非控股大股東退出威脅與資本結構動態調整

【摘要】能否將企業的杠桿率控制在有效防范風險的閾值內， 事關國家供給側結構性改革及“去杠桿”戰略的穩步推行。選取2007 ～ 2022年Ａ股上市公司為研究對象， 從微觀視角考察非控股大股東退出威脅能否影響資本結構動態調整。研究結果顯示： 非控股大股東退出威脅能夠提升資本結構調整速度、 降低資本結構偏離程度； 區分偏離方向發現， 相較于向下偏離目標資本結構， 非控股大股東退出威脅更能加快對向上偏離目標資本結構的調整速度、 降低向上偏離目標資本結構的程度。機制檢驗發現， 提高信息透明度、 緩解兩類代理問題是非控股大股東退出威脅發揮治理機制的重要渠道。異質性分析發現， 退出威脅可信性、 退出威脅強度及市場化程度越高， 非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的治理效應越顯著。

【關鍵詞】非控股大股東退出威脅；資本結構動態調整；資本結構調整速度；資本結構偏離程度

【中圖分類號】 F275 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）13-0043-9

一、 引言

2023年10月中央金融工作會議首次正式提出金融強國目標， 這意味著金融工作將上升為國家戰略選擇的新高度。習近平總書記在會議上強調， “打好防范化解重大風險攻堅戰， 要堅持結構性去杠桿的基本思路”。企業是市場經濟活動的主體和金融穩定的“壓艙石”， 能否將企業的杠桿率控制在有效防范風險的閾值內， 事關國家供給側結構性改革及“去杠桿”戰略的平穩推行。在動態的視角下， “去杠桿”的微觀本質正是企業對資本結構進行動態調整的行為（王朝陽等，2018）。然而， 由于受到調整成本的制約， 融資成本和代理成本使我國企業資本結構“異象叢生”， 負債率畸高或畸低的現象普遍存在。與此同時， 近年來康美藥業、 東旭光電等典型的“存貸雙高”上市企業資本僵化， 一系列過度偏離目標資本結構的行為侵害了企業的價值（Faulkender等，2012）， 甚至可能引發“爆雷”風險， 嚴重影響了資本市場的穩定。因此， 尋求有效的治理機制對于企業優化資本結構以實現“穩杠桿”， 以及實現金融強國目標具有重要的理論和現實意義。

現有研究發現， 管理層在資本結構選擇上存在的壕溝行為是助長資本結構偏離目標的關鍵因素（黃輝，2013）。管理層與股東利益不一致會扭曲企業資本結構動態調整決策。關于股東與管理層之間的委托代理問題， 以及企業內外部治理機制如何影響資本結構決策， 學者們基于董事會監督、 高管層治理、 股東參與治理等視角展開研究。研究表明， 良好的內外部治理機制有效地抑制了資本結構的扭曲行為（黃繼承等，2016）。在內部治理主體如何影響企業資本結構決策方面， 不少學者側重于突出董事會非正式層級（王曉亮和鄧可斌，2020）、 非國有股東參與治理（張慧敏等，2021；何瑛等，2023）和高管團隊內部治理（張博等，2021）等主體的治理作用。然而， 作為企業重要的利益相關方， 非控股大股東參與企業資本結構決策的作用尚未得到充分關注。

囿于董事會和監事會等常規治理手段的局限性， 呼吁非控股大股東參與治理的呼聲越發激烈。非控股大股東可以通過直接參與、 直接退出及退出威脅三種途徑參與公司治理， 直接參與公司治理和消極退出的治理行為已得到廣泛的探討， 而介于二者之間的退出威脅研究較少。隨著我國市場化改革的不斷加深及投資者法律保護的逐步完善， 退出威脅正引起國際的關注， 成為股東參與企業治理的重要手段（陳克兢，2019）。這意味著， 作為公司“內部人”的大股東， 他們有能力和動機通過退出威脅與管理層和控股股東進行博弈， 促使其改變經營決策和優化公司治理環境。諸多研究也證實了非控股大股東退出威脅是一種良好的公司治理機制， 能夠發揮監督功能（Edmans和Manso，2011）、 緩解代理問題（Hope等，2017）、 提升財務報告質量（Dou等，2018）、 提高投資效率（楊興全等，2022）及抑制企業短貸長投（杜建平和姬琳琳，2023）和金融化（余怒濤等，2023）等。但是， 針對上市公司的資本結構動態調整行為， 非控股大股東能否考量公司長期利益， 發揮積極的公司治理作用？其具體機制是什么？對上述問題的探討， 無論是在理論還是實踐上都具有較大的研究價值。

