非控股大股東退出威脅與創新投資
——基于產品市場競爭程度與財富集中度的研究

王愛群，劉耀娜

（吉林大學 管理學院，吉林 長春130022）

一、引 言

創新是保證一個國家經濟社會穩定和高速穩定發展的重要內生驅動力，也是我國當前經濟結構成功轉型的關鍵。黨的十九大明確提出建設創新型國家的戰略，要將我國投資拉動的發展模式改變為創新驅動模式，提高整個社會的技術創新能力。對于企業而言，要想鞏固現有市場地位甚至獲得新的市場，使企業健康持續發展，就要挖掘出強大的競爭優勢，而這往往取決于創新。雖然我國企業對創新越來越重視，投入越來越高，但是從全球形式來看，我國企業的創新投入及產出與世界企業相比仍有較大的差距。《福布斯》雜志發布2018 年最具創新力百強名單，中國上榜的僅有7 家公司，美國則有51家公司上榜。歐洲專利局發布的影響報告顯示，在2019年該局收到的專利申請中，中國專利申請數量為12 247 件，占比7%，排名第四，排名前三的國家分別為美國25%、德國15%和日本12%。可見，若想在全球市場競爭中獲得優勢，我國企業的創新強度、創新效率和創新成果轉化率等方面有待進一步提高。由此，對我國企業創新投資影響因素的深度研究具有重要的現實意義。

現有文獻對企業創新影響因素的研究大部分是基于法律保護［1-2］、金融發展［3-5］和宏觀環境［6-8］等制度環境因素，以及內部治理［9，10］和外部治理［11-12］等公司治理機制對企業創新決策的影響。但是不同的企業面對相似的制度環境和外部治理因素，往往會在創新決策方面產生明顯的差異，因此理論界認為，企業創新決策具有明顯的公司內部治理屬性［13］，公司內部治理對企業創新的影響是根本性的［14］。從文獻情況來看，公司內部治理一般分為股權結構、董事會和經理激勵三大方面［15］。現有學術研究關于股權結構對企業創新的影響探討較為全面，但一般都集中在股權集中、股權制衡和控股股東的角度，作為重要的利益相關方，非控股大股東對創新的影響還未引起足夠重視。已有研究里，李姝等（2018）［16］以企業非控股股東在股東大會的投票率作為研究對象，發現非控股股東對企業治理的積極參與可以促進企業的創新投資；田昆儒等（2019）［17］也發現企業存在多個大股東會對企業創新投資產生促進作用；與此相反，朱冰等（2018）［18］認為由于過度監督效應的發揮，多個大股東的存在會抑制企業創新投資。然而這些研究是從非控股大股東的積極監督角度或僅從大股東的個數角度進行的，并沒有涉及非控股大股東退出威脅對創新投資的影響。

在徹底退出企業之前，非控股大股東參與企業治理的方式有兩種，積極參與和退出威脅［19］。然而由于我國上市公司股權高度集中，控股股東控制權過大，非控股大股東所擁有的投票權不僅不能抑制控股股東和高管的私利，還會加劇企業內部權力斗爭，因此積極參與的治理方式在我國適用性略顯不足［20］。在積極參與效果不理想的情況下，退出威脅成為非控股大股東維護利益的另一種手段。已經陸續有學者驗證了退出威脅在中國資本市場的治理作用，如可以有效約束企業的盈余管理行為［21］、提高財務報告質量［22］、降低代理成本［23-24］、抑制企業的不分紅行為［19］、減少國有企業過度投資［25］和抑制股價崩盤風險［26］。那么非控股大股東能否通過退出威脅促進企業的創新投資呢？這是本文關注和研究的問題。基于此，本文以2009—2019 年滬深兩市A股上市公司為樣本，理論分析并實證研究非控股大股東退出威脅對企業創新投資的影響及其作用機制。

本文的研究貢獻在于：①與控股股東相比，非控股大股東持股比例相對較低，難以對企業決策產生直接影響，退出威脅反而成為比較容易實施的治理方式。本文從創新角度出發，研究非控股大股東退出威脅對創新投資的影響，為退出威脅的治理效應提供了新的經驗證據，也進一步豐富和發展了大股東治理領域的研究。②現有關于企業創新因素的研究主要從企業外部環境和內部治理方面進行探究，涉及心理學的研究也多是從管理層個人層面如過度自信方面入手，很少有從股東層面進行心理學的研究。本文以退出威脅為研究視角，理論分析并實證研究非控股大股東退出威脅對公司創新的影響及其作用機制，拓展了學術界關于企業創新影響因素的研究視野。

