An Empirical Study on the Effect of Equity Structure on Business Growth：Based on Resource Acquisition
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摘要: 股权结构作为公司治理重要机制，对公司的资源获取产生作用，进而影响企业经营增长。文章运用2015—2021年中国A股上市公司数据，依据公司治理理论，在构建股权结构促进企业经营增长模型基础上，利用资源获取中介效应模型进行实证研究。结果表明：（1）股权结构显著提高民营上市公司的企业经营增长。（2）股权结构显著提高民营上市公司的资源获取，表现为：提高融资效率、获取税收优惠、取得社会补助等。（3）资本流动性对民营上市公司的企业经营增长表现为倒U型结构，股权结构要避免“资源诅咒”效应。（4）分组检验表明：相比东部地区与国有资本参股，西部地区与国有资本控股的半导体上市公司资源获取中介效应更为明显，研究结论证实了资源获取在不同地区以及股权结构的上市公司异质性。Abstract: As an important mechanism of corporate governance, ownership structure plays an important role in resource acquisition, and then affect the growth of business operations. Based on the data of listed companies from 2015 to 2021 and the theory of corporate governance, this paper makes an empirical study by using the resource acquisition intermediation effect model, which is based on the model of ownership structure promoting business operation growth. The results show that: (1) ownership structure can significantly improve the business growth of private listed companies. (2) equity structure can significantly improve the resource acquisition of private listed companies, which includes improving financing efficiency, obtaining tax incentives and social subsidies. (3) capital mobility has an inverted U-shaped structure on the growth of private listed companies, and equity structure should avoid the “Resource curse” effect. (4) the grouping test shows that: compared with the eastern region and the state-owned capital participation, the western region and the state-owned capital holding semiconductor listed companies’ resource acquisition intermediary effect is more obvious. The results confirm the heterogeneity of resource acquisition in different regions and ownership structure of listed companies.
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Key words:
- equity structure /
- resource acquisition /
- business growth /
- mediating effect
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二十大报告[1]指出，“发挥国有资本和民营资本的双向融合，提升不同产权资本企业的活力，是实现中国经济高质量发展的重要举措”，报告还指出，“要加快发展现代化产业体系，坚持创新驱动发展理念”。半导体产业作为高科技产业以及其他科技类产业的基础性、关键性产业，是巩固壮大中国实体经济的重要根基，研究混合所有制改革如何促进中国半导体上市企业经营增长具有迫切的现实意义。然而，现有关于国有资本促进企业经营增长的研究更多集中在国有企业引入民间资本的层面[2],针对民营上市公司引入国有资本参股、控股的研究尚显不足，即使有少量的研究从企业创新[3]、政治关联[4]、融资效率[5]以及公司治理[6]等方面探讨了股权结构影响企业经营增长的经济后果，但是，因为缺乏进一步区分国有资本参股、控股的类型以及作用机制的差异性，股权结构影响企业经营增长的路径和作用程度尚未得到证明。最近的研究者赵璨等[7]以2010—2021年中国A股上市公司为研究样本，实证混合所有制改革的“资源效应”，但是，自变量指标选取“股东数量和持股情况”作为解释变量，数据较少且关联性稍显不足，而且，并未就资源获取的作用机制以及中介效应量数值展开深入研究。
