论文部分内容阅读
摘 要：本文围绕新时期国有资产管理体制改革由“管人”“管事”“管资产”向“管资本”转变的思路，以2010—2018年为区间样本，运用双重差分（DID）模型，考察2013年以来国有资产管理体制改革的政策效果，检验以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对国有企业创新投入的影响。研究发现，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国有企业创新投入呈显著的正相关关系，表明此次改革能显著提高国有企业创新投入，从而提高创新效率。此外，该改革效果还受到内部治理水平和国有企业所在地区市场化程度的影响。国有企业内部治理水平越高、所在地区市场化程度越低，改革的政策效果越明显，国有企业的创新投入越大。本文的研究不仅有助于政府评价和现有政策调整，更可以为国有企业进行科学财务决策，提升国有企业管理水平提供政策参考。
关键词：国有资产管理体制改革;国有企业;创新投入;管资本
中图分类号：F276.1文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2021）09-0113-08
一、问题的提出
党的十九大报告指出“创新是引领发展的第一动力”，《政府工作报告》中也多次提到“要以创新引领实体经济转型”。在日趋复杂的国际形势下，落实创新驱动发展战略、强化自主核心技术研发实现制造业转型升级、优化经济结构、推动经济高质量发展是保持国家长远发展的根本动力。国有企业（下文简称“国企”）是国民经济的支柱，在我国经济社会发展和现代化建设中发挥着重要作用，其创新效率显著影响国家整体创新能力的提升。但长期以来，国有资产管理体制存在的问题使国企创新能力不足[1]，为了扭转困局，新一轮国企改革提出了“转变国资监管职能，以管资本为主”“建立国有资本投资运营平台”等举措，力求实现政企分开，激发企业活力，提升企业创新动力。
目前，关于国有资产管理体制的研究大多以规范分析为主，对其相关经济后果尤其是国企创新活动的影响研究尚不充分。创新活动本身存在投入高、风险高、周期长、回报高的特点，本次改革能否通过完善体制机制提升国企创新能力值得深入探讨。进一步地，我国具有区域发展不平衡、文化多样性的特征，对处于不同环境的国企，本次改革的效果是否存在差异化同样值得深入分析。因此，本文以国有资产管理体制改革由“管资产”为主向“管资本”为主转变为研究契机，深入探讨本轮改革对于国企创新投入的影响，以期丰富国企改革相关理论研究成果，并为深化国企改革提供经验证据。
由“管资产”转向“管资本”的国有资产管理体制改革工作已全面推进并取得初步成效，但理论界对“管资本”的研究成果大多局限于对国有资本投资运营公司的规范研究，并没有形成关于“管资本”改革研究的一致性成果。郭春丽[2]提出，根据“改组为主，新建为辅”的原则，将国企按照资本行业和功能分类，改组为不同类别的国有资本投资运营公司。国有资本投资运营公司作为国有资产经营的受托人代表国家行使出资人权力，逐步从“管实业”投资向“管资本”运作转变。文宗瑜和宋韶君[3]强调，国有资本投资运营公司成功的关键主要有两点：一是国有资本投资运营公司进行国有资本的专业化运营，避免了行政力量对企业经营的干预，从而专注于实体经济，有助于实现国有资本投资运营与国企经营各司其职;二是国有资本投资运营公司重新构建专业化运营的绩效评价体系，有助于提高国有资产资本化率，引导国有资本向创新领域输入。陈清泰[4]提出，在构建“国有资产监管机构—国有资本投资运营公司—国企”三级架构中，应当把国有资本出资人授权范围从经营权、法人财产权转变为股东部分权力，由国有资本投资运营公司和国有资本运营公司行使股东权利。
马连福等[5]以2001—2003年上交所上市企业为研究样本，检验了混合主体对企业绩效的影响，指出混合主体深入性与企业绩效之间呈倒U型关系，当非国有股东比例处于30%—40%时，非国有性质股权提升绩效的作用最为显著。考虑到国有股东的行政地位优势，一旦非国有资本超过国有资本，其作为控股股东会出于自身利益最大化而作出有损公司绩效的行為。刘晔等[6]利用双重差分倾向得分匹配方法分析我国工业企业数据，实证检验结果表明，我国国有企业混合所有制改革后全要素生产率显著提高。李春玲等[7]以2007—2015年沪深两市A股上市的国企为样本数据，实证分析了混合所有制改革后，股权制衡度与控股方式对国企投资效率的影响，结果显示，改革后的国企投资效率显著提高。赵斌斌和钱士茹[8]以2010—2015年我国制造业上市企业为研究样本，通过面板数据多元回归检验股权混合程度与企业绩效之间的关系，结果显示两者显著正相关。
自新一轮国企改革以来，国有经济的活力和影响力进一步增强，市场竞争力不断提升，聚焦于国企创新投资方面的研究层出不穷，为我国国企创新能力提升提供了理论基础。针对我国国企存在较为严重的政府控制情况，不少文献以创新资源及意愿为研究对象，分析创新行为在国企和非国企中的不同表现，研究结果大多显示，国企的创新强度和效率更低。Zhang等[9]认为，国企不以盈利为唯一目的，还要承担社会责任，与民营企业不同，国企技术研发投入更多，但研发效率却不高。张宗益和张湄[10]的研究同样表明，政府对国企决策的影响构成了其政治负担，国企不以盈利为最终目标，而更多地考虑相关者利益最大化（如员工退休金支付等），导致国企创新动力不足。温军和冯根福[11]检验了民营企业和国企机构投资者对创新投资的不同影响，研究结果表明，机构投资者与国企创新投资呈显著负相关关系。唐跃军和左晶晶[12]研究发现，相对于民营企业而言，中央国企与地方国企的创新效率更低。
吴延兵[13]以国有固定资产比重为样本数据，分析检验的结果虽然不显著，但研究结果表明国企的专利数量显著更多。解维敏和方红星[14]研究结果显示，政府研发补贴与企业研发投入显著正相关，政府干预可以缓解市场失灵的消极影响，由于政府在科研方面的大部分补贴对象是国企，因而国企的研发投入和产出均高于民营企业。 二、理论分析与假设提出
（一）以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国企创新投入
以“管资产”为主向以“管资本”为主转变的国有资产管理体制改革，其核心问题在于如何优化国企法人财产权与治理结构的关系。长期以来，受地方政府的干预，国企的决策主体地位并不明确且带有浓厚的政治色彩。随着经济体制改革的深入，企业的经营自主权不断提高，但资本、土地等重要资源仍然牢牢控制在地方政府手中，特别是国企的投资决策依然受地方政府治理目标的影响[15]。从企业的目标函数来分析，以价值最大化为目标的企业具备技术创新的动力，然而与此同时，企业还要兼顾地方政府转嫁的社会和政治等多元化目标，从而直接或间接地影响其研发投入。
在此次国有资产管理体制改革的背景下，特别是国有资本投资运营公司成立后，一方面，理顺了产权关系，实现政府国有资产所有权与经营权以及政企职责相分离，在很大程度上削弱政府对国企的干预，使企业得以专注于经营效率的提升而非政府利益，确保国有资产保值增值，通过国有资本市场化运作，其下属企业亦会受到政府更少的干预，企业在技术创新中的主体地位得到强化，可见，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革有助于国企创新投入的改善;另一方面，国企作为资源丰富的经济个体，其经济活动更有可能被内部人控制而造成偏差，加之政府领导可能在国企交叉任职，使治理结构形式化，不利于国企创新行为的识别与纠正。在国有资产管理体制改革背景下，政府不再是过去“一元”的直接监管者，而是完善国企法人治理的“多元”参与者之一。可见，以“管资本”为主的监管方式能有效减少国企管理层出于自身利益的机会主义创新行为，从而进一步提升国企创新投入。据此，笔者提出如下假设：
