刘 程，罗雄苑

(1.东莞行政学院，广东 东莞 523000；2.华南理工大学 中国金融市场研究中心，广东 广州 510006)

一、引言

面对错综复杂的国内外形势和新科技革命深入发展态势，科技创新是当前我国全面建设社会主义现代化强国的重大战略支撑，也是塑造发展新优势和实现高质量发展的必然要求。党的十九大以来，我国政府始终坚持创新驱动发展战略，其中2020年12月召开的中央经济工作会议明确指出，国家创新体系建设要成为当前国家经济工作的首要任务，其中完善国家创新体系要坚持有为政府和有效市场并重的原则，一方面要充分发挥体制制度优势，另一方面也要把科技创新落实到企业端。特别是，在我国以公有制为主体、多种所有制经济共同发展的基本经济制度下，作为科技创新领域的国家队，国有企业理应要强化科技创新力量，充分发挥国有企业在技术创新中的引领支撑作用，带动中小企业创新活动(江轩宇，2016)[1]。所以切实提升国有企业技术创新能力，是完善国家创新体系建设和实现创新驱动发展的关键环节，也是做大做强国有企业的决定性因素。但是当前我国国有企业技术创新水平不高等核心竞争力不足的问题尤为突出(唐跃军和左晶晶，2014)[2]，这严重制约了国家创新体系建设中国企战略力量的有效发挥。

从1988年以来，国有资产改革一直是我国市场经济体制改革的重要内容，也是增强国企核心竞争力的根本保障。为了有效促进国企政企分离和贯彻落实国有资产监管责任，中央政府在2003年4月设立国有资产监督管理委员会为国务院直属机构(本文简称“国资委”)，并授权该机构作为国有资产出资人的唯一代表，其对所管辖国有企业所出台的系列规章政策和指导意见都有较强的针对性和约束性。已有研究表明，以国资委成立为标志的外部监管能够显著改善国有企业的生产经营效率，以及提高国企改制成效(聂辉华和贾瑞雪，2011；孔东民等，2014；盛丹和刘灿雷，2016；胡磊等，2020)[3-6]。而如何增强国有企业核心竞争力的问题，一直以来都是我国制定国企改革或国资改革政策的出发点和目标，但是现有文献忽略了外部监管对国企技术创新的影响。国资委成立究竟对国企技术创新产生什么样的影响呢? 这其中的潜在影响机制是什么? 国资委成立是否能够显著改善国企改制的技术创新成效？这背后的潜在影响机制又是什么呢? 对上述问题的回答，对于正确认识和定量评估外部监管对国有企业技术创新的影响，对国企改革政策的制定，尤其是对切实提升国有企业技术创新能力和有效发挥国家创新体系中国企战略力量，都具有重要的理论价值和深刻的现实意义。

从理论上来说，国资委成立对于国有企业技术创新具有积极的促进作用，理由如下：第一，从创新监管激励视角来看，国资委成立通过政策效应加强了外部监管，其颁布的相关改革政策措施为国有企业建立起现代管理制度和完善企业的治理结构，有效缓解了国企委托代理问题，从而促进国有企业技术创新；第二，从创新资源视角来看，国资委成立实现了政府公共管理和出资人两职能分离，有效促进了政企分离程度，降低了政府干预程度，从而减轻了企业承担的政策性负担，增加其可用于技术创新的资源。此外，国资委成立加强了对国有企业改制和资产转让的监管，有效抑制了国有产权转让中隐匿转移或侵占私吞国有资产等问题，能够增强国企改制与企业技术创新的正向关系，即国资委能够有效提高国有企业改制的创新成效。

本文基于解决我国国有企业创新效率不高的现象，着力根据现有文献对国资委成立与国企技术创新之间关系的研究不足的缺陷，采用2000—2007年的中国工业企业微观数据，以国资委成立作为外部政策冲击，建立双重差分模型来实证研究外部监管对国有企业技术创新与改制创新成效的作用及其影响机制。实证研究结果发现，国资委对国企技术创新产生显著促进作用，即外部监管能够显著促进国有企业技术创新；进一步地，基于创新激励和资源的研究视角发现，其作用主要是通过降低国企委托代理成本、缓解投资过度以及减少冗余雇员等渠道来实现的；此外外部监管能够显著改善国有企业的创新效率，即增强国企创新产出与利润率的相关性；同时外部监管还能够显著提高国有企业的改制创新成效，即外部监管对国企改制前后其创新产出变化具有显著的积极影响，其中检验发现，该作用主要是通过抑制掏空效应来实现的；最后异质性研究发现，当改制国企处于高竞争程度行业时，外部监管能较大幅度提高国有企业的改制创新成效。本文研究结论一方面对于科学评估和全面认识外部监管在国有企业技术创新中的作用，丰富了国资委成立经济后果的相关文献，具有重要的理论价值，另一方面对于深化国有企业改革、切实提高国有企业核心竞争能力以及完善国家创新体系建设具有现实和启示意义。

