连锁股东与企业创新

吴 莎 焦跃华

(1 武汉纺织大学 会计学院，湖北 武汉 430200；2 中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)

一、问题与假设

(一)问题的提出

企业是国家创新体系的核心和主体，如何促进企业创新以驱动经济可持续发展，乃中国当前亟待解决的现实问题。数据显示，2021年我国研发经费投入达2.79万亿元，占GDP比重为2.44%。技术创新成为企业获得竞争优势、实现保值增值的重要手段，尤其是当前我国企业正面临复杂的国际形势，企业迫切需要通过技术创新拓展商业版图，进一步提升国际竞争力[1]。如何有效激发企业创新潜能，已经成为实务界和学术界共同关注的热点话题。然而，企业创新具有高投资、高风险及长周期的特性，使得企业在研发创新中会考虑与其他方进行战略性合作。现有研究认为，连锁股东是指同时持有同行业内两家或以上企业股权的股东。从投资组合中其他企业的协同治理效应中获取超额收益成为连锁股东持股的主要动机。作为同行业企业间重要的关系纽带，连锁股东可能对企业决策产生重要的影响。这种基于所有权层面的联结关系为企业间的研发合作提供了一个有利的渠道。发挥连锁股东在公司治理中的积极作用以支持实体经济技术创新，对助力经济高质量发展意义重大。

虽然股权关联现象日益增多，但现有研究较少关注连锁股东的经济影响，且存在两种对立的观点：部分学者认为，连锁股东对企业决策起着积极作用，连锁股东凭借其在信息获取和管理经验等方面的优势，利用其投票权影响管理层决策，促进企业间协作，提高并购绩效[2]；另一种观点认为，连锁股东对企业行为有负面影响，其为了攫取短期超额收益，会产生合谋倾向，侵占中小股东利益，扭曲市场价格形成机制[3]。显然，关于连锁股东对企业行为的影响未能形成一致意见。此外，已有研究大多基于单个股权特征，考察企业创新的影响因素，忽视了同行业企业间股权联结对企业创新的影响。而连锁股东在信息和资源融通、加强外部监管方面均具有一定优势，厘清连锁股东与企业创新的关系，有助于更好地制定企业创新决策，规范和引导连锁股东的行为。

(二)研究假设

连锁股东能够发挥协同治理效应促进企业创新。首先，连锁股东可以提升知识共享程度和资源有效利用率，降低企业间信息和资源流通成本[2]，从而促进企业创新。公司决策并非完全由其自身的信息集决定，往往还需要借鉴其他类似企业的决策，而连锁股东就是一个重要的信息来源渠道。作为企业间沟通的“信息桥”，连锁股东能够帮助企业获取行业相关信息，并将其行业经验和专业知识迁移到其他同行业企业[4]。在企业创新过程中，及时准确的市场信息对于管理层制定创新投资决策尤为关键。连锁股东凭借其信息优势帮助企业及时调整创新战略，有助于提升企业创新。

其次，连锁股东有助于在投资组合内部形成高凝聚力的联结，增进企业间的信任与合作，从而促进企业创新。不完全契约使得契约双方可能出现损害对方利益的“机会主义行为”。连锁股东的存在加强了同行业竞争性企业的战略合作[4]，缓解不完全契约的负面影响，促使企业间以非市场化、非正式交易等方式交换资源，降低交易成本、保障企业创新资源的供给，进而促进企业创新。

再次，创新活动是企业增加其股东价值的重要途径，公司能否实现创新并提升价值，与连锁股东的利益密切相关。连锁股东有动机通过投反对票等方式强化对管理层的监管[4]，而大股东监管可以减少关联交易和管理层自利行为，促进企业创新。此外，连锁股东为了准确评估投资企业绩效，督促投资组合内的企业采用相同或相似的会计信息处理方法，减少信息不对称[5]，从而更准确地衡量管理层的敬业程度，激励管理者从事创新活动。

二、研究设计

(一)研究样本与数据来源

选取2009—2020年沪深A股上市公司为初始研究样本，并按照以下步骤手工筛选整理：①剔除金融业样本；②剔除ST和ST*样本；③剔除截至2020年已退市的样本；④剔除数据缺失或存在异常的样本，最终得到28850个观测值。本文数据主要来源于CSMAR和CNRDS数据库，为确保数据的准确性，抽样校对了主要变量数据，同时对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。