H1：以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国企创新投入显著正相关。
（二）以“管资本”为主的国有资产管理体制改革、内部治理水平与国企创新投入
学界关于公司治理的定义主要有两种：一种是所有者对经营者的监督与制衡机制，其目的是在企业内部形成有效的治理结构;另一种则是通过构建一套包括正式或非正式的、内部或外部的机制协调公司与所有利益相关者之间的关系，从而保证各方利益得到维护和满足，使企业高效运行。公司治理水平的高低，核心在于其是否拥有一套完善的决策与监督制衡机制，并通过这些机制实现企业价值最大化。一套完备的治理机制是企业良好业绩的稳定器和驱动器，能够有效提升运行效率，降低企业遭遇损失甚至破产的风险和失误。企业的治理水平越高，对管理层的监督与制衡越有效，企业发展越规范，企业价值也就越高。
现有学者的研究表明，好的公司治理机制能够有效遏制经理人出于自身利益而进行的过度投资，从而正向影响企业技术创新投入[16]。目前，大部分国企已初步完成以建立现代企业制度为目标的改革，但从改革的实际效果看，现代企业制度的推进并不理想。由于政府干预、领导交叉任职等因素，加上企业普遍存在中小股东“搭便车”的现象，少部分国企只行使出资人的权利，导致国企的国有股权虚置，法人治理结构流于形式，不符合现代企业制度“产权清晰、权责明确、政企分开”的核心要求，且“权责不清、约束不够、缺乏制衡”等问题比较严重。部分国企的董事会甚至独立董事形同虚设，未能发挥其在国企改革中应有的制衡作用。因此，对于这部分治理机制尚未完善的国企来说，国有资产管理体制改革减少了地方政府对国企的行政干预，会进一步导致管理层自利行为，企业管理层或大股东为谋求控制权，会将创新投入作为实现这一目标的重要手段，导致提高国企创新投入的效果并不明显;而对于内部治理体系更加健全的国企来说，国有资产管理体制改革的推动，特别是突出党组织在国企法人治理中的作用会进一步扩大国企创新投入。据此，笔者提出如下假设：
H2：受国企内部治理水平的影响，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显。
（三）以“管资本”为主的国有资产管理体制改革、外部市场化程度与国企创新投入
自改革开放以来，我国基本完成了由计划经济体制向社会主义市场经济体制的转变，但市场化改革并不彻底，特别是政府对市场的干预导致经济结构失衡，造成资源配置功能减弱。市场化进程的评价不仅有利于推进市场化改革，还有助于研究企业不同的债务融资行为、业绩表现以及股利政策等。
在研究市场化程度与企业创新之间的关系时，大多数文献将市场化程度作为一个自变量，发现它的提高可以促进企业创新。朱永明和贾明娥[17]基于我国市场制度背景，以2010—2014年高新技术上市企业为样本，采用分组回归方法检验企业外部区域市场化程度差异对融资约束与企业技术创新的影响，研究发现，市场化程度作为调节变量会加强融资约束对企业技术创新水平的负向影响;市场化程度较高的地区，由于政治干预较少，非国有上市公司融资约束与技术创新的相关关系更显著;市场化程度较低的地区，由于存在国有控制特殊性，国有上市公司对这种影响的弹性更大。因此，国企所在地区市场化程度越低，表明市场的法治环境、产品市场与要素市场以及政府与市场的关系越差，进而导致国企的创新投入不足。而随着国有资产管理体制的改革由“管资产”向“管資本”的转变，其可以减少政府的直接干预，给企业更多的自主经营权，对国企创新投入的提升作用越明显。据此，笔者提出如下假设：
H3：受国企外部市场化程度的影响，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对外部市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显。
三、研究设计
（一）样本选择与变量选取
本文以2010—2018年沪深两市A股上市公司作为研究样本，检验2013年以来国有资产管理体制改革的政策效果，并对样本数据进行了如下处理：一是删除模型中主要变量的缺失值;二是删除金融类行业样本数据;三是删除带有ST、*ST、PT符号的特殊数据;四是在1%和99%分位数上缩尾去除所有连续变量的异常值。数据来自国泰安数据库、锐思数据库和万德数据库。数据分析使用Stata16.0软件，行业分类按照使用较多的2012年证监会修订的《上市公司行业分类指引》，取行业第一位代码。 被解释变量：创新投入（Rd）。本文借鉴国内大多数学者的度量方法，采用研发投入的自然对数来衡量创新投入。
解释变量：国有资产管理体制改革（Did）。它是哑变量，用treat×time表示。其中，treat表示该企业是否是国企，time表示该年是否是政策实施年份。当企业属于国有企业（处理组）时，treat取值为1，当企业属于非国有企业时（控制组），treat取值为0;当年份大于等于2013年时，time取值为1，否则为0。
控制变量。本文在已有研究的基础上，选取营业收入成长率（Growth）、经营活动现金流量（Cashflow）、资产负债率（Lev）、高管持股比例（Mr）、董事会规模（Bs）、上市年限（Age）、企业规模（Size）、资本回报率（Roa）作为控制变量。
同时，本文还控制了年份（Year）和行业（Industry）虚拟变量。主要变量名称和计算方法，如表1所示。
（二）样本分组依据
1.内部治理机制
借鉴Xu等[18]的研究，内部治理机制通过使用股权制衡度来度量，具体计算方法为企业第二大股东持股比例与第一大股东持股比例的比率。现有理论认为，企业股权制衡度越高，其治理机制就越好。为了分组回归的需要，本文设置内部治理机制为虚拟变量，若企业当年经行业调整的股权制衡度大于中位数则为1，否则为0，并将全部样本分为高治理水平组和低治理水平组进行分组检验。
2.外部制度环境
市场化程度数据选取王小鲁等[19]披露的数据。由于上述市场化程度数据区间为2003—2016年，无法覆盖本文的研究区间，因而借鉴俞红海等[20]的做法，依据2003—2016年市场化指数的平均增长率，预测2016—2018年的市场化指数，并设置外部制度环境为虚拟变量，当企业所在地区的市场化指数大于当年所有地区市场化指数的中位数则为1，否则为0，并将全部样本分为高市场化程度组和低市场化程度组进行分组检验。此外，还剔除了291家央企（实际控制人属于国务院国资委、中央国家机关或中央国有企事业单位），从而避免央企所属多个地域造成的干扰。
（三）模型设定
本文借鉴Xu等[18]设定的模型，主要运用双重差分（DID）法，检验国有资产管理体制改革对国企创新投入的影响，公式如下：
Rd=β0+β1Time×Treat+∑9j=2βjControlit+Industryi+yeart+εit（1）
其中，被解释变量创新投入（Rd）以企业的研发投入水平衡量。解释变量为Did，即Time×Treat，预估系数β1为正，意味着国有资产管理体制改革可以显著提高国企创新投入。此外，为了验证H2和H3，本文按照内部治理水平和外部制度环境对样本进行分组研究。
四、回归结果分析
（一）描述性统计分析
各变量的描述性统计结果，如表2所示。由表2可知，企业创新投入的均值为17.750，标准差为1.470，最小值为12.960，中位数为17.830，最大值为21.820。样本企业中国企占比为40%，代表国企和非国企样本量大体相同，满足双重差分（DID）模型设定要求。其他变量的统计结果与现有文献的研究结论一致，不再赘述。
