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30|江汉论坛经济国有资本进入与民营企业技术创新龚 政 云 锋 曹雨阳摘要：以混合所有制改革中国有资本参股为切入点，以 20072020 年中国 A 股非金融类民营上市公司为研究样本，研究促进民营企业技术创新的路径及机制，可以发现国有资本参股显著促进了民营企业的技术创新，在一系列稳健性检验之后这一结论仍然成立。机制检验表明，国有资本参股通过资源效应缓解了民营企业的融资约束，从而为民营企业技术创新提供了资金保障，最终促进了民营企业的技术创新。异质性检验结果表明，国有资本参股对民营企业技术创新的促进作用在高成长性、高技术密集度以及面临严格税收征管的企业中更为明显。进一步研究发现，国有资本参股后民营企业的创新活动并非“策略性创新”，而是着眼于长远发展的长期投资。因此，要进一步深化混合所有制改革，充分发挥国有资本的资源效应；为民营企业拓宽融资渠道提供便利，加大对民营企业的融资支持力度；加强知识产权保护，对盗版、抄袭和剽窃核心技术等侵权行为予以严惩。关键词：混合所有制改革；国有资本参股；企业创新；资源效应基金项目：国家社会科学基金重点项目“新发展格局构建中的金融资源有效配置机制研究”（21AJY011）中图分类号：F276.1 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2023）10-0030-10一、引言与相关文献综述技术创新作为经济高质量发展的核心动力，在经济发展中的重要性日益凸显。企业作为微观经济主体，是技术创新的“主力军”。在中国经济处于转型关键期的背景下，如何促进企业技术创新、推动国家经济由高速增长转向高质量发展成为各级政府的工作重心。国家知识产权局知识产权发展研究中心发布的中国民营企业发明专利授权量报告（2021）显示，2021 年专利发明前十名企业中民营企业占据七席（1）。相对于国有企业，民营企业在税收、补贴和信贷融资等方面存在天然劣势，往往面临“融资贵、融资难”的问题（2）。技术创新是一个投入高、不确定性大且周期长的投资活动（3），这些特点制约了民营企业的扩张和技术创新的投入。新华社就民营企业技术创新遇到的困难采访了许多民营企业家，他们普遍认为：“当前金融机构和资本市场对民营企业的容忍度还不高，若企业创新投入导致企业经营收益下降，企业将不得不面对金融机构和资本市场的压力，希望金融市场能够为企业创新投入更多资源”（4）。显然，促进民营企业技术创新的关键在于为民营企业技术创新提供足够的资金支持，解决民营企业“融资难、融资贵”的问题。混合所有制改革自首次被提出以来就广受社会各界关注，尤其在国家经济发展进入增速放缓的“新常态”阶段后，更是被提到了新的高度并被赋予了新的使命。国有资本是中国经济的“顶梁柱”，以国有企业形式存在的国有资本承担了更多维护社会稳定、保障民生服务等方面的政策性任务（5）。那么，在混合所有制改革过程中，国有资本参股能否引导资金流向民营企业，进而促进民营企业的技术创新？本文旨在考察混合所有制改革中国有资本参股对民营企业技术创新的影响，因而与混合所有制改革和企业技术创新的影响因素两支文献紧密相关。2023.10|31第一支文献主要研究了混合所有制改革对微观企业的影响。目前关于混合所有制改革的研究大多以异质性股东的治理效应为基础，探讨国有企业引入非国有资本后的治理效应。既有研究表明，非国有资本产权明晰，经营目标纯粹，有强烈的动机监督管理层，从而有效提升国有企业的内部控制质量（6）、提高国有企业高管的薪酬业绩敏感性（7）、降低国有企业内部资金消耗（8）。因此，非国有股东通过治理效应不仅能够提高国有企业的净利润和公司绩效（9），还对国有企业的技术创新有显著的促进作用（10）。值得注意的是，有部分文献关注到了混合所有制改革中国有资本参股对民营企业的影响。国有企业在财务资源和政治资源上能得到更多的政府支持（11）。而非国有企业多为中小企业，缺乏足够的担保物，因而面临较强的信贷融资歧视。国有资本的进入能够为民营企业和政府搭建桥梁，促使民营企业与政府建立“共生关系”，在政府“扶持之手”的支持下为民营企业带来财务资源和政治资源（12），帮助民营企业获取税收优惠、政府补贴和银行信贷（13），缓解了民营企业的融资约束，进而提升了民营企业的绩效（14）。但国有资本的参股在为民营企业带来政治资源的同时，不可避免地使民营企业承担维护社会稳定和经济增长的社会责任，导致其绩效下降（15）。