□（華北電力大學經(jīng)濟與管理學院北京102206）

一、引言

隨著2015年“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”戰(zhàn)略及政策的推出，近兩年，“創(chuàng)業(yè)”和“創(chuàng)新”成為實務界和理論界討論的熱點話題。國內(nèi)外學者對企業(yè)創(chuàng)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(huán)境的視角研究了其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，包括財政補貼、稅收優(yōu)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(yè)特性及公司內(nèi)部特征的角度進行研究，包括產(chǎn)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(xiàn)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(xié)同”，并積極監(jiān)督高層管理者（Titman 和 Tsyplakov，2007）。盡管已有研究發(fā)現(xiàn)大股東會影響資本結(jié)構(gòu) （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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新的關系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新并不是線性關系，而是U型關系。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)樣本組中，兩者之間的U型關系更加顯著。在“掏空”還是“監(jiān)督”的影響機制探討中，本文從董事長與總經(jīng)理是否二職合一、股權(quán)制衡水平高低兩個方面出發(fā)進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在二職合一和股權(quán)制衡水平較低時，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新U型關系更加顯著。

本文可能的貢獻包括：首先，區(qū)別于以往大部分研究文獻發(fā)現(xiàn)大股東的作用是線性關系，本文研究發(fā)現(xiàn)大股東對企業(yè)創(chuàng)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(jiān)督”者，拓展了大股東經(jīng)濟后果的研究思路；其次，區(qū)別于以前從股權(quán)集中度、股權(quán)制衡水平角度研究企業(yè)創(chuàng)新，本文從大股東的視角對企業(yè)創(chuàng)新的影響因素進行研究，豐富了企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)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(chuàng)新存在兩種相反的影響，取決于大股東的“掏空”效應還是“監(jiān)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(zhuǎn)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(lián)交易，從而獲取控制權(quán)私人收益（Shleifer和 Vishny，1989）。在“監(jiān)督”視角下，股權(quán)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(fā)現(xiàn)在1997—1998年金融危機期間，股權(quán)集中度較高的公司股價表現(xiàn)更好。Gomes（2000）認為更高的股權(quán)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(quán)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(quán)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(jiān)督”效應主要存在于股權(quán)比較分散或沒有大股東的歐美發(fā)達市場。相反，很多證據(jù)支持認為，由于我國市場的股權(quán)集中度較高，從下頁表2的描述性統(tǒng)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(xiàn)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(yè)研發(fā)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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)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?shù)谝淮蠊蓶|持股比例超過一定閾值后（根據(jù)第7頁表4的回歸結(jié)果第（2）列和第（4）列的回歸系數(shù)，可以算出U型拋物線的最小值，第（2）列用研發(fā)費用的對數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新時，U型拋物線的最小值為0.341，第（4）列用研發(fā)費用相對值衡量企業(yè)創(chuàng)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(jiān)督”效應開始占主動地位，F(xiàn)an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(quán)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(xiàn)金流權(quán)的增加會導致大股東“掏空”成本越來越高。因此，“監(jiān)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(yè)創(chuàng)新。即第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新呈現(xiàn)先降后升的非線性關系。李增泉等（2004）研究發(fā)現(xiàn)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(jiān)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(yè)創(chuàng)新呈U型關系。

（二）企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)創(chuàng)新

在我國，不同企業(yè)性質(zhì)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(yè)性質(zhì)會影響資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)激勵、公司價值等（王朝才等，2016；王甄等，2016）。關于企業(yè)性質(zhì)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，已有研究表明，國有企業(yè)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(yè)依賴政府提供的各種資源生存，如：便利融資、政策優(yōu)惠、稅收減免等，國有企業(yè)高管為個人晉升或私有利益，很難考慮公司長遠發(fā)展，往往以公司短期發(fā)展為目標，從而減少對研發(fā)費用的投入，綜上所述，國有企業(yè)與企業(yè)創(chuàng)新負相關。非國有企業(yè)在市場化環(huán)境中，為了生存和發(fā)展，更多地從公司長期發(fā)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(yōu)勢，可能投入更多的費用在研發(fā)上。所以，非國有企業(yè)與企業(yè)創(chuàng)新正相關?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

