2021年第7一、引言
改革开放以来，经济社会发展突飞猛进的同时也面临诸多问题，产业结构不优、创新后劲不足、“东西差距”逐步演化为“南北差距”等矛盾日益凸显，严重制约了经济的进一步发展［1］。在我国经济增速换挡的关键时期，“新旧动能转换”概念的提出，为我国亟待解决的经济发展问题提供了方向，成为供给侧结构性改革的抓手。推进“常规动能”到“新动能”的顺利转换，培育发展新动能，逐步改造、淘汰传统动能，是解决目前我国发展问题的重要战略举措与制度安排。产业结构优化升级、技术创新、体制机制创新、思想观念转变是新旧动能转换关键［2-3］，技术创新和体制机制创新作为产业结构升级与思想观念变化的实现途径，是新旧动能转换顺利实现的重要一环。微观层面的新旧动能转换是企业内部一系列创新活动的总称，其中主要包括以技术创新活动为代表的产业结构升级和以机制创新为代表的思想观念的变化。目前，新旧动能转换的相关研究主要运用规范研究方法集中在宏观经济领域，微观企业内部的新旧动能转换的相关文献，特别是实证文献较为罕见。本文以新旧动能转换的微观层面为着力点，结合混合所有制改革，具体研究企业内部新旧动能转换的实现过程与路径选择。 公司股权结构通过参与公司治理的过程影响决策制定、实施。合理、有效的股权结构能够改善公司治理，进而提升企业的创新效率。相关实践充分证明了“一股独大”的
股权结构会造成企业效率低下、创新动力匮乏等问题。以往文献发现，混合股权能够显著提升企业的创新绩效，激发企业的创新活力。混合股权是否会对新旧动能转换产生影响，相关研究较为罕见。
本文的创新和贡献主要有：（1）文章立足于微观层面的新旧动能转换，与以往宏观视角有所区分。（2）运用PSM 实证研究方法，解决内生性问题，评估方法更加科学，研究结论更加可靠。（3）采用响应倾向得分匹配插补法，将机制创新与技术创新进行统一整合，而非将连续变量和离散变量重新编码与重标尺度后简单相加的方式。
二、理论分析与研究假设
（一）混合股权对新旧动能转换的影响
新旧动能转换是经济新常态下解决我国发展问题的重要举措，其实现需通过技术创新以及机制创新活动为依托，股权结构理论是企业组织、治理结构的基础，深刻影响其生产、创新活动，进而影响新旧动能转换的进程。混合股权作为混合所有制改革的产物，有关其效果的讨论尚未统一。部分学者认为，与单一所有制结构相比，多元化的股权结构能够显著提升企业的创新绩效与创新效率，其中混合股权治理效应主要来自于不同性质资本的相互制衡与其优
势协同发挥（李建标，王高阳等）［4］
。在我国特殊的制度背
景下，不同性质股权可优势互补。一方面，混合所有制改革后，企业中非国有资本的增加缓解了国有
企业的政策性负
【基金项目】山东省重点研发项目（软科学项目）“自贸区和新旧动能转换试验区接续转换创新集聚供给山东样板”（项目编号：2019RKB01154）；山东省社科规划基金项目“支持小微企业成长的金融生态系统建设研究”（项目编号：18CJJJ28）。
混合股权能否促进新旧动能转换？
——基于倾向得分匹配法（PSM ）的分析
周红根（副教授）范昕昕房仲倩
（齐鲁工业大学（山东省科学院）管理学院山东济南250353）
【摘要】在传统动能衰弱、新生动能孕育的背景下，思想观念的转变、技术创新、产业结构优化和体制机制创新是我国“新旧动能”转换与衔接的关键。混合所有制改革通过战略驱动参与公司治理过程将影响企业创新活动，混合股权是否会参与微观企业的新旧动能转换过程，以及效果如何？文章以2007—2017年A 股上市公司为研究对象，运用倾向得分匹配（PSM ）的方法，从技术创新和体制机制创新的微观视角，实证检验了混合股权对新旧动能转换的影响。研究发现：混合股权有利于新旧动能转换的顺利实施；东部地区混合股权对新旧动能转换促进作用的敏感性要显著高于中西部地区，在大规模企
业与非国有企业中混合股权的促进作用更为明显。【关键词】混合所有制；技术；体制机制；新旧动能转换
【中图分类号】F275【文献标识码】A 【文章编号】1002-5812（2021）07-0077-04
