非控股大股东退出威胁与企业创新

李壮壮 李强

【摘要】已有研究认为， 大股东退出威胁能够发挥公司治理作用。 基于我国资本市场的制度背景， 以2010 ～ 2017年A股上市公司为样本， 实证检验非控股大股东退出威胁对企业创新的影响。 研究发现， 非控股大股东退出威胁能够促进企业创新， 而且这种积极作用在样本公司为国有性质、股权分散、市场化程度较高的情况下更为显著。 进一步的中介检验结果表明， 非控股大股东退出威胁通过降低第二类代理成本、提高信息透明度和媒体关注度三个渠道作用于企业创新。

【关键词】非控股大股东;退出威胁;企业创新;媒体关注

【中图分类号】F272.3      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2020）21-0038-8

一、引言

关于大股东如何有效发挥治理作用， 基于资本市场股票流动性的传统研究主要从发声机制和退出机制展开讨论[1] 。 发声机制是指大股东通过董事会“用手投票”， 积极参与企业决策; 退出机制是指大股东通过“用脚投票”抑制管理层私利动机， 从而实现公司治理。 退出威胁是近年来兴起的一个研究课题， 指大股东可以通过退出威胁来改善公司治理[2] 。 具体而言， 大股东是公司的内部知情者， 如果公司缺乏未来发展潜力， 大股东往往倾向于提前退出而导致股价下跌， 这会损害公司管理层的利益。 因此， 面对大股东的退出威胁， 公司管理层不得不努力工作以提升公司价值。 需要指出的是， 在我国资本市场“一股独大”的背景下， 控股股东一般拥有绝对的话语权， 代理问题也主要表现为控股股东与其他股东之间的利益冲突。 因此， 不同于国外学者基于发达资本市场研究所有大股东的退出威胁， 本研究主要探讨非控股大股东退出威胁的治理效应。

已有关于非控股大股东退出威胁的研究主要侧重于公司治理视角， 如降低两类代理成本、约束企业盈余管理、抑制控股股东私利动机等， 而对公司经营决策的关注较少。 创新是建设现代化经济体系的核心驱动力， 也是我国现阶段向高质量发展转型的关键因素， 同时国家创新驱动发展战略的实现很大程度上依赖于企业层面的创新能力。 那么， 非控股大股东退出威胁对企业创新是否具有治理效应？从理论上而言， 非控股大股东退出威胁对企业创新的影响存在两种可能：激励假说和压力假说。 激励假说认为， 非控股大股东退出威胁能够产生激励作用， 约束公司管理层和控股股东的短视行为， 从而促进创新。 但压力假说认为， 非控股大股东退出威胁会给企业带来短期业绩压力和负面舆论压力， 从而强化企业的短视行为， 不利于企业创新。 理论分析结论的不一致显然不利于指导企业实践， 有必要对二者之间的关系进行实证检验。

基于上述分析， 本文以2010 ～ 2017年A股上市公司为样本， 将非控股大股东退出威胁与企业创新联系起来， 实证检验其治理效应。 研究发现：非控股大股东退出威胁能够促进企业创新， 支持激励假说， 且这种积极作用在样本公司为国有性质、股权分散、市场化程度较高的情况下更为显著。 进一步的中介检验结果表明， 非控股大股东退出威胁通过降低第二类代理成本、提高信息透明度和媒体关注度三个渠道作用于企业创新。

本文的边际贡献主要包括：①拓展了非控股大股东退出威胁治理效应的研究范围。 本文着眼于企业创新， 提出非控股大股东退出威胁的激励假说和压力假说， 将治理效应研究延伸到企业经营决策层面。 ②基于我国资本市场的特殊制度背景， 从非控股大股东退出威胁视角丰富了企业创新的影响因素研究。 已有研究主要关注控股股东的影响， 本文从我国资本市场股权高度集中的现实出发， 聚焦非控股大股东， 系统检验了其退出威胁对企业创新的作用机制， 研究结论更加适用于我国企业。 ③在不同情境下， 分析了非控股大股东退出威胁与企业创新关系的异质性。 本文设置不同企业产权性质、股权集中程度、地区市场化程度等多個情境， 分别检验非控股大股东退出威胁作用的差异性， 有利于更有针对性地发挥非控股大股东的积极治理作用、促进企业创新。

