任曙明，李馨漪，王艳玲，韩月琪

（大连理工大学管理与经济学部，大连 116023）

混合所有制改革是推动国有企业更好地适应市场化运行的重要途径。从宏观层面来说，混合所有制改革是指多种所有制经济交叉持股、相互融合；从企业层面来说，表现为允许民营企业参股国有企业，其目的是优化国有企业的股权结构，激发国有企业的竞争力。在增长理论中，企业竞争力的来源是创新。然而，国有企业研发投入强度弱、创新产出效率低的问题，虽备受关注，却未能真正解决，从而成为当前深化国企改革、实施创新驱动战略亟待解决的一个重要课题。从数据上看，2015年中国企业500强的研发投入强度为1.28，其中，国企为1.14、民企为1.83①数据来源：国企盈利要靠创新和改革.中华人民共和国中央人民政府网[EB/OL].[2016-04-13].http：//www.gov.cn/zhengce/2016-04/13/content_5063574.html.。WEI等[1]的研究也表明，每投入千万元研发资金，国有企业产生2.2个专利，而私营企业和三资企业分别产生6.5个和7.6个专利。那么，推进混合所有制改革、鼓励民营资本参股国企，能否真正推动国企创新？回答这个问题，有助于全面认识混合所有制对国有企业改革的重要性，为股权结构研究提供鲜活的中国案例。

关于民营参股能否促进国企创新，学术界存在两种观点。持正面观点的，如李文贵和余明桂[2]分别从政治观和经理人观进行解释：①政治观认为，民营参股通过减轻企业的政策性负担与过度投资[3-5]，释放了创新资源；②经理人观认为，民营参股有利于完善公司治理结构，形成有效的约束激励机制[6-7]，进而激发创新意愿。持反面观点的，如钟昀伽等[8]则强调，非国有大股东会表现出掏空动机，从而削弱了创新。

尽管现有研究存在正反两种观点的分歧，但都是从企业内部因素着手，集中讨论了民营参股后股权结构的改变对企业创新的影响，而忽略了制度环境作为一类外部因素的影响。现代制度经济学理论认为，制度是影响微观经济主体行为的重要因素。刘慧龙和吴联生[9]认为我国正处于经济转型期，各地区的市场化进程、政府放权程度、市场竞争环境、金融发展水平和法治化建设等方面存在较大差异，这些制度因素不仅会影响企业的创新决策，还会影响创新资源的配置效率，最终使研发行为产生差异[10-12]。因此，想要更准确地识别民营参股对企业创新的作用，就有必要考虑地区制度的差异。

整体而言，本文的贡献主要体现在以下3点。①在视角上，本文将制度环境作为一个重要条件，采用“市场化水平”衡量，以检验不同制度环境条件下民营参股企业创新的差异。②在指标选取上，将“市场化水平”这一衡量指标进一步细化为政府对企业干预的强弱程度、产品市场发育水平、金融发展水平和法治化水平4个维度，以准确地反映制度环境在不同地区的复杂性与差异性。③在方法上，本文采用倾向得分匹配法，比较企业在“民营参股”与“非民营参股”状态下创新的差异。由于企业是否进行混合所有制改革并非随机的，倾向得分匹配法有利于在一定程度上解决因采用OLS回归而产生的样本选择性偏差和内生性偏差。

1 理论机制与假设

1.1 民营参股对企业创新的影响

SCHERER等[13]认为，与一般性投资不同，企业的创新性投资具有技术门槛高、资金投入多、周期长、风险高等特点。本文结合政治观与经理人观，从创新资源的释放、创新意愿的提升和降低寻租可能3个方面分析民营参股对国企创新的影响。

