李慧聰，孫亞會，李一珊

(北京工商大學(xué) 商學(xué)院，北京 100048)

0 引言

混合所有制改革是指通過改革使國有資本和非國有資本交叉持股、相互融合，發(fā)揮各類資本的協(xié)同合作優(yōu)勢[1]。目前，國企混改的優(yōu)越性已經(jīng)得到學(xué)者廣泛認(rèn)可，大量民營資本參股國有企業(yè)，在優(yōu)化公司治理機制、改善企業(yè)經(jīng)營業(yè)績、提升企業(yè)創(chuàng)新績效等方面取得顯著成效。與此同時，加大民營企業(yè)混改力度也受到學(xué)者廣泛關(guān)注。自十八屆三中全會提出鼓勵發(fā)展非公有資本控股的混合所有制企業(yè)以來，國家多次發(fā)布政策鼓勵推進國有資本入股民營企業(yè)。市場層面也積極響應(yīng)，以醫(yī)藥行業(yè)為例，2020年康恩貝、佐力藥業(yè)和九強生物先后引入國有資本。國有企業(yè)和各級國資委主動參股，幫助民企引入資本紓困、開展戰(zhàn)略合作、提升管理能力。國有資本入股民營企業(yè)這一混改形式日益受到各方重視。

創(chuàng)新在提升企業(yè)競爭優(yōu)勢方面發(fā)揮著重要作用。在我國創(chuàng)新體系建設(shè)中，家族企業(yè)是一大重要分支。據(jù)《2019華人家族企業(yè)關(guān)鍵報告》顯示，在2012-2018年各類企業(yè)總數(shù)占比中，大陸家族企業(yè)占38%，臺灣地區(qū)高達(dá)65%。就中國A股市場看，家族企業(yè)占非國有企業(yè)的數(shù)量比例高達(dá)50%以上，因此家族企業(yè)創(chuàng)新能力提升對整個社會創(chuàng)新創(chuàng)造具有不可忽視的作用。然而，就創(chuàng)新現(xiàn)狀來看，家族企業(yè)普遍存在創(chuàng)新能力不足、創(chuàng)新效率低下的問題[2]，不僅抑制企業(yè)自身競爭力提升，還會對社會創(chuàng)新體系建設(shè)產(chǎn)生負(fù)面影響。

在學(xué)術(shù)研究層面，已有研究從產(chǎn)業(yè)效率和公司績效等方面證實混改對國企發(fā)展具有促進作用，針對民營企業(yè)引入國資視角的研究相對較少，相關(guān)學(xué)者主要從政策支持、融資便利、企業(yè)創(chuàng)新績效等方面[3-7]進行探討，但尚未取得一致結(jié)論。這種新的國有資本“舉牌潮”引起學(xué)者對非國有企業(yè)發(fā)展前景的關(guān)注以及關(guān)于國資入股的爭議[8]，引發(fā)了“國進民退”“與民爭利”的討論。鑒于目前非公有控股混合所有制企業(yè)已初具規(guī)模[9]，對國有資本“舉牌潮”進行研究具有重要現(xiàn)實意義。如何引導(dǎo)民營企業(yè)引入國有資本實現(xiàn)長遠(yuǎn)發(fā)展，成為目前亟待解決的問題。

聚焦家族企業(yè)，一方面，血緣關(guān)系和家族文化使家族企業(yè)對控制權(quán)的追求更強烈、對家族聲譽重視程度更高，為避免承擔(dān)創(chuàng)新失敗導(dǎo)致的社會情感財富損失，家族企業(yè)傾向于規(guī)避創(chuàng)新[10-11]；另一方面，當(dāng)前學(xué)者對家族企業(yè)創(chuàng)新的研究大多集中在創(chuàng)新投入層面，較少探討投入轉(zhuǎn)化效率，基于混合所有制改革宏觀背景的研究更少。因此，在當(dāng)前“國資”參股“民營”背景下，將國有股權(quán)作為家族企業(yè)創(chuàng)新效率影響因素，探討混合所有制改革對民企創(chuàng)新效率的影響具有一定現(xiàn)實意義。考慮到非控股國有股權(quán)與家族所有權(quán)相互融合、交互影響[9]過程，本文深入探討國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新效率的作用機理和影響路徑，對全面認(rèn)識混合所有制改革具有重要意義。

