非控股大股東治理對“走出去”企業

［摘要］基于退出威脅這一新興非控股大股東治理研究領域，以2009—2022年間在滬深A股上市并進行了海外直接投資的中國公司為研究樣本，分析非控股大股東治理對“走出去”企業高質量發展的影響。結果表明，基于退出威脅，非控股大股東治理可以提高“走出去”企業的經營績效，在進行一系列穩健性檢驗后，該結論依然可靠。進一步研究表明：非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的提升作用在海外并購重組、海外并購重組結合綠地投資以及綠地投資三種“走出去”模式下更加顯著；對于股權集中度更高的企業，促進作用被減弱；當企業為非國有性質時，促進作用更為明顯。

［關鍵詞］非控股大股東；退出威脅；“走出去”企業；經營績效；股權集中度；綠地投資；大股東治理

［中圖分類號］F275［文獻標志碼］A［文章編號］20963114（2025）01004311

［收稿日期］20240718

［基金項目］貴州省高校人文社會科學研究資助項目（2024RWGB55）

［作者簡介］李玉娟（1977— ），女，貴州貴陽人，貴州大學經濟學院教授，碩士生導師，主要研究方向為國際貿易與投資，郵箱：liyujuan081@126.com；任雪姣（1999— ），女，內蒙古烏蘭察布人，貴州大學經濟學院碩士生，主要研究方向為國際貿易與投資；鄭宇軒（1992— ），女，四川綿陽人，貴州大學經濟學院副教授，博士，主要研究方向為跨境投資與貿易、宏觀政策。

一、 引言

黨的十九大提出我國經濟正處于快速增長向高質量發展轉變的關鍵時期，黨的二十大將全面推進社會主義現代化國家建設確定為首要任務，因此助力企業“走出去”一直是我國實現經濟高質量發展所需持續推進的重點工作之一。目前，從規模上看，中國企業“走出去”已經取得了良好成效，然而與之相伴而生的企業經營績效不足的問題也逐步凸顯。這種實際績效與規模的不匹配不僅影響“走出去”企業的國際競爭力，也對其在全球市場中的可持續發展形成制約。在此背景下，提升“走出去”企業經營績效成為深化落實企業“走出去”戰略、實現經濟高質量發展的關鍵。除了地理位置、文化距離等備受關注的傳統外部因素，隨著中國資本市場的逐步完善，伴隨公司制產生的公司治理成為與企業經營績效緊密相連的另一關鍵要素，尤其是涉及兩類代理問題的大股東治理越來越受到關注。

控股大股東以其絕對持股優勢在公司治理中占據重要地位，2023年底修訂版《公司法》也再次強調了控股股東關于股權使用的相關規定，這種絕對股權優勢的使用不僅會侵占其他股東的利益，還會對公司治理效率產生負面影響。作為具有相對股權優勢的群體，非控股大股東逐步擔負起參與公司治理的重要責任。根據法律法規和學術研究的做法，持有上市公司股權比例在5%及以上的非第一大股東即為本文所關注的非控股大股東［12］。在治理方式方面，“用手投票”的話語權機制和“用腳投票”的退出機制是傳統意義上非控股大股東參與公司治理的主要途徑，但實踐中這兩種方式效果不顯著。非控股大股東“用嘴投票”的退出威脅機制在近幾年興起，成為公司治理的新途徑和研究熱點。這種退出威脅可以看作非控股大股東的一種博弈策略，即非控股大股東將其潛在的退出行為可能引致的不良后果作為一種威懾手段，以此在心理上對管理層或控股大股東施壓，從而增強自身議價能力以更加有效參與公司治理［34］。實踐中，非控股大股東通過在二級市場減持股份、發布考慮退出投資的公開聲明等方式實行“威脅行為”。然而，在對非控股大股東的退出威脅進行量化分析時，直接衡量其“口頭威脅”的難度較大，可行性并不高。鑒于此，本研究的實證部分采用被廣泛使用和驗證的兩個實際行為指標即流通股換手率和非控股大股東之間競爭程度，通過構建兩者的交乘項來間接量化非控股大股東的退出威脅。這種方法既能避開直接衡量“口頭威脅”的困境，又能較為科學合理地對非控股大股東的退出威脅程度進行量化評估，為后續深入探究其與其他相關因素的關系奠定堅實基礎。

