非關聯股東結盟與公司創(chuàng)新
——基于一致行動人的經驗證據

張洪輝 鄒英 章琳一

(江西財經大學會計學院，江西 南昌 330013)

一、引言

近年來，越來越多的上市公司出現了非關聯股東通過一致行動人協(xié)議結盟的情況，非關聯股東簽訂一致行動人協(xié)議結盟，從2006年的7起逐漸增加到2018年近200起。非關聯股東通過一致行動人協(xié)議結盟與公司的控制權爭奪高度相關。例如，2016年硅寶科技(300019)的控股股東王有治聯盟其他股東，解決與二股東的控制權爭奪問題；2017年嘉應制藥(002198)10名自然人股東結盟成為控股股東；2019年全新好(000007)的二股東結盟其他小股東，取代了原控股股東。那么，非關聯股東結盟這一現象，對于上市公司意味著什么？少有文獻分析非關聯股東結盟行為對于上市公司的影響。一致行動人可以分為兩種：關聯股東之間的一致行動人、非關聯股東之間的一致行動人。對于關聯股東而言，其關聯關系(控制、親屬等)是天然的，他們之間是天然的聯盟。1一致行動人協(xié)議并不會影響關聯股東在公司治理、公司運營中的地位和作用。相反，對于非關聯關系股東而言，簽訂一致行動人協(xié)議是實現結盟的重要手段。通過一致行動人協(xié)議來協(xié)調行動、增強股東監(jiān)督能力，這可能會提升公司治理水平，并最終實現公司價值提升。增強股東監(jiān)督能力可以通過股東提升持股比例來實現(Shleifer and Vishny，1986)[23]，但這種集中股權的方法需要股東耗費真金白銀來增持股票，成本較高。非關聯股東簽訂一致行動人協(xié)議，則避免了增持股票這類高成本的做法。這種成本較低的提升股東控制權、強化監(jiān)督、改善公司治理的方法，對公司能夠產生怎樣的影響，是值得研究的問題。

黨的十九大報告明確指出要把我國建設為創(chuàng)新型國家。2020年全國兩會《政府工作報告》多次提及“創(chuàng)新”，再次強調創(chuàng)新的重要性并鼓勵“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”。創(chuàng)新不但對我國實現高質量的經濟增長具有重要作用，對于提升上市公司的發(fā)展質量也是重要手段。已有文獻表明，公司治理是公司創(chuàng)新的重要影響因素(Holmstrom，1989；Belloc et al.，2016)[13][4]，良好的公司治理有助于公司建立創(chuàng)新的長效投入機制，促進創(chuàng)新(黨印和魯桐，2012)[27]。非關聯股東結盟成一致行動人，不但改變了公司控制權配置，還對股東監(jiān)督、公司治理產生影響。那么，本文感興趣的問題是：非關聯股東通過一致行動人協(xié)議結盟，是否會影響公司創(chuàng)新？現有文獻沒有回答。

本文利用非關聯股東簽訂一致行動人協(xié)議事件，研究一致行動人對公司創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現，一致行動人提高了公司創(chuàng)新水平；一致行動人持股比例越高，創(chuàng)新越多；一致行動人對創(chuàng)新的促進作用主要體現于一致行動人構成了控股股東的樣本。在路徑檢驗中，本文發(fā)現非關聯股東結盟能夠減少信息不對稱，緩解融資約束，進而促進創(chuàng)新。為了確保結果的穩(wěn)健性，本文采用DID、PSM、2SLS等一系列穩(wěn)健性檢驗，結果仍然支持本文的假設。異質性分析發(fā)現，在非國有企業(yè)、地區(qū)金融發(fā)展水平較低和法治環(huán)境較好的樣本，一致行動人對創(chuàng)新的正向影響更明顯，從側面印證了一致行動人通過緩解信息不對稱和融資約束激勵創(chuàng)新。此外，本文還發(fā)現一致行動人促進創(chuàng)新的結果是能夠提升公司價值。本文的研究結果表明，從創(chuàng)新角度看，一致行動人協(xié)議成為了股東改善公司治理的價值利器。

與既有研究相比，本文的邊際貢獻如下：第一，從公司財務角度豐富了一致行動人相關研究。以往文獻(Ghetti，2015；符望，2017)[12][28]主要聚焦于法學層面探討一致行動人的法律概念，少有文獻定量分析一致行動人的經濟后果。本文將一致行動人與公司創(chuàng)新相結合，從公司財務視角建立實證模型、定量分析一致行動人的經濟后果，發(fā)現非關聯股東簽訂一致行動人協(xié)議能夠促進公司創(chuàng)新。第二，從一致行動人角度豐富了公司股東行為的相關研究。股東集中控制權(Shleifer and Vishny，1986)[23]、多個大股東(姜付秀等，2018)[32]等均是股東可以采用的改善公司治理、抑制代理行為的方法，本文從非關聯股東結盟角度，豐富了股東行為的研究。本文研究表明，非關聯股東簽訂一致行動人協(xié)議而結盟，是股東可以強化監(jiān)督、改善公司治理的新方法；而且，這一方法比股東單獨增購股票集中控制權的成本更低。第三，從一致行動人角度豐富了公司創(chuàng)新的相關文獻?，F有關于股東集中股權和公司創(chuàng)新的研究并沒有得到統(tǒng)一的結論：部分研究(Baysinger et al.，1991；Francis and Smith，1995；Chen et al.，2014)[2][11][7]發(fā)現，股權集中對公司創(chuàng)新投入具有正向的作用；另有部分文獻(Li et al.，2010；Minetti et al.，2015；蔣楠，2020；鐘騰等，2020)[19][22][30][48]卻發(fā)現，股權集中與創(chuàng)新并不是正相關的關系。本文研究表明，非關聯股東結盟，作為股東集中股權的替代，能夠提升公司創(chuàng)新水平。這從一致行動人角度豐富了公司創(chuàng)新的相關研究。

