李 燕,原東良

(1.南開大學 商學院,天津 300071;2.蘭州大學 管理學院,甘肅 蘭州 730000)

0 引言

“大眾創(chuàng)業(yè),萬眾創(chuàng)新”背景下,作為國民經(jīng)濟的重要組成部分,中國上市公司在引領(lǐng)創(chuàng)新方面發(fā)揮著重要作用[1]。作為一個開放系統(tǒng),企業(yè)需要與外部利益相關(guān)者進行資源交換,尤其是創(chuàng)新這種高風險和高技術(shù)投入活動,更需要企業(yè)積極從外界獲取知識和資源。企業(yè)創(chuàng)新不僅會受宏觀環(huán)境、制度環(huán)境、企業(yè)特征、市場特征等因素影響,而且受資本市場參與者的影響[2]。

自2003年以來,國內(nèi)投資基金蓬勃發(fā)展,在穩(wěn)定資本市場方面發(fā)揮著重要作用。體量巨大的投資基金由于持有標的公司大量資產(chǎn),已無法單純以“投機者”身份出現(xiàn)[3]?；鹜ㄟ^提升標的公司治理水平[4],監(jiān)督管理層的自利行為,或通過為標的公司提供可使用的資源,降低標的公司可能面臨的資源約束,從而提高其經(jīng)營績效。作為資本市場的重要參與者,基金管理規(guī)模壯大。不斷發(fā)展壯大的基金,能否利用自身獨特的信息優(yōu)勢和選股能力謀取超額投資收益?或利用自身持股優(yōu)勢和治理經(jīng)驗,切實提高標的公司治理績效?上述問題實際是探究中國資本市場上的基金究竟是“投機者”,還是“投資者”的問題。由此,本文以基金管理主體作為特定資源傳輸渠道,分析基金主體知識和資源傳輸效果對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

在企業(yè)管理實踐過程中,基金管理主體可能以長線型“投資者”身份介入標的公司的治理活動,而非單純以短期投機者的角色攫取上市公司經(jīng)營利潤。作為企業(yè)長期戰(zhàn)略的組成部分,創(chuàng)新行為往往能夠為企業(yè)帶來長期經(jīng)濟收益,提高企業(yè)經(jīng)濟與市場績效。上述情況下,創(chuàng)新活動成功概率大、創(chuàng)新項目價值高的股票標的,自然成為投資基金重點關(guān)注對象。然而,創(chuàng)新活動本身具有極高的失敗風險,企業(yè)需要持續(xù)性資源投入[2]。一旦創(chuàng)新失敗,企業(yè)將面臨較大的損失。為了提高投資標的創(chuàng)新成功的可能性,謀求較高投資收益,基金管理主體會積極介入標的公司治理活動?；鹜莆罩^多公司股票,與較多公司建立投資合作關(guān)系,擁有較多創(chuàng)新成功經(jīng)驗或失敗教訓(xùn),通過將上述經(jīng)驗傳授給焦點公司,可以幫助焦點公司提高創(chuàng)新成功的可能性。

現(xiàn)有研究傾向于從基金持股角度出發(fā),分析基金持股對上市公司決策行為的影響。然而,這一做法需要滿足基金同股同治理效果和同股同治理積極性等基本假設(shè),并不能得出一致結(jié)論。首先,不同基金管理主體在選股能力和治理能力上存在較大差異,有些基金長期致力于某一行業(yè)或某些行業(yè)的投資,對其它行業(yè)經(jīng)營狀況缺乏了解,故難以在其它行業(yè)標的公司治理活動中發(fā)揮積極作用。上述情況下,即使兩家基金持有某標的公司相同的股份,也未必能夠?qū)崿F(xiàn)同等治理效果。其次,不同基金資產(chǎn)管理規(guī)模存在差異,即使共同持有某一標的公司同等數(shù)量股份,該持股份額的市值對于不同基金的重要程度和影響也可能存在較大差異。上述情況下,同股同治理積極性的假設(shè)顯然難以得到滿足。最后,不同公司股價存在較大差異,即使某基金同時持有兩家公司10%的股權(quán),其持股價值也可能存在較大差異。

綜上可知,在基金參與公司治理過程中,同股同治理積極性的假設(shè)無法得到滿足。基于此,本文基于知識基礎(chǔ)視角,探究基金通過其它上市公司投資活動積累的創(chuàng)新經(jīng)驗如何影響焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出這一問題。以經(jīng)行業(yè)一致性調(diào)整的基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗反映基金知識提供能力和選股能力,可以有效解決知識在跨行業(yè)時可能面臨的無效率問題?；谏鲜鲆暯?本文重點探究基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,以及焦點企業(yè)有形資源儲備(組織冗余)和無形知識與技術(shù)儲備(有效專利保有量)的調(diào)節(jié)作用。

