摘要：在广泛探讨混合所有制的背景下，本文分析民营化企业的股权结构对企业创新的影响。利用中国工业企业数据库的数据，分别以创新投入和创新产出衡量企业创新，我们得到如下检验结论：第一，非国有股权比例与民营化企业的创新活动显著正相关。第二，在不同的非国有股权中，个人持股比例和法人持股比例更高的民营化企业更具创新性，但外资持股比例和集体持股比例对民营化企业的创新不具有显著影响。第三，非国有股权对民营化企业创新的促进效应主要源自经理人观，而不是政治观。用工具变量控制内生性后，上述结论依然成立。本文的研究结果有助于澄清有关混合所有制的争议，对进一步深化中国国有企业产权改革具有重要的政策含义。关键词：民营化企业股权结构企业创新经理人观一、引言混合所有制是当前广泛探讨的热点话题。在国有企业改革层面，混合所有制鼓励国有资本、集体资本以及其他非公有资本等交叉持股和相互融合，以此优化企业股权结构。自20世纪90年代开始，中国允许民间资本和外国资本参与国企改革，改革实践证明，国有企业引入各种非国有资本有助于改善经营绩效①。尽管如此，社会各界对目前国有企业实施混合所有制仍存在争议。例如，混合所有制企业究竟应由国有资本控股还是民营资本控股？有观点认为，如果民营资本仅在混合所有制中拥有小部分股权，那么它在企业决策中很难有话语权，从而无法真正发挥民营资本的优势以改善企业绩效②。也有观点认为，如果民营资本在混合所有制中掌握过多股份，它们可能会借机谋取私有利益，从而导致国有资产流失③。因此，深入分析改制企业股权结构的经济后果有着重要的现实意义。在现有文献中，刘小玄（2004）和Boubakri等（2013）分别从产业效率和风险承担的视角分析了民营化企业股权结构对经营绩效的影响。前者发现非国有股权对民营化企业的产业效率具有明显的积极作用，且个人资本、法人资本以及集体资本等不同类型的股权对产业效率的影响存在显著差异。后者则发现外资股权比例与民营化企业的风险承担水平显著正相关，国有股权比例与风险承担水平显著负相关。但遗憾的是，鲜有研究从创新活动的角度关注改制企业股权结构的经济后果。创新是企业保持竞争优势并促进经济持续增长的重要动力（Solow，1957），检验改制企业股权结构对创新活动的影响，能帮助我们更全面地认识所有权安排对于改制企业发展乃至整个经济增长的重要性。企业是否开展创新以及创新强度受到多种因素的影响。例如，根据熊彼特的两个假说，大量文献分析了企业规模和市场力量对创新的作用（吴延兵，2007）④。同时，经理人的激励机制对企业创新也有至关重要的影响（Lin et al.，2009）。Hirshleifer等（2012）、罗思平和于永民营化企业的股权结构与企业创新*□李文贵余明桂*本文感谢国家自然科学基金项目（项目批准号：71172205、71372126和71428006）以及浙江省自然科学基金青年项目（项目批准号：LQ14G020011）的资助。衷心感谢北京大学光华管理学院吴联生教授和浙江财经大学会计学院邓川教授的建议，当然文责自负。民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 112 -《管理世界》(月刊)2015年第4期达（2012）、Hsu 等（2014）以及Sapra 和Subramanian（2014）还发现管理者特征和外部制度环境也会影响企业创新。在股权方面，周黎安和罗凯（2005）以及李春涛和宋敏（2010）检验了所有权性质对企业创新的作用，温军和冯根福（2012）以及Luong 等（2014）揭示了机构投资者对创新的促进效应，鲁桐和党印（2014）则关注了大股东持股比例与企业创新的关系在不同行业的差异。与上述文献不同，本文以民营化企业为研究对象⑤，深入分析非国有股权比例对企业创新的影响及其作用途径。具体来说，我们想要回答以下3 个问题：第一，非国有股权比例更高的民营化企业是否开展了更多的创新活动⑥？第二，个人资本、法人资本、集体资本以及外国资本等不同的非国有股权对民营化企业创新活动的影响是否存在显著差异？第三，非国有股权影响民营化企业创新活动的具体途径是什么？也就是说，这种影响主要是源自政治观（Po⁃litical View）还是经理人观（Managerial View）？在理论上，政治观和经理人观均能解释非国有股权比例对民营化企业创新的影响。政治观认为，由于政府会为了实现一定的政治目标而对企业经营实施强干预（Shleifer and Vishny，1994），使得国有企业在承担较多政治职能的情况下放弃有较高风险的创新性投资项目。此时，更高的非国有股权比例会增加政府干预民营化企业的成本（Sapping⁃ton and Stiglitz，1987），有助于民营化企业开展更多具有价值增值性的创新活动。经理人观认为，由于缺乏对经理人的有效激励和监督机制（Laffont andTirole，1993），国有企业具有更严重的代理问题。此时，更高的非国有股权比例有助于企业完善公司治理，减少管理者的道德风险，促使企业更积极地开展创新活动。本文以中国工业企业数据库2002~2007年的数据对以上问题进行检验。以企业是否具有研发投资和研发投资强度作为创新投入指标，以新产品产值作为创新产出指标，检验结果发现，在整体上，非国有股权比例与民营化企业的创新显著正相关。就不同的非国有股权而言，个人股权和法人股权都对民营化企业的创新具有显著的促进效应，而外资股权和集体股权却对企业的创新没有显著影响。然后，我们进一步区分了政治观和经理人观的作用，以揭示股权结构影响民营化企业创新的具体途径。检验发现，非国有股权对民营化企业创新的影响主要源自经理人观，而不是政治观。针对模型中可能存在的内生性问题，我们以样本企业所在城市的年均气温作为非国有股权比例的工具变量，采用两阶段回归等方法进行检验，结果仍然支持非国有股权对民营化企业创新的促进效应。本文的理论贡献主要在于两个方面。第一，有助于从民营化企业股权结构的视角丰富和拓展企业创新的相关研究。现有文献主要从所有权性质、机构投资者或大股东持股比例等方面分析股权安排对企业创新的影响（李春涛、宋敏，2010；Luong et al.，2014；鲁桐、党印，2014）。本文则从民营化企业的非国有资本持股角度切入，不仅分析了它对创新的作用，还进一步检验了其影响途径。同时，区分不同类型的非国有股权后，发现外国资本未能有效促进民营化企业的创新，表明在中国转轨经济背景下外国资本对推动国内企业转型升级的作用是有限的。这个结果不同于Boubakri等（2013）以及Luong等（2014）针对跨国数据的研究结论。因此，本文从民营化企业股权结构的视角为企业创新的影响因素提供了新的解释。第二，有助于从企业创新的视角拓展和深化关于民营化的理论研究。刘小玄（2004）和Boubakri等（2013）分别检验了民营化企业股权结构对产业效率和风险承担的影响，本文则从企业创新的视角展开分析。同时，尽管政治观和经理人观在理论上的分析很清晰，但实证研究中除了Gupta（2005）以及李广子和刘力（2010）从企业绩效的视角各自独立地检验了经理人观和政治观以外，目前尚未发现其他文献检验这两种理论观点。本文则选择股权结构影响民营化企业创新活动这一角度，基于中国新兴市场的制度背景，为民营化的经理人观提供了新的证据。本文的研究具有重要的现实意义。当前社会各界对国有企业在混合所有制改革中应由国有资本控股还是民营资本控股等问题仍存在争议。我们发现，非国有股权比例更高的民营化企业具有更多的创新活动，且这种促进效应主要源自经理人观。这表明，通过适当提高民营资本在混合所有制中的比例来保证民营资本的话语权，能有效地促进- 113 -企业完善公司治理，并最终改善资本配置。同时，我们发现，不同的非国有股权对民营化企业创新的影响显著不同。这表明，引入不同类型的民营资本对国有企业发展的推动作用存在重要的差异。因此，在广泛探讨混合所有制的背景下，本文的结论有助于从理论上澄清关于混合所有制企业股权安排的争议，并为进一步深化中国国有企业的产权改革以及通过完善公司治理促进企业创新提供了理论依据和政策参考。本文后面的结构安排如下：第二部分是理论分析，第三部分说明研究设计，第四部分对检验结果进行分析，最后是简短的结论。二、理论分析（一）非国有股权比例对民营化企业创新的影响在理论上，政治观和经理人观是分析国有企业低效率的两种主要观点（Gupta，2005）。政治观认为，国有企业的无效率主要源自政府对企业经营活动的干预（Boycko et al.，1996）。政府为了追求一定的政治目标常常会将一些社会职能强加给国有企业，使其背上沉重的政策性负担，从而扭曲经营目标（Lin et al.，1998）。程仲鸣等（2008）、薛云奎和白云霞（2008）以及陆正飞等（2012）分别从政府干预下的过度投资、冗余雇员和高工资支付角度为此提供了证据。经理人观认为，国有企业的无效率主要是缺乏对管理者的有效监督和激励机制（Laffontand Tirole，1993）。