（二）平行趋势检验
采用双重差分模型估计国有资产管理体制改革对国企创新投入影响的前提条件是政策实施前，处理组与控制组的创新投入在国有资产管理体制改革前的趋势保持一致。为了检验这一条件是否满足，本文借鉴虞娅雅和廖冠民[21]的平行趋势检验，根据平行趋势检验的原理，允许交互项Did的系数在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》实施之前随时间变动，以检验2013年《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》实施之前是否存在国企创新投入将显著上升的趋势。鉴于制度效果一般存在滞后性，用Did2010、Did2011、Did2012以及Did2013分别代表2010年、2011年、2012年以及2013年各年的虚拟变量。平行趋势检验的结果显示，分别用Rd和Rd除以主营业务收入作为不同的创新投入指标，Did2010、Did2011、Did2012及Did2013均不显著，说明处理组和控制组平行趋势检验成立，即在政策实施之前，不同特征的国企创新投入趋势并未发生显著变化，双重差分模型具有适应性。
（三）回归结果分析
国有资产管理体制改革与国企创新投入的多元回归结果，如表3所示。结果显示，国有资产管理体制改革与国企创新投入在1%的水平上显著正相关，且国有资产管理体制改革的回归系数为0.163，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，H1得以验证。在内部治理水平低的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.116，且在10%的水平上显著;在内部治理水平高的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.305，且在1%的水平上显著。进一步通过基于似无相关模型的检验方法计算P值（0.073），检验两组间Did的回归系数的差异性，得到两者在10%的水平上存在显著差异，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显，H2得以验证。在市场化程度高的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.060，但不显著;在市场化程度低的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.276，且在1%的水平上显著，表明“管资本”为主的国有资产管理体制改革对市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显，但对市场化程度高的国企影响较弱，H3得以验证。
（四）稳健性检验
1.变更创新投入的衡量标准
为检验研究结论的稳健性，本文用研發投入除以主营业务收入作为企业创新投入的替换变量代入模型进行回归。回归结果如下：国有资产管理体制改革与国企创新投入在1%的水平上显著正相关，且国有资产管理体制改革的回归系数为0.140，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，从而再次验证H1。受内部治理水平差异的影响，内部治理水平高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.222，且在1%的水平上显著;内部治理水平低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.101，但不显著，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显，但对内部治理水平低的国企影响较弱，从而再次验证H2。受企业所在地区市场化程度差异的影响，市场化程度高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.055，但不显著;市场化程度低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.216，且在1%的水平上显著，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对外部市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显，但对市场化程度高的国企影响较弱，从而再次验证H3。 2.平行趋势检验
为排除其他可能对主要检验结果的影响，本文借鉴虞娅雅和廖冠民[21]的平行趋势检验，进一步检验结果的稳健性。根据平行趋势检验的原理，允许国有资产管理体制改革的系数在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》实施之前随时间变动，以检验政策实施之前是否存在国企创新投入显著上升的趋势。鉴于政策效果一般存在滞后性，用Did2010、Did2011、Did2012以及Did2013分别代表2010年、2011年、2012年以及2013年各年的虚拟变量。平行趋势检验的结果显示，分别用研发投入和研发投入除以主营业务收入作为不同的创新投入指标，Did2010、Did2011、Did2012及Did2013均不显著，说明处理组国有企业和控制组非国有企业平行趋势检验成立，即在政策实施之前，不同特征的国企创新投入趋势并未发生显著变化，双 差分模型具有适用性。
2.控制地区固定效应
参考廖冠民和沈红波[22] 的做法，本文加入地区固定效应，设置变量Province，选取我国31个省份以缓解内生性对研究的影响。地区固定效应控制后的结果显示，国有资产管理体制改革的回归系数为0.164，与创新投入在1%的水平上显著正相关，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，从而再次验证H1。受内部治理水平差异的影响，内部治理水平高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.249，且在1%的水平上显著，内部治理水平低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.116，且在10%的水平上显著，似无相关模型的检验结果P值为0.071，两组间Did回归系在显著差异，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显，从而再次验证H2。受企业所在地区市场化程度差异的影响，市场化程度高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.064，但不显著，市场化程度低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.276，且在1%的水平上显著，表明“管资本”为主的国有资产管理体制改革对外部市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显，但对市场化程度高的国企影响较弱，从而再次验证H3。
3.倾向得分匹配检验
为了避免企业自身差异可能造成的样本选择问题，本文选择企业规模（Size）、营业收入成长率（Growth）、资产负债率（Lev）、董事会规模（Bs）、资本回报率（Roa）以及行业（Industry）等6个特征变量，采用核匹配选择对照组，并重新检验国有资产管理体制改革对国企创新投入的影响，回归结果显示，国有资产管理体制改革的回归系数为0.162，与创新投入在1%的水平上显著正相关，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，进一步证明了本文主要结论的稳健性。
