科学技术的日新月异与知识经济的迅猛发展，使得技术创新日渐成为各国经济持续增长的动力和企业获取持久竞争优势的重要源泉[1]。对于企业而言，股权结构作为一种制度安排影响企业资源配置和投资决策[2]，如何通过构建合理的股权结构开展企业技术创新，已成为学者们关注的焦点[3]。同时，国内外学术界对于股权结构、技术创新与企业绩效两两间关系的研究已经十分丰富，但是对于三者间相互关系以及技术创新对股权结构与企业绩效影响作用的探讨却比较少见。为此，在公司治理框架内，分析技术创新在股权结构对企业绩效影响中起何种作用，厘清股权结构、技术创新、企业绩效三者间关系及具体传导机制，对于丰富公司治理等相关理论具有重要意义；同时，对于完善我国上市公司治理机制、促进企业技术创新能力发展和企业绩效提升具有重要现实意义。

基于我国创业板上市企业股权较为集中且第一大股东持股比例较高等具体特征[4]，本研究选取能够基本涵盖股权结构特征的3个指标，即第一大股东持股比例、股权集中度和股权制衡度研究股权结构与企业绩效间的关系。

1.1.1 第一大股东持股比例与企业绩效

结合实际情况分析，我国创业板上市企业股权相对集中，且第一大股东所持股份比例较高，大股东在企业中处于控制地位，并且拥有绝对话语权。基于这种股权结构特征，第一大股东有强烈意愿和足够动力参与企业经营管理并进行监督，这极大程度上降低了由于企业两权分离所导致的代理问题，有效降低了监督成本和管理成本[5]。第一大股东持股比例越高，其自身利益与企业发展状况关系就越紧密，他们会从各个方面支持企业发展，作出更有利于企业发展和自身利益的决策[6]。因此，当第一大股东持股比例较高时，能够对创业板上市企业绩效起到积极、正向促进作用。由此，本研究提出如下假设：

H1：第一大股东持股比例与企业绩效呈正相关关系。

1.1.2 股权集中度与企业绩效

我国创业板上市企业股权相对集中，当公司股权集中度较高时，公司实际控制权被几大控股股东共同享有，且其自身收益与企业发展状况和成长前景紧密相连、相互促进[7]。大股东对企业投资决策、生产经营状况关注度提高，从而使企业各利益相关者能够积极、主动参与到公司相关活动中来，并对相关活动进行监督[8]。适当的股权集中度能够优化企业股权结构，使公司内部治理机制不断完善，为企业各项活动开展和绩效水平提升打下坚实的基础[9]。由此，本研究提出如下假设：

H2：股权集中度与企业绩效呈正相关关系。

1.1.3 股权制衡度与企业绩效

股权制衡是指公司中任何一个大股东都无法单独作出决策，且各大股东之间处于相互牵制状态。由于股权制衡的存在，企业绝对控制权由几大控股股东共同享有，而这些大股东之间相互牵制和互相监督，这种股权安排形式既保留了股权的相对集中，又使各控股股东间不易作出损害公司利益的决策，进而可以有效保护公司所有股东利益[10]。此时，公司激励机制、监督机制等更容易发挥作用，企业各项决策的制定也更趋于科学化，绩效水平提升也更加可持续[11]。由此，本研究提出如下假设：

H3：在其它条件相同情况下，股权制衡度与企业绩效呈正相关关系。

1.2.1 第一大股东持股比例与技术创新

技术创新活动是一项风险高、周期长、着眼于长远发展的活动，同时又具有“利在千秋”的前瞻性。大股东从企业整体利益出发，更加关注企业长远发展，他们对着眼于未来的技术创新活动普遍持乐观和支持态度[12]。在企业中，第一大股东持股比例越高，其自身利益与企业发展状况的联系就越紧密，第一大股东就越会从各个方面支持企业发展，他们通常会直接参与公司经营以改变或影响企业各项决策，从而使各项决策的制定和执行更有利于企业发展[13]。同时，大股东相较于中小股东和企业管理者，其抗风险能力更强，对高风险项目接受程度更高。因此，当第一大股东所持股份数额较大时，会对企业技术创新活动起到正向推动作用[14]。据此，本研究提出如下假设：

