股權結構對企業市場價值影響研究
——基于技術創新效率中介效應的視角

文淑惠，劉聰

（昆明理工大學管理與經濟學院，云南 昆明 650031）

根據《2020 年全國科技經費投入統計公報》數據，2020 年中國R＆D 經費投入總量突破2.4 萬億，增長10.2%，其中的企業拉動作用進一步增強。 “2020 年，企業R＆D 經費18673.8 億元， 比上年增長10.4%， 占全國R＆D 經費的比重達76.6%，對全國增長的貢獻達77.9%”。 通過對比發現，2020 年中國R＆D 經費投入總量約為美國同期的54%。統計局在解讀公報喜人成績的同時，也指出“未來，在繼續擴大經費投入規模的同時”，“還需提高投入質效”。 由此可見，中國R＆D經費增速雖然位居世界第一， 但同時也存在經費投入總量相較美國而言有較大的上升空間，投入的質量和技術創新效率有待提高的現實問題。 基于如上背景，本文在回顧前人研究成果的基礎上， 探討股權結構和企業技術創新效率之間的關系，將有助于從股權結構的角度，通過提升企業技術創新效率的方式，來促進企業提高研發投入質效。 而研究股權結構、企業技術創新效率、企業市場價值三者之間的關系， 也在一定程度上豐富了股權結構影響企業市場價值的現有研究成果，并能以提升企業市場價值的方式，間接促進就業的增加和經濟的穩定與增長。

一、文獻回顧與理論分析

在直接研究股權結構和企業價值之間關系的成果中，從研究結論看，主要包括：（1）股權結構的集中度對企業價值有正向影響（1-2，4）。 此外也有少數學者的研究表明股權結構和企業價值無關（5-6）。 （2）股權結構的制衡度對企業市場價值有正向影響（7-10）。 同時，白重恩等的研究也指出，過高的股權制衡度對公司的經營績效存在負面影響，即股權制衡度與企業市場價值并非僅呈現簡單的線性關系。 （3）在高管持股對企業市場價值影響關系的研究結論中，國內外學者的分歧較大。 其中，Stulz 從經理人反對外部并購收購的視角出發進行研究，認為高管持股數量越多，外部收購越不可能發生，從而企業市場價值沒有得到溢價，企業市場價值越低。Morck 等在股權結構和公司績效的實證研究中發現，企業市場價值托賓Q 和內部人持股呈現非線性相關。 國內學者吳青云等利用中小企業板民營上市公司數據，實證研究結論支持高管持股比例對企業績效無顯著影響。 對于機構持股如何影響企業市場價值的研究，國內外文獻較少涉及，相關的研究多從機構持股如何影響企業的創新出發，基本支持機構持股將正向影響企業創新（11-12）。 另有學者從企業生命周期視角出發，證實股權結構對企業市場價值的影響與企業的不同發展階段密切相關（13）。

在探究股權結構和企業創新之間關系的國內外研究中，國內外學者多數從企業研發投入或者創新產出單一方面衡量企業創新，研究結論中大多數支持股權結構中的集中度和制衡度與企業創新呈現正相關（2，14，15）。而在創新產出比上創新投入衡量企業創新效率的研究中，研究結論同樣支持股權制衡度將顯著正向影響企業創新效率（3）。此外，部分學者從創業板公司樣本出發，還證實股權集中度與R＆D投入呈顯著負向關系（15）。 由此可見，基于選擇的研究區間等的不同，得到了莫衷一是的結論（16）。

