邵劍兵，李 娜

(遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽 110036)

0 引言

十九屆五中全會提出，要堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐，為“十四五”規(guī)劃與“2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)”勾畫了美好藍(lán)圖。當(dāng)前，我國創(chuàng)新表現(xiàn)為“重數(shù)量、輕質(zhì)量”，創(chuàng)新整體效率不高。此外，以美國為首的西方國家對我國關(guān)鍵技術(shù)進行封鎖，導(dǎo)致我國高新技術(shù)行業(yè)向全球價值鏈高端攀升面臨威脅與挑戰(zhàn)。因此，我國企業(yè)需要進一步提升強自主創(chuàng)新水平，平衡自身雙元創(chuàng)新能力，擺脫對國外先進技術(shù)的過度依賴。

機構(gòu)投資者擁有專業(yè)知識及相關(guān)經(jīng)驗，能夠向企業(yè)提供充分的資源支持，其“內(nèi)部重要持股人”與“外部監(jiān)督者”的雙重角色身份日益明顯，對創(chuàng)新的作用引起實務(wù)界與學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注。本文通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究大多討論機構(gòu)投資者對同質(zhì)性創(chuàng)新投資的影響，缺乏機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新投資關(guān)系的討論。創(chuàng)新投資一般指研發(fā)投入，雙元創(chuàng)新投資既包括探索性創(chuàng)新投資，又包括研發(fā)性創(chuàng)新投資。其中，探索性創(chuàng)新投資是指將資金用于摒棄原有生產(chǎn)與技術(shù)模式，將資金用于對新研發(fā)技術(shù)與新領(lǐng)域知識進行整合[1]；開發(fā)性創(chuàng)新投資是指在既有技術(shù)和知識儲備下，將資金用于對現(xiàn)有技術(shù)和知識進行整合利用、增強和擴展[2]。機構(gòu)投資者創(chuàng)新決策體現(xiàn)出雙元特征[3]，相比于臨時型機構(gòu)投資者，具備高持股穩(wěn)定特性的專注型機構(gòu)投資者擁有良好的技術(shù)、資源、資金背景，更能夠積極參與公司治理，更注重企業(yè)長遠(yuǎn)效益。本文重點討論機構(gòu)投資者持股特性對雙元創(chuàng)新投資的差異化影響，即專注型機構(gòu)投資者具有長期戰(zhàn)略導(dǎo)向，其低換手率與穩(wěn)定持股能否與創(chuàng)新程度較高、核心競爭優(yōu)勢明顯的探索性創(chuàng)新投資相匹配；臨時型機構(gòu)投資者側(cè)重于中短期收益，其戰(zhàn)略導(dǎo)向與風(fēng)險偏好是否對應(yīng)于開發(fā)性創(chuàng)新投資。

此外，本文還引入注意力基礎(chǔ)觀與市場迎合理論，用于解釋異質(zhì)性機構(gòu)投資者作用于雙元創(chuàng)新投資的動機及行為表現(xiàn)。注意力基礎(chǔ)觀強調(diào)，決策者注意力配置是個體、組織、環(huán)境共同作用的結(jié)果[4]，專注型機構(gòu)投資者影響決策者注意力配置，使管理層更關(guān)注創(chuàng)新程度高、具有長遠(yuǎn)價值導(dǎo)向的探索性創(chuàng)新；而臨時型機構(gòu)投資者戰(zhàn)略導(dǎo)向與風(fēng)險承擔(dān)水平?jīng)Q定其不會過多關(guān)注探索性創(chuàng)新，也不會促使管理層產(chǎn)生注意力資源配置。對于臨時型機構(gòu)投資者的投資動機可基于市場迎合理論解釋，隨著市值管理重要性的日益凸顯，臨時型機構(gòu)投資者會促使決策者進行開發(fā)性創(chuàng)新投資。以上問題的解決有助于理解異質(zhì)性機構(gòu)投資者在公司治理中的差異化作用，對我國機構(gòu)投資者多元化健康發(fā)展具有重要意義。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：首先，構(gòu)建異質(zhì)性機構(gòu)投資者作用于企業(yè)雙元創(chuàng)新投資行為治理框架?，F(xiàn)有學(xué)者多基于異質(zhì)性機構(gòu)投資者作用于企業(yè)整體創(chuàng)新展開研究，忽略了異質(zhì)性機構(gòu)投資者同時參與雙元創(chuàng)新投資活動時的角色變化。本文發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者參與公司治理存在相機抉擇，即在考慮組織情境及與管理層博弈后作出利益最大化決策。其次，本文引入注意力基礎(chǔ)觀與市場迎合理論解釋異質(zhì)性機構(gòu)投資者參與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的差異化行為邏輯。最后，本文深入挖掘異質(zhì)性機構(gòu)投資者作用于雙元創(chuàng)新投資的具體路徑，并結(jié)合中國情境，考慮產(chǎn)業(yè)政策對異質(zhì)性機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新投資的影響，揭示中國情境下機構(gòu)投資者參與企業(yè)創(chuàng)新決策的行為表現(xiàn)及治理作用。

1 文獻回顧與研究假設(shè)