1）民营参股可以释放企业的创新资源。这种创新资源的释放来源于政府对企业投资决策干预的减弱和企业政策性负担的减轻。具体来说，基于政治观，首先，政府会干预国企对高风险、长周期的创新性活动的投资。因为政府官员为了实现自身职位的晋升，热衷于与政绩相关的GDP和财政收入的排名，而通过干预其所控制企业的投资方向与规模，是实现GDP提高、财政收入增加的有效途径之一。江轩宇[14]认为，在此背景下，国有企业会将有限的资源更多投资于地方经济建设，进行能源、交通等公共基础设施投资，而非周期长、风险高的创新项目。这种投资将对企业的创新资源形成“挤出效应”。其次，企业的政策性负担会挤占原本可以用于创新的资金、技术、人员、物资、设备等资源。政府为了实现自己的社会和政治目标，如稳定就业、提高税收、促进区域发展等，会将自身所承担的政策性负担转嫁于所控制的国有企业，会造成人员冗余、实际税负升高等，导致企业经营成本支出的增加，从而减少用于创新的资源投入，抑制了高投入的创新活动。

民营参股后，非国有股份比例升高，政府干预成本上升，政府对企业投资决策的干预减弱，企业的政策性负担减轻，创新资源得到释放，企业可以将有限的资源投入创新活动，获得更高投资回报。

2）民营参股可以提升企业创新意愿。这表现在对代理问题的缓解和公司治理机制的健全。一方面，创新投资风险高、周期长的特点，使得经理人在进行投资决策时更加谨慎，也会投入更长的时间和更多的努力。而根据经理人观，在缺乏有效监督与激励机制时，经理人会为了享受短期的安逸生活或获得更多的私人利益，而不愿意长期投入大量的时间与精力，导致企业创新不足。另一方面，创新具有的技术门槛高、周期长的特点，使得研发投入难以在短期内转化为创新成果或带来业绩的大幅提升。根据经理人观，国有企业经理人通常为政府任命，在企业间、企业与政府间调动频繁，导致经理人重视企业短期绩效而忽视长期绩效，因此在缺少有效激励情况下，经理人不愿站在企业长远发展的角度开展创新活动。此外，刘青松和肖星[15]发现，国有企业高管会因业绩太差而降职。创新高风险、高投入的特点使得企业一旦创新失败，可能面临巨大的损失，经理人甚至会受到降职的惩罚。因此，在绩效激励不对称情况下，经理人者更倾向于投资低风险的稳健性项目，而非高风险的不确定的创新项目。

民营参股后，部分或全部所有权转移至非国有股东。非国有股东愿意通过薪酬激励对经理人的付出和努力做出补偿，当经理人获得的报酬足以抵消创新活动增加的私人成本时，经理人更有动力增加创新投资。此外，非国有股东也会加强监督，完善企业监管机制，从而减少经理人机会主义与道德风险行为的发生，为创新活动的顺利开展提供保障。

3）民营参股可以降低企业寻租的可能性，不仅有利于增加创新意愿，还能减少企业用于寻租的资源对创新资源的挤占与替代。经理人在进行生产性的创新活动时，亦可以选择非生产性的寻租，取决于对两者成本与收益的权衡。基于经理人观，国有企业经理人一般由政府直接任命，拥有行政级别，为与政府具有天然连带关系的国有企业寻租提供便利，这样就分散了国有企业经理人对创新的重视，其更愿意通过寻租获得政策优惠、垄断特权，甚至是政府的直接订单盈利，从而减弱企业创新意愿[5,16]。此外，寻租行为会增加企业成本支出，消耗企业人力、物力和财力，对国有企业创新资源产生挤出或替代效应。

民营参股企业后，部分或全部所有权转移至非国有股东，政治关联程度减弱，需要投入更多的资源用于政府公关，寻租成本上升。当寻租可能获得的收益不足以弥补成本时，经理人更倾向于投资回报高的创新性活动，提高企业竞争力，并获得盈利。同时，当企业选择创新而非寻租时，寻租支出的减少也会释放企业的创新资源。