二、理论分析及假设提出

2005年股权分置改革之后， 我国资本市场进入股权“全流通”时代， 为非控股大股东退出提供了一个良好的制度环境。 2017年证监会出台了《上市公司大股东、董监高减持股份的若干规定》， 规定大股东在减持股份前须向证券交易所报告并预先披露减持计划， 进一步增强了非控股大股东退出威胁的威慑力。 本文认为， 非控股大股东退出对企业创新的治理效应存在两种竞争性可能， 即激励假说和压力假说。

（一）激励假说

激励假说是指非控股大股东退出威胁可以抑制代理成本、缓解信息不对称和强化媒体监督， 从而约束企业短期行为， 激励企业创新。

1. 代理理论。 两权分离情况下， 由于委托人和代理人之间存在信息不对称， 会出现代理人享受“平静生活”的道德风险行为[3] 。 企业管理层经常会收缩投资或将过多资金投资于一些没有挑战性的常规项目， 而对高风险和需长期投入的研发活动缺乏热情。 非控股大股东作为内部知情者， 当发现管理层存在消极怠工倾向时， 会选择“用脚投票”， 这种退出行为将导致公司股价下跌。 而管理层的薪酬和职位安全都与公司股价密切相关， 因此， 非控股大股东的退出将会损害管理层利益。 可以预期， 非控股大股东退出威胁能够促使非控股大股东与管理层的利益趋同， 抑制管理层的短期行为和道德风险， 从而有利于企业创新。

此外， 相比西方发达资本市场的代理问题主要表现为股东和管理层之间的第一类代理问题， 我国上市公司由于所有权相对集中， 主要代理问题表现为控股股东和其他股东之间的第二类代理问题[1] 。 袁春生、李琛毅[4] 研究发现， 高度集中的股权结构对企业创新的不利影响主要体现在两方面：一是控股股东的风险规避倾向， 表现为进行经营决策时选择低风险的短期项目， 而放弃高投入、高风险且回报期不确定的创新项目; 二是控股股东的私利动机， 表现为侵害其他股东利益、谋取控制权私有收益的非效率投资行为。 已有研究认为， 非控股股东退出威胁能够有效缓解第二类代理问题[5] ， 当非控股大股东选择“用脚投票”时， 会向市场传递企业前景不佳的负面信息， 最终会损害控股股东的权益。 因此， 非控股大股东退出威胁能够对控股股东产生激励约束作用， 从而促进企业创新。

2. 信息不对称理论。 信息不对称会对企业创新产生负面影响， 具体体现为：第一， 信息不对称容易导致外部投资者低估创新项目的价值， 进而降低企业的创新意愿; 第二， 信息不对称会加剧企业的融资约束， 导致企业无法获取创新所需要的充足资金， 从而抑制企业创新行为。 然而， 非控股大股东却有动机也有能力去缓解信息不对称。 一方面， 相比分散的小股东， 大股东持有较高的股权份额， 因此更有动力关心企业发展， 他们会积极获取私有信息而成为内部知情交易者， 并且能通过退出行为将获取的私有信息反映在股价当中， 进而缓解企业管理层和投资者之间的信息不对称; 另一方面， 大股东退出威胁能够发挥监督治理作用， 抑制企业的盈余管理行为， 提高企业的会计信息质量， 而高质量的会计信息又能够削弱管理层和投资者之间的信息不对称[6] 。 因此， 非控股大股东退出威胁有助于缓解信息不对称， 对企业创新产生积极作用。

3. 媒体关注。 非控股大股东退出威胁引发的媒体关注既是自发需求也是必然要求。 自发需求是指非控股大股东是企业的内部知情者， 他们的退出行为会引发“羊群效应”， 而媒体作为资本市场信息的传递平台， 自然会密切关注非控股大股东退出这样的热点问题。 必然要求是指为了保证证券市场健康稳定地发展， 证监会明确规定大股东的减持退出意向需要向投资者提前公告， 这有可能引发新闻媒体对公司的关注。 众多研究指出， 媒体具有外部监督的治理职能。 具体而言， 媒体报道不仅会影响管理层的公众形象和声誉， 促使管理层纠错， 还能带动政府、投资者等其他利益相关者的关注和介入， 约束控股股东和管理层的私利动机和短期行为， 进而激励企业进行创新。

