股權分散化對企業(yè)績效的影響
——以企業(yè)創(chuàng)新為中介變量的實證分析

袁潮清，宋芯茹

（南京航空航天大學 經(jīng)濟與管理學院，江蘇 南京 211106）

一、引言

股權是股東分派紅利的依據(jù)，同時也是股東在公司的話語權和控制權的決定性因素。因而，股權結構是現(xiàn)代公司治理的核心，公司的股權集中度是反映公司股權結構的主要指標，會影響公司的決策效率和決策質量，對公司業(yè)績也產(chǎn)生了不可忽視的影響。而創(chuàng)新是驅動企業(yè)發(fā)展的重要引擎，企業(yè)的經(jīng)營績效更加依賴于創(chuàng)新能力和創(chuàng)新投入。企業(yè)的股權集中度會影響企業(yè)的創(chuàng)新決策，進而對企業(yè)的經(jīng)營績效產(chǎn)生影響，基于這一思路展開以下研究。

國內外學者關于股權集中度對公司業(yè)績影響的研究方面取得了豐碩成果，目前有四種觀點：正相關、負相關、非線性相關和無相關關系。Carline等（2009）[1]發(fā)現(xiàn)在英國企業(yè)并購之后，管理層股權與企業(yè)執(zhí)行績效提升顯著正相關。燕洪國和虞金萍（2016）[2]發(fā)現(xiàn)我國民營企業(yè)股權集中度與企業(yè)績效正相關。

但是一些學者對此發(fā)現(xiàn)了完全相反的結果。陳永麗等（2011）[3]應用EVA 分析發(fā)現(xiàn)企業(yè)價值隨股權集中度增大呈上升的變化趨勢。譚興民等（2010）[4]發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)績的提升被持股比例、控制能力和最大股東的較高的股權集中度所限制。一些其他的學者認為兩者之間存在非線性關系。Alberto 和Julio（2001）[5]研究發(fā)現(xiàn)西班牙企業(yè)的內部所有權與企業(yè)價值之間存在非線性關系。王如燕等（2015）[6]提出，上市公司的股權集中度與其經(jīng)營績效呈現(xiàn)出“倒U型”的非線性關系。其他的研究表明他們之間沒有相關性。Demsetz 和Lehn（1985）[7]分析了股權結構的成因與其非政策性變量的實質，并提出股權的集中或分散與公司績效之間不應存在特定關系。

關于股權集中度如何影響企業(yè)創(chuàng)新決策行為的研究也包括正相關、負相關、非線性相關論三種觀點。Snel（l1988）[8]研究指出股權集中能夠促進企業(yè)研發(fā)投入，股權越集中的企業(yè)通常更樂于創(chuàng)新，對將公司的資源投入到創(chuàng)新活動中有更強烈的意愿。Gavious 等（2015）[9]研究了金字塔形組織結構的企業(yè)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)投入強度隨其股權的分散而降低。國勇（2020）[10]研究得出適宜的股權集中度能夠對制造業(yè)企業(yè)提高其創(chuàng)新效率產(chǎn)生一定的積極影響的結論。同時也有一些學者對此持不同的意見和觀點。楊建君和盛鎖（2007）[11]發(fā)現(xiàn)隨著股權集中度增加，主要股東承受的風險也隨之增加，由于大股東傾向于風險規(guī)避，結果造成對科技創(chuàng)新項目的意愿減少。楊風和李卿云（2016）[12]研究表明企業(yè)的股權集中度過高不利于其創(chuàng)新研發(fā)，可能會導致企業(yè)研發(fā)投入強度減弱。張栓興等（2017）[13]發(fā)現(xiàn)最大股東的持股率對企業(yè)研發(fā)投資和成長存在負面的調節(jié)作用，并且“一股獨大”阻礙了企業(yè)R&D 成果的轉化。林筠和張瑤（2017）[14]提出，股權集中度會對企業(yè)的創(chuàng)新績效與研發(fā)投入產(chǎn)生負向作用。而這種關系也可能是非線性的。馮根福和溫軍（2008）[15]發(fā)現(xiàn)股權集中程度與技術創(chuàng)新之間存在“倒U 型”的非線性相關關系。劉勝強和劉星（2010）[16]發(fā)現(xiàn)最大股東的持股率的增加直接導致R&D 投資呈現(xiàn)先下降后增加的“U 型”變化。羅正英等（2014）[17]研究得到企業(yè)R&D 投資隨著股權集中度的逐漸提高呈現(xiàn)先下降后上升的非線性關系的結論。而企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效之間為顯著的正相關關系則受到了普遍認可。Chauvin 和Hirschey（1993）[18]將企業(yè)的R&D 支出作為解釋變量，結果表明，企業(yè)的研發(fā)支出增加有利于提高其市場價值。仲東亭和任浩（2021）[19]將上海高新技術企業(yè)作為研究樣本，圍繞創(chuàng)新和運營績效進行研究，結果顯示，企業(yè)的科技活動投入對企業(yè)的運營績效有一定促進作用。

