監督型機構投資者與公司研發投資
——基于A 股制造業上市公司的實證研究

鄧 偉 顏亮亮

一、引 言

技術創新是經濟長期增長的動力，是企業核心競爭力的重要源泉。隨著中國經濟從要素驅動進入創新驅動的階段，中國企業對技術創新正日益重視，研發投資呈迅速增長之勢。從2007 年到2016 年間，全部企業的研發投資從5190 元增長至11294 元，年均增長率達8%。上市公司在企業的技術創新中占有重要地位，2016 年上市公司的總研發投資達4555元，占企業總研發投資的40%。

隨著中國資本市場的規模的不斷擴大和各項制度的完善，機構投資者取得了迅速的發展，現已成為中國資本中最為重要一類的投資者。在本文所搜集的樣本中，平均每家公司的機構投資者的持股比例已從2008 年23%上升至2016 年的40%，平均每家公司的機構投資者的數目已從2008 年18 個增加至2016 年47 個。與其他投資者相比，機構投資者具有知識、信息和監督等優勢，更加注重企業的長期發展，并能積極干預公司治理，減少企業經理的機會主義行為，從而促進企業的研發活動。

阻礙企業從事研發活動的一個重要原因是管理者的職業關注。研發的收益具有很大的不確定性，一旦研發失敗，企業的短期財務績效將會惡化，管理者也可能因此而被解雇。為了降低自己的職業生涯的風險，管理者會減少企業的研發投資。機構投資者的存在則有助于減輕管理者對職業生涯的擔憂。機構投資者注重企業的長期利益，了解企業管理者的能力，只要是他事先認可的一個研發項目，即使研發失敗也不會要求企業解雇管理者。因此，通過減輕管理者對職業生涯的擔憂，機構投資者能提高企業從事研發的積極性，增加研發投資。

不同類型的機構投資者對企業研發有不同的影響，只有那些監督積極性更高的機構投資者才能促進企業的研發活動。機構投資者通常都持有比較分散的投資組合，每支股票不可能都受到他同等程度的關注。只有當一支股票占投資組合中的權重比較高時，因而對投資組合的收益影響時，機構投資者才會有更大的積極性去搜集這家公司的信息，并監督公司管理者的行為，影響公司的經營決策，即發揮積極監督者的角色。因此，如果一個公司的股票在機構投資者的投資組合的權重比較大，機構投資者對于這個公司的作用就相當于監督型機構投資者。

基于以上思想，本文將從管理者的職業關注的角度研究監督型機構投資者對企業研發投資的影響。本文的學術貢獻主要體現在如下三個方面：首先，本文根據（Fich 等，2015）的方法，從機構投資者的投資組合的角度定義監督型機構投資者，以便能更加準確地反映機構投資者在研發決策中的監督作用。現有的文獻都是用機構投資者的持股比例來反映機構投資者的作用，沒有考慮到機構投資者對目標公司的持股數量在他的投資組合中的權重會影響它的監督作用的大小；其次，本文還具體考察了監督型機構投資者影響研發的機制，即對于業績下降的容忍。雖然國內也有文獻也沿用Aghion 等（2013）的思想，但并沒有具體考察機構投資者對失敗的容忍；最后，本文還深入討論了第一大股東的持股、產品市場競爭、產權性質以及高管的個人特征等因素對于基本結論的影響，得到了諸多更為具體的結論。

二、文獻回顧

關于機構投資者與企業研發的關系，國內外學者主要有三種觀點：第一種觀點認為機構投資者對企業研發有積極影響，第二種觀點則認為機構投資者對企業研發有消極影響，第三種觀點則考慮了機構投資者的異質性對企業研發的不同影響。

