宋在科李 莉宋佳寧

(安徽財經(jīng)大學會計學院,蚌埠 233030)

十九大報告指出要建立以企業(yè)為主體、市場為導向、產(chǎn)學研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系并且加強對中小企業(yè)創(chuàng)新的支持。目前大多中國企業(yè)仍通過降低成本獲得市場競爭優(yōu)勢,企業(yè)的自主創(chuàng)新能力不足,創(chuàng)新的質(zhì)量不高,因此如何促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是學術(shù)界關(guān)注的焦點。為改善個體投資者占據(jù)中國資本市場較大比例這一現(xiàn)象,2000年后政府大力推動機構(gòu)投資者入市;2018年修訂的《上市公司治理準則》中鼓勵機構(gòu)投資者積極介入企業(yè)治理;2020年中國證監(jiān)會主席易會滿表示發(fā)展以長期業(yè)績?yōu)槟繕说臋C構(gòu)投資者是未來資本市場改革的重點。截止2019年境內(nèi)專業(yè)機構(gòu)A 股交易金額占全市場交易金額的比例為17.75%,表明機構(gòu)投資者現(xiàn)已成為資本市場的中堅力量,對企業(yè)創(chuàng)新活動和中國經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響。一些研究結(jié)果表明,機構(gòu)投資者在促進企業(yè)創(chuàng)新績效方面發(fā)揮著積極作用。機構(gòu)投資者能夠通過監(jiān)管管理層,降低管理層的自利行為或不作為行為,緩解代理問題,使企業(yè)更加注重以創(chuàng)新增強企業(yè)的持續(xù)發(fā)展能力,獲取長期利益[1]。創(chuàng)新的周期較長、投入資金較大,管理層推動創(chuàng)新活動面臨諸多風險極易受到解聘壓力。機構(gòu)投資者的專業(yè)眼光和強大的資金實力對創(chuàng)新的風險承受能力較強,相較于個人投資者而言,管理層面臨的解聘壓力較小,因此更有利于創(chuàng)新活動的展開。機構(gòu)投資者能夠利用自身的社會網(wǎng)絡幫助各利益相關(guān)者相互交流,促進知識經(jīng)驗的傳播,提升企業(yè)的創(chuàng)新能力[2]。對于機構(gòu)投資者和企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的機制檢驗,目前主要從治理監(jiān)督、融資約束兩個角度進行分析,仍然有進一步探討的空間。對異質(zhì)環(huán)境的檢驗目前集中于區(qū)域異質(zhì)性和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性,尚未有文獻探討其他外部監(jiān)督機制與機構(gòu)投資者配合對創(chuàng)新績效的影響。本文在已有機構(gòu)投資者和創(chuàng)新績效關(guān)系的理論基礎上探析機構(gòu)投資者影響創(chuàng)新績效的作用機制,探討內(nèi)部控制質(zhì)量的中介作用,豐富了機構(gòu)投資者影響創(chuàng)新績效路徑研究;通過分析師跟蹤、政府補助兩種異質(zhì)環(huán)境下的檢驗,探討了機構(gòu)投資者與分析師跟蹤、政府補助兩種外部機制形成合力共同促進企業(yè)創(chuàng)新績效的可能性。

