王靖宇,張宏亮

(1.中央財經(jīng)大學 會計學院,北京 100081;2.北京工商大學 商學院,北京 100048)

0 引言

創(chuàng)新在促進經(jīng)濟社會發(fā)展過程中具有邊際貢獻大、持續(xù)性強等特點,企業(yè)創(chuàng)新活動具有成本低、效率高的優(yōu)勢[1]。2016年,我國政府科技創(chuàng)新投入占GDP的比重已經(jīng)超越歐盟,并呈現(xiàn)逐年增長趨勢。但問題在于,我國技術進步率與創(chuàng)新投入增長率之間出現(xiàn)了失衡現(xiàn)象,即“科技創(chuàng)新困境”[2]。創(chuàng)新活動高風險性是創(chuàng)新投入向科技成果轉化的障礙,據(jù)統(tǒng)計,企業(yè)創(chuàng)新失敗率在40%左右[3]。合理抑制創(chuàng)新失敗風險成為促進企業(yè)創(chuàng)新水平提升的重要前提。因此,探究企業(yè)創(chuàng)新失敗治理機制成為學術界廣泛關注的問題。

機構投資者作為專業(yè)投資主體,在我國資本市場上發(fā)揮重要治理作用。隨著機構投資者在我國A股市場上日益活躍,出現(xiàn)某一機構投資者同時成為同行業(yè)多家上市公司大股東的交叉持股現(xiàn)象?；跈C構投資者交叉持股形成的聯(lián)結關系,相關上市公司擁有了非正式股權聯(lián)結,進而在機構單一持股的基礎上,機構投資者所有權配置具有動態(tài)同群效應特征。與單一持股機構相比,交叉持股機構更加注重投資組合整體價值,由此導致機構交叉持股與單一持股投資動機存在差異?；谏鐣W(wǎng)絡理論,交叉持股機構處于股權隱性聯(lián)結網(wǎng)絡中心位置,是信息和資源流動的樞紐。相較于單一持股,機構交叉持股更具信息與資源優(yōu)勢。部分文獻基于機構短視與合謀傾向研究發(fā)現(xiàn),機構單一持股會阻礙企業(yè)創(chuàng)新[4]。由此,有必要進一步探究動機、資源差異能否幫助交叉持股機構克服機構投資者的短視與合謀傾向,成為抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗的治理主體這一研究問題。Gao等[5]研究表明,機構交叉持股能夠促進企業(yè)研發(fā)投入與專利申請量增加,但創(chuàng)新產(chǎn)出是在克服創(chuàng)新失敗的影響下,不斷優(yōu)化公司治理機制的結果[3],即抑制創(chuàng)新失敗是促進企業(yè)創(chuàng)新績效提升的前端問題。因此,有必要關注交叉持股機構能否在抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗過程中發(fā)揮治理作用,進而完善機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新的邏輯關系鏈條。

本文可能的貢獻如下:第一,進一步豐富機構交叉持股治理后果研究。以往文獻主要基于盈余管理、企業(yè)避稅、企業(yè)金融化、企業(yè)全要素生產(chǎn)率等視角分析機構交叉持股的治理作用,鮮有關注機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的影響。本文基于機構交叉持股形成的股權網(wǎng)絡視角,探討其對企業(yè)創(chuàng)新失敗的抑制作用,以期豐富相關研究。第二,綜合運用普通最小二乘法(OLS)和倍差法(DID)解決內生性問題。由于機構在投資目標選擇過程中具有一定的傾向性,導致以往研究面臨內生性的影響,本文借助OLS和DID兩種方法,以期為解決這一領域的爭論提供穩(wěn)健性證據(jù)。第三,進一步完善機構交叉持股對創(chuàng)新失敗的作用路徑及作用情境,構建多層次分析框架,以期打開機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新水平作用路徑的“黑箱”。

1 文獻綜述

1.1 機構投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新

現(xiàn)有機構投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新關系研究普遍認為,機構投資者具有豐富的資源、專業(yè)的投資知識,因而能夠促進企業(yè)創(chuàng)新水平提升[6]。同時,機構投資者通過持股途徑可以發(fā)揮公司治理作用,緩解不利因素對企業(yè)創(chuàng)新的負面影響。例如,張強和王明濤[7]認為,機構投資者能夠促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出;姜君臣等[8]發(fā)現(xiàn),機構投資者持股可以通過增強企業(yè)風險承擔能力提升企業(yè)創(chuàng)新水平。但部分研究認為,機構投資者持股會抑制企業(yè)創(chuàng)新,其原因在于機構投資者的短視與合謀動機[4],由此引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動機不足、創(chuàng)新資源配置效率低下等問題進而抑制企業(yè)創(chuàng)新。此外,趙洪江和夏暉[9]認為,機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)投入不具有顯著影響。同時,部分學者發(fā)現(xiàn),機構投資者持股對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮非線性區(qū)間效應[10]。

