管理層持股、短視主義與公司成長
——基于滬深A股數據的實證分析

賀云龍，黃 欣

(長沙理工大學 經濟與管理學院，湖南 長沙 410076)

一、引言及文獻綜述

關于股權激勵與公司成長，已有文獻大多從并購依賴等視角探究外生并購成長[1]，從人力資源異質性、股權結構等視角探究內生有機成長[2-4]，明晰了公司成長體系，但公司成長的動態性研究不足，且采用靜態的財務指標衡量公司成長，未能揭示公司成長的過程性。少有文獻從過程機理方面探究公司成長的具體路徑，尤其缺少激勵計劃、高管行為與公司成長的機理研究，未能揭示公司激勵計劃與高層人力資源在成長過程中的相互作用機理。在“高層人力資源—戰略行為—公司成長”這一框架下探究管理層持股、短視主義與公司成長三者之間的作用關系，把時間導向理論的短視主義和股權激勵引入公司成長體系，有助于完善公司動態成長理論，豐富激勵與治理機制導向下的公司成長路徑研究，為公司成長及其股權激勵制度的完善提供有益的借鑒。

公司成長是公司物質資本與無形資本投入在戰略導向下的資本產出，因制度和市場而受限，具有動態性、復雜性及難以預測性[4]。

(一)公司成長體系

從核心資源、戰略行為與成長方式這三個維度構建公司成長體系是常用的研究范式。首先，公司核心資源是動態成長的養料，核心資源的有機結合更是公司能力的來源[5]。其次，公司的戰略行為決定核心資源的資本轉化率。資源基礎觀認為公司戰略行動必須引導公司發揮競爭優勢以促進成長，強調成長過程中公司資源與能力的特性[6]。最后，公司在成長過程中面臨成長方式的相機抉擇問題[7]，導致不同的戰略行為：內生增長以公司創新、技術進步和內部治理為成長動力；外生增長以制度適應、并購行為和社會資源為成長活力。陳仕華等(2022)發現很多公司在成長過程中對并購成長方式較之內生有機生長方式更為依賴，產生顯著的并購依賴現象[1]。公司成長的內生有機方式受到不應當的戰略忽視。

(二)管理層持股與公司成長

在內生有機成長過程中，管理層持股有利于公司成長。管理層持股促進管理者與股東形成利益共同體，管理層的自身獲利動機從剩余所有權中得到滿足，與股東建立趨于現代管家理論中的“經理人-委托人”關系，成為以股東最大利益為決策起點的好管家[8，9],實現公司人力資源與知識資源的有效利用[10]，為公司成長增益。李益娟等(2016)發現管理層持股能促進公司成長[11]。Kusumawati等(2019)發現管理層持股對管理活動產生激勵與監督，從而促進公司成長[12]。蘇昕等(2022)發現員工持股計劃產生“激勵效應”與“治理效應”，有助于實體公司打造難以替代的成長優勢[13]。擔負領導職能的管理層始終位于組織結構的頂層，具有高于普通員工的戰略地位，管理層持股對公司成長的積極效應從中略窺一斑。

(三)管理層短視主義與公司成長

管理層短視主義不利于公司成長。胡楠等(2021)發現管理者短視主義導致研發支出減少、資本投資效率降低，會損害公司的未來績效[14]，而績效增長是公司成長的表現之一[15]，另有表現分別為規模擴大和價值增長。面對績效壓力，管理層舍棄長遠利益而選擇短期利益，導致的短視行為不利于公司創新[16]，會削弱公司成長的動力。管理層短視主義等能力缺陷會抑制公司成長[10]，羅昆(2020)發現外籍董事通過抑制管理層短視來促進公司創新，會增強公司成長的動力[17]。在治理結構中考慮短視主義，能夠搭建并完善治理機制對公司成長的作用路徑。

(四)管理層持股、短視主義交互作用與公司成長

在公司成長體系的研究中，從并購依賴視角建立外生并購成長的單一路徑[1]，從物質資本、公司治理和高管異質性等內生視角建立內生有機成長的多維路徑。徐尚昆等(2020)發現高效配置的人力資本能促進公司成長[2]。Chancharat等(2012)發現良好的治理機制能增強管理層與股東的利益趨同程度[3]，促進公司成長。蘇濤永等(2021)發現高管團隊異質性與公司成長顯著正相關[4]。公司內生有機成長方式較之外生并購成長方式更加復雜。