目前大部分文獻都持第一種觀點。根據這一觀點，機構投資者具有較強的信息收集能力，投資目標更加長遠，能積極干預公司治理，減少企業經理的機會主義行為，促進企業的研發活動。David 和Kochhar（1996）、Wahal 和McConnel（2000）、馮根福和溫軍（2008）、梁帆（2015）等文獻都從整體上發現，機構投資者能避免短視行為，注重所投資公司的長期經營業績，機構投資者的持股比例與企業的研發投資之間存在正相關的關系。Holderness 等（1988）、Black（1992）更加具體地考慮了機構投資者的監督動機，認為隨著機構投資者持股份額的增加，“退出”策略的實施成本越來越高，這將迫使他們使用“發言權”來影響管理者的長期決策，如研發投資策略。這兩篇文獻都發現，機構投資者能促進企業的研發活動。Aghion 等（2013）構建了一個企業管理者的職業關注與研發投資的關系的模型，從理論了推導出機構投資者的監督能力能緩解管理者對研發失敗及職業生涯的擔憂，從而促進了企業的研發活動。該文的實證結果也驗證了這一結論。通過對機構投資者與公司研發之間關系的研究發現，機構投資者有動力關注公司的長期經營業績，他們會積極監督公司經營者，鼓勵其加強研發創新活動。溫軍和馮根福（2012）也沿用Aghion 等（2013）的職業關注模型，考慮了中國背景下國企和民企的差異，結果發現，機構投資者對企業的創新的影響在民營企業中為正，在國有企業中則為負。此外，范海峰（2012）還發現，盡管機構投資者對公司研發投資有顯著的促進作用，但這一關系受到企業的產權性質及所在地區的市場化程度的影響。

也有少數文獻持第二種觀點，認為研發投資的回報期很長，而機構投資者是短視的，只關心企業的短期業績，在機構投資者的壓力下，企業只能投資可以短期獲利的項目，因而機構投資者對企業的研發投資有負面影響。Graves（1988）根據美國計算機行業的數據的實證結果表明，機構投資者的持股比例與企業的研發強度之間呈負相關的關系。Samuel（1996）對美國制造業公司的實證研究也表明，機構投資者只對企業長期資本投資有積極的影響，而對企業的研發投資有消極的影響。溫軍和馮根福（2012）也發現，機構投資者整體持股對企業的研發投資有顯著的負效應。

還有一類文獻持第三種觀點，認為不同類型的機構投資者的行為存在一定的差異，對企業研發有不同的影響。David 和Kochhar（1996）、趙洪江和夏暉（2009）根據機構投資者與被投資的公司是否有商業聯系這一條件，將機構投資者分為壓力敏感型、壓力抵抗型和壓力不確定型三種類型，并發現只有壓力抵抗型的機構投資者對公司的研發投資有顯著的正向作用。Bushee（1998）、Sayili 等（2017）則將機構投資者分為勤勉型、短暫型和準指數型三種類型，發現短暫型機構投資者出于短期盈利的目的會迫使管理者削減研發投資，而勤勉型機構投資者則促使管理者增加研發投資，準指數型機構投資者則對研發投資沒有顯著影響。此外，國內也有一些文獻將機構投資者的實際身份，即證券投資基金、社保基金、保險基金、QFII、券商等進行分類。如溫軍和馮根福（2012）發現，證券投資基金對于企業的研發投資的影響顯著為負，QFII 和保險資金對企業的研發投資的影響都顯著為正。但王宇峰等（2012）的結果與溫軍和馮根福（2012）有所不同，該文發現保險基金、證券投資基金和社保基金與公司研發投資呈顯著的正相關關系，QFII 和證券公司與公司研發投資之間的關系不顯著。最后，齊結斌和安同良（2014）還發現，機構投資者持股與企業研發投入之間存在非線性關系，只有機構投資者的持股比例超過一定門檻時，機構投資者才會對企業研發投入有正向的影響，且這種門檻效應對于不同的機構投資者存在一定的差異。

三、研究假設

技術創新是推動企業長期發展的引擎，是企業核心競爭力重要來源之一。但是，為實現技術創新而進行的研發投資存在著很高的風險。很多研發投資得不到任何創新成果，而且即便有創新成果，也有可能沒有多少商業價值，不能給企業增加多少利潤。有研究表明，研發投資失敗的可能性高達50%-80%。一旦研發失敗，企業的短期績效將可能出現下滑。因此，除非企業能夠承受短期績效下滑的風險，否則它不會為了長期的業績增長而進行持續的研發活動。