1.1 異質(zhì)性機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新投資

當(dāng)前，關(guān)于機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新投資影響的研究主要集中在以下兩個方面：第一，“監(jiān)督有效性悖論”。部分學(xué)者認(rèn)為，機構(gòu)投資者利用自身信息優(yōu)勢降低代理成本，促進企業(yè)創(chuàng)新[1-2]。然而，也有學(xué)者提出機構(gòu)投資者更傾向于持有財務(wù)流動性能較好企業(yè)的股份，較高的持股比例會對企業(yè)R&D強度產(chǎn)生負(fù)面影響，如機構(gòu)投資者與中小股東合謀侵占大股東利益[4]，起不到正向治理作用。第二，異質(zhì)性機構(gòu)投資者的差異化作用。在機構(gòu)投資者參與公司治理過程中，其投資理念、關(guān)注程度都會表現(xiàn)出明顯的行為差異[5]，既有注重快錢、熱錢的基金公司，也有注重長線發(fā)展的投資機構(gòu)。換手率較低、持股周期較長的專注型機構(gòu)投資者更能促進企業(yè)創(chuàng)新投資水平提升，而臨時型機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新投資的作用不顯著或存在抑制效應(yīng)[1-2]。

機構(gòu)投資者可以有效緩解企業(yè)委托代理問題，其憑借專業(yè)知識、資金優(yōu)勢和管理經(jīng)驗洞察企業(yè)信息，緩解股東與管理層之間的信息不對稱，降低代理成本[6]，指導(dǎo)管理層作出價值最大化創(chuàng)新決策，減輕決策風(fēng)險，并及時更換不稱職的管理層[7]；同時，機構(gòu)投資者通過設(shè)計有利于管理層晉升的激勵機制和薪酬計劃，能夠進一步緩解股東與管理層之間的代理問題[8]；此外，機構(gòu)投資者還可以改善企業(yè)股權(quán)分散狀況，減少中小股東“搭便車”行為，通過加強對企業(yè)的監(jiān)管，遏制大股東的“隧道行為”，進一步降低大股東與中小股東之間的代理成本。綜上所述，股東積極主義理論認(rèn)為機構(gòu)投資者更傾向于發(fā)揮監(jiān)督職能影響管理層創(chuàng)新決策的制定[9]。就異質(zhì)性特征來說，專注型機構(gòu)投資者往往更具有戰(zhàn)略性眼光，更關(guān)注被投資企業(yè)的發(fā)展?jié)摿Γ瑫臃e極地參與企業(yè)監(jiān)督治理并注重企業(yè)長期研發(fā)戰(zhàn)略；而臨時型機構(gòu)投資者則傾向于持有多樣化資產(chǎn)組合與高資產(chǎn)換手率，更注重當(dāng)期即時利益，不利于開拓性創(chuàng)新決策的制定。

雙元創(chuàng)新理論將企業(yè)創(chuàng)新活動劃分為探索性創(chuàng)新與開發(fā)性創(chuàng)新兩種。其中，探索性創(chuàng)新投資回收周期較長、風(fēng)險大，有助于企業(yè)及時把握市場導(dǎo)向并尋找新技術(shù)創(chuàng)新點，進而形成獨特競爭優(yōu)勢。專注型機構(gòu)投資者傾向于投資具有長遠(yuǎn)價值導(dǎo)向的探索性創(chuàng)新，通過抑制管理層的短視行為與大股東的利益攫取行為，給予中小股東積極的決策導(dǎo)向降低兩類代理成本。相比較而言，臨時型機構(gòu)投資者的短期導(dǎo)向行為不利于企業(yè)探索性創(chuàng)新投資。開發(fā)性創(chuàng)新投資致力于中短期決策制定，且投資收益期較短、風(fēng)險較小，對應(yīng)于臨時型機構(gòu)投資者的戰(zhàn)略導(dǎo)向。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：專注型機構(gòu)投資者相較于臨時型機構(gòu)投資者更有利于企業(yè)雙元創(chuàng)新投資。

1.2 機構(gòu)投資者相機抉擇動機

1.2.1 專注型機構(gòu)投資者持股、注意力資源配置與雙元創(chuàng)新投資

注意力基礎(chǔ)觀是個體、組織、環(huán)境共同作用的結(jié)果，認(rèn)為組織決策和行動取決于決策者如何將注意力分配到各種目標(biāo)上[11]，強調(diào)注意力能夠塑造企業(yè)的戰(zhàn)略選擇和行動[10]。企業(yè)選擇探索性創(chuàng)新投資還是開發(fā)性創(chuàng)新投資存在注意力配置問題。結(jié)合前文推導(dǎo)，專注型機構(gòu)投資者側(cè)重于企業(yè)長期價值的實現(xiàn)。對決策者來說，由專注型機構(gòu)投資者持股的企業(yè)更有可能出現(xiàn)雙元創(chuàng)新投資注意力配置問題，其注意力資源在探索性創(chuàng)新與開發(fā)性創(chuàng)新投入上分布不均衡。

