徐 勇， 陳國偉

一、引 言

WIND(萬得)數據顯示，截至2016年底，我國機構投資者持股占流通A股市值比例高達60.1%，機構投資者在我國資本市場具有重要地位。相對于個人投資者，機構投資者由于專業(yè)性更強，其更有能力和動力關注企業(yè)的長期發(fā)展，參與公司的經營管理，提高企業(yè)的創(chuàng)新投入水平和業(yè)績，這一觀點與機構投資者的價值創(chuàng)造說(Cornett et al.，2007)相吻合。然而，交易的頻繁性和所有權的分散性使得機構投資者沒有參與公司治理的動機，甚至機構投資者鼓勵企業(yè)追求短期利益，因而機構投資者選擇具有價值的企業(yè)注入資金，即機構投資者價值選擇說(Del Guercio & Hawkins，1999)?；趦r值創(chuàng)造說和價值選擇說的觀點，現有學者對于機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資之間的關系還未能達成一致意見；另一方面，由于規(guī)模和偏好的差異，不同類型的機構投資者在價值創(chuàng)造和價值選擇上同樣存在差異。因此，有必要考慮不同類型機構投資者對企業(yè)研發(fā)投資的影響。

市場經濟發(fā)展不斷完善，科技體制改革逐漸深化，我國企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模已位于世界前列，企業(yè)作為研發(fā)主體的地位也越來越突出。經濟轉型時期，眾多因素影響了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，如產權保護水平、社會資本(袁建國等，2015),金融發(fā)展、公司風險投資、公司治理(馮根福和溫軍，2008),制度環(huán)境(李詩田和邱偉年，2015)等。其中，制度環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投資具有十分重要的影響(廖開容和陳爽英，2011)，在完善的制度環(huán)境中，研發(fā)創(chuàng)新可以通過市場進行合理定價，從而為企業(yè)帶來超額回報，使企業(yè)的研發(fā)投資具有效率:在利益的驅使下，企業(yè)才有意愿加大研發(fā)投資力度。制度環(huán)境對企業(yè)研發(fā)的影響，已有研究考慮的諸如市場競爭水平、產權保護水平、金融發(fā)展水平、政府管制、政府服務等制度環(huán)境(廖開容和陳爽英，2011)，也有從產業(yè)層面進行制度環(huán)境分析。按照Williamson對制度環(huán)境的劃分，這些都屬于正式制度環(huán)境。而從非正式制度環(huán)境對企業(yè)研發(fā)活動進行系統分析的研究還比較少見，尤其是在我國轉型時期，正式制度還沒有完全建立之前，原有社會結構仍然存在，非正式制度還未被正式制度完全取代，在正式制度和非正式制度約束相容的情況下，兩種制度環(huán)境對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新所產生的的影響，就值得探討。

本文立足于轉型時期的制度環(huán)境，研究我國機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)投資的影響，主要解決以下四個問題：第一，機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資之間的關系如何？第二，不同類型的機構投資者由于發(fā)展規(guī)模不同，投資偏好各異，其參與公司治理的程度也各不相同，那么，不同類型的機構投資者對企業(yè)研發(fā)投資是否存在差異？第三，企業(yè)發(fā)展離不開市場環(huán)境，轉型時期，我國不斷完善的各項正式制度對機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資關系是否存在作用？第四，在正式制度逐漸形成的過程中，非正式制度作為正式制度的補充和替代，其對機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資的影響作用是否被取代？圍繞這四個問題，本文后文結構安排如下：首先進行理論分析與研究假設；接下來提出研究設計；隨后呈現實證結果與分析；最后得出研究結論并展開討論。

二、理論分析與研究假設

(一)機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資的關系

創(chuàng)業(yè)板上市公司大多從事高科技業(yè)務，研發(fā)在這類企業(yè)中具有重要作用；然而研發(fā)通常周期較長，風險較大，經理人一般不愿意進行研發(fā)投入。相對于個人投資者，機構投資者具備三個優(yōu)勢：第一，規(guī)模優(yōu)勢，增強機構投資者對公司日常經營活動的話語權；第二，人員優(yōu)勢，機構投資者通常由經驗豐富的專業(yè)人員管理，其在收集和分析公開市場信息方面優(yōu)于個人投資者；第三，信息優(yōu)勢，基于規(guī)模優(yōu)勢，機構投資者更容易接近公司管理層，比個人投資者獲取更多“軟信息”。這些優(yōu)勢為機構投資者參與公司治理提供了有利條件，使他們獲得更多參與公司治理的超額收益。