對于企業的研發決策，管理者除了考慮它對企業業績的影響之外，還會顧及它對自己的職業生涯的影響。對于自己的能力水平，管理者比投資者了解更多的信息。在這種信息不對稱的環境下，投資者只能通過管理者所在企業的業績來評判管理者的能力。管理者過去所管理的企業的業績越好，投資者對他的評價越高，對他未來的職業生涯就越有利。當研發失敗導致企業的短期業績下滑時，投資者將會降低對管理者的評價，他們要么要求董事會解雇管理者，要么“用腳投票”，拋售企業的股票。因此，即便研發能提高企業的長期績效，但為了避免研發失敗對自己的職業生涯的負面影響，企業管理者可能對研發采取消極態度，削減企業的研發投資。

作為股票市場中重要的投資者，機構投資者能在一定程度上扮演積極監督者的角色，監督管理者的行為，影響公司重大投資項目的決策，其原因包括如下幾個方面：首先，機構投資者持有的股票較多，能分攤他的監督成本，且能通過投票影響公司的決策；其次，監督企業需要具備財務、法律等方面的專業知識，而機構投資者還擁有一些精通公司基本面分析的專門人才，能通過分析二手資料或現場調研掌握它所關注的公司的經營、人事、研發、財務等信息；最后，在投資理念上，機構投資者比一般投資者更加專業和理性，更加追求長期的投資回報，因而有參與監督的耐心。

機構投資者的監督功能與每支股票在他的投資組合中的權重有關。在投資組合十分分散的情況下，機構投資者不可能對投資組合中的每支股票都給予相同的關注。只有當一支股票占投資組合中的權重比較高時，因而對投資組合的收益影響時，機構投資者才會有更大的積極性去搜集這家公司的信息，并參與它的內部治理，即發揮積極監督者的角色。我們稱這類機構投資者為監督型機構投資者。

監督型機構投資者對研發失敗具有一定程度的容忍，從而緩解企業管理者對職業生涯的擔憂。他們對企業管理者有比較多的了解，只要他們認為管理者足夠的優秀，即使企業的業績出現了暫時的下滑，他們也不會改變對管理者的評價。而且，監督型機構投資者的投資目標比較長遠，了解一個研發項目對企業長期發展的重要性，能夠容忍研發過程中的短期失敗。因此，監督型機構投資者能提高管理者對企業研發的積極性，增加企業的研發投資。由此我們先提出本文如下的核心假設：

H1：監督型機構投資者對公司的研發投資有積極的影響。

管理者的職業關注與企業所在行業的競爭程度有關。當市場競爭比較激烈時，企業的利潤比較低，對短期業績下滑的承受能力比較差，一旦研發失敗導致企業的短期業績下滑時，管理者遭到解雇的可能性較大。因此，產品市場的競爭會加劇管理者對職業生涯的擔憂，進而抑制企業的研發活動。監督型機構投資者對管理者的能力水平比較了解，能運用它的投票權干預公司的人事決策，保護那些在積極從事研發活動的管理者。因此，在產品市場競爭比較激烈的情況下，監督型機構投資者的作用較大，更能緩解管理者對職業生涯的擔憂，促進企業的研發活動。由此再提出如下假設：

H2：公司所在行業的市場競爭越激烈，監督型機構投資者對研發投資的促進作用越大。

第一大股東能從如下三個方面替代監督型機構投資者的作用，削弱后者對研發投資的影響。首先，第一大股東的持股比例高，股票流動性差，在企業的經營目標比較有遠見，對能夠給企業帶來長期收益的研發投資比較積極，對研發失敗的容忍程度也比較高；其次，由于持股比例高，第一大股東能積極監督企業的管理者，與管理者之間的信息不對稱程度較低，從而能緩解管理者對職業生涯的擔憂；最后，在第一大股東對企業的控制權比較大的情況下，企業的決策主要取決于大股東，機構投資者對企業決策的影響較小。因此，對于研發活動的影響，第一大股東與監督型機構投資者是相互替代的，第一大股東的持股比例越高，而監督型機構投資者對研發的促進作用就越小，這就是本文的第三個假設：