基于此，本文以2008-2018年我國上市家族企業(yè)為樣本，研究國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，并進一步對其中介路徑進行深入探究。主要貢獻在于：第一，根植于家族企業(yè)社會情感財富理論，嵌入混合所有制改革背景，研究國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響?，F(xiàn)有家族企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)研究大多從家族涉入程度、代際傳承、親緣關(guān)系等自身因素出發(fā)[12-15]，忽略了“國資入股民營”的背景。本文從企業(yè)創(chuàng)新角度切入，分析國有股權(quán)對家族企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在混改過程中，引入國有股權(quán)可以有效促進家族企業(yè)創(chuàng)新，從混合所有制改革視角為家族企業(yè)創(chuàng)新影響因素提供新解釋，為家族企業(yè)創(chuàng)新效率提升提供新經(jīng)驗，可深化對混合所有制改革的全面理解。第二，剖析混合所有制改革影響家族企業(yè)創(chuàng)新效率的具體路徑。既有研究主要聚焦于融資約束、政治關(guān)聯(lián)和創(chuàng)新資源等[4-6、16-17]對國有股權(quán)參股進行檢驗。本文基于股東資源理論，全面考慮國有股權(quán)參股對企業(yè)創(chuàng)新和運作管理過程的影響，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股通過提高家族企業(yè)政府補貼和創(chuàng)新管理能力進而提升企業(yè)創(chuàng)新效率，可為股東資源理論提供實證支撐。第三，以創(chuàng)新效率為落腳點，在創(chuàng)新投入的基礎(chǔ)上考察國有股權(quán)參股對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，并對創(chuàng)新效率進行討論。第四，本文從企業(yè)創(chuàng)新角度解釋關(guān)于國有股權(quán)“國進民退”的爭議，為國有資本保值增值和混合所有制改革拓展了思路與方法。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 國有股權(quán)參股與家族企業(yè)創(chuàng)新效率

本文借鑒經(jīng)濟學(xué)中關(guān)于“效率”的概念，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個視角分析國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。

(1)國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。股東資源理論認(rèn)為，除投入財務(wù)資本外，大股東還會投入承載多種生產(chǎn)要素的資源。隨著公司的不斷發(fā)展，這種資源會產(chǎn)生累積效應(yīng)，且逐漸依附于“股東身份”，如股東政治關(guān)聯(lián)有助于提高企業(yè)融資便利[1]。第一，國有股權(quán)能給家族企業(yè)帶來創(chuàng)新活動所需的資金資源。一方面，國有股權(quán)可以有效緩解銀行融資約束[16]、促進企業(yè)創(chuàng)新[4-5]；另一方面，政府會將原本傾向于分配給國有股權(quán)的資源分配給被參股企業(yè)[7]，增加家族企業(yè)的非銀行性融資，獲取隱形政治關(guān)聯(lián)下更多的政府補貼。第二，國有股權(quán)給企業(yè)帶來更多非資金創(chuàng)新資源。大股東本身會帶來獨特的無形資源，如股東身份、背景和社會聲譽[1]。其中，國有性質(zhì)股東主要體現(xiàn)為給企業(yè)帶來一定的“政治背書”[18]。國有股權(quán)參股不僅向外界投資者傳遞出“政府愿意與企業(yè)共擔(dān)風(fēng)險”的積極信號，提高外部投資者投資意愿、塑造企業(yè)良好的形象，還能使企業(yè)獲取政府更多創(chuàng)新支持和政策變動信息，為家族企業(yè)創(chuàng)新活動提供更多制度保障。第三，國有股權(quán)參股有利于提高家族企業(yè)創(chuàng)新意愿。國有股權(quán)在參股后通過降低家族企業(yè)風(fēng)險厭惡程度、提高控股家族風(fēng)險承擔(dān)能力，增強家族企業(yè)創(chuàng)新意愿，進而提高家族企業(yè)創(chuàng)新投入[5]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：國有股權(quán)參股能夠促進家族企業(yè)創(chuàng)新投入。

(2)國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響?；谏鐣楦胸敻焕碚摵痛砝碚?，家族企業(yè)兩權(quán)合一有效緩解了第一類代理問題，修正了代理人私利[19]，但在企業(yè)內(nèi)部又產(chǎn)生了兩類新代理問題[20]。其中，家族內(nèi)部代理問題主要由家族內(nèi)部利益沖突和家族經(jīng)理人機會主義行為引致[21-22]，而家族與非家族成員之間的代理問題主要由非家族經(jīng)理人利益受損和不公平待遇引致[23-24]。如果缺乏有效的外部監(jiān)督與控制，這兩類代理問題將影響代理人行為，進而影響企業(yè)創(chuàng)新決策的執(zhí)行，抑制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

