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(guó)資本市場(chǎng)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(duì)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(guó)有性質(zhì)、股權(quán)分散、市場(chǎng)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(hào)】F272.3? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】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(chǎng)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(duì)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(guó)資本市場(chǎng)“一股獨(dú)大”的背景下， 控股股東一般擁有絕對(duì)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(guó)外學(xué)者基于發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)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(duì)公司經(jīng)營(yíng)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(guó)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(guó)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(duì)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(duì)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(jī)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(duì)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(guó)有性質(zhì)、股權(quán)分散、市場(chǎng)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(yíng)決策層面。 ②基于我國(guó)資本市場(chǎng)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(guó)資本市場(chǎng)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(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制， 研究結(jié)論更加適用于我國(guó)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(chǎng)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(duì)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(guó)資本市場(chǎng)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(duì)企業(yè)創(chuàng)新的治理效應(yīng)存在兩種競(jìng)爭(zhēng)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(duì)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(duì)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(duì)高風(fēng)險(xiǎn)和需長(zhǎng)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(chǎng)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(guó)上市公司由于所有權(quán)相對(duì)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(duì)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(yíng)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(chǎng)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(duì)稱理論。 信息不對(duì)稱會(huì)對(duì)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(duì)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(duì)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(duì)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(duì)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(duì)稱[6] 。 因此， 非控股大股東退出威脅有助于緩解信息不對(duì)稱， 對(duì)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(chǎng)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(chǎng)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(duì)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(duì)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(jī)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(jī)表現(xiàn)， 所以非控股大股東退出威脅會(huì)帶來短期業(yè)績(jī)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(zhǎng)期性經(jīng)濟(jì)活動(dòng)， 雖然能給股東帶來長(zhǎng)期收益， 但是會(huì)影響企業(yè)短期的業(yè)績(jī)表現(xiàn)[7] 。 為了使短期業(yè)績(jī)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(zhǎng)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(jī)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(jī)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(jī)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(zhǎng)期項(xiàng)目以滿足市場(chǎng)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(duì)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(duì)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(zhǎng)， 故選取2010 ～ 2017年A股上市公司作為研究對(duì)象。 本文對(duì)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(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。 媒體關(guān)注數(shù)據(jù)來源于CNRDS網(wǎng)絡(luò)財(cái)經(jīng)新聞庫(kù)。 此外， 為了減小異常值對(duì)估計(jì)結(jié)果可能造成的影響， 對(duì)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(qǐng)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(duì)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(duì)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(jìng)爭(zhēng)程度（BHC）。 大股東之間的競(jìng)爭(zhēng)（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(duì)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(duì)大股東之間的競(jìng)爭(zhēng)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(jìng)爭(zhēng)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(jìng)爭(zhēng)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(duì)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(guó)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(duì)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(hào)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(duì)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(duì)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(yíng)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(duì)數(shù)與專利授權(quán)總數(shù)加1的自然對(duì)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(guó)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(chǎng)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(duì)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(guó)有企業(yè)取值為1， 民營(yíng)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(guó)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(yíng)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(guó)有企業(yè)管理層和控股股東的重要指標(biāo)之一是國(guó)有資本的保值增值， 而非控股大股東退出引起國(guó)有企業(yè)股價(jià)下跌， 將直接導(dǎo)致國(guó)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(guó)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(guó)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(jìng)爭(zhēng)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(shí)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(chǎng)化程度。 參考王小魯、樊綱等[16] 的市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告， 根據(jù)市場(chǎng)化指數(shù)中位數(shù)將樣本分成市場(chǎng)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(chǎng)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(chǎng)化進(jìn)程能夠顯著提升資本市場(chǎng)的定價(jià)效率。 因此， 在市場(chǎng)化水平較高時(shí)， 非控股大股東退出威脅對(duì)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(chǎng)國(guó)家尤其突出， 故本文著重探討非控股大股東退出威脅對(duì)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。