五、研究结论与政策建议
（一）研究结论
本文以2010—2018年为样本区间，考察2013年以来国有资产管理体制改革的政策效果，通過经验检验的方法，分析以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对国企创新投入产生的影响。笔者认为，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国企创新投入呈显著的正相关关系，证明本次改革能显著提高国企的创新投入，进而提高创新效率。此外，改革效果还受到国企内部治理水平和国企所在地区的市场化程度的影响：国企治理水平越高，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对其创新投入的促进作用越明显;国企所在地区市场化程度越低，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对其创新投入的促进作用越明显。
（二）政策建议
1.推进政府职能转变，提升政府管理效能
改革开放以来，国企改革取得的成绩、积累的经验与政府职能的转变、管理效能的提升密不可分。而现阶段我国国企的经营活动在一定程度上仍然受到政府的制约和干预，比如政策性摊派给国企造成的负担。为了降低这些负面影响，政府可以从以下两方面入手更好地实现政企分开：一方面，要转变政府职能，随着经济的快速发展，全能型政府在国企发展中的弊端日益凸显，政府的身份不仅是所有者，更是宏观经济的调控者，要细化权力和责任，放权让利，激发国企投资活力，确保市场在资源配置中发挥决定性作用;另一方面，要优化政府管理服务，要减少行政审批等直接管理方式，充分利用货币政策、财政政策以及法律手段等进行调控，由过去简单的行政管理向多元化定制服务转变，为国企发展创造有利条件。
2.建立市场化经营机制，激发国企发展动力
充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，是国有资产管理体制改革坚持的一条主线。国有资产管理体制改革效果受各地区市场化发展程度的影响，因此，推动国有资产管理体制改革，实现国企高质量发展，可以从以下两方面着手：一方面，建立灵活高效的市场化经营机制，提高各地区的市场化发展程度，包括产品市场、要素市场、中介组织的发育以及法律制度环境等，通过有效的市场机制来约束国企短视投资行为，从而提高国企的创新效率;另一方面，要坚持国企市场化运作，突出国企市场化主体地位，激发国企发展动力和活力，在市场起决定作用的基础上，正确处理好政府与市场的关系，建立健全经营性国有资产集中统一监管体系。
3.完善国企治理机制，约束管理层行为
国有资产管理体制改革效果受企业内部治理水平的影响。国企治理机制的建立，最终要落实到具体的制度文件中，主要包括激励和约束机制。在执行过程中，国企要按照现代企业制度的要求，完善内部治理结构，明确划分各方职责，创新自身的体制机制，充分利用好政府授权放权的决策权限。一是明确管理层的权、责、利，清晰划分并充分发挥国企股东大会、董事会与监事会的职能，使其在公司治理中发挥应尽的作用;二是探索混合所有制改革，完善国企的股权结构，扩充国企的股东范围，将民营企业纳入战略合作团队，形成有效制衡的法人治理结构和高效灵活的市场化经营机制，通过有序推进混合所有制改革，创新体制机制，激发国企创新活力;三是强化国企监督管理，促进党组织建设与国企治理有机统一，在党的领导下进行更加自主灵活的商业化运作，探索国有资本投资运营公司运行与治理中的党组织建设新途径，切实发挥党组织参与国企治理的政治核心作用，约束管理层的不当行为方式，从而提高国企的创新投入。 参考文献：
[1]吴延兵.国有企业双重效率损失研究[J].经济研究，2012，（3）：15-27.
[2] 郭春丽.国有资产管理体制改革的总体思路和实现路径[J].宏观经济管理，2014，（10）：18-23.
[3] 文宗瑜，宋韶君.国有资本运营职能从国企剥离的改革逻辑及绩效评价体系重构[J].北京工商大学学报（社会科学版），2018，（2）：10-17.
[4] 陈清泰.处于基础地位的“管资本”改革[J].现代国企研究，2018，（11）：6-11.
[5] 马连福，王丽丽，张琦.混合所有制的优序选择——市场的逻辑[J].中国工业经济，2015，（7）：5-21.
[6] 刘晔，张训常，蓝晓燕.国企混合所有制改革对全要素生产率的影响[J].财政研究，2016，（10）：63-75.
[7] 李春玲，李瑞萌，袁润森.国企混合所有制改革的投资效率[J].企业经济，2017，（4）：47-53.
[8] 赵斌斌，钱士茹.混合所有制是否有利于国企绩效提升[J].北京邮电大学学报（社会科学版），2017，（2）：64-71.
[9] Zhang， A.， Zhang， Y.， Zhao， R.A Study of the R&D Efficiency and Productivity of Chinese Firms [J]. Journal of Comparative Economics， 2003，31（3）：444-464.
[10] 张宗益，张湄.关于高新技术企业公司治理与R&D投资行为的实证研究[J].科学学与科学技术管理，2007，（5）：23-26.
[11] 温军，冯根福.异质机构、企业性质与自主创新[J].经济研究，2012，（3）：53-64.
[12] 唐跃军，左晶晶.所有权性质、大股东治理与公司创新[J].金融研究，2014，（6）：177-192.
[13] 吴延兵.企业规模、市场力量与创新：一个文献综述[J].经济研究，2007，（5）：125-138.
[14] 解維敏，方红星.金融发展、融资约束与企业研发投入[J].金融研究，2011，（5）：171-183.
[15] 田伟.考虑地方政府因素的企业决策模型——基于企业微观视角的中国宏观经济现象解读[J].管理世界，2007，（5）：16-23.
[16] 张会丽，陆正飞.现金分布、公司治理与过度投资——基于我国上市公司及其子公司的现金持有状况的考察[J].管理世界，2012，（3）：141-151.
[17] 朱永明，贾明娥.市场化进程、融资约束与企业技术创新——基于中国高新技术企业2010—2014年数据的分析[J].商业研究，2017，（1）：49-56.
[18] Xu， N.，Xu， X.，Yuan， Q.Political Connections， Financing Friction， and Corporate Investment： Evidence From Chinese Listed Family Firms[J]. European Financial Management， 2013，19（4）：675-702.
[19] 王小鲁，樊纲，余静文.中国分省份市场化指数报告（2016）[M].北京：社会科学文献出版社，2016.
[20] 俞红海，韦倩静，蒋振凯.私募股权突击入股对上市公司IPO前后的影响研究[J].珞珈管理评论，2016，（1）：117-140.
[21] 虞娅雅，廖冠民.劳动保护、行业下滑与企业贷款违约——基于2008《劳动合同法》的实证检验[J].中央财经大学学报，2017，（9）：43-52.
[22] 廖冠民，沈红波.国有企业的政策性负担：动因、后果及治理[J].中国工业经济，2014，（6）：96-108.