二、文獻綜述

(一) 一致行動人

一致行動人起源于上市公司的并購行為，通過簽訂一致行動協(xié)議約定在行使表決權時采取相同的意思表示，來并購一個公司或者共同抵御被收購。已有研究主要側重于從法律視角探討一致行動人對股東行為的影響。Mathew(2007)[21]分析了一致行動人協(xié)議在敵意并購中的法律作用，指出一致行動人協(xié)議可以用來實現敵意并購(hostile takeover)和反并購(anti-takeover)。Ghetti(2015)[12]分析了歐盟公司法中的一致行動概念和在各成員國的實施情況。Kostyuk and Ginevri(2016)[17]探討了歐盟和美國規(guī)定的一致行動人法律概念之間的共同點和不同點，指出一致行動人法律概念應具備足夠的靈活性，能夠適應各種規(guī)則所追求的不同目標。國內研究中，劉燕和樓建波(2016)[35]運用SPV分析框架詳細探討了資管計劃的股東身份及其引發(fā)的一致行動人問題，指出一致行動人監(jiān)管規(guī)則給資管計劃帶來了新的風險。符望(2017)[28]結合新梅訴訟案和萬科事件探討了一致行動人制度的重要性。施金晶和張斌(2020)[40]探討了表決權委托是否需要認定為一致行動人的法律問題。僅有少數文獻從公司財務視角探討一致行動人的經濟后果，Jenkinson and Ljungqvist(2001)[15]探討了德國公司的控制權配置和治理體系，指出一致行動人的監(jiān)管不力導致公司真實的控制權結構透明度較低。Weber et al.(2012)[24]利用瑞士資本市場數據實證研究了一致行動人協(xié)議的公告效應，發(fā)現一致行動人協(xié)議會引起較大的市場反應。

(二)股權結構與創(chuàng)新

公司治理是創(chuàng)新的制度基礎(Belloc，2012；魯桐和黨印，2014)[3][37]，良好的公司治理有利于公司建立創(chuàng)新的長效投入機制(黨印和魯桐，2012)[27]。股權結構作為公司治理的基本元素，能夠影響公司創(chuàng)新。已有較多文獻探討股權結構對創(chuàng)新的影響，其研究結論存在較大分歧。一方面，部分文獻支持股權集中促進創(chuàng)新的觀點。Baysinger et al.(1991)[2]、Francis and Smith(1995)[11]發(fā)現股權集中對研發(fā)投入有正向影響。Chen et al.(2014)[7]利用新興市場數據研究發(fā)現，股權類型多樣性和股權集中都可以提高創(chuàng)新績效。Yang et al.(2015)[25]研究表明，在滿足一定條件(如擁有高水平的團隊)時，股權集中會促進創(chuàng)新績效。另一方面，部分文獻認為股權集中與創(chuàng)新為負相關關系或非線性關系。Li et al.(2010)[19]、蔣楠(2020)[30]發(fā)現股權集中與創(chuàng)新呈倒U型關系。張西征(2013)[46]發(fā)現控股股東持股比例與創(chuàng)新呈“N”型關系。Minetti et al.(2015)[22]基于股權集中且第二類代理沖突嚴重的背景下展開研究，發(fā)現股權集中抑制了創(chuàng)新。鐘騰等(2020)[48]發(fā)現股權集中會加劇大股東的隧道效應，對創(chuàng)新有負向影響。

(三)文獻評述

盡管學術界對公司治理與創(chuàng)新的關系進行了廣泛探討，但少有文獻關注一致行動人在創(chuàng)新中的作用。從一致行動人的相關文獻看，對一致行動人的研究主要集中于法律視角，從財務視角探討一致行動人經濟后果的研究較少，針對一致行動人對創(chuàng)新影響研究的文獻更不多見。本文從公司創(chuàng)新角度，分析非關聯股東結盟成一致行動人的微觀經濟后果，有助于彌補現有文獻的不足。

三、研究假設

非關聯股東結盟成一致行動人可以改變股東控制權關系，引發(fā)股東權力再分配，強化了股東監(jiān)督行為，影響公司治理水平。委托代理框架下，股東監(jiān)督經常出現真空的狀態(tài)(Shleifer and Vishny，1986)[23]。由于監(jiān)督活動的外部性，即監(jiān)督成本由單個股東承擔、監(jiān)督收益由全體股東共享，各個股東寄希望于其他股東監(jiān)督，最終導致大家都不監(jiān)督。關于創(chuàng)新，創(chuàng)新活動往往具有投資風險大、收益滯后期長、失敗概率高等特征(Holmstrom，1989)[13]，再加上信息不對稱、融資約束等因素，導致經理人傾向于短期業(yè)績最大化，而不是能夠提升長期業(yè)績的創(chuàng)新活動(Ederer and Manso，2013)[8]。結盟成一致行動人后，股東的監(jiān)督能力和監(jiān)督動力均得到提升，有助于抑制經理人行為短期化，提升公司創(chuàng)新活動水平。從監(jiān)督能力看，股東結盟后，他們的控制權要比原來非結盟時大，這加大了其在公司決策中的投票權，提高了監(jiān)督經理的能力。從監(jiān)督動力上看，結盟成一致行動人能夠促使結盟股東合理安排監(jiān)督活動，減少因監(jiān)督外部性導致監(jiān)督真空出現的概率(Shleifer and Vishny，1986)[23]。因而，股東監(jiān)督動力和能力的增強，能夠減少經理人短期化傾向，促使經理人更加關注公司的長期利益，提升創(chuàng)新投入并最終實現公司價值最大化。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：在其他條件不變的情況下，非關聯股東結盟成一致行動人會促進公司創(chuàng)新。