基于上述分析， 本文選取2007 ～ 2022年我國A股上市公司為樣本， 探究非控股大股東退出威脅機制能否影響資本結構動態調整。本文潛在的貢獻在于： 第一， 豐富了非控股大股東退出威脅的相關研究。已有文獻發現非控股大股東退出威脅對管理層和控股股東的逐利行為具有良好的治理效應， 能進一步提升財務報告質量、 提高投資效率及抑制企業金融化等， 本文則實證探討了非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的積極作用， 補充了中國市場中特定情形下非控股大股東退出威脅發揮治理效能的經驗證據， 為探究非控股大股東的角色定位提供了新的邏輯思路。第二， 拓展了資本結構動態調整影響因素的研究視角。以往研究側重于探討董事會非正式層級、 非國有股東參與治理和高管團隊內部治理等傳統公司治理因素對資本結構動態調整的治理作用， 較少考慮非控股大股東這一治理主體對資本結構調整行為的影響， 本文基于非控股大股東退出威脅視角考察資本結構動態調整的影響因素， 延展了公司治理和資本結構的研究邊界。第三， 打開了非控股大股東退出威脅與企業杠桿率變動之間的“黑箱”。本文基于企業杠桿率與資本結構的緊密聯系， 以非控股大股東退出威脅機制為切入點， 經由信息不對稱與代理問題兩條渠道， 構建了非控股大股東退出威脅作用于企業資本結構決策的邏輯框架， 為金融改革助力國家“去杠桿”提供了思路， 并為完善當前股權結構、 提升企業融資決策效率提供了經驗證據， 這對于加強我國資本市場的制度建設也具有重要的經驗價值。

二、 研究假設

（一） 非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的影響

由于管理層在資本結構選擇上存在壕溝行為（韓亮亮等，2006；黃輝，2013）， 一方面， 管理層為規避債權人給自身帶來的債務約束效應， 出于防御動機， 可能避免過多的債務融資（Morellec等，2012）， 這使得企業實際資本結構會向下偏離最優資本結構， 阻礙資本結構動態調整速度； 另一方面， 管理層出于尋租動機， 傾向于利用高債務融資打造商業帝國（謝辰等，2019）， 使實際資本結構向上偏離最優資本結構， 降低資本結構決策效率。因此， 債務會對管理層產生附加的約束效應及增加更多的尋租空間， 扭曲企業資本結構， 降低資本結構調整速度。基于以上分析， 本文認為代理問題是導致資本結構決策效率低下的關鍵誘因。現實中， 受調整成本和決策層調整意愿的約束， 當實際資本結構出現偏離時并不能立即將其調整至最優資本結構， 而是按照一定速度并經過多次調整后逐漸縮小偏離目標資本結構的程度以達到最優水平。非控股大股東作為參與內部治理的重要主體， 其與習慣“搭便車”的中小股東相比， 持股比例較高， 更關注企業長期發展帶來的股價提升， 在此過程中其有動機通過威懾性手段與高管和控股股東進行多輪博弈， 具體通過信息治理和監督效應達到提高公司治理效率的目的。當偏離目標資本結構， 并可能侵害企業長遠發展時， 會觸發非控股大股東退出威脅機制， 進而有利于優化資本結構動態調整行為， 其具體影響路徑如下：

從信息治理能力來看， 非控股大股東退出威脅機制能夠提升信息透明度， 有助于提升資本結構調整速度， 縮小資本結構偏離程度。Byoun（2008）研究發現， 信息不對稱是影響資本結構調整成本的重要因素。相比于其他中小股東， 非控股大股東通常能夠獲悉企業層面的私有信息， 對企業內外部環境具有敏銳的觀察力， 能夠洞悉資本結構對企業價值的重要性， 有利于為企業尋求最優的資本結構決策機會。此外， 非控股大股東還能發揮自身的信息優勢， 加強其他利益相關者對控股股東、 管理層的監督。有研究表明， 非控股大股東退出威脅有助于抑制企業盈余管理動機（陳克兢，2018）、 提升財務報告披露質量（Dou等，2018）及提高會計信息可比性（劉洋洋和王生年，2023）。與此同時， 張月玲和唐正（2022）研究發現， 非控股大股東退出威脅雖然提高了審計費用， 但是增加了企業對高質量審計的需求， 有利于提高信息披露質量。進一步地， 信息質量的提升賦予了非控股大股東高效識別管理層壕溝行為的能力， 促使其采取一定的方式加以干預。此外， 高質量的信息披露可以減輕信息不對稱， 有助于中小股東、 債權人、 分析師和監管部門等利益相關者對企業決策者進行監督和評價， 加深其對企業資本結構調整行為的了解， 進而有效規避道德風險。此時， 為減少非控股大股東撤出而使自身利益遭受損失， 控股股東和管理層也會根據內外部環境變化， 確定價值最大化的最優資本結構， 主動將現有資本結構向最優資本結構調整， 進而提升資本結構動態調整速度， 降低實際與目標資本結構的偏離程度。

