民營企業(yè)股權集中與技術創(chuàng)新

摘 要：創(chuàng)新對于企業(yè)的發(fā)展是必要的，沒有創(chuàng)新就沒有發(fā)展，企業(yè)只有進行創(chuàng)新才會有持久的發(fā)展動力。影響企業(yè)創(chuàng)新的因素很多，本文主要研究股權集中度對于企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。民營企業(yè)在發(fā)展中受到的制約更多，其更需要創(chuàng)新，本文使用2013年-2018年共385個面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，使用企業(yè)專利授權數(shù)來表示企業(yè)的創(chuàng)新，最終得出，企業(yè)的股權集中度與企業(yè)的技術創(chuàng)新存在非線性關系。

關鍵詞：股權集中度;創(chuàng)新;專利授權數(shù);非線性關系

一、文獻綜述

創(chuàng)新對于企業(yè)的發(fā)展是必要的，沒有創(chuàng)新就沒有發(fā)展。股權集中度對企業(yè)創(chuàng)新有促進還是抑制作用，不同的學者有不同的結論，第一種認為股權集中度較高會對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用。任海云（2010）認為股權集中有利于企業(yè)的創(chuàng)新投入，用R&D來代表企業(yè)技術創(chuàng)新能力，但R&D本身的一些特征會使代理問題較為突出，R&D風險較大，時間長，產(chǎn)出不確定，管理者不愿意進行投入，對企業(yè)長期的技術創(chuàng)新會產(chǎn)生一定的影響;劉漸和、王德應（2010）認為股權集中度與技術創(chuàng)新動力有顯著的促進作用，基于雙重代理理論，股權相對集中的上市公司不僅存在股東和經(jīng)營者之間的代理問題，同時還存在大股東和小股東之間的代理問題，大股東會損害中小股東利益，可能不考慮企業(yè)的長遠利益。

第二種認為股權集中度較高不利于企業(yè)的技術創(chuàng)新。Raoul Minettiet al.（2015）使用意大利20000個制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)進行實證研究，用兩階段最小二乘法和probit模型進行實證分析，認為股權集中度較高時不利于企業(yè)的技術創(chuàng)新;李靜、梁四安（2020）以佛山上市公司為樣本，用企業(yè)創(chuàng)新投入來反映企業(yè)的技術創(chuàng)新，股權集中度為自變量，公司年限和凈資產(chǎn)收益率為控制變量建立線性回歸模型進行實證分析，認為股權集中度較高不利于企業(yè)的技術創(chuàng)新。

第三種認為股權集中度與企業(yè)創(chuàng)新之間并不存在線性關系。楊建君等（2015）基于代理理論和行為理論進行分析，不同股權結構所產(chǎn)生的代理問題可以影響企業(yè)的資源配置，進而影響企業(yè)技術創(chuàng)新。利用182家企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析，建立股權集中度的平方模型，進行回歸。得出股權集中度與管理人創(chuàng)新動力、自主創(chuàng)新行為之間都存在倒U型關系，過高或過低的股權集中度都不利于企業(yè)的創(chuàng)新，該研究也對代理理論提供了行為動機這一全新的理論視角，有利于理論未來的研究與發(fā)展。IreneWei Kiongetal.（2020）以臺灣地區(qū)1999年-2014年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，共15721個面板數(shù)據(jù)進行實證分析，使用兩階段最小二乘方法進行模型回歸，認為股權集中度與企業(yè)創(chuàng)新之間存在非線性關系。

