陈培友，杨贝贝，高太光

（黑龙江科技大学 管理学院，黑龙江 哈尔滨 150028）

一、引 言

如何提升企业绩效一直备受实务界与学术界广泛关注。企业绩效会受到如技术创新［1］、战略差异与商业模式［2］、市场竞争程度［3］等多方面影响。由于我国资本市场的特殊性使得两类代理问题并存于公司治理体系中，近年来公司治理状况与企业绩效之间关系日渐受到广泛关注。已有研究涉及股东多样性［4］、高管团队内薪酬差距［5］、独立董事［6］等方面，非控股大股东参与公司治理能否提升企业绩效值得思考。

大股东作为上市公司重要组成部分，与公司治理密不可分。大股东尤其是控股股东，因其相对于中小股东的天然优势，损害其他股东利益的事件层出不穷，从侧面反映出监事会、独立董事等传统治理机制作用有限。因此，鼓励非控股大股东参与企业决策的呼声越来越强，2015年上海证监会上线新的股东大会网络投票系统，进一步为非控股股东参与企业决策提供便利。2020年中国A股上市公司中有76.49%的公司除了控股股东外还存在持股超过5%的非控股大股东。

大量研究表明，非控股股东主要通过“用手投票”和“用脚投票”参与公司治理，“用手投票”即对公司事务进行投票和提出议案维护股东合法权益，“用手投票”不能发挥作用时，采取减持退出的方式，即“用脚投票”。国内外学者围绕退出威胁展开研究，表明非控股大股东出于财富敏感性或者战略性投资目的，比小股东更有动机了解企业内部情况、获取内部信息。因此，外部证券市场有理由认为非控股大股东的退出释放出负面信息，进而导致企业股价下跌，为避免自身利益受损，控股股东或管理层倾向于迎合非控股大股东［7-9］。这就使非控股股东参与公司治理的路径变为“监督（用手投票）→退出威胁（用嘴威胁）→退出（用脚投票）”。非控股大股东在现实经济生活中对退出威胁的治理路径已有较多实践，但学术界对非控股大股东退出威胁治理作用的研究仍与实践存在脱节，已有研究多涉及企业创新［10］、盈余管理［7］、财务报告质量［11］等方面，但现有文献鲜有讨论非控股大股东退出威胁对企业绩效的影响。

鉴于此，本文以2009—2020年我国沪深A股上市公司样本为研究对象，实证检验非控股大股东退出威胁对企业绩效的影响机理，同时考察退出可信度差异、战略差异与市场竞争差异等情况下退出威胁发挥的治理效应。本文边际贡献主要表现在以下三个方面：①丰富企业绩效影响因素研究；②拓展对退出威胁的研究，验证非控股大股东退出威胁对企业绩效的积极作用，是对芝加哥学派“股东积极主义”观点的延伸；③我国学者姜付秀等（2015）［12］在探讨退出威胁对控股股东私利行为影响机理的同时，指出退出威胁对企业绩效有积极作用，本文独立探讨非控股大股东退出威胁是否会提升企业绩效，并进一步侧重讨论退出可信度、战略差异与市场竞争对两者关系的影响和两类代理成本的影响路径，这对深入了解退出威胁治理效应的内在机制具有积极意义。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾与评述

近年来，非控股大股东参与公司治理受到学术界广泛关注。公司治理主要是为解决现代企业制度下所有权与控制权分离所导致的代理问题［13］，目前研究较为广泛的非控股大股东参与公司治理的两种方式是发声机制（“用手投票”）和退出机制（“用脚投票”），公司治理过程中往往离不开股东间各方面博弈。因此，融合心理博弈的退出威胁治理方式成为大股东治理的新兴研究视角，并且受到国内外学者密切关注［8-9，12，14-17］。退出威胁介于“用手投票”和“用脚投票”之间，当发声机制无效时，非控股大股东通过释放抛售股票信号来威胁管理层进而影响企业经营决策，实现自身的利益目的。在此基础上，Edmans（2009）［16］、Admati和Pfleiderer（2009）［14］、Edmans和Manso（2011）［17］等从国外企业普遍存在的第一类代理问题入手，证实非控股大股东退出威胁可以有效缓解管理层机会主义行为，减少第一类代理问题发生。同时国内学者姜付秀（2015）［12］与陈克兢（2019）［7］还发现非控股大股东退出威胁对缓解国内企业普遍存在的第二类代理问题同样有效，进一步，学者们将退出威胁与公司分红行为［18］、盈余管理［19］、财务报告质量［11］、技术创新［10］等相联系，发现退出威胁仍可以很好发挥治理作用。

