胡磊 李震林 張強(qiáng)

摘 要：黨的十九大強(qiáng)調(diào)了“發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)”，國企混改將對企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生一定的影響。為此，基于2009-2018年上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)和專利數(shù)據(jù)，運用雙重差分模型和中介效應(yīng)模型考察改制后國有企業(yè)的專利數(shù)量和質(zhì)量的變化情況。結(jié)果表明：國有企業(yè)改制對企業(yè)的專利產(chǎn)出效率有積極作用，但是對企業(yè)的專利質(zhì)量效率有消極作用，即國有企業(yè)改制會通過改變企業(yè)的融資約束和研發(fā)投入對企業(yè)的創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，融資約束和研發(fā)投入均對專利數(shù)量有遮掩作用，對專利質(zhì)量有部分中介效用，改制后企業(yè)將更加重視企業(yè)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，注重短期的專利數(shù)量成果，從而忽視創(chuàng)新專利的質(zhì)量。

關(guān)鍵詞： 國有企業(yè)改制;企業(yè)創(chuàng)新;融資約束;研發(fā)投入;雙重差分

中圖分類號：F275.5?? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2022）02-00106-08

一、引 言

混合所有制改革是我國國有企業(yè)監(jiān)管的重點內(nèi)容。中共十八屆三中全會再次提出積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，進(jìn)一步明確了國有企業(yè)的改革發(fā)展方向?；旌纤兄聘母锓桨傅奶岢鲎钤缈勺匪莸蕉兰o(jì)九十年代初，當(dāng)時放開了民營資本和外資參與國企的限制，以“放權(quán)讓利”為主要目的，推動所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，意圖以資本的逐利特性激發(fā)企業(yè)的活力。但它仍然是停留在形式上的混合所有制改革。2003年召開的中共十六屆三中全會明確了“公有制為主體、多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展”的基本經(jīng)濟(jì)制度，國有企業(yè)混合所有制改革進(jìn)入了產(chǎn)權(quán)混合階段。自此，國有企業(yè)進(jìn)入了全面深化改革時期，混合所有制改革成為重要的發(fā)展戰(zhàn)略，從多維度推動國有企業(yè)建立實施市場化機(jī)制，進(jìn)入更深層次的混改階段。與此同時，在國家發(fā)展戰(zhàn)略方面，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)已從高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長，并且增長速度逐漸放緩。我國在“十四五規(guī)劃”中，強(qiáng)調(diào)了“提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力”“強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位”來發(fā)展我國實體經(jīng)濟(jì)，需要開展大規(guī)模的技術(shù)創(chuàng)新活動來尋找新的經(jīng)濟(jì)增長點，完成從快速增長向高質(zhì)量增長的轉(zhuǎn)型。而國有企業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，它的創(chuàng)新效率關(guān)乎國家的創(chuàng)新發(fā)展。

現(xiàn)有相關(guān)研究主要從企業(yè)本身出發(fā)，研究國有企業(yè)混改產(chǎn)生的效果，如非國有資本參與國有企業(yè)持股，能夠增加企業(yè)的現(xiàn)金持有[1]與促進(jìn)企業(yè)分紅[2]，最終提升企業(yè)的經(jīng)營績效[3，4]。但有研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)混合后才能夠進(jìn)一步進(jìn)行制度的改革，因此，國有企業(yè)的改制也一直是混合所有制改革的研究重點[5，6]。在不同時期，國有企業(yè)的改制有不同的效果，研究表明，二十世紀(jì)末期的國有企業(yè)改制能給公司帶來更高的經(jīng)營效率和營業(yè)利潤[7-9]，但是國有控股的公司市場價值更高，并且相對于非國有企業(yè)，它們擁有更優(yōu)的市場環(huán)境和更低的融資約束[10]。