（二）压力假说

面对非控股大股东的退出威胁， 企业管理层或控股股东不一定会采取积极策略， 也有可能迫于各种压力而采取短期行为。 分析如下：

1. 短期业绩压力。 非控股大股东退出会造成股价下跌， 在短期股价压力下， 经理人更关注短期业绩表现， 所以非控股大股东退出威胁会带来短期业绩压力。 企业创新是一项高投入、高风险且回报期不确定的长期性经济活动， 虽然能给股东带来长期收益， 但是会影响企业短期的业绩表现[7] 。 为了使短期业绩更加“亮眼”， 经理人可能会采取短期机会主义行为， 减少研发投入， 牺牲长期性的创新投资项目。 另外， 经理人的薪酬与企业的短期绩效紧密相关， 为了追求个人短期薪酬利益， 管理层也会倾向于趋避高投入、高风险的创新研发活动。 因此， 非控股大股东退出威胁导致的短期业绩压力会抑制企业创新。

2. 负面舆论压力。 非控股大股东退出威胁引发的媒体关注不仅可以发挥公司治理功能， 也可能带来负面的舆论压力， 从而影响企业创新。 一方面， 过度的媒体关注会强化企业管理层的短期业绩压力， 导致经理人更加短视， 促使企业放弃有价值的长期项目以满足市场的短期期望; 另一方面， 过度的媒体压力还会导致控股股东或管理层的决策僵化保守， 对风险的承受水平或对失败的容忍度降低[7] ， 不利于企业创新。

综上， 本文提出以下对立假说：

Ha：在其他条件一定的情况下， 非控股大股东退出威胁会促进企业创新（激励假说）;

Hb：在其他条件一定的情况下， 非控股大股东退出威胁会抑制企业创新（压力假说）。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于2010年之前企业创新数据披露较少[3] ， 本文研究期间起点设置为2010年， 同时考虑到创新产出周期较长， 故选取2010 ～ 2017年A股上市公司作为研究对象。 本文对数据进行了如下处理：①剔除2010 ～ 2017年期间被ST、?ST 等特别处理的上市公司; ②剔除金融保險行业数据， 因为该行业所执行的会计准则较为特殊， 不具有可比性; ③剔除主要变量数据存在缺失的样本。 最终得到 1740 家企业的6070个样本数据。

企业创新数据、大股东持股数据、股票流动性数据、财务指标以及行业分类标准全部来源于国泰安（CSMAR）数据库。 媒体关注数据来源于CNRDS网络财经新闻库。 此外， 为了减小异常值对估计结果可能造成的影响， 对所有连续型变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理。

（二）变量定义

1. 被解释变量：企业创新（Innovation）。 由于研发投入的信息披露不完全[8] ， 存在较多缺失值， 并且企业的研发投入未必能体现创新产出[7] ， 因此本文采用专利数衡量企业创新。 考虑到专利授权数比专利申请数更能体现创新质量， 以及发明、实用新型和外观设计三种类型专利创新质量的差异性， 本文参考冯根福等[9] 、陈修德等[10] 的研究， 采用以下两个指标作为企业创新的代理变量：①公司每年三种类型专利授权总数加1的自然对数; ②将发明、实用新型和外观设计专利三种专利授权数按5∶3∶2的比例加权计算得到的值（Innovation-cut）。

2. 解释变量：非控股大股东退出威胁（NET）。 对于大股东的定义， 证监会发布的《上市公司大股东、董监高减持股份的若干规定》将其界定为持股5%以上股东， 故本文将持股5%以上股东认定为大股东， 非控股大股东是指除控股股东之外的所有大股东。 另外， 由于退出威胁涉及社会心理学范畴内容， 难以直接度量， 但已有研究认为， 影响非控股大股东退出威胁的因素主要有两个[5] ：①股票流动性（Liquidity）。 股票自由流动为大股东提供了退出环境， 会鼓励投资者获取更多关于公司价值的内部信息， 并依据私有信息决定是否退出， 进而产生退出威胁的效应。 因此， 股票流动性越强， 非控股大股东退出威胁越大。 本文采取流通股日均股票换手率来衡量股票流动性。 ②大股东竞争程度（BHC）。 大股东之间的竞争（分散）程度越高， 越有动机和能力获取私有信息[2] ， 促使股价更能充分反映股东的行为， 进而对控股股东产生的威胁作用就越大。 考虑到本文主要关注非控股大股东退出威胁的作用， 故参考陈克兢[5] 的做法， 采用如下方法对大股东之间的竞争程度进行衡量：