随着公司治理在实务界越来越受重视，已有部分学者将公司治理与企业绩效相联系。丁雪辰和柳卸林（2021）［21］认为股东多样性可以提升企业研发投入和绩效水平；曲亮等（2014）［6］研究独立董事制度，发现独立董事数量对民营企业绩效影响力大于国有企业；还有李倩与焦豪（2021）［5］发现随着高管团队内薪酬差距增大，企业绩效会先增加后降低。尽管部分学者开始关注公司治理与企业绩效关系，但对于“退出威胁”治理作用关注不足，而且由于退出威胁的“隐秘性”使得对于退出威胁观察较为困难，导致学术界研究成果较少。近年来，Hope等（2017）［9］、Dou等（2018）［8］、姜付秀等（2015）［12］、余怒涛等（2021）［20］和陈克兢等［7，10，19］的研究证实了退出威胁的治理效应，为进一步研究公司治理提供了新思路。公司治理与企业绩效密切相关，退出威胁可以有效抑制企业代理问题，促进企业创新，理论上也可以提升企业绩效，但鲜有文献研究退出威胁与企业绩效间的因果关系，本研究将为企业提供有益的参考。

（二）理论分析与研究假设

首先，根据委托代理理论和信息监督机制，本文认为非控股大股东在促进企业提升绩效方面有较强动机。控股股东与管理层掌握着企业生产经营决策，按照“理性经济人”假设，他们会在经营决策过程中最大化自身利益，产生的代理问题会影响企业绩效；同时非控股大股东相对于控股股东和管理层来说处于信息劣势，为保障自身合法权益，非控股大股东有进一步了解公司内部状况的动机。非控股大股东持股价值较大，企业绩效提升有助于自身增加收益［22］，因此参与公司治理的积极性高。其中，战略型非控股大股东持股具有长期性，企业绩效的提升有助于稳固双方战略地位；非战略型非控股大股东持股最终目的是在股票升值后通过转让获得收益［10］，企业绩效的提升有助于提高企业估值，也有助于非控股大股东获得超额收益，因而企业绩效对于非控股大股东而言十分重要。还有研究指出，非控股大股东退出威胁可以提高财务报告质量［8，11］、减少盈余管理现象发生［19］，这可以让企业信息变得更加透明，便于非控股大股东参与公司治理。基于此，非控股大股东出于自身战略与投资收益的需要有动机推动企业提升绩效。

其次，从影响机理角度看，本文认为非控股大股东退出威胁在一定程度上可通过缓解两类代理成本，提升企业绩效。①以股东与管理层之间利益冲突为主的第一类代理问题。管理层利用自身信息优势通过薪酬设计、适时减持谋取利益，不利于企业发展；股权分散使得中小股东也通过“搭便车”而怠于监督管理层，这些均会增加企业的第一类代理成本。好的公司治理状况有助于改善企业经营状况提升绩效［22］，持股份额较多的非控股大股东通过参与公司治理从绩效提升中获取收益的同时能弥补监督成本，增强非控股大股东促进企业提升绩效方面的动机。②以控股股东与其他股东之间利益冲突为主的第二类代理问题。控股股东在其控制权优势下通过“掏空”行为侵占非控股大股东利益会增加企业第二类代理成本。非控股大股东为维护自身利益参与公司治理，其通过释放退出信号引起非知情投资者负面解读，导致股价下跌。股价下跌一方面增加企业股权质押融资风险；另一方面由于控股股东持股比例较大，直接导致控股股东持股市值缩水。控股股东为维护自身利益，在非控股大股东退出威胁下，会减少私利行为，增强企业发展能力，进而促进企业绩效提升。

基于此，本文提出研究假设：非控股大股东退出威胁可以有效促进企业绩效提升。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

