張洪輝 鄒英 章琳一

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引言

近年來(lái)，越來(lái)越多的上市公司出現(xiàn)了非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議結(jié)盟的情況，非關(guān)聯(lián)股東簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議結(jié)盟，從2006年的7起逐漸增加到2018年近200起。非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議結(jié)盟與公司的控制權(quán)爭(zhēng)奪高度相關(guān)。例如，2016年硅寶科技(300019)的控股股東王有治聯(lián)盟其他股東，解決與二股東的控制權(quán)爭(zhēng)奪問(wèn)題；2017年嘉應(yīng)制藥(002198)10名自然人股東結(jié)盟成為控股股東；2019年全新好(000007)的二股東結(jié)盟其他小股東，取代了原控股股東。那么，非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟這一現(xiàn)象，對(duì)于上市公司意味著什么？少有文獻(xiàn)分析非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟行為對(duì)于上市公司的影響。一致行動(dòng)人可以分為兩種：關(guān)聯(lián)股東之間的一致行動(dòng)人、非關(guān)聯(lián)股東之間的一致行動(dòng)人。對(duì)于關(guān)聯(lián)股東而言，其關(guān)聯(lián)關(guān)系(控制、親屬等)是天然的，他們之間是天然的聯(lián)盟。1一致行動(dòng)人協(xié)議并不會(huì)影響關(guān)聯(lián)股東在公司治理、公司運(yùn)營(yíng)中的地位和作用。相反，對(duì)于非關(guān)聯(lián)關(guān)系股東而言，簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議是實(shí)現(xiàn)結(jié)盟的重要手段。通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議來(lái)協(xié)調(diào)行動(dòng)、增強(qiáng)股東監(jiān)督能力，這可能會(huì)提升公司治理水平，并最終實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值提升。增強(qiáng)股東監(jiān)督能力可以通過(guò)股東提升持股比例來(lái)實(shí)現(xiàn)(Shleifer and Vishny，1986)[23]，但這種集中股權(quán)的方法需要股東耗費(fèi)真金白銀來(lái)增持股票，成本較高。非關(guān)聯(lián)股東簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議，則避免了增持股票這類高成本的做法。這種成本較低的提升股東控制權(quán)、強(qiáng)化監(jiān)督、改善公司治理的方法，對(duì)公司能夠產(chǎn)生怎樣的影響，是值得研究的問(wèn)題。

黨的十九大報(bào)告明確指出要把我國(guó)建設(shè)為創(chuàng)新型國(guó)家。2020年全國(guó)兩會(huì)《政府工作報(bào)告》多次提及“創(chuàng)新”，再次強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新的重要性并鼓勵(lì)“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”。創(chuàng)新不但對(duì)我國(guó)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要作用，對(duì)于提升上市公司的發(fā)展質(zhì)量也是重要手段。已有文獻(xiàn)表明，公司治理是公司創(chuàng)新的重要影響因素(Holmstrom，1989；Belloc et al.，2016)[13][4]，良好的公司治理有助于公司建立創(chuàng)新的長(zhǎng)效投入機(jī)制，促進(jìn)創(chuàng)新(黨印和魯桐，2012)[27]。非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人，不但改變了公司控制權(quán)配置，還對(duì)股東監(jiān)督、公司治理產(chǎn)生影響。那么，本文感興趣的問(wèn)題是：非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議結(jié)盟，是否會(huì)影響公司創(chuàng)新？現(xiàn)有文獻(xiàn)沒(méi)有回答。

本文利用非關(guān)聯(lián)股東簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議事件，研究一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，一致行動(dòng)人提高了公司創(chuàng)新水平；一致行動(dòng)人持股比例越高，創(chuàng)新越多；一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)于一致行動(dòng)人構(gòu)成了控股股東的樣本。在路徑檢驗(yàn)中，本文發(fā)現(xiàn)非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟能夠減少信息不對(duì)稱，緩解融資約束，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新。為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用DID、PSM、2SLS等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果仍然支持本文的假設(shè)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在非國(guó)有企業(yè)、地區(qū)金融發(fā)展水平較低和法治環(huán)境較好的樣本，一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的正向影響更明顯，從側(cè)面印證了一致行動(dòng)人通過(guò)緩解信息不對(duì)稱和融資約束激勵(lì)創(chuàng)新。此外，本文還發(fā)現(xiàn)一致行動(dòng)人促進(jìn)創(chuàng)新的結(jié)果是能夠提升公司價(jià)值。本文的研究結(jié)果表明，從創(chuàng)新角度看，一致行動(dòng)人協(xié)議成為了股東改善公司治理的價(jià)值利器。

與既有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，從公司財(cái)務(wù)角度豐富了一致行動(dòng)人相關(guān)研究。以往文獻(xiàn)(Ghetti，2015；符望，2017)[12][28]主要聚焦于法學(xué)層面探討一致行動(dòng)人的法律概念，少有文獻(xiàn)定量分析一致行動(dòng)人的經(jīng)濟(jì)后果。本文將一致行動(dòng)人與公司創(chuàng)新相結(jié)合，從公司財(cái)務(wù)視角建立實(shí)證模型、定量分析一致行動(dòng)人的經(jīng)濟(jì)后果，發(fā)現(xiàn)非關(guān)聯(lián)股東簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議能夠促進(jìn)公司創(chuàng)新。第二，從一致行動(dòng)人角度豐富了公司股東行為的相關(guān)研究。股東集中控制權(quán)(Shleifer and Vishny，1986)[23]、多個(gè)大股東(姜付秀等，2018)[32]等均是股東可以采用的改善公司治理、抑制代理行為的方法，本文從非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟角度，豐富了股東行為的研究。本文研究表明，非關(guān)聯(lián)股東簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議而結(jié)盟，是股東可以強(qiáng)化監(jiān)督、改善公司治理的新方法；而且，這一方法比股東單獨(dú)增購(gòu)股票集中控制權(quán)的成本更低。第三，從一致行動(dòng)人角度豐富了公司創(chuàng)新的相關(guān)文獻(xiàn)?，F(xiàn)有關(guān)于股東集中股權(quán)和公司創(chuàng)新的研究并沒(méi)有得到統(tǒng)一的結(jié)論：部分研究(Baysinger et al.，1991；Francis and Smith，1995；Chen et al.，2014)[2][11][7]發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中對(duì)公司創(chuàng)新投入具有正向的作用；另有部分文獻(xiàn)(Li et al.，2010；Minetti et al.，2015；蔣楠，2020；鐘騰等，2020)[19][22][30][48]卻發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中與創(chuàng)新并不是正相關(guān)的關(guān)系。本文研究表明，非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟，作為股東集中股權(quán)的替代，能夠提升公司創(chuàng)新水平。這從一致行動(dòng)人角度豐富了公司創(chuàng)新的相關(guān)研究。