從監督治理能力來看， 非控股大股東退出威脅促使管理層和控股股東做出更有助于企業長遠發展的戰略決策， 從而提高資本結構調整速度， 抑制資本結構偏離。

一方面， 為了避免管理層和控股股東扭曲資本結構決策對企業長期發展的擠占效應， 導致股價不振， 甚至引發企業風險， 進而損害自身利益， 非控股大股東有更強烈的動機抑制管理層逐利行為， 督促其優化企業的戰略決策， 以此維護自身利益。股權分置改革為投資者打開了“逆向盈利”的通道， 在利益驅動下， 其關注焦點將更多地聚焦于公司的不當決策上， 使得管理層的道德風險和自利行為更易暴露（Edmans等，2013）。同時， 我國市場化改革的不斷深入為非控股大股東約束管理層與控股股東的不當行為、 維護自身利益提供了良好的現實基礎。已有學者證實了非控股大股東退出威脅對管理層和控股股東的利己行為具有良好的約束效應（姜付秀等，2015；余怒濤等，2023）。

另一方面， 為了防止非控股大股東退出導致自身財富縮水， 在退出威脅的壓力下， 管理層和控股股東優化調整資本結構的意愿提高。非控股大股東的退出行為給市場傳遞了不利信號， 施以股價下跌的壓力， 甚至引發股價崩盤的風險， 加之非理性的投資散戶在我國股市交易中占主導地位， 在羊群效應“推波助瀾”的作用下， 股價下挫進一步加劇， 此時企業遭受敵意收購的風險增加、 管理層被取代的概率增大（Dou等，2018）， 損害了控股股東和管理層的利益。因此， 即便非控股大股東并非實質性退出， 但其釋放退出威脅的信號一旦擴散傳播， 往往會引發股市的恐慌， 從而給管理層帶來聲譽懲罰或財富損失。尤其是退出威脅具有較高可信性和退出威脅強度較大時， 管理者和控股股東會在非控股大股東退出機制觸發之前， 主動降低機會主義動機和自利傾向， 以此調整有損企業長期利益的決策行為（Hope等，2017）。與此同時， 對于受股價影響最直接的利益相關者， 控股股東在非控股大股東退出威脅的壓力下， 會積極地對管理層進行監督。楊興全等（2022）研究指出， 非控股大股東退出威脅會增強控股股東對管理層的監管， 從而降低其超額在職消費， 使得公司資金合理利用而不是被管理層占用， 進而優化企業資本配置。此外， 姜付秀等（2015）研究發現， 非控股大股東退出威脅除了增強控股股東的監管動力， 也增加了對管理層的激勵程度， 通過采取業績掛鉤的薪酬激勵體系， 促使其做出有利于提升公司價值的決策行為。

綜上分析， 非控股大股東有動機和能力通過退出威脅機制， 發揮信息治理和監督治理效應， 能夠提高信息透明度、 降低代理成本， 從而推動管理層和控股股東加快公司資本結構動態調整的速度， 使得實際資本結構與目標資本結構的偏離程度更小。基于此， 本文提出如下假設：

H1： 非控股大股東退出威脅發揮了良好的治理機制， 能夠提升資本結構調整速度， 降低資本結構偏離程度。

（二） 非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的非對稱性影響

由于受到市場摩擦的影響， 企業的實際資本結構與目標資本結構不能完全保持一致， 往往會出現實際值高于或低于目標值的偏離情況。權衡理論認為， 企業過高的債務融資可以獲取稅盾效應， 但也會加大企業破產風險。當高于目標值時， 企業面臨財務危機的風險性較高， 財務困境附加的邊際成本通常大于債務利息抵稅帶來的邊際效益， 因而理性趨向于向下調整負債水平； 相反， 低于目標值時， 增加債務所帶來的稅盾邊際效益不能完全抵消財務困境附帶的邊際成本， 此時理性趨于向上調整負債水平。前景理論認為， 人們對相同數額的損失和收益的感受往往是非對稱性的， 在不確定條件下， 決策行為會同時兼顧收益和損失的影響， 即投資者希望盡快實現既得收益， 而不愿既得損失成為現實， 且對邊際損失比對邊際收益的感知更敏感（Tversky和Kahneman，1991）。因此， 企業決策者對潛在損失的敏感性要高于獲取可能收益的敏感性， 表現為對損失規避的意愿強于收益趨向的意愿。針對資本結構動態調整行為， 非控股大股東退出威脅對資本結構調整的作用也不可避免地具有非對稱性特征， 體現為向上偏離較向下偏離更敏感、 更及時。黃繼承等（2014）、 盛明泉等（2016）學者的研究也證實了在偏離目標資本結構的不同方向上， 企業進行資本結構調整的動機顯示出顯著的非對稱性特征。據此， 本文提出如下假設：