第二支文献主要研究了企业技术创新的影响因素。企业的创新活动受到企业本身的创新意愿和创新能力两方面因素的影响，既有研究从这两个角度进行了较为深入的研究。由于企业技术创新回报周期较长、风险高，在企业经营权和所有权分离的情况下，委托代理问题是影响企业意愿的主要因素（16）。基于此，既有文献从代理视角出发，研究发现股权集中度的提高（17）、多个大股东（18）、法律制度环境的改善（19）等内外部治理机制的强化都会显著提升企业的创新意愿，进而增加企业的创新活动。从创新能力的视角考察，已有文献侧重于企业获取创新资源对其创新活动的影响，大量研究表明，企业面临的融资约束与其创新活动存在密切的联系（20）。企业往往通过营运资本的平滑功能（21）、与银行和协会发展关系（22）、获取政府补助（23）等方式获取创新资源，进而促进企业的创新活动。因此，有效缓解融资约束问题是提振企业技术创新的关键。已有研究表明混合所有制改革背景下，国有资本参股民营企业有助于民营企业获取税收优惠、政府补贴和银行信贷（24），缓解了民营企业的融资约束。基于上述理论逻辑，本文收集了 20072020年沪深 A 股非金融类民营上市公司的前十大股东性质、参股量以及财务等数据并进行了一系列实证检验。本文以混合所有制改革下国有资本参股民营企业这一颇具中国特色的研究视角，考察了国有资本对民营企业技术创新的影响，有助于深入理解混合所有制改革中国有资本参股民营企业的经济后果。二、理论分析与研究假设一般地，国有企业在财务资源和政治资源上能得到更多的政府支持（25），这些资源包括政府对国有企业税收方面的优惠、国有企业获取的财政补贴以及贷款时受到政府信用的支持。然而，正是因为国有企业的这种天然资源优势，挤占了民营企业的资源。一方面，民营企业缺乏政府信用的支持，大部分民营企业又属于中小企业，缺乏足够的抵押物或者强有力的担保，因而难以较低的贷款利率获取信贷资源，甚至根本无法获得贷款；另一方面，民营企业在税收优惠和政府补贴等方面也通常会遭遇非公平待遇（26）。因此，民营企业通常会面临“融资难、融资贵”难题，这导致民营企业的长远发展大为受限。既有研究表明，混合所有制改革中国有资本参股民营企业会为民营企业带来政治关联，帮助民营企业获取税收优惠、政府补贴和银行信贷（27），减轻了民营企业的税收负担，缓解了民营企业的融资约束（28）。企业面临的融资约束与其创新活动存在密切的联系（29），尤其在面临“融资贵、融资难”问题的民营企业中，融资约束的缓解对其创新会有极大的促进作用。基于此，国有资本参股带来的资源效应引致企业融资约束的缓解将会为企业创新活动提供资金保障，提升企业的创新能力和创新意愿，最终促进企业的技术创新。综上提出假设 1：国有资本参股促进了民营企业的技术创新。上述分析更多地是从整体层面探讨国有资本参股与民营企业技术创新之间的关系，而相对地忽略了国有资本参股在不同类型企业中的差异化表现。因此，接下来本文聚焦于企业成长性和技术密集度两个企业内部特征以及企业所面临的税收征管强度这一外部特征由内至外对两者关系的异质性进行分析。首先，企业的成长性会对国有资本参股与民营企业技术创新之间的关系产生影响。根据企业的生命周期理论，成长性较高的企业处于生命周期中的发展期，一般规模较小，有较大的扩张需求（30）。因此，尽管投资周期较长，风险较大，高成长性的企32|江汉论坛业依旧会将国有资本参股带来的富余资金投资于创新活动。而不同于高成长性的企业，低成长性的企业往往已经进入成熟期或衰退期，这类企业一般具备较大的规模，没有强烈的扩张需求，更加注重经营的稳健性。所以当国有资本参股使得企业的融资约束得以缓解时，高成长性的民营企业理应会增加企业的创新投入，即国有资本参股对民营企业技术创新的促进作用在高成长性的民营企业中更为明显。其次，企业的技术密集度会对国有资本参股与民营企业技术创新之间的关系产生影响。在技术密集型行业，技术创新活动是公司最重要的运营环节，公司的诸多制度需以促进技术创新为导向（31）。资本密集型企业对于技术创新的依赖度没有技术密集型企业那样大，但其产出对于技术创新仍有一定要求。对于劳动密集型的企业而言，劳动投入和配置是保障其产出规模最为关键的因素（32）。这类企业往往都具有一个共同特点：需要大量雇佣简单劳动力，由于较少依赖技术和设备，这类企业对于技术创新的需求并不高，即这类企业的产出增加更多地依赖于人力资本的积累，而非技术创新的深化。