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管理学院科研信息2021年第7期(总第22期)

发布者: 发表时间:2021-11-30 浏览次数:


本期编辑:王亚奇、敖琪、朱欣童田丹梅

审核:张新

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本期要目

推动基础研究与应用研究融合发展——以费孝通教授农村发展研究为例

从实践中来到实践中去——陆学艺学术生涯启示

基本经济制度探索与共同富裕道路

推进中国特色协同管理学研究

民营化企业的股权结与企业创新

制度环境、税收激励与企业创新投入

必须实现高质量发展(学习贯彻党的十九届六中全会精神)

凝聚团结之力 共创美好未来——非洲多国人士积极评价《新时代的中非合作》白皮书

《管理学院科研信息》(内部参考)管理学院科研科

2021年第7期(总第22期)20211130


目录

社会工作

推动基础研究与应用研究融合发展——以费孝通教授农村发展研究为例 3

从实践中来到实践中去——陆学艺学术生涯启示 7

 

物流管理

基本经济制度探索与共同富裕道路 10

推进中国特色协同管理学研究 15

 

财务管理

民营化企业的股权结构与企业创新 17

制度环境、税收激励与企业创新投入 42

 

时政热点

必须实现高质量发展(学习贯彻党的十九届六中全会精神) 60

凝聚团结之力 共创美好未来——非洲多国人士积极评价《新时代的中非合作》白皮书 67

 

 

 

 

 

社会工作

推动基础研究与应用研究融合发展

——以费孝通教授农村发展研究为例

张浩

习近平总书记在哲学社会科学工作座谈会上强调,要通过努力使基础研究和应用研究相辅相成、学术研究和成果应用相互促进。基础研究和应用研究是哲学社会科学研究中彼此关联的两个重要组成部分,前者为后者提供学理支撑,后者为前者提供实践路径,促进二者的有机融合有利于实现各自更好的发展。在这一方面,作为中国社会学恢复重建的领军人物,费孝通先生为学界后辈树立了一个极好的榜样。
    费先生在基础研究方面做出了杰出的成就,所提出的乡村工业化、差序格局、社会继替、文化自觉、中华民族多元一体格局等概念和理念已经成为中国社会学、民族学研究中的重要学术遗产。与此同时,费先生一向强调学以致用,在乡镇企业与中国工业化发展路径、城乡关系与小城镇建设、区域经济与协调发展、民族关系与民族团结等领域的应用研究方面也作出了卓越贡献,这些应用研究立基于学理研究又反过来促进了学理研究,也为国家的改革发展发挥了重要作用。
    1970年代末复出重获学术研究的机会时,已年届七十的费先生表示,他口袋里只有十块钱了,要集中起来买一件心爱的东西。这就是说,要用余生可能会有的十年时间接续完成以前未完成的“两篇文章”。这“两篇文章”,一篇是指他1935年广西大瑶山调查所开创的民族和边区研究,调查途中发生意外致使研究中断,之后虽然在解放初期参与了民族识别工作,以及后来做过一段民族问题资料摘译编纂工作,但是终于未能再从事相关的调查研究;另一篇是指他1936年苏南江村调查所开创的农村发展研究,他于1957年实现江村重访,但旋即遭受批判,连载中的《重访江村》被腰斩,此后他更陷入长达二十年的沉默。得道多助,费先生不仅用“十块钱”做好了“两篇文章”,取得了累累学术硕果,而且又充分利用上天眷顾额外赐予的“十多块钱”做了“第三篇文章”——提出和倡导“文化自觉”,这也是他晚年“最后一篇文章”。
    费先生所做的“三篇文章”,每一篇都是基础研究与应用研究相结合的典范案例。他基于民族和边区研究提出的中华民族多元一体格局,已成为中国民族学研究中的一座高峰,同时也构成了中国民族政策中的基本内容;他晚年提出和倡导的文化自觉理念,是中国社会学研究中的重要理论进展,同时也成为国家处理国内民族关系和国际关系的一项重要准则,“增强文化自觉 坚定文化自信”蔚然成为政治流行语和时代强音。限于篇幅,本文仅以他的农村发展研究“一篇文章”为例,来讨论他有机融合基础研究与应用研究的学术实践。
    1936年暑期,费先生到姐姐费达生从事乡村工作的江苏吴江县开弦弓村(江村)养伤,顺便做了一个月的村庄调查。当地村民“站在饥饿边缘上”的生存状况令他印象极其深刻,以至于他在基于博士论文出版的《江村经济》一书中得出了“中国农村真正的问题是人民的饥饿问题”的判断。一向以富足的鱼米之乡、丝绸之乡著称的江南乡村,何以沦落至此呢?费先生从当地土地占有上的一种特殊安排(土地被划分为田底和田面两层)以及不在地主制的大量存在入手,一步步深入探究下去。当地农民从事家庭蚕丝业已有上千年历史,蚕丝业是仅次于农业的第二主要收入来源,但是在费先生实施调查的当时,由于手工业土丝的出口和价格一落千丈,传统的家庭手工业已陷于崩溃。收入急剧下降的农民不得已求助于市镇资金的接济,而市镇资金流入农村的另一面就是农村土地权(田底所有权)流入市镇,农民从自耕农变成佃户,肩头加上了租金负担。用土地权换取市镇资金有如饮鸩止渴,土地权的外移意味着接近一半的土地产出被作为地租拿走,村民生计更趋于恶化,土地权进一步持续外移,高达70%的人家成为没有田地的佃户,“一个恶性循环耗尽了农民的血汗”。因此,“农村问题的根源是手工业的衰落,具体地表现在经济破产并最后集中到土地占有问题上来。”经过在江村以及后来在云南三村的调查,费先生形成了自己关于中国乡村衰败的解释逻辑:中国传统经济结构并不是一种纯粹的农业经济,而是一种“农工混合的乡土经济”,农民同时依赖农业和家庭手工业的共同支撑,得以维持不饥不寒的小康生活;过去几十年来,由于西方工业扩张进入中国,乡土工业无力与之竞争而陷于崩溃,农业与家庭手工业搭配的农村传统经济结构受到冲击,农民生计陷于困顿;原先潜伏着的土地问题严重性凸现,佃农与地主的矛盾冲突趋于激化。费先生赞同共产党主张的土地改革,视其为解除农民痛苦的必要的和紧迫的步骤;他同时认为,解决问题的根本办法在于恢复乡土工业,并使之能从传统落后的乡村手工业转化为乡土性的现代工业。他说:“中国土地问题的最终解决将和中国的工业化问题紧密联系在一起。”
    费先生的《江村经济》被其导师马林诺夫斯基誉为“人类学实地调查和理论工作发展中的一个里程碑”。抛开该书在学科发展史上的价值不提,单论其在理论上的创新,正如甘阳所指出的,《江村经济》慧眼独具地抓住了乡土工业作为分析中国问题的中心环节,指出它在中国社会变迁中牵一发而动全身的关系。这是中国社会学派迈出的第一步,却已充分展示了其在社会研究中的高度原创力。
    发展乡村工业,成为费先生此后的主要学术主张。他的乡村工业化研究不仅做出了重要理论贡献,而且对促进乡镇企业的发展和中国的工业化做出了重大贡献。1981年三访江村,费先生高兴地看到,由于村庄从片面发展粮食转到大力发展家庭副业,村庄集体经济中的工业激剧增加,村民收入有了迅速提高。他表示:“我觉得特别兴奋的是在这里看到了我几十年前所想象的目标已在现实中出现,而且为今后中国经济的特点显露了苗头。”在此后的二十多年里,费先生“行行重行行”,持续对各地乡村工业的发展进行跟踪调查,先后提出著名的苏南模式、温州模式和珠江模式等,为乡镇企业的发展鼓与呼。部分由于费先生的努力,中国的乡镇企业如雨后春笋般迅猛发展,一度成为中国经济中最活跃的部分,在全国工业产值中“三分天下有其一”。邓小平同志表示:“农村改革中,我们完全没有预料到的最大的收获,就是乡镇企业发展起来了,突然冒出搞多种行业,搞商品经济,搞各种小型企业,异军突起。”
    倡导乡村工业和从中国实际出发的新型工业化道路,或许是费先生对中国社会学和中国社会发展做出的最大贡献。而就本文议题而言,费先生从实践中发现问题提出理论,再回到实践中去检验理论,在这一循环反复的过程中既发展了学术理论也促进社会进步,可谓基础理论研究与应用对策研究有机融合的绝佳案例。
    事实上,沿着农村发展这篇文章,费先生持续跟进不断拓展,从中做出了多方面的贡献和成就。例如在倡导推进乡村工业化的同时,他敏锐地意识到相应的城镇化和调适城乡关系的重要性。在1981年三访江村时他开始提出从农村调查更上一层楼开展小城镇研究。经过密集的实地调研,他提出了“小城镇大问题”这一重大命题和小城镇作为中国城镇化“人口蓄水池”的战略构想,在学界和社会上产生了广泛的影响,也得到时任领导人胡耀邦同志的高度评价,成为此后一段时期中国城镇化发展战略的重要组成部分。
    又如,在乡村社区研究的基础上,费先生沿着“江村—小城镇—中小城市—以大城市为中心的经济区域—全国一盘棋”的思路持续拓展和推进研究(费先生打趣地称为“从乡下进了城”),在经济区域发展上也提出了一系列重要主张并产生深远影响。他在观察和研究各地经济社会现象时,注意到了超越行政区划的区域经济发展的事实,由此萌生区域经济和区域协调发展的概念。1990年初,经过与上海、江苏、浙江等地负责人的持续商议沟通,时任民盟负责人的费先生以民盟中央的名义向中共中央递交了《关于建立长江三角洲经济开发区的初步设想》,提出以上海为龙头,江、浙为两翼,长江流域为腹地,重建东方大港,建立长江三角洲经济开发区,带动全国经济发展。中央采纳了这一建议,适时做出开发开放上海浦东的战略决策,之后长三角一体化发展也上升成为国家战略。费先生抓住时机带领团队积极开展“浦东开发开放中的农民问题”研究,又反过来促进了关于农民和社会转型的基础理论研究。如今的长三角地区已经成为中国经济社会发展最发达最活跃的区域,区域内的浙江省也成为目前全国唯一的高质量发展建设共同富裕示范区。此外,费先生还先后提出建立临夏和海东经济协作区、建立黄河上游多民族经济开发区、“串糖葫芦”发展京九铁路沿线经济带等战略构想。
    费先生认为,知识应当为社会服务,知识分子应当承担社会职责。在早年学习期间,他就旗帜鲜明地表明自己的态度:“我们可以写几百篇文章来讨论周朝有没有‘吃人’的风俗,可是这种知识即使得到了,试问和现实的生活有什么用处?……我所知道的‘真正的学术’,是‘有用的知识’。学术可以做装饰品,亦可以做粮食,若叫我选择,我选择粮食。”他强调,除非社会科学研究者接受了处理社会的责任,社会科学将永远空洞无物、无关宏旨。
    在费先生看来,社会科学研究的实用性存在两种取向,一种是为既定决策做论证,“跟在屁股后边的实用性”,另一种是引领,“指出一个大方向”。他不屑于做前者,坚定地选择了后者。而要做出真正能够引领的学问,就需要花费大量的心力去了解和掌握丰富的社会事实。从实求知,正是费先生治学的一贯主张和鲜明特征。“脚踏实地,胸怀全局,志在富民,皓首不移”,是他晚年对自己一生志向和事业的总结。即便到了晚年,他依然坚持“行行重行行”,投入很多时间到实地调研。费先生的学术生命历程,就是一幅“为人民做学问”、“把论文写在祖国大地上”的生动写照。
    费先生曾借用清人黄仲则凭吊李白的一句诗“应是鸿蒙借君手”表示:历史到了一定时候,总要找一批人出来回应时代的课题,至于具体是哪些人,并不很重要。的确,时代的课题和召唤就在那里,待人采择,但是究竟谁人拥有回应时代课题的眼光和能力,能够不负鸿蒙(时代)重托,那就另当别论。就此而言,一生志在富民、从实求知的费先生,是一名当之无愧的时代入选者。

