民营企业混改路径与创新绩效的适配关系
王萌伊，王建中
(云南财经大学 商学院，云南 昆明 650221)
“十四五”时期，我国开启全面建设社会主义现代化国家新征程，经济发展已经由高速增长阶段转向高质量发展阶段“国民共进”是国家经济高质量发展的内在需求，能够唤醒各部门经济活力，促使国家经济实现高质量发展，混合所有制改革便是实现“国民共进”的主要途径[1]。对现有改革所得经验教训进行总结，不同行业的民营企业，在已有的营商环境下，怎样合理地混改，协调环境、行业、股权占比之间的适配关系，才能够达成合意创新绩效，推动民营企业高质量发展，成为目前学术与实践的重要议题之一。
为了划分影响各民营企业创新绩效的因素水平，结构化分析因素与因素之间的联系，采用正交试验法进行主体设计，并结合层次分析法、文献研究法，寻找实现民营企业合意创新绩效的最优路径。分析改革的动力与阻力，明晰混改路径，有助于混改顺利推进，为我国经济高质量发展增添燃料动力。
混合所有制改革是一项复杂的系统工程，为寻求正确的混改路径，必须对其动力、阻力做出具体分析[2]。
中国科学技术发展战略研究院表示，创新绩效的评价必须涉及科技创新的投入与产出、创新环境的改善以及由此带来的经济绩效[3]。现有文献已经对我国制造业企业进行研究，用产品创新测量创新绩效，用新产品引入的及时性、新产品的数量、新产品的独特性测量产品创新，模型经测试具有良好的信度与效度[4]。
营商环境是企业生存和发展的重要前提[5]，现有文献从7个维度着手，即公共服务、人力资源、市场环境、创新环境、金融服务、法治环境和政务环境，对4个直辖市、5个计划单列城市、27个省会城市和253个其他地级市营商环境指数进行测度，划分出各城市营商环境等级[6]。
涉及自然垄断业务的行业必须保持国有资本控股，只有竞争性业务的行业才鼓励放宽其他资本准入壁垒。然而，哪些行业由于垄断特征弱需要放松管制，哪些行业由于垄断特征强需要特许经营，还需进一步考量[7]。
综上所述，以中国制造业为主的民营企业在营商环境不同、行业垄断特征不同、国有股权占比不同时，企业达成合意创新绩效时的路径组合大相径庭[8]。那么，划分营商环境、行业垄断特征、国有股权因素水平，探究不同营商环境、不同行业类型与不同国有股权占比的民营企业达成合意创新绩效时的路径组合，便具有重要意义。现有文献测量创新绩效时大都采用“产品创新”这一指标，强调创新成果产出，却往往忽略成果转化，文中结合营业收入额、新产品研发投入、专利数、专利授权数4项指标，根据柯布—道格拉斯生产函数设定创新绩效评价模型，以投入、转化、产出的研究思路分析其间相关关系，具备客观性、科学性[9]。另外，现有文献大都以国有企业为切入点对混合所有制改革进行研究，采用非结构化论述法分析混改路径[10]，以民营企业作为研究对象，从混改的另一重要参与主体着手，设置营商环境、行业垄断特征、国有股权占比作为影响企业创新绩效的3个因素，创新性地采用正交试验的方法，分析不同水平因素组合对结果变量的影响，寻找可复制化的混改路径。
为此，本文旨在探讨以下问题。一是营商环境、行业垄断特征、国有股权占比分别对民营企业创新绩效是否存在显著影响；
二是营商环境、行业垄断特征与国有股权占比三因素之间的调节作用；
三是营商环境、行业垄断特征、国有股权占比三因素组合交互效应对民营企业创新绩效的影响；
四是营商环境、行业垄断特征、国有股权占比三因素组合实现民营企业合意创新绩效的合意配方。
2.1 企业创新绩效的评估