與已有研究相比,本文創(chuàng)新之處體現(xiàn)如下:第一,基于“關(guān)系”視角和知識基礎(chǔ)觀,將社會網(wǎng)絡(luò)和經(jīng)驗相結(jié)合,揭示既往“關(guān)系”、知識如何與現(xiàn)有社會網(wǎng)絡(luò)和知識共同作用,從而豐富企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出相關(guān)研究。第二,區(qū)分基金選股路徑和資源傳輸路徑,解構(gòu)基金管理主體如何通過既往或現(xiàn)有投資活動積累的創(chuàng)新項目投資經(jīng)驗影響焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出問題。

1 研究假設(shè)

1.1 基金創(chuàng)新經(jīng)驗與企業(yè)創(chuàng)新

基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗可能通過提高基金選股能力和強化基金在焦點公司戰(zhàn)略嵌入等方式,使基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。

(1)擁有豐富的創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗意味著基金管理團隊投資過較多成功企業(yè),通過觀察其它標的公司創(chuàng)新活動,基金管理團隊能夠了解創(chuàng)新成功企業(yè)的共同和獨特之處。這有助于基金管理團隊在選擇投資標的時,依據(jù)上述標準對擬投資企業(yè)未來成功的可能性作出有效判斷。復(fù)雜條件決策過程是決策者一系列行為因素相互作用的結(jié)果,而非簡單尋求價值最大化的過程[5]。根據(jù)有限理性決策模型,個體在決策時并不能搜尋到所有信息和知識,對于方案后果的預(yù)見也是不完整的[6]。外部環(huán)境復(fù)雜性可能進一步降低決策者理性水平,導(dǎo)致決策者對決策活動可能面臨的風險以及活動成功可能性的知悉程度進一步降低[7]。上述情況下,理性決策模型(Decisions from description)的適用性降低,基于經(jīng)驗的決策模型能夠發(fā)揮更大的作用(Decision for experience)。決策者行為容易受到既有經(jīng)驗的影響,決策者會根據(jù)以往經(jīng)驗采取相應(yīng)決策行為[8-9]?；鸸芾韴F隊根據(jù)自身經(jīng)驗對備選項目發(fā)展前景進行判斷,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗越豐富,越可能搜尋到與備選標的具有更多相似性特征的既往投資企業(yè)?；鸸芾韴F隊可以根據(jù)既往投資企業(yè)與備選標的企業(yè)的相似與差異之處,對備選項目成功的可能性和風險作出準確預(yù)測[10]。上述情況下,一旦被擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金選中,就意味著基金團隊對該企業(yè)未來創(chuàng)新成功具有較好的預(yù)期,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系。

(2)擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金管理團隊,通過觀察其它公司成功的創(chuàng)新活動,可以積累豐富的創(chuàng)新開發(fā)經(jīng)驗以及信息與資源儲備。為了獲取焦點公司創(chuàng)新成功帶來的價值增值,基金管理團隊可能會積極將自身擁有的信息和資源優(yōu)勢賦予焦點公司[11],滿足焦點公司創(chuàng)新活動對資源和信息的需求,進而促進焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出,使基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。從信息提供角度看,擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金團隊可以及時地將所掌握的相關(guān)信息傳遞給焦點公司[12],滿足焦點公司創(chuàng)新信息需求,提高其創(chuàng)新成功的可能性[13]。擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金團隊能夠?qū)δ稠梽?chuàng)新活動成功的可能性和風險作出判斷[10],基金可以利用自身掌握的投票權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新項目選擇過程進行干預(yù)[1],針對失敗可能性較高的項目發(fā)表否定意見,從而提高企業(yè)創(chuàng)新項目選擇的有效性。從管理者激勵角度看,外部市場壓力可能引致管理層的短視行為[14]。由此,管理層不喜歡風險投資行為[15]。Aghion等[15]分析認為,機構(gòu)投資者可以通過降低管理層面臨的職業(yè)風險,有效提升其創(chuàng)新活動的積極性?，F(xiàn)有研究往往將連鎖關(guān)系作為企業(yè)知識或信息獲取途徑[4,16],然而這一做法忽略了董事/股東前期信息積累對焦點公司的促進作用[17]。盡管創(chuàng)新相關(guān)信息可能具有較強的時效性,但并不意味著之前的信息對企業(yè)當年創(chuàng)新行為無可借鑒價值。從資源提供角度看,擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金團隊能夠與被投資企業(yè)建立某種正式或非正式關(guān)聯(lián),后者有助于其獲取焦點公司創(chuàng)新活動所需資源,進而提高焦點公司創(chuàng)新成功的可能性。

綜上,無論是基于基金選股路徑,還是基于戰(zhàn)略嵌入路徑,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出均呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系。擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金,既可能通過高效選股策略篩選出成功概率較大的創(chuàng)新項目,也可能通過積極干預(yù)介入焦點公司創(chuàng)新戰(zhàn)略決策,為焦點公司提供可借鑒信息或可使用資源,進而幫助焦點公司更好地開展創(chuàng)新活動,提高其創(chuàng)新成功的可能性,促進焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出提高。據(jù)此,本文提出以下研究假設(shè):

