霍曉萍

（桂林理工大學(xué) 商學(xué)院，廣西 桂林 541004）

1.引言

企業(yè)成長性反映了企業(yè)未來獲得超額報酬的能力[1]，是企業(yè)利益相關(guān)者共同關(guān)注的問題[2]。熊彼特[3]創(chuàng)新理論認為創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的本質(zhì)，對企業(yè)成長具有至關(guān)重要的作用[4]。已有研究較多關(guān)注創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的關(guān)系，指出企業(yè)的創(chuàng)新投入能夠促進創(chuàng)新績效的顯著提升[5－8]。但是，創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的積極影響是否因為創(chuàng)新投入水平和企業(yè)性質(zhì)而有所不同、是否存在創(chuàng)新投入的合理界域等問題，已有文獻并未深入研究。創(chuàng)業(yè)板企業(yè)自2009年掛牌上市以來，以其較強的創(chuàng)新能力和獨特的成長優(yōu)勢為我國經(jīng)濟發(fā)展增添了強大動力，不管是高新技術(shù)、新商業(yè)模式還是自主創(chuàng)新，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的根本就是高成長的潛力及實現(xiàn)。但是，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的成長性表現(xiàn)為非線性的成長規(guī)律，強創(chuàng)新能力是創(chuàng)業(yè)板企業(yè)高成長性和高穩(wěn)定性的基礎(chǔ)。因此，對創(chuàng)新投入水平如何提升創(chuàng)新能力進而實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的長期穩(wěn)定發(fā)展的研究具有重要的意義。基于此，本文以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為研究對象，考慮股權(quán)結(jié)構(gòu)特征的影響，研究創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間的關(guān)系，以為創(chuàng)業(yè)板企業(yè)優(yōu)化投資政策和股權(quán)結(jié)構(gòu)、提升公司治理質(zhì)量提供堅實的理論依據(jù)。

2.文獻回顧與研究假設(shè)

2.1 創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性

內(nèi)生增長理論認為經(jīng)濟的增長取決于企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)創(chuàng)新與進步，創(chuàng)新投入的增加為企業(yè)成長能力的提升提供了可能。一方面，創(chuàng)新投入的增加有助于企業(yè)進行多元化發(fā)展戰(zhàn)略，提升企業(yè)市場競爭力，從而促進企業(yè)成長[9]；另一方面，創(chuàng)新投入的增加可以改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境，有利于培養(yǎng)員工的創(chuàng)新意識、增強企業(yè)的創(chuàng)新能力，進而有助于企業(yè)成長[10]。張栓興等[11]基于2011－2015年創(chuàng)業(yè)板科技類上市公司的實證研究顯示，創(chuàng)新投入強度與企業(yè)成長性正相關(guān)。張玉臣和杜千卉[12]對企業(yè)不同的創(chuàng)新行為與企業(yè)成長績效的關(guān)系進行研究后發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略性創(chuàng)新投入對企業(yè)成長績效具有正向促進作用。然而，部分學(xué)者對創(chuàng)新投入促進企業(yè)成長的積極作用提出了質(zhì)疑。創(chuàng)新投入往往伴隨著較高的風(fēng)險，一旦失敗將給企業(yè)造成不可挽回的損失，影響企業(yè)績效的提升，進而可能會阻礙企業(yè)成長[13]。Freel 和Robson[14]的實證研究結(jié)果顯示創(chuàng)新投入與公司成長性之間存在顯著負相關(guān)關(guān)系，喻雁[15]以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為研究對象，研究結(jié)果顯示創(chuàng)新投入與企業(yè)績效之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。

綜上，已有文獻對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性的關(guān)系研究并未形成統(tǒng)一的觀點。一方面，較低水平的創(chuàng)新投入因無法實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，難以形成有效的市場進入壁壘，對企業(yè)成長能力的提升并未產(chǎn)生積極作用，反而降低了企業(yè)發(fā)展速度[16－17]；另一方面，創(chuàng)新投入會導(dǎo)致經(jīng)營資金短缺，加之中小企業(yè)創(chuàng)新管理人才的缺失和創(chuàng)新管理經(jīng)驗不足等原因，都可能導(dǎo)致創(chuàng)新投入不能成為企業(yè)成長的助推器[18]。因此，企業(yè)創(chuàng)新可能因為投入水平的不同而對企業(yè)成長產(chǎn)生不同的影響，基于已有文獻的分析，創(chuàng)新投入在具備一定的投資規(guī)模后，創(chuàng)新投入的規(guī)模效應(yīng)、高創(chuàng)新投入所建立的創(chuàng)新環(huán)境以及難以被競爭對手模仿和復(fù)制的高技術(shù)水平才能對企業(yè)成長產(chǎn)生積極影響。因此，本文提出:

假設(shè)1:創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間呈U 型關(guān)系。

2.2 股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用

股權(quán)集中是一種公司治理機制[19]，股權(quán)集中可以緩解代理問題并遏制管理層的道德風(fēng)險，從而促使管理層做出有助于企業(yè)長遠發(fā)展的創(chuàng)新投資決策。Mandelker[20]和Reyna 等[21]在研究中均發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與企業(yè)成長性之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者張長征等[22]對2010－2014年中國制造業(yè)上司公司的數(shù)據(jù)進行實證分析后發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入正相關(guān)，股權(quán)集中促使股東加大對管理層的激勵和監(jiān)督力度，從而約束管理層的短視行為和自利行為，減小管理層的機會主義傾向，促使管理層做出有利于提升企業(yè)整體價值的決策，促進企業(yè)成長。譚慶美和吳克金[2]以中小板上市公司為研究對象，實證研究結(jié)果顯示隨著股權(quán)集中度的提高，企業(yè)成長性不斷提升。秦興俊和王柏杰[23]對94 家上市公司2010－2014年的數(shù)據(jù)進行實證分析后發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度對企業(yè)創(chuàng)新能力提升具有積極作用，能夠促進企業(yè)長期穩(wěn)定的發(fā)展與成長。因此，本文提出:

假設(shè)2:股權(quán)集中度正向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響。

2.3 股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)作用

股權(quán)制衡是指公司內(nèi)部幾個大股東共享公司控制權(quán)并相互牽制，從而約束控股股東的利益侵占行為。公司中幾個大股東的制衡能力影響和決定了對控股股東利用公司控制權(quán)謀取私人利益的阻礙程度，股東之間制衡程度的增加使控股股東和公司高管合謀侵害中小股東利益的難度增加。但這種相近持股比例可能引發(fā)各個股東之間控制權(quán)的爭奪，從而影響企業(yè)決策效率，不利于提高企業(yè)績效[24]。處于初創(chuàng)期和成長期的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的創(chuàng)新投入水平高，企業(yè)發(fā)展前景相對較好，擴大市場份額和穩(wěn)固市場地位是保證企業(yè)良好成長的基礎(chǔ)。制衡股東的存在所引發(fā)的企業(yè)決策效率低下以及投資不足的問題不利于市場地位的穩(wěn)定和成長能力的提升。趙晨和章仁俊[25]通過研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)成長之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度與企業(yè)成長之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。嚴由亮和李燁[26]在探索高管薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡對二者之間的正相關(guān)關(guān)系具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。舒謙和陳治亞[27]采用面板分位數(shù)回歸的方法，實證研究證實股權(quán)制衡度對創(chuàng)新投入帶來的企業(yè)績效的提升具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用?？梢?，制衡股東的存在可能在一定程度上阻礙了企業(yè)的快速成長，因此，本文提出:

假設(shè)3:股權(quán)制衡度負向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長性的影響。

3.研究設(shè)計

3.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2010－2016年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)為初選樣本，為保證數(shù)據(jù)的完整性和可靠性，按照以下原則進行篩選:①剔除被標(biāo)記為ST、*ST、S（股改期間未完成股改）的公司；②剔除創(chuàng)新投入為0 和數(shù)據(jù)缺失的公司；③剔除資產(chǎn)負債率大于1 和為負數(shù)的公司；④剔除高管持股數(shù)量為0 的公司；⑤剔除上市時間不足1年的公司；⑥剔除金融保險業(yè)上市公司。最終得到符合條件的1714 家創(chuàng)業(yè)板上市公司?？紤]到創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響具有滯后性，模型中的解釋變量和控制變量均選擇滯后一期的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，通過Excel2010 手工整理，采用Spss24.0 和Stata12 進行數(shù)據(jù)分析和實證檢驗。