信息不對稱是一致行動人發(fā)揮監(jiān)督作用影響公司創(chuàng)新的路徑之一。結盟成一致行動人可以降低公司信息不對稱程度，抑制經理人的短視行為，促進創(chuàng)新。具體理由為：首先，結盟成一致行動人后，協(xié)議股東之間的交流溝通增多，能夠緩解股東的信息不對稱程度，從而抑制代理行為；其次，協(xié)議股東之間的交流溝通增多，能夠減少股東之間的信息不對稱程度，增強協(xié)議股東對彼此的監(jiān)督，抑制協(xié)議股東自身的代理行為；再次，結盟成一致行動人作為改變公司股權結構、重構股東控制權關系的重大事件，會吸引證券分析師、媒體等市場中介的重點關注，減少經理人的信息優(yōu)勢，緩解股東與經理人之間的信息不對稱程度。分析師憑借豐富的財經專業(yè)知識和資深的閱歷能夠挖掘公司大量非公開的私有信息(Chang et al.，2006)[6]，提高公司盈余信息質量(Yu，2008)[26]，增加股東可獲得信息的廣度和深度(Frankel and Li，2004)[10]。所以，緩解信息不對稱是非關聯股東結盟促進公司創(chuàng)新可能的路徑之一?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H2：在其他條件不變的情況下，非關聯股東結盟成一致行動人通過降低公司信息不對稱程度促進創(chuàng)新。

融資約束是一致行動人發(fā)揮監(jiān)督作用影響公司創(chuàng)新的另一條路徑。結盟成一致行動人將股東控制權集中在一起，有助于維持公司控制權穩(wěn)定，增強投資者對公司前景信心，降低外部融資成本，進而促進創(chuàng)新。具體理由為：首先，股權較為分散的公司往往存在內部人控制、控制權不穩(wěn)定等問題(章琳一和張洪輝，2020)[47]，同時公司未來發(fā)展存在較大不確定性，債權人和投資者面臨嚴重的逆向選擇問題，因此公司面臨的融資約束較強。其次，結盟成一致行動人后，分散持股的股東借助一致行動人協(xié)議將控制權集中在一起，有助于維持公司控制權穩(wěn)定。從信號傳遞理論來看，簽訂一致行動人協(xié)議的結盟行為向市場釋放出公司控制權穩(wěn)定、未來發(fā)展可期的信號，有利于增強投資者對公司前景的信心，降低外部融資成本，緩解融資約束。再次，已有研究表明，提高股權集中度可以緩解委托代理問題，降低信貸約束程度(蒲茜和余敬文，2013)[39]。最后，從融資約束與創(chuàng)新的關系看，融資約束是制約公司創(chuàng)新的重要因素之一(Brown et al.，2009；Hottenrott and Peters，2012)[5][14]。鞠曉生等(2013)[33]指出融資約束使得公司創(chuàng)新的可持續(xù)性下降，制約創(chuàng)新。劉勝強等(2015)[36]發(fā)現融資約束導致公司創(chuàng)新投資不足?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

H3：在其他條件不變的情況下，非關聯股東結盟成一致行動人通過緩解公司融資約束促進創(chuàng)新。

四、研究設計

(一)樣本與數據

本文選取2007―2018年中國上市公司作為研究樣本。執(zhí)行的篩選過程如下：(1)剔除金融類公司；(2)剔除B股公司；(3)剔除資產負債率大于1或小于0的公司；(4)剔除主要變量存在缺失值的公司；(5)剔除具有2組一致行動人的公司。最終得到24772個有效公司-年度觀測值的樣本。關于一致行動人數據，首先通過查閱公司年報獲知上市公司前十大股東中是否存在一致行動人。如果存在，然后通過公司年報查詢一致行動人之間是否存在關聯關系。如果年報中并未披露是否存在關聯關系，再通過天眼查進一步查詢是否存在控制、投資、任職等關聯關系。如果不存在，再通過百度搜索引擎查詢是否存在親屬等關聯關系。如果也不存在，那么將該一致行動人界定為非關聯一致行動人，即由非關聯股東結盟的一致行動人。法治環(huán)境和金融業(yè)市場化數據來源于王小魯等(2019)[42]編寫的《中國分省份市場化指數報告2018》；其他財務數據均來自國泰安CSMAR數據庫。為避免異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

(二)模型與主要變量

1.一致行動人

根據《上市公司收購管理辦法》，按一致行動人形成原因劃分，一致行動人類型包含兩種：關聯關系的一致行動人、非關聯關系的一致行動人。關聯關系的一致行動人是指簽訂一致行動人協(xié)議的股東之間存在控制、親屬等某種關聯關系，非關聯關系的一致行動人是指股東沒有上述的控制、親屬等關聯關系。本文的研究對象為第二種類型的一致行動人，即非關聯一致行動人。

