非控股大股東退出威脅與企業績效

陳培友，楊貝貝，高太光

（黑龍江科技大學 管理學院，黑龍江 哈爾濱 150028）

一、引 言

如何提升企業績效一直備受實務界與學術界廣泛關注。企業績效會受到如技術創新［1］、戰略差異與商業模式［2］、市場競爭程度［3］等多方面影響。由于我國資本市場的特殊性使得兩類代理問題并存于公司治理體系中，近年來公司治理狀況與企業績效之間關系日漸受到廣泛關注。已有研究涉及股東多樣性［4］、高管團隊內薪酬差距［5］、獨立董事［6］等方面，非控股大股東參與公司治理能否提升企業績效值得思考。

大股東作為上市公司重要組成部分，與公司治理密不可分。大股東尤其是控股股東，因其相對于中小股東的天然優勢，損害其他股東利益的事件層出不窮，從側面反映出監事會、獨立董事等傳統治理機制作用有限。因此，鼓勵非控股大股東參與企業決策的呼聲越來越強，2015年上海證監會上線新的股東大會網絡投票系統，進一步為非控股股東參與企業決策提供便利。2020年中國A股上市公司中有76.49%的公司除了控股股東外還存在持股超過5%的非控股大股東。

大量研究表明，非控股股東主要通過“用手投票”和“用腳投票”參與公司治理，“用手投票”即對公司事務進行投票和提出議案維護股東合法權益，“用手投票”不能發揮作用時，采取減持退出的方式，即“用腳投票”。國內外學者圍繞退出威脅展開研究，表明非控股大股東出于財富敏感性或者戰略性投資目的，比小股東更有動機了解企業內部情況、獲取內部信息。因此，外部證券市場有理由認為非控股大股東的退出釋放出負面信息，進而導致企業股價下跌，為避免自身利益受損，控股股東或管理層傾向于迎合非控股大股東［7-9］。這就使非控股股東參與公司治理的路徑變為“監督（用手投票）→退出威脅（用嘴威脅）→退出（用腳投票）”。非控股大股東在現實經濟生活中對退出威脅的治理路徑已有較多實踐，但學術界對非控股大股東退出威脅治理作用的研究仍與實踐存在脫節，已有研究多涉及企業創新［10］、盈余管理［7］、財務報告質量［11］等方面，但現有文獻鮮有討論非控股大股東退出威脅對企業績效的影響。

鑒于此，本文以2009—2020年我國滬深A股上市公司樣本為研究對象，實證檢驗非控股大股東退出威脅對企業績效的影響機理，同時考察退出可信度差異、戰略差異與市場競爭差異等情況下退出威脅發揮的治理效應。本文邊際貢獻主要表現在以下三個方面：①豐富企業績效影響因素研究；②拓展對退出威脅的研究，驗證非控股大股東退出威脅對企業績效的積極作用，是對芝加哥學派“股東積極主義”觀點的延伸；③我國學者姜付秀等（2015）［12］在探討退出威脅對控股股東私利行為影響機理的同時，指出退出威脅對企業績效有積極作用，本文獨立探討非控股大股東退出威脅是否會提升企業績效，并進一步側重討論退出可信度、戰略差異與市場競爭對兩者關系的影響和兩類代理成本的影響路徑，這對深入了解退出威脅治理效應的內在機制具有積極意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧與評述

近年來，非控股大股東參與公司治理受到學術界廣泛關注。公司治理主要是為解決現代企業制度下所有權與控制權分離所導致的代理問題［13］，目前研究較為廣泛的非控股大股東參與公司治理的兩種方式是發聲機制（“用手投票”）和退出機制（“用腳投票”），公司治理過程中往往離不開股東間各方面博弈。因此，融合心理博弈的退出威脅治理方式成為大股東治理的新興研究視角，并且受到國內外學者密切關注［8-9，12，14-17］。退出威脅介于“用手投票”和“用腳投票”之間，當發聲機制無效時，非控股大股東通過釋放拋售股票信號來威脅管理層進而影響企業經營決策，實現自身的利益目的。在此基礎上，Edmans（2009）［16］、Admati和Pfleiderer（2009）［14］、Edmans和Manso（2011）［17］等從國外企業普遍存在的第一類代理問題入手，證實非控股大股東退出威脅可以有效緩解管理層機會主義行為，減少第一類代理問題發生。同時國內學者姜付秀（2015）［12］與陳克兢（2019）［7］還發現非控股大股東退出威脅對緩解國內企業普遍存在的第二類代理問題同樣有效，進一步，學者們將退出威脅與公司分紅行為［18］、盈余管理［19］、財務報告質量［11］、技術創新［10］等相聯系，發現退出威脅仍可以很好發揮治理作用。