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担，抑制政府因满足政绩需求干预创新的力度。非国有资本的资本逐利属性会使企业为获取长久收益而积极开展创新活动。另一方面，相较于非国有企业，国有企业具备天然的融资、税收优势，有效缓解创新过程中的融资约束，促进技术创新活动开展。另有学者认为，多元产权主体参与公司治理的过程会引起经营模式以及机制结构的变化。具体表现为：董事、监事以及经理人之间的制衡监督机制水平提升是混合所有制改革结果的体现。杨红英、童露（2015）研究发现：发挥不同性质、不同形式资本的治理优势是建立产权明晰、政企分开、权责明确、管理科学的管理体制的重要环节［5］。混合所有制改革后多元产权主体的形成能够有效缓解由于管理者缺位造成的决策失误，促进不同性质股份之间的相互制衡和监督，从而提升了机制创新水平。综上，混合股权提升了技术创新和机制创新的能力，推动新旧动能转换的顺利实现。
基于以上分析本文提出如下假设：
假设1：混合股权通过技术创新和机制创新推动了新旧动能转换的实现。
（二）不同产权性质、地域以及企业规模下混合股权对新旧动能转换的影响
鉴于我国国情的特殊性，不同产权性质下混合股权对新旧动能转换的影响可能存在差异。国有企业的政策性负担及严重的委托代理问题严重影响了混合股权的实施效果。国企高管往往更加关注任期内业绩的提升以获取升迁机会的这一观念必然会对耗资巨大、成效未定的新旧动能转换过程带来影响。而非国有企业以追求企业理论最大化为目标，面对激烈的市场竞争环境，非国有企业唯有顺应新旧动能转换的趋势，不断培育新的经济增长点、淘汰落后产能，才能在激烈竞争中处于优势地位，促进企业价值的增值。
我国资源禀赋、经济发展不平衡，受地理位置、目标市场以及产业规模差异的影响，政策实施效果差异明显。东部地区市场化程度高，高科技产业众多，对创新依赖型强，混合所有制改革后，股权结构进一步合理化，凭借东部地区雄厚的资金、技术优势，加速推进新旧动能转换的进程。而中西部地区多为资源密集型产业，产业结构单一，创新效率以及创新成果转化率较低，企业的创新意愿与能力远远低于东部地区，新动能培育的难度较大，旧动能难以在短时间内被淘汰。
不同规模下的企业因发展目标和经营模式的差异造成了政策反应灵敏度不同。具体表现为，大规模企业进一步扩大市场份额、保持市场竞争力，相继开展创新活动以顺应新旧动能转换的进程。而小规模企业资金储备量不足、风险承受能力较差以及管理经验不足等诸多原因的存在造成创新活动迟滞，大规模企业进行新旧动能转换的主观意愿和客观条件均优于中小规模的企业。
基于以上分析，本文提出如下假设：
假设2a：相对于国有企业，混合股权对非国有企业新旧动能转换的促进作用更加明显；
假设2b：相对于中西部地区，混合股权对东部地区新旧动能转换的促进作用更加明显；
假设2c：相对于小规模企业，混合股权对大规模企业新旧动能转换的促进作用更加明显。
三、研究方法与研究设计
（一）研究方法
单纯的多元统计分析并不能有效解决内生性问题，容易对实证结果造成一定的偏误。因此本文选取倾向得分匹配（PSM）的方法对混合股权与新旧动能转换的关系展开研究，减少无关因素对实证结果的干扰。首先，根据Logit回归模型选择相关匹配变量，其次，对所选取的变量进行有效性检验，最后，依次利用最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方式检验混合股权和新旧动能转换的关系。
（二）研究设计
1.样本选择。选取2007—2017年A股上市公司为样本，数据处理原则如下：剔除资产负债率大于1的企
业；剔除被ST和ST*的公司；剔除金融业；剔除相关数据缺失的企业；为降低极端数据的影响，对文中主要连续型变量进行1%的缩尾处理。最终得到有效样本14175个，其中实验组数据7978个，对照组数据6197个。本文的财务数据、技术创新数据以及机制创新的数据主要来自于CSMAR数据库，混合股权数据来自CCER数据库。
2.变量设计。
（1）技术创新（TC）。部分研究从专利的数量以及新产品销售收入等产出视角出发对企业创新能力展开测度，考虑到不同行业之间专利价值可比程度不高以及新产品销售收入易受利润操纵以及盈余管理的影响。因此，本文借鉴余明桂学者的做法采取研发投入与总资产的比值作为技术创新的代理变量［6］。
