異質(zhì)機構(gòu)投資者、外部融資約束與研發(fā)投資

范海峰

一、引 言

自從2000年證監(jiān)會提出超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者以來，我國機構(gòu)投資者得到了迅猛發(fā)展，已經(jīng)成為了資本市場重要的參與者，根據(jù)萬德數(shù)據(jù)庫，截至2016年底，機構(gòu)投資者合計持股比例最高達到92.58%，我國機構(gòu)投資者目前也形成了以證券投資基金為主，社?；?、企業(yè)年金、保險公司、證券公司、信托公司等其他機構(gòu)投資者共同參與的多元化局面。創(chuàng)新是企業(yè)成長和國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的主要推動力量，我國于2015年提出了建設(shè)創(chuàng)新型國家的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，各級政府及企業(yè)積極投資創(chuàng)新活動，據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)表的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，到2017年我國研發(fā)經(jīng)費投入絕對金額已達到17 500億元，僅次于美國，居世界第二，但研發(fā)經(jīng)費主要集中在企業(yè)，而且在不同企業(yè)間分布并不均衡。

機構(gòu)投資者的迅速發(fā)展勢必對資本市場和公司的發(fā)展產(chǎn)生深遠的影響，針對機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效的研究，目前國內(nèi)外主要從不同機構(gòu)投資者持股直接研究其對創(chuàng)新績效的影響，但研究結(jié)論還存在著分歧，針對機構(gòu)投資者對創(chuàng)新績效影響路徑的研究還很少，而且主要限于兩方面的研究，即平靜生活假說和職業(yè)生涯假說，Philippe Aghion, John Van Reenen, and Luigi Zingales, “Innovation and Institutional Ownership”, , Vol.103,No.1,2013,pp.277-304. 平靜生活假說和職業(yè)生涯假說主要用于說明西方國家股權(quán)結(jié)構(gòu)分散，公司代理問題存在于股東與經(jīng)理之間的情況，不能說明我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟時期股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中，代理問題主要存在于控股股東與中小股東之間的情況。由于機構(gòu)投資者和創(chuàng)新的重要性，有必要進一步研究我國機構(gòu)投資者對研發(fā)投資的影響機理。

相對于以往研究，本文的貢獻在于為不同機構(gòu)投資者對研發(fā)投資的影響路徑提供了新的證據(jù)。以往相關(guān)研究主要限于直接研究不同機構(gòu)投資者如證券投資基金等持股對研發(fā)投資的影響，本文以外部融資約束為視角，發(fā)現(xiàn)雖然獨立機構(gòu)投資者持股能夠直接推動公司研發(fā)投資的增長，但也能夠通過緩解公司的融資約束進而推動公司的研發(fā)投資，融資約束在獨立機構(gòu)投資者對研發(fā)投資的影響中顯著地發(fā)揮了部分中介作用。但不同機構(gòu)投資者對公司融資約束和研發(fā)投資的影響存在顯著差異，與獨立機構(gòu)投資者能夠緩解公司融資約束并促進公司研發(fā)投資不同，與公司存在可能業(yè)務(wù)聯(lián)系的灰色機構(gòu)投資者則不能發(fā)揮類似作用，甚至對公司研發(fā)投資起到了抑制的反作用。另外本文結(jié)合融資約束的含義，實證研究了Altman提出的

Z

值作為融資約束替代變量的合理性，實證結(jié)果表明，

Z

值與公司股權(quán)融資成本高度顯著負相關(guān)。后文結(jié)構(gòu)如下，第二部分是文獻回顧與研究假設(shè)，第三部分是變量設(shè)置與實證模型，第四部分是樣本選擇與實證檢驗，最后是結(jié)論與啟示。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)異質(zhì)機構(gòu)投資者與研發(fā)投資

目前針對機構(gòu)投資者對研發(fā)投資的影響的研究，按照機構(gòu)投資者的作用可以分為三類，即機構(gòu)投資者短視論、機構(gòu)投資者是精明投資者以及機構(gòu)投資者是積極投資者的觀點。其中機構(gòu)投資者短視論認為機構(gòu)投資者是短視的投資者，會反對公司增加高風(fēng)險的創(chuàng)新投資，因此其持股與公司研發(fā)投資負相關(guān)。Samuel B. Graves, “Institutional Ownership and Corporate R&D in the Computer Industry”, The , Vol. 31, No. 2，1988, pp.417-428. Porter,M. E., “Capital Disadvantage: America’s Failing Capital Investment System”, , Vol.70,No.5,1992, pp.74-77. 機構(gòu)投資者是精明投資者的觀點認為機構(gòu)投資者能認識到創(chuàng)新對公司長期價值的重要性，從而不反對甚至支持公司增加研發(fā)投資，其持股比例與公司研發(fā)投資正相關(guān)。Jarrell Gregg A., “The Wealth Effects of Litigation by Targets: Do Interests Diverge in a Merge?”, , Vol.28，No.1,1985,pp.151-177. Wahal S., McConnell J. J., “Do Institutional Investors Exacerbate Managerial Myopia?”, , Vol.6, No.3, 2000,pp.307-329. Philippe Aghion, John Van Reenen, and Luigi Zingales, “Innovation and Institutional Ownership”, , Vol.103,No.1,2013,pp.277-304. 機構(gòu)投資者是積極投資者的觀點認為由于機構(gòu)投資者持有大量公司股票，無法在不承受損失的情況下自由退出，他們有動力采取行動對企業(yè)進行監(jiān)督，促使企業(yè)進行更多的創(chuàng)新，Taylor, W., “ Can Big Owners Make a Difference?”, , Vol.68,No.5,1990,pp.70-82. Parthiban David, Kochhar, Edward Levitas, “The Effect of Institutional Investors on the Level and Mix of CEO Compensation”, , Vol. 41, No. 2, 1998, pp.200-208. 因此其持股與研發(fā)投資正相關(guān)。