基于上述分析，本文提出以下假设。

H1 民营参股对国有企业创新具有促进作用，且当民营参股比例较高时，这种促进作用显著增强。

1.2 制度环境的影响

DAVIS和NORTH[17]认为，制度是用来管理经济政治活动的一系列基本的政治、社会和法律基础规则，是决定经济主体行为的关键因素。当前我国正处于经济转型期，市场化改革和混合所有制改革尚未完成，金融、法治环境也有待完善，加之各地区制度执行效率参差不齐，造成地区市场化程度不均衡，制度环境存在较大差异[9,18]。而刘放等[19]研究发现，这种差异化的制度环境对企业创新有重要影响。此外，鲁桐和党印[20]又将制度因素分为国家层面的制度环境和市场层面的竞争环境。其中，国家层面的制度环境包括政府干预、金融发展和法治化水平，而市场层面的指产品市场的竞争。具体分析如下。

1）从政府对企业干预的强弱程度来看，政府对企业干预越强，企业可用于创新的资源投入就越少。政府对企业的干预主要指政府通过行政审批、权力寻租等行为影响企业的经营决策。江轩宇[14]发现，由于地方政府存在政绩压力和施政条件约束，不同地区政府的放权程度往往存在差异。在政府对企业干预强的地区，政府仍在民营参股企业创新投资中占主导，并将自身的政策性负担转嫁给企业。所以，政府对企业干预的强弱程度与民营参股企业创新负相关。

2）从产品市场发育水平来看，产品市场发育水平越高，市场竞争越充分，民营参股企业创新意愿越强。产品市场竞争会对创新产生2种效应：①“逃离竞争效应”，当市场竞争压缩了低效、同质企业的利润空间时，企业会积极创新以突破当前竞争局面，改善盈利；②“熊彼特效应”，当竞争过于激烈，企业可获得的创新收益不足以弥补研发成本时，企业创新意愿降低。鉴于当前我国经济处于转型期，市场化改革尚未完成，产品市场竞争还不够充分，众多学者认为“逃离竞争效应”占主导，产品市场竞争对创新的影响更多地表现为促进作用[12,21]。因此，产品市场发育水平与民营参股企业创新正相关。

3）从金融发展水平来看，发达的金融市场有利于缓解企业融资约束问题，为企业创新提供资金支持。原因包括2个方面。①发达的金融市场为企业提供了更多的融资渠道。易信和刘凤良[22]认为，由于创新投资周期长，投入资金多，企业的内源性资金往往难以满足研发活动对资金的需求，因此，需要依赖外部融资。金融发展水平高，企业融资渠道增多，使得民营参股企业不仅可以依赖银行信贷间接融资，还可以通过债券市场或股票市场直接募得资金，缓解融资约束问题。②金融发展水平高有助于降低信息不对称导致的高融资成本，进而缓解融资约束问题。HALL和LERNER[23]发现，创新具有技术门槛高、风险高的特点，使得处于信息劣势的投资者很难评估创新项目的优劣，增加了融资成本。BENFRATELLO等[24]认为，在金融发展水平高的地区，信息透明度高，有效的信息揭示机制有助于缓解创新项目信息不对称导致的逆向选择和道德风险问题，降低投资者事前甄别筛选与事后监督的成本，进而降低融资成本，缓解融资约束问题。因此，金融发展水平与民营参股企业创新正相关。

4）从法治化水平来看，法治化水平越高，越有利于企业提高创新收益，降低创新风险，进而增强创新意愿。地区的法治化水平主要体现在市场中介组织发育、对生产者合法权益的保护、知识产权保护等方面，关注保护市场经济主体的法律制度是否完善以及权益受侵害时的维权难度如何。因此，在提高创新收益方面，法治化水平高的地区，相关专利、版权等知识产权保护制度和契约制度比较完善，能有效避免民营参股企业的创新成果遭到窃取，延长新产品在市场上的垄断时间，企业创新收益提高，创新意愿提升。在降低创新风险方面，杨洋等[25]认为在法治化水平高的地区，司法诉讼难度小，成本低，执法相对公正，有利于减少民营参股企业因创新过程中发生知识泄露而造成的收益损失，降低创新风险。因此，法治化水平与民营参股企业创新正相关。