持股比例已成為機構投資者公司治理角色行為的關鍵因素(許紹雙和田昆儒，2009)。2007年我國機構投資者持股市值占流通A股市值的28.98%，2016年這一數值已達到60.1%，隨著機構投資者持股比例的不斷增加，機構投資者采取“用腳投票”方式的成本越來越高?；诮洕找妗⑿畔⑹找?、風險收益的考慮，機構投資者將采取“用手投票”的方式參與管理層的經營決策，尤其是長期決策，如企業(yè)研發(fā)戰(zhàn)略(Holderness & Sheehan，1988)。機構投資者具備人員優(yōu)勢和信息優(yōu)勢，運用專業(yè)知識參與公司治理，通過內外部機制提高了公司治理水平，前十大股東有機構投資者參與的上市公司，其信息透明度更高，被關聯方占用公司資金量更少，同時有效抑制公司管理人員的投機行為，如機構投資者持股比例越大，管理層利用應計利潤操縱公司盈余管理的行為越低，削減研發(fā)投資來提高利潤的行為也越少(Bushee，1998)。因此，本文提出假設一：

H1：機構投資者持股有利于促進企業(yè)進行研發(fā)投資。

(二)制度環(huán)境對機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資關系的影響

投資者的法律保護水平影響著企業(yè)的治理結構，我國公司治理結構同樣受地區(qū)市場化水平的影響(江偉，2011)。王小魯等人的《中國分省份市場化指數報告(2016)》，從“政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育程度和法律制度環(huán)境”五個部分對我國市場化水平進行分析，指出地區(qū)市場化水平越高，當地企業(yè)的治理水平可能越好。比如，非國有經濟越發(fā)達，產品市場、要素市場發(fā)育程度越高的地區(qū)，其市場競爭程度越高，社會可以為企業(yè)提供的有關企業(yè)生產經營面臨的外部環(huán)境的信息就越多，也越有利于對管理層進行激勵和約束。市場化水平較高的地區(qū)，通常法制建設比較健全，要素市場發(fā)展比較完善，經濟發(fā)展水平較高，政府干預的水平較低，對外開放程度較高，政府職能轉變較快，政府對企業(yè)生產經營的干預較少，因而尋租的可能性較低，一定程度上為企業(yè)能力建設提供了資源；同時，法制化水平的提高使得法律法規(guī)的執(zhí)行力上升，對企業(yè)股東的保護力增強，約束了管理層對企業(yè)財富的侵占行為，當機構投資者的利益得到較好保護時，他們才能更加努力地對企業(yè)進行監(jiān)督管理，充分發(fā)揮機構投資者的公司治理作用。因而市場化水平越高，越有利于機構投資者參與公司治理。綜上所述，本文提出假設二：

H2：市場化水平對機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資的關系起正向調節(jié)作用。

在轉型經濟體中，正式制度具有不確定性、間斷性、模糊性等缺點，正式制度的不足之處容易對市場經濟的正常秩序產生干擾，不利于企業(yè)的發(fā)展。企業(yè)通過與政府建立政治關聯，可以及時了解政府政策動向，可以通過參政議政的方式完善政策的不足，避免制度不確定性給企業(yè)帶來的經營風險。政治關聯對企業(yè)績效改善、企業(yè)價值提升有促進作用；然而對此也有不同的觀點，即政治關聯對企業(yè)發(fā)展具有阻礙作用(李維安和邱艾超，2010)，因而，政府對企業(yè)的“攫取之手”和“扶持之手”應該是同時存在，而且涉及的范圍較廣，影響較深。王慶文和吳世農(2008)研究1999—2006年政治關聯對我國上市公司業(yè)績影響的結論表明，根據企業(yè)性質的差異，政治關聯扮演著不同的角色：在國有企業(yè)，政治關聯的“攫取之手”不利于企業(yè)價值的提升；在民營企業(yè)，政治關聯的“扶持之手”促進企業(yè)績效的提高。本文選取的研究對象主要是我國創(chuàng)業(yè)板上市公司。截至2015年末，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司已達492家，其中民營企業(yè)435家，中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)合計15家，其他42家企業(yè)的公司屬性為公眾企業(yè)、集體企業(yè)、外資企業(yè)、其他企業(yè)。民營企業(yè)在我國創(chuàng)業(yè)板占據絕大多數，因而，政治關聯對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的發(fā)展具有促進作用。據此，本文提出假設三：

