蔡 銳,趙靜靜

(沈陽理工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,遼寧 沈陽 110168)

一、引言

基于我國上一輪國企改革紅利的邊際效果逐年遞減,以及國有企業(yè)依然存在隱形效率損失較大、代理成本較高等問題,黨的十八屆三中全會上明確提出了新一輪國有企業(yè)混合所有制改革,以增強國企發(fā)展動力,提高國企創(chuàng)新效率,改善國企治理質(zhì)量。現(xiàn)階段我國面臨著增長動力轉(zhuǎn)換難題,提高國有企業(yè)的創(chuàng)新能力成為當(dāng)前國企改革的首要目標(biāo),也是國企實施混合所有制改革的重要訴求。目前我國國有企業(yè)創(chuàng)新實踐還很不夠①,作為我國“分類推行混合所有制改革”下最適合發(fā)展混合所有制的競爭性國有企業(yè)[1],肩負著通過混改促進企業(yè)創(chuàng)新的重任。那么,競爭性國有企業(yè)如何通過混改來增強創(chuàng)新能力?

本文提出,機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改是緩解競爭性國企代理成本、促進競爭性國企創(chuàng)新的治理機制之一。自2000 年我國證監(jiān)會提出“超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者”以來,機構(gòu)投資者在資本市場強勁發(fā)展,已成為企業(yè)創(chuàng)新外部資金來源的典型代表以及混改過程中的重要投資主體。機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改有效緩解了競爭性國企的“一股獨大”、“所有者缺位”和“產(chǎn)權(quán)不清”等問題,通過積極監(jiān)督、有效制衡等方式降低競爭性國企的兩類代理成本,促進研發(fā)投入,并通過創(chuàng)新來激發(fā)企業(yè)發(fā)展內(nèi)生活力、提高企業(yè)核心競爭力,從而推動競爭性國企的高質(zhì)量發(fā)展。本文由此回答以下問題:第一,機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改為何有利于企業(yè)創(chuàng)新,考慮不同行政層級和市場化程度因素,又會產(chǎn)生何種影響差異? 第二,機構(gòu)投資者如何通過降低兩類代理成本來促進競爭性國企的創(chuàng)新投入? 第三,異質(zhì)股東參與競爭性國企混改會正向調(diào)節(jié)機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系嗎?

本文的可能貢獻在于:第一,拓展了機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新的理論研究。大量學(xué)者研究了機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新的影響[2-3],但尚未發(fā)現(xiàn)將其置于混改背景下進行研究的相關(guān)文獻。本文構(gòu)建了競爭性國企混改中“機構(gòu)投資者—代理成本—企業(yè)創(chuàng)新”這一作用路徑,對相關(guān)學(xué)術(shù)領(lǐng)域作了有益補充。第二,深化了混合所有制改革的經(jīng)濟后果研究。以往相關(guān)文獻主要從整體上研究混改對企業(yè)創(chuàng)新的影響[4-5],而本文以機構(gòu)投資者為切入點,從外部治理角度研究其參與混改來影響企業(yè)創(chuàng)新的路徑,并考慮異質(zhì)股東的調(diào)節(jié)作用,細化了混改與創(chuàng)新的研究框架。第三,具有一定的政策參考價值。本文基于“分層分類實施混合所有制改革”的時代背景,以競爭性混改國企為研究對象,并按行政層級和市場化進程進行分組研究,對進一步推進國企混改、全面深化國企改革具有一定的借鑒意義。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)機構(gòu)投資者與競爭性國有企業(yè)創(chuàng)新

目前,大量學(xué)者通過實證研究檢驗了機構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新存在正相關(guān)關(guān)系[3,6]。機構(gòu)投資者通過積極監(jiān)督并參與公司治理[7],為企業(yè)提供創(chuàng)新失敗保險、促進高創(chuàng)新經(jīng)濟體的知識溢出[8],左右董事會決議和干預(yù)管理層變動[9]等方式來促進企業(yè)創(chuàng)新;也有學(xué)者認為機構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)創(chuàng)新[2,10]。由于信息不對稱,機構(gòu)投資者很難獲得特定信息來對公司長期價值作出合理評估[11],機構(gòu)經(jīng)理人面對上級組織壓力以及業(yè)績排名渴望,更關(guān)注企業(yè)短期收益,縮減公司創(chuàng)新研發(fā)以規(guī)避風(fēng)險[12];而趙洪江等[13]采用2SLS 方法證明了機構(gòu)投資者與上市公司創(chuàng)新投入無顯著關(guān)系。