也有部分學(xué)者針對機構(gòu)投資者異質(zhì)性對研發(fā)投資的影響進行了研究，不過這些研究對于不同的機構(gòu)投資者對研發(fā)投資到底產(chǎn)生了什么樣的影響，還存在著較大爭議。趙洪江等和魯桐等認為獨立機構(gòu)投資者如證券投資基金由于和公司沒有可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系，會促進公司增加研發(fā)投資，因此證券投資基金持股比例與研發(fā)投資正相關(guān)。但部分學(xué)者得出了相反的結(jié)論，如溫軍等直接研究了證券投資基金等不同機構(gòu)投資者持股對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的影響，最后的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)證券投資基金由于年底排名等需要，會反對公司增加導(dǎo)致短期利潤下降的研發(fā)投入，因此對研發(fā)投入有顯著的負面影響，而且證券投資基金持股對研發(fā)效率沒有顯著影響，而QFII主要對民營企業(yè)的創(chuàng)新有積極影響，保險基金對所有企業(yè)的創(chuàng)新都有顯著影響。因此溫軍等傾向于認為我國證券投資基金是短視的機構(gòu)投資者，而QFII和保險基金則是精明的投資者?；谝陨蠣幾h性的觀點，有必要進一步研究機構(gòu)投資者異質(zhì)性與研發(fā)投資的關(guān)系。

機構(gòu)投資者推動公司增加研發(fā)支出的作用主要來自于其對公司治理的影響。首先，相對于個人投資者，機構(gòu)投資者具備三方面的優(yōu)勢，即規(guī)模、人員和信息優(yōu)勢，機構(gòu)投資者的優(yōu)勢為其參與公司治理提供了有利的條件，使他們能夠更多地享有監(jiān)督公司帶來的收益，克服個人投資者在監(jiān)督公司方面的“搭便車”行為，有效制衡公司管理層侵占公司資金等機會主義行為，增加公司可以用于R&D 等長期投資的資源。其次，機構(gòu)投資者投資規(guī)模的擴大和持股集中度的提高也使他們面臨著較大的流動性風(fēng)險，通過頻繁交易賺取利潤的方式面臨著較大的流動性損失，這使他們有了長期持有股票并加強對公司監(jiān)督的動機。Parthiban David, Kochhar, Edward Levitas, “The Effect of Institutional Investors on the Level and Mix of CEO Compensation”, , Vol. 41, No. 2, 1998, pp.200-208. 再次，機構(gòu)投資者具備的優(yōu)勢讓其對公司價值有著較為客觀的認識，因此相對于個人投資者是理性的投資者, 機構(gòu)投資者的理性人特征使得其在投資決策時更多地以公司價值為決策依據(jù)，較少受價值以外的信息影響，他們能夠理解并掌握公司R&D支出對于公司長遠價值的重要性等方面的信息，減少投資者與管理層之間的信息差距，減少公司管理層面臨的短視化決策壓力，其相對較長的持股期限也使機構(gòu)投資者更能享受到R&D支出的好處。最后，管理體制的因素也決定了基金總體上相對于個人投資者持股期限較長。在我國，基金公司實行投研一體化，股票能否進入基金選股的“池子”由投研聯(lián)席會議投票表決，基金經(jīng)理個人并不能決定買賣哪些股票，其每天下單次數(shù)也受到限制，這決定了證券投資基金等機構(gòu)投資者不能頻繁更換持有的股票。正是由于以上原因，機構(gòu)投資者不會反對甚至?xí)偈构驹黾覴&D 投資。

