非关联股东结盟与公司创新——基于一致行动人的经验证据

张洪辉 邹英 章琳一

(江西财经大学会计学院，江西 南昌 330013)

一、引言

近年来，越来越多的上市公司出现了非关联股东通过一致行动人协议结盟的情况，非关联股东签订一致行动人协议结盟，从2006年的7起逐渐增加到2018年近200起。非关联股东通过一致行动人协议结盟与公司的控制权争夺高度相关。例如，2016年硅宝科技(300019)的控股股东王有治联盟其他股东，解决与二股东的控制权争夺问题；2017年嘉应制药(002198)10名自然人股东结盟成为控股股东；2019年全新好(000007)的二股东结盟其他小股东，取代了原控股股东。那么，非关联股东结盟这一现象，对于上市公司意味着什么？少有文献分析非关联股东结盟行为对于上市公司的影响。一致行动人可以分为两种：关联股东之间的一致行动人、非关联股东之间的一致行动人。对于关联股东而言，其关联关系(控制、亲属等)是天然的，他们之间是天然的联盟。1一致行动人协议并不会影响关联股东在公司治理、公司运营中的地位和作用。相反，对于非关联关系股东而言，签订一致行动人协议是实现结盟的重要手段。通过一致行动人协议来协调行动、增强股东监督能力，这可能会提升公司治理水平，并最终实现公司价值提升。增强股东监督能力可以通过股东提升持股比例来实现(Shleifer and Vishny，1986)[23]，但这种集中股权的方法需要股东耗费真金白银来增持股票，成本较高。非关联股东签订一致行动人协议，则避免了增持股票这类高成本的做法。这种成本较低的提升股东控制权、强化监督、改善公司治理的方法，对公司能够产生怎样的影响，是值得研究的问题。

党的十九大报告明确指出要把我国建设为创新型国家。2020年全国两会《政府工作报告》多次提及“创新”，再次强调创新的重要性并鼓励“大众创业，万众创新”。创新不但对我国实现高质量的经济增长具有重要作用，对于提升上市公司的发展质量也是重要手段。已有文献表明，公司治理是公司创新的重要影响因素(Holmstrom，1989；Belloc et al.，2016)[13][4]，良好的公司治理有助于公司建立创新的长效投入机制，促进创新(党印和鲁桐，2012)[27]。非关联股东结盟成一致行动人，不但改变了公司控制权配置，还对股东监督、公司治理产生影响。那么，本文感兴趣的问题是：非关联股东通过一致行动人协议结盟，是否会影响公司创新？现有文献没有回答。

本文利用非关联股东签订一致行动人协议事件，研究一致行动人对公司创新的影响。研究发现，一致行动人提高了公司创新水平；一致行动人持股比例越高，创新越多；一致行动人对创新的促进作用主要体现于一致行动人构成了控股股东的样本。在路径检验中，本文发现非关联股东结盟能够减少信息不对称，缓解融资约束，进而促进创新。为了确保结果的稳健性，本文采用DID、PSM、2SLS等一系列稳健性检验，结果仍然支持本文的假设。异质性分析发现，在非国有企业、地区金融发展水平较低和法治环境较好的样本，一致行动人对创新的正向影响更明显，从侧面印证了一致行动人通过缓解信息不对称和融资约束激励创新。此外，本文还发现一致行动人促进创新的结果是能够提升公司价值。本文的研究结果表明，从创新角度看，一致行动人协议成为了股东改善公司治理的价值利器。

与既有研究相比，本文的边际贡献如下：第一，从公司财务角度丰富了一致行动人相关研究。以往文献(Ghetti，2015；符望，2017)[12][28]主要聚焦于法学层面探讨一致行动人的法律概念，少有文献定量分析一致行动人的经济后果。本文将一致行动人与公司创新相结合，从公司财务视角建立实证模型、定量分析一致行动人的经济后果，发现非关联股东签订一致行动人协议能够促进公司创新。第二，从一致行动人角度丰富了公司股东行为的相关研究。股东集中控制权(Shleifer and Vishny，1986)[23]、多个大股东(姜付秀等，2018)[32]等均是股东可以采用的改善公司治理、抑制代理行为的方法，本文从非关联股东结盟角度，丰富了股东行为的研究。本文研究表明，非关联股东签订一致行动人协议而结盟，是股东可以强化监督、改善公司治理的新方法；而且，这一方法比股东单独增购股票集中控制权的成本更低。第三，从一致行动人角度丰富了公司创新的相关文献。现有关于股东集中股权和公司创新的研究并没有得到统一的结论：部分研究(Baysinger et al.，1991；Francis and Smith，1995；Chen et al.，2014)[2][11][7]发现，股权集中对公司创新投入具有正向的作用；另有部分文献(Li et al.，2010；Minetti et al.，2015；蒋楠，2020；钟腾等，2020)[19][22][30][48]却发现，股权集中与创新并不是正相关的关系。本文研究表明，非关联股东结盟，作为股东集中股权的替代，能够提升公司创新水平。这从一致行动人角度丰富了公司创新的相关研究。