H3：當公司第一大股東持股比例越高，監督型機構投資者對研發投資的促進作用越小。

管理者的職業關注程度與企業的產權性質有關。國企管理者的任命不完全是市場化的，在很大程度上取決于政府主管部門的意見。只要政府主管部門認何管理者的能力，即使研發失敗，該管理者不必擔心會被解雇。因此，國企管理者所面臨的業績壓力較小，其職業關注程度也較小。在這種情況下，機構投資者對管理者的職業關注的影響甚微，對研發投資的促進作用也比較小。相反，民企管理者的任命是市場化的，面臨著比較大的業績壓力，其職業關注程度高，機構投資者便能通過緩解管理者的職業關注而激發企業增加研發投資。由此，本文提出如下假設4：

H4：機構投資者對研發投資的促進影響在國企中比在民企中小。

機構投資者之所以能促進研發，是因為他能減輕管理者的職業關注，而管理者的職業關注與他的權力和年齡有關。當CEO 同時兼任董事長時，董事會對他的監督作用較弱，即便企業的經營業績出現暫時的下滑，CEO 也不必太擔心被解雇。因此，權力較大的管理者的職業關注越少。管理者的年齡越大，他未來的職業生涯就越短，相應的職業關注也越少。因此，我們再提出如下假設：

H5：當管理者的年齡較大，或兩職合一時，監督性機構投資者對公司研發的促進作用較小。

四、實證設計

（一）樣本和數據來源

本文初始樣本選取2009-2016 年的滬深A 股制造業上市公司的數據。本文的財務數據均來自CSMAR 數據庫。公司專利申請數來源于中國知網，機構投資者的內部投資組合權重來源于Wind 數據庫，通過手工收集整理得到。樣本的篩選的幾個原則如下：（1）刪除年度內被標記為ST，PT 的公司；（2）刪除關鍵財務數據不全的公司；（3）通過對主要的變量進行前后1%的WInsorize 處理，以排除極端值對數據分析的影響。最終得到一共7788 個非平衡面板數據。本文采用stata13 對數據進行分析和模型處理。

（二）變量和模型

檢驗監督型機構投資者對企業研發的影響的模型如下：

檢驗監督型機構投資者對企業業績下滑時CEO 被解雇的風險的模型如下：

1、因變量

式（1）中的因變量包括兩個：研發強度（RND）和專利產出（Patent），前者為研發支出與總資產的比率，后者為企業每年的專利申請量。

式（2）中的因變量為CEO 是否被解雇（Leave）。若CEO 被解雇，則賦值為1，否則為0。

2、自變量

監督型機構投資者持股比例（Ins）。式（1）和（2）都包括這個自變量。本文借鑒Fich 等（2015）的方法，如果一個公司的股票占機構投資者的投資組合的權重大于或等于10%，那么稱這個機構投資者為目標公司的監督型機構投資者，目標公司的所有監督型機構投資者持有的股份總和與該公司總股份的比即為監督型機構投資者的持股比例。根據前面的假設1，預測Ins 的系數α1應顯著為正。

短期經營業績是否下滑（PA）。這是式（2）中的一個自變量。本文根據Aghion 等（2013）的方法，若當期與上期的總資產收益率（ROA）的差（PA1）小于0，該變量取值為1，否則為0。為確保回歸結果的穩健性，本文也用兩期的凈資產收益率（ROE）之差（PA2）是否小于0 來定義，若該差值小于0，則取值為1，否則為0。式（2）中交互項PA*Ins 用來反映機構投資者對企業業績下滑時CEO 被解雇的概率的影響。根據假設1，預測系數β3應顯著為負。