但是在眾多機構(gòu)投資者中，不同機構(gòu)投資者在資金來源、業(yè)務(wù)聯(lián)系等方面存在著巨大差異，因此其對公司研發(fā)投資的影響也可能存在著顯著的差別。CoffeeCoffee J., “Liquidity versus Control: The Institutional Investor as Corporate Monitor”, , Vol.91,No.6,1991,pp.1277-1368. 認為只有投資規(guī)模較大、利益沖突少和長期持股的機構(gòu)投資者才能有效監(jiān)督公司管理層，減少公司短視化投資行為，增加公司研發(fā)投資。其中最重要的是利益沖突標準，即與企業(yè)是否存在可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系。Xia Chen et al.Xia Chen, Jarrad Harford, Kai Li, “Monitoring: Which Institutions Matter?”, , Vol.86, No.2, 2007, pp.279-305.根據(jù)與公司是否存在可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系將機構(gòu)投資者分為獨立機構(gòu)和灰色機構(gòu)，其中獨立機構(gòu)(如在美國指投資公司和獨立投資分析師等)是與公司沒有業(yè)務(wù)關(guān)系、不受公司管理層影響的機構(gòu)投資者，灰色機構(gòu)(如保險公司和銀行等)是與公司有業(yè)務(wù)聯(lián)系、容易受公司管理層影響的機構(gòu)投資者，灰色機構(gòu)由于與公司存在著可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系，會為了保護業(yè)務(wù)聯(lián)系而對公司管理層侵犯外部投資者利益的行為視而不見，因此無法有效監(jiān)督公司管理層。借鑒Xia Chen et al.Xia Chen, Jarrad Harford, Kai Li, “Monitoring: Which Institutions Matter?”, , Vol.86, No.2, 2007, pp.279-305.的做法，本文按照與公司是否存在可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系將機構(gòu)投資者分為獨立機構(gòu)投資者和灰色機構(gòu)投資者。由于只有獨立機構(gòu)投資者才能發(fā)揮改善公司治理的作用，因此本文認為推動公司研發(fā)投資的主要是獨立的機構(gòu)投資者，與公司存在可能業(yè)務(wù)聯(lián)系的灰色機構(gòu)投資者由于要保持或獲取與公司的業(yè)務(wù)聯(lián)系，不會反對公司內(nèi)部人的決策，因此也不會努力收集監(jiān)督公司所需要的信息，他們甚至可能與公司管理層合謀，無法有效監(jiān)督公司內(nèi)部人侵占公司資金的機會主義行為，Bernard S. Black， “Agents Watching Agents：The Promise of Institutional Investor Voice”, , Vol.39,No.3,1992,pp.810-893. 因此對公司研發(fā)投資沒有影響，甚至可能有負面影響。因此提出以下假設(shè):

H1：獨立機構(gòu)股東持股比例與公司研發(fā)投資顯著正相關(guān)，灰色機構(gòu)股東持股比例與公司研發(fā)投資不相關(guān)或負相關(guān)。

(二)異質(zhì)機構(gòu)投資者、外部融資約束與研發(fā)投資

根據(jù)Modigliani和 Miller 1958年提出的著名的“資本結(jié)構(gòu)無關(guān)論”，當資本市場不存在稅收和交易成本，信息也是完全對稱的情況下，公司能夠根據(jù)自身需求及時獲取債權(quán)或股權(quán)資金，投資行為并不受公司財務(wù)狀況的影響，而只與企業(yè)的投資需求有關(guān)，這時候不存在融資約束問題。但現(xiàn)實資本市場遠非完美，公司或多或少會面臨融資約束問題。

導(dǎo)致公司產(chǎn)生融資約束的一個重要原因是公司的代理問題。Bernanke, B., Gertler, M., “Agency Costs, Net Worth and Business Fluctuations”, , Vol.79,No.1,1989,pp.14-31. 我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中，形成了嚴重的“內(nèi)部人控制”問題，公司控股股東會采取機會主義行為謀取控制權(quán)私利，如通過關(guān)聯(lián)方交易“掏空”公司或過度多元化的“帝國建造”行為，嚴重損害了中小股東利益，公司代理問題越嚴重，投資者要求的股價溢價就越高，公司融資約束就越嚴重。Chen Lin, Yue Ma, Yuhai Xuan, “Ownership Structure and Financial Constraints:Evidence from a Structural Estimation”, , Vol.102,No.2,2011,pp.416-431. 導(dǎo)致公司產(chǎn)生融資約束的另一個重要原因是創(chuàng)新活動的信息不對稱程度普遍較高，Myers, S.C., “The Capital Structure Puzzle”, , Vol.39,No.3,1984,pp.575-592. 信息不對稱使得企業(yè)的外部資金提供者處于信息劣勢，造成外部資金提供者的逆向選擇，如果資金供給者對企業(yè)資金使用的監(jiān)督成本大于資金的機會成本，則資金供給者不會向企業(yè)提供資金，即使監(jiān)督成本小于資金的機會成本，資金供給者愿意提供資金，但會要求獲得較高的回報以補償監(jiān)督成本，這會提高公司融資成本，導(dǎo)致公司產(chǎn)生融資約束問題。