2.實證模型

為了檢驗假設H1是否成立，采用如下實證模型：

因變量是公司創(chuàng)新Rdi，借鑒李常青等(2018)[34]、黃燦等(2019)[29]、嚴若森和吳夢茜(2020)[45]等文獻，采用研發(fā)投入與營業(yè)收入之比來度量。自變量是一致行動人，分別采用虛擬變量Ud和連續(xù)變量Ur度量。當公司前十大股東中存在一致行動人時，Ud取值為1，否則為0；Ur指一致行動人的持股比例合計。本文進一步將一致行動人區(qū)分為構成了控股股東的一致行動人(Ud1、Ur1)和未構成控股股東的一致行動人(Ud2、Ur2)。模型(1)中α1為最關注的系數，如果α1＞0且顯著，表明一致行動人可以促進公司創(chuàng)新。

關于控制變量，借鑒李常青等(2018)[34]、黃燦等(2019)[29]、嚴若森和吳夢茜(2020)[45]等文獻，引入公司特征指標：公司規(guī)模Size、資產負債率Lev、資產回報率Roa、經營現金流Cashf、公司年齡Age、營業(yè)收入增長率Growth、固定資產比例Lang、市場競爭程度HHI；公司治理指標：高管持股比例Excur、董事會規(guī)模Board、獨董比例Ispro、股權性質Soe、第一大股東持股比例Top1、股權制衡度Zidx、非控股大股東持股比例Nbig；Ind為行業(yè)固定效應，Year為年度固定效應，i、t分別代表公司、年份。各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

五、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2中Panel A是根據一致行動人分組的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥吹?，在存在一致行動人的組中(Ud=1)，創(chuàng)新投入的均值為5.4452；而在不存在一致行動人的組中(Ud=0)，創(chuàng)新投入的均值為2.4732；且t檢驗和符號秩檢驗均在1%水平下顯著，初步表明一致行動人能夠促進公司創(chuàng)新。Ud=1時，Ur的均值為0.3718，表明當公司存在一致行動人時，一致行動人的平均持股比例為0.3718。其余控制變量的描述性統(tǒng)計結果均在正常范圍內，不再贅述。

表2中Panel B是根據一致行動人是否構成控股股東的分樣本統(tǒng)計結果，Ur1的均值為0.4088，表示在一致行動人構成控股股東的樣本中，一致行動人的平均持股比例為0.4088。Ur2的均值為0.1458，表明在一致行動人未構成控股股東的樣本中，一致行動人的平均持股比例為0.1458。

表2 Panel A主要變量的描述性統(tǒng)計結果

表2 Panel B 一致行動人持股比例描述性統(tǒng)計

(二)變量相關系數分析

表3列示了主要變量的皮爾遜相關系數。Ud與Rdi的相關系數為0.162且顯著，說明相對于不存在一致行動人的公司，存在一致行動人的公司會進行更多的創(chuàng)新；Ur與Rdi的相關系數為0.154且顯著，說明一致行動人持股比例越大，公司創(chuàng)新投入越多；該結果初步表明一致行動人與公司創(chuàng)新正相關，支持假設H1?？刂谱兞恐?，Top1、Zidx與Rdi的相關系數顯著為負，說明第一大股東的持股比例越大、第一大股東相對于第二大股東的相對控制權越大，公司創(chuàng)新投入越少；Nbig與Rdi的相關系數顯著為正，說明非控股大股東持股比例越大，公司創(chuàng)新投入越多。此外，Size、Lev、Cashf、Age、Growth、Lang、Board、HHI、Soe與Rdi的相關系數顯著為負，表明公司規(guī)模越大、財務杠桿越高、經營活動凈現金流越大、公司成立時間越長、營業(yè)收入增長率越高、固定資

表3 變量相關系數

產占比越大、董事會規(guī)模越大、產品市場競爭程度越小以及上市公司為國有企業(yè)時，公司創(chuàng)新水平越低；Roa、Excur、Ispro與Rdi的相關系數顯著為正，表明盈利能力越好、高管持股比例越大、獨立董事占比越大時，公司創(chuàng)新水平越高。此外，控制變量之間的相關系數都小于0.5，說明回歸模型中不存在嚴重的多重共線性問題。

(三)回歸結果與分析

1.一致行動人與創(chuàng)新

為了檢驗一致行動人對公司創(chuàng)新的影響，根據模型(1)進行回歸，結果列示于表4。列(1)和列(2)是未加入控制變量的回歸結果，一致行動人Ud、Ur對創(chuàng)新Rdi的回歸系數分別為1.5664和3.9664，且均顯著；列(3)和列(4)是加入了公司財務特征控制變量的回歸結果，Ud、Ur的回歸系數分別為1.1335和2.8219，且均顯著；列(5)和列(6)是加入了公司財務特征和公司治理特征控制變量的回歸結果，Ud、Ur的回歸系數分別為0.7853和1.9374，且均顯著；列(7)和列(8)是在控制行業(yè)、年度固定效應的基礎上進一步控制了公司個體效應的回歸結果，Ud、Ur的回歸系數分別為0.2212和0.6135，且均顯著；上述回歸系數顯著為正，并具有一致性，表明一致行動人對公司創(chuàng)新有顯著的正向影響，且一致行動人持股比例越大，公司創(chuàng)新水平越高。該結果意味著非關聯股東結盟成一致行動人能夠促進公司創(chuàng)新，驗證了假設H1。