来源:《中国社会科学报》2021年10月13日

 

从实践中来 到实践中去——陆学艺学术生涯启示

王春光

陆学艺是我国著名的“三农”专家和社会学家,毕生为解决中国“三农”问题、推进社会建设和社会结构现代化,进行了孜孜不倦的探索和研究。他是推进基础理论研究与应用对策研究有效融合的先锋和典范。他秉持为人民做学问的理念,凭借深邃的学术睿智和深厚的理论基础,在国家发展的重要时刻以及重大发展议题上,经常能提出一些有前瞻性、战略性的看法和政策建议。这些学术观点与政策建议引起了高层的重视,对推动国家发展起到了相当大的作用。谢伏瞻院长在谈到中国社会科学院学者融合基础理论研究与应用对策研究为国家发展的典型案例时,举的第一个例子就是陆学艺有关包产到户的研究。
    融合基础理论研究和应用对策研究,是陆学艺一生鲜明的学术风格。他本科毕业于北京大学哲学系,研究生时在中国科学院跟随容肇祖先生学习中国哲学史,担任过中国社会科学院哲学研究所中国哲学史研究室主任,曾阅读过大量经济学经典文献和农业经济的文献资料;他一生坚持了自先秦诸子、明清先贤以来中国学者做学问的基本理路:学以致用、理用不分,以具体问题为导向、以解决具体问题为依归。他一生的学术贡献和影响主要在“三农”和社会学领域,具体集中在“三农”问题研究、社会结构研究、社会建设研究、社会现代化等领域。
    除了上面所提及的包产到户研究外,在“三农”研究上,他还继续探索了家庭联产承包责任制后农村下一步的改革和发展方向及出路。他于1982年带领一批年轻学者前往山东陵县展开为期三年的实地调研,并挂职县委副书记。这真正体现了他将理论研究与实际相结合的科学研究作风。陵县的挂职调研,进一步夯实了其研究中国“三农”的实践基础。他曾说过:“至今,我对‘三农’问题有一点发言权,也是靠着在陵县打下的基础。”有了这样的基础,他在后来“三农”发展的关键时刻才能继续提出有分量的看法和政策建议,引起有关领导和部门的重视,甚至被采纳。早在1984年,陆学艺就提出了农村第二步改革的设想。在他看来,农村联产承包责任制只是解决了农村生产自主权问题,但是影响农村发展的因素很多。后来他进一步指出,“三农”问题的本质是城乡分割,要解决中国的“三农”问题,就要采取“反弹琵琶”的策略,走出“城乡分治,一国两策”的困境,深化户籍制度改革,彻底解决农民工问题,实现城乡统筹发展。在生命的最后阶段,他仍然不断地为推动第二步农村综合改革而鼓与呼。

陆学艺于1987年从中国社会科学院农村发展研究所调任社会学研究所副所长,次年担任所长。他在继续其“三农”研究的同时,把更大的精力投入到社会学研究、中国社会学学科建设和发展的工作、中国社会结构和社会建设研究、中国社会现代化研究等领域,进一步为基础理论研究与应用对策研究的融合做出了表率。他从20世纪80年代末发起、组织和领导了“全国百县市经济社会调查”等大型调研课题,形成100多卷《中国国情丛书——百县市经济社会调查》这样宏大的研究成果,开辟了中国国情的实证调查研究。这个全国性合作课题研究历时十多年,培养了一批社会学研究人才,为中国社会学研究建立了多个长期跟踪的调查和研究基地。随后,他还组织了另一个全国性合作课题,即“百村调查”,全国有几十位研究者参与其中。该调查目前已经出版了23本专著。1992年,他发起组织和主编了《中国社会形势分析与预测》年度报告,迄今已经是第30个年头。该报告已经成为国内外了解中国社会发展形势的权威性著作,对中央决策都有一定的影响。此外,从1998年开始,他率领一个研究团队,对中国社会阶层、社会流动、社会结构、社会建设进行了长达十余年的研究,先后发表《当代中国社会阶层研究报告》《当代中国社会流动》《当代中国社会结构》《当代中国社会建设》等一系列学术著作,在国内外学术界和社会上都产生了重要影响。为了推动中国社会学的研究和发展,2008年,陆先生在家人和弟子等的支持下,成立“北京市陆学艺社会学发展基金会”,重点奖励那些将基础理论研究与应用对策研究融合的社会学优秀科研成果。基金会对推动中国社会学学科向着基础理论研究与应用对策研究融合的方向发展,发挥了显著的作用,产生了很好的效果。
    陆学艺的调研风格也体现了这样的融合,他不仅用脚丈量大地,而且把学问真正做在祖国大地上,展现了“脚下出真知”的学术品格和风范。他有一个很好的习惯,就是勤记笔记,不论是调研还是开会,他从头到尾不停地记笔记。有时候看到个别年轻学者特别是学生不记笔记,他都会给出提醒和要求。他认为,一个好的社会科学研究者,必须做到“四勤”:勤看、勤记、勤思、勤写。他说到做到,生前留下了800余本调研和会议笔记以及大量手稿。他不仅凭借着这么多从实地获得的第一手资料,写出了有理论深度、有重要对策影响力的论文、研究报告和学术专著,而且还为学术界留下了一份有很高学术价值的十分宝贵的资料。

总而言之,陆学艺在马克思主义理论、农业经济、社会学史、中国社会思想史、社会学理论等方面有很深的造诣,并且具有高超的社会调查能力。经过几十年的勤勉努力,陆学艺为中国社会学、为中国学术贡献了自己的理论体系——形成了以“三农”论为根基、以社会结构论为框架、以社会建设论为功用、以社会现代化为导向的学术理论体系。这一理论体系,不仅有上述四个组成部分,而且还有三个基本命题:其一,中国问题的根源在于“城乡分治,一国两策”,只有“反弹琵琶”,不就“三农”论“三农”,而是从解决城市、城乡关系问题入手,才能解决“三农”问题;其二,中国社会结构与经济结构严重不匹配,只有把社会建设放在更加突出的位置,才能抓住中国发展的关键和重点;其三,中国社会建设的实质是实现社会现代化,重点是农村现代化,关键是改善社会结构,突破口是改革社会体制。这三个基本命题,将三大组成部分逻辑一贯地联结起来,使之形成一个完备的理论体系。