已有研究表明，機構(gòu)投資者無論在降低公司的信息不對稱程度還是改善公司治理方面都能發(fā)揮重要作用，Coffee,J.C., “Liquidity versus Control: The Institutional Investor as Corporate Monitor”, , Vol.91,No.6,1991,pp.1277-1368. Gillan S., Starks L.T., “A Survey of Shareholder Activism: Motivation and Empirical Evidence”, , Vol.2,No.3,1998,pp.10-34. Brian J. Bushee, “Identifying and Attracting the ‘Right’ Investors: Evidence on the Behavior of Institutional Investors”, , Vol.16,No.4,2010,pp.28-35. Andres Almazan, Jay C. Hartzell, Laura T. Starks, “Active Institutional Shareholders and Costs of Monitoring: Evidence from Executive Compensation”, , Vol.34, No.4,2015,pp.5-34.因此能有效緩解公司的融資約束問題。如前所述，只有獨立的機構(gòu)投資者才能緩解代理問題，減少公司內(nèi)部人的資金侵占等機會主義行為，緩解公司融資約束。獨立機構(gòu)投資者緩解公司融資約束的另外一個原因是，其投資本身向市場傳遞公司的正面信號，他們通過投資行為將自己掌握的關(guān)于公司創(chuàng)新活動的信息以提供信號傳遞作用的方式傳遞給整個資本市場，這能夠降低整個資本市場關(guān)于公司創(chuàng)新活動的信息不對稱程度，幫助公司吸引潛在投資者等外部資金供應(yīng)方?；疑珯C構(gòu)投資者由于不需要監(jiān)督公司，也沒有動力去收集信息，甚至可能與管理層合謀謀取私利，因此無法起到緩解融資約束的作用。因此提出以下假設(shè)：

H2：獨立機構(gòu)股東持股比例與公司融資約束顯著負相關(guān)，灰色機構(gòu)股東持股比例與公司融資約束不相關(guān)或負相關(guān)。

在融資約束與研發(fā)投資關(guān)系方面，相對于一般投資，研發(fā)活動需要持續(xù)大量投入資金，研發(fā)投資也更容易受融資約束的影響，其原因一是創(chuàng)新投資的最終產(chǎn)品是專利等無形資產(chǎn)，因此不能及時提供足夠的可抵押資產(chǎn)，受負債等外部融資的影響更大。Hall B. H., and Lerner,J., “The Financing of R&D and Innovation”， , Vol.1,2010,pp.609-639.二是創(chuàng)新過程具有復(fù)雜性和專業(yè)性，創(chuàng)新項目涉及公司秘密，公司為了保密而不愿意詳細披露項目內(nèi)容，這些原因?qū)е聞?chuàng)新投資的信息不對稱程度更大，Myers, S.C., “The Capital Structure Puzzle”, , Vol.39,No.3,1984,pp.575-592. 銀行等外部資金供應(yīng)者由于掌握的公司研發(fā)項目的信息很少，不愿意給公司研發(fā)項目提供資金。因此，融資約束嚴重的公司其研發(fā)投資會顯著減少。因此獨立機構(gòu)投資者能促進公司研發(fā)投資，也能夠緩解公司的融資約束，融資約束又會對研發(fā)投資產(chǎn)生顯著影響，這可能表明融資約束在獨立機構(gòu)股東對公司研發(fā)投資影響中發(fā)揮了中介作用，灰色機構(gòu)股東則無法發(fā)揮相應(yīng)的作用，融資約束的中介作用可能正好是獨立機構(gòu)投資者對公司研發(fā)投資產(chǎn)生影響的一個路徑。因此提出以下假設(shè)：

H3：獨立機構(gòu)投資者持股比例與研發(fā)投資顯著正相關(guān)，融資約束在獨立機構(gòu)股東與研發(fā)投資的關(guān)系中發(fā)揮了顯著的中介作用。

H4：灰色機構(gòu)投資者持股比例與研發(fā)投資不相關(guān)或負相關(guān)，融資約束在灰色機構(gòu)股東與研發(fā)投資的關(guān)系中不能發(fā)揮顯著的中介作用。

三、變量設(shè)置與實證模型

(一)變量設(shè)置

在因變量方面，目前反映R&D投資的常用指標是相對量指標研發(fā)強度

RDI

(研發(fā)投資除以主營業(yè)務(wù)收入)和絕對量指標

LOGRD

(研發(fā)投資的自然對數(shù))，由于

RDI

便于不同企業(yè)之間進行比較，因此使用了

RDI

作為研發(fā)投資的衡量指標。自變量方面，由于機構(gòu)投資者持有的股票都是流通股，為了突出機構(gòu)投資者在公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中的重要地位，使用了獨立機構(gòu)股東持有的流通股比例(

Indep

)及灰色機構(gòu)股東持有的流通股比例(

Grey

)作為自變量。在我國主要機構(gòu)投資者中，證券投資基金和QFII與公司不存在可能的業(yè)務(wù)關(guān)系，是獨立機構(gòu)投資者，應(yīng)該能夠發(fā)揮監(jiān)督公司管理層的作用。而保險基金、銀行和信托投資基金等與公司存在著可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系，是灰色投資者，社保基金由于可能存在著多元化的目標函數(shù)，也不是獨立的機構(gòu)投資者，為了簡化研究內(nèi)容，也將其歸類為灰色機構(gòu)投資者。因此

Indep

為證券投資基金和QFII持有的流通股比例之和，除此之外都視為灰色機構(gòu)股東，即

Grey

為機構(gòu)股東總體持有的流通股比例減去獨立機構(gòu)股東持有的流通股比例。在公司融資約束方面，目前國內(nèi)外針對融資約束的衡量指標還存在著較大爭議，所使用的指標也很多，但總體可以分為單變量指標和多變量指標。常用的單變量指標包括了股利支付率、公司規(guī)模、利息保障倍數(shù)和投資相對于現(xiàn)金流量的敏感性系數(shù)等，常用的多變量指標主要有

