王德武 于海鵬

摘?要：創(chuàng)新是提高企業(yè)核心競爭力的關(guān)鍵，機構(gòu)投資者持股會影響雙元創(chuàng)新活動。基于2012—2021年創(chuàng)業(yè)板上市公司6064個樣本數(shù)據(jù)，實證檢驗機構(gòu)投資者特征對企業(yè)雙元創(chuàng)新的影響。研究表明：壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股能夠促進公司的探索式創(chuàng)新，高管團隊異質(zhì)性對壓力抵抗型機構(gòu)投資者與探索式創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用具有差異性；壓力敏感型機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新之間關(guān)系不顯著。

關(guān)鍵詞：機構(gòu)投資者;雙元創(chuàng)新;高管團隊

中圖分類號：F272?文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2024）06-0046-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.06.012

1?文獻回顧與假設提出

1.1?文獻回顧

1.1.1?機構(gòu)投資者

機構(gòu)投資者是一種進行投資管理的特殊金融機構(gòu)，而非個人的團體或組織。Holderness、Sheehan認為，隨著機構(gòu)投資者規(guī)模的增長，他們會主動用自己的股東權(quán)益來影響長期的決策管理，比如研發(fā)投入策略。Black指出，與個人投資者相比，機構(gòu)投資者掌握的市場信息更全面，能夠更加準確、客觀判斷研發(fā)項目的長期利益和客觀前景，促使他們通過影響公司管理者的決策，從而增強公司研發(fā)投資。Kim研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者短視會阻礙企業(yè)創(chuàng)新，而具有長期投資視野的機構(gòu)投資者會促進企業(yè)創(chuàng)新。楊鳴京等認為，機構(gòu)投資者類型不同對企業(yè)創(chuàng)新的影響也不同。

1.1.2?雙元創(chuàng)新

Benner和Tushman界定探索式創(chuàng)新是激進式的創(chuàng)新；而利用式創(chuàng)新是漸進式的創(chuàng)新。徐露允等研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡中心式與探索式創(chuàng)新呈正相關(guān)關(guān)系，而與利用式創(chuàng)新呈負相關(guān)關(guān)系。文章定義探索式創(chuàng)新為現(xiàn)有路徑之外的創(chuàng)新類型，影響企業(yè)長期績效；定義利用式創(chuàng)新為對現(xiàn)有產(chǎn)品的升級改良的創(chuàng)新方式，影響企業(yè)短期績效。

關(guān)于雙元創(chuàng)新的衡量：一是用企業(yè)研發(fā)活動的費用化支出衡量探索式創(chuàng)新，用資本化支出衡量利用式創(chuàng)新。二是采用創(chuàng)新專利衡量。將發(fā)明專利授權(quán)量作為探索式創(chuàng)新，外觀設計專利授權(quán)量和實用新型專利授權(quán)量之和作為開發(fā)式創(chuàng)新。

1.2?假設提出

1.2.1?機構(gòu)投資者持股與雙元創(chuàng)新

個人投資者的投資能力較弱，影響能力較低，而機構(gòu)投資者具有專業(yè)優(yōu)勢，并具備更突出的影響力。同時機構(gòu)投資者的投資團隊，通過建立模型保證投資上的理性和專業(yè)性，使投資收益最大化。上述優(yōu)勢使機構(gòu)投資者能夠更好地滲透到創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部，從而影響企業(yè)的創(chuàng)新決策。對于機構(gòu)投資者而言，他們恰恰需要創(chuàng)新活動的高回報來補充時間成本?？冃Э己说拇嬖?，使機構(gòu)投資者也愿意參與到企業(yè)內(nèi)部治理中，從而影響持股企業(yè)的創(chuàng)新決策，以保證企業(yè)的創(chuàng)新活動正常開展，從而帶來更多的創(chuàng)新回報。提出假設H1：

