第一大股東持股比例與企業創新：一種非線性檢驗

□（華北電力大學經濟與管理學院北京102206）

一、引言

隨著2015年“大眾創業、萬眾創新”戰略及政策的推出，近兩年，“創業”和“創新”成為實務界和理論界討論的熱點話題。國內外學者對企業創新的影響因素進行研究，取得了一定的成果。比如：有些學者從宏觀制度環境的視角研究了其對企業創新的影響，包括財政補貼、稅收優惠、公司訴訟風險（潘越等，2015；楊振兵等，2015；王璽等，2015）；有學者從行業特性及公司內部特征的角度進行研究，包括產品市場競爭、高管激勵、高管特征、融資約束等（何玉潤等，2015；易靖韜等，2015；鞠曉生等，2013）。

上市公司大股東在投融資決策、并購重組等方面影響深遠。其既可能“掏空”上市公司，損害中小股東利益而實現自身利益最大化（Margaritis和 Psillaki，2010），也可能在公司陷于困境的時候“支持”上市公司，與中小股東形成“利益協同”，并積極監督高層管理者（Titman 和 Tsyplakov，2007）。盡管已有研究發現大股東會影響資本結構 （肖作平，2009）、盈余管理（劉峰等，2004）、投融資決策（Fan 等，2012），而關于大股東如何影響企業創新的研究較少，由于大股東存在“支持”和“掏空”雙重效應，那么，大股東如何影響企業創新呢？

本文利用2007—2015年滬深上市公司的樣本，研究第一大股東持股比例與企業創新的關系，結果發現：大股東持股比例與企業創新并不是線性關系，而是U型關系。進一步研究發現，在國有企業樣本組中，兩者之間的U型關系更加顯著。在“掏空”還是“監督”的影響機制探討中，本文從董事長與總經理是否二職合一、股權制衡水平高低兩個方面出發進行研究，結果發現：在二職合一和股權制衡水平較低時，第一大股東持股比例與企業創新U型關系更加顯著。

本文可能的貢獻包括：首先，區別于以往大部分研究文獻發現大股東的作用是線性關系，本文研究發現大股東對企業創新的影響不是簡單的線性關系，說明大股東既是“掏空”者又是“監督”者，拓展了大股東經濟后果的研究思路；其次，區別于以前從股權集中度、股權制衡水平角度研究企業創新，本文從大股東的視角對企業創新的影響因素進行研究，豐富了企業創新的相關文獻。

二、理論分析與研究假設

（一）第一大股東持股比例與企業創新

第一大股東持股比例是公司治理水平的重要影響因素（Shleifer和 Vishny，1997；La Porta 等，1998）。第一大股東持股比例可能對公司創新存在兩種相反的影響，取決于大股東的“掏空”效應還是“監督”效應占主導地位。從“掏空”效應的角度看，第一大股東持股比例為控股股東通過犧牲外部中小股東的利益來轉移公司資源提供了激勵和機會（Morck 等，2000；Claessens等，2002），“掏空”效應使大股東能夠利用對公司的有效控制進行關聯交易，從而獲取控制權私人收益（Shleifer和 Vishny，1989）。在“監督”視角下，股權集中度有利于大股東與中小股東利益的一致（Grossman和 Hart，1980；Lins，2003）。如：Mitton （2002） 研究發現在1997—1998年金融危機期間，股權集中度較高的公司股價表現更好。Gomes（2000）認為更高的股權集中度能夠成為大股東不會侵占中小股東的利益一種可信的承諾。同時，有研究表明，大股東持股比例對公司的影響可能一定是線性關系。Stulz（1998）對控制權與公司價值之間的U型關系進行了描述，McConnell和 Servaes（1990）對控制權與公司價值之間的U型關系進行了實證檢驗。