此外，國內外學者也通過搭建合理的理論框架，探討股權結構影響企業價值的具體路徑， 即第三變量在股權結構影響企業價值過程中的中介效應。（1）股權結構通過緩解委托代理成本， 從而達到增強企業績效的目的，提升企業價值，從而提高企業績效。McKnight 的研究支持股權結構能降低第一類股權代理成本從而提升企業績效。 國內學者的實證研究同樣證實第二類股權代理成本在股權集中度與公司績效之間起到了部分中介作用（17-18）。 （2）股權結構通過影響創新投入，進而提升企業價值。鄭春美和朱麗君的實證研究表明，創新投入在QFII 持股提升企業價值的過程中發揮了中介作用。 朱磊等從國企所有制改革的背景出發， 證實所有制改革后導致的股權所有者的多樣化有利于企業創新水平的提升， 并通過創新渠道產生“企業價值提升效應”。

基于以上論述， 本文將在前人研究的基礎之上，以托賓Q 值作為企業市場價值的代理變量。 以股權集中度，股權制衡度、管理層持股和機構投資者持股來衡量股權結構。 并借鑒姜軍等在度量企業創新效率中采用的度量方法， 將國內全A 市場2010—2020 年的歷史數據作為樣本，同時考慮到企業不同發展階段的特點以及創新投入與產出的時滯問題，通過系統的理論作用機制分析提出研究假設，加以實證檢驗，探討股權結構和企業市場價值以及股權結構和企業創新效率兩者之間的關系。 在中介效應的檢驗上，本文借鑒絕大部分文獻中有關中介效應檢驗的做法，采用溫忠麟和葉寶娟在2014年提出的系統的檢驗流程進行。

二、研究問題

近年來，學者對于股權結構影響企業價值的研究進展顯示（17-18），公司治理中的第一類委托代理成本以及第二類委托代理成本，均是股權結構影響企業價值變化的具體路徑，即實證結論表明委托代理成本部分中介了股權結構對企業價值的影響，具體體現為股權結構通過降低委托代理成本，進而增加企業價值。成本的減少，有利于價值增值。從另一維度來考察，即產出效率的增加，價值必然也能得到正向影響。 部分學者進一步把創新投入以及創新產出納入研究的范圍（2，18），研究結論基本證實了這一推論。 但仍然存在可改進的地方，表現在僅就單方面的創新投入或創新產出的增加，以此為據佐證企業市場價值的增加，在理論及現實上均有不符合實際之處。朱德勝和周曉佩通過研發產出/研發投入來衡量企業創新效率，較前人確有進一步創新，但利用息稅前利潤的變動值作為研發產出的代理變量，且投入產出的滯后期被設定為1 期的做法，仍值得商榷。 本文則考慮在此基礎上利用更廣為接受的研發產出代理指標——發明專利產出數量予以替代，此外結合企業生命周期理論對不同發展階段企業的分析，以營收增速和凈利潤增速加以控制，并對不同滯后期的情況作深入探討。 同時，借鑒前人研究，提出研究問題，即適度的股權集中度與企業市場價值是否呈顯著正相關；適度的股權制衡度與企業市場價值是否呈顯著正相關；機構持股比例與企業市場價值是否呈顯著正相關；高管持股比例與企業市場價值是否呈顯著正相關；技術創新效率在股權集中度影響企業市場價值的過程中是否存在中介效應等問題（圖1）。

圖1 中介效應作用機理圖

三、實證研究

（一）數據來源與樣本選取

本文在實證過程中使用的面板研究數據均來自國泰安數據庫，研究對象為2010—2020 年滬深A股上市公司，考慮到投入產出的滯后性，創新投入的衡量指標 （研發費用投入） 實際選取區間為：2009—2019（1 期滯后）和2008—2018（2 期滯后）。

借鑒前人研究經驗，本文在樣本的選擇過程中作如下處理：（1）剔除所有的ST、*ST 等出現監管規定特殊預警的上市公司。 （2）按照證監會2012 年度發布的行業分類，剔除金融行業樣本。 （3）剔除數據不完整的樣本。 按照如上標準篩選得到1349 家企業，共計3642 條樣本數據（部分變量實際數據大于3642 家， 該值為滿足上述全部條件后的交集數據量）。 同時，對數據進行縮尾處理。

