非控股大股東退出威脅與創(chuàng)新投資
——基于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與財(cái)富集中度的研究

王愛群，劉耀娜

（吉林大學(xué) 管理學(xué)院，吉林 長春130022）

一、引 言

創(chuàng)新是保證一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)社會(huì)穩(wěn)定和高速穩(wěn)定發(fā)展的重要內(nèi)生驅(qū)動(dòng)力，也是我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)成功轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵。黨的十九大明確提出建設(shè)創(chuàng)新型國家的戰(zhàn)略，要將我國投資拉動(dòng)的發(fā)展模式改變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動(dòng)模式，提高整個(gè)社會(huì)的技術(shù)創(chuàng)新能力。對(duì)于企業(yè)而言，要想鞏固現(xiàn)有市場(chǎng)地位甚至獲得新的市場(chǎng)，使企業(yè)健康持續(xù)發(fā)展，就要挖掘出強(qiáng)大的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而這往往取決于創(chuàng)新。雖然我國企業(yè)對(duì)創(chuàng)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(yè)的創(chuàng)新投入及產(chǎn)出與世界企業(yè)相比仍有較大的差距。《福布斯》雜志發(fā)布2018 年最具創(chuàng)新力百強(qiáng)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(fā)布的影響報(bào)告顯示，在2019年該局收到的專利申請(qǐng)中，中國專利申請(qǐng)數(shù)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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)，我國企業(yè)的創(chuàng)新強(qiáng)度、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率等方面有待進(jìn)一步提高。由此，對(duì)我國企業(yè)創(chuàng)新投資影響因素的深度研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究大部分是基于法律保護(hù)［1-2］、金融發(fā)展［3-5］和宏觀環(huán)境［6-8］等制度環(huán)境因素，以及內(nèi)部治理［9，10］和外部治理［11-12］等公司治理機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響。但是不同的企業(yè)面對(duì)相似的制度環(huán)境和外部治理因素，往往會(huì)在創(chuàng)新決策方面產(chǎn)生明顯的差異，因此理論界認(rèn)為，企業(yè)創(chuàng)新決策具有明顯的公司內(nèi)部治理屬性［13］，公司內(nèi)部治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響是根本性的［14］。從文獻(xiàn)情況來看，公司內(nèi)部治理一般分為股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)和經(jīng)理激勵(lì)三大方面［15］?，F(xiàn)有學(xué)術(shù)研究關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響探討較為全面，但一般都集中在股權(quán)集中、股權(quán)制衡和控股股東的角度，作為重要的利益相關(guān)方，非控股大股東對(duì)創(chuàng)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(yè)非控股股東在股東大會(huì)的投票率作為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)非控股股東對(duì)企業(yè)治理的積極參與可以促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投資；田昆儒等（2019）［17］也發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在多個(gè)大股東會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生促進(jìn)作用；與此相反，朱冰等（2018）［18］認(rèn)為由于過度監(jiān)督效應(yīng)的發(fā)揮，多個(gè)大股東的存在會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投資。然而這些研究是從非控股大股東的積極監(jiān)督角度或僅從大股東的個(gè)數(shù)角度進(jìn)行的，并沒有涉及非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資的影響。

在徹底退出企業(yè)之前，非控股大股東參與企業(yè)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(quán)高度集中，控股股東控制權(quán)過大，非控股大股東所擁有的投票權(quán)不僅不能抑制控股股東和高管的私利，還會(huì)加劇企業(yè)內(nèi)部權(quán)力斗爭(zhēng)，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(hù)利益的另一種手段。已經(jīng)陸續(xù)有學(xué)者驗(yàn)證了退出威脅在中國資本市場(chǎng)的治理作用，如可以有效約束企業(yè)的盈余管理行為［21］、提高財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量［22］、降低代理成本［23-24］、抑制企業(yè)的不分紅行為［19］、減少國有企業(yè)過度投資［25］和抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)［26］。那么非控股大股東能否通過退出威脅促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投資呢？這是本文關(guān)注和研究的問題?；诖?，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(shí)證研究非控股大股東退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響及其作用機(jī)制。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：①與控股股東相比，非控股大股東持股比例相對(duì)較低，難以對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生直接影響，退出威脅反而成為比較容易實(shí)施的治理方式。本文從創(chuàng)新角度出發(fā)，研究非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資的影響，為退出威脅的治理效應(yīng)提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也進(jìn)一步豐富和發(fā)展了大股東治理領(lǐng)域的研究。②現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新因素的研究主要從企業(yè)外部環(huán)境和內(nèi)部治理方面進(jìn)行探究，涉及心理學(xué)的研究也多是從管理層個(gè)人層面如過度自信方面入手，很少有從股東層面進(jìn)行心理學(xué)的研究。本文以退出威脅為研究視角，理論分析并實(shí)證研究非控股大股東退出威脅對(duì)公司創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制，拓展了學(xué)術(shù)界關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究視野。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）非控股大股東退出威脅與創(chuàng)新投資