陆学艺的理论体系,充分践行了马克思主义理论联系实际、认识世界服务于改造世界、实践论以及社会理论等的思想,真正做到了基础理论研究与应用对策研究融合,完全是立足于中国实际,为了解决中国问题,绝不空谈,绝不做作,不照搬任何洋教条,不摆任何花架子,合情(国情)、合理(学理)、合用(适合现实需要),具有鲜明的中国特色,为中国特色社会学的发展作出了里程碑式的贡献,是继费孝通之后对中国社会学具有标志性和代表性的伟大成果。
                                    来源:中国社会学网(20219

 

 

物流管理

基本经济制度探索与共同富裕道路

政武经

今年是中国共产党百年华诞。从建党的开天辟地,到新中国成立的改天换地,到改革开放的翻天覆地,再到党的十八大以来党和国家事业取得历史性成就、发生历史性变革,百年波澜壮阔的征程与举世瞩目的成就交相辉映。习近平总书记在庆祝中国共产党成立100周年大会上的重要讲话中指出:“走自己的路,是党的全部理论和实践立足点,更是党百年奋斗得出的历史结论”。100年来,中华民族之所以迎来了从站起来、富起来到强起来的伟大飞跃,创造前所未有的发展奇迹,根本在于我们党在革命、建设、改革过程中坚持把马克思主义基本原理同中国具体实际相结合、同中华优秀传统文化相结合,开辟了一条适合我国国情的发展道路。在这一过程中,我们党坚持对经济工作的领导,推动经济发展取得巨大成就。

  我国社会主义基本经济制度在探索中不断完善

  100年来,特别是改革开放以来,我们党团结带领中国人民,明确经济发展目标、制定经济政策、推动经济发展,对基本经济制度进行不断探索和完善。

  在新民主主义革命时期,我们党推动经济工作的着力点在于“进行各项必要和可能的经济建设事业”,经济制度建设的着力点在于消灭剥削、让劳苦大众翻身解放,使中国人民能够真正当家作主。我们党团结带领人民推翻帝国主义、封建主义、官僚资本主义三座大山,建立了人民当家作主的中华人民共和国,实现了民族独立、人民解放。

  在社会主义革命和建设时期,我们党团结带领人民进行社会主义革命,实现了中华民族有史以来最为广泛而深刻的社会变革,实现了一穷二白、人口众多的东方大国大步迈进社会主义社会的伟大飞跃,为实现中华民族伟大复兴奠定了根本政治前提和制度基础。这一时期,我们党领导人民建立起独立的、比较完整的工业体系和国民经济体系,积累起在中国这样一个社会生产力水平十分落后的东方大国进行社会主义建设的重要经验。

  在改革开放历史新时期,我们党深刻总结正反两方面历史经验,认识到贫穷不是社会主义。邓小平同志立足国情世情,明确提出“让一部分人、一部分地区先富起来,以带动和帮助落后的地区”。党的十二大提出“鼓励劳动者个体经济在国家规定的范围内和工商行政管理下适当发展,作为公有制经济的必要的、有益的补充”。党的十三大明确提出私营经济一定程度的发展“是公有制经济必要的和有益的补充”。1992年,邓小平同志在南方谈话中提出“三个有利于”,强调“计划经济不等于社会主义,资本主义也有计划;市场经济不等于资本主义,社会主义也有市场。计划和市场都是经济手段”。党的十四大明确提出建立社会主义市场经济体制的目标,进一步推动了所有制改革。党的十五大把“公有制为主体、多种所有制经济共同发展”明确为我国社会主义初级阶段的一项基本经济制度,提出“坚持按劳分配为主体、多种分配方式并存的制度。把按劳分配和按生产要素分配结合起来”,明确“非公有制经济是我国社会主义市场经济的重要组成部分”。党的十六大提出“毫不动摇地巩固和发展公有制经济”“毫不动摇地鼓励、支持和引导非公有制经济发展”,并强调二者“统一于社会主义现代化建设的进程中,不能把这两者对立起来”。党的十七大提出要“坚持平等保护物权,形成各种所有制经济平等竞争、相互促进新格局”。

  党的十八大以来,中国特色社会主义进入新时代。党的十八大提出“保证各种所有制经济依法平等使用生产要素、公平参与市场竞争、同等受到法律保护”。党的十八届三中全会开启了全面深化改革的新阶段,明确提出“围绕使市场在资源配置中起决定性作用深化经济体制改革”,强调“公有制经济和非公有制经济都是社会主义市场经济的重要组成部分,都是我国经济社会发展的重要基础”。党的十八届四中全会提出“健全以公平为核心原则的产权保护制度,加强对各种所有制经济组织和自然人财产权的保护,清理有违公平的法律法规条款”。党的十八届五中全会强调“鼓励民营企业依法进入更多领域,引入非国有资本参与国有企业改革,更好激发非公有制经济活力和创造力”。党的十九大强调“必须坚持和完善我国社会主义基本经济制度和分配制度”,并把“两个毫不动摇”写入新时代坚持和发展中国特色社会主义的基本方略,作为党和国家一项大政方针进一步确定下来。党的十九届四中全会进一步对社会主义基本经济制度的内涵作出重要发展和深化,将公有制为主体、多种所有制经济共同发展,按劳分配为主体、多种分配方式并存,社会主义市场经济体制都作为社会主义基本经济制度。所有制安排在基本经济制度中至关重要,它是分配制度和社会主义市场经济体制建立完善的重要基础;分配制度由所有制安排决定,多种所有制经济共同发展又以多种分配方式并存为基础,二者的有效运行都离不开社会主义市场经济体制的保障。

  新时代,社会主义基本经济制度进一步完善,制度优势更加彰显。习近平总书记就非公有制经济和民营企业发展多次发表重要讲话,强调“两个毫不动摇”“三个没有变”,强调“民营经济是我国经济制度的内在要素,民营企业和民营企业家是我们自己人”,希望民营企业放心大胆发展。民营经济既是社会主义市场经济发展的重要成果,又是推动社会主义市场经济发展的重要力量。从国内看,民营经济贡献了我国50%以上的税收、60%以上的国内生产总值、70%以上的技术创新成果、80%以上的城镇劳动就业、90%以上的企业数量;从国际看,民营经济已成为我国第一大外贸主体,今年前三季度我国民营企业进出口13.65万亿元,占我国外贸总值的48.2%。我们毫不动摇巩固和发展公有制经济,毫不动摇鼓励、支持、引导非公有制经济发展,激发各类市场主体活力,推动各种所有制经济共同发展,公有制经济、非公有制经济相辅相成、相得益彰;坚持把按劳分配和按生产要素分配结合起来,推动分配制度改革逐步深化,既促进了效率提高,又让人民更好共享改革发展成果;把有效市场和有为政府结合起来,社会主义市场经济体制更加完善。这极大改变了我国经济社会发展面貌,也为扎实推进共同富裕创造了制度条件、奠定了雄厚物质基础。

  在坚持基本经济制度中促进共同富裕

当前,我们已经踏上全面建设社会主义现代化国家新征程。习近平总书记在庆祝中国共产党成立100周年大会上的重要讲话中强调,在新征程上要“推动人的全面发展、全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”。实现共同富裕,是社会主义的本质要求,是我们党矢志不渝的奋斗目标。社会主义基本经济制度在经济制度体系中处于基础性决定性地位。实现共同富裕,必须坚持和完善社会主义基本经济制度,将基本经济制度优势转化为经济治理的显著效能,支持民营经济在新时代共同富裕的征途中发挥更大作用。

鼓励勤劳创新致富,提高发展的平衡性、协调性、包容性。幸福生活都是奋斗出来的,共同富裕要靠勤劳智慧来创造,必须脚踏实地、久久为功。要在高质量发展中促进共同富裕,在不断做大蛋糕的基础上分好蛋糕。我国社会主义基本经济制度既有利于激发各类市场主体活力、解放和发展社会生产力,又有利于促进效率和公平有机统一、不断实现共同富裕。必须坚持和完善社会主义基本经济制度,坚决贯彻“两个毫不动摇”,平等对待各类市场主体;充分发挥市场在资源配置中的决定性作用,更好发挥政府作用。支持民营企业发展是党中央的一贯方针。民营经济特别是“铺天盖地”的小微企业和个体工商户在促进就业、保障和改善民生方面作出了重要贡献。要为民营经济营造良好的发展环境,从市场准入、营商环境、减税降费、技术创新和金融服务等方面为民营企业纾困解难,促进民营企业更好发展,为高质量发展提供强劲动能。

