非控股大股東退出威脅與企業創新

李壯壯 李強

【摘要】已有研究認為， 大股東退出威脅能夠發揮公司治理作用。 基于我國資本市場的制度背景， 以2010 ～ 2017年A股上市公司為樣本， 實證檢驗非控股大股東退出威脅對企業創新的影響。 研究發現， 非控股大股東退出威脅能夠促進企業創新， 而且這種積極作用在樣本公司為國有性質、股權分散、市場化程度較高的情況下更為顯著。 進一步的中介檢驗結果表明， 非控股大股東退出威脅通過降低第二類代理成本、提高信息透明度和媒體關注度三個渠道作用于企業創新。

【關鍵詞】非控股大股東;退出威脅;企業創新;媒體關注

【中圖分類號】F272.3? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）21-0038-8

一、引言

關于大股東如何有效發揮治理作用， 基于資本市場股票流動性的傳統研究主要從發聲機制和退出機制展開討論[1] 。 發聲機制是指大股東通過董事會“用手投票”， 積極參與企業決策; 退出機制是指大股東通過“用腳投票”抑制管理層私利動機， 從而實現公司治理。 退出威脅是近年來興起的一個研究課題， 指大股東可以通過退出威脅來改善公司治理[2] 。 具體而言， 大股東是公司的內部知情者， 如果公司缺乏未來發展潛力， 大股東往往傾向于提前退出而導致股價下跌， 這會損害公司管理層的利益。 因此， 面對大股東的退出威脅， 公司管理層不得不努力工作以提升公司價值。 需要指出的是， 在我國資本市場“一股獨大”的背景下， 控股股東一般擁有絕對的話語權， 代理問題也主要表現為控股股東與其他股東之間的利益沖突。 因此， 不同于國外學者基于發達資本市場研究所有大股東的退出威脅， 本研究主要探討非控股大股東退出威脅的治理效應。

已有關于非控股大股東退出威脅的研究主要側重于公司治理視角， 如降低兩類代理成本、約束企業盈余管理、抑制控股股東私利動機等， 而對公司經營決策的關注較少。 創新是建設現代化經濟體系的核心驅動力， 也是我國現階段向高質量發展轉型的關鍵因素， 同時國家創新驅動發展戰略的實現很大程度上依賴于企業層面的創新能力。 那么， 非控股大股東退出威脅對企業創新是否具有治理效應？從理論上而言， 非控股大股東退出威脅對企業創新的影響存在兩種可能：激勵假說和壓力假說。 激勵假說認為， 非控股大股東退出威脅能夠產生激勵作用， 約束公司管理層和控股股東的短視行為， 從而促進創新。 但壓力假說認為， 非控股大股東退出威脅會給企業帶來短期業績壓力和負面輿論壓力， 從而強化企業的短視行為， 不利于企業創新。 理論分析結論的不一致顯然不利于指導企業實踐， 有必要對二者之間的關系進行實證檢驗。

基于上述分析， 本文以2010 ～ 2017年A股上市公司為樣本， 將非控股大股東退出威脅與企業創新聯系起來， 實證檢驗其治理效應。 研究發現：非控股大股東退出威脅能夠促進企業創新， 支持激勵假說， 且這種積極作用在樣本公司為國有性質、股權分散、市場化程度較高的情況下更為顯著。 進一步的中介檢驗結果表明， 非控股大股東退出威脅通過降低第二類代理成本、提高信息透明度和媒體關注度三個渠道作用于企業創新。

本文的邊際貢獻主要包括：①拓展了非控股大股東退出威脅治理效應的研究范圍。 本文著眼于企業創新， 提出非控股大股東退出威脅的激勵假說和壓力假說， 將治理效應研究延伸到企業經營決策層面。 ②基于我國資本市場的特殊制度背景， 從非控股大股東退出威脅視角豐富了企業創新的影響因素研究。 已有研究主要關注控股股東的影響， 本文從我國資本市場股權高度集中的現實出發， 聚焦非控股大股東， 系統檢驗了其退出威脅對企業創新的作用機制， 研究結論更加適用于我國企業。 ③在不同情境下， 分析了非控股大股東退出威脅與企業創新關系的異質性。 本文設置不同企業產權性質、股權集中程度、地區市場化程度等多個情境， 分別檢驗非控股大股東退出威脅作用的差異性， 有利于更有針對性地發揮非控股大股東的積極治理作用、促進企業創新。