为进一步研究上述问题，本文以中国半导体上市企业经营增长为切入点，以企业资源获取为中介路径，构建股权结构影响企业经营增长的分析框架。之所以将研究视角聚焦于资源获取，除了考虑国有资本通过提高民营上市公司资誉[8]、减少代理成本[9]等手段促进企业经营增长外，还考虑了政治关联性因素。本文以2015—2021年中国A股上市公司财务报表数据为样本，实证检验了股权结构对半导体上市企业经营增长的影响。股权结构能够从提高信息披露质量、完善内部治理结构、降低大股东内部控制等多个角度提高资源获取，从而进一步对企业降低债务融资成本、增加税收返还、取得社会补助等产生积极影响，能够进一步提升企业经营绩效。因此，股权结构通过何种路径提升企业经营增长以及作用程度问题，值得深入研究。
本文的研究贡献可能体现为：第一，推进了股权结构改革的动机研究。以往混合所有制改革动机的讨论多集中在股权制衡、完善公司治理、提高政治关联性等角度，而本文在既有研究的基础上，进一步引入资源获取指标，将融资性负债、税收减免、社会补助等指标纳入到研究框架内。第二，细化了现有研究成果。将研究对象细化为中国半导体上市公司，本研究对当前政府重点发展半导体产业、提升科技创新和价值链向高端转移作出了回应，而且，可能是自2015年混合所有制改革以来，第一次实证民营半导体上市公司股权结构影响企业经营增长的文章，具有一定的现实意义。第三，丰富了股权结构促进企业经营增长的作用机制。实证了不同类型的半导体上市公司，股权结构促进经营增长的作用和程度存在异质性，对于政府来说，混合所有制改革需要兼顾“政府引导”和“市场效率”的最优平衡。
一. 理论分析与研究假设
一 股权结构的制度背景与理论分析
1 股权结构的制度背景
股权结构影响企业经营增长路径研究的实践价值在于引导企业建立现代治理体系，形成契约型组织，通过企业内部权利配置的平衡，约束大股东决策行为，进而奠定企业高效监督和激励机制的基础。当前，民营上市公司的股权结构相对比较集中，而小股东委托表决制度发展相对滞后，这在一定程度上制约了决策的效率性和公平性，由此导致的民营上市公司信息披露公信力不足、债务性融资效率低下、转型发展风险巨大等问题突出。双向混合所有制改革的概念相比混合所有制改革形成时间较晚，是2020年《国企改革三年行动方案（2020—2022年）》公布后形成的，而混合所有制改革的概念最早可见于2013年11月的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》文件。混合所有制改革的目标在于优化国有资本配置效率、提高国有资产监管能力以及完善国有企业现代经营体系，通过吸引集体资本和非公有资本交叉持股的方式实现国有资本的保值增值和形成资本与劳动者的利益共同体。2014年年初，中石化、中石油、国家电网等国有企业率先试点混合所有制改革，取得了预期的止损效果。据国资委2021年数据显示，已有52%的国有企业实现了混合所有制改革。混合所有制改革的核心是通过国有资本和民营资本的混合，实现企业现代治理要求和提高经济效益，实质上混合所有制改革是一种双向性的改革。此前中国学者提出混合所有制改革的重点应放在国企与民企的“合作关系”上[10]，不仅是有困难的国有企业有必要引入民营企业进入，以增强企业活力和竞争能力，同时，民营企业从品牌塑造和控制战略转型风险等角度也有引入国有资本进行混合所有制改革的需求。因此，双向混合所有制改革这一股权结构问题是当前资本市场并购重组的一个重大课题，也是半导体产业上市公司实现高质量发展、解决芯片“卡脖子工程”的一个重要历史使命。
2 股权结构的理论分析
股权结构影响企业经营增长路径研究的理论价值在于明确作用的方向以及相关性程度问题，目前关于股权结构改革影响企业经营增长的研究主要从两个维度展开：第一，从公司内部的视角展开研究，包括国有资本参控股后，实现了股权多元化结构、获得多层次资本市场融资[11]、改善公司治理效率、提高上市公司信息披露透明度等。第二，从公司外部的视角展开研究，包括获得融资信贷、提高政治关联性、引入战略投资者、促进人才吸引等。但是，研究可能忽略了两个重要的方面：一是缺乏对民营上市公司的关注，特别是当前中美半导体行业贸易摩擦背景下，中国半导体民营上市公司如何通过引入国有资本参控股促进企业经营增长的路径和作用程度问题未能得到解决。二是忽略了国有资本对企业经营增长作用的异质性研究，即国有资本带来的政治关联性，能够促进部分民营上市企业经营增长，也可能因为企业过度依赖行政权力或者是政府过度干预而产生“资源诅咒”效应，民营上市公司如何识别并建立国有资本参控股的风险防范机制尚未建立[12]，而且，民营上市公司引入国有资本进行股权结构改革的动机及经济效果一直未能涉及。国有资本因其天然的政府属性、公共属性和政策属性[13]，因此研究债务融资、税收返还、社会补助等方面作用民营上市公司经营增长的相关性、异质性以及非线性关系，是对当前股权结构理论研究的有益拓展。
二 股权结构与企业经营增长——基于资源获取的分析
1 股权结构促进企业经营增长
国有资本通过改善公司治理、增强企业内部控制、抑制负面年报审计意见和产业空心化等提高科技创新以及缓解融资约束，进而促进企业经营增长，具体为：关于公司治理能力方面，杨典[14]基于1997—2007年间中国676家上市公司数据，指出最佳公司治理很大程度取决于具有政府背景的国有资本如何发挥作用；关于企业内部控制方面，叶陈刚 等[15]依据2007—2014年中国A股上市公司数据OLS实证认为，公司治理结构对企业财务绩效具有正向关系；在年报审计意见方面，张立民和李琰[16]利用2003—2013年上市公司财务报表数据，实证分析指出国有企业与年报审计意见对促进企业经营增长具有正向交互效应。任缙和高明华[17]以2008—2015年深交所主板上市公司数据为样本，实证指出股权制衡中政府机制发挥的作用明显，可在一定程度上抑制空心化带来的业绩波动；在科技创新方面，丛菲菲等[18]基于1998—2018年中国创业投资数据双重差分发现，国有资本参与民营企业对科技创新具有促进作用；在缓解融资约束方面，董小红等[19]利用2007—2018年中国A股上市公司数据研究发现，国有资本的引入缓解了民营企业的融资约束。
因此，本文提出研究假设H1：股权结构促进企业经营增长。