  推动形成中间大、两头小的橄榄型分配结构。进一步深化收入分配制度改革,构建初次分配、再分配、三次分配协调配套的基础性制度安排,通过多种方式扩大中等收入群体规模。继续深化要素市场化改革,让劳动、资本、土地、知识、技术、管理、数据等要素价值得到充分实现,让市场评价贡献、由贡献决定报酬,使各类要素的致富创富活力竞相迸发。深化财税体制改革,提高再分配的公平性,完善社会保障体系,畅通向上流动通道,形成人人参与的发展环境。鼓励各类社会群体自觉自愿履行社会责任,发展社会慈善事业,更好发挥第三次分配的济贫救困功能。我国民营经济主体超过1亿,其中个体工商户超过8800万,带动就业人口超过2亿,是“增加劳动者特别是一线劳动者劳动报酬,提高劳动报酬在初次分配中的比重”的重要实践者。2020年,民营经济缴纳税收占全国税收比例达60%,成为稳定全国税收的重要支撑,是完善再分配调节机制的重要力量。支持民营经济发展,有助于形成中间大、两头小的橄榄型分配结构。民营企业要积极拥抱共同富裕,把握好这一时代机遇。

  先富带动后富,循序渐进推动共同富裕。实现共同富裕是一个动态发展的过程,不可能一蹴而就,也不可能齐头并进。当前,我国发展不平衡不充分问题仍然突出,要对共同富裕的长期性、艰巨性、复杂性有充分估计,遵循经济社会发展规律,分阶段促进共同富裕,做到分类指导、精准施策,通过改革示范探索有效路径。重点鼓励辛勤劳动、合法经营、敢于创业的致富带头人,支持先富带动后富。截至2020年底,有近13万家民营企业参与“万企帮万村”精准扶贫行动,帮扶近14万个贫困村,产业投入1100多亿元,公益投入160多亿元,带动和惠及1800余万建档立卡贫困人口,形成了先富带动后富的生动实践。要鼓励民营企业积极参与乡村振兴和现代农业建设,助推区域协调发展战略实施,在保障和改善民生中挖掘市场机遇、发挥更大作用,推动欠发达地区更好共享发展成果。

  进一步激发企业家精神,继续做大和分好蛋糕。面向未来,广大企业家要在爱国、创新、诚信、社会责任和国际视野方面不断提升自己,坚持向上向善,在扎实推进共同富裕中作出应有贡献。从中华优秀传统文化中汲取智慧和养分,将“义利兼顾”贯彻到企业经营管理全过程。政府是市场规则的制定者,也是市场公平的维护者。要持续构建亲清政商关系,更多提供优质公共服务,完善统一开放、竞争有序的市场体系,支持企业家心无旁骛、长远打算,以恒心办恒业,扎根中国市场,深耕中国市场。

  鼓励勤劳创新致富,提高发展的平衡性、协调性、包容性。幸福生活都是奋斗出来的,共同富裕要靠勤劳智慧来创造,必须脚踏实地、久久为功。要在高质量发展中促进共同富裕,在不断做大蛋糕的基础上分好蛋糕。我国社会主义基本经济制度既有利于激发各类市场主体活力、解放和发展社会生产力,又有利于促进效率和公平有机统一、不断实现共同富裕。必须坚持和完善社会主义基本经济制度,坚决贯彻“两个毫不动摇”,平等对待各类市场主体;充分发挥市场在资源配置中的决定性作用,更好发挥政府作用。支持民营企业发展是党中央的一贯方针。民营经济特别是“铺天盖地”的小微企业和个体工商户在促进就业、保障和改善民生方面作出了重要贡献。要为民营经济营造良好的发展环境,从市场准入、营商环境、减税降费、技术创新和金融服务等方面为民营企业纾困解难,促进民营企业更好发展,为高质量发展提供强劲动能。

  推动形成中间大、两头小的橄榄型分配结构。进一步深化收入分配制度改革,构建初次分配、再分配、三次分配协调配套的基础性制度安排,通过多种方式扩大中等收入群体规模。继续深化要素市场化改革,让劳动、资本、土地、知识、技术、管理、数据等要素价值得到充分实现,让市场评价贡献、由贡献决定报酬,使各类要素的致富创富活力竞相迸发。深化财税体制改革,提高再分配的公平性,完善社会保障体系,畅通向上流动通道,形成人人参与的发展环境。鼓励各类社会群体自觉自愿履行社会责任,发展社会慈善事业,更好发挥第三次分配的济贫救困功能。我国民营经济主体超过1亿,其中个体工商户超过8800万,带动就业人口超过2亿,是“增加劳动者特别是一线劳动者劳动报酬,提高劳动报酬在初次分配中的比重”的重要实践者。2020年,民营经济缴纳税收占全国税收比例达60%,成为稳定全国税收的重要支撑,是完善再分配调节机制的重要力量。支持民营经济发展,有助于形成中间大、两头小的橄榄型分配结构。民营企业要积极拥抱共同富裕,把握好这一时代机遇。

  先富带动后富,循序渐进推动共同富裕。实现共同富裕是一个动态发展的过程,不可能一蹴而就,也不可能齐头并进。当前,我国发展不平衡不充分问题仍然突出,要对共同富裕的长期性、艰巨性、复杂性有充分估计,遵循经济社会发展规律,分阶段促进共同富裕,做到分类指导、精准施策,通过改革示范探索有效路径。重点鼓励辛勤劳动、合法经营、敢于创业的致富带头人,支持先富带动后富。截至2020年底,有近13万家民营企业参与“万企帮万村”精准扶贫行动,帮扶近14万个贫困村,产业投入1100多亿元,公益投入160多亿元,带动和惠及1800余万建档立卡贫困人口,形成了先富带动后富的生动实践。要鼓励民营企业积极参与乡村振兴和现代农业建设,助推区域协调发展战略实施,在保障和改善民生中挖掘市场机遇、发挥更大作用,推动欠发达地区更好共享发展成果。

  进一步激发企业家精神,继续做大和分好蛋糕。面向未来,广大企业家要在爱国、创新、诚信、社会责任和国际视野方面不断提升自己,坚持向上向善,在扎实推进共同富裕中作出应有贡献。从中华优秀传统文化中汲取智慧和养分,将“义利兼顾”贯彻到企业经营管理全过程。政府是市场规则的制定者,也是市场公平的维护者。要持续构建亲清政商关系,更多提供优质公共服务,完善统一开放、竞争有序的市场体系,支持企业家心无旁骛、长远打算,以恒心办恒业,扎根中国市场,深耕中国市场。

来源:人民日报(2021年11月04日)

 

推进中国特色协同管理学研究

杜栋

近年来,协同管理已被广泛应用于社会生活和生产中,但是独立的协同管理研究尚未形成。相比于已经成熟的战略管理学、组织行为学、管理控制学等,非常有必要建立与管理学基本职能(计划、组织、指挥、协调、控制)相对应的“协同管理学”。

  明确协同管理的内涵和外延

  中国传统文化中的“协和”“大同”等思想为协同管理提供了丰富的智慧。虽然在不同场合所用的术语不同,有协作、协调、协同等,但可以看到,随着管理学的发展和社会的进步,协同概念正逐渐被人们接受。尽管协同管理理论尚未成型,但其思想和地位已逐渐被人们所重视。

  协同概念已基本明确,协同管理概念一直含糊不清。早期研究人员多从企业角度来界定协同管理内涵。随着时代发展,协同管理的外延也逐渐被扩展,各学者对协同管理的定义也从微观层面向中观层面和宏观层面过渡。应跳出企业内部局限,从不同层次去提炼具有普遍意义的协同管理定义,并明确协同管理的内涵和外延。

  理论来源于实践。在中国,从产学研协同创新成为科技创新的发展战略举措、京津冀协同发展成为国家级区域发展战略,到党的十八届三中全会强调关于全面深化改革的系统性、整体性、协同性,可以看出协同的概念已经成为一个时髦的词汇,协同的思想、理念已经走进人们的视线,协同学开始在中国改革开放的伟大实践中开花结果。

  近年来,协同治理也成为一个时髦的术语。协同治理理论是协同理论与治理理论的有机结合。协同治理及其理论为城市治理研究提供了新思路和新方法。随着中国城镇化的推进,国内学者关于协同治理的研究范围主要集中在环境管理和灾害管理领域,同时协同治理在城市社区治理与公共安全治理等方面也得到深入应用。另外,中国经济的“增长极”正在发生着“由点到面”的深刻跃变,经济发展将进入以城市群为主导的时期。在城市群布局规划完成之后,区域城市群的治理问题变得十分突出。在大都市圈和城市群发展的背景下,探究由多元主体参与的区域城市群治理问题,已成为研究的热点问题。

  坚持协同管理 推进国家治理现代化

  国家治理现代化,是当代中国面临的迫切时代任务,是不容延迟的历史使命。现代治理理论与实践表明,多元主体的有效协作配合,是推进国家治理现代化的有效路径。在社会矛盾凸显以及利益复杂化的攻坚克难时期,要以协同治理为手段,不断提升国家治理能力现代化水平,顺利化解现代化建设中产生的各种问题。面对艰巨复杂的改革任务,党的十九大报告强调“坚持全面深化改革”,并把“着力增强改革系统性、整体性、协同性”作为改革取得重大突破的宝贵经验。坚持协同改革,是习近平新时代中国特色社会主义思想的重要组成部分。