H1：機構(gòu)投資者持股對探索式創(chuàng)新有顯著促進作用，對利用式創(chuàng)新促進作用不顯著。

1.2.2?壓力抵抗型、壓力敏感型機構(gòu)投資者與雙元創(chuàng)新

壓力抵抗型機構(gòu)投資者能夠促進探索式創(chuàng)新，理由有兩點：壓力抵抗型機構(gòu)投資者能夠降低委托代理成本，激勵管理層開展探索式創(chuàng)新活動。企業(yè)開展創(chuàng)新活動需要大量的資金投入且風險較高，創(chuàng)新收益的高度不確定性往往會使管理層抵制企業(yè)進行探索式創(chuàng)新。壓力抵抗型機構(gòu)投資者通過較強的信息挖掘能力，向其他投資者傳遞出有關(guān)經(jīng)理人經(jīng)營能力的正確信息，從而能夠激勵職業(yè)經(jīng)理人開展創(chuàng)新活動；壓力抵抗型機構(gòu)投資者能夠通過降低信息不對稱、提高信息披露質(zhì)量的方式緩解企業(yè)融資約束。首先，壓力抵抗型機構(gòu)投資者更了解企業(yè)信息，改善了外部投資者與企業(yè)之間的信息不對稱。其次，壓力抵抗型機構(gòu)投資者能夠顯著降低企業(yè)信息披露違規(guī)傾向，提高了信息披露質(zhì)量，緩解了外部融資約束。綜上所述，壓力抵抗型機構(gòu)投資者為獲得長期且穩(wěn)定的投資回報，會積極促進探索式創(chuàng)新使企業(yè)保持長期競爭優(yōu)勢。提出假設H2a、H2b、H3a、H3b：

H2a：壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股對探索式創(chuàng)新具有顯著促進作用。

H2b：壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股不會對利用式創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

H3a：壓力敏感型機構(gòu)投資者持股不會對探索式創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

H3b：壓力敏感型機構(gòu)投資者持股不會對利用式創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

1.2.3?機構(gòu)投資者、雙元創(chuàng)新與高管團隊異質(zhì)性

從年齡差異來看，年輕高管急于表現(xiàn)自己，往往忽視風險進行探索式創(chuàng)新的開發(fā)。年長高管則行為保守謹慎，因而進行探索式創(chuàng)新的熱情降低，最終影響企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策的執(zhí)行。從性別差異來看，男性更為激進，女性更為保守，進行決策時會讓成員彼此之間產(chǎn)生排斥感，阻礙團隊內(nèi)部合理決策的達成，最終影響到企業(yè)的創(chuàng)新投入。從職業(yè)經(jīng)驗差異來看，相異的職業(yè)經(jīng)驗使得高管在面對復雜的海量信息時往往有不同的視角。外界信息經(jīng)過高管認知的過濾與篩選后演變?yōu)閭€體不同的關(guān)注焦點，針對來自不同關(guān)注焦點的討論以及交流使得團隊整體的注意力更多元，涵蓋的內(nèi)容更全面，對企業(yè)的創(chuàng)新決策產(chǎn)生有利的影響。

基于以上分析，提出假設H4a、H4b、H4c：

H4a：高管團隊年齡差異性越大，越不利于壓力抵抗型機構(gòu)投資者對探索式創(chuàng)新活動的促進作用。

H4b：高管團隊性別差異性越大，越不利于壓力抵抗型機構(gòu)投資者對探索式創(chuàng)新活動的促進作用。

H4c：高管團隊職業(yè)經(jīng)驗差異性越大，越有利于壓力抵抗型機構(gòu)投資者對探索式創(chuàng)新活動的促進作用。

2?研究設計

2.1?研究樣本與數(shù)據(jù)來源

文章選取2012—2021年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)，剔除金融、保險行業(yè)以及ST和*ST的上市公司。剔除文章實證檢驗中各變量指標在2012—2021年存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。同時對研究中的各連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，以消除極端值的影響。最終，獲取6064個有效觀測值。

2.2?變量測量

（1）雙元創(chuàng)新。用發(fā)明專利申請量衡量探索式創(chuàng)新，用外觀設計專利申請量和實用新型專利申請量之衡量作為利用式創(chuàng)新。

（2）機構(gòu)投資者。將其分為壓力抵抗型和壓力敏感型兩種。壓力抵抗型機構(gòu)投資者用Preresi表達，壓力敏感型機構(gòu)投資者用Presenti表達。

