非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新

李壯壯 李強(qiáng)

【摘要】已有研究認(rèn)為， 大股東退出威脅能夠發(fā)揮公司治理作用。 基于我國資本市場的制度背景， 以2010 ～ 2017年A股上市公司為樣本， 實(shí)證檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響。 研究發(fā)現(xiàn)， 非控股大股東退出威脅能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新， 而且這種積極作用在樣本公司為國有性質(zhì)、股權(quán)分散、市場化程度較高的情況下更為顯著。 進(jìn)一步的中介檢驗(yàn)結(jié)果表明， 非控股大股東退出威脅通過降低第二類代理成本、提高信息透明度和媒體關(guān)注度三個(gè)渠道作用于企業(yè)創(chuàng)新。

【關(guān)鍵詞】非控股大股東;退出威脅;企業(yè)創(chuàng)新;媒體關(guān)注

【中圖分類號】F272.3? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）21-0038-8

一、引言

關(guān)于大股東如何有效發(fā)揮治理作用， 基于資本市場股票流動(dòng)性的傳統(tǒng)研究主要從發(fā)聲機(jī)制和退出機(jī)制展開討論[1] 。 發(fā)聲機(jī)制是指大股東通過董事會(huì)“用手投票”， 積極參與企業(yè)決策; 退出機(jī)制是指大股東通過“用腳投票”抑制管理層私利動(dòng)機(jī)， 從而實(shí)現(xiàn)公司治理。 退出威脅是近年來興起的一個(gè)研究課題， 指大股東可以通過退出威脅來改善公司治理[2] 。 具體而言， 大股東是公司的內(nèi)部知情者， 如果公司缺乏未來發(fā)展?jié)摿Γ?大股東往往傾向于提前退出而導(dǎo)致股價(jià)下跌， 這會(huì)損害公司管理層的利益。 因此， 面對大股東的退出威脅， 公司管理層不得不努力工作以提升公司價(jià)值。 需要指出的是， 在我國資本市場“一股獨(dú)大”的背景下， 控股股東一般擁有絕對的話語權(quán)， 代理問題也主要表現(xiàn)為控股股東與其他股東之間的利益沖突。 因此， 不同于國外學(xué)者基于發(fā)達(dá)資本市場研究所有大股東的退出威脅， 本研究主要探討非控股大股東退出威脅的治理效應(yīng)。

已有關(guān)于非控股大股東退出威脅的研究主要側(cè)重于公司治理視角， 如降低兩類代理成本、約束企業(yè)盈余管理、抑制控股股東私利動(dòng)機(jī)等， 而對公司經(jīng)營決策的關(guān)注較少。 創(chuàng)新是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的核心驅(qū)動(dòng)力， 也是我國現(xiàn)階段向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵因素， 同時(shí)國家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)很大程度上依賴于企業(yè)層面的創(chuàng)新能力。 那么， 非控股大股東退出威脅對企業(yè)創(chuàng)新是否具有治理效應(yīng)？從理論上而言， 非控股大股東退出威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在兩種可能：激勵(lì)假說和壓力假說。 激勵(lì)假說認(rèn)為， 非控股大股東退出威脅能夠產(chǎn)生激勵(lì)作用， 約束公司管理層和控股股東的短視行為， 從而促進(jìn)創(chuàng)新。 但壓力假說認(rèn)為， 非控股大股東退出威脅會(huì)給企業(yè)帶來短期業(yè)績壓力和負(fù)面輿論壓力， 從而強(qiáng)化企業(yè)的短視行為， 不利于企業(yè)創(chuàng)新。 理論分析結(jié)論的不一致顯然不利于指導(dǎo)企業(yè)實(shí)踐， 有必要對二者之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