目前還對于股權集中度會與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系沒有形成一個確定的結論，部分學者認為股權集中會促進創(chuàng)新，部分學者認為股權集中不利于企業(yè)的創(chuàng)新。沒有形成統(tǒng)一的結論的原因可能是：第一，不同類型的企業(yè)可能會得出不同的結論，處于不同的行業(yè)以及規(guī)模不同的企業(yè)會有不同的結果;第二，使用的數(shù)據(jù)以及建立的模型不同可能也會對最終的結論造成一定的影響，在研究這一問題時不同的人使用不同的指標以及不同的數(shù)據(jù)處理方式會得到不同的結果。本文以民營企業(yè)為樣本進行實證分析，因為民營企業(yè)在經(jīng)營過程中融資更為困難，受到的約束更大，因此技術創(chuàng)新對民營企業(yè)的發(fā)展是更為必要，所以研究股權集中程度對民營企業(yè)技術創(chuàng)新的影響是有意義的，這也是影響創(chuàng)新的一個方面。本文股權集中程度與企業(yè)的創(chuàng)新之間是非線性關系，委托代理理論需要考慮監(jiān)管的成本問題，如果股權過于分散對于企業(yè)技術創(chuàng)新是不利的，會出現(xiàn)一些搭便車的現(xiàn)象。

二、研究設計與實證分析

1.研究設計

（1）研究假設

民營企業(yè)在發(fā)展過程中受到很多的制約，資金問題、市場占有問題等。要解決這些問題不僅需要外部環(huán)境的改變以及政策的支持，同時需要企業(yè)從自身出發(fā)，提升企業(yè)的競爭能力，這樣就必須要有技術創(chuàng)新，熊彼特的創(chuàng)新理論認為企業(yè)家是創(chuàng)新的主體，經(jīng)濟增長和發(fā)展離不開創(chuàng)新，創(chuàng)新對于一個國家是非常重要的。企業(yè)的技術創(chuàng)新由很多因素決定，而股權的集中程度是其中比較重要的因素，楊德偉（2011）認為股權集中程度與企業(yè)的技術創(chuàng)新存在非線性關系，股權過于集中不利于企業(yè)的技術創(chuàng)新，適度的股權集中有利于企業(yè)追求長期的利益和目標，企業(yè)更會進行長期的創(chuàng)新（楊建君等，2015），基于以上分析，提出假設：

H1：股權集中度與民營企業(yè)的創(chuàng)新之間存在非線性關系。

機構投資者具有規(guī)模效應并且信息較為完善，更加注重投資的長期回報，機構投資者擁有的資金較多，機構投資者為了追求長期利益，會支持企業(yè)的創(chuàng)新（楊德偉，2011）。機構投資者持股對于企業(yè)的技術創(chuàng)新是有一定的影響的。但是任海云（2010）認為機構投資者持股與企業(yè)技術創(chuàng)新之間，沒有顯著的正相關關系，而楊德偉（2011）認為機構投資者持股對于企業(yè)的技術創(chuàng)新有正向的影響，機構投資者持股與企業(yè)的技術創(chuàng)新應該是怎樣的關系并不明確，由此提出以下假設：

H2：機構投資者持股比例高有利于民營企業(yè)的技術創(chuàng)新。

（2）數(shù)據(jù)來源

本文選取2013年-2018年A股上市民營企業(yè)作為樣本，剔除ST公司和數(shù)據(jù)缺失的公司，刪除公司上市當年的數(shù)據(jù)，刪除金融類企業(yè)的數(shù)據(jù)，最終共385個樣本構成面板數(shù)據(jù)。專利授權數(shù)量來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫。

（3）變量分析

①被解釋變量

李靜等（2020）使用研發(fā)投入作為衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的指標，閆一石（2019）等使用發(fā)明專利申請書來衡量企業(yè)的創(chuàng)新水平。根據(jù)現(xiàn)有研究成果，企業(yè)創(chuàng)新水平一般用兩個指標來衡量，一是公司研發(fā)投入，一般使用研發(fā)投入的對數(shù)來表示，但是投入的效率如何無法確定。二是使用公司專利申請數(shù)或?qū)＠@得數(shù)來衡量。本文借鑒閆一石等的做法，使用上市公司的授權專利數(shù)來表示技術創(chuàng)新，同時考慮到創(chuàng)新需要一定的時間，所以選擇前滯一年的授權專利數(shù)作為被解釋變量。

