股权集中度与企业绩效关系研究——基于创业板制造业企业的经验证据

杜永善 王其猛 王谊巧

（中国石油大学（北京）克拉玛依校区工商管理学院，新疆 克拉玛依 834000）

一、引言

2020 年，中共中央、国务院发布《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》，明确提出健全多层次资本市场体系。创业板作为我国多层次资本市场体系的重要一环，承载着为中小型、创业型、高科技创新型企业解决融资需求的重要使命，自2009 年开板以来，其发展势头强劲，截至2022 年4月，已有1154家上市企业，其中制造业企业796家，占比约68.98%。2020年8月，创业板改革并试点注册制平稳落地，为创业板上市企业完善公司治理体系提供了良好的契机。现代企业经营管理中，有效的公司治理体系有助于促进企业绩效的提升（叶陈刚等，2016）。作为公司治理体系基础的股权结构是影响企业绩效的重要因素，不同的股权集中度会产生不同的企业经营管理决策，最终影响企业绩效。

目前，虽然众多学者对股权集中度与企业绩效的关系进行研究，但是由于选取指标的差异、宏观经济形势和实证模型的不同，关于股权集中度与企业绩效关系的研究结论包括：正相关关系（徐莉萍等，2006）、负相关关系（Busta et al.，2014）、正U型关系（任力和倪玲，2014）、倒U 型关系（胡泽民等，2018）和无显著关系（肖淑芳等，2012）。目前研究结论尚未达成共识，该问题还有待进一步探究，特别是我国创业板市场成立时间相对较短，一方面学术界关于股权集中度与企业绩效的研究多集中于主板市场，较少关注创业板市场，另一方面当前我国资本市场较为完善，相较于主板与中小板，创业板市场能够最大限度规避制度变化带来的影响（李云鹤等，2018）。同时，创业板企业的主要股东享有较高的权益份额，对公司拥有绝对控制权和话语权，为维护自身利益，其决策行为很可能会影响企业绩效，创业板企业“一股独大”现象尤其不容忽视，股权结构失衡是使其陷入经营风险的主要原因，因此研究创业板市场股权集中度与企业绩效的关系对提升企业质量和推动国民经济发展具有重要意义（唐曼萍等，2022）。此外，目前学术界就股权集中度对企业绩效影响的研究中，鲜有将技术创新和区域金融发展同时作为中介变量和调节变量进行机制分析，以微观视角和宏观视角相结合的方式进行深入研究的文献。

创业板上市制造业企业作为我国经济发展的微观主体，对于促进国民经济整体良性循环和高质量发展具有重要意义，已经成为助力中国从制造业大国迈向制造业强国的重要力量。同时，考虑到创业板上市企业中制造业企业所占比重较大，选择其作为研究对象具有代表性。基于此，本文选取342家创业板上市制造业企业，其中包含50家国有上市企业和292家民营上市企业，采用2017 年3 月—2021 年9 月共计19个季度的数据进行实证分析，在使用主成分分析法确定衡量企业绩效综合评价指标的基础上，建立时间、行业双固定效应模型，探究股权集中度与企业绩效的关系，并进一步分析技术创新的中介效应和区域金融发展的调节效应。考虑到企业产权异质性，股权集中度对不同产权性质企业绩效的影响可能存在差异，因此本文根据产权性质对企业进行分组，进一步探究该影响在不同产权性质企业中的差异。

本文的主要创新和贡献如下。第一，基于企业技术创新的中介效应和区域金融发展的调节效应，以微观和宏观相结合的方式探究股权集中度对企业绩效影响的机制，并加入宏观分析的视角，丰富了股权集中度与企业绩效关系的研究。第二，基于国有企业和民营企业的视角分析股权集中度对企业绩效的影响，一方面从微观上为不同产权性质企业构建合理的股权结构、形成有效的公司治理体系、提升企业绩效提供了证据，另一方面从宏观上为我国创业板上市制造业企业分类施策优化股权结构、提升企业绩效提供了理论依据。