基于此，当国有资本参股的资源效应使得企业获得大量富余资金时，技术密集型企业增加技术创新投入的潜在需求相对较大。最后，企业所面临的税收征管强度会对国有资本参股与民营企业技术创新之间的关系产生影响。既有研究表明，税收征纳双方的意愿和能力会显著影响企业的税负差异（33）。一方面，由于中国现行税制诞生时，税收征管能力较弱，理论应征税额与实际征收税额差距较大，存在“税收征管空间”（34）。另一方面，由于中国地区差异较大，各级政府的税法执行力度和强度存在显著差异，进而导致不同地区企业面临的税收征管强度存在差异（35）。理论上，若民营企业面临严格的税收征管，则其融资约束相对较强。因此，根据边际效应递减规律，国有资本参股对这类企业的税收优惠的资源效应理应更为明显。据此，本文认为国有资本参股之后税收征管较为严格地区的民营企业能够获得更多税收优惠，为这类民营企业的创新活动提供充裕的富余资金，从而促进其创新活动，即国有资本参股对民营企业技术创新的促进作用在面临严格税收征管的企业中更为显著。综上提出假设 2：在高成长性、高技术密集度以及面临严格税收征管的民营企业中国有资本参股对民营企业技术创新的促进作用更为明显。三、研究设计（一）计量模型设定为了准确地估计国有资本参股对民营企业创新的影响，借鉴李增幅等的研究（36），本文构建如下双向固定效应模型：1012ititititRDStateTSControls+=+（1）其中，被解释变量为 RD，表示以企业研发投入构建的技术创新度量指标。主要解释变量为StateTS，表示国有资本参股。Controls 表示企业层面的控制变量，包括企业规模 Size、资产负债率Lev、盈利能力 Roa、企业成长性 Growth、现金持有 Cash、企业年龄 Age、股权集中度 Top10。进一步地，为了控制不随时间变化的行业固有特征以及不随企业变化的宏观经济环境，本文分别控制了行业固定效应 i和时间固定效应 t。模型（1）中，StateTS 的估计系数 1是本文关注的重点，若国有资本参股能够显著促进民营企业的技术创新，则 1显著为正。反之，则显著为负。（二）变量定义1.企业创新的界定。借鉴潘越等的研究（37），本文从创新投入的角度衡量企业的创新活动。具体地，本文以总资产标准化后的 RD支出作为衡量企业创新的指标。为进一步保证基准回归的稳健性，本文在稳健性检验中采用了营业收入标准化后的 RD支出来度量企业创新。特别地，参照既有文献（38），若数据库中RD支出为缺失值，本文将其替换为 0以避免样本选择性偏误问题。表 1 变量的定义及说明变量变量符号变量定义企业创新RD_Asset企业RD支出与资产总额的比值国有资本参股StateTS国有股东参股总和企业规模Size企业总资产的自然对数值资产负债率Lev企业负债总额除以总资产盈利能力Roa净利润除以总资产企业成长性Growth营业收入增长率现金持有Cash企业现金持有量除以总资产企业年龄Age企业上市年数股权集中度Top10前十大股东持股比例2.国有资本参股的界定。借鉴蔡贵龙等的研究（39），本文采用国有资本参股总和来度量国有资本的参股程度。为进一步保证基准回归的稳健性，本2023.10|33文在稳健性检验中采用国有资本参股是否超过 10%哑变量来度量国有资本的参股程度。3.控制变量的界定。本文借鉴叶永卫和李增福的研究（40），依次对模型（1）中涉及的 7 个控制变量进行界定。其中，企业规模采用企业资产总额的自然对数值来度量；资产负债率以企业负债总额与资产总额的比值来度量；盈利能力采用净利润与总资产的比值来度量；企业成长性以企业营业收入增长率来度量；现金持有以企业现金资产与总资产的比值来度量；企业年龄以企业上市年数来度量；股权集中度以前十大股东的持股比例来度量，具体见表1。（三）数据来源和描述性统计本文以 20072020 年中国 A 股非金融类民营上市公司为研究样本。根据实际情况，本文对数据作了如下处理：（1）剔除了金融类（包括银行、证券、保险及房地产）上市公司；（2）剔除了 ST、ST*类上市公司；（3）剔除了无法确定产权性质的上市公司样本；（4）剔除了财务数据严重缺失的样本。同时，为了尽可能排除离群值对估计结果的干扰，对所有连续变量进行了前后各 1%水平的缩尾处理。本文原始数据主要来源于锐思数据库和国泰安数据库，其中上市公司前十大股东性质及持股比例的数据通过手工整理获得。表 2 为本文主要变量的描述性统计结果。经过上述处理后，本文一共得到了 15857 个“企业-年度”层面的观测值。