隨著公司治理在實務界越來越受重視，已有部分學者將公司治理與企業績效相聯系。丁雪辰和柳卸林（2021）［21］認為股東多樣性可以提升企業研發投入和績效水平；曲亮等（2014）［6］研究獨立董事制度，發現獨立董事數量對民營企業績效影響力大于國有企業；還有李倩與焦豪（2021）［5］發現隨著高管團隊內薪酬差距增大，企業績效會先增加后降低。盡管部分學者開始關注公司治理與企業績效關系，但對于“退出威脅”治理作用關注不足，而且由于退出威脅的“隱秘性”使得對于退出威脅觀察較為困難，導致學術界研究成果較少。近年來，Hope等（2017）［9］、Dou等（2018）［8］、姜付秀等（2015）［12］、余怒濤等（2021）［20］和陳克兢等［7，10，19］的研究證實了退出威脅的治理效應，為進一步研究公司治理提供了新思路。公司治理與企業績效密切相關，退出威脅可以有效抑制企業代理問題，促進企業創新，理論上也可以提升企業績效，但鮮有文獻研究退出威脅與企業績效間的因果關系，本研究將為企業提供有益的參考。

（二）理論分析與研究假設

首先，根據委托代理理論和信息監督機制，本文認為非控股大股東在促進企業提升績效方面有較強動機?？毓晒蓶|與管理層掌握著企業生產經營決策，按照“理性經濟人”假設，他們會在經營決策過程中最大化自身利益，產生的代理問題會影響企業績效；同時非控股大股東相對于控股股東和管理層來說處于信息劣勢，為保障自身合法權益，非控股大股東有進一步了解公司內部狀況的動機。非控股大股東持股價值較大，企業績效提升有助于自身增加收益［22］，因此參與公司治理的積極性高。其中，戰略型非控股大股東持股具有長期性，企業績效的提升有助于穩固雙方戰略地位；非戰略型非控股大股東持股最終目的是在股票升值后通過轉讓獲得收益［10］，企業績效的提升有助于提高企業估值，也有助于非控股大股東獲得超額收益，因而企業績效對于非控股大股東而言十分重要。還有研究指出，非控股大股東退出威脅可以提高財務報告質量［8，11］、減少盈余管理現象發生［19］，這可以讓企業信息變得更加透明，便于非控股大股東參與公司治理。基于此，非控股大股東出于自身戰略與投資收益的需要有動機推動企業提升績效。

其次，從影響機理角度看，本文認為非控股大股東退出威脅在一定程度上可通過緩解兩類代理成本，提升企業績效。①以股東與管理層之間利益沖突為主的第一類代理問題。管理層利用自身信息優勢通過薪酬設計、適時減持謀取利益，不利于企業發展；股權分散使得中小股東也通過“搭便車”而怠于監督管理層，這些均會增加企業的第一類代理成本。好的公司治理狀況有助于改善企業經營狀況提升績效［22］，持股份額較多的非控股大股東通過參與公司治理從績效提升中獲取收益的同時能彌補監督成本，增強非控股大股東促進企業提升績效方面的動機。②以控股股東與其他股東之間利益沖突為主的第二類代理問題?？毓晒蓶|在其控制權優勢下通過“掏空”行為侵占非控股大股東利益會增加企業第二類代理成本。非控股大股東為維護自身利益參與公司治理，其通過釋放退出信號引起非知情投資者負面解讀，導致股價下跌。股價下跌一方面增加企業股權質押融資風險；另一方面由于控股股東持股比例較大，直接導致控股股東持股市值縮水。控股股東為維護自身利益，在非控股大股東退出威脅下，會減少私利行為，增強企業發展能力，進而促進企業績效提升。

基于此，本文提出研究假設：非控股大股東退出威脅可以有效促進企業績效提升。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