基于上述分析， 本文以2010 ～ 2017年A股上市公司為樣本， 將非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新聯(lián)系起來， 實(shí)證檢驗(yàn)其治理效應(yīng)。 研究發(fā)現(xiàn)：非控股大股東退出威脅能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新， 支持激勵(lì)假說， 且這種積極作用在樣本公司為國有性質(zhì)、股權(quán)分散、市場化程度較高的情況下更為顯著。 進(jìn)一步的中介檢驗(yàn)結(jié)果表明， 非控股大股東退出威脅通過降低第二類代理成本、提高信息透明度和媒體關(guān)注度三個(gè)渠道作用于企業(yè)創(chuàng)新。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要包括：①拓展了非控股大股東退出威脅治理效應(yīng)的研究范圍。 本文著眼于企業(yè)創(chuàng)新， 提出非控股大股東退出威脅的激勵(lì)假說和壓力假說， 將治理效應(yīng)研究延伸到企業(yè)經(jīng)營決策層面。 ②基于我國資本市場的特殊制度背景， 從非控股大股東退出威脅視角豐富了企業(yè)創(chuàng)新的影響因素研究。 已有研究主要關(guān)注控股股東的影響， 本文從我國資本市場股權(quán)高度集中的現(xiàn)實(shí)出發(fā)， 聚焦非控股大股東， 系統(tǒng)檢驗(yàn)了其退出威脅對企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制， 研究結(jié)論更加適用于我國企業(yè)。 ③在不同情境下， 分析了非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的異質(zhì)性。 本文設(shè)置不同企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中程度、地區(qū)市場化程度等多個(gè)情境， 分別檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅作用的差異性， 有利于更有針對性地發(fā)揮非控股大股東的積極治理作用、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

二、理論分析及假設(shè)提出

2005年股權(quán)分置改革之后， 我國資本市場進(jìn)入股權(quán)“全流通”時(shí)代， 為非控股大股東退出提供了一個(gè)良好的制度環(huán)境。 2017年證監(jiān)會(huì)出臺(tái)了《上市公司大股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》， 規(guī)定大股東在減持股份前須向證券交易所報(bào)告并預(yù)先披露減持計(jì)劃， 進(jìn)一步增強(qiáng)了非控股大股東退出威脅的威懾力。 本文認(rèn)為， 非控股大股東退出對企業(yè)創(chuàng)新的治理效應(yīng)存在兩種競爭性可能， 即激勵(lì)假說和壓力假說。

（一）激勵(lì)假說

激勵(lì)假說是指非控股大股東退出威脅可以抑制代理成本、緩解信息不對稱和強(qiáng)化媒體監(jiān)督， 從而約束企業(yè)短期行為， 激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。

1. 代理理論。 兩權(quán)分離情況下， 由于委托人和代理人之間存在信息不對稱， 會(huì)出現(xiàn)代理人享受“平靜生活”的道德風(fēng)險(xiǎn)行為[3] 。 企業(yè)管理層經(jīng)常會(huì)收縮投資或?qū)⑦^多資金投資于一些沒有挑戰(zhàn)性的常規(guī)項(xiàng)目， 而對高風(fēng)險(xiǎn)和需長期投入的研發(fā)活動(dòng)缺乏熱情。 非控股大股東作為內(nèi)部知情者， 當(dāng)發(fā)現(xiàn)管理層存在消極怠工傾向時(shí)， 會(huì)選擇“用腳投票”， 這種退出行為將導(dǎo)致公司股價(jià)下跌。 而管理層的薪酬和職位安全都與公司股價(jià)密切相關(guān)， 因此， 非控股大股東的退出將會(huì)損害管理層利益。 可以預(yù)期， 非控股大股東退出威脅能夠促使非控股大股東與管理層的利益趨同， 抑制管理層的短期行為和道德風(fēng)險(xiǎn)， 從而有利于企業(yè)創(chuàng)新。