（2）机制体制的创新（Msi）。建立以股权激励为代表的激励制度和以两权分离为代表的约束机制是创新机制体制的重要内容［7］。若企业存在以两权分离为代表的约束机制与股权激励为代表的激励机制则认为企业的机制创新程度较高，为将技术创新指标与机制体制创新指标在新旧动能转换的总指标中进行整合，机制创新程度高时取0，否则取1。
（3）新旧动能转换（Y）。技术创新与机制创新是微观领域新旧动能转换的核心。将技术创新与机制创新能力进行整合作为新旧动能转换的代理指标，其测量方式为Y= Y1/（Y2+1）［8］，该值越大，
新旧动能转换程度越高。
（4）混合股权（MO）。借鉴杨志强、石水平（2016）等学者对混合股权的测度方法。根据实际控制人的性质将企业
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2021年第7
划分为国有企业和非国有企业，计算出两者在总股权中比重，分别记为e1与e2，若e1＞e2，则取MO=e2/e1，反之则取
MO=e1/e2［1］。
（5）主要控制变量。企业的各项财务指标以及公司治理指标均会在一定程度上影响企业的经营决策与创新行为。借鉴前人研究经验的基础上，选取的相关控制变量如表1所示，并控制了行业效应和年度效应。
（三）模型设计
本文构建如下模型对本文的研究假设进行检验，并进一步根据企业规模、所处地区以及产权性质的差异进行异质性检验。
Y i，t=β0+β1Mo i，t+β2Bsize i，t+β3Roa i，t+β4Cash i，t+β5Lev i，t+β6Tuta i，t+β7Pro i，t+β8Market i，t+β9Rind i，t+β10Rta i，t+μi，t
四、实证结果及分析
（一）混合股权对新旧动能转换的影响分析
表2为主要变量的描述性统计的结果。其中新旧动能转换综合指标的均值为0.02023，最大值与最小值分别为0.77419和0，表明多数企业尚未完成新旧动能转换。机制创新的平均数为0.44069，极差较大，受极小值的影响呈左偏分布。混合股权的平均数为0.57230，极差较大，受极大值影响呈右偏分布。技术创新的方差较小，总体差异不显著。
为初步证明所选择变量的可靠性，对文章变量利用Logit模型进行结果估计，R2和AUC越大说明所选取变量的合理程度越高，样本的拟合程度越好，具体估计结果如表3所示，列（3）中的R2和AUC值最大，因此选取表3中第三组变量作为倾向得分匹配的依据。
（二）样本的匹配效果分析
本文根据Logit模型确定的企业多维度的特征变量，进一步检验选取变量的合理性。匹配后的变量除了销售费用率（Market）的标准化偏差为12.3%外，其余变量匹配后的标准化偏差均小于5%，且匹配后变量的P值均大于10%，说明匹配之后的处理组和对照组在主要观测特征上不存在显著差异，匹配变量选取较为合理，限于篇幅，未公示匹配结果。
（三）混合股权对新旧动能转换的影响效果分析1.全样本下混合股权对新旧动能转换的影响分析。根据前文样本匹配的结果，将探讨最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种不同方法下混合股权对新旧动能转换的影响，表4显示了全样本下倾向得分匹配前后的ATT值。
样本的回归结果表明：在最近邻匹配下处理组ATT值为0.0201，高于控制组0.0188，且在10%的水平上显著，这说明混合股权会助力新旧动能转换的实现。在对数据进行匹配之前如未控制样本选择性偏差，难以准确揭示混合股权对新旧动能转换的促进作用。本文还利用半径匹配和核匹配的方式检验两者之间的关系，两种匹配结果下ATT值分别为0.0014和0.0013，且在1%和5%的水平上显著为
表1主要变量定义表
变量名称技术创新机制体制创新混合股权董事会规模资产收益率货币资金资产负债率总资产周转率营业利润率销售费用率董事会独立性有形资产比例变量符号
Tc
Msi
Mo
Bsize
Roa
Cash
Lev
Tuta
Pro
Market
Rind
Rta
变量定义
前已述及
前已述及
前已述及
董事会人员的自然对数
净利润/总资产
货币资金的自然对数
负债总额/资产总额
主营业务收入/平均资产总额