二、理論分析及假設提出

2005年股權分置改革之后， 我國資本市場進入股權“全流通”時代， 為非控股大股東退出提供了一個良好的制度環境。 2017年證監會出臺了《上市公司大股東、董監高減持股份的若干規定》， 規定大股東在減持股份前須向證券交易所報告并預先披露減持計劃， 進一步增強了非控股大股東退出威脅的威懾力。 本文認為， 非控股大股東退出對企業創新的治理效應存在兩種競爭性可能， 即激勵假說和壓力假說。

（一）激勵假說

激勵假說是指非控股大股東退出威脅可以抑制代理成本、緩解信息不對稱和強化媒體監督， 從而約束企業短期行為， 激勵企業創新。

1. 代理理論。 兩權分離情況下， 由于委托人和代理人之間存在信息不對稱， 會出現代理人享受“平靜生活”的道德風險行為[3] 。 企業管理層經常會收縮投資或將過多資金投資于一些沒有挑戰性的常規項目， 而對高風險和需長期投入的研發活動缺乏熱情。 非控股大股東作為內部知情者， 當發現管理層存在消極怠工傾向時， 會選擇“用腳投票”， 這種退出行為將導致公司股價下跌。 而管理層的薪酬和職位安全都與公司股價密切相關， 因此， 非控股大股東的退出將會損害管理層利益。 可以預期， 非控股大股東退出威脅能夠促使非控股大股東與管理層的利益趨同， 抑制管理層的短期行為和道德風險， 從而有利于企業創新。

此外， 相比西方發達資本市場的代理問題主要表現為股東和管理層之間的第一類代理問題， 我國上市公司由于所有權相對集中， 主要代理問題表現為控股股東和其他股東之間的第二類代理問題[1] 。 袁春生、李琛毅[4] 研究發現， 高度集中的股權結構對企業創新的不利影響主要體現在兩方面：一是控股股東的風險規避傾向， 表現為進行經營決策時選擇低風險的短期項目， 而放棄高投入、高風險且回報期不確定的創新項目; 二是控股股東的私利動機， 表現為侵害其他股東利益、謀取控制權私有收益的非效率投資行為。 已有研究認為， 非控股股東退出威脅能夠有效緩解第二類代理問題[5] ， 當非控股大股東選擇“用腳投票”時， 會向市場傳遞企業前景不佳的負面信息， 最終會損害控股股東的權益。 因此， 非控股大股東退出威脅能夠對控股股東產生激勵約束作用， 從而促進企業創新。

2. 信息不對稱理論。 信息不對稱會對企業創新產生負面影響， 具體體現為：第一， 信息不對稱容易導致外部投資者低估創新項目的價值， 進而降低企業的創新意愿; 第二， 信息不對稱會加劇企業的融資約束， 導致企業無法獲取創新所需要的充足資金， 從而抑制企業創新行為。 然而， 非控股大股東卻有動機也有能力去緩解信息不對稱。 一方面， 相比分散的小股東， 大股東持有較高的股權份額， 因此更有動力關心企業發展， 他們會積極獲取私有信息而成為內部知情交易者， 并且能通過退出行為將獲取的私有信息反映在股價當中， 進而緩解企業管理層和投資者之間的信息不對稱; 另一方面， 大股東退出威脅能夠發揮監督治理作用， 抑制企業的盈余管理行為， 提高企業的會計信息質量， 而高質量的會計信息又能夠削弱管理層和投資者之間的信息不對稱[6] 。 因此， 非控股大股東退出威脅有助于緩解信息不對稱， 對企業創新產生積極作用。

3. 媒體關注。 非控股大股東退出威脅引發的媒體關注既是自發需求也是必然要求。 自發需求是指非控股大股東是企業的內部知情者， 他們的退出行為會引發“羊群效應”， 而媒體作為資本市場信息的傳遞平臺， 自然會密切關注非控股大股東退出這樣的熱點問題。 必然要求是指為了保證證券市場健康穩定地發展， 證監會明確規定大股東的減持退出意向需要向投資者提前公告， 這有可能引發新聞媒體對公司的關注。 眾多研究指出， 媒體具有外部監督的治理職能。 具體而言， 媒體報道不僅會影響管理層的公眾形象和聲譽， 促使管理層糾錯， 還能帶動政府、投資者等其他利益相關者的關注和介入， 約束控股股東和管理層的私利動機和短期行為， 進而激勵企業進行創新。