尽管在理论上国有企业的产权由全民共同所有，但实际上任何普通公民都没有监督管理者的能力和动力（Alchian，1965）。过长的委托代理链条以及由此形成的所有者缺位，导致国有企业的代理成本显著高于其他企业，存在更严重的代理问题（钱颖一，1999；李寿喜，2007）。创新活动不同于一般的生产性活动，它往往具有长周期、高风险、高投入及异质性等特点（Hirsh⁃leifer et al.，2012）。根据政治观和经理人观，国有企业通常没有激励进行创新投资（Hart et al.，1997）。通过民营化，政府将其控制的国有企业的部分或全部所有权转让给个人或民营经济主体（Megginson and Netter，2001），从而降低企业的国有股份比例。对此，我们预期，非国有股权比例更高的民营化企业会开展更多的创新活动。这是因为：第一，更高的非国有股权比例有助于降低政府对民营化企业投资决策的干预。根据政治观，政府为了保证稳定的社会就业和经济增长，会干预国有企业选择高风险的创新性投资项目（Boubakri et al.，2013）。在实施民营化后，尽管政府仍可能通过干预企业来实现政治目的，但企业的非国有股权比例越高，政府的干预成本也会越高（Boycko et al.， 1996； Sappington and Stiglitz，1987））。因此，更高的非国有股权比例有助于减少政府为实现政治目标而向企业施加的政治压力（Shleifer and Vishny，1994），使企业承担更少的政策性负担，从而有利于企业基于价值最大化的经营目标开展更多的创新活动。第二，更高的非国有股权比例有助于民营化企业完善公司治理以缓解代理问题。根据经理人观，国有企业的管理者为了享受安逸的生活、提高职业声望或获取更多的私人利益，在缺乏有效的监督和激励机制下会倾向于选择稳健性的投资策略（Johnet al.，2008），减少承担创新性投资项目。在实施民营化后，个人或民营经济主体获得了企业一定的所有权，将有动力完善管理者监督和激励机制（Meg⁃ginson and Netter，2001；Gupta，2005），以促使管理者减少机会主义或道德风险行为，从而积极地承担创新活动。而且，个人或民营经济主体在民营化过程中获得的股权比例越高，其完善公司治理机制的动力会越强，从而更能调动管理者的工作积极性并提升企业的技术创新能力（鲁桐、党印，2014），最终促使企业开展更多的创新活动。（二）不同类型的非国有股权比例与民营化企业创新中国工业企业数据库将非国有资本区分为个人资本、集体资本、法人资本以及外国资本等几种类型。虽然这些股权都不具有国有性质，但不同民营主体对企业创新的影响却可能存在重要的差异。首先，外资股权。外资持股至少能为企业开展创新活动带来以下两个好处。一是改善公司治理。外资股东对企业管理者实施的紧密监督能有效控制管理者的偷懒行为，促使管理者更积极地承担风险性的创新项目。例如，Gillan和Starks（2000）认为，由于其相对独立的地位以及更少的利益冲民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 114 -《管理世界》(月刊)2015年第4期突，外资股东在促使本地企业完善治理机制方面扮演了重要的角色。Aggarwal 等（2011）则发现，外资股东有更强的积极性对管理者进行监督。二是技术外溢。根据知识外溢效应，一方的创新投资能为紧密相关的另一方带来创新活动的正外部性（Jaffeet al.，2000）。例如，Guadalupe 等（2012）发现，在实施并购后，外资股东会通过提供技术支持等方式帮助企业开展创新活动。基于多国企业数据，Bou⁃bakri等（2013）发现，外资股权比例与企业投资决策中风险承担显著正相关。Luong 等（2014）则发现，外国机构投资者能显著提高企业的创新水平。因此，我们预期，外资股权有助于促使民营化企业开展更多的创新活动。其次，法人股权。早期文献对法人股影响企业绩效进行了分析。例如，由于发现法人股比例与企业绩效显著正相关，许小年（1997）提出应以法人机构为主体建立公司治理机制。在理论上，陈小悦和徐晓东（2001）认为，法人股既有动机又有能力对管理者进行监督，且法人股更倾向于长期投资。但是，实证结果却显示法人股比例与企业业绩不显著相关，他们将其原因归为投资者保护不足。刘小玄（2004）则发现，法人资本表现出对改制企业产业效率不稳定的正相关作用。对民营化企业来说，更高的法人持股比例有助于减少政府对企业的干预，提升持股主体改善企业治理机制的意愿，强化企业开展创新活动的意识。尤其是，在股权分置改革以后，法人股可以逐步上市流通，这能进一步调动持股主体完善公司治理的积极性。因此，我们预期，法人股权能显著促进民营化企业的创新活动。第三，个人股权。针对沪深上市公司的数据，许小年（1997）发现个人股权比例对企业绩效不具有显著影响。刘小玄（2004）的检验则发现，个人资本对改制企业的产业效率有显著地积极作用。民营化企业的个人股权多以管理者持股的形式存在。一般认为，管理者持股是缓解管理者和股东利益冲突的有效机制（Jensen and Meckling，1976）。它通过促使管理者的利益和股东利益趋于一致而约束管理者的败德行为，激励管理者努力勤勉地工作，进而使得企业在投资决策过程中承担更多有利于价值增值的创新项目。因此，我们预期，个人股权比例更高的民营化企业有更多的创新活动。最后，集体股权。民营化企业的集体股权很多是以职工集体持股的形式存在，它是由改制以前本企业的自有资金形成的股份。刘小玄（2004）发现，集体资本对产业效率不具有显著的积极推动作用。职工集体持股同样具有一定的所有者缺位问题，由于股权归集体所有，任何单一的职工都不具有监督管理者的动力和能力。另一方面，集体持股使得职工在企业中具有双重身份，即既是企业的所有者，又是企业雇用的员工。这两种身份之间本身存在利益冲突，因为不同于股东追求企业价值最大化，员工更多渴求企业长期稳定存在而始终保有工作职位。因此，集体持股可能无法促使企业完善公司治理，更难以作用于政府对企业的干预，最终对企业创新活动的影响有限。（三）区分政治观和经理人观的作用前面的分析表明，无论是政治观还是经理人观，都能解释非国有股权对民营化企业创新活动的促进效应。接下来，我们进一步对这两种理论的作用进行区分，以揭示非国有股权影响民营化企业创新活动的具体途径。Gupta（2005）以通过IPO 上市进行部分民营化的印度国有企业为样本，开创性地对这两种理论的作用进行了区分。她认为，这些企业在民营化前不是上市公司，管理者没有受到市场机制的约束。同时，这些企业在民营化后并没有改变控制权性质，企业只是在民营化过程中引入了新的投资者和市场约束机制，政府和官员仍然可以利用对这些企业的控制权来实现自己的目的。因此，如果这些企业的绩效在民营化以后显著提高，那么也就表明经理人观是成立的。Gupta（2005）的研究结果为经理人观提供了证据。基于Gupta（2005）的思路，李广子和刘力（2010）以完全民营化的中国上市公司为样本，考察了所有权性质变更对企业绩效的影响。他们认为，这些企业在民营化前已是上市公司，管理者受到市场机制的约束。民营化促使这些企业的控制权由政府转变为民营主体。如果这些企业的经理人激励机制在民营化前后没有显著差异，那么，这些企业在完全民营化后的绩效提高则不会是源自经理人观，而是因为控制权转移使得企业经营不再受到政府干预。李广子和刘力（2010）的研究结果为政- 115 -治观提供了证据。如果非国有股权比例的确能促进民营化企业的创新，那么这种效应究竟是源自政治观还是经理人观？对于这一问题，我们将从以下3 个方面展开分析。第一，如前文所述，政治观认为，政府干预是国有企业绩效低于民营企业的重要原因。如果非国有股权对企业创新活动的促进效应主要源自政治观，那么，非国有股权比例更高的民营化企业，所遭遇的政府干预应该显著更少。第二，经理人观认为，国有企业由于缺乏具有较强动机监督和激励管理者的投资者，导致管理者在经营决策中存在严重的代理问题。如果非国有股权比例对企业创新的促进效应主要源自经理人观，那么，非国有股权比例更高的民营化企业，经营活动中产生的代理成本应更少。第三，为了提供更稳健的证据，根据Gupta（2005）和李广子和刘力（2010），我们进一步将样本企业区分为部分民营化和完全民营化进行检验。三、研究设计（一）样本与数据本文的数据来源于国家统计局2002~2007年中国工业企业数据库，该数据库包括全部国有企业和年度销售额在500万元以上的非国有企业。与余明桂和潘红波（2010）一样，我们主要根据实收资本中不同类别资本的比例定义企业的股权结构，并将“民营化企业”定义为实收资本中国有资本所占比例由100%变为小于100%的企业。由于数据库仅在2005~2007年间同时提供了实收资本和企业研发支出的具体数据，所以本文主要以2004年实施民营化的企业为样本，检验这些企业在民营化后的3 年内股权结构对企业创新活动的影响。在2004 年，数据库中共有1179 家企业的国有资本比例由100%变为小于100%，我们将其定义为民营化企业。