②解釋變量

股權集中度：本文借鑒李靜（2020）等的做法，使用第一大股東、前五大股東、前十大股東持股比例之和作為反映股權集中度的指標，符號表示分別為O1、O5、O10。

機構投資者持股比例（inshold）：表示八類機構投資者持股數(shù)量之和與該公司的總的股份數(shù)量之比。

③控制變量

影響企業(yè)技術創(chuàng)新的因素很多，將其作為控制變量，主要包括：凈利潤增長率（NPGR）、資產(chǎn)負債率（DAR）、公司所屬行業(yè)（industry）：根據(jù)《國家重點支持的高新技術領域》所定義的八個行業(yè)用1來表示;其他行業(yè)為非高科技行業(yè)，用0來表示，見表1。

2.實證分析

（1）模型設計

為了說明股權集中度與企業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系，建立股權集中度和機構投資者與企業(yè)專利授權數(shù)之間的模型，對模型進行回歸，說明是線性關系還是非線性關系，股權集中度對企業(yè)的創(chuàng)新是促進作用還是抑制作用。

本文使用面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，主要研究公司股權集中度對于企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，以patents為被解釋變量，O1、O5、010、inshold為解釋變量，NPGR、DAR、industry為控制變量，構建模型進行分析。

其中，α0為常數(shù)項，βi為回歸系數(shù)，ui為個體異質(zhì)性的截距項，εit為隨時間而變的隨機擾動項。

（2）實證結果

利用stata15.0進行面板數(shù)據(jù)的回歸分析，首先確定是否存在顯著的個體效應，存在顯著的個體效應，不應該選擇混合回歸模型。

利用Hausman檢驗確定使用固定效應模型還是隨機效應模型，用stata15進行檢驗，四個模型檢驗結果均不能拒絕原假設，應該使用隨機效應模型。

進行回歸的結果，結果如表4所示，模型1包含了O1、O12和控制變量，模型2包含了O5、O52和控制變量，模型3包含了O10、O102和控制變量，模型4包含了inshold和控制變量。

模型1、2、3加入了O1、O5、O10以及它們的平方項，從模型1可以得到，第一大股東持股比例與企業(yè)專利授權數(shù)之間為正相關，第一大股東持股比例與企業(yè)專利授權數(shù)之間為負相關，但在統(tǒng)計上是不顯著的，第一大股東持股比例和它的平方項對企業(yè)的專利授權數(shù)沒有顯著的影響。從模型2可以得到，前五大股東持股比例與企業(yè)的專利授權數(shù)之間正相關且在5%的水平上顯著，前五大股東持股比例的平方與企業(yè)專利授權數(shù)之間負相關且在1%的顯著性水平上顯著，從模型3可以得到類似的結論。由此可見，股權集中度與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在非線性關系，股權不能過于集中或分散，應該適中。在模型4中，機構投資者持股比例與企業(yè)的專利授權數(shù)正相關，且在5%的水平上顯著，這說明機構投資者持股比例較高有利于企業(yè)的技術創(chuàng)新。機構投資者一般較為注重長期投資回報，更傾向于企業(yè)進行創(chuàng)新。

***表示在0.01的顯著性水平上顯著，**表示在0.05的顯著性水平上顯著，*表示在0.1的顯著性水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤

三、結論及對策

國家的經(jīng)濟發(fā)展就需要創(chuàng)新，企業(yè)的發(fā)展也離不開創(chuàng)新。只有通過技術創(chuàng)新，才能有更好的發(fā)展。而影響企業(yè)技術創(chuàng)新的因素很多，股權集中度只是其中的一個重要的方面。本文用我國A股上市民營企業(yè)的數(shù)據(jù)作為樣本進行實證分析，分析民營企業(yè)的股權集中度對于企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。最終認為股權集中度與企業(yè)的技術創(chuàng)新之間存在非線性關系，只有股權適度集中才會對創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用。同時，機構投資者持股比例較高有利于企業(yè)的技術創(chuàng)新，機構投資者會考慮企業(yè)的長期發(fā)展，考慮自己的長期利益，會支持企業(yè)的技術創(chuàng)新。