目前已有大量實踐表明，非控股大股東治理對“走出去”企業經營績效可能具有顯著影響。第一，關于“走出去”企業績效提升的影響因素，早期研究主要聚焦于投資便利化程度等外部因素，而公司治理作為確保企業健康、可持續發展的關鍵機制，近年來越來越多的學者傾向于將其視作一種內部因素與“走出去”企業投資經營建立聯系。既有研究從股權集中度［5］、股權性質［6］、高管屬性［78］等多個維度驗證了二者之間的相關關系。第二，就非控股大股東治理的經濟后果而言，既有研究普遍持積極觀點。例如，陳克兢等的研究成果表明［2］，當非控股大股東發出退出威脅時，能有效遏制控股股東的不當行為，對企業創新產生積極效果，這一點與王愛群和劉耀娜的研究結果相一致［9］；也有學者指出企業投資效率會隨著非控股大股東退出威脅的增加而提高［1011］；王壘等在企業社會責任視角下對非控股大股東退出威脅后果展開研究，發現二者之間存在正向關聯［12］。第三，一些研究已經將公司治理與企業經營績效聯系起來。例如，有研究發現，企業績效會隨高管薪酬差距的增大而出現先升后降的變化［13］，股權結構的差異也會對企業績效水平形成不同的影響［1416］。上述實踐表明，基于退出威脅，探究非控股大股東治理對“走出去”企業經營績效的影響，能夠為“走出去”企業績效提升提供可行辦法。然而，“走出去”企業的經營與管理雖遵循一般企業的規律，卻也面臨更為錯綜復雜的內外部環境，往往具有投資周期偏長、風險水平偏高等區別于一般企業的特點。那么，對于“走出去”企業而言，非控股大股東能否通過退出威脅的治理方式促使企業實現經營績效提升，以及既有研究成果在此情形下是否仍然成立，這些問題值得進一步驗證。

李玉娟，等：非控股大股東治理對“走出去”企業經營績效的影響研究綜上所述，我們站在退出威脅的視角，通過實證檢驗非控股大股東治理與“走出去”企業經營績效之間的關系。本文的邊際貢獻可能在于：第一，現有關于“走出去”企業績效提升因素的研究主要圍繞外部環境展開，而涉及內部治理尤其是非控股大股東治理的研究相對較少，特別是對非控股大股東退出威脅這一新興研究領域的探討更少。第二，本文豐富了非控股大股東治理經濟后果方面的研究。在非控股大股東治理方面，已有文獻大多就“用手投票”和“用腳投票”兩種治理途徑展開討論，而本文基于“用嘴投票”，即退出威脅這一新興視角來探究非控股大股東的治理效果。此外，盡管已有研究廣泛考察了非控股大股東在促進企業創新、效率投資等方面的治理作用，但關于“走出去”企業這一類特殊企業背景下非控股大股東治理效果的研究尚顯不足，本文正是在這一方面作出了補充，為相關研究提供新的視角。第三，在實踐層面，本文從非控股大股東治理的角度出發，為實踐中“走出去”企業如何提高公司治理水平從而提升企業經營績效提供了可行路徑與經驗證據。

二、 理論分析與研究假設

現有研究表明，非控股大股東治理會對公司治理產生積極影響，而“走出去”企業經營管理風險特征更明顯，其股權結構和企業性質更為復雜，這將使得上述影響被加強或削弱。

（一） 非控股大股東治理與“走出去”企業經營績效

基于退出威脅，非控股大股東治理會促進“走出去”企業經營績效提升，其原因可以歸結為兩方面。

第一，根據信息不對稱理論，非控股大股東同時是信息優勢方和信息劣勢方，這使其具備通過退出威脅行為促進“走出去”企業經營績效提升的驅動因素。一方面，相對于控股股東和管理層，非控股大股東屬于信息劣勢方，其委派董事等積極監督方式的治理效果較為有限，故而期望借助退出威脅獲取更多與企業相關的信息，進而實現對其他利益相關者行為的有效監督。另一方面，相對于其他中小投資者，非控股大股東屬于信息優勢方，常被視作掌握更多可靠信息的投資者。這種信息優勢賦予了他們更多的影響力，使得中小投資者在作出投資決策時往往會受到非控股大股東行為的影響。因此，非控股大股東的這種潛在影響力往往超過了其持股比例所直接反映的權重，促使其更有意愿主動參與公司治理［1718］。在“走出去”企業中，上述兩種信息不對稱情形更為突出，非控股大股東借助退出威脅影響企業績效的動機也更為強烈。首先，“走出去”企業往往存在更高程度的信息不對稱，其他利益相關者，尤其是控股大股東更易出現道德風險行為，這使得非控股大股東面臨更大的利益受損風險，而作為關注長期收益的股權投資者，非控股大股東積極參與公司治理以推動績效提升的動力更強［2，1920］。其次，企業“走出去”作為一項重要的跨國投資決策，往往面臨著更加復雜的外部環境、更高的風險水平以及更長的投資回報周期，在此情形下，中小股東準確甄別有效信息的難度大幅增加，在決策方面不得不跟隨作為知情者的非控股大股東的腳步。此外，既有研究證實了投資者進行投資時通常會表現出規避風險的特征，鑒于企業選擇“走出去”可能會導致股東自身所持股權價值的縮水，理性的非控股大股東會更傾向于運用其相對較大的股權影響力，積極參與公司治理中，旨在通過這種參與有效降低企業所面臨的潛在風險并提高企業整體績效表現［10，21］。綜合以上分析，“走出去”企業的非控股大股東更傾向于通過退出威脅來影響、監督管理層，以此降低經營風險獲取投資收益，最終促進“走出去”企業經營績效提升。