与现有的文献相比，本文可能的理论创新点主要在于以下三个方面：

第一，本文第一次从国企技术创新和改制企业的技术创新成效这两个独特视角出发，利用我国国资委成立这一外部政策冲击建立双重差分模型，实证研究了外部监管在我国国企改革中的作用及其影响机制。大多关于国有企业改革的文献主要关注国企改制对经营绩效、企业创新、劳动工资、现金持有以及出口产品质量的影响(宋立刚和姚洋，2005；白重恩等，2006；Bai等，2009；李文贵和余明桂，2015；余明桂等，2019；盛丹和陆毅，2017；杨兴全和尹兴强，2018；王海成等，2019)[7-14]，少数文献研究了国资委成立对国企经营绩效的影响，如聂辉华和贾瑞雪(2011)、孔东民等(2014)[3-4]主要从理论上阐述了国资委成立(外部监管)对我国国有企业全要素生产率具有明显的提升作用，而盛丹和刘灿雷(2016)、胡磊等(2020)[5-6]则实证研究了国资委监管对国企生产效率的作用，但是这些学者并未对国企改革与企业技术创新的关系展开系统深入的理论和实证研究。虽然已有文献证实了国资委成立可以部分地解决国企经营者的短期生产激励问题(盛丹和刘灿雷，2016；胡磊等，2020)[5-6]，但并不意味着其也可以改善国有企业技术创新不足问题，与这些学者不同的是，本文基于国资委成立这一外部政策冲击，实证研究外部监管与国有企业技术创新之间的关系，相对于国有企业经营绩效的短期波动而言，本文更关注外部监管对国有企业的长期影响，即对技术创新的作用，所以本研究有助于从企业技术创新的视角拓展和深化关于国资委成立的经济效应的相关理论和实证研究。

第二，本文有助于从外部监管的研究视角丰富和拓展国有企业技术创新影响因素的相关研究。一些学者从业绩考核制度、国有企业民营化、地方国有企业的金字塔层级、资本市场对外开放等视角实证研究国有企业技术创新问题(余明桂等，2016；钟昀珈等，2016；江轩宇，2016；丰若旸和温军，2019；余明桂等，2016)[15-16,1,17,11]，不同于以上文献，本文考察的一方面是外部监管对我国国有企业技术创新的影响及其作用机制，即国资委成立前后国有企业技术创新产出的变化，另一方面是外部监管对国企改制前后该企业创新产出变化的影响。

第三，在研究结论上，本文发现外部监管能够显著促进国有企业的技术创新，并且能够提高国有企业改制的创新成效，或者说国资委成立及其成立之初出台的系列改革措施有效增强了国有企业改制与企业技术创新的正向关系，这说明国有企业可以在不需要进行民营化改革的情况下，通过一系列加强监管、强化激励以及减轻政策性负担等方面的改革措施来部分解决国有企业面临的创新效率损失问题，同时这些措施也能够加强国企改制的技术创新成效。

本文剩余内容结构安排如下：第二部分是制度背景与研究假设；第三部分是外部监管对国有企业技术创新的影响；第四部分是外部监管、国企改制与企业创新；最后是本文的结论与政策建议。

二、制度背景与研究假设

(一)制度背景

从20世纪80年代末以来，尽管我国政府就在国有资产管理体制领域进行了许多卓有成效的工作，但是由于我国经济转轨阶段市场体制改革的深刻调整，以及民营经济的快速繁荣发展，国有资产管理体制改革进程相对滞后带来的一些结构性矛盾和问题越发显著突出，严重制约了国有经济发展步伐，这时(2003年)国资委应势而生。本文将在这一部分简要概述国资委成立前后我国国有资产改革的制度背景。

在国资委成立之前，一方面，由于中央政府和地方政府是国有资产出资人的唯一代表，这就使得政府的公共管理与国有资产出资人两职能高度重合，导致现代企业管理制度在我国国企难以建立起来①；另一方面，由于国有资产出资人职能分散在政府的国家计委、经贸委、财政部门等各个部门，使得国企资产所有权和人事任免权、经营管理权限三权相分离，这就导致实际工作中国有企业的资产监管缺乏明确的责任主体，难以真正落实实现这些企业国有资产保值增值的责任，所以这种多部门分割行使出资人职能的模式会带来政府干预过度，同时政府各个部门推行的国企管理政策缺乏针对性和约束性，也就难以对国有企业进行有效监管，更糟糕的是导致国家所有权虚置问题出现(项安波，2018)[18]。

为了解决这些问题，2002年召开的中国共产党第十六届中央委员会第五次全体会议明确指出，我国要积极探索建立中央政府和地方政府授权特设专门机构分别代表国家履行出资人职责的体制机制，该机构享有所有者权益，其中关键在于建立既要实现权利、义务和责任相统一，也要把管资产和管人、管事相结合的国有资产监管体制。随后在党中央第十六届二中全会明确解释该特设机构的属性定位、职能范畴、监管权限以及与国有企业的关系等相关重要问题的基础之上，并在2003年4月6日，我国中央政府正式授权下设国有资产管理机构——国有资产监督管理委员会。随即出台的《企业国有资产监督管理暂行条例》和《中华人民共和国企业国有资产法》等法规文件，为国资委履行出资人职责、承担国有企业保值增值的责任和推进国企改革提供了根本的法律保障。