從決策者角度看：第一，專注型機構(gòu)投資者的戰(zhàn)略導(dǎo)向促使其產(chǎn)生注意力資源配置[12]。注重長遠(yuǎn)價值導(dǎo)向的企業(yè)更重視自身核心競爭力培育，決策者更側(cè)重于開展探索性創(chuàng)新，即摒棄現(xiàn)有生產(chǎn)技術(shù)、受眾群體及產(chǎn)品，對新技術(shù)與新知識進行糅合，形成獨特競爭力[13]。在這種戰(zhàn)略導(dǎo)向下，決策者會將注意力放在探索性創(chuàng)新投資上。第二，專注型機構(gòu)投資者能夠提高決策者對探索性創(chuàng)新投資的注意力[12]，促使決策者采取更多行動促進探索性創(chuàng)新。

專注型機構(gòu)投資者產(chǎn)生的正向監(jiān)督與激勵促使決策者更關(guān)注探索性創(chuàng)新投資，以減少“后顧之憂”。專注型機構(gòu)投資者通過設(shè)計薪酬激勵機制調(diào)動高管積極性，促進企業(yè)創(chuàng)新決策的制定。探索性創(chuàng)新多為風(fēng)險高、收益不確定的項目，基于高管激勵可以緩解創(chuàng)新決策的負(fù)面影響[14]；另外，利益趨同理論表明，專注型機構(gòu)投資者可以對管理層進行積極引導(dǎo)，使其作出價值最大化決策，進而優(yōu)化代理人風(fēng)險承擔(dān)傾向。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：專注型機構(gòu)投資者能夠促使決策者產(chǎn)生注意力聚焦，使其更注重企業(yè)探索性創(chuàng)新投資。

1.2.2 臨時型機構(gòu)投資者持股、市場迎合與雙元創(chuàng)新投資

企業(yè)除基于股利角度迎合投資者外，制定創(chuàng)新投資決策也是其面臨資本市場壓力所作出的策略性選擇行為。由于臨時型機構(gòu)投資者具有快速獲取短期利潤的動機，他們通常會大幅低估未來收益，致力于變現(xiàn)較快的經(jīng)營活動[15]。這種策略性開發(fā)性創(chuàng)新投資迎合行為在短期內(nèi)會造成股票市場價格虛高，引發(fā)股票市場錯誤定價[16]。

對于臨時型機構(gòu)投資者來說，股票錯誤定價包含股價高估與股價低估兩個方面。從股價高估角度看，開發(fā)性創(chuàng)新投資變現(xiàn)期較短，且能夠在短時間內(nèi)提高企業(yè)創(chuàng)新能力，維持企業(yè)已有競爭優(yōu)勢及現(xiàn)金流穩(wěn)定。對投資者來說，企業(yè)創(chuàng)新能力提升與穩(wěn)定變現(xiàn)傳遞出積極信號[17]，能夠刺激投資者買入股票、推高股價，滿足臨時型機構(gòu)投資者的收益預(yù)期，使企業(yè)具備開發(fā)性創(chuàng)新動機；從股價低估角度看，臨時型機構(gòu)投資者的短期獲利動機會誘發(fā)管理層操縱信息披露，降低信息透明度和股價信息含量，導(dǎo)致市場信息不對稱，加劇股票錯誤定價。臨時型機構(gòu)投資者雖然想獲取更大收益，但更希望控制風(fēng)險，故開發(fā)性創(chuàng)新投資更容易成為企業(yè)采取的策略性迎合行為，且在股票市場中極易錯誤定價。

為迎合非理性投資者情緒，管理層會基于提升創(chuàng)新水平的目的維持或開展開發(fā)性創(chuàng)新投資，避免業(yè)績下滑從而被降職或免職。綜上可見，臨時型機構(gòu)投資者促使管理層注重開發(fā)性創(chuàng)新投資，迎合短期市場表現(xiàn)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：臨時型機構(gòu)投資者能夠強化上市公司的開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資行為，即上市公司開發(fā)性創(chuàng)新投資—誤定價敏感性與臨時型機構(gòu)投資者持股比例正相關(guān)。

另外，企業(yè)面臨的市場監(jiān)管壓力和管理層業(yè)績壓力也是其選擇策略性市場迎合行為的動機。就管理層業(yè)績壓力來說，管理層持股數(shù)量與業(yè)績敏感性成正比，管理層私人收益與企業(yè)股價波動性密切相關(guān)，在業(yè)績壓力的驅(qū)使下，管理層為維持股價會采取更多策略性行為[18]。股票市場存在劇烈的波動性與不確定性，企業(yè)的負(fù)面信息會被資本市場無限放大，管理層面臨的壓力越大，其進行策略性創(chuàng)新迎合行為的動機越強。據(jù)此，本文提出如下假設(shè):

H3a：與專注型機構(gòu)投資者相比，管理層業(yè)績壓力越大，臨時型機構(gòu)投資者采取短期策略性迎合行為的動機越強，對開發(fā)性創(chuàng)新投資的促進作用越顯著。