二、理論分析與假設提出

（一）非控股大股東退出威脅與創新投資

創新投資是一項風險高、持續周期長、需要資金和人員持續投入及其結果高度不確定的活動，對企業的風險承擔能力、資源獲取能力和公司治理能力要求較高。本文認為，非控股大股東退出威脅可以通過影響公司治理能力和資源獲取能力促進創新投資。

第一，根據委托代理理論，非控股大股東退出威脅抑制了管理層的機會主義行為和控股股東的掏空行為，繼而促進了企業創新投資。控股股東和管理層是企業創新投資的決策者和實施者，然而按照“理性經濟人”假設，他們在公司經營過程中會追求自身利益最大化，導致公司面臨嚴重的代理問題，而代理問題會對企業的創新活動產生抑制效應［27］。首先，對于管理層而言，創新投資活動周期長、風險大，需要付出較多的精力并面臨較大的壓力，如果監督不到位，管理層可能更愿意選擇安逸的經營方式［28］，而且一旦創新失敗，管理層可能要承擔全部責任，并受到投資者的質疑甚至失去職位，因此出于對自身職位安全、獎勵晉升和維護聲譽的考慮，管理層往往會放棄能為所有者創造長期價值的創新項目［29-30］；其次，在我國“一股獨大”的股權特征下，控股股東有能力和動機掏空企業侵占其他股東利益［31-32］，對于控股股東而言，創新投資投入資金較大，回收期較長，會在較長的時期內占用大量的資金，其攫取控制權私利行為會因此受阻，所以控股股東普遍不愿意進行創新投資［33］；最后，管理層的機會主義行為和控股股東的攫取私利行為也會掏空企業資源，擠占創新資源空間，減少創新投資。作為重要的利益相關方，非控股大股東可以通過委派董事或高管參與企業經營管理，及時掌握控股股東和管理層的經營決策，并憑借專業技能準確判斷決策是否有損企業利益。當非控股大股東察覺到控股股東和管理層的經營管理行為不符合企業利益甚至會損害企業長期發展，同時又不欲退出企業時，會發出“退出”威脅，以此作為討價還價的籌碼。因為大股東退出會向市場傳遞不利信號，引起股價大幅下跌，甚至有股價崩盤的風險，從而損害管理層和控股股東的利益，如增加高管被強制更換［34］或被并購［35］的概率，削弱控股股東的控制權利益甚至使其失去控制權，即使非控股大股東并沒有真正退出，其發出的退出威脅一旦傳播開來，就可能會引起股票市場的恐慌從而造成負面影響，這足以使管理層和控股股東調整有損企業長期利益的決策［22］。因此非控股大股東通過退出威脅在一定程度上減輕了管理層和控股股東的短視行為及自利行為［24］，提升了他們的創新意愿，并保護了創新資源，最終促進創新投資。

第二，從信息監督機制的角度看，非控股大股東退出威脅通過提高信息透明度增強了其他利益相關者對控股股東和管理層的監督力度，從而促進了創新投資。有研究證明，非控股大股東退出威脅可以有效約束企業盈余管理行為［21］，提高財務報告披露質量［36］。高質量的信息披露緩解了信息不對稱程度，有利于公司外部相關利益者如中小股東、分析師、債權人和監管部門對管理層和控股股東進行監督和評價，增強他們對企業創新投資行為的了解，從而約束控股股東和管理層的道德風險，減輕因其短視或自利而產生的創新投入不足的問題［37］。

第三，從企業資金的角度看，非控股大股東退出威脅可以通過緩解企業融資約束促進創新投資。創新投資不僅需要大量的初始資金，創新過程中更是需要源源不斷的資金投入，一旦資金斷裂就可能造成整個創新活動的失敗［5］，因此創新投資極易受到融資約束的制約。同時創新投資的回收期較長，甚至有成本難以收回的風險，這些特征強化了債權人和投資者對創新投資的謹慎態度，加劇了企業創新的融資問題［38］。創新投資持續不斷的資金需求和企業資金提供者的謹慎性使企業創新面臨嚴重的融資約束，而代理沖突的存在更是加重了這一現象。退出威脅通過緩解代理沖突有效約束了企業的盈余管理行為［21］，并提高了企業財務披露質量［36］。信息披露水平的提高方便了資金提供者對企業經營決策及控股股東和管理層行為的了解與監督［39］，大幅提升了資金提供方對企業的信心，從而緩解了創新融資約束。

