■ 左楊子

1.遼寧工程技術(shù)大學(xué)工商管理學(xué)院 葫蘆島 125105

2.阜新高等專科學(xué)校計(jì)算機(jī)信息技術(shù)系 阜新 123000

0 引言

控制權(quán)與所有權(quán)分離這一命題的提出將股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系問題帶入了學(xué)者們的視野，并促使股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系問題成為公司治理領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題。長期以來，學(xué)術(shù)界對此做了大量探討，但仍未得到統(tǒng)一的結(jié)論。國內(nèi)外主要有這樣幾種觀點(diǎn)：第一、線性關(guān)系下的正相關(guān)，如許玲玲[1]在研究中指出處于市場化進(jìn)行較低地區(qū)的企業(yè)，其股權(quán)集中對促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著影響，也有學(xué)者[2]證實(shí)股權(quán)集中的強(qiáng)度會加強(qiáng)股權(quán)集中度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極影響；第二、線性關(guān)系下的負(fù)相關(guān)，如李偉等人[3]在探討公司治理與其創(chuàng)新間的關(guān)系時(shí)指出股權(quán)集中度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)面影響，張玉娟等人[4]也在對比國有和民營企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動時(shí)發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度對民營企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的抑制作用更為顯著；第三、非線性關(guān)系下的U 型關(guān)系，如賈凱威等人[5]對不充分外部競爭環(huán)境下企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新關(guān)系進(jìn)行了深入探討，認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新績效與股權(quán)集中度呈倒U 型關(guān)系；第四、不相關(guān)關(guān)系。如鮑依蓓[6]認(rèn)為部分企業(yè)只注重創(chuàng)新投入,而不注重過程和結(jié)果,對企業(yè)的創(chuàng)新績效并沒有幫助。一般來講，各結(jié)論之間大相徑庭主要由研究設(shè)計(jì)、樣本選取的不同以及股權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問題所導(dǎo)致的。

面對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系的差異性結(jié)論，部分學(xué)者也試圖進(jìn)行整合。Heugens[7]運(yùn)用Meta 的方法對亞洲國家的主要研究文獻(xiàn)進(jìn)行歸納，指出股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在顯著正相關(guān)，特別是在法律無法保護(hù)的區(qū)治下，這種股權(quán)集中保護(hù)了創(chuàng)新成果；同樣，Wang K[8]對新興市場的相關(guān)研究進(jìn)行歸納卻發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度負(fù)向影響技術(shù)創(chuàng)新績效。雖然樣本選擇上的差異為兩者研究的不一致結(jié)論提供了解釋，但值得注意的是，這對于同時(shí)存在于兩項(xiàng)研究的中國卻無法適用。那么，本土情境下股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效有著怎樣的關(guān)系？又受到哪些因素的影響？值得我們進(jìn)一步研究。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，將有以下幾點(diǎn)突破：第一、樣本選擇的本土化。國內(nèi)學(xué)者雖然對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系做了較多探討，但仍存在較大爭議；已有文獻(xiàn)對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系的整合分析都是基于國際期刊發(fā)表的文章，樣本選擇更是遍及不同國家，其結(jié)論對中國不一定適用。因此，本文旨在對發(fā)表在中文核心期刊上的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行整合，得出更加“本土化”的結(jié)論。第二、方法選擇的適用性。本文采用Meta 回歸分析方法對國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行綜合整理和再分析，提供更加全面、準(zhǔn)確的研究結(jié)論。第三、進(jìn)一步檢驗(yàn)董事會結(jié)構(gòu)、外部環(huán)境、企業(yè)特征和測量方式等可能存在的潛在調(diào)節(jié)變量，探討影響二者關(guān)系的邊界條件。

基于此，本文首先根據(jù)相關(guān)檢索條件檢索到57篇文章共139個(gè)效應(yīng)值作為分析樣本；其次，運(yùn)用META方法計(jì)算出股權(quán)集中度和創(chuàng)新績效的主效應(yīng)值；最后，采用分層回歸的方法從概念性調(diào)節(jié)變量（董事會結(jié)構(gòu)、外部環(huán)境、企業(yè)特征）和方法性調(diào)節(jié)變量（測量方式、評價(jià)方法）兩個(gè)角度進(jìn)一步探討影響股權(quán)集中度和企業(yè)創(chuàng)新績效的邊界條件。