H3：政治關聯促進機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)投資的影響。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2009—2014年在我國創(chuàng)業(yè)板上市的公司為研究對象，考察我國轉型經濟背景下，機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)投資的影響。以創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，主要原因在于創(chuàng)業(yè)板上市公司大多數為高科技企業(yè)，雖然他們成立時間不長，企業(yè)規(guī)模也不大，業(yè)績表現平平，但是其成長性較強，發(fā)展空間較大。眾所周知，高科技企業(yè)一般比較注重企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)，其研發(fā)投資規(guī)模較大，因而選取創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究對象，具有一定的代表性和普遍性。以2009年為研究起點，主要由于我國創(chuàng)業(yè)板在2009年10月30才正式開市，截至2014年底，共有406家企業(yè)掛牌上市。為了研究的準確性和完整性，剔除數據不全的公司，最終得到1559個樣本觀察值。

關于企業(yè)研發(fā)投資數據主要來自WIND數據庫，對缺失的數據通過查看企業(yè)財務報表及明細，手工進行補充完善；對于政治關聯數據，在CSMAR(國泰安)數據庫下載高管個人資料數據，然后通過查閱高管個人資料中董事長和總經理的個人簡歷，手工收集整理得來。市場化水平指數來自王小魯、樊綱、余靜文編著的《中國分省份市場化指數報告(2016)》。剩余的其他數據則主要從WIND和CSMAR數據庫獲取，并進行整理加工。

(二)模型設定

為檢驗假設一和假設三，本文將待檢驗的模型依次設定如下：

rd_ap=α+β1*inst_r+β*X+εi

(1)

rd_ap=α+β1*inst_r+β2*pc_12+β3*mod+β*X+εi

(2)

對于假設二關于市場化水平的調節(jié)作用，后文采用分組回歸進行驗證。

其中，因變量rd_ap為研發(fā)費用占營業(yè)收入之比，董事會報告披露的研發(fā)數據一方面不會有盈余管理之嫌，另一方面在公司重要財務報告中體現經營者進行研發(fā)的信心，因此其認可度高于現金流量表附注披露的研發(fā)數據；而認可度最低的屬于開發(fā)支出披露的研發(fā)數據(趙武陽和陳超，2011)。董事會報告通常披露研發(fā)費用和研發(fā)投入兩個數據，研發(fā)費用是費用化的研發(fā)投資，研發(fā)投入包含了資本化的研發(fā)投資，本文選用研發(fā)費用作為主要分析指標，研發(fā)投入在穩(wěn)健性檢驗時使用。

自變量機構投資者持股比例(inst_r)按照WIND數據庫提供的數據，對基金(fund)、券商集合理財(broker)、保險公司(insurer)、社?；?social_i)、QFII、其他機構(other)占流通A股比例的計算加總(其中證券代碼300083公司2014年機構投資者持股比例高達151.47%，因而對機構投資者持股進行winsor處理，剔除異常值)。

政治關聯(pc_12)根據董事長和總經理的個人簡歷進行手工收集整理，如果董事長或總經理現在擔任人大代表或政協委員(包括中央和地方)，現在或曾經在中央或地方政府部門任職，均表明具有政治關聯。如果董事長與總經理均具有政治關聯，或者董事長與總經理中的一個人具有多重政治身份，那么本文不作任何區(qū)別，只記為該公司具有政治關聯。因此，具有政治關聯的公司記為1，否則為0。mod表示機構投資者持股和政治關聯的交互項。

市場化分組變量，關于市場化水平的數據，現有研究大多運用的是樊綱等人編著的《中國市場化指數》數據，因而基于研究可比性的考慮，本文采用《中國分省份市場化指數報告(2016)》數據。