（责任编辑：徐雅雯）
收稿日期：2021-07-02
基金项目：国家自然科学基金青年项目“地方国企改革的路径选择和经济后果研究”（71602085）
作者简介：
陈文磊（1985-），男，江苏扬州人，博士研究生，主要从事财务会计、审计与资本市场研究。E-mail： 10033363@qq.com
关键词：国有资产管理体制改革;国有企业;创新投入;管资本
中图分类号：F276.1文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2021）09-0113-08
一、问题的提出
党的十九大报告指出“创新是引领发展的第一动力”，《政府工作报告》中也多次提到“要以创新引领实体经济转型”。在日趋复杂的国际形势下，落实创新驱动发展战略、强化自主核心技术研发实现制造业转型升级、优化经济结构、推动经济高质量发展是保持国家长远发展的根本动力。国有企业（下文简称“国企”）是国民经济的支柱，在我国经济社会发展和现代化建设中发挥着重要作用，其创新效率显著影响国家整体创新能力的提升。但长期以来，国有资产管理体制存在的问题使国企创新能力不足[1]，为了扭转困局，新一轮国企改革提出了“转变国资监管职能，以管资本为主”“建立国有资本投资运营平台”等举措，力求实现政企分开，激发企业活力，提升企业创新动力。
目前，关于国有资产管理体制的研究大多以规范分析为主，对其相关经济后果尤其是国企创新活动的影响研究尚不充分。创新活动本身存在投入高、风险高、周期长、回报高的特点，本次改革能否通过完善体制机制提升国企创新能力值得深入探讨。进一步地，我国具有区域发展不平衡、文化多样性的特征，对处于不同环境的国企，本次改革的效果是否存在差异化同样值得深入分析。因此，本文以国有资产管理体制改革由“管资产”为主向“管资本”为主转变为研究契机，深入探讨本轮改革对于国企创新投入的影响，以期丰富国企改革相关理论研究成果，并为深化国企改革提供经验证据。
由“管资产”转向“管资本”的国有资产管理体制改革工作已全面推进并取得初步成效，但理论界对“管资本”的研究成果大多局限于对国有资本投资运营公司的规范研究，并没有形成关于“管资本”改革研究的一致性成果。郭春丽[2]提出，根据“改组为主，新建为辅”的原则，将国企按照资本行业和功能分类，改组为不同类别的国有资本投资运营公司。国有资本投资运营公司作为国有资产经营的受托人代表国家行使出资人权力，逐步从“管实业”投资向“管资本”运作转变。文宗瑜和宋韶君[3]强调，国有资本投资运营公司成功的关键主要有两点：一是国有资本投资运营公司进行国有资本的专业化运营，避免了行政力量对企业经营的干预，从而专注于实体经济，有助于实现国有资本投资运营与国企经营各司其职;二是国有资本投资运营公司重新构建专业化运营的绩效评价体系，有助于提高国有资产资本化率，引导国有资本向创新领域输入。陈清泰[4]提出，在构建“国有资产监管机构—国有资本投资运营公司—国企”三级架构中，应当把国有资本出资人授权范围从经营权、法人财产权转变为股东部分权力，由国有资本投资运营公司和国有资本运营公司行使股东权利。
马连福等[5]以2001—2003年上交所上市企业为研究样本，检验了混合主体对企业绩效的影响，指出混合主体深入性与企业绩效之间呈倒U型关系，当非国有股东比例处于30%—40%时，非国有性质股权提升绩效的作用最为显著。考虑到国有股东的行政地位优势，一旦非国有资本超过国有资本，其作为控股股东会出于自身利益最大化而作出有损公司绩效的行為。刘晔等[6]利用双重差分倾向得分匹配方法分析我国工业企业数据，实证检验结果表明，我国国有企业混合所有制改革后全要素生产率显著提高。李春玲等[7]以2007—2015年沪深两市A股上市的国企为样本数据，实证分析了混合所有制改革后，股权制衡度与控股方式对国企投资效率的影响，结果显示，改革后的国企投资效率显著提高。赵斌斌和钱士茹[8]以2010—2015年我国制造业上市企业为研究样本，通过面板数据多元回归检验股权混合程度与企业绩效之间的关系，结果显示两者显著正相关。
自新一轮国企改革以来，国有经济的活力和影响力进一步增强，市场竞争力不断提升，聚焦于国企创新投资方面的研究层出不穷，为我国国企创新能力提升提供了理论基础。针对我国国企存在较为严重的政府控制情况，不少文献以创新资源及意愿为研究对象，分析创新行为在国企和非国企中的不同表现，研究结果大多显示，国企的创新强度和效率更低。Zhang等[9]认为，国企不以盈利为唯一目的，还要承担社会责任，与民营企业不同，国企技术研发投入更多，但研发效率却不高。张宗益和张湄[10]的研究同样表明，政府对国企决策的影响构成了其政治负担，国企不以盈利为最终目标，而更多地考虑相关者利益最大化（如员工退休金支付等），导致国企创新动力不足。温军和冯根福[11]检验了民营企业和国企机构投资者对创新投资的不同影响，研究结果表明，机构投资者与国企创新投资呈显著负相关关系。唐跃军和左晶晶[12]研究发现，相对于民营企业而言，中央国企与地方国企的创新效率更低。
吴延兵[13]以国有固定资产比重为样本数据，分析检验的结果虽然不显著，但研究结果表明国企的专利数量显著更多。解维敏和方红星[14]研究结果显示，政府研发补贴与企业研发投入显著正相关，政府干预可以缓解市场失灵的消极影响，由于政府在科研方面的大部分补贴对象是国企，因而国企的研发投入和产出均高于民营企业。 二、理论分析与假设提出
（一）以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国企创新投入
以“管资产”为主向以“管资本”为主转变的国有资产管理体制改革，其核心问题在于如何优化国企法人财产权与治理结构的关系。长期以来，受地方政府的干预，国企的决策主体地位并不明确且带有浓厚的政治色彩。随着经济体制改革的深入，企业的经营自主权不断提高，但资本、土地等重要资源仍然牢牢控制在地方政府手中，特别是国企的投资决策依然受地方政府治理目标的影响[15]。从企业的目标函数来分析，以价值最大化为目标的企业具备技术创新的动力，然而与此同时，企业还要兼顾地方政府转嫁的社会和政治等多元化目标，从而直接或间接地影响其研发投入。
在此次国有资产管理体制改革的背景下，特别是国有资本投资运营公司成立后，一方面，理顺了产权关系，实现政府国有资产所有权与经营权以及政企职责相分离，在很大程度上削弱政府对国企的干预，使企业得以专注于经营效率的提升而非政府利益，确保国有资产保值增值，通过国有资本市场化运作，其下属企业亦会受到政府更少的干预，企业在技术创新中的主体地位得到强化，可见，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革有助于国企创新投入的改善;另一方面，国企作为资源丰富的经济个体，其经济活动更有可能被内部人控制而造成偏差，加之政府领导可能在国企交叉任职，使治理结构形式化，不利于国企创新行为的识别与纠正。在国有资产管理体制改革背景下，政府不再是过去“一元”的直接监管者，而是完善国企法人治理的“多元”参与者之一。可见，以“管资本”为主的监管方式能有效减少国企管理层出于自身利益的机会主义创新行为，从而进一步提升国企创新投入。据此，笔者提出如下假设：
H1：以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国企创新投入显著正相关。
（二）以“管资本”为主的国有资产管理体制改革、内部治理水平与国企创新投入