基于以上分析，本文提出以下假设。

H2 企业所处的地区制度环境越好，民营参股对企业创新的促进作用越强。

2 研究设计

2.1 数据来源与样本选取

本文数据来源于中国工业企业数据库，涵盖全部国有企业和年销售额在500万元以上的非国有企业的基本信息和财务信息等130多项指标。选取2004年发生民营参股的企业作为处理组样本，一直保持国有资本占实收资本100%比例的企业作为控制组样本，检验民营参股后2005—2007年内企业创新活动的改变。原因在于：①2004年是非公有制经济发展得到《宪法》保护的重要年份，也是最适合通过倾向得分匹配法识别民营参股后企业创新变化的重要时点，因此选择2004年作为民营参股之年；②本文借鉴李文贵和余明桂[2]的研究，将民营参股定义为“企业实收资本中国有资本所占比例由100%变为小于100%”；③中国工业企业数据库只提供了2005—2007年间实收资本和企业研发支出的数据。考虑数据的可获得性以及检验政策效果的时间不宜过长，本文选择2005—2007年数据进行实证检验。

为了排除异常值对检验结果的影响，本文对数据进行了如下处理：①剔除资产负债率大于1的样本；②剔除职工人数小于8的样本；③剔除销售收入等于0的样本；④剔除在2005—2007年间发生民营参股又转为国有控股的样本。最终，891家企业进入处理组，4 442家企业进入控制组。

2.2 模型设定及变量定义

为了检验民营参股对创新的影响，设定基本模型如下。

其中，Innovationit代表企业创新，分别通过创新投入和创新产出衡量。创新投入的指标包括2个：Inno1研发投资强度，定义为企业实际发生的年度研发支出占总资产的比例；Inno2是否存在研发支出，代表企业研发投资的意愿，为虚拟变量，如果研发支出大于0，赋值为1，否则为0。创新产出Inno3使用企业年度新产品产值与主营业务收入的比值测量。Privatizationit衡量是否发生民营参股，为虚拟变量，如果企业在2004年发生民营参股，Privatizationit赋值为1；反之，如果企业一直保持国有资本占实收资本100%的比例，则赋值为0。Χ为一系列控制变量。此外，本文还对年份Year和行业Ind设置了虚拟变量进行控制。

为了检验民营参股比例对创新的影响，设定检验模型如下。

其中，Nonstateit为民营参股比例，定义为非国有资本占实收资本的比例，非国有资本比例越高，民营参股比例越高。中国工业企业数据库将实收资本划分为国有资本、个人资本、法人资本、集体资本、港澳台资本以及外国资本六大类，非国有资本是指除国有资本以外的其他资本。Χit为控制变量，与模型（1）保持一致。

参考徐细雄和李摇琴[26]、邓路等[27]以及李新春和肖宵[28]的研究，本文也同样采用了樊纲等[29]编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2009年报告》。采用市场化水平Ins1这一指标衡量地区制度环境水平，再分别选取政府对企业干预的强弱程度Ins2、产品市场发育水平Ins3、金融发展水平Ins4以及法治化水平Ins5 4个指标对制度环境进一步细化衡量。其中，Ins1数据来源于市场化指数总体评分，数值越高，表明地区市场化水平越高。Ins2数据来源于政府与市场关系的二级指标“减少政府对企业的干预”指数评分，评分数值越高，表明政府对企业的干预越弱；Ins3数据来源于产品市场的发育程度指数评分，评分数值越高，表示产品市场发育水平越高；Ins4数据来源于要素市场发展程度的二级指标“金融业的市场化”指数评分，评分数值越高，表示金融发展水平越高；Ins5数据来源于市场中介组织的发育和法律制度环境指数评分，评分数值越高，表明法治化水平越高。