其中，总资产标准化后的企业R&D 支出均值为 0.024，最大值为 0.107，中位数为 0.020，说明不同民营企业的创新活动有较大差异。国有资本参股的均值为 0.015，说明国有资本在民营企业的平均参股比例为 1.5%，这与前期文献的统计结果保持一致（41）。表 2 描述性统计结果变量观测值均值标准差 最小值 中位数 最大值RD_Asset158570.0240.0190.0000.0200.107StateTS 158570.0150.039000.235Size1585721.7001.06519.31021.58025.20Lev158570.3620.1900.0450.3450.884Roa158570.0520.067-0.2630.05080.235Growth 158570.2740.482-0.3560.1262.793Cash158570.2160.1550.0130.1690.732Age158576.4826.1500529Top10158570.6020.1470.2180.6230.893四、实证结果分析（一）基准回归结果表 3 报告了国有资本参股对民营企业技术创新影响的基准回归结果，其中，被解释变量为总资产标准化的民营企业 R&D 支出。列（1）展示了控制时间固定效应和行业固定效应后国有资本参股对民营企业技术创新影响的回归结果，其中国有资本参股总和的估计系数为 0.017，且在 1%统计水平上显著，说明国有资本参股对民营企业技术创新有显著的促进作用，从而验证了假设 1。为确保基准回归的稳健性，本文进一步控制个体固定效应后对模型（1）进行再回归，结果如表 3 列（2）所示，其中国有资本参股总和的估计系数为 0.008，且在 5%统计水平上显著，同样证实国有资本参股对民营企业技术创新有显著的促进作用。表 3 基准回归结果变量（1）（2）RD_Assett+1RD_Assett+1有控制变量个体固定效应StateTS0.017*（4.70）0.008*（2.28）Size-0.001*（-5.18）-0.001*（-1.74）Lev-0.000（-0.02）-0.000（-0.35）Roa0.042*（9.95）0.006*（1.81）Growth-0.235*（-4.43）-0.084*（-2.97）Cash0.012*（5.26）0.001（1.20）Age-0.000*（-8.88）0.000（.）Top10-0.006*（-4.97）0.004*（2.41）_Cons0.049*（11.11）0.038*（4.15）N1585715627ControlsYYYear/IndYNFirmNYR2_a0.2450.785 注：*、*、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。下表同。（二）稳健性检验34|江汉论坛本文分别采用处理效应模型、更换被解释变量、更换解释变量、使用当期和后两期 R&D 数据以及排除其他可能的解释五种方法进行稳健性检验。1.处理效应模型。本文的基准回归可能存在样本自选择的问题，如国有资本可能对于盈利能力较好或规模较大的民营企业更感兴趣，从而增加对这类企业的参股程度，而这类企业的技术创新往往比较活跃，从而造成本文基准回归的估计存在偏误。因此，为了消除由样本自选择造成的估计误差，本文采用处理效应两阶段模型进行重新回归。首先，本文构建了如下模型考察国有资本参股与企业特征之间的相关性：0jitititjProNcX=+（2）其中，ProNc 表示国有资本参股的程度，具体而言，若国有资本参股比例位于中位数以上，本文将 ProNc 赋值为 1，此时企业的国有资本参股程度较高；反之，若国有资本参股比例位于中位数以下，表 4 处理效应模型（两步法）（1）（2）ProNcRD_Assett+1处理效应一阶段处理效应二阶段StateTS0.018*（3.35）Size0.086*（6.33）-0.001*（-5.17）Lev-0.123（-1.50）-0.000（-0.02）Roa-0.261（-1.29）0.042*（9.94）Growth-0.015（-0.50）-0.002*（-4.43）Cash-0.042（-0.44）0.012*（5.25）Age0.039*（16.95）-0.000*（-8.89）Top10-0.563*（-6.17）-0.006*（-5.09）IMR-0.000（-0.18）_Cons-2.003*（-6.49）0.049*（11.07）N1585715857ControlsYYYearYYIndYYR2_a0.0570.245本文将ProNc赋值为0，此时企业的国有资本参股程度较低。