二、理论分析与研究假设

（一）股权集中度与企业绩效

学术界关于股权集中度对企业绩效影响的研究，在理论上形成了监督假说和侵占假说（颜爱民和马箭，2013）。监督假说基于企业所有权与经营权分离的视角，认为股东和管理层之间存在严重的利益冲突，股权集中度过低导致股东无法对管理层的“机会主义”行为进行有效监督。尽管股东在权益受损后会采取措施要求一定的补偿，但是仍然可能出现“逆向选择”和“道德风险”，从而产生第一类代理问题，降低企业绩效。然而，当股权集中度较高时，大股东可以对管理层进行有效监督、控制和激励，有助于降低第一类代理成本，提升企业绩效（Durnev &Kim，2005）。侵占假说认为大股东利益与中小股东利益往往不一致，在缺少外部牵制的情况下，大股东会牺牲其他股东的利益来追求自身利益最大化，从而出现大股东侵害小股东利益的“掏空”行为（Shleifer &Vishny，1997），加之股权集中也可能会导致大股东与管理层合谋控制企业决策，侵占小股东的利益，从而产生第二类代理问题，降低企业绩效（Demsetz &Lehn，1985）。

股东相对控股情况下，相较于众多小股东持股，若干大股东控制企业在信息收集和管理层监督方面都有更多优势，可以有效降低第一类代理成本，提升企业绩效（安烨和钟廷勇，2011）。我国创业板上市制造业企业整体处于相对控股状态，当大股东持股比例上升并形成绝对控股状态时，其与企业的利益协同效应增强，大股东会有较强的动力监督管理层并参与企业管理事务，从而有助于降低第一类代理成本，提升企业绩效。同时，当第一大股东持股比例上升到一定程度后，其对中小股东利益侵占获得的利益降低，进而对中小股东的利益侵占程度就会减弱，并形成利益协同效应，从而有助于降低第二类代理成本，提升企业绩效。基于以上分析，可以提出如下假设：

假设H1：创业板上市制造业企业股权集中度与绩效呈正向线性关系。

（二）技术创新的中介效应

秦德智等（2019）提出股权结构作为一种制度安排会影响企业的资源分配，从而进一步影响企业生产力，并对企业绩效产生影响。同时，企业技术创新与企业生产力息息相关，企业技术创新能力的提高能够使企业获得超额回报，进而提升企业绩效。由此可见，企业技术创新在股权集中度影响企业绩效的路径中起到中介作用。然而，股权集中度与技术创新效率具有显著倒U型关系，技术创新效率随股权集中度的提高先上升，当股权集中度达到一定程度时随之下降（张瑞和闫妍，2021），这表明企业股权集中度过高将抑制企业的技术创新，进而影响股权集中度对企业绩效的正向促进作用。由于企业的技术创新往往具有高风险、长周期的特征，这就要求企业股东从整体利益出发，关注企业的长远发展。我国创业板上市制造业企业整体处于相对控股状态，随着大股东持股比例上升，其与企业的利益协同效应逐步增强，会更加重视技术创新，并通过技术创新能力提升获取超额回报。然而，当第一大股东持股比例不断上升并形成绝对控股状态时，由于其他股东无法制衡可能导致第一大股东产生决策失误，甚至会出现第一大股东侵害公司利益的行为，不利于企业提高技术创新效率，进而影响企业绩效提升。基于以上分析，可以提出如下假设：

假设H2：技术创新在股权集中度影响企业绩效的作用路径中具有遮掩效应。

（三）区域金融发展的调节效应

股权集中度高的企业可以通过股东加强对管理层的监督、减少对中小股东的利益侵占，以及提高信息透明从而提高企业绩效。Wang（2018）提出区域金融发展将完善企业的外部治理机制，从而减少大股东对中小股东的利益侵占。John（1989）指出，一个运作良好的金融市场有助于缓解企业大股东和中小股东之间的信息不对称，以此更好地保护中小股东的利益。Huyghebaert &Wang（2012）认为，区域金融发展能够刺激一个地区法律和金融服务的增长，这些法律和金融服务可以充当管理监督工具，加强对企业管理层行为的约束。由前文分析可知，随着股权集中度的提升，大股东对中小股东的利益侵占程度会逐步减弱，并形成利益协同效应从而提升企业绩效。然而，随着区域金融发展，良好运作的金融市场可以通过缓解大小股东之间的信息不对称形成利益协同效应，从而提升企业绩效。因此，区域金融发展和股权集中度对企业绩效提升的贡献具有替代效应，随着区域金融发展水平的提升，股权集中度提高对企业绩效提升带来的优势将减弱。基于以上分析，可以提出如下假设：

