異質(zhì)機構(gòu)投資者退出威脅對公司創(chuàng)新效率的影響

范海峰,郭葆春

(1.華南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,廣東 廣州 510642;2.暨南大學 管理學院,廣東 廣州 510641)

0 引言

自2006年我國提出自主創(chuàng)新、建設(shè)創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略以來,技術(shù)創(chuàng)新及其影響因素成為國內(nèi)學界研究的熱點。近年來,A股市場機構(gòu)化發(fā)展趨勢越來越明顯,截至2020年第二季末,我國機構(gòu)投資者合計持有高達20%的A股流通市值,成為我國上市公司主要非控股大股東。因此,機構(gòu)投資者能否影響以及如何影響公司創(chuàng)新能力,成為亟待研究的重要問題。

現(xiàn)有研究指出,大股東發(fā)揮治理作用的鏈條已由傳統(tǒng)“用手投票”和“用腳投票”拓展為“用手投票”“退出威脅”及“用腳投票”[1]。在機構(gòu)投資者對公司研發(fā)強度等技術(shù)創(chuàng)新績效的影響方面,不少研究[2-4]從機構(gòu)投資者持股角度展開,其隱含假設(shè)為我國機構(gòu)投資者是“用手投票”的積極投資者,這與現(xiàn)實未必相符,也忽視了機構(gòu)投資者可以通過退出威脅的治理方式對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。

1 文獻回顧

本文研究機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的影響,由于機構(gòu)投資者是主要大股東,因而從大股東退出威脅對技術(shù)創(chuàng)新的影響以及機構(gòu)投資者對技術(shù)創(chuàng)新的影響兩個方面進行文獻回顧。

1.1 大股東退出威脅對公司技術(shù)創(chuàng)新的影響

大股東退出威脅雖然是新的公司治理方式,但現(xiàn)有研究較少涉及。針對大股東退出威脅的治理效應(yīng),現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),大股東即使不真正退出公司,僅通過退出威脅導致股價下降也能加強對控股股東或管理層的監(jiān)督,顯著抑制控股股東和管理層的私利行為[5],進而提高企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量[6],減少盈余管理[7],降低公司代理成本(陳克兢,2019),提升民營企業(yè)而非國有企業(yè)投資效率[8]。相關(guān)研究顯示,公司股票流動性和持股比例是大股東退出威脅的兩個主要決定性因素[9-11]。

在大股東退出威脅對公司技術(shù)創(chuàng)新的影響方面,相關(guān)研究顯示,退出威脅能夠通過減少管理層短視化決策或緩解公司代理問題等途徑,顯著提升研發(fā)強度和專利產(chǎn)出等公司創(chuàng)新績效。其中,Helling[11]發(fā)現(xiàn),即使大股東持股期限較短,美國大股東持股與市場流動性結(jié)合導致的大股東退出威脅也能抑制公司管理層短視化傾向,顯著促進公司研發(fā)強度提升;李壯壯等[12]發(fā)現(xiàn),大股東退出威脅能夠通過降低第二類代理成本、提高公司透明度和媒體關(guān)注度,顯著促進國有企業(yè)而非民營企業(yè)發(fā)明專利和總體專利授予數(shù)量提升;陳克兢等[1]研究發(fā)現(xiàn),外部大股東退出威脅可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新投入和專利產(chǎn)出,不同類型的外部大股東治理效應(yīng)存在差異,長期戰(zhàn)略型外部大股東退出威脅的治理效應(yīng)更顯著,而短期逐利型外部大股東退出威脅的治理效應(yīng)較弱;王愛群等[13]發(fā)現(xiàn),非控股大股東退出威脅能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投資,企業(yè)產(chǎn)品市場競爭程度越低且管理層和控股股東財富集中度越高,非控股大股東退出威脅對研發(fā)投資促進作用越顯著。

綜上所述,國內(nèi)外學者在非控股大股東退出威脅對公司治理和技術(shù)創(chuàng)新的影響方面取得了較多研究成果,但忽視了大股東異質(zhì)性問題,特別是作為主要大股東的機構(gòu)投資者研究。非控股大股東是包括法人投資者、機構(gòu)投資者和個人大股東在內(nèi)的集體,不同大股東在投資激勵和投資風格等方面存在差異,導致其退出威脅對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響不同。