在企业创新发展过程中，企业经营规模和研发投入对创新绩效的提升起着重要作用[11]。企业创新投入对创新绩效的正向促进作用在民营企业中已得到实证检验，这是由于民营企业行业竞争压力较大，具有较强的学习、吸收和转化技术因素的能力[12]。优化高新技术占企业总数比重布局、企业技术创新支出占收入总额的投资结构、人均知识产权结构，可以推动企业绩效的总体优化[13]。专利数量和产品创新是测量企业创新绩效最常用的指标，但对于新兴经济体国家不一定适用[14]，新兴经济体国家初期普遍缺乏自主创新能力，主要创新模式局限于模仿创新，创新绩效无法通过专利的形式表现出来，国家专利申请主战场不在发明型专利而是在外观设计与实用新型专利上，不能真实有效地衡量企业创新能力[15]。产品创新意味着发现和发展新的、独特的产品，在衡量企业创新绩效时，选择跨行业样本具有普遍意义[16]。
为充分结合我国特有的营商环境，最大化实现被衡量指标的可获得性和获得便利性，总结已有观点，以企业年报数据为依据，梳理营业收入额、新产品研发投入、专利数、专利授权数4项数据指标，应用柯布—道格拉斯生产函数，分析我国民营企业创新绩效[17]。柯布—道格拉斯生产函数是研究经济增长影响因素的经典模型，应用极为广泛，常见形式见式(1)
(1)
式中：Ii为被解释变量，表示企业i的创新绩效，A为固定系数；
Li为营业收入额；
Ki为研发投入与产出；
Ui为专利申请数量与专利授权数量；
α,β分别为Li,Ki的指数。在实际中，为避免异方差性，文中对式(1)两侧取对数得到式(2)，再进行后续的分析检验。
lnIi=lnA+αlnLi+βlnKi+Ui
(2)
2.2 营商环境的评估
评估营商环境对企业活动的影响离不开对营商环境的度量，这一过程有助于客户、市场、制度环境、文化相互学习，从而促进企业创新[18]。“中国城市营商环境评价研究”课题组建立的城市营商环境的评价体系，采用了效用值法测算各城市营商环境标准化值，评估各城市的营商环境水平。本研究参考“中国城市营商环境评价研究”课题组构建的中国城市营商环境的评价体系对各城市营商环境水平进行分析[19]，见表1。
表1 营商环境因素水平表
2.3 行业垄断特征的评估
行业垄断特征可以采用行业集中率、赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)、勒纳指数、贝恩指数、罗斯柴尔指数等指标度量，其中赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)能够通过行业内企业数目和相对规模的差异反映市场的竞争和垄断程度，更好体现整个行业的市场结构[20]。混合所有制改革对企业绩效的作用在不同行业存在显著差异。相对于自然垄断行业，混合所有制改革在竞争性行业的改善作用更大，混改对企业绩效的促进作用主要发生在竞争性市场结构下[21]。
以证监会二级行业分类标准额为依据，行业垄断特征由赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)反映的行业集中程度进行测量，分析结果见表2。
表2 企业行业垄断特征因素水平表
2.4 国有企业股权占比的评估
国有企业改革实施近40年，2013年11月12日中国共产党第十八届中央委员会第3次全体会议通过了中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定，这是我国混合所有制改革的开端[22]。2015年9月，《中共中央国务院关于深化国有企业改革的指导意见》与其后续相关配套性政策文件的颁发，标志着深化国有企业改革的1+N政策体系初步形成。2020年6月，《国企改革三年行动方案(2020—2022年)》下发，标志着混合所有制改革进程将进一步提速，成为当前中国国企改革的核心[23]。
基于对2013年至2020年参与混改的1 447家民营上市公司国有企业股权占比情况进行统计，控制无关变量，选取样本中股权占比前十名的国有企业，加总股权占比，得到各民营企业国有股权占比，所得结果见表3。
表3 国有企业股份占比因素水平表