分析師作為外部監(jiān)管壓力的代表，其對企業(yè)關(guān)注度越高，企業(yè)越難隱藏不利信息，企業(yè)真實經(jīng)營狀況也就越容易被監(jiān)管層、投資者密切關(guān)注。隨著監(jiān)管壓力的不斷增大，企業(yè)策略性行為動機越強，就越傾向于披露利好信息以應(yīng)對監(jiān)管壓力[19]。對于開發(fā)性創(chuàng)新投資而言，技術(shù)水平較低、變現(xiàn)周期較短的研發(fā)活動更容易被企業(yè)青睞。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3b：與專注型機構(gòu)投資者相比，外部監(jiān)管壓力越大，臨時型機構(gòu)投資者采取短期策略性迎合行為的動機越強，對開發(fā)性創(chuàng)新投資的促進作用越顯著。

綜上所述，本文構(gòu)建異質(zhì)性機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新投資研究框架，如圖1所示。

圖1 異質(zhì)性機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新投資研究框架Fig.1 Research framework of heterogeneous institutional investors and binary innovation investment

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以 2011-2020 年滬深A(yù)股高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本。首先，依據(jù)《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》，剔除科技水平較低的行業(yè)；其次，根據(jù)認(rèn)定管理辦法涉及的八大行業(yè)與證監(jiān)會行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)進行匹配，最后篩選出“醫(yī)藥制造業(yè)”、“通用設(shè)備制造業(yè)”、“汽車制造業(yè)”、“計算機、通信和其它電子設(shè)備制造業(yè)”、“儀器儀表制造業(yè)”、“鐵路、船舶、航空航天和其它運輸設(shè)備制造業(yè)”、“信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)”、“科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)”、“化學(xué)纖維制造業(yè)”、“化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)”十類。本文剔除ST、PT與上市未滿一年的企業(yè)以及存在缺失的樣本，最終收集到8 598個觀測樣本?；矩攧?wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR，機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來源于 WIND，雙元創(chuàng)新投資數(shù)據(jù)通過報表手工整理獲取。

2.2 變量設(shè)計

(1)機構(gòu)投資者持股。首先，借鑒王壘等[20]的研究，比較治理能力，篩選持股比例5%以上的機構(gòu)投資者，若企業(yè)當(dāng)年機構(gòu)大股東持股比例大于同行業(yè)本年度的中位數(shù)，則將其定義為專注型機構(gòu)投資者。其次，比較治理意愿，使用機構(gòu)持股穩(wěn)定性指標(biāo)(IOSIi,t)度量。借鑒李爭光等[3]的分類方法，從時間和行業(yè)兩個維度考慮機構(gòu)投資者穩(wěn)定性。從時間維度看，采用機構(gòu)投資者第t年持股數(shù)(INS)與前3年持股比例標(biāo)準(zhǔn)差(STD)的比值(SD)衡量本年度機構(gòu)持股穩(wěn)定性；從行業(yè)維度看，通過將企業(yè)i與行業(yè)中位數(shù)進行比較確定機構(gòu)投資者類型。若SDi,t≥INSi,t的中位數(shù)即IOSIi,t=1，則為專注型機構(gòu)投資者；否則為臨時型機構(gòu)投資者。

(1)

(2)雙元創(chuàng)新投資。借鑒畢曉方等[21]的研究，手工收集整理董事會報告中披露的研發(fā)投入費用化與資本化支出數(shù)據(jù)，分別除以當(dāng)期總資產(chǎn)作為雙元創(chuàng)新投資指標(biāo)。若研發(fā)投入以總和列示，則查找費用項目或管理費用列項中的研發(fā)費用數(shù)值，以此代替R(探索性創(chuàng)新投資)，采用研發(fā)投入總額扣除費用化總額代替D(開發(fā)性創(chuàng)新投資)。為對交互維度協(xié)同性雙元創(chuàng)新投資進行驗證，本文構(gòu)建協(xié)同性雙元創(chuàng)新(innovation)公式指代雙元創(chuàng)新投資綜合指標(biāo)[22]，見式(2)。其中，i、i-1和i+1分別表示第i年、第i-1年和第i+1年的探索性創(chuàng)新活動或開發(fā)性創(chuàng)新活動，其中R和D的測度方式同上。

innovation=|Ri-Ri-1|*|Di+1-Di|

(2)

(3)股票錯誤定價。對于股票錯誤定價(mis)的衡量，借鑒Pantzalis & Park[23]的做法，將市賬比進行分解：

Ln(M/B)=m-b=(m-v)+(v-b)

(3)

其中，m、v和b對應(yīng)市場價值M、內(nèi)在價值V和賬面價值B的自然對數(shù)。本文借鑒Rhodes-Kropf 等[24]構(gòu)建的線性模型估計內(nèi)在價值v。

Ln(M)it=α0jt+α1jtLn(B)it+α2jtLn(NI)itt+α3jtI(<0)*Ln(NI)it+α4jtLEVit+εit

(4)

其中，NI代表凈利潤絕對值，當(dāng)凈利潤為負(fù)時I取值為1，否則取值為0；LEV代表企業(yè)總負(fù)債率。通過分行業(yè)分年度估計式獲得系數(shù){ ɑ0jt,ɑ1jt,ɑ2jt,ɑ4jt,ɑ5jt}，按行業(yè)分類對各期回歸系數(shù)進行平均，獲得各行業(yè)的估計系數(shù)，將企業(yè)各期數(shù)據(jù)代入所屬行業(yè)線性模型，估計出各企業(yè)內(nèi)在價值v。最后，計算股票錯誤定價：