基于以上分析，本文提出假設1。

H1：非控股大股東的退出威脅與企業創新投資正相關。

（二）非控股大股東退出威脅、市場競爭程度與創新投資

市場競爭程度作為一種外部治理機制，能夠對公司治理產生積極作用［40］。產品市場競爭可以提高公司治理效應，繼而對企業創新產生影響。第一，產品市場競爭能夠提高企業信息透明度［41］，使行業評價指標趨于標準化，股東可以根據同行業間的比較對管理層的經營能力和努力程度做出準確評價，非控股股東也可以據此判斷控股股東是否有掏空行為，從而有效約束管理層和控股股東的利益侵占行為，迫使他們在決策過程中選擇更為符合企業長期發展的創新投資項目。第二，產品市場競爭越激烈，企業的經營壓力和生存壓力越大，而控股股東的掏空行為和管理層的機會主義行為加大了企業被退市或被并購甚至破產清算的可能，這不符合控股股東和管理層的利益。在此種情形下，他們不僅不會掏空企業，反而會努力創新，提高企業核心競爭力［42］。因此，在市場競爭程度較大時，控股股東和管理層會迫于監督力度和市場競爭壓力的增強積極地推進創新投資，非控股大股東的退出威脅產生的治理效果反而有限。反之，市場競爭程度較小時，控股股東和管理層的利益侵占行為仍比較嚴重，創新投資不足的現象也較為明顯，非控股大股東的退出威脅對企業創新投資的促進作用更能得到凸顯。基于以上分析，本文提出假設2。

H2：與產品市場競爭程度高的企業相比，產品市場競爭程度越低，非控股大股東的退出威脅對企業創新投資的促進作用越強。

（三）非控股大股東退出威脅、財富集中度與創新投資

按照“理性經濟人”假設，控股股東和管理層在公司經營過程中會追求自身利益最大化，在進行財務決策時會基于自身利益制定策略。根據前文分析，非控股大股東發揮治理效應的路徑在于管理層和控股股東懼怕非控股大股東的退出引起股價大幅下跌造成自身利益巨大損失，從而抑制兩者的機會主義行為。由此可以推斷，當管理層和控股股東對股價越敏感時，退出威脅的治理效應越顯著［23］，對創新投資的促進作用也越大。控股股東和管理層持股比例越高，財富集中度越大，有效分散公司特有風險的難度越大，對企業股價敏感性就越高。一旦非控股大股東退出引起股價下跌，財富集中度高的管理層和控股股東的利益將會遭到更大的損害。基于以上分析，本文提出假設3。

H3a：與管理層財富集中度小的企業相比，管理層財富集中度越高，非控股大股東的退出威脅對企業創新投資的促進作用越強；

H3b：與控股股東財富集中度小的企業相比，控股股東財富集中度越高，非控股大股東的退出威脅對企業創新投資的促進作用越強。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2009—2019 年滬深兩市A 股上市公司為初始研究樣本，在此基礎上，根據以下原則進行篩選：①剔除ST 樣本；②剔除金融業樣本；③剔除相關變量存在缺失值的樣本；④為消除極端值的影響，按1%和99%的水平對本文所使用的連續變量進行縮尾處理，最終得到22 660個企業—年度觀測值。本文所用創新投資數據是將Wind 數據庫和CSMAR 數據庫中的研發支出數據進行匹配，并根據年報中的數據進行核對和補充，穩健性檢驗中的發明專利申請數據來源于CNRDS 數據庫。另外，鑒于一致行動人在行使表決權時會采取一致行動，屬于利益共同體，本文在篩選大股東時將一致行動人合并為一個股東考慮，一致行動人數據由手工翻閱年報獲得。除此之外的財務數據均來源于CSMAR數據庫，數據處理軟件為Stata和Excel。