在归纳总结现有文献的基础上，确定营商环境、行业垄断特征、国有股权占比三因素水平的划分标准，在营商环境、行业垄断特征、国有股权占比三因素不同水平的排列组合中找出实现企业合意创新绩效的配方，总结经验教训，建设可复制化企业混改路径，减少试错成本，带动更多企业的混合所有制改革，提高混改效率，以实现我国国民经济的高质量发展。
3.1 试验设计方案
通过对试验点的组合分析，了解全面情况，寻找实现最优创新绩效的因素组合[24]。总结正交试验因素水平划分见表4。
表4 因素水平划分总表
营商环境、行业垄断特征、国有股权占比分别用大写字母A、B、C表示。
3.2 试验结果
按全面试验要求，对包含3个因素5个水平的试验项目，共须进行35=243种组合的试验，且尚未考虑每一组合的重复数，显然工作量较大，合理安排试验和科学的分析是试验成功的关键。按L25(53)正交表安排试验，只需25次试验，大大减少了工作量。L25(53)中，L代表正交表，L右下角的数字“25”代表25横行，即要做25次试验，括号内的指数“3”代表因素个数为3，括号内的数字“5”代表每个因素具有5个水平，试验设计方案见表5。
表5 正交试验设计方案及结果
正交试验以我国参与混改的1 447家民营企业为总样本，对企业所处营商环境、行业垄断特征、国有股权占�人浇谢郑秆〕龈饕蛩氐牟煌叫纬苫旄穆肪叮⑻蕹呒嘞睿子么葱录ㄐ兰勰Ｐ停钪占扑愠龃葱录ㄐ骄怠�
3.3 试验结果分析
3.3.1 极值结果分析
根据极差数Rj的大小，可以判断各因素对试验结果的影响力大小及主次顺序，判断原则为：极差数愈大，对应的因素愈重要，由此确定营商环境、行业垄断特征、国有股权占比对民营企业创新绩效的影响力主次排序，见表6。
分别对各因素一水平的试验结果求和，即I1；
再对各因素二水平的试验结果求和，即I2；
对各因素三水平的试验结果求和，即I3，依此类推得到I4、I5。分别求出各因素各水平结果的平均值。求出各因素平均值的差值，即极差Rj。
由于总样本中各因素不同水平下样本数量悬殊，文中对每次试验各因素不同水平的试验结果求取平均值，剔除各因素最高和最低平均值，求次高与次低平均值极差，作为比较依据。由表6可得，三因素对于试验结果的影响力主次顺序为国有股权占比>营商环境>行业垄断特征。
表6 正交试验极值分析
3.3.2 三因素方差结果分析
利用三因素方差分析法研究营商环境、行业垄断特征、国有股权占比对民营企业创新绩效的一阶、二阶、三阶影响效应，见表7。
表7 三因素方差分析
由表7可得，营商环境没有呈现出显著性(F=1.236，p=0.297>0.05)，即营商环境不会对创新绩效产生显著影响。国有股权占比呈现出显著性(F=4.365，p=0.002<0.05)，主效应存在，国有股权占比会对创新绩效产生显著影响。具体差异可通过方差分析进行分析。行业垄断特征呈现出显著性(F=20.766，p=0.000<0.05)，主效应存在，行业垄断特征会对创新绩效产生显著影响。
营商环境和国有股权占比的交互项呈现出显著性(F=5.303，p=0.000<0.05)，营商环境和行业垄断特征的交互项呈现出显著性(F=2.020，p=0.038<0.05)，国有股权占比和行业垄断特征的交互项呈现出显著性(F=3.903，p=0.000<0.05)。
营商环境和国有股权占比二阶效应存在，且三阶效应呈现出显著性；
营商环境和行业垄断特征二阶效应存在，且三阶效应呈现出显著性；
国有股权占比和行业垄断特征二阶效应存在，且三阶效应呈现出显著性，进一步分析三阶效应，见表8。
表8 三阶效应分析
营商环境、行业垄断特征与国有股权占比三阶效应呈现出显著性，得出简单效应检验结果。