二、文獻(xiàn)綜述

(一) 一致行動(dòng)人

一致行動(dòng)人起源于上市公司的并購(gòu)行為，通過(guò)簽訂一致行動(dòng)協(xié)議約定在行使表決權(quán)時(shí)采取相同的意思表示，來(lái)并購(gòu)一個(gè)公司或者共同抵御被收購(gòu)。已有研究主要側(cè)重于從法律視角探討一致行動(dòng)人對(duì)股東行為的影響。Mathew(2007)[21]分析了一致行動(dòng)人協(xié)議在敵意并購(gòu)中的法律作用，指出一致行動(dòng)人協(xié)議可以用來(lái)實(shí)現(xiàn)敵意并購(gòu)(hostile takeover)和反并購(gòu)(anti-takeover)。Ghetti(2015)[12]分析了歐盟公司法中的一致行動(dòng)概念和在各成員國(guó)的實(shí)施情況。Kostyuk and Ginevri(2016)[17]探討了歐盟和美國(guó)規(guī)定的一致行動(dòng)人法律概念之間的共同點(diǎn)和不同點(diǎn)，指出一致行動(dòng)人法律概念應(yīng)具備足夠的靈活性，能夠適應(yīng)各種規(guī)則所追求的不同目標(biāo)。國(guó)內(nèi)研究中，劉燕和樓建波(2016)[35]運(yùn)用SPV分析框架詳細(xì)探討了資管計(jì)劃的股東身份及其引發(fā)的一致行動(dòng)人問(wèn)題，指出一致行動(dòng)人監(jiān)管規(guī)則給資管計(jì)劃帶來(lái)了新的風(fēng)險(xiǎn)。符望(2017)[28]結(jié)合新梅訴訟案和萬(wàn)科事件探討了一致行動(dòng)人制度的重要性。施金晶和張斌(2020)[40]探討了表決權(quán)委托是否需要認(rèn)定為一致行動(dòng)人的法律問(wèn)題。僅有少數(shù)文獻(xiàn)從公司財(cái)務(wù)視角探討一致行動(dòng)人的經(jīng)濟(jì)后果，Jenkinson and Ljungqvist(2001)[15]探討了德國(guó)公司的控制權(quán)配置和治理體系，指出一致行動(dòng)人的監(jiān)管不力導(dǎo)致公司真實(shí)的控制權(quán)結(jié)構(gòu)透明度較低。Weber et al.(2012)[24]利用瑞士資本市場(chǎng)數(shù)據(jù)實(shí)證研究了一致行動(dòng)人協(xié)議的公告效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)一致行動(dòng)人協(xié)議會(huì)引起較大的市場(chǎng)反應(yīng)。

(二)股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新

公司治理是創(chuàng)新的制度基礎(chǔ)(Belloc，2012；魯桐和黨印，2014)[3][37]，良好的公司治理有利于公司建立創(chuàng)新的長(zhǎng)效投入機(jī)制(黨印和魯桐，2012)[27]。股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理的基本元素，能夠影響公司創(chuàng)新。已有較多文獻(xiàn)探討股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)新的影響，其研究結(jié)論存在較大分歧。一方面，部分文獻(xiàn)支持股權(quán)集中促進(jìn)創(chuàng)新的觀點(diǎn)。Baysinger et al.(1991)[2]、Francis and Smith(1995)[11]發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中對(duì)研發(fā)投入有正向影響。Chen et al.(2014)[7]利用新興市場(chǎng)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)類型多樣性和股權(quán)集中都可以提高創(chuàng)新績(jī)效。Yang et al.(2015)[25]研究表明，在滿足一定條件(如擁有高水平的團(tuán)隊(duì))時(shí)，股權(quán)集中會(huì)促進(jìn)創(chuàng)新績(jī)效。另一方面，部分文獻(xiàn)認(rèn)為股權(quán)集中與創(chuàng)新為負(fù)相關(guān)關(guān)系或非線性關(guān)系。Li et al.(2010)[19]、蔣楠(2020)[30]發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中與創(chuàng)新呈倒U型關(guān)系。張西征(2013)[46]發(fā)現(xiàn)控股股東持股比例與創(chuàng)新呈“N”型關(guān)系。Minetti et al.(2015)[22]基于股權(quán)集中且第二類代理沖突嚴(yán)重的背景下展開研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中抑制了創(chuàng)新。鐘騰等(2020)[48]發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中會(huì)加劇大股東的隧道效應(yīng)，對(duì)創(chuàng)新有負(fù)向影響。

(三)文獻(xiàn)評(píng)述

盡管學(xué)術(shù)界對(duì)公司治理與創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了廣泛探討，但少有文獻(xiàn)關(guān)注一致行動(dòng)人在創(chuàng)新中的作用。從一致行動(dòng)人的相關(guān)文獻(xiàn)看，對(duì)一致行動(dòng)人的研究主要集中于法律視角，從財(cái)務(wù)視角探討一致行動(dòng)人經(jīng)濟(jì)后果的研究較少，針對(duì)一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新影響研究的文獻(xiàn)更不多見(jiàn)。本文從公司創(chuàng)新角度，分析非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人的微觀經(jīng)濟(jì)后果，有助于彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足。

三、研究假設(shè)

非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人可以改變股東控制權(quán)關(guān)系，引發(fā)股東權(quán)力再分配，強(qiáng)化了股東監(jiān)督行為，影響公司治理水平。委托代理框架下，股東監(jiān)督經(jīng)常出現(xiàn)真空的狀態(tài)(Shleifer and Vishny，1986)[23]。由于監(jiān)督活動(dòng)的外部性，即監(jiān)督成本由單個(gè)股東承擔(dān)、監(jiān)督收益由全體股東共享，各個(gè)股東寄希望于其他股東監(jiān)督，最終導(dǎo)致大家都不監(jiān)督。關(guān)于創(chuàng)新，創(chuàng)新活動(dòng)往往具有投資風(fēng)險(xiǎn)大、收益滯后期長(zhǎng)、失敗概率高等特征(Holmstrom，1989)[13]，再加上信息不對(duì)稱、融資約束等因素，導(dǎo)致經(jīng)理人傾向于短期業(yè)績(jī)最大化，而不是能夠提升長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的創(chuàng)新活動(dòng)(Ederer and Manso，2013)[8]。結(jié)盟成一致行動(dòng)人后，股東的監(jiān)督能力和監(jiān)督動(dòng)力均得到提升，有助于抑制經(jīng)理人行為短期化，提升公司創(chuàng)新活動(dòng)水平。從監(jiān)督能力看，股東結(jié)盟后，他們的控制權(quán)要比原來(lái)非結(jié)盟時(shí)大，這加大了其在公司決策中的投票權(quán)，提高了監(jiān)督經(jīng)理的能力。從監(jiān)督動(dòng)力上看，結(jié)盟成一致行動(dòng)人能夠促使結(jié)盟股東合理安排監(jiān)督活動(dòng)，減少因監(jiān)督外部性導(dǎo)致監(jiān)督真空出現(xiàn)的概率(Shleifer and Vishny，1986)[23]。因而，股東監(jiān)督動(dòng)力和能力的增強(qiáng)，能夠減少經(jīng)理人短期化傾向，促使經(jīng)理人更加關(guān)注公司的長(zhǎng)期利益，提升創(chuàng)新投入并最終實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人會(huì)促進(jìn)公司創(chuàng)新。