X表示一系列企业特征变量，包括企业规模Size、资产负债率Lev、盈利能力Roa、企业成长性Growth、现金持有Cash、企业年龄Age、股权集中度Top10。随后，对模型（2）进行回归，构建逆米尔斯比率IMR，接着将其纳入模型（1）中重新回归，以纠正样本自选择问题带来的估计偏差。回归结果如表4所示，其中处理效应第二阶段回归中逆米尔斯比率IMR的估计系数并不显著，表明不存在明显的样本自选择问题。国有资本参股总和的估计系数为0.018，且在1%统计水平上显著，说明在控制了样本自选择问题之后，国有资本参股对民营企业技术创新仍然有显著的促进作用，基准回归的稳健性得到证明。2.更换被解释变量。在基准回归中，本文采用了总资产标准化的企业 R&D 支出来度量企业的创新活动。为进一步检验基准回归的稳健性，借鉴倪骁然和朱玉杰的做法（42），本文采用营业收入标准化的企业 R&D 支出来度量企业的创新活动，将其作为被解释变量代入模型（1）中再次回归。回归结果如表 5 第 1 列所示，其中国有资本参股总和（StateTS）的估计系数为 0.053，且在 1%统计水平上显著，说明基准回归的结果依旧稳健。3.更换解释变量。本文在基准回归中采用了国有资本参股总和（StateTS）来度量国有资本的参股程度。为确保基准回归的稳健性，借鉴李增福等的做法（43），本文选择国有资本参股是否超 10%（State10）哑变量作为解释变量，代入模型（1）重新进行回归。回归结果如表 5 第 2 列所示，其中国有资本参股是否超 10%（State10）哑变量的估计系数为 0.003，且在 1%统计水平上显著，说明不论以哪种国有资本参股的度量方法，国有资本参股对民营企业技术创新有显著的促进作用这一结论都稳健存在。4.使用当期和后两期 R&D 数据。在基准回归中，考虑到创新活动可能存在一定滞后，借鉴前期文献做法（44），本文选择后一期 R&D 支出作为被解释变量。为进一步检验基准回归的稳健性，本文采用当期和后两期 R&D 支出作为被解释变量，代入模型（1）中重新回归。回归结果如表 5 第 34 列所示，其中国有资本参股总和（StateTS）的估计系数分别为 0.016 和 0.014，且都在 1%统计水平上显著，说明不论以当期、后一期还是后两期的 R&D 支出作为被解释变量，国有资本对民营企业技术创新都有显著的促进作用，不仅证实了基准回归的稳健性，2023.10|35还进一步表明国有资本参股对民营企业技术创新的影响较为深远。5.排除其他可能的解释。在本文的样本期内，即 20072020 年的这一时期内，国家出台了各类政策来降低企业的融资约束，促进企业技术创新，这些政策可能会对本文的回归造成一定干扰，因而有必要对这些政策引致的可能性解释进行排除。一方面，为应对全球金融危机，2008 年底中国政府出台了“四万亿”经济刺激计划，这一计划能够有效缓解企业外部融资约束，进而为企业提供富余资金，可能会影响企业的创新活动。为排除这一可能性解释，本文通过删除相关年份的样本数据来排除这一政策的干扰。如表 5 第 5 列所示，其中国有资本参股总和（StateTS）的估计系数为 0.018，且在 1%统计水平上显著，说明在排除“四万亿”计划的干扰后，国有资本参股对民营企业技术创新的促进作用仍显著存在。另一方面，“营改增”政策能够为民营企业带来税收优惠，从而缓解民营企业的融资约束，为民营企业的创新活动提供富余资金，可能会对本文基准回归的估计结果造成干扰。为排除这一可能的解释，借鉴张克中等的研究（45），本文将受到“营改增”政策影响最明显的服务业企业从样本中剔除，重新利用模型（1）进行回归。如表 5 第 6列所示，其中国有资本参股总和（StateTS）的估计系数为 0.011，且在 1%统计水平上显著，说明排除“营改增”政策的干扰后，国有资本参股对民营企业技术创新的促进作用仍显著存在。五、机制检验本文以 SA 指数和企业规模两个指标来度量民营企业的融资约束，随后进行分样本回归。具体地，首先，本文按照 SA 指数的大小进行分组，SA 指数在 50%分位数以上的企业归类为高融资约束企业，50%分位数以下的企业归类为低融资约束企业。