（二）大股東的界定

我國證監會相關公告中將控股股東和持股5%以上的股東統稱為大股東，《上市公司收購管理辦法》和《證券法》在制定相關規定時也以持股比例5%作為臨界點，這表明持股超過5%的股東會對企業的經營管理產生重要影響。同時由于我國存在股權高度集中的情況，呈現出“一股獨大”的特征，根據是否掌握控制權，大股東又可分為控股大股東和非控股大股東。本文的非控股大股東指的是持股比例在5%及以上且并未掌握控制權的股東。

（三）變量定義

1.被解釋變量

創新投資。已有研究主要從研發投入［16］和專利申請數量［18］來衡量企業的創新投資，其中研發投入側重創新投入的衡量，專利申請數量側重創新產出的衡量。本文研究的主要是非控股大股東的退出威脅對企業創新投入的影響，因此選取研發投入與總資產的比例來衡量企業的創新投資。為保證研究結論的可靠性，本文在穩健性檢驗中選取下一年的發明專利申請數量作為創新投資的替代變量進行檢驗。

2.解釋變量

非控股大股東退出威脅。本文借鑒Dou et al.（2018）［36］和陳克兢（2019）［24］的研究，以股票流動性和非控股大股東競爭程度的乘積衡量非控股大股東退出威脅。具體計算如模型（1）和模型（2）所示：

其中：BHCi，t為第i企業第t年非控股大股東的競爭程度；SSBHi，t為第i企業第t年所有大股東的持股比例；NCLSi，t為第i企業第t年非控股大股東的持股比例；Liqui，t為第i企業第t年的流通性，用流通股的日均換手率衡量；NETi，t即為企業非控股大股東的退出威脅。此處需要注意三點：第一，本文在計算非控股大股東的競爭程度BHCi，t時借鑒了陳克兢（2019）［24］的模型，該模型與Dou et al.（2018）［36］的方法不同，分子中剔除了控股股東的持股比例，整個公式也沒有取相反數，因為本文研究的是非控股大股東的退出威脅治理效應，因此在計算大股東競爭程度時應該剔除控股股東的影響，非控股大股東持股比例越高，表明競爭程度越大，退出威脅也就越大；第二，考慮退出威脅在股票自由流動的時候才能發揮效應，此處持股比例指的是流通股比例；第三，在判斷股東是否符合非控股大股東的界定標準時，將一致行動人進行了匯總合并。

3.調節變量

（1）市場競爭程度。本文借鑒李慧云等（2020）［39］的研究，以Herfindale 指數（HHI）衡量產品市場競爭程度。HHI 指的是企業當期所在行業所有企業營業額之比的平方和，計算公式如模型（3）所示。HHI 越大，說明該行業市場份額越集中，產品市場競爭程度越小。

其中：xi為特定行業中第i個企業的年度銷售額；X為行業內所有企業的年銷售額總和。

（2）財富集中度。財富集中度包括高管財富集中度和控股股東財富集中度，本文借鑒姜付秀等（2015）［23］的研究，分別以高管持股比例（Mshare）和控股股東持股比例（Bshare）代表高管財富集中度和控股股東財富集中度，持股比例越高，財富集中度越大。需要注意的是，此處的控股股東持股比例是匯總合并一致行動人之后的持股比例。

4.控制變量

參照已有關于創新投資的研究［5，7-8，16］，本文在研究過程中還選取以下變量作為控制變量，包括公司規模（Size）、公司年齡（Age）、財務杠桿（Lev）、現金流（Cf）、固定資產密集度（Ci）、盈利能力（Roa）、成長性（Growth）、董事會規模（Bsize）、高管薪酬（Salar）、獨立董事比例（Indb）和兩職合一（Du）等，另外，本文還控制了年份和行業效應。

表1為所有變量及其定義說明。

表1 變量設計

續表1

（四）模型設計

為了檢驗H1，本文構建了模型（4），在該模型中，重點關注β1，β1衡量了非控股大股東退出威脅對企業創新投資的影響。

為了檢驗H2，本文按照HHI 年份行業中位數將樣本企業分為高市場競爭度和低市場競爭度，并分別將兩組樣本代入模型（4）進行回歸，以驗證產品市場競爭度對非控股大股東退出威脅和創新投資的調節效應。