国资委作为实际履行国有资产出资人权利的唯一特设专门机构，一方面，结束了长期以来国有资产所有权职能由多部门分割行使的混乱局面，其在成立之初即针对所监管企业采取了更为直接、更为有力的一系列改革措施，有较强的针对性；另一方面，克服了国家所有权虚置问题，使国企改革发展相关工作有了政策抓手，具体通过层层业绩考核等加强监管的措施督促国企负责人落实各项工作任务，具有更强的约束性。国资委成立以来，所提出的各项具有针对性和约束性的措施和要求，都在企业得到了很好的落实，在促进国企经营效益方面取得了较大的成绩(孔东民等，2014；盛丹和刘灿雷，2016；胡磊等，2020)[4-6]。

(二)研究假设

由于我国国有企业的独特性及技术创新的重要性，什么因素能够有效促进国有企业技术创新？这一问题一直都是理论探讨和政府关注的焦点。已有文献主要围绕创新激励和创新资源这两大研究视角对影响企业技术创新的具体因素展开理论和实证层面的研究(李汇东等，2013；江轩宇，2016)[19,1]，因此本文从这两个方面从理论上全面阐释国资委成立影响国有企业技术创新的作用，以及其中可能的影响机制。国内主流经济学理论一般认为，国企经理人的委托代理问题和政府干预过度导致的政策性负担是导致我国国有企业的经营效率不高的主要原因(Zhang，1997；Lin等，1998)[20-21]，而这一低效率问题更为突出地体现在国有企业技术创新能力不足(吴延兵，2012)[22]。基于此，结合现有文献本文认为，一方面从创新监管激励视角来看，国资委成立结束了政府多部门分割行使出资人职能的局面，增加了外部监管的有效性，同时成立之初出台了一系列具有针对性和约束性的改革政策措施，直接为国有企业建立起现代管理制度，优化了国企内部的治理结构，有助于减轻国企委托代理问题，从而促进国有企业技术创新；另一方面从创新资源视角来看，国资委成立有效促进了政企分离，以及其通过推进中大型国企主辅分离，减轻了企业承担的政策性负担，增加其可用于创新的资源，进而促进企业创新。

1.创新监管激励视角

根据现代委托代理理论，合理的激励机制可以在一定范围内实现股东与管理层的激励相容，有利于抑制企业管理者的短期主义倾向，从而增加企业在技术创新活动的长期投入(Jensen和Meckling，1976；Holmstrom，1989)[23-24]。吴延兵(2012)认为，创新的不确定性、异质性和长期性等特性意味着对企业创新的监督成本非常高，以至于增加监督所带来的收益甚至不足以弥补监督的成本，进而导致监督机制失效；在这种情况下，促进国有企业创新需要对经理人实施更为有效的激励机制[22]。由于企业技术创新活动具有高度风险不确定性和收益回报长期性的特征，既要建立切实可行的企业内部监管机制防范风险，更要重视完善企业创新的激励相容机制，以及缓解企业高管对创新的风险规避倾向，特别是对于国有企业而言，有效的高管激励制度是促进国企技术创新的决定性因素(吴延兵，2012)[22]。在2003年成立初期，国资委为切实履行企业国有资产出资人职责，就通过直接建立和完善国有企业管理者经营业绩考核和薪酬管理机制，从而有针对性地对国企经理人实行有效的激励和约束机制。具体可以体现在：国资委于2004年成立之初就出台并实施的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》，该办法明确了国有企业负责人经营业绩考核的具体方式和方法，其中直接采取与企业负责人签订经营业绩承诺书的方式落实主体责任，并将该考核结果与企业管理者薪酬奖惩挂钩，从而建立企业负责人经营业绩同激励约束机制相结合的考核制度，这具有较强的约束力和可实施性；同时为积极推进高管薪酬制度改革，国资委印发了《中央企业负责人薪酬管理暂行办法》，该办法强调要把管理者短期与长期薪酬激励结合起来，督促央企及相关国有企业建立和完善与经营绩效挂钩的高管薪酬激励与约束制度。

