異質性機構投資者差異化作用于雙元創新投資嗎
——基于注意力基礎觀與市場迎合理論雙重視角

邵劍兵，李 娜

(遼寧大學 商學院，遼寧 沈陽 110036)

0 引言

十九屆五中全會提出，要堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發展的戰略支撐，為“十四五”規劃與“2035年遠景目標”勾畫了美好藍圖。當前，我國創新表現為“重數量、輕質量”，創新整體效率不高。此外，以美國為首的西方國家對我國關鍵技術進行封鎖，導致我國高新技術行業向全球價值鏈高端攀升面臨威脅與挑戰。因此，我國企業需要進一步提升強自主創新水平，平衡自身雙元創新能力，擺脫對國外先進技術的過度依賴。

機構投資者擁有專業知識及相關經驗，能夠向企業提供充分的資源支持，其“內部重要持股人”與“外部監督者”的雙重角色身份日益明顯，對創新的作用引起實務界與學術界廣泛關注。本文通過文獻梳理發現，現有研究大多討論機構投資者對同質性創新投資的影響，缺乏機構投資者與雙元創新投資關系的討論。創新投資一般指研發投入，雙元創新投資既包括探索性創新投資，又包括研發性創新投資。其中，探索性創新投資是指將資金用于摒棄原有生產與技術模式，將資金用于對新研發技術與新領域知識進行整合[1]；開發性創新投資是指在既有技術和知識儲備下，將資金用于對現有技術和知識進行整合利用、增強和擴展[2]。機構投資者創新決策體現出雙元特征[3]，相比于臨時型機構投資者，具備高持股穩定特性的專注型機構投資者擁有良好的技術、資源、資金背景，更能夠積極參與公司治理，更注重企業長遠效益。本文重點討論機構投資者持股特性對雙元創新投資的差異化影響，即專注型機構投資者具有長期戰略導向，其低換手率與穩定持股能否與創新程度較高、核心競爭優勢明顯的探索性創新投資相匹配；臨時型機構投資者側重于中短期收益，其戰略導向與風險偏好是否對應于開發性創新投資。

此外，本文還引入注意力基礎觀與市場迎合理論，用于解釋異質性機構投資者作用于雙元創新投資的動機及行為表現。注意力基礎觀強調，決策者注意力配置是個體、組織、環境共同作用的結果[4]，專注型機構投資者影響決策者注意力配置，使管理層更關注創新程度高、具有長遠價值導向的探索性創新；而臨時型機構投資者戰略導向與風險承擔水平決定其不會過多關注探索性創新，也不會促使管理層產生注意力資源配置。對于臨時型機構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，臨時型機構投資者會促使決策者進行開發性創新投資。以上問題的解決有助于理解異質性機構投資者在公司治理中的差異化作用，對我國機構投資者多元化健康發展具有重要意義。

本文的邊際貢獻主要體現在以下幾個方面：首先，構建異質性機構投資者作用于企業雙元創新投資行為治理框架。現有學者多基于異質性機構投資者作用于企業整體創新展開研究，忽略了異質性機構投資者同時參與雙元創新投資活動時的角色變化。本文發現機構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觀與市場迎合理論解釋異質性機構投資者參與企業雙元創新投資的差異化行為邏輯。最后，本文深入挖掘異質性機構投資者作用于雙元創新投資的具體路徑，并結合中國情境，考慮產業政策對異質性機構投資者與雙元創新投資的影響，揭示中國情境下機構投資者參與企業創新決策的行為表現及治理作用。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 異質性機構投資者與雙元創新投資

當前，關于機構投資者對企業創新投資影響的研究主要集中在以下兩個方面：第一，“監督有效性悖論”。部分學者認為，機構投資者利用自身信息優勢降低代理成本，促進企業創新[1-2]。然而，也有學者提出機構投資者更傾向于持有財務流動性能較好企業的股份，較高的持股比例會對企業R&D強度產生負面影響，如機構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，異質性機構投資者的差異化作用。在機構投資者參與公司治理過程中，其投資理念、關注程度都會表現出明顯的行為差異[5]，既有注重快錢、熱錢的基金公司，也有注重長線發展的投資機構。換手率較低、持股周期較長的專注型機構投資者更能促進企業創新投資水平提升，而臨時型機構投資者對企業創新投資的作用不顯著或存在抑制效應[1-2]。