初期關(guān)于混合所有制改革的研究，大多集中在企業(yè)績效的影響度量方面，直到2016年我國提出“從要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動”之后，國有企業(yè)的創(chuàng)新活動才成為研究關(guān)注的焦點?，F(xiàn)有相關(guān)研究主要從創(chuàng)新投資的金額變化來衡量國企改制是否促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新，得到了不同的觀點。一部分研究認(rèn)為，國有企業(yè)改制促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入[11，12];另一部分研究認(rèn)為，國有企業(yè)改制起到了抑制作用。這種相悖結(jié)論的產(chǎn)生，與研究使用的樣本和對企業(yè)創(chuàng)新的度量方式有關(guān)[13-15]。

綜觀已有研究，關(guān)注國有企業(yè)改制對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響的文獻(xiàn)較少，并缺乏對影響機(jī)制的深入研究。由于混合所有制改革對我國的創(chuàng)新發(fā)展和國有企業(yè)的改革方向都有重要的意義，本文在國有企業(yè)混合所有制改革的背景下，重新提出改制這一重要的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變化對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，并從融資約束和研發(fā)投入兩個視角，分析國有企業(yè)改制對企業(yè)創(chuàng)新效率變化的作用機(jī)制，以期補(bǔ)充和拓展相關(guān)研究，為接下來國有企業(yè)混合所有制的深化改革提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

已有關(guān)于國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更是否對創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響的研究較少，學(xué)者們更多地關(guān)注對企業(yè)績效的影響。從理論上說，國有企業(yè)獲取資金支持相較于非國有企業(yè)有更大優(yōu)勢，同時，也能夠與高校及其他社會科研力量展開合作，因而對研發(fā)的投入應(yīng)該限制更小。但有研究表明，國有企業(yè)的創(chuàng)新能力較弱，混合所有制企業(yè)的創(chuàng)新能力最強(qiáng)[16]。同時，由于國有企業(yè)的內(nèi)部管理不夠完善，缺乏對創(chuàng)新的有效激勵機(jī)制，因此創(chuàng)新水平在改制之后才有提升[1]。也有部分研究不支持國有企業(yè)改制的促進(jìn)效果，認(rèn)為國企的民營化行為并沒有從根本上解決兩權(quán)分離的問題，甚至在這一過程中還存在國有資產(chǎn)流失的情況[17，18];從整體上看，民營化改革后，企業(yè)的盈利能力還存在下降的情況[19，20]，并且企業(yè)可能因為更高的融資約束而減少了創(chuàng)新投資[14]。

國有企業(yè)改制的目標(biāo)是提高企業(yè)活力，通過非國有資本的引入來改善企業(yè)績效。國有企業(yè)具有穩(wěn)定及發(fā)展的社會責(zé)任，并且具備更低的融資約束，因此，國有企業(yè)有責(zé)任和富余資金去進(jìn)行高風(fēng)險的技術(shù)創(chuàng)新投資[10]。但在政府求穩(wěn)的意圖干擾下，很有可能創(chuàng)新水平更低。在企業(yè)進(jìn)行改制后，非國有資本控股有助于明晰產(chǎn)權(quán)，政府對企業(yè)的政治干擾更少[21]，代理問題也會得到改善，并且擁有更加有效的監(jiān)督和激勵機(jī)制。因此，國有企業(yè)改制可能會催生出更有效的研發(fā)產(chǎn)出機(jī)制，從而提升創(chuàng)新效率。鑒于此，提出基礎(chǔ)假設(shè)A。

假設(shè)A 在其他條件不變的情況下，國有企業(yè)的改制會提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。

而從企業(yè)創(chuàng)新效率的影響因素角度考察，研發(fā)資金獲取的壓力、創(chuàng)新的激勵程度以及企業(yè)家?guī)ш牼竦纫蛩囟伎赡苡绊懫髽I(yè)的創(chuàng)新效率。另外，企業(yè)的外部環(huán)境也可能影響企業(yè)的創(chuàng)新積極性，比如產(chǎn)權(quán)保護(hù)環(huán)境，如果市場對產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度較低，那么，創(chuàng)新產(chǎn)出的收益將會變低[22]，降低了企業(yè)的創(chuàng)新積極性，從而影響企業(yè)的創(chuàng)新效率。在國有企業(yè)改制之后，企業(yè)的融資能力將會一定程度地降低，并且對政府補(bǔ)貼等資源獲取能力變低，從而使得風(fēng)險大、周期長的創(chuàng)新項目更難獲得資金支持[23]，進(jìn)而影響企業(yè)的創(chuàng)新效率。因此，國有企業(yè)改制后，企業(yè)面臨的融資約束增加，企業(yè)目標(biāo)轉(zhuǎn)變可能會使企業(yè)降低對創(chuàng)新的重視程度，從而降低創(chuàng)新效率。鑒于此，提出對立假設(shè)B。gzslib202204011712