营业利润/营业收入
销售费用/营业收入
董事会中独立董事占全部董事的比例
有形资产净额/资产总额
表2主要变量的描述性统计
变量Y Tc Mo Msi Bsize Roa Cash Lev Tuta Pro Market Rind Rta 平均数
0.02023
频率补偿电路
0.02536
0.57230
0.44069
2.13461
0.04207
0.18142
0.33670
0.47514
0.49242
0.06990
0.37374
0.92830
标准差
0.02509
0.02226
0.49476
0.49649
0.19513
0.05089
0.16220
0.20168
0.53754
3.03949
0.08586
0.05515
0.08738
最小值
0.00013
1.09861
-0.13307
0.00728
2.2e-07
-7.64912
0.0909
0.52752
最大值
0.77419
0.1233
1
1
2.89037
0.20628
1
0.84502
29.1667
331.31
0.48313
0.8
0.99999
表3Logit模型估计结果
变量
Bsize
Roa
Cash
Lev
Tuta
供水控制器Pro
Market
Rind
Rta
年度、行业
R2
AUC
（1）
系数
2.10***
0.155
-1.1***
2.07***
0.011
0.860**
-0.239
控制
n770.0974
0.7025
Z值
20.71钢架桥
0.39
-7.89
18.55
0.30
2.19
-1.10
P值
0.000
0.699
0.000
0.000
0.767
0.029
0.272
（2）
系数
2.42***
-
0.272
-1.4***
1.83***
-0.054
1.95***
2.25***
控制
0.1026
0.7093
Z值
19.74
-
0.69
地埋式消防栓
-10.16
16.61
-1.44
4.93
9.76
P值
0.000
0.491
0.000
0.000
0.149
0.000
0.000
（3）
系数
2.41***
-0.231
-1.4***
1.91***
-0.026
0.84**
-
0.111
1.87***
2.25***
控制
0.1032
0.7100
Z值
19.32
-0.57
-9.69
16.82
-
0.69
2.14
-0.51
4.62
9.43
P值
0.000
0.567
0.000
0.000
0.488
0.032
0.613
0.000
0.000
表4全样本下混合股权对新旧动能转换的实证结果
变量
Y
样本匹配
U
M最近邻匹配
半径匹配
核匹配
处理组
0.0201
0.0201
0.0205
0.0201
控制组
0.0203
0.0188
0.0191
0.0188
ATT
-0.0002
0.0013
0.0014
0.0013
标准误差
0.0004
0.0006
0.0005
0.0005
T值
-
0.62
2.21*
2.75***
2.54**
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正，说明前文的研究结论具有一定的可靠性与稳健性，假设1得到验证。混合所有制改革后，各种性质的资本发挥各自的治理优势，股权结构进一步优化为新旧动能转换提供了一定的环境保障。
2.不同区域下混合股权对新旧动能转换的影响分析。我国幅员辽阔、区域间经济发展不平衡，不同市场化水平下，根据企业实际注册地将样本企业划分为东中西三部分区域，具体分析不同区域下混合股权对新旧动能转换的影响差异，结果如表5所示。
研究结果显示：不同区域下新旧动能转换程度存在差异，仅东部地区通过显著性检验。说明混合股权
仅对东部地区新旧动能转换具有显著促进作用，假设2a得到验证。企业的技术创新以及机制创新活动具有投资风险大、沉淀成本高以及投资回收期长等特征，对企业实力提出较高要求。东部地区资金充裕，具备创新活动的客观条件，混合所有制改革后，合理的股权结构为新旧动能转换提供较好的治理环境。中西部地区国有企业数目较多且多为资源密集型与劳动力密集型等传统产业，混合所有制改革并未从根本上改变中西部企业依赖资源以及劳动力发展的模式，中西部地区企业创新意愿与能力仍然受到限制，混合股权结构并未对中西部地区新旧动能转换起到显著促进作用。