二、文献综述

(一) 一致行动人

一致行动人起源于上市公司的并购行为，通过签订一致行动协议约定在行使表决权时采取相同的意思表示，来并购一个公司或者共同抵御被收购。已有研究主要侧重于从法律视角探讨一致行动人对股东行为的影响。Mathew(2007)[21]分析了一致行动人协议在敌意并购中的法律作用，指出一致行动人协议可以用来实现敌意并购(hostile takeover)和反并购(anti-takeover)。Ghetti(2015)[12]分析了欧盟公司法中的一致行动概念和在各成员国的实施情况。Kostyuk and Ginevri(2016)[17]探讨了欧盟和美国规定的一致行动人法律概念之间的共同点和不同点，指出一致行动人法律概念应具备足够的灵活性，能够适应各种规则所追求的不同目标。国内研究中，刘燕和楼建波(2016)[35]运用SPV分析框架详细探讨了资管计划的股东身份及其引发的一致行动人问题，指出一致行动人监管规则给资管计划带来了新的风险。符望(2017)[28]结合新梅诉讼案和万科事件探讨了一致行动人制度的重要性。施金晶和张斌(2020)[40]探讨了表决权委托是否需要认定为一致行动人的法律问题。仅有少数文献从公司财务视角探讨一致行动人的经济后果，Jenkinson and Ljungqvist(2001)[15]探讨了德国公司的控制权配置和治理体系，指出一致行动人的监管不力导致公司真实的控制权结构透明度较低。Weber et al.(2012)[24]利用瑞士资本市场数据实证研究了一致行动人协议的公告效应，发现一致行动人协议会引起较大的市场反应。

(二)股权结构与创新

公司治理是创新的制度基础(Belloc，2012；鲁桐和党印，2014)[3][37]，良好的公司治理有利于公司建立创新的长效投入机制(党印和鲁桐，2012)[27]。股权结构作为公司治理的基本元素，能够影响公司创新。已有较多文献探讨股权结构对创新的影响，其研究结论存在较大分歧。一方面，部分文献支持股权集中促进创新的观点。Baysinger et al.(1991)[2]、Francis and Smith(1995)[11]发现股权集中对研发投入有正向影响。Chen et al.(2014)[7]利用新兴市场数据研究发现，股权类型多样性和股权集中都可以提高创新绩效。Yang et al.(2015)[25]研究表明，在满足一定条件(如拥有高水平的团队)时，股权集中会促进创新绩效。另一方面，部分文献认为股权集中与创新为负相关关系或非线性关系。Li et al.(2010)[19]、蒋楠(2020)[30]发现股权集中与创新呈倒U型关系。张西征(2013)[46]发现控股股东持股比例与创新呈“N”型关系。Minetti et al.(2015)[22]基于股权集中且第二类代理冲突严重的背景下展开研究，发现股权集中抑制了创新。钟腾等(2020)[48]发现股权集中会加剧大股东的隧道效应，对创新有负向影响。

(三)文献评述

尽管学术界对公司治理与创新的关系进行了广泛探讨，但少有文献关注一致行动人在创新中的作用。从一致行动人的相关文献看，对一致行动人的研究主要集中于法律视角，从财务视角探讨一致行动人经济后果的研究较少，针对一致行动人对创新影响研究的文献更不多见。本文从公司创新角度，分析非关联股东结盟成一致行动人的微观经济后果，有助于弥补现有文献的不足。

三、研究假设

非关联股东结盟成一致行动人可以改变股东控制权关系，引发股东权力再分配，强化了股东监督行为，影响公司治理水平。委托代理框架下，股东监督经常出现真空的状态(Shleifer and Vishny，1986)[23]。由于监督活动的外部性，即监督成本由单个股东承担、监督收益由全体股东共享，各个股东寄希望于其他股东监督，最终导致大家都不监督。关于创新，创新活动往往具有投资风险大、收益滞后期长、失败概率高等特征(Holmstrom，1989)[13]，再加上信息不对称、融资约束等因素，导致经理人倾向于短期业绩最大化，而不是能够提升长期业绩的创新活动(Ederer and Manso，2013)[8]。结盟成一致行动人后，股东的监督能力和监督动力均得到提升，有助于抑制经理人行为短期化，提升公司创新活动水平。从监督能力看，股东结盟后，他们的控制权要比原来非结盟时大，这加大了其在公司决策中的投票权，提高了监督经理的能力。从监督动力上看，结盟成一致行动人能够促使结盟股东合理安排监督活动，减少因监督外部性导致监督真空出现的概率(Shleifer and Vishny，1986)[23]。因而，股东监督动力和能力的增强，能够减少经理人短期化倾向，促使经理人更加关注公司的长期利益，提升创新投入并最终实现公司价值最大化。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：在其他条件不变的情况下，非关联股东结盟成一致行动人会促进公司创新。