假設(shè)B 在其他條件不變的情況下，國有企業(yè)的改制會降低企業(yè)的創(chuàng)新效率。

三、研究設(shè)計

（一） 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于企業(yè)R&D的數(shù)據(jù)自2007年才開始公布，以及2007年新會計準(zhǔn)則才開始執(zhí)行，并且改制后要預(yù)留2-3年觀察效果，因此，選取2007—2018年的上市公司作為研究樣本。由于被解釋變量創(chuàng)新效率的計算問題，需要滯后兩期數(shù)據(jù)，因此，最終的研究樣本區(qū)間為2009-2018年。本文還對樣本做了以下處理：（1）考慮到極端財務(wù)數(shù)據(jù)的影響，剔除了退市企業(yè)和ST類企業(yè)。（2）考慮到研究的是實體國有企業(yè)改制問題，因此將金融類企業(yè)剔除;由于房地產(chǎn)企業(yè)屬于虛擬經(jīng)濟(jì)，同時也是國有企業(yè)改制投資的重要渠道，因此，也將房地產(chǎn)業(yè)的公司樣本剔除。（3）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)和股權(quán)數(shù)據(jù)大量缺失的樣本，對早期未披露研發(fā)投入的樣本公司的研發(fā)投入數(shù)據(jù)按零進(jìn)行填補(bǔ)。最后，為避免極端值對估計結(jié)果的影響，用Winsorize方法對樣本變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)剔除。

本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR及Wind數(shù)據(jù)庫。其中，公司財務(wù)指標(biāo)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，公司基本資料比如公司股權(quán)性質(zhì)來自CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫的比對以及互聯(lián)網(wǎng)求證結(jié)果，研發(fā)投入數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。最后共得到10542個樣本的非平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）模型構(gòu)建

采用雙重差分法，同時，考慮到國有企業(yè)改制并不是在某個時間點一次性進(jìn)行的，而是分批次的長期過程，因此，參考Acharya等（2014）[24]的做法，建立漸進(jìn)雙重差分模型，如式（1）所示。

yit=α+β1Charit+β2controlsit+β3φsolid+εit（1）

其中，yit是被解釋變量，表示創(chuàng)新效率。Charit是核心解釋變量，也是雙重差分變量，當(dāng)個體i在時間t為國有控股企業(yè)時取0，為非國有企業(yè)時取1，以此區(qū)分改制情況。controlsit代表選取的控制變量，以控制影響企業(yè)投資的其他因素。φsolid代表控制的固定效應(yīng)，分別為時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，這兩個固定效應(yīng)吸收了改制時間的虛擬變量以及企業(yè)改制的虛擬變量。εit是模型的誤差項。

在模型（1）中，參數(shù)β1是核心估計結(jié)果，它刻畫了國有企業(yè)改制對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，為避免T統(tǒng)計量被高估，采用的是cluster穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。需要特別注意的是，由于測量口徑可能存在誤差，模型可能存在內(nèi)生性問題，因此，需要進(jìn)行模型的內(nèi)生性檢驗并加以解決。

（三） 變量選取

1. 被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新效率。借鑒施建軍和栗曉云（2021）[25]的做法，將專利申請數(shù)量與研發(fā)資金投入力度的比值作為衡量企業(yè)創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)變量，記為Paeff。但研發(fā)投入具有高投入、高風(fēng)險的特點，不能以一年的投入看成果，考慮到市場研發(fā)的平均周期，選擇三年的研發(fā)資金支出與當(dāng)期期末總資產(chǎn)的比值作為研發(fā)投入力度。另外，考慮到并非所有專利都是有質(zhì)量的創(chuàng)新，引入專利被引次數(shù)作為衡量專利質(zhì)量的變量，將專利質(zhì)量與研發(fā)投入力度的比值作為創(chuàng)新效率的補(bǔ)充變量，記為Citeff。具體的計算公式如下：