KZ

指數(shù)、

WW

指數(shù)和

SA

指數(shù)等，據(jù)況學(xué)文等的研究，這些指數(shù)共同的特點是指數(shù)構(gòu)建方法基本上沿襲了Altman財務(wù)危機預(yù)警指數(shù)的構(gòu)建方法。一般而言，單變量模型過于片面，在衡量融資約束的準確性方面較多變量模型低。目前國內(nèi)很多研究都使用投資相對于現(xiàn)金流量的敏感性這一單變量指標來衡量融資約束，但這種衡量方法沒有考慮現(xiàn)金流量的潛在內(nèi)生性，而且只考慮了企業(yè)內(nèi)部融資約束，忽略了對外部融資約束的衡量。Alti, A., “How Sensitive is Investment to Cash Flow When Flnancing is Frictionless?”, , Vol.58,No.2,2003,pp. 707-722. 在多變量模型中，Whited 和WuToni M. Whited and Guojun Wu, “Financial Constraints Risk”, , Vol.19, No.2, 2006,pp.531-559. 指出，

KZ

指數(shù)在度量融資約束時存在著不少不符合事實的情形，比如融資約束最大的企業(yè)在債券信用等級和投資率等方面反而是最高的。而

WW

指數(shù)也主要適用于西方國家的資本市場，不能直接用于我國資本市場。AltmanEdward I. Altman, “Financial Ratios, Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy”, , Vol. 23, No. 4, 1968, pp. 589-609. 提出的

Z

值模型最早主要用于公司財務(wù)困境的預(yù)警分析，但也可以用于反映由于公司財務(wù)困境的可能性而遭遇的外部融資約束。Alexander Edward, Casey Schwab, Terry Shevlin, “Financial Constraints and the Incentive for Tax Planning”, , 2013. 而且相對于其他指標，

Z

值模型更受銀行和投資者等外部資金提供者的重視，被國外銀行和法院用于進行貸款評估，

Z

值模型也被國外學(xué)者用于融資約束的實證研究，如Edward et al.Alexander Edward, Casey Schwab, Terry Shevlin, “Financial Constraints and the Incentive for Tax Planning”， , 2013. 用

Z

值模型衡量公司的融資約束，并考察了融資約束與稅收籌劃的關(guān)系。

Z

值模型也是多變量指標，較前述單變量指標更能反映公司獲取外部資金的能力，而且如前所述，其他代表性的多變量指標設(shè)計的出發(fā)點也是以財務(wù)預(yù)警為基礎(chǔ)的，這與

Z

值模型設(shè)計的出發(fā)點如出一轍?；谝陨显?，本文選擇

Z

值作為融資約束的替代變量，而且

Z

值越大，說明公司的融資約束程度越小。

Z

值模型定義如下：

Z

=1.2

X

+1.4

X

+3.3

X

+0.6

X

+0.999

X

值模型較其他模型歷史久遠，但到目前仍然被廣泛采用，一個很重要的原因是其變量選取和各變量的權(quán)數(shù)授予都使用了多元識別分析方法(MDA)，MDA方法是根據(jù)所有研究對象的全局特征對其進行全局評價的一種統(tǒng)計方法，其優(yōu)點是減少了分析人員在指標選擇和指標權(quán)數(shù)授予方面的主觀性，因此值模型各指標的權(quán)數(shù)具有一定的客觀性(Altman, 1968)。雖然有關(guān)研究指出隨著預(yù)測期變長，準確率會有所降低，而且值模型在我國股權(quán)分置改革前，由于股東權(quán)益市場價值偏低，導(dǎo)致值模型不太適合我國上市公司的財務(wù)預(yù)警，但是隨著我國證券市場市場化水平的提高以及股權(quán)分置改革的開展，值模型對我國上市公司的適用性有可能增強，本文使用值模型不涉及財務(wù)危機的準確性判斷，因此不會影響結(jié)論的可靠性。Altman指出，值越小，企業(yè)陷入財務(wù)困境的可能性就越大。 其中，

X

=營運資本/總資產(chǎn)；

X

=留存盈余/總資產(chǎn)；

X

=息稅前利潤(

EBIT

)/總資產(chǎn)；

X

=股東權(quán)益的市場價值/總負債的賬面價值；

X

=凈銷售額/總資產(chǎn)。在控制變量方面，根據(jù)

RDI

的影響因素和前人的研究，本文選擇了營業(yè)收入成長率(

GROW

)來反映公司投資機會對研發(fā)投資的影響，并預(yù)計公司成長率與研發(fā)投資正相關(guān)。現(xiàn)金能夠部分反映公司內(nèi)部融資能力，對研發(fā)活動有推動作用，因此選擇了獲取現(xiàn)金能力的經(jīng)營現(xiàn)金流量指標