3、調節變量

產品市場競爭強度（RRHHI）。本文根據已有文獻，用赫芬達爾－赫希曼指數（HHI）的倒數來刻畫產品市場競爭強度這一變量，其中，（HHI）＝∑（Xi/X）2，X＝∑Xi，Xi為公司i 的營業收入。RRHHI指數越大，同一產業的市場競爭就越強烈。

除此之外，本文還有如下調節變量：大股東持股比例（Top1）、企業的產權性質（STATE）、CEO 是否兼任董事長（Dual）、CEO 的年齡（CEOage）。

4、控制變量

式（1）和（2）Controls 表示一組公司基本面的控制變量，主要包括三類，第一類是財務方面的變量，其中包括：為凈資產收益率（ROE）、公司規模（SIZE）、財務杠桿（LEV）、公司年齡（AGE）、總資產的增長率（Growth）、流動比率（LDR）、經營現金流比例（CF），第二類公司治理方面的變量，其中包括：董事會人數（Board）、產權性質是否為國有（State），第三類是CEO 個人特征方面的變量，其中有CEO 年齡（CEOage）、CEO 的薪酬（CEOsalary）。除此之外，為了控制行業因素和年度差異的影響，在模型中加入了行業虛擬變量和年度虛擬變量。

表1 變量一覽表

（三）描述性統計

表2 是相關數據的描述性統計。研發投資強度RND 的平均數為0.0228，并且標準差是0.0220，最小值是0，最大值是0.2218，這說明不同公司研發投資差異很大，且研發強度不高。Patent 的平均值為26.7340，說明樣本中公司專利申請的平均數量為26.7340，Patent 的最小值為0，最大值為3542，標準差為125.6980，顯示出了不同公司之間專利申請數量確實存在較大差異；Ins 的均值為0.2241，最小值為0，最大值為0.8946，這說明監督型機構投資者持股比例較高，且不同公司監督型機構投資者持股比例存在較大的差異。此外，CEO 的離職概率的平均值是0.17，說明CEO 存在一定的流動性。

表2 變量描述性統計

五、實證結果

（一）基本回歸結果

表3 是對基本假設H1 的回歸結果。該表中列（1）和（2）分別是監督型機構投資者持股對研發投資強度影響的OLS 回歸和Tobit 回歸的結果。之所以還對以研發強度為因變量的模型做Tobit 回歸，是因為很多公司的研發投資為0，0 點是一個角點。在該表的列（1）和（2）中，監督型機構投資者持股比例的系數分別為0.0153 和0.0209，并且都在1%的水平下顯著，這說明監督型機構投資者持股與公司研發投資強度之間存在顯著的正相關關系，即監督型機構投資者持股比例越高，公司的研發投資強度也越高。由于專利數為整數，故對于因變量為專利數的回歸，本文采用Poisson 回歸和負二項回歸，列（3）和（4）是各自的回歸結果。可以看出，這兩列中的自變量Ins 的系數分別為0.6097 和0.2390，且分別在1%和10%的水平下顯著，這表明監督型機構投資者持股比例越高，公司專利申請的數量也越多。因此，假設H1 成立。

在控制變量中，公司的盈利能力（ROE）和成長性（Growth）的系數均顯著為正，說明盈利能力強、成長性高的公司的研發活動比較活躍。財務杠桿（LEV）顯著為負，說明公司的研發活動容易被高負債所抑制。公司規模（Size）和公司年齡（Age）的系數均顯著為負，這有可能是在大公司和年老的公司成長空間有限，因而研發活動少。

表3 監督型機構投資者對研發的影響

由于經理人從事研發創新活動會面臨不確定性和失敗的風險，與此同時公司的短期經營業績也往往低于預期水平，經理人會面臨被解雇的風險，他們為了保護自己會抵制公司進行研發創新活動。但是由于機構投資者的監督作用，向市場傳遞有關管理者能力的信息，降低經理人被解雇的風險，從而激勵管理者進行創新。表4 是模型（2）的Logit 回歸結果，PA1 和PA2 分別用當期與上期的ROE 和ROA 之差是否小于0 進行定義。PA1 與PA2 的系數都顯著為正，說明短期業績的下滑會提高CEO 離職的概率。但是，PA1 和PA2 與Ins 的交互項PA1*Ins 和PA2*Ins 的系數都顯著為負，說明監督型機構投資者的存在會降低CEO 在業績下滑時的離職概率。因此，監督型機構投資者有助于減輕管理者的職業關注，從而促進研發活動。