股權集中度過高，股權不夠分散，特別是“一股獨大”，導致了大股東的決策行為可能侵害較小股東的根本利益，從而導致企業(yè)的經(jīng)營績效因此下降[20]。而股權過度分散，企業(yè)股東對企業(yè)失去了控制權，甚至企業(yè)沒有實際控制人，此時企業(yè)的決策更加迎合金融市場的需要而顯示出短期行為，例如更高的分紅和股票回購，而不是加大研發(fā)投入提高企業(yè)競爭力。典型的例子就是波音公司，波音公司在負債快速增加的情況下，仍然發(fā)放巨額股利，進行巨額的股票回購，在研發(fā)方面卻只肯對737 機型進行改進而不是重新開發(fā)新機型。

據(jù)此，對股權集中度、企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)績效之間的關系提出如下假設：

H1：股權集中度與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)出倒U 型的相關關系，隨著股權集中度的下降，企業(yè)績效會先升后降；

H2：企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效呈顯著正相關；

H3：企業(yè)創(chuàng)新在企業(yè)股權集中度與企業(yè)績效之間發(fā)揮了一定的中介作用。

根據(jù)所提出的三個假設，建立圖1 所示的理論模型來表示三者之間的關系。

圖1 研究理論模型

創(chuàng)新性體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，國內外學者對于股權集中度對企業(yè)績效的影響的研究已有成果豐富，但以企業(yè)創(chuàng)新的中介作用作為出發(fā)點的研究較少，故“股權集中度—企業(yè)創(chuàng)新—企業(yè)績效”的中介效應模型被構建，以著重探究企業(yè)創(chuàng)新在企業(yè)股權集中度與企業(yè)績效之間發(fā)揮的中介作用，為今后的研究提供了可借鑒經(jīng)驗；第二，多數(shù)的現(xiàn)有研究用研發(fā)投入度量企業(yè)創(chuàng)新，但創(chuàng)新投入無法反映創(chuàng)新效率等方面的影響，故采用累計獲得專利數(shù)從研發(fā)成果的角度來表征企業(yè)的創(chuàng)新。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)與樣本選取

樣本選取自2010/12/31 至2020/12/31 期間中國A 股市場中制造業(yè)上市公司，數(shù)據(jù)源自國泰安數(shù)據(jù)庫，行業(yè)劃分依中國證監(jiān)會2012 版分類。

為得到更為有效的研究樣本，對所收集的數(shù)據(jù)進行如下處理：

一是，對ST、*ST、PT 股予以剔除。

二是，對樣本數(shù)據(jù)不完整或有缺失的公司予以剔除。

三是，對上市不滿一年、已經(jīng)退市或被暫停上市的公司予以剔除。

最終，共得到20 027 個有效觀測數(shù)據(jù)，主要借助Excel 軟件完成對數(shù)據(jù)的處理，利用Eviews 10.0進行相關數(shù)據(jù)分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量。每股收益（EPS）被用于評估企業(yè)的經(jīng)營績效。每股收益（EPS）兼具綜合性與理論性，既能夠有效地反映公司持股股東的收益情況，同時又體現(xiàn)出企業(yè)的運營效益，是國內外學者用來度量企業(yè)績效的常用變量之一。

2.解釋變量。公司第一大股東的持股比例（CR1）被選取作為度量企業(yè)股權集中程度的標準。該比例越高，說明企業(yè)的股權集中度越高；該比例越低，說明股權結構越分散。

3.調節(jié)變量。文中采用上市公司首次公開募股到數(shù)據(jù)收集年份的年限來衡量公司年齡（AGE）。

4.中介變量。選取截至報告期末累計獲得專利數(shù)（PN）度量企業(yè)的創(chuàng)新能力。專利數(shù)（PN）能夠體現(xiàn)企業(yè)的自主創(chuàng)新成果，專利數(shù)越高說明企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出越高，該企業(yè)越具有創(chuàng)新性。

5.控制變量。參照現(xiàn)有研究，考慮到影響企業(yè)績效的可能因素，選取企業(yè)規(guī)模（SIZE）、財務杠桿率（LR）、企業(yè)成長性（GRO）作為控制變量，具體變量及其定義如表1 所示。