信息不对称是一致行动人发挥监督作用影响公司创新的路径之一。结盟成一致行动人可以降低公司信息不对称程度，抑制经理人的短视行为，促进创新。具体理由为：首先，结盟成一致行动人后，协议股东之间的交流沟通增多，能够缓解股东的信息不对称程度，从而抑制代理行为；其次，协议股东之间的交流沟通增多，能够减少股东之间的信息不对称程度，增强协议股东对彼此的监督，抑制协议股东自身的代理行为；再次，结盟成一致行动人作为改变公司股权结构、重构股东控制权关系的重大事件，会吸引证券分析师、媒体等市场中介的重点关注，减少经理人的信息优势，缓解股东与经理人之间的信息不对称程度。分析师凭借丰富的财经专业知识和资深的阅历能够挖掘公司大量非公开的私有信息(Chang et al.，2006)[6]，提高公司盈余信息质量(Yu，2008)[26]，增加股东可获得信息的广度和深度(Frankel and Li，2004)[10]。所以，缓解信息不对称是非关联股东结盟促进公司创新可能的路径之一。基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：在其他条件不变的情况下，非关联股东结盟成一致行动人通过降低公司信息不对称程度促进创新。

融资约束是一致行动人发挥监督作用影响公司创新的另一条路径。结盟成一致行动人将股东控制权集中在一起，有助于维持公司控制权稳定，增强投资者对公司前景信心，降低外部融资成本，进而促进创新。具体理由为：首先，股权较为分散的公司往往存在内部人控制、控制权不稳定等问题(章琳一和张洪辉，2020)[47]，同时公司未来发展存在较大不确定性，债权人和投资者面临严重的逆向选择问题，因此公司面临的融资约束较强。其次，结盟成一致行动人后，分散持股的股东借助一致行动人协议将控制权集中在一起，有助于维持公司控制权稳定。从信号传递理论来看，签订一致行动人协议的结盟行为向市场释放出公司控制权稳定、未来发展可期的信号，有利于增强投资者对公司前景的信心，降低外部融资成本，缓解融资约束。再次，已有研究表明，提高股权集中度可以缓解委托代理问题，降低信贷约束程度(蒲茜和余敬文，2013)[39]。最后，从融资约束与创新的关系看，融资约束是制约公司创新的重要因素之一(Brown et al.，2009；Hottenrott and Peters，2012)[5][14]。鞠晓生等(2013)[33]指出融资约束使得公司创新的可持续性下降，制约创新。刘胜强等(2015)[36]发现融资约束导致公司创新投资不足。基于以上分析，本文提出如下假设：

H3：在其他条件不变的情况下，非关联股东结盟成一致行动人通过缓解公司融资约束促进创新。

四、研究设计

(一)样本与数据

本文选取2007―2018年中国上市公司作为研究样本。执行的筛选过程如下：(1)剔除金融类公司；(2)剔除B股公司；(3)剔除资产负债率大于1或小于0的公司；(4)剔除主要变量存在缺失值的公司；(5)剔除具有2组一致行动人的公司。最终得到24772个有效公司-年度观测值的样本。关于一致行动人数据，首先通过查阅公司年报获知上市公司前十大股东中是否存在一致行动人。如果存在，然后通过公司年报查询一致行动人之间是否存在关联关系。如果年报中并未披露是否存在关联关系，再通过天眼查进一步查询是否存在控制、投资、任职等关联关系。如果不存在，再通过百度搜索引擎查询是否存在亲属等关联关系。如果也不存在，那么将该一致行动人界定为非关联一致行动人，即由非关联股东结盟的一致行动人。法治环境和金融业市场化数据来源于王小鲁等(2019)[42]编写的《中国分省份市场化指数报告2018》；其他财务数据均来自国泰安CSMAR数据库。为避免异常值的影响，对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。

(二)模型与主要变量

1.一致行动人

根据《上市公司收购管理办法》，按一致行动人形成原因划分，一致行动人类型包含两种：关联关系的一致行动人、非关联关系的一致行动人。关联关系的一致行动人是指签订一致行动人协议的股东之间存在控制、亲属等某种关联关系，非关联关系的一致行动人是指股东没有上述的控制、亲属等关联关系。本文的研究对象为第二种类型的一致行动人，即非关联一致行动人。