有實證研究表明“監督”效應主要存在于股權比較分散或沒有大股東的歐美發達市場。相反，很多證據支持認為，由于我國市場的股權集中度較高，從下頁表2的描述性統計可以看出，第一大股東持股比例的均值為0.36，最小值和最大值分別是0.09和0.75，因而，我國資本市場更多的表現為大股東的“掏空”效應（李增泉等，2004）。在我國，大股東幾乎控制著公司的重大決策，我們認為剛開始大股東的“掏空”效應占主導地位，企業研發費用的投入回報周期較長，且具有不確定性（唐躍軍和左晶晶，2014），因而“掏空”效應會限制企業創新投入，即隨著第一大股東持股比例的增加，第一大股東的持股比例與企業創新負相關。但是隨著第一大股東持股比例的增加，“掏空”效應逐漸得到緩解，當第一大股東持股比例超過一定閾值后（根據第7頁表4的回歸結果第（2）列和第（4）列的回歸系數，可以算出U型拋物線的最小值，第（2）列用研發費用的對數衡量企業創新時，U型拋物線的最小值為0.341，第（4）列用研發費用相對值衡量企業創新時，U型拋物線的最小值為0.313，這兩個最小值就是第一大股東持股比例的閾值），大股東的“監督”效應開始占主動地位，Fan和Wong（2002）的研究認為，當大股東有效控制公司之后，任何投票權的增加不會再讓大股東進一步“掏空”公司，反而，隨著持股比例的增加，現金流權的增加會導致大股東“掏空”成本越來越高。因此，“監督”效應占主導地位時，第一大股東持股比例的增加會促進企業創新。即第一大股東持股比例與企業創新呈現先降后升的非線性關系。李增泉等（2004）研究發現第一大股東持股比例與控股股東占用的上市公司資金之間存在先升后降的非線性關系，即存在倒U型關系，同樣也證明在我國，隨著第一大股東持股比例的增加，“掏空”效應先占主導地位，但超過某一閾值后，“監督”效應占主導地位。綜上所述，本文提出如下假設：

H1：其他條件不變的情況下，第一大股東持股比例與企業創新呈U型關系。

（二）企業性質與企業創新

在我國，不同企業性質的上市公司在融資政策、稅收政策等方面存在差異，已有研究文獻表明，企業性質會影響資本結構、股權激勵、公司價值等（王朝才等，2016；王甄等，2016）。關于企業性質對企業創新的影響，已有研究表明，國有企業有多重使命，完成政府指令或承擔社會責任可能與公司利潤最大化相違背（劉芍佳等，2003），而且很多國有企業依賴政府提供的各種資源生存，如：便利融資、政策優惠、稅收減免等，國有企業高管為個人晉升或私有利益，很難考慮公司長遠發展，往往以公司短期發展為目標，從而減少對研發費用的投入，綜上所述，國有企業與企業創新負相關。非國有企業在市場化環境中，為了生存和發展，更多地從公司長期發展角度進行投資決策，而且會采取多種手段激勵管理層以防止高層管理者的自利行為，受政府政策影響也較小，因而，為了獲取更大的競爭優勢，可能投入更多的費用在研發上。所以，非國有企業與企業創新正相關。基于此，本文提出如下假設：

H2：其他因素不變時，國有企業樣本中，第一大股東持股比例與企業創新的U型關系更加顯著。

（三）公司治理、股權制衡與企業創新

已有研究表明，公司治理水平越高、股權制衡水平越高時，外部監督對大股東的約束力越強，從而緩解大股東的“掏空”行為（王化成等，2015）。因而，提升公司內外部治理水平和股權制衡水平，有利于提高第一大股東的“監督”效應，緩解第一大股東的“掏空”效應，從而促進公司創新。因此，本文提出如下假設：

H3：其他因素不變時，當公司治理水平越低時或公司股權制衡水平越低時，第一大股東持股比例與企業創新的U型關系更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2007—2015年我國滬深上市公司為初始樣本，樣本篩選過程如下：首先，剔除金融類上市公司、當年上市的公司和ST（或*ST）公司，因為這三類公司在大股東持股比例、公司治理、股權制衡水平等方面與其他上市公司差異較大；其次，剔除某一年度中同行業上市公司少于15家的樣本，便于控制行業；再次剔除各種數據缺失的樣本。最后得到10 236個年度-公司觀測值。為了緩解極端值的影響，文中所有連續變量都在1%和99%水平上進行縮尾處理。