H2： 相對于向下偏離目標資本結構， 非控股大股東退出威脅對向上偏離目標資本結構的調整速度的促進作用更強， 對向上偏離目標資本結構的抑制程度也更強。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

為避免2006年《企業會計準則》實施帶來的會計核算差異影響， 本文選取2007 ～ 2022年A股上市企業作為初始研究樣本。參照姜付秀等（2015）的研究， 基于東方財富網站公布的一致行動人數據， 通過人工梳理， 將一致行動人股東看作一個股東， 并對他們的持股數目進行整合， 同時對樣本數據做以下篩選： ①剔除金融類企業樣本數據； ②剔除ST上市公司樣本數據； ③剔除含有缺失值的樣本數據； ④剔除第一大股東持股比例小于5%的樣本數據。同時， 對連續變量進行1%和99%水平上的縮尾處理， 并對所有回歸結果進行Cluster處理。最終保留了36875個觀測樣本。

（二） 變量定義及衡量

1. 解釋變量： 非控股大股東退出威脅。參考Dou等（2018）、 陳克兢（2019）的思路， 采取非控股大股東競爭程度與股票流動性的乘積來度量非控股大股東退出威脅， 該值越大說明非控股大股東退出威脅程度越大。指標構建過程如下：

首先， 保留持股比例在5%以上的股東， 已有文獻以及現有相關法律認為持股比例在5%以上的股東可以對公司的經營管理產生重大影響。

其次， 構建股票流動性指標（Liquidty＝流通股日均股票換手率）， 其值越高， 說明非控股大股東越容易退出， 退出威脅也就越容易實現。

再次， 依據公式（1）構建非控股大股東競爭程度指標（Bhcomp）：

公式（1）中， Nclsk，i，t表示i企業第t期第k個非控股大股東的持股比例， Blocki，t表示i企業第t期全部大股東所持流通股數的總和。Bhcompi，t值越高， 表明非控股大股東之間的競爭程度越高， 越有動機收集信息進行知情交易。

最后， 在此基礎上利用公式（2）， 構建非控股大股東退出威脅指標（NET）：

NETi，t＝Liquidtyi，t×Bhcompi，t （2）

2. 被解釋變量： 資本結構動態調整。資本結構動態調整主要體現在其調整速度和偏離目標資本結構的程度兩個方面。據此， 借鑒王朝陽等（2018）的研究， 從調整速度、 偏離程度兩個維度體現資本結構動態調整。

（1） 調整速度。本文參考Faulkender等（2012）、 姜付秀和黃繼承（2011）的做法， 采用兩階段的部分調整模型來擬合資本結構調整速度， 其基準模型參見公式（3）：

Levi，t-Levi，t-1=Debi，t/Assi，t-Debi，t-1/Assi，t-1=

λ（Lev?i，t-Levi，t-1）＋εi，t （3）

公式（3）中， Debi，t、 Debi，t-1分別為i企業第t、 t-1期末的總負債， Assi，t、 Assi，t-1分別為i企業第t、 t-1期末總資產， Levi，t、 Levi，t-1分別表示i企業第t、 t-1期的資產負債率， Lev?i，t為i企業第t期的目標資本結構， λ為資本結構調整速度。目標資本結構（Lev?i，t）通過公式（4）擬合而得， 具體表示為：

Lev?i，t=βXi，t-1 （4）

其中， X代表可能會影響資本結構的公司層面特征變量和治理變量。參考盛明泉等（2016）的研究， 選取滯后一期的盈利能力（Profit）、 資產有形性（Tang）、 非債務稅盾（Dep）、 公司規模（Size）、 成長性（Tobinq）、 年度行業資本結構均值（Median）作為公司特征變量。為了增強研究結論的可靠性， 除了控制公司特征變量， 本文還加入了董事會規模（Boardsize）、 獨立董事占比（Indep）、 兩職合一（Dual）、 股權制衡度（Balance）等公司治理變量。同時， 利用GMM動態模型通過公式（4）估計得出Lev?i，t， 并將其代入公式（3）， 得出企業資本結構動態調整速度λ。

（2） 偏離程度。參照張博等（2021）的做法， 檢驗非控股大股東退出威脅對資本結構偏離程度的影響， 用實際資本結構與目標資本結構差值的絕對值衡量偏離程度， 具體如公式（5）所示：