假设H3：区域金融发展在股权集中度对企业绩效的影响中具有负向调节效应。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2017 年3 月—2021 年9 月共计19 个季度的创业板上市制造业企业的数据，并将企业按照产权性质分为国有上市企业和民营上市企业。选取企业满足如下条件：上市时间在2017 年以前；剔除ST、ST*以及金融业企业；剔除产权性质改变的企业。同时，为了保证数据的准确性和平稳性，对原始数据进行删除样本缺失值处理，获得平衡面板数据。相关数据均来自国泰安数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量。本文借鉴张完定等（2021）测算企业综合绩效的思路，采用主成分分析法通过盈利能力、偿债能力、经营能力、发展能力来构建企业绩效综合评价指标。具体如表1所示。

表1 企业绩效综合评价指标构建

首先，进行适用性检验。由表2 检验结果可知，处理得到样本数据的KMO 值为0.769，大于0.5，满足主成分分析的条件。Bartlett 球形检验在1%的水平下显著，这说明各变量之间相关性高，适合进行主成分分析。

表2 KMO和Bartlett球形检验检验结果

其次，提取四个主成分。根据表3分析结果可知（此处仅列示特征值大于1的成分），累计方差贡献率为84.35%，大于70%，表明4 个主成分评价创业板上市制造业企业绩效具有84.35%的可信度，可以较好地解释总体方差。各个主成分变量的初始因子载荷矩阵如表4所示。

表3 主成分提取方差分解分析结果

表4 初始因子载荷矩阵

最后，根据表4的初始因子载荷矩阵，以4个主成分占总方差贡献率的比重作为权数，得到综合的企业绩效得分函数：

据此，把综合得分Y作为衡量创业板上市制造业企业绩效的综合评价指标。

2.核心解释变量。选取第一大股东，前三、前五大股东持股比例作为股权集中度指标；第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值作为股权制衡度指标，该指标作为股权集中度的替代指标。

3.中介变量。选取企业研发投入作为企业技术创新的衡量指标。

4.调节变量。选取区域数字金融发展水平作为区域金融发展的衡量指标。

5.控制变量。除了股权集中度、股权制衡度以外，其他因素也会对企业绩效产生影响。因此，选取企业规模和财务杠杆作为控制变量，企业规模由企业总资产的对数表示，财务杠杆水平由企业资产负债率衡量。各变量选取及说明具体如表5所示。

表5 变量选取与说明

（三）模型构建

其中，fi表示个体固定效应，indc表示行业固定效应，yeart表示时间固定效应，εit代表随机扰动项。模型（2）和模型（3）验证假设H1，模型（4）和模型（5）验证假设H2，模型（6）验证假设H3。

四、实证分析

（一）描述性统计

由表6 可知，股权集中度方面，样本企业第一大股东持股比例均在25%以上，前三大股东持股比例均在39%以上，且股权集中度整体呈下降趋势。分产权性质看，民营企业第一大股东持股比例在2017—2020 年间总体高于国有企业，而在2021 年则相反。同时，对于前三大股东持股比例，民营企业在2017—2018 年间高于国有企业，而在2019—2021 年间则相反。总体而言，样本企业整体处于相对控股状态，且民营企业股权集中度整体高于国有企业。

创业板上市制造业企业绩效在2017—2020年逐渐降低，2021年有所上升，且民营企业绩效水平高于国有企业。这说明股权集中度与企业绩效存在相关性，且在不同产权性质企业中存在差异。

对于控制变量，2017—2021 年创业板上市制造业企业规模均不断扩大，且民营企业规模小于国有企业；企业资产负债率均不断上升，且国有企业高于民营企业。

（二）组间比较分析

本文按照前三大股东持股比例将研究样本分为三组，第一组持股比例为［0，30%），第二组持股比例为［30%，50%），第三组持股比例为［50%，1）。然后进行企业绩效得分的单变量均值检验（T 检验）和中位数检验（U检验），具体检验结果如表7所示。

表7 股权集中度与企业绩效组间均值中位数检验

从均值检验看，组3的均值优于组2，且组2的均值优于组1，均在1%的水平下显著，中位数检验也得到相同的结论，为本文假设H1提供了初步依据。

为全面贯彻落实常州市政府《关于进一步完善城市长效综合管理机制的意见》要求，按照“清水工程”分工要求，在确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换水工程的联合调度运行，形成了一套行之有效的调度方案，60条城市河道，其中主城区的42条河道基本达到了“不黑不臭、管理到位”的既定目标，市区水环境得到了较为明显的改善。