退出威脅的衡量與股票流動性關系密不可分，已有研究表明，融資融券制度實施后，證券市場股票流動性得以提升［24］，同時為保證會計準則統一性，以2009—2020年剔除金融行業公司后全部A股上市企業為初始研究樣本，按照實際研究需要與現有研究慣例，進一步對數據做以下處理：刪除被ST/PT以及數據缺失的公司樣本，刪除財務數據異常公司，數據常規處理后，以CSMAR數據庫中前十大股東持股比例為基礎，根據本文非控股大股東定義保留非控股大股東樣本，并通過年報進行手工補充整理，最終得到26 570個公司年度觀測樣本。其他所涉及數據均選取自CSMAR數據庫。為消除極端值，對主要連續變量在1%水平上進行Winsorize縮尾處理。

（二）非控股大股東的界定

現有文獻對大股東主要有兩種界定方法，Levine（2008）［25］、姜付秀等（2015）［12］以持股10%作為界定大股東標準。Bharath等（2013）［15］、陳克兢等（2021）［10］以持股5%為界定標準。持有公司5%以上股份的股東，因其持股份額較大，更有財富動機了解企業整體運轉狀況，因而其退出會產生威脅作用。證監會公告〔2017〕9號《上市公司股東、董監高減持股份的若干規定》中將持股5%作為臨界點，2020年實施的新《證券法》第四十四條也對持有公司5%以上股份的股東有特殊要求，因此，本文大股東是指持股5%以上的大股東。此外，本文主要研究非控股大股東，為此將樣本中第一大股東或者控股股東剔除，且對一致行動人進行合并處理，保留研究的非控股大股東樣本。如果非控股大股東持股比例超過10%，其有動機派出董事或高管參與公司經營與治理，因此在進行穩健性檢驗時，將持股10%作為臨界點進一步回歸。

（三）變量選擇與定義

1.被解釋變量

企業績效（Tbqd）。學術界對企業績效有著豐富的理論研究成果，大多數文獻采用財務指標或市場指標衡量企業績效，包括托賓Q值、每股收益、總資產凈利潤率等。李倩和焦豪（2021）［5］認為托賓Q值在評估企業績效時綜合考慮企業市場指數與財務數據間關系，將企業投資支出與股票價格相聯系，可更準確地反映企業績效變動情況和更好地預測企業未來發展潛力。鑒于本文研究涉及股東對企業績效影響，借鑒李倩和焦豪（2012）［5］的研究，選取托賓Q值（Tbqd）作為衡量企業績效指標，具體計算方式為：托賓Q=企業市值/（資產總計-無形資產凈額-商譽凈額）。

為增強研究結果穩健性，進一步借鑒張峰等（2021）［26］的研究，同時選取總資產凈利潤率（Roattm）、凈資產收益率（Naro）、資產報酬率（Assetre）與總資產增長率（Tage）作為企業績效的替代測量進行穩健性檢驗。

2.解釋變量

非控股大股東退出威脅（Ethreat）。學術界對退出威脅有三種計量方式：①以姜付秀等（2015）［12］為代表的學者視企業是否完成股權分置改革為是否存在退出威脅的臨界點，如果完成股權分置改革，退出威脅賦值為1，否則為0，我國在2007年基本完成股權分置改革，按照姜付秀等（2015）的計量方式，容易忽略分置改革后股票流動性對非控股大股東退出威脅的影響；②Hope等（2017）［9］采取的方法，是當企業股權分置改革前存在持股超過3%非管理層大股東時，退出威脅賦值為1，會忽視股權分置改革后股東的變動情況；③Dou等（2018）［8］、陳克兢（2019）［7］考慮影響退出威脅的相關因素中的股票流動性與大股東競爭程度，認為高股票流動性與大股東高競爭程度直接導致高退出威脅度。這種方法充分考慮股權分置改革后股票流動性和股東持股比例變動對退出威脅的影響機理，因此本文借鑒Dou等（2018）［8］、陳克兢（2019）［7］的方法，用股票流動性（Mobility）和非控股大股東競爭程度（Competition）相乘衡量非控股大股東退出威脅程度，股票流動性采用流通股日均股票換手率衡量。公式（1）計算非控股大股東退出威脅，公式（2）為大股東競爭程度計算方法。

其中：Competitionit為第i企業第t年非控股大股東競爭程度；Sharek，i，t為第i企業第t年中第k個非控股大股東持股比例；Blockit為第i企業第t年中所有大股東持股比例之和。Competitionit越大表示非控股大股東競爭度越高。