Misit=Ln(M/N)it=mit-vit(5)

(4)管理層業(yè)績壓力。本文借鑒孟慶斌等[18]的研究，使用管理層持股數(shù)量衡量管理層業(yè)績壓力，用share表示。

(5)外部監(jiān)督壓力。本文借鑒Bushman等[25]的研究，使用分析師發(fā)布的盈余預(yù)測報告數(shù)量衡量外部監(jiān)管壓力，用Ana表示。

(6)控制變量。另外，本文考慮到企業(yè)財務(wù)狀況、股權(quán)結(jié)構(gòu)、政府補助等因素，還設(shè)置了一些控制變量，測度方式如表1所示。

表1 控制變量定義Tab.1 Definitions of control variables

資料來源：作者整理

2.3 模型設(shè)定

模型(6)用于檢驗異質(zhì)性機構(gòu)投資者與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的關(guān)系，通過組間系數(shù)差異檢驗和ɑ1系數(shù)比較驗證H1。在模型(7)、(8)中，被解釋變量分別為探索性創(chuàng)新投資與開發(fā)性創(chuàng)新投資，將專注型或臨時型機構(gòu)投資者持股與雙元創(chuàng)新投資進行分組檢驗，通過比較系數(shù)大小及顯著性水平判斷異質(zhì)性機構(gòu)持股對雙元創(chuàng)新投資的差異化影響，以驗證H2、H3。

innovation=α0+α1HINS/LINS+α2Size+α3Growth+α4PPE+α5Cashflow+α6Profit+α7Inside+α8HHIS+α9Lev+α10SUB+εi,t

(6)

R=α0+α1HINS/LINS+α2Size+α3Growth+α4PPE+α5Cashflow+α6Profit+α7Inside+α8HHIS+α9Lev+α10SUB+εi,t

(7)

D=α0+α1HINS/LINS+α2Size+α3Growth+α4PPE+α5Cashflow+α6Profit+α7Inside+α8HHIS+α9Lev+α10SUB+εi,t

(8)

D=α0+α1Mis+α2Size+α3Growth+α4PPE+α5Cashflow+α6Profit+α7Inside+α8HHIS+α9Lev+α10SUB+εi,t

(9)

D=α0+α1Mis+α2LINS+α3LINS*Mis+α4Size+α5Growth+α6PPE+α7Cashflow+α8Profit+α9Inside+α10HHIS+α11Lev+α12SUB+εi,t

(10)

D=α0+α1LINS+α2LINS*High-share+α3Size+α4Growth+α5PPE+α6Cashflow+α7Profit+α8Inside+α9HHIS+α10Lev+α11SUB+εi,t

(11)

D=α0+α1LINS+α2LINS*High-Ana+α3Size+α4Growth+α5PPE+α6Cashflow+α7Profit+α8Inside+α9HHIS+α10Lev+α11SUB+εi,t

(12)

模型(9)～(12)對臨時型機構(gòu)投資者的市場迎合傾向進行檢驗。模型(9)檢驗開發(fā)性創(chuàng)新投資與股票錯誤定價的關(guān)系，若ɑ1系數(shù)為正且顯著，說明企業(yè)存在開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資行為。模型(10)用于檢驗臨時型機構(gòu)投資者對開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資行為的影響，若ɑ3系數(shù)為正且顯著，說明其對迎合行為的促進作用顯著。模型(11)、(12)用于檢驗在管理層業(yè)績壓力與監(jiān)管壓力下臨時型機構(gòu)投資者的迎合投資行為，若交互項系數(shù)為正且顯著，說明臨時型機構(gòu)投資者的迎合作用較強。

3 實證檢驗

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2描述性統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，樣本企業(yè)整體創(chuàng)新積極性較高，但兩類創(chuàng)新投資存在較大差距?！稌嫓?zhǔn)則第六號》首次提出研發(fā)投入費用化與資本化處理，但鑒于資本化時間跨度較長,一些企業(yè)選擇全部費用化處理的政策導(dǎo)致研發(fā)費用資本化(D)數(shù)值不高。另外，機構(gòu)投資者具有較為明顯的差異性特征，專注型機構(gòu)投資者持股比例較高。

表2 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果Tab.2 Descriptive statistical analysis results

3.2 單變量差異性檢驗

本文分別對機構(gòu)投資者持股比例、創(chuàng)新投資階段進行劃分，單變量差異性檢驗結(jié)果如表3所示。從中可見，在均值檢驗與中位數(shù)檢驗中，專注型機構(gòu)投資者樣本與非專注型機構(gòu)投資者樣本在1%水平上均存在顯著性差異。

表3 雙元創(chuàng)新投資組間比較結(jié)果Tab.3 Comparative results of dual innovation investment groups