表4 一致行動人與創(chuàng)新

2.一致行動人類型與創(chuàng)新

前文指出，一致行動人可以分為構成控股股東的一致行動人、沒有構成控股股東的一致行動人。他們對創(chuàng)新的影響是否存在差異，需要深入分析。為此，本文將一致行動人區(qū)分為構成控股股東的一致行動人(Ud1、Ur1)和未構成控股股東的一致行動人(Ud2、Ur2)，分別與創(chuàng)新進行回歸。表5報告了相關結果，列(1)和列(2)的解釋變量為構成控股股東的一致行動人，Ud1的系數為0.8833且顯著，Ur1的系數為1.9993且顯著，表明構成控股股東的一致行動人能夠促進創(chuàng)新。列(3)和列(4)的解釋變量為未構成控股股東的一致行動人，Ud2的系數為0.3079且不顯著，Ur2的系數為0.9143且不顯著，表明未構成控股股東的一致行動人對創(chuàng)新的促進作用不明顯。該結果意味著一致行動人對公司創(chuàng)新的促進作用主要體現在構成控股股東的樣本中。該結論印證了本文的主要邏輯：非關聯股東結盟成一致行動人促進了創(chuàng)新。

表5 一致行動人類型與創(chuàng)新

3.一致行動人、信息不對稱與創(chuàng)新

為了驗證假設2，本文以信息不對稱作為中介因子，借鑒溫忠麟等(2004)[43]的中介效應檢驗方法，在模型(1)的基礎上，建立模型(2)、模型(3)，檢驗信息不對稱能否發(fā)揮中介效應。其中，中介變量Medtor為信息不對稱Asy，借鑒姜付秀等(2016)[31]、黃燦等(2019)[29]等文獻，采用分析師跟蹤人數加1取對數來度量，分析師跟蹤人數越多，公司信息不對稱程度越低。Controls為控制變量向量，同模型(1)。

表6報告了以信息不對稱作為中介因子的檢驗結果。列(1)同表5中的列(1)。列(2)中，Ud1對Asy的回歸系數為0.1813且顯著，表明一致行動人能夠降低公司信息不對稱程度。列(3)中，Asy對Rdi的回歸系數為0.4752且顯著，表明信息不對稱程度越低，公司創(chuàng)新越多；同時，Ud1的回歸系數為0.7971且顯著，但系數大小和顯著性均小于列(1)，表明信息不對稱在一致行動人對公司創(chuàng)新的正向影響中發(fā)揮了部分中介效應。此外，采用了Sobel檢驗，Sobelz值為5.703，在1%水平下顯著，也表明信息不對稱發(fā)揮了部分中介效應。列(4)至列(6)為Ud1替換為Ur1的回歸結果，與列(1)至列(3)的回歸結果一致。上述結果表明，一致行動人通過降低信息不對稱程度促進創(chuàng)新，驗證了假設H2。

表6 一致行動人、信息不對稱與創(chuàng)新

4.一致行動人、融資約束與創(chuàng)新

為了驗證假設3，本文以融資約束作為中介因子，將Medtor替換為融資約束KZ。參考Kaplan and Zingales(1997)[16]、魏志華等(2014)[44]的方法，構建KZ指數來度量。2KZ指數越大，反映融資約束程度越高。表7報告了檢驗結果。列(1)同表5中的列(1)。列(2)中，Ud1對KZ的回歸系數為-0.2506且顯著，表明一致行動人能夠緩解融資約束。列(3)中，KZ與Rdi的回歸系數為-0.0526且顯著，表明融資約束越小，公司創(chuàng)新越多；同時，Ud1的回歸系數為0.8513且顯著，系數大小和顯著性相比列(1)有所減小，表明融資約束在一致行動人對公司創(chuàng)新的正向影響中發(fā)揮了部分中介效應。此外，Sobelz值為2.812，在1%水平下顯著，也表明融資約束發(fā)揮了部分中介效應。列(4)至列(6)為將Ud1替換為Ur1的回歸結果，與列(1)至列(3)的回歸結果一致，并且Sobel檢驗也顯著。上述結果表明，一致行動人通過緩解融資約束促進創(chuàng)新，驗證了假設H3。

表7 基于融資約束的中介效應檢驗結果

(四)穩(wěn)健性檢驗

鑒于一致行動人對公司創(chuàng)新的正向影響主要存在于一致行動人構成控股股東的樣本，在下文的穩(wěn)健性檢驗和進一步分析中，一致行動人均指構成控股股東的一致行動人。

1.雙重差分模型(DID)

非關聯股東簽訂一致行動人協(xié)議事件可能與公司內部治理特征有關，導致本文的研究存在內生性問題。為此，借鑒姜付秀等(2018)[32]、羅宏和黃婉(2020)[38]的做法，采用雙重差分模型(DID)來估計非關聯股東結盟前后公司創(chuàng)新投入的差異。具體地，當處理組的樣本為不存在一致行動人變?yōu)榇嬖谝恢滦袆尤?“非結盟”變?yōu)椤敖Y盟”)時，本文選取在樣本期內一直不存在一致行動人的公司作為控制組；當處理組的樣本為存在一致行動人變?yōu)椴淮嬖谝恢滦袆尤?“結盟”變?yōu)椤胺墙Y盟”)時，本文選取在樣本期內一直存在一致行動人的公司作為控制組。此外，為了避免年度內一致行動人協(xié)議簽訂時點或解除時點不同對實證結果產生干擾，本文剔除了一致行動人協(xié)議簽訂或解除當年的數據，同時要求一致行動人協(xié)議簽訂或解除前后至少各有兩年的觀測數據。具體模型如下：