  2008年全球金融危机以后,全球治理模式转型成为国际社会的热点问题。目前的全球治理不同于大国协调,它不单以国家为出发点,还将人类诉求作为善治的考虑。随着治理实践的发展,全球治理也在不断地适应新变化,调整治理的方式和路径。习近平出席上海合作组织成员国元首理事会第二十次会议并发表重要讲话,强调上海合作组织要弘扬“上海精神”,深化团结协作,推动构建更加紧密的“命运共同体”。中国提出的“命运共同体”等外交理念,非常契合当前全球治理的理念创新,特别是共建“一带一路”正是高层次全球协同发展的倡议。

以上可见,从协同管理已经引申出协同创新、协同治理、协同发展等新话题,但无论如何,协同管理学是其理论基础,需要我们从大协同的视角去建构协同管理学的理论。协同管理学从字面意义上看,是协同学与管理学的有机结合。但是,协同管理学是一门综合性极强的学科,除协同学、管理学以外,系统科学、信息技术、社会学、经济学等也是其重要理论基础或基础学科。协同管理学学科创建是一个多层次的交叉学科课题,其特点是兼具专业性和综合性,同时又具有前瞻性和针对性。国家倡导构建中国特色的哲学社会科学话语体系,推进中国特色的协同管理学研究就是一个迫切和现实的课题。

来源:中国社会科学网(2021年07月21日)

 

 

财务管理

民营化企业的股权结构与企业创新

李文贵 余明桂

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气尽管如此,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气也有观点认为,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®。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)Boubakri(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)®。同时,经理人的激励机制对企业创新也有至关重要的影响(Linetal.,2009)Hirshleifer(2012)、罗思平和于永达(2012)Hsu(2014)以及SapraSubramanian(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(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®,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®?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(PoeticalView)还是经理人观(ManagerialView)?

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。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(Sappington 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 and Tirole,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,釆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;Luongetal.,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(2013)以及Luong(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)Boubakri(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)o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(Boyckoetal.,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(Linetal.,1998)o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(LaffontandTirole,1993)0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]!!^!!-leiferetal.,2012)o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(Hartetal.,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(MegginsonandNetter,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(Boubakrietal.,2013)0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(BoyckoetaL,1996;SappingtonandStiglitz,1987))o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 andVishny,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(Johnetal.,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(MegginsonandNetter,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,GillanStarks(2000)认为,由于其相对独立的地位以及更少的利益冲突,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(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(Jaffeetal.,2000)o例如.Guadalupe(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,多国企业数据,Bou-bakri(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(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)发现个人股权比例管理者持股是缓解管理者和股东利益冲突的有效机制(JensenandMeckling,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IP0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Gupta2005)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。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Gupta2005)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岀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。

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非国有股权比例对创新的影响,待检验模型设定为:

Innovation^=a+^Nonstateit+ +eit1

在模型(1)中,Innovation^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(加-1)和研发投资强度(Innolo其中,/zwiol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。/皿。2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(/nno3)来衡量。

TVonstate*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,他再皿e.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;Hirshleiferetal.,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(饥血"ryD)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:

Imovationit=a-\-p\Foreignit+p2Personalit+^Legalpit+^Communityit+K+%2

模型(2)是将模型(1)中的变量Nonstate,分解为ForeigriuPersonal^LegalpitCommunityu4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,Foreign定义为外国资本和港澳台资本占企业实收资本的比例,FersmaZ*代表个人所有权比例,Legalp*代表法人所有权比例,Community財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气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釆用模型(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Gupta2005)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:

regulation*=«+^Nonstateit+ +eit3

agencyit=a+Nonstate*+X*+eit 4

模型(3)中,变量regulation^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agenc处代表代理成本,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

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。血wl,,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0.27050,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。血冲2“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%®。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

变量

N

最大值

最小值

中位数

平均值

标准差

Innol

3054

1

0

0

0.2705

0.4443

Inno2

3054

7.4423

0

0

0.3487

1.1463

Inno3

3054

0.8904

0

0

0.0627

0.1761

Nonstate

3054

1

0.0011

1

0.9203

0.2180

Size

3054

15.7189

7.0405

10.9908

11.1413

1.7931

Leverage

3054

0.9856

0.0265

0.5932

0.5930

0.2399

Gsales

3054

3.4360

-0.7682

0.1280

0.2337

0.5906

Roa

3054

0.8441

-0.1961

0.0616

0.1054

0.1567

Fage

3054

4.3175

0.6931

2.7081

2.6990

0.9021

Subsidy

3054

11.6417

0

0

1.7550

3.1537

 

 

 

 

 

 

1描述性统计特征

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。/皿。3“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,Wozista,的最大值和最小值分别为10.0011,均值和中位数分别是0.92061。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%o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

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(以必ter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Wowate*在第(1)列和第(3)列中的系数估计值分别为0.39010.3166,5%1%的水平上显著为正。控制了年度和行业效应后,变量*estate*的系数变为0.39980.3206,仍然分别在5%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20.04%

后两列是以企业创新产出指标作为被解释变量。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Mmswe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Ss*,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,Subsidy.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。

2非国有股权比例对企业创新的影响

 

是否进行研发投资

研发投资强度

新产品产值

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Intercept

-5.5227”

-5.4768***

-1.2033”,

-1.1898™

-0.2169“*

-0.2167"

(-15.53)

(-15.43)

(-5.16)

(-5.09)

(-5.98)

(-5-97)

Nonstate

0.3901"

0.3998"

0.3166™

0.3206'"

0.0437™

0.0439”’

(2.37)

(2.43)

(3.38)

(3.43)

(2.77)

(2.78)

 

0.3490,"

0.3498*”

0.0867*

0.0864

0.0179”*

0.0177"*

 

(14.75)

(14.69)

(5-77)

(5.70)

(6.60)

(6.50)

Leverage

0.1051

0.0942

-0.0247

-0.0271

0.0198

0.0198

(0.65)

(0.58)

(-0.27)

(-0.29)

(L23)

(1-24)

 

0.3940

0.4054

0.4323'"

0.4324

-0.0131

-0.0144

noa

(1.49)

(1-52)

(2.59)

(2.58)

(-0.60)

(-0.65)

 

-0.0922”

-0.0964“

-0.0238

-0.0245

0.0009

0.0009

 

(-2-12)

(-2.20)

(-0.92)

(-0.93)

(0.18)

(0.20)

 

0.1392

0.1417”*

0.0753“

0.0767”*

0.0093"

0.0094*

rage

(3-19)

(3.23)

(2.54)

(2.57)

(L73)

(1.73)

Subsidy

0.0440*""

0.0436™

0.0375'"

0.0374™

0.0025

0.0025

(4.09)

(4.05)

(3.28)

(3.27)

(1.62)

(1.62)

IndustryD

No

Yes

No

Yes

No

Yes

YearD

No

Yes

No

Yes

No

Yes

N

3054

3054

3054

3054

3054

3054

IV

0.1900

0.1911

0.0453

0.0460

0.0491

0.0501

FValue

303.07'”

301.49"

7.62

6.97”*

10.04,"

8.84”*

******分别表示1%5%10%的显著性水平,前两列采用Pmbit模型检验。此时,系数下方括号内为Z值,IV是指PseudoFe,FValue一栏对应的是WaldChF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

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Nonstate*分解为Foreign*Personal"^Legal-伽和Community,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,Foreign*Community*的系数估计值为负,但并不显著,而Personal*Legalpit分别在10%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Foreign*Commu-儿奶*的系数虽为正但仍不显著,而变量Personal*Le-gaZpa则始终在5%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(2013)以及Luong(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。

3不同类型的民营股权与企业创新

 

研发投资

新产品产值

是否投资

1)

投资强度

2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

Intercept

-5.4366"*

-1.1346'"

-0.1730***

-0.1917"*

-0.1718™

-QI690“*

—0.2143“*

(-15.01)

(-4.73)

(-5.25)

(-5.62)

(-7.95)

(-5.12)

(-5.88)

Foreign

0.1912

0.0161

-0.0292

 

 

 

0.0138

(0.62)

(0-11)

(-1-23)

 

 

 

(0.51)

Personal

0.4428**

0.2899,"

 

0.0256*

 

 

0.0444“

(2-44)

(2-76)

 

(1.94)

 

 

(2-49)

 

0.4187,

0,3475…

 

 

0.0130"

 

0.0455'"

Legalp

(2-53)

(3.59)

 

 

(2.00)

 

(2.77)

Community

0.0415

0.1781

 

 

 

-0.0114

0.0308

(0.20)

(1.60)

 

 

 

(-0.81)

(L39)

 

0.3467'"

0.0828***

0.0176,"

0.0170**'

0.0165,"

0.0170",

0.0176",

 

(13.98)