H4：第一大股东持股比例与企业技术创新呈正相关关系。

1.2.2 股权集中度与技术创新

在股权适度集中情况下，大股东的存在有利于克服中小股东“搭便车”行为，同时股东和经营管理者利益趋同[15]。各大股东持股比例越高，其自身利益与企业绩效的联系也就越紧密[16]，股东与企业管理者合二为一时，股东能够从实现企业长远价值最大化原则出发，重视企业技术创新活动，加大对研发活动的投入力度，有效促进技术创新资源合理有效配置，不断提高技术创新活动强度[17]。由此，本研究提出如下假设：

H5：股权集中度与企业技术创新呈正相关关系。

1.2.3 股权制衡度与技术创新

多个大股东共同控股可以形成股权内部制衡、相互牵制和监督，从而作出更有利于提升企业整体价值的决策[18]。具体而言，在股份公司中，控股股东之间对彼此的制衡能力和约束能力越强，就越能抑制大股东做出不利于公司发展的行为，防止公司经营成果被大股东独占[19]。同时，也越能够促使代理人摈弃杂念，督促其从长远角度考虑，为使企业绩效得到长远、稳定提升而大力开展技术创新活动，不断增加企业研发投入[20]。由此，本研究提出如下假设：

H6：股权制衡度与企业技术创新呈正相关关系。

技术创新活动由于其自身特性的原因，使受技术创新活动影响的利益相关者较多、涉及面较广[21]，且容易受多种因素的制约，但股权结构作为一种制度性安排影响企业资源分配，进一步对企业各要素产生影响，尤其是通过影响研发投入强度对企业绩效产生作用。而技术创新活动效果在一定程度上也会对优化股权结构、完善公司内部治理机制产生重要影响，从而进一步影响企业绩效[22]。因此，本研究引入技术创新作为股权结构和企业绩效的中介变量，并提出如下假设：

H7：技术创新是第一大股东持股比例与企业绩效的中介变量。

H8：技术创新是股权集中度与企业绩效的中介变量。

H9：技术创新是股权制衡度与企业绩效的中介变量。

本研究选取2013-2017我国创业板上市企业中277家制造业企业为研究对象，分别对股权结构、技术创新能力与企业绩效间关系进行研究。在研究过程中，为消除误差，对相关变量进行中心化处理。

如前所述，本研究采取第一大股东持股比例、股权集中度和股权制衡度3个指标衡量企业股权结构。同时，在借鉴众多学者研究的基础上，采用研发投入强度、净资产收益率指标分别衡量技术创新与企业绩效。企业在生产经营过程中的绩效产出及技术创新活动开展受到诸多因素的限制，为排除行业差异，只选择在创业板上市的制造型企业进行研究。除股权结构外，各公司资产负债水平、规模大小等都会影响研究结果。为对这些因素进行有效控制，本研究引入3个控制变量：资产负债率、企业成长性及企业规模。各变量代表符号和具体算法如表1所示。

表1 解释变量、被解释变量与控制变量

变量符号变量名称变量计算方法ROE净资产收益率净利润/净资产CR1第一大股东持股比例第一大股东持股数/总股数CR1-5前五大股东持股比例前五大股东持股之和/总股数Z5股权制衡度第二至第五大股东持股数之和/第一大股东持股数RD研发投入强度研发投入/总资产DAR资产负债率负债总额/资产总额GROWTH企业成长性(本年净利润-上年净利润)/上年净利润LNSIZE企业规模总资产的自然对数

本研究建立多元线性回归模型检验创业板制造业上市企业中，技术创新与股权结构、企业绩效三者间的相互关系，并构建多元线性回归模型，通过列式方程对变量间关系进行刻画。

2.3.1 股权结构与企业绩效关系检验模型

根据前文提出的研究假设H1～H3，构建以下3个模型：

模型1：ROE=β0+β1CR1+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

模型2：ROE=β0+β1CR1-5+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

模型3：ROE=β0+β1Z5+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

上述模型中，模型1主要用来检验创业板上市制造业企业中CR1与ROE的关系(H1)；模型2用来检验创业板制造业企业CR1-5与ROE的关系(H2)；模型3用来检验创业板制造业企业Z5对ROE产生的影响(H3)。3个模型中，β0为常数项，β1、β2、β3、β4是回归系数，ε为随机误差。

