戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關(guān)系研究
——基于技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)的實(shí)證分析

慕晶晶，陳 琪

(鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450000)

《“十三五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》指出：“戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)代表新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革的方向，是培育發(fā)展新動能、獲取未來競爭新優(yōu)勢的關(guān)鍵領(lǐng)域?！碑?dāng)期，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革也不斷加強(qiáng)，培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)是我國調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)轉(zhuǎn)型升級、推動經(jīng)濟(jì)社會持續(xù)健康發(fā)展的重要舉措。然而現(xiàn)階段我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)整體技術(shù)創(chuàng)新水平較低，一些領(lǐng)域核心技術(shù)受制于人的情況仍然存在，企業(yè)亟需提升技術(shù)創(chuàng)新能力，從而改變“重規(guī)模擴(kuò)張，輕技術(shù)創(chuàng)新”的低端化發(fā)展趨勢。從表面上看，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新屬于管理層行為，但尋根究底取決于企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，技術(shù)創(chuàng)新只有與制度創(chuàng)新相匹配才能最大程度發(fā)揮其價(jià)值，不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)勢必會影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，從而導(dǎo)致企業(yè)績效發(fā)生變化，所以股權(quán)結(jié)構(gòu)會直接影響到企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動。

本文以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司2016-2018年面板數(shù)據(jù)為有效樣本，在現(xiàn)有理論研究的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)績效三者之間的關(guān)系，并以技術(shù)創(chuàng)新為中介變量，以股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)，實(shí)證檢驗(yàn)了技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與企業(yè)績效關(guān)系中的中介效應(yīng)，以期為我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新實(shí)踐及其企業(yè)績效的提升提供有價(jià)值的參考。

一、理論分析與研究假設(shè)

目前學(xué)術(shù)界分別立足于溝壕防御效應(yīng)、利益協(xié)同效應(yīng)、企業(yè)創(chuàng)新等理論對企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)績效、技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行了相關(guān)研究，在梳理和歸納現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上，本文分別對股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)績效、技術(shù)創(chuàng)新兩兩關(guān)系進(jìn)行假設(shè)分析。

(一)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效

在對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關(guān)系的研究中，學(xué)術(shù)界多以股權(quán)集中度與股權(quán)制衡度為切入點(diǎn)，但研究結(jié)論尚未達(dá)成一致。Zheka以烏克蘭上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了股權(quán)集中度與企業(yè)績效的正相關(guān)關(guān)系，認(rèn)為企業(yè)股權(quán)越集中越有利于企業(yè)績效的提高[1]；王曉巍，陳逢博以267家企業(yè)為研究樣本，實(shí)證分析了企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性，認(rèn)為第一大股東持股比例與企業(yè)績效具有負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]；朱武祥、宋勇以家電行業(yè)20家上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了股權(quán)集中度與企業(yè)價(jià)值的不相關(guān)性[3]；辛金國，韓秀春實(shí)證分析了家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效間的關(guān)系，研究結(jié)果表明股權(quán)集中度與企業(yè)績效具有倒U型關(guān)系[4]。陳德萍、陳永圣[5]通過回歸分析得出結(jié)論，股權(quán)集中度與企業(yè)績效呈顯著的正U型關(guān)系。根據(jù)“利益協(xié)同效應(yīng)”，股權(quán)集中度不斷提升，使得外部中小股東與控股股東的利益越趨于一致，控股股東就會按照所有股東的共同利益行事，從而有利于提升企業(yè)績效水平。然而，股東對企業(yè)的控制力會隨著持股比例的提高而不斷增強(qiáng)，當(dāng)股東持股比例上升到足以有效控制公司時(shí)，大股東會利用控制權(quán)大于所有權(quán)的地位為自己謀利，導(dǎo)致大股東的外部約束力越來越弱，此時(shí)大股東會不斷地追求個人利益，導(dǎo)致中小股東利益受到侵占，形成“溝壕防守效應(yīng)”，因此不利于企業(yè)績效水平的提升。同時(shí)，企業(yè)股東持股比例懸殊較大時(shí)，企業(yè)股權(quán)制衡程度較低，各股東之間更容易產(chǎn)生矛盾沖突甚至權(quán)力爭斗，使得控股股東的股權(quán)比重下降，影響其積極參與公司治理的有效激勵，降低其勤勉盡職的程度，從而導(dǎo)致公司決策效率降低，代理成本增加，不利于企業(yè)績效的提升?；诖?，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1a：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)集中度與企業(yè)績效具有倒U型關(guān)系