CASH

，具體定義是經(jīng)營現(xiàn)金凈流量與銷售收入之比，并預(yù)計

CASH

與

RDI

正相關(guān)，其他控制變量選擇了公司上市年限

AGE

(上市年限的自然對數(shù))，公司剛上市時投資機會較多，研發(fā)投資會較多。另外還選擇了公司規(guī)模(

SIZE

，公司總資產(chǎn)的自然對數(shù))和資產(chǎn)負債率。公司規(guī)模越大，發(fā)展越成熟，創(chuàng)新能力越差。資產(chǎn)負債率說明了公司的財務(wù)杠桿率，資產(chǎn)負債率越高，公司財務(wù)杠桿率越大，投資能力越差，融資約束越嚴重。由于不同年份的宏觀環(huán)境有較大差異，不同行業(yè)的研發(fā)投資分布情況也各不相同，由此選擇了年度啞變量對不同年份的宏觀環(huán)境進行控制，并選擇了行業(yè)啞變量對行業(yè)進行了控制。

綜上所述，本文的變量定義見表1。

表1 變量定義

(二)實證研究模型

根據(jù)以上變量設(shè)置，為了檢驗假設(shè)H1是否成立，構(gòu)建以下實證模型:

RDI

,+1=

β

INS

,+

βcontrol

+∑

γYEAR

+∑

λIND

(1)

為了檢驗假設(shè)H2是否成立，構(gòu)建以下實證模型:

Z

,=

β

INS

,+

βcontrol

+∑

γYEAR

+∑

λIND

(2)

針對假設(shè)H3和H4，本文采用Baron et al.Reuben M.Baron and David A., “Kenny the Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual, Strategic, and Statistical Siderations”, , Vol.51, No. 6, 1986,pp.1173-1182. 提出的因果步驟法來檢驗外部融資約束在機構(gòu)投資者對研發(fā)投資影響中發(fā)揮的中介作用，即在模型(1)和(2)的基礎(chǔ)上進一步構(gòu)建了以下模型，和模型(1)和模型(2)組成遞歸模型。

RDI

,+1=

β

INS

,+

β

Z

,+

βcontrol

+∑

γYEAR

+∑

λIND

(3)

檢驗的第一步是對模型(1)進行回歸，如果

INS

的系數(shù)顯著為正，意味著

INS

對

RDI

有顯著影響，則下一步對模型(2)進行檢驗，否則停止檢驗。第二步接下來對模型(2)進行回歸，檢驗中介變量

Z

與

INS

系數(shù)是否顯著，如果顯著，則下一步對模型(3)進行檢驗。第三步接下來對模型(3)進行回歸，如果

Z

值系數(shù)不顯著，則說明

Z

值在

INS

對

RDI

的影響中沒有發(fā)揮中介作用。如果

Z

值系數(shù)顯著，則說明其發(fā)揮了顯著的中介作用，但中介作用又可以分為完全中介作用和部分中介作用，如果

Z

值的系數(shù)顯著，但

INS

系數(shù)不顯著，則說明

Z

在

INS

對

RDI

的影響中發(fā)揮了完全的中介作用，如果

INS

系數(shù)顯著，

Z

值的系數(shù)也顯著，則說明

Z

值只是發(fā)揮了部分中介作用。

四、樣本選擇與實證檢驗

為了反映股權(quán)全流通時代機構(gòu)投資者對公司治理的影響，本文使用了股權(quán)分置改革后的2012—2015年滬深兩市上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本，并使用滯后一年的研發(fā)投資為因變量。樣本中剔除了抽樣時上市年限未滿一年的公司，以防止上市本身扭曲實證結(jié)論，由于金融業(yè)上市公司的資本結(jié)構(gòu)等和其他上市公司顯著不同，還剔除了金融業(yè)上市公司樣本，并剔除了ST公司樣本。為了保證本文研究結(jié)論不受極端值影響，還對樣本進行了5%的Winsorize處理，最后獲得了2 497個樣本，具體為2012年739個樣本，2013年857個樣本，2014年901個樣本。相關(guān)數(shù)據(jù)都來自國泰安和萬德金融數(shù)據(jù)庫，并使用Eviews 9.0進行數(shù)據(jù)處理。

(一)描述性統(tǒng)計

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。

從表2可以看出，樣本公司研發(fā)強度平均為0.05，獨立機構(gòu)股東持股占流通股比例平均為8.165%，最大值達到了77.7%，灰色機構(gòu)股東平均持股占流通股比例為23.1%，最大值達到了93.7%，這說明我國機構(gòu)投資者經(jīng)過多年發(fā)展，已經(jīng)形成了多元化的格局，也符合我國最近幾年保險基金等機構(gòu)投資者發(fā)展特別迅猛的現(xiàn)實。機構(gòu)投資者的持股比例說明其在公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中占有重要地位，勢必對公司投融資等重大決策產(chǎn)生影響。

Z

值最大值為94.66，最小值為-19.62，平均數(shù)為8.17，這說明我國大部分公司財務(wù)狀況較好。樣本公司成長率平均值為0.157，經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量平均值為總資產(chǎn)的0.043。