(二)变量及其定义

1. 被解释变量:企业创新。主要采用专利申请量衡量企业创新，以专利的数量加1取自然对数表示。具体地，将创新产出变量Pat定义为“ln(1+专利申请数)”；进一步，借鉴黎文靖和郑曼妮的做法[6]，将创新产出分为实质性创新(Pati)和策略性创新(Patud)，分别定义为“ln(1+发明专利申请数)、ln(1+非发明专利申请数)”。

2. 解释变量:连锁股东。参照Chen等的做法[7]，构建连锁股东指标：(1)连锁股东数量(Coz1)，按季度计算每家企业有多少股东同时在本企业及同行业其他企业持股不低于5%，再求其年度均值后加1取对数；(2)连锁股东持股比例(Coz2)，按季度计算连锁股东的持股比例之和，再求年度均值。

3.控制变量。参考已有研究，选取以下控制变量：企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、成长性(Growth)、现金持有(Cfo)、净资产收益率(ROE)、上市年限(ListAge)、董事会规模(Broad)、独董规模(Ssize)、第一大股东所有权(Top1)、两职兼任(Dual)、产权性质(SOE)，并控制行业和年份的固定效应。

(三)模型构建

为检验连锁股东对企业创新的影响，构建了模型(1)：

Patent=α0+α1Coz+Controls+∑Industry+∑Year+ε

(1)

式中，Patent为企业创新指标，分别以Pat、Pati、Patud表示，该值越大，表示企业创新产出越多；Coz为连锁股东，分别以Coz1、Coz2表示。Controls为控制变量。Industry、Year分别为行业、年份固定效应，ɛ为误差项。为验证连锁股东影响企业创新的路径，借鉴温忠麟的中介效应模型进行检验[8]，结合模型(1)，设计模型(2)和模型(3)：

MV=φ0+φ1Coz+Controls+∑Industry+∑Year+ε

(2)

Patent=λ0+λ1Coz+λ2MV+Controls+∑Industry+∑Year+ε

(3)

其中，MV为中介变量，其余变量定义与前文一致。为检验其他因素对连锁股东与企业创新关系的影响，构建了模型(4)：

Patent=μ0+μ1Coz+μ2Coz×RV+μ3RV+Controls+∑Industry+∑Year+ε

(4)

RV为调节变量，其余变量定义与前文一致。

三、实证结果与分析

(一)描述性统计

表1为主要变量的描述性统计结果。企业创新指标Pat均值为2.060，标准差为1.807，表明各企业之间的创新产出水平差异较大。Pati、Patud的均值分别为1.468、1.584，中位数分别为1.099、1.386，说明大部分企业的实质性创新和策略性创新水平低于样本均值，即大部分样本公司的创新产出仍处于相对较低水平。

表1 主要变量的描述性统计

连锁股东指标Coz1、Coz2的均值分别为0.1、0.039，标准差分别为0.25、0.115，表明不同企业连锁股东持股情况差异较大。

(二)基准回归

模型(1)的回归结果如表2所示。可见，Coz1(Coz2)的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明一定范围内，连锁股东持股比例越大，企业创新水平越高，假设得到验证。连锁股东发挥了协同治理效应，对企业创新具有显著的促进作用。此外，连锁股东对实质性创新和策略性创新均具有显著的促进作用；相对而言，对实质性创新的促进作用更大。

表2 基准回归结果

(三)内生性检验

1.Heckman两阶段回归。主要结论可能存在一定的样本自选择偏误，即连锁股东偏好投资创新产出较多的企业。采用Hackman两阶段回归解决此问题。首先构建Probit回归模型，计算逆米尔斯比率(IMR)：

Coz3=φ0+Controlst-1+∑Industry+∑Year+ε

(5)

其中，Coz3为虚拟变量，若企业有连锁股东，则取值为1，否则为0。Controlst-1为滞后一期的控制变量，包括企业规模、资产负债率、净资产收益率、是否亏损、成长性、现金持有、第一大股东所有权、产权性质。将IMR代入模型(1)回归，结果见表3列(1)(2)，可见连锁股东的回归系数显著为正，说明在控制选择性偏差后，连锁股东与企业创新仍然存在显著的正向关系。