假設(shè)1b：股權(quán)制衡度與企業(yè)績效具有負(fù)相關(guān)關(guān)系

(二)股權(quán)結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新

由馮·諾依曼—摩根斯坦的理性假設(shè)可知，企業(yè)內(nèi)部技術(shù)創(chuàng)新往往取決于股東對待技術(shù)創(chuàng)新的態(tài)度。隨著股權(quán)集中度的不斷提升，各大股東對企業(yè)控制權(quán)逐漸加強(qiáng)，此時(shí)雖然技術(shù)創(chuàng)新有利于企業(yè)長期發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)，但大股東為使技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)和成本降低，可能會適當(dāng)?shù)販p少對技術(shù)創(chuàng)新的投入，從而影響企業(yè)創(chuàng)新效率。同時(shí)，根據(jù)代理理論，當(dāng)股權(quán)集中度繼續(xù)提升時(shí)，能夠有效降低經(jīng)理人的短期利潤壓力，促使企業(yè)大股東增加長期研發(fā)費(fèi)用的投入。同時(shí)，當(dāng)股權(quán)制衡程度較低時(shí)企業(yè)易出現(xiàn)“一股獨(dú)大”現(xiàn)象，控股股東利益與企業(yè)利益相一致，為了提升企業(yè)長期價(jià)值，會加大對管理層的監(jiān)督，從而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。而當(dāng)股權(quán)制衡程度較高時(shí)，大股東由于持股比例下降會降低對經(jīng)理層進(jìn)行監(jiān)督的效率，經(jīng)理層易出現(xiàn)以權(quán)謀私的現(xiàn)象，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。顧露露、岑怡等人對企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、價(jià)值鏈屬性與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明低股權(quán)制衡度更有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。[6]劉漸和、王德應(yīng)對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動力關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，研究結(jié)果顯示股權(quán)制衡度對企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著負(fù)向影響。[7]據(jù)此本文提出假設(shè)2:

假設(shè)2a：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正U型關(guān)系

假設(shè)2b：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)制衡度與技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)相關(guān)關(guān)系

(三)技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效

在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司中，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的高低直接決定了企業(yè)產(chǎn)品競爭力。企業(yè)不斷的進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，加快產(chǎn)品更新?lián)Q代速度或完善工藝，不僅可以有效降低生產(chǎn)成本，同時(shí)可以提高產(chǎn)品質(zhì)量。此外，企業(yè)制定長期發(fā)展戰(zhàn)略也離不開其內(nèi)生性的技術(shù)創(chuàng)新能力。理論研究表明，研發(fā)投入強(qiáng)度是衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)，企業(yè)研發(fā)投入可以有效促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，是企業(yè)績效的關(guān)鍵決定因素。陳修德、彭玉蓮、盧春源以R&D支出作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新衡量指標(biāo)對技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效進(jìn)行了研究，研究結(jié)果表明技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效具有顯著正相關(guān)關(guān)系。[8]Chauvin研究表明，企業(yè)研發(fā)投入能對企業(yè)績效產(chǎn)生積極的、持續(xù)的正向顯著影響。[9]在此基礎(chǔ)上本文提假設(shè)3：

假設(shè)3：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效具有正相關(guān)關(guān)系

(四)技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

根據(jù)上述分析可知，學(xué)術(shù)界對于股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間關(guān)系的研究結(jié)論主要體現(xiàn)為正相關(guān)、負(fù)相關(guān)、不相關(guān)以及非線性相關(guān)，研究結(jié)論尚未達(dá)成共識。然而股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響中是否存在其他中介傳導(dǎo)途徑，則需要本文進(jìn)一步探究。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司中影響企業(yè)績效的因素很多，股權(quán)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新、資本結(jié)構(gòu)等都會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。其中，股權(quán)結(jié)構(gòu)是企業(yè)的核心所在，股權(quán)結(jié)構(gòu)不僅可以通過對剩余價(jià)值的分配對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)績效產(chǎn)業(yè)影響，還可以優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部資源配置，影響技術(shù)創(chuàng)新活動，促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的效果可以有效促進(jìn)企業(yè)績效的提升。馮芳、黃超以我國生物醫(yī)藥行業(yè)高新技術(shù)企業(yè)面板數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證分析了技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的中介效應(yīng)。[10]Chen & Huang以1996-2001年臺灣信息技術(shù)行業(yè)上市公司為樣本，對企業(yè)研發(fā)支出進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：當(dāng)企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制較為完善時(shí)，企業(yè)增加研發(fā)投入強(qiáng)度會導(dǎo)致企業(yè)的股票市場反應(yīng)更為強(qiáng)烈。[11]綜上所述，本文提出假設(shè)4：