H1:基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

1.2 焦點公司有效專利保有量的調(diào)節(jié)作用

擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金主體,通過為焦點公司提供可借鑒經(jīng)驗和可利用資源,幫助焦點公司更好地開展創(chuàng)新活動。然而,焦點企業(yè)只有在擁有充足資源儲備的情況下,才能有效利用外部獲取的知識和資源。作為企業(yè)資源的重要組成部分,科研人員儲備、創(chuàng)新知識儲備均可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響[17]。MacGarvie[18]認為,專利引用可反映不同企業(yè)間的資源流動情況。專利作為知識載體,能夠有效反映企業(yè)知識儲備和科研資源儲備情況。

基于知識基礎(chǔ)理論,當企業(yè)擁有豐富的知識儲備時,其開展創(chuàng)新的積極性較高,創(chuàng)新成功的可能性較大[19]。然而,上述積累的知識并不意味著企業(yè)掌握了創(chuàng)新活動所需全部知識,在面臨技術(shù)或知識困境時,企業(yè)仍然需要來自外部的信息或知識?；鹛峁┑膭?chuàng)新經(jīng)驗或知識可以有效緩解焦點企業(yè)面臨的信息或知識困境,進而促進焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出。因此,如果焦點企業(yè)知識儲備不足,缺乏開展創(chuàng)新活動的基礎(chǔ)條件,則其創(chuàng)新活動機會顯著減少。此時,即使基金主體掌握大量的知識和經(jīng)驗,也無法對焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響。此外,如果焦點企業(yè)缺乏充足的創(chuàng)新知識和人才積累,則無法與基金提供的知識進行有效對接,也無法發(fā)揮基金提供的知識或經(jīng)驗價值。據(jù)此,本文提出以下研究假設(shè):

H2:焦點公司已授權(quán)專利保有量能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出間的正相關(guān)關(guān)系。

1.3 焦點公司資源冗余的調(diào)節(jié)作用

組織資源冗余往往被視為企業(yè)內(nèi)部擁有的為研發(fā)活動提供支持的資源儲備[20]。Newbert[21]基于資源基礎(chǔ)理論,探究企業(yè)競爭優(yōu)勢在資源和績效表現(xiàn)間的中介作用,結(jié)果發(fā)現(xiàn),競爭優(yōu)勢是企業(yè)取得良好績效的充分條件,盡管該條件并非必要條件,但卻可以成為上市公司謀取超額利潤的眾多路徑中的一種。上述研究表明,擁有資源—能力組合、稀缺性資源—能力組合可以為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢,而擁有競爭優(yōu)勢的企業(yè)可以通過實施資源基礎(chǔ)戰(zhàn)略取得更好的績效。魏谷和孫啟新[22]基于資源—戰(zhàn)略—績效研究范式分析發(fā)現(xiàn),企業(yè)創(chuàng)新能力與資源儲備能夠提升企業(yè)戰(zhàn)略先動性,而企業(yè)戰(zhàn)略先動性在企業(yè)資源和績效間發(fā)揮中介作用。資源冗余作為解決企業(yè)內(nèi)部沖突的重要資源,可以成為企業(yè)創(chuàng)新活動的緩沖[23]。企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動需要大量資本投入[2],受限于內(nèi)部資源,企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動難以開展[24-25]。Cyert&March[5]指出,組織資源冗余狀態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著影響。

(1)從基金選股路徑看,企業(yè)是否具有充足的資源儲備,可能成為基金判斷企業(yè)未來盈利能力的重要標準[1,3]。當企業(yè)缺乏足夠的資源儲備時,經(jīng)驗豐富的基金主體可能不會選擇上述企業(yè)作為標的,表現(xiàn)在結(jié)果上就是基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出間相關(guān)關(guān)系越顯著的企業(yè),其資源冗余水平越高。

(2)從資源提供角度看,一方面,基金提供的經(jīng)驗可以提高焦點公司戰(zhàn)略決策的有效性;另一方面,焦點企業(yè)在面臨技術(shù)或知識困境時,能夠通過基金提供的經(jīng)驗得到幫助。無論是戰(zhàn)略決策還是戰(zhàn)略實施過程中的戰(zhàn)略承諾,均要求作為創(chuàng)新活動原始發(fā)起人的焦點企業(yè)具有足夠的動機和能力[26]。如果企業(yè)資源儲備不足,創(chuàng)新活動可能會受到限制,導(dǎo)致其開展創(chuàng)新活動的動機顯著降低。此時,即使外部基金主體能夠為企業(yè)提供充足的信息資源,企業(yè)依然缺乏足夠的資源利用上述信息,因而無法提高自身創(chuàng)新績效。相反,當企業(yè)擁有充足的資源儲備時,可以更好地開展創(chuàng)新活動,并利用基金提供的知識和經(jīng)驗,促進自身創(chuàng)新產(chǎn)出?，F(xiàn)有研究表明,焦點公司資源冗余能夠有效強化企業(yè)外部知識或信息獲取對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用(吳俊杰等,2015)。據(jù)此,本文提出以下研究假設(shè):