表3 内生性检验

2.PSM-DID检验。为缓解系统性偏差可能对结果造成的影响，采用PSM-DID方法进行控制。首先，将存在连锁股东的样本设置为处理组，其他样本则为控制组，采用1:1最近邻匹配法进行匹配，匹配变量包括：企业规模、资产负债率、成长性、企业年龄、净资产收益率、董事会规模、独立董事规模、两职合一、第一大股东持股比例。对比图1和图2可见，匹配后两组样本重合度更高，具有较好的匹配效果。匹配后，代入模型(6)进行检验。

Pat=β0+β1Treat×Post+Controls+∑Industry+∑Year+ε

(6)

其中，Treat为存在连锁股东的虚拟变量，如果上市公司有连锁股东，取值为1，否则为0；Post为存在连锁股东及以后年度，赋值为1，否则为0。回归结果见表3的列(3)(4)。其中，第(3)列仅控制行业和年份固定效应，第(4)列增加了公司治理和公司特征方面的控制变量。结果显示，交乘项Treat×Post与企业创新的回归系数显著为正。由于实验组和对照组在每个可观测的维度上都类似，因此，企业创新的增加可以被归结为连锁股东持股所带来。

图1 匹配前的核密度图

图2 匹配后的核密度图

3.工具变量法。以滞后一期的连锁股东数量和持股比例作为工具变量，采用两阶段最小二乘法重新回归，以缓解可能存在的遗漏变量问题。表3第(5)(6)列为第二阶段回归结果，显示Coz1(Coz2)的系数仍然显著为正，说明在克服遗漏变量和反向因果问题后，结论依然成立。

4.安慰剂检验。参照已有研究，为样本企业随机分配连锁股东指标，再对模型(1)重新回归。如果回归系数依然显著，则表明结论可能是未观测因素所导致。结果如表3列(7)(8)所示，连锁股东系数不显著，表示连锁股东对企业创新有显著的促进作用，而非其他“噪音”所致，再次验证结论。

(四)稳健性检验

为检验前文结论的可靠性，进一步做如下稳健性检验：(1)控制行业时间趋势。参考潘越等人的做法[9]，在基准模型中加入行业与年份的交乘项。(2)替换Tobit模型重新回归。(3)剔除缺失专利值样本。(4)增加控制变量。在基准回归模型中加入行业竞争赫芬达尔指数和分析师跟踪人数作为控制变量。上述稳健性检验结果与前述一致，限于篇幅上述结果未列示。

四、连锁股东影响企业创新的异质性

(一)非同行业连锁股东与企业创新

由于非同行业企业之间的技术路线差异较大，连锁股东提供的信息相关性较小，不利于其自身信息优势的发挥。那么，非同行业连锁股东可能对企业创新作用较小。基于此，笔者重新手工整理了非同行业连锁股东的数据，回归结果见表4 Panel A(1)(2)列所示。非同行业连锁股东的回归系数不显著，说明非同行业连锁股东对企业创新无显著影响。

(二)基于退出威胁视角的分析

大量研究证实了退出威胁在资本市场的治理作用，能够显著促进企业创新[10]。连锁股东掌握更多专有信息，能及时发现“坏决策”，并以转让股权作为威胁手段，防止管理层做出逆向选择，进而促进创新。为此，借鉴Dou等的研究[11]，以股票日均换手率和连锁股东竞争程度的交互项作为退出威胁(WT)的代理指标。连锁股东竞争程度为各单个连锁股东的持股比例与所有连锁股东持股比例总和比值的平方和。表4 Panel A列(3)(4)的结果显示，WT的回归系数显著为正，表明退出威胁能够促进企业创新。

(三)行业性质、连锁股东与企业创新

为验证行业性质对连锁股东与企业创新关系的影响，将调节变量设定为Hitech，若样本属于高新企业，取值为1，否则为0。回归结果见表4 Panel B(1)(2)列。交互项Coz×Hitech的回归系数显著为正，说明连锁股东对企业创新的促进作用在高新技术行业更显著。