為了檢驗H3a和H3b，本文分別按照Mshare和Bshare年份行業中位數，將樣本企業分為高高管財富集中度組和低高管財富集中度組、高控股股東財富集中度組和低控股股東財富集中度組，并分別將樣本代入模型（4）進行回歸，以驗證財富集中度對非控股大股東退出威脅和創新投資的調節效應。

四、實證結果

（一）描述性統計

表2 報告了描述性統計的結果，從表2 可以看出，創新投資（Dona）均值為0.020 9，說明我國上市公司的研發投入僅占總資產的2.09%，研發投入水平整體偏低，最小值為0，最大值為0.115 3，標準差為0.018 5，說明不同上市公司研發投入水平差異較大。非控股大股東退出威脅（NET）的平均值為0.003 8，中位數為0，最大值0.092 6，進一步說明了我國存在“一股獨大”的股權結構特征，且不同企業的非控股大股東退出威脅存在較大差異。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

表3 報告了各變量的相關系數檢驗，其中，上三角為Spearman 相關系數，下三角為Person 系數。可以看出創新投資（Dona）和非控股大股東退出威脅（NET）在1%的水平上正相關，初步說明非控股大股東退出威脅會促進企業的創新投資。同時，創新投資（Dona）與其他大部分變量的相關系數都在1%的水平上顯著。各控制變量之間相關系數絕對值基本上都小于0.5，說明所選擇的變量間相關性較弱。

表3 相關性分析

（三）單變量檢驗

表4 是單變量檢驗，A 欄按照退出威脅年度行業均值將樣本分為低NET組和高NET組，T檢驗和Wilcoxon Z檢驗的統計結果顯示，低NET組的Dona均值和中位數均小于高NET組，且在1%的水平上顯著。B欄按照是否有退出威脅將樣本分為無NET組和有NET組，結果同樣支持，初步驗證了H1。

表4 單變量檢驗

（四）回歸結果分析

表5 報告了H1 的回歸結果，為了使回歸結果更加穩健，本文對所有回歸系數的標準誤在公司層面上進行了Cluster 處理。其中，表5 第（1）列沒有加入其他控制變量，只控制了年份和行業效應，NET 系數為0.075 1，并且在1%的水平上顯著；第（2）列在第（1）列的基礎上加入了公司基本特征變量，NET 系數為0.046 6，同時在1%的水平上顯著；第（3）列進一步控制了公司治理變量，NET 系數為0.034 1，也在1%的水平上顯著。都表明非控股大股東退出威脅越大，企業創新投資越高，支持H1。

表6 的第（1）列和第（2）列報告產品市場競爭度調節效應檢驗結果。可以看出：高市場競爭程度組的NET系數為0.019 6，但結果不顯著，說明在市場競爭程度較高時，非控股大股東退出威脅對企業創新投資的促進作用有限，此時高管和控股股東會因為監督力度和競爭壓力的提高自發創新；低市場競爭程度組的系數為0.056 1，在1%的水平上顯著，說明在市場競爭程度較低時，非控股大股東退出威脅顯著提高了企業的創新投資，此時高管和控股股東沒有競爭壓力，怠于創新。非控股大股東的退出威脅壓力能促進高管和控股股東的創新投資，發揮較大的治理效應，支持H2。

表6 的第（3）（4）（5）（6）列報告了財富集中度的調節效應檢驗結果。其中：第（3）和第（4）列是高管財富集中度的調節作用，高高管財富集中度組的NET 系數為0.044，在1%的水平上顯著，低高管財富集中度組的NET 系數為-0.004 6，不顯著，說明當高管持股較高時，高管對股價的敏感性較大，財富集中度也較高，非控股大股東的退出威脅能對促進創新投資發揮較大的治理效應，支持H3a；表6第（5）和第（6）列是控股股東財富集中度的調節效應，高控股股東財富集中度的NET 系數為0.035 6，在1%的水平上顯著，低控股股東財富集中度組的NET 系數為0.024 1，雖然結果為正，但是不顯著，說明當控股股東持股較高時，控股股東對股價的敏感性較大，財富集中度也較高，非控股大股東的退出威脅能對促進創新投資發揮較大的治理效應，H3b得到驗證。