其中，Treat是指一致行動人是否出現過變化的啞變量，設置了Treat1和Treat2分別表示公司由“非結盟”變?yōu)椤敖Y盟”以及由“結盟”變?yōu)椤胺墙Y盟”，若樣本公司為處理組，Treat取值為1，否則為0。After是一致行動人協(xié)議簽訂或解除前后年度的啞變量3，設置了After1和After2分別表示公司由“非結盟”變?yōu)椤敖Y盟”以及由“結盟”變?yōu)椤胺墙Y盟”，若為變化之后年份，After取值為1，否則為0。Treat×After刻畫了一致行動人對公司創(chuàng)新投入的凈效應?？刂谱兞颗c模型(1)相同。

表8匯報了DID模型的檢驗結果。列(1)探討了公司由“非結盟”變?yōu)椤敖Y盟”后，公司創(chuàng)新投入的變化。可以發(fā)現，Treat1×After1的系數顯著為正，表明公司由“非結盟”變?yōu)椤敖Y盟”后，公司創(chuàng)新投入顯著增加。列(2)探討了公司由“結盟”變?yōu)椤胺墙Y盟”后，公司創(chuàng)新投入的變化。Treat2×After2的系數為負但不顯著，可能的原因在于創(chuàng)新項目前期投入較大，存在大量沉沒成本，在一致行動人協(xié)議解除后，公司仍然會對前期創(chuàng)新項目繼續(xù)投入，因此一致行動人協(xié)議解除對創(chuàng)新投入的負向影響需要一段時間后才能顯現。這進一步支持了一致行動人會促進公司創(chuàng)新的結論。

表8 DID檢驗結果

2.傾向評分匹配法(PSM)

考慮到一致行動人樣本較少，在全樣本中的占比為4.25%(1054個觀測值)，為緩解一致行動人樣本可能存在的樣本偏差，采用PSM進行處理。首先，以一致行動人Ud1作為被解釋變量，以Size、Lev、Roa、Cashf、Lang、Top1、Zidx、Nbig、Board、Ispro、HHI、Ac(管理費用/營業(yè)收入)、Mngsa3(前3名董監(jiān)高薪酬總額取對數)等變量作為匹配變量，進行Probit回歸。然后，采用1:3的最近鄰匹配方法將存在一致行動人的樣本和不存在一致行動人的樣本進行匹配，最終得到3000個觀測值，PSM配對結果見表9。列(1)為以一致行動人作為被解釋變量的Probit回歸結果，除了HHI以外的匹配變量的回歸系數均顯著，說明這些因素會影響股東的結盟行為。處理組和控制組的均值非常接近，且組間差異檢驗大多數不顯著，表明PSM匹配效果較好。

表9 PSM配對結果

最后，利用PSM匹配后的樣本，將一致行動人與創(chuàng)新投入進行回歸，結果見表10。列(1)和列(2)是只加入公司特征控制變量的回歸結果，Ud1、Ur1的回歸系數分別為0.5960和1.3565，且均顯著；列(3)和列(4)是進一步加入了公司治理特征控制變量的回歸結果，Ud1、Ur1的回歸系數分別為0.3323和0.8054，且均顯著；列(5)和列(6)是在控制行業(yè)、年度固定效應的基礎上進一步控制個體效應的回歸結果，Ud1、Ur1的回歸系數分別為0.6151和1.3268，且均顯著。上述回歸結果中，一致行動人的回歸系數均顯著為正，與前文的回歸結果一致，表明一致行動人對公司創(chuàng)新具有正向影響，且一致行動人持股比例越大，公司創(chuàng)新水平越高。

表10 PSM匹配后樣本的回歸結果

3. Heckman兩階段法

本文進一步采用Heckman兩階段法緩解可能存在的自選擇問題。首先，以一致行動人虛擬變量Ud1作為第一階段的被解釋變量，將模型(1)中的控制變量作為解釋變量，并引入新工具變量：同年度其它行業(yè)的一致行動人公司數占比Ud1_t1和市場化指數Mardx。然后計算逆米爾斯比率IMR，將其放入第二階段回歸方程，控制一致行動人樣本自選擇問題的影響，檢驗結果見表11。列(1)中，工具變量的回歸系數均顯著為負，滿足相關性。工具變量Ud1_t1系數為負的原因是：在一致行動人總樣本不變的情況，某個行業(yè)的一致行動人占比與其他行業(yè)一致行動人占比呈負相關的關系。工具變量Mardx系數為負的原因為：在市場化程度較低的地區(qū)，公司外部市場化監(jiān)督力量較弱，股東權益受到的法律保護程度較小，股東更傾向于結盟來增強監(jiān)督和保護權益。列(2)中，IMR不顯著，表明一致行動人樣本不存在自選擇問題。Ud1與Rdi的回歸系數顯著為正，表明控制一致行動人樣本自選擇問題后，回歸結果仍然不變。

表11 基于Heckman兩階段法的回歸結果

4. 兩階段最小二乘法(2SLS)

本文還使用了兩階段最小二乘法(2SLS)緩解一致行動人可能存在的內生性問題。引入工具變量：上一期同年度其它行業(yè)的一致行動人公司數占比L.Ud1_t1和一致行動人持股比例均值L.Ur1_t1、上一期同年度其它省份的一致行動人公司數占比L.Ud1_t2和一致行動人持股比例均值L.Ur1_t2。表12報告了檢驗結果，列(1)和列(2)為第一階段回歸結果，列(3)和列(4)為第二階段回歸結果?？梢园l(fā)現，通過了識別不足檢驗和弱相關檢驗，同時過度識別檢驗的p值大于0.1，表明工具變量滿足相關性和外生性。第二階段的回歸結果顯示一致行動人(Ud1、Ur1)與研發(fā)投入Rdi的回歸系數顯著為正，表明用2SLS處理一致行動人的內生性問題后，一致行動人對創(chuàng)新仍然具有顯著正向影響，再次表明本文結論是穩(wěn)健的。