2 资源获取的中介效应
资源获取分别通过政策引导、税收优惠、区域协定、股东资源、行政审批等对股权结构改革的企业经营增长产生中介效应。具体为：在政策引导方面，Benlian A等[20]基于3500家南非中小企业数据OLS回归研究发现，软件服务上市公司在政府引导下提高了市场对于SaaS远程服务软件的采用率，促进了半导体产业公司的经营增长；在税收优惠方面，Paula 和 Jose A Scheinkman[21]依据1995—2009年世界银行数据，以国民收入为因变量，税收优惠政策为自变量，实证研究发现，低税负率作为一种市场资源，公司对其的获取能力决定了经营增长的程度；在区域协定方面，Hung M T 和 Liu T T[22]以2002—2006年美国NSS报告为样本，研究发现，政府对区域贸易协定的安排，可以促进企业经营增长，并指出美国TPP战略提高了美国企业在亚洲的市场竞争能力；在政治关联性方面，刘建勇和王晶晶[23]研究发现资源获取能降低了政治关联对产能过剩的影响。谭云清和翟森竞[24]进一步分析长三角地区的OFDI企业国际化绩效与资源获取能力的关系，指出了外资企业网络关系的嵌入对于中国OFDI企业资源获取能力显著为正，并促进国际贸易收入增长；在股东资源方面，杨修和赵楚龙[25]从中小企业经营增长影响因素入手，通过调查统计分析得出，增强中小企业政治关联性能够提高组织韧性，减少企业应对未来的不确定性风险，进而推动企业经营增长。王斌[26]通过联通案例研究，系统论述了混合所有制改革中股东资源的作用逻辑与机理，混合的是股东资源，改革的是公司治理，最终作用的是企业经营增长；在行政审批方面，谢海波[27]基于法治政府理论，对比分析环评行政效率指标发现，政府为提高营商环境，确立了环评行政审批许可权限下放或取消的规制、清理环评行政许可条件的障碍以及实现环评行政审批许可程序的统一，最终促进了企业经营增长。余汉和宋增基[28]基于2013—2019年沪深A股上市的国有企业数据，运用OLS回归方法，以财政补贴和融资便利性为因变量、国有参控股和行政级别为自变量，实证指出国有政治资本越强、行政级别越高，越容易获得更多的经济资源进而促进企业经营增长。
因此，本文提出研究假设H2：资源获取对于股权结构促进企业经营增长具有中介效应。
二. 变量定义与研究设计
一 样本选择与数据来源
本文以2015—2021年中国沪深A股半导体上市公司作为研究样本，并对数据做了如下处理：（1）删除了样本数据的异常值；（2）删除了半导体上市公司中被ST或者*ST处理的上市公司数据；（3）删除了AB股、AH股交叉和创业板上市公司样本。最终，得到83家半导体上市公司的样本观测值。
二 变量定义与模型设计
1 变量定义
（1）因变量的量化
本文的因变量为企业经营增长（GROW）包括：净利润（NETI）和企业成长性（EQUI）两个指标。其中，净利润为公司财务报表利润表的净利润数值；企业成长性为公司财务报表资产负债表股东所有者权益数值[29]。
（2）自变量的量化
本文的自变量为股权结构（NATI）包括：混合所有制（MIXI）和国有资本参控股（HOLD）两个指标。其中，混合所有制中具有混合所有制背景的为1，其他为0；国有资本参控股中公司实际控制人为国有资本的为1，其他为0[30]。
（3）中介变量的量化
本文的中介变量为资源获取（RESO）包括：债务融资（LOAN）、税收返还（TAX）和社会补助（SUBS）三个指标。其中，债务融资为资产负债表的短期借款数值；税收返还为现金流量表的收到税收返还数值；社会补助为利润表的营业外收入数值[31]。
（4）控制变量的选取
本文的控制变量（CLAS）包括：企业年龄（AGE）、地理区域（AREA）、企业规模（SCAL）、流动性（LIQU）以及投资效率（INVE）。其中，企业年龄为公司成立年限数值；地理区域为东部地区为1，其他为0；企业规模为资产负债表的总资产数值；流动性为资产负债表的资产负债率数值；投资效率为资产负债表的固定资产数值。变量定义详见表1。
表 1 主要变量定义表名称 符号 含义 净利润 NETI 2015—2021年利润表的净利润数值 企业成长性 EQUI 2015—2021年资产负债表的股东所有者权益数值 混合所有制 MIXI 2015—2021年具有混合所有制背景的为1，其他为0 国有资本参控股 HOLD 2015—2021年公司实际控制人为国有资本控股的为1，其他为0 债务融资 LOAN 2015—2021年资产负债表的短期借款数值 税收返还 TAX 2015—2021年现金流量表的收到税收返还数值 社会补助 SUBS 2015—2021年利润表的社会补助收入数值 企业年龄 AGE 2015—2021年公司成立年限数值 地理区域 AREA 2015—2021年东部地区为1，其他为0 企业规模 SCAL 2015—2021年资产负债表的总资产数值 流动性 LIQU 2015—2021年资产负债表的资产负债率数值 投资效率 INVE 2015—2021年资产负债表的固定资产数值 2 模型设计
本文构建中介效应模型，考察股权结构促进企业经营增长的总效应、资源获取促进企业经营增长的直接效应和效应中介量，步骤如下：
首先，为检验研究假设H1：股权结构促进公司增长的总效应，构建基本模型见公式（1）所示，观察系数c是否具有显著性。
$$ {{\rm{GROW}}}_{i}={\mathrm{\beta }}_{0}+c\cdot {{\rm{NATI}}}_{i}+{\varepsilon }_{i} $$ (1) 其中：
$ {{\rm{GROW}}}_{i} $ 为企业经营增长类别；$ {\mathrm{\beta }}_{0} $ 为截距；$ c $ 为总效应系数；$ {{\rm{NATI}}}_{i} $ 为股权结构的类别；$ {\varepsilon }_{i} $ 为残差。其次，为检验研究假设H2：资源获取对于股权结构促进企业经营增长具有中介效应是否存在以及作用程度如何？构建模型如公式（2）所示，考察直接效应系数c′以及间接系数b是否具有显著性。