表5 非控股大股東退出威脅與創新投資

表6 行業競爭度和財富集中度的調節效應檢驗

續表6

（五）穩健性檢驗

為了驗證結論的穩健性，本文還進行了以下穩健性檢驗：

1.改變創新投資的度量指標

為保證結論可靠，本文分別采用了下一期發明專利申請數量加1 的自然對數（lnPatentt+1）和當期研發支出的自然對數（lnDona）作為創新投資的代理變量。模型（4）回歸結果分別見表7 第（1）列和第（2）列所列，NET系數依然顯著為正，證實結論較為穩健。

2.改變非控股大股東退出威脅的度量指標

本文參照姜付秀等（2015）［23］和陳克兢（2019）［24］研究，采用企業是否完成股權分置改革作為退出威脅的代理變量，當企業完成股權分置改革且存在非控股大股東時NET2取值為1，否則為0。回歸結果見表7第（3）列所列，結論仍與前文一致。

表7 穩健性檢驗

（六）內生性檢驗

為了保證結論可靠，本文進行了以下內生性分析：

（1）固定效應模型。為了避免遺漏公司個體變量的影響，本文采用固定效應模型對模型（4）重新進行回歸，回歸結果見表8第（1）列所列，NET系數依舊顯著為正，與本文結論一致。

（2）Change Model。為緩解研究中可能存在的遺漏變量問題，本文采用Change Model檢驗因變量變動值和自變量變動值之間的關系，構建模型（5），其中：DDonai，t（Donai，t-Donai，t-1）表示創新投資的變動值；DNETi，t（NETi，t-NETi，t-1）表示非控股大股東退出威脅的變動值。檢驗結果見表8第（2）列所列，可以看出DNET系數顯著為正，證實本文結論穩健。

（3）PSM 模型。為解決樣本選擇偏差的問題，本文采用PSM 傾向得分匹配法進行檢驗。檢驗結果見表8第（3）列所列，NET系數顯著為正，證實本文結論穩健。

表8 內生性檢驗（固定效應、Change Model和PSM模型）

（4）工具變量法。雖然本文已經證實非控股大股東退出威脅會顯著提高企業的創新投資，但創新投資可能會反向影響退出威脅的程度，比如創新投資越多的企業業績表現越好，會吸引更多的投資者入股，增強了股票流動性，從而提高退出威脅程度。為解決該內生性問題，本文使用年度行業退出威脅均值（NET_mean1）和年度地區退出威脅均值（NET_mean2）作為工具變量進行穩健性檢驗。這是因為由于宏觀經濟環境和行業特征的相似性，同年度同行業和同年度同地區的退出威脅會影響本企業的退出威脅程度，但不會影響到本企業創新投資。檢驗結果見表9 所列，弱工具變量檢驗的F值為96.96，大于10，且P值為0.000，拒絕了存在弱工具變量的原假設，過度識別檢驗的P值為0.835 1，接受了所有工具變量都是外生的原假設，說明本文選擇的工具變量是合理的。在控制了內生性后，Instrumented NET依舊顯著為正，支持本文結論。

表9 內生性檢驗（工具變量法）

續表9

五、進一步分析

（一）第一類代理成本路徑檢驗

依據前文分析，非控股大股東可以通過退出威脅抑制管理層自利行為促進企業創新投資。為了檢驗這一中介機制是否成立，本文在模型（4）的基礎上構建了以下回歸模型：

其中，AC1 表示第一類代理成本，衡量管理層自利行為。本文借鑒陳克兢（2018）［24］的研究，選取兩個指標作為第一類代理成本的代理變量，分別為支付的其他與經營活動有關的現金與營業收入的比值AC1_1（該值越大，第一類代理成本越嚴重）和資產周轉率（營業收入/總資產）AC1_2（該值越小，第一類代理成本越嚴重）。在構建以AC1為因變量的模型時，除了控制了常見變量，本文還控制了高管持股比例（Mshare）、高管薪酬（Salar）、兩職合一（Du）、董事會規模（Bsize）、獨董比例（Indb）和控股股東持股比例（Bshare）等公司治理特征變量。模型（4）用來檢驗非控股大股東退出威脅對創新投資的影響，模型（6）用來檢驗非控股大股東退出威脅對第一類代理成本的影響，模型（7）進一步檢驗在控制第一類代理成本的基礎上非控股大股東退出威脅對創新投資的影響。如果模型（6）中的α1顯著不為0，則說明非控股大股東退出威脅能對第一類代理成本產生顯著影響，接下來驗證模型（7）；若模型（7）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數絕對值降低，則可認為管理層自利行為是非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表10 第（1）列報告了模型（4）的回歸結果，模型（6）的回歸結果見表10第（2）列和第（4）列所列，NET 系數分別為-0.914 8 和0.379 9，且分別在1%和5%的水平上顯著，說明非控股大股東退出威脅顯著降低了第一類代理成本，提高了資產周轉率。表10 第（3）列和第（5）列報告了模型（7）的回歸結果，在控制第一類代理成本的影響后，NET 的系數依然顯著為正，且系數絕對值小于第（1）列的絕對值，說明管理層自利行為是非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表10 第一類代理成本路徑分析