3.2 變量選擇和模型設(shè)計

3.2.1 被解釋變量

企業(yè)成長性，現(xiàn)有文獻主要采用單一指標(biāo)和綜合性指標(biāo)對企業(yè)成長性進行衡量。單一指標(biāo)旨在通過某個單一財務(wù)指標(biāo)反映企業(yè)的成長能力，較常見的單一指標(biāo)有營業(yè)收入增長率[28－29]、Tobin Q[30]等。綜合性指標(biāo)較多采用因子分析法，主成分分析法和層次分析法等計算企業(yè)成長性的綜合得分。郭新華和劉輝[31]、王飛絨等[32]以及劉追和劉孟[33]在研究中均采用了綜合性指標(biāo)衡量企業(yè)成長能力。但是，綜合性指標(biāo)體系往往過于龐雜，容易造成數(shù)據(jù)冗余，且綜合性指標(biāo)在計算過程中權(quán)重的選擇較為主觀，從而使得計算出的結(jié)果不夠真實。因此，本文借鑒姜婷和張保帥[28]的做法，采用營業(yè)收入增長率衡量企業(yè)成長性，命名為Growth。

3.2.2 解釋變量

創(chuàng)新投入，常見的衡量創(chuàng)新投入水平的指標(biāo)有研發(fā)投入／營業(yè)收入[34，11]，研發(fā)投入／總資產(chǎn)[35－36]等，該類指標(biāo)是相對指標(biāo)，反映了企業(yè)創(chuàng)新投入的力度，數(shù)值越大說明企業(yè)的研發(fā)投入強度越強，便于對不同規(guī)模企業(yè)的研發(fā)投入強度進行比較。因此，本文參照武咸云等[37]和李顯君等[38]的做法，采用研發(fā)投入／營業(yè)收入衡量企業(yè)的創(chuàng)新投入，命名為R ＆ D。

3.2.3 調(diào)節(jié)變量

股權(quán)集中度的衡量以前五大股東的集中程度來體現(xiàn)，參照姜婷和張保帥[28]的做法，以前五大股東的持股比例之和作為替代指標(biāo)；股權(quán)制衡度體現(xiàn)了幾個大股東之間的相互制衡程度，主要表現(xiàn)為其他大股東與第一大股東的制衡，借鑒相關(guān)文獻的研究[39]，以第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值作為股權(quán)制衡度的替代指標(biāo)。

3.2.4 控制變量。

一方面，對高管的激勵與約束以及董事會獨立性等公司治理特征對企業(yè)研發(fā)投資決策起著關(guān)鍵性作用；另一方面，資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、公司規(guī)模等財務(wù)指標(biāo)直接與企業(yè)的創(chuàng)新投入相關(guān)。借鑒李顯君等[38]、楊風(fēng)和李卿云[40]、李燁和嚴由亮[41]等的研究，本文在模型中引入了多個控制變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

3.2.5 模型設(shè)計

本文使用模型1 將創(chuàng)新投入分為高低兩組對假設(shè)1 進行檢驗:

本文使用模型2 和模型3 分別對假設(shè)2 和假設(shè)3 進行檢驗:

模型2 和模型3 在模型1 的基礎(chǔ)上分別加入了創(chuàng)新投入與股權(quán)集中度的交互項（R ＆ D×Power）、創(chuàng)新投入與股權(quán)制衡度的交互項（R ＆ D×CR），以檢驗股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

4.實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2分析可知，我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)不僅表現(xiàn)出了較高的成長性，企業(yè)成長性指標(biāo)的均值和中位數(shù)分別為28.0%和20.7%，而且在創(chuàng)新投入方面也具有較大的優(yōu)勢，創(chuàng)新投入的均值為7.223，高于民營上市公司創(chuàng)新投入的均值3.259[42]和制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入的均值6.365[43]。但是，創(chuàng)新投入的標(biāo)準(zhǔn)差較大，樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入分布較為分散，不同企業(yè)之間的創(chuàng)新投入水平具有較大的差異性。[44]

股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的股權(quán)集中度較高，均值和中位數(shù)分別達到了57.11%和58.59%；股權(quán)制衡度相對較小，均值（0.969）和中位數(shù)（0.803）均小于1。這一結(jié)果反映出我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的股權(quán)集中度普遍偏高，股東之間具有一定的制衡效應(yīng)。董事會結(jié)構(gòu)方面，獨立董事的比例均值為37.8%，符合證監(jiān)會對上市公司獨立董事規(guī)模至少達到三分之一的要求，但樣本公司董事會整體獨立性較弱；董事長與總經(jīng)理兩職兼任的現(xiàn)象在創(chuàng)業(yè)板企業(yè)中較為常見，Dual 的均值達到了47.0%。財務(wù)指標(biāo)方面，資產(chǎn)負債率的均值和中位數(shù)分別為23.3%和19.8%，表明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)利用負債融資的規(guī)模相對較小。以上公司治理變量和財務(wù)指標(biāo)變量在樣本企業(yè)之間存在較大的差異，需要進一步檢驗。