本文認為,機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。這是因為:首先,從持股動機來看,機構(gòu)投資者利用自己的信息、管理和專業(yè)優(yōu)勢扮演“積極股東”角色參與經(jīng)營管理,提升企業(yè)競爭力[14],更多地選擇“用手投票”[15],改善競爭性國企由于政治利益目標(biāo)等預(yù)算軟約束[16]導(dǎo)致的資源配置無效率問題,從而把資金配置到創(chuàng)新活動中,并為創(chuàng)新投資提供資源支持,推動企業(yè)通過創(chuàng)新來獲得經(jīng)營利潤和投資回報[17]。其次,從監(jiān)督效應(yīng)來看,機構(gòu)投資者作為利益相關(guān)者有動機去監(jiān)督董事會和管理層的決策有效性,通過強化監(jiān)督約束機制減少內(nèi)部資金侵占問題以及管理層對研發(fā)投資的操控,降低經(jīng)理人為了晉升和職業(yè)聲望提升企業(yè)短期績效的經(jīng)營行為[18],迫使經(jīng)理人通過促進企業(yè)創(chuàng)新來獲得更多收益。此外,機構(gòu)投資者的監(jiān)督可以向市場傳遞經(jīng)營者能力的正確信息,又為經(jīng)營者提供了創(chuàng)新動力。最后,從激勵機制來看,合理的創(chuàng)新激勵允許經(jīng)理人的短期失敗從而促進企業(yè)的長期創(chuàng)新收益[6]。機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改后,積極鼓勵經(jīng)理人開展創(chuàng)新活動,減輕因創(chuàng)新失敗對經(jīng)理人職業(yè)生涯產(chǎn)生的威脅,以便經(jīng)理人最大限度地發(fā)揮人力資本價值進行企業(yè)創(chuàng)新。因而,本文提出如下假設(shè):

H1:機構(gòu)投資者持股參與競爭性國企混改能顯著促進企業(yè)創(chuàng)新。

不同企業(yè)的功能定位和資源稟賦不同,對混改不能“一刀切”[19],需要針對企業(yè)特點來深化。中央與地方競爭性國企的治理機制不同,市場化進程也會對國企效率產(chǎn)生重要影響[20]。基于此,本文從行政層級和市場化進程分組研究機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新的影響差異。

考慮企業(yè)層級屬性,朱磊等[21]證明了混改對地方所屬企業(yè)的創(chuàng)新促進作用更強。而本文認為,中央競爭性國企大多關(guān)系著國家的經(jīng)濟安全,承擔(dān)著引導(dǎo)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整,實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重任,在混改時更注重引入機構(gòu)投資者等戰(zhàn)略投資者,以此發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)、改善治理結(jié)構(gòu)、促進企業(yè)創(chuàng)新。此外,隨著混改的不斷推進,央企混改數(shù)量不斷增多,因而政府對中央競爭性國企的監(jiān)督不斷加大,使得企業(yè)剩余損失減少,更有利于機構(gòu)投資者提升創(chuàng)新水平。相比之下,地方競爭性國企規(guī)模小,承擔(dān)的民生任務(wù)少,盡管數(shù)量較多,但混改進度滯后于中央競爭性國企,而且混改多以員工持股、借殼上市、合并重組等多種方式進行,機構(gòu)投資者持股較少,有限的“話語權(quán)”難以促進創(chuàng)新。因而,本文提出如下假設(shè):