H3:焦點公司資源冗余能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出間的正相關(guān)關(guān)系。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2021年滬深兩市A股上市公司為研究樣本,進一步剔除以下樣本:①ST、PT類上市公司;②金融保險業(yè)上市公司;③無基金持股上市公司;④只有一個“公司—年”觀測點的樣本。最終得到9 978個“公司—年”樣本。為了規(guī)避異常值對回歸結(jié)果的影響,本文對所有連續(xù)變量進行1%和99%水平的Winsorize縮尾處理。為了有效緩解上市公司創(chuàng)新存量和流量對研究結(jié)果的影響,本文對解釋變量和控制變量進行滯后一期處理,即本文解釋變量和控制變量的時間跨度為2010—2020年,被解釋變量的時間跨度為2011—2021年。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量:上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)。本文選擇以當年申請截至數(shù)據(jù)更新時間被授權(quán)的專利個數(shù)測量企業(yè)有效專利申請數(shù)量(Patent_grant),以當年申請截至數(shù)據(jù)更新時間被授權(quán)的發(fā)明專利與實用新型專利個數(shù)之和測量企業(yè)有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(Patent_grant_ori),以此作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出測量指標(周建等,2021)。

(2)解釋變量:基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE,Fund Invation Activities Investment Experience)。本文以經(jīng)行業(yè)一致性加權(quán)的基金投資的其它上市公司專利申請數(shù)量之和作為基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的替代變量。首先,根據(jù)焦點公司與基金曾經(jīng)或正在投資的其它上市公司行業(yè)代碼的相似程度對二者間行業(yè)一致性(Consistency)進行賦值:若兩家公司3位行業(yè)代碼均一致,則賦值為4;若兩家公司前兩位行業(yè)代碼一致,則賦值為3;若兩家公司只有第一位行業(yè)代碼一致,則賦值為2;若兩家公司行業(yè)代碼完全不同,則賦值為1。其次,以行業(yè)一致性作為權(quán)重系數(shù)對基金曾經(jīng)或正在投資的其它所有上市公司專利申請數(shù)量進行加權(quán)求和,以此作為該基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的測量指標。最后,計算所有投資于標的公司的基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗之和,以此作為標的公司擁有的基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗測量指標。

具體地,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗通過式(1)獲得。

(1)

式中,Patentijt為基金i投資的第j家持股比例高于0.1%的上市公司在第t年專利申請數(shù)量。Consistency為基金i投資的第j家上市公司第t年行業(yè)分類與焦點公司當年行業(yè)分類的一致性。

(3)調(diào)節(jié)變量。第一,焦點公司有效專利保有量(Grant)。本文以焦點公司當年年初有效專利保有量對焦點公司創(chuàng)新能力進行測量,企業(yè)持有某項專利可以展現(xiàn)該企業(yè)知識儲備和創(chuàng)新資源儲備情況。擁有上述資源和知識儲備,可以幫助焦點企業(yè)更好地開展創(chuàng)新活動。第二,焦點公司資源冗余。借鑒現(xiàn)有研究成果[27-28],本文以上市公司流動資產(chǎn)比率作為上市公司資源冗余測量指標,即通過流動資產(chǎn)與流動負債的比值測度上市公司資源冗余程度。

(4)控制變量。本文進一步控制以下因素:①公司規(guī)模(Lnsize),以上市公司當年總資產(chǎn)的自然對數(shù)測量;②公司發(fā)展能力(Growth),以上市公司當年營業(yè)收入相對前一年營業(yè)收入的增長率測量;③公司償債能力(Lev),以上市公司當年資產(chǎn)負債率計量;④股權(quán)集中度(Top1),以上市公司當年第一大股東持股占比計量;⑤股權(quán)制衡度(Sbalance),以上市公司當年第二至第十大股東持股數(shù)量與第一大股東持股數(shù)量的比值測量;⑥機構(gòu)投資者持股比例(IInv),以上市公司當年機構(gòu)投資者持股數(shù)量占總股本的比重測量;⑦董事會規(guī)模(Boardsize),以上市公司當年董事會的總?cè)藬?shù)測量;⑧董事會獨立性(IDrate),以上市公司當年獨立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值測量;⑨研發(fā)投入強度(R&D),以上市公司當年研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值測量;⑩發(fā)明專利申請數(shù)量占比(Invention),以上市公司當年申請的全部專利中發(fā)明專利數(shù)量的占比測量;實用新型專利占比(Utility),以上市公司當年申請的全部專利中實用新型專利數(shù)量的占比測量。此外,本文對年份效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)進行控制,具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

2.3 模型設(shè)計

為了探究基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出間的關(guān)系,本文首先構(gòu)建如下回歸模型:

Patenti,t+1=α0+βFIAIEi,t+φ'Controlsi,t+αi+αk+αt+εi,t

(2)

式中,Patenti,t+1為標的公司i在t+1年的創(chuàng)新產(chǎn)出,以有效專利申請數(shù)量(Patent_granti,t+1)、有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(Patent_grant_orii,t+1)以及各自加1取對數(shù)形式LnPatent_granti,t+1、LnPatent_grant_orii,t+1進行測量;FIAIEi,t為基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗,Controlsi,t為控制變量,αi為公司個體固定效應(yīng),αk為行業(yè)固定效應(yīng),αt為年份固定效應(yīng),εit為殘差項。式中,β測度基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出間的相關(guān)關(guān)系強度。如果研究假設(shè)H1成立,預(yù)期β顯著為正,即基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