(5.15)

(6.42)

(6.27)

(9-17)

(6-17)

(636)

Leverage

0.0979

-0.0193

0.0208

0.0215

0.0247"

0.0227

0.0195

(0.61)

(-0-21)

(1.29)

(1-35)

(2-25)

(MO)

(1-21)

 

0.4584*

0.4546"

-0.0122

-0.0102

-0.0107

-0.0110

-0.0126

 

(1.72)

(2-69)

(-0.55)

(-0.46)

(-0.67)

(-0.49)

(-0.56)

Gsales

-0.0992"

-0.0260

0.0011

0.0007

0.0012

0.0011

0.0007

(-2.26)

(-1.00)

(0.22)

(0.16)

(0.26)

(0.23)

(0.15)

 

0.1413***

0.0741"

0.0084

0.0091'

0.0085"

0.0088

0.0092'

Fage

(3-24)

(2.45)

(1.56)

(1.67)

(2-46)

(L63)

(1.70)

Subsidy

0.0439"'

0.0378™

0.0025

0.0025

0.0024"

0.0024

0.0026

(4.08)

(3.31)

(1.57)

(1.60)

(2-13)

(L55)

(1.64)

IndustryD

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

YearD

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

N

3054

3054

3054

3054

3054

3054

3054

R2

0.1948

0.0490

0.0478

0.0503

0.0484

0.0475

0.0512

FValue

305.35""

5.50'M

8.40***

7.76'”

20.33*”

8.4L

6.74

 

注:******分别表示1%5%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,R'是指PseudoR,FValue-栏对应的是WaldChi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。

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(2013)以及Luong(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Foreign.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(2013)一文的外资平均持股比例为18.2%。不过,Luong(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(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(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%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。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),表4列示了分析结果。其中.PanelA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,PanelB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0.04000.0445,两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0.44240.4193,两个差异分别在5%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

4区分政治观和经理人观1

 

民营化前

民营化后

非国有股权比例高组(A)

非国有股权比例低组(B)

差异

非国有股权比例高组(A)

非国有股权比例低组(B)

差异

PanelA民营化前1年和民营化后1年的取值对比(-1,1)

员工比率

0.0089

0.0069

0.0020

(1.4924)

0.0074

0.0065

0.0009

(0.8970)

工资比率

0.1375

0.1618

-0.0243

(-1.1569)

0.1174

0.1366

-0.0192

(-0.5743)

经营费用率

0.2088

0.2488

-0.0400

(-1.0518)

0.1536

0.1989

-0.0453”*

(-2.8646)

资产周转率

1.1033

0.6609

0.4424'*

(2.5213)

1.3740

0.9777

0.3963"

(2.0104)

PanelB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

0.0098

0.0074

0.0024

(1.4912)

0.0072

0.0058

0.0014

(1.0355)

工资比率

0.1372

0.1658

-0.0286

(-1.5857)

0.1156

0.1358

-0.0202

(-0.8766)

经营费用率

0.2030

0.2475

-0.0445

(-1.2344)

0.1522

0.1919

-0.0397"*

(-2.6422)

资产周转率

1.0246

0.6053

0.4"*

(2.6496)

1.3966

1.0020

0.3946“*

(2.8442)

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

度的提高,且两组之间的差异仍然分别在5%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。

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,Nonstate*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

5区分政治观和经理人观2

 

政府干预

代理成本

员工比率

1)

工资比率

2)

经营费用率

3)

资产周转率

4)

Intercept

0.0295*”

0.2516™

0.2046"*

3.4924'“

(17.03)

(6.75)

(6.41)

(14.87)

 

-0.0008

-0.0154

-0.0463

0.1883**

 

(-1-39)

(-1.03)

(-2.81)

(2.21)

 

-0.0023,"

-0.0116”*

-0.0043*

-0.2516***

 

(-16.98)

(-5.63)

(-1.94)

(-17.82)

Leverage

0.0018**

-0.0315

-0.0098

0.0245

(2.39)

(-1-36)

(-0-59)

(0.26)

 

0.0088,"

-0.1636**'

-0.1622**'

3.4952“*

 

(5.28)

(-4.40)

(-8.03)

(17.13)

 

-0.0001

-0.0487”*

-0.0303**'

0.3965*"

Gsales

(-0.62)

(-3.91)

(-7.37)

(7.97)

 

0.0006”*

0.0273*"

0.0236,"

-0.0699'"

rage

(2.84)

(3.97)

(5-72)

(-3.26)

Subsidy

0.0001

-0.0024'*

0.0011

0.0032

(1-25)

(-2.09)

(0.95)

(0.61)

InduslryD

Yes

Yes

Yes

Yes

YearD

Yes

Yes

Yes

Yes

N

3054

3054

3054

3054

R2

0.3118

0.0404

0.1058

0.3742

FValue

32.77,"

10.20M,

19.09,"

95.34"*

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

注:***、**和*分别表示1%5%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。

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,*醇如奶的系数估计值分别在1%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。

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Gupta2005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报告了釆用模型(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Nonstate*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Nonstate,,的系数分别在5%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Gupta2005,这些企业的绩效改善应主要源自代理问题的缓解。

 

是否进行研发投资

研发投资强度

新产品产值

完全民营化

1)

部分民营化

2)

完全民营化

3)

部分民营化

4)

完全民营化

5)

部分民营化

6)

Intercept

-6.7239'**

-8.1614'**

_1.7042*“

-0.3312

-0.1866

-0.2629’"

(-10.42)

(-7-39)

(-5.39)

(-0.64)

(-2.76)

(-4.40)

Nonstate

-0.1064

1.4465,

0.2136

1.0608**'

-0.0827

0.0972"

(-0.21)

(L93)

(0.80)

(2.83)

(-1-40)

(2-24)

Size

0.4165”*

0.5026***

0.1132*"

-0.0033

0.0208",

0.0213™

(14.40)

(6.91)

(8.68)

(-0.08)

(7.33)

(4.61)

Leverage

-0.0290

-0.3459

-0.0869

0.2121

0.0126

-0.0137

(-0.16)

(-0.71)

(-0.95)

(0.79)

(0.73)

(-0.44)

 

0.4004

1.7908'

0.4565"'

0.5114

-0.0142

0.0109

 

(1.33)

(L93)

(3.21)

(0.92)

(-0.61)

(0.17)

Gsales

-0.0693

-0.4009"

-0.0181

-0.1043

0.0018

-0.0027

(-1-49)

(-1-96)

(-0.50)

(-0.82)

(0.36)

(-0.18)

 

0.1240**'

0.1699

0.0747'**

-0.0143

0.0083

-0.0013

Fage

(2-61)

(1.25)

(3.14)

(-0-19)

(L47)

(-0.15)

Subsidy

0.0391”*

-0.0095

0.0339*“

0.0231

0.0021(1.28)

-0.0025

(3.27)

(-0.32)

(4.73)

(1.17)

H-11)

InduslryD

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

YearD

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

N

2797

257

2797

257

2797

257

IV

0.2212

0.3201

0.0707

0.0878

0.0793

0.1581

FValue

324.65"*

710广

19.27”*

2.37"

10.54”’

4.62,”

6区分政治观和经理人观3

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

注:******分别表示1%5%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,IV是指PseudoR!,FValue一栏对应的是WaldChF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。

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Nonstate*Innovation^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,将自变量滞后一期气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,所以我们也釆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Mm-smte心的系数始终在5%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%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Mmswe*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®,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

7民营化前企业财务特征的对比分析

变量

平均值

中位数

非国有股权比例高

A)

非国有股权比例低

B)

差异

非国有股权比例高组A)

非国有股权比例低

B)

差异

企业规模

10.9186

11.5090

-0.5904",

(-5.15)

10.7589

11.2774

-0.5185***

(-4.8870)

长期投资

0.0282

0.0343

-0.0061

(-1-41)

0.0000

0.0004

-0.0004***

(-3.2640)

资产负债率

0.6279

0.5783

0.0496“*

(3.03)

0.6531

0.6049

0.0482*“

(3.0360)

政府补贴

0.0044

0.0066

-0.0022,'

(-2.14)

0.0000

0.0000

0.0000**'

(3.9840)

 

 

 

 

 

 

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。

 

在第一阶段回归中,我们利用前文的控制变量和Nonstate*的工具变量(年均气温)一起对Allstate进行回归。表8PanelB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StaigerStock1997),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Mmse的预测值作为解释变量采用模型(1)进行检验

PanelA第二阶段回归结果

8工具变量法

被解释变量:Innovation^

 

是否具有研发投资

研发投资强度

新产品产值

 

(3)

Intercept

-7.0559"*

-5.4909*“

-0.5971*“

(-13.73)

(-3-44)

(-2.73)

Nonstate(fitted)

3.918V

4.5595'*'

0.3307*

(5.76)

(2.92)

(1.76)

Size

0.2427*“

0.1212*"

0.0347***

(3.42)

(5.93)

(6.06)

Leverage

-0.1282

-0.2392'

0.0522

(-0.84)

(-1-75)