$$ {{\rm{GROW}}}_{i}={\delta }_{0}+{c}{{'}}\cdot {{\rm{NATI}}}_{i}+b\cdot {{\rm{RESO}}}_{i}+{\varepsilon }_{i} $$ (2) 其中：
${{\rm{GROW}}}_{i}$ 为企业经营增长类别；$ {\delta }_{0} $ 为截距；$ {c}{{'}} $ 为直接效应系数；$ b $ 为间接效应系数；${{\rm{NA}}TI}_{i}$ 为股权结构的类别；${{\rm{RESO}}}_{i}$ 为资源获取类别；$ {\varepsilon }_{i} $ 为残差。通过观察系数
$ {c}{{'}} $ 是否具显著性，来判定中介效应是否存在。如果系数$ c $ 具有显著性，但是，系数$ {c}{{'}} $ 不具有显著性，则资源获取具有完全的中介效应。如果系数$ {c}{{'}} < c $ ，则资源获取具有部分中介效应，部分效应量设为$ a\cdot b $ ，见公式（3）所示，则有：$$ c-{c}{{'}}=a\cdot b $$ (3) 最后，对控制变量在股权结构、资源获取促进企业经营增长作用的异质性进行考察，构建公式（4）所示：
$$ {{\rm{GROW}}}_{i}={\delta }_{0}+{c}{{'}}\cdot {{\rm{NATI}}}_{i}+b\cdot {{\rm{RES}}O}_{i}+{d\cdot {\rm{CLAS}}}_{i}+{\varepsilon }_{i} $$ (4) 其中：
${{\rm{CLAS}}}_{i}$ 为控制变量的类别,$ d $ 为作用系数。进一步地，检验主效应回归方程（4）中各个变量的Pearson相关系数。结果显示：主要变量的相关系数在0.3及以下，证明变量之间不存在明显的多重共线性问题，可以进行回归分析。限于文章篇幅，文中未展示Pearson相关系数表。
三. 实证结果分析
一 描述性统计分析
表2列示了主要变量的描述性统计结果。净利润的平均值为40 048.72万元，企业成长性的平均值为393 065.12万元，债务融资的平均值为62 093.85万元，税收返还的平均值为9 934.68万元，社会补助的平均值为1 117.99万元，其他变量的描述性统计如表2所示。
表 2 主要变量的描述性统计变量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 NETI 40 048.72 7 175.68 −173 800 21 465 284 000 EQUI 393 065.12 42 456.06 −51 930 272 650 2 156 000 MIXI 0.39 0.05 0 0 1 HOLD 0.40 0.08 0 0 1 LOAN 62 093.85 13 938.71 0 18 105 85 900 TAX 9 934.68 2 694.21 0 2 081 181 600 SUBS 1 117.99 481.06 0 167.75 38 230 AGE 21.61 0.81 9 21 63 AREA 0.86 0.03 0 1 1 SCAL 67 4471.46 82 434.79 52 520 390 650 3 750 000 LIQU 35.29 2.18 4.15 34.23 86.54 INVE 180 007.64 33 665.48 121 83 680 1 779 000 二 单变量分析
表3首先按照全部样本的股权结构进行分组，具有“国有法人持股”的公司为“双向混改组”，其他为“未混改组”，组间差异检验的均值和中位数存在显著性，具体地：“双向混改组”的净利润均值和中位数均高于“未混改组”，分别为：7 129.18万元和9 805万元，具有显著性。“双向混改组”的企业成长性指标均值和中位数高于“未混改组”，分别为：114 978.66万元和78 750万元，具有显著性，初步表明股权结构促进企业经营增长。
表 3 股权结构与企业经营增长组间差异检验分组 NETI EQUI 均值 中位数 均值 中位数 双向混改组 42 830.84 30 050 463 174.06 320 550 未混改组 35 701.66 20 245 348 195.4 241 800 差异值 7 129.18 9 805 114 978.66 78 750 国有资本控股组 43 452.33 54 180 465 280 336 400 国有资本参股组 24 373.76 12 570 460 096.15 300 600 差异值 19 078.57 41 610 5 183.85 35 800 进一步地，本文以上市公司年报中披露的“实际控制人”为是否国有法人，划分为：上市公司年报中披露的实际控制人为国有法人的，划分为“国有资本控股组”，其他为“国有资本参股组”。组间差异检验发现：“国有资本控股组”比“国有资本参股组”的净利润均值和中位数分别高出19 078.57万元和41 610万元；企业成长性均值和中位数分别高出5 183.85万元和35 800万元，这进一步支持了股权结构促进企业经营增长的假设H1。
三 回归结果分析
1 股权结构与企业经营增长
表4报告了股权结构与企业经营增长的回归结果。具有国有法人持股背景的半导体上市公司促进净利润增长的系数为7 129.17万元，具有显著性，结论支持了假设H1: 股权结构促进企业经营增长。
表 4 股权结构与企业经营增长回归结果变量 NETI 系数 标准差 T值 MIXI 7 129.17*** 1 479.08 4.82 截距 42 830.84*** 9 250.72 4.63 F值 23.26*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。 表5报告了进一步区分国有资本参股、控股与企业经营增长的回归结果，本文将股权结构细分为国有资本参股和国有资本控股两种类型，研究显示：国有资本控股的半导体上市公司对企业经营增长系数为19 078.56万元，具有显著性，表明国有资本控股相比国有资本参股，更能促进公司净利润增长19 078.56万元。这进一步支持了假设H1。