1.2 機構(gòu)投資者對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

在機構(gòu)投資者對技術(shù)創(chuàng)新的影響方面,現(xiàn)有研究主要基于機構(gòu)投資者持股角度展開,有3種觀點,即機構(gòu)投資者短視論、機構(gòu)投資者是精明投資者與積極投資者[14]。機構(gòu)投資者短視論認為,機構(gòu)由于缺乏公司長遠價值評估信息,難以準確衡量公司長遠價值[15],加上業(yè)績考核等原因,會更關(guān)注短期業(yè)績指標。公司經(jīng)理為了避免機構(gòu)拋售股票導致公司股價下降,會減少導致短期利潤下降的研發(fā)投資[16]。機構(gòu)投資者是精明投資者的觀點認為,機構(gòu)具備信息優(yōu)勢,能夠根據(jù)公開信息合理估值公司研發(fā)投資,不會反對可能對公司價值提高至關(guān)重要的研發(fā)支出。公司經(jīng)理為了吸引機構(gòu)投資者,會增加研發(fā)投資[17]。機構(gòu)投資者是積極投資者的觀點認為,由于持有大量股票會承擔較大的流動性風險,機構(gòu)無法在不蒙受損失的情況下退出,會通過股東大會投票等方式積極監(jiān)督公司決策,進而促進公司創(chuàng)新[18],并且發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者促進公司創(chuàng)新的機理符合職業(yè)生涯假設(shè),而非平靜生活假設(shè)[2,19]。

綜上所述,相關(guān)研究關(guān)注機構(gòu)投資者持股“用手投票”的治理方式,忽視了機構(gòu)投資者可以通過退出威脅等方式對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。相對于已有研究,本文可能的貢獻如下:第一,實證研究發(fā)現(xiàn),我國機構(gòu)投資者即使沒有實質(zhì)“用手投票”,僅通過退出威脅也可以對創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)既可為機構(gòu)投資者優(yōu)化對公司治理和創(chuàng)新效率的影響方式提供新的依據(jù),也可為大股東退出威脅對創(chuàng)新效率的影響提供新的證據(jù)。以往研究基于非控股大股東整體角度展開[1,13],非控股大股東種類繁多,可能有部分與控股股東是一致行動人或其他有關(guān)聯(lián)關(guān)系的股東,這會影響其退出威脅的作用發(fā)揮[5]。將所有非控股大股東作為整體進行研究會影響結(jié)論的可靠性,導致相關(guān)結(jié)論難以反映機構(gòu)投資者作為專業(yè)投資者對公司創(chuàng)新效率的影響。第二,變量選取方面的創(chuàng)新。自變量方面,除持股比例外,本文分析投資同一家公司的機構(gòu)投資者數(shù)量對創(chuàng)新效率的影響,并發(fā)現(xiàn)兩者具有顯著正相關(guān)關(guān)系。以往研究主要從持股比例角度研究大股東退出威脅對公司治理和創(chuàng)新的影響,鮮少基于大股東數(shù)量角度分析退出威脅對創(chuàng)新影響的研究。本文持股機構(gòu)數(shù)量數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫,數(shù)據(jù)更為可靠。因變量方面,除專利產(chǎn)出外,本文重點研究基于創(chuàng)新投入產(chǎn)出比例的創(chuàng)新效率,而現(xiàn)有研究僅關(guān)注研發(fā)投入和專利產(chǎn)出。第三,在異質(zhì)性方面,本文發(fā)現(xiàn),機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的影響具有顯著異質(zhì)性。穩(wěn)定型機構(gòu)投資者作為長期持股的投資者,相對于短期持股的交易型機構(gòu)投資者,其退出威脅對公司創(chuàng)新效率的促進作用更顯著,但上述促進作用僅局限于非國有企業(yè)和市場化程度較高的公司,對國有企業(yè)和市場化程度較低公司無顯著影響。第四,本文驗證機構(gòu)退出威脅對創(chuàng)新效率的影響,即管理層財富業(yè)績敏感性在機構(gòu)退出威脅對創(chuàng)新效的影響過程中發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用,并且現(xiàn)金股利支付率與兩類代理成本在機構(gòu)退出威脅對創(chuàng)新效率的影響過程中發(fā)揮顯著部分中介作用。

2 理論分析與研究假設(shè)

針對股東在公司治理中發(fā)揮的作用,Hirschman等[20]指出,當股東對公司不滿時,他們可能通過兩種方式表達不滿,即積極干預(yù)公司決策(voice,用手投票)和退出公司(exit,用腳投票)。相對于控股股東,非控股大股東持股比例較小,無法直接干預(yù)公司決策,只能通過出售股票表達不滿[21]。大股東退出會導致公司股價下降,向市場傳遞公司前景悲觀的信號,進一步加大股價下行壓力,最終導致公司成為并購目標。大股東由于持股規(guī)模較大,退出時股價下行會給大股東帶來較大損失。因此,在真正退出公司前,大股東會通過退出威脅監(jiān)督公司控股股東或管理層。