表12 采用2SLS后一致行動人與創(chuàng)新的回歸結果

5.反向因果考量

本文的主要研究結論是一致行動人會促進公司創(chuàng)新，該結論的正確性建立在一致行動人與創(chuàng)新之間不存在反向因果關系的基礎上。然而，公司創(chuàng)新水平可能會影響一致行動人協(xié)議的簽訂，干擾本文的研究。為此，將Ud1(Ur1)滯后1期和滯后2期，重新與Rdi進行回歸，結果見表13列(1)～(4)?？梢园l(fā)現，一致行動人的回歸系數均顯著為正，與前文回歸結果一致，說明反向因果關系不會影響本文結論的正確性。

6.Tobit模型檢驗

考慮到研發(fā)投入Rdi是下限為0的截尾變量，采用Tobit模型將研發(fā)投入數據左截斷至0，重新進行回歸，結果見表13列(5)和列(6)。一致行動人的回歸系數均顯著為正，與前文的回歸結果一致。

7.替換創(chuàng)新的度量方式

為緩解創(chuàng)新的衡量偏誤，借鑒魯桐和黨印(2014)[37]，采用研發(fā)投入與總資產之比度量公司創(chuàng)新投入水平，重新執(zhí)行回歸，結果見表13列(7)和列(8)。一致行動人的回歸系數均顯著為正，與前文的回歸結果一致。

表13 解釋變量滯后、Tobit模型等穩(wěn)健性檢驗結果

六、進一步分析

(一)異質性分析

1.產權差異

國有企業(yè)與非國有企業(yè)在公司治理機制、外部融資成本等方面存在諸多不同。一方面，國有企業(yè)具有多任務目標特點，通過創(chuàng)新提升公司績效并不是公司的首要目標。相反，就業(yè)、稅收等目標是國有企業(yè)關注的重點。相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)通過創(chuàng)新實現公司價值最大化的目標比較明確。另一方面，中國金融市場存在嚴重的“信貸歧視”(Firth et al.，2009；萬良勇等，2015)[9][41]，國有企業(yè)受到的融資約束較少。因而，非關聯股東通過一致行動人結盟影響公司創(chuàng)新，其經濟效果在非國有企業(yè)應更加明顯。

表14報告了不同產權性質下的回歸結果。在非國有企業(yè)分樣本，Ud1的回歸系數為0.7720，且顯著；而在國有企業(yè)分樣本，Ud1的回歸系數為0.2207，但不顯著；并且分樣本的回歸系數差異檢驗顯著。比較這兩個分樣本回歸結果，可以發(fā)現產權性質能夠影響一致行動人和公司創(chuàng)新的關系：即在非國有企業(yè)中，一致行動人對創(chuàng)新的正向影響更顯著。這與前文分析一致。

2.金融發(fā)展

地區(qū)金融發(fā)展水平是影響公司融資約束的重要因素(萬良勇等，2015)[41]。在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，銀行等金融中介機構數量較多、調動聚集社會資源的能力較強(Levine，1997)[18]，同時銀企之間的信息不對稱程度較低，因此企業(yè)更容易取得貸款，從而面臨較輕的融資約束(Love，2003)[20]。相反，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，金融中介機構的金融資源較為匱乏、資金供給能力較弱，公司面臨的融資約束更為嚴重。因而不同金融發(fā)展水平，對一致行動人與創(chuàng)新的關系存在不同影響。

采用王小魯等(2019)[42]中的“金融業(yè)的市場化”分項指數衡量金融發(fā)展水平。根據該指數將樣本分為兩組：將大于四分之三分位數的樣本定義為金融發(fā)展水平高，小于四分之一分位數的樣本定義為金融發(fā)展水平低，檢驗結果列示于表14?？梢园l(fā)現，在金融發(fā)展水平較低的分樣本，Ud1的回歸系數顯著為正；而在金融發(fā)展水平較高的分樣本，Ud1的回歸系數不顯著；分樣本的回歸系數差異檢驗顯著。該結果表明一致行動人對創(chuàng)新的正向影響主要體現在地區(qū)金融發(fā)展水平較低的樣本，也就是融資約束更嚴重的樣本。

表14 不同情境下一致行動人與創(chuàng)新的回歸結果

3.法治環(huán)境

現代制度經濟學理論認為，制度是影響企業(yè)財務行為的重要因素。Ang et al.(2014)[1]指出提高知識產權保護力度能夠促進公司研發(fā)融資和研發(fā)投資。良好的法治環(huán)境能夠對專利等創(chuàng)新成果提供有力的制度保障，避免被其他公司模仿、復制和盜用，保護了公司的創(chuàng)新意愿。此外，一致行動人協(xié)議的核心在于保障股東共同行動。簽訂一致行動人協(xié)議后，法律制度的約束能夠督促協(xié)議股東履行共同行動的約定。法治環(huán)境越好，一致行動人履行協(xié)議的可能性越大，有助于改善公司治理，促進創(chuàng)新。因此，不同的法治環(huán)境，對一致行動人與創(chuàng)新的關系存在不同影響。

