本土情境下股權集中度與技術創新績效關系的再審視＊

■ 左楊子

1.遼寧工程技術大學工商管理學院 葫蘆島 125105

2.阜新高等專科學校計算機信息技術系 阜新 123000

0 引言

控制權與所有權分離這一命題的提出將股權集中度與技術創新績效的關系問題帶入了學者們的視野，并促使股權集中度與技術創新績效的關系問題成為公司治理領域的熱點問題。長期以來，學術界對此做了大量探討，但仍未得到統一的結論。國內外主要有這樣幾種觀點：第一、線性關系下的正相關，如許玲玲[1]在研究中指出處于市場化進行較低地區的企業，其股權集中對促進技術創新具有顯著影響，也有學者[2]證實股權集中的強度會加強股權集中度對企業技術創新的積極影響；第二、線性關系下的負相關，如李偉等人[3]在探討公司治理與其創新間的關系時指出股權集中度對企業技術創新具有負面影響，張玉娟等人[4]也在對比國有和民營企業的研發創新活動時發現股權集中度對民營企業研發創新的抑制作用更為顯著；第三、非線性關系下的U 型關系，如賈凱威等人[5]對不充分外部競爭環境下企業的股權結構和創新關系進行了深入探討，認為企業創新績效與股權集中度呈倒U 型關系；第四、不相關關系。如鮑依蓓[6]認為部分企業只注重創新投入,而不注重過程和結果,對企業的創新績效并沒有幫助。一般來講，各結論之間大相徑庭主要由研究設計、樣本選取的不同以及股權結構的內生性問題所導致的。

面對股權集中度與技術創新績效關系的差異性結論，部分學者也試圖進行整合。Heugens[7]運用Meta 的方法對亞洲國家的主要研究文獻進行歸納，指出股權集中度與企業創新績效之間存在顯著正相關，特別是在法律無法保護的區治下，這種股權集中保護了創新成果；同樣，Wang K[8]對新興市場的相關研究進行歸納卻發現股權集中度負向影響技術創新績效。雖然樣本選擇上的差異為兩者研究的不一致結論提供了解釋，但值得注意的是，這對于同時存在于兩項研究的中國卻無法適用。那么，本土情境下股權集中度與技術創新績效有著怎樣的關系？又受到哪些因素的影響？值得我們進一步研究。

與現有文獻相比，將有以下幾點突破：第一、樣本選擇的本土化。國內學者雖然對股權集中度與技術創新績效之間的關系做了較多探討，但仍存在較大爭議；已有文獻對股權集中度與技術創新績效關系的整合分析都是基于國際期刊發表的文章，樣本選擇更是遍及不同國家，其結論對中國不一定適用。因此，本文旨在對發表在中文核心期刊上的相關文獻進行整合，得出更加“本土化”的結論。第二、方法選擇的適用性。本文采用Meta 回歸分析方法對國內相關文獻進行綜合整理和再分析，提供更加全面、準確的研究結論。第三、進一步檢驗董事會結構、外部環境、企業特征和測量方式等可能存在的潛在調節變量，探討影響二者關系的邊界條件。

基于此，本文首先根據相關檢索條件檢索到57篇文章共139個效應值作為分析樣本；其次，運用META方法計算出股權集中度和創新績效的主效應值；最后，采用分層回歸的方法從概念性調節變量（董事會結構、外部環境、企業特征）和方法性調節變量（測量方式、評價方法）兩個角度進一步探討影響股權集中度和企業創新績效的邊界條件。

1 理論回顧

1.1 股權集中對創新績效的影響

股權集中度衡量了上市公司股份分散或集中持有的程度。雖然有學者認為股權集中與創新績效之間不存在系統性關系[9]，但就本土的實證研究而言，學者們普遍認為股權集中與創新績效間具有相關關系。

