機構(gòu)投資品牌能影響企業(yè)創(chuàng)新嗎？
——基于中國制造業(yè)上市企業(yè)的數(shù)據(jù)

劉東勝 齊蓉蓉

（東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院，上海200051）

一、引 言

在知識經(jīng)濟初步發(fā)展的今天，只有通過不斷創(chuàng)新才能為企業(yè)提供發(fā)展的源動力。在《2018全球最具價值品牌500強》榜單上，亞馬遜一舉取代谷歌位居榜首，谷歌和蘋果緊隨其后。據(jù)歐盟委員會發(fā)布的《全球企業(yè)研發(fā)投入排行榜》顯示，谷歌母公司Alphabet以128.64億歐元的研發(fā)投入榮登第二，堪與蘋果比肩的韓國三星電子以121.55億歐元的研發(fā)投入位居第四，蘋果則以95.3億歐元居于榜單的第七位。這只是諸多事實中的一個縮影，成功的企業(yè)無一不是憑借創(chuàng)新戰(zhàn)略獲得出色業(yè)績的。針對日益重要的創(chuàng)新因素，眾多學(xué)者從產(chǎn)權(quán)理論、代理理論及公司治理的角度進行了積極探討，從理解創(chuàng)新行為到完善創(chuàng)新評價框架，為企業(yè)管理提出了諸多有益的建議。

已有的研究大多集中在對通過研發(fā)投入提升企業(yè)創(chuàng)新能力的探討，將創(chuàng)新投入等同于創(chuàng)新的實際成果。然而，研發(fā)投入作為企業(yè)創(chuàng)新環(huán)節(jié)中的一環(huán)，其行為結(jié)果具有極強的不確定性；同時，基于研發(fā)投入可能掩蓋企業(yè)運行過程中的低效率行為（Richard Adams等，2010），單一的研發(fā)指標(biāo)無法充分說明企業(yè)創(chuàng)新的成效，那么就需要深入研究研發(fā)與企業(yè)治理機制間的關(guān)系，探討創(chuàng)新行為的有效性。機構(gòu)投資者作為經(jīng)濟活動中最為活躍的主體，投入的大筆資金換來的是在企業(yè)決策中的話語權(quán)，然而是否有意向、有能力行使該話語權(quán)需要結(jié)合具體的機構(gòu)投資者品牌風(fēng)格和企業(yè)治理結(jié)構(gòu)而定?；诖?，本文從機構(gòu)投資品牌風(fēng)格角度出發(fā)，主要回答兩個問題：第一，機構(gòu)投資品牌特性能否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著差異化的影響？第二，作為衡量企業(yè)股權(quán)機構(gòu)等重要因素之一的股權(quán)集中度能否在機構(gòu)投資影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中發(fā)揮作用？

二、理論探討與研究假設(shè)

（一）機構(gòu)投資者品牌與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系

現(xiàn)有的文獻對機構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究主要由兩種相異的觀點構(gòu)成。一些學(xué)者認(rèn)為，機構(gòu)投資者由專業(yè)化人員構(gòu)成，具備一般投資者沒有的信息收集及處理優(yōu)勢，他們憑借長期積累的經(jīng)驗?zāi)軌蛴行ёR別出有發(fā)展?jié)摿Φ捻椖浚龠M所投資公司的研發(fā)投入，積極行使監(jiān)督職責(zé)，并利用自身資源優(yōu)勢促進企業(yè)長期發(fā)展（Maula等，2003）。另有一些學(xué)者認(rèn)為，機構(gòu)投資者始終是企業(yè)外部關(guān)系人，處于信息不對稱的劣勢地位，加之身兼眾多小儲戶的委托代理責(zé)任，以及自身職業(yè)發(fā)展的壓力，可能會持有短視導(dǎo)向（Porter，1992），在公司治理過程中易采取慣性交易策略，傾向于放棄研發(fā)創(chuàng)新等周期長、回報風(fēng)險大的活動。