H2a:相比于地方競爭性國企,機構(gòu)投資者參與中央競爭性國企混改更能促進企業(yè)創(chuàng)新。

企業(yè)創(chuàng)新與市場化進程密切相關(guān)。戴魁早等[22]指出市場化程度提高可以增強市場競爭程度,加快技術(shù)進步,清晰界定產(chǎn)權(quán),從而促進創(chuàng)新提升。魯桐等[23]進一步指出,良好的市場化環(huán)境是企業(yè)創(chuàng)新的外部推動力量。然而,有學(xué)者認為在市場化進程低的地區(qū),異質(zhì)性參股股東的相互促進作用會增強企業(yè)創(chuàng)新力[24]。本文認為,市場化進程高地區(qū)的法律制度比市場化程度低地區(qū)更為完善,投資者可以更好地得到投資保護,非國有資本進入壁壘更低,因而機構(gòu)投資者更樂于進入市場化進程高地區(qū)的競爭性國企,推動企業(yè)把創(chuàng)新融入發(fā)展基因以實現(xiàn)長期穩(wěn)定發(fā)展。更重要的是,在市場化進程高地區(qū),競爭性國企受政府干預(yù)程度小、承擔(dān)的政治風(fēng)險低,監(jiān)督約束更有效,代理人的行為更規(guī)范、代理效率更高[25],更有利于機構(gòu)投資者促進競爭性國企創(chuàng)新。因而,本文提出如下假設(shè):

H2b:相比于市場化進程低地區(qū),機構(gòu)投資者參與市場化進程高地區(qū)的競爭性國企混改更能促進企業(yè)創(chuàng)新。

(二)機構(gòu)投資者、代理成本與競爭性國有企業(yè)創(chuàng)新

代理成本是國企低效率的主要原因[26],國有產(chǎn)權(quán)企業(yè)的代理成本高于混合產(chǎn)權(quán)企業(yè),因而國企改革的突破口是如何降低代理成本[25],而由代理問題引發(fā)的公司治理機制又對創(chuàng)新有著重要影響[27]。基于此,本文從代理成本視角研究機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改對企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑。

兩權(quán)分離導(dǎo)致股東和管理層之間產(chǎn)生了代理沖突。Jensen et al.[28]認為由于股東和經(jīng)理人之間存在嚴重的信息不對稱和契約的不完全性,導(dǎo)致管理者偏離股東的利益行事,由此產(chǎn)生了第一類代理成本,包括委托人監(jiān)督成本、代理人約束(擔(dān)保)成本和剩余損失。我國競爭性國企存在所有權(quán)虛置、產(chǎn)權(quán)模糊、缺乏有效監(jiān)督等問題,而且經(jīng)理人不只是“經(jīng)濟人”,由于多通過行政任命產(chǎn)生,更具有“政治人”的特征[18],存在著由經(jīng)濟動機、政治動機同時驅(qū)動的代理行為[29],因而競爭性國企的第一類代理成本較高。

我們預(yù)期,機構(gòu)投資者通過降低第一類代理成本促進競爭性國企創(chuàng)新。這是因為:一方面,股權(quán)結(jié)構(gòu)可以有效解決經(jīng)營者的代理行為[28],機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改,不僅減少了股權(quán)分散所導(dǎo)致的小股東“搭便車”心理,降低了小股東的監(jiān)督成本,而且削弱了由“一股獨大”帶來的內(nèi)部人控制問題,制衡了管理層權(quán)力,緩解了高管超額薪酬問題[30],降低了高管薪酬契約這一委托代理成本,使競爭性國企有更多資金進行創(chuàng)新投入。另一方面,競爭性國企經(jīng)理人的薪酬獎懲主要采用行政性手段,因而經(jīng)理人一般安于守成、規(guī)避風(fēng)險、不愿創(chuàng)新。平新喬等[26]指出企業(yè)總代理成本的1/ 3 是由代理人風(fēng)險規(guī)避產(chǎn)生的,而機構(gòu)投資者會積極參與競爭性國企治理,引導(dǎo)企業(yè)建立市場化監(jiān)督與約束機制,調(diào)動管理者工作積極性,抑制經(jīng)理人各種灰色收入、過高職務(wù)消費、盲目投資和敷衍偷懶不作為等行為,規(guī)避政治風(fēng)險帶來的代理沖突[29],這在一定程度上實現(xiàn)了競爭性國企的“所有者回歸”,降低了在職消費等代理成本,減少了剩余損失,抑制了經(jīng)理人進行非效率投資對競爭性國企研發(fā)帶來的擠出效應(yīng),迫使經(jīng)理人從個人效用最大化角度開展創(chuàng)新活動。因而,本文提出如下假設(shè):