采用王小魯等(2019)[42]中的“市場中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境”分項指數衡量法治環(huán)境。根據法治環(huán)境指數將樣本分為兩組：將大于四分之三分位數的樣本定義為法治環(huán)境好，小于四分之一分位數的樣本定義為法治環(huán)境差，檢驗結果列示于表14?？梢园l(fā)現，在法治環(huán)境好的分樣本，Ud1的回歸系數為0.9425，且在1%水平下顯著；而在法治環(huán)境差的分樣本，Ud1回歸系數的大小和顯著性均更弱；并且分樣本的回歸系數差異檢驗顯著。該結果表明在法治環(huán)境較好的地區(qū)，一致行動人對公司創(chuàng)新的正向影響更顯著。

(二)經濟后果分析

本文的基本結論是一致行動人能夠發(fā)揮監(jiān)督作用進而促進創(chuàng)新。如果此邏輯正確，應該會有一致行動人促進創(chuàng)新后最終有助于提升公司價值。為此，本部分以創(chuàng)新作為中介因子，實證分析一致行動人對公司價值的作用。借鑒溫忠麟等(2004)[43]的檢驗方法，建立以下模型(5)和模型(6)，再結合模型(1)，檢驗一致行動人對公司價值的影響。采用TobinQ衡量公司價值，控制變量與模型(1)相同。

表15報告了相關實證結果。列(1)中，Ud1對TobinQ的回歸系數顯著為正，說明一致行動人可以提升公司價值；列(2)同表5中的回歸結果；列(3)是加入中介因子Rdi的回歸結果，Rdi對TobinQ的回歸系數顯著為正，說明創(chuàng)新與公司價值正相關；同時，Ud1的回歸系數的大小和顯著性相比列(1)有所減弱，表明創(chuàng)新在一致行動人對公司價值的正向影響中發(fā)揮了部分中介作用。Sobelz值為7.567，在1%水平下顯著，也表明創(chuàng)新發(fā)揮了部分中介作用。列(4)～(6)是將Ud1替換為Ur1后的檢驗結果，與列(1)～(3)中的結果一致。表15中的結果表明一致行動人促進創(chuàng)新后，最終能提升公司價值。

表15 一致行動人、創(chuàng)新與公司價值的回歸結果

七、結論與啟示

最近幾年，越來越多的公司出現非關聯股東通過一致行動人協(xié)議結盟的現象，但較少文獻關注一致行動人這一經濟現象的經濟后果。與此同時，隨著國內外經濟形勢的變化，創(chuàng)新被提升到前所未有的高度。2020年10月李克強總理在浦江創(chuàng)新論壇強調加快建設創(chuàng)新型國家，發(fā)揮科技創(chuàng)新的支撐引領作用。在越來越強調創(chuàng)新的時代背景下，本文研究了一致行動人對公司創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現，一致行動人能促進公司創(chuàng)新；一致行動人促進創(chuàng)新的作用，主要體現在一致行動人構成控股股東的情況時；關于影響路徑，一致行動人通過降低信息不對稱程度、緩解融資約束促進創(chuàng)新。進一步研究發(fā)現，在非國有企業(yè)、金融發(fā)展水平較低和法治環(huán)境較好的地區(qū)，一致行動人對創(chuàng)新的正向影響更明顯；此外，一致行動人對創(chuàng)新的促進作用最終能夠提升公司價值。為了確保研究結論的穩(wěn)健性，本文采用DID、PSM、2SLS等一系列穩(wěn)健性檢驗方法，結果仍然支持本文的研究假設。

本文的研究啟示如下：首先，相關部門需要做好宣傳工作，培育股東結盟的市場氛圍。本文研究表明，非關聯股東通過一致行動人協(xié)議結盟，能夠產生治理作用，促進公司創(chuàng)新。這表明，非關聯股東結盟是有益于資本市場、有益于經濟高質量增長。我們可以做好宣傳工作，向市場宣傳一致行動人協(xié)議的優(yōu)點，提高投資者關于一致行動人的法律意識，從而培育非關聯股東結盟的市場氛圍。其次，要做好一致行動人相關法律法規(guī)的工作，彌補相關的法律漏洞。當前，關于一致行動人的相關法律法規(guī)主要零星體現在部門的規(guī)章制度中。我們需要梳理相關規(guī)章制度，充實、完善一致行動人有關的法律法規(guī)，實現法律法規(guī)體系化，彌補可能的漏洞。這樣方便非關聯股東通過一致行動人協(xié)議來結盟，提升股東結盟行為的制度保證。最后，積極培育控制權市場，提升公司治理水平。非關聯股東結盟行為實際上是一種控制權市場競爭行為。控制權市場競爭，作為一種治理機制，能夠抑制代理沖突，提升公司治理水平。我們需要積極借鑒國外先進做法，培育高度競爭的控制權市場，這有助于改善公司治理，最終提升經濟發(fā)展質量。 ■

注釋

1. 按照《上市公司收購管理辦法》，關聯股東默認為一致行動人，除非他們有證據表明不存在一致行動人關系。

2. KZ指數的具體計算模型為：KZ=-8.230071×Cashft/Assett-1-4.281048×Casht/Assett-1-32.31897×Cashdt/Assett-1+4.191552×Levt+0.4662743×TobinQt。Assett-1為期初總資產，Casht為現金持有水平，Cashdt為現金股利，TobinQt為托賓Q，其余變量與前文定義一致。

3. 完整的回歸模型應包括Treat、After和Treat×After，但在本文的數據結構下，After由于與Treat×After相等而被排除(姜付秀等，2018；羅宏和黃婉，2020)[32][38]。