機構投資者可以有效緩解企業委托代理問題，其憑借專業知識、資金優勢和管理經驗洞察企業信息，緩解股東與管理層之間的信息不對稱，降低代理成本[6]，指導管理層作出價值最大化創新決策，減輕決策風險，并及時更換不稱職的管理層[7]；同時，機構投資者通過設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，機構投資者還可以改善企業股權分散狀況，減少中小股東“搭便車”行為，通過加強對企業的監管，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為機構投資者更傾向于發揮監督職能影響管理層創新決策的制定[9]。就異質性特征來說，專注型機構投資者往往更具有戰略性眼光，更關注被投資企業的發展潛力，會更加積極地參與企業監督治理并注重企業長期研發戰略；而臨時型機構投資者則傾向于持有多樣化資產組合與高資產換手率，更注重當期即時利益，不利于開拓性創新決策的制定。

雙元創新理論將企業創新活動劃分為探索性創新與開發性創新兩種。其中，探索性創新投資回收周期較長、風險大，有助于企業及時把握市場導向并尋找新技術創新點，進而形成獨特競爭優勢。專注型機構投資者傾向于投資具有長遠價值導向的探索性創新，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向降低兩類代理成本。相比較而言，臨時型機構投資者的短期導向行為不利于企業探索性創新投資。開發性創新投資致力于中短期決策制定，且投資收益期較短、風險較小，對應于臨時型機構投資者的戰略導向。據此，本文提出如下假設：

H1：專注型機構投資者相較于臨時型機構投資者更有利于企業雙元創新投資。

1.2 機構投資者相機抉擇動機

1.2.1 專注型機構投資者持股、注意力資源配置與雙元創新投資

注意力基礎觀是個體、組織、環境共同作用的結果，認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上[11]，強調注意力能夠塑造企業的戰略選擇和行動[10]。企業選擇探索性創新投資還是開發性創新投資存在注意力配置問題。結合前文推導，專注型機構投資者側重于企業長期價值的實現。對決策者來說，由專注型機構投資者持股的企業更有可能出現雙元創新投資注意力配置問題，其注意力資源在探索性創新與開發性創新投入上分布不均衡。

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

專注型機構投資者產生的正向監督與激勵促使決策者更關注探索性創新投資，以減少“后顧之憂”。專注型機構投資者通過設計薪酬激勵機制調動高管積極性，促進企業創新決策的制定。探索性創新多為風險高、收益不確定的項目，基于高管激勵可以緩解創新決策的負面影響[14]；另外，利益趨同理論表明，專注型機構投資者可以對管理層進行積極引導，使其作出價值最大化決策，進而優化代理人風險承擔傾向。據此，本文提出如下假設：

H2：專注型機構投資者能夠促使決策者產生注意力聚焦，使其更注重企業探索性創新投資。

1.2.2 臨時型機構投資者持股、市場迎合與雙元創新投資

企業除基于股利角度迎合投資者外，制定創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，致力于變現較快的經營活動[15]。這種策略性開發性創新投資迎合行為在短期內會造成股票市場價格虛高，引發股票市場錯誤定價[16]。

對于臨時型機構投資者來說，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，開發性創新投資變現期較短，且能夠在短時間內提高企業創新能力，維持企業已有競爭優勢及現金流穩定。對投資者來說，企業創新能力提升與穩定變現傳遞出積極信號[17]，能夠刺激投資者買入股票、推高股價，滿足臨時型機構投資者的收益預期，使企業具備開發性創新動機；從股價低估角度看，臨時型機構投資者的短期獲利動機會誘發管理層操縱信息披露，降低信息透明度和股價信息含量，導致市場信息不對稱，加劇股票錯誤定價。臨時型機構投資者雖然想獲取更大收益，但更希望控制風險，故開發性創新投資更容易成為企業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新水平的目的維持或開展開發性創新投資，避免業績下滑從而被降職或免職。綜上可見，臨時型機構投資者促使管理層注重開發性創新投資，迎合短期市場表現。據此，本文提出如下假設：