2.3.2 股权结构与技术创新关系检验模型

基于前文提出的假设H4～H6，本研究构建以下模型：

模型4：RD=β0+β1CR1+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

模型5：RD=β0+β1CR1-5+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

模型6：RD=β0+β1Z5+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

在上述构建的3个模型中，模型4主要用于检验我国创业板上市制造业企业CR1与RD间的关系(H4)；模型5用于检验制造业上市企业CR1-5和RD的作用(H5)；模型6用来检验Z5对RD产生的影响(H6)。在3个模型中，β0为常数项，β1、β2、β3、β4是回归系数，ε为随机误差。

2.3.3 技术创新中介效应检验模型

以上述研究假设及模型为基础和前提，根据研究假设H7～H9构建如下3个模型，分别检验技术创新作为中介变量对股权结构和企业绩效的影响作用及其传导机制。

模型7：ROE=β0+β1CR1+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

模型8：ROE=β0+β1CR1-5+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

模型9：ROE=β0+β1Z5+β2DAR+β3GROWTH+β4LINSIZE+ε

在以上3个模型中,β0为常数项，β1、β2、β3、β4和β5是回归系数，ε为随机误差。模型7、模型8、模型9分别用来检验RD对我国创业板上市企业CR1、CR1-5和Z5对ROE的中介作用和传导机制。

本研究选取2013-2017年创业板上市制造业企业股权结构、技术创新活动和企业绩效作为研究对象，结果如表2所示。

表2 各变量描述性统计结果

变量年份样本量均值标准差最小值最大值20132770.060.06-0.370.552014277 0.080.08-0.610.32ROE2015277 0.070.09-0.860.342016277 0.080.07-0.300.362017277 0.040.06-0.600.22201327733.9013.564.9669.362014277 33.0913.304.9669.36CR12015277 32.1112.824.3869.362016277 30.4812.314.3864.912017277 28.9011.854.3864.83201327756.8513.0417.1197.002014277 55.3712.2017.1281.70CR(1-5)2015277 53.8412.3611.9882.812016277 52.5611.9012.9079.422017277 54.3312.3211.1498.3620132770.890.690.083.422014277 0.880.670.083.36Z52015277 0.880.670.033.422016277 0.940.700.043.652017277 1.102.290.0533.5820132772.661.940.1520.762014277 5.083.220.1619.44RD2015277 5.754.190.0329.072016277 6.586.310.2442.832017277 2.481.500.1212.3820132770.290.170.011.002014277 0.280.160.010.69DAR2015277 0.300.160.030.712016277 0.300.160.030.752017277 0.350.240.023.23201327721.010.6518.3522.652014277 21.070.5919.7022.65LNSIZE2015277 21.250.6719.4023.202016277 21.380.7719.2923.892017277 21.070.5919.7022.6520132770.363.54-13.5845.402014277 0.363.54-13.5845.40GROWTH2015277 -0.104.93-71.9821.142016277 0.424.82-34.3335.862017277 0.325.17-36.4342.02

企业绩效描述性统计结果显示，ROE的最小值分别为-0.37、-0.61、-0.86和-0.3、-0.60，说明我国创业板上市制造业企业在2013-2017年出现不同程度亏损，其中个别公司亏损较为严重；ROE最大值分别为0.55、0.32、0.34和0.36、0.22，意味着在这5年，企业绩效呈上升趋势。同时，ROE各年均值与极大值差距较大，说明我国创业板上市制造业企业绩效差距较大。受国际经济大环境的影响，我国创业板上市企业在过去2013-2017年企业绩效水平呈现出稳步回升态势。

股权结构描述性结果显示，我国创业板上市制造业企业总体呈现出股权较为集中的特征，与已有研究结论相符。在创业板上市制造业企业股权结构中，5年内CR1最大值高达69.36，最小值低至4.38，均值普遍处于30的水平，说明样本中CR1数额较大，一股独大现象十分突出。同时，在2013-2017年，CR(1-5)均值均超过50%，充分体现了创业板制造业上市企业股权较为集中。Z5均值小于1，说明第二至第五大股东对第一大股东的制衡作用稍显不足。

RD描述性统计分析结果显示，在2013-2017年，我国创业板制造业企业研发投入强度均值分别为2.66、5.08、5.75、6.58、2.48，说明各企业5年间对RD投入的变化较大，同时最大值与最小值间差值很大，可以看出各企业对RD投入的差距很大。