假設(shè)4a：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)集中度與企業(yè)績效關(guān)系中具有顯著中介效應(yīng)

假設(shè)4b：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)制衡度與企業(yè)績效關(guān)系中具有顯著中介效應(yīng)

二、研究設(shè)計(jì)

本節(jié)結(jié)合相關(guān)假設(shè)構(gòu)建多元回歸分析模型，介紹了樣本選擇與數(shù)據(jù)來源、變量選取與度量，為實(shí)證分析奠定基礎(chǔ)。

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

參考孫早、肖利平[12]戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類方法，選取2016-2018年滬深A(yù)股、中小企業(yè)板、創(chuàng)業(yè)板中隸屬戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的上市公司為研究樣本。為確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和實(shí)證分析的可行性，本文對原始樣本作了如下處理：剔除企業(yè)績效指標(biāo)存在極端值的樣本；剔除研究期內(nèi)企業(yè)經(jīng)營出現(xiàn)退市的公司；剔除ST、*ST及PT股；剔除研究期間內(nèi)其他指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過上述操作，本文最終選取了993家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的2 979個樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理采用Excel軟件，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析采用SPSS22.0軟件。

(二)變量選取與度量

1.被解釋變量。以總資產(chǎn)收益率(ROA)指標(biāo)衡量企業(yè)績效。現(xiàn)有理論研究中，多數(shù)學(xué)者選取總資產(chǎn)收益率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和托賓Q作為企業(yè)績效衡量指標(biāo)。ROE雖然可以反映企業(yè)凈資產(chǎn)(股權(quán)資金)的收益水平，但難以更好地反映企業(yè)的資金運(yùn)營能力與獲利能力。同時(shí)，由于我國證券市場并不完善，其股票傳遞的信息并不完全有效，難以對企業(yè)資產(chǎn)的重置價(jià)值進(jìn)行估算，所以托賓Q值在我國難以反映企業(yè)真實(shí)績效狀況。因此，本文用總資產(chǎn)收益率指標(biāo)衡量企業(yè)績效。

2.解釋變量。由于在我國“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象比較普遍，且公司股權(quán)主要集中于前五大股東，所以本文以我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司企業(yè)第一大股東持股比例衡量股權(quán)集中度，并以第一大股東持股比例與第二至第五大股東持股比例之比衡量股權(quán)制衡度，比值越高說明股權(quán)制衡程度越低。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)二者是否存在非線性結(jié)構(gòu)關(guān)系，加入第一大股東持股比例的平方項(xiàng)。

3.中介變量。國外學(xué)者大多以企業(yè)擁有的專利數(shù)量、新產(chǎn)品價(jià)值、研發(fā)投入強(qiáng)度等指標(biāo)衡量技術(shù)創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新成果易受外生因素的干擾，可比性較差，且難以受管理層控制，而研發(fā)投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有超常作用。同時(shí)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，本文以研發(fā)投入強(qiáng)度指標(biāo)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

4.控制變量。除股權(quán)結(jié)構(gòu)以外，企業(yè)績效還受其他因素影響，因此本文在現(xiàn)有研究理論基礎(chǔ)上，選取企業(yè)規(guī)模(Assets)、企業(yè)成長性(Growth)、財(cái)務(wù)杠桿(Debt)、企業(yè)年齡(Age)、政府補(bǔ)助強(qiáng)度(Gov)等變量作為控制變量。各變量選取與度量如表1所示：

表1 變量選取與度量

(三)模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關(guān)系中是否存在中介效應(yīng)，借鑒溫忠麟等[13]的方法，本文構(gòu)建了以下模型：

ROA=α0+β1TOP1+β2TOP12+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(1)

ROA=α0+β1Z+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(2)

R&D=α0+β1TOP1+β2TOP12+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(3)

R&D=α0-β1Z+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(4)

ROA=α0+β1R&D+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(5)

ROA=α0+β1TOP1+β2R&D+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(6)

ROA=α0+β1Z+β2R&D+λ1Assets+λ2Growth+λ3Debt+λ4Age+λ5Gov+ε

(7)