1 理論分析與假設

1.1 機構(gòu)投資者和創(chuàng)新績效的關(guān)系

機構(gòu)投資者的實力近年來逐漸壯大,逐步成為企業(yè)重要的治理力量,影響著企業(yè)的組織活動,對企業(yè)的創(chuàng)新活動也產(chǎn)生著重要的影響。機構(gòu)投資者在發(fā)展中逐漸認識到長期獲取的利益相較短期而言,收益更高且回報穩(wěn)定,因此機構(gòu)投資者為獲取更多的長期收益樂于推動企業(yè)的創(chuàng)新活動[3]。創(chuàng)新活動的投入資金多,企業(yè)的財務在短期內(nèi)面臨較大的缺口,而且創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)換在短期內(nèi)難以變現(xiàn),機構(gòu)投資者的資金、信息、專業(yè)眼光都是企業(yè)創(chuàng)新不可或缺的資源,企業(yè)引入機構(gòu)投資者能為創(chuàng)新活動注入更多的資金,在競爭中贏得優(yōu)勢[4]。創(chuàng)新活動投入的周期長,收益回報速度慢,不確定因素多、失敗機率高,由于管理層在推動創(chuàng)新活動時存在較大的風險,個體投資者對于風險的承受能力較弱,管理層承受的壓力較大,因此厭惡創(chuàng)新這類高風險活動[5]。相較于個體投資者,機構(gòu)投資者能夠承擔較大的風險,對于研發(fā)活動的態(tài)度更加寬容。此外機構(gòu)投資者關(guān)注長期利益,積極主動承擔監(jiān)管企業(yè)的職能,不僅通過參與股東大會等措施抑制管理層侵占創(chuàng)新活動資金的行為,而且發(fā)揮其信息優(yōu)勢向外界傳達企業(yè)的相關(guān)信息,避免投資者因企業(yè)推進創(chuàng)新活動導致短期經(jīng)營狀況不樂觀引發(fā)投資者信心下降。

機構(gòu)投資者間基于不同的投資動機、持有偏好,其對待創(chuàng)新活動的態(tài)度、參與企業(yè)的創(chuàng)新活動的程度也有較大的差異,因此在研究二者之間關(guān)系時應當對機構(gòu)投資者進行分類討論。本文根據(jù)穩(wěn)定程度將機構(gòu)投資者分為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者和交易型機構(gòu)投資者[6],穩(wěn)定型機構(gòu)投資者注重企業(yè)長期效益帶來的回報,短期拋售企業(yè)股權(quán)的可能性較低,投資時間越長越傾向于介入企業(yè)內(nèi)部治理保障自身的利益。創(chuàng)新能夠為企業(yè)注入長期活力、增加企業(yè)的收益,穩(wěn)定型機構(gòu)投資者受長期利益驅(qū)使積極介入企業(yè)監(jiān)管,推進企業(yè)開展創(chuàng)新活動,促進企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。交易型機構(gòu)投資者進入企業(yè)大多通過短期買賣價差賺取利潤,投資時間較短,沒有動力介入企業(yè)監(jiān)管、關(guān)注企業(yè)的內(nèi)部治理缺陷[7]。創(chuàng)新活動需要投入的資金多,短期內(nèi)企業(yè)的研發(fā)成本上升而收益不會上升,企業(yè)短期經(jīng)營狀況會受到影響,交易型機構(gòu)投資者基于此原因不愿推進創(chuàng)新活動而使自身利益受到侵犯。因此提出假設:

H1:機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新績效呈正相關(guān),且相較于交易型機構(gòu)投資者,穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效的正向影響更顯著。

1.2 機構(gòu)投資者、內(nèi)部控制質(zhì)量和創(chuàng)新績效

機構(gòu)投資者從三方面促進企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量:機構(gòu)投資者積極成為股東后能給企業(yè)帶來專業(yè)、先進的治理經(jīng)驗,提升企業(yè)治理水平[7];機構(gòu)投資者具備較強的獨立性,彌補了大股東因決策偏好使企業(yè)風險增加或錯失投資機會的內(nèi)控不足[8];當機構(gòu)投資者的利益受到企業(yè)違規(guī)行為影響時,通過股東表決、抗議等措施干涉企業(yè)的違規(guī)行為,增強企業(yè)對違規(guī)風險的內(nèi)部管控[9]。

高質(zhì)量的內(nèi)部控制對于風險的態(tài)度并非全盤管控,而是權(quán)衡風險,避免企業(yè)因大股東投資偏好錯失創(chuàng)新投資[10]。內(nèi)部控制質(zhì)量越高,企業(yè)的信息質(zhì)量越高,越有利于增強投資者、銀行等利益者相關(guān)者對企業(yè)的信賴程度,降低企業(yè)的融資成本,緩解創(chuàng)新資金不足。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能通過實施控制活動降低企業(yè)創(chuàng)新活動中的偏離程度和創(chuàng)新的風險,提高企業(yè)創(chuàng)新資金的利用效率[11]。