3.控制變量

通過研究變量間相關關系并參考陳克兢等（2021）［10］的研究，選取以下控制變量：產權性質（Own）、企業規模（Size）、成長性（Opregt）、償債能力（Adebt）、現金持有水平（Cash）、流動性（Fluidity）、企業年齡（Age）、獨立董事規模（Indirector）、監事會規模（Visitor）、董事會規模（Board）、股權集中度（Top_1）、兩職兼任（Duality）等，同時控制行業與公司個體固定效應。具體變量見表1所列。

表1 變量定義與描述

（四）模型設計

為分析非控股大股東退出威脅對企業績效影響，構建如下檢驗模型：

其中：Tbqdit表示企業經營績效；Ethreatit表示非控股大股東退出威脅；Controls表示所有控制變量；ε表示隨機誤差項；α0為常數項；α1為待估變量回歸系數；i表示企業；t表示年份。若Ethreat系數α1顯著為正，則假設為真。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計與相關性分析

主要變量的描述性統計結果見表2所列。從表2可知，企業績效（Tbqd）平均值為2.78，最大值為12.69，最小值為0.89。說明上市公司績效差異較大，這與李倩和焦豪（2021）［5］的發現基本相同，非控股大股東退出威脅（Ethreat）平均值為0.180，最小值為0，最大值為1.46，說明我國上市公司股權仍較為集中，這從第一大股東持股比例Top_1平均值為0.35，最大值為0.75也可以看出，并且不同企業非控股大股東退出威脅差異較大。

表2 描述性統計結果

各主要變量的相關性系數見表3所列?？梢钥闯?，企業績效（Tbqd）和非控股大股東退出威脅（Ethreat）在1%水平上顯著正相關，初步說明非控股大股東退出威脅會提升企業績效。同時，企業績效與其他大部分變量相關系數均在1%水平上顯著。各控制變量間相關系數絕對值基本小于0.3，說明所選擇變量間相關性較弱，可進行回歸檢驗。

表3 相關性分析

（二）非控股大股東退出威脅與企業績效

首先檢驗非控股大股東退出威脅是否會提升企業績效水平，同時，考慮績效提升具有滯后性，對T+1期與T+2期企業績效進行回歸檢驗。

從表4所列T期回歸結果中可知，非控股大股東退出威脅與企業績效（Tbqd）在1%水平上顯著正相關，回歸系數為1.385，說明非控股大股東退出威脅高可提升企業績效，假設得到驗證?？紤]到非控股大股東退出威脅影響企業績效可能存在滯后效應，借鑒江軒宇等［27］的做法，分別以未來1年與2年托賓Q值作為被解釋變量重新進行回歸。從表4回歸結果可知，非控股大股東退出威脅（Ethreat）與T+1期與T+2期企業績效均為正相關，T+1期在1%的水平上正顯著，T+2期正相關但不顯著。綜上，退出威脅對企業績效有著積極作用，即非控股大股東退出威脅能夠提升企業績效。

表4 非控股大股東退出威脅與企業績效回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量衡量方法

借鑒張峰等（2021）［26］的研究，同時選取總資產凈利潤率（Roattm）、凈資產收益率（Naro）、資產報酬率（Assetre）與總資產增長率（Tage）作為企業績效替代測量進行穩健性檢驗。檢驗結果見表5所列，可以看出，四個非控股大股東退出威脅系數均顯著正相關，假設進一步得到驗證。

表5 更換被解釋變量衡量方法回歸結果

2.刪除截尾樣本

在計算退出威脅樣本中，一些樣本退出威脅（Ethreat）值為0，可能存在一定的截尾問題，從描述性統計可知共有10 162個年度觀測樣本非控股大股東退出威脅（Ethreat）為0，為避免對回歸結果產生影響，參考陳克兢（2019）［7］的做法，將截尾樣本刪除重新進行檢驗，檢驗結果見表6所列。可以看出，非控股大股東退出威脅系數仍在1%的水平上顯著正相關，通過穩健性檢驗。