H3a:機構(gòu)投資者持股通過降低第一類代理成本促進競爭性混改國企創(chuàng)新。

在我國國有企業(yè)“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)下,中小股東持股比例較少,無法真正參與公司重大決策?？毓晒蓶|為了追求自身福利最大化,利用控制權(quán)進行資產(chǎn)轉(zhuǎn)移、關(guān)聯(lián)交易等“隧道行為”來侵害中小股東利益[31],由此產(chǎn)生了第二類代理成本[32]。股權(quán)的相對集中是第二類代理成本產(chǎn)生的前提,通過降低股權(quán)集中度,實現(xiàn)股東間的互相制衡與監(jiān)督能有效地抑制控股股東的侵占行為[33-35]。

我們預(yù)期,機構(gòu)投資者通過降低第二類代理成本促進競爭性國企創(chuàng)新。這是因為,機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改可以與國有股東形成有效制衡關(guān)系,約束控股股東利用“一股獨大”對中小股東的剝奪行為[36]。股權(quán)制衡可有效遏制控股股東通過“隧道行為”來獲取對中小股東的剝奪收益,促使大股東致力于提高創(chuàng)新實現(xiàn)公司長遠發(fā)展從而獲取正當(dāng)分紅;股權(quán)制衡還可降低競爭性國企進行創(chuàng)新產(chǎn)生的合同成本和代理成本,使其在研發(fā)投入上更占優(yōu)勢[37]。因而,本文提出如下假設(shè):

H3b:機構(gòu)投資者持股通過降低第二類代理成本促進競爭性混改國企創(chuàng)新。

(三)異質(zhì)股東對競爭性國有企業(yè)創(chuàng)新的影響

本文的異質(zhì)股東是指除機構(gòu)投資者以外的所有非國有股東,包括民營、外資和自然人股東三類。不同的非國有股權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用有所不同[4],那么異質(zhì)股東整體持股是否會增強機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用?

我們預(yù)期,異質(zhì)股東持股使機構(gòu)投資者持股對競爭性國企的創(chuàng)新促進作用更強。這是因為:一是異質(zhì)股東參與競爭性國企混改可以利用信息共享減少企業(yè)研發(fā)不確定性和風(fēng)險,還可以發(fā)揮異質(zhì)股東間的優(yōu)勢互補性,使機構(gòu)投資者將民營股東的創(chuàng)新、冒險等企業(yè)家精神、外資股東的技術(shù)優(yōu)勢、經(jīng)營管理效率以及自然人股東的工作積極性等資源進行整合,從而降低研發(fā)成本。二是異質(zhì)股東的參與形成了對控股股東的權(quán)力制衡和“內(nèi)部人控制”的監(jiān)督,降低了股東間的代理成本和機構(gòu)投資者參與公司經(jīng)營管理所需成本,增加了機構(gòu)投資者監(jiān)督管理層的積極性,促使管理層更關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新為自身帶來的收益。三是異質(zhì)股東參與混改提高了非國有資本占比,抑制了政府對競爭性國企的干預(yù)行為,大大減輕了企業(yè)政策性負擔(dān)[16],使競爭性國企將更多資本投入到創(chuàng)新活動中,還可以發(fā)揮不同資本的協(xié)同效應(yīng),一定程度上改變董事會結(jié)構(gòu)、改善大股東“一言堂”現(xiàn)象,提高董事會決策科學(xué)化和民主化[38],從而誘導(dǎo)企業(yè)家產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為。因而,本文提出如下假設(shè):