（二）壓力假說

面對非控股大股東的退出威脅， 企業管理層或控股股東不一定會采取積極策略， 也有可能迫于各種壓力而采取短期行為。 分析如下：

1. 短期業績壓力。 非控股大股東退出會造成股價下跌， 在短期股價壓力下， 經理人更關注短期業績表現， 所以非控股大股東退出威脅會帶來短期業績壓力。 企業創新是一項高投入、高風險且回報期不確定的長期性經濟活動， 雖然能給股東帶來長期收益， 但是會影響企業短期的業績表現[7] 。 為了使短期業績更加“亮眼”， 經理人可能會采取短期機會主義行為， 減少研發投入， 犧牲長期性的創新投資項目。 另外， 經理人的薪酬與企業的短期績效緊密相關， 為了追求個人短期薪酬利益， 管理層也會傾向于趨避高投入、高風險的創新研發活動。 因此， 非控股大股東退出威脅導致的短期業績壓力會抑制企業創新。

2. 負面輿論壓力。 非控股大股東退出威脅引發的媒體關注不僅可以發揮公司治理功能， 也可能帶來負面的輿論壓力， 從而影響企業創新。 一方面， 過度的媒體關注會強化企業管理層的短期業績壓力， 導致經理人更加短視， 促使企業放棄有價值的長期項目以滿足市場的短期期望; 另一方面， 過度的媒體壓力還會導致控股股東或管理層的決策僵化保守， 對風險的承受水平或對失敗的容忍度降低[7] ， 不利于企業創新。

綜上， 本文提出以下對立假說：

Ha：在其他條件一定的情況下， 非控股大股東退出威脅會促進企業創新（激勵假說）;

Hb：在其他條件一定的情況下， 非控股大股東退出威脅會抑制企業創新（壓力假說）。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于2010年之前企業創新數據披露較少[3] ， 本文研究期間起點設置為2010年， 同時考慮到創新產出周期較長， 故選取2010 ～ 2017年A股上市公司作為研究對象。 本文對數據進行了如下處理：①剔除2010 ～ 2017年期間被ST、?ST 等特別處理的上市公司; ②剔除金融保險行業數據， 因為該行業所執行的會計準則較為特殊， 不具有可比性; ③剔除主要變量數據存在缺失的樣本。 最終得到 1740 家企業的6070個樣本數據。

企業創新數據、大股東持股數據、股票流動性數據、財務指標以及行業分類標準全部來源于國泰安（CSMAR）數據庫。 媒體關注數據來源于CNRDS網絡財經新聞庫。 此外， 為了減小異常值對估計結果可能造成的影響， 對所有連續型變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業創新（Innovation）。 由于研發投入的信息披露不完全[8] ， 存在較多缺失值， 并且企業的研發投入未必能體現創新產出[7] ， 因此本文采用專利數衡量企業創新。 考慮到專利授權數比專利申請數更能體現創新質量， 以及發明、實用新型和外觀設計三種類型專利創新質量的差異性， 本文參考馮根福等[9] 、陳修德等[10] 的研究， 采用以下兩個指標作為企業創新的代理變量：①公司每年三種類型專利授權總數加1的自然對數; ②將發明、實用新型和外觀設計專利三種專利授權數按5∶3∶2的比例加權計算得到的值（Innovation-cut）。

2. 解釋變量：非控股大股東退出威脅（NET）。 對于大股東的定義， 證監會發布的《上市公司大股東、董監高減持股份的若干規定》將其界定為持股5%以上股東， 故本文將持股5%以上股東認定為大股東， 非控股大股東是指除控股股東之外的所有大股東。 另外， 由于退出威脅涉及社會心理學范疇內容， 難以直接度量， 但已有研究認為， 影響非控股大股東退出威脅的因素主要有兩個[5] ：①股票流動性（Liquidity）。 股票自由流動為大股東提供了退出環境， 會鼓勵投資者獲取更多關于公司價值的內部信息， 并依據私有信息決定是否退出， 進而產生退出威脅的效應。 因此， 股票流動性越強， 非控股大股東退出威脅越大。 本文采取流通股日均股票換手率來衡量股票流動性。 ②大股東競爭程度（BHC）。 大股東之間的競爭（分散）程度越高， 越有動機和能力獲取私有信息[2] ， 促使股價更能充分反映股東的行為， 進而對控股股東產生的威脅作用就越大。 考慮到本文主要關注非控股大股東退出威脅的作用， 故參考陳克兢[5] 的做法， 采用如下方法對大股東之間的競爭程度進行衡量：