1.2 機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新

目前,學術界主要關注機構交叉持股對企業(yè)盈余管理、避稅動機、金融化趨勢的治理作用[11-13],研究發(fā)現(xiàn),機構交叉持股有利于增強會計信息可比性,提升企業(yè)價值、全要素生產(chǎn)率及市場占有率[14]。也有部分學者關注機構交叉持股產(chǎn)生的潛在負面影響,研究發(fā)現(xiàn),基于機構交叉持股形成的企業(yè)間隱性關系網(wǎng)絡可能會導致市場定價機制扭曲、行業(yè)投資效率下降等問題(潘越等,2020)。

在現(xiàn)有文獻中,Gao等[5]研究發(fā)現(xiàn),機構交叉持股能夠促進企業(yè)研發(fā)投入和專利申請量提升;楊興全等[15]研究發(fā)現(xiàn),交叉持股的機構投資者越接近網(wǎng)絡中心位置,越有利于促進企業(yè)研發(fā)投入和專利產(chǎn)出增加。

1.3 文獻評述

上述研究對本文具有較大的參考價值,但也存在進一步拓展空間:第一,基于專利申請量與創(chuàng)新失敗兩種維度描述企業(yè)創(chuàng)新過程。企業(yè)專利申請量不僅與國家專利審查制度的嚴格程度相關,而且與創(chuàng)新質量存在緊密關系。對于漸進式創(chuàng)新而言,其創(chuàng)新過程相對簡單,是基于以往創(chuàng)新成果的改進與完善[16],創(chuàng)新失敗風險較低,而突破式創(chuàng)新則面臨較高的研發(fā)風險?；谶@一視角,創(chuàng)新失敗是衡量企業(yè)創(chuàng)新質量的重要內容。因此,進一步分析創(chuàng)新失敗治理機制對促進企業(yè)創(chuàng)新質量提升具有重要意義。第二,投資機構選擇目標會受潛在因素的影響。具體而言,機構出于長期價值投資需要考慮,傾向于選擇創(chuàng)新水平較高的企業(yè)作為投資目標,即企業(yè)創(chuàng)新水平顯著提升可能更多的是因為企業(yè)既有創(chuàng)新水平較高,因而難以識別機構投資者的創(chuàng)新治理作用。相對地,創(chuàng)新失敗反映了企業(yè)既有創(chuàng)新能力與預期創(chuàng)新質量間的差距,加上創(chuàng)新過程實質上是復雜的資源整合過程,企業(yè)無法短時間內依托既有機制應對創(chuàng)新失敗風險[17]。機構交叉持股作為外部嵌入的治理因素,上述環(huán)境下企業(yè)創(chuàng)新失敗率的變化可以更好地反映機構投資者在企業(yè)創(chuàng)新過程中的治理作用,即基于企業(yè)創(chuàng)新失敗視角能夠為觀察機構投資者的治理作用提供更為有效的證據(jù)。因此,有必要基于抑制創(chuàng)新失敗視角,進一步關注機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新的關系。

2 研究假設

2.1 機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗

創(chuàng)新失敗是企業(yè)在創(chuàng)新過程中面臨的客觀問題,創(chuàng)新失敗產(chǎn)生的負向反饋效應對企業(yè)未來研發(fā)投入可能產(chǎn)生不利影響,進而影響企業(yè)創(chuàng)新過程的持續(xù)性[3]。高管風險承擔能力與創(chuàng)新失敗之間存在動態(tài)平衡關系,過多的創(chuàng)新失敗經(jīng)歷會挫傷高管研發(fā)投資的積極性,甚至誘發(fā)高管短視行為,最終導致企業(yè)創(chuàng)新能力降低[18]。機構投資者作為資源豐富、素質專業(yè)的市場主體,其對公司治理的影響受到學術界廣泛關注。隨著機構投資者發(fā)展,機構交叉持股這一新興動態(tài)同群網(wǎng)絡成為我國資本市場中的普遍現(xiàn)象。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,我國34%以上的上市公司中存在機構大股東交叉持股現(xiàn)象[14]?；诖?機構交叉持股能否成為抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗的有效機制?本文認為,機構交叉持股有助于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