（二）研究設計與變量定義

本文的主要研究內容分為兩大塊：其一，股權結構對企業市場價值的影響研究；其二，探究技術創新效率在股權結構影響企業市場價值過程中的中介作用。 研究中，分別從定量和定性兩方面衡量股權結構。 股權結構定量的代理指標包含股權集中度、股權制衡度以及兩者的平方項；股權結構定性的代理指標包括高管持股比例、機構持股比例。

為研究股權結構對企業市場價值的影響作用，建立如下回歸模型：

上式中TBi，t表示企業i 第t 個會計年度末的托賓Q 值，托賓Q 值由托賓在1969 年提出，其值越大意味著企業市場價值越大。Stock_focusi，t為企業i 第t 個會計年度末的股權集中度， 由第一大流通股持股比例表示。 Stock_balancei，t為企業i 第t 個會計年度末的股權制衡度，由第二至第十大流通股持股比例之和/第一大流通股持股比例表示。 Stock_focusi，t為企業i 第t 個會計年度末股權集中度的平方，stok_balancei，t2為企業i 第t 個會計年度末股權制衡度的平方（基于文獻中有研究表明，股權集中度和制衡度對企業市場價值有倒“U”或“U”型影響關系的結論，故加入兩者的平方項）。 ESRi，t為企業i 第t個會計年度末的高管持股比例，由高管持股數/總股數表示。 Isi，t為企業i 第t 個會計年度末的機構持股比例，由機構持股數/總股數表示。 Control_Vanablei，t為企業i 第t 個會計年度末的控制變量矩陣， 具體變量見表，εi，t為模型的殘差項。

借鑒溫忠麟和葉寶娟有關中介效應檢驗的研究，本文通過構建如下主要的回歸模型，檢驗股權結構是否通過企業創新效率進而影響到企業市場價值：

模型中EIEi，t表示是由企業創新產出比上創新投入衡量的企業創新效率。 借鑒姜軍的做法，同時考慮到創新投入與創新產出之間的時滯性問題，當考慮到研發投入和創新產出1 期滯后時，具體的定義式為：

上式中，EIEi，t為企業i 第t 年的創新效率值，Innovation_outputi，t)表示企業i 第t 年的獲得的已授權發明專利數量， 考慮到1 期滯后的情況，Research_inputi，t-1表示企業i 第t-1 年的研發投入費用，同理若考慮無滯后期影響或2 期滯后影響， 將企業研發投入進行相應替換即可。

四、回歸分析

本文實證分析過程采用的軟件為stata16.0，選取的樣本數據為年度非平衡面板數據，時間跨度為2010—2020 年，在回歸之前通過豪斯曼檢驗確定樣本數據適合的具體模型，豪斯曼檢驗的P 值將在回歸結果表中列示。

（一）企業市場價值與股權結構

通過分析下表可知，在未加入任何控制變量的模型Ⅰ中，股權集中度、機構持股比例、高管持股比例均對企業市場價值具有顯著的正向影響。 股權集中度的平方顯著地負向影響企業市場價值。 模型Ⅱ在模型Ⅰ的基礎上加入了控制變量，與模型Ⅰ的結果對比，在顯著性水平不變的情況下，股權集中度對企業市場價值的影響有所增加。 表現在回歸系數由0.0328 變為0.0596，而機構持股比例和高管持股比例的影響程度各有一定程度的減少。 股權集中度的平方對企業市場價值影響的程度不僅有所增強，同時顯著性水平得到了提高，但股權制衡度和制衡度的平方依然表現為不顯著。 模型Ⅲ進一步在控制個體效應的前提下，控制了年度效應。 從模型Ⅲ的結果可知，股權集中度和股權制衡度對企業市場價值均有顯著的正向影響，影響系數分別為0.0543 與0.187， 股權制衡度的平方并未表現顯著的相關性。與股權制衡度不同的是，股權集中度的平方與企業市場價值呈顯著負向影響，表明股權集中度在適度地提高下，才有利于企業市場價值提升。