股權集中度的正向影響。面對股東與管理者之間的博弈，控股股東和中小股東會在股東財富最大化的目標驅使下呈現出“利益趨同效應”，即股東們通過集中股權建立激勵約束機制，以此緩解PA 沖突、減少“搭便車”行為、降低技術研發的代理成本[5]。同時，監管假說也表明在股權分散的狀態下，股東監督能力和動機較弱，管理者行為較少受到股東利益的牽制，容易發生“敗德行為”；而在股權集中的狀態下，大股東能有效監督、控制和引導管理者的行為，減低不必要的成本，為技術創新營造良好的內部環境從而提升企業的技術創新績效[10]。

股權集中度的負向影響。在股權高度集中的企業中，外部小股東往往不能與控股股東的利益保持一致從而產生利益沖突（即PP沖突），尤其在缺少合理公司治理結構的情況下容易產生“利益侵占效應”，即控股股東會憑借較高的持股比例來進行關聯交易或“隧道行為”，以犧牲中小股東利益來謀取超控制權收益，制約了企業的技術研發投入。事實上，目前我國國有城商銀行、上市中小企業中也存在著較為嚴重的第二類代理成本問題[11]。抑制經營者的積極性。侵占假說認為過度的股權集中不但增加了第二類代理成本，而且會造成控股股東過多干預公司經營，抑制了經營者的積極性和創造活動。股權集中程度過高時控股股東與其他股東之間無法相互制約和監督，單獨決策會將控股股東個人在信息掌握、知識能力的不足轉嫁給公司，從而使公司在進行技術研發時承擔更高的風險。

1.2 潛在調節變量

在股權集中與創新績效關系中可能起到調節作用的概念性調節變量主要包括董事會結構、企業特征和外部因素，方法性調節變量主要包括股權集中度測量方式和績效評價方式。

1.2.1 概念性調節變量

董事會結構。董事會通常被認為是企業控制管理層、解決委托代理問題的關鍵。對于董事會規模，擴大董事會規模有利于拓寬企業資源渠道、改善創新績效；也有學者[12]認為董事會規模較大不利于成員之間的協調溝通，小規模反而更有利于提高決策效率。董事會的獨立性通常也被認為是影響股權結構和創新績效的重要因素，私人關系和服務時間過長往往使獨立董事變得并不“獨立”。委托代理理論也認為兩職合一會降低董事會獨立性，使其監督職能不能有效發揮，從而影響到股權結構和創新績效。

外部環境。外部環境涵蓋了所在行業、所處的區位以及面臨的制度環境等因素。我國上市公司的相關研究發現，不同行業的企業之間股權結構與創新績效具有明顯差異，競爭性行業中股權集中度對技術創新績效具有顯著的促進作用[13]。賀炎林[14]對東西部1699 家公司的研究中指出不同地區股權集中對創新績效影響的差異，這不僅是地理位置造成的，更多的反映了法律制度和市場競爭之間的差異等。這些研究共同表明外部環境在一定程度上作用于股權集中度與創新績效的關系。

企業特征。企業過往績效會通過企業特征影響董事會結構和股權結構。白恩重[15]在對上市公司治理結構研究時發現公司規模、資本結構對公司治理有顯著影響。張子余[16]從企業生命周期的視角指出成長期和衰退期股權集中對創新績效有正向影響，在成熟期二者表現為倒U 型曲線關系。據此，本文嘗試納入企業特征考察其對股權集中度與創新績效關系的影響。

1.2.2 方法性調節變量

股權集中測量方式。國內學者對股權集中的測度基本采用前n 大股東持股比例之和、赫芬達爾指數（H 指數）和綜合測度指標（如主成分分析），部分學者還考慮了股權集中與技術創新績效的非線性關系（二次項）。這些方法在測量、計算上的差異很可能會影響實證結果，因此，本文對這四種測量方式進行編碼，驗證不同測量方式間的差異。

技術創新績效評價方式。已有研究大都從研發投入、申請專利數量和綜合指標的方式對技術創新績效進行評價，也有少數研究采用EPS、MBR 等方式，由于后者樣本量過少，本文選擇從研發投入、申請專利數量和綜合指標角度考察不同績效評價方式之間的差異。