表 5 国有资本控股与企业经营增长回归结果变量 NETI 系数 标准差 T值 HOLD 19 078.56*** 2 564.32 7.44 截距 43 452.33*** 16 335.46 2.66 F值 15.46*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。 2 资源获取的中介效应
表6报告了资源获取与企业经营增长的回归结果。股权结构促进企业经营增长的直接系数为1 181.32万元，相比总效应的7 129.17万元，根据公式（3）计算得出，中介效应量为5 947.85万元，中介效应量占比为83.42%，结论支持了假设H2：资源获取对于股权结构促进企业经营增长具有中介效应。
表 6 资源获取中介效应模型回归结果变量 NETI 系数 标准差 T值 MIXI 1 181.32*** 127.57 9.26 LOAN 0.07*** 0.02 3.50 TAX 1.32*** 0.30 4.28 SUBS 0.10*** 0.01 7.68 截距 27 260.92*** 8 283.38 3.29 F值 10.31*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。 四. 传导机制与稳健性检验
一 传导机制的进一步检验
基于前文理论分析，半导体上市公司的股权结构影响企业经营增长存在“资源获取中介效应”，接下来针对股权结构如何影响资源获取进行检验，观察系数a是否具有显著性，公式（5）如下所示。
$$ {{\rm{RESO}}}_{i}={\mathrm{\gamma }}_{0}+a\cdot {{\rm{NATI}}}_{i}+{\varepsilon }_{i} $$ (5) 其中：
${{\rm{RESO}}}_{i}$ 为资源获取类别；$ {\mathrm{\gamma }}_{0} $ 为截距；$ a $ 为传导效应系数；${{\rm{NATI}}}_{i}$ 为股权结构的类别；$ {\varepsilon }_{i} $ 为残差。表7报告了股权结构影响资源获取的回归结果。传导效应系数a具有显著性，分别为：半导体上市公司的股权结构促进公司提高债务融资，为61 642.21万元，具有显著性；增加税收返还，为210.31万元，具有显著性；提高获取社会补助，为1 039.54万元，具有显著性，表明股权结构可以促进企业资源获取。
表 7 股权结构影响资源获取的回归结果变量 LNGDP LOAN TAX SUBS MIXI 61 642.21**（2.21） 210.31***（3.78） 1 039.54***（3.44） 截距 38 038.36**（2.18） 9 852.61***（2.83） 1 523.66***（2.47） F值 4.87 4.32 3.26 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。 二 稳健性检验
1 替代变量检验
表8报告了股权结构、资源获取与替代因变量“企业成长性”指标的回归结果。借鉴覃飞和沈艳[32]的观点，本文使用股东所有者权益数值考察企业经营增长。股权结构促进所有者权益数值增加1 953.30万元，具有显著性；债务融资促进所有者权益数值增加0.67万元，具有显著性；税收返还促进所有者权益数值增加1.58万元，具有显著性；社会补助促进所有者权益数值增加0.34万元，具有显著性，表明股权结构和资源获取可以促进企业经营增长。
表 8 替代因变量的回归结果变量 EQUI 系数 标准差 T值 MIXI 1953.30*** 218.48 8.94 LOAN 0.67** 0.28 2.36 TAX 1.58*** 0.23 6.66 SUBS 0.34*** 0.06 5.32 截距 22858.65*** 3854.74 5.93 F值 28.59*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。 2 控制变量稳健性检验
模型（1）~（3）分别为：模型（1）是不含控制变量的回归方程。模型（2）是加入控制变量的多元一次回归方程，考察直线型关系。模型（3）是在模型（2）的基础上增加了流动性对企业经营增长的曲线性关系考察。
表9报告了控制变量稳健性检验的回归结果，分别为：企业年龄与企业经营增长相关系数为正，具有显著性；中西部地区的半导体上市公司促进经营增长的系数比东部地区高出43 303.60万元，进一步体现了资源获取中介效应的特点；半导体上市公司资产规模越大，越能促进企业经营增长，相关系数为0.11，具有显著性；流动性与企业经营增长的关系，在模型（2）中不显著，但是进一步观察非直线性关系构建模型（3）发现，提高负债占资产的比重可以促进企业经营增长，达到一定规模后继续增加负债，则会抑制经营增长，总体呈现倒U型结构，相关系数为785.92，曲率为−21.17，具有显著性，本文国有资本“诅咒效应”与倪宣明 等[33]关于杠杆率影响企业经营增长的研究结论相符。
表 9 控制变量稳健性检验结果变量 NETI （1） （2） （3） MIXI 1 181.32***（9.26） 1 021.18***(3.34) 975.74**(2.21) LOAN 0.07***（3.50） 0.06**(2.18) 0.05***(2.71) TAX 1.32***（4.28） 1.26***(3.55) 1.25***(3.89) SUBS 0.10***（7.68） 0.05***(6.98) 0.05***(5.06) AGE 155.24***(3.29) 23.82***(3.49) AREA −4 303.60***(−3.90) −2844***(−2.78) SCAL 0.11***(8.75) 0.11***(9.61) LIQU −1234.36(−1.42) 785.92***(5.73) LIQU2 −21.17***(−3.95) INVE −0.06***(−2.41) −0.07***(−3.09) 截距 27 260.92***(3.29) 36 890.96***(2.25) 35 031.25***(2.74) F值 10.31*** 25.74*** 29.43*** 调整后R2 0.56 0.73 0.77 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。 五. 案例研究：以DS公司为例