学界关于公司治理的定义主要有两种：一种是所有者对经营者的监督与制衡机制，其目的是在企业内部形成有效的治理结构;另一种则是通过构建一套包括正式或非正式的、内部或外部的机制协调公司与所有利益相关者之间的关系，从而保证各方利益得到维护和满足，使企业高效运行。公司治理水平的高低，核心在于其是否拥有一套完善的决策与监督制衡机制，并通过这些机制实现企业价值最大化。一套完备的治理机制是企业良好业绩的稳定器和驱动器，能够有效提升运行效率，降低企业遭遇损失甚至破产的风险和失误。企业的治理水平越高，对管理层的监督与制衡越有效，企业发展越规范，企业价值也就越高。
现有学者的研究表明，好的公司治理机制能够有效遏制经理人出于自身利益而进行的过度投资，从而正向影响企业技术创新投入[16]。目前，大部分国企已初步完成以建立现代企业制度为目标的改革，但从改革的实际效果看，现代企业制度的推进并不理想。由于政府干预、领导交叉任职等因素，加上企业普遍存在中小股东“搭便车”的现象，少部分国企只行使出资人的权利，导致国企的国有股权虚置，法人治理结构流于形式，不符合现代企业制度“产权清晰、权责明确、政企分开”的核心要求，且“权责不清、约束不够、缺乏制衡”等问题比较严重。部分国企的董事会甚至独立董事形同虚设，未能发挥其在国企改革中应有的制衡作用。因此，对于这部分治理机制尚未完善的国企来说，国有资产管理体制改革减少了地方政府对国企的行政干预，会进一步导致管理层自利行为，企业管理层或大股东为谋求控制权，会将创新投入作为实现这一目标的重要手段，导致提高国企创新投入的效果并不明显;而对于内部治理体系更加健全的国企来说，国有资产管理体制改革的推动，特别是突出党组织在国企法人治理中的作用会进一步扩大国企创新投入。据此，笔者提出如下假设：
H2：受国企内部治理水平的影响，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显。
（三）以“管资本”为主的国有资产管理体制改革、外部市场化程度与国企创新投入
自改革开放以来，我国基本完成了由计划经济体制向社会主义市场经济体制的转变，但市场化改革并不彻底，特别是政府对市场的干预导致经济结构失衡，造成资源配置功能减弱。市场化进程的评价不仅有利于推进市场化改革，还有助于研究企业不同的债务融资行为、业绩表现以及股利政策等。
在研究市场化程度与企业创新之间的关系时，大多数文献将市场化程度作为一个自变量，发现它的提高可以促进企业创新。朱永明和贾明娥[17]基于我国市场制度背景，以2010—2014年高新技术上市企业为样本，采用分组回归方法检验企业外部区域市场化程度差异对融资约束与企业技术创新的影响，研究发现，市场化程度作为调节变量会加强融资约束对企业技术创新水平的负向影响;市场化程度较高的地区，由于政治干预较少，非国有上市公司融资约束与技术创新的相关关系更显著;市场化程度较低的地区，由于存在国有控制特殊性，国有上市公司对这种影响的弹性更大。因此，国企所在地区市场化程度越低，表明市场的法治环境、产品市场与要素市场以及政府与市场的关系越差，进而导致国企的创新投入不足。而随着国有资产管理体制的改革由“管资产”向“管資本”的转变，其可以减少政府的直接干预，给企业更多的自主经营权，对国企创新投入的提升作用越明显。据此，笔者提出如下假设：
H3：受国企外部市场化程度的影响，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对外部市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显。
三、研究设计
（一）样本选择与变量选取
本文以2010—2018年沪深两市A股上市公司作为研究样本，检验2013年以来国有资产管理体制改革的政策效果，并对样本数据进行了如下处理：一是删除模型中主要变量的缺失值;二是删除金融类行业样本数据;三是删除带有ST、*ST、PT符号的特殊数据;四是在1%和99%分位数上缩尾去除所有连续变量的异常值。数据来自国泰安数据库、锐思数据库和万德数据库。数据分析使用Stata16.0软件，行业分类按照使用较多的2012年证监会修订的《上市公司行业分类指引》，取行业第一位代码。 被解释变量：创新投入（Rd）。本文借鉴国内大多数学者的度量方法，采用研发投入的自然对数来衡量创新投入。
解释变量：国有资产管理体制改革（Did）。它是哑变量，用treat×time表示。其中，treat表示该企业是否是国企，time表示该年是否是政策实施年份。当企业属于国有企业（处理组）时，treat取值为1，当企业属于非国有企业时（控制组），treat取值为0;当年份大于等于2013年时，time取值为1，否则为0。
控制变量。本文在已有研究的基础上，选取营业收入成长率（Growth）、经营活动现金流量（Cashflow）、资产负债率（Lev）、高管持股比例（Mr）、董事会规模（Bs）、上市年限（Age）、企业规模（Size）、资本回报率（Roa）作为控制变量。
同时，本文还控制了年份（Year）和行业（Industry）虚拟变量。主要变量名称和计算方法，如表1所示。
（二）样本分组依据
1.内部治理机制
借鉴Xu等[18]的研究，内部治理机制通过使用股权制衡度来度量，具体计算方法为企业第二大股东持股比例与第一大股东持股比例的比率。现有理论认为，企业股权制衡度越高，其治理机制就越好。为了分组回归的需要，本文设置内部治理机制为虚拟变量，若企业当年经行业调整的股权制衡度大于中位数则为1，否则为0，并将全部样本分为高治理水平组和低治理水平组进行分组检验。
2.外部制度环境
市场化程度数据选取王小鲁等[19]披露的数据。由于上述市场化程度数据区间为2003—2016年，无法覆盖本文的研究区间，因而借鉴俞红海等[20]的做法，依据2003—2016年市场化指数的平均增长率，预测2016—2018年的市场化指数，并设置外部制度环境为虚拟变量，当企业所在地区的市场化指数大于当年所有地区市场化指数的中位数则为1，否则为0，并将全部样本分为高市场化程度组和低市场化程度组进行分组检验。此外，还剔除了291家央企（实际控制人属于国务院国资委、中央国家机关或中央国有企事业单位），从而避免央企所属多个地域造成的干扰。
（三）模型设定
本文借鉴Xu等[18]设定的模型，主要运用双重差分（DID）法，检验国有资产管理体制改革对国企创新投入的影响，公式如下：
Rd=β0+β1Time×Treat+∑9j=2βjControlit+Industryi+yeart+εit（1）
其中，被解释变量创新投入（Rd）以企业的研发投入水平衡量。解释变量为Did，即Time×Treat，预估系数β1为正，意味着国有资产管理体制改革可以显著提高国企创新投入。此外，为了验证H2和H3，本文按照内部治理水平和外部制度环境对样本进行分组研究。
四、回归结果分析
（一）描述性统计分析
各变量的描述性统计结果，如表2所示。由表2可知，企业创新投入的均值为17.750，标准差为1.470，最小值为12.960，中位数为17.830，最大值为21.820。样本企业中国企占比为40%，代表国企和非国企样本量大体相同，满足双重差分（DID）模型设定要求。其他变量的统计结果与现有文献的研究结论一致，不再赘述。
（二）平行趋势检验