此外， 相比西方發(fā)達(dá)資本市場的代理問題主要表現(xiàn)為股東和管理層之間的第一類代理問題， 我國上市公司由于所有權(quán)相對集中， 主要代理問題表現(xiàn)為控股股東和其他股東之間的第二類代理問題[1] 。 袁春生、李琛毅[4] 研究發(fā)現(xiàn)， 高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新的不利影響主要體現(xiàn)在兩方面：一是控股股東的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向， 表現(xiàn)為進(jìn)行經(jīng)營決策時(shí)選擇低風(fēng)險(xiǎn)的短期項(xiàng)目， 而放棄高投入、高風(fēng)險(xiǎn)且回報(bào)期不確定的創(chuàng)新項(xiàng)目; 二是控股股東的私利動(dòng)機(jī)， 表現(xiàn)為侵害其他股東利益、謀取控制權(quán)私有收益的非效率投資行為。 已有研究認(rèn)為， 非控股股東退出威脅能夠有效緩解第二類代理問題[5] ， 當(dāng)非控股大股東選擇“用腳投票”時(shí)， 會(huì)向市場傳遞企業(yè)前景不佳的負(fù)面信息， 最終會(huì)損害控股股東的權(quán)益。 因此， 非控股大股東退出威脅能夠?qū)毓晒蓶|產(chǎn)生激勵(lì)約束作用， 從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

2. 信息不對稱理論。 信息不對稱會(huì)對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響， 具體體現(xiàn)為：第一， 信息不對稱容易導(dǎo)致外部投資者低估創(chuàng)新項(xiàng)目的價(jià)值， 進(jìn)而降低企業(yè)的創(chuàng)新意愿; 第二， 信息不對稱會(huì)加劇企業(yè)的融資約束， 導(dǎo)致企業(yè)無法獲取創(chuàng)新所需要的充足資金， 從而抑制企業(yè)創(chuàng)新行為。 然而， 非控股大股東卻有動(dòng)機(jī)也有能力去緩解信息不對稱。 一方面， 相比分散的小股東， 大股東持有較高的股權(quán)份額， 因此更有動(dòng)力關(guān)心企業(yè)發(fā)展， 他們會(huì)積極獲取私有信息而成為內(nèi)部知情交易者， 并且能通過退出行為將獲取的私有信息反映在股價(jià)當(dāng)中， 進(jìn)而緩解企業(yè)管理層和投資者之間的信息不對稱; 另一方面， 大股東退出威脅能夠發(fā)揮監(jiān)督治理作用， 抑制企業(yè)的盈余管理行為， 提高企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量， 而高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息又能夠削弱管理層和投資者之間的信息不對稱[6] 。 因此， 非控股大股東退出威脅有助于緩解信息不對稱， 對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用。

3. 媒體關(guān)注。 非控股大股東退出威脅引發(fā)的媒體關(guān)注既是自發(fā)需求也是必然要求。 自發(fā)需求是指非控股大股東是企業(yè)的內(nèi)部知情者， 他們的退出行為會(huì)引發(fā)“羊群效應(yīng)”， 而媒體作為資本市場信息的傳遞平臺(tái)， 自然會(huì)密切關(guān)注非控股大股東退出這樣的熱點(diǎn)問題。 必然要求是指為了保證證券市場健康穩(wěn)定地發(fā)展， 證監(jiān)會(huì)明確規(guī)定大股東的減持退出意向需要向投資者提前公告， 這有可能引發(fā)新聞媒體對公司的關(guān)注。 眾多研究指出， 媒體具有外部監(jiān)督的治理職能。 具體而言， 媒體報(bào)道不僅會(huì)影響管理層的公眾形象和聲譽(yù)， 促使管理層糾錯(cuò)， 還能帶動(dòng)政府、投資者等其他利益相關(guān)者的關(guān)注和介入， 約束控股股東和管理層的私利動(dòng)機(jī)和短期行為， 進(jìn)而激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新。