表1分别列出了模型（1）和模型（2）的变量名称、定义及预期符号。

表1 变量定义Tab.1 Definitions of the variables

3 模型估计与结果分析

3.1 全样本估计结果与分析

表2报告了民营参股与非民营参股企业创新的统计差异，为了排除异常值的影响，本文对所有连续变量进行了前后1%的Winsorize处理。可以看出，无论是Inno1、Inno2，还是Inno3，民营参股企业的均值相较于非民营参股企业的均值都有所提升。

表2 企业创新变量的描述性统计分析Tab.2 Descriptive statistical analysis of innovation variables

表3报告了对模型（1）的全样本回归结果。其中，列（1）、列（2）以Inno1为被解释变量，无论是否控制年份和行业，Privatization系数均在1%的水平上显著为正，民营参股后，企业的研发投资强度平均提高0.210个单位。列（3）和列（4）以Inno2为被解释变量，需要说明的是，Inno2为虚拟变量，采用Probit模型进行回归，运用最大似然法进行参数估计。可以看出，控制年份和行业后，民营参股会使企业研发支出概率增加19.2%，且在1%的水平下通过显著性检验。列（5）和列（6）是以创新产出Inno3作为被解释变量进行回归的结果，Privatization的系数均在1%的水平上显著为正，这表明，民营参股显著提高了新产品产值占主营业务收入的比例，即民营参股促进了企业的创新产出。在经济影响上，民营参股后，企业的新产品产值占主营业务收入的比例平均提升0.024个单位。以上检验结果均与本文预期结果的保持一致，验证了H1，即民营参股促进企业创新。这与李文贵和余明桂[2]在研究民营化企业的股权结构对创新的影响时所得的结论一致。但不同的是，李文贵运用股权结构变量衡量民营化，而本文运用是否发生民营化这一虚拟变量衡量，进一步证实了民营参股对创新的促进作用。此外，在控制变量方面，企业规模的回归系数显著为正，说明企业规模越大，越愿意把资金投资于创新。同样，资产流动性对企业创新的促进作用也显著为正。盈利能力对创新的影响基本呈正向。负债率、销售收入增长率均与创新负相关，而企业年龄则与创新显著正相关，表明成立时间长的企业，眼光更长远，更愿意进行创新投资。政府补贴对企业研发投资强度、是否进行研发投资以及创新产出的影响均在1%的水平上显著为正。

表3 民营参股对创新影响的全样本估计结果Tab.3 Full sample estimation results of the impact of privatization on innovation

3.2 倾向得分匹配法实证结果与分析

由于企业是否进行混合所有制改革并非随机的，如果只采用OLS回归可能会产生样本选择性偏差问题。因此，为了更加准确地检验是否发生民营参股对企业创新的差异性影响，本文采用倾向得分匹配法，将发生民营参股的企业定义为处理组，将未发生民营参股的企业定义为控制组。参照ROSENBAUM和RUBIN[30]的方法，在控制组中寻找一个个体，使其与处理组变量具有相同的特征。

参考TAN等[31]、DINC和GUPTA[32]的研究，匹配变量包括企业规模、资产负债率、盈利能力、企业年龄、政府补贴、员工比率、成长性、行业和时间变量。员工比率（Employ）定义为员工人数与总资产的比值，其余变量的定义与表1中一致。对于企业的倾向得分，本文运用Stata中的logit命令进行计算。

3.2.1 倾向得分匹配及平衡性检验 根据BECKER和ICHINO[33]提出以倾向值为基础的匹配方法，本文为发生民营参股的企业在控制组中找到了与之倾向得分最近的个体进行最邻近匹配。由于本文样本容量不大，因此进行有放回匹配，且允许并列。

表4是以Inno1作为结果变量进行匹配的平衡性检验结果，以Inno2和Inno3作为结果变量的匹配平衡性检验结果与之类似，不再全部列出。从表4可以看出，标准偏差低于5%且t值不显著，根据ROSENBAUM和RUBIN[30]的研究，匹配结果可靠。