大股東退出威脅能夠發(fā)揮治理作用的原因在于,大股東退出給股價帶來的下行壓力會加大公司被并購風險以及被并購后管理層失業(yè)風險,同時給重視市值管理的控股股東或財富業(yè)績敏感性較高的經(jīng)理帶來財富損失。根據(jù)社會心理學理論,公司控股股東或經(jīng)理會關(guān)注大股東退出對自身財富和工作崗位的不利影響,進而采取行動確保大股東留在公司。此時,即使大股東不真正拋售公司股票,也可以通過退出威脅約束管理層行為[9-10,22]。

技術(shù)創(chuàng)新具備高風險、長期限和高投資等特征,受所掌握的信息和短期財務(wù)績效偏好的影響,機構(gòu)投資者退出威脅可能對創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進或阻礙作用。

首先是促進作用,即機構(gòu)可能是具備信息優(yōu)勢的大型知情投資者[23],為了確保長期投資收益,會積極收集公司創(chuàng)新項目質(zhì)量信息,并通過退出威脅促使公司努力投資高質(zhì)量創(chuàng)新項目,而放棄低質(zhì)量創(chuàng)新項目。公司控股股東或管理層重視機構(gòu)退出威脅帶來的股價下行壓力,進而迎合機構(gòu)投資者追求公司長期價值的要求,提高自身創(chuàng)新效率。機構(gòu)投資者可以通過退出威脅解決兩類代理問題,如管理層在職消費和控股股東通過關(guān)聯(lián)方交易掏空公司等機會主義行為,降低公司代理成本與融資約束,增加公司可以用于創(chuàng)新的資源,確保高質(zhì)量創(chuàng)新項目投入所需的大量資源,從而顯著促進公司創(chuàng)新效率提升。因此,本文提出以下假設(shè):

H1a:在其它條件相同的情況下,機構(gòu)投資者退出威脅與公司創(chuàng)新效率顯著正相關(guān)。

其次是阻礙作用,即機構(gòu)投資者是短視投資者,由于缺乏公司長遠價值評估信息,難以準確衡量公司長遠價值[15],會更關(guān)心公司短期財務(wù)業(yè)績指標。由于機構(gòu)投資者短期決策帶來的壓力,公司經(jīng)理會減少研發(fā)投資[16],專注于提高短期財務(wù)績效,導致創(chuàng)新項目無法得到有效資金,從而對公司創(chuàng)新效率產(chǎn)生不利影響。由此,本文提出以下競爭性假設(shè):

H1b:其它條件相同的情況下,機構(gòu)投資者退出威脅與公司創(chuàng)新效率顯著負相關(guān)。

3 研究設(shè)計與實證分析

3.1 變量設(shè)置

在因變量方面,創(chuàng)新效率采用反映絕對量創(chuàng)新產(chǎn)出和相對量投入產(chǎn)出比例兩方面的指標進行測量。創(chuàng)新產(chǎn)出常用測量指標是公司專利申請量,我國公司專利分為3種,即發(fā)明專利、外觀設(shè)計專利和實用新型專利。借鑒江軒宇[24]的做法,選擇創(chuàng)新性最強的發(fā)明專利申請總數(shù)的自然對數(shù)PATENT(發(fā)明專利申請總數(shù)+1的自然對數(shù)),同時參考Lanjouw等[25]、權(quán)小鋒等( 2017) 的做法,選擇常用相對量指標PATRD(3類專利總數(shù)除以研發(fā)支出的自然對數(shù))。創(chuàng)新需要一定時間才能發(fā)揮作用,因而本文使用滯后一年發(fā)明專利申請數(shù)和創(chuàng)新效率作為測量指標。

在退出威脅衡量方面,機構(gòu)投資者等大股東持股比例越高,公司股票流動性越強,其退出威脅對股價的影響越大,治理作用越顯著[10-11]。除持股比例外,投資同一家公司的機構(gòu)投資者數(shù)量可能加大退出威脅,根據(jù)Edmans等[22]的觀點,如果公司只有一個大股東(機構(gòu)),后者就會策略性地限制其訂單,以減少私人信息泄露。相比之下,如果有多個大股東,他們就會積極交易以爭奪利潤。與壟斷市場相比,持有同一家公司股票的機構(gòu)投資者數(shù)量較多,股票總交易量越大,股票價格中包含的信息越多,越能反映公司基本價值和管理者的努力。因此,持有同一家公司的機構(gòu)投資者數(shù)量越多,越能提升其通過交易及退出威脅等方式進行治理的有效性。因此,借鑒Edmans[10]、Helling 等[11]的做法,采用機構(gòu)投資者持股比例與公司股票流動性的乘積項(INS_LIQ)衡量退出威脅。為了反映持有同一家公司股票的機構(gòu)投資者數(shù)量的公司治理作用,本文使用其與公司股票流動性的乘積項(INSN_LIQ)作為衡量指標。對于流動性,參考陳輝等[26]的做法,本文使用股票年度成交額的自然對數(shù)衡量。