信息不對(duì)稱是一致行動(dòng)人發(fā)揮監(jiān)督作用影響公司創(chuàng)新的路徑之一。結(jié)盟成一致行動(dòng)人可以降低公司信息不對(duì)稱程度，抑制經(jīng)理人的短視行為，促進(jìn)創(chuàng)新。具體理由為：首先，結(jié)盟成一致行動(dòng)人后，協(xié)議股東之間的交流溝通增多，能夠緩解股東的信息不對(duì)稱程度，從而抑制代理行為；其次，協(xié)議股東之間的交流溝通增多，能夠減少股東之間的信息不對(duì)稱程度，增強(qiáng)協(xié)議股東對(duì)彼此的監(jiān)督，抑制協(xié)議股東自身的代理行為；再次，結(jié)盟成一致行動(dòng)人作為改變公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、重構(gòu)股東控制權(quán)關(guān)系的重大事件，會(huì)吸引證券分析師、媒體等市場(chǎng)中介的重點(diǎn)關(guān)注，減少經(jīng)理人的信息優(yōu)勢(shì)，緩解股東與經(jīng)理人之間的信息不對(duì)稱程度。分析師憑借豐富的財(cái)經(jīng)專業(yè)知識(shí)和資深的閱歷能夠挖掘公司大量非公開的私有信息(Chang et al.，2006)[6]，提高公司盈余信息質(zhì)量(Yu，2008)[26]，增加股東可獲得信息的廣度和深度(Frankel and Li，2004)[10]。所以，緩解信息不對(duì)稱是非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟促進(jìn)公司創(chuàng)新可能的路徑之一。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H2：在其他條件不變的情況下，非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人通過(guò)降低公司信息不對(duì)稱程度促進(jìn)創(chuàng)新。

融資約束是一致行動(dòng)人發(fā)揮監(jiān)督作用影響公司創(chuàng)新的另一條路徑。結(jié)盟成一致行動(dòng)人將股東控制權(quán)集中在一起，有助于維持公司控制權(quán)穩(wěn)定，增強(qiáng)投資者對(duì)公司前景信心，降低外部融資成本，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新。具體理由為：首先，股權(quán)較為分散的公司往往存在內(nèi)部人控制、控制權(quán)不穩(wěn)定等問(wèn)題(章琳一和張洪輝，2020)[47]，同時(shí)公司未來(lái)發(fā)展存在較大不確定性，債權(quán)人和投資者面臨嚴(yán)重的逆向選擇問(wèn)題，因此公司面臨的融資約束較強(qiáng)。其次，結(jié)盟成一致行動(dòng)人后，分散持股的股東借助一致行動(dòng)人協(xié)議將控制權(quán)集中在一起，有助于維持公司控制權(quán)穩(wěn)定。從信號(hào)傳遞理論來(lái)看，簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議的結(jié)盟行為向市場(chǎng)釋放出公司控制權(quán)穩(wěn)定、未來(lái)發(fā)展可期的信號(hào)，有利于增強(qiáng)投資者對(duì)公司前景的信心，降低外部融資成本，緩解融資約束。再次，已有研究表明，提高股權(quán)集中度可以緩解委托代理問(wèn)題，降低信貸約束程度(蒲茜和余敬文，2013)[39]。最后，從融資約束與創(chuàng)新的關(guān)系看，融資約束是制約公司創(chuàng)新的重要因素之一(Brown et al.，2009；Hottenrott and Peters，2012)[5][14]。鞠曉生等(2013)[33]指出融資約束使得公司創(chuàng)新的可持續(xù)性下降，制約創(chuàng)新。劉勝?gòu)?qiáng)等(2015)[36]發(fā)現(xiàn)融資約束導(dǎo)致公司創(chuàng)新投資不足?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：在其他條件不變的情況下，非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人通過(guò)緩解公司融資約束促進(jìn)創(chuàng)新。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2007―2018年中國(guó)上市公司作為研究樣本。執(zhí)行的篩選過(guò)程如下：(1)剔除金融類公司；(2)剔除B股公司；(3)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1或小于0的公司；(4)剔除主要變量存在缺失值的公司；(5)剔除具有2組一致行動(dòng)人的公司。最終得到24772個(gè)有效公司-年度觀測(cè)值的樣本。關(guān)于一致行動(dòng)人數(shù)據(jù)，首先通過(guò)查閱公司年報(bào)獲知上市公司前十大股東中是否存在一致行動(dòng)人。如果存在，然后通過(guò)公司年報(bào)查詢一致行動(dòng)人之間是否存在關(guān)聯(lián)關(guān)系。如果年報(bào)中并未披露是否存在關(guān)聯(lián)關(guān)系，再通過(guò)天眼查進(jìn)一步查詢是否存在控制、投資、任職等關(guān)聯(lián)關(guān)系。如果不存在，再通過(guò)百度搜索引擎查詢是否存在親屬等關(guān)聯(lián)關(guān)系。如果也不存在，那么將該一致行動(dòng)人界定為非關(guān)聯(lián)一致行動(dòng)人，即由非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟的一致行動(dòng)人。法治環(huán)境和金融業(yè)市場(chǎng)化數(shù)據(jù)來(lái)源于王小魯?shù)?2019)[42]編寫的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告2018》；其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為避免異常值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