将这些企业与2005~2007年的数据进行匹配后，共得到3369 个样本观测值。然后，为了排除非正常经营的企业对检验结果的影响，我们删除了资产负债率大于1、职工人数小于8 以及销售收入等于0的样本观测值，最后，在剔除主要变量存在缺失的样本后，本文共得到3054个年度观测值。（二）模型设定为了检验民营化企业的非国有股权比例对创新的影响，待检验模型设定为：（1）在模型（1）中，Innovationit 是民营化企业的创新活动变量，根据李春涛和宋敏（2010）以及鲁桐和党印（2014），主要使用以下两种方法进行衡量：第一，企业创新投入。包括企业是否存在研发支出（In⁃no1）和研发投资强度（Inno2）。其中，Inno1 是一个虚拟变量，如果企业在当年度的研发支出大于0，对其赋值为1，否则为0，我们将其视为企业的创新参与意愿。Inno2 定义为企业年度研发支出占总资产的比例。第二，企业创新产出。用企业年度新产品产值占主营业务收入的比例（Inno3）来衡量。Nonstateit 是民营化企业的股权结构变量，表示在相应年度末企业实收资本中非国有资本所占的比例。中国工业企业数据库将企业的实收资本划分为6 种类型：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。这里，Nonstateit被定义为除了国有资本以外的其他所有资本占实收资本比例之和。X 是由多个控制变量构成的向量。根据以往的文献（周黎安、罗凯，2005；Hirshleifer et al.，2012），并结合中国的制度背景，我们考虑以下可能影响民营化企业创新活动的因素：（1）企业规模（Size），定义为企业年末总资产的自然对数。（2）资产负债率（Leverage），定义为企业年末总负债除以总资产。（3）企业绩效（Roa），定义为利润除以资产总额。（4）成长性（Gsales），定义为企业销售收入的年增长率。（5）企业设立年限（Fage），定义为企业设立年限加1 后取对数。（6）政府补贴（Subsidy），定义为企业年度所获政府补贴的自然对数。除此之外，我们在模型中还设置了行业（IndustryD）和年度虚拟变量（YearD）。为了检验外资股权比例及其他不同类型股权比例对民营化企业创新活动的影响，我们将待检验的模型设定为：（2）模型（2）是将模型（1）中的变量Nonstateit 分解为Foreignit、Personalit、Legalpit和Communityit等4个变量，以分析各种不同类型的股权对民营化企业创新的影响。其中，Foreignit 定义为外国资本和港澳台Innovationit = α + β1Nonstateit + β'2 Xit + εitInnovationit = α + β1 Foreignit + β2Person alit+ β3 Legalpit + β4Communityit + β'5 Xi + εit民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 116 -《管理世界》(月刊)2015年第4期资本占企业实收资本的比例，Personalit 代表个人所有权比例，Legalpit代表法人所有权比例，Communityit则代表集体所有权比例。其他变量的定义与模型（1）完全一致。为了区分政治观和经理人观在非国有股权影响企业创新中的作用，我们从以下3 个方面展开检验：首先，将全样本分为非国有股权比例高组和非国有股权比例低组，对比分析两组在民营化前后受政府干预的情况和代理成本是否存在显著差异。其次，以员工雇佣情况以及工资支付情况衡量政府干预⑦，检验民营化企业的非国有股权比例与政府干预之间的关系；根据Ang等（2000）和罗进辉（2012），以经营费用率和资产周转率衡量代理成本，检验非国有股权比例对民营化企业代理问题的影响。第三，将样本企业区分为部分民营化和完全民营化采用模型（1）进行检验。根据胡一帆等（2006），将“完全民营化”定义为转移了控制权的民营化企业，否则为“部分民营化”。按照Gupta（2005）的分析逻辑，如果非国有股权比例对创新活动的促进效应在部分民营化的企业存在，那么也就表明经理人观成立。第二步骤的检验模型分别设定为：（3）（4）模型（3）中，变量regulationit 代表政府干预，分别用员工比率和工资比率衡量。员工比率定义为企业雇用的员工人数除以总资产，工资比率定义为企业的应付工资除以主营业务收入。模型（4）中，变量agencyit代表代理成本，分别用经营费用率和资产周转率衡量。经营费用率定义为企业管理费用和销售费用之和除以主营业务收入，资产周转率定义为主营业务收入除以资产总额。其他变量的定义与模型（1）一致。（三）描述性统计特征表1 报告了主要变量的描述性统计特征，所有连续变量均在1%的水平上进行了Winsorize 处理。Inno1it 是对企业是否具有研发支出的衡量，其均值和中位数分别为0.2705 和0，表明平均仅有27.05%的样本企业在2005~2007 年间进行了研发投资，而近3/4的企业研发支出为0。Inno2it是对研发投资强度的衡量，其均值为0.3487，表明平均上样本企业的研发支出占总资产的比例为0.3487%⑧。刘运国和刘雯（2007）针对上市公司2001~2004年的分析发现，上市公司的平均研发投资强度为0.59%。由于中国工业企业数据库包含了上市公司和非上市公司，相比之下，这些数据反映出上市公司开展研发投资的意愿要强于非上市公司。Inno3it是对企业创新产出的衡量，其均值为0.0627，表明样本企业平均有6.27%的主营业务收入来自新产品的销售。在股权结构方面，Nonstateit的最大值和最小值分别为1 和0.0011，均值和中位数分别是0.9206 和1。这表明，多数样本企业的所有权均在民营化过程中完全由国有主体转让给非国有主体，而平均的非国有所有权比例高达92.06%。其中，法人持股比例最高，其平均值为52.75%；个人持股比例次之，平均值为27.38%；外资持股比例最少，平均值还不到4%。四、检验结果与分析（一）非国有股权比例与民营化企业的创新表2报告了使用全样本对模型（1）的回归结果，所有检验的标准误差均经过企业群聚（Cluster）调整。其中，前4 列以企业创新的投入指标作为被解释变量。数据显示，当不控制年度和行业效应时，变量Nonstateit 在第（1）列和第（3）列中的系数估计值分别为0.3901 和0.3166，在5%和1%的水平上显著为正。控制了年度和行业效应后，变量Nonstateit的系数变为0.3998 和0.3206，仍然分别在5%和1%的水平上显著。这表明，对于实施了民营化的企业来说，非国有股权比例越高，企业开展创新活动的意愿越强，相应的创新投入也越大。同时，非国有股权比例对民营化企业研发投入的经济影响是不容忽视的。根据第（4）列，如果非国有股权比例提高1 个标准差，将使得样本企业的投资强度提高平均值的20.04%。后两列是以企业创新产出指标作为被解释变regulationit = α + β1Nonstateit + β'2 Xit + εitagencyit = α + β1Nonstateit + β'2 Xit + εit表1 描述性统计特征变量Inno1Inno2Inno3NonstateSizeLeverageGsalesRoaFageSubsidyN3054305430543054305430543054305430543054最大值17.44230.8904115.71890.98563.43600.84414.317511.6417最小值0000.00117.04050.0265-0.7682-0.19610.69310中位数000110.99080.59320.12800.06162.70810平均值0.27050.34870.06270.920311.14130.59300.23370.10542.69901.7550标准差0.44431.14630.17610.21801.79310.23990.59060.15670.90213.1537- 117 -量。类似地，在控制了企业财务特征以及政府补助变量之后，无论是否在模型中加入行业和年度效应，变量Nonstateit 的系数均在1%的水平上显著为正。这表明，那些非国有股权比例更高的企业，其新产品产值占年度主营业务收入的比例更高。在经济影响方面，根据第（6）列的检验结果，如果非国有股权比例提高1 个标准差，将使得样本企业的新产品产值提高平均值的15.26%。上述检验结果与我们的预期是一致的，表明非国有股权对民营化企业的创新活动具有显著的促进效应。在控制变量方面，企业规模与3个创新变量均在1%以下的水平上高度正相关，表明规模越大的企业具有更高的创新投入和创新产出。这与周黎安和罗凯（2005）的发现是一致的，反映出企业规模对创新有显著的促进作用。企业绩效和设立年限基本上都与创新活动正相关，而销售收入增长率则与研发投资呈现出负相关关系。