混合所有制、研发创新与全要素生产率

周红根（副教授） 范昕昕 房仲倩

（齐鲁工业大学（山东省科学院）管理学院 山东 济南 250353）

一、引言

微观意义上的全要素生产率是指企业投入产出的效率，即企业总产出中剔除企业资本投入和要素投入后的剩余部分，是一个企业获取持续竞争力的关键。宏观意义上说，全要素生产率是衡量技术进步与经济增长效率的重要指标[1]。随着我国经济进入新常态，诸多矛盾得以凸显，人口红利逐渐消失、资本回报率下降、环境污染加重以及劳动力成本不断攀升等问题均成为制约经济生产效率提升的因素，如何有效扭转以往高投入、高耗能、低效率的经济发展方式从而提升全要素生产率，加速推进新旧动能转换成为我国现阶段经济发展的一项重要战略举措与任务安排。企业作为市场经济活动的主体，其治理结构影响并制约着企业的投入产出以及资源配置效率。先前诸多研究已经表明公司的治理结构如股东结构、董事会结构以及激励机制均会影响企业的全要素生产率。企业股权结构作为公司治理最根本的制度安排是组织协调、权力分配以及生产运营的重要影响因素，也是降低代理成本、提升员工积极性、增强市场竞争力的重要手段[2]。自十八届三中全会以来，我国开始稳步、有序地推动混合所有制改革，并已经取得初步成效。现如今，我国已经形成数量众多、股权结构多样的混合所有制企业。在此背景下，研究混合所有制与全要素生产率间的关系，对提升全要素生产率与继续深化推进混合所有制改革具有重要意义。在日益激烈的市场环境中，研发创新是促进产业结构升级、建设现代化经济体系的必由之路，必然影响企业生产、组织效率。政策实施效果会因市场化水平以及实际控制人性质产生显著差异，最终如何作用于混合所有制和全要素生产率之间这一问题尚未得到有效的解答。在新旧动能转换与深化混合所有制改革的关键节点，研究混合所有制、研发创新与全要素生产率间的关系具有重要的现实意义。

本文的创新如下：（1）先前研究多为研发创新的中介作用检验，较少考虑其调节作用。（2）本文分别从实际控制人性质以及市场化水平内外部因素对三者关系进行探究，丰富研究视角。（3）以混合所有制和全要素生产率的微观领域出发，进一步拓宽其研究领域。

二、文献综述与研究假设

（一）混合所有制与全要素生产率。股权结构作为公司治理的基础，是影响企业效率的重要因素。股权混合度的提升是混合所有制改革最为本质的股权结构变化，指异质性股东所持股权的融合程度。关于股权混合度对企业绩效影响有以下观点：观点一认为，王新红、李婷婷（2018）利用Edwards和Lambert的全效应调节模型研究时发现：股权混合度与企业绩效间存在显著的“U”型关系[3]。股权混合度存在最优值，合理的股权混合度才能够提升企业的绩效。刘汉民、齐宇（2018）以股权和控制权配置为研究视角，系统阐述了只有在国有股与非国有股的合理配比下最能有效提升企业的绩效[4]。观点二认为，单纯意义上提升企业股权混合度并不会对企业绩效产生有利的影响，在混合所有制改革的过程中只“混”未“改”而产生所有权虚置的现象屡见不鲜，并未充分发挥各种资本共同参与公司治理的作用（马连福，2015）[5]。观点三认为，股权混合度正向作用于企业生产效率。如钱红光、刘岩（2019）通过研究发现：在混合所有制企业中，随着股权混合度的提升，企业会有更好的绩效表现。当企业存在异质性的第一、二大股东时，更能发挥有效的治理效果（Maury和Pajuste2005[6]）。国有股东和非国有股东共同参与公司治理能够弥补市场化失灵的不足，发挥异质性资本各自的优势，从而提高了公司的绩效。多元化的股权结构比单一股权结构更能获得企业发展所依赖的各种资源，发挥各种资本的优势，既能缓解国有企业的政策性负担又能互相借鉴彼此的治理经验，从而提升企业的效率。因此，提出本文的研究假设：

H1：混合所有制改革对全要素生产率具有正向促进作用。

（二）混合所有制、研发创新与全要素生产率。创新理论认为，创新不仅是拉动国民经济增长的重要引擎，也是企业获取持续市场竞争力的内在动力。以往多集中于研究研发创新的中介作用，较少关注其调节效应的发挥。有关研发创新主要存在“激励效应”和“侵占效应”两种不同的观点。“激励效应”观点认为，技术创新是促进产品升级、保持市场份额、实现资源优化配置以及提升企业绩效的重要手段与内生动力（戴浩、柳剑平，2018）[7]。“侵占效应”观点认为，研发创新活动具有风险大、沉淀成本高、投资回收期长等特点，需耗费大量的资金，会对其他项目的开展产生“挤出”效应，从而降低企业绩效。但综合来看，企业生产效率的提升很大程度依赖技术进步，而创新则是技术进步最为根本的动力，创新水平的提升常伴有全要素生产的提升。基于此，提出本文的研究假设：

