股權集中度與企業(yè)績效關系研究
——基于創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

杜永善 王其猛 王誼巧

（中國石油大學（北京）克拉瑪依校區(qū)工商管理學院，新疆 克拉瑪依 834000）

一、引言

2020 年，中共中央、國務院發(fā)布《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，明確提出健全多層次資本市場體系。創(chuàng)業(yè)板作為我國多層次資本市場體系的重要一環(huán)，承載著為中小型、創(chuàng)業(yè)型、高科技創(chuàng)新型企業(yè)解決融資需求的重要使命，自2009 年開板以來，其發(fā)展勢頭強勁，截至2022 年4月，已有1154家上市企業(yè)，其中制造業(yè)企業(yè)796家，占比約68.98%。2020年8月，創(chuàng)業(yè)板改革并試點注冊制平穩(wěn)落地，為創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)完善公司治理體系提供了良好的契機?，F(xiàn)代企業(yè)經(jīng)營管理中，有效的公司治理體系有助于促進企業(yè)績效的提升（葉陳剛等，2016）。作為公司治理體系基礎的股權結(jié)構是影響企業(yè)績效的重要因素，不同的股權集中度會產(chǎn)生不同的企業(yè)經(jīng)營管理決策，最終影響企業(yè)績效。

目前，雖然眾多學者對股權集中度與企業(yè)績效的關系進行研究，但是由于選取指標的差異、宏觀經(jīng)濟形勢和實證模型的不同，關于股權集中度與企業(yè)績效關系的研究結(jié)論包括：正相關關系（徐莉萍等，2006）、負相關關系（Busta et al.，2014）、正U型關系（任力和倪玲，2014）、倒U 型關系（胡澤民等，2018）和無顯著關系（肖淑芳等，2012）。目前研究結(jié)論尚未達成共識，該問題還有待進一步探究，特別是我國創(chuàng)業(yè)板市場成立時間相對較短，一方面學術界關于股權集中度與企業(yè)績效的研究多集中于主板市場，較少關注創(chuàng)業(yè)板市場，另一方面當前我國資本市場較為完善，相較于主板與中小板，創(chuàng)業(yè)板市場能夠最大限度規(guī)避制度變化帶來的影響（李云鶴等，2018）。同時，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的主要股東享有較高的權益份額，對公司擁有絕對控制權和話語權，為維護自身利益，其決策行為很可能會影響企業(yè)績效，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)“一股獨大”現(xiàn)象尤其不容忽視，股權結(jié)構失衡是使其陷入經(jīng)營風險的主要原因，因此研究創(chuàng)業(yè)板市場股權集中度與企業(yè)績效的關系對提升企業(yè)質(zhì)量和推動國民經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義（唐曼萍等，2022）。此外，目前學術界就股權集中度對企業(yè)績效影響的研究中，鮮有將技術創(chuàng)新和區(qū)域金融發(fā)展同時作為中介變量和調(diào)節(jié)變量進行機制分析，以微觀視角和宏觀視角相結(jié)合的方式進行深入研究的文獻。

創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)作為我國經(jīng)濟發(fā)展的微觀主體，對于促進國民經(jīng)濟整體良性循環(huán)和高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義，已經(jīng)成為助力中國從制造業(yè)大國邁向制造業(yè)強國的重要力量。同時，考慮到創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)中制造業(yè)企業(yè)所占比重較大，選擇其作為研究對象具有代表性?；诖耍疚倪x取342家創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)，其中包含50家國有上市企業(yè)和292家民營上市企業(yè)，采用2017 年3 月—2021 年9 月共計19個季度的數(shù)據(jù)進行實證分析，在使用主成分分析法確定衡量企業(yè)績效綜合評價指標的基礎上，建立時間、行業(yè)雙固定效應模型，探究股權集中度與企業(yè)績效的關系，并進一步分析技術創(chuàng)新的中介效應和區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應?？紤]到企業(yè)產(chǎn)權異質(zhì)性，股權集中度對不同產(chǎn)權性質(zhì)企業(yè)績效的影響可能存在差異，因此本文根據(jù)產(chǎn)權性質(zhì)對企業(yè)進行分組，進一步探究該影響在不同產(chǎn)權性質(zhì)企業(yè)中的差異。