国资委还通过建立和完善现代企业董事会及外部监事制度，这既减轻了委托代理问题，也有利于提高企业技术创新决策的科学性和准确性，从而促进国企技术创新产出的提高。在委托代理理论的框架下，董事会是现代公司治理的核心，完善董事会制度建设能够切实有效地改善公司内部治理水平，进而约束高管短期私利行为，从而促进企业创新(Jensen，1993；赵旭峰和温军，2011)[25-26]。这是因为以下两点：第一，在国企出资人与经营者职能分离的情况下，董事会能够提高监督效率，特别对于技术创新活动，其中外部董事自身一般与企业不存在太多利益裙带关系，外部董事的存在往往有助于缓解或克服具有风险规避倾向的经营者由于创新失败风险的不确定性和技术信息不对称所导致的委托代理问题(李文贵等，2017)[27]；第二，特别是外部董事为国有企业经营决策提供较为专业性的建议、知识和经验，使董事会能够作出独立于经理层的客观判断，从而降低技术创新的不确定性，能够有效提高技术创新的决策质量。具体体现在：国资委成立不久，就颁布了《关于中央企业建立和完善国有独资公司董事会试点工作的通知》，该通知决定推行建立外部董事制度，并且督促国企要高度重视和充分发挥外部董事在董事会和管理层制定重大投融资方案以及日常经营管理中所起到的积极作用。同时基于该央企董事会试点的政策事件的实证研究，李文贵等(2017)[27]发现，这一政策措施确实能够有效减轻我国国有上市公司的双重委托代理问题。

国资委采取了具有针对性的措施对部分国有企业管理层次过多问题进行处理，通过优化管理层结构来减低委托代理成本。而国有企业管理层次过多以及内部机构臃肿等现象会增大对管理层的监督难度，引起监督管理失控，导致决策效率低下和管理成本增加，由此将加剧内部人员的代理问题，增加委托代理成本②，最终影响企业核心竞争力的提高。国资委在成立不久就印发了《关于推动中央企业清理整合所属企业减少企业管理层次有关问题的指导意见》，该意见针对国有企业内部管理机构臃肿等突出问题，督促相关企业经理人把清理整合所属企业、减少企业管理层次，以及调整内部组织结构作为当前国企改革的重点任务，并提出相关切实可行的指导意见。所以国资委能够通过加强外部监管，督促国企优化企业内部管理层组织结构，建立运作高效的内部组织结构，这有利于加强内部监管、提高决策效率，从而降低了委托管理成本，激励管理者的创新意愿。

总而言之，从创新监管激励视角来看，一系列以国资委成立为标志的改革政策措施促使国企内部治理更加完善，代理成本进一步下降(孔东民等，2014；李文贵等，2017，刘纪鹏等，2020)[4,27-28]，同时也减轻了委托代理问题，能够有效激励国企技术创新。

2.创新资源视角

而从创新资源视角来看，国资委成立之初，一方面对政府行政职能和出资人职能作出了明确分离，降低了其他政府部门的干预，这有效增进了政企分离，这能够为国有企业减轻所承担的政策性负担，能够为这些国企从事技术创新活动提供更多的经济资源；另一方面，以提高企业核心竞争力为目标推进国有企业主辅分离，减轻经济负担，汇聚更多经济资源，从而促进国企技术创新。

在国资委成立之前，地方政府部门能够对国有企业同时行使行政管理职能和出资人职能，其具有更强动机将自身承担的政策性负担转嫁到所控制的国有企业身上，使其雇用更多的员工和承担更多地方基础设施投资项目，从而造成国企过度投资和冗余雇员等政策性负担问题(江轩宇，2016)[1]，这会在较大程度上挤占国企可用于技术创新的资金。

而在国资委成立之初，为贯彻党的十六届二中全会精神，国务院就通过并颁布了《企业国有资产监督管理暂行条例》(下文简称“《条例》”)，《条例》从法律层面上明确界定了国资委的性质、职能和责任，其中第一章总则第七条就明确规定国有资产监督管理机构不行使政府的社会公共管理职能，政府其他机构、部门不履行企业国有资产出资人职责，从而实现了两权分离；同时《条例》也明确了坚持政府的社会公共管理职能与国有资产出资人职能分开的原则，严格贯彻落实政企分开，这在一定程度上减少了政府对国有企业经营权的干预；具体也可参见《国务院各部门所属企业移交国资委或国资委所出资企业管理的意见》，该意见明确规定了政府部门要坚持政企分开，实行国企所有权与经营权分离。这些法律划定了政府与国有企业的关系，明确了各级政府和国资委的管理权限及职责性质，为有效推进政企分离提供法律保障。国资委作为履行国有资产出资人权利的唯一机构，不仅有效解决了国有资产管理政出多门的管理现象，而且也有利于国有企业剥离以往所背负的政府社会公共管理的经济负担，使得政府行政管理职能和出资人职能在法律层面明确分离，有效促进了政企分离。

同时国资委切实推进中大型国企主辅分离，使得这些国企把经济资源凝聚到主营业务中，能够为企业创新汇聚更多经济资源。在2003年国资委就出台了《关于进一步明确国有大中型企业主辅分离辅业改制有关问题的通知》(下文简称“《通知》”)，该《通知》明确要求国有企业要以提升企业核心竞争力为目标，对与主体企业主营业务不存在紧密关联的经营业务实施剥离或改制分流，切实推进中大型国企主辅分离。国企主辅分离有利于消减非必要辅业对主营业务投资资金的挤占效应和劳动力成本，如缓解国企过度投资和冗余雇员等问题，有助于增加主营业务创新资源的可得性。