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

（三）公司治理、股權(quán)制衡與企業(yè)創(chuàng)新

已有研究表明，公司治理水平越高、股權(quán)制衡水平越高時，外部監(jiān)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(nèi)外部治理水平和股權(quán)制衡水平，有利于提高第一大股東的“監(jiān)督”效應，緩解第一大股東的“掏空”效應，從而促進公司創(chuàng)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(quán)制衡水平越低時，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新的U型關系更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)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(quán)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(yè)上市公司少于15家的樣本，便于控制行業(yè)；再次剔除各種數(shù)據(jù)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(xù)變量都在1%和99%水平上進行縮尾處理。

（二）變量定義

1.企業(yè)創(chuàng)新。借鑒前人研究（趙晶等，2016；李文貴等，2015），本文采用研發(fā)費用的絕對值和相對值兩個指標衡量企業(yè)的創(chuàng)新投入，即當期研發(fā)費用的對數(shù)、當期研發(fā)費用/營業(yè)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(jù)已有關于企業(yè)創(chuàng)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(guī)模、公司業(yè)績、公司負債率、公司營業(yè)收入增長率、公司現(xiàn)金流比例、公司固定資產(chǎn)比例、年度、行業(yè)。在穩(wěn)健性檢驗及后續(xù)研究中主要用到公司股權(quán)性質(zhì)、是否二職合一、董事會規(guī)模、獨立董事比例、股權(quán)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(yè)創(chuàng)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(shù)值，Year和Ind分別控制年度和行業(yè)。根據(jù)假設1，β1的系數(shù)應該為負，β2的系數(shù)應該為正。隨后，本文通過分組檢驗了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下大股東持股比例對企業(yè)創(chuàng)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(quán)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(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

由表2描述性統(tǒng)計的結(jié)果可以看出，研發(fā)費用的對數(shù)最小值為12.43，最大值為21.37，與黨力等（2015）的數(shù)值接近；研發(fā)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(jié)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(quán)相對比較集中。其他控制變量的描述性統(tǒng)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(shù)可以看出（限于篇幅該表略），企業(yè)創(chuàng)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(yè)收入增長率與企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新相關。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（三）回歸分析

第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果見表3。模型（1）和（2）是采用研發(fā)費用對數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新時的回歸結(jié)果，結(jié)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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)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(fā)費用相對值衡量企業(yè)創(chuàng)新時的回歸結(jié)果，結(jié)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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新存在U型關系，而不是簡單的線性關系。支持本文H1?？刂谱兞恐?，公司規(guī)模、負債率、固定資產(chǎn)比例與研發(fā)投入顯著負相關，而公司業(yè)績與研發(fā)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(yè)和非國有企業(yè)中有顯著差異 （溫軍和馮根福，2012）。分組檢驗結(jié)果見下頁表4，模型（1）和（2）是采用研發(fā)費用的對數(shù)進行分組檢驗的結(jié)果，結(jié)果顯示：在國有樣本組中，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)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(fā)費用相對值進行分組檢驗的結(jié)果，結(jié)果與模型（1）和（2）一致。綜上所述，在國有企業(yè)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?shù)谝淮蠊蓶|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(jié)果分析

表4 按企業(yè)性質(zhì)分組檢驗結(jié)果

五、影響機制分析

根據(jù)前文分析，大股東可能通過更多“掏空”或更多“支持”影響企業(yè)創(chuàng)新，而大股東的“掏空”或“支持”效應主要受到內(nèi)部治理水平 （本文主要考察董事長與總經(jīng)理是否二職合一）、股權(quán)制衡水平等影響。王化成等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，董事長與總經(jīng)理二職合一、股權(quán)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(quán)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(fā)現(xiàn)，當董事長和總經(jīng)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(jié)果見表5。模型（1）和（2）是采用研發(fā)費用的對數(shù)進行分組檢驗的結(jié)果，結(jié)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(yè)創(chuàng)新在0.1水平上呈U型關系，模型（3）和（4）是采用研發(fā)費用的相對值進行分組檢驗的結(jié)果，與模型（1）和（2）的結(jié)果一致。說明當公司內(nèi)部治理水平較差時，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)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(quán)制衡水平的檢驗