本文的主要創(chuàng)新和貢獻如下。第一，基于企業(yè)技術創(chuàng)新的中介效應和區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應，以微觀和宏觀相結(jié)合的方式探究股權集中度對企業(yè)績效影響的機制，并加入宏觀分析的視角，豐富了股權集中度與企業(yè)績效關系的研究。第二，基于國有企業(yè)和民營企業(yè)的視角分析股權集中度對企業(yè)績效的影響，一方面從微觀上為不同產(chǎn)權性質(zhì)企業(yè)構建合理的股權結(jié)構、形成有效的公司治理體系、提升企業(yè)績效提供了證據(jù)，另一方面從宏觀上為我國創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)分類施策優(yōu)化股權結(jié)構、提升企業(yè)績效提供了理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設

（一）股權集中度與企業(yè)績效

學術界關于股權集中度對企業(yè)績效影響的研究，在理論上形成了監(jiān)督假說和侵占假說（顏愛民和馬箭，2013）。監(jiān)督假說基于企業(yè)所有權與經(jīng)營權分離的視角，認為股東和管理層之間存在嚴重的利益沖突，股權集中度過低導致股東無法對管理層的“機會主義”行為進行有效監(jiān)督。盡管股東在權益受損后會采取措施要求一定的補償，但是仍然可能出現(xiàn)“逆向選擇”和“道德風險”，從而產(chǎn)生第一類代理問題，降低企業(yè)績效。然而，當股權集中度較高時，大股東可以對管理層進行有效監(jiān)督、控制和激勵，有助于降低第一類代理成本，提升企業(yè)績效（Durnev &Kim，2005）。侵占假說認為大股東利益與中小股東利益往往不一致，在缺少外部牽制的情況下，大股東會犧牲其他股東的利益來追求自身利益最大化，從而出現(xiàn)大股東侵害小股東利益的“掏空”行為（Shleifer &Vishny，1997），加之股權集中也可能會導致大股東與管理層合謀控制企業(yè)決策，侵占小股東的利益，從而產(chǎn)生第二類代理問題，降低企業(yè)績效（Demsetz &Lehn，1985）。

股東相對控股情況下，相較于眾多小股東持股，若干大股東控制企業(yè)在信息收集和管理層監(jiān)督方面都有更多優(yōu)勢，可以有效降低第一類代理成本，提升企業(yè)績效（安燁和鐘廷勇，2011）。我國創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)整體處于相對控股狀態(tài)，當大股東持股比例上升并形成絕對控股狀態(tài)時，其與企業(yè)的利益協(xié)同效應增強，大股東會有較強的動力監(jiān)督管理層并參與企業(yè)管理事務，從而有助于降低第一類代理成本，提升企業(yè)績效。同時，當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例上升到一定程度后，其對中小股東利益侵占獲得的利益降低，進而對中小股東的利益侵占程度就會減弱，并形成利益協(xié)同效應，從而有助于降低第二類代理成本，提升企業(yè)績效?；谝陨戏治?，可以提出如下假設：

假設H1：創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)股權集中度與績效呈正向線性關系。

（二）技術創(chuàng)新的中介效應

秦德智等（2019）提出股權結(jié)構作為一種制度安排會影響企業(yè)的資源分配，從而進一步影響企業(yè)生產(chǎn)力，并對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。同時，企業(yè)技術創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)力息息相關，企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提高能夠使企業(yè)獲得超額回報，進而提升企業(yè)績效。由此可見，企業(yè)技術創(chuàng)新在股權集中度影響企業(yè)績效的路徑中起到中介作用。然而，股權集中度與技術創(chuàng)新效率具有顯著倒U型關系，技術創(chuàng)新效率隨股權集中度的提高先上升，當股權集中度達到一定程度時隨之下降（張瑞和閆妍，2021），這表明企業(yè)股權集中度過高將抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新，進而影響股權集中度對企業(yè)績效的正向促進作用。由于企業(yè)的技術創(chuàng)新往往具有高風險、長周期的特征，這就要求企業(yè)股東從整體利益出發(fā)，關注企業(yè)的長遠發(fā)展。我國創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)整體處于相對控股狀態(tài)，隨著大股東持股比例上升，其與企業(yè)的利益協(xié)同效應逐步增強，會更加重視技術創(chuàng)新，并通過技術創(chuàng)新能力提升獲取超額回報。然而，當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例不斷上升并形成絕對控股狀態(tài)時，由于其他股東無法制衡可能導致第一大股東產(chǎn)生決策失誤，甚至會出現(xiàn)第一大股東侵害公司利益的行為，不利于企業(yè)提高技術創(chuàng)新效率，進而影響企業(yè)績效提升?；谝陨戏治觯梢蕴岢鋈缦录僭O：