盡管理論上呈現(xiàn)出兩種截然不同的觀點，但已有多數(shù)實證研究的分析結(jié)果表明機構(gòu)投資份額與企業(yè)創(chuàng)新之間確實存在正向促進關(guān)系（Baysinger，1991；Kochhar and David，1996；Wahal and McConnell，2000）。Bogdan 和Villiger（2008）在研究機構(gòu)投資者投資行為前后的決策因素時發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新能力的重視構(gòu)成了其投資決策中的重要一環(huán)，更是維持企業(yè)后續(xù)創(chuàng)新投入的重要基礎(chǔ)。

基于以上分析，本文認(rèn)為盡管企業(yè)創(chuàng)新投入意味著大量資金投入和投資回報的不確定性，但綜合考慮機構(gòu)投資的成本效益目標(biāo)和企業(yè)發(fā)展前景，機構(gòu)投資者能夠在最大化資金使用效率的驅(qū)動下，積極行使股權(quán)賦予的監(jiān)督職責(zé)并支持公司的優(yōu)化創(chuàng)新活動。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：機構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)的創(chuàng)新投入越高。

然而，以上分析的一個基本前提是，機構(gòu)投資者擁有充分主動參與到公司治理活動中的意愿，并助力其開展長期建設(shè)性活動。事實情況是，必須對不同的機構(gòu)投資者類型來進行細(xì)化研究。Bushee（1998）根據(jù)機構(gòu)投資者以往的投資行為構(gòu)建三大指標(biāo)將其劃分為短暫型、準(zhǔn)指數(shù)型和專注型機構(gòu)投資者，在投資組合及變動頻率上呈現(xiàn)出不同的特征。另外，根據(jù)投資者在給定期間的流失率指標(biāo)構(gòu)建的Gaspar指標(biāo)，也成為學(xué)者研究機構(gòu)投資者類別與企業(yè)管理活動的重要方法（Gaspar，2005；羅付巖，2013）。

根據(jù)本文研究目的，筆者在參考牛建波等（2013）研究的基礎(chǔ)上，將機構(gòu)投資者按照機構(gòu)投資者品牌風(fēng)格將其劃分為穩(wěn)定型品牌和交易型品牌，前者著眼于企業(yè)的長遠發(fā)展，有積極的動力參與到公司治理活動中，進而提升公司價值；后者則因創(chuàng)新活動周期長、風(fēng)險大、收益不確定等特點，對企業(yè)的創(chuàng)新活動并不關(guān)注，因而沒有顯著影響。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)2：穩(wěn)定型品牌機構(gòu)投資比交易型品牌機構(gòu)投資更能顯著促進企業(yè)創(chuàng)新。

（二）機構(gòu)投資者品牌、股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新間的關(guān)系

企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)在一定程度上決定了公司治理過程中的決策傾向，繼而影響公司最終的創(chuàng)新水平。股權(quán)集中度則是最常被用來衡量公司穩(wěn)定性的指標(biāo)。當(dāng)企業(yè)的股權(quán)較為分散時，個人股東的“搭便車”行為可以得到有效抑制，而股權(quán)較為集中時，企業(yè)的創(chuàng)新能力更弱（Yafeh and Yosha，2005）。我國學(xué)者文芳（2017）經(jīng)實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)出“N型”關(guān)系。馮福根和溫軍（2008）發(fā)現(xiàn)兩者之間有“倒U型”關(guān)系。還有國外學(xué)者通過研究我國公司現(xiàn)狀得出兩者間不存在顯著關(guān)系的結(jié)論。