(1)代理沖突是導致企業(yè)創(chuàng)新投資效率低下的重要誘因,機構交叉持股能夠有效緩解高管代理問題。根據(jù)協(xié)同治理理論,主體間合作水平提升有助于緩解信息不對稱問題與因契約不完備性導致的代理問題。交叉持股的機構投資者可以基于持股網(wǎng)絡提高自身信息收集能力,加強對企業(yè)的監(jiān)督。具體而言,一方面,相比于機構投資者單一持股,機構投資者交叉持股能夠形成企業(yè)間隱性網(wǎng)絡關系,機構投資者處于股權關聯(lián)網(wǎng)絡的核心節(jié)點。相關研究表明,機構交叉持股形成的網(wǎng)絡具有信息流通與反饋功能[19],即交叉持股的機構投資者可以參與股權網(wǎng)絡中的上市公司治理。由于股權網(wǎng)絡內上市公司具有同行業(yè)屬性,故機構投資者獲取的公司治理信息具有較強的可比性[19],進而成為股權網(wǎng)絡中的信息流動樞紐。具有參考價值的私有信息規(guī)模擴大,有利于緩解機構投資者與企業(yè)高管間的信息不對稱問題,進而幫助機構投資者識別企業(yè)高管代理動機,緩解高管代理問題。另一方面,機構投資者可以通過交叉持股網(wǎng)絡參與同行業(yè)相關公司治理,基于相同行業(yè)屬性,相關上市公司治理經(jīng)驗具有較強的通用性[20]。由此,機構投資者的邊際監(jiān)督成本下降,有利于機構投資者發(fā)揮監(jiān)督作用,抑制高管代理動機,進而緩解創(chuàng)新資源錯配問題,為降低企業(yè)創(chuàng)新失敗風險提供有效的資源保障。

(2)與單一持股機構相比,機構交叉持股可以克服短視問題,從而降低企業(yè)創(chuàng)新失敗率。資源整合理論認為,市場資源整合能夠將行業(yè)不良競爭的負面效應內部化,從而實現(xiàn)市場均衡。機構投資者通過交叉持股逐步成為行業(yè)資源流動樞紐,發(fā)揮資源整合優(yōu)勢,以此緩解短視問題。一方面,機構可以通過交叉持股這一新興所有權模式擴大其掌握的資源與信息規(guī)模。隨著機構借助交叉持股逐漸成為行業(yè)資源與信息流動的重要樞紐,其風險承擔能力得以強化[20],有利于增強機構投資者的長期導向性,使其積極參與公司治理,從而更好地實現(xiàn)投資組合價值最大化目標。企業(yè)創(chuàng)新是持續(xù)增加自身價值的重要途徑,同時企業(yè)創(chuàng)新具有長期性,有利于機構投資者基于長期投資價值構建長效機制,降低企業(yè)創(chuàng)新失敗風險。另一方面,激烈的外部市場競爭是誘發(fā)高管短視問題的重要因素。為了緩解市場競爭壓力,高管注重短期業(yè)績改善,對企業(yè)長期價值關注不足,導致資源配置扭曲,進而加大企業(yè)創(chuàng)新失敗風險。機構交叉持股可以重塑行業(yè)競爭狀況,緩解高管短視問題。具體而言,機構交叉持股的投資目標是為了實現(xiàn)持股網(wǎng)絡整體價值最大化?；诖?交叉持股的機構投資者有動機借助自身在董事會的影響力緩解行業(yè)過度競爭[14]。因為過于激烈的行業(yè)競爭會導致信息不對稱程度加深、投資效率扭曲,從而對機構投資者的投資組合價值產(chǎn)生不利影響。因此,交叉持股的機構投資者既有動機也有能力改善行業(yè)競爭狀況,緩解高管因激烈行業(yè)競爭產(chǎn)生的短視問題,使其關注企業(yè)創(chuàng)新活動,從而抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

進一步地,機構交叉持股產(chǎn)生的資源整合效應有助于緩解因技術溢出引發(fā)的創(chuàng)新正外部性問題,降低由此導致的企業(yè)創(chuàng)新租金損失,進而對企業(yè)創(chuàng)新失敗發(fā)揮治理作用。具體而言,激烈的市場競爭會誘發(fā)創(chuàng)新模仿行為[21],并在技術溢出情境下導致企業(yè)創(chuàng)新租金損失,進而對企業(yè)創(chuàng)新動機產(chǎn)生不利影響。交叉持股機構出于投資組合價值最大化考慮,傾向于在股權聯(lián)結網(wǎng)絡中發(fā)揮協(xié)同治理作用,進而對企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新產(chǎn)生激勵效應,抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

基于此,本文提出如下假設:

H1:機構交叉持股有利于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

2.2 作用路徑

綜上所述,機構交叉持股有助于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。需要進一步回答的問題是,機構交叉持股通過怎樣的路徑作用于企業(yè)創(chuàng)新,從而抑制創(chuàng)新失敗。在以往研究的基礎上,本文認為,機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的抑制作用主要通過兩種路徑實現(xiàn):一是抑制高管代理動機;二是緩解企業(yè)外部融資約束。