假設H2：技術創(chuàng)新在股權集中度影響企業(yè)績效的作用路徑中具有遮掩效應。

（三）區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應

股權集中度高的企業(yè)可以通過股東加強對管理層的監(jiān)督、減少對中小股東的利益侵占，以及提高信息透明從而提高企業(yè)績效。Wang（2018）提出區(qū)域金融發(fā)展將完善企業(yè)的外部治理機制，從而減少大股東對中小股東的利益侵占。John（1989）指出，一個運作良好的金融市場有助于緩解企業(yè)大股東和中小股東之間的信息不對稱，以此更好地保護中小股東的利益。Huyghebaert &Wang（2012）認為，區(qū)域金融發(fā)展能夠刺激一個地區(qū)法律和金融服務的增長，這些法律和金融服務可以充當管理監(jiān)督工具，加強對企業(yè)管理層行為的約束。由前文分析可知，隨著股權集中度的提升，大股東對中小股東的利益侵占程度會逐步減弱，并形成利益協(xié)同效應從而提升企業(yè)績效。然而，隨著區(qū)域金融發(fā)展，良好運作的金融市場可以通過緩解大小股東之間的信息不對稱形成利益協(xié)同效應，從而提升企業(yè)績效。因此，區(qū)域金融發(fā)展和股權集中度對企業(yè)績效提升的貢獻具有替代效應，隨著區(qū)域金融發(fā)展水平的提升，股權集中度提高對企業(yè)績效提升帶來的優(yōu)勢將減弱。基于以上分析，可以提出如下假設：

假設H3：區(qū)域金融發(fā)展在股權集中度對企業(yè)績效的影響中具有負向調(diào)節(jié)效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2017 年3 月—2021 年9 月共計19 個季度的創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，并將企業(yè)按照產(chǎn)權性質(zhì)分為國有上市企業(yè)和民營上市企業(yè)。選取企業(yè)滿足如下條件：上市時間在2017 年以前；剔除ST、ST*以及金融業(yè)企業(yè)；剔除產(chǎn)權性質(zhì)改變的企業(yè)。同時，為了保證數(shù)據(jù)的準確性和平穩(wěn)性，對原始數(shù)據(jù)進行刪除樣本缺失值處理，獲得平衡面板數(shù)據(jù)。相關數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文借鑒張完定等（2021）測算企業(yè)綜合績效的思路，采用主成分分析法通過盈利能力、償債能力、經(jīng)營能力、發(fā)展能力來構建企業(yè)績效綜合評價指標。具體如表1所示。

表1 企業(yè)績效綜合評價指標構建

首先，進行適用性檢驗。由表2 檢驗結(jié)果可知，處理得到樣本數(shù)據(jù)的KMO 值為0.769，大于0.5，滿足主成分分析的條件。Bartlett 球形檢驗在1%的水平下顯著，這說明各變量之間相關性高，適合進行主成分分析。

表2 KMO和Bartlett球形檢驗檢驗結(jié)果

其次，提取四個主成分。根據(jù)表3分析結(jié)果可知（此處僅列示特征值大于1的成分），累計方差貢獻率為84.35%，大于70%，表明4 個主成分評價創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)績效具有84.35%的可信度，可以較好地解釋總體方差。各個主成分變量的初始因子載荷矩陣如表4所示。

表3 主成分提取方差分解分析結(jié)果

表4 初始因子載荷矩陣

最后，根據(jù)表4的初始因子載荷矩陣，以4個主成分占總方差貢獻率的比重作為權數(shù)，得到綜合的企業(yè)績效得分函數(shù)：

據(jù)此，把綜合得分Y作為衡量創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)績效的綜合評價指標。

2.核心解釋變量。選取第一大股東，前三、前五大股東持股比例作為股權集中度指標；第二到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值作為股權制衡度指標，該指標作為股權集中度的替代指標。

3.中介變量。選取企業(yè)研發(fā)投入作為企業(yè)技術創(chuàng)新的衡量指標。

4.調(diào)節(jié)變量。選取區(qū)域數(shù)字金融發(fā)展水平作為區(qū)域金融發(fā)展的衡量指標。

5.控制變量。除了股權集中度、股權制衡度以外，其他因素也會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。因此，選取企業(yè)規(guī)模和財務杠桿作為控制變量，企業(yè)規(guī)模由企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)表示，財務杠桿水平由企業(yè)資產(chǎn)負債率衡量。各變量選取及說明具體如表5所示。