表4 監督型機構投資者對CEO 離職概率的影響

（二）穩健性檢驗

為了考察以上回歸結果是否穩健，下面再從如下三個方面進行穩健性檢驗。

1、替換解釋變量

前面對自變量的定義是監督型機構投資者的持股比例，為了更全面地反映監督型機構投資者的影響，下面再用上市公司的監督型機構投資者的數量（Number）來進行回歸。監督型機構投資者的數量越多，對公司的監督能力應該越強。

表5 是對應的回歸結果。該表中列（1）和（2）分別是監督型機構投資者總數對研發投資強度影響的OLS 回歸和Tobit 回歸的結果。得到監督型機構投資者持股的系數分別為0.0005 和0.0004，并且在1%水平下顯著，結論與之前是一致的。列（3）和（4）是監督型機構投資者總數對研發產出專利申請數的Poisson 和負二項回歸的結果。解釋變量的系數分別為0.0057 和0.0470，且在1%的水平下顯著，結論與前面依然是一致的。

表5 自變量為監督型機構投資者的總數的回歸結果

2、內生性問題

基本回歸中關于研發投資強度（RND）和專利申請的數量（Patent）的回歸中都是假定監督型機構持股（Ins）是嚴格外生性的。實際上，監督型機構投資者之所以與公司研發存在正的相關性，是因為研發支出多的公司可能業績增長快，從而吸引了監督型機構投資者。因此，監督型機構持股者與公司研發之間存在內生性問題。為解決這一問題，本文用公司所在行業的監督型機構平均持股水平（MIns）作為監督型機構持股（Ins）的工具變量來做IV 回歸。

表6 為2sls 的回歸結果。列（1）是第一階段的回歸結果，列（2）和（3）分別是以研發強度和專利成果為因變量的回歸結果。在列（1）中，工具變量MIns的系數分別是2.0051，且在1%的水平下顯著，說明該工具變量合理的。在列（2）和（3）中，自變量監督型機構持股比例（Ins）的系數均在1%的水平上顯著為正，表明監督型機構投資者對研發強度和專利成果存在正面的影響，前面的回歸仍保持穩健。

表6 2sls 的回歸結果

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3、樣本選擇偏差問題

公司是否做研發是一個自選擇問題，公司是根據自己經營需要做研發。在前面的回歸樣本，有許多公司缺失研發支出的數據。為了消除這個樣本選擇性偏差問題，我們再采用Heckman 兩步法。其具體過程是：第一步，用所有公司樣本計算逆米爾斯比率，第二步，用所有研發支出（研發專利）非0 的公司，將計算出的逆米爾斯比率作為控制變量加入回歸模型來修正樣本選擇性偏差。表7 是對應的回歸結果。該表的列（1）第一步的選擇模型的回歸結果，因變量是是否為研發支出，列（2）和（3）的因變量分別為研發強度和專利成果。在列（2）和（3）中，逆米爾斯指數（Mills lambda）的系數顯著為正，且自變量INS 的系數仍然顯著為正。這說明在解決了樣本選擇性偏差問題之后，結果仍然保持穩健。

表7 Heckman 兩步法回歸結果

N(-1.06) (1.05) (3.23)Growth -0.0741 0.0038*** -9.3796**(-0.51) (5.28) (-2.06)_cons -8.9460 0.0379*** -760.3638***(-0.29) (3.55) (-11.55)Year 控制 控制 控制Industry 控制 控制 控制8876 6943 7788