第二，非控股大股東具備通過退出威脅行為促進“走出去”企業經營績效提升的渠道。信號傳遞理論認為，由于信息不對稱的存在，擁有企業特定信息的代理人會通過某種方式將信息傳遞給其他投資者，而后者以此為信號作出投資決策。退出威脅作為一種口頭威脅，是非控股大股東從心理上向管理層施壓，迫使其作出一定妥協，而實際上并不發生實質性退出的行為，從而非控股大股東依然能夠作為公司重要利益相關者發揮治理作用。這種治理方式以市場參與者之間的信息不對稱、公司股票的流動性和信息傳遞的有效性為基礎，主要通過降低企業代理成本和提高企業信息透明度兩種路徑發揮治理效應，進而影響企業經營績效［2223］。具體而言，作為知情交易者的非控股大股東口頭表達自己即將拋售股票的意愿，以此向市場上的非知情投資者傳遞“企業經營不善”的信號，這會導致其他投資者為保全自身股權收益而拋售所持有的股票，最終導致公司股價下跌。管理層為避免個人收益因公司股價下跌受損，在投資決策過程中會預先評估非控股大股東退出威脅的可能性及其潛在影響并努力與這些大股東保持行動上的一致性。通過這種方式，非控股大股東的退出威脅得以在公司治理中發揮其應有的作用。同樣地，“走出去”企業由于受到市場、政策、文化、商業實踐等多方面因素的影響，市場中信息不對稱程度大大增加，給其他投資者造成困惑的同時，這也使得非控股大股東退出威脅行為的可信度隨之大大增加。

基于以上分析，本文提出如下假設：

假設1：非控股大股東退出威脅對提高“走出去”企業經營績效具有正向影響。

（二） 企業股權集中度對非控股大股東治理的調節作用分析

股權高度集中時，控股大股東占領絕對的實際控制權優勢。與此同時，非控股大股東持股比例相對更低，因而參與公司治理的作用有限，這可能會給非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的影響效果帶來其他不確定性。具體而言，在股權集中度較高的“走出去”企業，非控股大股東通過退出威脅參與公司治理的能力和影響力會受到削弱，從而降低他們對企業經營績效的潛在貢獻。

第一，較高的持股比例為控股大股東帶來更多基于控制權優勢的額外收益，而監管約束不當時，這種收益可能促使控股大股東過度行使其控制權和投票權，從而過度消耗企業共同資源，導致企業資源配置效率降低，最終通過企業經營績效的下降體現出來［2425］。與此同時，非控股大股東的持股比例相對較低，其通過退出威脅推動企業經營績效改進的能力自然會受到限制。此外，股權集中度較高的“走出去”企業，控股大股東有足夠的權力推動其決策，在這一背景下，非控股大股東退出威脅的影響力極為有限。

第二，在國際市場上，股權結構的穩定性向市場傳遞了積極的信號，尤其是對于面臨較大不確定性和風險的“走出去”企業而言，股權集中使得外部投資者對企業的信心增強。相比之下，非控股大股東退出威脅所釋放的負面信號不足以使其他中小股東信服，造成非控股大股東退出威脅可信度不足，減弱了對企業經營績效的積極影響。

基于以上分析，本文提出如下假設：

假設2：股權集中度較高時，“走出去”企業經營績效受到非控股大股東退出威脅的正面影響會被弱化。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

傳統的企業“走出去”體現在兩個方面：生產國際化與資本國際化。就生產國際化而言，自有產品與技術的直接出口、對外合資或獨資、開展跨國并購是其主要途徑。對于資本國際化來說，中國企業境外上市、境內上市外資股是其主要方式。對外投資長期以來都是開放型經濟體對外交流的重要途徑，通常可以分為直接投資和間接投資兩種形式，而對外直接投資亦稱海外直接投資。自2002年以來中國海外直接投資規模持續高速增長，成為中國企業“走出去”的重要途徑，本文將海外直接投資企業作為“走出去”企業的典型代表，研究非控股大股東治理對這類企業經營績效的影響。

本文以2009—2022年進行海外直接投資的中國滬深A股上市公司為研究對象，基于CSMAR數據庫收集數據，并按照以下準則進行數據篩選：（1）由于基本面不確定，且ST、*ST、PT類上市公司以及處于退市整理期上市公司財務狀況和經營狀況異常，被實施風險警示的風險較大，難以代表上市公司主流情況，故剔除ST、*ST、PT類公司和處于退市整理期的上市公司樣本；（2）由于金融行業存在經營和財務報表方面的特殊性，故剔除金融行業上市公司樣本；（3）剔除主要變量存在缺失值的上市公司樣本。

本文運用Excel和Stata 15.0進行數據處理與分析，最終得到23964個觀測值。為減少異常值對回歸結果的潛在干擾，本文對所有連續變量進行了Winsorize（1%）縮尾處理。

（二） 變量定義

1． 被解釋變量

借鑒李維安、李漢軍的研究［26］，本文采取托賓Q值（TQ）這一指標衡量“走出去”企業經營績效。首先，托賓Q值是市場價值與企業總資產的比值，而非控股大股東退出威脅通過影響企業市場價值進而影響企業經營績效。因此，在理論上，托賓Q值考慮了上市公司的市場價值因素，可以更為客觀、全面地反映上市公司市場價值的波動，衡量“走出去”企業的經營績效。其次，在實際操作中，計算托賓Q值所需財務指標較易獲得，因此使用托賓Q值衡量企業經營績效也具有現實可行性。