1 理論回顧

1.1 股權(quán)集中對創(chuàng)新績效的影響

股權(quán)集中度衡量了上市公司股份分散或集中持有的程度。雖然有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中與創(chuàng)新績效之間不存在系統(tǒng)性關(guān)系[9]，但就本土的實(shí)證研究而言，學(xué)者們普遍認(rèn)為股權(quán)集中與創(chuàng)新績效間具有相關(guān)關(guān)系。

股權(quán)集中度的正向影響。面對股東與管理者之間的博弈，控股股東和中小股東會在股東財(cái)富最大化的目標(biāo)驅(qū)使下呈現(xiàn)出“利益趨同效應(yīng)”，即股東們通過集中股權(quán)建立激勵(lì)約束機(jī)制，以此緩解PA 沖突、減少“搭便車”行為、降低技術(shù)研發(fā)的代理成本[5]。同時(shí)，監(jiān)管假說也表明在股權(quán)分散的狀態(tài)下，股東監(jiān)督能力和動機(jī)較弱，管理者行為較少受到股東利益的牽制，容易發(fā)生“敗德行為”；而在股權(quán)集中的狀態(tài)下，大股東能有效監(jiān)督、控制和引導(dǎo)管理者的行為，減低不必要的成本，為技術(shù)創(chuàng)新營造良好的內(nèi)部環(huán)境從而提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新績效[10]。

股權(quán)集中度的負(fù)向影響。在股權(quán)高度集中的企業(yè)中，外部小股東往往不能與控股股東的利益保持一致從而產(chǎn)生利益沖突（即PP沖突），尤其在缺少合理公司治理結(jié)構(gòu)的情況下容易產(chǎn)生“利益侵占效應(yīng)”，即控股股東會憑借較高的持股比例來進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易或“隧道行為”，以犧牲中小股東利益來謀取超控制權(quán)收益，制約了企業(yè)的技術(shù)研發(fā)投入。事實(shí)上，目前我國國有城商銀行、上市中小企業(yè)中也存在著較為嚴(yán)重的第二類代理成本問題[11]。抑制經(jīng)營者的積極性。侵占假說認(rèn)為過度的股權(quán)集中不但增加了第二類代理成本，而且會造成控股股東過多干預(yù)公司經(jīng)營，抑制了經(jīng)營者的積極性和創(chuàng)造活動。股權(quán)集中程度過高時(shí)控股股東與其他股東之間無法相互制約和監(jiān)督，單獨(dú)決策會將控股股東個(gè)人在信息掌握、知識能力的不足轉(zhuǎn)嫁給公司，從而使公司在進(jìn)行技術(shù)研發(fā)時(shí)承擔(dān)更高的風(fēng)險(xiǎn)。

1.2 潛在調(diào)節(jié)變量

在股權(quán)集中與創(chuàng)新績效關(guān)系中可能起到調(diào)節(jié)作用的概念性調(diào)節(jié)變量主要包括董事會結(jié)構(gòu)、企業(yè)特征和外部因素，方法性調(diào)節(jié)變量主要包括股權(quán)集中度測量方式和績效評價(jià)方式。

1.2.1 概念性調(diào)節(jié)變量

董事會結(jié)構(gòu)。董事會通常被認(rèn)為是企業(yè)控制管理層、解決委托代理問題的關(guān)鍵。對于董事會規(guī)模，擴(kuò)大董事會規(guī)模有利于拓寬企業(yè)資源渠道、改善創(chuàng)新績效；也有學(xué)者[12]認(rèn)為董事會規(guī)模較大不利于成員之間的協(xié)調(diào)溝通，小規(guī)模反而更有利于提高決策效率。董事會的獨(dú)立性通常也被認(rèn)為是影響股權(quán)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新績效的重要因素，私人關(guān)系和服務(wù)時(shí)間過長往往使獨(dú)立董事變得并不“獨(dú)立”。委托代理理論也認(rèn)為兩職合一會降低董事會獨(dú)立性，使其監(jiān)督職能不能有效發(fā)揮，從而影響到股權(quán)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新績效。

外部環(huán)境。外部環(huán)境涵蓋了所在行業(yè)、所處的區(qū)位以及面臨的制度環(huán)境等因素。我國上市公司的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，不同行業(yè)的企業(yè)之間股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新績效具有明顯差異，競爭性行業(yè)中股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效具有顯著的促進(jìn)作用[13]。賀炎林[14]對東西部1699 家公司的研究中指出不同地區(qū)股權(quán)集中對創(chuàng)新績效影響的差異，這不僅是地理位置造成的，更多的反映了法律制度和市場競爭之間的差異等。這些研究共同表明外部環(huán)境在一定程度上作用于股權(quán)集中度與創(chuàng)新績效的關(guān)系。