(L45)

 

0.0745

0.2315

0.0560

 

(0-31)

(1-20)

(0.82)

Gsales

-0.0775**

-0.0466

0.0345',

(-2.08)

(-1-01)

(2.08)

 

0.1439™

0.1429",

0.0035

rage

(3.65)

(3.73)

(0.41)

Subsidy

0.0357**'

0.0480,"

-0.0124*”

(2.90)

(5.00)

(-3.14)

YearD

Yes

Yes

Yes

IndustryD

Yes

Yes

Yes

N

Waldchi2

3054

730.60**'

3054

3054

8.96”*

15.02*“

(Fvalue)

 

PanelB第一阶段回归结果

 

被解释变量:Nonstate*

IV:年均气温

0.0041*"

(4.29)

N

 

3054

 

CenteredR1

 

0.0249

 

RegressionF-stataistic

 

7.77*"

 

RobustF-statisticforexcludedinstrument

 

18.40*'*

 

F-statisticp-value

 

0.0000

 

 

PanelA的数据显7K,NorwtaZe*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

Gupta2005)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:

Innovation^=a+PiNonstateit+p2Institutionu

+p^nstitutionuxNonstate*+ +eit5

模型(5)中,变量Institution^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Institution^取值为1,否则取值为0。其他变量的定义与模型(1)一致。

9区分政治观和经理人观4

 

是否具有研发投资

1)

研发投资强度

新产品产值

3)

Intercept

-5.5731“*

-1.3298“*

-0.2472*”

(-14.52)

(-5.63)

(-6.41)

Nonstate

0.3336'

0.2803***

0.0577***

(1.68)

(3.22)

(3.60)

Institution

0.1293

0.2566

0.0633“

(0.41)

(L41)

(1.97)

InstitutionxNonstate

0.0580

-0.0242

-0.0438

(0.18)

(―0.1J)

(-L30)

Size

0.3524"*

0.0887"*

0.0179'**

(14.75)

(5.83)

(6-57)

Leverage

0.1185

-0.0142

0.0210

(0.73)

(-0-15)

(131)

 

0.4747*

0.5117“*

-0.0078

 

(1-79)

(3-05)

(-0.35)

Gsales

-0.0943*'

-0.0196

0.0014

(-2-15)

(-0-75)

(0.29)

 

0.1395***

0.0750**

0.0095'

rage

(3.17)

(2.53)

(1.74)

Subsidy

0.0442,"

0.0377"*

0.0025

(4.10)

(3.32)

(1.62)

YearD

Yes

Yes

Yes

IndustryD

Yes

Yes

Yes

N

3054

3054

3054

R2

0.1942

0.0560

0.0549

FValue

304.36

6.47

7.45

 

:*****和*分别表示1%5%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,IT是指PseudoR2,FValue一栏对应的是WaldChi2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。

 

对模型(5)的检验结果报告于表9。从第(1)列到第(3)列,变量Nogaze,,的系数分别在10%1%水平上显著为正。对交互项AistutiomxNoate“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.其他稳健性检验成

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,将自变量际小如知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Nonstate*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,然后釆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(RegimD)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,釆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。

五、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。Gupta2005・)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。

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)o

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100o

⑨ 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 为 - 0.56。

⑪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

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来源:《管理世界》月刊(2015年第四期)

 

制度环境、税收激励与企业创新投入

刘放 杨筝 杨曦

摘要:本文选择2007-2012年非金融类上市公司数据作为研究样本,就税收激励对企业研发创新的杠杆作用进行了实证检验。结果表明:税收优惠整体上有助于激励企业进行创新投入;融资约束程度越强,产品市场竞争越强,地区市场化进程程度越高,税收激励效果越显著。基于产权性质的进一步检验还发现,相对国有企业,税收激励对民营企业研发创新投入更具有杠杆促进作用。此外还发现,要素市场扭曲程度越低,税收激励效果越显著。因此,政府不仅应通过减税的方式降低税负,实施更大力度的税收激励,还需要通过有效地推进地区市场化进程等配套措施来共同助推企业加大创新投入。

关键词:制度环境;税收激励;创新投入;融资约束;地区市场化进程

一、引言

技术创新是一个国家实现创新驱动增长的重要力量,是经济增长的重要决定因素丄幻。经过改革开放三十多年来的快速经济增长,我国经济进入了产业结构调整的深层次阶段。为全面提升企业自主创新能力,加快推动相关产业转型升级,政府先后采用各种产业政策支持企业技术创新,其中,税收优惠和研发创新补贴是两种最为常见的重要政策手段。

然而,目前相关研究主要关注研发创新补贴的影响因素及研发创新补贴对企业创新绩效的影响机理。国外文献如ArrowLevy',GonzalezPazo[5]Carboni等学者认为政府对企业的研发创新补贴刺激并推动企业进行研发创新投入,进而扩大企业自身和整个社会的技术创新规模,挤入效应和正外部性明显。国内文献如陆国庆等研究认为资产负债率、独立董事占比、综合杠杆系数、股东资产比率和第一大股东持股比例对政府研发创新补贴的实施绩效具有显著影响;杨洋等利用中国工业企业数据库中的相关数据所做的研究则发现,政府补贴对民营企业或处于要素市场扭曲地区的企业的创新绩效影响作用更大;俞立平研究发现政府补贴对企业创新产出具有显著的积极作用,而这种作用受科技金融体系的影响较为明显。

关于税收激励与企业创新投入之间关系,现有相关文献视角大多集中于税收激励与研发创新投入产出的相互关系,且文献结论并不统一。国外文献如Eisner等卩。〕,Berger[11],Hall[12]SidirleyRoberto[13]等学者认为税收优惠具有正向激励效应,DagenaisgBloom'"]GuellecPottelsberghe"句、ShaunFulvioLie[18]Liu3〕学者则认为税收优惠主要表现为长期激励效应。国内文献如夏力〔2]179家创业板上市公司进行实证研究后发现,企业所得税税率的降低一定程度上刺激企业研发创新费用投入强度和专利数量的增加。李林木和郭存芝⑵1研究发现,我国高新技术企业税收激励政策对企业增加研发创新投入具有显著的正效应,但短期内对研发产出、产业发展速度与规模则没有明显效应。孔淑红皿]通过对我国省际面板数据的实证分析发现,总体上税收优惠对科技创新并没有起到明显的促进作用。夏杰长和尚铁力⑵]通过对我国企业所得税增长变化率与研发创新投入增长变化率的实证分析结果表明,税收优惠对企业研发创新的激励效果并不十分显著。戴晨和刘怡则将税收优惠与财政补贴对企业研发的影响进行了比较分析,发现税收优惠比财政补贴对企业研发投资具有更强的激励作用。GuanYamSl研究结论认为税收优惠虽然有显著正向促进作用,但专项拨款却没有显著性作用。

所谓税收激励是政府通过税收手段给特定的纳税对象、纳税人或纳税地区给予应纳税额上的减免,税收激励对企业研发创新投入的影响主要表现为节省企业研发创新成本,促进企业研发创新投入"们。由于技术创新的外部性、高投入与高风险、致使企业最优投入水平低于整个社会最优水平,因此政府会通过研发补贴、税收激励等措施来矫正技术创新的这种外部性。可见,如同研发创新补贴一样,税收激励也是促进企业创新的重要政策工具,如何有效发挥该政策工具的杠杆作用不仅是一个理论问题,更是一个非常具有现实意义的问题。本文拟从企业创新投入意愿和能力的角度,基于税收优惠缓解了企业融资约束视角分析对企业创新产生影响的过程逻辑,探讨我国税收激励政策对企业研发活动的影响,以及受惠企业的融资约束程度、产品市场进程程度及地区市场化进程对税收激励政策实施效果的调节效应。具体地,本文主要回答以下三个问题:第一,我国税收激励政策是否可以给企业研发创新投入带来促进作用?第二,企业融资约束程度是如何调节研发创新补贴政策作用效果的?第三,产品市场竞争程度及地区市场化进程对税收优惠促进企业研发创新投入的杠杆作用如何?以上相关问题的解答不仅为税收激励政策如何有效促进企业创新提供理论依据,而且在政策实践中为进一步提高税收激励政策效果提供理论依据,因此具有重要的理论与现实意义。

本文的创新之处主要有:第一,已有关于政府研发政策对企业创新投入作用机理的文献多数基于国外的经验证据而基于中国的研究文献对税收激励与企业创新的关系的论述并未达成一致结论本文基于中国制度环境及微观企业样本实证检验了税收激励对促进企业创新的影响,拓展并深化了以税收激励为代表的政府创新政策促进企业创新的具体作用机理;第二,本文还分别从融资约束、市场竞争程度及地区市场进程等方面考察其对税收激励促进企业创新的调节效应,这将进一步拓展我国制度环境在政府创新政策中所扮演的角色与作用,从而进一步丰富了该领域文献。