同时，政府补贴变量Subsidyit 的系数在前4列中始终在1%的水平上显著为正，表明获得更多政府补贴的企业具有更高的研发投资意愿和研发投资强度。但是，Subsidyit 与企业的新产品产值并不显著相关，表明获政府补贴多的企业并不具有显著更多的创新产出。（二）不同类型的民营股权比例与民营化企业的创新对模型（2）的检验结果列示于表3。其中，我们将非国有股权变量Nonstateit分解为Foreignit、Personalit、Legal⁃pit 和Communityit 等4 个变量，以分析不同类型的民营股权比例对企业创新活动的影响是否存在显著的差异。回归时首先分别以单一的各类民营股权变量作为解释变量，由于结果基本一致，我们仅在表3 中报告了以新产品产值衡量企业创新的检验数据。在第（3）列到第（6）列中，当单独将4 个不同类型民营股权比例变量放入模型时，结果显示，Foreignit和Communityit的系数估计值为负，但并不显著，而Personalit 和Legalpit 分别在10%和5%的水平上显著为正。然后，在第（1）列、第（2）列和第（7）列中，我们将4 个不同类型的股权比例变量同时放入模型进行回归，此时，变量Foreignit 和Commu⁃nityit 的系数虽为正但仍不显著，而变量Personalit 和Le⁃galpit 则始终在5%或1%的水平上高度显著为正。根据表3 的结果，在创新活动方面，引入更高比例的外资股表2 非国有股权比例对企业创新的影响InterceptNonstateSizeLeverageRoaGsalesFageSubsidyIndustryDYearDNR2F Value是否进行研发投资（1）-5.5227***(-15.53)0.3901**(2.37)0.3490***(14.75)0.1051(0.65)0.3940(1.49)-0.0922**(-2.12)0.1392***(3.19)0.0440***(4.09)NoNo30540.1900303.07***（2）-5.4768***(-15.43)0.3998**(2.43)0.3498***(14.69)0.0942(0.58)0.4054(1.52)-0.0964**(-2.20)0.1417***(3.23)0.0436***(4.05)YesYes30540.1911301.49***研发投资强度（3）-1.2033***(-5.16)0.3166***(3.38)0.0867***(5.77)-0.0247(-0.27)0.4323***(2.59)-0.0238(-0.92)0.0753**(2.54)0.0375***(3.28)NoNo30540.04537.62***（4）-1.1898***(-5.09)0.3206***(3.43)0.0864***(5.70)-0.0271(-0.29)0.4324***(2.58)-0.0245(-0.93)0.0767***(2.57)0.0374***(3.27)YesYes30540.04606.97***新产品产值（5）-0.2169***(-5.98)0.0437***(2.77)0.0179***(6.60)0.0198(1.23)-0.0131(-0.60)0.0009(0.18)0.0093*(1.73)0.0025(1.62)NoNo30540.049110.04***（6）-0.2167***(-5.97)0.0439***(2.78)0.0177***(6.50)0.0198(1.24)-0.0144(-0.65)0.0009(0.20)0.0094*(1.73)0.0025(1.62)YesYes30540.05018.84***注:***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平, 前两列采用Probit 模型检验。此时，系数下方括号内为Z 值，R2 是指Pseu⁃do R2，F Value 一栏对应的是Wald Chi2 值。后4 列系数下方括号中的数字为双尾检验的t 值。所有检验的标准误差均经过企业群聚（cluster）调整。表3 不同类型的民营股权与企业创新注:***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平, 前两列以企业是否存在研发投资作为因变量，我们采用Probit模型检验。此时，系数下方括号内为Z值，R2是指Pseudo R2，F Value一栏对应的是Wald Chi2值。后4列系数下方括号中的数字为双尾检验的t 值。所有检验的标准误差均经过企业群聚（cluster）调整。InterceptForeignPersonalLegalpCommunitySizeLeverageRoaGsalesFageSubsidyIndustryDYearDNR2F Value研发投资是否投资（1）-5.4366***(-15.01)0.1912(0.62)0.4428**(2.44)0.4187**(2.53)0.0415(0.20)0.3467***(13.98)0.0979(0.61)0.4584*(1.72)-0.0992**(-2.26)0.1413***(3.24)0.0439***(4.08)YesYes30540.1948305.35***投资强度（2）-1.1346***(-4.73)0.0161(0.11)0.2899***(2.76)0.3475***(3.59)0.1781(1.60)0.0828***(5.15)-0.0193(-0.21)0.4546**(2.69)-0.0260(-1.00)0.0741**(2.45)0.0378***(3.31)YesYes30540.04905.50***新产品产值（3）-0.1730***(-5.25)-0.0292(-1.23)0.0176***(6.42)0.0208(1.29)-0.0122(-0.55)0.0011(0.22)0.0084(1.56)0.0025(1.57)YesYes30540.04788.40***（4）-0.1917***(-5.62)0.0256*(1.94)0.0170***(6.27)0.0215(1.35)-0.0102(-0.46)0.0007(0.16)0.0091*(1.67)0.0025(1.60)YesYes30540.05037.76***（5）-0.1718***(-7.95)0.0130**(2.00)0.0165***(9.17)0.0247**(2.25)-0.0107(-0.67)0.0012(0.26)0.0085**(2.46)0.0024**(2.13)YesYes30540.048420.33***（6）-0.1690***(-5.12)-0.0114(-0.81)0.0170***(6.17)0.0227(1.40)-0.0110(-0.49)0.0011(0.23)0.0088(1.63)0.0024(1.55)YesYes30540.04758.41***（7）-0.2143***(-5.88)0.0138(0.51)0.0444**(2.49)0.0455***(2.77)0.0308(1.39)0.0176***(6.36)0.0195(1.21)-0.0126(-0.56)0.0007(0.15)0.0092*(1.70)0.0026(1.64)YesYes30540.05126.74***民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 118 -《管理世界》(月刊)2015年第4期权并不能显著促进民营化企业增加研发投资，更无法提高企业的创新产出。这个发现与Boubakri 等（2013）以及Luong等（2014）针对跨国数据的检验结论并不一致，他们分别发现外资所有权比例有助于提升企业的风险承担和创新。考虑到多数企业都不存在外资持股，我们还排除了那些外资持股为0 的样本企业，仅针对存在外资股份的企业进行检验，变量Foreignit 的系数仍然不显著。究其原因，我们认为可能在于：第一，样本企业总体上的外资持股比例偏低，只有不到4%。相比之下，Boubakri 等（2013）一文的外资平均持股比例为18.2%。不过，Luong等（2014）文中样本企业的外资平均持股比例也仅4.47%。第二，外资股权并未发挥改善公司治理和技术溢出的作用。Bou⁃bakri等（2013）发现，外资持股对企业风险承担的积极作用依赖于一国的政府治理环境。在更好的政府治理环境中，外资持股的风险承担效应更强。John等（2008）也发现，投资者保护对企业投资决策中的风险选择具有显著影响。总体来说，中国目前的产权保护制度仍比较弱，较低的产权安全性无法为企业获得创新收益提供保证，这使得外国资本不具有开展创新活动的积极性。