(二)相關(guān)性分析

本文主要變量相關(guān)性分析見表3。

表3 相關(guān)性分析

注： *，**，***分別表示估計系數(shù)在10%，5%和1%的置信水平顯著。

從表3可看出，變量間的相關(guān)系數(shù)遠小于1，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

RDI

與

INDEP

高度顯著正相關(guān)，但與

GREY

高度顯著負相關(guān)，說明獨立機構(gòu)股東對公司研發(fā)投資有顯著的促進作用，而灰色機構(gòu)股東則有顯著的阻礙作用，這部分驗證了假設(shè)H1。

Z

與

INDEP

高度顯著正相關(guān)，但與

GREY

高度顯著負相關(guān)，說明獨立機構(gòu)股東由于能夠有效監(jiān)督公司內(nèi)部人，減少機會主義行為,因此能顯著降低公司融資約束程度，而灰色機構(gòu)股東由于無法有效監(jiān)督公司管理層，因此會顯著增加公司融資約束程度，這部分驗證了假設(shè)H2。

Z

與

RDI

高度顯著正相關(guān)，說明融資約束程度越低的公司，其研發(fā)投資越多。其他如

AGE

與

RDI

高度顯著負相關(guān)，可能說明成立不久的企業(yè)資金較短缺，研發(fā)投入較少。

(三)實證研究結(jié)果及分析

下面根據(jù)前述模型(1)、(2)和(3)進行了回歸分析，結(jié)果見表4。

從表4可以看出，模型的

F

值都高度顯著，說明擬合程度較好，模型的

DW

值都接近于2，說明不存在自相關(guān)問題，模型的方差膨脹因子

VIF

值都遠小于10，說明不存在多重共線性問題。從表4中

INDEP

模型(1)的回歸結(jié)果可以看出，

INDEP

與

RDI

高度顯著正相關(guān)，這說明獨立機構(gòu)投資者由于是理性經(jīng)濟人，具備監(jiān)督公司的規(guī)模、信息和人員優(yōu)勢，與公司也不存在可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系，會加強對公司大股東等內(nèi)部人的監(jiān)督，促進對公司未來成長至關(guān)重要的研發(fā)投資。從表4中

GREY

的模型(1)回歸結(jié)果可以看出，

GREY

與

RDI

高度顯著負相關(guān)，這說明灰色機構(gòu)投資者由于與公司存在著可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系，無法發(fā)揮有效監(jiān)督公司管理層等內(nèi)部人的作用，甚至為了獲得業(yè)務(wù)方面的便利，可能與管理層合謀侵占公司資金，減少可用于研發(fā)活動的資金，顯著降低公司研發(fā)強度。因此驗證了假設(shè)H1，這也說明Xia chen et al.Xia Chen, Jarrad Harford, Kai Li, “Monitoring: Which Institutions Matter?”, , Vol.86,No.2,2007,pp.279-305.對機構(gòu)投資者按業(yè)務(wù)聯(lián)系的分類方法在中國資本市場基本適用。從表4中

INDEP

模型(2)的回歸結(jié)果可以看出，

INDEP

與

Z

值高度顯著正相關(guān)，這說明獨立機構(gòu)由于能夠加強對公司管理層的監(jiān)督并降低公司的信息不對稱程度，能緩解公司面臨的融資約束問題。從表4中

GREY

的模型(2)可以看出，

GREY

與

Z

值負相關(guān)，但結(jié)果不顯著，這說明灰色機構(gòu)投資者不能有效監(jiān)督公司，也無法降低公司信息不對稱程度，因此對公司融資約束沒有影響。因此驗證了假設(shè)H2。

表4 融資約束在異質(zhì)機構(gòu)投資者對研發(fā)投資影響中的中介作用回歸結(jié)果

注： *，**，***分別表示估計系數(shù)在10%，5%和1%的置信水平顯著。

從表4中

INDEP

模型(3)的回歸結(jié)果可以看出，

INDEP

的系數(shù)高度顯著為正，

Z

值的系數(shù)也高度顯著。結(jié)合模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果來看，融資約束在獨立機構(gòu)投資者對公司研發(fā)投資的促進作用中顯著地發(fā)揮了部分中介作用，即隨著獨立機構(gòu)投資者持股比例的增加，公司融資約束會得到緩解。這加大了獨立機構(gòu)股東對研發(fā)投資的促進作用，驗證了假設(shè)H3，也說明了緩解融資約束是獨立機構(gòu)投資者促進公司研發(fā)投資的一條重要路徑，同時也突破了目前學(xué)術(shù)界將機構(gòu)投資者對研發(fā)投資的影響機理的理解僅僅限于AghionPhilippe Aghion, John Van Reenen, and Luigi Zingales, “Innovation and Institutional Ownership”, , Vol.103,No.1,2013,pp.277-304.提出的平靜生活假說和職業(yè)生涯假說的局限。從表4中