管理層持股有助于完善公司治理機制[13]，從而約束短視行為，優化研發與投資策略以促進公司成長[14]，但未有研究從抑制短視主義這一視角探討管理層持股對公司成長的作用機理，因而未能引入短視主義進一步揭示管理層持股下的公司內生成長路徑。因此，拓寬公司成長路徑，必須建立管理層持股、短視主義與公司成長三者之間的聯系，完善公司成長體系。

二、研究假設

(一)管理層持股對公司成長的影響

管理層持股對公司成長具有正向激勵效應。公司成長由最高層管理者改變管理層的立場及行為等資源型能力決定[18]。現代管家理論認為，自律的管理層與利益相關者的目標協同一致，會保持“好管家”的立場與身份；當有限理性的管理層不自律時，則會偏離“好管家”的立場，反映為管理層與公司利益相關者的代理沖突[9，10]。用股權激勵管理層，能增強公司改變管理層的立場和行為的資源型能力，助力公司成長：(1)穩固自律的管理層的“好管家”立場，提升其與股東的利益趨同程度，促使管理層作出最大化股東利益的戰略行為，推動公司成長；(2)改變非自律的管理層的“非管家”立場，引導其在投融資和研發創新上的戰略決策以股東利益為基本前提，與股東形成利益共同體，發揮對公司成長的長效促進作用。并且，持股的管理層具有更大的公司成長壓力及其生成的內部動機，為謀求自身利益更會提升剩余所有權價值，獲得公司成長的正面反饋。基于激勵強化理論，管理層持股的激勵效應會在公司成長這一正反饋后得到強化。

管理層持股對公司成長具有正向治理效應。公司成長是以結構改善為核心、由量到質的持續過程[19]，量變過程外顯為公司規模的擴大，質變過程內化為公司績效的提升和公司價值的增長。管理層持股通過重構所有權結構來改善公司結構，有助于公司保持良好且持續的成長過程：(1)機構繁雜、向外擴張的大中型公司的“搭便車”行為會有效減少，有助于公司規模的有效擴張；(2)引發信息披露質量的提高和內部監督機制的強化等連鎖治理反應，皆有助于公司績效的提升；(3)向市場釋放公司未來持續成長的利好信息，強化持股的管理層對市場的積極反應[20]，有助于提高公司價值。持股后的管理層參與公司治理，改善公司結構，構筑成長能力。基于上述分析，提出以下假設：

H1管理層持股能夠顯著促進公司成長。

(二)管理層短視主義對公司成長的影響

管理層決策視閾過短是公司投資和創新活動中普遍存在的問題，也被視為恒常的個人特質和潛意識過程，且部分由后天環境塑造[16]，會導致管理層注重短期利益而忽視未來績效，形成內在特質和外在環境驅動的短視主義。

管理層內在短視主義特質表征為決策能力不足，外力驅動的短視主義表征為個人自利動機，皆不利于公司成長。首先，有能力缺陷的管理層更容易作出錯誤的決策，如罔顧長期目標向非經營業務領域盲目地投資、用短期的非戰略視角衡量創新的資金投入等，無益于公司成長。其次，管理層由外力驅使作出謀求自利的不當決策，如采用過度投資換取自身業績、選擇期限短而收益高的非創新投資項目等，會遏制公司成長的動力。最后，公司成長難以預測，短視主義忽視發展的可持續性，短視行為與公司成長的方向相悖，也會抑制公司成長。基于上述分析，提出如下假設：

H2管理層短視主義能夠顯著抑制公司成長。

(三)管理層持股對短視主義的影響

管理層內在短視主義特質難以消除，而改善外在環境，可以有效消解管理層短視的外驅力。基于認知烙印理論，管理層會開發與決策環境相匹配的個人特征以適應外部環境，且這些特征不會輕易消失[14]。因此，為管理層營造良好的激勵環境，對短視主義存在顯著的影響：(1)股權激勵將管理層利益與公司長期績效綁定，持股的管理層在戰略決策時關注公司未來效益，會改善較為短視的決策環境，有助于管理層提高遠見、摒棄短視；(2)通過管理層持股優化人才激勵環境和完善股權結構，有助于管理層審慎行權[13]，形成決策與激勵的長效互動機制，進一步抑制管理層短視主義。此外，由于管理層持股是激勵的有效手段，較之薪酬和福利有更高的邊際激勵貢獻，持股的管理層有更高的能力提升意愿，進而規避短視行為。綜上，提出如下假設：