（3）調(diào)節(jié)變量與控制變量。高管團隊年齡異質(zhì)性通過國泰安數(shù)據(jù)庫中高管基本情況的年齡計算高管團隊的年齡標準差。高管團隊基本情況中的性別和職業(yè)經(jīng)驗分類數(shù)據(jù)經(jīng)過手工整理，使用多樣化指數(shù)測量。其他研究變量的具體定義列示在表1中。

2.3?模型構(gòu)建

為檢驗假設H1，文章構(gòu)建模型（1）、模型（2）來說明機構(gòu)投資者持股與探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新的關(guān)系。

InEre?=β0+β1Ins_Hold?+β2Ctrs?+?∑Year+ε?（1）

Innit?=β0+β1Ins_Hold+β2Ctrs?+∑Year+ε（2）

為檢驗假設H2a、H2b、H3a、H3b，文章構(gòu)建模型（3）、模型（4）、模型（5）、模型（6），分別用來說明壓力抵抗型、壓力敏感型機構(gòu)投資者與探索式和利用式創(chuàng)新的關(guān)系。

InEre=β0+β1Preresi+β2Ctrs+∑Year+ε?（3）

Innit=β0+β1Preresi+β2Ctrs?+∑Year+ε（4）

InEre=β0+β1Presenti+β2Ctrs?+∑Year+ε（5）

Innit=β0+β1Presenti+β2Ctrs?+∑Year+ε（6）

為了檢驗假設H4a、H4b、H4c，文章構(gòu)建模型（7）、模型（8）、模型（9）來分析高管團隊異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用。

InEre=β0+β1Preresi+β2DAge+β3Preresi×DAge+β4Controls+∑Year+ε?（7）

InEre=β0+β1Preresi+β2DGen+β3Preresi×DGen+β4?Ctrs?+∑Year+ε（8）

InEre=β0+β1Preresi+β2DFun+β3Preresi×DFun+β4?Ctrs?+∑Year+ε（9）

其中，β0為截距項，βi為各變量的估計系數(shù)，Controls為控制變量，ε為隨機誤差項。通過模型中的系數(shù)β1的正負號與顯著性來檢驗假設。

3?實證分析

3.1?統(tǒng)計分析

文章采用Stata?16.0軟件對所選樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計。描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

從表2中發(fā)現(xiàn)，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司探索式創(chuàng)新均值為1.928，利用式創(chuàng)新均值為2.109，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的創(chuàng)新績效差異較大；探索式創(chuàng)新均值接近中位數(shù)，同時，利用式創(chuàng)新均值高于中位數(shù)，說明我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)創(chuàng)新能力普遍較強。探索式創(chuàng)新均值小于利用式創(chuàng)新均值，說明我國創(chuàng)業(yè)板公司的創(chuàng)新更多集中在利用式創(chuàng)新，而非探索式創(chuàng)新。壓力敏感型投資者均值為0.003，壓力抵抗型投資者均值為0.038，說明壓力抵抗型投資者偏好投資創(chuàng)業(yè)板上市公司。調(diào)節(jié)變量方面，年齡異質(zhì)性、性別異質(zhì)性和職業(yè)經(jīng)驗異質(zhì)性的均值與中位數(shù)較為接近，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的高管團隊異質(zhì)性不大。

控制變量方面，公司規(guī)模（Size）最小值和最大值差別不大，表明我國的創(chuàng)業(yè)板公司發(fā)展階段相近，規(guī)模差別不大。資產(chǎn)收益率（ROA）最大值為0.254，最小值為-0.398，均值為0.048，說明不同公司之間的盈利水平有一定的差距。資產(chǎn)負債率（Lev）的最大值為0.906，最小值為0.035，均值為0.320，雖然差異明顯，但是整體的杠桿水平不高，財務風險相對較小。公司的成長能力（Growth）最大值為4.330，最小值為-0.660，標準差和均值分別為0.406和0.220，說明創(chuàng)業(yè)板公司正處在成長期。股權(quán)集中度（Top10）平均為59.40%，接近于平均水平，說明我國目前更多的創(chuàng)業(yè)板公司的股份屬于前十大股東。

3.2?實證檢驗

為進一步驗證不同機構(gòu)投資者對雙元創(chuàng)新的影響，文章利用?Stata?16.0軟件對數(shù)據(jù)進行回歸分析?；貧w結(jié)果如表3所示。