(二)模型與主要變量

1.一致行動(dòng)人

根據(jù)《上市公司收購(gòu)管理辦法》，按一致行動(dòng)人形成原因劃分，一致行動(dòng)人類型包含兩種：關(guān)聯(lián)關(guān)系的一致行動(dòng)人、非關(guān)聯(lián)關(guān)系的一致行動(dòng)人。關(guān)聯(lián)關(guān)系的一致行動(dòng)人是指簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議的股東之間存在控制、親屬等某種關(guān)聯(lián)關(guān)系，非關(guān)聯(lián)關(guān)系的一致行動(dòng)人是指股東沒(méi)有上述的控制、親屬等關(guān)聯(lián)關(guān)系。本文的研究對(duì)象為第二種類型的一致行動(dòng)人，即非關(guān)聯(lián)一致行動(dòng)人。

2.實(shí)證模型

為了檢驗(yàn)假設(shè)H1是否成立，采用如下實(shí)證模型：

因變量是公司創(chuàng)新Rdi，借鑒李常青等(2018)[34]、黃燦等(2019)[29]、嚴(yán)若森和吳夢(mèng)茜(2020)[45]等文獻(xiàn)，采用研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入之比來(lái)度量。自變量是一致行動(dòng)人，分別采用虛擬變量Ud和連續(xù)變量Ur度量。當(dāng)公司前十大股東中存在一致行動(dòng)人時(shí)，Ud取值為1，否則為0；Ur指一致行動(dòng)人的持股比例合計(jì)。本文進(jìn)一步將一致行動(dòng)人區(qū)分為構(gòu)成了控股股東的一致行動(dòng)人(Ud1、Ur1)和未構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人(Ud2、Ur2)。模型(1)中α1為最關(guān)注的系數(shù)，如果α1＞0且顯著，表明一致行動(dòng)人可以促進(jìn)公司創(chuàng)新。

關(guān)于控制變量，借鑒李常青等(2018)[34]、黃燦等(2019)[29]、嚴(yán)若森和吳夢(mèng)茜(2020)[45]等文獻(xiàn)，引入公司特征指標(biāo)：公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、資產(chǎn)回報(bào)率Roa、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流Cashf、公司年齡Age、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率Growth、固定資產(chǎn)比例Lang、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度HHI；公司治理指標(biāo)：高管持股比例Excur、董事會(huì)規(guī)模Board、獨(dú)董比例Ispro、股權(quán)性質(zhì)Soe、第一大股東持股比例Top1、股權(quán)制衡度Zidx、非控股大股東持股比例Nbig；Ind為行業(yè)固定效應(yīng)，Year為年度固定效應(yīng)，i、t分別代表公司、年份。各變量的具體定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2中Panel A是根據(jù)一致行動(dòng)人分組的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。可以看到，在存在一致行動(dòng)人的組中(Ud=1)，創(chuàng)新投入的均值為5.4452；而在不存在一致行動(dòng)人的組中(Ud=0)，創(chuàng)新投入的均值為2.4732；且t檢驗(yàn)和符號(hào)秩檢驗(yàn)均在1%水平下顯著，初步表明一致行動(dòng)人能夠促進(jìn)公司創(chuàng)新。Ud=1時(shí)，Ur的均值為0.3718，表明當(dāng)公司存在一致行動(dòng)人時(shí)，一致行動(dòng)人的平均持股比例為0.3718。其余控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均在正常范圍內(nèi)，不再贅述。

表2中Panel B是根據(jù)一致行動(dòng)人是否構(gòu)成控股股東的分樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果，Ur1的均值為0.4088，表示在一致行動(dòng)人構(gòu)成控股股東的樣本中，一致行動(dòng)人的平均持股比例為0.4088。Ur2的均值為0.1458，表明在一致行動(dòng)人未構(gòu)成控股股東的樣本中，一致行動(dòng)人的平均持股比例為0.1458。

表2 Panel A主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 Panel B 一致行動(dòng)人持股比例描述性統(tǒng)計(jì)

(二)變量相關(guān)系數(shù)分析

表3列示了主要變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)。Ud與Rdi的相關(guān)系數(shù)為0.162且顯著，說(shuō)明相對(duì)于不存在一致行動(dòng)人的公司，存在一致行動(dòng)人的公司會(huì)進(jìn)行更多的創(chuàng)新；Ur與Rdi的相關(guān)系數(shù)為0.154且顯著，說(shuō)明一致行動(dòng)人持股比例越大，公司創(chuàng)新投入越多；該結(jié)果初步表明一致行動(dòng)人與公司創(chuàng)新正相關(guān)，支持假設(shè)H1。控制變量中，Top1、Zidx與Rdi的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明第一大股東的持股比例越大、第一大股東相對(duì)于第二大股東的相對(duì)控制權(quán)越大，公司創(chuàng)新投入越少；Nbig與Rdi的相關(guān)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明非控股大股東持股比例越大，公司創(chuàng)新投入越多。此外，Size、Lev、Cashf、Age、Growth、Lang、Board、HHI、Soe與Rdi的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，表明公司規(guī)模越大、財(cái)務(wù)杠桿越高、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流越大、公司成立時(shí)間越長(zhǎng)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率越高、固定資

表3 變量相關(guān)系數(shù)

產(chǎn)占比越大、董事會(huì)規(guī)模越大、產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越小以及上市公司為國(guó)有企業(yè)時(shí)，公司創(chuàng)新水平越低；Roa、Excur、Ispro與Rdi的相關(guān)系數(shù)顯著為正，表明盈利能力越好、高管持股比例越大、獨(dú)立董事占比越大時(shí)，公司創(chuàng)新水平越高。此外，控制變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，說(shuō)明回歸模型中不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

(三)回歸結(jié)果與分析

1.一致行動(dòng)人與創(chuàng)新

為了檢驗(yàn)一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的影響，根據(jù)模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果列示于表4。列(1)和列(2)是未加入控制變量的回歸結(jié)果，一致行動(dòng)人Ud、Ur對(duì)創(chuàng)新Rdi的回歸系數(shù)分別為1.5664和3.9664，且均顯著；列(3)和列(4)是加入了公司財(cái)務(wù)特征控制變量的回歸結(jié)果，Ud、Ur的回歸系數(shù)分別為1.1335和2.8219，且均顯著；列(5)和列(6)是加入了公司財(cái)務(wù)特征和公司治理特征控制變量的回歸結(jié)果，Ud、Ur的回歸系數(shù)分別為0.7853和1.9374，且均顯著；列(7)和列(8)是在控制行業(yè)、年度固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了公司個(gè)體效應(yīng)的回歸結(jié)果，Ud、Ur的回歸系數(shù)分別為0.2212和0.6135，且均顯著；上述回歸系數(shù)顯著為正，并具有一致性，表明一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新有顯著的正向影響，且一致行動(dòng)人持股比例越大，公司創(chuàng)新水平越高。該結(jié)果意味著非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人能夠促進(jìn)公司創(chuàng)新，驗(yàn)證了假設(shè)H1。