3.不同企业规模下混合股权对新旧动能转换的影响分析。不同规模的企业发展目标以及战略制定方式存在区别。本文根据企业总资产配置情况将企业划分为大规模企业以及小规模企业，进一步分析不同企业规模下混合股权对新旧动能转换进程的影响，表6列示了相关的回归结果。
在三种匹配方式下大规模企业混合股权对新旧动能转换的ATT值为正，且在1%的水平上显著，而小规模企业混合股权对新旧动能转换的促进作用并未通过显著性检验。假设2b得到验证。大规模企业已经实现资本的原始积累，经过多年发展，技术水平得以完善。为保持或扩大市场竞争优势，企业发展重心将会向利于企业长远价值提升的创新活动转移，积极开展创新活动，调整产业结构，实现新旧动能的转换以不断适应市场需求。而小规模企业正处于事业上升期，市场开拓与资本累积为小规模企业短期内的发展目标，尚且不具备实现新旧动能转换的资金和技术支持，对于失败率高、风险大的技术创新活动承受能力不足。小规模企业发展经验匮乏、管理层短视问题较为严重，较为关注企业短期收益，
混合股权对新旧动能转换的促进效果在小规模企业中表现并不明显。
4.不同产权性质下混合股权对新旧动能转换的影响分析。产权明晰是我国鲜明的制度特点，不同产权性质下企业经营目标与治理结构上存在较大差异。按照实际控制人性质将样本分为国有企业与非国有企业，进一步分析不同产权性质下混合股权对新旧动能转换的影响差异，回归结果如表7所示。
非国有企业在半径匹配以及核匹配下，混合股权的平均处理效应分别为0.001、0.0009，且在5%和10%的水平上显著，但在国有企业中却不成立，假设2c得到验证。国有企业虽已完成混合所有制改革，但就现实情况来说，国企的高管仍然具有显著的话语权优势，企业管理层仍倾向于提升企业短期绩效以获取政治晋升，股权结构的变化并未引起治理结构的改变，而我国的非国有企业多需要自负盈亏，积极顺应国家政策的变化实现新旧动能的交替转换，改变低效率的经济发展方式是企业获取价值增值的重要途径。
五、研究结论及政策建议
以2007—2017年上市A股数据为研究样本，采用倾向得分匹配的方法实证检验了混合股权对新旧动能转换的影响。实证结果表明：混合股权的股权结构形式对企业新旧动能转换实现具有显著促进作用。此外，相较于中西部地区而言，东部地区混合股权对新旧动能转换的促进作用更显著；在不同企业规模下以及不同产权性质下，混合股权对企业新旧动能转换的促进作用存在差别；具体表现为大规模企
业与非国有企业更易实现由“常规动能”到“新动能”的交替转换，混合股权通过促进技术创新与机制创新来带动新旧动能转换的实现。
结合以上研究结论，本文提出如下政策建议：1.通过本文分析，从整体上看我国混合所有制改革对
表5不同区域下混合股权对新旧动能转换的影响分析
变量Y
样本匹配
U
M最近邻匹配
半径匹配
核匹配
东部地区
ATT
0.0001
0.0024
0.0019
0.0022
T值
1.99*
3.77***
3.40***
3.87***
中部地区
ATT
玻璃冷凝器
0.00004
0.00056
0.00136
-0.0006
T值
0.04
0.23
0.69
-0.30
西部地区
ATT
-
0.00156
0.001937
0.001724
0.00086
T值
-1.53
0.84
0.95
0.49
表6不同企业规模下混合股权对新旧动能转换的影响分析
变量Y
样本匹配
U
M最近邻匹配
半径匹配
核匹配
大规模企业
ATT
0.000899
0.003072
0.002812
0.002442
T值
1.16
2.78***
2.97***
2.64***
小规模企业
ATT
0.001328
0.001259
0.000989
0.000878
T值
0.26
1.95
1.79
1.53
表7不同产权性质下混合股权对新旧动能转换的影响分析
变量
Y
样本匹配
U
M最近邻匹配
半径匹配
核匹配
非国有企业