為控制企業(yè)和董事會其他特征對企業(yè)研發(fā)投資的影響，本文參照馮根福和溫軍(2008)、楊海燕等人(2012)的方法，控制了兩組變量，即以上模型中的X。第一組是公司特征，shrcr1為股權集中度，即公司第一大股東持股比例；roar_a代表公司的盈利能力，用公司資產報酬率表示；lnsales為企業(yè)規(guī)模，對企業(yè)年末營業(yè)收入取對數；lev表示公司財務杠桿，用資產負債率表示；growth代表公司成長性，即當年營業(yè)收入/上一年營業(yè)收入-1。第二組是董事會特征，dual表示公司兩職合一，即董事長兼總經理，當兩職合一時取值為1，否則為0；inddir表示獨立董事占比情況，采用獨立董事人數與董事會人數之比來衡量；chairsalsry為董事長報告期薪酬；另外，本文還控制了年份(accper)和行業(yè)(indcd)。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

根據表1的結果，從整個樣本值來看，企業(yè)研發(fā)費用的平均數為26 043 511.15元(中位數為16 731 207.74元)。而機構投資者持股比例最高達到93.5%，平均數為24%，(中位數為19%)，其他詳見表1。

表1 變量的描述性統計

(二)多元回歸分析

表2報告了機構投資者持股，不同機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)費用支出作用的結果。結果(1)表明機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用之間呈負相關關系，但并不顯著。加入控制變量后，如結果(2)所示，機構投資者持股正向影響企業(yè)研發(fā)費用支出，且在5%水平上顯著，結果(2)表明本文假設一成立。結果(3)檢驗在不考慮控制變量的情況下，不同機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用之間的關系，其中保險公司與企業(yè)研發(fā)費用顯著正相關，其他機構持股顯著負相關。加入控制變量后，基金公司持股與企業(yè)研發(fā)費用之間顯著正相關，這一結果與唐躍軍和宋淵洋(2010)的研究結論一致：基金公司表現出一定的價值創(chuàng)造能力，而其他機構投資者還不具備這種能力。結果(5)和結果(6)中mod是機構投資者持股與政治關聯的交互項，符號為正，但并不顯著，表明政治關聯不能顯著正向影響機構投資者持股與公司研發(fā)費用之間的關系，因而文中假設三未能得到證實。政治關聯作為一種非正式制度，其作用有可能被市場化過程中形成的正式制度所取代。

表2 多元回歸分析：機構投資者持股與研發(fā)費用

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平下顯著，括號內數字為t統計量。下表同。

接下來，根據各地市場化水平高低進行分組，驗證市場化水平的正向調節(jié)作用。表3根據市場化總指數評分高低進行分組，高于平均數的表明當地市場化水平較高，低于平均數的則表明市場化水平較低。結果(8)證實當市場化水平較高時，機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用呈顯著的正相關關系，而結果(10)考慮的是市場化水平較低地區(qū)機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用之間的關系，系數雖然為正，但并不顯著。

表3 多元回歸分析：根據各地市場化總指數高低進行分組回歸

表4考慮的是按照各地要素市場的發(fā)育程度評分:高于平均數的為高水平地區(qū)，否則為低水平地區(qū)。結果(12)表明，在要素市場市場化水平高的地區(qū)，機構投資者持股明顯有利于促進企業(yè)加大研發(fā)費用支出；在要素市場市場化水平較低地區(qū)，機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用之間雖然呈正相關關系，但結果并不顯著，具體如結果(14)所示。

表4 多元回歸分析：根據各地要素市場發(fā)育程度高低進行分組回歸

根據市場中介組織和法律制度環(huán)境評分進行高低分組，高于平均數的為高組，否則為低組。從表5不難看出，在法制環(huán)境水平較高地區(qū)，機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用呈正相關關系，且在5%水平上顯著。而在法制環(huán)境水平較低地區(qū)，機構投資者持股雖然有利于企業(yè)加大研發(fā)費用支出，但結果并不顯著。

表5 多元回歸分析：根據各地市場中介組織和法制環(huán)境進行分組回歸

綜合分析表3、表4、表5，市場化水平高的地區(qū)，機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)費用支出起促進作用，然而在市場化水平較低地區(qū)，這些促進作用并沒有得到顯著體現。本文假設二得到驗證，即市場化水平對機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資之間的關系起正向調節(jié)作用。