表4 一致行動(dòng)人與創(chuàng)新

2.一致行動(dòng)人類型與創(chuàng)新

前文指出，一致行動(dòng)人可以分為構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人、沒(méi)有構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人。他們對(duì)創(chuàng)新的影響是否存在差異，需要深入分析。為此，本文將一致行動(dòng)人區(qū)分為構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人(Ud1、Ur1)和未構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人(Ud2、Ur2)，分別與創(chuàng)新進(jìn)行回歸。表5報(bào)告了相關(guān)結(jié)果，列(1)和列(2)的解釋變量為構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人，Ud1的系數(shù)為0.8833且顯著，Ur1的系數(shù)為1.9993且顯著，表明構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人能夠促進(jìn)創(chuàng)新。列(3)和列(4)的解釋變量為未構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人，Ud2的系數(shù)為0.3079且不顯著，Ur2的系數(shù)為0.9143且不顯著，表明未構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用不明顯。該結(jié)果意味著一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在構(gòu)成控股股東的樣本中。該結(jié)論印證了本文的主要邏輯：非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟成一致行動(dòng)人促進(jìn)了創(chuàng)新。

表5 一致行動(dòng)人類型與創(chuàng)新

3.一致行動(dòng)人、信息不對(duì)稱與創(chuàng)新

為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文以信息不對(duì)稱作為中介因子，借鑒溫忠麟等(2004)[43]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，在模型(1)的基礎(chǔ)上，建立模型(2)、模型(3)，檢驗(yàn)信息不對(duì)稱能否發(fā)揮中介效應(yīng)。其中，中介變量Medtor為信息不對(duì)稱Asy，借鑒姜付秀等(2016)[31]、黃燦等(2019)[29]等文獻(xiàn)，采用分析師跟蹤人數(shù)加1取對(duì)數(shù)來(lái)度量，分析師跟蹤人數(shù)越多，公司信息不對(duì)稱程度越低。Controls為控制變量向量，同模型(1)。

表6報(bào)告了以信息不對(duì)稱作為中介因子的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)同表5中的列(1)。列(2)中，Ud1對(duì)Asy的回歸系數(shù)為0.1813且顯著，表明一致行動(dòng)人能夠降低公司信息不對(duì)稱程度。列(3)中，Asy對(duì)Rdi的回歸系數(shù)為0.4752且顯著，表明信息不對(duì)稱程度越低，公司創(chuàng)新越多；同時(shí)，Ud1的回歸系數(shù)為0.7971且顯著，但系數(shù)大小和顯著性均小于列(1)，表明信息不對(duì)稱在一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的正向影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。此外，采用了Sobel檢驗(yàn)，Sobelz值為5.703，在1%水平下顯著，也表明信息不對(duì)稱發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。列(4)至列(6)為Ud1替換為Ur1的回歸結(jié)果，與列(1)至列(3)的回歸結(jié)果一致。上述結(jié)果表明，一致行動(dòng)人通過(guò)降低信息不對(duì)稱程度促進(jìn)創(chuàng)新，驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表6 一致行動(dòng)人、信息不對(duì)稱與創(chuàng)新

4.一致行動(dòng)人、融資約束與創(chuàng)新

為了驗(yàn)證假設(shè)3，本文以融資約束作為中介因子，將Medtor替換為融資約束KZ。參考Kaplan and Zingales(1997)[16]、魏志華等(2014)[44]的方法，構(gòu)建KZ指數(shù)來(lái)度量。2KZ指數(shù)越大，反映融資約束程度越高。表7報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)同表5中的列(1)。列(2)中，Ud1對(duì)KZ的回歸系數(shù)為-0.2506且顯著，表明一致行動(dòng)人能夠緩解融資約束。列(3)中，KZ與Rdi的回歸系數(shù)為-0.0526且顯著，表明融資約束越小，公司創(chuàng)新越多；同時(shí)，Ud1的回歸系數(shù)為0.8513且顯著，系數(shù)大小和顯著性相比列(1)有所減小，表明融資約束在一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的正向影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。此外，Sobelz值為2.812，在1%水平下顯著，也表明融資約束發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。列(4)至列(6)為將Ud1替換為Ur1的回歸結(jié)果，與列(1)至列(3)的回歸結(jié)果一致，并且Sobel檢驗(yàn)也顯著。上述結(jié)果表明，一致行動(dòng)人通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)創(chuàng)新，驗(yàn)證了假設(shè)H3。

表7 基于融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

鑒于一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的正向影響主要存在于一致行動(dòng)人構(gòu)成控股股東的樣本，在下文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)和進(jìn)一步分析中，一致行動(dòng)人均指構(gòu)成控股股東的一致行動(dòng)人。

1.雙重差分模型(DID)

非關(guān)聯(lián)股東簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議事件可能與公司內(nèi)部治理特征有關(guān)，導(dǎo)致本文的研究存在內(nèi)生性問(wèn)題。為此，借鑒姜付秀等(2018)[32]、羅宏和黃婉(2020)[38]的做法，采用雙重差分模型(DID)來(lái)估計(jì)非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟前后公司創(chuàng)新投入的差異。具體地，當(dāng)處理組的樣本為不存在一致行動(dòng)人變?yōu)榇嬖谝恢滦袆?dòng)人(“非結(jié)盟”變?yōu)椤敖Y(jié)盟”)時(shí)，本文選取在樣本期內(nèi)一直不存在一致行動(dòng)人的公司作為控制組；當(dāng)處理組的樣本為存在一致行動(dòng)人變?yōu)椴淮嬖谝恢滦袆?dòng)人(“結(jié)盟”變?yōu)椤胺墙Y(jié)盟”)時(shí)，本文選取在樣本期內(nèi)一直存在一致行動(dòng)人的公司作為控制組。此外，為了避免年度內(nèi)一致行動(dòng)人協(xié)議簽訂時(shí)點(diǎn)或解除時(shí)點(diǎn)不同對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生干擾，本文剔除了一致行動(dòng)人協(xié)議簽訂或解除當(dāng)年的數(shù)據(jù)，同時(shí)要求一致行動(dòng)人協(xié)議簽訂或解除前后至少各有兩年的觀測(cè)數(shù)據(jù)。具體模型如下：