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，β、λ為回歸系數(shù)。模型(1)(2)分別用于檢驗(yàn)假設(shè)1a、1b；模型(3)(4)分別用于檢驗(yàn)假設(shè)2a和2b；模型(5)用于檢驗(yàn)假設(shè)3；模型(6)(7)分別用于檢驗(yàn)假設(shè)4a、4b。

三、實(shí)證分析

結(jié)合本文的相關(guān)理論分析，首先對樣本企業(yè)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，并對各變量間的相關(guān)性關(guān)系以及是否存在自相關(guān)性進(jìn)行初步檢驗(yàn)，并分別對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關(guān)系、股權(quán)結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效關(guān)系進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上探討技術(shù)創(chuàng)新對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關(guān)系的影響進(jìn)行分析。最后，通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證模型的穩(wěn)定性。

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表2所示，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)績效(ROA)最小值為-0.776 5，最大值為0.517 2，均值為0.043 6，表明企業(yè)績效差異較大。研發(fā)投入強(qiáng)度(R&D)最小值為0.000 2，最大值為0.685 6，各企業(yè)間研發(fā)支出參差不齊，研發(fā)投入強(qiáng)度均值為0.054 3，與我國高新技術(shù)企業(yè)3%標(biāo)準(zhǔn)相比，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度處于較高水平。第一大股東持股比例(TOP1)均值為0.337 6，標(biāo)準(zhǔn)差為0.146 5，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)相對比較集中。股權(quán)制衡度(Z)均值為3.810 9，標(biāo)準(zhǔn)差為5.993 0，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)制衡程度較高。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)(N=2979)

(二)相關(guān)性分析

根據(jù)表3主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出自變量第一大股東持股比例(TOP1)、股權(quán)制衡度與因變量企業(yè)績效(ROA)分均達(dá)到5%顯著性水平，系數(shù)分別為0.070、-0.073，說明第一大股東持股比例與企業(yè)績效具有顯著正相關(guān)關(guān)系，股權(quán)制衡度與企業(yè)績效具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。中介變量技術(shù)創(chuàng)新(R&D)與企業(yè)績效、第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度(Z)均在1%的水平上顯著正相關(guān)。第一大股東持股比例平方(TOP12)與企業(yè)績效、技術(shù)創(chuàng)新分別在5%、1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。至此，以上假設(shè)初步得到驗(yàn)證。

表3 主要變量Pearson相關(guān)系數(shù)

(三)回歸檢驗(yàn)與分析

1.股權(quán)集中度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸結(jié)果分析

表4為股權(quán)集中度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸結(jié)果。首先，由表4列(1)可以看出第一大股東持股比例(TOP1)及其平方項(xiàng)(TOP12)與企業(yè)績效均達(dá)到1%顯著性水平，系數(shù)分別為0.285、-0.207，表明第一大股東持股比例與企業(yè)績效呈顯著倒“U”型關(guān)系，因此假設(shè)1a得到驗(yàn)證。其次，列(2)中顯示技術(shù)創(chuàng)新(R&D)與企業(yè)績效達(dá)到1%顯著性水平，且當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新每增加1個單位，會促進(jìn)企業(yè)績效提升0.065個單位，假設(shè)3得以驗(yàn)證。再次，列(3)表明第一大股東持股比例及其平方項(xiàng)與技術(shù)創(chuàng)新的顯著性水平均達(dá)到1%，系數(shù)分別為-0.308、0.192，表明第一大股東持股比例與技術(shù)創(chuàng)新呈顯著正“U”關(guān)系，驗(yàn)證了假設(shè)2a。最后，由列(4)可以看出，股權(quán)集中度(TOP1系數(shù)為0.268，TOP12系數(shù)為-0.197，P<0.01)與企業(yè)績效呈顯著倒“U”型關(guān)系，而技術(shù)創(chuàng)新(a=0.053，P<0.01)與企業(yè)績效在1%水平上顯著正相關(guān)，說明技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)集中度與企業(yè)績效關(guān)系中具有中介效應(yīng)，因此假設(shè)4a得到驗(yàn)證。