一 DS公司股权结构发展与现状
DS公司于1998年成立，于2010年在深圳证券交易所挂牌上市，于2011年进入LED行业，并于2016年通过市场并购大规模进入柔性电路板行业，DS公司是通过并购重组做大做强半导体产业的典型上市公司，虽然其内生的成长性需要进一步发掘潜力，但是并购成果已经显现。此前，DS公司对于国有资本参股并未引起重视，对于企业的政治关联性关注也较少，但是随着并购的深入，例如于2016年，DS公司花费45亿元收购MFLEX公司后，公司现金流不足，融资约束开始让DS公司寻求国有资本来纾困。本文整理了DS公司上市以来，频繁的并购行为增加了企业经营增长的不确定性，同时也增加了公司资金流动性的风险，并购事件见表10。
表 10 DS公司半导体产业并购事件一览表序号 并购名称 公告日期 并购进度 1 苏州工业园区多尼光电科技有限公司 2011年12月16日 并购完成 2 香港DS公司光电有限公司 2014年1月14日 并购完成 3 Mutto Optronics Group Limited 2014年04月24日 并购完成 4 Brave Pioneer international Limited,美国SoIFocus.,Inc 2014年09月17日 并购完成 5 牧东光电（苏州）有限公司 2014年11月18日 并购完成 6 MFLX公司债券 2016年07月28日 并购完成 7 苏州威斯东山电子技术有限公司 2016年12月28日 并购中 8 香港DS公司联合光电有限公司 2017年01月17日 并购完成 9 Multi-Fineline Electronix,Inc. 2017年04月22日 并购完成 10 盐城维信电子有限公司 2017年06月01日 并购中 11 深圳暴风统帅科技有限公司 2017年09月22日 并购中 12 苏州艾福电子通讯有限公司 2017年09月22日 并购中 13 苏州东山照明科技有限公司 2017年10月28日 并购中 14 美国eASIC公司 2017年11月01日 并购中 15 东莞阿尔泰显示科技有限公司 2017年12月08日 并购中 16 Multek Group (Hong Kong) Limited 2018年03月27日 并购中 17 合肥广芯半导体产业中心 2018年04月12日 并购中 18 The Dii Group Asia Limited、超毅科技（珠海）有限公司、
Vastbright PCB(BVI) Co.Limited、珠海硕鸿电路板有限公司、
Astron Group Limited2018年07月27日 并购中 资料来源：中商产业研究院数据库， https://www.hanghangcha.com/securities-detail?stock_code=002384&from= 。表11报告了资源获取中介效应量的回归结果，公式（1）分别为：债务融资促进企业经营增长，系数为0.00022，具有显著性；税收返还促进企业经营增长，系数为1.23，具有显著性；社会补助促进企业经营增长，系数为9.85，具有显著性，资源获取具有完全中介效益。公式（4）引入控制变量分析不同企业年龄、资产规模、流动性和投资效率的异质性，资源获取具有部分中介效应，中介效应量为39 339.24万元，部分中介效应量占比为39 339.24/93 106.66=42.25%。公式（1）和公式（4）的结论均支持假设H2。
表 11 DS公司资源获取中介效应量结果变量 NETI 公式（1） 公式（4） MIXI −291.26（−0.0075） 53 767.42***（2.63） LOAN 0.00022*（1.99） 0.17***（5.67） TAX 1.23***（2.47） 1.99***（4.04） SUBS 9.85***（2.61） 8.61*（1.76） AGE 5 046.02***（2.51） SCAL 0.205***（8.27） LIQU −85.31（−0.34） INVE 48 673.67（1.04） 截距 4 684.67（0.49） 34 108.81（1.06） F值 15.59*** 73.79*** 调整后R2 0.81 0.97 效应类型 完全中介效应 部分中介效应 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。数据：DS公司财务报告（2021）。 六. 研究结论与政策启示
一 研究结论
本文从资源获取的视角切入，基于2015—2021年中国A股半导体上市公司财务报表数据，在构建股权结构与企业经营增长的基础上，运用中介效应模型、分组检验，多维度实证检验了股权结构对企业经营增长的影响及其内在机制，本文得出主要结论如下。
第一，股权结构与企业经营增长相关系数为正，具有显著性。进一步划分国有资本参股和控股进行分组检验发现，股权结构对资源获取具有正向促进作用。第二，资源获取是股权结构促进企业经营增长的作用机制，资源获取对股权结构促进企业经营增长的中介效应存在且具有显著性。第三，股权结构促进半导体上市公司资源获取，具体为：缓解融资约束、提高税收返还以及增加社会补助，这一结论在替代因变量检验、控制变量检验和案例研究后仍然具有稳健性。
二 政策启示
本文除了为股权结构促进企业经营增长提供经验证据，结论可能具有以下政策启示：