Paeff=ln1+專利申請數(shù)量近三年研發(fā)支出之和/期末總資產(chǎn)（2）

Citeff=ln1+專利被引次數(shù)近三年研發(fā)支出之和/期末總資產(chǎn)（3）

2. 核心解釋變量：國有企業(yè)改制（Charit）也是構(gòu)建出的雙重差分變量。對于所有的上市公司而言，共有兩種狀態(tài)：一種是在存續(xù)期內(nèi)不參與改制的企業(yè)，有國有企業(yè)和非國有企業(yè);另一種是存續(xù)期內(nèi)參與改制的企業(yè)[26]。由于國有企業(yè)和非國有企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)差異，因此，選擇參與改制的國有企業(yè)和不參與改制的國有企業(yè)組成研究樣本。企業(yè)若在樣本期間內(nèi)從國有控股企業(yè)變成了非國有控股企業(yè)，則認(rèn)為企業(yè)發(fā)生了改制，即若企業(yè)i在時間t為國有控股企業(yè)時，取Charit=0;為非國有企業(yè)時，取Charit=1。

3. 控制變量。參考已有研究[27-30]，還加入了其他影響企業(yè)創(chuàng)新效率的變量，用以控制它們對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，包括：（1）資源儲備指標(biāo)：企業(yè)規(guī)模（Size）、杠桿率（Lev）、流動性（Liquid）、固定資產(chǎn)比例（Solid）;（2）企業(yè)盈利指標(biāo)：成長能力（Grow）、盈利能力（ROA）、托賓Q值（Tobinq）;（3）公司治理指標(biāo)：企業(yè)年齡（Age）、獨董比例（Dpr）、高管薪酬（Pay）、董事會規(guī)模（Dsize）、股權(quán)集中度（Share）。

此外，還控制了年度效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)以及地區(qū)效應(yīng)。所有變量的名稱及計量方式如表1所示。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

對模型變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，主要結(jié)果如表2所示。觀察數(shù)據(jù)可以初步發(fā)現(xiàn)以下事實：企業(yè)創(chuàng)新效率分布的方差較大。樣本中以申請專利數(shù)量度量的企業(yè)創(chuàng)新效率平均值為0.522，標(biāo)準(zhǔn)差為1.621，變異系數(shù)為1.621/0.522=3.105，最小值為0，最大值為7.532;以專利被引次數(shù)度量的企業(yè)創(chuàng)新效率平均值為4.025，標(biāo)準(zhǔn)差為3.205，變異系數(shù)為3.205/4.025=0.796，最小值為0，最大值為10.82。因此，各企業(yè)之間的專利產(chǎn)出和專利質(zhì)量有較大差距，說明企業(yè)創(chuàng)新效率有較大差異。

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模的差距在對數(shù)化之后并不大，平均值為22.18，標(biāo)準(zhǔn)差為1.285;企業(yè)杠桿率的均值為0.739，標(biāo)準(zhǔn)差為0.364，說明企業(yè)的負(fù)債率大部分保持在合理水平，杠桿率不超過1;流動性的均值為0.046，方差為0.071，說明各企業(yè)之間的資金流動性存在較大差異;固定資產(chǎn)比例的均值為0.360，標(biāo)準(zhǔn)差為0.276，說明實體企業(yè)的固定資產(chǎn)比例一般較高;成長能力的均值為0.112，標(biāo)準(zhǔn)差為0.327，ROA的均值為0.027，標(biāo)準(zhǔn)差為0.071，它們的變異系數(shù)均超過了2，說明企業(yè)之間的盈利能力和營收增長差異很大。而對于公司治理指標(biāo)來說，獨董比例、高管薪酬、董事會規(guī)模和股權(quán)集中度指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差相對均值均較小，說明上市公司之間的董事會設(shè)置模式以及高管薪酬水平?jīng)]有較大差距。gzslib202204011712