2． 解釋變量

本文解釋變量為退出威脅（ET）。如前文所述，由于直接衡量非控股大股東的退出威脅進行量化分析的可行性，本文采取被廣泛驗證和使用的流通股換手率與非控股大股東之間的競爭程度這兩個實際行為指標，通過構建交乘項來間接量化并評估非控股大股東的退出威脅。借鑒陳培友等［27］、Dou等［28］對退出威脅的衡量方法，使用流通股年換手率和大股東競爭程度共同表示，計算公式如下：

ETi，t=LIQUIDITYi，t×BHCOMPi，t（1）

其中，LIQUIDITY為流通股年換手率。為減少樣本損失，本文在數據處理上以公司月內日均換手率的平均值計算流通股年換手率，以此表示股票的流動性。

此外，使用股東所有權的赫芬達爾指數來反映非控股大股東的競爭程度BHCOMP：

BHCOMPi，t=∑Nk=1Blockk，i，tBlocki，t2（2）

（2）式中，Blockk，i，t是非控股大股東k在i企業第t年的持股比例，Blocki，t是i企業的所有大股東在第t年的持股比例之和，N是i企業的大股東總數。BHCOMP值的增大意味著交易過程中的競爭更為激烈，這也意味著非控股大股東退出威脅的經濟后果會更加顯著。

通過以上方法構建退出威脅變量來衡量非控股大股東退出威脅，其合理性體現在三個方面：第一，流通股換手率代表了退出威脅的可信度。在缺乏流動性時，股票交易不易實現，非控股大股東難以通過出口股票影響股價和公司決策，因此他們的退出威脅難以轉化為實際行動，可信度不高。相反，在流動性良好的情況下，非控股大股東可以依據其掌握的私有信息自由交易股票，中小股東則依賴這些信息作出投資決策。非控股大股東的市場行為因此被視作公司經營狀況的信號，其減持行為常被市場解讀為公司負面信號。這時，由于管理層薪酬與公司股價密切相關，管理層傾向于與非控股大股東保持一致行動［4，2829］。因此非控股大股東退出威脅在流動性良好時更加可信。第二，非控股大股東競爭程度代表了退出威脅的影響力。非控股大股東競爭程度變量的構建思路與衡量市場集中度的HHI指數相類似，該值越大表明非控股大股東持股比例越高，其退出威脅的強度也越大。第三，非控股大股東退出威脅的強度隨著股票流動性和非控股大股東競爭程度的增加而增加，因此，我們可以關注這兩個變量之間的相互作用，使用兩者的乘積來衡量非控股大股東退出威脅。

3． 控制變量

為更好地解釋被解釋變量與解釋變量之間的關系，本文將“走出去”企業經營績效的其他影響因素作為控制變量。借鑒大股東治理和企業績效的相關研究［2，30］，本文設定如下控制變量：企業規模（Size）、償債能力（Lev）、自由現金流（Fcf）、董事會規模（Dsize）、獨董比例（Dir）、監事會規模（Ssize）、股權集中度（Top）、兩職合一（PLU）、企業年齡（Age）。具體變量定義見表1。

表1變量說明

變量類型衡量指標變量符號變量說明被解釋變量托賓Q值TQ市值/總資產解釋變量退出威脅ET股票流動性與大股東競爭程度的交乘項LIQUITIDY×BHCOMP調節變量股權集中度調節變量ET×Top退出威脅與股權集中度的交乘項控制變量企業規模Size企業總資產取自然對數償債能力Lev資產負債率＝期末負債總額/期末資產總額成長性Growth營業收入增長率，以母公司與子公司的合并報表計算自由現金流Fcf經營活動現金流凈值/總資產董事會規模Dsize董事會人數的自然對數獨董比例Dir獨董在董事會中的占比監事會規模Ssize監事會人數的自然對數股權集中度Top第一大股東持股比例企業年齡Age企業上市年齡的自然對數兩職合一PLU董事長兼任總經理為1，否則為0年度虛擬變量Year根據樣本統計年份設置了13個虛擬變量（剔除一個是為了規避多重共線性）行業虛擬變量Ind根據2012年證監會分類設置了17個虛擬變量（剔除一個是為了規避多重共線性，同時剔除金融行業）（三） 模型構建

本文構建如下計量模型以利用經驗數據分析基于退出威脅的非控股大股東治理對“走出去”企業經營績效的影響：

TQit=α0+β1ETit+η1Sizeit+η2Levit+η3Fcfit+η4Dsizeit+η5Dirit+η6Ssizeit+η7Topit+η8PLUit+η9Ageit+∑Year+∑Ind+ε0（3）

如果非控股大股東退出威脅（ET）的回歸系數β1顯著為正，則表明“走出去”企業經營績效會隨著非控股大股東退出威脅的增大而提升，支持了本文假設1。

為了考察股權集中度在非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效中的調節作用，本文加入非控股大股東退出威脅（ET）與股權集中度（Top）的交乘項，對相同的研究樣本進行OLS回歸。模型如（4）式所示：