（二）技術創新效率與股權結構

借鑒前人研究，此處選擇研發投入滯后一期的技術創新效率數據。 在未加入任何控制變量的模型Ⅰ中，股權集中度和制衡度的平方均表現出和創新效率的顯著正相關，其中高管持股比例和創新效率為表現出顯著的相關性。 模型Ⅱ在加入控制變量后，股權結構相關的代理變量均表現出和企業創新效率無明顯的相關性。 在模型Ⅱ的基礎上進一步控制樣本的年度效應后， 模型Ⅲ的回歸結果顯示，高管持股比例與企業創新效率具有顯著的正向關系，影響系數為10.94； 模型整體的擬合優度為0.117，說明高管持股比例的上升有助于企業進一步提升技術創新效率。

（三）企業市場價值、技術創新效率與股權結構

通過分析表1 可知，在未加入任何控制變量的情況下，股權結構相關代理變量和企業市場價值的關系與上文的研究基本一致，但新加入的技術創新效率變量并未表現出與企業市場價值有顯著的相關性。 模型Ⅱ在基準模型的基礎上加入了相關控制變量，企業創新效率依然未表現出顯著的相關。 在進一步控制了年度效應后， 影響系數為0.000677，呈現正相關。 股權集中度和股權制衡度均與企業市場價值呈顯著正相關， 影響系數分別為0.0542 和0.189；股權集中度的平方為顯著負相關，影響系數為0.0491；機構持股比例和高管持股比例均與企業市場價值呈正相關， 影響系數分別為0.0498 和0.243；模型整體的擬合優度為0.479。

表1 企業市場價值、創新效率與股權結構

參照溫忠麟和葉寶娟提出的中介效應檢驗流程，通過比對實證結果可知，由于股權結構代理變量中的高管持股比例顯著正向地影響了企業市場價值，企業創新效率顯著正向地影響了企業市場價值， 高管持股比例顯著正向地影響企業創新效率，故不需要進一步通過Sobel 或者Bootstrap 自助法檢驗。 可以認定技術創新效率部分中介了高管持股比例對企業市場價值的影響，中介效應量約為0.121，即在高管持股比例對企業市場價值的總影響效應上， 通過技術創新效率起作用的占到了總效應的12.1%。

而對于其他變量，由于在與企業創新效率的回歸中并未表現出明顯的顯著性，故需要進一步通過Sobel 或者Bootstrap 自助法檢驗技術創新效率的中介效應是否存在。本文采用Bootstrap 自助法進一步確認企業創新效率是否通過上述變量起到對企業市場價值的中介作用。 通過表2 的間接效應檢驗可知，其他的股權結構代理變量均在95%的置信水平上包含零，故技術創新效率對企業市場價值并未產生中介效應。

表2 Bootstrap（重復1000 次）檢驗結果

（四）進一步分析

1.滯后期的考察。在學者的研究中，對于研發創新投入產出的滯后問題，結論并未達成統一。 本文考慮到滯后期的原因，分別對滯后期為0 期、1 期、2期的技術創新效率數據進行了對比研究。 由于0 期滯后和2 期滯后的模型三的回歸結果均表明，技術創新效率對企業市場價值無顯著影響，故需要進一步通過Bootstrap 自助法，檢驗技術創新效率中介作用的存在性。 通過對0 期、2 期Bootstrap（重復1000次）檢驗可知，創新投入產出為零期滯后的情況下，技術創新效率的中介作用不存在。 同時2 期滯后相比較1 期滯后的實證結果而言，技術創新效率除了通過高管持股比例中介股權結構對企業市場價值的影響外，還通過股權集中度和股權制衡度影響企業的市場價值（限于篇幅，實證不再展示）。

2.穩健性檢驗。 本文進一步通過替換企業市場價值、技術創新效率來進行驗證。 其中具體的替換方法為用未提出商譽和無形資產的托賓Q 值替換原研究設計中采用的托賓Q 值，用企業已授權的專利數量替換原研究設計中采用中的已授權發明專利數量來度量技術企業創新效率。 結果在替換核心變量后，本文的研究結果并未發生明顯的變化（限于篇幅，并未展示）。