創(chuàng)新投資是一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)高、持續(xù)周期長、需要資金和人員持續(xù)投入及其結(jié)果高度不確定的活動(dòng)，對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力、資源獲取能力和公司治理能力要求較高。本文認(rèn)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(jìn)創(chuàng)新投資。

第一，根據(jù)委托代理理論，非控股大股東退出威脅抑制了管理層的機(jī)會(huì)主義行為和控股股東的掏空行為，繼而促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新投資?？毓晒蓶|和管理層是企業(yè)創(chuàng)新投資的決策者和實(shí)施者，然而按照“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，他們?cè)诠窘?jīng)營過程中會(huì)追求自身利益最大化，導(dǎo)致公司面臨嚴(yán)重的代理問題，而代理問題會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生抑制效應(yīng)［27］。首先，對(duì)于管理層而言，創(chuàng)新投資活動(dòng)周期長、風(fēng)險(xiǎn)大，需要付出較多的精力并面臨較大的壓力，如果監(jiān)督不到位，管理層可能更愿意選擇安逸的經(jīng)營方式［28］，而且一旦創(chuàng)新失敗，管理層可能要承擔(dān)全部責(zé)任，并受到投資者的質(zhì)疑甚至失去職位，因此出于對(duì)自身職位安全、獎(jiǎng)勵(lì)晉升和維護(hù)聲譽(yù)的考慮，管理層往往會(huì)放棄能為所有者創(chuàng)造長期價(jià)值的創(chuàng)新項(xiàng)目［29-30］；其次，在我國“一股獨(dú)大”的股權(quán)特征下，控股股東有能力和動(dòng)機(jī)掏空企業(yè)侵占其他股東利益［31-32］，對(duì)于控股股東而言，創(chuàng)新投資投入資金較大，回收期較長，會(huì)在較長的時(shí)期內(nèi)占用大量的資金，其攫取控制權(quán)私利行為會(huì)因此受阻，所以控股股東普遍不愿意進(jìn)行創(chuàng)新投資［33］；最后，管理層的機(jī)會(huì)主義行為和控股股東的攫取私利行為也會(huì)掏空企業(yè)資源，擠占創(chuàng)新資源空間，減少創(chuàng)新投資。作為重要的利益相關(guān)方，非控股大股東可以通過委派董事或高管參與企業(yè)經(jīng)營管理，及時(shí)掌握控股股東和管理層的經(jīng)營決策，并憑借專業(yè)技能準(zhǔn)確判斷決策是否有損企業(yè)利益。當(dāng)非控股大股東察覺到控股股東和管理層的經(jīng)營管理行為不符合企業(yè)利益甚至?xí)p害企業(yè)長期發(fā)展，同時(shí)又不欲退出企業(yè)時(shí)，會(huì)發(fā)出“退出”威脅，以此作為討價(jià)還價(jià)的籌碼。因?yàn)榇蠊蓶|退出會(huì)向市場(chǎng)傳遞不利信號(hào)，引起股價(jià)大幅下跌，甚至有股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)，從而損害管理層和控股股東的利益，如增加高管被強(qiáng)制更換［34］或被并購［35］的概率，削弱控股股東的控制權(quán)利益甚至使其失去控制權(quán)，即使非控股大股東并沒有真正退出，其發(fā)出的退出威脅一旦傳播開來，就可能會(huì)引起股票市場(chǎng)的恐慌從而造成負(fù)面影響，這足以使管理層和控股股東調(diào)整有損企業(yè)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(chuàng)新意愿，并保護(hù)了創(chuàng)新資源，最終促進(jìn)創(chuàng)新投資。

第二，從信息監(jiān)督機(jī)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(qiáng)了其他利益相關(guān)者對(duì)控股股東和管理層的監(jiān)督力度，從而促進(jìn)了創(chuàng)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(yè)盈余管理行為［21］，提高財(cái)務(wù)報(bào)告披露質(zhì)量［36］。高質(zhì)量的信息披露緩解了信息不對(duì)稱程度，有利于公司外部相關(guān)利益者如中小股東、分析師、債權(quán)人和監(jiān)管部門對(duì)管理層和控股股東進(jìn)行監(jiān)督和評(píng)價(jià)，增強(qiáng)他們對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資行為的了解，從而約束控股股東和管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)，減輕因其短視或自利而產(chǎn)生的創(chuàng)新投入不足的問題［37］。