在控制變量方面,除機構(gòu)投資者持股比例(INS)或持股機構(gòu)數(shù)量(INSN)、股票流動性(LIQ)外,參照馮根福等[27]的做法,根據(jù)技術(shù)創(chuàng)新影響因素,本文選擇第一大股東持股比例(TOP1)、公司營業(yè)收入增長率(GROW)、公司上市年限(AGE,定義為公司上市年限的自然對數(shù))、總資產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金凈流量比率(CASH)、董事會規(guī)模(DIR,董事會總?cè)藬?shù))及公司產(chǎn)權(quán)屬性(STATE)作為控制變量。其中,第一大股東持股比例(TOP1)能夠反映公司控股股東股權(quán)集中度對創(chuàng)新效率的影響,控股股東持股比例越高,享受的創(chuàng)新收益越多。因此,第一大股東持股比例(TOP1)與因變量正相關(guān)。公司營業(yè)收入增長率(GROW)能夠反映公司投資機會,成長性越高,公司創(chuàng)新機會越多,創(chuàng)新效率越高。公司上市年限(AGE)能夠反映公司成熟度,公司越成熟,投資機會越少,創(chuàng)新效率越差?？傎Y產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金凈流量比率(CASH)能夠反映公司內(nèi)部融資約束對創(chuàng)新效率的影響,公司可用資金越多,創(chuàng)新效率越高。董事會規(guī)模能夠反映公司決策機構(gòu)的專業(yè)能力和社會資源,董事會規(guī)模越大,能夠吸引的專業(yè)和技術(shù)人員越多,享有的社會資源越多,創(chuàng)新效率越高。其它控制變量選擇公司資產(chǎn)規(guī)模(SIZE)、經(jīng)營杠桿率(LEV)和公司產(chǎn)權(quán)屬性(STATE)。公司資產(chǎn)規(guī)模(SIZE)能夠間接反映公司投資機會,資產(chǎn)規(guī)模越大,公司發(fā)展越成熟,創(chuàng)新機會越少,創(chuàng)新效率越差。經(jīng)營杠桿率(LEV)能夠反映公司財務(wù)杠桿,公司負債率越高,公司融資約束程度越高,創(chuàng)新效率越差。公司產(chǎn)權(quán)屬性(STATE)能夠反映公司實際控制人的產(chǎn)權(quán)屬性,相較于非國有上市公司,由于政府補助水平較高,國有上市公司創(chuàng)新動力不足,其創(chuàng)新效率較低。另外,本文選擇行業(yè)啞變量和年度啞變量,以控制不同時期與不同行業(yè)背景下,宏觀環(huán)境對機構(gòu)投資者退出威脅的影響。

綜上,本文變量定義如表1所示。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

根據(jù)以上變量,本文構(gòu)建基本實證模型如下:

INNOVATIONi,t+1=β1INS_LIQi,t或INSN_LIQi,t+γcontroli,t+ηIND+λYEAR+ε

(1)

式中,INNOVATION是指發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)和研發(fā)效率(PATRD)。

3.2 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2019年數(shù)據(jù)為樣本,除專利數(shù)據(jù)來自于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)外,其它數(shù)據(jù)主要來自于WIND金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。為了確保實證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文剔除上市不滿一年的企業(yè)樣本,以及金融行業(yè)上市公司和ST類上市公司。為了避免極端值的影響,本文對連續(xù)變量進行1%雙向縮尾處理。

3.3 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

相關(guān)變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.2 Descriptive statistics

從表2可以看出,樣本公司發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)最大值為4.71,最小值為0,研發(fā)效率(PATRD)最大值為10.704,均值為0.724,說明不同公司創(chuàng)新效率差別較大。INS_LIQ最大值為0.251,最小值為0.000 2,INSN_LIQ最大值為187.937,最小值為0,說明機構(gòu)投資者退出威脅在不同公司間存在較大差異。INS最大值為0.868,最小值為0.000 5,均值達到0.374,說明機構(gòu)投資者已經(jīng)成為上市公司的重要股東,即使不積極參與公司治理,其退出威脅也可能對公司治理和創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響。本文主要變量的Pearson相關(guān)性分析結(jié)果見表3。

表3 主要變量Pearson相關(guān)性分析結(jié)果Tab.3 Pearson correlation analysis of main variables

從表3可以看出,INS_LIQ、INSN_LIQ均與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān),說明機構(gòu)投資者退出威脅能夠顯著提高公司發(fā)明專利申請數(shù)與研發(fā)效率,機構(gòu)投資者持股比例越高、持有同一家公司股票的機構(gòu)投資者數(shù)量越多,其退出威脅越大,對公司創(chuàng)新效率的促進作用越顯著,從而初步驗證假設(shè)H1a。其它結(jié)果如下:機構(gòu)投資者總體持股比例(INS)、持有同一家公司股票的所有機構(gòu)投資者數(shù)量(INSN)與股票流動性(LIQ)顯著正相關(guān),說明機構(gòu)投資者傾向于投資流動性較強的公司。