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

另外，企業面臨的市場監管壓力和管理層業績壓力也是其選擇策略性市場迎合行為的動機。就管理層業績壓力來說，管理層持股數量與業績敏感性成正比，管理層私人收益與企業股價波動性密切相關，在業績壓力的驅使下，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，企業的負面信息會被資本市場無限放大，管理層面臨的壓力越大，其進行策略性創新迎合行為的動機越強。據此，本文提出如下假設:

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

分析師作為外部監管壓力的代表，其對企業關注度越高，企業越難隱藏不利信息，企業真實經營狀況也就越容易被監管層、投資者密切關注。隨著監管壓力的不斷增大，企業策略性行為動機越強，就越傾向于披露利好信息以應對監管壓力[19]。對于開發性創新投資而言，技術水平較低、變現周期較短的研發活動更容易被企業青睞。據此，本文提出如下假設：

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

綜上所述，本文構建異質性機構投資者與雙元創新投資研究框架，如圖1所示。

圖1 異質性機構投資者與雙元創新投資研究框架Fig.1 Research framework of heterogeneous institutional investors and binary innovation investment

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文以 2011-2020 年滬深A股高新技術企業為研究樣本。首先，依據《高新技術企業認定管理辦法》，剔除科技水平較低的行業；其次，根據認定管理辦法涉及的八大行業與證監會行業標準進行匹配，最后篩選出“醫藥制造業”、“通用設備制造業”、“汽車制造業”、“計算機、通信和其它電子設備制造業”、“儀器儀表制造業”、“鐵路、船舶、航空航天和其它運輸設備制造業”、“信息傳輸、軟件和信息技術服務業”、“科學研究和技術服務業”、“化學纖維制造業”、“化學原料及化學制品制造業”十類。本文剔除ST、PT與上市未滿一年的企業以及存在缺失的樣本，最終收集到8 598個觀測樣本。基本財務數據來源于CSMAR，機構投資者持股數據來源于 WIND，雙元創新投資數據通過報表手工整理獲取。

2.2 變量設計

(1)機構投資者持股。首先，借鑒王壘等[20]的研究，比較治理能力，篩選持股比例5%以上的機構投資者，若企業當年機構大股東持股比例大于同行業本年度的中位數，則將其定義為專注型機構投資者。其次，比較治理意愿，使用機構持股穩定性指標(IOSIi,t)度量。借鑒李爭光等[3]的分類方法，從時間和行業兩個維度考慮機構投資者穩定性。從時間維度看，采用機構投資者第t年持股數(INS)與前3年持股比例標準差(STD)的比值(SD)衡量本年度機構持股穩定性；從行業維度看，通過將企業i與行業中位數進行比較確定機構投資者類型。若SDi,t≥INSi,t的中位數即IOSIi,t=1，則為專注型機構投資者；否則為臨時型機構投資者。

(1)

(2)雙元創新投資。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投入費用化與資本化支出數據，分別除以當期總資產作為雙元創新投資指標。若研發投入以總和列示，則查找費用項目或管理費用列項中的研發費用數值，以此代替R(探索性創新投資)，采用研發投入總額扣除費用化總額代替D(開發性創新投資)。為對交互維度協同性雙元創新投資進行驗證，本文構建協同性雙元創新(innovation)公式指代雙元創新投資綜合指標[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年的探索性創新活動或開發性創新活動，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對應市場價值M、內在價值V和賬面價值B的自然對數。本文借鑒Rhodes-Kropf 等[24]構建的線性模型估計內在價值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，當凈利潤為負時I取值為1，否則取值為0；LEV代表企業總負債率。通過分行業分年度估計式獲得系數{ ɑ0jt,ɑ1jt,ɑ2jt,ɑ4jt,ɑ5jt}，按行業分類對各期回歸系數進行平均，獲得各行業的估計系數，將企業各期數據代入所屬行業線性模型，估計出各企業內在價值v。最后，計算股票錯誤定價：

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

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

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

(6)控制變量。另外，本文考慮到企業財務狀況、股權結構、政府補助等因素，還設置了一些控制變量，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 模型設定