H4:異質(zhì)股東持股正向調(diào)節(jié)機構(gòu)投資者持股與競爭性混改國企創(chuàng)新之間的關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2016 年滬深A(yù) 股上市的競爭性混改國企為樣本,使用Stata 15.0 軟件進行數(shù)據(jù)處理,數(shù)據(jù)期間為2014—2019 年。借鑒黃群慧等[39]的研究,本文選用制造業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、農(nóng)林牧漁業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)的國有企業(yè)作為競爭性國有企業(yè)。參考相關(guān)學(xué)者[40-41]對混合所有制企業(yè)的定義,本文將前五大股東中同時含有國有和非國有股東的競爭性國企界定為競爭性混合所有制國有企業(yè)。

本文剔除了機構(gòu)投資者持股為0、數(shù)據(jù)期間企業(yè)創(chuàng)新為0、ST 和?ST 類樣本、數(shù)據(jù)缺失以及行業(yè)變更樣本數(shù)據(jù),并保證每年度每行業(yè)至少保留3 家樣本數(shù)據(jù)。本文對所有連續(xù)性變量進行1%和99%縮尾(Winsorize)處理,同時將企業(yè)創(chuàng)新滯后一期以控制機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新間的內(nèi)生性對結(jié)論產(chǎn)生的可能影響,最終得到124 家企業(yè)536 個非平衡面板數(shù)據(jù)。本文財務(wù)數(shù)據(jù)和其他變量數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫,市場化數(shù)據(jù)取自《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》[42]。

(二)變量定義

本文采用研發(fā)投入與主營業(yè)務(wù)收入的比值來衡量競爭性國企創(chuàng)新。經(jīng)營費用率可以反映競爭性國企經(jīng)營者過度在職消費、濫用資金等自利行為的嚴重程度,而控股股東侵占中小股東利益主要是通過其他應(yīng)收款占用競爭性國企資金實現(xiàn),因而本文分別選用經(jīng)營費用率、其他應(yīng)收款率來衡量第一類、第二類代理成本[43-44]。經(jīng)營費用率、其他應(yīng)收款率越高,相應(yīng)的競爭性國企的第一類、第二類代理成本也越高。此外,本文還控制了企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、盈利能力(Roa)、成長性(Growth)、企業(yè)年齡(Age)、現(xiàn)金實力(Cash)、兩職合一(Dual)等變量以及行業(yè)(Ind)、年度(Year)虛擬變量。具體變量含義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

為檢驗假設(shè) H1,本文構(gòu)建模型(1)來檢驗機構(gòu)投資者持股與競爭性國企創(chuàng)新的關(guān)系。

其中,X是由所有控制變量構(gòu)成的向量。為驗證假設(shè)H2a、H2b,本文按照最終控制人性質(zhì)將樣本分為中央和地方競爭性國企兩組,按照王小魯?shù)萚42]編著的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》確定樣本企業(yè)所在地的總市場化指數(shù)②,并按其中位數(shù)將樣本分為市場化進程高低兩組,利用模型(1)分組檢驗機構(gòu)投資者持股對不同競爭性國企創(chuàng)新的差異化效應(yīng)。

在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建以下模型,以驗證假設(shè)H3a、H3b。

參考溫忠麟等[45]的中介效應(yīng)檢驗方法,本文檢驗步驟為:第一步,檢驗自變量(Insti)對因變量(Innov)的回歸系數(shù)是否顯著。若顯著則進行下一步,否則停止檢驗。第二步,依次檢驗自變量(Insti)與中介變量(Ac1 和Ac2)、中介變量(Ac1 和Ac2)與因變量(Innov)回歸系數(shù)是否顯著。若兩個系數(shù)均顯著,則中介效應(yīng)顯著,否則轉(zhuǎn)到第三步。第三步,進行Sobel 檢驗,若檢驗結(jié)果顯著,則說明中介變量(Ac1 和Ac2)起到部分中介效應(yīng),否則不存在中介效應(yīng)。

借鑒溫忠麟等[45]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究方法,構(gòu)建模型(6)來檢驗假設(shè)H4。