機構(gòu)投資者持股與探索式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為1.169，具有正效應，并且正效應在1%的水平下顯著。機構(gòu)投資者持股與利用式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為-0.060，并不顯著，說明投資者持股對探索式創(chuàng)新有促進作用，對利用式創(chuàng)新促進作用不顯著，假設H1成立。

表4是模型（3）、模型（4）、模型（5）、模型（6）的回歸結(jié)果。壓力抵抗型機構(gòu)投資者與探索式創(chuàng)新回歸系數(shù)為1.289，具有正效應，并且正效應在1%的水平下顯著；壓力抵抗型機構(gòu)投資者與利用式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為-0.027，具有負效應，但不顯著。假設H2a、H2b成立。壓力敏感型機構(gòu)投資者與探索式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為-1.161，具有負效應，但不顯著；壓力敏感型機構(gòu)投資者與利用式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為-0.003，具有負效應，并不顯著。假設H3a、H3b成立。

根據(jù)表5回歸結(jié)果可知，壓力抵抗型機構(gòu)投資者與探索式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為1.216，在1%的水平上顯著正相關(guān)，高管團隊年齡異質(zhì)性與壓力抵抗型機構(gòu)投資者的交互項（7）回歸系數(shù)在探索式創(chuàng)新中為-4.208，但并不顯著，假設H4a不成立。加入性別異質(zhì)性后，壓力抵抗型機構(gòu)投資者與探索式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為1.293，在1%的水平上顯著，高管團隊性別異質(zhì)性與壓力抵抗型機構(gòu)投資者的交互項（8）回歸系數(shù)在探索式創(chuàng)新中為-2.358，在10%的水平上顯著為負，說明高管團隊性別異質(zhì)性抑制探索式創(chuàng)新，假設H4b成立。壓力抵抗型機構(gòu)投資者與探索式創(chuàng)新的回歸系數(shù)為1.249，在1%的水平上顯著正相關(guān)，高管團隊職業(yè)經(jīng)驗異質(zhì)性與壓力抵抗型機構(gòu)投資者的交互項（9）回歸系數(shù)在探索式創(chuàng)新中為8.990，在10%的水平上顯著為正，說明高管團隊職業(yè)經(jīng)驗異質(zhì)性促進了壓力抵抗型機構(gòu)投資者對企業(yè)探索式創(chuàng)新的作用，假設H4c成立。

文章借鑒鐘昌標的方法，使用企業(yè)在統(tǒng)計年度專利的授予數(shù)量進行衡量，將發(fā)明專利授予量作為探索式創(chuàng)新的衡量指標，將外觀設計專利授予量和實用新型專利授予量之和作為利用式創(chuàng)新的衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果與前文一致，表明實證結(jié)果穩(wěn)健。

4?結(jié)論

高管團隊的性別異質(zhì)性會抑制創(chuàng)業(yè)板的探索式創(chuàng)新能力，職業(yè)經(jīng)驗異質(zhì)性會促進創(chuàng)業(yè)板的探索式創(chuàng)新能力。當研究機構(gòu)投資者對于創(chuàng)業(yè)板上市公司的雙元創(chuàng)新影響時，高管團隊異質(zhì)性中的年齡異質(zhì)性對機構(gòu)投資者的治理作用調(diào)節(jié)并不明顯。

對于創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，首先，要引進機構(gòu)投資者，完善治理機制，從而多注重研發(fā)投入，助力創(chuàng)新發(fā)展。積極引進機構(gòu)投資者，緩解企業(yè)代理成本，有助于企業(yè)創(chuàng)新政策實施。

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[基金項目]2022年遼寧省教育廳項目“管理類學術(shù)學位研究生學術(shù)創(chuàng)新能力培養(yǎng)模式研究與實踐研究成果”（項目編號：LNYJG202207）。

［作者簡介］王德武（1971—），男，漢族，遼寧阜新人，沈陽工業(yè)大學管理學院教授，博士生導師，研究方向：財務管理、資本市場；于海鵬（1993—），男，漢族，內(nèi)蒙古赤峰人，碩士研究生，研究方向：財務管理、資本市場。