國有股權(quán)參股可緩解新代理問題對創(chuàng)新產(chǎn)出的負(fù)面影響。一方面，國有股權(quán)參股帶來的股東組織資源能夠提高經(jīng)理人創(chuàng)新管理能力。國有股東參與家族企業(yè)經(jīng)營管理活動[5]，其帶來的股東組織資源能夠幫助企業(yè)更好地運作[1]，規(guī)范企業(yè)創(chuàng)新管理流程，有效傳遞企業(yè)創(chuàng)新目標(biāo)。并且，國有股權(quán)擁有的創(chuàng)新技術(shù)及管理優(yōu)勢能夠幫助經(jīng)理人更好地識別和應(yīng)對創(chuàng)新風(fēng)險，提升家族和非家族經(jīng)理人的創(chuàng)新管理能力，進而促進家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；另一方面，國有股權(quán)參股可增強家族企業(yè)外部監(jiān)督。除國有股東本身直接對控股家族企業(yè)進行監(jiān)督外，為防止家族內(nèi)部利益沖突，國有股權(quán)的“隱形政治關(guān)聯(lián)”還引入政府監(jiān)督。并且，相對于家族員工，國有股權(quán)參股可以降低非家族員工在晉升等方面遭遇的不公平待遇，改善非家族員工心態(tài)，保障非家族員工利益，從而發(fā)揮員工的外部監(jiān)督作用。三方同時監(jiān)督可以避免無效創(chuàng)新投入，規(guī)范創(chuàng)新過程，提高創(chuàng)新產(chǎn)出。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1b：國有股權(quán)參股能夠促進家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

國有股權(quán)在投入和產(chǎn)出兩個方面對家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用后，最終對創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率的影響取決于這兩種促進效果的大小。本文認(rèn)為，出于國有資產(chǎn)保值增值、帶動非國有企業(yè)發(fā)展的目的，國有股東會更加注重創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)化和創(chuàng)新過程管理，且參股后的隱形政治關(guān)聯(lián)也能夠幫助企業(yè)更好地應(yīng)對政策環(huán)境不確定性[5]，提升與國家整體發(fā)展趨勢的適應(yīng)性，以避免無效創(chuàng)新投入。因此，本文認(rèn)為國有股權(quán)參股在一定程度上可以提高研發(fā)成果成功的可能性，使創(chuàng)新投入獲取更多產(chǎn)出回報，最終促進家族企業(yè)創(chuàng)新效率提升。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1c：國有股權(quán)參股能夠提升家族企業(yè)創(chuàng)新效率。

1.2 政府補貼的中介效應(yīng)

由假設(shè)H1a分析可知，國有股權(quán)參股通過帶來創(chuàng)新資源促進家族企業(yè)創(chuàng)新投入。基于股東資源理論，本文認(rèn)為國有股權(quán)參股增加家族企業(yè)政府補貼是緩解家族企業(yè)資源約束、提高創(chuàng)新效率的重要路徑。政府補貼的中介效應(yīng)主要體現(xiàn)在以下3個方面：

(1)基于創(chuàng)新資金資源角度，政府補貼除向企業(yè)直接注入資金、緩解創(chuàng)新融資約束[25]外，還會間接增加家族企業(yè)外部融資?；谛盘杺鬟f理論，政府補貼可以增強外部投資者信心，不僅有利于家族企業(yè)獲得銀行貸款等外部融資[26]，還能促使企業(yè)為維持家族形象和社會聲譽而提高創(chuàng)新效率。

(2)基于創(chuàng)新非資金資源角度，高風(fēng)險創(chuàng)新活動一旦失敗所引發(fā)的經(jīng)營危機，將導(dǎo)致家族財富縮減和家族聲譽受損，社會情感財富的極大損失使家族企業(yè)不愿投入過多家族財富進行創(chuàng)新[27-28]。而國有股權(quán)參股帶來的政府補貼則釋放了與家族企業(yè)共擔(dān)風(fēng)險的信號，可為家族企業(yè)創(chuàng)新活動提供保障[5]，緩解企業(yè)創(chuàng)新壓力，提高企業(yè)創(chuàng)新主動性，促進家族企業(yè)創(chuàng)新效率提升。

(3)基于外部監(jiān)督角度，國有股權(quán)參股不僅會加強補貼資源使用過程中的監(jiān)管，還會引入政府和銀行等外部監(jiān)督，使資金使用渠道更加透明、預(yù)算管控更加嚴(yán)格，提高創(chuàng)新活動信息透明度，抑制家族企業(yè)在創(chuàng)新過程中的研發(fā)操縱行為，使資源得到有效配置和合理利用，從而提高創(chuàng)新效率。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：國有股權(quán)參股通過提高政府補貼對家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

1.3 創(chuàng)新管理能力的中介效應(yīng)

由假設(shè)H1b分析可知，國有股權(quán)參股主要通過帶來股東組織資源緩解代理沖突，并輔以增強外部監(jiān)督促進家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。這種股東組織資源在實踐中主要體現(xiàn)為對家族企業(yè)創(chuàng)新管理能力的提升，因此本文認(rèn)為創(chuàng)新管理能力在促進家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出過程中起中介作用，主要體現(xiàn)在以下3個方面：