表4 匹配变量及平衡性检验（Inno1）Tab.4 Matching variables and balance test（Inno1）

3.2.2 结果分析 满足假设条件，得到倾向值后，本文用平均处理效应衡量企业“民营参股”与“非民营参股”的平均创新差异，结果见表5。

可以看出，处理组发生民营参股的企业的创新投入和产出，无论在匹配前还是匹配后均高于控制组非民营参股企业。而匹配后的创新差异有所降低，说明匹配后的样本一定程度上处理了样本选择导致的差异。从研发投资强度看，民营参股企业的平均研发强度为0.478，而非民营参股企业平均研发强度为0.111，民营参股提升了企业研发投资强度。在研发投资意愿上，民营参股企业的平均研发意愿比非民营参股企业高0.120。从创新产出看，民营参股企业创新产出为0.072，非民营参股企业为0.028，说明民营参股提高了企业新产品产值占主营业务收入的比例。与李文贵和余明桂[2]、钟昀伽等[8]研究民营化与企业创新的方法不同，本文采用倾向得分匹配法，有利于减少OLS回归可能导致的样本选择性偏差和内生性偏差。结果表明H1进一步得到支持。

3.3 民营参股比例对创新影响的实证分析

为了研究民营参股比例对创新的影响，本文将样本分为两组，组1为民营参股比例大于50%，组2为民营参股比例小于50%。前者涵盖非国有股权占实收资本比例大于50%的企业，后者包括非国有股权占实收资本比例小于50%的企业。组1和组2创新的描述性统计结果（见表6）显示，无论是从Inno1、Inno2，还是Inno3来看，组1的均值相较于组2均有所增长，初步说明了企业的民营参股比例高，创新水平更高。

表6 不同民营参股比例企业创新描述性统计结果Tab.6 Descriptive statistical results of innovation of full privatization and partial privatization enterprises

接下来，以非国有股权比例Nonstate作为主要解释变量，对模型（2）进行回归，考察民营参股比例对企业创新的影响。表7报告了对模型（2）的回归结果。前两列以Inno1为被解释变量，可以看出，无论是否控制年份和行业效应，Nonstate的回归系数都在1%的水平上显著为正，说明非国有股权比例越高，企业研发投资强度越大。列（3）和列（4）以Inno2为被解释变量，采用Probit模型进行回归，最大似然法进行参数估计。可以看出，Nonstate的边际效应分别为0.440和0.240，且在1%和10%的水平上显著为正，表明随着非国有股权比例的提高，企业进行研发支出的概率增加。后两列以Inno3为因变量进行回归，Nonstate的系数显著为正，说明其他条件不变时，企业非国有股权比例提高1%，新产品产值占主营业务收入的比例平均提高3.3%。

基于以上分析，可以得到民营参股比例与创新正相关的结论，再次验证了H1。

3.4 制度环境对民营参股企业创新的调节作用

民营参股比例与企业创新正相关，那么，完善的制度环境是否会增强民营参股比例对创新的这种正向作用？为了检验这个问题，本文将样本划分为强制度环境组和弱制度环境组，并分别对模型（2）进行回归，具体方法如下。

表7 民营参股比例对企业创新影响的回归结果Tab.7 Regression results of the impact of privatization on innovation

首先，针对前文所述的5个制度环境变量，将各省2005—2007年的数据进行平均，均值作为各省份市场化水平Ins1、政府对企业干预的强弱程度Ins2、产品市场发育水平Ins3、金融发展水平Ins4和法治化水平Ins5的数值。然后，将样本划分为强、弱制度环境组，分组的依据是：若变量值高于中位数，则说明制度环境好，归为强制度环境组；反之，则说明制度环境差，归为弱制度环境组。最后，分别对强弱制度环境组中的各组子样本进行回归，通过比较回归结果中非国有股权比例Nonstate的系数的差异，来说明制度环境对民营参股企业创新的影响。