H3管理層持股能夠顯著抑制短視主義。

(四)管理層過度自信對短視主義中介效應的調節作用

管理層持股能增強管理層的資源型能力，引導管理層利益與公司成長方向趨于一致，達成激勵效果，并且改善公司股權結構，提升治理能力，從激勵和治理兩個維度助力公司成長。進一步而言，良好的激勵環境能減輕短視主義的外驅動力，刺激管理層去提高自身能力，減少潛在的短視行為，引導管理層更關注公司的長遠發展，因而管理層持股能通過抑制短視主義促進公司成長，以此構建“管理層持股(+)—短視主義(-)—公司成長(+)”這一邏輯鏈條①。

在長效股權激勵機制下，管理層短視行為與其對自身能力的認知偏差也存有關聯。過度自信的管理層會高估自己的決策水平，低估可能的風險狀況[21]；高估短期可獲取的收益，低估市場環境的變化；高估自己解決問題的能力，低估潛在的短視行為動機[22]。因此，當管理層過度自信時，在決策過程中傾向于“自由裁量”而非“羈束”，更可能采用不自知的短視行為，減弱提升自我能力的意愿，弱化管理層持股對短視主義的抑制作用。綜上所述，提出如下假設：

H4管理層持股通過抑制短視主義促進公司成長。

H5管理層過度自信對短視主義在管理層持股與公司成長間的中介效應具有負向調節作用。

三、研究設計

(一)樣本的選擇與數據來源

選取2012-2021年滬深A股成長性上市公司為樣本，并對樣本進行了如下篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除ST與*ST公司；(3)剔除相關數據無法獲取的公司。數據取自WinGo財經文本數據平臺、Wind和CSMAR數據庫,最終得到5906個觀測值。對連續型變量進行1%和99%分位縮尾處理，對自變量和控制變量均進行一階滯后處理，運用Stata15.0進行公司層面聚類的行業與年度固定效應回歸。

(二)變量的定義

1．被解釋變量。公司成長是動態過程，借鑒陳仕華等(2022)在測度當期公司成長指標時以3年為時間跨度，采用公司成長速度(Growth)來衡量公司成長[1]，相應指標數據的公式如下：

(1)

其中Assetst、Assetst-3分別為公司在t年和t-3年的年末總資產，其值越大，公司成長水平越高。

2．解釋變量：管理層持股(Mshare)。將管理層定義為“董監高”，采用管理層年末持股數與總股數的比值來衡量。

3．中介變量：短視主義(Myopia)。借鑒胡楠等(2021)先統計上市公司年報中以MD&A內容的“短期視閾”詞匯[14]，再用統計好的短視詞頻總數除以M&D總詞頻數，最后乘以100得到相應數據，該值越大，管理層越短視。

4．調節變量：過度自信(OF)。借鑒王福勝等(2022)[23]用盈利預測偏差法來測算管理層過度自信，統計上市公司一季報、半年報、三季報和年報盈利預測信息，并剔除預測信息披露時間在披露對象期間結束之后的非盈利預測類公司樣本。若實際盈利低于預測值為“次盈”，具體情況如下：預增但實際盈利下降；預盈但實際虧損；預增但增長幅度低于預測幅度。若實際盈利高于預測值為“超盈”，未進行盈利預測為“未計”。公司同一年至少出現一次“次盈”，視為存在管理層過度自信，賦值為1；反之，賦值為0。

5．控制變量。以公司規模、資產負債率、現金持有水平、兩職合一、董事人數、審計質量、年份和行業為控制變量，變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型的構建

為檢驗“管理層持股(+)-短視主義(-)-公司成長(+)”的中介作用路徑，構建如下模型，依次檢驗H1-H4：

Growth=α0+α1Msharei,t+ΣControls+ε1

(2)

Growth=β0+β1Myopiai,t+ΣControls+ε2

(3)

Myopia=γ0+γ1Msharei,t+ΣControls+ε3

(4)

Growth=δ0+δ1Msharei,t+δ2Myopiai,t+

ΣControls+ε4

(5)