表1 變量及其定義

（三）設定計量模型

根據(jù)假設H1、H2、H3 及溫忠麟等（2012）[21]提出的三步法中介效應模型：

設計出如下三個多項式回歸模型。

三、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

在回歸之前，應先對主要變量進行描述性統(tǒng)計，以便對其進行直觀的初步了解，結果如表2 所示。各變量的指標分別包含2 861 個初始數(shù)據(jù)。其中，每股收益（EPS）的最小值為-4.092 8，最大值為19.886 5，說明上市公司的經(jīng)營績效、財務狀況之間差異顯著。對于解釋變量而言，第一大股東持股比例（CR1）的均值約為三分之一，表明上市公司的第一大股東擁有較高的股權份額，其最大值甚至超過80%，即第一大股東對公司擁有絕對話語權與控制權，由此可見樣本企業(yè)的股權普遍集中。由企業(yè)創(chuàng)新（PN）的均值約為303、最小值為3、最大值為21 149可見樣本企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出差異較大，自主創(chuàng)新能力明顯存在差距，標準差偏大也驗證了上述結論。企業(yè)規(guī)模（SIZE）的最小值為19.54，最大值為26.06，說明上市公司個體間的資金實力和償債安全性差異較小。資本負債率（LR）的最大值為0.974 7，最小值為0.008 0，表明上市公司的負債能力并不均勻。企業(yè)成長性（GRO）的最小值為-690.616 0，最大值為118.370 4，表明我國制造業(yè)上市公司的發(fā)展能力和成長機會差異較為明顯。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

對模型中各變量進行相關性分析，結果如表3 所示。可以看出，股權集中度（CR1）與企業(yè)績效（EPS）之間的相關系數(shù)為0.12，存在正相關關系，其余各變量間相關系數(shù)的絕對值都保持在0.6 以下，說明變量之間不存在明顯的多重共線性。

表3 相關性分析

（三）單位根檢驗、協(xié)整檢驗及豪斯曼檢驗

對數(shù)據(jù)進行LLC、IPS、ADF、PP 單位根檢驗，結果如表4 所示，結果顯示，除PN、AGE 外，所有檢驗的統(tǒng)計值均小于1%，故對PN、AGE 進行一階差分，得PN（1）、AGE（1），調整原序列為平穩(wěn)的時間序列。

表4 單位根檢驗結果

為考察變量有無長期協(xié)整關系，對模型進行KAO協(xié)整檢驗，結果如表5 所示，反映出變量間是協(xié)整的。

表5 KAO 協(xié)整檢驗結果

運用Hausman 檢驗判斷該模型是否為隨機效應模型，結果如表6 所示。由于全部的P 值都小于0.05，故否定原假設，模型被設定為固定效應模型。

表6 Hausman 檢驗結果

（四）樣本回歸分析

對模型進行回歸，結果如表7 所示。三個模型調整后R2為0.094 7、0.868 1、0.097 3，F(xiàn) 值均顯著,表明回歸模型成立。

表7 樣本回歸模型結果分析

模型1 中所列的股權集中度與企業(yè)績效的回歸結果，二次項的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負，一次項的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明CR1與EPS 之間呈現(xiàn)顯著的倒U 型非線性相關關系，與假設H1 一致。模型2 中所列的CR1 與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果，二次項的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，一次項的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明CR1與PN 之間呈現(xiàn)顯著的倒U 型非線性相關關系。模型3 中所列的CR1、PN 與EPS 的回歸結果，PN 與EPS的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，與假設H2 一致。同時在企業(yè)創(chuàng)新的中介作用下，股權集中度與企業(yè)績效之間的回歸系數(shù)仍在5%的水平下顯著。

（五）中介效應檢驗

根據(jù)溫忠麟等（2012）[21]的中介效應模型檢驗環(huán)節(jié)，對式（1）、式（2）、式（3）中的系數(shù)的顯著性進行驗證，結果如表8 所示。

表8 中介效應檢驗表

首先對模型1 中回歸系數(shù)c 的顯著性進行檢驗，股權集中度的系數(shù)c1、c2通過了T 檢驗，繼續(xù)進行以下步驟的檢驗。接下來再看模型2 中的回歸系數(shù)a 和模型3 中的回歸系數(shù)b 的顯著性。在模型2 中，股權集中度的系數(shù)a 和企業(yè)創(chuàng)新（PN）的系數(shù)b 均顯著，說明股權集中度對企業(yè)績效的影響至少有一部分是通過中介變量企業(yè)創(chuàng)新來實現(xiàn)的。繼續(xù)對模型3 中的系數(shù)c'進行檢驗，發(fā)現(xiàn)c' 顯著，進而將ab 與c'的符號進行比較，發(fā)現(xiàn)a1b與c1、a2b與c2符號相同，說明存在部分中介過程，即股權集中度對企業(yè)績效的影響只有一部分是通過中介變量企業(yè)創(chuàng)新來實現(xiàn)的。