就緩解代理問題而言,高管代理動機是影響企業(yè)持續(xù)性創(chuàng)新的主要因素。從高管代理動機與企業(yè)創(chuàng)新匹配度看,為抑制創(chuàng)新失敗,需要企業(yè)持續(xù)、長期的資源投入。高風險是創(chuàng)新投資的內在特征,與高管風險規(guī)避傾向存在矛盾,加上研發(fā)資源投入具有酌量性特征,因而高管有動機削減研發(fā)支出[5],創(chuàng)新資源投入不足容易誘發(fā)創(chuàng)新失敗。機構交叉持股可以有效約束高管代理問題,進而抑制創(chuàng)新失敗。具體而言,基于動機角度,交叉持股的機構投資者逐步成為行業(yè)資源流動樞紐,隨著可支配資源規(guī)模擴大,機構風險承擔能力隨之提升[20],通過解決短視問題,更好地發(fā)揮戰(zhàn)略性投資功能。為了實現(xiàn)被投資企業(yè)的長期價值,交叉持股的機構投資者會發(fā)揮監(jiān)督作用,抑制高管代理動機。同樣,交叉持股機構具有抑制高管代理動機的能力。機構交叉持股可以實現(xiàn)行業(yè)信息整合[11],降低機構與高管間的信息不對稱程度。此外,同時持股同行業(yè)多家上市公司,基于持股公司相同的行業(yè)屬性、相似的管理模式,機構可以將相關管理經(jīng)驗進行遷移,加強對高管的監(jiān)督,即機構投資者可以借助交叉持股形成的規(guī)模經(jīng)濟加強對高管的監(jiān)督,通過緩解代理問題抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

就緩解外部融資約束路徑而言,現(xiàn)金流持續(xù)投入是抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗的重要條件。由于創(chuàng)新活動具有高投入特征,企業(yè)內部融資途徑無法充分滿足創(chuàng)新活動的資金需求[19]。因此,外部融資成為抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗的重要資源。我國企業(yè)普遍面臨融資約束,而創(chuàng)新活動的高風險會進一步加劇外部融資約束。機構交叉持股有助于企業(yè)緩解外部融資壓力,具體如下:一方面,機構投資者具有較為豐富的融資資源。憑借機構交叉持股形成的隱性社會網(wǎng)絡,作為資源流動樞紐,機構投資者可以有效協(xié)調股權網(wǎng)絡內部融資資源,促進網(wǎng)絡內企業(yè)合作,緩解企業(yè)面臨的外部融資約束,為抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗提供融資支持。另一方面,機構交叉持股可以向市場傳遞利好信號,幫助企業(yè)擴大外部融資規(guī)模,促進企業(yè)創(chuàng)新活動,從而抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

基于此,本文提出如下假設:

H2a:機構交叉持股通過緩解高管代理問題抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗;

H2b:機構交叉持股通過緩解外部融資壓力抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)獲取與樣本篩選

本文基于2010—2021年中國A股上市公司數(shù)據(jù),采用倍差法(DID)研究機構交叉持股對抑制創(chuàng)新失敗的影響,選取以下樣本數(shù)據(jù):第一,機構交叉持股樣本;第二,企業(yè)創(chuàng)新失敗樣本;第三,影響企業(yè)創(chuàng)新失敗的控制變量樣本。其中,對于機構交叉持股樣本數(shù)據(jù),主要通過手工整理得到;對于企業(yè)創(chuàng)新失敗與控制變量樣本數(shù)據(jù),借助國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取。本文遵循以下標準對樣本進行篩選:①剔除金融、房地產(chǎn)行業(yè)樣本;②剔除ST、*ST公司樣本;③剔除年度變量缺失樣本;④剔除資不抵債公司樣本。最終,獲取的非平衡面板數(shù)據(jù)中包含11 068個有效觀測值。此外,本文對連續(xù)變量進行縮尾處理。

3.2 關鍵變量度量

3.2.1 機構交叉持股

參考He&Huang[14]對于機構交叉持股(Cross)的定義,交叉持股情景下的機構投資者是指同時持有同行業(yè)多家上市公司股票,且持股比例在5%以上的機構投資者。因此,本文基于以下思路收集機構交叉持股樣本數(shù)據(jù):第一,基于季度層面,選取企業(yè)股東為機構投資者且持股比例不低于5%的樣本;第二,基于季度層面,若樣本機構投資者在同行業(yè)其它企業(yè)的持股比例在5%以上,則視為存在機構交叉持股,并識別出企業(yè)存在機構股東交叉持股的機構數(shù)量;第三,基于季度指標并計算年度均值,對均值加1并取對數(shù),由此得出公司—年度面板數(shù)據(jù)。