2.实证模型

为了检验假设H1是否成立，采用如下实证模型：

因变量是公司创新Rdi，借鉴李常青等(2018)[34]、黄灿等(2019)[29]、严若森和吴梦茜(2020)[45]等文献，采用研发投入与营业收入之比来度量。自变量是一致行动人，分别采用虚拟变量Ud和连续变量Ur度量。当公司前十大股东中存在一致行动人时，Ud取值为1，否则为0；Ur指一致行动人的持股比例合计。本文进一步将一致行动人区分为构成了控股股东的一致行动人(Ud1、Ur1)和未构成控股股东的一致行动人(Ud2、Ur2)。模型(1)中α1为最关注的系数，如果α1＞0且显著，表明一致行动人可以促进公司创新。

关于控制变量，借鉴李常青等(2018)[34]、黄灿等(2019)[29]、严若森和吴梦茜(2020)[45]等文献，引入公司特征指标：公司规模Size、资产负债率Lev、资产回报率Roa、经营现金流Cashf、公司年龄Age、营业收入增长率Growth、固定资产比例Lang、市场竞争程度HHI；公司治理指标：高管持股比例Excur、董事会规模Board、独董比例Ispro、股权性质Soe、第一大股东持股比例Top1、股权制衡度Zidx、非控股大股东持股比例Nbig；Ind为行业固定效应，Year为年度固定效应，i、t分别代表公司、年份。各变量的具体定义见表1。

表1 变量定义

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2中Panel A是根据一致行动人分组的描述性统计结果。可以看到，在存在一致行动人的组中(Ud=1)，创新投入的均值为5.4452；而在不存在一致行动人的组中(Ud=0)，创新投入的均值为2.4732；且t检验和符号秩检验均在1%水平下显著，初步表明一致行动人能够促进公司创新。Ud=1时，Ur的均值为0.3718，表明当公司存在一致行动人时，一致行动人的平均持股比例为0.3718。其余控制变量的描述性统计结果均在正常范围内，不再赘述。

表2中Panel B是根据一致行动人是否构成控股股东的分样本统计结果，Ur1的均值为0.4088，表示在一致行动人构成控股股东的样本中，一致行动人的平均持股比例为0.4088。Ur2的均值为0.1458，表明在一致行动人未构成控股股东的样本中，一致行动人的平均持股比例为0.1458。

表2 Panel A主要变量的描述性统计结果

表2 Panel B 一致行动人持股比例描述性统计

(二)变量相关系数分析

表3列示了主要变量的皮尔逊相关系数。Ud与Rdi的相关系数为0.162且显著，说明相对于不存在一致行动人的公司，存在一致行动人的公司会进行更多的创新；Ur与Rdi的相关系数为0.154且显著，说明一致行动人持股比例越大，公司创新投入越多；该结果初步表明一致行动人与公司创新正相关，支持假设H1。控制变量中，Top1、Zidx与Rdi的相关系数显著为负，说明第一大股东的持股比例越大、第一大股东相对于第二大股东的相对控制权越大，公司创新投入越少；Nbig与Rdi的相关系数显著为正，说明非控股大股东持股比例越大，公司创新投入越多。此外，Size、Lev、Cashf、Age、Growth、Lang、Board、HHI、Soe与Rdi的相关系数显著为负，表明公司规模越大、财务杠杆越高、经营活动净现金流越大、公司成立时间越长、营业收入增长率越高、固定资

表3 变量相关系数

产占比越大、董事会规模越大、产品市场竞争程度越小以及上市公司为国有企业时，公司创新水平越低；Roa、Excur、Ispro与Rdi的相关系数显著为正，表明盈利能力越好、高管持股比例越大、独立董事占比越大时，公司创新水平越高。此外，控制变量之间的相关系数都小于0.5，说明回归模型中不存在严重的多重共线性问题。

(三)回归结果与分析

1.一致行动人与创新

为了检验一致行动人对公司创新的影响，根据模型(1)进行回归，结果列示于表4。列(1)和列(2)是未加入控制变量的回归结果，一致行动人Ud、Ur对创新Rdi的回归系数分别为1.5664和3.9664，且均显著；列(3)和列(4)是加入了公司财务特征控制变量的回归结果，Ud、Ur的回归系数分别为1.1335和2.8219，且均显著；列(5)和列(6)是加入了公司财务特征和公司治理特征控制变量的回归结果，Ud、Ur的回归系数分别为0.7853和1.9374，且均显著；列(7)和列(8)是在控制行业、年度固定效应的基础上进一步控制了公司个体效应的回归结果，Ud、Ur的回归系数分别为0.2212和0.6135，且均显著；上述回归系数显著为正，并具有一致性，表明一致行动人对公司创新有显著的正向影响，且一致行动人持股比例越大，公司创新水平越高。该结果意味着非关联股东结盟成一致行动人能够促进公司创新，验证了假设H1。