其中，Treat是指一致行動(dòng)人是否出現(xiàn)過(guò)變化的啞變量，設(shè)置了Treat1和Treat2分別表示公司由“非結(jié)盟”變?yōu)椤敖Y(jié)盟”以及由“結(jié)盟”變?yōu)椤胺墙Y(jié)盟”，若樣本公司為處理組，Treat取值為1，否則為0。After是一致行動(dòng)人協(xié)議簽訂或解除前后年度的啞變量3，設(shè)置了After1和After2分別表示公司由“非結(jié)盟”變?yōu)椤敖Y(jié)盟”以及由“結(jié)盟”變?yōu)椤胺墙Y(jié)盟”，若為變化之后年份，After取值為1，否則為0。Treat×After刻畫了一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新投入的凈效應(yīng)?？刂谱兞颗c模型(1)相同。

表8匯報(bào)了DID模型的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)探討了公司由“非結(jié)盟”變?yōu)椤敖Y(jié)盟”后，公司創(chuàng)新投入的變化?？梢园l(fā)現(xiàn)，Treat1×After1的系數(shù)顯著為正，表明公司由“非結(jié)盟”變?yōu)椤敖Y(jié)盟”后，公司創(chuàng)新投入顯著增加。列(2)探討了公司由“結(jié)盟”變?yōu)椤胺墙Y(jié)盟”后，公司創(chuàng)新投入的變化。Treat2×After2的系數(shù)為負(fù)但不顯著，可能的原因在于創(chuàng)新項(xiàng)目前期投入較大，存在大量沉沒(méi)成本，在一致行動(dòng)人協(xié)議解除后，公司仍然會(huì)對(duì)前期創(chuàng)新項(xiàng)目繼續(xù)投入，因此一致行動(dòng)人協(xié)議解除對(duì)創(chuàng)新投入的負(fù)向影響需要一段時(shí)間后才能顯現(xiàn)。這進(jìn)一步支持了一致行動(dòng)人會(huì)促進(jìn)公司創(chuàng)新的結(jié)論。

表8 DID檢驗(yàn)結(jié)果

2.傾向評(píng)分匹配法(PSM)

考慮到一致行動(dòng)人樣本較少，在全樣本中的占比為4.25%(1054個(gè)觀測(cè)值)，為緩解一致行動(dòng)人樣本可能存在的樣本偏差，采用PSM進(jìn)行處理。首先，以一致行動(dòng)人Ud1作為被解釋變量，以Size、Lev、Roa、Cashf、Lang、Top1、Zidx、Nbig、Board、Ispro、HHI、Ac(管理費(fèi)用/營(yíng)業(yè)收入)、Mngsa3(前3名董監(jiān)高薪酬總額取對(duì)數(shù))等變量作為匹配變量，進(jìn)行Probit回歸。然后，采用1:3的最近鄰匹配方法將存在一致行動(dòng)人的樣本和不存在一致行動(dòng)人的樣本進(jìn)行匹配，最終得到3000個(gè)觀測(cè)值，PSM配對(duì)結(jié)果見(jiàn)表9。列(1)為以一致行動(dòng)人作為被解釋變量的Probit回歸結(jié)果，除了HHI以外的匹配變量的回歸系數(shù)均顯著，說(shuō)明這些因素會(huì)影響股東的結(jié)盟行為。處理組和控制組的均值非常接近，且組間差異檢驗(yàn)大多數(shù)不顯著，表明PSM匹配效果較好。

表9 PSM配對(duì)結(jié)果

最后，利用PSM匹配后的樣本，將一致行動(dòng)人與創(chuàng)新投入進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表10。列(1)和列(2)是只加入公司特征控制變量的回歸結(jié)果，Ud1、Ur1的回歸系數(shù)分別為0.5960和1.3565，且均顯著；列(3)和列(4)是進(jìn)一步加入了公司治理特征控制變量的回歸結(jié)果，Ud1、Ur1的回歸系數(shù)分別為0.3323和0.8054，且均顯著；列(5)和列(6)是在控制行業(yè)、年度固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制個(gè)體效應(yīng)的回歸結(jié)果，Ud1、Ur1的回歸系數(shù)分別為0.6151和1.3268，且均顯著。上述回歸結(jié)果中，一致行動(dòng)人的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文的回歸結(jié)果一致，表明一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新具有正向影響，且一致行動(dòng)人持股比例越大，公司創(chuàng)新水平越高。

表10 PSM匹配后樣本的回歸結(jié)果

3. Heckman兩階段法

本文進(jìn)一步采用Heckman兩階段法緩解可能存在的自選擇問(wèn)題。首先，以一致行動(dòng)人虛擬變量Ud1作為第一階段的被解釋變量，將模型(1)中的控制變量作為解釋變量，并引入新工具變量：同年度其它行業(yè)的一致行動(dòng)人公司數(shù)占比Ud1_t1和市場(chǎng)化指數(shù)Mardx。然后計(jì)算逆米爾斯比率IMR，將其放入第二階段回歸方程，控制一致行動(dòng)人樣本自選擇問(wèn)題的影響，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表11。列(1)中，工具變量的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，滿足相關(guān)性。工具變量Ud1_t1系數(shù)為負(fù)的原因是：在一致行動(dòng)人總樣本不變的情況，某個(gè)行業(yè)的一致行動(dòng)人占比與其他行業(yè)一致行動(dòng)人占比呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。工具變量Mardx系數(shù)為負(fù)的原因?yàn)椋涸谑袌?chǎng)化程度較低的地區(qū)，公司外部市場(chǎng)化監(jiān)督力量較弱，股東權(quán)益受到的法律保護(hù)程度較小，股東更傾向于結(jié)盟來(lái)增強(qiáng)監(jiān)督和保護(hù)權(quán)益。列(2)中，IMR不顯著，表明一致行動(dòng)人樣本不存在自選擇問(wèn)題。Ud1與Rdi的回歸系數(shù)顯著為正，表明控制一致行動(dòng)人樣本自選擇問(wèn)題后，回歸結(jié)果仍然不變。

表11 基于Heckman兩階段法的回歸結(jié)果

4. 兩階段最小二乘法(2SLS)

本文還使用了兩階段最小二乘法(2SLS)緩解一致行動(dòng)人可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。引入工具變量：上一期同年度其它行業(yè)的一致行動(dòng)人公司數(shù)占比L.Ud1_t1和一致行動(dòng)人持股比例均值L.Ur1_t1、上一期同年度其它省份的一致行動(dòng)人公司數(shù)占比L.Ud1_t2和一致行動(dòng)人持股比例均值L.Ur1_t2。表12報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果，列(1)和列(2)為第一階段回歸結(jié)果，列(3)和列(4)為第二階段回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，通過(guò)了識(shí)別不足檢驗(yàn)和弱相關(guān)檢驗(yàn)，同時(shí)過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的p值大于0.1，表明工具變量滿足相關(guān)性和外生性。第二階段的回歸結(jié)果顯示一致行動(dòng)人(Ud1、Ur1)與研發(fā)投入Rdi的回歸系數(shù)顯著為正，表明用2SLS處理一致行動(dòng)人的內(nèi)生性問(wèn)題后，一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新仍然具有顯著正向影響，再次表明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表12 采用2SLS后一致行動(dòng)人與創(chuàng)新的回歸結(jié)果