為了探究焦點公司已授權(quán)專利保有量對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的影響,本文在式(2)的基礎(chǔ)上,加入基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIEi,t)與焦點公司已授權(quán)專利保有量(Granti,t)的二階交乘項FIAIEi,t×Granti,t,構(gòu)建如下回歸模型:

Patenti,t+1=α0+β1FIAIEi,t+β2Granti,t+β3FIAIEi,t×Granti,t+φ'Controlsit+αi+αk+αt+εi,t

(3)

式中,各變量定義同式(2),如果研究假設(shè)H2成立,即焦點公司已授權(quán)專利保有量能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出間的正相關(guān)關(guān)系,預(yù)期FIAIEi,t×Granti,t的回歸系數(shù)β3顯著為正。

為了探究焦點公司資源冗余對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的影響,本文在式(2)的基礎(chǔ)上,加入基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIEi,t)與焦點公司資源冗余(Slacki,t)的二階交乘項FIAIEi,t×Slacki,t,構(gòu)建如下回歸模型:

Patenti,t+1=α0+β1FIAIEi,t+β2Slacki,t+β3FIAIEi,t×Slacki,t+φ'Controlsit+αi+αk+αt+εi,t

(4)

式中,各變量定義同式(2),如果研究假設(shè)H3成立,即焦點公司資源冗余能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的正相關(guān)關(guān)系,預(yù)期FIAIEi,t×Slacki,t的回歸系數(shù)β3顯著為正。

在上述回歸中,為克服企業(yè)創(chuàng)新慣性,本文在回歸中分別控制當期企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示,有效專利申請量(Patent_granti,t+1)的均值為42.123,方差為8 562.541;有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(Patent_grant_orii,t+1)的均值為36.789,方差為6 459.015。無論是有效專利申請數(shù)量,還是有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量,其方差均遠大于均值。泊松回歸的基本假設(shè)難以得到滿足,為此,本文采用負二項回歸模型進行檢驗分析。

有效專利申請數(shù)量自然對數(shù)(LnPatent_granti,t+1)的均值為3.125,偏態(tài)系數(shù)為0.201,數(shù)據(jù)分布不存在顯著偏峰,適宜采用基于均值回歸模型的面板固定效應(yīng)回歸模型進行回歸分析。有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量自然對數(shù)(LnPatent_grant_orii,t+1)的均值為2.901,偏態(tài)系數(shù)為0.179,同樣支持采用基于均值回歸模型的面板固定效應(yīng)回歸模型進行回歸分析。在后文回歸分析過程中,本文主要采用基于均值的面板回歸模型進行假設(shè)檢驗。經(jīng)行業(yè)一致性調(diào)整的基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)的均值為13.437,標準差為1.355,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗在不同樣本間存在一定差異。控制變量與既有研究保持一致,此處不再贅述(結(jié)果留存?zhèn)渌?。

3.2 相關(guān)性分析

相關(guān)性檢驗結(jié)果顯示,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)與有效專利申請數(shù)量(Patent_granti,t+1)及有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(Patent_grant_orii,t+1)間的相關(guān)系數(shù)均在1%水平上顯著為正?；饎?chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)、對數(shù)化有效專利申請數(shù)量(LnPatent_granti,t+1)及對數(shù)化有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(LnPatent_grant_orii,t+1)的相關(guān)系數(shù)均在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果初步表明,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著促進作用,研究假設(shè)H1得到初步支持。

本文進一步對自變量和控制變量進行方差膨脹因子(VIF)檢驗,結(jié)果顯示,所有解釋變量和控制變量VIF值中的最大值為2.49,遠低于10的臨界水平,表明解釋變量和控制變量間不存在多重共線性問題,因而能夠確保后續(xù)回歸結(jié)果的有效性(結(jié)果留存?zhèn)渌?。

3.3 回歸檢驗結(jié)果

(1)基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出,表2為基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出影響的回歸結(jié)果。由表2可知,模型(1)為以有效專利申請數(shù)量(Patent_granti,t+1)為因變量,以基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)作為自變量,基于式(2)的面板固定效應(yīng)負二項回歸結(jié)果。模型(1)顯示,有效專利申請數(shù)量(Patent_granti,t+1)對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)影響的回歸系數(shù)為0.026,在1%水平上顯著為正。模型(2)為以有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(Patent_grant_orii,t+1)作為因變量的回歸結(jié)果,檢驗結(jié)果顯示,有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(Patent_grant_orii,t+1)對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)影響的回歸系數(shù)為0.026,在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果表明,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗越豐富,企業(yè)有效專利申請數(shù)量越多。

表2 基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出回歸檢驗結(jié)果Tab.2 Investment experience of fund innovation activities and innovation output of listed companies