機構投資者持股有利于促進企業(yè)進行研發(fā)投資，反之，企業(yè)研發(fā)投資可能會吸引更多的機構投資者加入，因而機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資之間可能存在相互影響的關系。為此，本文對機構投資者持股取其滯后一期值(inst_r_1)，以檢驗兩者間可能存在的內生性問題。具體如表6結果(24)所示，機構投資者持股滯后一期值仍顯著正向影響企業(yè)研發(fā)投資，表明二者間不存在內生性問題。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證以上研究結果的穩(wěn)健性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。企業(yè)研發(fā)投資在董事會報告中一般體現為研發(fā)費用和研發(fā)投入，其中一部分研發(fā)投入包括研發(fā)費用，另外還有一部分研發(fā)投入進行了資本化處理。以上實證結果采用的是研發(fā)費用數據，接下來根據研發(fā)投入情況進行回歸分析，驗證以上分析結果是否可靠。

表6 多元回歸分析：穩(wěn)健性檢驗一與內生性檢驗

對研發(fā)投入進行回歸分析后不難看出，表6結果(20)證明機構投資者持股對研發(fā)投入起正向促進作用，而且在1%水平上顯著。結果(22)表明不同類型的機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投入之間的關系，其中基金公司持股與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關，穩(wěn)健性檢驗一結果與表3一致，證明表3的結果是可靠的。另外對市場化水平的正向調節(jié)作用進行穩(wěn)健性檢驗，江雅雯等(2012)借鑒Faccio等人的方法，采用人均GDP作為衡量地區(qū)差異的指標，來研究各地的市場化水平；何韌等(2012)同樣運用人均GDP作為宏觀制度環(huán)境的代理變量。參考以上學者的方法，本文采用地區(qū)經濟發(fā)展水平作為市場化水平的衡量指標，對當年各省區(qū)市的人均GDP進行排序，當人均GDP高于平均數時，表明當地市場化程度較高，取值為1，否則為0。實行對外開放，引進外商直接投資增加了國內市場競爭，突破了壟斷束縛，提高了經濟運行效率(陳飛翔，2002)，有效地提高了我國市場化程度。引進外資程度反應要素市場的發(fā)育程度，如果當地外商直接投資總額高于平均數，表明當地市場化水平較高，取值為1，否則為0。按照王小魯等人編制市場化指數的方法，知識產權保護體現中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境，如果當地專利申請授權數高于平均數，表明當地知識產權保護水平較高，取值為1，否則為0。

表7 多元回歸分析：穩(wěn)健性檢驗二

表7結果(25)表明在人均GDP高組，機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用顯著正相關；而在人均GDP低組，機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)費用無顯著的相關性，結果與前文保持一致。地區(qū)外商投資總額反應一個地區(qū)的對外開放程度，結果(27)表明外商投資總額高的地區(qū)，機構投資者持股顯著正向影響企業(yè)研發(fā)費用支出，而外商投資總額較低地區(qū)，結果并不顯著。表7結果(29)表明專利申請授權數高的地區(qū)，機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)費用支出起正向促進作用，而專利申請授權數低的地區(qū)，結果并不顯著。綜合以上分析，本文的研究結果穩(wěn)健可靠。

五、研究結論與討論

本文選取我國創(chuàng)業(yè)板2009—2014年上市公司的數據，運用混合回歸方法檢驗當前我國制度環(huán)境下的機構投資者持股對企業(yè)研發(fā)投資的影響，其中制度分為正式制度和非正式制度。正式制度主要考慮市場化水平，而非正式制度采用政治關聯這一指標。結果表明，機構投資者持股比例有利于企業(yè)加大研發(fā)投資力度；而關于制度環(huán)境的調節(jié)作用，其中市場化水平作為企業(yè)外部的正式制度，正向調節(jié)作用顯著。政治關聯作為非正式制度的調節(jié)作用并不顯著，可能的原因在于非正式制度的作用逐漸被正式制度的作用替代。

結論表明，機構投資者對企業(yè)發(fā)展、企業(yè)能力建設均具有正向的促進作用，其中基金公司的促進作用更為顯著；隨著機構投資者持股比例不斷增加，出于自身利益的考慮，他們會積極參與公司的管理和監(jiān)督，變“用腳投票”為“用手投票”；機構投資者持股不再是價值選擇的過程，更多的是進行價值創(chuàng)造。與此同時，企業(yè)經營發(fā)展離不開所處制度環(huán)境，在地方市場化水平較高、產權保護到位、市場競爭有序的環(huán)境中，企業(yè)可以運用更加便捷的方式促進企業(yè)提高經營效益和市場競爭力；另外，市場化水平有利于提高企業(yè)的競爭水平。市場是一個優(yōu)勝劣汰的場所，企業(yè)要保持競爭優(yōu)勢，必須不斷進行研發(fā)創(chuàng)新，滿足顧客需求，占據市場有利地位，促進企業(yè)長遠發(fā)展。