BHCi，t= （1）

其中：SSBHi，t是第t年第i個企業所有大股東持股比例之和; NCLSk，i，t是第t年第i個企業第k個非控股大股東的持股比例; BHCi，t是第t年第i個企業大股東之間的競爭程度。

綜上， 非控股大股東退出威脅（NET）由股票流動性（Liquidity）與大股東競爭程度（BHC）之積來衡量。

3. 控制變量。 參考陳克兢[5] 、馮根福等[9] 的研究， 本文選取了以下控制變量：公司規模（SIZE）、盈利能力（ROA）、現金流（CF）、 債務水平（LEV）、資本密集度（FIX）、賬面市值比（MB）、兩職合一（CHA）、董事會規模（BOARD）、獨立董事占比（ID）以及年度（Year）、行業（Indus）和省份（Pro）虛擬變量。

各變量的定義見表1。

（三）模型設計

為檢驗非控股大股東對于企業創新的影響究竟是激勵效應還是壓力效應， 本文構建回歸模型（2）。

Innovationi，t=α0+α1NETi，t+CVi，t+Year+Indus+Pro+ε? ? ?（2）

其中， Innovationi，t表示第i個企業第t年的創新水平， NETi，t表示第i個企業第t年的非控股大股東退出威脅， CVi，t代表本文所有的控制變量。 如果NETi，t的回歸系數為正， 說明非控股大股東退出威脅促進企業創新， 符合激勵假說; 反之， 若NETi，t的回歸系數為負， 說明非控股大股東退出威脅抑制企業創新， 符合壓力假說。

四、實證檢驗及分析

（一）描述性統計和相關性分析

描述性統計結果如表2所示。 企業創新（Innovation）最小值為0， 最大值為8.1784， 標準差為1.4885， 表明樣本公司的創新水平差異較大; 平均值為1.6176， 中位數小于平均數， 表明樣本中超過一半的企業創新能力達不到平均水平， 說明大部分樣本企業創新水平較低。 非控股大股東退出威脅（NET）均值為3.0699， 最小值為0.0997， 最大值為13.8311， 表明不同企業的非控股大股東退出威脅存在較大差異。 控制變量方面， 樣本企業盈利能力（ROA）平均為4.99%， 債務水平（LEV）平均為36%， 獨立董事占比（ID）最小值為0.3333， 符合我國證監會的相關規定， 其他變量的相關指標值也均分布在合理范圍內。 總之， 本文選取的樣本具有良好的區分度。 另外， 本文還進行了Pearson相關性檢驗， 發現不存在嚴重的多重共線性問題， 限于篇幅未在文中列示結果。

（二）非控股大股東退出威脅與企業創新關系的回歸結果

為檢驗非控股大股東退出威脅和企業創新二者之間的關系， 本文運用OLS方法進行回歸分析， 同時控制年度、行業和省份效應， 回歸結果也均經過了異方差檢驗。 表3中第（1）列是非控股大股東退出威脅（NET）與企業創新（Innovation）關系的回歸結果。 可以看到， 非控股大股東退出威脅（NET）的回歸系數為0.0154， 在5%的水平上顯著， 說明非控股大股東退出威脅與企業創新之間存在正相關關系， 支持激勵假說， 而非壓力假說。 從經濟學意義來看， 非控股大股東退出威脅每上升一個標準差， 能促使企業創新水平提升1.03個百分點。 究其原因， 非控股大股東退出威脅能夠發揮公司治理功能， 抑制控股股東和管理層的私利動機和短視行為、緩解管理層和投資者之間的信息不對稱、增強外部媒體的監督效應， 從而激勵企業創新。 表3中第（2）列是采用加權方法計算的專利授權量衡量企業創新（Innovation-cut）的回歸結果， 回歸系數的符號和顯著性水平均沒有發生實質性變化， 研究結論不變。 總之， 非控股大股東退出威脅能夠促進企業創新， Ha得到支持。

（三）內生性檢驗

1. PSM+DID。 作為衡量非控股大股東退出威脅的主要指標， 股票流動性存在很強的內生性。 為了緩解該內生性問題， 本文引入融資融券擴容這一外生沖擊事件。 大量研究表明， 融資融券制度能夠顯著降低交易成本， 有效提高股票流動性[11] ， 進而增強非控股大股東退出威脅的作用。 因此， 本文以融資融券制度構建自然實驗并作為非控股大股東退出威脅的替代衡量方式， 采用模型（3）所示的雙重差分法（DID）進行內生性檢驗。 其中：Treat表示融資融券虛擬變量， 若企業被列入融資融券擴容試點對象， 則列為處理組， Treat取值為1， 否則列為控制組， Treat取值為0; Post表示企業納入融資融券標的期間的虛擬變量， 若在列入試點當年及以后期間， Post取值為1， 否則取值為0; μi和ωt分別表示企業固定效應和年份固定效應。