其中,c_Insti和c_SH分別表示經(jīng)中心化處理的機構(gòu)投資者持股和異質(zhì)股東持股。如果假設(shè)H4成立,那么模型(6)中交互項系數(shù)α3應(yīng)當(dāng)顯著為正。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示:我國競爭性混改國企的企業(yè)創(chuàng)新(Innov)年均值是0.027,即研發(fā)投入占主營業(yè)務(wù)收入的2.7%,略大于朱磊等[21]運用我國A 股2013—2017 年進行混改的企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù),一定程度上證明了競爭性國企是國有企業(yè)通過混改促進企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵主體。企業(yè)創(chuàng)新(Innov)最大值和最小值分別為0.107 和0,表明競爭性混改國企進行創(chuàng)新的差異化較大,機構(gòu)投資者進入競爭性國企促進企業(yè)創(chuàng)新需要一定的時間,而且在不同的競爭性國企中發(fā)揮的促進效果不同。機構(gòu)投資者持股(Insti)最大值和最小值分別是0.276 和0.003,標(biāo)準(zhǔn)差為0.051,說明機構(gòu)投資者在不同競爭性國企中的持股比例差別較大,我國需要加大對競爭性混改國企中的機構(gòu)投資者引入;機構(gòu)投資者持股(Insti)樣本均值為0.049,表明機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改時持股比例較高,從而擁有一定話語權(quán),對競爭性國企創(chuàng)新決策產(chǎn)生影響。本文對模型進行方差膨脹因子VIF 檢驗,結(jié)果顯示VIF 值均小于5,均值為1.35,表明模型中各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸結(jié)果分析

為克服異方差對統(tǒng)計推斷產(chǎn)生的影響③,本文所有檢驗的標(biāo)準(zhǔn)誤估計均使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。表3 列示了使用全樣本對模型(1)的回歸結(jié)果(見(1)列),機構(gòu)投資者持股(Insti)系數(shù)估計值為0.044,在10%水平上顯著,假設(shè)H1得到驗證,表明機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新?？刂谱兞烤S度上,企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)與企業(yè)創(chuàng)新(Innov)顯著負相關(guān),即:規(guī)模越大,競爭性國企越不愿進行創(chuàng)新;成立時間越長,競爭性國企越不愿進行創(chuàng)新。

表3 回歸結(jié)果分析

表3 還報告了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果(見(2)列)。交互項(c_Insti×c_SH)系數(shù)為0.007,在5%的水平上顯著為正,機構(gòu)投資者持股(Insti)系數(shù)為0.047,在10%的水平上顯著,假設(shè)H4得到驗證,即異質(zhì)股東持股增強了機構(gòu)投資者對競爭性國企創(chuàng)新的促進作用,這與李文貴等[4]的發(fā)現(xiàn)一致,提高非國有股權(quán)比例更能促進企業(yè)創(chuàng)新。SH系數(shù)并不顯著,考慮到部分企業(yè)不存在異質(zhì)股東,本文剔除異質(zhì)股東持股(SH)為0 的樣本進行再次檢驗,檢驗結(jié)果見表3(3)列。結(jié)果顯示機構(gòu)投資者持股和交互項系數(shù)均在5%水平上顯著為正,而SH系數(shù)仍不顯著,這可能是由于機構(gòu)投資者持股比例較大,企業(yè)進行創(chuàng)新決策時異質(zhì)股東相對來說缺少一定的話語權(quán),因而難以單獨對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