GREY

模型(3)的回歸結(jié)果可以看出，對于灰色機構(gòu)投資者，由于其對

Z

值的影響不顯著，因此融資約束沒有發(fā)揮顯著的中介作用，這驗證了H4。從表4模型(3)的回歸結(jié)果還可以看出，

Z

值與

RDI

高度顯著正相關(guān)，這說明融資約束程度較低的企業(yè)由于資源較豐富，投入創(chuàng)新活動的資源也較多。

(四)進一步研究

為了驗證

Z

值反映融資約束的恰當性，本文根據(jù)經(jīng)典財務(wù)學(xué)的融資約束含義，用

Z

值對股權(quán)融資成本的影響進行驗證。下面以手工計算的股權(quán)融資成本為因變量，并以

Z

值為自變量，構(gòu)建回歸模型(4)進行了回歸分析。

COST

,=

β

Z

,+

β

AGE

,+

β

CASH

,+

β

GROW

,+

β

SIZE

,+

β

LEV

,

(4)

表5 Z值與股權(quán)融資成本的回歸結(jié)果

注： *，**，***分別表示估計系數(shù)在10%，5%和1%的置信水平顯著。

模型(4)的回歸結(jié)果如表5所示。

從以上回歸結(jié)果可以看出，

Z

值與

COST

高度顯著負相關(guān)，這符合經(jīng)典財務(wù)理論的融資約束程度越高，融資難度越大，融資成本越高的事實，這也說明本文使用

Z

值作為融資約束的替代變量是合適的。

(五)穩(wěn)健性分析

本文從以下幾個方面來保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。首先，使用滯后一年的研發(fā)投入指標作為因變量，能夠避免自變量和因變量之間的同時性問題對實證結(jié)果的影響。其次，設(shè)置了行業(yè)啞變量和年度啞變量，可以排除行業(yè)環(huán)境和不同年份宏觀經(jīng)濟環(huán)境的差異對回歸結(jié)果的影響。再次，本文還用證券投資基金持有的流通股比例

MF

替代了

INDEP

代入遞歸模型進行了回歸，結(jié)論也基本一致，由于篇幅限制，沒有列出相關(guān)結(jié)果。此外，由于機構(gòu)投資者持股是一個內(nèi)生性變量，有可能選擇研發(fā)投資較多的公司作為投資對象，為了消除機構(gòu)投資者持股的內(nèi)生性對回歸結(jié)果的影響，還選擇了公司規(guī)模和資產(chǎn)負債率作為獨立機構(gòu)持股比例的工具變量，代入到獨立機構(gòu)股東的模型(1)和(3)中進行了二階段最小二乘法TSLS回歸，獨立機構(gòu)投資者對研發(fā)投資影響的TSLS回歸結(jié)果如表6所示。

表6 獨立機構(gòu)對研發(fā)投資影響的TSLS回歸結(jié)果

注： *，**，***分別表示估計系數(shù)在10%，5%和1%的置信水平顯著。

表6回歸結(jié)果與前文基本相同，這說明本文的研究結(jié)論不受內(nèi)生性問題的影響，也說明本文的研究結(jié)論較穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

本文使用2012—2015除金融企業(yè)以外的上市公司樣本數(shù)據(jù)，實證研究了異質(zhì)機構(gòu)投資者對外部融資約束的影響，以及外部融資約束在異質(zhì)機構(gòu)投資者對公司研發(fā)投資影響方面發(fā)揮的中介作用，并得出了以下幾方面結(jié)論。

首先，不同的機構(gòu)投資者對公司外部融資約束和研發(fā)投資的影響各不相同。獨立機構(gòu)投資者能夠發(fā)揮有效監(jiān)督公司內(nèi)部人并降低公司信息不對稱的作用，因此能夠有效緩解公司融資約束，并促進公司的研發(fā)投資，而灰色機構(gòu)投資者則由于與公司存在可能的業(yè)務(wù)聯(lián)系，會迎合公司內(nèi)部人的需要，甚至與管理層合謀，無法緩解公司融資約束，也無法促進公司的研發(fā)投資，對研發(fā)投資甚至起到了抑制作用。其次，外部融資約束程度與公司研發(fā)投資顯著負相關(guān)，即外部融資約束程度越高，公司研發(fā)投資越少。最后，外部融資約束在獨立機構(gòu)投資者對公司研發(fā)投資的影響中顯著地發(fā)揮了部分中介作用，即獨立機構(gòu)投資者可以顯著緩解公司外部融資約束，外部融資約束緩解又會顯著促進公司的研發(fā)支出，這為我國轉(zhuǎn)軌制度背景下獨立機構(gòu)投資者對公司研發(fā)投資的影響路徑提供了新的證據(jù)。

根據(jù)以上研究，本文得出了以下理論和政策方面的啟示。在理論方面，本文的研究結(jié)論為我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟背景下異質(zhì)機構(gòu)投資者及公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對融資約束影響及機構(gòu)投資者對研發(fā)投資的影響機理提供了新的證據(jù)。在政策建議方面，由于只有獨立機構(gòu)投資者才能發(fā)揮降低公司融資約束并促進公司研發(fā)投資的作用，因此我國需要繼續(xù)促進證券投資基金和QFII等獨立機構(gòu)投資者的發(fā)展，擴大獨立機構(gòu)股東在機構(gòu)投資者整體中占有的份額。