Innovationi，t=β0+β1Treati×Postt+βCVi，t+

μi+ωt+εi，t? ? （3）

另外， 為了避免公司特征差異影響雙重差分模型的有效性， 本文在回歸前進行了傾向得分匹配（PSM）。 參考林志帆、龍曉旋[12] 的做法， 本文選取公司規模（SIZE）、盈利能力（ROE）、債務水平（LEV）、資本密集度（FIX）和控股股東持股（CSR）五個指標作為協變量， 利用Logit模型為每一個融資融券公司估計傾向得分值， 并在控制組中匹配得分相近的公司， 匹配后所有協變量的標準化偏差均小于10%， T檢驗結果也均不顯著， 通過了平衡性檢驗。 在此基礎上， 本文基于一對一匹配得到的4478個樣本進行雙重差分回歸檢驗， 表4中第（1）列是DID回歸結果， 交互項（Treat×Post）的回歸系數顯著為正， 結論與Ha一致。

2. 工具變量法。 考慮到模型可能存在反向因果和遺漏變量的內生性問題， 本文擬采用工具變量（IV）進一步解決內生性問題。 參考熊家財、蘇冬蔚[13] 的研究， 選取非控股大股東退出威脅滯后一期（LNET）和行業均值（NETEV）作為解釋變量的兩個工具變量。 滯后一期和行業平均水平的非控股大股東退出威脅與單個企業的非控股大股東退出威脅密切相關， 但不會直接影響單個企業的創新水平， 因此所選取的工具變量是合理的。 表4中第（2）列是兩階段最小二乘法（2SLS）第一階段的回歸結果， 兩個工具變量的系數都顯著為正。 另外， 弱工具變量檢驗中F統計量為342.861， 在1%的水平上顯著大于10， 意味著不存在弱工具變量問題。 表4中第（3）列是第二階段回歸結果， 非控股大股東退出威脅（NET）的系數在1%的水平上顯著為正。 Ha再次得到支持。

（四）穩健性檢驗

1. 變更被解釋變量的衡量方法。 ①構建創新投入（RD）指標， 采用研發投入與營業收入之比作為企業創新的替代變量; ②參考Hirshleifer等[14] 的做法， 構建創新效率（PR）指標， 采用研發投入的自然對數與專利授權總數加1的自然對數之比作為企業創新的替代變量。

2. 變更解釋變量的衡量方法。 將大股東定義為持股10%以上的股東， 并據此更換非控股大股東退出威脅的衡量方式（NET10）。

3. 被解釋變量延后一期處理。 考慮到企業創新產出在時間上存在一定的滯后性， 將企業創新變量延后一期， 構建下一期的企業創新（F_Innovation）變量。

4. 控制交互固定效應。 考慮到我國不同省份、行業公司的創新水平因宏觀因素不同而異， 本文在控制年份、行業和省份效應的基礎上， 參考Bai[15] 的交互固定效應模型， 又控制了省份、行業和年份的交互固定效應（Year×Indus×Pro）。

以上穩健性檢驗結果（限于篇幅未列示）均與預期一致， 表明本文的結論具有可靠性。

五、進一步分析

（一）異質性分析

前文實證結果表明， 非控股大股東退出威脅促進企業創新， 符合激勵假說。 進一步地， 本文根據產權性質（Nature）、股權集中度（CSR）和市場化程度（Market）將樣本公司進行分組， 檢驗非控股大股東退出威脅對企業創新激勵效應的異質性。

1. 產權性質。 根據樣本公司的實際控制人屬性進行分組， 國有企業取值為1， 民營企業取值為0。 分組回歸結果如表5中第（1） ～ （2）列所示。 在國有企業中， 非控股大股東退出威脅與企業創新的關系顯著為正， 而在民營企業中， 兩者不存在顯著相關關系。 且組間系數差異檢驗的顯著性P值為 0.09， 表明兩組樣本的回歸系數存在顯著差異。 究其原因， 政府部門考核國有企業管理層和控股股東的重要指標之一是國有資本的保值增值， 而非控股大股東退出引起國有企業股價下跌， 將直接導致國有資本貶值[8] ， 進而會損害管理層和控股股東利益。 因此， 在國有企業中， 管理層和控股股東更有動機提升企業創新水平， 以避免非控股大股東“用腳投票”， 實現國有資本的保值增值。