在上述研究的基礎上,參考杜勇等[11]的研究方法,本文基于以下維度對機構交叉持股進行度量:

(1)將機構交叉持股設置為虛擬變量,即觀察某年度內某上市公司是否存在共同機構持股5%以上的情況,若樣本符合上述定義則賦值為1,否則取值為0(Cross1)。

(2)計算某年度內上市公司中存在的交叉持股機構投資者在該公司內部的持股比例(Cross2)。

(3)觀察某家上市公司年度內由多少家機構投資者交叉持股,并進行加1取對數(shù)處理(Cross3)。

(4)觀察存在機構交叉持股的上市公司是否發(fā)生機構減持情況,將未發(fā)生機構減持情況的樣本賦值為1,否則賦值為0(Cross4)。

3.2.2 企業(yè)創(chuàng)新失敗

企業(yè)創(chuàng)新失敗(Retreat)能夠反映企業(yè)實際創(chuàng)新成果與預期成果間的差異。參考古志輝和馬柏超[22]的研究方法,本文采用企業(yè)專利申請過程中被撤回、駁回的專利申請量之和與撤回、駁回、授權的專利數(shù)量之和的比值度量企業(yè)創(chuàng)新失敗風險。

3.2.3 中介變量

參考李志遠和余淼杰[23]的做法,代理成本(Agency)采用管理費用率度量,融資約束(Finance)采用利息支出度量,并對其加1取對數(shù)。該指標越小,企業(yè)外部融資約束水平越低。

3.2.4 控制變量

本文選取如下控制變量:企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、銷售收入增長率、資產(chǎn)凈利率、董事會規(guī)模、兩職兼任、上市年齡、產(chǎn)權性質、政府補貼強度。表1列示了控制變量含義及計算方法。

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

3.3 識別策略

本文采用OLS與DID兩種方法對機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗的關系進行檢驗。基于OLS識別策略,本文將存在機構交叉持股的公司—年度樣本賦值為1,否則賦值為0,并構建如下模型:

Retreati,t=τ0+τ1Crossi,t+αZi,t+ηt+λi+εi,t

(1)

Zi,t={Sizei,t+Levi,t+Growthi,t+ROAi,t+Boardi,t+Ratioi,t+Duali,t+Agei,t+Equityi,t+Subi,t}

(2)

模型(1)中,解釋變量Cross表示機構交叉持股,包括Cross1、Cross2、Cross3、Cross4。系數(shù)τ1的統(tǒng)計特征可以反映機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗的關系,為了驗證假設,系數(shù)τ1應顯著為負。集合Z包含本文選取的全部控制變量,具體內容見模型(2)。η、λ分別表示年度固定效應和公司固定效應。

為緩解潛在內生性問題,本文進一步采用倍差法揭示機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗的邏輯關系。參考郝健等[24]的研究思路,將樣本劃分為實驗組與對照組,即將存在機構交叉持股的樣本作為實驗組(Treat),反之則歸為對照組,實驗組取值為1,對照組取值為0。進一步地,將樣本上市公司中存在機構交叉持股的年度對應樣本賦值為1,不存在機構交叉持股的年度對應樣本賦值為0。考慮到觀測的連續(xù)性,本文將機構交叉持股年度低于3年的樣本予以剔除。剔除樣本后,有效觀測值為10 582個。由此,本文構建倍差法回歸模型,如式(3)所示。

Retreati,t=β0+β1Treati×Postt+αZi,t+ηt+λi+εi,t

(3)

模型(3)是檢驗機構交叉持股能否抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗的雙重差分模型,其中,交乘項Treat×Post構成雙重差分項,系數(shù)β1能夠反映機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的影響及方向?；陬A期,系數(shù)β1應顯著為負。為進行路徑檢驗,本文構建中介效應模型,如式(4)所示。

Medi,t=ρ0+ρ1Treati×Postt+αZi,t+ηt+λi+εi,t

(4)

Retreati,t=ω0+ω1Treati×Postt+ω2Medi,t+αZi,t+ηt+λi+εi,t

(5)

在模型(4)中,Med表示中介變量,包括高管代理成本與外部融資約束。根據(jù)預期,系數(shù)ρ1應顯著為負,說明機構交叉持股能夠抑制高管代理問題。同時,預期φ1應顯著為正,說明機構交叉持股有利于增加利息支出,進而緩解融資約束。