其次，本文按照企业规模的大小进行分组，企业规模表 5 稳健性检验结果变量（1）（2）（3）（4）（5）（6）RD_Salet+1RD_Assett+1RD_AssettRD_Assett+2RD_Assett+1RD_Assett+1更换被解释变量更换解释变量当期研发投入t+2期研发投入排除“四万亿”解释 排除“营改增”解释StateTS0.053*（6.10）0.016*（4.03）0.014*（3.42）0.018*（4.12）0.011*（3.73）State100.003*（4.06）Size-0.001（-1.29）-0.001*（-5.05）-0.002*（-6.82）-0.001*（-4.17）-0.001*（-4.24）-0.001*（-6.29）Lev-0.051*（-13.06）-0.000（-0.02）0.002*（2.29）-0.000（-0.31）-0.001（-0.48）0.001（1.26）Roa-0.030*（-2.73）0.042*（9.92）0.046*（8.51）0.059*（12.18）0.038*（8.79）0.042*（8.76）Growth0.001（0.76）-0.002*（-4.43）-0.005*（-10.35）-0.002*（-4.07）-0.002*（-2.93）-0.001*（-3.38）Cash0.041*（8.48）0.012*（5.26）0.011*（4.68）0.013*（4.86）0.014*（5.00）0.008*（3.77）Age-0.001*（-6.96）-0.000*（-8.81）-0.000*（-9.52）-0.000*（-4.92）-0.000*（-7.63）-0.000*（-7.15）Top10-0.026*（-5.91）-0.006*（-5.12）-0.005*（-4.26）-0.008*（-5.84）-0.005*（-4.33）-0.004*（-3.10）_Cons0.092*（10.46）0.048*（10.93）0.059*（12.49）0.046*（9.01）0.046*（9.96）0.052*（11.89）N158571585715027106731357213294ControlsYYYYYYYearYYYYYYIndYYYYYYR2_a0.3080.2450.2460.2370.2480.18336|江汉论坛在 50%分位数以下的企业归类为高融资约束企业，50%分位数以上的企业归类为低融资约束企业。再次，将各组样本代入模型（1）中进行回归。分样本回归的结果如表 6 第 14 列所示，其中在 SA 指数较大和规模较小的高融资约束民营企业中，国有资本参股总和的估计系数分别为 0.021 和 0.025，且都在 1%统计水平上显著，而在 SA 指数较小的民营企业中，国有资本参股总和的估计系数为 0.013，且在 10%统计水平上显著，在规模较大的民营企业中国有资本参股总和（StateTS）的估计系数并不显著，Chowtest 检验结果表明组间存在显著差异。（限于篇幅，Chowtest 检验结果并未报告于正文，感兴趣的读者可向作者索取，下同。）这一结果充分说明，国有资本参股对民营企业技术创新的影响在融资约束较强的民营企业中更为明显。表 6 机制检验：资源效应（直接证据）变量（1）（2）（3）（4）RD_Assett+1RD_Assett+1RD_Assett+1RD_Assett+1SA较大SA较小规模较小规模较大StateTS0.021*（4.80）0.013*（1.87）0.025*（5.11）0.009（1.60）Size-0.001*（-4.24）-0.001*（-3.45）-0.002*（-4.45）-0.001*（-2.97）Lev0.004（1.59）-0.004*（-3.44）0.002（1.09）-0.001（-0.61）Roa0.041*（7.60）0.039*（6.59）0.030*（7.22）0.053*（8.54）Growth-0.002*（-4.80）-0.002*（-3.35）-0.001*（-2.13）-0.003*（-4.68）Cash0.015*（6.45）0.011*（3.85）0.012*（5.40）0.014*（4.09）Age-0.000*（-4.02）-0.000*（-7.25）-0.001*（-12.39）-0.000*（-5.11）Top10-0.011*（-4.45）-0.002（-1.23）-0.014*（-5.82）-0.001（-0.53）_Cons0.057*（9.07）0.045*（8.11）0.068*（8.69）0.044*（5.65）N7878797978787979ControlsYYYYYearYYYYIndYYYYR2_a0.2540.2290.2140.277本文从税收优惠、政府补贴和融资成本角度出发，检验国有资本参股对民营企业技术创新的影响，从而间接为国有资本参股促进民营企业创新的资源效应机制进行检验。