H2：研发创新向正向调节混合所有制与全要素生产率间的关系。

（三）不同市场化水平以及实际控制人下混合所有制与全要素生产率关系分析。企业所处的市场化水平是研究企业生产效率时不可忽视的外部环境因素，通常意义上来说，政府管制以及干预经济的程度随市场化指数提升而降低，更能发挥企业内部股权治理的优势以及生产经营的自主权，市场化水平低的地区资本配置效率也比较低。程小可等（2017）研究发现，较高的市场化水平在提升全要素生产率、提升企业的创造力以及降低融资成本等方面起到了重要作用[8]。市场化水平高的地区，生产要素自由流动、创新程度高、产业间升级较快，更能充分发挥市场在资源配置中的基础性作用，实现资源的优化配置，提升企业经营绩效。在开放程度较高的市场化环境下，企业既能及时获取有价值的信息，又可充分发挥其参与公司治理的自主性，企业的生产效率往往较好。在此基础上，提出本文的研究假设：

H3：市场化水平高的地区，混合所有制对全要素生产率的促进作用更明显。

在现代企业制度下，实际控制人普遍存在于上市企业中，与国有企业促进全民发展的目标不同，非国有企业以企业利润最大化为经营目标。在我国特定的产权制度环境下，实际控制人性质不同会产生差异化治理效果。企业实际控制人为国有股东时，更容易产生内部人控制、利益输送、依赖权力开展“寻租”以获取高额收益等现象。国有企业需肩负的譬如改善民生、促进就业以及稳定物价等政策性负担会对公司治理产生负面影响。李育红、秦江萍（2010）研究发现，终极控制人为非国有控股上市公司时内部控制的有效性更高[9]。非国有性质的实际控制人拥有更强的主人翁意识，更加关注企业的绩效表现，参与公司治理的积极性更高，同时混合所有制改革在非国有产权性质下也更能发挥其作用，企业绩效表现也较好。在此基础上，提出本文的研究假设：

H4：混合所有制对非国有控股上市公司的全要素生产率的促进作用更强。

三、研究设计

（一）研究设计。

1.样本选取。本文选取2008—2018年沪深两市A股中的混合所有制企业为样本。在样本筛选过程中遵循以下原则：（1）剔除资产负债率＞1的以及财务指标异常的样本；（2）剔除ST、ST*类企业；（3）剔除金融、保险类企业样本；（4）剔除财务指标不全以及数据缺失的样本；（5）剔除非混合所有制企业。最终得到16 571个数据样本。

2.数据来源。企业性质以及混合所有制数据主要来自CCER数据库，全要素生产率测算所需指标、技术创新以及相关财务数据均来自CSMAR数据库。为降低极端数据对回归结果的影响，对文中主要连续变量进行1%的缩尾处理。数据处理软件为Stata15.0以及Excel 2019。

（二）变量定义以及测度。

1.全要素生产率。借鉴鲁晓东、连玉君（2012）[10]的研究，采用LP法对2008—2018年企业全要素生产率进行测算，TFP所需变量以及计算模型如下：

其中，Y为上市公司主营业务收入的对数，以代表企业工业销售额的自然对数；L为上市公司员工人数的对数，以代表企业投入工人数量；K为上市公司总资产的自然对数，以代表企业总资产的自然对数；M为上市公司购买商品以及劳务支付现金的自然对数，以代表企业原材料以及中间投入品的自然对数；O为随机扰动项。

2.混合所有制。股权混合度的改变是混合所有制改革最本质的变化，因此以股权混合程度衡量混合所有制改革，测度方式为前五大股东非国有股比例与前五大股东国有股比例的比值[11]。

3.研发创新。企业创新活动以研发投入为支撑，研发资金的金额可以较好地衡量企业对创新的重视程度。借鉴李姝等（2018）对研发创新的测度方式，采取研发投入与总资产的比重作为研发创新的代理变量[12]。

4.混合所有制企业判断标准。本文根据钱红光、刘岩（2019）对混合所有制企业的定义，如果非国有性质的股东存在于样本前五大股东中且满足该性质股东持股比例不低于1%的条件，则定义该样本为混合所有制企业，否则为非混合所有制企业[11]。文中各变量名称以及具体测度方式如表1所示。