TQit=α0+β1ETit+β2ETit×Topit+η1Sizeit+η2Levit+η3Fcfit+η4Dsizeit+η5Dirit+η6Ssizeit+η7Top1it+η8PLUit+η9Ageit+∑Year+∑Ind+ε0（4）

如果（4）式中交乘項ET×Top的回歸系數β2為負，則表明較高的股權集中度會弱化非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的正面作用，支持了本文假設2。

四、 實證結果分析

（一） 描述性統計分析

從表2所列示的樣本公司各變量的描述性統計結果可以看出，企業經營績效的衡量變量TQ的均值為1.974，標準差較大，表明以托賓Q值（TQ）衡量的樣本企業經營績效存在一定差距。在對非控股大股東退出威脅（ET）的統計分析中，其平均值為0.085、最大值為0.934、中位數為0，這意味著至少有一半樣本公司的退出威脅為0，其原因可能是一些企業不存在本文所定義的持股比例在5%及以上的大股東，亦可能是該企業只有一名大股東，那么這名大股東也不屬于本文所研究的非控股大股東的范疇。表2變量的描述性統計結果

變量Nmeansdvarianceminp25p50p75maxTQ239641.9741.3161.7320.8341.2051.5462.2079.020ET239640.0850.1720.0290.0000.0000.0000.0940.934Size2396422.4501.3571.84319.80021.50022.27023.23026.500Lev239640.4600.2060.0420.0670.3020.4580.6130.936Growth239640.3731.1721.374-0.789-0.0400.1120.3669.235Fcf239640.0480.0720.005-0.1780.0090.0470.0890.251Dsize239642.1420.1970.0391.0991.9462.1972.1972.890Dir239640.3740.0550.0030.1430.3330.3330.4290.800Ssize239641.2390.2590.0670.0001.0991.0991.3862.485Top239640.3490.1520.0230.0840.2300.3280.4510.750Age239642.2460.8560.7340.0001.7922.4852.9443.497PLU239640.2540.4350.1900.0000.0000.0001.0001.000

表3OLS回歸結果

TQTQET0.636***0.414***（13.57）（9.37）Constant2.415***10.172***（29.10）（56.96）ControlsNoYesYearControlControlIndControlControlR20.1310.296R2_a0.1300.295F120.430251.306N2396423964注：括號內為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。下同。（二） 基準回歸結果

表3列示了非控股大股東退出威脅與“走出去”企業經營績效的基準回歸結果。從表3可以發現，非控股大股東退出威脅（ET）與“走出去”企業經營績效（TQ）的回歸系數為0.414，并且通過了1%水平的顯著性檢驗。研究結果表明，用TQ衡量的“走出去”企業經營績效會隨著非控股大股東退出威脅每一單位的增加而增加0.414個單位，支持了本文假設1。

（三） 內生性檢驗限于篇幅，內生性檢驗結果未列示，留存備索。

非控股大股東治理與“走出去”企業經營績效可能存在反向因果和遺漏變量偏誤問題，這會對研究結論產生干擾。一方面，“走出去”企業經營績效好，該企業股票流動性可能隨投資者信心增強而增加，而非控股大股東的退出威脅會因股票流動性的增加而變得更為可信，從而使得非控股大股東具備更強的治理能力［23］。另一方面，本研究可能遺漏了某些與“走出去”企業經營績效相關的變量，特別是那些與非控股大股東行為相關的、未觀察到的因素。如果大股東因為公司業績提高而出售股票，這可能意味著他們對公司的長期前景持有信心，或者他們認為當前股價已經反映了公司的價值。這種情況下，股價上漲可能是由于公司內部的積極變化，而不是大股東的退出威脅。為此，本文采用工具變量法和Heckman兩階段模型進一步檢驗“走出去”企業經營績效如何受到非控股大股東退出威脅的影響。

通過兩階段最小二乘法（2SLS）選用退出威脅（ET）的滯后一期值（L.ET）作為衡量當期非控股大股東退出威脅的工具變量進行檢驗。本文工具變量的選擇基于以下理由：一方面，L.ET與原解釋變量ET顯然滿足相關性；另一方面，滯后變量已經發生，因此其本身不會直接影響當期企業經營績效，滿足外生性。本文使用工具變量法進行內生性檢驗，通過第一階段的回歸確定了被解釋變量的代理變量Tool ET，然后用這個變量替代原解釋變量ET進行回歸分析。可以觀察到，在第一階段，L.ET的回歸系數已經通過了1%的顯著性測試，這證明了本文所選擇的工具變量具有較高的識別準確性。此外，F值明顯超過10，這意味著本文所選取的滯后一期的非控股大股東退出威脅（L.ET）不是弱工具變量。在第二階段的回歸分析中，代理變量與“走出去”企業的經營績效呈現出明顯的正向關聯，進一步支持了本文假設1。