表5 變量選取與說明

（三）模型構建

其中，fi表示個體固定效應，indc表示行業(yè)固定效應，yeart表示時間固定效應，εit代表隨機擾動項。模型（2）和模型（3）驗證假設H1，模型（4）和模型（5）驗證假設H2，模型（6）驗證假設H3。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表6 可知，股權集中度方面，樣本企業(yè)第一大股東持股比例均在25%以上，前三大股東持股比例均在39%以上，且股權集中度整體呈下降趨勢。分產(chǎn)權性質(zhì)看，民營企業(yè)第一大股東持股比例在2017—2020 年間總體高于國有企業(yè)，而在2021 年則相反。同時，對于前三大股東持股比例，民營企業(yè)在2017—2018 年間高于國有企業(yè)，而在2019—2021 年間則相反。總體而言，樣本企業(yè)整體處于相對控股狀態(tài)，且民營企業(yè)股權集中度整體高于國有企業(yè)。

創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)績效在2017—2020年逐漸降低，2021年有所上升，且民營企業(yè)績效水平高于國有企業(yè)。這說明股權集中度與企業(yè)績效存在相關性，且在不同產(chǎn)權性質(zhì)企業(yè)中存在差異。

對于控制變量，2017—2021 年創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)規(guī)模均不斷擴大，且民營企業(yè)規(guī)模小于國有企業(yè)；企業(yè)資產(chǎn)負債率均不斷上升，且國有企業(yè)高于民營企業(yè)。

（二）組間比較分析

本文按照前三大股東持股比例將研究樣本分為三組，第一組持股比例為［0，30%），第二組持股比例為［30%，50%），第三組持股比例為［50%，1）。然后進行企業(yè)績效得分的單變量均值檢驗（T 檢驗）和中位數(shù)檢驗（U檢驗），具體檢驗結(jié)果如表7所示。

表7 股權集中度與企業(yè)績效組間均值中位數(shù)檢驗

從均值檢驗看，組3的均值優(yōu)于組2，且組2的均值優(yōu)于組1，均在1%的水平下顯著，中位數(shù)檢驗也得到相同的結(jié)論，為本文假設H1提供了初步依據(jù)。

為全面貫徹落實常州市政府《關于進一步完善城市長效綜合管理機制的意見》要求，按照“清水工程”分工要求，在確保防洪安全的前提下，常州市充分利用沿江水利工程、城市防洪工程和新建換水工程的聯(lián)合調(diào)度運行，形成了一套行之有效的調(diào)度方案，60條城市河道，其中主城區(qū)的42條河道基本達到了“不黑不臭、管理到位”的既定目標，市區(qū)水環(huán)境得到了較為明顯的改善。

（三）基準回歸結(jié)果分析

由于樣本容量大，時間跨度長，本文選取行業(yè)、時間的雙向固定效應模型對研究樣本進行分析。按照2012年證監(jiān)會的行業(yè)劃分標準，選取的342家創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)屬于18 個行業(yè)，時間跨度為19 個季度。具體回歸結(jié)果如表8所示。

表8 基準回歸結(jié)果

列（1）中，選擇CR1作為解釋變量，回歸結(jié)果顯示其系數(shù)為正，且通過1%的顯著性檢驗，說明創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)績效隨第一大股東持股比例的增加而提高。列（2）在列（1）的基礎上，加入第一大股東持股比例平方（H1），核心解釋變量系數(shù)并未通過顯著性檢驗，因此第一大股東持股比例與企業(yè)績效呈正向線性關系。列（3）中，選擇CR2作為解釋變量，回歸結(jié)果顯示其系數(shù)為正，且通過1%的顯著性檢驗，說明企業(yè)績效隨前三大股東持股比例的增加而提高。列（4）在列（3）的基礎上，加入前三大股東持股比例平方（H2），回歸系數(shù)并不顯著，故前三大股東持股比例與企業(yè)績效呈正向線性關系。列（5）中，選擇CR3 作為解釋變量，回歸結(jié)果顯示其系數(shù)為正，且通過10%的顯著性檢驗，說明企業(yè)績效隨前五大股東持股比例的增加而提高。列（6）在列（5）的基礎上，加入前五大股東持股比例平方（H3），回歸系數(shù)并不顯著，故前五大股東持股比例與企業(yè)績效呈正向線性關系。綜上，假設H1成立。