第一，民营半导体上市公司引入国有资本参控股有利于实现企业战略发展。国有资本因其具有政府背景、产业引导、市场帮扶、提高治理效率等诸多特点，对于促进民营上市公司实现混合所有制改革具有重要意义，国有资本作为一种市场资源，可以被民营上市公司所使用，从而实现自身的战略发展，同时，国有资本也有着天然需要与民营资本进行优势互补、优化资源配置和提升发展潜力的需要。
第二，股权结构需要以战略投资者的双方需求为基础，民营上市公司选择国有资本参控股需要以双方的需求为基础，从价值观、发展观和改革观三个层面进行契合。混合所有制改革并不是“国进民退”或者“国退民进”的零和博弈，而是国有资本和民营资本共进退、共创共赢的联合体。
第三，民营上市公司引入国有资本参控股有利混合所有制改革的深化与完善，民营上市公司引入国有资本参控股的改革还需要进一步深化和完善，当前，还需要解决一些深层次的问题，例如市场机制引入既要有约束也要有激励，混合所有制改革不单单是民营上市公司的引资行为，更是引入现代治理体系制度的行为、引入人才体系的行为。
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表 1 主要变量定义表
名称 符号 含义 净利润 NETI 2015—2021年利润表的净利润数值 企业成长性 EQUI 2015—2021年资产负债表的股东所有者权益数值 混合所有制 MIXI 2015—2021年具有混合所有制背景的为1，其他为0 国有资本参控股 HOLD 2015—2021年公司实际控制人为国有资本控股的为1，其他为0 债务融资 LOAN 2015—2021年资产负债表的短期借款数值 税收返还 TAX 2015—2021年现金流量表的收到税收返还数值 社会补助 SUBS 2015—2021年利润表的社会补助收入数值 企业年龄 AGE 2015—2021年公司成立年限数值 地理区域 AREA 2015—2021年东部地区为1，其他为0 企业规模 SCAL 2015—2021年资产负债表的总资产数值 流动性 LIQU 2015—2021年资产负债表的资产负债率数值 投资效率 INVE 2015—2021年资产负债表的固定资产数值 
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表 2 主要变量的描述性统计
变量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 NETI 40 048.72 7 175.68 −173 800 21 465 284 000 EQUI 393 065.12 42 456.06 −51 930 272 650 2 156 000 MIXI 0.39 0.05 0 0 1 HOLD 0.40 0.08 0 0 1 LOAN 62 093.85 13 938.71 0 18 105 85 900 TAX 9 934.68 2 694.21 0 2 081 181 600 SUBS 1 117.99 481.06 0 167.75 38 230 AGE 21.61 0.81 9 21 63 AREA 0.86 0.03 0 1 1 SCAL 67 4471.46 82 434.79 52 520 390 650 3 750 000 LIQU 35.29 2.18 4.15 34.23 86.54 INVE 180 007.64 33 665.48 121 83 680 1 779 000
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表 3 股权结构与企业经营增长组间差异检验
分组 NETI EQUI 均值 中位数 均值 中位数 双向混改组 42 830.84 30 050 463 174.06 320 550 未混改组 35 701.66 20 245 348 195.4 241 800 差异值 7 129.18 9 805 114 978.66 78 750 国有资本控股组 43 452.33 54 180 465 280 336 400 国有资本参股组 24 373.76 12 570 460 096.15 300 600 差异值 19 078.57 41 610 5 183.85 35 800
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表 4 股权结构与企业经营增长回归结果
变量 NETI 系数 标准差 T值 MIXI 7 129.17*** 1 479.08 4.82 截距 42 830.84*** 9 250.72 4.63 F值 23.26*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。
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表 5 国有资本控股与企业经营增长回归结果
变量 NETI 系数 标准差 T值 HOLD 19 078.56*** 2 564.32 7.44 截距 43 452.33*** 16 335.46 2.66 F值 15.46*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。
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表 6 资源获取中介效应模型回归结果
变量 NETI 系数 标准差 T值 MIXI 1 181.32*** 127.57 9.26 LOAN 0.07*** 0.02 3.50 TAX 1.32*** 0.30 4.28 SUBS 0.10*** 0.01 7.68 截距 27 260.92*** 8 283.38 3.29 F值 10.31*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。
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表 7 股权结构影响资源获取的回归结果