表6 刪除截尾樣本與更換解釋變量衡量方法回歸結果

3.更換解釋變量衡量方法

非控股大股東退出威脅計量涉及多個層面，為此，首先，以持股10%為臨界值重新定義非控股大股東，Levine［25］、姜付秀等［12］便是以持股10%界定大股東，用新定義的大股東樣本重新計算非控股大股東退出威脅，然后進行回歸檢驗，檢驗結果見表6更換解釋變量衡量方法列（1）所示。其次，本文用股票流動性和非控股大股東競爭程度交乘項來衡量非控股大股東退出威脅程度，因此借鑒Edmans與Holderness（2017）［28］的研究，以非控股大股東數量作為非控股大股東競爭程度的代理變量，同時，用Amihud（2002）［4］指標來衡量股票流動性，計量出新的非控股大股東退出威脅進行回歸檢驗，結果見表6更換解釋變量衡量方法列（2）所示。從表中可看出，無論是以10%為臨界值重新定義大股東，還是更換退出威脅計算方法，非控股大股東退出威脅系數均在1%水平上顯著正相關，通過穩健性檢驗。

（四）內生性檢驗

1.傾向得分匹配法（PSM）

非控股大股東退出威脅程度會隨時間發生變化，研究樣本中有些企業退出威脅程度由“有”變成“無”，有的則從“無”變成“有”，觀測樣本的質變可以更好解釋退出威脅對企業績效的影響。根據前文研究結果，當觀測樣本從“無退出威脅”到“有退出威脅”時，企業績效會顯著提升，當觀測樣本從“有退出威脅”到“無退出威脅”時，企業績效會被抑制。因此，采用傾向得分匹配法（核匹配）重新構建樣本檢驗非控股大股東退出威脅對企業績效的影響。具體匹配變量為產權性質（Own）、企業規模（Size）、成長性（Opregt）、償債能力（Adebt）、現金持有（Cash）、流動性（Fluidity）、企業年齡（Age）、獨立董事規模（Indirector）、監事會規模（Visitor）、董事會規模（Board）、股權集中度（Top_1）、兩職兼任（Duality），并構建如下檢驗模型：

其中：Tbqd_wy為企業績效啞變量，當觀測年度企業績效大于當年行業均值時賦值為1，否則為0；Ethreat_wy為非控股大股東退出威脅啞變量，當觀測年度企業存在非控股大股東退出威脅時，賦值為1，否則為0；Controls為匹配變量。檢驗結果見表7所列。

表7 內生性檢驗結果

續表7

從表7可看出，非控股大股東退出威脅啞變量Ethreat_wy與企業績效啞變量Tbqb_wy回歸系數在1%水平上顯著為正，仍支持本文假設。

2.Change模型

采用Change模型解決可能存在遺漏變量問題，對解釋變量和被解釋變量進行一階差分處理，之后檢驗解釋變量變動值對被解釋變量變動值的影響，建立以下模型：

其中，ΔTbqd為企業績效變動值，ΔEthreat為非控股大股東退出威脅變動值。Change模型檢驗結果見表7所列，一階差分后非控股大股東退出威脅對企業績效系數為1.495，在5%水平上顯著為正，支持前文結論。

五、不同戰略與退出可信度下退出威脅的治理效應

（一）區分戰略差異度與市場競爭度的影響

戰略是企業為實現可持續價值創造而選擇的發展模式，戰略模式選擇是決策層綜合考慮股東、債權人及利益相關者的影響以及企業其他各方面的基本性，從全局出發所提出的長遠決策［29］，因此，企業戰略可以體現出企業經營管理狀況。已有研究表明戰略差異可以提升企業績效，當企業選擇與行業趨同的戰略時，獲得的績效是行業平均水平；企業戰略偏離行業較大時經營績效會高于行業平均水平［30］。本文認為在戰略差異度越大時非控股大股東可以發揮更好的治理效應，具體檢驗如模型（6）。企業戰略往往與市場競爭程度相聯系，市場競爭是一種外部治理機制，可以在一定程度上減少代理問題，增強信息透明度，并對企業戰略決策產生影響。面臨激烈的市場競爭會使企業尋求突破，不斷提升自身實力，高產品競爭力可以改善企業績效［26］。因而，本文認為，市場競爭更激烈時，非控股大股東退出威脅的治理效果也更好，具體檢驗如模型（7）。

其中，Strat為企業戰略差異度，Mar為市場競爭度。

1.戰略差異度的影響

為驗證非控股大股東退出威脅是否在戰略差異度大時更加有效，用戰略差異度連續變量（Strat）進行檢驗，戰略差異度指標主要借鑒Geletkanycz等［31］、Tang等［32］、何熙瓊和尹長萍［29］等的度量方法。首先，計算出企業六個戰略維度，見表8所列，六個指標分別從六個側面度量企業戰略，綜合起來能夠較為全面反映企業總體戰略。其次，將每個觀測年度內該企業子戰略維度指標分別減去該指標行業平均值，并除以該子戰略維度標準差進行標準化，接著取絕對值。最后，對標準化后的子戰略維度相加取平均值，得到戰略差異度指標。該指標越大，表明企業偏離同年度同行業的戰略差異越大。檢驗結果見表9列（1）所示。從表中可看出，企業戰略差異與退出威脅交乘項（Ethreat×Strat）的系數在1%的水平上顯著為正，說明在企業戰略差異度較大時，非控股大股東退出威脅能發揮更大作用，進而提升企業績效。