除了外资股权比例变量之外，表3的数据表明，国有企业在民营化后，个人或者法人主体持有的股份对企业的创新活动有显著的促进作用。也就是说，民营化企业的个人股份比例或法人股份比例越高，企业的创新投入和创新产出都越高，而集体股份比例对企业的创新活动不具有显著的影响。在控制变量中，企业规模的系数始终在1%的水平上高度显著为正，企业设立年限以及政府补助变量也分别在5%和1%的水平上与企业创新投入指标显著正相关。这些发现与我们的预期仍然是一致的。（三）区分政治观和经理人观以上检验表明，民营化企业更高的非国有股权比例有助于促进企业开展创新。这里，我们进一步分析非国有股权对民营化企业创新的促进效应究竟是源于政治观还是经理人观。首先，对比分析非国有股权比例高和非国有股权比例低的企业，在民营化前后所受政府干预和代理成本的差异。我们根据企业控制权是否转移区分非国有股权比例的高低（分别定义为A 组和B组），表4列示了分析结果。其中，Panel A针对样本企业民营化前一年和民营化后一年的取值进行分析，Panel B针对样本企业民营化前两年的均值和民营化后3年的均值进行分析。数据显示，在民营化以前，A子样本组的员工比率略高于B 子样本组，而其工资比率则略低于后者，但两者之间的差异并不显著，说明两个子样本组在民营化以前所受的政府干预程度不存在显著的差别。在民营化以后，两个子样本组的员工比率和工资比率均有不同程度的降低，意味着民营化有助于减少政府对企业的干预。但是，此时两个子样本组之间的差异仍然不显著，表明政府对两组样本企业的干预在民营化以后仍然不存在显著的不同。在代理成本方面，A 组民营化前的经营费用率分别比B 组低0.0400 和0.0445，两个差异同样不具有统计意义上的显著性。民营化以后，两组的经营费用率均有不同程度的降低，表明民营化有助于缓解企业的代理问题。此时，非国有股权比例低组的取值大于非国有股权比例高组，且两者的差异在1%的水平上显著，说明拥有更高非国有股权比例的样本企业具有显著更低的经营费用率。同时，A 组民营化前的资产周转率分别比B 组高0.4424 和0.4193，两个差异分别在5%和1%的水平上显著。类似地，两组的资产周转率在民营化后均有不同程度表4 区分政治观和经理人观1注：分样本组平均值差异的检验使用独立样本t检验（2-tailed），括号中的数字为t 值。***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。Panel A 民营化前1年和民营化后1年的取值对比（-1, 1）员工比率工资比率经营费用率资产周转率Panel B 民营化前两年的均值和民营化后3年的均值对比（-2, 3）员工比率工资比率经营费用率资产周转率民营化前非国有股权比例高组（A）0.00890.13750.20881.10330.00980.13720.20301.0246非国有股权比例低组（B）0.00690.16180.24880.66090.00740.16580.24750.6053差异0.0020（1.4924）-0.0243（-1.1569）-0.0400（-1.0518）0.4424**（2.5213）0.0024（1.4912）-0.0286（-1.5857）-0.0445（-1.2344）0.4193***（2.6496）民营化后非国有股权比例高组（A）0.00740.11740.15361.37400.00720.11560.15221.3966非国有股权比例低组（B）0.00650.13660.19890.97770.00580.13580.19191.0020差异0.0009（0.8970）-0.0192（-0.5743）-0.0453***（-2.8646）0.3963**（2.0104）0.0014（1.0355）-0.0202（-0.8766）-0.0397***（-2.6422）0.3946***（2.8442）- 119 -的提高，且两组之间的差异仍然分别在5%和1%的水平上显著，说明拥有更高国有股权比例的样本企业具有显著更高的资产周转率。这些数据表明，相对于非国有股权比例更低的民营化企业，那些非国有股权比例更高的样本企业在民营化后具有显著更少的代理问题。表4的数据表明，尽管民营化在一定程度上减少了政府对企业的干预，但减少后的干预程度在非国有股权比例不同的样本企业之间并不具有显著的差异。同时，民营化能缓解企业的代理问题，且民营化后代理成本在非国有股权比例不同的样本企业之间存在显著的差异。这些结果可能意味着，非国有股权比例对民营化企业创新活动的影响更多源自经理人观。其次，对模型（3）和模型（4）的分析。表5 的前两列报告了对模型（3）的检验结果，分别以员工比率和工资比率为被解释变量，Nonstateit 的系数虽然为负但都不显著。这表明，非国有股权比例对民营化企业的员工比率和工资比率都没有显著的影响，拥有更高非国有股权比例的企业并未雇用更少的员工，也未支付更低的工资。也就是说，对民营化企业而言，不管其非国有股份比例是高还是低，其在由员工雇用比率和工资支付比率所体现出的政府干预方面不存在显著差异。后两列报告了对模型（4）的检验结果，分别以经营费用率和资产周转率为被解释变量，Nonstateit 的系数估计值分别在1%和5%的水平上显著。这表明，非国有股权比例越高，民营化企业的经营费用率越低，而资产周转率则越高。也就是说，非国有股权比例更高的企业拥有更低的代理成本。这可能意味着，更高的非国有股权比例更能促进民营化企业完善公司治理，通过加强监督和激励机制缓解了管理者的代理问题。表4和表5的检验结果在一定程度上表明，非国有股权对企业创新活动的促进效应主要源自经理人观，而不是政治观。为了对此提供更稳健的证据，根据Gupta（2005）以及李广子和刘力（2010），我们进一步将样本企业区分为部分民营化和完全民营化进行检验。表6报告了采用模型（1）对完全民营化和部分民营化样本企业的检验结果。同样地，我们分别以企业是否进行研发投资、研发投资强度以及新产品产值等指标衡量创新。第（1）列、第（3）列和第（5）列是针对完全民营化样本企业的检验。其中，变量Nonstateit的系数不具有统计意义上的显著性，表明对于控制权已转移的民营化企业来说，非国有股权比例不再显著影响企业的创新活动。在理论上，这可表5 区分政治观和经理人观2注:***、** 和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,系数下方括号中的数字为双尾检验的t 值。所有检验的标准误差均经过企业群聚（cluster）调整。表6 区分政治观和经理人观3注:***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平, 前两列以企业是否存在研发投资作为因变量，我们采用Probit 模型检验。此时，系数下方括号内为Z 值，R2 是指Pseudo R2，F Value 一栏对应的是Wald Chi2 值。后4 列系数下方括号中的数字为双尾检验的t 值。所有检验的标准误差均经过企业群聚（cluster）调整。InterceptNonstateSizeLeverageRoaGsalesFageSubsidyIndustryDYearDNR2F Value政府干预员工比率（1）0.0295***(17.03)-0.0008(-1.39)-0.0023***(-16.98)0.0018**(2.39)0.0088***(5.28)-0.0001(-0.62)0.0006***(2.84)0.0001(1.25)YesYes30540.311832.77***工资比率（2）0.2516***(6.75)-0.0154(-1.03)-0.0116***(-5.63)-0.0315(-1.36)-0.1636***(-4.40)-0.0487***(-3.91)0.0273***(3.97)-0.0024**(-2.09)YesYes30540.040410.20***代理成本经营费用率（3）0.2046***(6.41)-0.0463***(-2.81)-0.0043*(-1.94)-0.0098(-0.59)-0.1622***(-8.03)-0.0303***(-7.37)0.0236***(5.72)0.0011(0.95)YesYes30540.105819.09***资产周转率（4）3.4924***(14.87)0.1883**(2.21)-0.2516***(-17.82)0.0245(0.26)3.4952***(17.13)0.3965***(7.97)-0.0699***(-3.26)0.0032(0.61)YesYes30540.374295.34***InterceptNonstateSizeLeverageRoaGsalesFageSubsidyIndustryDYearDNR2F