見表5。表5中(1)列到(6)列的調(diào)整R2均大于0.300，說明模型擬合效果較為理想。

表3 股權(quán)特征與企業(yè)創(chuàng)新績效分類統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表4 股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)新績效主效應(yīng)回歸結(jié)果

注：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1。括號(hào)內(nèi)為T值；下同

第(1)-(2)列檢驗(yàn)了董事會(huì)配置對(duì)股權(quán)多樣性與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。第(1)列中行政型董事比例與股權(quán)多樣性交互項(xiàng)Xzx*Mix的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(β=-0.231，p<0.01)，說明行政型董事比例弱化了股權(quán)多樣性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效帶來的積極影響，H4a得到支持；第(2)列中經(jīng)濟(jì)型董事比例與股權(quán)多樣性交互項(xiàng)Jjx*Mix的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(β=0.205，p<0.01)，說明經(jīng)濟(jì)型董事比例強(qiáng)化了股權(quán)多樣性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的積極影響，H5a得到支持；第(3)-(4)列檢驗(yàn)了董事會(huì)配置對(duì)股權(quán)制衡度和企業(yè)創(chuàng)新績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,第(3)列中行政型董事比例和股權(quán)制衡度交互項(xiàng)Xzx*Restr的回歸系數(shù)為0.029，但p>0.1，說明行政型董事比例對(duì)股權(quán)制衡度與創(chuàng)新績效的關(guān)系并沒有顯著調(diào)節(jié)作用，H4b未得到支持；第(4)列經(jīng)濟(jì)型董事比例和股權(quán)制衡度交互項(xiàng)Jjx*Restr的系數(shù)顯著為正(β=0.018，p<0.1)，說明董事會(huì)中經(jīng)濟(jì)型董事越多，股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用越強(qiáng)，H5b得到支持。第(5)-(6)列檢驗(yàn)了董事會(huì)配置對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。第(5)列中行政型董事比例和股權(quán)集中度交互項(xiàng)Xzx*Conce的系數(shù)為負(fù)且較為顯著(β=-3.280，p<0.01)，表明過高的行政型董事比例，會(huì)加劇股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效的負(fù)向作用，H4c得到支持；第(6)列經(jīng)濟(jì)型董事比例與股權(quán)集中度的交互項(xiàng)Jjx*Concen系數(shù)為β=-0.413，但p>0.1，說明董事會(huì)中經(jīng)濟(jì)型董事對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系并未表現(xiàn)出顯著的調(diào)節(jié)作用， H5c未得到支持。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合結(jié)果在不同情況下的一致性，本文采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

其一為替換變量。即將企業(yè)創(chuàng)新績效的測(cè)度指標(biāo)由專利申請(qǐng)量(Inn P)替換為專利授權(quán)數(shù)量(Sq P);其二為改變模型。即將固定效應(yīng)模型替換為普通最小二乘(OLS)模型;通過采用上述兩種方法，本文再次檢驗(yàn)了股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)新績效的主效應(yīng)，以及董事會(huì)配置對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表6和表7所示。

從表6中發(fā)現(xiàn)，不管是替換因變量還是改變回歸模型，股權(quán)多樣性(系數(shù)分別為0.132和0.218，p均小于0.01)和股權(quán)制衡度(系數(shù)分別為0.018和0.058，p分別小于0.05和0.01)均顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效提升；股權(quán)集中度則表現(xiàn)出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效顯著的抑制作用(兩種方法p均小于0.01)，再次驗(yàn)證了主效應(yīng)的3個(gè)假設(shè)。

從表7中Panel A和Panel B可以看出，不管是采用替換變量法還是改變回歸模型，股權(quán)多樣性與行政型董事比例的交互項(xiàng)Xzx*Mix與創(chuàng)新績效均顯著為負(fù)(p值分別小于0.05和0.01)；股權(quán)多樣性與經(jīng)濟(jì)型董事比例的交互項(xiàng)Jjx*Mix與創(chuàng)新績效均顯著為正(p值均小于0.01)；股權(quán)制衡度與經(jīng)濟(jì)型董事比例的交互項(xiàng)Jjx*Restr與創(chuàng)新績效均顯著為正(p值分別小于0.01和0.05)；股權(quán)集中度與行政型董事比例的交互項(xiàng)Xzx*Concen與創(chuàng)新績效顯著為負(fù)(p值均小于0.01)。兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)型董事強(qiáng)化了股權(quán)多樣性和股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用，行政型董事比例弱化了股權(quán)多樣性對(duì)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用，強(qiáng)化了股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效的阻礙作用。由此可見，本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 董事會(huì)配置對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