3.3 異質(zhì)性機構(gòu)投資者持股與雙元創(chuàng)新投資回歸分析

3.3.1 專注型機構(gòu)投資者持股與雙元創(chuàng)新投資

如表4模型(1)～(3)所示，專注型機構(gòu)投資者對整體雙元創(chuàng)新投資在1%水平上具有正向顯著影響，臨時型機構(gòu)投資者樣本系數(shù)不顯著，部分驗證了H1；另外，雖然專注型機構(gòu)投資者與臨時型機構(gòu)投資者樣本特征存在差異，但兩者所處投資環(huán)境相似度較高，使得二者的干擾項可能相關(guān)，因此對兩個樣本組執(zhí)行聯(lián)合估計( GLS)可能會更加有效。執(zhí)行完 SUR估計后，對兩組系數(shù)差異進行檢驗。模型(2)、(3)顯示，組間系數(shù)差異在5%水平上顯著，H1得到進一步驗證。同理，模型(4)～(6)結(jié)果表明，專注型機構(gòu)投資者對探索性創(chuàng)新投資的作用更顯著，H2得到驗證，組間系數(shù)差異也在10%水平上顯著。模型(7)～( 9)結(jié)果表明，在組間系數(shù)差異顯著的基礎(chǔ)上，專注型機構(gòu)投資者對開發(fā)性創(chuàng)新投資的作用(0.007)略高于臨時型機構(gòu)投資者(0.006)，部分驗證了H3，H1進一步得到驗證。模型(5)、(8)邊際貢獻檢驗結(jié)果表明，專注型機構(gòu)投資者對探索性創(chuàng)新投資的邊際效應(yīng)(0.017)大于開發(fā)性創(chuàng)新投資(0.007)，H2得到驗證。模型(6)、(9)結(jié)果表明，臨時型機構(gòu)投資者對探索性創(chuàng)新投資的影響作用不顯著，只對開發(fā)性創(chuàng)新投資具有促進作用，H3得到驗證。

表4 機構(gòu)投資者持股與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資層級回歸分析結(jié)果Tab.4 Regression analysis results of institutional investors' shareholding and enterprises' dual innovation investment levels

3.3.2 臨時型機構(gòu)投資者、市場迎合與雙元創(chuàng)新投資檢驗

表5模型(1)結(jié)果表明，股票錯誤定價與開發(fā)性創(chuàng)新投資在1%水平上顯著正相關(guān)，表明臨時型機構(gòu)投資者持股樣本存在開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資傾向。模型(2)結(jié)果表明，臨時型機構(gòu)投資者加劇了這種傾向，交互項系數(shù)在1%水平上顯著，驗證了假設(shè)H3。模型(3)、(4)結(jié)果表明，在高業(yè)績壓力與監(jiān)管壓力下，臨時型機構(gòu)投資者對企業(yè)開發(fā)性創(chuàng)新投資的作用愈發(fā)顯著，H3a、H3b得以驗證。

表5 臨時型機構(gòu)投資者開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.5 Test results of catering investment effect of temporary institutional investors' development innovation

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 內(nèi)生性檢驗

(1)工具變量法。由于股票波動會影響機構(gòu)投資者持股比率與持股穩(wěn)定性[20]，故本文選取股票年換手率(Turnover)作為工具變量進行兩階段回歸,采用Wald F 統(tǒng)計量檢驗工具變量是否存在弱識別問題，結(jié)果表明不存在弱識別。模型(1)、(3)、(5)結(jié)果表明，股票換手率與機構(gòu)投資者持股顯著負(fù)相關(guān)，表明股票換手率越高，股票流動性越強、交易越頻繁。模型(2)、(4)、(6)結(jié)果表明，專注型機構(gòu)投資者對雙元創(chuàng)新投資具有促進作用，也部分驗證了H2，即專注型機構(gòu)投資者對探索性創(chuàng)新投資的關(guān)注度更高。

(2)PSM配對樣本回歸。機構(gòu)投資者可能存在選擇性偏差，為克服內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法構(gòu)建配對樣本進行回歸分析。將專注型、臨時型機構(gòu)投資者樣本分別劃分為處理組與對照組，以機構(gòu)投資者持股與雙元創(chuàng)新投資作為解釋變量和被解釋變量進行1∶1最鄰近匹配，以傾向匹配得分相近的樣本作為配對樣本。首先，通過logit回歸模型對影響雙元創(chuàng)新投資的協(xié)變量進行篩選，被解釋變量分別為R、D，解釋變量為涉及到的控制變量，基于logit回歸剔除顯著性小于10%的控制變量作為協(xié)變量。為保證匹配質(zhì)量與真實性，本文對樣本平衡性進行檢驗。t檢驗結(jié)果表明，在1%顯著性水平下，協(xié)變量在處理組與控制組間無系統(tǒng)差異，標(biāo)準(zhǔn)偏差基本都控制在10%以下，總體匹配效果理想。其次，進行參與者效應(yīng)(ATT)檢驗，I1{i：D=1}、I0{i∶D=0}對應(yīng)處理組和控制組相關(guān)控制變量集合，Y(0)、Y(1)分別表示處理組和控制組個體在專注型或臨時型機構(gòu)投資者影響下雙元創(chuàng)新投資變化情況，檢驗結(jié)果如表7所示。從中可見，處理組雙元創(chuàng)新投資狀況明顯好于控制組，ATT系數(shù)顯著，表明專注型機構(gòu)投資者對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資具有正向影響。其中，探索性創(chuàng)新投資(0.055)大于開發(fā)性創(chuàng)新投資(0.039)，H2得到驗證，說明專注型投資者促使決策者產(chǎn)生注意力配置，更傾向于探索性創(chuàng)新投資。