（六）穩(wěn)健性檢驗

1.重新設定被解釋變量。用總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）重新定義企業(yè)績效代替原被解釋變量進行檢驗，結果如表9 所示。

表9 穩(wěn)健性檢驗（1）

從表9 中可以明顯看出結果與原實證結論保持一致，假設1～假設3 仍得到驗證。

2.重新設定解釋變量。用公司前三大股東的持股比例之和（CR3）替代原自變量重新進行檢驗以證實回歸結果的穩(wěn)健性，結果如表10 所示，與原結果相符，假設1～假設3 仍得到證實，說明原有的實證結論穩(wěn)健。

表10 穩(wěn)健性檢驗（2）

四、結論及建議

（一）研究結論

通過整理自2010—2020 年我國A 股市場中制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，進行實證研究，分析股權集中度對企業(yè)績效的影響，并通過構建中介效應模型，通過固定效應，進一步計量檢驗了企業(yè)創(chuàng)新的中介效應。研究結論如下：

第一，股權集中度與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)出“倒U型”的相關關系。

第二，企業(yè)創(chuàng)新在企業(yè)股權分散對企業(yè)績效的促進作用中發(fā)揮了部分中介作用。

第三，企業(yè)股權結構對企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生了影響。

第四，企業(yè)創(chuàng)新一定程度上能夠促進企業(yè)績效的提高。

針對我國制造業(yè)上市公司而言，上述結論是客觀上符合實際的。由本文數(shù)據(jù)不難看出，我國制造業(yè)上市公司第一大股東往往擁有較大的權益份額，在這樣的企業(yè)組織結構下，大股東的利益與企業(yè)的績效密不可分。股權過度分散，可能出現(xiàn)企業(yè)沒有實際控制人的極端情況，此時企業(yè)的決策將會由于迎合金融市場的需要顯示出短期行為，例如更高的分紅和股票回購，而非加大創(chuàng)新投入來提高綜合競爭力。當企業(yè)的股權適度集中時，各大股東會聚焦于如何提高企業(yè)的績效以實現(xiàn)自己的利益最大化，因而會注重企業(yè)的自主創(chuàng)新能力和創(chuàng)新成果轉化，使企業(yè)具有可持續(xù)盈利性。而當企業(yè)的股權過度集中時，大股東的利益侵占行為可能會降低企業(yè)的創(chuàng)新投入效率，從而影響創(chuàng)新成果轉化。總而言之，無論企業(yè)發(fā)展出“一股獨大”還是出現(xiàn)“股權分散化”趨勢，都不可避免對公司整體創(chuàng)新水平造成損害。經(jīng)過實證檢驗也對上述結果進行了驗證。

（二）相關建議

本文對企業(yè)的股權分散化、創(chuàng)新成果轉化與經(jīng)營績效進行研究，在豐富相關文獻的同時，也對企業(yè)中股權結構的合理性和創(chuàng)新投入決策提供重要的啟示作用。基于此，本文將提供如下建議：

第一，企業(yè)需更加重視股權集中度在經(jīng)營決策和行為管理中的地位及對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，結合企業(yè)實際情況，探尋合理的股權結構。與以往研究不同，實證研究的結果顯示，企業(yè)創(chuàng)新與股權集中度之間表現(xiàn)為“倒U 型”的非線性關系，企業(yè)股權過于集中和過度分散都會導致創(chuàng)新成果的減少，給企業(yè)的績效帶來負面影響。因此，在企業(yè)治理體系中，不應該僅僅關注改善對控股股東的約束機制，同時也應該使企業(yè)保持適當?shù)墓蓹嗉卸龋瑥亩沟闷髽I(yè)避免短期行為，追求長期的良性可持續(xù)發(fā)展。

第二，企業(yè)需重視自主創(chuàng)新成果轉化，高效研發(fā)能夠促進企業(yè)績效的提升，有助于企業(yè)達到既定的戰(zhàn)略目標。注重創(chuàng)新成果轉化要求企業(yè)加強政策落實環(huán)節(jié)的監(jiān)督與反饋，注重投入產(chǎn)出比，確保公司的治理機制發(fā)揮應有的積極作用，達到有效提升公司業(yè)績的治理效果。