表4 一致行动人与创新

2.一致行动人类型与创新

前文指出，一致行动人可以分为构成控股股东的一致行动人、没有构成控股股东的一致行动人。他们对创新的影响是否存在差异，需要深入分析。为此，本文将一致行动人区分为构成控股股东的一致行动人(Ud1、Ur1)和未构成控股股东的一致行动人(Ud2、Ur2)，分别与创新进行回归。表5报告了相关结果，列(1)和列(2)的解释变量为构成控股股东的一致行动人，Ud1的系数为0.8833且显著，Ur1的系数为1.9993且显著，表明构成控股股东的一致行动人能够促进创新。列(3)和列(4)的解释变量为未构成控股股东的一致行动人，Ud2的系数为0.3079且不显著，Ur2的系数为0.9143且不显著，表明未构成控股股东的一致行动人对创新的促进作用不明显。该结果意味着一致行动人对公司创新的促进作用主要体现在构成控股股东的样本中。该结论印证了本文的主要逻辑：非关联股东结盟成一致行动人促进了创新。

表5 一致行动人类型与创新

3.一致行动人、信息不对称与创新

为了验证假设2，本文以信息不对称作为中介因子，借鉴温忠麟等(2004)[43]的中介效应检验方法，在模型(1)的基础上，建立模型(2)、模型(3)，检验信息不对称能否发挥中介效应。其中，中介变量Medtor为信息不对称Asy，借鉴姜付秀等(2016)[31]、黄灿等(2019)[29]等文献，采用分析师跟踪人数加1取对数来度量，分析师跟踪人数越多，公司信息不对称程度越低。Controls为控制变量向量，同模型(1)。

表6报告了以信息不对称作为中介因子的检验结果。列(1)同表5中的列(1)。列(2)中，Ud1对Asy的回归系数为0.1813且显著，表明一致行动人能够降低公司信息不对称程度。列(3)中，Asy对Rdi的回归系数为0.4752且显著，表明信息不对称程度越低，公司创新越多；同时，Ud1的回归系数为0.7971且显著，但系数大小和显著性均小于列(1)，表明信息不对称在一致行动人对公司创新的正向影响中发挥了部分中介效应。此外，采用了Sobel检验，Sobelz值为5.703，在1%水平下显著，也表明信息不对称发挥了部分中介效应。列(4)至列(6)为Ud1替换为Ur1的回归结果，与列(1)至列(3)的回归结果一致。上述结果表明，一致行动人通过降低信息不对称程度促进创新，验证了假设H2。

表6 一致行动人、信息不对称与创新

4.一致行动人、融资约束与创新

为了验证假设3，本文以融资约束作为中介因子，将Medtor替换为融资约束KZ。参考Kaplan and Zingales(1997)[16]、魏志华等(2014)[44]的方法，构建KZ指数来度量。2KZ指数越大，反映融资约束程度越高。表7报告了检验结果。列(1)同表5中的列(1)。列(2)中，Ud1对KZ的回归系数为-0.2506且显著，表明一致行动人能够缓解融资约束。列(3)中，KZ与Rdi的回归系数为-0.0526且显著，表明融资约束越小，公司创新越多；同时，Ud1的回归系数为0.8513且显著，系数大小和显著性相比列(1)有所减小，表明融资约束在一致行动人对公司创新的正向影响中发挥了部分中介效应。此外，Sobelz值为2.812，在1%水平下显著，也表明融资约束发挥了部分中介效应。列(4)至列(6)为将Ud1替换为Ur1的回归结果，与列(1)至列(3)的回归结果一致，并且Sobel检验也显著。上述结果表明，一致行动人通过缓解融资约束促进创新，验证了假设H3。

表7 基于融资约束的中介效应检验结果

(四)稳健性检验

鉴于一致行动人对公司创新的正向影响主要存在于一致行动人构成控股股东的样本，在下文的稳健性检验和进一步分析中，一致行动人均指构成控股股东的一致行动人。

1.双重差分模型(DID)

非关联股东签订一致行动人协议事件可能与公司内部治理特征有关，导致本文的研究存在内生性问题。为此，借鉴姜付秀等(2018)[32]、罗宏和黄婉(2020)[38]的做法，采用双重差分模型(DID)来估计非关联股东结盟前后公司创新投入的差异。具体地，当处理组的样本为不存在一致行动人变为存在一致行动人(“非结盟”变为“结盟”)时，本文选取在样本期内一直不存在一致行动人的公司作为控制组；当处理组的样本为存在一致行动人变为不存在一致行动人(“结盟”变为“非结盟”)时，本文选取在样本期内一直存在一致行动人的公司作为控制组。此外，为了避免年度内一致行动人协议签订时点或解除时点不同对实证结果产生干扰，本文剔除了一致行动人协议签订或解除当年的数据，同时要求一致行动人协议签订或解除前后至少各有两年的观测数据。具体模型如下：