首先，借鉴刘行和叶康涛的研究（46），本文以（所得税费用-递延所得税费用）/税前会计利润来衡量税收负担 Tax，随后将税收负担Tax 作为被解释变量代入模型（1）中进行回归，以考察国有资本参股后民营企业的税收负担发生了什么变化。结果如表 7 第 1 列所示，国有资本参股总和的估计系数为-0.276，且在 1%统计水平上显著，说明国有资本参股能够显著降低民营企业的税收负担。其次，本文以企业当年获得政府补贴的自然对数值 Sub 作为被解释变量，代入模型（1）后进行回归，以考察国有资本参股与民营企业政府补贴的之间的关系。回归结果如表 7 第 2 列所示，国有资本参股总和的估计系数为 1.118，且在 1%统计水平上显著，说明国有资本参股能够显著提升民营企业所获得的政府补贴。最后，本文借鉴王运通和姜付秀的研究（47），以 100 利息支出/（年初有息负债/年末有息负债）/2来衡量企业债务融资成本 Cost，随后代入模型（1）进行回归，以考察国有资本参股对民营企业信贷融资的影响。结果如表 7 第 3 列所示，可以发现，国有资本参股总和的估计系数为-4.366，且在 10%统计水平上显著，说明国有资本参股能够显著降低民营企业的信贷融资成本。表 7 机制检验：资源效应（间接证据）变量（1）（2）（3）TaxSubCost税收优惠政府补贴融资成本StateTS-0.276*（-3.15）1.118*（5.50）-4.366*（-1.81）Size-0.040*（-6.76）0.833*（66.70）0.168（0.90）Lev0.125*（3.23）0.242*（3.21）-5.318*（-4.41）Roa0.338*（5.39）2.284*（9.09）-1.540（-0.53）Growth0.002（0.19）-0.143*（-4.75）2.134*（3.19）Cash0.085*（1.95）0.051（0.55）10.994*（7.88）Age0.001（1.47）-0.020*（-7.49）0.066*（1.92）Top10-0.090*（-3.48）-0.361*（-3.97）-0.040（-0.03）_Cons0.932*（7.56）-1.063*（-3.95）4.738（1.23）N127401564312604ControlsYYYYearYYYIndYYYR2_a0.0450.3990.0222023.10|37六、异质性检验理论分析表明，在不同类型的民营企业中由于自身特质，国有资本参股带来的资源效应扩散程度存在一定差异，因而国有资本参股对不同类型民营企业的创新活动的影响存在一定区别。首先，本文从企业成长性这一企业内部特征出发，考察了不同成长性的民营企业中国有资本参股对其创新活动的影响。本文将营业收入增长率处于50%分位数以上的民营企业归类为成长性较高的企业，将营业收入增长率处于 50%分位数以下的企业归类为成长性较低的企业，随后分别代入模型（1）中进行回归。如表 8 第 12 列所示，在成长性较高的企业中，国有资本参股总和的系数为 0.018，且在 1%统计水平上显著，而在成长性较低的企业中，国有资本参股总和的系数为 0.016，且在 1%统计水平上显著，Chowtest 检验结果表明组间存在显著差异。其次，本文从技术密集度这一企业内部特征出发，考察了不同技术密集度的民营企业中国有资本参股对其创新活动的影响。本文将全样本企业划分为技术密集型行业和非技术密集型行业两大类，随后分别将两类行业中的企业代入模型（1）中进行回归。如表 8 第 34 列所示，在技术密集型企业中国有资本参股总和的估计系数为 0.036，且在 1%统计水平上显著，而在非技术密集型企业中国有资本参股总和的估计系数为 0.005，且在 1%统计水平上显著，Chowtest 检验结果表明组间存在显著差异。这一结果表明，国有资本参股对民营企业技术创新的影响在技术密集型企业中更为凸显。最后，本文从企业面临的税收征管强度这一企业外部环境特征出发，考察不同税收征管强度下国有资本参股对民营企业技术创新的影响。