表2 單變量描述性統(tǒng)計分析表

表3是各變量之間的相關(guān)系數(shù)分析，結(jié)果顯示，各變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，且顯著性水平較為理想，可以進行下一步多元回歸分析。創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間的Pearson 系數(shù)為正且在10%的水平下顯著，但二者之間的Spearman 系數(shù)并不顯著，因此，關(guān)于創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響需要進行回歸分析后才能得出最終結(jié)論。

表3 各變量間相關(guān)系數(shù)

4.2 回歸分析與假設(shè)檢驗

4.2.1 創(chuàng)新投入與企業(yè)成長

本文利用OLS 多元回歸方法對全樣本和分樣本創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間的關(guān)系進行檢驗，實證結(jié)果見表4。從全樣本列1 和列2 的回歸結(jié)果可以看到，無論是否加入控制變量，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。而進一步將樣本按照創(chuàng)新投入的中位數(shù)分為高創(chuàng)新投入和低創(chuàng)新投入兩組樣本進行分樣本檢驗時發(fā)現(xiàn)，在高創(chuàng)新投入的樣本中，列（5）和列（6）顯示創(chuàng)新投入促進企業(yè)成長；在低創(chuàng)新投入的樣本中，列（3）和列（4）顯示無論是否加入控制變量，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間均呈顯著負相關(guān)關(guān)系。這可能是由于較低的創(chuàng)新投入不僅無法滿足企業(yè)對高成長的資金需求，而且會因研發(fā)資金的占用增加企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險；相反，在創(chuàng)新投入達到一定規(guī)模后，高創(chuàng)新投入所帶來的競爭對手難以模仿和復(fù)制的技術(shù)和創(chuàng)新環(huán)境將發(fā)揮創(chuàng)新投入的正向作用。因此，創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間呈“U”形關(guān)系，驗證了本文的假設(shè)1。

4.2.2 股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用

表5中列（1）是對總樣本中股權(quán)集中度調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果，可以看到創(chuàng)新投入與股權(quán)集中度的交互項系數(shù)顯著為正，表明股權(quán)集中度正向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間的關(guān)系，驗證了本文的假設(shè)2。在分樣本的檢驗中，如列（3）所示，在創(chuàng)新投入較低的樣本中，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長顯著負相關(guān)，股權(quán)集中度對二者負向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著；而列（5）所示，在創(chuàng)新投入較高的樣本中，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入的交互項系數(shù)顯著為正，表明股權(quán)集中度對二者之間的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。因此，再次驗證本文的假設(shè)1，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性呈U 型關(guān)系。同時，分樣本的實證結(jié)果表明股權(quán)集中度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性二者關(guān)系的正向影響主要在創(chuàng)新投入較高的樣本中。我國大多數(shù)創(chuàng)業(yè)板上市公司處于成長初期，股權(quán)分散可能造成股東對管理層監(jiān)督效應(yīng)的減弱，不利于企業(yè)長遠發(fā)展，而相對集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠加強股東對管理層的監(jiān)督與約束，促進管理層加大創(chuàng)新投入，促進企業(yè)成長與發(fā)展。

4.2.3 股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)作用

表5中列（2）是對全樣本股權(quán)制衡度調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果，創(chuàng)新投入與股權(quán)制衡度的交互項系數(shù)為負且通過了顯著性檢驗，表明股權(quán)制衡度削弱了創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的正向影響，本文的假設(shè)3 得到驗證。在分樣本檢驗中，列（4）低創(chuàng)新投入樣本中，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長顯著負相關(guān)，股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)作用沒有通過顯著性檢驗；列（6）高創(chuàng)新投入樣本中，創(chuàng)新投入促進企業(yè)成長，股權(quán)制衡度與創(chuàng)新投入的交互項系數(shù)為負且在5%水平下顯著，說明股權(quán)制衡度負向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間的正相關(guān)關(guān)系，因此再次驗證本文的假設(shè)1，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性呈U 型關(guān)系。同時，分樣本實證結(jié)果顯示股權(quán)制衡度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性二者關(guān)系的負向影響主要體現(xiàn)在創(chuàng)新投入較高的樣本中。因此，基于我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)處于成長初期這一現(xiàn)實，企業(yè)應(yīng)當(dāng)合理調(diào)整股權(quán)結(jié)構(gòu)，有效發(fā)揮股權(quán)集中和股權(quán)制衡的公司治理效應(yīng)，促進企業(yè)的良好成長與發(fā)展。