其中，Treat是指一致行动人是否出现过变化的哑变量，设置了Treat1和Treat2分别表示公司由“非结盟”变为“结盟”以及由“结盟”变为“非结盟”，若样本公司为处理组，Treat取值为1，否则为0。After是一致行动人协议签订或解除前后年度的哑变量3，设置了After1和After2分别表示公司由“非结盟”变为“结盟”以及由“结盟”变为“非结盟”，若为变化之后年份，After取值为1，否则为0。Treat×After刻画了一致行动人对公司创新投入的净效应。控制变量与模型(1)相同。

表8汇报了DID模型的检验结果。列(1)探讨了公司由“非结盟”变为“结盟”后，公司创新投入的变化。可以发现，Treat1×After1的系数显著为正，表明公司由“非结盟”变为“结盟”后，公司创新投入显著增加。列(2)探讨了公司由“结盟”变为“非结盟”后，公司创新投入的变化。Treat2×After2的系数为负但不显著，可能的原因在于创新项目前期投入较大，存在大量沉没成本，在一致行动人协议解除后，公司仍然会对前期创新项目继续投入，因此一致行动人协议解除对创新投入的负向影响需要一段时间后才能显现。这进一步支持了一致行动人会促进公司创新的结论。

表8 DID检验结果

2.倾向评分匹配法(PSM)

考虑到一致行动人样本较少，在全样本中的占比为4.25%(1054个观测值)，为缓解一致行动人样本可能存在的样本偏差，采用PSM进行处理。首先，以一致行动人Ud1作为被解释变量，以Size、Lev、Roa、Cashf、Lang、Top1、Zidx、Nbig、Board、Ispro、HHI、Ac(管理费用/营业收入)、Mngsa3(前3名董监高薪酬总额取对数)等变量作为匹配变量，进行Probit回归。然后，采用1:3的最近邻匹配方法将存在一致行动人的样本和不存在一致行动人的样本进行匹配，最终得到3000个观测值，PSM配对结果见表9。列(1)为以一致行动人作为被解释变量的Probit回归结果，除了HHI以外的匹配变量的回归系数均显著，说明这些因素会影响股东的结盟行为。处理组和控制组的均值非常接近，且组间差异检验大多数不显著，表明PSM匹配效果较好。

表9 PSM配对结果

最后，利用PSM匹配后的样本，将一致行动人与创新投入进行回归，结果见表10。列(1)和列(2)是只加入公司特征控制变量的回归结果，Ud1、Ur1的回归系数分别为0.5960和1.3565，且均显著；列(3)和列(4)是进一步加入了公司治理特征控制变量的回归结果，Ud1、Ur1的回归系数分别为0.3323和0.8054，且均显著；列(5)和列(6)是在控制行业、年度固定效应的基础上进一步控制个体效应的回归结果，Ud1、Ur1的回归系数分别为0.6151和1.3268，且均显著。上述回归结果中，一致行动人的回归系数均显著为正，与前文的回归结果一致，表明一致行动人对公司创新具有正向影响，且一致行动人持股比例越大，公司创新水平越高。

表10 PSM匹配后样本的回归结果

3. Heckman两阶段法

本文进一步采用Heckman两阶段法缓解可能存在的自选择问题。首先，以一致行动人虚拟变量Ud1作为第一阶段的被解释变量，将模型(1)中的控制变量作为解释变量，并引入新工具变量：同年度其它行业的一致行动人公司数占比Ud1_t1和市场化指数Mardx。然后计算逆米尔斯比率IMR，将其放入第二阶段回归方程，控制一致行动人样本自选择问题的影响，检验结果见表11。列(1)中，工具变量的回归系数均显著为负，满足相关性。工具变量Ud1_t1系数为负的原因是：在一致行动人总样本不变的情况，某个行业的一致行动人占比与其他行业一致行动人占比呈负相关的关系。工具变量Mardx系数为负的原因为：在市场化程度较低的地区，公司外部市场化监督力量较弱，股东权益受到的法律保护程度较小，股东更倾向于结盟来增强监督和保护权益。列(2)中，IMR不显著，表明一致行动人样本不存在自选择问题。Ud1与Rdi的回归系数显著为正，表明控制一致行动人样本自选择问题后，回归结果仍然不变。

表11 基于Heckman两阶段法的回归结果

4. 两阶段最小二乘法(2SLS)