表2 描述性統(tǒng)計結果Tab.2 Descriptive statistic results

主要變量基本統(tǒng)計特征如表2所示。由結果可知:第一,Cross1的均值和標準差分別為0.169、0.375,說明樣本企業(yè)中存在機構交叉持股情況,且不同企業(yè)間差距較大。Cross2的均值為0.053,說明機構交叉持股量較少。Cross3的均值介于0～0.533之間,說明同一家上市公司面臨多家機構交叉持股情況,而且這一情況存在較大的波動性。Cross4的平均值為0.055,說明樣本企業(yè)中機構減持情況較少,機構持股具有一定穩(wěn)定性。第二,實驗分組變量(Treat)的平均值為0.466,說明46.6%的樣本存在機構交叉持股現(xiàn)象。同時,年度分組變量(Post)的平均值為0.465,反映出樣本年度分布相對均衡。第三,企業(yè)創(chuàng)新失敗(Retreat)的平均值介于0.009～0.999之間,標準差為0.178,基本統(tǒng)計特征與古志輝和馬柏超[22]的研究結果一致。

4 回歸結果與分析

4.1 平行趨勢假設檢驗

借助平行趨勢假設檢驗可以排除機構交叉持股前,不可觀測因素對企業(yè)創(chuàng)新失敗的影響,這是使用倍差法的前提條件。由此,本文構建如下模型:

(6)

模型(6)中,D表示年度虛擬變量,即若t-j期間某一上市公司出現(xiàn)機構交叉持股情況,則D賦值為1,若相應期間不存在機構交叉持股情況,則樣本賦值為0。M、N分別表示機構交叉持股之前與之后的期數(shù)。

平行趨勢假設檢驗結果如表3所示。由表3可知,在機構投資者交叉持股前,其對企業(yè)創(chuàng)新失敗的抑制作用不顯著,隨著時間推移,機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的治理作用日益顯現(xiàn),在統(tǒng)計意義上表現(xiàn)出系數(shù)的顯著性,這一結果符合平行趨勢假設。

4.2 基本回歸結果與分析

表4第(1)～(4)列是基于OLS方法對模型(1)的回歸結果。其中,Cross1的系數(shù)顯著為負,反映出交叉持股的機構投資者對企業(yè)創(chuàng)新失敗的治理作用。同時,Cross2、Cross3、Cross4的系數(shù)分別為-0.029、-0.022、-0.015,且均通過顯著性檢驗,說明機構交叉持股量較大、機構交叉持股聯(lián)結度較高、機構未減持情景下,企業(yè)創(chuàng)新失敗受到抑制,由此基于更多維度驗證了本文研究假設。表4第(5)列是模型(3)的回歸結果,Treat×Post的系數(shù)顯著為負,說明相比于不存在機構交叉持股的上市公司,機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的治理效應更顯著。上述結果顯示,機構交叉持股量每提升1%,上市公司創(chuàng)新失敗率降低23.07%。由此,本文研究假設H1得到驗證。

表3 平行趨勢假設檢驗結果Tab.3 Parallel trend regression results

4.3 路徑檢驗結果分析

作用路徑檢驗結果如表5所示。表5第(1)列結果表明,Treat×Post系數(shù)在1%水平上顯著為負,說明機構交叉持股能夠緩解高管代理問題。相應地,第(3)列的Treat×Post系數(shù)顯著為正,說明機構交叉持股有助于企業(yè)利息支出增加,緩解企業(yè)融資約束。進一步地,第(2)列結果顯示(模型(5)的回歸結果),Treat×Post與變量Agency的系數(shù)均具有顯著性,且符號符合預期。同時,第(4)列結果顯示(模型(5)的檢驗結果),關鍵變量的系數(shù)方向及顯著性與預期一致。由此,驗證了中介效應的存在,即機構交叉持股能夠通過緩解代理問題與融資約束抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

4.4.1 安慰劑檢驗

為了避免基本回歸結果受到不可觀測因素的干擾,本文基于反事實視角進行安慰劑檢驗。如果在虛擬政策環(huán)境下,檢驗結果反映機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗呈顯著負相關關系,則說明基本回歸結果的穩(wěn)健性不足,反之亦然。

4.4.2 熵平衡匹配

相比于傾向得分匹配法,熵平衡匹配方法可以有效規(guī)避樣本量匹配損失對回歸結果的影響,同時控制樣本間系統(tǒng)性差異。因此,本文采用熵平衡匹配方法規(guī)避樣本差異對回歸結果的干擾,以驗證結果的穩(wěn)健性。

4.4.3 被解釋變量滯后一期

考慮到機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的治理作用存在潛在滯后效應,本文對被解釋變量(Retreat)作滯后一期處理,以規(guī)避滯后效應對結果的影響。

表4 機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗關系回歸結果Tab.4 Regression results of institutional cross shareholding and corporate innovation failure