(1)國有股權(quán)參股能夠保證企業(yè)原有創(chuàng)新管理能力效益最大化?；谏鐣楦胸敻焕碚?，對家族控制權(quán)的過度追求使家族企業(yè)容易產(chǎn)生傳統(tǒng)第二類代理問題。而國有股權(quán)參股后出于資產(chǎn)保值增值的目的，會充分發(fā)揮監(jiān)督和制衡作用，抑制家族股東追求控制權(quán)私利，防止家族私占資源，有效降低代理成本，使企業(yè)原有創(chuàng)新管理能力在創(chuàng)新活動中得以充分發(fā)揮。

(2)國有股權(quán)參股能夠提高家族經(jīng)理人創(chuàng)新管理能力。家族社會情感財富會誘導(dǎo)家族經(jīng)理人的機會主義行為，產(chǎn)生家族企業(yè)特有的內(nèi)部代理問題。家族管理者往往會因為利他主義及對家族控制權(quán)的追求而賦予資質(zhì)平庸的家族成員高職高薪[29]。而作為大股東的國有股東在參股后帶來的股東組織資源不僅可以幫助家族經(jīng)理人成功渡過難關(guān)，還能幫助其更好地計劃、組織和領(lǐng)導(dǎo)家族活動，提高家族經(jīng)理人在創(chuàng)新活動中的管理能力。

(3)國有股權(quán)參股有利于發(fā)揮非家族經(jīng)理人的創(chuàng)新管理能力。家族社會情感財富導(dǎo)致企業(yè)對非家族員工情感和利益的忽視，從而產(chǎn)生家族與非家族成員之間的代理問題。而國有股權(quán)參股則可以抑制家族對控制權(quán)的過度追求，有助于增強非家族員工的歸屬感和團隊精神。并且，在隱形政治關(guān)聯(lián)下，公司管理更加規(guī)范，非家族經(jīng)理人的利益得到保障，能夠充分發(fā)揮非家族經(jīng)理人在創(chuàng)新活動中的管理作用。綜上，提出如下假設(shè)：

H2b：國有股權(quán)參股通過提高創(chuàng)新管理能力對家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

綜上所述，本文構(gòu)建研究框架，如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于企業(yè)早期對研發(fā)信息披露不充分，為避免數(shù)據(jù)缺失導(dǎo)致樣本有偏，本文選取2008-2017年滬深A(yù)股家族企業(yè)上市公司作為初始樣本?？紤]到研發(fā)數(shù)據(jù)的滯后性問題，創(chuàng)新產(chǎn)出相關(guān)數(shù)據(jù)截至2018年，研發(fā)及各項財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)。對于個別指標(biāo)缺失、數(shù)值不一致的數(shù)據(jù)，通過巨潮資訊網(wǎng)站上市公司年報進行補充與核對。

對家族企業(yè)的界定，本文借鑒相關(guān)學(xué)者[5、12、15、30-32]研究，選取符合以下條件的企業(yè)作為家族企業(yè)：①最終控制權(quán)能夠歸結(jié)到一個自然人或一個家族；②該自然人或家族對上市公司擁有實質(zhì)性控制權(quán)，實際持股比例總和大于25%；③最終控制人直接或間接是上市公司第一大股東；④家族對上市公司進行實際經(jīng)營管理，即某個家族成員擔(dān)任公司董事長或總經(jīng)理。另外，本文剔除樣本期間任何一年處于金融保險行業(yè)、ST、*ST及其它非正常交易狀態(tài)企業(yè)、樣本期間最終控制人發(fā)生變化的企業(yè)以及其它數(shù)據(jù)不全且存在異常值的企業(yè)。在進行上述刪減后，最終得到958家公司的7 031個觀測值。其中，創(chuàng)新投入由于早年數(shù)據(jù)缺失，最終觀測值為5 846個。為消除極端值對回歸結(jié)果的影響，對指標(biāo)中的連續(xù)變量在1%分位數(shù)和99%分位數(shù)進行Winsorize縮尾處理。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率。創(chuàng)新投入指標(biāo)使用家族企業(yè)當(dāng)年研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例進行衡量，記為RD；考慮到產(chǎn)出的滯后性，創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)使用家族企業(yè)當(dāng)年和下一年獨立申請的專利總數(shù)之和進行衡量，即發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利數(shù)量加總，記為PAT。使用專利申請量而非授予量，主要是考慮到影響專利授予的因素較多，專利申請數(shù)據(jù)比授予數(shù)據(jù)更及時、可靠；創(chuàng)新效率(IE)直接使用DEA方法進行測算。其中，借鑒胡元木[33]的研究，對企業(yè)研發(fā)支出取對數(shù)衡量投入指標(biāo)，對專利總申請數(shù)取對數(shù)衡量產(chǎn)出指標(biāo)。