3.4 基準回歸結(jié)果

為了驗證機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的影響,本文根據(jù)機構(gòu)投資者總體持股比例(INS)和持有同一家公司股票的所有機構(gòu)投資者數(shù)量(INSN),使用模型(1)對發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)與研發(fā)效率(PATRD)進行回歸,結(jié)果如表4所示。

表4 機構(gòu)投資者退出威脅與創(chuàng)新效率回歸結(jié)果Tab.4 Regression results of institutional investors exit threat and innovation efficiency

從表4可以看出,INS_LIQ、INSN_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān),說明機構(gòu)投資者整體作為知情投資者,能夠識別公司研發(fā)項目質(zhì)量,其退出威脅能夠促使樣本公司選擇高質(zhì)量研發(fā)項目,放棄低質(zhì)量研發(fā)項目,進而有效抑制公司在職消費和掏空等機會主義行為,提高公司創(chuàng)新效率。由此,驗證了假設(shè)H1a。

3.5 異質(zhì)性研究

3.5.1 機構(gòu)投資者異質(zhì)性的影響

在機構(gòu)投資者異質(zhì)性方面,已有研究表明,機構(gòu)投資者之間在業(yè)務(wù)聯(lián)系、資金來源和投資期限等方面存在顯著差異[28]。創(chuàng)新具有投資大、期限長和風險高等特征,一般需要較長時間才能產(chǎn)生效果,短暫持股的機構(gòu)投資者由于關(guān)注公司財務(wù)績效帶來的短期投資收益,既不會努力收集公司創(chuàng)新方面的信息,也無法通過退出威脅促進公司創(chuàng)新效率提升,進而給創(chuàng)新帶來負向影響[29]。長期持股的機構(gòu)投資者能夠享受創(chuàng)新帶來的長期價值增值,會積極收集公司創(chuàng)新項目質(zhì)量等方面的信息,加強對公司的監(jiān)督,促進公司技術(shù)創(chuàng)新[30]。因此,長期持股機構(gòu)能夠通過退出威脅促使企業(yè)增加對高質(zhì)量創(chuàng)新項目的投資,抑制低質(zhì)量項目投資,以及在職消費或掏空等機會主義行為,最終顯著促進企業(yè)創(chuàng)新效率提升。

借鑒牛建波等(2013)和李爭光等(2015)的做法,本文基于時間和行業(yè)兩個維度,將機構(gòu)投資者分為穩(wěn)定型和交易型機構(gòu)投資者。穩(wěn)定型機構(gòu)投資者是指持股比例高、交易不頻繁,看重公司長期經(jīng)營績效的長期持股機構(gòu)投資者;交易型機構(gòu)投資者是指持股比例低、交易頻繁的短期持股機構(gòu)投資者。具體計算公式如式(2)所示。

(2)

其中,INSit為公司i在t年的機構(gòu)投資者持股比例,STD(INSit-3,INSit-2,INSit-1)表示公司前3年機構(gòu)投資者持股比例的標準差,SDit能夠基于時間角度衡量機構(gòu)投資者持股穩(wěn)定性。STABLEit為啞變量,表示從行業(yè)維度度量機構(gòu)投資者異質(zhì)性。如果SDit≥MEDIANij(SDij),則STABLEit=1,表示公司i在t年的機構(gòu)投資者是穩(wěn)定型機構(gòu)投資者,否則為0,表示公司i在t年的機構(gòu)投資者是交易型機構(gòu)投資者。接下來,采用STABLE替代模型(1)中的INS并進行回歸,相關(guān)結(jié)果見表5。

表5 異質(zhì)機構(gòu)投資者退出威脅與創(chuàng)新效率回歸結(jié)果Tab.5 Regression results of exit threat of heterogeneous institutional investors and innovation efficiency

從表5可以看出,STABLE_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān),說明相對于短期持股的交易型機構(gòu)投資者,穩(wěn)定型機構(gòu)投資者會加強對公司創(chuàng)新效率的監(jiān)督,其對公司創(chuàng)新效率的促進作用更顯著。

3.5.2 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的影響

相對于民營企業(yè),國有企業(yè)在融資和市場準入等方面長期享受政府部門的特殊補助,所面臨的融資約束較小。此外,由于缺乏有效的激勵約束機制,國有企業(yè)容易受代理問題的影響[31],創(chuàng)新動力不足[32]。終極控制權(quán)研究認為,國企經(jīng)理需要承擔創(chuàng)新活動失敗的風險,因而沒有足夠的創(chuàng)新動機[33]。因此,不論從資源依賴角度還是代理問題角度,機構(gòu)投資者退出威脅能夠發(fā)揮的監(jiān)督作用都很小。民營企業(yè)普遍存在融資難問題,市場化經(jīng)營程度較高,因而機構(gòu)投資者通過退出威脅所發(fā)揮的監(jiān)督和約束作用顯著。接下來,本文針對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)樣本進行分組回歸,結(jié)果見表6。