機構(gòu)投資者可能通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。首先機構(gòu)投資者近年來持股比例不斷上升,在企業(yè)擁有參與“三會”的權(quán)利,通過自身專業(yè)能力為企業(yè)的內(nèi)部控制制度提出可行、合理的建議,企業(yè)建立起高質(zhì)量的內(nèi)部控制制度規(guī)范了創(chuàng)新活動的開展。其次機構(gòu)投資者獲取信息的方式多樣,對市場的嗅覺敏銳,在傳遞與內(nèi)部控制相關(guān)性較強的信息后,促使企業(yè)合理評估內(nèi)部控制水平,保持合理的風險控制水平,降低企業(yè)因投資偏好造成創(chuàng)新投資失誤的傾向。最后內(nèi)部控制要求會計信息具有決策有用性,機構(gòu)投資者通過提高內(nèi)部控制水平可以促使企業(yè)提供更多真實可靠、決策有用的信息,企業(yè)的信息質(zhì)量得到提升使企業(yè)在資本市場能獲取更多的外部融資,為企業(yè)的創(chuàng)新活動注入大量資金,不斷促進企業(yè)的創(chuàng)新績效[12-13]。綜上所述,機構(gòu)投資者可能通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。因此提出以下假設:

H2:內(nèi)部控制質(zhì)量在機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效的影響中起中介作用。

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

由于2008年金融危機,政府下放4萬億穩(wěn)定市場,對企業(yè)創(chuàng)新活動及機構(gòu)投資者的投資策略影響較大,因此本文以2010—2019年全部A 股上市公司為樣本,篩選數(shù)據(jù):剔除金融保險類企業(yè);剔除ST、PT 類及已經(jīng)退市的企業(yè);剔除主要變量缺失嚴重的企業(yè)。最終獲得2010—2019年2 956家公司的非平衡面板數(shù)據(jù),共計16 328個觀測值。為了減少極端值對研究結(jié)論的干擾,對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行縮尾。機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來自WIND 數(shù)據(jù)庫,上市公司專利數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫,內(nèi)部控制數(shù)據(jù)取自DIB數(shù)據(jù)庫,其余均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

企業(yè)創(chuàng)新績效(Invo)?，F(xiàn)有研究主要采用研發(fā)投入、專利申請或?qū)＠跈?quán)數(shù)量作為衡量指標?？紤]到研發(fā)投入不一定能形成專利成果以及以研發(fā)費用騙取稅收優(yōu)惠、補助等現(xiàn)實情況,因此采用企業(yè)當年申請的專利總數(shù)加1后取對數(shù)來衡量[1]。

機構(gòu)投資者。機構(gòu)投資者持股比例,本文采用公司所有機構(gòu)投資者持股股數(shù)占流通股的比例(Invh)衡量公司的機構(gòu)投資者各年的持股水平;異質(zhì)性機構(gòu)投資者(Invw),定義指標Invh[6],從時間、行業(yè)兩個維度衡量機構(gòu)持股者的異質(zhì)性

模型中的變量定義由于篇幅原因不做過多敘述,Invwi,t＝1,表示機構(gòu)投資者在t年為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者;Invwi,t＝0,表示機構(gòu)投資者在t年為交易型機構(gòu)投資者。

內(nèi)部控制質(zhì)量。本文采用迪博控制指數(shù)的自然對數(shù)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量[14]。

控制變量。為了控制其他因素對創(chuàng)新績效的影響本文選取以下控制變量,具體為企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、總資產(chǎn)報酬率(Roa)、現(xiàn)金持有量(Cash)、股權(quán)集中度(Top1)、企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)成長性(Growth)、兩職合一(Dual),并對行業(yè)(Industry)、年度(Year)兩個虛擬變量進行控制,具體變量定義見表1。