模型(3)、模型(4)分別是以對數(shù)化有效專利申請數(shù)量(LnPatent_granti,t+1)和對數(shù)化有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量(LnPatent_grant_orii,t+1)作為因變量,以基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)作為自變量,基于式(2)的面板固定效應(yīng)回歸結(jié)果。由模型(3)(4)可知,對數(shù)化有效專利申請量(LnPatent_granti,t+1)對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)影響的回歸系數(shù)為0.027,在1%水平上顯著為正。對數(shù)化有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)影響的回歸系數(shù)為0.029,在1%水平上顯著為正。

綜合模型(1)～(4)回歸結(jié)果可知,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正相關(guān)關(guān)系,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗越豐富,焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出越多。據(jù)此,本文研究假設(shè)H1得到數(shù)據(jù)支持。

(2)焦點公司已授權(quán)專利保有量的調(diào)節(jié)作用。表3為焦點公司已授權(quán)專利保有量對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系影響的回歸結(jié)果。

表3 焦點公司已授權(quán)專利保有量的調(diào)節(jié)作用Tab.3 Moderating effects of granted patent holdings of focal companies

模型(1)、模型(2)為基于式(3),分別以有效專利申請數(shù)量和有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量作為焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出測量指標的面板固定效應(yīng)負二項回歸結(jié)果。模型(1)回歸結(jié)果顯示,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)與焦點公司已授權(quán)專利保有量(Lngrant)二階交乘項FIAIE×Lngrant的回歸系數(shù)為0.007,在5%水平上顯著為正。模型(2)回歸結(jié)果顯示,FIAIE×Lngrant的回歸系數(shù)為0.005,在10%水平上弱顯著為正。上述結(jié)果表明,焦點公司已授權(quán)專利保有量能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司有效專利申請數(shù)量的促進作用。

模型(3)和模型(4)為基于式(3),以對數(shù)化有效專利申請數(shù)量和對數(shù)化有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量作為焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出測量指標的面板固定效應(yīng)回歸結(jié)果。模型(3)回歸結(jié)果顯示,FIAIE×Lngrant的回歸系數(shù)為0.060,在1%水平上顯著為正。模型(4)回歸結(jié)果顯示,FIAIE×Lngrant的回歸系數(shù)為0.056,在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果表明,焦點公司有效專利保有量能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。

綜合表3模型(1)～(4)回歸結(jié)果可知,焦點公司有效專利保有量可以有效強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用,焦點公司有效專利保有量越多,積極創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越顯著。據(jù)此,本文研究假設(shè)H2得到數(shù)據(jù)支持。

(3)焦點公司資源冗余的調(diào)節(jié)作用。表4為焦點公司資源冗余影響基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出影響的回歸結(jié)果。模型(1)、模型(2)基于式(4),分別是以有效專利申請數(shù)量和有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量作為焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出測量指標的面板固定效應(yīng)負二項回歸結(jié)果。模型(1)回歸結(jié)果顯示,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)與焦點公司資源冗余(Slack)的二階交乘項FIAIE×Slack的回歸系數(shù)為0.012,在5%水平上顯著為正,模型(2)回歸結(jié)果顯示,FIAIE×Slack的回歸系數(shù)為0.009,在10%水平上顯著為正。上述結(jié)果表明,焦點公司資源冗余度越高,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越顯著。

表4 焦點公司資源冗余的調(diào)節(jié)作用Tab.4 Moderating role of resource redundancy in focal companies

模型(3)、模型(4)基于式(4),分別是以對數(shù)化有效專利申請數(shù)量和對數(shù)化有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量作為焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出測量指標的面板固定效應(yīng)回歸結(jié)果。模型(3)回歸結(jié)果顯示,FIAIE×Slack的回歸系數(shù)為0.078,在1%水平上顯著為正。模型(4)回歸結(jié)果顯示,FIAIE×Slack的回歸系數(shù)為0.069,在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果表明,焦點公司資源冗余能夠強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量的促進作用。

由表4模型(1)～(4)回歸結(jié)果可知,焦點公司資源冗余可以有效強化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用,焦點公司資源冗余度越高,創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越顯著。據(jù)此,本文研究假設(shè)H3得到數(shù)據(jù)支持。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文采用如下方法進行穩(wěn)健性檢驗:第一,替換因變量。為了緩解數(shù)據(jù)斷尾問題對回歸結(jié)果的影響,以當年專利申請個數(shù)、當年申請截至數(shù)據(jù)更新時間被授權(quán)個數(shù)與當年申請截至數(shù)據(jù)更新時間仍然處于公開和實審等狀態(tài)且未授權(quán)的個數(shù)之和作為有效專利申請數(shù)量的測量指標,以當年發(fā)明專利和實用新型專利申請總數(shù)、當年申請截至數(shù)據(jù)更新時間被授權(quán)的發(fā)明專利和實用新型專利總數(shù),以及當年申請截至數(shù)據(jù)更新時間仍處于公開、實審等狀態(tài)且未授權(quán)發(fā)明專利和實用新型專利總數(shù)作為有效原創(chuàng)型專利申請數(shù)量的測量指標進行回歸分析。第二,考慮基金經(jīng)理更替對結(jié)果的影響。作為基金投資活動的直接負責人以及與投資企業(yè)接洽的直接責任人,基金經(jīng)理人員離職可能意味著基金通過投資其它公司創(chuàng)新活動所積累的經(jīng)驗喪失。為了降低基金經(jīng)理離職對結(jié)果的影響,本文進一步基于基金經(jīng)理未離職期間積累的創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗作為基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的測量變量。經(jīng)過上述檢驗,本文研究結(jié)論依然穩(wěn)健,限于篇幅,穩(wěn)健性檢驗結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