表3 還將全樣本進行分組回歸。針對行政層級屬性,A、B 子樣本組中機構(gòu)投資者持股(Insti)系數(shù)分別為0.260 和-0.056,均在1%的水平上顯著。這表明,相比于地方競爭性國企,機構(gòu)投資者參與中央競爭性國企混改能促進企業(yè)創(chuàng)新,假設(shè)H2a得到驗證。而機構(gòu)投資者對地方競爭性國企創(chuàng)新表現(xiàn)出抑制作用的可能原因是:參與地方競爭性國企混改的機構(gòu)投資者多為短期機構(gòu)投資者,主要進行財務(wù)投資,不愿過多參與企業(yè)戰(zhàn)略制定和日常管理;機構(gòu)投資者持股比例小,不能對“一股獨大”進行有效制衡,無法緩解企業(yè)資源錯配和效率低下等問題;機構(gòu)投資者與地方競爭性國企有密切商業(yè)關(guān)系,只注重短期的數(shù)字盈利而忽視企業(yè)長期發(fā)展,因而對企業(yè)創(chuàng)新有一定程度的抑制作用。在市場化進程方面,A 子樣本組的機構(gòu)投資者持股(Insti)系數(shù)為0.065,在5%的水平上顯著,B 子樣本組的機構(gòu)投資者持股(Insti)系數(shù)不具有顯著性,驗證了假設(shè)H2b。秦華英[5]指出相比中西部地區(qū),處于東部沿海地區(qū)的國有企業(yè)對創(chuàng)新更為敏感。本文檢驗結(jié)果從本質(zhì)上和秦華英[5]研究結(jié)論一致。在東部沿海地區(qū),產(chǎn)品市場、要素市場和市場中介組織發(fā)育程度較高,企業(yè)間競爭較為激烈,因而市場化進程高,機構(gòu)投資者更加考慮增加創(chuàng)新投入以取得更大收益。

中介效應(yīng)檢驗。上文已驗證自變量(Insti)對因變量(Innov)的回歸系數(shù)顯著,第二步檢驗結(jié)果見表4。其中,自變量(Insti)與中介變量Ac1 回歸系數(shù)不顯著,與Ac2 回歸系數(shù)為-0.048,在1%水平上顯著。因變量(Innov)與中介變量Ac1 回歸系數(shù)為-0.029,在5%水平上顯著,與Ac2 回歸系數(shù)不顯著,因而需要對Ac1 和Ac2 進行Sobel 檢驗。

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

表5 為Sobel 檢驗結(jié)果。其中,Ac1 和Ac2 的Z值分別為-1.089、-1.263,其絕對值均大于0.97,P值均小于10%,說明中介變量Ac1 和Ac2 在自變量(Insti)和因變量(Innov)之間起到部分中介作用,Ac1 和Ac2 的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例分別為5.56%、4.04%。李文貴等[4]證明了提高非國有股權(quán)比例促進民營化企業(yè)創(chuàng)新是通過緩解代理問題來實現(xiàn)的。本文在前人研究成果上進一步深化,證明了機構(gòu)投資者持股參與競爭性國企混改促進企業(yè)創(chuàng)新是通過緩解兩類代理成本實現(xiàn)的。

表5 中介變量的Sobel 檢驗結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

考慮到機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新間的內(nèi)生性問題,本文選擇企業(yè)辦公地年平均氣溫[46]和企業(yè)所屬行業(yè)機構(gòu)投資者平均持股比例[2]作為機構(gòu)投資者持股的工具變量④,采用2SLS 方法進行分析,檢驗結(jié)果見表6。

表6 工具變量法(2SLS)

機構(gòu)投資者持股(Insti)系數(shù)在1%水平上顯著為正,工具變量的聯(lián)合顯著性F 統(tǒng)計量值為11.28(超過10),P=0.167>10%,工具變量通過了弱工具變量以及過度識別檢驗。以上結(jié)果表明在控制內(nèi)生性后,機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改仍能促進企業(yè)創(chuàng)新。此外,本文還采用研發(fā)投入與期初總資產(chǎn)的比值并將其滯后一期作為企業(yè)創(chuàng)新的替代測度指標(biāo)重復(fù)本文實證分析,所得結(jié)論與前文一致。

為驗證中介效應(yīng)準(zhǔn)確性,本文采用Bootstrap 方法進行再次檢驗。表7 顯示,Ac1、Ac2 的95%置信區(qū)間均不包括零,表明兩類代理成本(Ac1 和Ac2)的中介效應(yīng)顯著。此外,本文還分別采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款與總資產(chǎn)比值作為Ac1、Ac2 的替代變量進行回歸檢驗,分析結(jié)果與原結(jié)論一致。