（四）影響機制分析

1.技術創(chuàng)新的中介效應分析。本文選取企業(yè)研發(fā)投入作為企業(yè)技術創(chuàng)新的衡量指標進行中介效應檢驗，檢驗結(jié)果見表9。

表9 中介效應分析結(jié)果

其中，列（7）、列（9）、列（11）分別以三個股權集中度為自變量，以企業(yè)技術創(chuàng)新為因變量，檢驗股權集中度對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。列（8）、列（10）、列（12）則將技術創(chuàng)新作為中介變量加入模型，主要檢驗技術創(chuàng)新的中介作用。結(jié)果表明：企業(yè)股權集中度對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生顯著負向影響，這表明企業(yè)的股權集中度將降低企業(yè)的技術創(chuàng)新；由于三種企業(yè)股權集中度均對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響，因此滿足中介效應分析的前提條件；將企業(yè)技術創(chuàng)新加入解釋變量再進行回歸，企業(yè)技術創(chuàng)新對企業(yè)績效存在顯著正向影響，這表明企業(yè)技術創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響顯著為正。隨后，本文繼續(xù)結(jié)合Bootstrap抽樣法的結(jié)果進一步判斷企業(yè)技術創(chuàng)新在股權集中度影響企業(yè)績效的過程中發(fā)揮的具體中介作用。本文將重復抽樣次數(shù)設置為5000次，Bootstrap 抽樣法結(jié)果見表10。

表10 Bootstrap抽樣法結(jié)果

結(jié)果表明：股權集中度對企業(yè)績效的直接效應和總效應均顯著為正（Boot 區(qū)間不包括0），此結(jié)果進一步說明企業(yè)的股權集中度將直接提升企業(yè)績效；股權集中度通過技術創(chuàng)新作用于企業(yè)績效的間接效應顯著為負（Boot 區(qū)間不包括0），并且企業(yè)股權集中度對企業(yè)績效的總效應小于直接效應，股權集中度通過技術創(chuàng)新為企業(yè)績效帶來負的間接效應。從微觀視角而言，這說明企業(yè)技術創(chuàng)新在企業(yè)股權集中度影響企業(yè)績效的作用路徑中產(chǎn)生遮掩效應，即隨著大股東持股比例上升，大股東與企業(yè)的利益趨同效應會使得企業(yè)更加希望通過技術創(chuàng)新提升企業(yè)績效，但當大股東形成絕對控股時，會由于股權結(jié)構失衡導致大股東決策失誤或侵害公司利益，反而不利于企業(yè)通過技術創(chuàng)新提升績效，假設H2成立。

2.區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應分析。下文以區(qū)域數(shù)字金融的發(fā)展水平代替區(qū)域金融發(fā)展，將其作為調(diào)節(jié)項加入回歸模型以探討區(qū)域金融發(fā)展在股權集中度影響企業(yè)績效的過程中發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應，回歸結(jié)果見表11。

表11 調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果

由列（13）、列（14）和列（15）可知，將區(qū)域金融發(fā)展分別與三個股權集中度交互再進行回歸，交互項的符號均顯著為負。從宏觀視角而言，這說明隨著區(qū)域金融發(fā)展程度的提高，股權集中為企業(yè)發(fā)展帶來的優(yōu)勢將減弱，區(qū)域金融發(fā)展會削弱股權集中度對企業(yè)績效的正向促進作用，即區(qū)域金融發(fā)展在股權集中度對企業(yè)績效的影響中具有負向調(diào)節(jié)效應，假設H3成立。

（五）產(chǎn)權異質(zhì)性分析

本文已經(jīng)驗證了假設H1的正確性，在此基礎上進一步研究該結(jié)論在不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)中是否存在顯著差異。具體回歸結(jié)果如表12所示。

表12 產(chǎn)權異質(zhì)性估計結(jié)果

由列（16）、列（17）和列（18）可知，創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)股權集中度對企業(yè)績效的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，假設H1均成立。同時，觀察核心解釋變量的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，相較于國有企業(yè)，股權集中度對民營企業(yè)績效的正向促進作用更強。這主要是因為我國創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)國有上市企業(yè)相對于民營上市企業(yè)而言，由于其具有特殊的社會屬性和經(jīng)濟地位，不僅要追求經(jīng)濟效益，更要注重社會效益，對企業(yè)績效的重視程度相對較低。同時，我國創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)民營上市企業(yè)大多由家族企業(yè)轉(zhuǎn)變而來，企業(yè)股權結(jié)構具有一定的特殊性，持股比例高的大股東一般擔任企業(yè)高級管理人員，與國有上市企業(yè)相比，民營上市企業(yè)股東與管理層具有很強的利益協(xié)同效應，代理成本更低。因此，股權集中度上升更有助于提升民營上市企業(yè)決策效率，進而提升企業(yè)績效。