表1 主要變量說明

2.3 模型設定

為了檢驗假設1,設置模型(2)考察機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

其中,i代表企業(yè),t代表時間,被解釋變量Invoi,t為企業(yè)創(chuàng)新績效,解釋變量為機構(gòu)投資者持股比例Invhi,t－1,Control為控制變量,Year為控制的年份效應,Industry為控制的行業(yè)效應,ε為隨機誤差。創(chuàng)新成果產(chǎn)出需要一定的時間,且機構(gòu)投資者也有可能選擇創(chuàng)新程度高的企業(yè),二者存在互為因果的可能,因此模型中需對Invh及控制變量滯后一期。

本文構(gòu)建以下模型驗證內(nèi)部控制質(zhì)量在構(gòu)投資者持股對創(chuàng)新績效影響的中介作用

模型(3)檢驗了機構(gòu)投資者持股Invh對內(nèi)部控制質(zhì)量Ic的影響,模型(4)在模型(2)基礎上加入Ic這一中介,當模型(3)中Invhi,t－1的系數(shù)γ1顯著且模型(4)中Ici,t－1的系數(shù)σ2和Invhi,t－1的系數(shù)σ1均顯著時假設2得到驗證。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2展示了主要變量的描述性統(tǒng)計,可知,企業(yè)的Invo最大值為7.029,最小值為0,說明企業(yè)間的創(chuàng)新水平存在顯著差距,Invo均值為2.645,樣本標準差為1.776,說明企業(yè)的創(chuàng)新能力整體偏低。樣本中Invh的最大值為0.895,最小值為0.004 75,說明機構(gòu)投資者持股規(guī)模差異較大,Invw 的均值為0.545,說明機構(gòu)投資者的動機逐漸向穩(wěn)定型發(fā)展。Ic的最大值、最小值、均值差距不大,說明內(nèi)部控制質(zhì)量受到大多數(shù)企業(yè)的重視。Lev的均值為0.424,最大值為0.860,說明企業(yè)的負債普遍較高,其他控制變量的數(shù)據(jù)分布與現(xiàn)有文獻保持較高的相似性。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

表3展示了主要變量的Pearson相關(guān)性,其中Invh、Invw 與Invo均為顯著正相關(guān),初步說明機構(gòu)投資者持股越高,企業(yè)的創(chuàng)新績效越高,且機構(gòu)投資者的穩(wěn)定性越高對創(chuàng)新績效的促進作用越強。Ic與Invo顯著正相關(guān),說明內(nèi)部控制質(zhì)量有助于提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。

表3 主要變量相關(guān)性分析

3.3 回歸結(jié)果分析

3.3.1 機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響 表4列(1)為Invh的全樣本回歸,列示了機構(gòu)持股比例對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的回歸結(jié)果。在控制了所有控制變量后Invh的系數(shù)為0.261,在1%的水平上顯著,表明機構(gòu)持股持股越多越能提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。列(2)至列(3)為異質(zhì)機構(gòu)持股對創(chuàng)新績效的影響結(jié)果,列(2)Invh的系數(shù)為0.430,在1%的水平上顯著,而列(3)Invh的系數(shù)為0.070,回歸結(jié)果不顯著,表明穩(wěn)定型機構(gòu)投資者在提升企業(yè)創(chuàng)新績效中發(fā)揮著主要作用,驗證了假設1。由于篇幅的限制,本文回歸結(jié)果中的控制變量用Controls代替。

表4 機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新績效的基準回歸

3.3.2 內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應分析 內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應檢驗結(jié)果見表5。列(2)Invh的系數(shù)為0.033,在1%的水平上顯著,表明機構(gòu)持股比例越高內(nèi)部控制質(zhì)量越高;列(3)Ic的系數(shù)為0.481,Invh的系數(shù)為0.253,均在1%的水平上顯著,表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高越能促進企業(yè)的創(chuàng)新績效,回歸結(jié)果符合模型假設;Ic在機構(gòu)持股與創(chuàng)新績效中起部分中介作用,表明機構(gòu)投資者能通過提高企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量促進企業(yè)的創(chuàng)新績效。