其中α、β、γ、δ為各變量的回歸系數，ε為隨機誤差項，Controls為控制變量。若α1顯著為正則假設H1得到驗證；β1顯著為負則假設H2得到驗證；γ1顯著為負則假設H3得到驗證；若δ2顯著且δ1符號與γ1δ2相同則中介效應存在，δ1顯著為部分中介，反之，為完全中介，假設H4得到驗證。

為檢驗管理層過度自信對這一中介作用路徑的調節效應，參照溫忠麟等(2014)構建有調節的中介效應模型(6)-(9)[24]，檢驗H5:

Growthi,t=η0+η1Msharei,t+η2OFi,t+

η3OFi,tMsharei,t+ΣControls+ε5

(6)

Myopiai,t=σ0+σ1Msharei,t+σ2OFi,t+

σ3OFi,tMsharei,t+ΣControls+ε6

(7)

b1Myopiai,t+b2OFi,tMyopiai,t+

ΣControls+ε7

(8)

b2OFi,tMyopiai,t+ΣControls+ε8

(9)

模型(6)中管理層持股與調節變量交互項的系數η3顯著，則管理層持股對公司成長的主效應受到調節；模型(7)關注管理層持股系數σ1和交互項系數σ3是否顯著；模型(6)中主效應若受到調節，檢驗模型(9)，否則檢驗模型(8)。從模型(8)或模型(9)所得回歸結果判斷管理層過度自信對“管理層持股(+)-短視主義(-)-公司成長(+)”的調節作用：若σ3和b1均顯著，管理層過度自信調節“管理層持股(+)-短視主義(-)”這前半路徑；若σ1和b2均顯著，管理層過度自信調節“短視主義(-)-公司成長(+)”這后半路徑；若σ3和b2均顯著，管理層過度自信調節前、后路徑。根據假設H5，可知σ3和b1均顯著或若σ3和b2均顯著。

四、實證過程與結果

(一)描述性統計分析

描述性統計結果如表2所示。公司成長速度(Growth)均值為0.18，標準差為0.27，最小值為-0.22，最大值為3.12，表明公司成長水平整體偏低，存在很大差異，部分公司并未成長，少數公司成長水平處于高位。管理層持股(Mshare)均值為0.1，標準差為0.17，最小值為0，最大值為0.71，表明各公司的股權激勵力度存在顯著差異，尚有未向管理層進行股權激勵的公司。短視主義(Myopia)均值為0.09，標準差為0.07，最小值為0，最大值為0.43，表明管理層短視主義在公司中較為普遍，且公司之間存在較小的差異。管理層過度自信(OF)均值為0.51，標準差為0.5，最小值為0，最大值為1，表明51%的上市公司出現管理層過度自信，管理層過度自信的現象較為常見。各變量數據未有極端值，且分布合理。

表2 描述性統計結果

(二)管理層持股、短視主義與公司成長的中介作用路徑

假設H1-H4的回歸結果如表3所示。管理層持股(Mshare)與公司成長(Growth)在1%的顯著性水平下正相關，表明管理層持股能顯著促進公司成長，H1得到驗證。短視主義與公司成長在1%的顯著性水平下負相關，表明管理層短視主義忽視長遠利益的短期自利行為會阻礙公司成長，H2得到驗證。管理層持股與短視主義(Myopia)在1%的顯著性水平下負相關，表明用股權激勵管理層以優化決策環境，激發管理層提升自我能力的意愿，能顯著抑制短視行為，H3得到驗證。模型5回歸所得結果顯示，管理層持股的系數在1%的顯著性水平下為正，短視主義的系數在1%的顯著性水平下為負，結合模型(2)管理層持股的系數在1%的顯著性水平下為正，可知管理層持股既對公司成長產生直接的積極作用，還通過抑制短視主義促進公司成長，作用路徑體現為部分中介效應②，H4得到驗證。

表3 “管理層持股(+)-短視主義(-)-公司成長(+)”回歸結果

(三)管理層過度自信對短視主義中介路徑的調節作用

假設H5的回歸結果如表4所示。對相關變量去中心化后，列(1)中管理層持股與過度自信的交互項系數(C_MshareOF)不顯著，即模型(6)的η3不顯著，表明管理層過度自信不調節管理層持股與公司成長的直接效應；列(2)中管理層持股的系數在1%的顯著性水平下為-0.033，與管理層過度自信交互項(C_MshareOF)系數在10%的顯著性水平下為0.021，即模型(7)的σ1與σ3皆顯著；列(3)中短視主義(Myopia)的系數在1%的顯著性水平下為-0.289，與管理層過度自信的交互項(C_MyopiaOF)不顯著，即模型(8)的b1顯著、b2不顯著。結合列(2)和列(3)可知管理層高管過度自信能調節“管理層持股(+)—短視主義(-)—公司成長(+)”這一中介作用的前半路徑，H5得到驗證。