表6 主效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

基于2013-2017年中國滬深A(yù)股進(jìn)行“混改”的371家國有制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了股權(quán)結(jié)構(gòu)(股權(quán)多樣性、制衡度和集中度)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察了董事會(huì)配置(行政型董、經(jīng)濟(jì)型董事)對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示：股權(quán)多樣性越豐富，企業(yè)創(chuàng)新績效越好；高股權(quán)制衡度有利于企業(yè)創(chuàng)新績效提升，高股權(quán)集中度會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新績效提升。同時(shí)，當(dāng)董事會(huì)中行政型董事比例較高時(shí)，股權(quán)多樣性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用被弱化，股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新績效的阻礙作用被強(qiáng)化；當(dāng)董事會(huì)中經(jīng)濟(jì)型董事比例較高時(shí)，能放大股權(quán)多樣性和股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的積極影響。

4.2 對(duì)策建議

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下對(duì)策建議。

(1)配置多樣性的股權(quán)結(jié)構(gòu)。針對(duì)國有企業(yè)長期存在的一股獨(dú)大、股權(quán)制衡機(jī)制不健全等痼疾，一方面引入包含民營資本、集體資本、外資資本等在內(nèi)的非國有投資主體，采用多種方式參與國有企業(yè)混合所有制改革，健全法人治理結(jié)構(gòu)；另一方面，引入擁有企業(yè)發(fā)展所需關(guān)鍵資源的戰(zhàn)略投資者，同步實(shí)施職工入股，激發(fā)國有企業(yè)活力。不同性質(zhì)的股東在戰(zhàn)略布局、營銷渠道、專業(yè)技術(shù)等方面具有各自獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)，可以為企業(yè)創(chuàng)新提供多樣化的資源獲取渠道。此外，外資股東、民營股東和國有股東之間相互制衡，有助于對(duì)經(jīng)理人的偷懶行為進(jìn)行監(jiān)督，從而完善公司治理機(jī)制，提高公司創(chuàng)新活動(dòng)的效率和效果。

(2)構(gòu)建規(guī)范多元化的董事會(huì)。針對(duì)國有企業(yè)董事會(huì)行政化色彩濃厚的問題，合理“去行政化”是混合所有制改革的后續(xù)重點(diǎn)工作，也是國有企業(yè)董事會(huì)改革的可行方式。進(jìn)行“混改”的國有企業(yè)應(yīng)當(dāng)在合理配置行政型董事比例的基礎(chǔ)上，吸納經(jīng)濟(jì)型董事和職工董事進(jìn)入董事會(huì)，以保證企業(yè)內(nèi)部不同利益相關(guān)者的發(fā)言權(quán)，保障各類中小股東權(quán)益，進(jìn)而構(gòu)建公正平等、制衡有效、高效協(xié)調(diào)的多元化董事會(huì)，為增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力提供戰(zhàn)略決策資本。

(3)分類推進(jìn)混合所有制改革。政府要針對(duì)各行業(yè)具體情況，對(duì)“混改”方式、進(jìn)程統(tǒng)籌安排，切忌“混而不改”的現(xiàn)象發(fā)生。在實(shí)踐層面，鼓勵(lì)重點(diǎn)領(lǐng)域的國有企業(yè)充分發(fā)揮各類資本優(yōu)勢(shì)，按照國家要求積極優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局。政府需完善配套措施，以保證“混改”質(zhì)量和效果。同時(shí)，推進(jìn)混合所有制改革，應(yīng)始終奉行各種所有制企業(yè)互惠雙贏的原則，在吸收非國有資本進(jìn)入國有企業(yè)的同時(shí)，也要鼓勵(lì)國有資本參股非國有企業(yè)，通過國有資本和非國有資本相互融合、共同發(fā)展，為增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力提供源頭活水。