4 影響機制檢驗:資源提供VS基金選股

基于基金選股路徑角度,基金對具有較強增值能力的投資標的進行篩選時,可能會將標的企業(yè)創(chuàng)新能力、地區(qū)政治、經(jīng)濟、文化和技術(shù)環(huán)境、資源冗余等納入考核標準。企業(yè)創(chuàng)新能力越強,意味著其創(chuàng)新活動成功的可能性越大[29],就越容易成為基金選擇標的。標的企業(yè)資源冗余同樣可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著促進作用,從而提高基金投資收益。此外,地區(qū)經(jīng)濟、政治、文化和技術(shù)環(huán)境可能對焦點公司創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響[30]。其中,地區(qū)信任程度可能成為影響焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的重要因素。地區(qū)信任程度越高,企業(yè)越可能通過其它路徑獲取其它企業(yè)創(chuàng)新行為信息,進而提升自身創(chuàng)新能力。

基于資源提供路徑角度,企業(yè)需要擁有充足的資源儲備和技術(shù)儲備,以高效利用基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗,進而實施高效創(chuàng)新活動。其中,地區(qū)信任程度能夠增強企業(yè)信息和資源獲取能力,而上述信息或資源可能替代基金提供的信息或資源,進而弱化基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的正相關(guān)關(guān)系。

同時,焦點公司管理層人員(董事人員與高管人員)為焦點公司的信息與資源提供者,同樣可能對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響。管理層人員擁有其它上市公司創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗,可以為焦點公司提供其它上市公司創(chuàng)新信息[31],而上述信息與基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗具有同質(zhì)性。由于同質(zhì)性信息間可能存在替代作用,管理層創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗負向影響基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。

與上述基于資源提供視角的作用機制不同,基于基金選股路徑的相關(guān)解釋可能導(dǎo)致管理層創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗正向調(diào)節(jié)基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。從基金選股路徑角度看,焦點公司管理層創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗或創(chuàng)新能力可能成為基金篩選投資標的判斷指標。管理層擁有豐富的創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗,意味著焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出較多。大量實證結(jié)果支持公司管理層人力資本或社會資本可以有效促進焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)預(yù)期[17]。上述情況下,管理層擁有豐富創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗的焦點公司可能成為基金公司重要投資標的,管理層創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗越豐富,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的正相關(guān)關(guān)系越顯著。

為探究地區(qū)信任程度和管理層創(chuàng)新參與經(jīng)驗對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的影響,本文設(shè)定如下回歸模型:

Patenti,t+1=α0+β1FIAIEi,t+β2Trusti,t/MIAPEi,t+β3FIAIEi,t×Trusti,t/MIAPEi,t+φ'Controlsit+αi+αk+αt+εi,t

(5)

式中,Trust為地區(qū)信任程度,采用張維迎和柯榮住[32]調(diào)查獲取的地區(qū)信任指數(shù)測度,MIAPE為管理者創(chuàng)新參與經(jīng)驗,測度方法與周建等(2021)的研究方法一致,其它變量與前文保持一致。本文重點關(guān)注回歸系數(shù)β3的方向及顯著性。

表5、表6為地區(qū)信任和管理者創(chuàng)新參與經(jīng)歷對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系影響的回歸檢驗結(jié)果。表5結(jié)果顯示,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)和地區(qū)信任程度(Trust)二階交互項FIAIE×Trust的回歸系數(shù)至少在5%水平上顯著為負,與基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)的回歸系數(shù)符號顯著相反。地區(qū)信任程度(Trust)對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與上市公司有效專利申請數(shù)量關(guān)系具有顯著抑制影響,地區(qū)信任程度越高,企業(yè)越可能通過其它路徑獲取外部公司創(chuàng)新經(jīng)驗,進而降低自身對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的依賴程度。上述結(jié)果并未顯著支持基金選股路徑是二者正相關(guān)關(guān)系主要成因的預(yù)期?；诨疬x股路徑,地區(qū)信任程度是基金管理主體判斷標的公司創(chuàng)新成功可能性的重要依據(jù),可能導(dǎo)致地區(qū)信任程度越高,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)關(guān)系越顯著。資源提供路徑得到顯著支持。

表5 影響機制檢驗結(jié)果:資源提供V.S.基金選股(地區(qū)信任的調(diào)節(jié)作用)Tab.5 Impact mechanism test: resource availability V.S. fund selection(moderating effect of regional trust)