第三，從企業(yè)資金的角度看，非控股大股東退出威脅可以通過緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)創(chuàng)新投資。創(chuàng)新投資不僅需要大量的初始資金，創(chuàng)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(gè)創(chuàng)新活動(dòng)的失敗［5］，因此創(chuàng)新投資極易受到融資約束的制約。同時(shí)創(chuàng)新投資的回收期較長，甚至有成本難以收回的風(fēng)險(xiǎn)，這些特征強(qiáng)化了債權(quán)人和投資者對(duì)創(chuàng)新投資的謹(jǐn)慎態(tài)度，加劇了企業(yè)創(chuàng)新的融資問題［38］。創(chuàng)新投資持續(xù)不斷的資金需求和企業(yè)資金提供者的謹(jǐn)慎性使企業(yè)創(chuàng)新面臨嚴(yán)重的融資約束，而代理沖突的存在更是加重了這一現(xiàn)象。退出威脅通過緩解代理沖突有效約束了企業(yè)的盈余管理行為［21］，并提高了企業(yè)財(cái)務(wù)披露質(zhì)量［36］。信息披露水平的提高方便了資金提供者對(duì)企業(yè)經(jīng)營決策及控股股東和管理層行為的了解與監(jiān)督［39］，大幅提升了資金提供方對(duì)企業(yè)的信心，從而緩解了創(chuàng)新融資約束。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：非控股大股東的退出威脅與企業(yè)創(chuàng)新投資正相關(guān)。

（二）非控股大股東退出威脅、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與創(chuàng)新投資

市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度作為一種外部治理機(jī)制，能夠?qū)局卫懋a(chǎn)生積極作用［40］。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)可以提高公司治理效應(yīng)，繼而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。第一，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能夠提高企業(yè)信息透明度［41］，使行業(yè)評(píng)價(jià)指標(biāo)趨于標(biāo)準(zhǔn)化，股東可以根據(jù)同行業(yè)間的比較對(duì)管理層的經(jīng)營能力和努力程度做出準(zhǔn)確評(píng)價(jià)，非控股股東也可以據(jù)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?cè)跊Q策過程中選擇更為符合企業(yè)長期發(fā)展的創(chuàng)新投資項(xiàng)目。第二，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，企業(yè)的經(jīng)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(jī)會(huì)主義行為加大了企業(yè)被退市或被并購甚至破產(chǎn)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(huì)掏空企業(yè)，反而會(huì)努力創(chuàng)新，提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力［42］。因此，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較大時(shí)，控股股東和管理層會(huì)迫于監(jiān)督力度和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的增強(qiáng)積極地推進(jìn)創(chuàng)新投資，非控股大股東的退出威脅產(chǎn)生的治理效果反而有限。反之，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較小時(shí)，控股股東和管理層的利益侵占行為仍比較嚴(yán)重，創(chuàng)新投資不足的現(xiàn)象也較為明顯，非控股大股東的退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用更能得到凸顯。基于以上分析，本文提出假設(shè)2。

H2：與產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度高的企業(yè)相比，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，非控股大股東的退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

（三）非控股大股東退出威脅、財(cái)富集中度與創(chuàng)新投資

按照“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，控股股東和管理層在公司經(jīng)營過程中會(huì)追求自身利益最大化，在進(jìn)行財(cái)務(wù)決策時(shí)會(huì)基于自身利益制定策略。根據(jù)前文分析，非控股大股東發(fā)揮治理效應(yīng)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(jià)大幅下跌造成自身利益巨大損失，從而抑制兩者的機(jī)會(huì)主義行為。由此可以推斷，當(dāng)管理層和控股股東對(duì)股價(jià)越敏感時(shí)，退出威脅的治理效應(yīng)越顯著［23］，對(duì)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用也越大?？毓晒蓶|和管理層持股比例越高，財(cái)富集中度越大，有效分散公司特有風(fēng)險(xiǎn)的難度越大，對(duì)企業(yè)股價(jià)敏感性就越高。一旦非控股大股東退出引起股價(jià)下跌，財(cái)富集中度高的管理層和控股股東的利益將會(huì)遭到更大的損害。基于以上分析，本文提出假設(shè)3。

H3a：與管理層財(cái)富集中度小的企業(yè)相比，管理層財(cái)富集中度越高，非控股大股東的退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用越強(qiáng)；