因此，综合上述理论分析，本文提出以下研究假设：

研究假设1：外部监管能够显著促进国有企业技术创新。(见图1)：

图1 外部监管与国有企业技术创新的影响机制

国有企业改制如何影响技术创新？这一问题一直备受学者的关注(孙文娜和苏跃辉，2017；钟昀珈等，2016；余明桂等，2019)[29,16,11]。从理论上来说，国企改制对企业技术创新可能具有正反两方面的不同影响：一方面，国企改制有利于降低政府对企业的控制和干预程度，减轻企业的政策性负担(Shleifer和Vishny，1994)[30]。同时国企改制有助于缓解委托代理问题，有效地激励企业建立现代企业管理制度和提高内部公司治理水平，因此有利于提升企业风险承担能力和激发管理层技术创新积极性(张维迎，1999；李文贵和余明桂，2015；Boubakri等，2013)[31-33]。另一方面，一些学者研究发现，国企实行产权改制后，改制企业的非国有大股东具有较强的动机通过转移、掏空经济资源等方式追求私人收益(Lin等，2012；钟昀珈等，2016)[34,16]，而创新需要大量的资金来维持长期的投入(唐清泉和巫岑，2015)[35]，所以国企改制很大程度上会减少企业可用于创新的资源，抑制了企业技术创新。

国资委通过实施一系列国企改制的政策举措，规范了改制程序，加大了对国有资产侵占行为的监管力度，这能够抑制国企改制后非国有大股东的掏空行为，弱化国企改制与技术创新的负面作用，强化正向关系，有利于促进改制企业的技术创新。在成立之初，国资委就颁布并实施了《关于规范国有企业改制工作的意见》《企业国有产权转让管理暂行办法》《关于加强企业国有产权交易监管有关工作的通知》《关于中央企业加强产权管理工作的意见》《关于企业国有产权转让有关问题的通知》等关于国有企业改制方面的政策措施，这些措施极大程度上加强了对改制审批制度、资产清算核实、财务审计、国有资产评估、交易流程管理以及国企内部高管收购等众多方面的外部监管力度，保证国有企业改制的良好成效，防止国有企业改制进程中的国有资产流失(盛丹和刘灿雷，2016)[5]。

综上所述，本文提出以下研究假设(图2)：

图2 外部监管、国企改制与企业技术创新的影响机制

研究假设2：外部监管能够显著促进国有企业改制后的技术创新水平。

三、外部监管对国有企业技术创新的影响

(一)实证设计

1.模型设定和变量定义

为了克服内生性问题，本文利用2003年我国国资委成立这一外部政策事件冲击，建立双重差分模型(DID)来实证研究外部监管对我国国有企业技术创新的作用，以及验证其中的影响机制(聂辉华等，2012)[36]。该实证模型需要选取实验组和相应的参照组，本文借鉴李楠和乔榛(2010)、孔东民等(2014)、盛丹和刘灿雷(2016)以及胡磊等(2020)这些学者的实证研究设定方法[37,4-6]，为避免民营企业可能受国资委成立及其相关政策外溢性的影响，选择外资企业作为本文实证研究的参照组，其中选择国有企业作为实验组，而该模型具体设定如下：

(1)

被解释变量。在公式(1)中，被解释变量lnpat表示企业创新水平。现有文献主要采用企业研发投入和专利产出衡量企业创新(江轩宇，2016；余明桂等，2016)[1,15]。由于研发活动存在失败率高、不确定性强等特征，与研发投入相比专利产出更直观地体现了企业的创新水平(He和Tian，2013；Fang等，2014；余明桂等，2016)[38-39,15]，本文具体用专利申请总数lntpat以及发明专利申请数lnpat分别作为企业创新的代理变量(均经对数化处理)。

核心解释变量。soe为是否是国有企业的虚拟变量，其中soe=1代表国有企业，这是实证研究的实验组，否则soe=0指代外资企业，这是参照组。具体而言，本文借鉴Hsieh和Song(2015)的做法[40]，将企业实收资本中国有资本份额占比大于一半以上的企业或者控股类型为国有以及国资委直接或间接管理的企业定义为国有企业；类似地，本文将企业实收资本中外资资本份额占比大于一半以上的企业定义为外资企业。sasac为外部监管的政策变量，本文将变量sasac在2003年国资委成立及之后年份的样本观测值取值为1，而将国资委成立之前年份的样本观测值取值为0。值得注意的是，交互项soe×sasac系数反映国资委成立前后国企与外企创新水平变化的差异，根据研究假设1，预测交互项的系数β1显著为正。