（二） 估計結(jié)果分析

表3是國有企業(yè)改制對企業(yè)專利數(shù)量和專利質(zhì)量影響的基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果。其中，列（1）和列（3）為不加控制變量的估計結(jié)果，列（2）和列（4）為加上控制變量的估計結(jié)果。從列（1）和列（2）可以看到，Char的系數(shù)均顯著為正，說明改制后國有企業(yè)的專利產(chǎn)出數(shù)量增加，改制對國有企業(yè)的專利產(chǎn)出數(shù)量有顯著的積極影響。列（3）和列（4）的Char系數(shù)顯著為負(fù)，說明改制之后企業(yè)專利產(chǎn)出質(zhì)量變低，國有企業(yè)改制對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量存在削弱作用。這個結(jié)果說明，在非國有資本取得公司的控制權(quán)之后，企業(yè)更加注重創(chuàng)新專利的數(shù)量，從而導(dǎo)致了專利質(zhì)量的降低?？赡艿脑蚴?，在市場化后，面對更嚴(yán)峻的融資環(huán)境，企業(yè)的創(chuàng)新投資更有目的性，更加注重數(shù)量的完成，從而忽視了創(chuàng)新的質(zhì)量，因此，假設(shè)A和假設(shè)B都只有部分成立。

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性討論。首先，參考杜勇等（2017）[31]的方法，選用核心自變量滯后一階和滯后二階變量作為工具變量，進(jìn)行GMM估計，得到的估計結(jié)果見表4。其中，列（1）和列（2）為滯后一期的估計結(jié)果，列（3）和列（4）為滯后兩期的估計結(jié)果。表4顯示，在對專利產(chǎn)出效率和專利質(zhì)量的估計結(jié)果中，核心解釋變量的估計結(jié)果在符號和顯著性兩個方面均未發(fā)生變化，國企改制對專利產(chǎn)出數(shù)量有正向作用，對專利產(chǎn)出質(zhì)量有負(fù)向作用，與表3的估計結(jié)果一致。并且在GMM估計結(jié)果中，四個估計結(jié)果的Hansen檢驗統(tǒng)計量的p值均大于0.05，表示選擇的工具變量均有效。因此，說明表3的結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

2. 平行趨勢檢驗。在運用雙重差分方法的時候，有一個重要前提需要滿足，那便是在受到?jīng)_擊前，對照組和實驗組的變化趨勢要是一致的，也就是存在平行趨勢，為此，設(shè)置相應(yīng)的模型如式（4）所示檢驗平行趨勢假設(shè)。

yit=α+β1Charit-2+β2Charit-1+β3Charit+

β4Charit+1+β5Charit+2+β6controlsit+

β7φsolid+εit（4）

其中，yit表示企業(yè)創(chuàng)新變量，Char是反映國有企業(yè)改制的虛擬變量。Charit-2表示改制前兩年的年份取0，否則為1;Charit-1表示在改制前一年的為0，否則為1，以此類推。從而，各Char變量的系數(shù)可以展示被解釋變量在哪一年開始受到影響。估計結(jié)果如表5所示。

表5的列（1）顯示，在國有企業(yè)改制之前，Char-2和Char-1的系數(shù)均不顯著，因此存在平行趨勢;Char的系數(shù)也不顯著，說明改制當(dāng)年對企業(yè)創(chuàng)新專利產(chǎn)出并沒有顯著影響;Char+1和Char+2的系數(shù)顯著為正，說明國有企業(yè)改制能夠促進(jìn)企業(yè)專利產(chǎn)出效率的增加，與表3估計結(jié)果一致。列（2）顯示，在國有企業(yè)改制之前，Char-2和Char-1的系數(shù)均不顯著，因此存在平行趨勢;Char和Char+1的系數(shù)也不顯著，說明改制當(dāng)年及下一年對企業(yè)創(chuàng)新專利產(chǎn)出并沒有顯著影響。 Char+2的系數(shù)顯著為負(fù)，說明國有企業(yè)改制能夠降低企業(yè)的專利質(zhì)量，但是存在一定的滯后性，這也與表3估計結(jié)果一致。因此，模型符合平行趨勢假設(shè)，說明表3的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3. 安慰劑檢驗。