企業(yè)特征。企業(yè)過往績效會通過企業(yè)特征影響董事會結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)。白恩重[15]在對上市公司治理結(jié)構(gòu)研究時(shí)發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)對公司治理有顯著影響。張子余[16]從企業(yè)生命周期的視角指出成長期和衰退期股權(quán)集中對創(chuàng)新績效有正向影響，在成熟期二者表現(xiàn)為倒U 型曲線關(guān)系。據(jù)此，本文嘗試納入企業(yè)特征考察其對股權(quán)集中度與創(chuàng)新績效關(guān)系的影響。

1.2.2 方法性調(diào)節(jié)變量

股權(quán)集中測量方式。國內(nèi)學(xué)者對股權(quán)集中的測度基本采用前n 大股東持股比例之和、赫芬達(dá)爾指數(shù)（H 指數(shù)）和綜合測度指標(biāo)（如主成分分析），部分學(xué)者還考慮了股權(quán)集中與技術(shù)創(chuàng)新績效的非線性關(guān)系（二次項(xiàng)）。這些方法在測量、計(jì)算上的差異很可能會影響實(shí)證結(jié)果，因此，本文對這四種測量方式進(jìn)行編碼，驗(yàn)證不同測量方式間的差異。

技術(shù)創(chuàng)新績效評價(jià)方式。已有研究大都從研發(fā)投入、申請專利數(shù)量和綜合指標(biāo)的方式對技術(shù)創(chuàng)新績效進(jìn)行評價(jià)，也有少數(shù)研究采用EPS、MBR 等方式，由于后者樣本量過少，本文選擇從研發(fā)投入、申請專利數(shù)量和綜合指標(biāo)角度考察不同績效評價(jià)方式之間的差異。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選擇

2.1 研究方法

基于前文的理論分析，在綜合我國相關(guān)研究的基礎(chǔ)上采用Meta 回歸對我國股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。Meta 分析是一種對文獻(xiàn)綜合分析和評價(jià)的定量研究方法[17]。相比其他方法，Meta分析的特點(diǎn)在于：一方面，可以對同一主題的眾多研究進(jìn)行匯總再分析，能夠有效克服單一研究隨機(jī)性誤差造成的影響，進(jìn)而對變量之間的關(guān)系進(jìn)行更為準(zhǔn)確的估計(jì)；另一方面，可以通過控制研究對象的樣本特征來分析變量之間關(guān)系的差異，進(jìn)一步探討造成這種差異的潛在因素。

本文以“ownership concentration”、“Innovation performance”、“股權(quán)結(jié)構(gòu)”、“股權(quán)集中”、“創(chuàng)新績效”等關(guān)鍵詞在中外文獻(xiàn)庫（如知網(wǎng)、EBSCO 等）進(jìn)行文獻(xiàn)檢索，為減少不規(guī)范實(shí)證對Meta分析結(jié)果的影響（如發(fā)表偏誤），提高分析質(zhì)量，本文最終共選擇JCR 收錄或南大核心、北大核心雙收錄的57 篇文章139 個(gè)效應(yīng)值作為分析樣本。

2.2 主效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究的主效應(yīng)分析在于測度中國情境下股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效的平均影響程度。樣本文獻(xiàn)中采用的回歸形式如下：

其中，performance和CR分別代表創(chuàng)新績效和股權(quán)集中度；X作為控制變量，表示除股權(quán)集中度以外可能影響創(chuàng)新績效的其他因素；ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)；下標(biāo)i和t代表公司和年份。雖然回歸系數(shù)β反映了股權(quán)集中對創(chuàng)新績效的影響程度和方向，但并不適合作為效應(yīng)量。用偏相關(guān)系數(shù)來代替，并通過回歸系數(shù)的t 值和自由度計(jì)算得到。

2.3 Meta回歸

Meta 回歸不僅能準(zhǔn)確判斷相關(guān)因素對構(gòu)念關(guān)系調(diào)節(jié)作用的大小，還能將多個(gè)因素進(jìn)行同時(shí)分析，探討每一種因素對于構(gòu)念關(guān)系的貢獻(xiàn)程度。為進(jìn)一步厘清可能對股權(quán)集中度與創(chuàng)新績效關(guān)系產(chǎn)生影響的因素，本文構(gòu)建如下Meta回歸模型：