六、對實證結果的進一步討論

本節再根據假設2-4，進一步討論市場競爭強度、第一股東持股比例、產權性質及CEO 的權力和年齡等因素對監督型機構投資者與公司研發之間的因果關系的調節作用。首先根據假設2 考慮產品市場競爭的調節效應，表8 是對應的回歸結果。在該表中，RHHI*Ins 是產品市場競爭（RHHI）與監督型機構投資者持股比例的交互項，列（1）和（2）分別是因變量為研發強度的OLS 回歸和Tobit 的回歸結果，列（3）是因變量為專利成果的Possion 回歸結果。在該表的各列中，交互項的系數都顯著為正，這說明產品市場競爭強度越高，監督型機構投資者對研發的積極作用就會越強。其原因在于，產品市場的競爭會加劇企業管理者的職業關注，而監督型機構投資者能減少管理者的職業關注，故在產品市場競爭比較激烈的情況下，監督型機構者對研發的積極影響會更強。

表8 產品市場競爭的調節效應

(-1.33) (35.58)Age -0.0062*** -0.4843***(-10.19) (-10.64)LDR 0.0003* -0.0081(1.90) (-0.54)CF -0.0131** 0.0253(-2.31) (0.07)Growth 0.0040*** -0.2371***(4.36) (-2.76)Board 0.0091 1.4549***(1.23) (2.86)_cons 0.0324** -16.5442***(2.34) (-14.47)(0.14)-0.0073***(-11.34)0.0003(1.49)-0.0136**(-2.26)0.0040***(4.02)0.0080(1.04)-0.0142(-0.81)(57.69)-0.4829***(-25.25)-0.0280***(-7.16)0.6935***(12.84)-0.0793***(-6.77)0.0907(1.02)-13.5804***(-10.87)控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制R2 0.0950 Year 控制 控制N 7788 6943 7788 6943

再考慮大股東的調節作用。根據假設H3，對于研發活動的影響，第一大股東與監督型機構投資者之間互為替代，故在第一大股東持股比例較高的情況下，監督型機構投資者對研發的影響較小。表9 是對假設3 的回歸結果。在該表各列中，第一大股東持股比例（Top1）與監督型機構投資者持股比例的交互項Top1*Ins 的系數皆為正號，顯著性水平至少都是5%，這說明第一大股東持股比例越高，監督型機構投資者對研發強度和專利成果的積極作用就會越弱。因此，假設H3 成立。

表9 第一大股東持股比例的調節效應

(0.64) (34.98)Age -0.0087*** -0.4712***(-23.97) (-10.04)LDR 0.0004*** -0.0020(3.58) (-0.13)CF -0.0042 0.1038(-1.28) (0.27)Growth 0.0032*** -0.1458(4.84) (-1.55)Board 0.0008 1.5082***(0.17) (2.87)_cons 0.0263*** -17.0844***(2.96) (-14.91)(3.09)-0.0108***(-25.21)0.0003**(2.00)-0.0057(-1.43)0.0031***(3.97)-0.0009(-0.17)-0.0125(-0.99)(53.79)-0.4519***(-22.71)-0.0240***(-5.82)0.6765***(12.17)-0.1045***(-8.40)-0.0195(-0.21)-13.4037***(-10.68)控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制R2 0.2860 Year 控制 控制N 7788 6943 7788 6943

下面再考慮企業產權性質的調節效應。根據假設H4，由于國有企業的管理者的職業關注弱，所以監督型機構投資者對研發活動的積極作用小。表10是對假設H4 的檢驗結果。在該表各列中，產權性質（State） 與監督型機構投資者持股比例的交互項State*Ins 的系數皆為負號，顯著性水平至少都是10%，這說明在國有企業中，監督型機構投資者對研發強度和專利成果的積極作用較小。因此，假設H4成立。