安慰劑檢驗也是在政策評估中的一種常用檢驗，用以檢驗是否是模型中研究的政策導(dǎo)致了企業(yè)創(chuàng)新效率的變化。選取國有企業(yè)改制前三年或者前兩年為處理組的時間點，那么，相應(yīng)的雙重差分變量分別為Char-3和Char-2。運用改制前的樣本做兩次安慰劑檢驗，結(jié)果如表6的列（1）～（4）所示?？梢?，對于改制前三年為處理時間的樣本，雙重差分Char-3的系數(shù)不顯著;并且對于改制前兩年為處理時間的樣本，Char-2的系數(shù)同樣不顯著，說明在改制之前不存在政策影響國有企業(yè)的創(chuàng)新效率，因此，表3的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

4. 剔除干擾樣本。由于研究的樣本存在部分公司主營業(yè)務(wù)為服務(wù)業(yè)等對創(chuàng)新需求較少或者是不需要創(chuàng)新投資的業(yè)務(wù)，這類企業(yè)并沒有申請專利的動力，因此，將該部分樣本剔除，以消除干擾。具體的做法是，將樣本期內(nèi)專利申請數(shù)量持續(xù)為0的企業(yè)直接剔除，然后選用同樣的變量對式（1）進(jìn)行估計，結(jié)果如表6的列（5）和列（6）所示。從表6中可見，在Paeff為被解釋變量的估計結(jié)果中，Char的系數(shù)顯著為正;在Citeff為被解釋變量的估計結(jié)果中，Char的系數(shù)顯著為負(fù)，與基礎(chǔ)回歸結(jié)果在系數(shù)的符號和顯著性上完全相同，說明基礎(chǔ)回歸結(jié)果的穩(wěn)健。

（四）機(jī)制分析

借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[32]提出的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停瑯?gòu)建如下模型：

effit=β0+β1Charit+β2controlsit+

β3φsolid+εit（5）

interit=α0+α1Charit+α2controlsit+

α3φsolid+εit（6）

effit=γ0+γ1Charit+γ2interit+

γ3controlsit+γ4φsolid+εit（7）

其中，effit表示企業(yè)的創(chuàng)新效率，分為專利產(chǎn)出效率Paeffit和專利質(zhì)量Citeffit，定義與上文一致;Charit表示國有企業(yè)改制變量，分為資產(chǎn)金融化Cfinit、廣義金融依賴度Gfinit和狹義金融依賴度Sfinit，定義也與前文保持一致;interit表示中介變量，代表融資約束或者研發(fā)投入兩個中介變量;controlsit和φsolid表示控制變量和固定效應(yīng)，與前文表示相同。α、β和γ是回歸系數(shù)，εit是模型的誤差項。

中介效應(yīng)的檢驗步驟為：先考察模型（5）的系數(shù)β1，如果顯著，說明國企改制對企業(yè)創(chuàng)新有顯著影響。再考察模型（6）中的系數(shù)α1，若顯著，則表示國企改制對中介變量inter有顯著影響。接著觀察模型（7）中的系數(shù)γ1和γ2。先判斷γ2的估計結(jié)果，若顯著，則說明變量inter存在中介效應(yīng)。再判斷γ1的估計結(jié)果：若γ1顯著，則國企改制對企業(yè)創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)存在，inter存在部分中介效應(yīng);若γ1不顯著，則說明存在完全中介效應(yīng)。最后，將融資約束和研發(fā)投入兩個變量作為中介變量，探究國有企業(yè)改制影響企業(yè)創(chuàng)新效率的作用路徑。gzslib202204011712