其中，pccij代表第i個(gè)文獻(xiàn)第j個(gè)估計(jì)中的偏相關(guān)系數(shù)；Zijk為導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果差異的異質(zhì)性變量；估計(jì)系數(shù)γk表示第k個(gè)特征變量對偏相關(guān)系數(shù)的影響系數(shù)和方向，若該系數(shù)值為正，說明該特征變量能加強(qiáng)股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用，反之則弱化上述作用。為避免傳統(tǒng)回歸方法中可能出現(xiàn)的偏差，本文采用分層線性回歸來估計(jì)不同變量的調(diào)節(jié)作用。

本文將模型的異質(zhì)性變量分為兩類。一類是概念性變量，如董事會結(jié)構(gòu)、企業(yè)特征等；另一類是方法性變量，如股權(quán)集中度測量方式、技術(shù)創(chuàng)新績效評價(jià)方式。詳細(xì)變量說明見表1。

表1 變量選取及統(tǒng)計(jì)性描述

3 實(shí)證分析

3.1 主效應(yīng)分析

中國情境下股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效影響主效應(yīng)的Meta 回歸結(jié)果見表2。其中，固定效應(yīng)模型下，股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效的效應(yīng)值均值為0.213，而采用隨機(jī)效應(yīng)模型時(shí)該效應(yīng)值均值為0.101。無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，置信區(qū)間均位于0水平線的一側(cè)，說明模型整體回歸結(jié)果較好。由于異質(zhì)性檢驗(yàn)的Q 值為1263.434（p＜0.001），因此本文采用隨機(jī)效應(yīng)模型，認(rèn)為當(dāng)股權(quán)集中度提高1 個(gè)單位時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新績效平均增長0.101 個(gè)單位。根據(jù)Doucouliagos[18]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，主效應(yīng)絕對值在0.07～0.173認(rèn)為股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響較?。辉?.173～0.327 認(rèn)為影響中等；0.327 以上則認(rèn)為影響較大。因此，本文認(rèn)為本土情境下股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效具有較為微弱的正向影響。

表2 股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效影響的主效應(yīng)

3.2 發(fā)表偏誤檢驗(yàn)

本文的發(fā)表偏誤檢驗(yàn)結(jié)果見表3。常數(shù)項(xiàng)β1不顯著（p=0.396＞0.1），說明對我國股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系的研究中不存在發(fā)表偏誤，能夠較為真實(shí)準(zhǔn)確的反映股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系，滿足Meta回歸的基本要求。

表3 出版偏誤檢驗(yàn)

3.2.1 概念性調(diào)節(jié)變量

表4模型I 匯報(bào)了董事會結(jié)構(gòu)對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系影響的分層估計(jì)結(jié)果。其中，董事會規(guī)模的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著。一方面，董事會規(guī)模擴(kuò)大在企業(yè)與外界間架起了橋梁，拓寬了資源渠道，加強(qiáng)了股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效的改善作用；另一方面，董事會規(guī)模擴(kuò)大有利于凸顯出股權(quán)集中有利于增強(qiáng)控股股東在董事會的話語能力、提高決策效率、避免貽誤商機(jī)給企業(yè)帶來損失，從而提升技術(shù)創(chuàng)新績效。董事會獨(dú)立性的回歸系數(shù)為-0.204，在1%水平上顯著。通常董事會獨(dú)立性的負(fù)向調(diào)節(jié)作用出現(xiàn)于兩種情況：一種情況，獨(dú)立董事具有客觀性且確實(shí)起到了監(jiān)督作用，有效減少控股股東對企業(yè)經(jīng)營活動的過多干預(yù)，弱化了股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響；另一種情況獨(dú)立董事為控股股東謀取利益，過度的股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效起到了負(fù)面作用。事實(shí)上就我國上市公司而言存在幾大問題：獨(dú)立董事并不獨(dú)立且多依附于控股股東[19]；獨(dú)立董事更多的起到咨詢作用而不是監(jiān)督作用；中小企業(yè)存在較為嚴(yán)重的第二類代理成本問題。因此，我國多數(shù)企業(yè)的獨(dú)立董事并未發(fā)揮應(yīng)有的作用。兩權(quán)分離的回歸系數(shù)非常顯著為0.314，說明兩權(quán)分離具有顯著的調(diào)節(jié)作用。這一點(diǎn)與劉漢民的實(shí)證結(jié)果相吻合，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|集中股權(quán)時(shí)，加大兩權(quán)分離度有利于管理層與股東之間相互監(jiān)督、防止“一股獨(dú)大”、降低代理成本，從而提高技術(shù)創(chuàng)新績效。第一大股東控股能力的回歸系數(shù)顯著為-0.272。在我國民營企業(yè)、國有城商銀行中，控股能力增強(qiáng)往往意味著“一股獨(dú)大”，控股股東具有較強(qiáng)的侵占能力和動機(jī)干擾企業(yè)正常經(jīng)營并通過“隧道行為”損害中小股東的利益，不利于改善技術(shù)創(chuàng)新績效，因而控股能力對股權(quán)集中與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。除此之外，從回歸系數(shù)上看，兩職合一和董事會勤勉性分別起到負(fù)向和正向調(diào)節(jié)作用，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