本文采用政治關聯來衡量企業(yè)的非正式制度環(huán)境，結果得出政治關聯對機構投資者持股與企業(yè)研發(fā)投資的調節(jié)效應并不顯著。非正式制度是正式制度的有益補充，在我國處于經濟和市場轉型的當下，正式制度還存在很多的不確定性。為了避免正式制度的不確定性，企業(yè)往往會考慮通過非正式制度獲取保護，以降低企業(yè)經營難度和交易成本，為企業(yè)發(fā)展帶來便利。但是，隨著政府干預程度逐漸降低，市場化建設不斷完善，政治關聯作為民營企業(yè)應對正式制度不完善而作出的非正式制度選擇，屬于企業(yè)短期策略行為(劉凝霜，2016)，其對民營經濟發(fā)展的影響作用將隨著正式制度的建立而逐步降低。非正式制度對經濟發(fā)展的作用將逐漸被正式制度所取代。

[參 考 文 獻]

陳飛翔. 市場結構與引進外商直接投資. 財貿經濟，2002(2)：69—75.

馮根福，溫軍. 中國上市公司治理與企業(yè)技術創(chuàng)新關系的實證分析. 中國工業(yè)經濟，2008(7)：91—101.

何韌，劉兵勇，王婧婧. 銀企關系、制度環(huán)境與中小微企業(yè)信貸可得性. 金融研究，2012(11)：103—115.

江偉. 市場化程度、行業(yè)競爭與管理者薪酬增長. 南開管理評論，2011(5)：58—67.

江雅雯，黃燕，徐雯. 市場化程度視角下的民營企業(yè)政治關聯與研發(fā). 科研管理，2012(10)：48—55.

李詩田，邱偉年. 政治關聯、制度環(huán)境與企業(yè)研發(fā)支出. 科研管理，2015(4)：56—64.

李維安，邱艾超. 民營企業(yè)治理轉型、政治聯系與公司業(yè)績. 管理科學，2010(4)：2—14.

廖開容，陳爽英. 制度環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入影響的實證研究. 科學學研究，2011(9)：1342—1348.

劉凝霜. 政治關系、非正式制度與民營企業(yè)發(fā)展路徑——基于研究脈絡與理論邏輯的雙視角考察. 經濟學動態(tài)，2016(10)：86—97.

唐躍軍，宋淵洋. 價值選擇VS.價值創(chuàng)造——來自中國市場機構投資者的證據. 經濟學(季刊)，2010(2)：609—632.

王慶文，吳世農. 政治關系對公司業(yè)績的影響 ——基于中國上市公司政治影響力指數的研究. 中國第七屆實證會計國際研討會. 四川成都. 中國. 2008.

王小魯，樊綱，余靜文. 中國分省份市場化指數報告(2016). 北京: 社會科學文獻出版社，2017:236.

許紹雙，田昆儒. 機構投資者公司治理角色的識別:一個基于持股比例的博弈分析. 南開管理評論，2009(5)：65—69.

楊海燕，韋德洪，孫健. 機構投資者持股能提高上市公司會計信息質量嗎?——兼論不同類型機構投資者的差異. 會計研究，2012(9)：16—23.

袁建國，后青松，程晨. 企業(yè)政治資源的詛咒效應——基于政治關聯與企業(yè)技術創(chuàng)新的考察. 管理世界，2015(1)：139—155.

趙武陽，陳超. 研發(fā)披露、管理層動機與市場認同:來自信息技術業(yè)上市公司的證據. 南開管理評論，2011(4)：100—107.

Bushee B.J. The Influence of Institutional Investors on Myopic R&D Investment Behavior. The Accounting Review，1998，73(3)：305-333.

Cornett M. M., Marcus A.J.,Saunders A.,& Tehranian H. The Impact of Institutional Ownership on Corporate Operating Performance. Journal of Banking & Finance，2007，31(6)：1771-1794.

Guercio D.D.,& Hawkins J. The Motivation and Impact of Pension Fund Activism. Journal of Financial Economics，1999，52(3)：293-340.

Holderness C.G., & Sheehan D.P. The Role of Majority Shareholders in Publicly Held Corporations : An Exploratory Analysis. Journal of Financial Economic，1988，20(1-2)：317-346.