表5 內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 替換因變量

用企業(yè)當年獲得的專利授權(quán)總數(shù)加1取自然對數(shù)作為衡量企業(yè)創(chuàng)新績效的方法[3],表6中列(1)為重新檢驗的回歸結(jié)果,Invh的系數(shù)為0.201在1%的水平上顯著,因此結(jié)論未發(fā)生改變。

4.2 更換模型

本文的被解釋變量均大于0,數(shù)據(jù)左側(cè)受限,因此采取Tobit模型對模型重新估計。表6中列(2)為Tobit模型回歸結(jié)果,Invh的系數(shù)為0.284在1%的水平上顯著正相關(guān)。

表6 穩(wěn)健性檢測

5 異質(zhì)性檢驗

機構(gòu)投資者參與公司治理影響著企業(yè)的創(chuàng)新績效,在分析師跟蹤、政府補助的異質(zhì)環(huán)境下機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效的影響是否存在差異時,本文分別按照分析師跟蹤、政府補助進行分組回歸。其中分析師跟蹤以企業(yè)受到分析師關(guān)注的中位數(shù)劃分,較高的樣本賦值1,否則賦值0;政府補助將大于企業(yè)收到政府補助的中位數(shù)劃為政府補助較高組,賦值1,否則賦值0。

根據(jù)表7,首先相較于分析師跟蹤較低組,機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效的促進作用在分析師跟蹤較高組更加顯著。分析師具備較強的專業(yè)能力,發(fā)揮搜集、傳遞信息的職能,其行為可以有效降低信息不對稱、緩解融資約束進而促進企業(yè)的創(chuàng)新績效。機構(gòu)投資者比例高的公司更容易吸引分析師跟蹤。其次相較于政府補助較低組,機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效的促進作用在政府補助較高組更加顯著。企業(yè)出于對研發(fā)的保密性向外界披露的信息較少,投資者出于謹慎對這類企業(yè)的投資處于觀望狀態(tài),增加了企業(yè)獲取外部融資的難度,不利于創(chuàng)新活動的持續(xù)進行。政府補助一方面向企業(yè)提供一定的資金激勵企業(yè)不斷創(chuàng)新;另一方面會釋放出積極信號,有效吸引外部投資者,機構(gòu)投資者能敏銳感知積極信號更主動推進創(chuàng)新活動。

表7 異質(zhì)性檢驗

6 結(jié)論

本文以2010—2019年全部A 股上市公司為研究樣本,檢驗了機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著促進作用,相較于交易型機構(gòu)投資者,穩(wěn)定型機構(gòu)投資者更加顯著地促進了創(chuàng)新績效;在機制作用方面,機構(gòu)投資者可以通過提升企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量促進企業(yè)的創(chuàng)新績效。在分析師跟蹤人數(shù)較多、政府補助較高的外部治理環(huán)境下,機構(gòu)投資者能夠與之配合共同發(fā)揮促進創(chuàng)新的作用。本文探討了機構(gòu)投資者提升創(chuàng)新的路徑,但對機構(gòu)投資者僅從穩(wěn)定型、交易型這一角度進行分類,未來可以從機構(gòu)投資者的政策標準、所在國家和地區(qū)等角度繼續(xù)探索對創(chuàng)新的影響。

據(jù)此,建議政府應予以政策引導穩(wěn)定型機構(gòu)投資者的進入,發(fā)揮其監(jiān)管企業(yè)、提高內(nèi)部控制質(zhì)量的作用,促進企業(yè)的創(chuàng)新能力不斷升級;政府應制定合理的補貼政策,激勵企業(yè)繼續(xù)創(chuàng)新,向外界釋放積極信號,加強外部投資者對企業(yè)前景的認可,促使機構(gòu)投資者更加積極推進創(chuàng)新活動;加強分析師隊伍的壯大,強化分析師的專業(yè)技能,促使分析師與機構(gòu)投資者形成雙倍力量,提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。