表6 基于公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸結(jié)果Tab.6 Regression results grouped by nature of company property rights

從表6可以看出,針對STATE=1的分組,INS_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)關(guān)系不顯著;針對STATE=0的分組,INS_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān)。上述結(jié)果說明,機構(gòu)投資者退出威脅的治理作用主要在非國有企業(yè)中顯著,在國有企業(yè)中則受到限制。上述結(jié)論與余怒濤等[8]的研究結(jié)論類似。

3.5.3 市場化進程差異的影響

機構(gòu)投資者退出威脅的治理作用受市場流動性的影響較大,當企業(yè)所處市場發(fā)展水平較高時,其股票流動性較強,因而機構(gòu)投資者退出威脅的治理作用顯著。市場化程度較高地區(qū),其經(jīng)濟發(fā)展水平較高,法制較健全,上市公司治理體系完善,因而機構(gòu)投資者發(fā)揮的治理作用顯著。因此,本文使用《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中的市場化指數(shù)(MARKET) 衡量市場化程度,市場化指數(shù)(MARKET) 越大,公司所處地區(qū)市場化程度越高,機構(gòu)退出威脅的治理作用越顯著。當市場化指數(shù)(MARKET)小于同年度中位數(shù)時,取值為1,否則為2。本文根據(jù)市場化程度(MARKET)對樣本進行分組回歸,結(jié)果見表7。

表7 基于市場化進程差異的分組回歸結(jié)果Tab.7 Regression results grouped by differences in marketization process

從表7可以看出,在市場化指數(shù)(MARKET)取值為1的組別,INS_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)的關(guān)系均不顯著;在市場化指數(shù)(MARKET)取值為2的組別,INS_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān)。上述結(jié)果說明,樣本公司所處市場越發(fā)達,市場流動性越強,機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的促進作用越顯著。

3.6 影響機理

根據(jù)大股東退出威脅對公司治理的影響機理以及創(chuàng)新效率的影響因素,本文從管理層財富業(yè)績敏感性、現(xiàn)金股利政策和代理成本等角度,檢驗機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的影響路徑。

3.6.1 管理層財富業(yè)績敏感性的調(diào)節(jié)作用

大股東退出威脅能夠發(fā)揮治理作用的主要原因在于,其退出會給股價帶來下行壓力,進而對大股東或管理層的財富產(chǎn)生不利影響[9-10]。由此,管理層會重視機構(gòu)投資者退出威脅,努力提高公司創(chuàng)新效率。因此,管理層財富業(yè)績敏感性越高,機構(gòu)投資者退出威脅越大,對公司創(chuàng)新效率的促進作用越顯著。

借鑒陳克兢等[7]的做法,本文使用機構(gòu)投資者持股當年的管理層持股比例作為管理層財富業(yè)績敏感性(WPS)衡量指標。為了避免WPS極端值對回歸結(jié)果的影響,將管理層財富業(yè)績敏感性(WPS)轉(zhuǎn)化為離散型變量,分別賦值1～5,并構(gòu)建交叉項INS_LIQ_WPS代入模型(1)進行回歸,結(jié)果見表8。

表8 管理層財富業(yè)績敏感性(WPS)調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果Tab.8 Moderating effects based on WPS

從表8可以看出,INS_LIQ_WPS與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)、研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān),說明隨著管理層財富業(yè)績敏感性(WPS)提升,INS_LIQ對發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)與研發(fā)效率(PATRD)的促進作用增強。因此,管理層財富業(yè)績敏感性(WPS)在機構(gòu)投資者退出威脅對發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)和研發(fā)效率(PATRD)的影響過程中發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用,即隨著公司管理層財富受股價變動的影響越來越大,管理層為了避免股價下降帶來財富損失,會努力提高研發(fā)項目質(zhì)量和創(chuàng)新效率。

借鑒Bharath等[9]的觀點,機構(gòu)投資者通過積極干預(yù)產(chǎn)生的治理效應(yīng)與管理層財富業(yè)績敏感性無關(guān)。表8中,管理層財富業(yè)績敏感性(WPS)發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用,說明機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)并非來自其“用手投票”的積極干預(yù),而是來自于退出威脅。