BHCi，t= （1）

其中：SSBHi，t是第t年第i个企业所有大股东持股比例之和; NCLSk，i，t是第t年第i个企业第k个非控股大股东的持股比例; BHCi，t是第t年第i个企业大股东之间的竞争程度。

综上， 非控股大股东退出威胁（NET）由股票流动性（Liquidity）与大股东竞争程度（BHC）之积来衡量。

3. 控制变量。 参考陈克兢[5] 、冯根福等[9] 的研究， 本文选取了以下控制变量：公司规模（SIZE）、盈利能力（ROA）、现金流（CF）、 债务水平（LEV）、资本密集度（FIX）、账面市值比（MB）、两职合一（CHA）、董事会规模（BOARD）、独立董事占比（ID）以及年度（Year）、行业（Indus）和省份（Pro）虚拟变量。

各变量的定义见表1。

（三）模型设计

为检验非控股大股东对于企业创新的影响究竟是激励效应还是压力效应， 本文构建回归模型（2）。

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

其中， Innovationi，t表示第i个企业第t年的创新水平， NETi，t表示第i个企业第t年的非控股大股东退出威胁， CVi，t代表本文所有的控制变量。 如果NETi，t的回归系数为正， 说明非控股大股东退出威胁促进企业创新， 符合激励假说; 反之， 若NETi，t的回归系数为负， 说明非控股大股东退出威胁抑制企业创新， 符合压力假说。

四、实证检验及分析

（一）描述性統计和相关性分析

描述性统计结果如表2所示。 企业创新（Innovation）最小值为0， 最大值为8.1784， 标准差为1.4885， 表明样本公司的创新水平差异较大; 平均值为1.6176， 中位数小于平均数， 表明样本中超过一半的企业创新能力达不到平均水平， 说明大部分样本企业创新水平较低。 非控股大股东退出威胁（NET）均值为3.0699， 最小值为0.0997， 最大值为13.8311， 表明不同企业的非控股大股东退出威胁存在较大差异。 控制变量方面， 样本企业盈利能力（ROA）平均为4.99%， 债务水平（LEV）平均为36%， 独立董事占比（ID）最小值为0.3333， 符合我国证监会的相关规定， 其他变量的相关指标值也均分布在合理范围内。 总之， 本文选取的样本具有良好的区分度。 另外， 本文还进行了Pearson相关性检验， 发现不存在严重的多重共线性问题， 限于篇幅未在文中列示结果。

（二）非控股大股东退出威胁与企业创新关系的回归结果

为检验非控股大股东退出威胁和企业创新二者之间的关系， 本文运用OLS方法进行回归分析， 同时控制年度、行业和省份效应， 回归结果也均经过了异方差检验。 表3中第（1）列是非控股大股东退出威胁（NET）与企业创新（Innovation）关系的回归结果。 可以看到， 非控股大股东退出威胁（NET）的回归系数为0.0154， 在5%的水平上显著， 说明非控股大股东退出威胁与企业创新之间存在正相关关系， 支持激励假说， 而非压力假说。 从经济学意义来看， 非控股大股东退出威胁每上升一个标准差， 能促使企业创新水平提升1.03个百分点。 究其原因， 非控股大股东退出威胁能够发挥公司治理功能， 抑制控股股东和管理层的私利动机和短视行为、缓解管理层和投资者之间的信息不对称、增强外部媒体的监督效应， 从而激励企业创新。 表3中第（2）列是采用加权方法计算的专利授权量衡量企业创新（Innovation-cut）的回归结果， 回归系数的符号和显著性水平均没有发生实质性变化， 研究结论不变。 总之， 非控股大股东退出威胁能够促进企业创新， Ha得到支持。