Abs_Devi，t=|Levi，t-Lev?i，t| （5）

（三） 模型設計

1. 非控股大股東退出威脅對資本結構調整速度的影響。借鑒黃俊威和龔光明（2019）的研究， 以公式（3）為基準模型， 構造如下模型來探討非控股大股東退出威脅對資本結構調整速度的作用， 具體如公式（6）所示：

Levi，t-Levi，t-1=λ1dlevi，t+λ2NETi，t×dlevi，t+λ3Neti，t+Industry+Year+εi，t （6）

其中： NET為非控股大股東退出威脅指標； dlev表示第t期目標資本結構與第t-1期實際資本結構的差值， 用Lev?i，t-Levi，t-1衡量； λ2代表非控股大股東退出威脅對資本結構調整速度的影響， 若λ2＞0， 則表明非控股大股東退出威脅加快了資本結構調整速度， 反之， 則表明放緩了資本結構調整速度。同時， 在公式（3）的基礎上， 本文還控制了行業和年度固定效應。

2. 非控股大股東退出威脅對資本結構偏離程度的影響。參考王曉亮和鄧可斌（2020）的研究， 構建非控股大股東退出威脅對資本結構偏離程度的影響模型， 參見公式（7）：

Abs_Devi，t=β0+β1NETi，t+β2Xi，t+Industry+Year+μi，t （7）

其中， β1表示非控股大股東退出威脅對資本結構偏離程度的影響， 實際與目標資本結構的偏離程度越低， 對應的資本結構調整速度也越快。若β1<0， 則說明非控股大股東退出威脅降低了實際與目標資本結構的偏離程度； 若β1>0， 則說明非控股大股東退出威脅提高了實際與目標資本結構的偏離程度。X為相關控制變量， 與公式（4）包含的公司特征變量及治理變量一致。

本文進一步區分不同偏離方向下非控股大股東退出威脅的治理效應， 分別對公式（6）和（7）區分向上偏離（實際資本結構>目標資本結構）和向下偏離（實際資本結構<目標資本結構）兩種情形進行回歸。各變量說明參見表1。

四、 實證結果分析

（一） 變量描述性統計

表2為變量的描述性統計結果。樣本企業實際資本結構（Lev）的均值為0.4378， 中位數為0.4308， 標準差為0.2089， 說明不同企業間的資本結構存在一定差異。Levt-Levt-1的均值和中位數分別為0.0107和0.0084， 最小值為-0.8441， 最大值為0.8627， 表明研究樣本的資本結構處于持續調整中， 且這種調整強度也大不相同。Abs_Dev的均值為0.0861， 中位數為0.0697， 最小值、 最大值分別為0和0.8517， 說明實際資本結構與目標資本結構偏離的現象普遍存在， 且不同企業間差異較大。非控股大股東退出威脅（NET）的均值和中位數分別為0.001和0， 標準差為0.0019， 最小、 最大值分別為0和0.0098， 與陳克兢（2019）的研究結果基本一致。

（二） 基本回歸結果

1. 非控股大股東退出威脅與資本結構調整速度。表3匯報了模型（6）的回歸結果， 第（1）列是資本結構調整速度基礎模型的回歸結果， 能夠看出在2007 ～ 2022年之間， 企業資本結構的平均調整速度為8%。第（2）列加入了非控股大股東退出威脅變量NET， dlev×NET的回歸系數為6.4455， 在5%的水平上顯著。這在經濟意義上表明， 非控股大股東退出威脅每上升一個標準差， 企業調整至目標資本結構的速度約提高6倍。可見非控股大股東發揮了良好的治理機制， 能夠加快資本結構調整速度， 該結論支持H1。按照實際資產負債率是否低于目標資本結構， 本文將樣本分為向上偏離和向下偏離兩組， 第（3）、 （4）列列示了非控股大股東退出威脅對資本結構調整速度的影響在向上偏離和向下偏離樣本中的回歸結果， 可以看出， 第（3）列dlev×NET的回歸系數為30.0533， 在1%的水平上顯著， 第（4）列dlev×NET的回歸系數并不顯著， 表明非控股大股東退出威脅對資本結構調整速度的影響表現出非對稱性， 其更能提高向上偏離情形時的資本結構調整速度， 這與H2相符。

2. 非控股大股東退出威脅與資本結構偏離程度。表4列示了非控股大股東退出威脅對資本結構偏離程度的影響結果。第（1）列是全樣本的回歸結果， 可以發現， NET的系數為-0.7838， 在1%的水平上顯著， 表明非控股大股東退出威脅具有良好的治理效應， 能夠降低實際資本結構與目標資本結構的偏離程度， 進一步證實了H1。第（2）和第（3）列回歸結果顯示， 非控股大股東退出威脅對資本結構偏離程度的影響僅在向上偏離樣本中顯著， 在向下偏離樣本中并不顯著， 這支持了H2。