（二）控股股東掏空路徑檢驗

依據前文分析，非控股大股東可以通過退出威脅抑制控股股東掏空行為促進企業創新投資。為了檢驗這一中介機制是否成立，本文在模型（4）的基礎上構建了以下回歸模型：

其中，AC2 表示第二類代理成本，代表了控股股東掏空程度。本文借鑒姜付秀等（2015）［23］的研究，選取兩個指標作為企業第二類代理成本的代理變量，分別為關聯交易中商務及勞務之和與總資產的比值AC2_1（該比值經行業調整，該值越大，控股股東掏空程度越嚴重）和剔除噪音后的關聯交易與總資產的比值AC2_2（該比值經行業調整，該值越大，控股股東掏空程度越嚴重）。在構建以AC2 為因變量的模型時，除了控制了常見變量，本文還控制了控股股東持股比例（Bshare）、兩權分離度（Cv）、董事會規模（Bsize）、獨董比例（Indb）和是否四大審計事務所（Big4）等公司治理特征變量。模型（4）用來檢驗非控股大股東退出威脅對創新投資的影響，模型（8）用來檢驗非控股大股東退出威脅對控股股東掏空程度的影響，模型（9）進一步檢驗在控制控股股東掏空程度的基礎上非控股大股東退出威脅對創新投資的影響。如果模型（8）中的α1顯著不為0，則說明非控股大股東退出威脅能對控股股東掏空程度產生顯著影響，接下來驗證模型（9）；若模型（9）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數絕對值降低，則可認為控股股東掏空程度為非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表11 第（1）列報告了模型（4）的回歸結果，模型（8）的回歸結果見表11第（2）列和第（4）列所列，NET 系數分別為-0.217 5 和-5.513 4，且分別在1%和10%的水平上顯著，說明非控股大股東退出威脅顯著降低了第二類代理成本，抑制了控股股東掏空程度。表11 第（3）列和第（5）列報告了模型（9）的回歸結果，在控制控股股東掏空程度的影響后，NET 的系數依然顯著為正，且系數絕對值小于第（1）列的絕對值，說明控股股東掏空程度是非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表11 第二類代理成本路徑分析

（三）信息透明度的路徑檢驗

前文中提到，非控股大股東退出威脅通過提高信息透明度增強了其他利益相關者對控股股東和管理層的監督力度，從而促進了創新投資。為了檢驗這一中介機制是否成立，本文在模型（4）的基礎上構建了以下回歸模型：

其中，本文參考權小鋒等（2017）［43］的研究，用前三年企業可操控性總應計利潤的絕對值之和作為企業信息透明度的代理變量（Tran），Tran 越大，信息不對稱程度越高，信息透明度越低。其中，可操控總應計利潤采用修正的Jones 模型估計。在構建以Tran 為因變量的模型時，除了控制了常見變量，本文還控制了高管持股比例（Mshare）、高管薪酬（Salar）、兩職合一（Du）、董事會規模（Bsize）、獨董比例（Indb）、是否國企（Soe）、是否四大審計事務所（Big4）和控股股東持股比例（Bshare）等公司治理特征變量。模型（4）用來檢驗非控股大股東退出威脅對創新投資的影響，模型（10）用來檢驗非控股大股東退出威脅對信息透明度的影響，模型（11）進一步檢驗在控制信息透明度的基礎上非控股大股東退出威脅對創新投資的影響。如果模型（10）中的α1顯著不為0，則說明非控股大股東退出威脅能對信息透明度產生顯著影響，接下來驗證模型（11）；若模型（11）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數絕對值降低，則可認為信息透明度為非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表12 第（1）列報告了模型（4）的回歸結果，模型（10）的回歸結果見第（2）列所列，NET 系數為-0.661 2，且在1%的水平上顯著，說明非控股大股東退出威脅顯著緩解了信息不對稱程度，提高了信息透明度。第（3）列報告了模型（11）的回歸結果，在控制信息透明度的影響后，NET的系數依然顯著為正，且系數絕對值小于第（1）列的絕對值，說明信息透明度為非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