(2)解釋變量：是否存在國有股權(quán)參股(State)。對所有家族企業(yè)樣本年報及半年報中披露的前十大股東股份性質(zhì)進行搜集，如果當(dāng)年披露的前十大股東中有國有參股股東，則對虛擬變量State賦值為1，否則為0。其中，對于國有股權(quán)的確定，首先通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取家族企業(yè)前十大股東名稱及持股數(shù)據(jù)，但已有公開數(shù)據(jù)庫對股東性質(zhì)的記錄不太準(zhǔn)確，因此需要通過企查查、國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)等網(wǎng)站手工收集前十大股東的其它數(shù)據(jù)進行補充，進而判定股東是否屬于國有股權(quán)。在對國有股東范圍進行界定時，參照郝陽和龔六堂[6]的做法，具體包括政府部門(財政部、國資委等)、國有企業(yè)法人和四大資產(chǎn)管理公司(及其全資子公司)等，剔除其中的“金融類”股東，即社?；?、證券投資基金、資產(chǎn)管理計劃、保險投資賬戶、信托投資賬戶和銀行基金賬戶等。

(3)中介變量：在對政府補貼和創(chuàng)新管理能力的中介作用進行檢驗時，本文借鑒楊洋等[34]的研究方法，使用政府補貼的自然對數(shù)對政府補貼(GOV)進行衡量。考慮到國有股權(quán)參股對家族企業(yè)政府補貼的影響效果具有滯后性，因此使用t+1期數(shù)據(jù)進行回歸；對于創(chuàng)新管理能力(IMC)，從代理成本角度選取相應(yīng)指標(biāo)。借鑒Ang等[35]的研究，以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為替代變量，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，說明公司代理成本越小，創(chuàng)新管理能力越強。

(4)控制變量：借鑒鄧永勤和汪靜[4]、羅宏和秦際棟[5]的研究，選取以下變量作為控制變量。在家族企業(yè)財務(wù)能力方面，選取家族企業(yè)規(guī)模(Size)、年齡(Age)、償債能力(Lev)、盈利能力(ROA)、成長能力(Growth)和現(xiàn)金流量水平(Cash)；在家族企業(yè)公司治理方面，選取董事會規(guī)模(Boards)、董事長與總經(jīng)理兼任情況(Duality)、獨立董事占比(Indep)和機構(gòu)持股情況(Inst)；同時，控制行業(yè)、年度的影響。具體變量定義與測量方法見表1。

表1 變量定義與測度

2.3 模型設(shè)計

(1)主檢驗?zāi)Ｐ汀？紤]到樣本可能存在選擇偏誤，故本文選取Heckman兩階段模型對數(shù)據(jù)進行回歸處理，構(gòu)建家族企業(yè)是否會被國有股權(quán)參股的選擇方程和國有股權(quán)參股后對家族企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出與效率影響的回歸方程。

第一階段：設(shè)立家族上市公司是否會被國有股權(quán)參股的選擇方程，用Probit估計每個家族企業(yè)被國有股權(quán)參股的概率，得出逆米爾斯比λ。

Yi,t*=αZi,t+μi,t

(1)

式(1)中，Yi,t*為家族企業(yè)是否會被國有股權(quán)參股的選擇函數(shù)，若αZi,t+μi,t>0，則Yi,t*=1，說明家族企業(yè)會被國有股權(quán)選擇參股；若αZi,t+μi,t≤0，則Yi,t*=0，說明家族企業(yè)不會被國有股權(quán)選擇參股；Zi,t為影響家族企業(yè)被國有股權(quán)選擇的各種可觀測的解釋變量集，考慮年度及行業(yè)效應(yīng)；α為待估參數(shù)，μi,t為隨機擾動項。根據(jù)式(1)得到的估計值計算逆米爾斯比(λi,t)。

第二階段：將逆米爾斯λ作為修正變量加入國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸方程。

Yi,t=β0+β1Statei,t+β2λi,t+β3Controlsi,t+εi,t

(2)

其中，將家族企業(yè)創(chuàng)新投入(RD)、創(chuàng)新產(chǎn)出(PAT)和創(chuàng)新效率(IE)分別帶入Yi,t進行回歸。Statei,t表示該企業(yè)當(dāng)年是否被國有股權(quán)參股，βi為待估參數(shù)，Controls為控制變量集。如果λ顯著不為0，則說明存在選擇性偏誤，應(yīng)采用Heckman兩階段模型控制選擇偏誤；否則表明選擇性偏誤不存在，可以直接用OLS進行估計。

(2)中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ汀⒄諟刂吟氲萚36]的研究方法構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?。由主回歸結(jié)果可知，國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新的促進作用顯著，假設(shè)H1得到驗證。因此，在控制樣本選擇偏誤后，采用以下模型進行逐步回歸，對政府補貼(GOV)和創(chuàng)新管理能力(IMC)的中介效應(yīng)進行檢驗。