（三）内生性检验

1. PSM+DID。 作为衡量非控股大股东退出威胁的主要指标， 股票流动性存在很强的内生性。 为了缓解该内生性问题， 本文引入融资融券扩容这一外生冲击事件。 大量研究表明， 融资融券制度能够显著降低交易成本， 有效提高股票流动性[11] ， 进而增强非控股大股东退出威胁的作用。 因此， 本文以融资融券制度构建自然实验并作为非控股大股东退出威胁的替代衡量方式， 采用模型（3）所示的双重差分法（DID）进行内生性检验。 其中：Treat表示融资融券虚拟变量， 若企业被列入融资融券扩容试点对象， 则列为处理组， Treat取值为1， 否则列为控制组， Treat取值为0; Post表示企业纳入融资融券标的期间的虚拟变量， 若在列入试点当年及以后期间， Post取值为1， 否则取值为0; μi和ωt分别表示企业固定效应和年份固定效应。

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

μi+ωt+εi，t    （3）

另外， 为了避免公司特征差异影响双重差分模型的有效性， 本文在回归前进行了倾向得分匹配（PSM）。 参考林志帆、龙晓旋[12] 的做法， 本文选取公司规模（SIZE）、盈利能力（ROE）、债务水平（LEV）、资本密集度（FIX）和控股股东持股（CSR）五个指标作为协变量， 利用Logit模型为每一个融资融券公司估计倾向得分值， 并在控制组中匹配得分相近的公司， 匹配后所有协变量的标准化偏差均小于10%， T检验结果也均不显著， 通过了平衡性检验。 在此基础上， 本文基于一对一匹配得到的4478个样本进行双重差分回归检验， 表4中第（1）列是DID回归结果， 交互项（Treat×Post）的回归系数显著为正， 结论与Ha一致。

2. 工具变量法。 考虑到模型可能存在反向因果和遗漏变量的内生性问题， 本文拟采用工具变量（IV）进一步解决内生性问题。 参考熊家财、苏冬蔚[13] 的研究， 选取非控股大股东退出威胁滞后一期（LNET）和行业均值（NETEV）作为解释变量的两个工具变量。 滞后一期和行业平均水平的非控股大股东退出威胁与单个企业的非控股大股东退出威胁密切相关， 但不会直接影响单个企业的创新水平， 因此所选取的工具变量是合理的。 表4中第（2）列是两阶段最小二乘法（2SLS）第一阶段的回归结果， 两个工具变量的系数都显著为正。 另外， 弱工具变量检验中F统计量为342.861， 在1%的水平上显著大于10， 意味着不存在弱工具变量问题。 表4中第（3）列是第二阶段回归结果， 非控股大股东退出威胁（NET）的系数在1%的水平上显著为正。 Ha再次得到支持。

（四）稳健性检验

1. 变更被解释变量的衡量方法。 ①构建创新投入（RD）指标， 采用研发投入与营业收入之比作为企业创新的替代变量; ②参考Hirshleifer等[14] 的做法， 构建创新效率（PR）指标， 采用研发投入的自然对数与专利授权总数加1的自然对数之比作为企业创新的替代变量。

2. 变更解释变量的衡量方法。 将大股东定义为持股10%以上的股东， 并据此更换非控股大股东退出威胁的衡量方式（NET10）。

3. 被解释变量延后一期处理。 考虑到企业创新产出在时间上存在一定的滞后性， 将企业创新变量延后一期， 构建下一期的企业创新（F_Innovation）变量。

4. 控制交互固定效应。 考虑到我国不同省份、行业公司的创新水平因宏观因素不同而异， 本文在控制年份、行业和省份效应的基础上， 参考Bai[15] 的交互固定效应模型， 又控制了省份、行业和年份的交互固定效应（Year×Indus×Pro）。

以上稳健性检验结果（限于篇幅未列示）均与预期一致， 表明本文的结论具有可靠性。

五、进一步分析

（一）异质性分析

前文实证结果表明， 非控股大股东退出威胁促进企业创新， 符合激励假说。 进一步地， 本文根据产权性质（Nature）、股权集中度（CSR）和市场化程度（Market）将样本公司进行分组， 检验非控股大股东退出威胁对企业创新激励效应的异质性。