本文还使用了两阶段最小二乘法(2SLS)缓解一致行动人可能存在的内生性问题。引入工具变量：上一期同年度其它行业的一致行动人公司数占比L.Ud1_t1和一致行动人持股比例均值L.Ur1_t1、上一期同年度其它省份的一致行动人公司数占比L.Ud1_t2和一致行动人持股比例均值L.Ur1_t2。表12报告了检验结果，列(1)和列(2)为第一阶段回归结果，列(3)和列(4)为第二阶段回归结果。可以发现，通过了识别不足检验和弱相关检验，同时过度识别检验的p值大于0.1，表明工具变量满足相关性和外生性。第二阶段的回归结果显示一致行动人(Ud1、Ur1)与研发投入Rdi的回归系数显著为正，表明用2SLS处理一致行动人的内生性问题后，一致行动人对创新仍然具有显著正向影响，再次表明本文结论是稳健的。

表12 采用2SLS后一致行动人与创新的回归结果

5.反向因果考量

本文的主要研究结论是一致行动人会促进公司创新，该结论的正确性建立在一致行动人与创新之间不存在反向因果关系的基础上。然而，公司创新水平可能会影响一致行动人协议的签订，干扰本文的研究。为此，将Ud1(Ur1)滞后1期和滞后2期，重新与Rdi进行回归，结果见表13列(1)～(4)。可以发现，一致行动人的回归系数均显著为正，与前文回归结果一致，说明反向因果关系不会影响本文结论的正确性。

6.Tobit模型检验

考虑到研发投入Rdi是下限为0的截尾变量，采用Tobit模型将研发投入数据左截断至0，重新进行回归，结果见表13列(5)和列(6)。一致行动人的回归系数均显著为正，与前文的回归结果一致。

7.替换创新的度量方式

为缓解创新的衡量偏误，借鉴鲁桐和党印(2014)[37]，采用研发投入与总资产之比度量公司创新投入水平，重新执行回归，结果见表13列(7)和列(8)。一致行动人的回归系数均显著为正，与前文的回归结果一致。

表13 解释变量滞后、Tobit模型等稳健性检验结果

六、进一步分析

(一)异质性分析

1.产权差异

国有企业与非国有企业在公司治理机制、外部融资成本等方面存在诸多不同。一方面，国有企业具有多任务目标特点，通过创新提升公司绩效并不是公司的首要目标。相反，就业、税收等目标是国有企业关注的重点。相比国有企业，非国有企业通过创新实现公司价值最大化的目标比较明确。另一方面，中国金融市场存在严重的“信贷歧视”(Firth et al.，2009；万良勇等，2015)[9][41]，国有企业受到的融资约束较少。因而，非关联股东通过一致行动人结盟影响公司创新，其经济效果在非国有企业应更加明显。

表14报告了不同产权性质下的回归结果。在非国有企业分样本，Ud1的回归系数为0.7720，且显著；而在国有企业分样本，Ud1的回归系数为0.2207，但不显著；并且分样本的回归系数差异检验显著。比较这两个分样本回归结果，可以发现产权性质能够影响一致行动人和公司创新的关系：即在非国有企业中，一致行动人对创新的正向影响更显著。这与前文分析一致。

2.金融发展

地区金融发展水平是影响公司融资约束的重要因素(万良勇等，2015)[41]。在金融发展水平较高的地区，银行等金融中介机构数量较多、调动聚集社会资源的能力较强(Levine，1997)[18]，同时银企之间的信息不对称程度较低，因此企业更容易取得贷款，从而面临较轻的融资约束(Love，2003)[20]。相反，在金融发展水平较低的地区，金融中介机构的金融资源较为匮乏、资金供给能力较弱，公司面临的融资约束更为严重。因而不同金融发展水平，对一致行动人与创新的关系存在不同影响。

采用王小鲁等(2019)[42]中的“金融业的市场化”分项指数衡量金融发展水平。根据该指数将样本分为两组：将大于四分之三分位数的样本定义为金融发展水平高，小于四分之一分位数的样本定义为金融发展水平低，检验结果列示于表14。可以发现，在金融发展水平较低的分样本，Ud1的回归系数显著为正；而在金融发展水平较高的分样本，Ud1的回归系数不显著；分样本的回归系数差异检验显著。该结果表明一致行动人对创新的正向影响主要体现在地区金融发展水平较低的样本，也就是融资约束更严重的样本。

表14 不同情境下一致行动人与创新的回归结果

3.法治环境

现代制度经济学理论认为，制度是影响企业财务行为的重要因素。Ang et al.(2014)[1]指出提高知识产权保护力度能够促进公司研发融资和研发投资。良好的法治环境能够对专利等创新成果提供有力的制度保障，避免被其他公司模仿、复制和盗用，保护了公司的创新意愿。此外，一致行动人协议的核心在于保障股东共同行动。签订一致行动人协议后，法律制度的约束能够督促协议股东履行共同行动的约定。法治环境越好，一致行动人履行协议的可能性越大，有助于改善公司治理，促进创新。因此，不同的法治环境，对一致行动人与创新的关系存在不同影响。