表7 代理成本的中介效應(yīng)檢驗

五、結(jié)論與建議

本文以2014—2016 年進行混改的競爭性國有企業(yè)為研究對象,探究了機構(gòu)投資者參與混合所有制改革對競爭性國有企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究結(jié)論如下:第一,機構(gòu)投資者持股參與競爭性國有企業(yè)混合所有制改革能有效促進企業(yè)創(chuàng)新,異質(zhì)股東持股對機構(gòu)投資者持股促進競爭性國企的創(chuàng)新活動起正向調(diào)節(jié)作用。第二,在分層分隸屬推行混合所有制改革背景下,本文將基準(zhǔn)模型按行政層級和市場化進程進行分組研究,發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在中央競爭性國企和市場化進程高地區(qū)的競爭性國企中更明顯,對市場化進程低地區(qū)的競爭性國企的促進效果不顯著,而機構(gòu)投資者對地方競爭性國企創(chuàng)新存在著一定的抑制效應(yīng)。第三,考察機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改對企業(yè)創(chuàng)新的影響路徑,發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改能顯著降低競爭性國企的兩類代理成本,進而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

黨的十九大報告明確指出必須保持國有資本的控制力和影響力?；旌纤兄聘母锸切滦蝿菹略鰪妵蠼?jīng)濟活力和創(chuàng)新力的必由之路,機構(gòu)投資者參與競爭性國企混改可以提升創(chuàng)新水平。本文得出以下政策建議:第一,競爭性國企要積極引入機構(gòu)投資者進行混合所有制改革,尤其是中央競爭性國企和市場化進程高地區(qū)的競爭性國企,要拓寬不同機構(gòu)投資者的參與途徑,降低國有股比重,并積極引入異質(zhì)股東從而形成非國有股東分散持股的多元股權(quán)結(jié)構(gòu)和有效的股權(quán)制衡機制,利用資源共享、經(jīng)營協(xié)同等提升公司經(jīng)營水平,促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。第二,競爭性國企要在董事會、財務(wù)和信息披露等方面進一步完善治理機制,建立管理者市場化選聘以及激勵約束機制,降低經(jīng)理人行政官員化行為,緩解代理問題,從而提升創(chuàng)新水平。第三,競爭性國企進行混改時,政府應(yīng)減少行政干預(yù),推動競爭性國企實現(xiàn)市場化機制,以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力,提高企業(yè)創(chuàng)新效率,同時要完善投資者保護法案保證企業(yè)的創(chuàng)新動力。

注釋:

①《中國科技統(tǒng)計年鑒(2019)》數(shù)據(jù)顯示,我國規(guī)模(限額)以上實現(xiàn)創(chuàng)新的國有企業(yè)占全部企業(yè)的26.3%,遠低于私營企業(yè)的36.4%以及外資企業(yè)的47.3%。

②該指數(shù)時間跨度到2016 年,本文以當(dāng)年為基期,將基期的前4 期數(shù)據(jù)采用加權(quán)移動平均法來預(yù)測 2017—2019 年的市場化指數(shù)數(shù)據(jù)。

③本文采用懷特檢驗(White test)來判斷是否存在異方差性,原假設(shè)為“H0:homoskedasticity”,檢驗統(tǒng)計量為Prob>chi2=0.000 0,檢驗結(jié)果強烈拒絕同方差性的原假設(shè)。

④本文以企業(yè)創(chuàng)新、機構(gòu)投資者持股為因變量,以企業(yè)辦公地年平均氣溫和企業(yè)所屬行業(yè)機構(gòu)投資者平均持股比例為自變量分別進行回歸,驗證了工具變量的有效性。以機構(gòu)投資者持股為因變量時,企業(yè)辦公地年平均氣溫、企業(yè)所屬行業(yè)機構(gòu)投資者平均持股比例系數(shù)分別是-0.001?(?表示10%的顯著性水平)、0.925???(???表示1%的顯著性水平)。以企業(yè)創(chuàng)新為因變量時,企業(yè)辦公地年平均氣溫系數(shù)為0.085,機構(gòu)投資者持股系數(shù)為0.048??(??表示5%的顯著性水平);企業(yè)所屬行業(yè)機構(gòu)投資者平均持股比例系數(shù)是0.208,機構(gòu)投資者持股系數(shù)為0.039?(?表示10%的顯著性水平)。