3.6.2 現(xiàn)金股利的中介作用

根據(jù)杜金岷等[34]的觀點,當現(xiàn)金股利分配水平較高時,公司代理成本下降,有利于促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出增加,并且機構(gòu)投資者能夠促進公司現(xiàn)金股利水平提升。由此,實證研究機構(gòu)退出威脅能否通過促進公司現(xiàn)金股利分配提高創(chuàng)新效率。接下來,以現(xiàn)金股利支付率(DPRt,每股股利除以每股收益計算)反映公司現(xiàn)金股利水平,并采用Baron&Kemiy(1986)的中介效應(yīng)模型進行檢驗,相關(guān)結(jié)果見表9。

表9 現(xiàn)金股利的中介作用檢驗結(jié)果Tab.9 Mediating effects of cash dividends

從表9可以看出,列(1)中,INS_LIQ與現(xiàn)金股利支付率(DPR)顯著正相關(guān),列(2)(3)中,現(xiàn)金股利支付率(DPR)與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān)。同時,列(4)(5)中,現(xiàn)金股利支付率(DPR)、INS_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān)。上述結(jié)果說明,現(xiàn)金股利支付率(DPR)在機構(gòu)投資者退出威脅對發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)的影響過程中發(fā)揮部分中介作用,即機構(gòu)投資者退出威脅能夠促進公司提高現(xiàn)金股利發(fā)放水平,降低公司代理成本并提高現(xiàn)金使用效率,從而促進公司創(chuàng)新效率提升。

3.6.3 代理成本的中介作用

我國上市公司同時存在兩類代理問題,第一類代理問題的典型表現(xiàn)是公司管理層通過在職消費牟取私利,第二類代理問題主要表現(xiàn)為控股股東通過關(guān)聯(lián)方交易掏空公司以牟取私利。上述兩種代理問題都會浪費公司可用資源,導致公司創(chuàng)新效率降低[15]。如果機構(gòu)投資者退出威脅能夠有效抑制代理問題,就可以降低公司代理成本,提高公司創(chuàng)新效率。由此,代理成本可能在機構(gòu)退出威脅對創(chuàng)新效率的影響過程中發(fā)揮中介作用。其中,第一類代理問題是股東和管理層間的代理問題,一般采用管理層在職消費衡量。對于在職消費的衡量,Johnson 等(2005)認為,在所有會計科目中,管理費用是在職消費最合適的度量指標。因此,本文采用管理費用率(MCOST,管理費用除以當年營業(yè)收入,具體取值為MCOST的負數(shù)MCOST1)作為在職消費的替代變量。第二類代理問題是指控股股東與中小股東間的代理沖突,一般采用控股股東掏空行為衡量。借鑒李增泉等(2004)的觀點,本文以公司關(guān)聯(lián)方交易占營業(yè)收入的比重(RELATE)作為掏空行為的替代變量,并采用Baron&Kemiy(1986)的中介效應(yīng)模型進行檢驗,實證結(jié)果見表10。

表10 代理成本的中介作用檢驗結(jié)果Tab.10 Mediating effects of agency cost

從表10可以看出,列(1)中INS_LIQ與管理費用率(MCOST1)顯著正相關(guān);列(2)(4)中,管理費用率(MCOST1)與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān);列(3)(5)中,INS_LIQ、MCOST1與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān)。結(jié)合表4中INS_LIQ與發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)顯著正相關(guān),說明管理費用率(MCOST1)在INS_LIQ對發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)的影響過程中發(fā)揮顯著部分中介作用,即機構(gòu)投資者是具有信息優(yōu)勢的大股東,能夠有效監(jiān)督并通過退出威脅抑制公司管理層的機會主義行為,降低公司代理成本,進而增加公司可用資源,促進創(chuàng)新效率提升。實證結(jié)果表明,公司關(guān)聯(lián)方交易占營業(yè)收入的比重(RELATE)在INS_LIQ對發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)的影響過程中發(fā)揮顯著部分中介作用,由于篇幅限制未列出結(jié)果。

3.7 穩(wěn)健性分析

為了進一步驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文采用Heckman分析與替換因變量等方法進行驗證。

3.7.1 Heckman兩步法

為了避免樣本自選擇對研究結(jié)論的影響,借鑒陳克兢[1]的做法,本文采用 Heckman 兩階段模型進行重新檢驗。

第一階段,構(gòu)建機構(gòu)投資者退出威脅決定因素模型,采用Probit進行回歸估計,計算出逆米爾斯比率(IMR),見模型(3)。其中,DET為機構(gòu)投資者退出威脅的虛擬變量,當INS_LIQ大于中位數(shù)時為 1,否則為 0。其它控制變量定義與前文一致。

DETit=βcontrol+ηIND+λPERIOD+ε

(3)

第二階段,將逆米爾斯比率(IMR )作為控制變量納入模型(1)進行回歸分析,見模型(4)。

innovationi,t+1=β1INS_LIQ+ρIMRit+γcontrol+ηIND+λPERIOD+ε

(4)