GOVi,t+1=α0+α1Statei,t+α2Controlsi,t+μi,t

(3a)

Yi,t=φ0+φ1GOVi,t+1+φ2Controlsi,t+μi,t

(3b)

Yi,t=β0+β1GOVi,t+1+β2Statei,t+β3GOVi,t+1Statei,t+β4Controlsi,t+μi,t

(3c)

IMCi,t=δ0+δ1Statei,t+δ2Controlsi,t+μi,t

(4a)

Yi,t=θ0+θ1IMCi,t+θ2Controlsi,t+μi,t

(4b)

Yi,t=γ0+γ1IMCi,t+γ2Statei,t+γ3IMCi,tStatei,t+γ4Controlsi,t+μi,t(4c)

其中，i、t分別表示不同企業(yè)和時間(年)；被解釋變量Yi,t分別代入創(chuàng)新投入RDi,t和創(chuàng)新產(chǎn)出PATi,t；Statei,t為解釋變量，表示家族企業(yè)國有股權(quán)參股情況；GOVi,t+1和IMCi,t為中介變量。

以政府補貼中介效應(yīng)模型組為例，中介效應(yīng)檢驗過程如下：①對主模型(1)、(2)進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出的State回歸系數(shù)顯著，可以進行中介效應(yīng)檢驗；②估計模型(3a)和(3b)，如果回歸系數(shù)α1和φ1均顯著，則在此基礎(chǔ)上觀察模型(3c)的系數(shù)。若State系數(shù)顯著，則說明政府補貼(GOV)發(fā)揮顯著中介作用；State系數(shù)不顯著，則說明政府補貼(GOV)發(fā)揮顯著的完全中介作用。并且，對于交乘項GOV×State，若系數(shù)β3顯著，則說明國有股權(quán)參股對政府補貼(GOV)存在中介調(diào)節(jié)作用，國有股權(quán)通過調(diào)節(jié)家族企業(yè)政府補貼進而影響企業(yè)創(chuàng)新；③估計模型(3a)和(3b)，如果回歸系數(shù)α1和φ1至少有一個不顯著，則需通過Sobel檢驗進一步判斷中介效應(yīng)。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知，樣本期間不同家族企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出差異較大，尤其對于以連續(xù)兩年專利申請總量衡量的創(chuàng)新產(chǎn)出(PAT)來說，最小值為0，最大值為11 200，標(biāo)準(zhǔn)差為257.8，表明不同家族企業(yè)之間存在較大的創(chuàng)新產(chǎn)出能力差異。對于創(chuàng)新效率(IE)，平均值為0.315，中位數(shù)為0.334，表明雖然家族企業(yè)整體創(chuàng)新效率水平不高，但有超過一半的家族企業(yè)創(chuàng)新效率高于樣本平均水平。對于解釋變量是否存在國有股權(quán)參股(State)，均值為0.363，表明在上市家族企業(yè)樣本中，約有36%的家族企業(yè)被國有股權(quán)參股，即存在參股國有股東的家族企業(yè)樣本占比超過1/3。由此可見，在混合所有制改革中，國有資本入股家族企業(yè)的情況比較普遍。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 主檢驗

表3列示了Heckman兩階段回歸結(jié)果。第(1)、第(3)、第(5)列分別從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率層面進行Heckman第一階段樣本選擇模型回歸，因變量為二元啞變量，表示家族企業(yè)是否存在國有股權(quán)參股，引入同地區(qū)同行業(yè)家族企業(yè)國有股權(quán)參股的平均值meanstate作為工具變量，各自變量基于能否影響家族企業(yè)被國有股權(quán)選擇參股而設(shè)定。第一階段經(jīng)過Probit回歸后計算得到逆米爾斯比λ，在同時加入家族企業(yè)實際被參股虛擬變量State后進行第二階段方程回歸。表3第(2)、第(4)和第(6)列為修正選擇偏誤后的Heckman第二階段回歸結(jié)果。

表3 回歸分析結(jié)果

從第一階段回歸得出的自變量系數(shù)及其顯著性看，家族企業(yè)規(guī)模、償債能力、盈利能力等因素均會顯著影響家族企業(yè)被國有股權(quán)參股的概率，如家族企業(yè)規(guī)模擴大會增加被國有股權(quán)參股的概率，而以ROA衡量的家族企業(yè)盈利能力降低則會提高被國有股權(quán)參股的概率。