各控制变量描述性统计结果显示，我国创业板上市制造业企业DAR最高值达到3.23，说明企业财务风险较高，但其最小值仅为0.01，表明企业经营主要依靠自有资金，较少依靠债权人资金；DAR均值约为0.3，体现了我国创业板上市制造业企业整体资产负债水平较低，企业较多使用自有资金进行生产，而对债权资金的使用较少，财务杠杆作用不明显。GROWTH描述性统计结果显示，我国创业板上市制造业企业LNSIZE和GROWTH情况差别较大，最大值和最小值数值符号相反，说明部分企业成长迅速，但部分企业出现了负增长，均值除2015年略低于0外均大于0，说明我国创业板上市制造业企业经营状况呈“U”型波动。

本研究采用统计分析软件SPSS20.0对数据进行处理，通过相关性分析，ROE变量与CR1、CR(1-5)、RD和LNSIZE及GROWTH均在1%水平上显著。同时，DAR与ROE及CR(1-5)在5%水平上显著负相关，与RD在1%水平上显著负相关，且与CR(1-5)也呈负相关。采用方差膨胀因子(VIF)值分析前文构建的9个模型，检测各自变量间是否存在多重共线性问题。检测结果表明，在9个模型中，各自变量的VIF值均接近于1，说明研究所选各变量间不存在多重共线性问题，也说明以上9个模型能够很好地解释变量间的关系。

3.3.1 股权结构对企业绩效的回归检验

本研究以CR1、CR(1-5)、Z5为自变量，以ROE为因变量进行多元线性回归分析，回归结果如表3所示。

表3 股权结构对企业绩效的回归结果

因变量自变量回归系数tFAJSR2sigPROECR10.0943.21528.9790.0920.000 10.000 00 ROECR1-50.0493.71126.9520.1260.000 00 0.000 00 ROEZ50.0082.26826.1700.1320.037 80.000 00

(1)第一大股东持股比例(CR1)与企业绩效(ROE)回归分析。从表3回归结果可知，AJSR2=0.092，处于正常拟合水平，说明CR1对ROE的解释能力尚可。F=28.979，且P1回归系数为正，且sig1与ROE在1%水平上显著正相关。DAR与CR1负相关(回归系数=-0.13)，LNSIZE(回归系数=0.001)和GROWTH(回归系数=0.254)均与ROE呈正相关关系，表明模型很好地控制了其余变量对回归结果的影响，假设H1得证。

(2)股权集中度(CR(1-5))与企业绩效(ROE)回归分析。从表3结果可得，F=26.952，AJSR2=0.126，且P(1-5)与ROE回归系数为正，且sig2得证。

(3)股权制衡度(Z5)与企业绩效(ROE)回归分析。从表3回归结果可得，F=26.170，AJSR2=0.132且P值5与ROE的回归系数为0.008，sig5与ROE在5%显著性水平上正相关。控制变量中，除DAR(回归系数=-0.125)外，其余两个变量均与ROE在1%水平上显著正相关，说明模型很好地控制了其余变量对回归结果的影响，假设H3得证。

3.3.2 股权结构对技术创新的回归检验

同上，选取CR1、CR1-5、Z5为自变量，RD为因变量进行多元线性回归分析，回归结果如表4所示。

表4 股权结构对技术创新的回归结果

因变量自变量回归系数tFAJSR2sigPRDCR10.0682.27628.8300.1480.0260.000 00RDCR1-50.0603.20433.4820.1430.0000.000 00RDZ50.0311.96233.7670.1440.0480.000 00

(1)第一大股东持股比例(CR1)与技术创新(RD)回归分析。由表4可知，F=28.830，AJSR2=0.148，P1与RD回归系数为正，且sig1对RD活动强度具有正向促进作用。在控制变量中，除DAR(回归系数=-0.032)外，其余两个变量均与RD呈显著正相关关系，说明模型很好地控制了其余变量对回归结果的影响，假设H4得证。

(2)股权集中度(CR(1-5))与技术创新(RD)回归分析。由表4可知，F=33.482，AJSR2=0.143，P(1-5)与RD的回归系数为0.060，且sig(1-5)与RD显著正相关。在控制变量中，除DAR以外(回归系数=-0.028)，其余两个变量均与RD呈显著正相关关系，说明模型很好地控制了其余变量对回归结果的影响，假设H5得证。

(3)股权制衡度(Z5)与技术创新(RD)回归分析。由表4可知，F=33.767，AJSR2=0.144，P5与RD的回归系数为正，sig5与RD在5%显著性水平下正相关。在控制变量中，除DAR外(回归系数=-0.028)，其余两个变量均与RD显著正相关，说明模型很好地控制了其余变量对回归结果的影响，假设H6得证。