3.4.1 市场化水平对民营参股企业创新的影响 表8报告了不同市场化水平下，民营参股比例对企业创新的回归结果。其中，列（1）、列（3）和列（5）代表市场化水平高；列（2）、列（4）、列（6）代表市场化水平低。可以看出，列（1）、列（3）和列（5）中Nonstate的系数均在5%的水平上显著为正，说明在市场化水平高的地区，民营参股对企业创新的促进作用是显著的。而列（2）、列（4）和列（6）中Nonstate的系数虽仍为正，但不再具有统计意义上的显著性，表明在市场化水平低的地区，民营参股比例不再显著影响企业创新。原因可能在于，在市场化水平低的地区，政府在资源配置中占据主导，民营参股企业的创新资源仍受到政策性负担的挤占，创新投入不足。此外，市场化水平低，金融、法治环境较差，融资约束与创新风险也会抑制企业创新，民营参股对企业创新的促进作用不再显著。

表8 市场化水平（Ins1）对民营参股企业创新的影响Tab.8 Influence of marketization level（Ins1）on the innovation of privatization

与李文贵和余明桂[2]的研究不同，本文在民营参股促进企业创新的基础上增加了制度环境变量，检验地区制度环境差异是否会对民营参股企业的创新行为产生不同的影响。结果显示，在市场化水平高即制度环境好的地区，民营参股对企业创新的促进作用会显著增强，初步验证了H2。李广子和刘力[34]的研究也发现，在市场化水平低的地区，即使企业发生民营参股，原国有控股股东仍在企业中持有较多股份，从而难以发挥民营资本的创新活力，削弱了民营参股对国有企业创新的积极作用。

3.4.2 单项制度因素对民营参股企业创新的影响 表9～表11分别以Inno1、Inno2和Inno3为被解释变量进行回归，其中，列（1）、列（3）、列（5）和列（7）分别代表政府干预弱、产品市场发育水平高、金融发展水平高和法治化水平高；列（2）、列（4）、列（6）和列（8）分别代表政府干预强、产品市场发育水平低、金融发展水平低和法治化水平低，具体分析如下。

从表9可以看出，列（1）、列（5）和列（7）中Nonstate的系数为正，并通过了显著性检验，且从数值上来看，均高于全样本回归时Nonstate的系数0.257，而列（2）、列（6）和列（8）中Nonstate的系数虽为正，却并不显著。这说明只有在政府干预弱、金融发展与法治化水平高的地区，民营参股对企业研发投资强度的提升作用才会显著增强。该结论也说明通过减轻政策性负担、增加创新资源[14]、减轻融资约束[11]、完善知识产权保护[18]的途径促进企业创新，同样适用于民营参股企业。列（3）和列（4）中Nonstateit的系数均在10%的水平上显著为正，但列（3）中Nonstate的系数0.610明显高于列（4）的系数0.321，表明产品市场发育水平对民营参股企业研发投资强度有一定的强化作用，但并不突出。

表9 单项制度因素对民营参股企业创新的影响（Inno1）Tab.9 Influence of individual institutional factors on the innovation of privatization（Inno1）

从表10的列（1）、列（3）和列（5）可以看出，Nonstate的回归系数分别在5%、1%和10%水平上显著为正，而列（2）、列（4）、列（6）中Nonstate的系数均不显著。这说明只有在政府干预弱、产品市场发育水平高、金融发展水平高的地区，民营参股对企业研发投资意愿的影响才是显著的。此外，列（7）和列（8）中Nonstate的系数虽为正，但并未通过显著性检验。原因可能在于：企业是否进行研发支出，受企业规模、政府补贴、盈利能力等因素的影响更多，从而削弱了法治化水平对其的促进作用。表11与表9的结果类似，此处再赘述。

表10 单项制度因素对民营参股企业创新的影响（Inno2）Tab.10 Influence of individual institutional factors on the innovation of privatization（Inno2）

表11 单项制度因素对民营参股企业创新的影响（Inno3）Tab.11 Influence of individual institutional factors on the innovation of privatization（Inno3）