其他控制变量。X是控制变量构成的向量，根据以往文献(Liu等，2015；王永进和冯笑，2018)[41-42]，本文加入以下控制变量：(1)企业存续年限(lnage)，用当年年份与企业成立年份之差的自然对数来衡量。(2)企业规模(lnsize)，用企业资产合计的自然对数来衡量(千元为单位)。(3)企业出口(export)，用企业出口产值比重来衡量。(4)补贴收入(subsidy)，用企业补贴收入占销售收入的比重来衡量。(5)资产利润率(roa)，用企业利润总额与总资产比例来衡量。(6)企业杠杆率(lev)，用企业负债占总资产的比重来衡量。(7)企业所得税(tax)，用企业应交所得税占销售收入的比重来衡量。(8)行业竞争程度(HHI)，采用赫芬达尔指数作为测量指标，具体各行业企业市场份额的平方和表示。(9)平均工资(wage)，用企业应付工资总额/从业人员来衡量(单位为十万元)。(10)资本密集度(capital)，用企业固定资产/从业人员来衡量(单位为千万元)。yearD和industryD分别代表年份固定效应和行业固定效应，ε为误差项。

2.样本和数据

国资委于2003年4月6日正式成立，为了尽量避免其他政策因素对国有企业技术创新的影响，本文选取国资委成立前后三年左右的数据，即2000—2007年我国工业企业作为研究样本，如果样本时间过长会导致估计结果偏误(盛丹和刘灿雷，2016)[5]。为了克服我国工业企业数据错配的问题，本文参考Cai等(2009)、Brandt等(2012)和Feenstra等(2011)以及Hsieh 和 Song(2015)的做法[40,42-45]，在对原始数据进行相应处理之后构建非平衡面板数据，同时为了实证研究的需要，还剔除了民营企业和样本期内发生改制的国企样本。最后本文的专利数据来自中国国家知识产权局统计的专利数据库，并根据我国工业企业样本的企业名称和地址进行匹配。

表1各列展示了本文主要变量的描述性统计结果。由表1可知，在本研究样本区间内，企业创新指标lntpat和lnpat的均值分别为0.053和0.035。限于篇幅，其他变量不再一一赘述。

表1 主要变量的描述性统计

(二)基准回归结果

表2列示了外部监管影响国有企业技术创新的模型回归结果。其中第(1)列和第(2)列为没有控制行业和年份固定效应的回归结果，其中交互项soe×sasac的回归系数β1显著为正，显著性水平在10%以上，说明相对于外资企业来说，国有企业的总专利申请数量和发明专利申请数量在国资委成立之后显著提高。第(3)列和第(4)列控制了行业固定效应和年份固定效应，其中交互项soe×sasac的估计系数依然显著为正，即对比外企，国资委成立带来了国有企业总专利申请数量和发明专利申请数量的增加，因此本文得出国资委成立能够促进国有企业技术创新的初步结论，即研究假设1成立。

表2 外部监管与国有企业创新

(三)影响机制检验

为了检验外部监管是否通过减轻委托代理问题的渠道促进国有企业创新，本文按代理成本中位数标准划分代理成本高和低两个子样本并分别回归，其中企业代理成本借鉴罗进辉(2012)以及戴亦一等(2016)[46-47]的衡量方法，用企业经营费用率这一指标——即管理费用与销售费用之和与营业收入的比值，来衡量国有企业与管理层之间的委托代理成本。

表3列示了企业委托代理成本作用机制的分样本实证检验结果。其中在代理成本高的企业样本中，第(1)列和第(3)列的交互项soe×sasac的回归系数显著为正，而在代理成本低的企业样本中，第(2)列和第(4)列的交互项soe×sasac的回归系数则不显著，回归系数在变小，显著性明显下降，这说明在代理成本高的企业样本中外部监管对国企创新的正向影响更大，这间接证实了外部监管能够通过减轻委托代理问题的渠道促进国有企业创新。

表3 外部监管影响国有企业创新的监管激励视角

续表

为了检验外部监管是否通过减轻政策性负担的渠道促进国有企业创新，本文建立以下中介效应模型进行检验：

(2)

(3)

其中Burden表示政策性负担，分别采用冗余雇员overlabor和过度投资overinvest来衡量，这两个指标使用分行业分年份模型回归残差法来计算，详细模型设定可见江轩宇(2016)以及祝继高等(2020)[1,48]。其他变量定义与式(1)保持一致。具体检验方法为：如果α1及δ1的回归系数均显著为负，则表明中介效应显著成立，外部监管通过减轻政策性负担，促进了企业创新，否则中介效应不存在。

表4列示了本文中介效应模型的回归结果。其中在第(1)列和第(4)列的被解释变量为政策性负担变量的回归结果中，本文关注的交互项变量soe×sasac的回归系数都显著为负，说明外部监管显著减轻了国有企业的政策性负担，而在第(2)至第(3)和第(5)至第(6)列的回归结果来看，冗余雇员overlabor和过度投资overinvest的回归系数都显著为负，这说明政策性负担显著抑制了国有企业创新。结合这些回归结果来看，中介效应显著成立，所以外部监管能够通过减轻政策性负担的渠道促进国有企业创新③。