本文采用Heckman兩階段法控制非控股大股東退出威脅存在的內生性問題。第一階段，構建非控股大股東退出威脅啞變量作為因變量，當退出威脅（ET）大于中位數時為1，否則為0。采用Probit方法進行回歸，得到非控股大股東退出威脅的逆米爾斯比率（IMR）。在第二階段，將逆米爾斯比率作為模型的控制變量代入（3）式進行回歸。因此，本文構建如下Heckman兩階段模型（5）。從采用Heckman兩階段模型進行內生性檢驗的結果可以看出，非控股大股東退出威脅的系數仍然顯著為正，同樣支持了本文假設1。

ETDit=γ0+γ1Sizeit+γ2Levit+γ3Fcfit+γ4Dsizeit+γ5Dirit+γ6Ssizeit+γ7Topit+γ8PLUit+γ9Ageit+

∑Year+∑Ind+ε

TQit=φ0+φ1ETit+φ2Controlsit+φ3IMRit+∑Year+∑Ind+ε（5）

（四） 穩健性檢驗限于篇幅，穩健性檢驗結果未列示，留存備索。

1． 基于固定效應的穩健性檢驗

為驗證回歸模型的穩健性，本文運用靜態面板模型對研究結論進行穩健性檢驗。首先運用Hausman檢驗對面板OLS回歸模型的形式進行檢驗，檢驗結果為probgt;chi2=0.0000，表明相較于隨機效應模型，固定效應模型的效果較好。運用面板數據固定效應模型進行檢驗的回歸結果表明，在采用固定效應模型的情況下，非控股大股東退出威脅（ET）與托賓Q值（TQ）存在顯著正向關聯，并且通過了1%水平的顯著性檢驗。這說明“走出去”企業經營績效隨著非控股大股東退出威脅增加得到提升，這一結果同樣支持了本文的假設1。此外，相較于OLS回歸結果，面板數據固定效應OLS回歸得到的ET的回歸系數出現微小的增加，為0.428，即非控股大股東退出威脅每增加一個單位，“走出去”企業經營績效隨之提高42.8%；反之，當非控股大股東退出威脅減少一個單位時，“走出去”企業經營績效也將出現一定程度的下降。

2． 基于滯后效應的穩健性檢驗

考慮到非控股大股東退出威脅對企業產生的治理效應通過財務指標表現出來可能需要一定時間，因此應當考慮使用“走出去”企業經營績效的衡量指標減去托賓Q值的未來數據來反映非控股大股東退出威脅的影響。因此，本文使用托賓Q值的未來一期值（F1_TQ）和未來兩期值（F2_TQ）作為被解釋變量對基準回歸的結果進行穩健性檢驗。由檢驗結果可知，在進行滯后處理后，以TQ衡量的“走出去”企業經營績效與ET仍然呈現正相關關系，并且均通過了1%水平上的顯著性檢驗。以上結果表明，非控股大股東退出威脅有助于提升“走出去”企業經營績效，再次支持了本文假設1。

3. 基于更換解釋變量衡量方法的穩健性檢驗

本文改用10%作為界定大股東的臨界值，重新計算解釋變量（ET）以更好地檢驗上文結論的可靠性。在目前的學術研究中，對于非控股大股東的界定標準存在一定的差異，這種差異主要體現在確定大股東持股比例的具體數值上。在眾多研究中，一部分研究者選擇將持股比例達到5%作為識別大股東的一個基準點［4］，這也是本文采取的做法。然而，也有相當數量的學術觀點認為，應當將持股比例的界定門檻設定在10%，以此為界限來劃分是否為大股東［31］。本文以重新計算的非控股大股東退出威脅（ET1）作為解釋變量的OLS回歸結果可以看出，以10%作為界定大股東的臨界值時，非控股大股東退出威脅與“走出去”企業經營績效之間的正相關關系依然顯著，支持了本文的假設1。

4． 基于刪除截尾樣本的穩健性檢驗

借鑒陳克兢的研究［22］，本文還采取刪除截尾樣本的處理方式對上文研究結果進行穩健性檢驗，處理后共得到21614個樣本觀測值。對這些樣本進行與前文相同的回歸步驟。在進行截尾處理后，以TQ衡量的“走出去”企業經營績效在進行OLS回歸、面板固定效應檢驗、滯后效應檢驗后得到的結果與前文一致，即TQ與ET呈顯著正相關關系，這進一步支持了假設1，即非控股大股東的退出威脅增加時，以托賓Q值衡量的“走出去”企業經營績效也會增加。

（五） 進一步分析

1． 企業股權集中度的調節作用分析

為檢驗假設2，本文根據（3）式和（4）式對樣本整體進行OLS回歸，結果如表4列（1）所示。非控股大股東退出威脅與股權集中度的交乘項（ET×Top）的估計值為負值并且通過了1%的顯著性檢驗。這意味著，在股權集中度較高的“走出去”企業中，非控股大股東退出威脅每增加一個單位對于“走出去”企業經營績效的提升作用要低于由模型（3）即非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效影響得到的41.4%，即較高水平的股權集中度削弱了非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的正面作用，而較低的股權集中度更加有助于發揮非控股大股東通過退出威脅對“走出去”企業經營績效產生積極影響，本文假設2得以證明。