表4 股權(quán)集中度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸結(jié)果

續(xù)表

2.股權(quán)制衡度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸結(jié)果分析

股權(quán)制衡度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5列(1)可以看出股權(quán)制衡度(Z)與企業(yè)績效關(guān)系在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-0.036，即股權(quán)制衡度每增加1個單位，會導(dǎo)致企業(yè)績效降低0.036個單位，因此假設(shè)1b得到驗(yàn)證。列(3)表明股權(quán)制衡度與技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-0.071，說明股權(quán)制衡度與技術(shù)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)2b得到驗(yàn)證。最后，由列(4)可以看出，股權(quán)制衡度(a=-0.041，P<0.05)與企業(yè)績效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新(a=0.068，P<0.01)與企業(yè)績效在1%水平上顯著正相關(guān)，說明技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)制衡度與企業(yè)績效關(guān)系中具有中介效應(yīng)，因此假設(shè)4a得到驗(yàn)證。

表5 股權(quán)制衡度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，選取戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)前五大股東持股比例及其平方項(xiàng)作為股權(quán)集中度衡量指標(biāo)，并選取前五大股東持股比例與前十大股東持股比例之比作為股權(quán)制衡度的替代變量；第二，根據(jù)現(xiàn)有研究企業(yè)績效的文獻(xiàn)，部分學(xué)者選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為企業(yè)績效的衡量標(biāo)準(zhǔn)，因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中用凈資產(chǎn)收益率(ROE)替代總資產(chǎn)收益率(ROA)。實(shí)證結(jié)果顯示，技術(shù)創(chuàng)新的中介作用仍然顯著，除個別變量的顯著性有所差別外，其余變量顯著性均未發(fā)生重大改變。

四、結(jié)論與啟示

本文考察了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)績效三者之間的關(guān)系，以股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度為股權(quán)結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，并引入技術(shù)創(chuàng)新為中介變量，實(shí)證檢驗(yàn)了技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與企業(yè)績效關(guān)系中的中介效應(yīng)。研究結(jié)果表明：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權(quán)集中度與企業(yè)績效呈顯著倒U型關(guān)系，與技術(shù)創(chuàng)新呈顯著正U型關(guān)系；股權(quán)制衡度與技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)績效均具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效具有顯著正相關(guān)關(guān)系；技術(shù)創(chuàng)新在股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與企業(yè)績效關(guān)系中具有顯著中介效應(yīng)。根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出以下建議：

第一，股權(quán)集中度與企業(yè)績效呈顯著倒U型關(guān)系，因此戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司，應(yīng)該適度提升或保持股權(quán)集中度，這樣可以充分鼓勵股東參與企業(yè)管理和監(jiān)督活動，有利于提升企業(yè)價(jià)值，但要避免第一大股東對企業(yè)的絕對控制，要發(fā)揮大股東之間的制衡作用。有一定集中度、有相對控股股東并且有其他大股東存在的制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)，總體上最有利于企業(yè)績效的提升。

第二，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)應(yīng)加強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新投入力度，增強(qiáng)企業(yè)自主創(chuàng)新，保持相對競爭優(yōu)勢。創(chuàng)新投入是企業(yè)實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型、增強(qiáng)發(fā)展后勁、提高核心競爭力的重要舉措，能夠直接對企業(yè)績效產(chǎn)生極大的影響，一方面創(chuàng)新投入是企業(yè)提升產(chǎn)品類型、性能及質(zhì)量的最基本保障，產(chǎn)品是吸引市場的關(guān)鍵要素，有利于企業(yè)在激勵的市場中占有絕對優(yōu)勢。另一方面高效的創(chuàng)新投入可以提升企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，降低生產(chǎn)成本，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的不斷升級和轉(zhuǎn)型。

第三，充分利用政策紅利，積極發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量在股權(quán)結(jié)構(gòu)影響公司績效中起到了部分中介的作用，所以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)應(yīng)綜合考慮各方面因素，制定合理科學(xué)的技術(shù)創(chuàng)新機(jī)制，為提升企業(yè)價(jià)值服務(wù)。實(shí)證研究表明，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度以及法人持股對于公司績效的影響均有部分來自技術(shù)創(chuàng)新的中介傳導(dǎo)，隨著戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的改革的不斷推進(jìn)，適度集中和多主體參與的股權(quán)結(jié)構(gòu)更能充分利用好國家政策紅利，而不斷提升的技術(shù)創(chuàng)新投入能夠更好地傳導(dǎo)多元股權(quán)結(jié)構(gòu)對于企業(yè)績效的積極影響，使得戰(zhàn)略性新興企業(yè)在相對適宜的產(chǎn)業(yè)環(huán)境下煥發(fā)更大的生機(jī)。