本文第二部分为理论分析与研究假设,第三部分为研究设计与样本选择,第四部分为实证研究与结果分析,第五部分为研究结论与政策建议。

二、理论研究与假设

根据微观经济学市场失灵理论,由于技术创新的外部性与溢出效应,导致企业进行技术创新的私人收益不等于其社会收益,这种技术创新投入的市场失灵会使得企业技术创新投入水平总是会低于社会最优投入水平⑵〕。此外,特别是对处于当前经济转轨阶段的中国企业而言,技术创新还由于具有高投入、高风险以及回报周期长等特征,从而进一步加剧了资金使用双方的信息不对称程度,致使企业技术创新投入不足现象更为严重,技术创新不足业已成为我国经济当前发展的重要问题。为此,企业技术创新的市场失灵为政府对企业创新进行政策干预提供了理论基础。税收激励则是政府促进企业创新投入的重要政策手段,该政策使用效果如何以及实施效果受哪些因素影响,均是本文将要研究的主要问题。

与研发补贴类似,税收激励对企业研发创新投入主要从以下几个方面产生影响。首先,由于税收激励直接降低了企业税负负担,为企业节省额外净现金流,从而增加了企业用于研发创新投入的资金积累,降低了企业使用外源融资投资的成本,使得企业投资高风险、不确定性强的研发创新项目的能力和动机增强,从而促进企业加大研发创新投入°项]。其次,资金限制始终是构成企业研发创新不足的重要原因,税收激励作为政府支持的重要形式,可能还具有一定的信号发送作用,即通过向银行等金融机构或风险投资者进行信号发送,以缓解企业研发创新活动的信息不对称性,有助于提高金融市场对企业研发创新活动的支持力度,并吸引风险投资等股权资本进入企业,从而帮助企业突破研发创新的资金瓶颈。此外,考虑研发创新的累积性特征,对基础性核心技术诀窍的掌握也有助于企业拓展相关技术的创新活动a〕,那么税收优惠可以有效激励企业更多地从事基础性研发创新投入,从而提高企业创新投入的意愿闵。Eisner[10],Berger[11],Hall[12;,SidirleyRoberto1131,Dagenais®,Bloom等口我及GuellecPottelsberghe⑹等学者的研究也都一致表明税收激励对企业研发创新投入具有正向激励作用。为此,本文提出如下假设:

假设1:税收激励有助于提升企业研发创新投入的增加。

税收优惠能否激励企业进行更多的研发创新投入,取决于企业的研发创新能力与研发创新意愿。而激励效果的强弱,则因企业固有融资约束水平不同而存在明显差异。融资约束理论认为,在不完美的资本市场条件下,企业通过外源融资的成本较高,无法使企业达到最优投资水平,进而形成融资约束3〕。在转型期中国,诸如与政府关系、融资渠道等非市场因素制约很多企业无法以较低的成本获得外部融资。融资约束对于企业投资决策影响深刻,并大大提高了企业的投资-现金流敏感度,是阻碍技术进步的重要因素。融资约束的缓解被证明既可以提高企业研发创新投入,也能提高企业研发创新产出逐]。具体而言,当企业获得资金较为困难时,适当的税收优惠可以大幅度缓解企业面对研发创新机会时获取资金的困难,即税收优惠对于这类企业具有更强的边际激励效果。税收优惠有利于通过缓解外部融资困难企业的融资约束状况,激发企业将创新资源配置到市场失灵程度较大或原本难以进行的新技术领域,进而增加企业的私人创新投入。与之相反,对于具有信贷软约束特征的企业和其他具有较强的外部融资便利的企业而言,税收优惠缓解融资约束的边际效应相对较小,这类企业获得的税收优惠对于激励企业研发创新的效果也相对较弱。为此,本文提出如下假设:

假设2:其它条件相同的情况下,融资约束程度越高的企业,税收优惠促进企业研发创新投入增加的作用越强。

根据熊彼特创新原理,企业面临的产品市场竞争程度对其创新投入的意愿与能力均会产生影响。具体来说,当企业位于产品市场竞争程度较低的行业中,其往往具有较大的市场份额,往往能取得超额利润,这种超额利润能够保证企业进行持续创新投入,因而表现较强的创新能力。但是这类企业在不进行创新时依然具有较高的利润,面临的市场竞争压力较小,因而表现为较低的创新意愿。相反,如果一个企业位于产品市场竞争较强的行业中,由于单个企业的市场占有率较低,较容易在激烈的市场竞争中被淘汰掉,因此该行业中的企业往往具有较高的研发意愿进行不断的创新,保证其在激烈的市场竞争中持续经营下去,然而从研发创新能力来说,这类企业往往无法取得超额利润,资金上难以保证有足够的利润进行研发创新,此时税收激励具有更好的效果。因此,在竞争性较强的市场结构中实施税收激励,一方面更有利于通过缓解企业的融资约束,激发企业将创新资源配置到市场失灵程度较大或原本难以进行的新技术领域,进而增加企业的私人创新投入;而在市场竞争程度较弱的行业中实施税收优惠,由于其具有较强的研发创新能力,税收激励可以通过整合企业研发创新资源而增加企业的私人研发创新。为此,本文提出如下竞争性假设:

假设3a:当企业面临的市场竞争程度越小时,税收优惠越大越有利于促进企业研发创新投入;

假设3b:当企业面临的市场竞争程度越大时,税收优惠越大越有利于促进企业研发创新投入。

我国转型经济特征与地区间的发展不平衡决定了企业面临的制度环境对其创新投入同样会产生重要影响。现有文献中如刘迎秋和徐志祥⑶]、李丹蒙和夏立军'制等研究均发现地区市场化进程对企业研发创新投入具有重要影响,其研究发现市场化进程对民营企业研发创新投入具有正向的促进作用。正如LaPorta等方]所指出的那样,各国的产权制度、法律环境对保护投资者利益具有重要意义,投资者保护越差的地区或国家,企业进行研发创新的动机小。张杰等'"发现我国各地区的市场化进程改革使得企业研发活动对其生产率提高造成负面影响,指出我国各地区的市场化进程可能严重滞后于企业创新活动对外部制度环境的依赖。因此良好的制度环境能够发挥有效的外部监督作用,从而减少大股东的利益侵占行为,缓解控股股东对研发创新投入的负作用。杨建军、盛锁河,罗正英等*,方军雄”3],樊纲等3和纪晓丽"5〕等人的研究认为我国市场化进程的推进不仅有效改进了我国地区间资源配置效率,而且市场化程度的提高还促进了企业研发创新投入的增加,促进了企业创新绩效的提高'板。可见,企业创新投入必须依赖于有效的市场制度,创新所获的回报也必须通过市场化才能够得到实现。因此本文预期地区市场化进程程度会影响国家税收激励对企业创新投入的影响。

一般而言,相对于市场化进程较低的地区,市场化进程较高地区至少在以下几个方面显著较好,表现为更好的产权保护水平、更完善的产业化体系、更高程度的金融发展水平等。以上条件不仅有效激励了企业进行研发创新的动机,而且从金融制度、产业化制度方面为企业研发创新实现回报提供了基础。可见位于市场化进程较高的地区,企业面临更好的研发创新环境、更低的研发创新风险及更高的研发创新回报,从而具有更高的研发创新意愿,因此企业税收激励效果可能更好。相反,位于市场化进程较低地区的企业,由于面临更大的投资风险,其研发创新投资意愿更低,因此企业税收优惠更多可能成为企业高管谋取私人利益的手段,企业根本无动机进行长期研发创新投入,税收激励效果显然会更差。基于以上分析,可以发现市场化进程越高的地区,税收激励对企业研发创新投入的影响越显著。为此,本文提出如下假设:

假设4:市场化进程越高的地区,税收优惠程度越大,越有助于促进企业研发创新投入。

三、研究设计与样本选择

1 样本选择与数据来源

我国自2007年开始实施新会计准则,并且自2007年起,证监会强制企业披露研发数据,因此本文的原始样本为2007-2012年数据。然后基于数据的可获得性、金融行业的特殊性及税收激励指标的可使用性,对原始数据分别做如下处理,具体包括:(1)剔除了未披露研发投入费用和研发创新费用为零的公司;(2)剔除了金融类企业;(3)剔除了营业利润小于'0的观测值(营业利润小于。会使税负值失效);(4)剔除了数据缺失的样本观测值。最终一共选择了3783个观测值作为研究样本,本文所有数据均来源于CSMAR数据库。

2 检验模型与变量设定

借鉴杨洋等西,俞立平⑼,李丹蒙和夏立军〔瑚及张杰等〔"已有关于企业研发创新投入的相关研究文献,本文选择使用以下回归模型对前文提出的研究假设进行检验,回归方程具体如下:

r&dit=a0+axtax_incentiveit+0Z+eit 1)

r&dit=a0+a^axjincentweit+a^fc*+ajc*xtaxincentiveit+/3Z+eit 2)

r&dit=a0+a^taxincentiveit+a2competetionit+a3competetionitxtax_incentiveit+/3Z+sit(3)

r&dit=a0+axtaxincentiveit+a2marketcil+a3marketcitxtax_incentiveit+°Z+ 4)

以上