表6結(jié)果表明,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗(FIAIE)和管理者創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗(MIAPE)二階交互項FIAIE×MIAPE的回歸系數(shù)全部為負數(shù),并通過至少5%水平上的顯著性檢驗,說明管理者創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗和上市公司有效專利申請數(shù)量的關(guān)系具有顯著抑制作用,這種替代作用能夠滿足知識提供路徑假定,即管理層創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗越豐富,對基金提供的創(chuàng)新經(jīng)驗的依賴程度越小,基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越弱。擁有豐富創(chuàng)新活動參與經(jīng)驗的管理團隊,可能本身就是基金投資標的。上述作用下,管理層創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗形成互補關(guān)系,而非替代關(guān)系。資源提供路徑得到顯著支持。

綜上所述,相較于基金選股路徑,資源提供路徑對基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出正相關(guān)關(guān)系的解釋力更強。

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

本文基于知識基礎(chǔ)觀,探究經(jīng)行業(yè)一致性調(diào)整的基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,結(jié)果顯示,經(jīng)行業(yè)一致性調(diào)整的基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著正相關(guān)關(guān)系?；疬x股與經(jīng)驗提供可能是引致上述正相關(guān)關(guān)系的兩條主要路徑。首先,擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金管理主體,對篩選價值較高、成功可能性較大的創(chuàng)新項目更有經(jīng)驗。豐富的選股經(jīng)驗可能是促使基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗與焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系的誘因。基于經(jīng)驗提供視角,擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金管理主體,能夠通過投資活動積累的創(chuàng)新經(jīng)驗,滿足焦點公司創(chuàng)新活動的知識需求,進而促進焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出。作為創(chuàng)新活動的執(zhí)行者和外部創(chuàng)新資源與知識的利用者,焦點公司創(chuàng)新資源和創(chuàng)新能力儲備能夠決定其對外部資源或知識的利用程度。焦點公司創(chuàng)新資源或創(chuàng)新能力儲備越豐富,意味著其對外部資源或能力的利用效率越高。基于實證檢驗結(jié)果,本文得出如下主要結(jié)論:

(1)擁有豐富創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗的基金,通過為焦點公司提供可借鑒經(jīng)驗,促進其創(chuàng)新產(chǎn)出。

(2)擁有較多有形資源儲備(資源冗余)和無形資源儲備(有效專利保有量)的焦點公司,能夠更好地利用基金提供的創(chuàng)新經(jīng)驗,促使基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗對自身創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更顯著。

(3)影響機制檢驗表明,資源提供是基金創(chuàng)新活動投資經(jīng)驗促進焦點企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要路徑。

5.2 啟示

(1)政府監(jiān)管部門應(yīng)持續(xù)優(yōu)化資本市場環(huán)境,加強證券市場監(jiān)管,加快市場制度建設(shè),積極引導(dǎo)機構(gòu)投資者介入上市公司治理活動,充分發(fā)揮機構(gòu)投資者治理的有效性,從而提高整個資本市場治理水平。

(2)基金管理主體作為積極的投資者,可以有效提升焦點公司治理水平,促進其創(chuàng)新產(chǎn)出。企業(yè)不能僅僅將機構(gòu)投資者視為利潤“攫取者”,而是需要思考如何與基金等機構(gòu)投資者和諧共處,進而利用機構(gòu)投資者的投資關(guān)系網(wǎng)絡(luò),建立與其它公司的合作關(guān)系。

(3)對于上市公司而言,公司資源冗余和已授權(quán)專利保有量能夠強化基金管理主體創(chuàng)新項目投資經(jīng)驗對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。充足的創(chuàng)新資源和創(chuàng)新能力儲備,能夠確保焦點公司較好地利用基金管理主體的創(chuàng)新資源或知識。上市公司應(yīng)充分提升自身創(chuàng)新資源和能力儲備,進而提高自身創(chuàng)新能力。

(4)需要注意的是,并非所有經(jīng)驗均具有普適性。在引入外部知識或外部資源的同時,必須考慮如何與自身資源、能力相結(jié)合,最大化地發(fā)揮外部知識或資源價值。如果盲目引入外部經(jīng)驗或資源,可能會顛覆原有經(jīng)營模式,對企業(yè)經(jīng)營造成不利影響。

5.3 不足與展望

本文存在以下不足:第一,雖重點關(guān)注經(jīng)基金管理主體的創(chuàng)新資源或知識對焦點公司創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用,但除創(chuàng)新產(chǎn)出外,企業(yè)創(chuàng)新行為還表現(xiàn)為創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新效率,本研究并未對上述問題進行深入探究。未來研究可以進一步探究基金管理主體的創(chuàng)新知識與資源對企業(yè)創(chuàng)新意愿或創(chuàng)新效率的影響。第二,資源或知識傳輸渠道主體不僅僅局限于基金管理主體,還包括共同持股股東、共同任職的管理者、存在商業(yè)關(guān)聯(lián)的其他利益相關(guān)者等,未來研究可以基于上述維度開展更為廣泛的研究。