退出威胁的衡量与股票流动性关系密不可分，已有研究表明，融资融券制度实施后，证券市场股票流动性得以提升［24］，同时为保证会计准则统一性，以2009—2020年剔除金融行业公司后全部A股上市企业为初始研究样本，按照实际研究需要与现有研究惯例，进一步对数据做以下处理：删除被ST/PT以及数据缺失的公司样本，删除财务数据异常公司，数据常规处理后，以CSMAR数据库中前十大股东持股比例为基础，根据本文非控股大股东定义保留非控股大股东样本，并通过年报进行手工补充整理，最终得到26 570个公司年度观测样本。其他所涉及数据均选取自CSMAR数据库。为消除极端值，对主要连续变量在1%水平上进行Winsorize缩尾处理。

（二）非控股大股东的界定

现有文献对大股东主要有两种界定方法，Levine（2008）［25］、姜付秀等（2015）［12］以持股10%作为界定大股东标准。Bharath等（2013）［15］、陈克兢等（2021）［10］以持股5%为界定标准。持有公司5%以上股份的股东，因其持股份额较大，更有财富动机了解企业整体运转状况，因而其退出会产生威胁作用。证监会公告〔2017〕9号《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》中将持股5%作为临界点，2020年实施的新《证券法》第四十四条也对持有公司5%以上股份的股东有特殊要求，因此，本文大股东是指持股5%以上的大股东。此外，本文主要研究非控股大股东，为此将样本中第一大股东或者控股股东剔除，且对一致行动人进行合并处理，保留研究的非控股大股东样本。如果非控股大股东持股比例超过10%，其有动机派出董事或高管参与公司经营与治理，因此在进行稳健性检验时，将持股10%作为临界点进一步回归。

（三）变量选择与定义

1.被解释变量

企业绩效（Tbqd）。学术界对企业绩效有着丰富的理论研究成果，大多数文献采用财务指标或市场指标衡量企业绩效，包括托宾Q值、每股收益、总资产净利润率等。李倩和焦豪（2021）［5］认为托宾Q值在评估企业绩效时综合考虑企业市场指数与财务数据间关系，将企业投资支出与股票价格相联系，可更准确地反映企业绩效变动情况和更好地预测企业未来发展潜力。鉴于本文研究涉及股东对企业绩效影响，借鉴李倩和焦豪（2012）［5］的研究，选取托宾Q值（Tbqd）作为衡量企业绩效指标，具体计算方式为：托宾Q=企业市值/（资产总计-无形资产净额-商誉净额）。

为增强研究结果稳健性，进一步借鉴张峰等（2021）［26］的研究，同时选取总资产净利润率（Roattm）、净资产收益率（Naro）、资产报酬率（Assetre）与总资产增长率（Tage）作为企业绩效的替代测量进行稳健性检验。

2.解释变量

非控股大股东退出威胁（Ethreat）。学术界对退出威胁有三种计量方式：①以姜付秀等（2015）［12］为代表的学者视企业是否完成股权分置改革为是否存在退出威胁的临界点，如果完成股权分置改革，退出威胁赋值为1，否则为0，我国在2007年基本完成股权分置改革，按照姜付秀等（2015）的计量方式，容易忽略分置改革后股票流动性对非控股大股东退出威胁的影响；②Hope等（2017）［9］采取的方法，是当企业股权分置改革前存在持股超过3%非管理层大股东时，退出威胁赋值为1，会忽视股权分置改革后股东的变动情况；③Dou等（2018）［8］、陈克兢（2019）［7］考虑影响退出威胁的相关因素中的股票流动性与大股东竞争程度，认为高股票流动性与大股东高竞争程度直接导致高退出威胁度。这种方法充分考虑股权分置改革后股票流动性和股东持股比例变动对退出威胁的影响机理，因此本文借鉴Dou等（2018）［8］、陈克兢（2019）［7］的方法，用股票流动性（Mobility）和非控股大股东竞争程度（Competition）相乘衡量非控股大股东退出威胁程度，股票流动性采用流通股日均股票换手率衡量。公式（1）计算非控股大股东退出威胁，公式（2）为大股东竞争程度计算方法。

其中：Competitionit为第i企业第t年非控股大股东竞争程度；Sharek，i，t为第i企业第t年中第k个非控股大股东持股比例；Blockit为第i企业第t年中所有大股东持股比例之和。Competitionit越大表示非控股大股东竞争度越高。