ATT=[Y(1)|D=1]-E[Y(0)|D=1]

(13)

表6 工具變量回歸結(jié)果Tab.6 Regression results of instrumental variables

表7 平均干預(yù)效應(yīng)Tab.7 Average intervention effects

如表8所示，模型(2)、(3)結(jié)果表明，專注型機構(gòu)投資者對雙元創(chuàng)新投資注意力配置具有正向影響，對探索性創(chuàng)新投資的促進作用高于開發(fā)性創(chuàng)新投資；模型(7)結(jié)果表明，臨時型機構(gòu)投資者對開發(fā)性創(chuàng)新具有迎合投資傾向。

表8 PSM配對樣本回歸檢驗結(jié)果Tab.8 PSM paired sample regression test results

(3)Granger因果檢驗。為排除反向因果關(guān)系，本文借助劉行等[26]的研究，采用Granger因果檢驗對各變量進行分析。表9模型(1)～(3)結(jié)果表明，滯后一期機構(gòu)持股(INSt-1)與當(dāng)期整體雙元創(chuàng)新投資、探索性、開發(fā)性創(chuàng)新投資正相關(guān)；模型(4)～(6)結(jié)果表明，滯后一期雙元創(chuàng)新投資與當(dāng)期機構(gòu)投資者持股不相關(guān)，排除反向因果可能。

表9 Granger因果檢驗結(jié)果Tab.9 Granger causality test results

3.4.2 高管持股影響

為區(qū)分高管、機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響，加入兩者交互項進行回歸。其中，高管持股用企業(yè)高管持股數(shù)量占總股數(shù)的比值衡量[27]。如表10所示，專注型機構(gòu)投資者與高管持股交互項回歸系數(shù)為正，說明機構(gòu)持股遏制了高管對整體創(chuàng)新投資的負(fù)面影響。對于開發(fā)性創(chuàng)新投資而言，機構(gòu)投資者與高管產(chǎn)生了合謀效應(yīng)；對于探索性創(chuàng)新投資而言，機構(gòu)投資者持股遏制了高管持股對探索性創(chuàng)新投資的負(fù)面影響，部分驗證了假設(shè)H1、H2。

表10 高管持股影響Tab.10 Influence of executive shareholding results

3.5 進一步分析

3.5.1 作用機制分析

基于監(jiān)督視角，專注型機構(gòu)投資者既能監(jiān)督管理層，從而減輕第一類代理成本；也能增強中小股東的話語權(quán)，從而減輕第二類代理成本。基于激勵視角，根據(jù)最優(yōu)契約理論，機構(gòu)投資者會通過直接或間接方式影響薪酬契約，提高高管激勵[28]。相比于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者具有長遠(yuǎn)價值導(dǎo)向，更具有激勵管理層制定創(chuàng)新決策的動機；基于風(fēng)險承擔(dān)視角，基于利益趨同理論，專注型機構(gòu)投資者能夠優(yōu)化代理人風(fēng)險承擔(dān)傾向，促進創(chuàng)新決策的制定[29]。對于臨時型機構(gòu)投資者來說，基于迎合理論，股市資產(chǎn)較難定價、波動性較強，臨時型機構(gòu)投資者會迎合市場投資者的情緒反應(yīng)，投資者情緒波動越大，迎合動機越強。因此，投資者情緒可能是臨時型機構(gòu)投資者投資于開發(fā)性創(chuàng)新的影響路徑。

在監(jiān)督層面，本文以代理成本為變量[30]。第一類代理成本AC1以管理費用與主營業(yè)務(wù)收入之比度量；第二類代理成本 AC2以其它應(yīng)收款占公司總資產(chǎn)之比度量。在激勵層面，選用高管股權(quán)激勵(Incent)度量[31]，實行股權(quán)激勵為1，否則為0。對于風(fēng)險承擔(dān)水平，本文借鑒姜付秀等[32]構(gòu)建的財務(wù)風(fēng)險指數(shù)。投資者情緒(ISI)基于CAMSR，以年投資者情緒均值的自然對數(shù)度量。具體作用機制如圖2所示。

圖2 作用機制Fig.2 Action mechanism

就專注型機構(gòu)投資者而言，如表11模型(1)所示，第一類代理成本與探索性創(chuàng)新投資在1%水平上正相關(guān)，但主效應(yīng)回歸系數(shù)顯著性水平下降，說明第一類代理成本起部分中介作用。Sobel檢驗結(jié)果顯示，z值為-15.07，中介效應(yīng)占比為57.43%，bootstrap檢驗也驗證其發(fā)揮部分中介作用；另外，股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)水平的中介作用均得到驗證。對于臨時型機構(gòu)投資者而言，投資者情緒的中介作用未得到驗證，可能是因為臨時型機構(gòu)投資者開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資行為在資本市場上反應(yīng)不明顯。