2 模型構建與數據選擇

2.1 研究方法

基于前文的理論分析，在綜合我國相關研究的基礎上采用Meta 回歸對我國股權集中度與技術創新績效的關系進行實證檢驗。Meta 分析是一種對文獻綜合分析和評價的定量研究方法[17]。相比其他方法，Meta分析的特點在于：一方面，可以對同一主題的眾多研究進行匯總再分析，能夠有效克服單一研究隨機性誤差造成的影響，進而對變量之間的關系進行更為準確的估計；另一方面，可以通過控制研究對象的樣本特征來分析變量之間關系的差異，進一步探討造成這種差異的潛在因素。

本文以“ownership concentration”、“Innovation performance”、“股權結構”、“股權集中”、“創新績效”等關鍵詞在中外文獻庫（如知網、EBSCO 等）進行文獻檢索，為減少不規范實證對Meta分析結果的影響（如發表偏誤），提高分析質量，本文最終共選擇JCR 收錄或南大核心、北大核心雙收錄的57 篇文章139 個效應值作為分析樣本。

2.2 主效應檢驗

本研究的主效應分析在于測度中國情境下股權集中對技術創新績效的平均影響程度。樣本文獻中采用的回歸形式如下：

其中，performance和CR分別代表創新績效和股權集中度；X作為控制變量，表示除股權集中度以外可能影響創新績效的其他因素；ε是隨機誤差項；下標i和t代表公司和年份。雖然回歸系數β反映了股權集中對創新績效的影響程度和方向，但并不適合作為效應量。用偏相關系數來代替，并通過回歸系數的t 值和自由度計算得到。

2.3 Meta回歸

Meta 回歸不僅能準確判斷相關因素對構念關系調節作用的大小，還能將多個因素進行同時分析，探討每一種因素對于構念關系的貢獻程度。為進一步厘清可能對股權集中度與創新績效關系產生影響的因素，本文構建如下Meta回歸模型：

其中，pccij代表第i個文獻第j個估計中的偏相關系數；Zijk為導致實證結果差異的異質性變量；估計系數γk表示第k個特征變量對偏相關系數的影響系數和方向，若該系數值為正，說明該特征變量能加強股權集中度對技術創新績效促進作用，反之則弱化上述作用。為避免傳統回歸方法中可能出現的偏差，本文采用分層線性回歸來估計不同變量的調節作用。

本文將模型的異質性變量分為兩類。一類是概念性變量，如董事會結構、企業特征等；另一類是方法性變量，如股權集中度測量方式、技術創新績效評價方式。詳細變量說明見表1。

表1 變量選取及統計性描述

3 實證分析

3.1 主效應分析

中國情境下股權集中度對技術創新績效影響主效應的Meta 回歸結果見表2。其中，固定效應模型下，股權集中度對技術創新績效的效應值均值為0.213，而采用隨機效應模型時該效應值均值為0.101。無論是固定效應還是隨機效應，置信區間均位于0水平線的一側，說明模型整體回歸結果較好。由于異質性檢驗的Q 值為1263.434（p＜0.001），因此本文采用隨機效應模型，認為當股權集中度提高1 個單位時，技術創新績效平均增長0.101 個單位。根據Doucouliagos[18]的劃分標準，主效應絕對值在0.07～0.173認為股權集中對技術創新績效的影響較小；在0.173～0.327 認為影響中等；0.327 以上則認為影響較大。因此，本文認為本土情境下股權集中度對技術創新績效具有較為微弱的正向影響。

表2 股權集中度對技術創新績效影響的主效應

3.2 發表偏誤檢驗

本文的發表偏誤檢驗結果見表3。常數項β1不顯著（p=0.396＞0.1），說明對我國股權集中度與技術創新績效關系的研究中不存在發表偏誤，能夠較為真實準確的反映股權集中度與技術創新績效的關系，滿足Meta回歸的基本要求。