表4 外部监管影响国有企业创新的资源视角

(四)稳健性检验

为了保证以上回归结果的准确性和严禁性，本文进行了以下三个方面的稳健性检验：

第一，为了避免国有企业与外资企业的样本选择性偏差问题，本文采用近邻倾向得分匹配方法匹配相应的企业样本，并利用已匹配好的样本进行回归。表5是基于倾向得分匹配的稳健性检验结果，交互项soe×sasac在各列中都显著为正，结论保持不变。

表5 基于倾向得分匹配的稳健性检验

第二，为进一步验证本文研究结论的稳健性和可靠性，本文借鉴盛丹和刘灿雷(2016)[5]的做法，以国资委成立之前的企业观测样本进行安慰剂检验，具体做法是：假设国资委在2001年就已经成立了，利用2003年之前的企业样本再次进行回归分析，如果国有企业创新产出的提高确实是由国资委成立所导致，那么在安慰剂检验的估计结果中，soe×sasac的估计系数应该是不显著的，否则表明研究结论不成立。

根据表6列示的回归结果可知，第(1)列和第(2)列中交互项soe×sasac的回归系数均不显著，这一实证检验结果再次验证了本文研究结论的稳健性和可靠性；此外第(3)至第(4)列的子样本时间区间的回归结果也证实了本文研究结论的可靠性。

表6 安慰剂与子样本检验

续表

第三，表7是进一步控制企业个体固定效应的回归结果，以及采用国有独资和外资企业样本的回归结果，从回归结果可知，本文结论保持不变。

表7 变量与子样本检验

续表

(五)外部监管与国有企业创新效率

最后本文还检验了外部监管是否能提高国有企业创新效率的问题，即验证国资委成立前后，国有企业利润率对创新产出的敏感性是否发生显著变化。表8列示了外部监管与国有企业创新效率的实证结果。其中本文关注的交互项soe×sasac×lntpat和soe×sasac×lnpat的回归系数都显著为正，这说明国资委成立后，国有企业利润率对创新产出的敏感性得到显著提升，这意味着外部监管显著提高了国有企业创新效率。

表8 外部监管与国有企业创新效率

四、外部监管、国企改制与企业创新

(一)实证设计

1. 模型设定

在这一部分，本文利用2003年我国国资委成立这一外部政策事件冲击，建立双重差分模型(DID)来实证研究外部监管对我国国企改制与技术创新关系的影响，并检验其中的作用机制。本文借鉴Bai等(2009)、王海成等(2019)的做法[9,14]，将改制和未改制的国有企业分别作为处理组和对照组，并引入国资委是否成立的哑变量，具体模型设定如下：

(4)

Restru_soe反映企业i在年份t是否进行了改制，在改制当年和此后各年均取值为1，否则为0，如此就自动产生了处理组和对照组，以及“处理前”和“处理后”的双重差异，系数β2反映了国有企业改制对企业技术创新的整体效应。本文关注的交互项Restru_soe×sasac的系数β1反映了国资委成立前后国企改制对企业技术创新的影响差异，如果该交互项的回归系数显著为正，则说明外部监管能够显著促进国有企业改制后的技术创新水平，即研究假设2成立，否则不成立。其他变量定义与上文保持一致。

2.样本描述性统计

基于实证研究的需要，在以上企业面板数据的基础上，本文构建了仅包含改制和未改制的国有企业的样本，其中表9列示了主要变量的描述性统计。从观察表9可知，在本研究样本区间内，企业创新指标lntpat和lnpat的均值分别为0.065和0.037。限于篇幅，其他变量不再一一赘述。

表9 主要变量的描述性统计

(二)基准回归结果

表10列示了外部监管、国企改制与企业创新的回归结果。表中第(1)列和第(2)列为没有控制行业以及年份固定效应的模型回归结果，其中交互项变量Restru_soe×sasac的回归系数β1显著为正，而且显著性水平在1%以上，说明相对于未改制国有企业来说，改制国企的总专利申请数量和发明专利申请数量在国资委成立之后显著提高。而第(3)列和第(4)列是控制了行业以及年份固定效应的模型回归结果，本文关注的交互项变量Restru_soe×sasac的估计系数依然显著为正，即对比外企，国资委成立带来了国有企业改制后的总专利申请数量和发明专利申请数量的显著增加，因此本文得出外部监管能够显著促进国有企业改制后的技术创新水平的初步结论，即研究假设2成立。

同时从表10可知，在第(3)和第(4)列中Restru_soe的回归系数并不显著，这说明在国资委成立之前，国企改制对企业技术创新不产生显著影响，这可能是由于国企改制产生的激励效应与掏空效应之间相互抵消所致。从技术创新角度来看，这意味着国企改制并未带来直接的显著成效，而加强外部监管是保证国企改制成效的必要前提。

表10 外部监管、国企改制与企业创新

(三)影响机制检验

为了检验外部监管是否通过抑制掏空效应的渠道促进国有企业改制创新成效，本文按异常应收账款中位数标准划分高异常应收账款和低异常应收账款两个子样本并分别回归，其中异常应收账款用以下模型估计的残差来衡量：

tunneli,t=β0+β1lnsizei,t+β2lnagei,t+β3roai,t+β4levi,t+tunneli,t-1+industryD+yearD+εi,t