（二）壓力假說

面對非控股大股東的退出威脅， 企業(yè)管理層或控股股東不一定會(huì)采取積極策略， 也有可能迫于各種壓力而采取短期行為。 分析如下：

1. 短期業(yè)績壓力。 非控股大股東退出會(huì)造成股價(jià)下跌， 在短期股價(jià)壓力下， 經(jīng)理人更關(guān)注短期業(yè)績表現(xiàn)， 所以非控股大股東退出威脅會(huì)帶來短期業(yè)績壓力。 企業(yè)創(chuàng)新是一項(xiàng)高投入、高風(fēng)險(xiǎn)且回報(bào)期不確定的長期性經(jīng)濟(jì)活動(dòng)， 雖然能給股東帶來長期收益， 但是會(huì)影響企業(yè)短期的業(yè)績表現(xiàn)[7] 。 為了使短期業(yè)績更加“亮眼”， 經(jīng)理人可能會(huì)采取短期機(jī)會(huì)主義行為， 減少研發(fā)投入， 犧牲長期性的創(chuàng)新投資項(xiàng)目。 另外， 經(jīng)理人的薪酬與企業(yè)的短期績效緊密相關(guān)， 為了追求個(gè)人短期薪酬利益， 管理層也會(huì)傾向于趨避高投入、高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)。 因此， 非控股大股東退出威脅導(dǎo)致的短期業(yè)績壓力會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。

2. 負(fù)面輿論壓力。 非控股大股東退出威脅引發(fā)的媒體關(guān)注不僅可以發(fā)揮公司治理功能， 也可能帶來負(fù)面的輿論壓力， 從而影響企業(yè)創(chuàng)新。 一方面， 過度的媒體關(guān)注會(huì)強(qiáng)化企業(yè)管理層的短期業(yè)績壓力， 導(dǎo)致經(jīng)理人更加短視， 促使企業(yè)放棄有價(jià)值的長期項(xiàng)目以滿足市場的短期期望; 另一方面， 過度的媒體壓力還會(huì)導(dǎo)致控股股東或管理層的決策僵化保守， 對風(fēng)險(xiǎn)的承受水平或?qū)κ〉娜萑潭冉档蚚7] ， 不利于企業(yè)創(chuàng)新。

綜上， 本文提出以下對立假說：

Ha：在其他條件一定的情況下， 非控股大股東退出威脅會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新（激勵(lì)假說）;

Hb：在其他條件一定的情況下， 非控股大股東退出威脅會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新（壓力假說）。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2010年之前企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)披露較少[3] ， 本文研究期間起點(diǎn)設(shè)置為2010年， 同時(shí)考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出周期較長， 故選取2010 ～ 2017年A股上市公司作為研究對象。 本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：①剔除2010 ～ 2017年期間被ST、?ST 等特別處理的上市公司; ②剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)數(shù)據(jù)， 因?yàn)樵撔袠I(yè)所執(zhí)行的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則較為特殊， 不具有可比性; ③剔除主要變量數(shù)據(jù)存在缺失的樣本。 最終得到 1740 家企業(yè)的6070個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)、大股東持股數(shù)據(jù)、股票流動(dòng)性數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)指標(biāo)以及行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)全部來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。 媒體關(guān)注數(shù)據(jù)來源于CNRDS網(wǎng)絡(luò)財(cái)經(jīng)新聞庫。 此外， 為了減小異常值對估計(jì)結(jié)果可能造成的影響， 對所有連續(xù)型變量在1%和99%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）。 由于研發(fā)投入的信息披露不完全[8] ， 存在較多缺失值， 并且企業(yè)的研發(fā)投入未必能體現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出[7] ， 因此本文采用專利數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新。 考慮到專利授權(quán)數(shù)比專利申請數(shù)更能體現(xiàn)創(chuàng)新質(zhì)量， 以及發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)三種類型專利創(chuàng)新質(zhì)量的差異性， 本文參考馮根福等[9] 、陳修德等[10] 的研究， 采用以下兩個(gè)指標(biāo)作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量：①公司每年三種類型專利授權(quán)總數(shù)加1的自然對數(shù); ②將發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利三種專利授權(quán)數(shù)按5∶3∶2的比例加權(quán)計(jì)算得到的值（Innovation-cut）。