在第二階段回歸中，為降低樣本選擇偏差，將計算的逆米爾斯比λ加入控制變量，對方程進行OLS回歸。根據(jù)第(2)、第(4)和第(6)列結(jié)果，λ系數(shù)均在0.01水平上顯著不為0，表明樣本確實存在較大的選擇性偏誤，但在回歸中成功控制了該偏差。從修正后的結(jié)果看，對于第(2)列，以企業(yè)研發(fā)投入占比(RD)作為因變量，回歸得到國有股權(quán)參股State系數(shù)為0.387，且在0.01水平上顯著，表明國有股權(quán)參股會對家族企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生促進作用，支持前文中關(guān)于國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入影響的討論，假設(shè)H1a得到驗證。對于第(4)列，以家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(PAT)作為因變量，回歸得到國有股權(quán)參股State系數(shù)為15.818，同樣顯著為正，支持前文關(guān)于國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出促進作用的討論，假設(shè)H1b得到驗證。國有股權(quán)參股對創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均存在促進作用，因此總體來說其對家族企業(yè)創(chuàng)新效率存在積極影響。本文進一步對創(chuàng)新效率(IE)進行回歸，結(jié)果見第(6)列。由回歸系數(shù)看，國有股權(quán)參股State對家族企業(yè)創(chuàng)新效率存在正向促進作用，且在0.01水平上顯著，假設(shè)H1c得到驗證。

3.3 中介路徑檢驗

表4和表5為中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，文中僅列示在控制樣本偏差后的Heckman第二階段回歸結(jié)果。

表4列示了國有股權(quán)參股在促進家族企業(yè)創(chuàng)新時的政府補貼中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。列(1)和列(2)顯示，State對GOV的回歸系數(shù)為0.078，GOV對RD的回歸系數(shù)為0.736，兩大系數(shù)均顯著。進一步將GOV加入到模型(3c)中，回歸得到State系數(shù)在0.1水平上顯著，說明政府補貼在創(chuàng)新投入層面發(fā)揮顯著中介效應(yīng)。交乘項GOV×State的系數(shù)為0.188，在0.1水平上顯著為正，說明國有股權(quán)參股通過顯著提高家族企業(yè)政府補貼進而促進企業(yè)創(chuàng)新投入。同理，列(4)、列(5)和列(6)結(jié)果顯示，政府補貼在國有股權(quán)參股促進家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出過程中存在中介效應(yīng)。列(6)關(guān)于模型(3c)的回歸結(jié)果表明，國有股權(quán)參股通過顯著提高家族企業(yè)政府補貼進而促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，政府補貼發(fā)揮顯著中介效應(yīng)。由此，假設(shè)H2a得到驗證。

表4 政府補貼中介路徑分析結(jié)果

表5列示了國有股權(quán)參股對促進家族企業(yè)創(chuàng)新管理能力的中介效應(yīng)。同理，表5中第(1)、(2)、(4)、(5)列自變量系數(shù)均顯著，說明創(chuàng)新管理能力存在中介作用。進一步觀察模型(4c)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第(3)列State系數(shù)顯著，表明創(chuàng)新管理能力在創(chuàng)新投入層面的中介效應(yīng)顯著。第(6)列State系數(shù)不再顯著，而交乘項IMC×State系數(shù)在0.1水平顯著，表明創(chuàng)新管理能力在創(chuàng)新產(chǎn)出層面的完全中介效應(yīng)顯著，國有股權(quán)參股通過提高家族企業(yè)創(chuàng)新管理能力進而促進創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)H2b得到驗證。

表5 創(chuàng)新管理能力中介路徑分析結(jié)果

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 替換被解釋變量

本文借鑒羅宏和秦際棟[5]的研究，使用研發(fā)支出取自然對數(shù)(lnRD)替換創(chuàng)新投入指標(biāo)并重新進行回歸。對于創(chuàng)新產(chǎn)出，考慮到在現(xiàn)行專利制度下只有發(fā)明專利才是企業(yè)創(chuàng)新活動的主要產(chǎn)出形式[34]。因此，本文使用發(fā)明專利申請數(shù)(INV)代替專利總申請數(shù)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，并以替換后的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出指標(biāo)重新測算創(chuàng)新效率(IE2)，替換變量重新回歸后結(jié)果未發(fā)生顯著變化。

4.2 PSM檢驗

為保證結(jié)果的可靠性，本文使用傾向得分匹配法對主假設(shè)和中介路徑進行穩(wěn)健性檢驗，使用Logit概率模型計算個體被國有股權(quán)參股后的傾向得分，在多個維度上匹配與國有股權(quán)參股家族企業(yè)最具有可比性的家族企業(yè)作為相應(yīng)對照組，通過兩組差值反映國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新活動的凈影響。