3.3.3 技术创新对股权结构和企业绩效的中介效应检验

(1)技术创新对第一大股东持股比例和企业绩效的中介效应检验。从模型1和模型4回归结果可以得出，在我国创业板上市企业中，CR1对ROE、RD均具有正向、积极促进作用。模型7将CR1作为自变量、ROE作为因变量，并同时引入RD作为中介变量，检验RD是否为CR1与ROE关系间的中介变量。以上分析均使用SPSS20.00进行数据处理，将模型1和模型4回归结果进行归纳整理，进而得到表5所示的研究结果。

表5 技术创新对第一大股东持股比例与企业绩效的中介效应检验结果

因变量自变量回归系数tFAJS R2ROECR10.0943.21528.9790.092RDCR10.0682.27628.8300.148ROECR10.1063.69028.7990.122RD0.1816.251

回归结果显示，在引入RD作为中介变量后，F=28.799通过检验，说明模型7成立。再观察CR1和RD回归系数的显著性，t值均大于2.276，说明CR1和RD与ROE均呈显著正相关关系。根据中介效应检验方法，回归方程各变量间均具有显著正相关关系，且RD对ROE的回归系数显著(0.181)，说明中介效应存在[23]。同时，由于CR1对ROE的回归系数也显著，说明RD只起到部分中介作用，假设H7得证。

(2)技术创新对股权集中度和企业绩效的中介效应检验。从模型2和模型5回归结果可以看出，我国创业板上市企业CR(1-5)对ROE和RD均具有积极、正向促进作用。模型8将CR(1-5)作为自变量，ROE作为因变量，并同时引入RD作为中介变量，检验RD是否为CR(1-5)和ROE关系间的中介变量。以上分析均使用SPSS20.00进行数据处理，整理、归纳模型2和模型5数据，得到如表6所示的研究结果。

表6 技术创新对股权集中度与企业绩效的中介效应检验结果

因变量自变量回归系数tFAJS R2ROECR1-50.0493.71126.9520.126RDCR1-50.0603.20433.4820.143ROECR1-50.053.77529.4330.134RD0.1745.995

回归结果显示，在引入RD作为中介变量后，模型8的F=29.433通过检验，说明模型8成立。再观察CR(1-5)和RD回归系数的显著性，t值均大于3.204，说明CR(1-5)和RD与ROE均呈显著正相关关系。根据中介效应检验方法，回归方程各变量间均具有显著正相关关系，且RD回归系数显著，说明中介效应存在。同时，由于CR(1-5)对RD的回归系数也显著，说明RD只起到部分中介作用，假设H8得证。

(3)技术创新对股权制衡度和企业绩效的中介效应检验。模型3和模型6回归结果显示，我国创业板上市企业Z5与ROE及RD间存在显著相关关系。在模型9中，将Z5作为自变量，ROE作为因变量，并同时引入RD作为中介变量，检验RD是否为Z5和ROE间的中介变量。整理和归纳模型3和模型6的分析结果，并将其与此部分的研究结果汇总，得到表7所示的分析结果。

表7 技术创新对股权制衡度与企业绩效的中介效应检验结果

因变量自变量回归系数tFAJS R2ROEZ50.0082.26826.1700.132RDZ50.0311.96233.7670.144ROEZ50.0133.46427.7890.135 00RD0.1745.988

回归结果显示，在引入RD中介变量后，模型9的F=27.789通过检验，说明模型9成立。再观察Z5和RD回归系数的显著性，t(Z5)=3.464，t(RD)=5.988，二者均大于1.96，说明Z5和RD的回归系数均显著。根据中介效应检验方法，回归方程各变量间均具有显著正相关关系，且RD对ROD的回归系数显著(0.174)，说明中介效应存在。同时，由于Z5对ROE的回归系数也显著，说明RD只起到部分中介作用，假设H9得证。

由以上验证结果可得，所提9个研究假设全部得证，研究假设检验情况如表8所示。

本研究以企业技术创新活动为研究视角，选取284家创业板上市制造业企业相关数据为研究样本，构建多元线性回归模型，分别对股权结构、技术创新与企业绩效间的内在关系进行分析，获得了一些有价值的结论。