模型(6)用于檢驗異質性機構投資者與企業雙元創新投資的關系，通過組間系數差異檢驗和ɑ1系數比較驗證H1。在模型(7)、(8)中，被解釋變量分別為探索性創新投資與開發性創新投資，將專注型或臨時型機構投資者持股與雙元創新投資進行分組檢驗，通過比較系數大小及顯著性水平判斷異質性機構持股對雙元創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)對臨時型機構投資者的市場迎合傾向進行檢驗。模型(9)檢驗開發性創新投資與股票錯誤定價的關系，若ɑ1系數為正且顯著，說明企業存在開發性創新迎合投資行為。模型(10)用于檢驗臨時型機構投資者對開發性創新迎合投資行為的影響，若ɑ3系數為正且顯著，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績壓力與監管壓力下臨時型機構投資者的迎合投資行為，若交互項系數為正且顯著，說明臨時型機構投資者的迎合作用較強。

3 實證檢驗

3.1 描述性統計分析

表2描述性統計分析結果顯示，樣本企業整體創新積極性較高，但兩類創新投資存在較大差距。《會計準則第六號》首次提出研發投入費用化與資本化處理，但鑒于資本化時間跨度較長,一些企業選擇全部費用化處理的政策導致研發費用資本化(D)數值不高。另外，機構投資者具有較為明顯的差異性特征，專注型機構投資者持股比例較高。

表2 描述性統計分析結果Tab.2 Descriptive statistical analysis results

3.2 單變量差異性檢驗

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

表3 雙元創新投資組間比較結果Tab.3 Comparative results of dual innovation investment groups

3.3 異質性機構投資者持股與雙元創新投資回歸分析

3.3.1 專注型機構投資者持股與雙元創新投資

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

表4 機構投資者持股與企業雙元創新投資層級回歸分析結果Tab.4 Regression analysis results of institutional investors' shareholding and enterprises' dual innovation investment levels

3.3.2 臨時型機構投資者、市場迎合與雙元創新投資檢驗

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

表5 臨時型機構投資者開發性創新迎合投資效應檢驗結果Tab.5 Test results of catering investment effect of temporary institutional investors' development innovation

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 內生性檢驗

(1)工具變量法。由于股票波動會影響機構投資者持股比率與持股穩定性[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 統計量檢驗工具變量是否存在弱識別問題，結果表明不存在弱識別。模型(1)、(3)、(5)結果表明，股票換手率與機構投資者持股顯著負相關，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)結果表明，專注型機構投資者對雙元創新投資具有促進作用，也部分驗證了H2，即專注型機構投資者對探索性創新投資的關注度更高。

(2)PSM配對樣本回歸。機構投資者可能存在選擇性偏差，為克服內生性問題，本文采用傾向得分匹配法構建配對樣本進行回歸分析。將專注型、臨時型機構投資者樣本分別劃分為處理組與對照組，以機構投資者持股與雙元創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新投資的協變量進行篩選，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%的控制變量作為協變量。為保證匹配質量與真實性，本文對樣本平衡性進行檢驗。t檢驗結果表明，在1%顯著性水平下，協變量在處理組與控制組間無系統差異，標準偏差基本都控制在10%以下，總體匹配效果理想。其次，進行參與者效應(ATT)檢驗，I1{i：D=1}、I0{i∶D=0}對應處理組和控制組相關控制變量集合，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投資者影響下雙元創新投資變化情況，檢驗結果如表7所示。從中可見，處理組雙元創新投資狀況明顯好于控制組，ATT系數顯著，表明專注型機構投資者對企業雙元創新投資具有正向影響。其中，探索性創新投資(0.055)大于開發性創新投資(0.039)，H2得到驗證，說明專注型投資者促使決策者產生注意力配置，更傾向于探索性創新投資。

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

(13)

表6 工具變量回歸結果Tab.6 Regression results of instrumental variables

表7 平均干預效應Tab.7 Average intervention effects

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

表8 PSM配對樣本回歸檢驗結果Tab.8 PSM paired sample regression test results

(3)Granger因果檢驗。為排除反向因果關系，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)結果表明，滯后一期機構持股(INSt-1)與當期整體雙元創新投資、探索性、開發性創新投資正相關；模型(4)～(6)結果表明，滯后一期雙元創新投資與當期機構投資者持股不相關，排除反向因果可能。