圖2 PSM匹配前后被國有股權(quán)參股的處理組與控制組的傾向得分概率分布

在滿足共同支持假設(shè)和獨立性假設(shè)條件后，采用最近鄰匹配對國有股權(quán)參股效應(yīng)進行檢驗。理論上講，若ATT值在統(tǒng)計上顯著，則說明國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新活動具有顯著影響，PSM檢驗結(jié)果見表6。對于創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率，以專利申請總數(shù)衡量并計算時，PAT、IE和ATT顯著性降低，但以核心專利(發(fā)明專利)申請數(shù)衡量并計算時，INV和IE2組間差異依然顯著，表明國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在核心專利方面。因此，國有股權(quán)參股對企業(yè)創(chuàng)新存在積極作用，支持上文主假設(shè)。同時，對匹配數(shù)據(jù)進行中介路徑穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，政府補貼GOV的中介效應(yīng)依然顯著，但創(chuàng)新管理能力IMC的顯著性降低。這是因為，影響企業(yè)創(chuàng)新管理能力的因素較多，如家族管理者個人特質(zhì)等，而本文主要探討通過降低家族企業(yè)代理成本實現(xiàn)國有股權(quán)參股對創(chuàng)新管理能力的影響，導(dǎo)致相比于政府補貼來說創(chuàng)新管理能力顯著性降低。

表6 傾向得分匹配法檢驗結(jié)果

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

在國有資本“舉牌潮”之下，民營企業(yè)引入國有股東的例子屢見不鮮。作為特殊的民營企業(yè)，關(guān)于家族企業(yè)引入國有股權(quán)提高企業(yè)創(chuàng)新效率的研究仍缺乏數(shù)據(jù)支撐。本文以2008-2018年我國上市家族企業(yè)為樣本，基于股東資源理論和社會情感財富理論，實證檢驗國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，考察政府補貼和創(chuàng)新管理能力的中介作用。結(jié)果表明：①國有股權(quán)參股能夠顯著促進家族企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，進而顯著提升企業(yè)創(chuàng)新效率；②進一步分析中介路徑發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)參股的影響通過增加政府補貼和提升創(chuàng)新管理能力實現(xiàn)。因此，國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響不應(yīng)僅停留在促進家族企業(yè)創(chuàng)新決策層面。國有股權(quán)不僅可以帶來政府補貼等創(chuàng)新資源、促進家族企業(yè)創(chuàng)新投入，還會參與家族企業(yè)創(chuàng)新管理。在混合所有制改革大潮中，激發(fā)盈利能力不足的家族企業(yè)創(chuàng)新活力是國有資本“舉牌潮”中國有股權(quán)參股的初衷。家族企業(yè)僅提高創(chuàng)新投入不是參股的唯一目的，解決家族式管理問題、提高企業(yè)創(chuàng)新能力，進而促進企業(yè)長足發(fā)展才是參股的最終目標(biāo)。

5.2 對策建議

基于上述分析，本文提出以下對策建議：

(1)在混合所有制改革中，需要進一步增強國有股東資源效應(yīng)。企業(yè)是“資源型大股東聯(lián)盟”的實體[1]，不同性質(zhì)股東投入的資源只有發(fā)揮協(xié)同作用才能實現(xiàn)互補。因此，非國有企業(yè)在進行創(chuàng)新管理時要與國有股東密切配合、共同發(fā)力。雖然國有股東可以帶來獨特的異質(zhì)性無形資源，如研發(fā)技術(shù)和社會資本等，但要真正提升非國有企業(yè)創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化效率，國有股東不僅要“資源參與”還要“管理參與”，真正參與到企業(yè)創(chuàng)新過程中才能發(fā)揮股東資源優(yōu)勢。需要注意的是，非國有企業(yè)在融合國有股權(quán)時要注重對“參股”的定位，防止政府過度干預(yù)。

(2)國有股權(quán)參股非國有企業(yè)混合所有制改革,改善家族企業(yè)經(jīng)營管理機制。參股后，國有股權(quán)通過與家族所有權(quán)之間相互制衡，降低家族代理成本，使家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)更加完善。在國有股權(quán)監(jiān)督下，家族企業(yè)可以構(gòu)建更加透明、公平的晉升機制，保障外部非家族員工的利益，解決家族式創(chuàng)新管理問題。家族企業(yè)還可以通過構(gòu)建多樣化股權(quán)促進開放式創(chuàng)新，避免“閉門造車”，提高企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出。

(3)國有股權(quán)參股家族企業(yè)要注重從“形似”到“神至”。在進行混合所有制改革時，要同樣重視非國有企業(yè)改革。從制度層面積極正確引導(dǎo)非國有企業(yè)發(fā)展，真正發(fā)揮其在國家經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中的作用。并且，根據(jù)股東資源理論，在進行多樣化股權(quán)融合時要注重實效。在互惠原則下，通過改革發(fā)揮各類資本的協(xié)同優(yōu)勢，最終實現(xiàn)國家創(chuàng)新水平整體提高、經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展穩(wěn)步推進。