借鉴刘贯春等的研究（48），本文采用应缴所得税占利润的比重来度量企业的实际税负，然后将实际税负处于 50%分位数以上的企业归类为面临严格税收征管的企业，将实际税负处于 50%分位数以下的企业归类为面临宽松税收征管的企业，随后分别代入模型（1）中进行回归。如表 8 第 56 列所示，在面临较为表 8 异质性检验结果变量（1）（2）（3）（4）（5）（6）RD_Assett+1RD_Assett+1RD_Assett+1RD_Assett+1RD_Assett+1RD_Assett+1企业成长性较高企业成长性较低技术密集型企业非技术密集型企业税收征管严格税收征管宽松StateTS0.018*（4.15）0.016*（3.15）0.036*（6.10）0.005*（1.66）0.018*（3.88）0.017*（2.33）Size-0.001*（-3.43）-0.001*（-5.08）0.000（0.14）-0.002*（-8.54）-0.001*（-4.99）-0.001*（-3.77）Lev0.002（0.85）-0.003*（-2.55）0.002（1.23）-0.001（-0.75）0.000（0.02）-0.000（-0.25）Roa0.072*（11.31）0.014*（3.47）0.057*（8.44）0.028*（9.31）0.053*（8.88）0.032*（7.50）Growth-0.004*（-5.00）0.007*（2.13）-0.004*（-6.03）-0.001*（-1.90）-0.002*（-3.20）-0.002*（-4.37）Cash0.013*（4.82）0.012*（4.43）0.022*（6.60）0.000（0.35）0.010*（4.09）0.015*（5.43）Age-0.000*（-5.32）-0.000*（-6.16）-0.001*（-11.12）-0.000*（-4.22）-0.000*（-8.25）-0.000*（-5.71）Top10-0.008*（-4.04）-0.004*（-3.63）-0.010*（-4.53）0.001（0.99）-0.005*（-3.98）-0.006*（-3.04）_Cons0.048*（7.25）0.050*（10.61）0.032*（4.69）0.058*（11.46）0.048*（10.74）0.050*（7.85）N787879796705915294346423ControlsYYYYYYYearYYYYYYIndYYYYYYR2_a0.2710.2240.1660.2220.2540.23338|江汉论坛严格税收征管的民营企业中国有资本参股总和的估计系数为 0.018，且在 1%统计水平上显著，而面临较为宽松税收征管的民营企业中国有资本参股总和的估计系数为 0.017，且在 1%统计水平上显著，Chowtest 检验结果表明组间存在显著差异。这一结果充分证实，当民营企业面临较为严格的税收征管时，国有资本参股对其产生的资源效应更为明显，从而为这类企业创新活动提供更多富余资金，进而促进这类企业的创新活动。综上可知，国有资本参股对民营企业技术创新的提升在成长性较高、技术密集型以及面临严格税收征管的企业中更为明显，假设 2 得到证实。七、拓展分析国有资本参股之后，民营企业究竟是通过增加非发明专利来进行政策导向型的“策略性创新”还是真正着眼于企业的长期发展？既有研究表明，受产业政策激励的公司尽管创新水平会显著提高，但存在只追求“数量”而忽略创新“质量”的现象（49）。国有资本参股能够为民营企业缓解所有制歧视，产生资源效应，从而为其创新活动提供富余资金，但获得富余资金后企业可能出于两种考量进行创新活动。一方面，企业可能出于长期收益和业务转型的考量，将这部分资金投入对企业未来有实际收益的发明创造型创新当中。另一方面，在当前经济转型时期，国家对于技术创新日益重视，因而随着国有资本的进入，企业可能会为了响应国家在转型时期对技术创新的要求而将这部分资金用于非发明专利，即“策略性创新”。为了深入探究国有资本参股对民营企业技术创新促进作用是否真正落到了实处，本文进一步以专利授权来度量企业的创新产出，并将专利分为发明专利、实用新型专利和外观专利三个组别进行回归。具体地，本文以发明专利授权数量加 1 的自然对数来度量企业的发明专利授权；以实用新型专利授权数量加 1 的自然对数来度量企业的实用新型专利