变量 LNGDP LOAN TAX SUBS MIXI 61 642.21**（2.21） 210.31***（3.78） 1 039.54***（3.44） 截距 38 038.36**（2.18） 9 852.61***（2.83） 1 523.66***（2.47） F值 4.87 4.32 3.26 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。
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表 8 替代因变量的回归结果
变量 EQUI 系数 标准差 T值 MIXI 1953.30*** 218.48 8.94 LOAN 0.67** 0.28 2.36 TAX 1.58*** 0.23 6.66 SUBS 0.34*** 0.06 5.32 截距 22858.65*** 3854.74 5.93 F值 28.59*** 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。
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表 9 控制变量稳健性检验结果
变量 NETI （1） （2） （3） MIXI 1 181.32***（9.26） 1 021.18***(3.34) 975.74**(2.21) LOAN 0.07***（3.50） 0.06**(2.18) 0.05***(2.71) TAX 1.32***（4.28） 1.26***(3.55) 1.25***(3.89) SUBS 0.10***（7.68） 0.05***(6.98) 0.05***(5.06) AGE 155.24***(3.29) 23.82***(3.49) AREA −4 303.60***(−3.90) −2844***(−2.78) SCAL 0.11***(8.75) 0.11***(9.61) LIQU −1234.36(−1.42) 785.92***(5.73) LIQU2 −21.17***(−3.95) INVE −0.06***(−2.41) −0.07***(−3.09) 截距 27 260.92***(3.29) 36 890.96***(2.25) 35 031.25***(2.74) F值 10.31*** 25.74*** 29.43*** 调整后R2 0.56 0.73 0.77 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。
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表 10 DS公司半导体产业并购事件一览表
序号 并购名称 公告日期 并购进度 1 苏州工业园区多尼光电科技有限公司 2011年12月16日 并购完成 2 香港DS公司光电有限公司 2014年1月14日 并购完成 3 Mutto Optronics Group Limited 2014年04月24日 并购完成 4 Brave Pioneer international Limited,美国SoIFocus.,Inc 2014年09月17日 并购完成 5 牧东光电（苏州）有限公司 2014年11月18日 并购完成 6 MFLX公司债券 2016年07月28日 并购完成 7 苏州威斯东山电子技术有限公司 2016年12月28日 并购中 8 香港DS公司联合光电有限公司 2017年01月17日 并购完成 9 Multi-Fineline Electronix,Inc. 2017年04月22日 并购完成 10 盐城维信电子有限公司 2017年06月01日 并购中 11 深圳暴风统帅科技有限公司 2017年09月22日 并购中 12 苏州艾福电子通讯有限公司 2017年09月22日 并购中 13 苏州东山照明科技有限公司 2017年10月28日 并购中 14 美国eASIC公司 2017年11月01日 并购中 15 东莞阿尔泰显示科技有限公司 2017年12月08日 并购中 16 Multek Group (Hong Kong) Limited 2018年03月27日 并购中 17 合肥广芯半导体产业中心 2018年04月12日 并购中 18 The Dii Group Asia Limited、超毅科技（珠海）有限公司、
Vastbright PCB(BVI) Co.Limited、珠海硕鸿电路板有限公司、
Astron Group Limited2018年07月27日 并购中 资料来源：中商产业研究院数据库， https://www.hanghangcha.com/securities-detail?stock_code=002384&from= 。
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表 11 DS公司资源获取中介效应量结果
变量 NETI 公式（1） 公式（4） MIXI −291.26（−0.0075） 53 767.42***（2.63） LOAN 0.00022*（1.99） 0.17***（5.67） TAX 1.23***（2.47） 1.99***（4.04） SUBS 9.85***（2.61） 8.61*（1.76） AGE 5 046.02***（2.51） SCAL 0.205***（8.27） LIQU −85.31（−0.34） INVE 48 673.67（1.04） 截距 4 684.67（0.49） 34 108.81（1.06） F值 15.59*** 73.79*** 调整后R2 0.81 0.97 效应类型 完全中介效应 部分中介效应 备注： *p<0.1、 **p<0.05、***p<0.001，分别在10%、5%和1%置信水平下显著相关。数据：DS公司财务报告（2021）。
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