五、結論與建議

（一）結論

通過本文的實證研究可得到如下的結論：

1.從定量的股權結構代理變量研究結果看，股權集中度能顯著正向影響企業市場價值。 但并非簡單的線性正向影響，而是存在閾值效應，超過一定閾值后， 股權再進一步地集中將有礙企業市場價值，即股權的適度集中能起到促進企業市場價值提升的作用。 此外，股權制衡度與企業市場價值呈顯著正相關， 在創新投入產出為1 期滯后的情形下，定量的股權結構代理變量均直接影響企業市場價值，并不存在技術創新效率作為其中介變量進而影響到企業市場價值。

2.從定性的股權結構代理變量研究結果來看，高管持股比例和機構持股比例都能顯著正向影響企業市場價值。 兩者在創新投入產出為1 期滯后的情形下，影響企業市場價值的具體路徑有所不同。 具體表現在高管持股比例，將通過進一步影響企業技術創新效率從而作用于企業市場價值， 而經Bootstrap 自助法檢驗表明機構持股比例不存在類似的作用路徑。

3.從創新投入產出滯后期不同的對比研究看，0期滯后時，技術創新效率作為影響股權結構與企業市場價值之間的中介作用并不存在。1 期滯后時，高管持股比例是股權結構通過技術創新效率影響企業市場價值的具體路徑。 2 期滯后時， 經Bootstrap自助法檢驗表明，除了高管持股比例會通過技術創新效率影響到企業市場價值外，股權集中度和股權制衡度也將通過影響技術創新效率進而作用于企業市場價值。

（二）建議

基于本文的研究結論，提出如下建議：

1.從持續提升企業市場價值的角度考慮，上市企業在股權結構安排中，應避免股權過于分散或集中。 但由于股權集中度的閾值較難把握，企業可通過引入機構投資者，實施股權激勵或推行員工持股計劃等方式，來避免股權的過分集中。 因這類方式多為企業自主推行，故在分散股權的作用上能較好地把控， 同時也不會因此就導致股權的極度分散化。 一方面，引入機構投資者將在獲得資金支持的同時，獲得更多的非金融資源的支持。 如助力企業內部流程機制的建立與完善，激勵管理層更加地勤勉盡責等。 另一方面，股權激勵或員工持股計劃的實施都將使得高管人員的利益與企業長遠利益趨向一致，通過提升企業技術創新效率進而提高企業市場價值。

2.上市企業應著力推動企業股權結構朝著更制衡的方向發展。 一方面股權制衡度高有利于抑制股權的過分集中，從而使企業在面臨重大的戰略決策上，能真正做到集思廣益，而不至于出現嚴重的“搭便車”現象。 同時，股權制衡度越高并不意味著股權的高度分散化，因為企業的股權高度分散化，必然實現不了制衡的目的。 因此，推進企業股權結構制衡度的提升將有利于企業市場價值的增加。

3.從本文的創新投入產出時滯的對比研究結果出發，上市企業在安排股權結構或推行高管持股計劃時，應充分考慮創新投入產出的時滯效應。 高管持股比例在創新投入產出1 期滯后和2 期滯后均能通過技術創新效率顯著影響企業市場價值，而股權集中度和股權制衡度則只在2 期滯后情形下通過技術創新效率顯著影響企業市場價值。 基于此，可在推行高管持股計劃時，設定不少于1 年的鎖定期，1 年之后高管再按照具體的考核標準，分批持有公司股份。 對于股權結構的安排則以兩年的時間為限，逐步達到預定的股權結構目標。 此外，高管持股計劃也可嵌套在股權結構安排之中，使得企業股權結構逐步趨向合理，從而助推技術創新效率的提升和企業市場價值的提升。