1. 产权性质。 根据样本公司的实际控制人属性进行分组， 国有企业取值為1， 民营企业取值为0。 分组回归结果如表5中第（1） ～ （2）列所示。 在国有企业中， 非控股大股东退出威胁与企业创新的关系显著为正， 而在民营企业中， 两者不存在显著相关关系。 且组间系数差异检验的显著性P值为 0.09， 表明两组样本的回归系数存在显著差异。 究其原因， 政府部门考核国有企业管理层和控股股东的重要指标之一是国有资本的保值增值， 而非控股大股东退出引起国有企业股价下跌， 将直接导致国有资本贬值[8] ， 进而会损害管理层和控股股东利益。 因此， 在国有企业中， 管理层和控股股东更有动机提升企业创新水平， 以避免非控股大股东“用脚投票”， 实现国有资本的保值增值。

2. 股权集中度。 参考袁春生、李琛毅[4] 的做法， 用上市公司控股股东持股比例衡量股权集中度（CSR）， 若控股股东持股比例大于行业中位数， 取值1， 否则取值0。 回归结果如表5中第（3） ～ （4）列所示。 非控股大股东退出威胁与企业创新的正相关关系在控股股东持股比例较低即股权较分散的情况下更显著， 两组样本的回归系数通过了组间系数差异检验。 当控股股东持股比例较低时， 非控股大股东的股权竞争更为激烈， 退出威胁的积极效应较大。 而且， 分散的股权结构能够缓解控股股东的风险规避意识及抑制控股股东的私利动机[11] ， 进而有利于企业创新。

3. 市场化程度。 参考王小鲁、樊纲等[16] 的市场化指数报告， 根据市场化指数中位数将样本分成市场化程度高（Market=1）和低（Market=0）两组。 分组回归结果如表5中第（5） ～ （6）列所示， 在市场化程度较高时， 非控股大股东退出威胁和企业创新的关系更显著， 组间系数差异检验同样显著。 可能的原因是， 非控股大股东退出威胁的治理效应依赖于大股东退出信息能够及时反映到股价上， 而市场化进程能够显著提升资本市场的定价效率。 因此， 在市场化水平较高时， 非控股大股东退出威胁对企业创新的激励效应更强。

（二）作用机制分析

本部分从代理成本、信息透明度和媒体关注三个渠道分析非控股大股东退出威胁促进企业创新的传导机制。 为检验三条路径的存在性， 借鉴温忠麟、叶宝娟[17] 的做法， 采用逐步检验和Sobel检验法分别进行分析。 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是中介变量， 分别代表第二类代理成本（AC）、信息透明度（Infor）和媒体关注（Media）。 检验步骤如下：①检验模型（4）中非控股大股东退出威胁（NET）与企业创新（Innovation）的回归系数a1的显著性; ②检验模型（5）中非控股大股东退出威胁（NET）和中介变量（Inter）之间系数b1和模型（6）中系数c2的显著性; ③检验模型（6）中非控股大股东退出威胁的回归系数c1的显著性和大小， 如果显著且小于a1， 那么该中介变量发挥部分中介效应。 如果上述步骤中存在不显著情况， 则进行Sobel检验， 若Sobel检验显著， 则存在中介作用， 否则不存在中介作用。

1. 非控股大股东退出威胁、代理成本与企业创新。 控股股东侵害其他股东利益的第二类代理问题在新兴资本市场国家尤其突出， 故本文着重探讨非控股大股东退出威胁对第二类代理问题的抑制作用。 参考陈克兢[5] 的做法， 采取其他应收款与总资产之比衡量第二类代理成本（AC2）。 三步法中介检验结果如表6所示。 第（1）列结果显示， 非控股大股东退出威胁（NET）的回归系数为0.0317， 且在1%的水平上显著， 表明非控股大股东退出威胁促进企业创新; 第（2）列中系数显著为负， 表明非控股大股东退出威胁能够抑制第二类代理成本; 第（3）列是把第二类代理成本变量放入模型（4）之后的回归结果， 可以看出非控股大股东退出威胁的系数和显著性较第（1）列均出现了降低， 同时第二类代理成本（NET）的系数依然显著， 表明非控股大股东退出威胁能够通过抑制第二类代理成本而促进企业创新， 并且起到的是部分中介作用。 Sobel-Goodman中介检验Z值为2.192， 在5%的水平上显著， 再次证实第二类代理成本起到部分中介作用。