ATT
0.00053
0.000875
0.001038
0.000933
T值
1.16
1.59
2．11**
1.96*
国有企业
ATT
0.003914
0.005526
0.006234
0.003039
T值
1.00
1.13
1.39
0.91
80
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新旧动能转换起到一定的促进作用。因此，未来应坚定不移地推进混合所有制改革，完善股权治理结构，充分发挥国有资本和非国有资本参与公司治理的优势，逐步提升企业的创新能力与创新成果转化率，推动我国经济由高速发展向高质量发展转变。
2.在未来继续深入推进新旧动能转换的过程中应该注意以下方面：根据地域间经济发展的差异，因地制宜地推进新旧动能转换进程的实现，利用东部地区充裕的资金、技术优势，推进新旧动能转换的实现，以东部地区带动中西部地区的发展，逐步转变依托自然资源以及廉价劳动力发展经济的方式，提升企业创新能力。稳步提升国有企业混合所有制改革的实际性程度，减轻国有企业的政策性负担，加强对国企高管权力的监督和约束，进一步量化国有企业绩效考量标准，将有利于企业长远价值提升的创新绩效纳入业绩考量标准之内。继续鼓励大规模企业创新活动的开展，落实扶持、保护小规模企业的政策制度，给予中小企业适当的资金、技术支持。
【主要参考文献】
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［5］杨红英，童露.论混合所有制改革下的国有企业公司治理［J］.宏观经济研究，2015，（01）：42-51.
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［7］李英，赵越，潘鹤思.技术创新、制度创新与产业演化关系研究综述［J］.科技进步与对策，2016，33（24）：154-160.［8］杨贵军，孙玲莉，李璐.响应倾向得分匹配插补法［J］.统计与信息论坛，2018，33（08）：3-11.
【作者简介】
周红根，男，齐鲁工业大学（山东省科学院）管理学院副教授；主要研究方向：技术资本与财务理论。
范昕昕，女，齐鲁工业大学（山东省科学院）管理学院会计学硕士研究生；主要研究方向：技术资本与财务理论。
房仲倩，女，齐鲁工业大学（山东省科学院）管理学院会计学硕士研究生；主要研究方向：技术资本与财务理论。
一、引言
党的十九大提出生态文明建设必须树立和践行新时代的生态文明发展理念，坚持节约资源和保护环境。面对日益严峻的资源和环境问题，我国近几年新修订和新通过了多项环境政策，针对当前实际存在的环境问题，进一步具体和丰富了条文内容，对污染企业提出了更严苛的环保标准，增强了环境政
策的约束作用，污染企业因此将承担更加沉重的环境保护责任。如何实现责任承担，国家给予了相应的引导和支持，鼓励对社会经济发展作出巨大贡献，但也带来严重环境污染问题的污染企业［1］可以抓住改革发展契机，积极实施绿并购。以采取绿并购手段调整产业结构，优化产业布局，推进产业绿转型升级［2］，或获得绿技术资源，加快技术创新，淘汰落后工艺和产能，降低资源
污染企业绿并购行为：驱动因素和三重效应
王波（教授/博士）谭霞
（重庆理工大学重庆400050）
【摘要】生态文明建设背景下，选择绿并购逐渐成为污染企业调整产业结构，资源整合配置、降低环境污染、实现可
持续发展的重要手段。通过分析发现：近几年污染企业积极选择绿并购，宏观层面的驱动因素有环境规制的约束、国
家政策的引导与支持、经济高质量发展的要求；微观层面的驱动因素包括获得协同效应、获取绿资源、增强抗风险能力、进行多元化发展等；污染企业成功的绿并购可以实现经济、环境和社会三重效应。
【关键词】污染企业；绿并购；驱动因素；三重效应
【中图分类号】F275【文献标识码】A【文章编号】1002-5812（2021）07-0081-04
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2021年第7
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