表4 连锁股东影响企业创新的异质性

(四)市场竞争、连锁股东与企业创新

为验证市场竞争程度对连锁股东与企业创新关系的异质性影响，将调节变量设定为DEPCM。首先，借鉴吴昊旻等人的做法[12]，以企业层面的折旧及息税前利润除以销售额的比值减去行业均值衡量企业竞争水平。其次，按照该数值的行业中位数划分为两组，得到哑变量DEPCM，若小于行业中位数时定义为1，其他为0，则取值为1时，市场竞争较大。回归结果见表4 Panel B第(3)(4)列。交互项Coz×DEPCM的回归系数显著为正，说明在市场竞争更为激烈的企业中，连锁股东对企业创新的促进作用更大。

五、连锁股东影响企业创新的作用路径

委派董事是连锁股东参与公司治理的有效途径，有助于其直接参与企业创新投资决策。连锁股东促进企业创新可能通过委派董事这一路径实现。借鉴已有研究[9]，以连锁股东委派董事的比例衡量高层治理(CozDir)，具体指标根据CSMAR数据库手工搜集整理。回归结果如表5第(1)—(4)列所示，其中，Coz1对CozDir的回归系数显著为正，说明连锁股东越多，董事会中由连锁股东委派的董事越多。(2)(3)(4)的回归结果显示，Coz1的回归系数明显下降，且具有统计显著性，CozDir的回归系数显著为正，证明委派董事在连锁股东对企业创新的影响中起到了部分中介作用。以上结果说明，连锁股东通过向董事会委派董事，积极参与公司的经营活动，强化对其他高管的监督，推动企业创新。

表5 连锁股东影响企业创新的作用路径

企业技术创新是一个投入—产出过程，创新投入是创新产出的基础，前者显然会影响后者，尽管创新过程存在风险，但总体上创新投入更多，企业就能有更多的机会获得创新产出。连锁股东促进企业创新产出可能通过增加研发投入这一路径实现。创新投入(RD)定义为“(研发支出/总资产)×100”，代入中介效应模型进行回归。第(5)列的回归结果显示，Coz1的回归系数显著为正，说明连锁股东的存在增加了企业的创新投入。第(6)(7)(8)列显示，同时将Coz1与RD加入回归模型，Coz1的回归系数明显下降，中介变量RD的回归系数显著为正，表明创新投入在连锁股东对企业创新的影响中起到了部分中介作用，即连锁股东能通过增加企业的创新投入，增加企业的创新产出。

六、结论与建议

连锁股东在公司治理中发挥着重要作用，学术界对其治理效应的争论也较为激烈。上文以沪深A股上市公司为样本，考察连锁股东对企业创新的影响，结果发现，连锁股东显著提升了企业创新，验证了协同治理效应。进一步地，退出威胁放大了连锁股东的创新激励效应；此外，连锁股东促进企业创新的作用在高新技术行业和市场竞争激烈的企业中更显著；相比而言，非同行业连锁股东对企业创新无显著影响。作用路径方面，连锁股东通过委派董事参与公司治理和提高创新意愿两个渠道促进企业创新。

基于以上结果，提出以下建议：第一，连锁股东应积极发挥协同治理效应促进企业创新，而非通过合谋舞弊攫取短期超额收益。有研究表明，连锁股东增加了行业内企业合谋舞弊，导致管理层懈怠，损害企业价值，引致市场垄断。企业联盟虽可能帮助投资者获取短期超额利润，但长期来看，将导致企业因创新不足、竞争能力弱而落后于其他企业。相较于合谋舞弊，连锁股东更应探寻建立企业长期竞争优势的有效机制，优化公司治理，推动企业创新，进而提高综合竞争力。第二，连锁股东应合理利用管理工具，维护自身合法权益。连锁股东在反对投票无效时，可尝试利用“退出威胁”影响管理层决策，防止高管懈怠。同时，对于高新技术行业和竞争激烈的企业，连锁股东更应发挥创新激励效应，通过有效监督手段，积极参与高层治理，提高决策效率，提升企业创新能力。第三，企业应充分认识到连锁股东在公司治理方面的作用，合理优化股权结构。连锁股东具有信息和管理方面的优势，通过委派董事和提高创新意愿的途径，促进企业创新。企业可适当引入连锁股东，提升其数量和持股比例，发挥公司“另一种声音”的治理作用，优化投资决策。此外，决策部门还应完善投资者保护机制，营造良好的投资环境，促进资本市场健康发展。