（二）變量定義

1.企業創新。借鑒前人研究（趙晶等，2016；李文貴等，2015），本文采用研發費用的絕對值和相對值兩個指標衡量企業的創新投入，即當期研發費用的對數、當期研發費用/營業收入。

2.第一大股東持股比例。本文主要自變量是第一大股東持股比例，記為Shrcr 1，為了驗證U型關系，自變量還包括第一大股東持股比例的平方，記為Shrcr 12。

3.其他變量。根據已有關于企業創新影響因素的研究文獻（趙晶等，2016；李文貴等，2015；潘越等，2015），本文控制變量主要有：滯后一期的公司規模、公司業績、公司負債率、公司營業收入增長率、公司現金流比例、公司固定資產比例、年度、行業。在穩健性檢驗及后續研究中主要用到公司股權性質、是否二職合一、董事會規模、獨立董事比例、股權制衡水平。具體見下頁表1。

（三）模型設計

本文采用模型（1）檢驗假設1。

式中，R&D是對企業創新的衡量，主要包括RDLN和RDP。Shrcr 1是滯后一期的第一大股東持股比例。Shrcr 12是滯后一期的第一大股東持股比例的平方項，cvariables是文中所有控制變量滯后一期的數值，Year和Ind分別控制年度和行業。根據假設1，β1的系數應該為負，β2的系數應該為正。隨后，本文通過分組檢驗了不同產權性質下大股東持股比例對企業創新的影響。最后，關于“支持”抑或“掏空”的影響機制探討中，本文通過二職是否合一、股權制衡水平對樣本進行分組檢驗。

表1 主要變量說明

四、實證結果

（一）描述性統計分析

由表2描述性統計的結果可以看出，研發費用的對數最小值為12.43，最大值為21.37，與黨力等（2015）的數值接近；研發費用相對值的最大值為0.110，比何玉潤等（2015）的最大值0.084略大。第一大股東持股比例均值為0.360，最大值為0.750，與王化成等（2015）的結果類似，說明我國上市公司中，第一大股東持股比例較高，股權相對比較集中。其他控制變量的描述性統計值分布比較合理。

（二）相關性分析

從變量的Pearson和Spearman的相關系數可以看出（限于篇幅該表略），企業創新的兩個衡量指標與第一大股東持股比例在0.01水平上顯著負相關，其他變量中，除了滯后一期公司的營業收入增長率與企業創新不存在顯著相關關系外，其他變量分別在不同顯著性水平上與企業創新相關。

表2 描述性統計分析

（三）回歸分析

第一大股東持股比例與企業創新的回歸結果見表3。模型（1）和（2）是采用研發費用對數衡量企業創新時的回歸結果，結果顯示：無論是否加入其他控制變量，第一大股東持股比例與企業創新在0.001水平上顯著負相關，而第一大股東持股比例的平方項與企業創新在0.001水平上顯著正相關，即第一大股東持股比例與企業創新存在U型關系，而不是簡單的線性關系。模型（3）和（4）是采用研發費用相對值衡量企業創新時的回歸結果，結果顯示：無論是否加入其他控制變量，第一大股東持股比例與企業創新在0.05水平上顯著負相關，而第一大股東持股比例的平方項與企業創新在0.05水平上顯著正相關，即第一大股東持股比例與企業創新存在U型關系，而不是簡單的線性關系。支持本文H1。控制變量中，公司規模、負債率、固定資產比例與研發投入顯著負相關，而公司業績與研發投入顯著正相關，與前人研究基本一致（趙晶等，2016；Barker和 Mueller，2002）。