（三） 穩健性及內生性檢驗

1. 替換解釋變量衡量方式。參考姜付秀等（2015）的方法， 將非控股大股東界定為持股10%以上的一致性行為人， 以此重新衡量非控股大股東退出威脅（NET2）， 并加入模型（6）和（7）重新進行回歸， 結果依然顯著。

2. 替換被解釋變量衡量方式。第一， 更換估計目標資本結構模型。已有學者對比模型（3）的估計方法， 如OLS方法、 固定效應模型、 系統廣義矩估計和糾偏最小二乘法等， 發現糾偏最小二乘法擬合出的目標資本結構最為精確。因此， 本文參照姜付秀和黃繼承（2011）的研究， 采取糾偏最小二乘虛擬變量法（LSDVC）重新估計得到新的目標資本結構進行穩健性檢驗。第二， 參考黃繼承等（2014）的研究， 采用“有息負債/總資產”作為資本結構的衡量方式進行穩健性檢驗（有息負債=短期貸款+應付票據+應付債券+一年內到期的非流動負債+長期借款）。回歸結果顯示， 采用糾偏最小二乘法和采用有息負債衡量總負債結果亦穩健。

3. 傾向得分匹配法（PSM）。是否存在非控股大股東可能是企業自選擇導致的， 為緩解這一偏誤， 本文采取傾向得分匹配法進行檢驗。具體來說， 以是否存在非控股大股東為因變量， 首先將存在非控股大股東退出威脅設置為1， 將不存在非控股大股東退出威脅設置為0， 結果變量分別為Levt-Levt-1和Abs_Dev； 其次， 利用1∶1近鄰匹配的方法， 以公司特征和公司治理變量作為協變量， 進行1∶1最近鄰匹配， 通過平穩性檢驗之后， 分別對模型（6）、 （7）進行回歸。回歸結果均無顯著差異， 說明非控股大股東退出威脅可以提升資本結構調整速度， 抑制實際資本結構與目標資本結構的偏離， 進一步驗證了本文結論的穩健性。

4. 工具變量法。考慮到可能存在的互為因果關系， 采取兩階段工具變量進一步解決內生性干擾。工具變量選取滯后一期的非控股大股東退出威脅（L.NET）和行業年度均值（NET_mean）作為工具變量， 原因如下： 二者與單一企業中的自變量密切聯系卻又與單一企業的因變量無直接關系。回歸結果顯示： 第一階段回歸的F統計值超過10， Minimum eigenvalue statistic值達到1783.43， 說明L.NET和NET_mean符合弱工具變量選取原則； 第二階段回歸結果顯示， 第一階段回歸產生的預測值NET_hat與dlev的交乘項的回歸系數在1%的水平上顯著為正， NET_hat對資本結構偏離程度的影響在1%的水平上負向顯著。這說明， 在控制內生性問題后， 非控股大股東退出威脅仍能對資本結構調整速度產生顯著促進作用， 對資本結構偏離程度產生顯著抑制作用， 再次驗證了H1。

限于篇幅， 以上穩健性檢驗結果均未列示， 留存備索。

五、 進一步分析

（一） 影響機制分析

前文的理論分析指出， 非控股大股東通過退出威脅的介入， 發揮信息治理和監督效應， 能夠提高信息透明度， 緩釋代理問題， 從而有助于提升資本結構調整速度、 抑制實際資本結構與目標資本結構的偏離。基于此， 本部分借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介三步法檢驗程序， 基于信息透明度和代理成本進行中介檢驗。

1. 信息透明度機制檢驗。參考Hutton等（2009）的做法， 使用修正Jones模型， 以前三期可操控應計利潤的絕對值加總衡量企業信息透明度（Opaque）， 該值越大表明信息透明度越低， 回歸結果參見表5。第（1）列NET的回歸系數顯著為負， 表明企業信息透明度會因非控股大股東的退出威脅行為而得到改善； 第（2）列Opaque×dlev的回歸系數顯著為負， 表明代理成本的增加會使資本結構調整速度降低； 第（3）列Opaque對Abs_Dev的影響在1%的水平上呈負顯著， 表明信息不對稱加劇了實際資本結構與目標資本結構的偏離程度。以上分析結果說明， 非控股大股東退出威脅機制提升了信息透明度， 使得資本結構調整速度得到提高、 資本結構偏離程度降低。