表4 Meta回歸結(jié)果

模型II 匯報(bào)了企業(yè)特征對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系影響的分層估計(jì)結(jié)果。從回歸系數(shù)上看，公司規(guī)模負(fù)向調(diào)節(jié)股權(quán)集中與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系，但并未通過顯著性檢驗(yàn)；公司成長能力、資本結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)分別為0.151、0.13，具有正向調(diào)節(jié)作用且在1%的水平上顯著?；谏芷诘囊暯?，企業(yè)在成長期前后表現(xiàn)出較強(qiáng)的成長能力，此時(shí)加強(qiáng)股權(quán)集中度可以提升技術(shù)創(chuàng)新績效。在我國，處于成長期的企業(yè)提高股權(quán)集中度不僅可以降低監(jiān)督和管理成本，而且可以避免股權(quán)制衡對決策靈活性和創(chuàng)業(yè)者積極性的負(fù)面影響。不僅如此，良好的資本結(jié)構(gòu)也為股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效的正向影響提供助力。

表5 非線性檢驗(yàn)

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

模型III 匯報(bào)了外部環(huán)境對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系影響的分層估計(jì)結(jié)果。行業(yè)特征的系數(shù)顯示為0.098，通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明行業(yè)特征存在顯著調(diào)節(jié)作用，本土情境下不同行業(yè)間二者的作用程度確實(shí)存在明顯差異。從回歸結(jié)果看，位于不同區(qū)位的企業(yè)股權(quán)集中對績效的影響程度也存在差異但并不明顯。除此之外，制度環(huán)境的回歸系數(shù)為-0.257（p＜0.01），負(fù)向調(diào)節(jié)股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系。過去我國相關(guān)法律和制度尚不完善、市場競爭環(huán)境惡劣，缺乏對投資者的保護(hù)和對管理層的監(jiān)督，股權(quán)集中是股東為保護(hù)自身利益做出的自然反應(yīng)，然而隨著外部治理環(huán)境的不斷改善，降低了股權(quán)集中度技術(shù)創(chuàng)新績效的影響。

3.2.2 方法性調(diào)節(jié)變量

表4模型IⅤ匯報(bào)了股權(quán)集中測量方式對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系影響的分層估計(jì)結(jié)果。赫芬達(dá)爾指數(shù)、持股比例、綜合指標(biāo)和二次項(xiàng)系數(shù)均不顯著。一方面，股權(quán)集中度測量方式的不同并不會顯著影響股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系界定；另一方面，非線性關(guān)系對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的線性關(guān)系不具有顯著調(diào)節(jié)作用。但值得注意的是，這并不能完全說明股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效不存在非線性關(guān)系，本文還將做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

模型Ⅴ匯報(bào)了技術(shù)創(chuàng)新績效評價(jià)方式對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系影響的分層估計(jì)結(jié)果。從驗(yàn)證調(diào)節(jié)效應(yīng)的角度，R＆D評價(jià)方式的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為0.113；專利申請和綜合指標(biāo)評價(jià)方式不顯著。整體上，采用R＆D績效評價(jià)方式得到的股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效影響程度較高高，而采用專利申請和綜合指標(biāo)評價(jià)方式則適中。從選取評價(jià)方式的角度，采用R＆D技術(shù)創(chuàng)新績效評價(jià)方式會在股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系界定上會存在偏差；相比之下應(yīng)用專利申請和綜合指標(biāo)評價(jià)方式結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.3 模型檢驗(yàn)