2. 解釋變量：非控股大股東退出威脅（NET）。 對于大股東的定義， 證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司大股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》將其界定為持股5%以上股東， 故本文將持股5%以上股東認(rèn)定為大股東， 非控股大股東是指除控股股東之外的所有大股東。 另外， 由于退出威脅涉及社會(huì)心理學(xué)范疇內(nèi)容， 難以直接度量， 但已有研究認(rèn)為， 影響非控股大股東退出威脅的因素主要有兩個(gè)[5] ：①股票流動(dòng)性（Liquidity）。 股票自由流動(dòng)為大股東提供了退出環(huán)境， 會(huì)鼓勵(lì)投資者獲取更多關(guān)于公司價(jià)值的內(nèi)部信息， 并依據(jù)私有信息決定是否退出， 進(jìn)而產(chǎn)生退出威脅的效應(yīng)。 因此， 股票流動(dòng)性越強(qiáng)， 非控股大股東退出威脅越大。 本文采取流通股日均股票換手率來衡量股票流動(dòng)性。 ②大股東競爭程度（BHC）。 大股東之間的競爭（分散）程度越高， 越有動(dòng)機(jī)和能力獲取私有信息[2] ， 促使股價(jià)更能充分反映股東的行為， 進(jìn)而對控股股東產(chǎn)生的威脅作用就越大。 考慮到本文主要關(guān)注非控股大股東退出威脅的作用， 故參考陳克兢[5] 的做法， 采用如下方法對大股東之間的競爭程度進(jìn)行衡量：

BHCi，t= （1）

其中：SSBHi，t是第t年第i個(gè)企業(yè)所有大股東持股比例之和; NCLSk，i，t是第t年第i個(gè)企業(yè)第k個(gè)非控股大股東的持股比例; BHCi，t是第t年第i個(gè)企業(yè)大股東之間的競爭程度。

綜上， 非控股大股東退出威脅（NET）由股票流動(dòng)性（Liquidity）與大股東競爭程度（BHC）之積來衡量。

3. 控制變量。 參考陳克兢[5] 、馮根福等[9] 的研究， 本文選取了以下控制變量：公司規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROA）、現(xiàn)金流（CF）、 債務(wù)水平（LEV）、資本密集度（FIX）、賬面市值比（MB）、兩職合一（CHA）、董事會(huì)規(guī)模（BOARD）、獨(dú)立董事占比（ID）以及年度（Year）、行業(yè)（Indus）和省份（Pro）虛擬變量。

各變量的定義見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)非控股大股東對于企業(yè)創(chuàng)新的影響究竟是激勵(lì)效應(yīng)還是壓力效應(yīng)， 本文構(gòu)建回歸模型（2）。

Innovationi，t=α0+α1NETi，t+CVi，t+Year+Indus+Pro+ε? ? ?（2）

其中， Innovationi，t表示第i個(gè)企業(yè)第t年的創(chuàng)新水平， NETi，t表示第i個(gè)企業(yè)第t年的非控股大股東退出威脅， CVi，t代表本文所有的控制變量。 如果NETi，t的回歸系數(shù)為正， 說明非控股大股東退出威脅促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新， 符合激勵(lì)假說; 反之， 若NETi，t的回歸系數(shù)為負(fù)， 說明非控股大股東退出威脅抑制企業(yè)創(chuàng)新， 符合壓力假說。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。 企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）最小值為0， 最大值為8.1784， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.4885， 表明樣本公司的創(chuàng)新水平差異較大; 平均值為1.6176， 中位數(shù)小于平均數(shù)， 表明樣本中超過一半的企業(yè)創(chuàng)新能力達(dá)不到平均水平， 說明大部分樣本企業(yè)創(chuàng)新水平較低。 非控股大股東退出威脅（NET）均值為3.0699， 最小值為0.0997， 最大值為13.8311， 表明不同企業(yè)的非控股大股東退出威脅存在較大差異。 控制變量方面， 樣本企業(yè)盈利能力（ROA）平均為4.99%， 債務(wù)水平（LEV）平均為36%， 獨(dú)立董事占比（ID）最小值為0.3333， 符合我國證監(jiān)會(huì)的相關(guān)規(guī)定， 其他變量的相關(guān)指標(biāo)值也均分布在合理范圍內(nèi)。 總之， 本文選取的樣本具有良好的區(qū)分度。 另外， 本文還進(jìn)行了Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)不存在嚴(yán)重的多重共線性問題， 限于篇幅未在文中列示結(jié)果。