H3b：與控股股東財(cái)富集中度小的企業(yè)相比，控股股東財(cái)富集中度越高，非控股大股東的退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)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(chǔ)上，根據(jù)以下原則進(jìn)行篩選：①剔除ST 樣本；②剔除金融業(yè)樣本；③剔除相關(guān)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(duì)本文所使用的連續(xù)變量進(jìn)行縮尾處理，最終得到22 660個(gè)企業(yè)—年度觀測(cè)值。本文所用創(chuàng)新投資數(shù)據(jù)是將Wind 數(shù)據(jù)庫和CSMAR 數(shù)據(jù)庫中的研發(fā)支出數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，并根據(jù)年報(bào)中的數(shù)據(jù)進(jìn)行核對(duì)和補(bǔ)充，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)來源于CNRDS 數(shù)據(jù)庫。另外，鑒于一致行動(dòng)人在行使表決權(quán)時(shí)會(huì)采取一致行動(dòng)，屬于利益共同體，本文在篩選大股東時(shí)將一致行動(dòng)人合并為一個(gè)股東考慮，一致行動(dòng)人數(shù)據(jù)由手工翻閱年報(bào)獲得。除此之外的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理軟件為Stata和Excel。

（二）大股東的界定

我國證監(jiān)會(huì)相關(guān)公告中將控股股東和持股5%以上的股東統(tǒng)稱為大股東，《上市公司收購管理辦法》和《證券法》在制定相關(guān)規(guī)定時(shí)也以持股比例5%作為臨界點(diǎn)，這表明持股超過5%的股東會(huì)對(duì)企業(yè)的經(jīng)營管理產(chǎn)生重要影響。同時(shí)由于我國存在股權(quán)高度集中的情況，呈現(xiàn)出“一股獨(dú)大”的特征，根據(jù)是否掌握控制權(quán)，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(quán)的股東。

（三）變量定義

1.被解釋變量

創(chuàng)新投資。已有研究主要從研發(fā)投入［16］和專利申請(qǐng)數(shù)量［18］來衡量企業(yè)的創(chuàng)新投資，其中研發(fā)投入側(cè)重創(chuàng)新投入的衡量，專利申請(qǐng)數(shù)量側(cè)重創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量。本文研究的主要是非控股大股東的退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，因此選取研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)的創(chuàng)新投資。為保證研究結(jié)論的可靠性，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中選取下一年的發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量作為創(chuàng)新投資的替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

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(dòng)性和非控股大股東競(jìng)爭(zhēng)程度的乘積衡量非控股大股東退出威脅。具體計(jì)算如模型（1）和模型（2）所示：

其中：BHCi，t為第i企業(yè)第t年非控股大股東的競(jìng)爭(zhēng)程度；SSBHi，t為第i企業(yè)第t年所有大股東的持股比例；NCLSi，t為第i企業(yè)第t年非控股大股東的持股比例；Liqui，t為第i企業(yè)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(yè)非控股大股東的退出威脅。此處需要注意三點(diǎn)：第一，本文在計(jì)算非控股大股東的競(jìng)爭(zhēng)程度BHCi，t時(shí)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(gè)公式也沒有取相反數(shù)，因?yàn)楸疚难芯康氖欠强毓纱蠊蓶|的退出威脅治理效應(yīng)，因此在計(jì)算大股東競(jìng)爭(zhēng)程度時(shí)應(yīng)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(jìng)爭(zhēng)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(dòng)的時(shí)候才能發(fā)揮效應(yīng)，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(biāo)準(zhǔn)時(shí)，將一致行動(dòng)人進(jìn)行了匯總合并。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。本文借鑒李慧云等（2020）［39］的研究，以Herfindale 指數(shù)（HHI）衡量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。HHI 指的是企業(yè)當(dāng)期所在行業(yè)所有企業(yè)營業(yè)額之比的平方和，計(jì)算公式如模型（3）所示。HHI 越大，說明該行業(yè)市場(chǎng)份額越集中，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越小。

其中：xi為特定行業(yè)中第i個(gè)企業(yè)的年度銷售額；X為行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)的年銷售額總和。

（2）財(cái)富集中度。財(cái)富集中度包括高管財(cái)富集中度和控股股東財(cái)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(cái)富集中度和控股股東財(cái)富集中度，持股比例越高，財(cái)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(dòng)人之后的持股比例。