Value是否进行研发投资完全民营化（1）-6.7239***(-10.42)-0.1064(-0.21)0.4165***(14.40)-0.0290(-0.16)0.4004(1.33)-0.0693(-1.49)0.1240***(2.61)0.0391***(3.27)YesYes27970.2212324.65***部分民营化（2）-8.1614***(-7.39)1.4465*(1.93)0.5026***(6.91)-0.3459(-0.71)1.7908*(1.93)-0.4009**(-1.96)0.1699(1.25)-0.0095(-0.32)YesYes2570.320171.07***研发投资强度完全民营化（3）-1.7042***(-5.39)0.2136(0.80)0.1132***(8.68)-0.0869(-0.95)0.4565***(3.21)-0.0181(-0.50)0.0747***(3.14)0.0339***(4.73)YesYes27970.070719.27***部分民营化（4）-0.3312(-0.64)1.0608***(2.83)-0.0033(-0.08)0.2121(0.79)0.5114(0.92)-0.1043(-0.82)-0.0143(-0.19)0.0231(1.17)YesYes2570.08782.37**新产品产值完全民营化（5）-0.1866(-2.76)-0.0827(-1.40)0.0208***(7.33)0.0126(0.73)-0.0142(-0.61)0.0018(0.36)0.0083(1.47)0.0021 (1.28)YesYes27970.079310.54***部分民营化（6）-0.2629***(-4.40)0.0972**(2.24)0.0213***(4.61)-0.0137(-0.44)0.0109(0.17)-0.0027(-0.18)-0.0013(-0.15)-0.0025(-1.11)YesYes2570.15814.62***民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 120 -《管理世界》(月刊)2015年第4期能是因为政府干预随企业控制权的转移而大幅减少，也可能是因为控股民营主体促使企业较好地完善了公司治理机制，我们无法据此区分政治观和经理人观。第（2）列、第（4）列和第（6）列是针对部分民营化样本企业的检验。此时，变量Nonstateit的系数分别在5%或1%的水平上显著为正。由于部分民营化企业仍受政府控制，根据Gupta（2005），这些企业的绩效改善应主要源自代理问题的缓解。综合分析表4、表5 和表6 的检验结果，尽管民营化有助于降低企业遭受的政府干预程度并缓解代理问题，但是，与民营持股比例较低的企业相比，民营持股比例更高的企业遭受的政府干预并不显著更少，但其存在的代理成本却显著降低，而且，民营持股对企业创新的影响在部分民营化企业显著存在。因此，我们认为，上述发现为经理人观提供了实证证据，表明非国有股权比例对民营化企业创新活动的影响主要源自代理问题的缓解。（四）稳健性检验为了保证检验结果的稳健性，我们还执行了如下一系列检验。1.内生性问题尽管前面的分析能够为非国有股权比例影响民营化企业的创新活动提供一定的证据，但是，这里必须考虑模型可能存在的内生性问题。如果在民营化的过程中，那些本身创新活动更多的企业的所有权被转让的更多，而政府主要保留了那些创新活动较少企业的所有权，那么，变量Nonstateit 与Innovationit 之间的正相关就并不完全代表非国有股权对企业创新活动的促进效应。首先，对企业民营化前财务特征的分析。与表4一样，根据企业控制权是否转移将全样本分为非国有股权比例高组和非国有股权比例低组。表7报告了对应的结果。数据显示，无论是独立样本T 检验还是Wilcoxon 轶和检验，非国有股权比例低的企业在民营化前的规模均在1%的水平上显著大于非国有股权比例高的企业，表明政府保留了更多大规模企业的控制权。同时，非国有股权比例低组在民营化前的长期投资和政府补贴均在1%的水平上大于非国有股权比例高组，其资产负债率则在1%的水平上小于后者。周黎安和罗凯（2005）、李春涛和宋敏（2010）以及本文的检验发现，规模与企业创新显著正相关。同时，创新活动中的研发支出属于企业长期性的投资活动，而且研究开发补贴是政府对企业补贴的重要内容。解维敏等（2009）发现，政府的研发资助显著刺激了企业的研发支出。也就是说，大规模企业、获取更多政府补贴的企业以及财务状况更好的企业在开展创新活动方面更具优势。因此，表7 的数据表明，并非本身创新活动更多的企业被转让得更多，相反，那些所有权转让得更少的企业更具开展创新活动的优势，这无疑在一定程度上进一步强化了本文的检验结果。其次，将自变量滞后一期⑨。当期的创新活动不可能影响企业上一期的股权结构，且民营化后企业股权结构对创新的影响也可能存在一定的滞后性，所以我们也采用各个非国有股权变量滞后一期的取值，再对模型（1）和模型（2）进行回归。检验结果显示，在控制了企业财务特征并加入年度、行业效应后，变量Non⁃stateit-1 的系数始终在5%和1%以下的水平上显著为正；个人股权比例变量和法人股权比例变量分别在1%、5%或10%的水平上显著为正，而外资股权比例变量和集体股权比例变量始终不显著。这些结果与表2和表3是一致的。最后，工具变量法。根据Acemoglu等（2001），并借鉴Boubakri等（2013）的做法，我们以样本企业所在城市的年平均气温作为变量Nonstateit的工具变量。选择年均气温作为非国有股权比例工具变量的原因还在于：（1）在以往的文献中，年均气温始终被视作重要的经济表7 民营化前企业财务特征的对比分析注：分样本组平均值差异的检验使用独立样本t 检验（2-tailed），中位数差异的检验使用Wilcoxon 轶和检验。***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。变量企业规模长期投资资产负债率政府补贴平均值非国有股权比例高组（A）10.91860.02820.62790.0044非国有股权比例低组（B）11.50900.03430.57830.0066差异-0.5904***(-5.15)-0.0061(-1.41)0.0496***(3.03)-0.0022**(-2.14)中位数非国有股权比例高组（A）10.75890.00000.65310.0000非国有股权比例低组（B）11.27740.00040.60490.0000差异-0.5185***(-4.8870)-0.0004***(-3.2640)0.0482***(3.0360)0.0000***(3.9840)- 121 -地理变量（方颖、赵扬，2011）。Acemoglu 等（2001）分析了气温与产权保护制度之间的关系，而产权保护越好的地区，民营经济发展越蓬勃。（2）年均气温并不直接影响企业的创新活动。我们在模型（1）中加入年均气温变量进行回归，发现气温变量的系数完全不显著⑩，而非国有股权比例变量的系数大小和显著性没有发生大的变化。采用工具变量的相应检验结果报告于表8。在第一阶段回归中，我们利用前文的控制变量和Nonstateit 的工具变量（年均气温）一起对Non⁃stateit进行回归。表8的Panel B发现，工具变量（年均气温）与非国有股权变量在1%的显著性水平上高度正相关，检验的Robust-F 值为18.40。根据Staiger 和Stock（1997），这表明我们的工具变量是有效的。在第二阶段回归中，分别将Nonstateit的预测值作为解释变量采用模型（1）进行检验。PanelA 的数据显示，Nonstateit 的预测值在1%的水平上与企业是否有研发投资、研发投资强度等两个创新投入指标显著正相关，在10%的水平上与新产品产值等创新产出指标显著正相关。上述检验结果表明，在控制了内生性问题后，更高比例的非国有股权仍有助于促进企业的研发投资和新产品产值。2.政府干预与民营化企业股权结构的创新促进作用在Gupta（2005）的分析中，一个隐含的假设是政府或官员对国有企业的干预动机或干预程度是同质的。事实上，中国各地区经济发展很不平衡，政府干预企业的动机和干预程度存在较大差别（樊纲等，2011）。根据政治观，在那些政府干预相对更强的地区，非国有股权比例对民营化企业创新的影响应该更加显著。因此，我们进一步根据企业所在地区的制度环境，将样本区分为政府干预强和政府干预弱等两个子样本组进行检验，以验证非国有股权比例对民营化企业创新的影响是否源自政治观。对应的检验模型设定为：（5）模型（5）中，变量Institutionit 代表企业所在地区的政府干预程度，以樊纲等（2011）编制的中国市场化指数中“政府与市场的关系”指标下的子指标“减少政府对企业的干预”衡量。如果企业所在地区该指标的取值大于当年度样本企业取值的中位数，则变量Institutionit取值为1，否则取值为0。其他变量的定义与模型（1）一致。对模型（5）的检验结果报告于表9。