2. 股權集中度。 參考袁春生、李琛毅[4] 的做法， 用上市公司控股股東持股比例衡量股權集中度（CSR）， 若控股股東持股比例大于行業中位數， 取值1， 否則取值0。 回歸結果如表5中第（3） ～ （4）列所示。 非控股大股東退出威脅與企業創新的正相關關系在控股股東持股比例較低即股權較分散的情況下更顯著， 兩組樣本的回歸系數通過了組間系數差異檢驗。 當控股股東持股比例較低時， 非控股大股東的股權競爭更為激烈， 退出威脅的積極效應較大。 而且， 分散的股權結構能夠緩解控股股東的風險規避意識及抑制控股股東的私利動機[11] ， 進而有利于企業創新。

3. 市場化程度。 參考王小魯、樊綱等[16] 的市場化指數報告， 根據市場化指數中位數將樣本分成市場化程度高（Market=1）和低（Market=0）兩組。 分組回歸結果如表5中第（5） ～ （6）列所示， 在市場化程度較高時， 非控股大股東退出威脅和企業創新的關系更顯著， 組間系數差異檢驗同樣顯著。 可能的原因是， 非控股大股東退出威脅的治理效應依賴于大股東退出信息能夠及時反映到股價上， 而市場化進程能夠顯著提升資本市場的定價效率。 因此， 在市場化水平較高時， 非控股大股東退出威脅對企業創新的激勵效應更強。

（二）作用機制分析

本部分從代理成本、信息透明度和媒體關注三個渠道分析非控股大股東退出威脅促進企業創新的傳導機制。 為檢驗三條路徑的存在性， 借鑒溫忠麟、葉寶娟[17] 的做法， 采用逐步檢驗和Sobel檢驗法分別進行分析。 模型如下：

Innovationi，t=a0+a1NETi，j+aCVi，j+Year+

Indus+Pro+ε? ? ? ? （4）

Interi，t=b0+b1NETi，j+bCVi，j+Year+

Indus+Pro+ε （5）

Innovationi，t=c0+c1NETi，j+c2Interi，j+cCVi，j+Year+Indus+Pro+ε? ? ? （6）

其中， Inter是中介變量， 分別代表第二類代理成本（AC）、信息透明度（Infor）和媒體關注（Media）。 檢驗步驟如下：①檢驗模型（4）中非控股大股東退出威脅（NET）與企業創新（Innovation）的回歸系數a1的顯著性; ②檢驗模型（5）中非控股大股東退出威脅（NET）和中介變量（Inter）之間系數b1和模型（6）中系數c2的顯著性; ③檢驗模型（6）中非控股大股東退出威脅的回歸系數c1的顯著性和大小， 如果顯著且小于a1， 那么該中介變量發揮部分中介效應。 如果上述步驟中存在不顯著情況， 則進行Sobel檢驗， 若Sobel檢驗顯著， 則存在中介作用， 否則不存在中介作用。

1. 非控股大股東退出威脅、代理成本與企業創新。 控股股東侵害其他股東利益的第二類代理問題在新興資本市場國家尤其突出， 故本文著重探討非控股大股東退出威脅對第二類代理問題的抑制作用。 參考陳克兢[5] 的做法， 采取其他應收款與總資產之比衡量第二類代理成本（AC2）。 三步法中介檢驗結果如表6所示。 第（1）列結果顯示， 非控股大股東退出威脅（NET）的回歸系數為0.0317， 且在1%的水平上顯著， 表明非控股大股東退出威脅促進企業創新; 第（2）列中系數顯著為負， 表明非控股大股東退出威脅能夠抑制第二類代理成本; 第（3）列是把第二類代理成本變量放入模型（4）之后的回歸結果， 可以看出非控股大股東退出威脅的系數和顯著性較第（1）列均出現了降低， 同時第二類代理成本（NET）的系數依然顯著， 表明非控股大股東退出威脅能夠通過抑制第二類代理成本而促進企業創新， 并且起到的是部分中介作用。 Sobel-Goodman中介檢驗Z值為2.192， 在5%的水平上顯著， 再次證實第二類代理成本起到部分中介作用。