4.控制變量

參照已有關(guān)于創(chuàng)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(guī)模（Size）、公司年齡（Age）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、現(xiàn)金流（Cf）、固定資產(chǎn)密集度（Ci）、盈利能力（Roa）、成長性（Growth）、董事會(huì)規(guī)模（Bsize）、高管薪酬（Salar）、獨(dú)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(yè)效應(yīng)。

表1為所有變量及其定義說明。

表1 變量設(shè)計(jì)

續(xù)表1

（四）模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)H1，本文構(gòu)建了模型（4），在該模型中，重點(diǎn)關(guān)注β1，β1衡量了非控股大股東退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響。

為了檢驗(yàn)H2，本文按照HHI 年份行業(yè)中位數(shù)將樣本企業(yè)分為高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度和低市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度，并分別將兩組樣本代入模型（4）進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度對(duì)非控股大股東退出威脅和創(chuàng)新投資的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

為了檢驗(yàn)H3a和H3b，本文分別按照Mshare和Bshare年份行業(yè)中位數(shù)，將樣本企業(yè)分為高高管財(cái)富集中度組和低高管財(cái)富集中度組、高控股股東財(cái)富集中度組和低控股股東財(cái)富集中度組，并分別將樣本代入模型（4）進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證財(cái)富集中度對(duì)非控股大股東退出威脅和創(chuàng)新投資的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 報(bào)告了描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，從表2 可以看出，創(chuàng)新投資（Dona）均值為0.020 9，說明我國上市公司的研發(fā)投入僅占總資產(chǎn)的2.09%，研發(fā)投入水平整體偏低，最小值為0，最大值為0.115 3，標(biāo)準(zhǔn)差為0.018 5，說明不同上市公司研發(fā)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(shù)為0，最大值0.092 6，進(jìn)一步說明了我國存在“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)特征，且不同企業(yè)的非控股大股東退出威脅存在較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表3 報(bào)告了各變量的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，其中，上三角為Spearman 相關(guān)系數(shù)，下三角為Person 系數(shù)。可以看出創(chuàng)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(guān)，初步說明非控股大股東退出威脅會(huì)促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投資。同時(shí)，創(chuàng)新投資（Dona）與其他大部分變量的相關(guān)系數(shù)都在1%的水平上顯著。各控制變量之間相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值基本上都小于0.5，說明所選擇的變量間相關(guān)性較弱。

表3 相關(guān)性分析

（三）單變量檢驗(yàn)

表4 是單變量檢驗(yàn)，A 欄按照退出威脅年度行業(yè)均值將樣本分為低NET組和高NET組，T檢驗(yàn)和Wilcoxon Z檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，低NET組的Dona均值和中位數(shù)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(jié)果同樣支持，初步驗(yàn)證了H1。

表4 單變量檢驗(yàn)

（四）回歸結(jié)果分析

表5 報(bào)告了H1 的回歸結(jié)果，為了使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健，本文對(duì)所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進(jìn)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(yè)效應(yīng)，NET 系數(shù)為0.075 1，并且在1%的水平上顯著；第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上加入了公司基本特征變量，NET 系數(shù)為0.046 6，同時(shí)在1%的水平上顯著；第（3）列進(jìn)一步控制了公司治理變量，NET 系數(shù)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(yè)創(chuàng)新投資越高，支持H1。

表6 的第（1）列和第（2）列報(bào)告產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。可以看出：高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度組的NET系數(shù)為0.019 6，但結(jié)果不顯著，說明在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，非控股大股東退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用有限，此時(shí)高管和控股股東會(huì)因?yàn)楸O(jiān)督力度和競(jìng)爭(zhēng)壓力的提高自發(fā)創(chuàng)新；低市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度組的系數(shù)為0.056 1，在1%的水平上顯著，說明在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低時(shí)，非控股大股東退出威脅顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新投資，此時(shí)高管和控股股東沒有競(jìng)爭(zhēng)壓力，怠于創(chuàng)新。非控股大股東的退出威脅壓力能促進(jìn)高管和控股股東的創(chuàng)新投資，發(fā)揮較大的治理效應(yīng)，支持H2。