在确定营商环境下进行效应分析，当行业垄断特征在30时，国有股权占比为90时，营商环境的主效应显著，F(1，229)=7.89，p<0.01。当行业垄断特征在55时，无论国有股权为10，30，还是50，营商环境的主效应均显著，分别为F(3，229)=6.96，p<0.001；
F(3，229)=7.76，p<0.001；
F(3，229)=3.80，p<0.05；
且同其他水平相比，营商环境为90时企业创新绩效最高。当行业垄断特征为75时，无论国有股权占比大或小，营商环境的主效应均不显著。当行业垄断特征在100时，国有股权占比为90时，营商环境的主效应显著，F(3，229)=6.39，p<0.001。
在确定国有股权占比下进行效应分析，当行业垄断特征为30，营商环境为30时，国有股权占比的主效应显著，F(3，225)=4.42，p<0.05。当行业垄断特征在55时，无论营商环境为30，50，70，还是90，国有股权占比的主效应均显著，分别为F(3，225)=13.12，p<0.05；
F(4，225)=11.53，p<0.05；
F(4，225)=6.74，p<0.05；
F(3，225)=3.99，p<0.05且同其他水平相比，国有股权占比为10时企业达到的创新绩效最高。当行业垄断特征为75时，营商环境为70，国有股权占比主效应显著，F(4，225)=4.28，p<0.05。当行业垄断特征在100时，营商环境为50，国有股权占比主效应边缘显著，F(4，225)=7.21，p<0.05。
在确定行业垄断特征下进行效应分析，当营商环境为30，国有股权占比为30和90时，行业垄断特征主效应显著，分别为F(3，225)=12.18，p<0.05，F(1，225)=9.21，p<0.05，且行业垄断特征为100时企业达到的创新绩效最高。当营商环境为50，国有股权占比为10和30时，行业垄断特征主效应显著，分别为F(3，225)=7.78，p<0.05，F(3，225)=10.50，p<0.05，且行业垄断特征为100时企业达到的创新绩效最高。当营商环境为70，国有股权占比为30和90时，行业垄断特征主效应显著，分别为F(3，225)=8.91，p<0.05，F(3，225)=11.98，p<0.05，且行业垄断特征为75时企业达到的创新绩效最高。当营商环境为90，无论国有股权占比大还是小，行业垄断特征主效应均不显著。
1)民营企业创新绩效是一个综合性指标，是营商环境、行业垄断特征、国有股权占比等因素共振耦合的结果，考虑企业创新绩效时应综合权衡区域、行业、股权占比三方适配关系。
2)营商环境不会对企业创新绩效呈现显著影响，国有股权占比对企业创新绩效呈现显著影响，行业垄断特征对企业创新绩效呈现显著影响。
3)国有股权占比与民营企业创新绩效相关度最高，建设合宜的营商环境是实现民营企业高创新绩效的重要前提，充分分析行业垄断特征是推进民营企业创新绩效增长的基础。营商环境、行业垄断特征、国有股权占比对民营企业创新绩效的影响力由大至小为国有股权占比、营商环境、行业垄断特征。
4)民营企业实现合意创新绩效的路径一是高水平营商环境，中等水平行业垄断特征，中低水平国有股权占比；
路径二是低水平营商环境，高水平行业垄断特征，极端(极高和极低)水平国有股权占比；
路径三是中等水平营商环境，高水平行业垄断特征，极端(极高和极低)水平国有股权占比。
5)当企业已经具备实现合意创新绩效的路径时，还必须抢抓机遇，明确企业战略定位与核心竞争力，实现转型与发展，才能充分利用好资源禀赋，达到合意创新绩效。试验结果不会呈现出营商环境对民营企业创新绩效的显著影响，可能是在剔除逻辑余象或构建营商环境评价模型的过程中存在纰漏，对营商环境的发展性考虑不足，故营商环境与民营企业创新绩效的关系假设仍需要在今后研究中进行样本拓展式论证。
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