表4 創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性的關(guān)系

表5 股權(quán)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)實證檢驗結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用以下兩種方法對研究結(jié)論的穩(wěn)健性進行了檢驗:

（1）對基本模型進行擴展，加入了權(quán)益凈利率和董事會規(guī)模兩個控制變量，實證結(jié)果見表6。由表6可知，在創(chuàng)新投入較低的樣本中，創(chuàng)新投入的增加會抑制企業(yè)成長；在創(chuàng)新投入較高的樣本中，創(chuàng)新投入會顯著促進企業(yè)成長。股權(quán)集中度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用在創(chuàng)新投入較高的樣本中表現(xiàn)得更加顯著，股權(quán)制衡度對二者關(guān)系的負向調(diào)節(jié)作用也在高創(chuàng)新投入樣本組中表現(xiàn)得更加明顯。檢驗結(jié)果基本與前文一致。

（2）利用Visio和Excel繪圖工具繪制了創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間的關(guān)系圖，以及股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用圖。圖1顯示了創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性之間存在“U”形關(guān)系，即在創(chuàng)新投入較低時，創(chuàng)新投入抑制企業(yè)成長；在創(chuàng)新投入較高時，創(chuàng)新投入促進企業(yè)成長。圖2的結(jié)果表明股權(quán)集中度對創(chuàng)新投入與成長性之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。通過圖3股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)作用圖可以看到，在股權(quán)制衡度較低時，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間的斜率較大，而股權(quán)制衡度較高時，二者之間的斜率變小，說明股權(quán)制衡度能夠弱化創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間的關(guān)系。因此，本文的研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

5.結(jié)論和建議

本文以2010－2016年滬深A(yù) 股創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，研究了創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響，探討了股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明:第一，創(chuàng)新投入究竟是抑制還是促進企業(yè)成長，因創(chuàng)新投入水平的高低而不同，二者之間呈U 型關(guān)系。在創(chuàng)新投入水平較低的企業(yè)中，創(chuàng)新投入的增加會抑制企業(yè)成長，而當(dāng)創(chuàng)新投入水平達到一定規(guī)模后，隨著創(chuàng)新投入水平的增加，企業(yè)成長性將不斷提升；第二，股權(quán)集中度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，且該正向調(diào)節(jié)作用主要體現(xiàn)在高創(chuàng)新投入的樣本；第三，股權(quán)制衡度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用，且該負向調(diào)節(jié)作用主要體現(xiàn)在高創(chuàng)新投入的樣本。本文的研究結(jié)論對優(yōu)化我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，提升創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的成長能力具有重要的指導(dǎo)意義:

表6 穩(wěn)健性檢驗實證結(jié)果

圖1 創(chuàng)新投入與企業(yè)成長關(guān)系圖

圖2 股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

圖3 股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

（1）加大創(chuàng)新投入水平，發(fā)揮創(chuàng)新投入規(guī)模效應(yīng)。創(chuàng)新投入與企業(yè)成長呈U 型關(guān)系，即只有創(chuàng)新投入強度達到一定程度之后，其對企業(yè)成長性的促進作用才能發(fā)揮出來。因此，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)應(yīng)該避免出現(xiàn)因?qū)?chuàng)新活動高風(fēng)險的規(guī)避而造成創(chuàng)新投入不足。只有不斷加大創(chuàng)新投入，有效發(fā)揮創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的規(guī)模效應(yīng)，才能真正促進創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的高速成長。

（2）優(yōu)化創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)。根據(jù)本文的研究結(jié)論，股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度對創(chuàng)新投入與企業(yè)成長之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用在創(chuàng)新投入達到一定水平后表現(xiàn)得更加顯著。因此，應(yīng)著力改善和優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，發(fā)揮股權(quán)集中和股權(quán)制衡對企業(yè)成長的促進作用。

（3）積極參與國有企業(yè)混合所有制改革。健全股權(quán)結(jié)構(gòu)、完善資本市場制度、提升企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力是創(chuàng)業(yè)板企業(yè)改革的方向，在新一輪的國有企業(yè)混合所有制改革中，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)在改革過程中通過吸收國有資本或參股國有企業(yè)，一方面可以發(fā)揮不同性質(zhì)股權(quán)給企業(yè)發(fā)展帶來的良好的治理效果，提升公司治理能力，另一方面可以借助國有企業(yè)在政府補助、稅收以及創(chuàng)新支持等方面的政策性優(yōu)惠獲取更多的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)資源，進而促進企業(yè)的不斷成長和發(fā)展。