2. 代理問題機制檢驗。前文的理論分析指出， 管理層在資本結構選擇上存在壕溝行為會扭曲企業資本結構（黃輝，2013）， 其與股東之間的利益不一致使得資本結構調整速度變慢。有研究指出， 控股股東存在目標異化動機也會扭曲企業資本結構決策效率， 債務可能淪為控股股東侵占中小股東權益的工具， 控股股東在資本結構決策上通過增加不必要的負債提升其控股公司的資源和帶來的稅盾價值， 導致企業資產負債率過高（Boateng和Huang，2017；汪昌云等，2022）， 或是為了擺脫過高的債務水平對自身“隧道”能力的約束， 選擇更少的債務融資（肖作平，2012）。控股股東在最大化自身價值的同時， 使得資本結構不能與企業目標趨同。基于此， 本文認為非控股大股東退出威脅不但能夠威脅管理層， 減輕第一類代理問題， 其也有能力和動機迫使控股股東做出讓步， 抑制第二類代理問題， 進而優化資本結構動態調整。

為此， 本文從第一類和第二類代理問題出發， 考察非控股大股東退出威脅的作用機制。借鑒黃俊威和龔光明（2019）的做法， 以“管理費用/營業收入”衡量第一類代理成本（Ac1）； 借鑒姜國華和岳衡（2005）的做法， 以“其他應收款/總資產”衡量第二類代理成本（Ac2）。如表6所示： 第（1）、 （2）列NET的回歸系數分別為-0.4655、 -0.1772， 分別在10%和5%的水平上顯著， 說明非控股大股東退出威脅能夠緩解第一類和第二類代理問題， 降低兩類代理成本； 第（3）、 （4）列交乘項dlev×Ac1、 dlev×Ac2的回歸系數分別為-0.4454、 -0.8137， 都在1%的水平上顯著， 說明代理成本的增加減緩了資本結構調整速度； 第（5）、 （6）列Ac1、 Ac2的回歸系數分別為0.0251、 0.0976， 都在1%的水平上顯著， 說明第一類和第二類代理問題加劇了實際與目標資本結構的偏離程度。以上分析結果表明， 非控股大股東退出威脅可以減輕代理問題， 降低代理成本， 加快資本結構調整速度、 降低資本結構偏離程度。

（二） 異質性分析

在退出威脅理論中管理層及控股股東更加注重自身財富的管理， 其他股東一旦退出則會造成股價下跌、 財富縮水。由此可見， 管理層及控股股東財富受到的威脅越大， 非控股大股東退出威脅對資本結構決策的優化效應越顯著。為此， 本文將圍繞何種情形下管理層及控股股東財富更易受威脅， 從退出威脅可信性、 退出威脅強度和股價對市場的反應程度三個維度進行深入剖析。

1. 非控股大股東退出威脅與資本結構動態調整： 區分退出威脅可信性。Admati和Pfleiderer（2009）研究發現， 退出威脅可信性與非控股大股東退出威脅能否發揮治理效用有著緊密聯系， 因為其發揮的作用依賴于決策者在何種情境下更相信非控股大股東會退出。姜付秀等（2015）的研究表明， 當非控股大股東和控股股東之間的持股比例差距較顯著時， 其參與公司治理的動機較弱， 有較大可能退出， 同時也具有較高的可信性。當決策者認為退出行為極易達成時， 會積極做出理性的融資決策， 以避免真正退出行為致使自身財富流失， 進而提升資本結構決策效率。因此， 本文認為當非控股大股東退出威脅可信性較高時， 其退出威脅能夠對管理層及控股股東造成更大的威懾， 對資本結構調整速度的促進作用更明顯， 對偏離目標資本結構的抑制作用更顯著， 更加有利于優化資本結構動態調整。

因此， 參照姜付秀等（2015）的思路， 計算非控股大股東與控股股東的持股比例差值， 按其行業年度中位數將樣本分為退出威脅可信性高和低兩組， 分析結果如表7所示。交乘項dlev×NET對Levt-Levt-1的影響系數在退出威脅可信性高組中為1%的顯著性水平， 而在退出威脅可信性低組中為10%的顯著性水平， 兩組的組間差異檢驗系數在10%的水平上顯著； NET對Abs_Dev的影響系數在退出威脅可信性高組中為5%的顯著性水平， 而在退出威脅可信性低組中不顯著。這表明退出威脅可信性越高， 非控股大股東退出威脅越能加快資本結構調整速度， 對偏離目標資本結構的抑制作用越強。