表4企業股權集中度的調節效應分析與企業產權異質性分析

股權集中度調節效應國有企業非國有企業TQTQTQET0.593***0.333***0.518***（5.68）（5.93）（7.39）ET×Top-0.706*（-1.89）Constant10.163***11.724***8.913***（56.89）（40.90）（38.90）ControlsYesYesYesYearControlControlControlIndControlControlControlR20.2960.2870.338R2_a0.2950.2850.335F245.291145.085120.431N239641446794972． 考慮企業產權性質的異質性分析

產權異質的企業，其大股東對待海外直接投資決策的外部條件也存在差異，受此影響，非控股大股東退出威脅對于不同產權性質的“走出去”企業經營績效的作用效果也會有差別，因此探究非控股大股東對“走出去”企業的治理作用應該考慮企業產權性質的異質性特征。為此，本文遵循CSMAR數據庫對企業產權性質的歸類方式，根據實際情況將樣本公司的產權性質劃分為國有和非國有兩類，進而將所有樣本劃分為國有“走出去”企業與非國有“走出去”企業兩組。隨后，針對這兩組樣本，分別利用模型（3）進行檢驗。如果非國有企業組中非控股大股東退出威脅（ET）的回歸系數較國有企業組更大，則表明非控股大股東退出威脅對于非國有性質的“走出去”企業經營績效的影響更為強烈。

我們對兩組樣本進行了OLS回歸，根據回歸結果（詳見表4），我們可以觀察到，在考慮產權因素后，兩組樣本企業的經營績效出現了明顯的差別。結果表明，國有企業樣本的退出威脅（ET）回歸系數為0.333，而非國有企業樣本的退出威脅（ET）估計值達到0.518，兩個樣本組都通過了置信水平為1%的顯著性檢驗。以上結果表明，從企業產權性質看，當“走出去”企業為非國有性質時，該企業經營績效受到非控股大股東退出威脅的拉動作用更為明顯。

以上結論可以歸因于兩個方面。第一，從投資動機來看，國有企業的管理層自身利益與公司價值的直接關聯不大，管理者受到非控股大股東退出威脅的制約作用也較弱，非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的影響效果因此被削弱。然而，在非國有企業中，管理層大多通過經理人市場選聘，他們的自身利益與公司股價的聯系更為密切，因此其積極參與公司治理以改善企業經營績效的動機更為強烈，從而非控股大股東退出威脅的影響在這類企業中會體現得更為明顯［32］。第二，從企業“走出去”的外部條件來講，與政府的密切聯系使得國有企業走向國際市場時可享受一系列便捷融資條件、稅收優惠和財政補貼等政策支持。相對而言，國有企業面臨著相對寬松的資金環境，因此非控股大股東退出威脅對這類企業融資約束的影響較小，提升企業經營績效的空間較為有限。

3． 考慮企業“走出去”模式的異質性分析

在企業走向國際市場的過程中，不同的“走出去”模式常常意味著不同的戰略選擇，也體現著企業組織控制、資源投入、風險承擔的區別。本文認為，非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的提升作用可能會受到企業“走出去”模式的影響。CSMAR數據庫將海外直接投資分為海外并購重組、綠地投資、合營以及聯營四類模式。海外并購重組是指一個跨國性企業通過兼并和收購，以一定的渠道和支付手段，購買他國企業的股權份額甚至全部資產的行為。綠地投資是指跨國性企業遵照東道國法律，在其境內設置且享有資產所有權的企業，如成立獨資企業與合資企業。本文遵循CSMAR數據的分類方式，將全樣本根據“走出去”模式的差異劃分為不同的樣本組，最終得到十五種模式組合。此外，考慮到每種組合下的樣本量是否足以作出有力說明，選取樣本量前五位的以下五種模式做分組回歸：（1）“海外并購重組”模式；（2）“海外并購重組+綠地投資”模式；（3）“綠地投資”模式；（4）“合營”模式；（5）“聯營”模式。與企業產權異質性分析相類似，針對這五組樣本，分別利用模型（3）進行檢驗。非控股大股東退出威脅（ET）的回歸系數更大的組別，該組“走出去”企業經營績效受到非控股大股東退出威脅的影響也更為顯著。

表5考慮企業“走出去”模式的異質性分析

（1）（2）（3）（4）（5）TQTQTQTQTQET0.973***0.421***0.358***0.060-0.654（3.45）（2.72）（5.44）（0.14）（-1.18）Constant15.670***9.951***8.692***8.317***9.580***（12.86）（14.55）（29.48）（3.37）（4.97）ControlsYesYesYesYesYesYearControlControlControlControlControlIndControlControlControlControlControlR20.3800.2830.2670.9180.333R2_a0.3460.2670.2640.7690.237F11.22718.53689.7756.1723.442N7741924991246269表5列示了這五種“走出去”模式下非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的回歸結果。可以看出，在海外并購重組、海外并購重組結合綠地投資、綠地投資三種模式下，非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的正面影響比較顯著，分別通過了5%、10%、5%水平上的顯著性測試；在合營以及聯營的模式下，非控股大股東退出威脅與“走出去”企業經營績效之間不顯著。因此，在海外并購重組、海外并購重組結合綠地投資、綠地投資三種模式下，非控股大股東退出威脅仍會顯著提高“走出去”企業經營績效。