表1 主要变量名称以及定义方式

（三）模型构建。模型（2）、（2a）分别用以检验混合所有制对企业全要素生产率的影响以及研发创新对两者关系的调节作用。

四、数据分析

（一）主要变量描述性统计分析。混合所有制企业样本中全要素生产率的均值为6.038，最大值为7.736，最小值为4.647，标准差为0.601，说明不同混合所有制企业全要素生产率差异较大。混合所有制的标准差为17.121，样本企业股权混合情况存在较大差异，为后续研究奠定了基础。研发创新的最大值为0.097，最小值为0.001，标准差为0.018，说明不同企业创新研发水平差异不大，这也与目前企业积极开展技术创新活动的现状相符合。企业资产负债率最大值为0.847，最小值为0.042，平均数为0.382，说明多数企业资产负债率在合理范围内。

表2 主要变量的描述性统计

（二）混合所有制与全要素生产率关系以及技术创新的调节作用检验。在对样本数据进行回归之前，对文中变量进行了方差膨胀因子（VIF）检测，VIF的取值范围为[1.02，1.79]，基本可忽略多变量间的多重共线性，并对模型进行豪斯曼检验，最终选取固定效应模型进行数据的回归处理，并对文中交互项进行中心化处理以降低多重共线性对结果产生的不利影响。模型（2）的结果显示：混合所有制（OMD）与企业全要素生产率（Tfp）的系数在10%的水平上显著为正，说明混合所有制对全要素生产率具有促进作用，H1得以验证。模型（2a）在模型（2）的基础上加入研发创新、研发创新与混合所有制的交互项，以验证研发创新的调节作用。回归结果显示：混合所有制与研发创新的交互项（Tc*OMD）系数在5%的水平上显著为正，说明在其他因素不变的情况下，研发创新可正向调节混合所有制与全要素生产间的关系，H2得到验证。混合所有制改革的过程中充分发挥各种资本参与公司治理的优越性，对提升全要素生产率具有重要意义。

表3 混合所有制、研发创新与全要素生产率的回归结果

（三）不同市场化水平下股权结构与全要素生产率的回归结果以及研发创新的调节作用。表4分别列示了较高、较低市场化水平下混合所有制、研发创新与全要素生产率间的关系，鉴于市场化指数尚未披露到本研究年度，但根据市场化指数平稳变化的现实情况，2015—2018年市场化指数的值以2014年为基础加上最近三年市场化指数的变化量。较高的市场化水平下，混合所有制与全要素生产率间的系数显著为正，且研发创新与混合所有制的交互项的系数为0.01，通过了显著性检验。而较低的市场化水平下，混合所有制对全要素生产率并未产生显著影响，研发创新的调节作用并不具备统计学意义上的显著性。在市场化水平较高的地区，政府管制较为宽松，企业生产经营自主权更强，更易实现混合所有制改革的积极效应，混合所有制改革进程较慢的地区，政策反应较差，对全要素生产率的促进作用不明显。

表4 不同市场化水平下混合所有制对全要素生产率的影响以及创新研发的调节作用

根据实际控制人的性质，将样本企业划分为实际控制人为国有股东的企业与非国有股东的企业。回归结果如表5所示。实际控制人为非国有股东时，混合所有制对全要素生产率具有正向促进作用，研发创新显著增强混合所有制与全要素生产率间的关系。当实际控制人为国有股东时，该结论则不成立，H4成立。实际控制人为国有企业时，所有者缺位而产生内部控制人现象以及寻租行为屡见不鲜，治理结构混乱。混合所有制改革违背部分利益集团利益，在国企推行过程中受到较大阻力，股权结构的优化实际作用较低。

表5 不同产权性质下混合所有制对全要素生产率的影响以及研发创新的调节作用

（四）稳健性检验。为进一步检验文中结果的可靠性，本文进一步控制不同的变量以及将研究年度缩短为2011—2018年，重新进行回归处理，结论与前文基本保持一致，证明文章结论是可靠的，限于篇幅，并未展示。

五、研究结论及相关建议

本文以2008—2018年的混合所有制企业为研究样本，采用固定效应模型，研究混合所有制、研发创新以及全要素生产率间的关系，并进一步根据实际控制人性质和注册地市场化水平高低进行分组检验，主要研究结论如下：（1）全样本下混合所有制对全要素生产率具有促进作用，研发创新正向调节混合所有制与全要素生产率间的关系；相较于市场化水平低的地区，高市场化水平更能有效发挥研发创新的调节作用；按照实际控制人性质对样本企业进行分组发现，当实际控制人为非国有股东时，全样本的研究结论成立。

相关建议：（1）企业应积极顺应混合所有制改革的倡导，构建合理的股权结构形式，发挥各种资本参与公司治理的优势，根据企业自身发展以及所处环境特点，差异化地推进混合所有制改革，从而全面提升全要素生产率。（2）立足于企业创新研发活动，融入创新潮流，高效、稳步推进创新活动的开展，从而带动生产、经营绩效的全面提升。