表6 的第（3）（4）（5）（6）列報(bào)告了財(cái)富集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。其中：第（3）和第（4）列是高管財(cái)富集中度的調(diào)節(jié)作用，高高管財(cái)富集中度組的NET 系數(shù)為0.044，在1%的水平上顯著，低高管財(cái)富集中度組的NET 系數(shù)為-0.004 6，不顯著，說明當(dāng)高管持股較高時(shí)，高管對(duì)股價(jià)的敏感性較大，財(cái)富集中度也較高，非控股大股東的退出威脅能對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新投資發(fā)揮較大的治理效應(yīng)，支持H3a；表6第（5）和第（6）列是控股股東財(cái)富集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，高控股股東財(cái)富集中度的NET 系數(shù)為0.035 6，在1%的水平上顯著，低控股股東財(cái)富集中度組的NET 系數(shù)為0.024 1，雖然結(jié)果為正，但是不顯著，說明當(dāng)控股股東持股較高時(shí)，控股股東對(duì)股價(jià)的敏感性較大，財(cái)富集中度也較高，非控股大股東的退出威脅能對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新投資發(fā)揮較大的治理效應(yīng)，H3b得到驗(yàn)證。

表5 非控股大股東退出威脅與創(chuàng)新投資

表6 行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度和財(cái)富集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表6

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.改變創(chuàng)新投資的度量指標(biāo)

為保證結(jié)論可靠，本文分別采用了下一期發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量加1 的自然對(duì)數(shù)（lnPatentt+1）和當(dāng)期研發(fā)支出的自然對(duì)數(shù)（lnDona）作為創(chuàng)新投資的代理變量。模型（4）回歸結(jié)果分別見表7 第（1）列和第（2）列所列，NET系數(shù)依然顯著為正，證實(shí)結(jié)論較為穩(wěn)健。

2.改變非控股大股東退出威脅的度量指標(biāo)

本文參照姜付秀等（2015）［23］和陳克兢（2019）［24］研究，采用企業(yè)是否完成股權(quán)分置改革作為退出威脅的代理變量，當(dāng)企業(yè)完成股權(quán)分置改革且存在非控股大股東時(shí)NET2取值為1，否則為0?；貧w結(jié)果見表7第（3）列所列，結(jié)論仍與前文一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（六）內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)論可靠，本文進(jìn)行了以下內(nèi)生性分析：

（1）固定效應(yīng)模型。為了避免遺漏公司個(gè)體變量的影響，本文采用固定效應(yīng)模型對(duì)模型（4）重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表8第（1）列所列，NET系數(shù)依舊顯著為正，與本文結(jié)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(yàn)因變量變動(dòng)值和自變量變動(dòng)值之間的關(guān)系，構(gòu)建模型（5），其中：DDonai，t（Donai，t-Donai，t-1）表示創(chuàng)新投資的變動(dòng)值；DNETi，t（NETi，t-NETi，t-1）表示非控股大股東退出威脅的變動(dòng)值。檢驗(yàn)結(jié)果見表8第（2）列所列，可以看出DNET系數(shù)顯著為正，證實(shí)本文結(jié)論穩(wěn)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(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表8第（3）列所列，NET系數(shù)顯著為正，證實(shí)本文結(jié)論穩(wěn)健。

表8 內(nèi)生性檢驗(yàn)（固定效應(yīng)、Change Model和PSM模型）

（4）工具變量法。雖然本文已經(jīng)證實(shí)非控股大股東退出威脅會(huì)顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新投資，但創(chuàng)新投資可能會(huì)反向影響退出威脅的程度，比如創(chuàng)新投資越多的企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)越好，會(huì)吸引更多的投資者入股，增強(qiáng)了股票流動(dòng)性，從而提高退出威脅程度。為解決該內(nèi)生性問題，本文使用年度行業(yè)退出威脅均值（NET_mean1）和年度地區(qū)退出威脅均值（NET_mean2）作為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。這是因?yàn)橛捎诤暧^經(jīng)濟(jì)環(huán)境和行業(yè)特征的相似性，同年度同行業(yè)和同年度同地區(qū)的退出威脅會(huì)影響本企業(yè)的退出威脅程度，但不會(huì)影響到本企業(yè)創(chuàng)新投資。檢驗(yàn)結(jié)果見表9 所列，弱工具變量檢驗(yàn)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(shè)，過度識(shí)別檢驗(yàn)的P值為0.835 1，接受了所有工具變量都是外生的原假設(shè)，說明本文選擇的工具變量是合理的。在控制了內(nèi)生性后，Instrumented NET依舊顯著為正，支持本文結(jié)論。

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)（工具變量法）

續(xù)表9

五、進(jìn)一步分析

（一）第一類代理成本路徑檢驗(yàn)