采用王小鲁等(2019)[42]中的“市场中介组织的发育和法治环境”分项指数衡量法治环境。根据法治环境指数将样本分为两组：将大于四分之三分位数的样本定义为法治环境好，小于四分之一分位数的样本定义为法治环境差，检验结果列示于表14。可以发现，在法治环境好的分样本，Ud1的回归系数为0.9425，且在1%水平下显著；而在法治环境差的分样本，Ud1回归系数的大小和显著性均更弱；并且分样本的回归系数差异检验显著。该结果表明在法治环境较好的地区，一致行动人对公司创新的正向影响更显著。

(二)经济后果分析

本文的基本结论是一致行动人能够发挥监督作用进而促进创新。如果此逻辑正确，应该会有一致行动人促进创新后最终有助于提升公司价值。为此，本部分以创新作为中介因子，实证分析一致行动人对公司价值的作用。借鉴温忠麟等(2004)[43]的检验方法，建立以下模型(5)和模型(6)，再结合模型(1)，检验一致行动人对公司价值的影响。采用TobinQ衡量公司价值，控制变量与模型(1)相同。

表15报告了相关实证结果。列(1)中，Ud1对TobinQ的回归系数显著为正，说明一致行动人可以提升公司价值；列(2)同表5中的回归结果；列(3)是加入中介因子Rdi的回归结果，Rdi对TobinQ的回归系数显著为正，说明创新与公司价值正相关；同时，Ud1的回归系数的大小和显著性相比列(1)有所减弱，表明创新在一致行动人对公司价值的正向影响中发挥了部分中介作用。Sobelz值为7.567，在1%水平下显著，也表明创新发挥了部分中介作用。列(4)～(6)是将Ud1替换为Ur1后的检验结果，与列(1)～(3)中的结果一致。表15中的结果表明一致行动人促进创新后，最终能提升公司价值。

表15 一致行动人、创新与公司价值的回归结果

七、结论与启示

最近几年，越来越多的公司出现非关联股东通过一致行动人协议结盟的现象，但较少文献关注一致行动人这一经济现象的经济后果。与此同时，随着国内外经济形势的变化，创新被提升到前所未有的高度。2020年10月李克强总理在浦江创新论坛强调加快建设创新型国家，发挥科技创新的支撑引领作用。在越来越强调创新的时代背景下，本文研究了一致行动人对公司创新的影响。研究发现，一致行动人能促进公司创新；一致行动人促进创新的作用，主要体现在一致行动人构成控股股东的情况时；关于影响路径，一致行动人通过降低信息不对称程度、缓解融资约束促进创新。进一步研究发现，在非国有企业、金融发展水平较低和法治环境较好的地区，一致行动人对创新的正向影响更明显；此外，一致行动人对创新的促进作用最终能够提升公司价值。为了确保研究结论的稳健性，本文采用DID、PSM、2SLS等一系列稳健性检验方法，结果仍然支持本文的研究假设。

本文的研究启示如下：首先，相关部门需要做好宣传工作，培育股东结盟的市场氛围。本文研究表明，非关联股东通过一致行动人协议结盟，能够产生治理作用，促进公司创新。这表明，非关联股东结盟是有益于资本市场、有益于经济高质量增长。我们可以做好宣传工作，向市场宣传一致行动人协议的优点，提高投资者关于一致行动人的法律意识，从而培育非关联股东结盟的市场氛围。其次，要做好一致行动人相关法律法规的工作，弥补相关的法律漏洞。当前，关于一致行动人的相关法律法规主要零星体现在部门的规章制度中。我们需要梳理相关规章制度，充实、完善一致行动人有关的法律法规，实现法律法规体系化，弥补可能的漏洞。这样方便非关联股东通过一致行动人协议来结盟，提升股东结盟行为的制度保证。最后，积极培育控制权市场，提升公司治理水平。非关联股东结盟行为实际上是一种控制权市场竞争行为。控制权市场竞争，作为一种治理机制，能够抑制代理冲突，提升公司治理水平。我们需要积极借鉴国外先进做法，培育高度竞争的控制权市场，这有助于改善公司治理，最终提升经济发展质量。 ■

注释

1. 按照《上市公司收购管理办法》，关联股东默认为一致行动人，除非他们有证据表明不存在一致行动人关系。

2. KZ指数的具体计算模型为：KZ=-8.230071×Cashft/Assett-1-4.281048×Casht/Assett-1-32.31897×Cashdt/Assett-1+4.191552×Levt+0.4662743×TobinQt。Assett-1为期初总资产，Casht为现金持有水平，Cashdt为现金股利，TobinQt为托宾Q，其余变量与前文定义一致。

3. 完整的回归模型应包括Treat、After和Treat×After，但在本文的数据结构下，After由于与Treat×After相等而被排除(姜付秀等，2018；罗宏和黄婉，2020)[32][38]。