續(xù)表4 機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗關系回歸結果Tab.4(Continued) Regression results of institutional cross shareholding and corporate innovation failure

表5 作用路徑檢驗結果Tab.5 Regression results of action path

4.4.4 替換被解釋變量

相比于外觀設計專利、實用新型專利,發(fā)明專利因技術密度與人力資本密度較高而具備較高的商業(yè)轉化價值。同時,發(fā)明專利因具有的難以模仿特征而壓縮了技術溢出空間,因而對促進企業(yè)創(chuàng)新水平提升與機構投資者創(chuàng)新租金獲取具有重要價值。因此,本文進一步利用(發(fā)明專利撤回、駁回的數(shù)量)/(發(fā)明專利撤回、駁回數(shù)量+發(fā)明專利授權量)替換被解釋變量,以便更好地觀測機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的抑制作用。

4.4.5 傾向得分匹配

為了消除樣本間系統(tǒng)性差異對結果的影響,本文采用傾向得分匹配方法對樣本進行匹配,并進一步作倍差法分析。

穩(wěn)健性檢驗結果如表6所示。由表6可知,在安慰劑檢驗的虛擬政策環(huán)境下(第(1)列),Treat×Post的系數(shù)為負,未通過顯著性檢驗,因而基于反事實視角進一步厘清了機構交叉持股與企業(yè)創(chuàng)新失敗的邏輯關系。進一步地,采用熵平衡匹配方法控制兩組樣本的系統(tǒng)性差異(第(2)列),檢驗結果顯示,交乘項Treat×Post的系數(shù)在1%水平上顯著為負。此外,表6第(3)～(4)列結果表明,在被解釋變量滯后一期、替換被解釋變量情境下,穩(wěn)健性檢驗結果與基本回歸結果基本一致。同時,傾向得分匹配后的樣本檢驗結果表明(第(5)列),在控制樣本間的系統(tǒng)性特征差異后,檢驗結果與基準回歸結果基本一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果Tab.6 Robustness test results

5 拓展性研究

5.1 機構交叉持股量差異的影響

機構交叉持股量能夠反映存在機構交叉持股的上市公司中,機構交叉持股量占公司股份總數(shù)的比重[11]。機構投資者在上市公司中的持股量越大,上市公司與機構投資者間的利益綁定效應越顯著[25],越有利于激發(fā)機構投資者的長期視野與治理動機。機構投資者出于增加投資組合長期收益的考慮,有動機優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新資源配置,這對于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗具有重要影響。此外,交叉持股的機構投資者在某一上市公司中的持股比例越高,該公司在機構投資者股權網(wǎng)絡中的中心位置越突出[26]。因此,機構持股量較大的上市公司能夠較為便利地獲取機構持股網(wǎng)絡中的外部創(chuàng)新資源,這對于彌補內部創(chuàng)新資源不足、優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新資源結構具有重要作用,有利于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

5.2 機構交叉持股深度差異的影響

交叉持股的機構投資者在上市公司中的持股年限可以反映機構持股深度。一方面,機構在上市公司中交叉持股深度較高,能夠強化機構與上市公司間的利益相關性,有利于激勵機構投資者發(fā)揮協(xié)同治理功能[11],對于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗具有積極影響。另一方面,隨著機構交叉持股深度提升,機構投資者與企業(yè)高管間的信息不對稱程度逐步降低[26],甚至與高管形成基于私人關系的信息流動渠道。信息不對稱程度降低可為機構投資者更好地約束高管代理動機提供有利條件,從而抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。進一步地,交叉持股機構在企業(yè)中持股深度提升,能夠向外部市場傳遞該企業(yè)具有較高投資價值的利好信號,這對于緩解企業(yè)外部融資壓力具有積極影響,而外部融資渠道拓展有利于抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

5.3 股票流動性差異的影響

股票流動性差異會導致機構投資者對公司的治理效應差異。具體而言,退出威脅是機構投資者參與上市公司治理的重要途徑,當市場捕捉到機構大規(guī)模退出上市公司股權這一信息時,會對上市公司股價產(chǎn)生不利影響[27],進而威脅高管職業(yè)生涯。特別是對于交叉持股的機構投資者而言,退出威脅對上市公司的影響更為顯著,因為交叉持股形成的投資組合是降低機構投資風險的有效渠道。如果公司治理現(xiàn)狀存在較大風險或者機構投資者的協(xié)調治理功能受到約束,則機構投資者具有重新整合投資組合的動機,以規(guī)避某一上市公司治理風險借由股權網(wǎng)絡產(chǎn)生的“傳染效應”[27]。對于股票流動性較強的上市公司而言,機構投資者退出渠道更加便利,對企業(yè)高管的威懾效應更顯著,因而有利于約束高管代理動機,抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