表10 企業產權性質的調節效應

(1.83) (-1.90)Top1 -0.0084*** -0.2103(-4.67) (-1.08)RHHI -0.0002 0.0149(-1.33) (0.79)(-1.78)-0.0100***(-4.72)0.0003(1.24)ROE 0.0057*** 0.7783***(3.84)0.0082***(4.00)-0.0203***(-12.02)0.0001(0.54)(10.55)-0.9465***(-14.78)0.0146(1.58)-0.0396(-1.03)-0.8749***(-21.41)1.0447***(92.75)(3.54)LEV -0.0151*** 0.4483***(-10.90) (2.67)Size -0.0004** 0.8216***(-1.97) (38.16)-0.0096*** -0.0183(-23.61) (-25.33) (-1.39) (-12.57)LDR 0.0003*** 0.0002* -0.0158*** 0.0201 Age -0.0076*** -0.6061***(3.38) (1.57)CF -0.0034 -0.1093(-1.10) (-0.30)Growth 0.0032*** -0.2273***(5.99) (-2.89)Board 0.0006 1.5172***(0.15) (3.02)_cons 0.0294*** -16.9460***(3.58) (-16.07)(1.84)-0.0041(-1.12)0.0035***(5.47)-0.0003(-0.07)0.0049(0.47)(-6.00)0.6295***(13.19)-0.0030(-0.34)-0.7736***(-9.14)-19.8715***(-16.22)控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制R2 0.2930 Year 控制 控制N 7788 6943 7788 6943

再考慮CEO 的權力大小和年齡。根據假設H5，當CEO 兼任董事長，或年齡較大時，他的職業關注弱，所以此時監督型機構投資者對研發的影響小。表11 是有關假設H5 的回歸結果。在該表中，CEO 權力和年齡與監督型機構投資者的持股比例的交互項Dual*Ins 和Ceoage*Ins 皆顯著為負，這說明對于兩職合一的CEO 或年齡較大的CEO 所管理的企業，由于職業關注較弱，監督型機構投資者持股對研發的積極作用比較小。因此，假設5 成立。

表11 CEO 權力和年齡的調節效應

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最后再考慮以上五個調節變量對企業業績下滑時CEO 離職概率的影響。表12 是對應的回歸結果。與前面的表4 相比，該表增加了各調節變量與交互項PA1*Ins 的三重交互項。為簡單起見，該表只列出了PA1 的三重交互項。從該表各列可以看出，二重交互項PA1*Ins 基本上都顯著為負，說明監督型機構投資者能降低企業業績下滑時CEO 的離職概率，即減少CEO 的職業關注。三重交互項的系數只在列（1）中的系數顯著為正，說明在市場競爭比較激烈的情況下，監督型機構投資者能有效地減輕CEO 的職業關注。三重交互項的系數在其余各列中的系數都顯著為負，說明當第一大股東持股較多、企業的產權性質屬于國企、且CEO 權力和年齡較大時，監督型機構投資者對CEO 的職業關注的影響較小。因此，假設2-5 都能成立。

表12 各調節變量對CEO 離職概率的影響

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七、結論與政策含義

本文借鑒Fich 等（2015）的定義，當一個機構投資者持有一家公司的股票占它的投資組合的權重不低于10%時，將這個機構投資者稱為目標公司的監督型機構投資者。本文根據2009 年至2016 年滬深A 股制造業上市公司的數據，考察了監督型機構投資者對企業研發活動的影響。實證結果表明，監督型機構投資者的持股比例對企業的研發強度和專利成果具有正向影響，且這種影響來自機構投資者對研發失敗時業績下滑的容忍。進一步的研究還表明，當第一大股東的持股比例較小、產品市場競爭較為激烈、企業屬于民營企業、CEO 兼任董事長、高管比較年輕時，上述監督型機構投資者對研發的促進作用會更大。

根據本文的結論，為了推動上市公司的研發活動，應該繼續鼓勵機構投資者的發展，使A 股市場成為一個機構主導的市場。而且，還應該使機構投資者成為長期的投資者和積極的監督者，發揮它們在公司治理中的作用。此外，還應該進一步降低大股東的持股比例，使上市公司的股權更加分散，同時加快國有企業的混合所有制改革，以便增加機構投資者的表決權，更好地履行其積極監督者的角色。