3.控制变量

通过研究变量间相关关系并参考陈克兢等（2021）［10］的研究，选取以下控制变量：产权性质（Own）、企业规模（Size）、成长性（Opregt）、偿债能力（Adebt）、现金持有水平（Cash）、流动性（Fluidity）、企业年龄（Age）、独立董事规模（Indirector）、监事会规模（Visitor）、董事会规模（Board）、股权集中度（Top_1）、两职兼任（Duality）等，同时控制行业与公司个体固定效应。具体变量见表1所列。

表1 变量定义与描述

（四）模型设计

为分析非控股大股东退出威胁对企业绩效影响，构建如下检验模型：

其中：Tbqdit表示企业经营绩效；Ethreatit表示非控股大股东退出威胁；Controls表示所有控制变量；ε表示随机误差项；α0为常数项；α1为待估变量回归系数；i表示企业；t表示年份。若Ethreat系数α1显著为正，则假设为真。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计与相关性分析

主要变量的描述性统计结果见表2所列。从表2可知，企业绩效（Tbqd）平均值为2.78，最大值为12.69，最小值为0.89。说明上市公司绩效差异较大，这与李倩和焦豪（2021）［5］的发现基本相同，非控股大股东退出威胁（Ethreat）平均值为0.180，最小值为0，最大值为1.46，说明我国上市公司股权仍较为集中，这从第一大股东持股比例Top_1平均值为0.35，最大值为0.75也可以看出，并且不同企业非控股大股东退出威胁差异较大。

表2 描述性统计结果

各主要变量的相关性系数见表3所列。可以看出，企业绩效（Tbqd）和非控股大股东退出威胁（Ethreat）在1%水平上显著正相关，初步说明非控股大股东退出威胁会提升企业绩效。同时，企业绩效与其他大部分变量相关系数均在1%水平上显著。各控制变量间相关系数绝对值基本小于0.3，说明所选择变量间相关性较弱，可进行回归检验。

表3 相关性分析

（二）非控股大股东退出威胁与企业绩效

首先检验非控股大股东退出威胁是否会提升企业绩效水平，同时，考虑绩效提升具有滞后性，对T+1期与T+2期企业绩效进行回归检验。

从表4所列T期回归结果中可知，非控股大股东退出威胁与企业绩效（Tbqd）在1%水平上显著正相关，回归系数为1.385，说明非控股大股东退出威胁高可提升企业绩效，假设得到验证。考虑到非控股大股东退出威胁影响企业绩效可能存在滞后效应，借鉴江轩宇等［27］的做法，分别以未来1年与2年托宾Q值作为被解释变量重新进行回归。从表4回归结果可知，非控股大股东退出威胁（Ethreat）与T+1期与T+2期企业绩效均为正相关，T+1期在1%的水平上正显著，T+2期正相关但不显著。综上，退出威胁对企业绩效有着积极作用，即非控股大股东退出威胁能够提升企业绩效。

表4 非控股大股东退出威胁与企业绩效回归结果

（三）稳健性检验

1.更换被解释变量衡量方法

借鉴张峰等（2021）［26］的研究，同时选取总资产净利润率（Roattm）、净资产收益率（Naro）、资产报酬率（Assetre）与总资产增长率（Tage）作为企业绩效替代测量进行稳健性检验。检验结果见表5所列，可以看出，四个非控股大股东退出威胁系数均显著正相关，假设进一步得到验证。

表5 更换被解释变量衡量方法回归结果

2.删除截尾样本

在计算退出威胁样本中，一些样本退出威胁（Ethreat）值为0，可能存在一定的截尾问题，从描述性统计可知共有10 162个年度观测样本非控股大股东退出威胁（Ethreat）为0，为避免对回归结果产生影响，参考陈克兢（2019）［7］的做法，将截尾样本删除重新进行检验，检验结果见表6所列。可以看出，非控股大股东退出威胁系数仍在1%的水平上显著正相关，通过稳健性检验。