采用双重差分模型估计国有资产管理体制改革对国企创新投入影响的前提条件是政策实施前，处理组与控制组的创新投入在国有资产管理体制改革前的趋势保持一致。为了检验这一条件是否满足，本文借鉴虞娅雅和廖冠民[21]的平行趋势检验，根据平行趋势检验的原理，允许交互项Did的系数在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》实施之前随时间变动，以检验2013年《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》实施之前是否存在国企创新投入将显著上升的趋势。鉴于制度效果一般存在滞后性，用Did2010、Did2011、Did2012以及Did2013分别代表2010年、2011年、2012年以及2013年各年的虚拟变量。平行趋势检验的结果显示，分别用Rd和Rd除以主营业务收入作为不同的创新投入指标，Did2010、Did2011、Did2012及Did2013均不显著，说明处理组和控制组平行趋势检验成立，即在政策实施之前，不同特征的国企创新投入趋势并未发生显著变化，双重差分模型具有适应性。
（三）回归结果分析
国有资产管理体制改革与国企创新投入的多元回归结果，如表3所示。结果显示，国有资产管理体制改革与国企创新投入在1%的水平上显著正相关，且国有资产管理体制改革的回归系数为0.163，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，H1得以验证。在内部治理水平低的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.116，且在10%的水平上显著;在内部治理水平高的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.305，且在1%的水平上显著。进一步通过基于似无相关模型的检验方法计算P值（0.073），检验两组间Did的回归系数的差异性，得到两者在10%的水平上存在显著差异，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显，H2得以验证。在市场化程度高的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.060，但不显著;在市场化程度低的企业样本组中，国有资产管理体制改革的回归系数为0.276，且在1%的水平上显著，表明“管资本”为主的国有资产管理体制改革对市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显，但对市场化程度高的国企影响较弱，H3得以验证。
（四）稳健性检验
1.变更创新投入的衡量标准
为检验研究结论的稳健性，本文用研發投入除以主营业务收入作为企业创新投入的替换变量代入模型进行回归。回归结果如下：国有资产管理体制改革与国企创新投入在1%的水平上显著正相关，且国有资产管理体制改革的回归系数为0.140，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，从而再次验证H1。受内部治理水平差异的影响，内部治理水平高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.222，且在1%的水平上显著;内部治理水平低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.101，但不显著，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显，但对内部治理水平低的国企影响较弱，从而再次验证H2。受企业所在地区市场化程度差异的影响，市场化程度高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.055，但不显著;市场化程度低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.216，且在1%的水平上显著，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对外部市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显，但对市场化程度高的国企影响较弱，从而再次验证H3。 2.平行趋势检验
为排除其他可能对主要检验结果的影响，本文借鉴虞娅雅和廖冠民[21]的平行趋势检验，进一步检验结果的稳健性。根据平行趋势检验的原理，允许国有资产管理体制改革的系数在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》实施之前随时间变动，以检验政策实施之前是否存在国企创新投入显著上升的趋势。鉴于政策效果一般存在滞后性，用Did2010、Did2011、Did2012以及Did2013分别代表2010年、2011年、2012年以及2013年各年的虚拟变量。平行趋势检验的结果显示，分别用研发投入和研发投入除以主营业务收入作为不同的创新投入指标，Did2010、Did2011、Did2012及Did2013均不显著，说明处理组国有企业和控制组非国有企业平行趋势检验成立，即在政策实施之前，不同特征的国企创新投入趋势并未发生显著变化，双 差分模型具有适用性。
2.控制地区固定效应
参考廖冠民和沈红波[22] 的做法，本文加入地区固定效应，设置变量Province，选取我国31个省份以缓解内生性对研究的影响。地区固定效应控制后的结果显示，国有资产管理体制改革的回归系数为0.164，与创新投入在1%的水平上显著正相关，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，从而再次验证H1。受内部治理水平差异的影响，内部治理水平高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.249，且在1%的水平上显著，内部治理水平低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.116，且在10%的水平上显著，似无相关模型的检验结果P值为0.071，两组间Did回归系在显著差异，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对内部治理水平高的国企创新投入的提升作用更明显，从而再次验证H2。受企业所在地区市场化程度差异的影响，市场化程度高的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.064，但不显著，市场化程度低的企业样本组国有资产管理体制改革系数为0.276，且在1%的水平上显著，表明“管资本”为主的国有资产管理体制改革对外部市场化程度低的国企创新投入的提升作用更明显，但对市场化程度高的国企影响较弱，从而再次验证H3。
3.倾向得分匹配检验
为了避免企业自身差异可能造成的样本选择问题，本文选择企业规模（Size）、营业收入成长率（Growth）、资产负债率（Lev）、董事会规模（Bs）、资本回报率（Roa）以及行业（Industry）等6个特征变量，采用核匹配选择对照组，并重新检验国有资产管理体制改革对国企创新投入的影响，回归结果显示，国有资产管理体制改革的回归系数为0.162，与创新投入在1%的水平上显著正相关，表明以“管资本”为主的国有资产管理体制改革能显著提高国企创新投入，进一步证明了本文主要结论的稳健性。
五、研究结论与政策建议
（一）研究结论