5.反向因果考量

本文的主要研究結(jié)論是一致行動(dòng)人會(huì)促進(jìn)公司創(chuàng)新，該結(jié)論的正確性建立在一致行動(dòng)人與創(chuàng)新之間不存在反向因果關(guān)系的基礎(chǔ)上。然而，公司創(chuàng)新水平可能會(huì)影響一致行動(dòng)人協(xié)議的簽訂，干擾本文的研究。為此，將Ud1(Ur1)滯后1期和滯后2期，重新與Rdi進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表13列(1)～(4)?？梢园l(fā)現(xiàn)，一致行動(dòng)人的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文回歸結(jié)果一致，說(shuō)明反向因果關(guān)系不會(huì)影響本文結(jié)論的正確性。

6.Tobit模型檢驗(yàn)

考慮到研發(fā)投入Rdi是下限為0的截尾變量，采用Tobit模型將研發(fā)投入數(shù)據(jù)左截?cái)嘀?，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表13列(5)和列(6)。一致行動(dòng)人的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文的回歸結(jié)果一致。

7.替換創(chuàng)新的度量方式

為緩解創(chuàng)新的衡量偏誤，借鑒魯桐和黨印(2014)[37]，采用研發(fā)投入與總資產(chǎn)之比度量公司創(chuàng)新投入水平，重新執(zhí)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表13列(7)和列(8)。一致行動(dòng)人的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文的回歸結(jié)果一致。

表13 解釋變量滯后、Tobit模型等穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

(一)異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)差異

國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在公司治理機(jī)制、外部融資成本等方面存在諸多不同。一方面，國(guó)有企業(yè)具有多任務(wù)目標(biāo)特點(diǎn)，通過(guò)創(chuàng)新提升公司績(jī)效并不是公司的首要目標(biāo)。相反，就業(yè)、稅收等目標(biāo)是國(guó)有企業(yè)關(guān)注的重點(diǎn)。相比國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)通過(guò)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化的目標(biāo)比較明確。另一方面，中國(guó)金融市場(chǎng)存在嚴(yán)重的“信貸歧視”(Firth et al.，2009；萬(wàn)良勇等，2015)[9][41]，國(guó)有企業(yè)受到的融資約束較少。因而，非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人結(jié)盟影響公司創(chuàng)新，其經(jīng)濟(jì)效果在非國(guó)有企業(yè)應(yīng)更加明顯。

表14報(bào)告了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的回歸結(jié)果。在非國(guó)有企業(yè)分樣本，Ud1的回歸系數(shù)為0.7720，且顯著；而在國(guó)有企業(yè)分樣本，Ud1的回歸系數(shù)為0.2207，但不顯著；并且分樣本的回歸系數(shù)差異檢驗(yàn)顯著。比較這兩個(gè)分樣本回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)能夠影響一致行動(dòng)人和公司創(chuàng)新的關(guān)系：即在非國(guó)有企業(yè)中，一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的正向影響更顯著。這與前文分析一致。

2.金融發(fā)展

地區(qū)金融發(fā)展水平是影響公司融資約束的重要因素(萬(wàn)良勇等，2015)[41]。在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，銀行等金融中介機(jī)構(gòu)數(shù)量較多、調(diào)動(dòng)聚集社會(huì)資源的能力較強(qiáng)(Levine，1997)[18]，同時(shí)銀企之間的信息不對(duì)稱程度較低，因此企業(yè)更容易取得貸款，從而面臨較輕的融資約束(Love，2003)[20]。相反，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，金融中介機(jī)構(gòu)的金融資源較為匱乏、資金供給能力較弱，公司面臨的融資約束更為嚴(yán)重。因而不同金融發(fā)展水平，對(duì)一致行動(dòng)人與創(chuàng)新的關(guān)系存在不同影響。

采用王小魯?shù)?2019)[42]中的“金融業(yè)的市場(chǎng)化”分項(xiàng)指數(shù)衡量金融發(fā)展水平。根據(jù)該指數(shù)將樣本分為兩組：將大于四分之三分位數(shù)的樣本定義為金融發(fā)展水平高，小于四分之一分位數(shù)的樣本定義為金融發(fā)展水平低，檢驗(yàn)結(jié)果列示于表14。可以發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展水平較低的分樣本，Ud1的回歸系數(shù)顯著為正；而在金融發(fā)展水平較高的分樣本，Ud1的回歸系數(shù)不顯著；分樣本的回歸系數(shù)差異檢驗(yàn)顯著。該結(jié)果表明一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的正向影響主要體現(xiàn)在地區(qū)金融發(fā)展水平較低的樣本，也就是融資約束更嚴(yán)重的樣本。

表14 不同情境下一致行動(dòng)人與創(chuàng)新的回歸結(jié)果

3.法治環(huán)境

現(xiàn)代制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，制度是影響企業(yè)財(cái)務(wù)行為的重要因素。Ang et al.(2014)[1]指出提高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度能夠促進(jìn)公司研發(fā)融資和研發(fā)投資。良好的法治環(huán)境能夠?qū)＠葎?chuàng)新成果提供有力的制度保障，避免被其他公司模仿、復(fù)制和盜用，保護(hù)了公司的創(chuàng)新意愿。此外，一致行動(dòng)人協(xié)議的核心在于保障股東共同行動(dòng)。簽訂一致行動(dòng)人協(xié)議后，法律制度的約束能夠督促協(xié)議股東履行共同行動(dòng)的約定。法治環(huán)境越好，一致行動(dòng)人履行協(xié)議的可能性越大，有助于改善公司治理，促進(jìn)創(chuàng)新。因此，不同的法治環(huán)境，對(duì)一致行動(dòng)人與創(chuàng)新的關(guān)系存在不同影響。