對此，提出以下建議。第一，進行股權結構改革。股權集中度的趨勢已經(jīng)從開始的集中到分散再到集中，現(xiàn)在股權趨向于股權國際化，越來越多的跨國公司出現(xiàn)。對于企業(yè)的發(fā)展來說，必須要有自己的技術，有自己的優(yōu)勢，要有創(chuàng)新。股權較為集中有利于進行研發(fā)和投入，進行創(chuàng)新，這樣溝通和交流的成本較小，股權過于分散時，委托代理的成本較高，很多股東沒有動力對管理者進行監(jiān)管，股權過于集中時，大的股東會對小股東的利益造成侵害，會考慮自身的利益，忽視企業(yè)長遠的發(fā)展。對于民營企業(yè)而言，股權要適度集中。這樣才能有利于企業(yè)長遠的發(fā)展。

第二，提高機構投資者持股比例。機構投資者持股有利于企業(yè)的創(chuàng)新，企業(yè)的技術創(chuàng)新有利于企業(yè)的長期發(fā)展，而企業(yè)的發(fā)展會吸引更多的機構投資者，這對于企業(yè)來說是十分有利的，有利于企業(yè)的長遠發(fā)展。所以應該提高機構投資者持股比例。

第三，完善知識產(chǎn)權保護的相關法律以及制度。很多企業(yè)沒有動力進行創(chuàng)新，一是創(chuàng)新成本較高，企業(yè)只看到眼前的利益，而并沒有考慮未來的發(fā)展。二是我國對知識產(chǎn)權的保護還不夠，很多企業(yè)不愿意進行創(chuàng)新，只是進行模仿，這樣企業(yè)未來的發(fā)展是很難進行的。所以應該保護知識產(chǎn)權，對企業(yè)進行一定的激勵。

參考文獻：

[1]任海云.股權結構與企業(yè)R&D投入關系的實證研究——基于A股制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)分析[J].中國軟科學，2010（05）：126-135.

[2]閆一石，潘雄鋒.股票流動性對創(chuàng)新產(chǎn)出影響的非線性關系——基于我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].軟科學，2019，33（12）：7-12.

[3]馮根福，劉虹，馮照楨，溫軍.股票流動性會促進我國企業(yè)技術創(chuàng)新嗎？[J].金融研究，2017（03）：192-206.

[4]李靜，梁四安.公司股權結構對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響——以佛山上市公司為例[J].佛山科學技術學院學報（社會科學版），2020，38（01）：68-74.

[5]楊建君，王婷，劉林波.股權集中度與企業(yè)自主創(chuàng)新行為：基于行為動機視角[J].管理科學，2015，28（02）：1-11.

[6]劉漸和，王德應.股權結構與企業(yè)技術創(chuàng)新動力——基于雙重代理理論的上市公司實證研究[J].徐州工程學院學報（社會科學版），2010，25（03）：20-25.

[7]安彪，張曉霞，蘇木亞.企業(yè)股權集中度對股票收益率的影響[J].金融與經(jīng)濟，2020（03）：84-91.

[8]卜華，楊宇晴，張銀杰.控股股東股權質(zhì)押、股權集中度與股價崩盤風險[J].會計之友，2020（08）：87-94.

[9]Irene Wei Kiong Ting，Huai‐ChunLo， Qian Long Kweh. How Do Ownership Concentration andFamily Control Affect R&D Investments？ New Evidence from Taiwan [J].International Review of Finance，2020，20（1）.

[10]FélixJ.López Iturriaga，Emilio J. López Millán. Institutional framework，corporate ownership structure，and R&D investment： an international analysis [J].R&D Management，2017，47（1）.

作者簡介：吳夢珍（1998- ），女，漢族，陜西省大荔縣人，西北政法大學2019級碩士研究生，研究方向：政治經(jīng)濟學