表11 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.11 Mediating effect test results

3.5.2 政策導(dǎo)向檢驗

本文篩選“十二五”、“十三五”產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)與證監(jiān)會行業(yè)目錄進行匹配，在前文所述的高新技術(shù)企業(yè)樣本中，剔除化學(xué)纖維制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)作為產(chǎn)業(yè)政策支持樣本，對于非高新技術(shù)企業(yè)剔除僅受“十二五”或僅受“十三五”規(guī)劃支持的行業(yè)作為非產(chǎn)業(yè)政策支持樣本，結(jié)果如表13所示。

表12 Bootstrap中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.12 Results of Bootstrap mediation effect test

表13 產(chǎn)業(yè)政策作用效果Tab.13 Effect analysis of industrial policy

對產(chǎn)業(yè)政策支持樣本而言，專注型機構(gòu)投資者對雙元創(chuàng)新投資具有促進作用，其中對探索性創(chuàng)新投資的促進作用大于開發(fā)性創(chuàng)新投資，H2得以驗證。在模型(3)、(4)中， 臨時型機構(gòu)投資者開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資導(dǎo)向得以驗證。而在產(chǎn)業(yè)政策不支持組，機構(gòu)持股對雙元創(chuàng)新投資的促進作用不顯著，印證了產(chǎn)業(yè)政策對機構(gòu)投資者持股與雙元創(chuàng)新投資起外部政策性導(dǎo)向作用。受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)能吸引更多信貸資源，緩解銀企之間的信息不對稱，對投資者產(chǎn)生信號激勵，增加注資，促進研發(fā)創(chuàng)新。相對來說，企業(yè)探索性創(chuàng)新面臨的融資約束更嚴(yán)重，所以產(chǎn)業(yè)政策對探索性創(chuàng)新活動的促進作用更明顯，反過來也加劇了臨時型機構(gòu)投資者的迎合動機。

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

本文以2011-2020年滬深高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本，對異質(zhì)性機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新投資進行實證分析，得出如下結(jié)論：第一，異質(zhì)性機構(gòu)投資者對雙元創(chuàng)新投資存在差異化影響，專注型機構(gòu)投資者相較于臨時型機構(gòu)投資者更有利于雙元創(chuàng)新投資。第二，專注型機構(gòu)投資者影響決策者注意力資源配置，使其更注重探索性創(chuàng)新投資；臨時型機構(gòu)投資者基于市場迎合動機作用于開發(fā)性創(chuàng)新投資，且管理層業(yè)績壓力、外部監(jiān)管壓力越大，迎合動機越明顯。第三，就作用機制來說，專注型機構(gòu)投資者通過監(jiān)督和激勵管理層、提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平作用于企業(yè)雙元創(chuàng)新投資，臨時型機構(gòu)投資者通過豐富投資者情緒作用于開發(fā)性創(chuàng)新投資未得到驗證。這表明，專注型機構(gòu)投資者參與企業(yè)創(chuàng)新決策是與管理層博弈后作出的利益最大化決策；臨時型機構(gòu)投資者開發(fā)性創(chuàng)新迎合動機雖然得到驗證，但在資本市場中表現(xiàn)不明顯；第四，產(chǎn)業(yè)政策既有助于增強專注型機構(gòu)投資者對決策者注意力的影響，使其更專注于探索性創(chuàng)新投資，也有助于增強臨時型機構(gòu)投資者的開發(fā)性創(chuàng)新迎合投資動機。本文研究結(jié)論也驗證了“十二五”規(guī)劃、“十三五”規(guī)劃的微觀政策效果，即產(chǎn)業(yè)政策的制定、實施對機構(gòu)投資者參與企業(yè)創(chuàng)新決策起到“加速器”作用。

4.2 對策建議

根據(jù)上述分析，本文提出如下對策建議：第一，政府應(yīng)積極引導(dǎo)多元化投資機構(gòu)進駐企業(yè)。一方面,要加大政策優(yōu)惠力度，力爭涌現(xiàn)數(shù)量更多、規(guī)模更大的專注型機構(gòu)投資者，推動機構(gòu)投資者持有高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)，鼓勵高新技術(shù)企業(yè)積極從事探索性創(chuàng)新活動；另一方面，監(jiān)管部門應(yīng)對臨時型機構(gòu)投資者進行引導(dǎo)，使其積極參與公司治理，促進其長期、穩(wěn)定持股。第二，企業(yè)應(yīng)發(fā)揮臨時型與專注型機構(gòu)投資者在高新技術(shù)企業(yè)中的協(xié)同作用，充分考慮兩者在不同發(fā)展階段與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略、創(chuàng)新目標(biāo)的匹配度。當(dāng)企業(yè)從開發(fā)性創(chuàng)新過渡到探索性創(chuàng)新時，可以建立臨時型機構(gòu)投資者退出機制及專注型機構(gòu)投資者進入機制；當(dāng)企業(yè)專注于探索性創(chuàng)新時，應(yīng)積極引入更多專注型機構(gòu)投資者，促使其長期、穩(wěn)定持股，發(fā)揮其對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的效用。第三，政府要打造好外部治理環(huán)境，加大對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)的政策扶持力度。