表6 删除截尾样本与更换解释变量衡量方法回归结果

3.更换解释变量衡量方法

非控股大股东退出威胁计量涉及多个层面，为此，首先，以持股10%为临界值重新定义非控股大股东，Levine［25］、姜付秀等［12］便是以持股10%界定大股东，用新定义的大股东样本重新计算非控股大股东退出威胁，然后进行回归检验，检验结果见表6更换解释变量衡量方法列（1）所示。其次，本文用股票流动性和非控股大股东竞争程度交乘项来衡量非控股大股东退出威胁程度，因此借鉴Edmans与Holderness（2017）［28］的研究，以非控股大股东数量作为非控股大股东竞争程度的代理变量，同时，用Amihud（2002）［4］指标来衡量股票流动性，计量出新的非控股大股东退出威胁进行回归检验，结果见表6更换解释变量衡量方法列（2）所示。从表中可看出，无论是以10%为临界值重新定义大股东，还是更换退出威胁计算方法，非控股大股东退出威胁系数均在1%水平上显著正相关，通过稳健性检验。

（四）内生性检验

1.倾向得分匹配法（PSM）

非控股大股东退出威胁程度会随时间发生变化，研究样本中有些企业退出威胁程度由“有”变成“无”，有的则从“无”变成“有”，观测样本的质变可以更好解释退出威胁对企业绩效的影响。根据前文研究结果，当观测样本从“无退出威胁”到“有退出威胁”时，企业绩效会显著提升，当观测样本从“有退出威胁”到“无退出威胁”时，企业绩效会被抑制。因此，采用倾向得分匹配法（核匹配）重新构建样本检验非控股大股东退出威胁对企业绩效的影响。具体匹配变量为产权性质（Own）、企业规模（Size）、成长性（Opregt）、偿债能力（Adebt）、现金持有（Cash）、流动性（Fluidity）、企业年龄（Age）、独立董事规模（Indirector）、监事会规模（Visitor）、董事会规模（Board）、股权集中度（Top_1）、两职兼任（Duality），并构建如下检验模型：

其中：Tbqd_wy为企业绩效哑变量，当观测年度企业绩效大于当年行业均值时赋值为1，否则为0；Ethreat_wy为非控股大股东退出威胁哑变量，当观测年度企业存在非控股大股东退出威胁时，赋值为1，否则为0；Controls为匹配变量。检验结果见表7所列。

表7 内生性检验结果

续表7

从表7可看出，非控股大股东退出威胁哑变量Ethreat_wy与企业绩效哑变量Tbqb_wy回归系数在1%水平上显著为正，仍支持本文假设。

2.Change模型

采用Change模型解决可能存在遗漏变量问题，对解释变量和被解释变量进行一阶差分处理，之后检验解释变量变动值对被解释变量变动值的影响，建立以下模型：

其中，ΔTbqd为企业绩效变动值，ΔEthreat为非控股大股东退出威胁变动值。Change模型检验结果见表7所列，一阶差分后非控股大股东退出威胁对企业绩效系数为1.495，在5%水平上显著为正，支持前文结论。

五、不同战略与退出可信度下退出威胁的治理效应

（一）区分战略差异度与市场竞争度的影响

战略是企业为实现可持续价值创造而选择的发展模式，战略模式选择是决策层综合考虑股东、债权人及利益相关者的影响以及企业其他各方面的基本性，从全局出发所提出的长远决策［29］，因此，企业战略可以体现出企业经营管理状况。已有研究表明战略差异可以提升企业绩效，当企业选择与行业趋同的战略时，获得的绩效是行业平均水平；企业战略偏离行业较大时经营绩效会高于行业平均水平［30］。本文认为在战略差异度越大时非控股大股东可以发挥更好的治理效应，具体检验如模型（6）。企业战略往往与市场竞争程度相联系，市场竞争是一种外部治理机制，可以在一定程度上减少代理问题，增强信息透明度，并对企业战略决策产生影响。面临激烈的市场竞争会使企业寻求突破，不断提升自身实力，高产品竞争力可以改善企业绩效［26］。因而，本文认为，市场竞争更激烈时，非控股大股东退出威胁的治理效果也更好，具体检验如模型（7）。

其中，Strat为企业战略差异度，Mar为市场竞争度。

1.战略差异度的影响

为验证非控股大股东退出威胁是否在战略差异度大时更加有效，用战略差异度连续变量（Strat）进行检验，战略差异度指标主要借鉴Geletkanycz等［31］、Tang等［32］、何熙琼和尹长萍［29］等的度量方法。首先，计算出企业六个战略维度，见表8所列，六个指标分别从六个侧面度量企业战略，综合起来能够较为全面反映企业总体战略。其次，将每个观测年度内该企业子战略维度指标分别减去该指标行业平均值，并除以该子战略维度标准差进行标准化，接着取绝对值。最后，对标准化后的子战略维度相加取平均值，得到战略差异度指标。该指标越大，表明企业偏离同年度同行业的战略差异越大。检验结果见表9列（1）所示。从表中可看出，企业战略差异与退出威胁交乘项（Ethreat×Strat）的系数在1%的水平上显著为正，说明在企业战略差异度较大时，非控股大股东退出威胁能发挥更大作用，进而提升企业绩效。