依據(jù)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資。為了檢驗(yàn)這一中介機(jī)制是否成立，本文在模型（4）的基礎(chǔ)上構(gòu)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(gè)指標(biāo)作為第一類代理成本的代理變量，分別為支付的其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金與營業(yè)收入的比值A(chǔ)C1_1（該值越大，第一類代理成本越嚴(yán)重）和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（營業(yè)收入/總資產(chǎn)）AC1_2（該值越小，第一類代理成本越嚴(yán)重）。在構(gòu)建以AC1為因變量的模型時(shí)，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(huì)規(guī)模（Bsize）、獨(dú)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(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資的影響，模型（6）用來檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)第一類代理成本的影響，模型（7）進(jìn)一步檢驗(yàn)在控制第一類代理成本的基礎(chǔ)上非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)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(duì)第一類代理成本產(chǎn)生顯著影響，接下來驗(yàn)證模型（7）；若模型（7）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數(shù)絕對(duì)值降低，則可認(rèn)為管理層自利行為是非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)制。

表10 第（1）列報(bào)告了模型（4）的回歸結(jié)果，模型（6）的回歸結(jié)果見表10第（2）列和第（4）列所列，NET 系數(shù)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(chǎn)周轉(zhuǎn)率。表10 第（3）列和第（5）列報(bào)告了模型（7）的回歸結(jié)果，在控制第一類代理成本的影響后，NET 的系數(shù)依然顯著為正，且系數(shù)絕對(duì)值小于第（1）列的絕對(duì)值，說明管理層自利行為是非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)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(yàn)

依據(jù)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資。為了檢驗(yàn)這一中介機(jī)制是否成立，本文在模型（4）的基礎(chǔ)上構(gòu)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(gè)指標(biāo)作為企業(yè)第二類代理成本的代理變量，分別為關(guān)聯(lián)交易中商務(wù)及勞務(wù)之和與總資產(chǎn)的比值A(chǔ)C2_1（該比值經(jīng)行業(yè)調(diào)整，該值越大，控股股東掏空程度越嚴(yán)重）和剔除噪音后的關(guān)聯(lián)交易與總資產(chǎn)的比值A(chǔ)C2_2（該比值經(jīng)行業(yè)調(diào)整，該值越大，控股股東掏空程度越嚴(yán)重）。在構(gòu)建以AC2 為因變量的模型時(shí)，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(quán)分離度（Cv）、董事會(huì)規(guī)模（Bsize）、獨(dú)董比例（Indb）和是否四大審計(jì)事務(wù)所（Big4）等公司治理特征變量。模型（4）用來檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資的影響，模型（8）用來檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)控股股東掏空程度的影響，模型（9）進(jìn)一步檢驗(yàn)在控制控股股東掏空程度的基礎(chǔ)上非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)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(duì)控股股東掏空程度產(chǎn)生顯著影響，接下來驗(yàn)證模型（9）；若模型（9）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數(shù)絕對(duì)值降低，則可認(rèn)為控股股東掏空程度為非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)制。

表11 第（1）列報(bào)告了模型（4）的回歸結(jié)果，模型（8）的回歸結(jié)果見表11第（2）列和第（4）列所列，NET 系數(shù)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(bào)告了模型（9）的回歸結(jié)果，在控制控股股東掏空程度的影響后，NET 的系數(shù)依然顯著為正，且系數(shù)絕對(duì)值小于第（1）列的絕對(duì)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(chuàng)新投資的中介機(jī)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(yàn)

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(qiáng)了其他利益相關(guān)者對(duì)控股股東和管理層的監(jiān)督力度，從而促進(jìn)了創(chuàng)新投資。為了檢驗(yàn)這一中介機(jī)制是否成立，本文在模型（4）的基礎(chǔ)上構(gòu)建了以下回歸模型：

其中，本文參考權(quán)小鋒等（2017）［43］的研究，用前三年企業(yè)可操控性總應(yīng)計(jì)利潤的絕對(duì)值之和作為企業(yè)信息透明度的代理變量（Tran），Tran 越大，信息不對(duì)稱程度越高，信息透明度越低。其中，可操控總應(yīng)計(jì)利潤采用修正的Jones 模型估計(jì)。在構(gòu)建以Tran 為因變量的模型時(shí)，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(huì)規(guī)模（Bsize）、獨(dú)董比例（Indb）、是否國企（Soe）、是否四大審計(jì)事務(wù)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(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資的影響，模型（10）用來檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)信息透明度的影響，模型（11）進(jìn)一步檢驗(yàn)在控制信息透明度的基礎(chǔ)上非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)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(duì)信息透明度產(chǎn)生顯著影響，接下來驗(yàn)證模型（11）；若模型（11）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數(shù)絕對(duì)值降低，則可認(rèn)為信息透明度為非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)制。