表4 管理層過度自信對中介效應的調節作用回歸結果

上述回歸結果表明，短視主義在管理層持股與公司成長間的中介效應具體為互補中介③，且其前半路徑受到管理層過度自信的負向調節。

(四)不同公司性質下管理層短視主義的中介效應

管理層股權激勵在國有公司與非國有公司之間存在差異④。進一步探究“管理層持股(+)—短視主義(-)—公司成長(+)”這一作用路徑在不同性質公司之間的表現，回歸結果如表5所示。國有公司組與非國有公司組⑤管理層持股皆在1%的顯著性水平下與公司成長正相關，分別在10%、5%的顯著性水平下與短視主義負相關，表明非國有公司管理層持股對短視主義的抑制作用更加顯著。引入短視主義為中介變量后，第9列非國有組主要變量指標的顯著性水平皆為1%，高于第5列國有組5%的顯著性水平，充分表明國有公司短視主義的中介效應顯著弱于非國有公司。并且，相關模型組間系數差異檢驗的P值均小于0.1，國有公司與非國有公司的組間差異均通過10%顯著性檢驗，驗證了短視主義中介效應在不同產權的公司存在顯著差異。一方面，國有公司股權激勵的力度不及非國有公司，對管理層短視主義的抑制作用稍弱；另一方面，國有公司管理層短視主義大多為內在特性而非外界環境塑造，有政府背書和資金支持的國有公司業務領域也較為固定，創新動力相對不足，股權激勵未能有效刺激國有公司管理層的能力提升需求，致其不易察覺短視主義并加以抑制。

表5 不同性質公司短視主義中介效應回歸結果

(五)管理層持股與公司成長的擴展研究

短視主義中介效應在總效應中占比5%，反映出管理層持股對公司成長的直接效應較高。從治理結構與外部監督兩個維度，進一步探究對直接效應中“管理層持股(+)—公司成長(-)”這一關系鏈條的調節作用。一方面，機構投資者能充分挖掘并利用財務信息，在持股后能改善公司股權結構，發揮監督治理效應和紓困效應[25]，同為股東的機構投資者與管理層存在利益牽絆與制衡，機構持股者的監督有助于管理層作出正確的決策，促進公司成長。另一方面，ESG評級從環境、社會和公司治理三個維度衡量公司可持續發展的潛力，但社會因素較之環境因素更為人性化，較之公司治理因素慮及更多利益相關者，更能體現管理層有無可持續發展理念。ESG社會評級高的公司更受投資者的關注，公司市值看漲，導致股價上升空間大，對管理者的激勵效果也愈好。

以機構投資者持股總數與流通股本的比值衡量機構持股者持股(Inst)，ESG社會評級衡量公司的社會關系質量(SC)，回歸結果如表6所示。管理層持股與機構投資者持股的交互項(C_MshareInst)在10%的顯著性水平下為0.510，與ESG社會評級的交互項(C_MshareSC)在10%的顯著性水平下為0.006。交互項皆與自變量系數同號，表明機構投資者能有效監督管理層行使管理職能，ESG社會評級向外釋放公司股票利好的信號，形成激勵監督的隱形機制，能強化管理層持股對公司成長的促進作用。