表8 六个战略维度

表9 调节效应检验结果

续表9

2.市场竞争度的影响

为验证非控股大股东退出威胁是否在市场竞争激烈时更加有效，首先用市场竞争度连续变量（Mar）进行检验，该指标主要度量行业层面的产品市场竞争力，并借鉴李慧云等（2020）［33］的研究成果，采用较为容易获得的赫芬达尔指数（HHI）度量行业竞争强度。该指标通过融合行业绝对集中度与相对集中度指标，可以准确衡量行业市场竞争强度，指标数值越大，竞争程度越低。因此，借鉴李慧云等（2020）［33］的处理方式，取HHI指数的相反数，此时，值越大，代表产品市场竞争越激烈。然后构建高市场竞争度哑变量（H_mar），若市场竞争度高于中位数，H_mar赋值为1，否则为0。表9列（2）为市场竞争连续变量回归结果，列（3）为市场度竞争哑变量回归结果。从表中可看出，检验的关键变量退出威胁与市场竞争度连续变量的交乘项（Ethreat×Mar）和退出威胁与高市场竞争度哑变量的交乘项（Ethreat×H_mar）均在1%水平上显著为正，说明在市场竞争更加激烈时，非控股大股东退出威胁作用更大。

（二）区分退出可信性的影响

非控股大股东退出威胁的治理效果不仅受战略差异度与市场竞争度影响，也可能取决于退出可信性差异，非控股大股东在参与公司治理时，除受到自身持股比例影响外，还会受到与控股股东持股比例差的影响。当非控股大股东持股比例之和与控股股东持股比例相差较大时，会降低非控股大股东参与公司治理的积极性，较低的持股比例也为退出提供便利，从而增强退出可信性。可信的退出威胁使得管理层和控股股东不得不考虑非控股大股东的诉求，以防止非控股大股东的退出行为真实发生［14］。因此，可信的非控股大股东退出威胁能够在公司治理中间接发挥有效的作用［7，12，15］。

余怒涛等（2021）［11］认为大股东持股比例之和相对于控股股东越少，即持股差越大，其参与公司治理的倾向就越小，退出可能性就越大。为检验非控股大股东退出可信性对退出威胁的影响，借鉴余怒涛等（2021）［11］的方法，用非控股大股东与控股股东的持股比例差（Cred）衡量非控股大股东退出可信性，持股差越大，退出可信性就越大。然后按持股比例差的中位数，构建高持股差哑变量（H_cred），如果样本持股差大于中位数，属于高持股差，H_cred赋值为1，否则赋值为0，以此进一步检验退出可信性的影响。具体检验如模型（8）。

表9列（4）为退出可信性连续变量回归结果，列（5）为退出可信性哑变量回归结果。从表中可看出检验的关键变量退出威胁与退出可信性连续变量交乘项（Ethreat×Cred）和退出威胁与高持股差哑变量交乘项（Ethreat×H_Cred）在1%水平上显著为正，说明在控股股东持股一定情况下，非控股大股东持股比例之和相对于控股股东更少，即在退出可信度更高时，非控股大股东退出威胁更大，更能有效地提升企业绩效。

六、影响机理分析

代理问题存在会严重影响企业的可持续健康发展，由前文分析可知，过高的代理成本会抑制企业绩效增长，非控股大股东退出威胁可以通过缓解两类代理问题进而提升企业绩效。为检验这一中介机制是否成立，在模型（3）基础上建立模型（9）和（10）用来检验第一类代理成本的作用路径，建立模型（11）和（12）用来检验第二类代理成本的作用路径：