表3 出版偏誤檢驗

3.2.1 概念性調節變量

表4模型I 匯報了董事會結構對股權集中度與技術創新績效關系影響的分層估計結果。其中，董事會規模的回歸系數在5%的水平上顯著。一方面，董事會規模擴大在企業與外界間架起了橋梁，拓寬了資源渠道，加強了股權集中對技術創新績效的改善作用；另一方面，董事會規模擴大有利于凸顯出股權集中有利于增強控股股東在董事會的話語能力、提高決策效率、避免貽誤商機給企業帶來損失，從而提升技術創新績效。董事會獨立性的回歸系數為-0.204，在1%水平上顯著。通常董事會獨立性的負向調節作用出現于兩種情況：一種情況，獨立董事具有客觀性且確實起到了監督作用，有效減少控股股東對企業經營活動的過多干預，弱化了股權集中對技術創新績效的影響；另一種情況獨立董事為控股股東謀取利益，過度的股權集中對技術創新績效起到了負面作用。事實上就我國上市公司而言存在幾大問題：獨立董事并不獨立且多依附于控股股東[19]；獨立董事更多的起到咨詢作用而不是監督作用；中小企業存在較為嚴重的第二類代理成本問題。因此，我國多數企業的獨立董事并未發揮應有的作用。兩權分離的回歸系數非常顯著為0.314，說明兩權分離具有顯著的調節作用。這一點與劉漢民的實證結果相吻合，當第一大股東集中股權時，加大兩權分離度有利于管理層與股東之間相互監督、防止“一股獨大”、降低代理成本，從而提高技術創新績效。第一大股東控股能力的回歸系數顯著為-0.272。在我國民營企業、國有城商銀行中，控股能力增強往往意味著“一股獨大”，控股股東具有較強的侵占能力和動機干擾企業正常經營并通過“隧道行為”損害中小股東的利益，不利于改善技術創新績效，因而控股能力對股權集中與技術創新績效的關系起到負向調節作用。除此之外，從回歸系數上看，兩職合一和董事會勤勉性分別起到負向和正向調節作用，但統計上并不顯著。

表4 Meta回歸結果

模型II 匯報了企業特征對股權集中度與技術創新績效關系影響的分層估計結果。從回歸系數上看，公司規模負向調節股權集中與技術創新績效的關系，但并未通過顯著性檢驗；公司成長能力、資本結構的回歸系數分別為0.151、0.13，具有正向調節作用且在1%的水平上顯著。基于生命周期的視角，企業在成長期前后表現出較強的成長能力，此時加強股權集中度可以提升技術創新績效。在我國，處于成長期的企業提高股權集中度不僅可以降低監督和管理成本，而且可以避免股權制衡對決策靈活性和創業者積極性的負面影響。不僅如此，良好的資本結構也為股權集中對技術創新績效的正向影響提供助力。

表5 非線性檢驗

表6 穩健性檢驗

模型III 匯報了外部環境對股權集中度與技術創新績效關系影響的分層估計結果。行業特征的系數顯示為0.098，通過了5%水平的顯著性檢驗，說明行業特征存在顯著調節作用，本土情境下不同行業間二者的作用程度確實存在明顯差異。從回歸結果看，位于不同區位的企業股權集中對績效的影響程度也存在差異但并不明顯。除此之外，制度環境的回歸系數為-0.257（p＜0.01），負向調節股權集中度與技術創新績效之間的關系。過去我國相關法律和制度尚不完善、市場競爭環境惡劣，缺乏對投資者的保護和對管理層的監督，股權集中是股東為保護自身利益做出的自然反應，然而隨著外部治理環境的不斷改善，降低了股權集中度技術創新績效的影響。

3.2.2 方法性調節變量

表4模型IⅤ匯報了股權集中測量方式對股權集中度與技術創新績效關系影響的分層估計結果。赫芬達爾指數、持股比例、綜合指標和二次項系數均不顯著。一方面，股權集中度測量方式的不同并不會顯著影響股權集中度與技術創新績效的關系界定；另一方面，非線性關系對股權集中度與技術創新績效的線性關系不具有顯著調節作用。但值得注意的是，這并不能完全說明股權集中度與技術創新績效不存在非線性關系，本文還將做進一步檢驗。