1.融資約束。參考Hadlock和Pierce（2010）[33]提出的SA指數(shù)，如式（8）所示。

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-

0.04×Age（8）

該指標(biāo)為負(fù)值時，絕對值越大，所受到的融資約束越大，因此，該指標(biāo)是個反向指標(biāo)，數(shù)值越大融資約束越小。將SA代入中介變量的模型進(jìn)行估計，得到的結(jié)果如表7所示。

表7中列（1）為式（6）的估計結(jié)果，其中，Char的系數(shù)顯著為負(fù)，說明國企改制會增加企業(yè)的融資約束，這與前文的理論分析相符。國有企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)發(fā)生變化后，失去了國有光環(huán)的隱性背書，獲取資金變得更加困難。列（2）中，Restr的系數(shù)顯著為負(fù)，說明融資約束對企業(yè)專利產(chǎn)出的中介效應(yīng)存在。Char的系數(shù)仍然顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，該中介效應(yīng)占比為α1·γ2/β1=-0.022×（-0.123）/（-0.071）=-3.81%，同時也說明還存在其他變量的中介效應(yīng)。列（3）中，Restr的系數(shù)顯著為正，說明國有企業(yè)改制對企業(yè)專利質(zhì)量的中介效應(yīng)存在。Char的系數(shù)仍然顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，該中介效應(yīng)占比為α1·γ2/β1=-0.022×0.783/（-0.365）=4.72%，同時也會存在其他變量的中介效應(yīng)。

綜合以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)改制會通過增加企業(yè)面臨的融資約束，從而進(jìn)一步影響企業(yè)的創(chuàng)新效率。由于融資約束加強(qiáng)，企業(yè)更加注重創(chuàng)新專利的產(chǎn)出數(shù)量而忽視了專利產(chǎn)出質(zhì)量，融資約束對專利數(shù)量增加起到遮掩作用，并對專利質(zhì)量降低起到部分中介作用。因此，出現(xiàn)了改制后企業(yè)專利產(chǎn)出的數(shù)量有所增加，但是專利被引用次數(shù)下降的現(xiàn)象。

2.研發(fā)投入。表8報告了研發(fā)投入的中介效應(yīng)估計結(jié)果。其中，列（1）為式（5）的估計結(jié)果，Char的系數(shù)顯著為負(fù)，說明國企改制會降低企業(yè)的研發(fā)投入，這與前文的假設(shè)相符：國有企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)發(fā)生變化后，融資變得困難，因此會降低在風(fēng)險較大的創(chuàng)新項目上的投資。列（2）中，RD的系數(shù)顯著為正，說明研發(fā)投入對企業(yè)專利產(chǎn)出的中介效應(yīng)存在。Char的系數(shù)仍然顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，該中介效應(yīng)占比為α1γ2/β1=-0.002×1.536/0.084=-3.657%，同時也說明還存在其他變量的中介效應(yīng)。列（3）中，RD的系數(shù)顯著為正，說明國有企業(yè)改制對企業(yè)專利質(zhì)量的中介效應(yīng)存在。Char的系數(shù)仍然顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，該中介效應(yīng)占比為α1γ2/β1=-0.002×13.209/（-0.365）=7.24%，同時也會存在其他變量的中介效應(yīng)。

綜合以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)改制也會通過降低企業(yè)的研發(fā)投入，從而進(jìn)一步影響企業(yè)的創(chuàng)新效率。由于非國有企業(yè)更重視企業(yè)的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，企業(yè)也會注重創(chuàng)新專利的產(chǎn)出數(shù)量而忽視了專利產(chǎn)出質(zhì)量。創(chuàng)新投入對專利數(shù)量增加起到遮掩作用，并對專利質(zhì)量降低起到部分中介作用，因此，出現(xiàn)了改制后企業(yè)專利產(chǎn)出的數(shù)量有所增加，但是專利被引次數(shù)下降的現(xiàn)象。