其中，AC1表示企业第一类代理成本，借鉴陈克兢（2019）［7］和Ang等（2000）［23］的做法，采用经营费用率测算第一类代理成本，值越大表明股东与管理层之间代理成本越高；AC2表示企业第二类代理成本，借鉴陈克兢（2019）［7］和姜国华等（2005）［34］的研究，第二类代理成本测量方式为其他应收款/总资产，值越大表明第二类代理成本越高。模型（9）用来检验非控股大股东退出威胁对第一类代理成本的影响；模型（10）在控制第一类代理成本基础上，检验非控股大股东退出威胁对企业绩效的影响；模型（11）用来检验非控股大股东退出威胁对第二类代理成本的影响；模型（12）在控制第二类代理成本基础上，检验非控股大股东退出威胁对企业绩效的影响。

两类代理成本的中介效应检验结果见表10所列。从表10中第一类代理成本两列检验结果可看出，退出威胁对第一类代理成本系数为-0.008，在1%水平上显著负相关，说明非控股大股东退出威胁会抑制企业第一类代理成本；控制第一类代理成本影响后，退出威胁对企业绩效系数为1.367，在1%水平上显著正相关，且第一类代理成本对企业绩效的系数在1%水平上通过显著性检验，说明第一类代理成本为非控股大股东退出威胁影响企业绩效的中介机制，且为部分中介效应。从表10中第二类代理成本两列检验结果可以看出，退出威胁对第二类代理成本系数为-0.001，在1%的水平上显著负相关，说明非控股大股东退出威胁会抑制企业第二类代理成本；在控制第二类代理成本影响后，退出威胁对企业绩效系数为1.396，在1%水平上显著正相关，且第二类代理成本对企业绩效系数在1%的水平上通过显著性检验，说明第二类代理成本为非控股大股东退出威胁影响企业绩效的中介机制，且为部分中介效应。

表10 两类代理成本中介效应

续表10

七、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于委托代理公司治理理论与心理博弈理论，以2009—2020年全部A股26 570个公司年度观测样本为研究对象，重点研究非控股大股东退出威胁对企业绩效影响，并从外部与内部治理环境出发，分析不同战略差异、市场竞争差异与退出可信度差异的情况下，非控股大股东退出威胁对企业绩效影响是否一致，并分析两类代理成本对非控股大股东退出威胁影响企业绩效的中介作用，得出以下结论。

第一，非控股大股东退出威胁与企业绩效显著正相关，即非控股大股东退出威胁可以有效促进企业绩效提升，说明退出威胁越高时企业绩效越高，该结论在控制内生性问题后依然稳健，并且非控股大股东可以通过抑制两类代理成本促进绩效提升。

第二，战略差异度越大、市场竞争越激烈或者退出更加可信时，退出威胁的治理效果越好，说明此时更有利于提升企业绩效。

（二）政策建议

本研究有助于理论界与实务界进一步了解非控股大股东发挥的公司治理效应，基于上述结论，提出如下政策建议。

首先，企业应当重视非控股大股东在提升企业绩效过程中的治理作用。绩效提升要增强企业发展活力，企业应抓住混合所有制改革契机，积极引导非控股大股东参与公司治理，完善公司治理结构。首先，对于股权过于集中、没有非控股大股东的企业，应在股权结构中增加非控股大股东，进一步优化治理结构与股权结构，缓解股权过于集中而导致企业缺失活力的问题。其次，对于已存在非控大股东的企业，在进一步引导非控股大股东参与公司治理的同时还应积极接受不同声音，充分发挥非控股大股东退出威胁的治理效应。最后，非控股大股东通过退出威胁抑制两类代理成本，提升企业绩效，因此，还应重视并积极发挥退出威胁对两类代理问题的治理作用，积极缓解不同利益冲突，增强企业发展活力，促进企业绩效提升。

其次，根据退出可信度对非控股大股东与企业绩效间关系的调节作用来看，由于更加可信的退出威胁会增强非控股大股东的治理作用进而提升企业绩效，非控股大股东参与公司治理不应只是维护自身利益，还应考虑企业的长久发展，采取合适的方式提升退出可信度，更好地缓解两类代理问题，提升企业绩效。

最后，根据企业自身战略差异度与所处行业竞争程度对非控股大股东与企业绩效间关系调节作用来看，由于战略差异度越大、市场竞争越激烈，退出威胁的治理效果越好，因此企业应在激烈竞争的市场环境中，抓住发展机遇，制定合理的差异化发展战略，增强非控股大股东的治理作用，提升企业绩效。