（六）穩(wěn)健性檢驗

本文主要進行三個步驟的穩(wěn)健性檢驗：剔除極端值；替換解釋變量；內(nèi)生性問題的處理。

首先，本文剔除可能影響結(jié)果的異常值重新進行估計，對原數(shù)據(jù)進行雙側(cè)1%縮尾以剔除數(shù)據(jù)極端值后重新進行估計?；貧w結(jié)果見表13 的列（19）、列（20）和列（21）。其次，借鑒劉振和劉博（2018）的研究方法，采用企業(yè)第二到第五大股東持股數(shù)占第一大股東持股數(shù)的比例替換股權集中度指標，計算所得數(shù)值越大，說明企業(yè)股權制衡度越低，而股權集中度越高，反之，則說明股權制衡度越高，而股權集中度越低。最后，將替換變量帶入原模型重新進行回歸，回歸結(jié)果如表13的列（22）所示。

表13 剔除異常值和更換解釋變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

回歸結(jié)果表明，剔除異常值之后三個股權集中度影響企業(yè)績效的各項結(jié)果依然顯著，股權制衡度對創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)績效有負向影響，這表明本文的模型和回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，回歸結(jié)果所揭示的結(jié)論有很強的說服力和很高的可信度。

同時，模型還可能存在內(nèi)生性導致結(jié)果出現(xiàn)“偽回歸”等問題，因此本文選取滯后一期的股權集中度作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸（2SLS），回歸結(jié)果見表14。結(jié)果表明工具變量不存在弱工具和過度識別問題，并且工具變量回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果保持了高度的一致性，進一步說明本文的回歸模型和結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表14 工具變量法的兩階段最小二乘回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

第一，股權集中度與創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)企業(yè)績效存在正向線性關系。該結(jié)論在第一大股東持股占比、前三大股東持股占比和前五大股東持股占比分別作為自變量進行回歸時保持一致結(jié)果，并且結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

第二，企業(yè)技術創(chuàng)新在企業(yè)股權集中度影響企業(yè)績效的過程中具有中介作用。該作用具體表現(xiàn)為企業(yè)股權集中度過高將抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新，而該抑制行為將減弱股權集中度對企業(yè)績效提升帶來的優(yōu)勢作用。

第三，區(qū)域金融發(fā)展在企業(yè)股權集中度影響企業(yè)績效的過程中具有調(diào)節(jié)效應。該效應具體表現(xiàn)為金融發(fā)展與企業(yè)股權集中具有替代效應，區(qū)域金融發(fā)展將削弱股權集中度對企業(yè)績效的正向促進作用。

第四，根據(jù)產(chǎn)權異質(zhì)性分析，股權集中度對民營企業(yè)績效的正向促進作用強于國有企業(yè)。這可能是由于國有企業(yè)不僅要追求企業(yè)績效還要追求社會效益，股權集中度產(chǎn)生的企業(yè)績效增量少于民營企業(yè)。

（二）建議

第一，適度提升股權集中度，激發(fā)大股東的監(jiān)督動力，使大股東有效監(jiān)督管理層，并通過股權激勵使股東與管理層的利益趨同，從而降低代理成本以提升企業(yè)績效。

第二，保持合理的股權集中度，緩解股權集中度過高對企業(yè)技術創(chuàng)新的抑制作用，進而減弱企業(yè)技術創(chuàng)新在股權集中度影響企業(yè)績效作用路徑中的遮掩效應。

第三，切實發(fā)揮區(qū)域金融發(fā)展在加強企業(yè)外部治理機制、解決企業(yè)大小股東信息不對稱及加強對企業(yè)管理層行為約束等方面的積極影響，形成區(qū)域金融發(fā)展和股權集中度對企業(yè)績效正向促進的協(xié)同效應。

第四，創(chuàng)業(yè)板上市制造業(yè)國有企業(yè)要正確處理好社會效益和經(jīng)濟效益的關系，實現(xiàn)二者的有機統(tǒng)一，穩(wěn)步提升企業(yè)高股權集中度產(chǎn)生的企業(yè)績效增量。