从第（1）列到第（3）列，变量Nonstateit 的系数分别在10%和1%水平上显著为正。对交互项Institutionit×Nonstateit 来说，尽管其第（2）列和第（3）列的估计值为负，但均不显著，这表明非国有股权比例对民营化企业创新的影响在政府干预相对更强和政府干预相对更弱的地区之间并不存在显著的差异。然而，根据政治观，如果非国有股权比例对民营化企业创新的影响主要源自政治观，那么这种影响应该在政府干预相对更强的地区更显著。很显然，表9 的检验结果并不支持政治观。我们认为，这进一步佐证了前文支持经理人观的结论。另外，我们也以樊纲等（2011）编制的中国市场化指数中“政府与市场的关系”指表8 工具变量法注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平, 第一阶段回归系数下括号中的数字为t值，第二阶段回归系数下括号中的数字为z值。所有检验的标准误差均经过企业群聚（cluster）调整。Innovationit = α + β1Nonstateit + β2 Institutionit+ β3 Institutionit × Nonstateit + β'4 Xit + εitPanel A 第二阶段回归结果被解释变量：InnovationitInterceptNonstate（fitted）SizeLeverageRoaGsalesFageSubsidyYearDIndustryDNWald chi2(F value)Panel B 第一阶段回归结果IV：年均气温NCentered R2Regression F-stataisticRobust F-statistic forexcluded instrumentF-statistic p-value是否具有研发投资(1)-7.0559***(-13.73)3.9181***(5.76)0.2427***(3.42)-0.1282(-0.84)0.0745(0.31)-0.0775**(-2.08)0.1439***(3.65)0.0357***(2.90)YesYes3054730.60***被解释变量：Nonstateit0.0041***(4.29)30540.02497.77***18.40***0.0000研发投资强度(2)-5.4909***(-3.44)4.5595***(2.92)0.1212***(5.93)-0.2392*(-1.75)0.2315(1.20)-0.0466(-1.01)0.1429***(3.73)0.0480***(5.00)YesYes30548.96***新产品产值（3）-0.5971***(-2.73)0.3307*(1.76)0.0347***(6.06)0.0522(1.45)0.0560(0.82)0.0345**(2.08)0.0035(0.41)-0.0124***(-3.14)YesYes305415.02***民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 122 -《管理世界》(月刊)2015年第4期标衡量政府干预，检验结果与表9 并不存在显著差异。3.其他稳健性检验���（1）将研发强度这一衡量创新投入的指标定义为年度研发支出除以销售收入。（2）根据企业控制权在民营化过程中是否转移，将自变量Nonstateit定义为一个虚拟变量。即如果民营化后企业由非国有主体控股，变量Nonstateit 取1，否则取0。（3）使用样本企业2005~2007 年的平均值进行检验。在表2 到表9 的检验中，一直以样本企业每个年度的非国有股权比例和创新活动指标作为解释变量和被解释变量。这里，我们还分别计算该两个变量在样本期间的平均值，然后采用相关模型进行检验。（4）增加控制变量。制度环境对企业的投资行为具有重要的影响，因此，我们还加入以中国市场化指数衡量的制度环境变量作为控制变量，并控制地区效应（RegionD）对所有模型进行检验。（5）为了避免全部股份转让企业对检验结果的影响，我们进一步排除100%转让股份的企业，采用余下的样本观测值进行检验。（6）拓展样本企业的选择范围。上面的检验都是以2004 年实施民营化的企业为样本，我们还将该范围前推到2002 年，将2002~2004 年间实施民营化的企业作为检验对象，分析它们在民营化后3 年内的创新活动是否受到股权结构的影响。这些检验结果均不存在实质性改变。六、结论基于中国工业企业数据库2002~2007 年的数据，本文分析非国有股权比例对民营化企业创新活动的影响。分别采用研发投资和新产品产值衡量企业创新，检验结果发现，非国有股权对民营化企业的创新活动具有显著的促进效应。然后，我们将非国有股权分为外资持股、法人持股、个人持股以及集体持股等4 种类型。检验发现，外资持股比例与民营化企业的创新不显著相关，这与Bou⁃bakri 等（2013）和Luong 等（2014）的结论不一致。同时，法人持股和个人持股比例越高的民营化企业具有显著更强的创新活动。我们还进一步区分了政治观和经理人观在非国有股权影响民营化企业创新中的作用，检验结果支持经理人观，而不支持政治观。以企业所在城市的年均气温作为非国有股权比例的工具变量，两阶段回归的结果为非国有股权有助于促进民营化企业创新提供了更稳健的证据。本文的研究在理论上不仅拓展了有关企业创新影响因素的分析，也进一步深化了关于民营化的理论研究。Gupta（2005）基于印度部分民营化的企业证实了经理人观，李广子和刘力（2010）使用中国完全民营化的企业为政治观提供了证据，本文则从股权结构影响民营化企业创新的角度为经理人观提供了新的解释。在现实意义层面，本文的结论有助于更全面地认识外国资本、个人资本、法人资本以及集体资本等不同类型的股权在促进中国企业转型升级中的不同作用。同时，也有助于澄清有关混合所有制企业股权结构安排的争议，对进一步深化中国国有企业的产权改革，以及通过完善公司治理促进创新具有重要的政策含义。（作者单位：李文贵，浙江财经大学会计学院；余明桂，武汉大学经济与管理学院；责任编辑：尚增健）表9 区分政治观和经理人观4注:*** 、** 和* 分别表示1%、5%和10%的显著性水平，第一列以企业是否存在研发投资作为因变量，我们采用Probit 模型检验。此时，系数下方括号内为Z 值，R2 是指Pseudo R2，F Value 一栏对应的是Wald Chi2值。后两列系数下方括号中的数字为双尾检验的t 值。所有检验的标准误差均经过企业群聚（cluster）调整。InterceptNonstateInstitutionInstitution×NonstateSizeLeverageRoaGsalesFageSubsidyYearDIndustryDNR2F Value是否具有研发投资(1)-5.5731***(-14.52)0.3336*(1.68)0.1293(0.41)0.0580(0.18)0.3524***(14.75)0.1185(0.73)0.4747*(1.79)-0.0943**(-2.15)0.1395***(3.17)0.0442***(4.10)YesYes30540.1942304.36研发投资强度(2)-1.3298***(-5.63)0.2803***(3.22)0.2566(1.41)-0.0242(-0.13)0.0887***(5.83)-0.0142(-0.15)0.5117***(3.05)-0.0196(-0.75)0.0750**(2.53)0.0377***(3.32)YesYes30540.05606.47新产品产值（3）-0.2472***(-6.41)0.0577***(3.60)0.0633**(1.97)-0.0438(-1.30)0.0179***(6.57)0.0210(1.31)-0.0078(-0.35)0.0014(0.29)0.0095*(1.74)0.0025(1.62)YesYes30540.05497.45- 123 -注释①一系列研究民营化经济后果的文献发现，中国国有企业的民营化是富有成效的，它显著提高了企业盈利能力和生产率。如刘小玄（2004）、胡一帆等（2006）以及李广子和刘力（2010）。②例如，联想控股股份有限公司董事长柳传志在博鳌论坛上表示：“允许民企、老百姓投资人参股，但始终保持国有控股的地位。这种做法很难激活企业活力。”相关新闻来源：《混合所有制：如何混？怎么合？》，《国企》，2014 年第4 期。其他相关论述如新闻“混合所有制须防止一股独大”。③例如，全国政协经济委员会副主任、民建中央副主席王永庆，以及北京市政协委员、民建中央经济委员会副主任马光远均曾表示了混合所有制改革需警惕国有资产流失的担忧。新闻报道：《混合所有制改革要警惕国有资产流失》。④吴延兵（2007）对近年来国内外有关企业规模和市场力量影响创新的文献作了一个比较详细的综述。⑤为了揭示改制企业股权结构的经济后果，我们以民营化企业为检验对象。