（四）進一步分析

已有研究顯示，第一大股東的“支持”與“掏空”角色在國有企業和非國有企業中有顯著差異 （溫軍和馮根福，2012）。分組檢驗結果見下頁表4，模型（1）和（2）是采用研發費用的對數進行分組檢驗的結果，結果顯示：在國有樣本組中，第一大股東持股比例與企業創新在0.001水平上呈U型關系，而非國有樣本組中，U型關系并不顯著；模型（3）和（4）是采用研發費用相對值進行分組檢驗的結果，結果與模型（1）和（2）一致。綜上所述，在國有企業樣本組中，隨著第一大股東持股比例的增加，大股東的“掏空”效應強于“支持”效應，當第一大股東持股比例超過閾值（模型（1）和（2）中的閾值為 0.345，模型（3）和（4）中的閾值為 0.432），大股東的“支持”效應強于“掏空”效應，支持H2。

表3 回歸結果分析

表4 按企業性質分組檢驗結果

五、影響機制分析

根據前文分析，大股東可能通過更多“掏空”或更多“支持”影響企業創新，而大股東的“掏空”或“支持”效應主要受到內部治理水平 （本文主要考察董事長與總經理是否二職合一）、股權制衡水平等影響。王化成等（2015）研究發現，董事長與總經理二職合一、股權制衡水平較低時，大股東的“掏空”效應強于“支持”效應，反之，大股東的“支持”效應占主導地位。因而，本文主要從是否二職合一、股權制衡水平兩個方面對影響機制進行分析。

（一）二職是否合一的檢驗

有研究發現，當董事長和總經理二職合一時，大股東的“掏空”效應占主導地位（陳立泰、林川，2011）。二職是否合一的分組檢驗結果見表5。模型（1）和（2）是采用研發費用的對數進行分組檢驗的結果，結果顯示：在二職合一的樣本組中，第一大股東持股比例與企業創新在0.1水平上呈U型關系，模型（3）和（4）是采用研發費用的相對值進行分組檢驗的結果，與模型（1）和（2）的結果一致。說明當公司內部治理水平較差時，第一大股東持股比例與企業創新呈U型關系，而治理水平較好時，U型關系不顯著，支持H3。

（二）股權制衡水平的檢驗

吳紅軍和吳世農（2009）研究發現上市公司股權制衡水平越低，大股東的“隧道”效應占主導地位，反之，“支持”效應占主導地位。本文用第二至第五大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例來衡量股權制衡水平（徐莉萍、辛宇和陳工孟，2006）。分組檢驗結果見表6，模型（1）和（2）是采用研發費用的對數進行分組檢驗的結果，結果顯示：在股權制衡水平較低的樣本組中，第一大股東持股比例與企業創新在0.05水平上呈U型關系，模型（3）和（4）是采用研發費用的相對值進行分組檢驗的結果，與模型（1）和（2）的結果一致。說明當公司股權制衡水平較低時，第一大股東持股比例與企業創新呈U型關系，而股權制衡水平較高時，U型關系不顯著，支持假設3。

表5 二職合一的分組檢驗

表6 股權制衡水平的分組檢驗

六、穩健性檢驗

（一）內生性探討

采用滯后一期的數值能夠在一定程度上緩解本文模型中的內生性問題，但內生性問題仍然無法避免，因而本文采用工具變量法對模型進行重新檢驗。借鑒已有文獻，本文采用同地區同年度（Shrcr1yr）和同行業同年度（Shrcr1yi）其他上市公司的第一大股東持股比例的均值作為本公司第一大股東持股比例的工具變量（沈華玉等，2017）。之所以選取這兩個變量作為工具變量，因為它們滿足工具變量的兩個條件：第一，相關性。一般來說，同行業同年度的公司和同地區同年度的公司在法律環境、治理水平等方面類似，因而同地區同年度（Shrcr1yr）和同行業同年度（Shrcr1yi）其他上市公司的第一大股東持股比例的均值與本公司第一大股東的持股比例存在相關關系，表7中第一階段的回歸結果也支持相關性的結論。第二，外生性。目前，還沒有文獻證明同地區同年度（Shrcr1yr）和同行業同年度（Shrcr1yi）其他上市公司的第一大股東持股比例的均值會影響本公司的企業創新，因而，符合外生性原則。