（二）非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的回歸結(jié)果

為檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅和企業(yè)創(chuàng)新二者之間的關(guān)系， 本文運(yùn)用OLS方法進(jìn)行回歸分析， 同時(shí)控制年度、行業(yè)和省份效應(yīng)， 回歸結(jié)果也均經(jīng)過了異方差檢驗(yàn)。 表3中第（1）列是非控股大股東退出威脅（NET）與企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）關(guān)系的回歸結(jié)果。 可以看到， 非控股大股東退出威脅（NET）的回歸系數(shù)為0.0154， 在5%的水平上顯著， 說明非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間存在正相關(guān)關(guān)系， 支持激勵(lì)假說， 而非壓力假說。 從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義來看， 非控股大股東退出威脅每上升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差， 能促使企業(yè)創(chuàng)新水平提升1.03個(gè)百分點(diǎn)。 究其原因， 非控股大股東退出威脅能夠發(fā)揮公司治理功能， 抑制控股股東和管理層的私利動(dòng)機(jī)和短視行為、緩解管理層和投資者之間的信息不對稱、增強(qiáng)外部媒體的監(jiān)督效應(yīng)， 從而激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。 表3中第（2）列是采用加權(quán)方法計(jì)算的專利授權(quán)量衡量企業(yè)創(chuàng)新（Innovation-cut）的回歸結(jié)果， 回歸系數(shù)的符號和顯著性水平均沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化， 研究結(jié)論不變。 總之， 非控股大股東退出威脅能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新， Ha得到支持。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1. PSM+DID。 作為衡量非控股大股東退出威脅的主要指標(biāo)， 股票流動(dòng)性存在很強(qiáng)的內(nèi)生性。 為了緩解該內(nèi)生性問題， 本文引入融資融券擴(kuò)容這一外生沖擊事件。 大量研究表明， 融資融券制度能夠顯著降低交易成本， 有效提高股票流動(dòng)性[11] ， 進(jìn)而增強(qiáng)非控股大股東退出威脅的作用。 因此， 本文以融資融券制度構(gòu)建自然實(shí)驗(yàn)并作為非控股大股東退出威脅的替代衡量方式， 采用模型（3）所示的雙重差分法（DID）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。 其中：Treat表示融資融券虛擬變量， 若企業(yè)被列入融資融券擴(kuò)容試點(diǎn)對象， 則列為處理組， Treat取值為1， 否則列為控制組， Treat取值為0; Post表示企業(yè)納入融資融券標(biāo)的期間的虛擬變量， 若在列入試點(diǎn)當(dāng)年及以后期間， Post取值為1， 否則取值為0; μi和ωt分別表示企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

Innovationi，t=β0+β1Treati×Postt+βCVi，t+

μi+ωt+εi，t? ? （3）

另外， 為了避免公司特征差異影響雙重差分模型的有效性， 本文在回歸前進(jìn)行了傾向得分匹配（PSM）。 參考林志帆、龍曉旋[12] 的做法， 本文選取公司規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROE）、債務(wù)水平（LEV）、資本密集度（FIX）和控股股東持股（CSR）五個(gè)指標(biāo)作為協(xié)變量， 利用Logit模型為每一個(gè)融資融券公司估計(jì)傾向得分值， 并在控制組中匹配得分相近的公司， 匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%， T檢驗(yàn)結(jié)果也均不顯著， 通過了平衡性檢驗(yàn)。 在此基礎(chǔ)上， 本文基于一對一匹配得到的4478個(gè)樣本進(jìn)行雙重差分回歸檢驗(yàn)， 表4中第（1）列是DID回歸結(jié)果， 交互項(xiàng)（Treat×Post）的回歸系數(shù)顯著為正， 結(jié)論與Ha一致。