表8 六個戰略維度

表9 調節效應檢驗結果

續表9

2.市場競爭度的影響

為驗證非控股大股東退出威脅是否在市場競爭激烈時更加有效，首先用市場競爭度連續變量（Mar）進行檢驗，該指標主要度量行業層面的產品市場競爭力，并借鑒李慧云等（2020）［33］的研究成果，采用較為容易獲得的赫芬達爾指數（HHI）度量行業競爭強度。該指標通過融合行業絕對集中度與相對集中度指標，可以準確衡量行業市場競爭強度，指標數值越大，競爭程度越低。因此，借鑒李慧云等（2020）［33］的處理方式，取HHI指數的相反數，此時，值越大，代表產品市場競爭越激烈。然后構建高市場競爭度啞變量（H_mar），若市場競爭度高于中位數，H_mar賦值為1，否則為0。表9列（2）為市場競爭連續變量回歸結果，列（3）為市場度競爭啞變量回歸結果。從表中可看出，檢驗的關鍵變量退出威脅與市場競爭度連續變量的交乘項（Ethreat×Mar）和退出威脅與高市場競爭度啞變量的交乘項（Ethreat×H_mar）均在1%水平上顯著為正，說明在市場競爭更加激烈時，非控股大股東退出威脅作用更大。

（二）區分退出可信性的影響

非控股大股東退出威脅的治理效果不僅受戰略差異度與市場競爭度影響，也可能取決于退出可信性差異，非控股大股東在參與公司治理時，除受到自身持股比例影響外，還會受到與控股股東持股比例差的影響。當非控股大股東持股比例之和與控股股東持股比例相差較大時，會降低非控股大股東參與公司治理的積極性，較低的持股比例也為退出提供便利，從而增強退出可信性?？尚诺耐顺鐾{使得管理層和控股股東不得不考慮非控股大股東的訴求，以防止非控股大股東的退出行為真實發生［14］。因此，可信的非控股大股東退出威脅能夠在公司治理中間接發揮有效的作用［7，12，15］。

余怒濤等（2021）［11］認為大股東持股比例之和相對于控股股東越少，即持股差越大，其參與公司治理的傾向就越小，退出可能性就越大。為檢驗非控股大股東退出可信性對退出威脅的影響，借鑒余怒濤等（2021）［11］的方法，用非控股大股東與控股股東的持股比例差（Cred）衡量非控股大股東退出可信性，持股差越大，退出可信性就越大。然后按持股比例差的中位數，構建高持股差啞變量（H_cred），如果樣本持股差大于中位數，屬于高持股差，H_cred賦值為1，否則賦值為0，以此進一步檢驗退出可信性的影響。具體檢驗如模型（8）。

表9列（4）為退出可信性連續變量回歸結果，列（5）為退出可信性啞變量回歸結果。從表中可看出檢驗的關鍵變量退出威脅與退出可信性連續變量交乘項（Ethreat×Cred）和退出威脅與高持股差啞變量交乘項（Ethreat×H_Cred）在1%水平上顯著為正，說明在控股股東持股一定情況下，非控股大股東持股比例之和相對于控股股東更少，即在退出可信度更高時，非控股大股東退出威脅更大，更能有效地提升企業績效。

六、影響機理分析

代理問題存在會嚴重影響企業的可持續健康發展，由前文分析可知，過高的代理成本會抑制企業績效增長，非控股大股東退出威脅可以通過緩解兩類代理問題進而提升企業績效。為檢驗這一中介機制是否成立，在模型（3）基礎上建立模型（9）和（10）用來檢驗第一類代理成本的作用路徑，建立模型（11）和（12）用來檢驗第二類代理成本的作用路徑：