综合分析表9～表11的检验结果表明，只有在政府对企业干预弱、产品市场发育水平高、金融发展水平高和法治化水平高的地区，即制度环境较完善的地区，民营参股才能显著促进企业创新，再次验证了H2。

3.4.3 调节作用的稳健性检验 为了进一步检验结果的稳定性，本文选择替换制度环境变量的方法，以样本公司所属地区的区域位置作为制度环境代理变量，再次进行检验。鉴于我国地区发展不均衡，各地区制度环境建设存在较大差异，本文在参考陈冬华和齐祥芹[35]将制度环境按东部沿海与西部地区划分的基础上，进一步细化。若样本企业处于东部、南方地区，则为强制度环境组；处于西部和东北地区，则划分为弱制度环境组重新检验。此外，位于西部地区的重庆市是我国的直辖市，制度建设较为完善，因而将之划入强制度环境组。结果显示，替换制度环境变量后，但在制度环境好的地区，民营参股对企业是否进行研发投资和新产品产值的促进作用非常显著，但在制度环境差的地区不显著。而对于企业研发投资强度，虽然民营参股比例的系数在制度环境好与制度环境差的地区均显著，但在制度环境好的地区系数高于制度环境差的地区。总而言之，检验结果依然稳健，由于篇幅限制，结果不再列示。

4 结论与政策建议

推进混合所有制改革是深化国企改革的重要突破口，引入更多的非公有资本发展混合所有制经济，是可探索的有效途径。在此背景下，本文以中国工业企业数据库中2004年发生民营参股的企业为样本，考察了民营参股对国有企业创新的影响，并考虑了制度环境的调节作用。实证分析的结论包括以下两点：①民营资本参股有利于国有企业释放更多的创新资源，提高企业创新意愿，降低寻租可能性，进而显著提升企业创新绩效；②在鼓励民营资本参股国有企业的过程中，应注重健全支持民营资本发展的制度环境，以增强正向的促进作用。本文结论为现阶段探索国有企业混合所有制改革、提高创新绩效提供了如下政策启示。

第一，有效探索主业处于重要行业和关键领域的国有企业进行混合所有制改革，降低非国有资本进入门槛，以发挥国有、非国有资本各自的优势，推动企业创新。本文实证结果显示，应支持国有企业引入民营资本，但同时也要明确“分层分类”推进，建议针对关系国家安全、经济命脉的重点领域及垄断行业，在保持国有资本控股地位的同时，鼓励民营参股，放开竞争性业务，调动民营资本主体的积极性，进而激发企业创新。

第二，提高民营参股比例，发挥股权多元化对企业治理结构的改善作用，激励企业创新。虽然实证结果显示，民营参股比例与企业创新正相关，但并不意味着国有企业“完全民营化”会最大程度提升企业的创新绩效。民营参股促进国有企业创新的关键在于是否解决了经理人创新意愿不足、创新投资受政府干预的问题，本质上就是国有企业内部管理行政化和外部行为非市场化的问题。因此，鼓励引入更多负责任的民营资本，实现股权结构由“一股独大”转为“混合所有”，剥离国有企业办社会职能，释放创新资源；建立由“股东主导”到“董事会主导”有效制衡的法人治理结构，激励创新。

第三，在推进混合所有制改革与市场化改革的同时，鼓励各地政府结合自身制度环境建设情况，做出差异化调整，通过完善制度环境，增强改革成效。①政府应简政放权，逐步实现职能履行与企业的经营决策相分离，隔断权力寻租渠道。②国家应重视营造开放、公平、充分的市场竞争环境，推动企业依照市场规律运行，关注企业价值增值，依靠技术创新不断提高竞争力与可持续发展能力。③鼓励国有企业在资本市场通过公开上市或定向增发等方式引入非公有资本，实现所有权混合，改进信息披露质量。④完善各类产权、契约制度，加强对出资人合法权益的法律保护，提高执法力度。