本文以2010—2018年为样本区间，考察2013年以来国有资产管理体制改革的政策效果，通過经验检验的方法，分析以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对国企创新投入产生的影响。笔者认为，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革与国企创新投入呈显著的正相关关系，证明本次改革能显著提高国企的创新投入，进而提高创新效率。此外，改革效果还受到国企内部治理水平和国企所在地区的市场化程度的影响：国企治理水平越高，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对其创新投入的促进作用越明显;国企所在地区市场化程度越低，以“管资本”为主的国有资产管理体制改革对其创新投入的促进作用越明显。
（二）政策建议
1.推进政府职能转变，提升政府管理效能
改革开放以来，国企改革取得的成绩、积累的经验与政府职能的转变、管理效能的提升密不可分。而现阶段我国国企的经营活动在一定程度上仍然受到政府的制约和干预，比如政策性摊派给国企造成的负担。为了降低这些负面影响，政府可以从以下两方面入手更好地实现政企分开：一方面，要转变政府职能，随着经济的快速发展，全能型政府在国企发展中的弊端日益凸显，政府的身份不仅是所有者，更是宏观经济的调控者，要细化权力和责任，放权让利，激发国企投资活力，确保市场在资源配置中发挥决定性作用;另一方面，要优化政府管理服务，要减少行政审批等直接管理方式，充分利用货币政策、财政政策以及法律手段等进行调控，由过去简单的行政管理向多元化定制服务转变，为国企发展创造有利条件。
2.建立市场化经营机制，激发国企发展动力
充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，是国有资产管理体制改革坚持的一条主线。国有资产管理体制改革效果受各地区市场化发展程度的影响，因此，推动国有资产管理体制改革，实现国企高质量发展，可以从以下两方面着手：一方面，建立灵活高效的市场化经营机制，提高各地区的市场化发展程度，包括产品市场、要素市场、中介组织的发育以及法律制度环境等，通过有效的市场机制来约束国企短视投资行为，从而提高国企的创新效率;另一方面，要坚持国企市场化运作，突出国企市场化主体地位，激发国企发展动力和活力，在市场起决定作用的基础上，正确处理好政府与市场的关系，建立健全经营性国有资产集中统一监管体系。
3.完善国企治理机制，约束管理层行为
国有资产管理体制改革效果受企业内部治理水平的影响。国企治理机制的建立，最终要落实到具体的制度文件中，主要包括激励和约束机制。在执行过程中，国企要按照现代企业制度的要求，完善内部治理结构，明确划分各方职责，创新自身的体制机制，充分利用好政府授权放权的决策权限。一是明确管理层的权、责、利，清晰划分并充分发挥国企股东大会、董事会与监事会的职能，使其在公司治理中发挥应尽的作用;二是探索混合所有制改革，完善国企的股权结构，扩充国企的股东范围，将民营企业纳入战略合作团队，形成有效制衡的法人治理结构和高效灵活的市场化经营机制，通过有序推进混合所有制改革，创新体制机制，激发国企创新活力;三是强化国企监督管理，促进党组织建设与国企治理有机统一，在党的领导下进行更加自主灵活的商业化运作，探索国有资本投资运营公司运行与治理中的党组织建设新途径，切实发挥党组织参与国企治理的政治核心作用，约束管理层的不当行为方式，从而提高国企的创新投入。 参考文献：
[1]吴延兵.国有企业双重效率损失研究[J].经济研究，2012，（3）：15-27.
[2] 郭春丽.国有资产管理体制改革的总体思路和实现路径[J].宏观经济管理，2014，（10）：18-23.
[3] 文宗瑜，宋韶君.国有资本运营职能从国企剥离的改革逻辑及绩效评价体系重构[J].北京工商大学学报（社会科学版），2018，（2）：10-17.
[4] 陈清泰.处于基础地位的“管资本”改革[J].现代国企研究，2018，（11）：6-11.
[5] 马连福，王丽丽，张琦.混合所有制的优序选择——市场的逻辑[J].中国工业经济，2015，（7）：5-21.
[6] 刘晔，张训常，蓝晓燕.国企混合所有制改革对全要素生产率的影响[J].财政研究，2016，（10）：63-75.
[7] 李春玲，李瑞萌，袁润森.国企混合所有制改革的投资效率[J].企业经济，2017，（4）：47-53.
[8] 赵斌斌，钱士茹.混合所有制是否有利于国企绩效提升[J].北京邮电大学学报（社会科学版），2017，（2）：64-71.
[9] Zhang， A.， Zhang， Y.， Zhao， R.A Study of the R&D Efficiency and Productivity of Chinese Firms [J]. Journal of Comparative Economics， 2003，31（3）：444-464.
[10] 张宗益，张湄.关于高新技术企业公司治理与R&D投资行为的实证研究[J].科学学与科学技术管理，2007，（5）：23-26.
[11] 温军，冯根福.异质机构、企业性质与自主创新[J].经济研究，2012，（3）：53-64.
[12] 唐跃军，左晶晶.所有权性质、大股东治理与公司创新[J].金融研究，2014，（6）：177-192.
[13] 吴延兵.企业规模、市场力量与创新：一个文献综述[J].经济研究，2007，（5）：125-138.
[14] 解維敏，方红星.金融发展、融资约束与企业研发投入[J].金融研究，2011，（5）：171-183.
[15] 田伟.考虑地方政府因素的企业决策模型——基于企业微观视角的中国宏观经济现象解读[J].管理世界，2007，（5）：16-23.
[16] 张会丽，陆正飞.现金分布、公司治理与过度投资——基于我国上市公司及其子公司的现金持有状况的考察[J].管理世界，2012，（3）：141-151.
[17] 朱永明，贾明娥.市场化进程、融资约束与企业技术创新——基于中国高新技术企业2010—2014年数据的分析[J].商业研究，2017，（1）：49-56.
[18] Xu， N.，Xu， X.，Yuan， Q.Political Connections， Financing Friction， and Corporate Investment： Evidence From Chinese Listed Family Firms[J]. European Financial Management， 2013，19（4）：675-702.
[19] 王小鲁，樊纲，余静文.中国分省份市场化指数报告（2016）[M].北京：社会科学文献出版社，2016.
[20] 俞红海，韦倩静，蒋振凯.私募股权突击入股对上市公司IPO前后的影响研究[J].珞珈管理评论，2016，（1）：117-140.
[21] 虞娅雅，廖冠民.劳动保护、行业下滑与企业贷款违约——基于2008《劳动合同法》的实证检验[J].中央财经大学学报，2017，（9）：43-52.
[22] 廖冠民，沈红波.国有企业的政策性负担：动因、后果及治理[J].中国工业经济，2014，（6）：96-108.
（责任编辑：徐雅雯）
收稿日期：2021-07-02
基金项目：国家自然科学基金青年项目“地方国企改革的路径选择和经济后果研究”（71602085）
作者简介：
陈文磊（1985-），男，江苏扬州人，博士研究生，主要从事财务会计、审计与资本市场研究。E-mail： 10033363@qq.com