五、結(jié)論及建議

以上研究表明：（1）國有企業(yè)改制對企業(yè)的創(chuàng)新效率影響顯著，但在專利數(shù)量和專利質(zhì)量方面的影響存在差異。國有企業(yè)改制后，專利產(chǎn)出效率會得到提升，但是專利質(zhì)量有所下降。（2）國有企業(yè)改制會通過改變企業(yè)的融資約束以及研發(fā)投入來影響企業(yè)的創(chuàng)新效率。國有企業(yè)改制后，融資約束會增加，同時，研發(fā)投入會有所降低，這兩個因素均會遮掩改制對企業(yè)專利產(chǎn)出的促進(jìn)作用，并對企業(yè)專利質(zhì)量的降低起到部分中介效應(yīng)。在這個過程中，企業(yè)會更加注重短期的數(shù)量成果，可能會忽視創(chuàng)新專利的質(zhì)量，創(chuàng)新深層效果將會下降。

可見，國有企業(yè)的改制對企業(yè)創(chuàng)新效率存在顯著的影響，且該效應(yīng)會通過融資約束和研發(fā)投入進(jìn)行傳遞。因此，為更好地指導(dǎo)國有企業(yè)混合所有制改革，激發(fā)國有企業(yè)的創(chuàng)新能力，需要構(gòu)建良好的企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境，制定更加科學(xué)的考核條件。第一，要重視混合所有制改革對企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生的影響，對改制企業(yè)重點關(guān)注，及時引導(dǎo)并加強(qiáng)監(jiān)管。國有企業(yè)改制后，獲利導(dǎo)向的行為更為明顯，由此會降低研發(fā)投入從而影響企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，因此，需要監(jiān)督改制過程中實體企業(yè)的資金配置，鼓勵企業(yè)在允許的范圍內(nèi)做長期計劃，增加企業(yè)的創(chuàng)新投入。第二，合理控制市場競爭，堅持對市場的反壟斷行動，杜絕一家獨大的市場現(xiàn)象。同時，要防范市場的惡性競爭，因為惡性市場競爭會阻礙企業(yè)創(chuàng)新的合理獲利，從而降低企業(yè)的創(chuàng)新欲望。相關(guān)部門應(yīng)該強(qiáng)調(diào)高質(zhì)量創(chuàng)新，鼓勵多角度創(chuàng)新，促進(jìn)市場競爭合理化。第三，改善市場融資環(huán)境。國有企業(yè)改制后，創(chuàng)新效率發(fā)生改變，融資約束是一個重要的影響因素，因此，可以通過增加資本市場的服務(wù)范圍、優(yōu)化社會的信貸結(jié)構(gòu)以及推動社會資金扶持的方法，推動多層次資本市場建設(shè)，滿足企業(yè)多樣化的融資需求，降低企業(yè)的融資約束，從而促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新效率提升。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）

The Impact of Changes in the Nature of State-owned

Enterprise Equity on Enterprise Innovation Efficiency under the

Background of Mixed-ownership Reform

HU Lei ， LI Zhenlin， ZHANG Qianggzslib202204011713

（College of Finance and Statistics， Hunan University， Changsha， Hunan 410079，China）

Abstract：The 19th National Congress of the Communist Party of China emphasized the development of a mixed-ownership economy， and the mixed-ownership reform of state-owned enterprises will influence the innovation efficiency of enterprises. Based on the data of listed companies from 2009 to 2018， the double-difference model and the mediation effect model are used to examine the changes in the number and quality of patents of state-owned enterprises after the restructuring. The results show that the restructuring of state-owned enterprises has a positive effect on the efficiency of patent output， but a negative effect on the efficiency of patent quality. The mechanism test found that the restructuring of state-owned enterprises will affect the innovation efficiency of enterprises by changing the financing constraints and R&D investment of enterprises. Financing constraints and R&D investment have a masking effect on the number of patents and an intermediary effect on the quality of patents. Enterprises will pay more attention to economic goals and short-term quantitative results， and ignore the quality of innovation patents.

Key words：state-owned enterprise restructuring; corporate innovation; financing constraints; R&D investment; double difference

收稿日期： 2021-09-02; 修回日期： 2022-01-05

基金項目：? 國家自然科學(xué)基金國際合作與交流項目（751224023）;企事業(yè)單位委托項目（900224109）