2. 非控股大股東退出威脅與資本結構動態調整： 區分退出威脅強度。根據前文理論分析可知， 在退出威脅的壓力下， 為了防止非控股大股東退出導致自身財富縮水， 管理層和控股股東對資本結構調整的意愿提高。管理層和控股股東的個人利益與公司股價密切相關， 非控股大股東退出行為對股價的影響勢必危及管理層和控股股東的切身利益。對于管理層來說， 其薪酬財富對股價的敏感程度決定了非控股大股東可能的退出行為能夠產生多大程度的威脅（Dou等，2018；余怒濤等，2023）。對于控股股東來說， 其財富集中度與股價有著密切聯系， 持股比例高低決定了其財富集中程度， 持股比例越高越不利于有效分散公司特有風險。一旦非控股大股東退出， 股價下跌將對高持股的控股股東財富造成巨大損失（姜付秀等，2015）。因此， 非控股大股東退出威脅強度即對管理層和控股股東的利益損害程度。本文認為， 非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的治理作用在管理層財富敏感度與控股股東財富集中度較高的情形下更顯著。

為此， 參考Dou等（2018）和余怒濤等（2023）的做法， 使用“管理層前三名薪酬總和/企業市值”衡量管理層財富敏感性， 并按中位數將樣本分為管理層財富敏感性高和低兩組； 借鑒姜付秀等（2015）的研究， 用控股股東持股比例衡量控股股東財富集中度， 并將樣本分為控股股東財富集中度高和低兩組。以此檢驗退出威脅強度對資本結構動態調整的治理效應， 分析結果見表8。交乘項dlev×NET對Levt-Levt-1的影響系數僅在管理層財富敏感性高和控股股東財富集中度高組中顯著， 而在管理層財富敏感性低和控股股東財富集中度低組中不顯著； NET對Abs_Dev的影響系數僅在管理層財富敏感性高和控股股東財富集中度高組中顯著， 在管理層財富敏感性低和控股股東財富集中度低組中也不顯著。同時， 以上結果均通過了組間系數差異檢驗， 表明非控股大股東退出威脅對資本結構調整速度的促進作用、 對偏離目標資本結構的抑制作用在退出威脅強度高時更顯著。

3. 非控股大股東退出威脅與資本結構動態調整： 區分股價對市場的反應程度。市場化程度高的地區資本配置效率更高， 對股價的反應更快（樊綱等，2011）， 非控股大股東退出勢必引起股價更及時的反應， 對管理層和控股股東的財富損害程度也更高。因此， 在市場化程度更高的地區， 管理層和控股股東對資本結構調整的意愿更高， 更有利于優化資本結構決策。

為此， 本文以樊綱等（2011）編制的市場化指數來構建企業所在地區的市場化程度變量， 并按行業年度中位數將樣本分為市場化程度高和低兩組。表9的結果顯示： dlev×NET對Levt-Levt-1的影響系數僅在市場化程度高的情形下顯著， 而在市場化程度低的情形下不顯著； NET對Abs_Dev的影響系數也是在市場化程度高的情形下顯著， 在市場化程度低的情形下不顯著。同時， 以上組間系數差異檢驗均顯著。這說明隨著市場化水平的提高， 股票價格對市場的敏感性增強， 企業決策者對資本結構調整的意愿更強， 更能加快資本結構調整速度， 降低實際資本結構與目標資本結構的偏離程度。

六、 結論及啟示

本文選取2007 ～ 2022年Ａ股上市企業作為研究對象， 從微觀視角考察非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的影響， 研究結果顯示： 非控股大股東退出威脅能夠提升資本結構調整速度、 降低資本結構偏離程度； 相較于向下偏離目標資本結構， 非控股大股東退出威脅更能促進對向上偏離目標資本結構的調整速度、 降低向上偏離目標資本結構的程度。機制檢驗發現， 提升信息透明度、 減輕兩類代理問題是非控股大股東退出威脅發揮治理效應的重要渠道。異質性分析發現， 退出威脅可信性、 退出威脅強度及市場化程度越高， 非控股大股東退出威脅對資本結構動態調整的治理效應越顯著。

本文的研究豐富并拓展了非控股大股東退出威脅的相關文獻， 研究結論為改善資本結構決策效率提供了如下政策啟示： 第一， 企業應重視并充分發揮非控股大股東對公司治理的重要作用， 不斷推進股權結構改革， 突出股權制衡與治理效用， 加強與大股東的溝通交流， 合理保障其知情權與參與權， 建立良好的信息披露渠道， 實現內外信息的有效聯通， 為其發揮治理效應構建良好的信息環境。第二， 監管部門應持續加強對投資者的保護， 對上市企業的減持或退出準則進行完善， 降低股票流通的準入門檻， 并暢通非控股大股東釋放退出信號的路徑， 促使其對管理層和控股股東的私利融資動機與行為產生約束作用， 從而更好地發揮對優化資本結構決策的治理作用。第三， 政府部門要加強對投資者的監管與引導， 以提升股票流動性， 促進股票市場的良性有序發展。堅持政府監督和市場引導， 適度降低市場準入門檻， 注重市場對退出威脅優化資本結構調整行為的積極作用， 幫助企業“穩杠桿”， 實現高質量發展。

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