（三）基准回归结果分析

由于样本容量大，时间跨度长，本文选取行业、时间的双向固定效应模型对研究样本进行分析。按照2012年证监会的行业划分标准，选取的342家创业板上市制造业企业属于18 个行业，时间跨度为19 个季度。具体回归结果如表8所示。

表8 基准回归结果

列（1）中，选择CR1作为解释变量，回归结果显示其系数为正，且通过1%的显著性检验，说明创业板上市制造业企业绩效随第一大股东持股比例的增加而提高。列（2）在列（1）的基础上，加入第一大股东持股比例平方（H1），核心解释变量系数并未通过显著性检验，因此第一大股东持股比例与企业绩效呈正向线性关系。列（3）中，选择CR2作为解释变量，回归结果显示其系数为正，且通过1%的显著性检验，说明企业绩效随前三大股东持股比例的增加而提高。列（4）在列（3）的基础上，加入前三大股东持股比例平方（H2），回归系数并不显著，故前三大股东持股比例与企业绩效呈正向线性关系。列（5）中，选择CR3 作为解释变量，回归结果显示其系数为正，且通过10%的显著性检验，说明企业绩效随前五大股东持股比例的增加而提高。列（6）在列（5）的基础上，加入前五大股东持股比例平方（H3），回归系数并不显著，故前五大股东持股比例与企业绩效呈正向线性关系。综上，假设H1成立。

（四）影响机制分析

1.技术创新的中介效应分析。本文选取企业研发投入作为企业技术创新的衡量指标进行中介效应检验，检验结果见表9。

表9 中介效应分析结果

其中，列（7）、列（9）、列（11）分别以三个股权集中度为自变量，以企业技术创新为因变量，检验股权集中度对企业技术创新的影响。列（8）、列（10）、列（12）则将技术创新作为中介变量加入模型，主要检验技术创新的中介作用。结果表明：企业股权集中度对企业技术创新产生显著负向影响，这表明企业的股权集中度将降低企业的技术创新；由于三种企业股权集中度均对企业技术创新产生显著影响，因此满足中介效应分析的前提条件；将企业技术创新加入解释变量再进行回归，企业技术创新对企业绩效存在显著正向影响，这表明企业技术创新对企业绩效的影响显著为正。随后，本文继续结合Bootstrap抽样法的结果进一步判断企业技术创新在股权集中度影响企业绩效的过程中发挥的具体中介作用。本文将重复抽样次数设置为5000次，Bootstrap 抽样法结果见表10。

表10 Bootstrap抽样法结果

结果表明：股权集中度对企业绩效的直接效应和总效应均显著为正（Boot 区间不包括0），此结果进一步说明企业的股权集中度将直接提升企业绩效；股权集中度通过技术创新作用于企业绩效的间接效应显著为负（Boot 区间不包括0），并且企业股权集中度对企业绩效的总效应小于直接效应，股权集中度通过技术创新为企业绩效带来负的间接效应。从微观视角而言，这说明企业技术创新在企业股权集中度影响企业绩效的作用路径中产生遮掩效应，即随着大股东持股比例上升，大股东与企业的利益趋同效应会使得企业更加希望通过技术创新提升企业绩效，但当大股东形成绝对控股时，会由于股权结构失衡导致大股东决策失误或侵害公司利益，反而不利于企业通过技术创新提升绩效，假设H2成立。

2.区域金融发展的调节效应分析。下文以区域数字金融的发展水平代替区域金融发展，将其作为调节项加入回归模型以探讨区域金融发展在股权集中度影响企业绩效的过程中发挥的调节效应，回归结果见表11。

表11 调节效应回归结果

由列（13）、列（14）和列（15）可知，将区域金融发展分别与三个股权集中度交互再进行回归，交互项的符号均显著为负。从宏观视角而言，这说明随着区域金融发展程度的提高，股权集中为企业发展带来的优势将减弱，区域金融发展会削弱股权集中度对企业绩效的正向促进作用，即区域金融发展在股权集中度对企业绩效的影响中具有负向调节效应，假设H3成立。