表6 主效應調節作用回歸結果

(六)內生性分析

為解決內生性問題，做如下處理⑥：(1)管理層持股與公司成長可能存在反向因果，成長水平越高的公司越可能用股權激勵管理層，設置ESG表現(ESG)和大股東資金占用(Occupy)兩個工具變量，克服這一內生性帶來的影響。具體而言，ESG表現好的公司更傾向于完善公司治理環境，向管理層實施股權激勵。用其他應收款與總資產的比值衡量Occupy，其值越大，小股東利益受到損害的風險也越大，越需要分散公司的股權，導致管理層持股。相關性檢驗得到P值(0.0018)小于0.05，且第一階段回歸F值(137.34)大于10，為非弱工具變量。無關性檢驗采用Hansen-J過度識別檢驗方法，P值為0.16，不能拒絕原假設，工具變量皆與因變量不相關。對上述工具變量采用2SLS回歸，2SLS第一階段回歸后，工具變量ESG表現、大股東資金占用分別在5%和1%的顯著性水平下與管理層持股正相關。第二階段引入工具變量回歸后，管理層持股仍與公司成長顯著正相關。(2)在半強制披露政策下，用盈利預測信息衡量管理層過度自信(OF)，存在自選擇問題會導致內生性，采用Heckman兩階段法處理自選擇問題造成的內生性。第一階段采用Probit估計管理層過度自信的概率方程，根據估計結果計算逆米爾斯比率。第二階段新增逆米爾斯比率為控制變量進行基準回歸，回歸結果顯示逆米爾斯比率系數顯著為負，表明樣本存在自選擇問題，且Heckman估計結果有效，與本文結論一致。

五、結論及建議

(一)研究結論

以公司成長理論為基本研究框架，得到如下研究結論：管理層持股能直接促進公司成長，并通過抑制短視行為向公司成長傳遞積極效應；管理層過度自信會負向調節“管理層持股(+)—短視主義(-)—公司成長(+)”的前半路徑；非國有公司“管理層持股(+)—短視主義(-)—公司成長(+)”這一作用路徑較之國有公司更加顯著，國有公司管理層更偏向于具有內在特質引發的短視主義；機構投資者持股強化激勵監督機制為主的內部治理，ESG社會評級以社會利益相關者的利益為出發點完善外部治理，皆有助于管理層持股對公司成長的積極效應。此外，穩健性檢驗結果⑦充分表明本文實證研究結果穩健。

(二)政策建議

關注公司從量變到質變的成長過程，提出如下政策建議：

1．以推進股權激勵為核心優化激勵方式。完善激勵方式以發揮對公司成長的激勵效應，僅鼓勵管理層持股明顯不足，還應建立與可持續發展績效相掛鉤的股權激勵機制，推動股權激勵路徑由實向虛，促使股權激勵模式由單一到組合，規范股權激勵流程，確保股權激勵高效推進。此外，國企應加緊股權激勵的步伐，在法規內放寬管理層的持股限制，提高股權激勵政策的實施效率。

2．以加強股權制衡為焦點完善治理結構。公司應適當分散股權，促使股權結構趨于均衡與合理。一方面，應實施股權激勵，強化股權制衡程度，防止大股東專制。另一方面，應建立“二級市場投資者-機構投資者-管理層-大小股東-社會公眾”的股權交易與披露機制，實現公司各方利益相關者的利益約束與牽絆，完善公司內部治理機制，助力公司成長。

3．以尋求長遠利益為要義錨定戰略目標。忽視短視主義的公司必不注重長期發展，重視長期利益的公司必會遏制短視行為。公司成長以存續為前提，以持續經營為重心，要求看重長期利益，慎重對待短期利益，與短視主義的發展理念截然相反。因此，公司采用關乎長遠利益的戰略決策，從環境保護、社會關系和公司治理等維度更新成長理念，在投資、運營和研發等公司活動中側重可持續發展，能夠有效促進公司成長。

注釋：

① 括號內為變量的變動情況：“+”代表增長、上升等正向變化；“-”代表減少、下降等負向變化，用來表述“管理層持股—抑制短視主義—促進公司成長”這一作用機制。

② 管理層持股對公司成長的總效應和直接效應分別為0.234和0.222，通過抑制短視主義對公司成長發揮的間接效應為0.012。這充分表明短視主義在管理層持股與公司成長間的部分中介效應顯著。

③ 直接效應與間接效應皆顯著，若方向一致為互補中介，否則為競爭中介。

④ 內部管理層股權激勵與外部投資者股權激勵在國有公司并行，而民營公司以管理層股權激勵為先。數據顯示：國有公司組(樣本數為2489)與非國有公司組(樣本數為3417)管理層持股的均值分別為0.069和0.162,標準差分別為0.03和0.19，最大值分別為0.40與0.71。

⑤ 下文簡稱為“國有組”與“非國有組”。

⑥ 限于篇幅未詳列內生性檢驗結果。

⑦ 采用如下穩健性檢驗：因變量殘差篩選法、更換自變量、更換樣本區間并換用公司固定效應模型，穩健性檢驗結果與基本回歸結果完全一致，限于篇幅未詳細說明并報告其值。