表12 第（1）列報(bào)告了模型（4）的回歸結(jié)果，模型（10）的回歸結(jié)果見第（2）列所列，NET 系數(shù)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(duì)稱程度，提高了信息透明度。第（3）列報(bào)告了模型（11）的回歸結(jié)果，在控制信息透明度的影響后，NET的系數(shù)依然顯著為正，且系數(shù)絕對(duì)值小于第（1）列的絕對(duì)值，說明信息透明度為非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)制。

（四）融資約束的路徑檢驗(yàn)

資金是企業(yè)創(chuàng)新投資的前提條件，由前文分析可知，融資約束是造成企業(yè)創(chuàng)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資。為了檢驗(yàn)這一中介機(jī)制是否成立，本文在模型（4）的基礎(chǔ)上構(gòu)建了以下回歸模型：

其中，Sa表示企業(yè)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(biāo)作為企業(yè)融資約束的代理變量，公式為-0.737×企業(yè)規(guī)模（總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)）+0.04×企業(yè)規(guī)模的平方-0.04 年齡（報(bào)告年份-注冊(cè)年份+1），最終計(jì)算結(jié)果取絕對(duì)值即為Sa 指標(biāo)。該指標(biāo)越大，企業(yè)的融資約束程度越大。在構(gòu)建以Sa 為因變量的模型時(shí)，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(huì)規(guī)模（Bsize）、獨(dú)董比例（Indb）、是否國企（Soe）、是否四大審計(jì)事務(wù)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(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資的影響，模型（12）用來檢驗(yàn)非控股大股東退出威脅對(duì)融資約束的影響，模型（13）進(jìn)一步檢驗(yàn)在控制融資約束的基礎(chǔ)上非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)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(duì)融資約束產(chǎn)生顯著影響，接下來驗(yàn)證模型（13）；若模型（13）中的λ2顯著不為0，且λ1與β1相比系數(shù)絕對(duì)值降低，則可認(rèn)為融資約束為非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)制。

表12 第（1）列報(bào)告了模型（4）的回歸結(jié)果，模型（12）的回歸結(jié)果見第（4）列所列，NET 系數(shù)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(bào)告了模型（13）的回歸結(jié)果，在控制融資約束的影響后，NET 的系數(shù)依然顯著為正，且系數(shù)絕對(duì)值小于第（1）列的絕對(duì)值，說明融資約束為非控股大股東退出威脅影響創(chuàng)新投資的中介機(jī)制。

表12 信息透明度和融資約束路徑分析

續(xù)表12

六、結(jié)論與建議

社會(huì)心理學(xué)中，威脅是利益主體在決策博弈中為實(shí)現(xiàn)自身利益最大化而表達(dá)訴求的一種方式，通過施加壓力迫使對(duì)手做出退讓。在難以對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生直接影響的情況下，退出威脅成為非控股大股東發(fā)揮治理效應(yīng)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(shí)證研究了非控股大股東退出威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①非控股大股東的退出威脅促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資；②當(dāng)企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低、管理層和控股股東財(cái)富集中度越大時(shí)，非控股大股東退出威脅對(duì)創(chuàng)新投資促進(jìn)作用越明顯；③進(jìn)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(fā)揮治理效應(yīng)的主要路徑。

本文的研究結(jié)論具有一定的現(xiàn)實(shí)意義：①對(duì)企業(yè)而言，應(yīng)重視非控股大股東在創(chuàng)新投資中的促進(jìn)作用，一方面，構(gòu)建合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)，避免過度追求“一股獨(dú)大”，鼓勵(lì)一定的控制權(quán)競(jìng)爭(zhēng)；另一方面，完善企業(yè)治理機(jī)制，保障非控股大股東對(duì)企業(yè)決策的知情權(quán)，提升內(nèi)部信息流通速度及質(zhì)量，為非控股大股東及時(shí)獲得信息提供便利，充分發(fā)揮非控股大股東退出威脅的治理效應(yīng)。②對(duì)監(jiān)管部門而言，一方面，有必要加強(qiáng)宏觀治理環(huán)境，促進(jìn)資本市場(chǎng)股票流動(dòng)性，強(qiáng)化股權(quán)分置改革成果，降低投資者退出難度以增強(qiáng)退出威脅的可信度，以便非控股大股東退出威脅治理效應(yīng)得到充分發(fā)揮；另一方面，可以制定相關(guān)政策給予非控股股東更多的發(fā)聲機(jī)會(huì)，引導(dǎo)非控股股東通過積極參與的方式發(fā)揮治理作用，而非只能選擇相對(duì)被動(dòng)的退出威脅施加影響。