(5)

其中tunnel表示企业应收账款(经总资产标准化处理)，其他变量与上文保持一致。

表11是掏空效应影响机制的检验结果。在高异常应收账款的企业样本中，第(1)和第(3)列的交互项Restru_soe×sasac的系数显著为正，而在低异常应收账款的企业样本中，第(2)和第(4)列的交互项Restru_soe×sasac的系数则不显著，回归系数在变小，显著性明显下降，这说明在高异常应收账款的企业样本中外部监管对国企改制创新成效的正向影响更大，这间接证实了外部监管能够通过抑制掏空效应的渠道改善改制后企业的技术创新。

表11 掏空效应影响机制的检验

(四)匹配样本的稳健性检验

为了避免国有企业与外资企业的样本选择性偏差问题，本文采用近邻倾向得分匹配方法匹配相应的企业样本，并利用已匹配好的样本进行回归。表12是基于已经倾向得分匹配的企业样本的回归检验结果，本文主要关注的交互项Restru_soe×sasac的系数在各列中都显著为正，结论保持不变。

表12 匹配样本的稳健性检验

(五)行业市场竞争的异质性效应

较为激烈的行业市场竞争会促使企业增加研发投入，以提高产品与竞争对手的技术含量差异程度，从而促进企业技术创新。在市场竞争程度较高的行业，改制后的企业面临更为激烈的市场竞争，同时上文实证研究表明外部监管也能够促进改制企业的技术创新，那么市场竞争机制与外部监管在改善国企技术创新成效方面是互补关系还是替代关系呢？为了回答这一问题，本文在式(4)基础上加入交互项Restru_soe×sasac×compet_indus，其中compet_indus表示高竞争行业哑变量，具体以HHI中位数为衡量标准。表13是高低竞争性行业影响的差异性检验，可以发现Restru_soe×sasac×compet_indus的系数则显著为正，这意味着对于竞争程度较高的行业，外部监管对改制企业创新成效的促进作用较大，对低竞争行业的改制企业创新成效促进作用较小，这说明市场竞争机制与外部监管能够相互补充，促进企业改制后的技术创新。

表13 高低竞争性行业影响的差异性检验

五、结论与政策建议

提升国有企业技术创新能力，是完善国家创新体系建设和实现创新驱动发展的关键环节，也是做大做强国有企业的决定性因素。但是当前我国国有企业技术创新水平不高等核心竞争力不足的问题尤为突出(唐跃军和左晶晶，2014)[2]，这严重制约了国家创新体系建设中国企战略力量的有效发挥。为了切实改善我国国有企业创新效率不高的问题，本文从外部监管的研究视角考察国资委成立对国企创新与改制创新成效的影响，采用2000—2007年的中国工业企业微观数据，以国资委成立作为外部政策冲击，建立双重差分模型来实证研究外部监管对国有企业技术创新与改制创新成效的作用及其影响机制。

实证研究结果包括两大部分：第一部分外部监管与国企技术创新的实证结果显示，对比外资企业而言，国资委对国企技术创新产生显著的促进作用，这说明外部监管能够显著促进国有企业技术创新；进一步地，本文基于创新激励和资源的角度对其中影响机制进行验证，发现国资委通过降低国企委托代理成本和减轻政策性负担来实现的，其中减轻政策性负担具体体现在缓解投资过度和减少冗余雇员方式上；同时外部监管能够显著改善国有企业的创新效率，即增强国企创新产出与利润率的正相关关系；此外本文还进行了相关稳健性检验，结论保持不变。第二部分外部监管、国企改制与技术创新的实证结果显示，外部监管还能够显著提高国有企业的改制创新成效，即外部监管对国企改制前后其创新产出变化具有显著的积极影响，这表明外部监管能够充分释放体制变化所产生的创新能量，使改制企业的创新能力进一步提升；进一步的影响机制检验发现，其作用主要是通过抑制掏空效应来实现的；最后异质性实证研究发现，当改制国企处于高竞争程度行业时，外部监管能较大幅度提高国有企业的改制创新成效，即市场竞争机制与外部监管能够互为增强国企的改制创新成效。

本文的研究结论一方面对于科学评估和全面认识外部监管在国有企业技术创新中的作用，丰富了企业创新影响因素及国资委成立经济后果的相关文献，具有重要的实证和理论价值；另一方面对于深化国有企业改革、切实提高国有企业核心竞争能力以及完善国家创新体系建设具有现实和启示意义。

注释：

① http://www.sasac.gov.cn/n2588035/n2588320/n2588340/c4427076/content.html

② 来自《关于推动中央企业清理整合所属企业减少企业管理层次有关问题的指导意见》。

③ Sobel检验表明以上中介效应均通过了5%水平的显著性检验。