3.3.1 非線性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)研究（模型IⅤ）表明非線性關(guān)系并不能顯著影響股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效的線性關(guān)系，但這并不意味著非線性關(guān)系不存在。為了檢驗(yàn)本土情境下股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效是否存在非線性關(guān)系，本文將效應(yīng)值分為線性組和非線性組（樣本文獻(xiàn)中采用了二次項(xiàng)），對139個(gè)效應(yīng)值進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。非線性檢驗(yàn)表明，線性組效應(yīng)值為0.146（p＜0.01），股權(quán)集中正向影響技術(shù)創(chuàng)新績效，與主效應(yīng)分析相吻合；而非線性項(xiàng)雖然系數(shù)為-0.055，但P 值不顯著，說明就現(xiàn)有文獻(xiàn)而言，并不能為股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效存在非線性關(guān)系提供有力支撐。

3.3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見6。從董事會結(jié)構(gòu)上看，兩權(quán)分離、董事會規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正，董事會獨(dú)立性和第一大股東控股能力的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，兩職合一與董事會勤勉性沒有顯著作用，這與基準(zhǔn)模型保持了一致。從企業(yè)特征來看，公司成長能力與資本結(jié)構(gòu)依舊保持顯著的正向影響，印證了基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。從外部環(huán)境看，產(chǎn)業(yè)特征可能受到其他因素的干擾，系數(shù)不再顯著。股權(quán)集中度測量方式中，赫芬達(dá)爾指數(shù)和綜合指標(biāo)測量方式雖然系數(shù)由正變負(fù)但依然不顯著。整體上，穩(wěn)健性檢驗(yàn)與基準(zhǔn)模型保持了一致，說明基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

4 結(jié)論

雖然以往研究也對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系進(jìn)行了界定，但由于研究視角和樣本選擇的差異，這些實(shí)證結(jié)論對于中國并不適用。因此，本文基于本土化情境對關(guān)于股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系的57篇文獻(xiàn)共139個(gè)效應(yīng)值進(jìn)行了Meta回歸檢驗(yàn)，并著重從董事會結(jié)構(gòu)、企業(yè)特征、外部環(huán)境、股權(quán)集中測量方式以及技術(shù)創(chuàng)新績效評價(jià)方式對股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效之間的影響機(jī)制進(jìn)行了探討，主要結(jié)論如下：

首先，中國情境下股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效的效應(yīng)值為0.101（p＜0.01），整體而言股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效具有微弱的促進(jìn)作用。股權(quán)集中測量方式的分組回歸結(jié)果以及非線性檢驗(yàn)表明到目前為止我國股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新績效間的非線性關(guān)系并不顯著。

其次，二者關(guān)系受到董事會結(jié)構(gòu)、企業(yè)特征和外部環(huán)境等因素的調(diào)節(jié)作用，應(yīng)考慮內(nèi)外部治理環(huán)境的影響。就企業(yè)自身而言，適度擴(kuò)大董事會規(guī)模、保證兩權(quán)分離有利于拓寬資源平臺，有效降低代理成本，增強(qiáng)股權(quán)集中對技術(shù)創(chuàng)新績效的正向影響；擁有良好資本結(jié)構(gòu)和處于成長期的企業(yè)也往往能通過加強(qiáng)股權(quán)集中來提升技術(shù)創(chuàng)新績效。除此之外，合適的股權(quán)集中絕非使大股東的持股比例大到絕對控股的程度，“相對多數(shù)”的持股方式不失為良好的選擇；獨(dú)立董事不獨(dú)立，不僅要改革獨(dú)立董事選舉制度，關(guān)鍵在于發(fā)揮獨(dú)立董事對控股股東的制衡作用。對于企業(yè)面臨的外部環(huán)境，一方面，注重不同產(chǎn)業(yè)間股權(quán)集中程度對技術(shù)創(chuàng)新績效影響的差異；另一方面，股權(quán)集中程度應(yīng)與一定的社會經(jīng)濟(jì)和法律制度相適應(yīng)。

最后，從股權(quán)集中度的測量方式看，無論采用赫芬達(dá)爾指數(shù)、持股比例、綜合指標(biāo)或是二次項(xiàng)形式，并不會在股權(quán)集中與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系界定上存在顯著差異。從創(chuàng)新績效評價(jià)方式上看，采用R＆D績效評價(jià)方式會高估股權(quán)集中度對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響；而采用專利申請數(shù)和綜合指標(biāo)績效評價(jià)方式能夠減少此類偏差，得到較為穩(wěn)健的結(jié)果。