相關(guān)回歸結(jié)果見表11。

表11 Heckman兩步法回歸結(jié)果Tab.11 Heckman two-step regression results

從表11可以看出,逆米爾斯系數(shù)(IMR)的回歸系數(shù)顯著,說明樣本選擇偏誤會對回歸結(jié)果產(chǎn)生顯著影響。在控制樣本選擇偏誤后,INS_LIQ、發(fā)明專利申請數(shù)(PATENT)及研發(fā)效率(PATRD)的回歸系數(shù)方向和顯著性與前文基本相同,說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.7.2 替換因變量

采用滯后一年的PATENT23(實用新型專利和外觀專利總數(shù)+1的自然對數(shù))替換PATENT,并以滯后一年的PATENTARD(發(fā)明專利、外觀專利和實用新型專利總和除以研發(fā)投資除100萬)替換PATRD代入模型(1)進行回歸,結(jié)果見表12。

表12 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(替換因變量)Tab.12 Robustness analysis(substituting the dependent variables)

從表12可以看出,INS_LIQ、INSN_LIQ與PATENT23及PATENTARD的回歸系數(shù)方向及顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化,說明本文結(jié)論不受因變量選擇的影響,結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

(1)基于退出威脅視角驗證了機構(gòu)投資者對公司治理和創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響的新方式,即無論是機構(gòu)投資者持股比例還是持有同一家公司股票的機構(gòu)投資者數(shù)量均能顯著促進公司創(chuàng)新效率提升。上述結(jié)論表明,我國機構(gòu)投資者作為具有信息優(yōu)勢的大型專業(yè)投資者和非控股大股東,能夠掌握公司創(chuàng)新項目質(zhì)量信息,即使沒有實質(zhì)性“用手投票”,也可以通過退出威脅抑制公司資金浪費,進而顯著提高公司創(chuàng)新效率。

(2)不同機構(gòu)投資者退出威脅對公司創(chuàng)新效率的影響存在顯著異質(zhì)性。相對于短期持股的交易型機構(gòu)投資者,長期持股的穩(wěn)定型機構(gòu)能夠享受技術(shù)創(chuàng)新帶來的好處,其退出威脅對公司創(chuàng)新效率的促進作用更顯著。公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)或所處地區(qū)市場化程度等方面的差異均影響機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的促進作用,而且促進作用僅限于非國有上市公司和市場化程度較高地區(qū)的上市公司。

(3)驗證了機構(gòu)投資者退出威脅對公司創(chuàng)新效率的影響機理,即管理層財富業(yè)績敏感性在機構(gòu)投資者退出威脅對創(chuàng)新效率的影響過程中發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用,現(xiàn)金股利支付率和兩類代理成本在機構(gòu)退出威脅對創(chuàng)新效率的影響過程中發(fā)揮顯著部分中介效應(yīng)。

4.2 政策建議

(1)機構(gòu)投資者即使不積極監(jiān)督公司決策,僅通過退出威脅也能顯著促進公司創(chuàng)新效率提升。因此,我國有必要大力培育機構(gòu)投資者,發(fā)揮我國資本市場對公司治理和技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。

(2)相對于交易型機構(gòu)投資者,穩(wěn)定型機構(gòu)投資者通過退出威脅對公司創(chuàng)新效率的促進作用更顯著。因此,我國有必要規(guī)范機構(gòu)投資者的投資行為,促使其樹立正確的價值投資理念,提升穩(wěn)定型機構(gòu)投資者的市場份額。

(3)管理層財富業(yè)績敏感性在機構(gòu)投資者退出威脅對技術(shù)創(chuàng)新的影響過程中發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用。因此,我國有必要加大管理層股權(quán)激勵力度。

(4)機構(gòu)投資者退出威脅對公司技術(shù)創(chuàng)新的促進作用僅限于非國有上市公司和市場化進程較高的公司。由此,我國有必要加大國有企業(yè)混合所有制改革力度,促進國有企業(yè)市場化經(jīng)營,并加快欠發(fā)達地區(qū)市場化進程。

4.3 不足與展望

本文存在以下不足:首先,未進一步分析不同類型機構(gòu)投資者,如證券投資基金、合格境外機構(gòu)投資者(QFII)和社?；鹜顺鐾{的影響。不同類型機構(gòu)投資者在資金來源、技術(shù)優(yōu)勢和激勵機制等方面存在較大差異,未來有必要對其作進一步研究。其次,未針對機構(gòu)投資者持股規(guī)模對其退出威脅進行分析。其中,小規(guī)模機構(gòu)投資者退出威脅的治理作用可能部分來自跟隨大型機構(gòu)投資者交易行為的“羊群效應(yīng)”。最后,本文使用專利申請數(shù)量衡量公司創(chuàng)新效率,可能無法精確反映公司技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量,相對而言,新產(chǎn)品銷售收入等指標可能更重要。