上述結論可能有兩方面原因。一方面，海外并購重組和綠地投資這兩種“走出去”模式下，母公司所具有的控制權較高，從而企業代理成本較低，母公司非控股大股東獲取信息也更加便利，因此這些非控股大股東能夠通過退出威脅更有效地發揮其在公司治理中的作用。這種治理效應的發揮，為非控股大股東退出威脅提供了更廣闊的操作空間，從而有助于通過提升公司治理效率促進“走出去”企業經營績效提升。另一方面，已有文獻表明［33］，以海外并購重組和綠地投資模式“走出去”更能促進管理層薪酬的增長，管理層利益與企業整體利益的一致性因此得以增加，這在一定程度上減小了非控股大股東退出威脅所面臨的阻礙，最終使得非控股大股東退出威脅對“走出去”企業經營績效的提高作用更加顯著。

五、 結論性評述

“走出去”企業績效提升在外貿高質量發展背景下受到廣泛關注，除了投資便利化、文化距離外，本文發現非控股大股東治理是影響“走出去”企業經營績效的又一重要因素。本文通過實證檢驗得出以下結論：整體而言，基于退出威脅的視角，非控股大股東治理會提高“走出去”企業經營績效。在使用工具變量法進行內生性檢驗以及使用面板固定效應、考慮滯后效應、刪除截尾樣本三種方式進行穩健性檢驗后，研究結論依然成立。股權集中度更高時，非控股大股東退出威脅對“走出去”企業的正面作用被減弱；非控股大股東退出威脅對非國有性質的“走出去”企業經營績效的提升作用更顯著；在區分企業“走出去”的具體模式后，非控股大股東退出威脅對于以海外并購重組、海外并購重組結合綠地投資以及綠地投資三種模式“走出去”的企業經營績效的促進作用更加顯著。

基于上述研究結論，本文從投資者、企業和國家政策制定者三個關鍵層面提出以下建議：首先，從投資者層面講，非控股大股東和其他外部投資者應積極參與“走出去”企業治理，監督其經營情況，以保障自身合理權益。第一，作為企業重要利益相關者的非控股大股東在與控股大股東和管理層意見相左時，可以選擇合理利用退出威脅這一有效方式參與公司治理以維護自身合理權益。第二，非控股大股東通過退出威脅參與公司治理時會向市場傳遞“公司經營不善”的負面信號，因此中小股東要注意提升金融素養、強化風險意識、敏銳識別市場信息。其次，“走出去”企業應注重發揮關鍵變量之間的協同作用，充分重視非控股大股東治理對“走出去”企業經營績效的激勵作用。第一，“走出去”企業應主動提高內部信息流通質量、提升公司信息披露強度及質量、建立良好的信息披露渠道，為非控股大股東參與公司治理暢通渠道。第二，“走出去”企業應著重優化其內部股權架構，通過適度提升非控股大股東的實際權利，增強其在公司治理中的參與度，這將為非控股大股東通過退出威脅有效參與公司治理提供保障。第三，國有性質的“走出去”企業應采取適當措施增強企業管理者自身利益與公司價值的聯系，為充分發揮非控股大股東治理對企業經營績效的正向作用搭設通道。最后，政府相關部門應進一步完善海外信息共享平臺和投資促進政策。第一，東道國文化、法律、制度等投資環境的不確定性是企業“走出去”面臨的重要障礙，外部投資者獲取東道國信息的渠道不暢通，政府可以構建海外風險信息共享平臺，為企業“走出去”以及其他外部投資者提供理性決策的保障。第二，政府應制定鼓勵性政策使企業能更好地利用其比較優勢，采取海外并購、綠地投資的模式“走出去”，同時發揮非控股大股東退出威脅的治理作用，帶動東道國企業發展，展現負責任的大國形象。

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［責任編輯：高婷］

The Impact of Non-controlling Major Shareholders Governance on

the Business Performance of “Going-out” Enterprises

LI Yujuan， REN Xuejiao， ZHENG Yuxuan

（School of Economics， Gui Zhou University， Guiyang 550025， China）

Abstract： From the perspective of exit threat， this paper takes the listed companies in Shanghai and Shenzhen A-share that have made OFDI from 2009 to 2022 as the research sample to examine how non-controlling major shareholders governance affects the business performance of “going-out” enterprises. Findings reveal that non-controlling major shareholders governance can effectively improve the business performance of “going-out” enterprises and the finding remains after considering the endogeneity issue. Further research" finds that the exit threat of non-controlling major shareholders keeps more significant in three models： overseas Mamp;A， overseas Mamp;A plus greenfield investment and greenfield investment. The positive effect is weakened when the concentration of equity is higher， and that kind of effect can be more significant when the enterprises are non-SOEs.

Key Words： non-controlling major shareholders; exit threat; “going-out” enterprises; business performance; concentration of equity; greenfield investment; major shareholder governance