2. 工具變量法。 考慮到模型可能存在反向因果和遺漏變量的內(nèi)生性問題， 本文擬采用工具變量（IV）進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題。 參考熊家財(cái)、蘇冬蔚[13] 的研究， 選取非控股大股東退出威脅滯后一期（LNET）和行業(yè)均值（NETEV）作為解釋變量的兩個(gè)工具變量。 滯后一期和行業(yè)平均水平的非控股大股東退出威脅與單個(gè)企業(yè)的非控股大股東退出威脅密切相關(guān)， 但不會(huì)直接影響單個(gè)企業(yè)的創(chuàng)新水平， 因此所選取的工具變量是合理的。 表4中第（2）列是兩階段最小二乘法（2SLS）第一階段的回歸結(jié)果， 兩個(gè)工具變量的系數(shù)都顯著為正。 另外， 弱工具變量檢驗(yàn)中F統(tǒng)計(jì)量為342.861， 在1%的水平上顯著大于10， 意味著不存在弱工具變量問題。 表4中第（3）列是第二階段回歸結(jié)果， 非控股大股東退出威脅（NET）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。 Ha再次得到支持。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 變更被解釋變量的衡量方法。 ①構(gòu)建創(chuàng)新投入（RD）指標(biāo)， 采用研發(fā)投入與營業(yè)收入之比作為企業(yè)創(chuàng)新的替代變量; ②參考Hirshleifer等[14] 的做法， 構(gòu)建創(chuàng)新效率（PR）指標(biāo)， 采用研發(fā)投入的自然對數(shù)與專利授權(quán)總數(shù)加1的自然對數(shù)之比作為企業(yè)創(chuàng)新的替代變量。

2. 變更解釋變量的衡量方法。 將大股東定義為持股10%以上的股東， 并據(jù)此更換非控股大股東退出威脅的衡量方式（NET10）。

3. 被解釋變量延后一期處理。 考慮到企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出在時(shí)間上存在一定的滯后性， 將企業(yè)創(chuàng)新變量延后一期， 構(gòu)建下一期的企業(yè)創(chuàng)新（F_Innovation）變量。

4. 控制交互固定效應(yīng)。 考慮到我國不同省份、行業(yè)公司的創(chuàng)新水平因宏觀因素不同而異， 本文在控制年份、行業(yè)和省份效應(yīng)的基礎(chǔ)上， 參考Bai[15] 的交互固定效應(yīng)模型， 又控制了省份、行業(yè)和年份的交互固定效應(yīng)（Year×Indus×Pro）。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（限于篇幅未列示）均與預(yù)期一致， 表明本文的結(jié)論具有可靠性。

五、進(jìn)一步分析

（一）異質(zhì)性分析

前文實(shí)證結(jié)果表明， 非控股大股東退出威脅促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新， 符合激勵(lì)假說。 進(jìn)一步地， 本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Nature）、股權(quán)集中度（CSR）和市場化程度（Market）將樣本公司進(jìn)行分組， 檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的異質(zhì)性。

1. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。 根據(jù)樣本公司的實(shí)際控制人屬性進(jìn)行分組， 國有企業(yè)取值為1， 民營企業(yè)取值為0。 分組回歸結(jié)果如表5中第（1） ～ （2）列所示。 在國有企業(yè)中， 非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系顯著為正， 而在民營企業(yè)中， 兩者不存在顯著相關(guān)關(guān)系。 且組間系數(shù)差異檢驗(yàn)的顯著性P值為 0.09， 表明兩組樣本的回歸系數(shù)存在顯著差異。 究其原因， 政府部門考核國有企業(yè)管理層和控股股東的重要指標(biāo)之一是國有資本的保值增值， 而非控股大股東退出引起國有企業(yè)股價(jià)下跌， 將直接導(dǎo)致國有資本貶值[8] ， 進(jìn)而會(huì)損害管理層和控股股東利益。 因此， 在國有企業(yè)中， 管理層和控股股東更有動(dòng)機(jī)提升企業(yè)創(chuàng)新水平， 以避免非控股大股東“用腳投票”， 實(shí)現(xiàn)國有資本的保值增值。

2. 股權(quán)集中度。 參考袁春生、李琛毅[4] 的做法， 用上市公司控股股東持股比例衡量股權(quán)集中度（CSR）， 若控股股東持股比例大于行業(yè)中位數(shù)， 取值1， 否則取值0。 回歸結(jié)果如表5中第（3） ～ （4）列所示。 非控股大股東退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系在控股股東持股比例較低即股權(quán)較分散的情況下更顯著， 兩組樣本的回歸系數(shù)通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。 當(dāng)控股股東持股比例較低時(shí)， 非控股大股東的股權(quán)競爭更為激烈， 退出威脅的積極效應(yīng)較大。 而且， 分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠緩解控股股東的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識及抑制控股股東的私利動(dòng)機(jī)[11] ， 進(jìn)而有利于企業(yè)創(chuàng)新。