綜上分析,機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的抑制作用更多地體現(xiàn)在機構持股量較大、機構持股深度較高、股票流動性較強的上市公司中,本文構建以下模型加以驗證:

Retreati,t=γ0+γ1Treati×Postt+γ2MVi,t+γ3Treati×Postt×MVi,t+αZi,t+ηt+λi+εi,t

(7)

模型(7)為作用環(huán)境差異檢驗模型,MV表示調節(jié)變量,包括機構交叉持股數(shù)量(Cross2)、機構交叉持股深度(Depth)、股票流動性(Turn)。此外,本文采用交叉持股的機構投資者在上市公司中的持股比例度量機構交叉持股數(shù)量,以機構交叉持股最長年限作為機構交叉持股深度的度量指標,采用行業(yè)中個股流動性指標加權計算股票流動性。

表7 作用環(huán)境檢驗結果Tab.7 Test results of action environment

表7第(1)列結果顯示,當MV=Cross2時,調節(jié)變量系數(shù)顯著為負,說明在持股量較大的環(huán)境下,機構交叉持股能夠抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。進一步地,三重差分項Treat×Post×MV的系數(shù)為-0.010且在10%水平上顯著。上述結果說明,當交叉持股的機構投資者持股量較大時,其對企業(yè)創(chuàng)新失敗的抑制作用更顯著。相對地,表7第(2)～(3)列回歸結果顯示,在機構持股深度較高、股票流動性較強的上市公司中,機構交叉持股更能有效抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

6 結語

6.1 研究結論

(1)機構交叉持股可以借助網(wǎng)絡效應加強企業(yè)監(jiān)督、解決企業(yè)高管短視問題、提高資源配置水平,從而抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗。

(2)就具體作用路徑而言,機構交叉持股形成的網(wǎng)絡監(jiān)督效應與資源流動效應有利于緩解高管代理問題和企業(yè)外部融資壓力,進而成為機構交叉持股治理企業(yè)創(chuàng)新失敗的作用路徑。

(3)進一步研究結果表明,當機構持股量較大、持股深度較高、股票流動性較強時,交叉持股機構產(chǎn)生的治理效應與資源效應能夠得到有效發(fā)揮。此時,機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的治理作用更顯著。

6.2 管理啟示

(1)上市公司應重視機構交叉持股的協(xié)同治理效應。機構交叉持股能夠有效抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗,其原因在于:機構通過交叉持股實現(xiàn)行業(yè)內資源與信息流通,發(fā)揮資源樞紐作用。因此,企業(yè)應采取有效措施,為發(fā)揮機構交叉持股的協(xié)調治理作用營造有利的環(huán)境。

(2)上市公司應重視高管代理問題。機構交叉持股能夠抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗,其重要途徑是緩解高管代理問題。因此,基于公司治理需要,上市公司應積極構建監(jiān)督與激勵機制,從而緩解高管代理問題。

(3)上市公司應重視外部融資渠道。緩解外部融資壓力是機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的作用機制路徑,外部融資是企業(yè)創(chuàng)新過程中的重要資源,企業(yè)高管需要積極開拓外部融資渠道,為創(chuàng)新活動營造穩(wěn)定的外部環(huán)境。

(4)交叉持股機構投資者治理作用的發(fā)揮需要依托一定的環(huán)境。持股深度較高、股票流動性較強的環(huán)境,有利于交叉持股機構投資者發(fā)揮治理作用。因此,上市公司要重視治理環(huán)境建設,為機構投資者發(fā)揮治理作用創(chuàng)造良好的條件。

(5)政府部門要采取措施,為機構投資者成長創(chuàng)造良好的條件。研究表明,機構交叉持股能夠發(fā)揮治理效應與資源效應,解決機構單一持股的短視問題。由此,政府部門應進一步采取措施,推動機構投資者健康發(fā)展。

6.3 不足與展望

(1)機構交叉持股抑制企業(yè)創(chuàng)新失敗的作用路徑有待進一步挖掘。機構交叉持股形成的股權網(wǎng)絡既具有較強的監(jiān)督效應與資源效應,也擁有多樣化作用路徑。限于數(shù)據(jù)可得性,本文僅關注了緩解代理問題與外部融資壓力兩條路徑,未來可以通過深入挖掘數(shù)據(jù)、構建經(jīng)濟理論模型進行拓展。

(2)機構交叉持股對企業(yè)創(chuàng)新失敗的作用環(huán)境有待深入研究。本文基于機構交叉持股的內在特征(如持股時間等)進行分析,未來有必要結合企業(yè)所處外部環(huán)境特征(如市場競爭程度等)進行更加廣泛、深入的研究。