（四）融資約束的路徑檢驗

資金是企業創新投資的前提條件，由前文分析可知，融資約束是造成企業創新投資不足的重要原因，非控股大股東可以通過緩解融資約束促進企業創新投資。為了檢驗這一中介機制是否成立，本文在模型（4）的基礎上構建了以下回歸模型：

其中，Sa表示企業的融資約束程度。本文借鑒鞠曉生等（2013）［5］的研究，選取Sa指標作為企業融資約束的代理變量，公式為-0.737×企業規模（總資產的自然對數）+0.04×企業規模的平方-0.04 年齡（報告年份-注冊年份+1），最終計算結果取絕對值即為Sa 指標。該指標越大，企業的融資約束程度越大。在構建以Sa 為因變量的模型時，除了控制了常見變量，本文還控制了高管持股比例（Mshare）、高管薪酬（Salar）、兩職合一（Du）、董事會規模（Bsize）、獨董比例（Indb）、是否國企（Soe）、是否四大審計事務所（Big4）和控股股東持股比例（Bshare）等公司治理特征變量。模型（4）用來檢驗非控股大股東退出威脅對創新投資的影響，模型（12）用來檢驗非控股大股東退出威脅對融資約束的影響，模型（13）進一步檢驗在控制融資約束的基礎上非控股大股東退出威脅對創新投資的影響。如果模型（12）中的α1顯著不為0，則說明非控股大股東退出威脅能對融資約束產生顯著影響，接下來驗證模型（13）；若模型（13）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數絕對值降低，則可認為融資約束為非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表12 第（1）列報告了模型（4）的回歸結果，模型（12）的回歸結果見第（4）列所列，NET 系數為-0.501 9，且在1%的水平上顯著，說明非控股大股東退出威脅顯著緩解了融資約束程度。第（5）列報告了模型（13）的回歸結果，在控制融資約束的影響后，NET 的系數依然顯著為正，且系數絕對值小于第（1）列的絕對值，說明融資約束為非控股大股東退出威脅影響創新投資的中介機制。

表12 信息透明度和融資約束路徑分析

續表12

六、結論與建議

社會心理學中，威脅是利益主體在決策博弈中為實現自身利益最大化而表達訴求的一種方式，通過施加壓力迫使對手做出退讓。在難以對企業決策產生直接影響的情況下，退出威脅成為非控股大股東發揮治理效應的主要手段。本文以退出威脅為研究視角，以2009—2019 年滬深兩市A 股上市公司為樣本，理論分析并實證研究了非控股大股東退出威脅對企業創新投資的影響及其作用機制。研究發現：①非控股大股東的退出威脅促進了企業的創新投資；②當企業產品市場競爭程度越低、管理層和控股股東財富集中度越大時，非控股大股東退出威脅對創新投資促進作用越明顯；③進一步研究表明，抑制管理層和控股股東的自利行為、提高信息透明度和緩解融資約束是非控股大股東退出威脅發揮治理效應的主要路徑。

本文的研究結論具有一定的現實意義：①對企業而言，應重視非控股大股東在創新投資中的促進作用，一方面，構建合理的股權結構，避免過度追求“一股獨大”，鼓勵一定的控制權競爭；另一方面，完善企業治理機制，保障非控股大股東對企業決策的知情權，提升內部信息流通速度及質量，為非控股大股東及時獲得信息提供便利，充分發揮非控股大股東退出威脅的治理效應。②對監管部門而言，一方面，有必要加強宏觀治理環境，促進資本市場股票流動性，強化股權分置改革成果，降低投資者退出難度以增強退出威脅的可信度，以便非控股大股東退出威脅治理效應得到充分發揮；另一方面，可以制定相關政策給予非控股股東更多的發聲機會，引導非控股股東通過積極參與的方式發揮治理作用，而非只能選擇相對被動的退出威脅施加影響。