3. 市場化程度。 參考王小魯、樊綱等[16] 的市場化指數(shù)報(bào)告， 根據(jù)市場化指數(shù)中位數(shù)將樣本分成市場化程度高（Market=1）和低（Market=0）兩組。 分組回歸結(jié)果如表5中第（5） ～ （6）列所示， 在市場化程度較高時(shí)， 非控股大股東退出威脅和企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系更顯著， 組間系數(shù)差異檢驗(yàn)同樣顯著。 可能的原因是， 非控股大股東退出威脅的治理效應(yīng)依賴于大股東退出信息能夠及時(shí)反映到股價(jià)上， 而市場化進(jìn)程能夠顯著提升資本市場的定價(jià)效率。 因此， 在市場化水平較高時(shí)， 非控股大股東退出威脅對企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)更強(qiáng)。

（二）作用機(jī)制分析

本部分從代理成本、信息透明度和媒體關(guān)注三個(gè)渠道分析非控股大股東退出威脅促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的傳導(dǎo)機(jī)制。 為檢驗(yàn)三條路徑的存在性， 借鑒溫忠麟、葉寶娟[17] 的做法， 采用逐步檢驗(yàn)和Sobel檢驗(yàn)法分別進(jìn)行分析。 模型如下：

Innovationi，t=a0+a1NETi，j+aCVi，j+Year+

Indus+Pro+ε? ? ? ? （4）

Interi，t=b0+b1NETi，j+bCVi，j+Year+

Indus+Pro+ε （5）

Innovationi，t=c0+c1NETi，j+c2Interi，j+cCVi，j+Year+Indus+Pro+ε? ? ? （6）

其中， Inter是中介變量， 分別代表第二類代理成本（AC）、信息透明度（Infor）和媒體關(guān)注（Media）。 檢驗(yàn)步驟如下：①檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中非控股大股東退出威脅（NET）與企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）的回歸系數(shù)a1的顯著性; ②檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中非控股大股東退出威脅（NET）和中介變量（Inter）之間系數(shù)b1和模型（6）中系數(shù)c2的顯著性; ③檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中非控股大股東退出威脅的回歸系數(shù)c1的顯著性和大小， 如果顯著且小于a1， 那么該中介變量發(fā)揮部分中介效應(yīng)。 如果上述步驟中存在不顯著情況， 則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)， 若Sobel檢驗(yàn)顯著， 則存在中介作用， 否則不存在中介作用。

1. 非控股大股東退出威脅、代理成本與企業(yè)創(chuàng)新。 控股股東侵害其他股東利益的第二類代理問題在新興資本市場國家尤其突出， 故本文著重探討非控股大股東退出威脅對第二類代理問題的抑制作用。 參考陳克兢[5] 的做法， 采取其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)之比衡量第二類代理成本（AC2）。 三步法中介檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。 第（1）列結(jié)果顯示， 非控股大股東退出威脅（NET）的回歸系數(shù)為0.0317， 且在1%的水平上顯著， 表明非控股大股東退出威脅促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新; 第（2）列中系數(shù)顯著為負(fù)， 表明非控股大股東退出威脅能夠抑制第二類代理成本; 第（3）列是把第二類代理成本變量放入模型（4）之后的回歸結(jié)果， 可以看出非控股大股東退出威脅的系數(shù)和顯著性較第（1）列均出現(xiàn)了降低， 同時(shí)第二類代理成本（NET）的系數(shù)依然顯著， 表明非控股大股東退出威脅能夠通過抑制第二類代理成本而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新， 并且起到的是部分中介作用。 Sobel-Goodman中介檢驗(yàn)Z值為2.192， 在5%的水平上顯著， 再次證實(shí)第二類代理成本起到部分中介作用。