其中，AC1表示企業第一類代理成本，借鑒陳克兢（2019）［7］和Ang等（2000）［23］的做法，采用經營費用率測算第一類代理成本，值越大表明股東與管理層之間代理成本越高；AC2表示企業第二類代理成本，借鑒陳克兢（2019）［7］和姜國華等（2005）［34］的研究，第二類代理成本測量方式為其他應收款/總資產，值越大表明第二類代理成本越高。模型（9）用來檢驗非控股大股東退出威脅對第一類代理成本的影響；模型（10）在控制第一類代理成本基礎上，檢驗非控股大股東退出威脅對企業績效的影響；模型（11）用來檢驗非控股大股東退出威脅對第二類代理成本的影響；模型（12）在控制第二類代理成本基礎上，檢驗非控股大股東退出威脅對企業績效的影響。

兩類代理成本的中介效應檢驗結果見表10所列。從表10中第一類代理成本兩列檢驗結果可看出，退出威脅對第一類代理成本系數為-0.008，在1%水平上顯著負相關，說明非控股大股東退出威脅會抑制企業第一類代理成本；控制第一類代理成本影響后，退出威脅對企業績效系數為1.367，在1%水平上顯著正相關，且第一類代理成本對企業績效的系數在1%水平上通過顯著性檢驗，說明第一類代理成本為非控股大股東退出威脅影響企業績效的中介機制，且為部分中介效應。從表10中第二類代理成本兩列檢驗結果可以看出，退出威脅對第二類代理成本系數為-0.001，在1%的水平上顯著負相關，說明非控股大股東退出威脅會抑制企業第二類代理成本；在控制第二類代理成本影響后，退出威脅對企業績效系數為1.396，在1%水平上顯著正相關，且第二類代理成本對企業績效系數在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明第二類代理成本為非控股大股東退出威脅影響企業績效的中介機制，且為部分中介效應。

表10 兩類代理成本中介效應

續表10

七、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于委托代理公司治理理論與心理博弈理論，以2009—2020年全部A股26 570個公司年度觀測樣本為研究對象，重點研究非控股大股東退出威脅對企業績效影響，并從外部與內部治理環境出發，分析不同戰略差異、市場競爭差異與退出可信度差異的情況下，非控股大股東退出威脅對企業績效影響是否一致，并分析兩類代理成本對非控股大股東退出威脅影響企業績效的中介作用，得出以下結論。

第一，非控股大股東退出威脅與企業績效顯著正相關，即非控股大股東退出威脅可以有效促進企業績效提升，說明退出威脅越高時企業績效越高，該結論在控制內生性問題后依然穩健，并且非控股大股東可以通過抑制兩類代理成本促進績效提升。

第二，戰略差異度越大、市場競爭越激烈或者退出更加可信時，退出威脅的治理效果越好，說明此時更有利于提升企業績效。

（二）政策建議

本研究有助于理論界與實務界進一步了解非控股大股東發揮的公司治理效應，基于上述結論，提出如下政策建議。

首先，企業應當重視非控股大股東在提升企業績效過程中的治理作用。績效提升要增強企業發展活力，企業應抓住混合所有制改革契機，積極引導非控股大股東參與公司治理，完善公司治理結構。首先，對于股權過于集中、沒有非控股大股東的企業，應在股權結構中增加非控股大股東，進一步優化治理結構與股權結構，緩解股權過于集中而導致企業缺失活力的問題。其次，對于已存在非控大股東的企業，在進一步引導非控股大股東參與公司治理的同時還應積極接受不同聲音，充分發揮非控股大股東退出威脅的治理效應。最后，非控股大股東通過退出威脅抑制兩類代理成本，提升企業績效，因此，還應重視并積極發揮退出威脅對兩類代理問題的治理作用，積極緩解不同利益沖突，增強企業發展活力，促進企業績效提升。

其次，根據退出可信度對非控股大股東與企業績效間關系的調節作用來看，由于更加可信的退出威脅會增強非控股大股東的治理作用進而提升企業績效，非控股大股東參與公司治理不應只是維護自身利益，還應考慮企業的長久發展，采取合適的方式提升退出可信度，更好地緩解兩類代理問題，提升企業績效。

最后，根據企業自身戰略差異度與所處行業競爭程度對非控股大股東與企業績效間關系調節作用來看，由于戰略差異度越大、市場競爭越激烈，退出威脅的治理效果越好，因此企業應在激烈競爭的市場環境中，抓住發展機遇，制定合理的差異化發展戰略，增強非控股大股東的治理作用，提升企業績效。