表7 工具變量

表7中模型（1）是第一階段的回歸結果，結果顯示：本公司第一大股東持股比例與同地區同年度（Shrcr1yr）和同行業同年度（Shrcr1yi）其他上市公司的第一大股東持股比例的均值都在0.01水平上顯著正相關，支持上述的相關性原則；而模型（2）和模型（3）是RDLN和RDP的第二階段回歸結果，結果顯示：無論采用哪一個指標衡量企業創新，上市公司第一大股東持股比例與企業創新都在0.01水平上呈U型關系，支持H1。而在工具變量一系列的檢驗中，結果顯示本文選擇的兩個工具變量不存在識別不足、弱工具變量、過度識別等問題，因而，本文變量選取較為合理。綜上所述，經過工具變量檢驗后，本文研究結論仍然成立。

（二）時間窗口敏感性測試

為了緩解本文存在的內生性問題，本文還對時間窗口的敏感性進行測試，主要采用超前兩期的研發投入代替超前一期的研發投入，對模型進行重新檢驗，結果見表8。

表8 時間窗口敏感性測試

（三）遺漏變量考察

本文結果可能受到遺漏變量的影響，已有研究發現公司治理水平（是否二職合一、董事會規模、獨立董事比例）、托賓Q等會對企業創新產生影響（馮根福和溫軍，2008），本文在模型中逐步控制以上變量重新進行檢驗，結果見下頁表9。研究結果顯示：采用RDLN或RDP衡量企業創新時，上市公司第一大股東持股比例與企業創新都在0.01水平上呈U型關系，說明在考慮遺漏變量后，本文結論仍然穩健。

（四）隨機效應模型和雙向固定效應模型

樣本個體、時間趨勢等也會對本文結果帶來影響，因而，本文采用隨機效應模型和雙向固定效應模型重新進行檢驗，結果見表10，本文研究結論仍然成立。

表9 加入其他控制變量的回歸結果

七、研究結論與啟示

（一）研究結論

目前，大股東究竟是“掏空”還是“支持”上市公司還沒有統一結論，本文以2007—2015年上市公司為樣本，對第一大股東持股比例與企業創新進行研究，發現大股東持股比例與企業創新并不是線性關系，而是U型關系。進一步研究發現，在國有企業樣本組中，兩者之間的U型關系更加顯著。在“掏空”還是“支持”的影響機制探討中，本文從董事長與總經理是否二職合一、股權制衡水平高低兩個方面出發，研究發現：在二職合一和股權制衡水平較低時，第一大股東持股比例與企業創新U型關系更加顯著。

（二）研究啟示

本文探討了第一大股東持股比例對企業創新的影響，根據研究結論可以得到如下啟發：

第一，大股東持股比例與企業創新并不是線性關系，而是U型關系。說明在我國資產市場中，上市公司的股權相對比較集中，大股東的“掏空”和“支持”作用同時存在，哪一種作用占據主導地位取決于大股東持股比例的閾值 （見前文分析）。當大股東持股比例低于閾值時，“掏空”占主導地位，需要相應的政策法規及合理的股權設計來緩解這種“掏空”效應。

第二，國有企業、二職合一、股權制衡水平越低的樣本組中，倒U型關系更加顯著。兩者之間的U型關系更加顯著。說明非國有企業中，當大股東持股比例低于閾值時，“掏空”效應更加明顯，超過該閾值時，“支持”效應占主導。因而，對于不同企業性質的上市公司，其股權結構應該有所差異。此外，上市公司應該通過合理的制度設計來提升公司內部治理水平和股權制衡水平，以達到緩解大股東“掏空”效應的目的。

第三，相對于發達資本市場，U型關系說明我國資本市場中，股權相對集中，剛開始，“掏空”效應占主導地位，但第一大股東持股比例超過閾值后，“支持”效應占主導地位。因而在我國，從股權結構的角度考慮，要么使上市公司股權相對分散（類似于歐美發達資本市場），要么使第一大股東持股比例相對較高（超過閾值）。