吳紅軍和吳世農(nóng)（2009）研究發(fā)現(xiàn)上市公司股權(quán)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(quán)制衡水平（徐莉萍、辛宇和陳工孟，2006）。分組檢驗結(jié)果見表6，模型（1）和（2）是采用研發(fā)費用的對數(shù)進行分組檢驗的結(jié)果，結(jié)果顯示：在股權(quán)制衡水平較低的樣本組中，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新在0.05水平上呈U型關系，模型（3）和（4）是采用研發(fā)費用的相對值進行分組檢驗的結(jié)果，與模型（1）和（2）的結(jié)果一致。說明當公司股權(quán)制衡水平較低時，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新呈U型關系，而股權(quán)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(quán)制衡水平的分組檢驗

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性探討

采用滯后一期的數(shù)值能夠在一定程度上緩解本文模型中的內(nèi)生性問題，但內(nèi)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(qū)同年度（Shrcr1yr）和同行業(yè)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(yè)同年度的公司和同地區(qū)同年度的公司在法律環(huán)境、治理水平等方面類似，因而同地區(qū)同年度（Shrcr1yr）和同行業(yè)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(jié)果也支持相關性的結(jié)論。第二，外生性。目前，還沒有文獻證明同地區(qū)同年度（Shrcr1yr）和同行業(yè)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(yè)創(chuàng)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(jié)果，結(jié)果顯示：本公司第一大股東持股比例與同地區(qū)同年度（Shrcr1yr）和同行業(yè)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(jié)果，結(jié)果顯示：無論采用哪一個指標衡量企業(yè)創(chuàng)新，上市公司第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)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(jié)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(jīng)過工具變量檢驗后，本文研究結(jié)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(nèi)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(fā)投入代替超前一期的研發(fā)投入，對模型進行重新檢驗，結(jié)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(jié)果可能受到遺漏變量的影響，已有研究發(fā)現(xiàn)公司治理水平（是否二職合一、董事會規(guī)模、獨立董事比例）、托賓Q等會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)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(jié)果見下頁表9。研究結(jié)果顯示：采用RDLN或RDP衡量企業(yè)創(chuàng)新時，上市公司第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)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(jié)論仍然穩(wěn)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(jié)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(jié)果見表10，本文研究結(jié)論仍然成立。

表9 加入其他控制變量的回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

目前，大股東究竟是“掏空”還是“支持”上市公司還沒有統(tǒng)一結(jié)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(yè)創(chuàng)新進行研究，發(fā)現(xiàn)大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新并不是線性關系，而是U型關系。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)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(jīng)理是否二職合一、股權(quán)制衡水平高低兩個方面出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)：在二職合一和股權(quán)制衡水平較低時，第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新的影響，根據(jù)研究結(jié)論可以得到如下啟發(fā)：

第一，大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新并不是線性關系，而是U型關系。說明在我國資產(chǎn)市場中，上市公司的股權(quán)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(jù)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(guī)及合理的股權(quán)設計來緩解這種“掏空”效應。

第二，國有企業(yè)、二職合一、股權(quán)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(yè)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(yè)性質(zhì)的上市公司，其股權(quán)結(jié)構(gòu)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(nèi)部治理水平和股權(quán)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(fā)達資本市場，U型關系說明我國資本市場中，股權(quán)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(quán)結(jié)構(gòu)的角度考慮，要么使上市公司股權(quán)相對分散（類似于歐美發(fā)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）。