模型Ⅴ匯報了技術創新績效評價方式對股權集中度與技術創新績效關系影響的分層估計結果。從驗證調節效應的角度，R＆D評價方式的回歸系數在5%水平上顯著為0.113；專利申請和綜合指標評價方式不顯著。整體上，采用R＆D績效評價方式得到的股權集中度對技術創新績效影響程度較高高，而采用專利申請和綜合指標評價方式則適中。從選取評價方式的角度，采用R＆D技術創新績效評價方式會在股權集中度與技術創新績效的關系界定上會存在偏差；相比之下應用專利申請和綜合指標評價方式結果較為穩健。

3.3 模型檢驗

3.3.1 非線性檢驗

基準研究（模型IⅤ）表明非線性關系并不能顯著影響股權集中度與技術創新績效的線性關系，但這并不意味著非線性關系不存在。為了檢驗本土情境下股權集中度與技術創新績效是否存在非線性關系，本文將效應值分為線性組和非線性組（樣本文獻中采用了二次項），對139個效應值進行隨機效應分組檢驗，結果見表5。非線性檢驗表明，線性組效應值為0.146（p＜0.01），股權集中正向影響技術創新績效，與主效應分析相吻合；而非線性項雖然系數為-0.055，但P 值不顯著，說明就現有文獻而言，并不能為股權集中度與技術創新績效存在非線性關系提供有力支撐。

3.3.2 穩健性檢驗

本文穩健性檢驗結果見6。從董事會結構上看，兩權分離、董事會規模的回歸系數顯著為正，董事會獨立性和第一大股東控股能力的回歸系數顯著為負，兩職合一與董事會勤勉性沒有顯著作用，這與基準模型保持了一致。從企業特征來看，公司成長能力與資本結構依舊保持顯著的正向影響，印證了基準模型的回歸結果。從外部環境看，產業特征可能受到其他因素的干擾，系數不再顯著。股權集中度測量方式中，赫芬達爾指數和綜合指標測量方式雖然系數由正變負但依然不顯著。整體上，穩健性檢驗與基準模型保持了一致，說明基準模型回歸結果較為穩健。

4 結論

雖然以往研究也對股權集中度與技術創新績效之間的關系進行了界定，但由于研究視角和樣本選擇的差異，這些實證結論對于中國并不適用。因此，本文基于本土化情境對關于股權集中度與技術創新績效關系的57篇文獻共139個效應值進行了Meta回歸檢驗，并著重從董事會結構、企業特征、外部環境、股權集中測量方式以及技術創新績效評價方式對股權集中度與技術創新績效之間的影響機制進行了探討，主要結論如下：

首先，中國情境下股權集中度對技術創新績效的效應值為0.101（p＜0.01），整體而言股權集中對技術創新績效具有微弱的促進作用。股權集中測量方式的分組回歸結果以及非線性檢驗表明到目前為止我國股權集中度與技術創新績效間的非線性關系并不顯著。

其次，二者關系受到董事會結構、企業特征和外部環境等因素的調節作用，應考慮內外部治理環境的影響。就企業自身而言，適度擴大董事會規模、保證兩權分離有利于拓寬資源平臺，有效降低代理成本，增強股權集中對技術創新績效的正向影響；擁有良好資本結構和處于成長期的企業也往往能通過加強股權集中來提升技術創新績效。除此之外，合適的股權集中絕非使大股東的持股比例大到絕對控股的程度，“相對多數”的持股方式不失為良好的選擇；獨立董事不獨立，不僅要改革獨立董事選舉制度，關鍵在于發揮獨立董事對控股股東的制衡作用。對于企業面臨的外部環境，一方面，注重不同產業間股權集中程度對技術創新績效影響的差異；另一方面，股權集中程度應與一定的社會經濟和法律制度相適應。

最后，從股權集中度的測量方式看，無論采用赫芬達爾指數、持股比例、綜合指標或是二次項形式，并不會在股權集中與技術創新績效的關系界定上存在顯著差異。從創新績效評價方式上看，采用R＆D績效評價方式會高估股權集中度對技術創新績效的影響；而采用專利申請數和綜合指標績效評價方式能夠減少此類偏差，得到較為穩健的結果。