（五）产权异质性分析

本文已经验证了假设H1的正确性，在此基础上进一步研究该结论在不同产权性质的企业中是否存在显著差异。具体回归结果如表12所示。

表12 产权异质性估计结果

由列（16）、列（17）和列（18）可知，创业板上市制造业企业股权集中度对企业绩效的回归系数在1%的水平下显著为正，说明无论是国有企业还是民营企业，假设H1均成立。同时，观察核心解释变量的系数发现，相较于国有企业，股权集中度对民营企业绩效的正向促进作用更强。这主要是因为我国创业板制造业国有上市企业相对于民营上市企业而言，由于其具有特殊的社会属性和经济地位，不仅要追求经济效益，更要注重社会效益，对企业绩效的重视程度相对较低。同时，我国创业板制造业民营上市企业大多由家族企业转变而来，企业股权结构具有一定的特殊性，持股比例高的大股东一般担任企业高级管理人员，与国有上市企业相比，民营上市企业股东与管理层具有很强的利益协同效应，代理成本更低。因此，股权集中度上升更有助于提升民营上市企业决策效率，进而提升企业绩效。

（六）稳健性检验

本文主要进行三个步骤的稳健性检验：剔除极端值；替换解释变量；内生性问题的处理。

首先，本文剔除可能影响结果的异常值重新进行估计，对原数据进行双侧1%缩尾以剔除数据极端值后重新进行估计。回归结果见表13 的列（19）、列（20）和列（21）。其次，借鉴刘振和刘博（2018）的研究方法，采用企业第二到第五大股东持股数占第一大股东持股数的比例替换股权集中度指标，计算所得数值越大，说明企业股权制衡度越低，而股权集中度越高，反之，则说明股权制衡度越高，而股权集中度越低。最后，将替换变量带入原模型重新进行回归，回归结果如表13的列（22）所示。

表13 剔除异常值和更换解释变量后的稳健性检验结果

回归结果表明，剔除异常值之后三个股权集中度影响企业绩效的各项结果依然显著，股权制衡度对创业板上市制造业企业绩效有负向影响，这表明本文的模型和回归结果是稳健的，回归结果所揭示的结论有很强的说服力和很高的可信度。

同时，模型还可能存在内生性导致结果出现“伪回归”等问题，因此本文选取滞后一期的股权集中度作为工具变量进行两阶段最小二乘回归（2SLS），回归结果见表14。结果表明工具变量不存在弱工具和过度识别问题，并且工具变量回归结果与基准回归结果保持了高度的一致性，进一步说明本文的回归模型和结果具有稳健性。

表14 工具变量法的两阶段最小二乘回归结果

五、研究结论及建议

（一）结论

第一，股权集中度与创业板上市制造业企业绩效存在正向线性关系。该结论在第一大股东持股占比、前三大股东持股占比和前五大股东持股占比分别作为自变量进行回归时保持一致结果，并且结果具有较好的稳健性。

第二，企业技术创新在企业股权集中度影响企业绩效的过程中具有中介作用。该作用具体表现为企业股权集中度过高将抑制企业的技术创新，而该抑制行为将减弱股权集中度对企业绩效提升带来的优势作用。

第三，区域金融发展在企业股权集中度影响企业绩效的过程中具有调节效应。该效应具体表现为金融发展与企业股权集中具有替代效应，区域金融发展将削弱股权集中度对企业绩效的正向促进作用。

第四，根据产权异质性分析，股权集中度对民营企业绩效的正向促进作用强于国有企业。这可能是由于国有企业不仅要追求企业绩效还要追求社会效益，股权集中度产生的企业绩效增量少于民营企业。

（二）建议

第一，适度提升股权集中度，激发大股东的监督动力，使大股东有效监督管理层，并通过股权激励使股东与管理层的利益趋同，从而降低代理成本以提升企业绩效。

第二，保持合理的股权集中度，缓解股权集中度过高对企业技术创新的抑制作用，进而减弱企业技术创新在股权集中度影响企业绩效作用路径中的遮掩效应。

第三，切实发挥区域金融发展在加强企业外部治理机制、解决企业大小股东信息不对称及加强对企业管理层行为约束等方面的积极影响，形成区域金融发展和股权集中度对企业绩效正向促进的协同效应。

第四，创业板上市制造业国有企业要正确处理好社会效益和经济效益的关系，实现二者的有机统一，稳步提升企业高股权集中度产生的企业绩效增量。