这里，民营化企业是指实施了民营化的企业，即企业实收资本中的国有资本比例在某年度因股份转让等各种原因由100%下降为小于100%。之所以选择民营化企业为研究对象，是因为在某种意义上民营化企业便是混合所有制企业。在20世纪90年代，我国允许民间资本和外国资本参与国企改革，经历了民营化的企业的实收资本中可能同时包括了国有资本以及诸如个人资本、法人资本、外国资本或者集体资本等非国有资本。同时，当前国有企业的混合所有制改革仍处于实施的初始阶段，尚没有足够多的数据可供我们对其经济后果进行实证检验。⑥我们将非国有资本定义为除国有资本以外的所有资本，在中国工业企业数据库中，非国有资本主要包括个人资本、法人资本、集体资本、港澳台资本以及外国资本。非国有股权则为企业实收资本中除国有资本持股以外的其他所有非国有资本持股。⑦为了追求政治目标，政府或官员会赋予国有企业在保证就业、收入再分配等方面的一些政策性负担。例如，曾庆生和陈信元（2006）的分析发现，国家控股公司比非国家控股公司雇用了更多的员工。陆正飞等（2012）的研究表明，国有企业支付了更高的职工工资。因此，我们以员工雇用情况以及工资支付情况衡量政府干预，检验民营化企业的非国有股权比例与政府干预之间的关系。⑧为了后面的检验中更好地报告回归模型的系数估计值，我们将研发投资强度在（研发支出/总资产）这个原始取值的基础上乘以100。⑨限于篇幅，具体检验结果未列示。⑩当以研发投资强度为被解释变量时，年均气温变量的系数为-0.000014，对应的t值为-0.05；当以新产品产值为被解释变量时，年均气温变量的系数为-0.002222，对应的t 值为-0.56。���限于篇幅，具体检验结果未列示，有兴趣的读者可来函索取。参考文献（1）陈小悦、徐晓东：《股权结构、企业绩效与投资者利益保护》，《经济研究》，2001年第11期。（2）程仲鸣、夏新平、余明桂：《政府干预、金字塔结构与地方国有上市公司投资》，《管理世界》，2008年第9期。（3）樊纲、王小鲁、朱恒鹏：《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》，经济科学出版社，2011年。（4）方颖、赵扬：《寻找制度的工具变量：估计产权保护对中国经济增长的贡献》，《经济研究》，2011年第5期。（5）胡一帆、宋敏、张俊喜：《中国国有企业民营化绩效研究》，《经济研究》，2006年第7期。（6）李春涛、宋敏：《中国制造业企业的创新活动：所有制和CEO激励的作用》，《经济研究》，2010年第5期。（7）李广子、刘力：《上市公司民营化绩效：基于政治观点的检验》，《世界经济》，2010年第11期。（8）李寿喜：《产权、代理成本和代理效率》，《经济研究》，2007年第1期。（9）刘小玄：《民营化改制对中国产业效率的效果分析》，《经济研究》，2004年第8期。（10）刘运国、刘雯：《我国上市公司的高管任期与R&D 支出》，《管理世界》，2007年第1期。（11）鲁桐、党印：《公司治理与技术创新：分行业比较》，《经济研究》，2014年第6期。（12）陆正飞、王雄元、张鹏：《国有企业支付了更高的职工工资吗？》，《经济研究》，2012年第3期。（13）罗进辉：《媒体报道的公司治理作用——双重代理成本视角》，《金融研究》，2012年第10期。（14）罗思平、于永达：《技术转移、“海归”与企业技术创新——基于中国光伏产业的实证研究》，《管理世界》，2012 年第11期。（15）钱颖一：《激励与约束》，《经济社会体制比较》，1999年第5 期。（16）温军、冯根福：《异质机构、企业性质与自主创新》，《经济研究》，2012年第3期。（17）吴延兵：《企业规模、市场力量与创新：一个文献综述》，《经济研究》，2007年第5期。（18）解维敏、唐清泉、陆姗姗：《政府R&D 资助，企业R&D支出与自主创新》，《金融研究》，2009年第6期。（19）许小年：《以法人机构为主体建立公司治理机制和资本市场》，《改革》，1997年第5期。（20）余明桂、潘红波：《金融发展、商业信用与产品市场竞争》，《管理世界》，2010年第8期。（21）薛云奎、白云霞：《国家所有权、冗余雇员与公司业绩》，《管理世界》，2008年第10期。（22）曾庆生、陈信元：《国家控股、超额雇员与劳动力成本》，《经济研究》，2006年第5期。（23）周黎安、罗凯：《企业规模与创新：来自中国省级水平的经验证据》，《经济学（季刊）》，2005年第3期。（24）Acemoglu，D.，S. Johnson and J. A. Robinson，2001，“The Colonial Origins of Comparative Development: An Empiri⁃cal Investigation”，American Economic Review，Vol. 91，pp. 1369~1401. （25）Aggarwal，R.，I. Erel，M. Ferreira and P. Matos，2011，“Does Governance Travel Around the World? Evidence from In⁃stitutional Investor”，Journal of Financial Economics，Vol. 100，pp. 154~181.（26） Alchian，A.，1965，“Some Economics of PropertyRights”，Politico，Vol. 30，pp. 816~829.（27）Ang，J.，R. Cole and J. Lin，2000，“Agency Costs andOwnership Structure”，Journal of Finance，Vol. 55，pp. 81~106.（28）Boubakri，N.，J. Cosset and W. Saffar，2013，“The Roleof State and Foreign Owners in Corporate Risk-Taking：Evidencefrom Privatization”，Journal of Finance and Economics，Vol. 108，民营化企业的股权结构与企业创新工商管理理论论坛- 124 -《管理世界》(月刊)2015年第4期pp. 641~658.（29）Boycko，M.，A. Shleifer and R.W.Vishny，1996，“Theo⁃ry of Privatization”，Economic Journal，Vol. 106，pp. 309~319.（30）Gillan，S. L. and L. T. Starks，2000，“Corporate Gover⁃nance Proposals and Shareholder Activism: The Role of Institu⁃tional Investors”，Journal of Financial Economics，Vol. 88，pp.499~533.（31）Guadalupe，M.，O. Kuzmina and C. Thomas，2012，“In⁃novation and Foreign Ownership”，American Economic Review，Vol. 102，pp. 3594~3627.（32）Gupta，N.，2005，“Partial Privatization and Firm Perfor⁃mance”，Journal of Finance，Vol. 60，pp. 987~1015.（33）Hart，O.，A. Shleifer and R.Vishny，1997，“The ProperScope of Government: Theory and an Application to Prisons”，Quarterly Journal of Economics，Vol. 112，pp. 1127~1161.（34）Hirshleifer，D.，A. Low and S. H.Teoh，2012，“AreOverconfident CEOs Better Innovators”，Journal of Finance，Vol.67，pp. 1457~1498.（35）Hsu，P.，X. Tian and Y. Xu，2014，“Financial Develop⁃ment and Innovation: Cross-country Evidence”，Journal of Finan⁃cial Economics，Vol. 112，pp. 116~135.（36）Jaffe，A. B.，M. Trajtenberg and M. S. Fogarty，2000，“Knowledge Spillovers and Patent Citati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