采用王小魯?shù)?2019)[42]中的“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境”分項(xiàng)指數(shù)衡量法治環(huán)境。根據(jù)法治環(huán)境指數(shù)將樣本分為兩組：將大于四分之三分位數(shù)的樣本定義為法治環(huán)境好，小于四分之一分位數(shù)的樣本定義為法治環(huán)境差，檢驗(yàn)結(jié)果列示于表14?？梢园l(fā)現(xiàn)，在法治環(huán)境好的分樣本，Ud1的回歸系數(shù)為0.9425，且在1%水平下顯著；而在法治環(huán)境差的分樣本，Ud1回歸系數(shù)的大小和顯著性均更弱；并且分樣本的回歸系數(shù)差異檢驗(yàn)顯著。該結(jié)果表明在法治環(huán)境較好的地區(qū)，一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的正向影響更顯著。

(二)經(jīng)濟(jì)后果分析

本文的基本結(jié)論是一致行動(dòng)人能夠發(fā)揮監(jiān)督作用進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新。如果此邏輯正確，應(yīng)該會(huì)有一致行動(dòng)人促進(jìn)創(chuàng)新后最終有助于提升公司價(jià)值。為此，本部分以創(chuàng)新作為中介因子，實(shí)證分析一致行動(dòng)人對(duì)公司價(jià)值的作用。借鑒溫忠麟等(2004)[43]的檢驗(yàn)方法，建立以下模型(5)和模型(6)，再結(jié)合模型(1)，檢驗(yàn)一致行動(dòng)人對(duì)公司價(jià)值的影響。采用TobinQ衡量公司價(jià)值，控制變量與模型(1)相同。

表15報(bào)告了相關(guān)實(shí)證結(jié)果。列(1)中，Ud1對(duì)TobinQ的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明一致行動(dòng)人可以提升公司價(jià)值；列(2)同表5中的回歸結(jié)果；列(3)是加入中介因子Rdi的回歸結(jié)果，Rdi對(duì)TobinQ的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明創(chuàng)新與公司價(jià)值正相關(guān)；同時(shí)，Ud1的回歸系數(shù)的大小和顯著性相比列(1)有所減弱，表明創(chuàng)新在一致行動(dòng)人對(duì)公司價(jià)值的正向影響中發(fā)揮了部分中介作用。Sobelz值為7.567，在1%水平下顯著，也表明創(chuàng)新發(fā)揮了部分中介作用。列(4)～(6)是將Ud1替換為Ur1后的檢驗(yàn)結(jié)果，與列(1)～(3)中的結(jié)果一致。表15中的結(jié)果表明一致行動(dòng)人促進(jìn)創(chuàng)新后，最終能提升公司價(jià)值。

表15 一致行動(dòng)人、創(chuàng)新與公司價(jià)值的回歸結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

最近幾年，越來(lái)越多的公司出現(xiàn)非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議結(jié)盟的現(xiàn)象，但較少文獻(xiàn)關(guān)注一致行動(dòng)人這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的經(jīng)濟(jì)后果。與此同時(shí)，隨著國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化，創(chuàng)新被提升到前所未有的高度。2020年10月李克強(qiáng)總理在浦江創(chuàng)新論壇強(qiáng)調(diào)加快建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家，發(fā)揮科技創(chuàng)新的支撐引領(lǐng)作用。在越來(lái)越強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新的時(shí)代背景下，本文研究了一致行動(dòng)人對(duì)公司創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，一致行動(dòng)人能促進(jìn)公司創(chuàng)新；一致行動(dòng)人促進(jìn)創(chuàng)新的作用，主要體現(xiàn)在一致行動(dòng)人構(gòu)成控股股東的情況時(shí)；關(guān)于影響路徑，一致行動(dòng)人通過(guò)降低信息不對(duì)稱程度、緩解融資約束促進(jìn)創(chuàng)新。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在非國(guó)有企業(yè)、金融發(fā)展水平較低和法治環(huán)境較好的地區(qū)，一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的正向影響更明顯；此外，一致行動(dòng)人對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用最終能夠提升公司價(jià)值。為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用DID、PSM、2SLS等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，結(jié)果仍然支持本文的研究假設(shè)。

本文的研究啟示如下：首先，相關(guān)部門需要做好宣傳工作，培育股東結(jié)盟的市場(chǎng)氛圍。本文研究表明，非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議結(jié)盟，能夠產(chǎn)生治理作用，促進(jìn)公司創(chuàng)新。這表明，非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟是有益于資本市場(chǎng)、有益于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)。我們可以做好宣傳工作，向市場(chǎng)宣傳一致行動(dòng)人協(xié)議的優(yōu)點(diǎn)，提高投資者關(guān)于一致行動(dòng)人的法律意識(shí)，從而培育非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟的市場(chǎng)氛圍。其次，要做好一致行動(dòng)人相關(guān)法律法規(guī)的工作，彌補(bǔ)相關(guān)的法律漏洞。當(dāng)前，關(guān)于一致行動(dòng)人的相關(guān)法律法規(guī)主要零星體現(xiàn)在部門的規(guī)章制度中。我們需要梳理相關(guān)規(guī)章制度，充實(shí)、完善一致行動(dòng)人有關(guān)的法律法規(guī)，實(shí)現(xiàn)法律法規(guī)體系化，彌補(bǔ)可能的漏洞。這樣方便非關(guān)聯(lián)股東通過(guò)一致行動(dòng)人協(xié)議來(lái)結(jié)盟，提升股東結(jié)盟行為的制度保證。最后，積極培育控制權(quán)市場(chǎng)，提升公司治理水平。非關(guān)聯(lián)股東結(jié)盟行為實(shí)際上是一種控制權(quán)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)行為?？刂茩?quán)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，作為一種治理機(jī)制，能夠抑制代理沖突，提升公司治理水平。我們需要積極借鑒國(guó)外先進(jìn)做法，培育高度競(jìng)爭(zhēng)的控制權(quán)市場(chǎng)，這有助于改善公司治理，最終提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。 ■

注釋

1. 按照《上市公司收購(gòu)管理辦法》，關(guān)聯(lián)股東默認(rèn)為一致行動(dòng)人，除非他們有證據(jù)表明不存在一致行動(dòng)人關(guān)系。

2. KZ指數(shù)的具體計(jì)算模型為：KZ=-8.230071×Cashft/Assett-1-4.281048×Casht/Assett-1-32.31897×Cashdt/Assett-1+4.191552×Levt+0.4662743×TobinQt。Assett-1為期初總資產(chǎn)，Casht為現(xiàn)金持有水平，Cashdt為現(xiàn)金股利，TobinQt為托賓Q，其余變量與前文定義一致。

3. 完整的回歸模型應(yīng)包括Treat、After和Treat×After，但在本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下，After由于與Treat×After相等而被排除(姜付秀等，2018；羅宏和黃婉，2020)[32][38]。