表9 Granger因果檢驗結果Tab.9 Granger causality test results

3.4.2 高管持股影響

為區分高管、機構投資者對企業創新決策的影響，加入兩者交互項進行回歸。其中，高管持股用企業高管持股數量占總股數的比值衡量[27]。如表10所示，專注型機構投資者與高管持股交互項回歸系數為正，說明機構持股遏制了高管對整體創新投資的負面影響。對于開發性創新投資而言，機構投資者與高管產生了合謀效應；對于探索性創新投資而言，機構投資者持股遏制了高管持股對探索性創新投資的負面影響，部分驗證了假設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

基于監督視角，專注型機構投資者既能監督管理層，從而減輕第一類代理成本；也能增強中小股東的話語權，從而減輕第二類代理成本。基于激勵視角，根據最優契約理論，機構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]。相比于臨時型機構投資者，專注型機構投資者具有長遠價值導向，更具有激勵管理層制定創新決策的動機；基于風險承擔視角，基于利益趨同理論，專注型機構投資者能夠優化代理人風險承擔傾向，促進創新決策的制定[29]。對于臨時型機構投資者來說，基于迎合理論，股市資產較難定價、波動性較強，臨時型機構投資者會迎合市場投資者的情緒反應，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投資者投資于開發性創新的影響路徑。

在監督層面，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務收入之比度量；第二類代理成本 AC2以其它應收款占公司總資產之比度量。在激勵層面，選用高管股權激勵(Incent)度量[31]，實行股權激勵為1，否則為0。對于風險承擔水平，本文借鑒姜付秀等[32]構建的財務風險指數。投資者情緒(ISI)基于CAMSR，以年投資者情緒均值的自然對數度量。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新投資在1%水平上正相關，但主效應回歸系數顯著性水平下降，說明第一類代理成本起部分中介作用。Sobel檢驗結果顯示，z值為-15.07，中介效應占比為57.43%，bootstrap檢驗也驗證其發揮部分中介作用；另外，股權激勵、風險承擔水平的中介作用均得到驗證。對于臨時型機構投資者而言，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投資者開發性創新迎合投資行為在資本市場上反應不明顯。

表11 中介效應檢驗結果Tab.11 Mediating effect test results

3.5.2 政策導向檢驗

本文篩選“十二五”、“十三五”產業政策支持行業與證監會行業目錄進行匹配，在前文所述的高新技術企業樣本中，剔除化學纖維制造業、化學原料及化學制品制造業作為產業政策支持樣本，對于非高新技術企業剔除僅受“十二五”或僅受“十三五”規劃支持的行業作為非產業政策支持樣本，結果如表13所示。

表12 Bootstrap中介效應檢驗結果Tab.12 Results of Bootstrap mediation effect test

表13 產業政策作用效果Tab.13 Effect analysis of industrial policy

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

4 結語

4.1 研究結論

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

4.2 對策建議

根據上述分析，本文提出如下對策建議：第一，政府應積極引導多元化投資機構進駐企業。一方面,要加大政策優惠力度，力爭涌現數量更多、規模更大的專注型機構投資者，推動機構投資者持有高新技術企業股權，鼓勵高新技術企業積極從事探索性創新活動；另一方面，監管部門應對臨時型機構投資者進行引導，使其積極參與公司治理，促進其長期、穩定持股。第二，企業應發揮臨時型與專注型機構投資者在高新技術企業中的協同作用，充分考慮兩者在不同發展階段與企業創新戰略、創新目標的匹配度。當企業從開發性創新過渡到探索性創新時，可以建立臨時型機構投資者退出機制及專注型機構投資者進入機制；當企業專注于探索性創新時，應積極引入更多專注型機構投資者，促使其長期、穩定持股，發揮其對企業創新戰略的效用。第三，政府要打造好外部治理環境，加大對戰略性新興產業、高新技術企業的政策扶持力度。