表8 研究假设检验汇总

假设编号假设内容验证结果H1第一大股东持股比例与企业绩效呈正相关关系支持H2股权集中度与企业绩效呈正相关关系支持H3股权制衡度与企业绩效呈正相关关系支持H4第一大股东持股比例与企业技术创新呈正相关关系支持H5股权集中度与企业技术创新呈正相关关系支持H6股权制衡度与企业技术创新呈正相关关系支持H7技术创新是第一大股东持股比例与企业绩效的中介变量支持H8技术创新是股权集中度与企业绩效的中介变量支持H9技术创新是股权制衡度与企业绩效的中介变量支持

(1)股权结构与技术创新、企业绩效间均呈正相关关系。在上述实证研究中，第一大股东持股比例、股权集中度及股权制衡度与企业技术创新活动和企业绩效呈显著正相关关系。第一大股东持股比例增加，使第一大股东在企业内部拥有更大的控制权，此时，企业与第一大股东的利益是高度紧密相连、关联性较高。从长远角度出发，他们会加大对企业经营管理层的监督和约束，并直接参与到企业经营管理活动中，从而使企业各项决策能够更好地支持企业长远发展。前五大股东持股比例提高，企业股权就会适度集中，使公司处于几大股东共同控股的状态。第二至第五大股东对第一大股东的牵制能力越强，企业经营绩效越好，技术创新活动开展力度也就越大。

(2)技术创新对股权结构与企业绩效具有中介作用。由分析结果可知，技术创新在股权结构与企业绩效关系中具有中介作用，且是部分中介作用。即第一大股东持股比例不断提高、股权适度集中及控股股东相互制衡时，企业绩效呈上升趋势。当第一大股东持股比例不断提高、股权适度集中及控股股东相互制衡时，企业技术创新投入也会不断加大，股权结构通过影响技术创新从而对企业绩效产生影响。换言之，股权结构在对企业绩效产生影响过程中受技术创新中介作用的影响，技术创新部分中介了股权结构对企业绩效的影响作用。在我国创业板上市制造业企业中，技术创新部分中介了股权结构对企业绩效的影响，即技术创新在股权结构对企业绩效关系中产生了部分中介效应。

本研究检验了我国创业板上市制造业企业股权结构、技术创新与企业绩效三者间的关系，得出技术创新在股权结构对创业板上市制造业企业绩效传导机制中起部分中介作用。同时，根据描述性统计结果可知，我国创业板上市制造业企业股权结构存在一股独大、对大股东制衡和约束力度较弱及股权高度集中等问题，并且作为高科技产业的创业板上市制造业企业也依然面临着创新意识缺乏、技术创新氛围不够浓厚和投入不足等现实问题。同时，在日常经营管理活动中也经常忽视技术创新作为中介变量的传导作用。据此，本研究提出以下政策建议：

(1)建立股权结构与技术创新相互协调发展机制。研究结果显示,我国创业板上市企业股权结构特征存在一股独大，其它股东持股比例较小的显著特征。因此，基于这样的股权结构特征，综合考虑市场竞争状况，我国创业板上市制造业企业应该优化股权结构，逐渐完善治理机制，并在配置股权结构时，充分考虑各利益相关者，切实保障企业利益相关者的利益。同时,还要高度重视企业技术创新活动，加大研发投入，逐步建立股权结构与技术创新相互协调发展机制,具体可从优化企业股权结构、加强企业技术创新活动意识、协调企业股权结构配置和技术创新活动开展等方面展开。

(2)动态协调企业融资结构与股权结构。实证分析结果表明，资产负债水平对股权结构、企业技术创新活动及绩效水平均产生了较为严重的负向影响作用，而债务融资方式优势并没有凸显，财务杠杆的作用未得到很好的发挥。为此，创业板市场制造业企业经营管理者须认识到融资结构对股权结构的影响，根据企业实际情况选择适宜的融资方式，为企业技术创新活动开展带来长效资金流，并动态协调股权结构，使融资结构和股权结构相互匹配，从而使企业技术创新活动开展获得资金和制度双重支持，进而通过融资结构、股权结构、技术创新活动三者协调发展促进企业绩效提升。

本研究选取我国创业板上市制造业企业相关数据，分别对股权结构、技术创新活动及绩效三者间关系进行理论分析和实证研究，得到技术创新在股权结构对企业绩效影响过程中产生部分中介作用的结论。但由于在研究样本、方法等方面存在局限性，如样本数量较少、未对技术创新收益滞后性进行考虑、仅选取部分控制变量等，导致研究结论带有一定片面性，后期研究将进一步完善。

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(责任编辑：王敬敏)