本文認(rèn)為，集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠使得大股東和中小股東利益一致，兩者均有動力對管理層行為實施監(jiān)督，共同做出最有利于企業(yè)的創(chuàng)新決策。同時只有在股權(quán)相對集中的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者的影響力才得以體現(xiàn)，其長遠經(jīng)營的目標(biāo)才可能被其他股東和管理層接受。為了探究不同類型機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新的影響，以股權(quán)結(jié)構(gòu)為紐帶，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：機構(gòu)投資者提升企業(yè)創(chuàng)新的能力隨著股權(quán)越集中而越高，同時穩(wěn)定型品牌機構(gòu)投資者在股權(quán)集中的企業(yè)中對其創(chuàng)新能力的提升作用更加顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2014-2017年滬深兩市A股制造業(yè)上市公司為樣本，依照當(dāng)前的研究慣例和本文研究目的，對樣本進行如下篩選：（1）剔除在期間內(nèi)ST股及缺失的樣本；（2）剔除了INVS指標(biāo)超過100的明顯不合理數(shù)據(jù)；（3）剔除研發(fā)投入、總資產(chǎn)收益率、銷售利潤率等關(guān)鍵變量缺失的觀測值。最終得到了1234個企業(yè)樣本數(shù)據(jù)。同時，為了保證本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性，采用總資產(chǎn)報酬率替換銷售利潤率指標(biāo)衡量企業(yè)的創(chuàng)新能力。本文的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自于同花順數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)整理及統(tǒng)計分析處理均在Excel2007和SPSS22.0下進行。

（二）變量設(shè)計

企業(yè)創(chuàng)新的度量：根據(jù)Tether和Tajar（2008）等學(xué)者的研究，本文用研發(fā)投入相對水平（RDI1）作為企業(yè)創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)，用銷售利潤率（ROS）作為企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)，綜合判斷創(chuàng)新的投入過程及產(chǎn)出績效。

機構(gòu)投資者品牌的度量：本文在對已有關(guān)于機構(gòu)投資者類型文獻的梳理基礎(chǔ)上，將機構(gòu)投資者持股穩(wěn)定性相對指標(biāo)（INVS1）作為判斷機構(gòu)投資品牌風(fēng)格的標(biāo)準(zhǔn)。該指標(biāo)從機構(gòu)投資者的絕對持股比例（INV）出發(fā)，在對近三年公司機構(gòu)持股穩(wěn)定性進行衡量（INVS）的前提下，得出公司機構(gòu)持股風(fēng)格指標(biāo)——用該年度機構(gòu)持股比例除以近三年機構(gòu)持股比例標(biāo)準(zhǔn)差，若該穩(wěn)定性指標(biāo)INVS在該年度同行業(yè)的中位數(shù)以上（含中位數(shù)），則INVS1=1，此時將其列為穩(wěn)定型品牌的機構(gòu)投資者；若INVS在該年度該行業(yè)的中位數(shù)以下（不含中位數(shù)），則INVS1=0，此時認(rèn)為其為交易型品牌的機構(gòu)投資者。該指標(biāo)綜合了對比例效應(yīng)及穩(wěn)定性的綜合考量，從時間維度和行業(yè)維度上為機構(gòu)投資品牌劃分提供了全新的思路，與本文的研究意圖契合。

股權(quán)集中度的度量：根據(jù)Dechow和Sloan（1991）的研究和Yafeh等（2005）的做法，結(jié)合本文的研究，將企業(yè)前五大股東持股比例之和TOP5作為衡量企業(yè)股權(quán)集中度的指標(biāo)，并參照牛建波等（2013）的方法，將公司前十大股東持股比例之和依照同一行業(yè)在該年度的水平進行排序，記作concentrate。

控制變量的選?。簽榱伺懦渌茄芯恐攸c因素的影響，本文根據(jù)已有文獻的做法，將控制權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、高管持有股份以及企業(yè)年限作為控制變量。其中，企業(yè)控制權(quán)性質(zhì)為虛擬變量，若為國有控股則取值為1，否則為0；資本結(jié)構(gòu)取資產(chǎn)負(fù)債率衡量企業(yè)償還長期債務(wù)的能力及財務(wù)杠桿能力。同時，為了控制規(guī)模經(jīng)濟的效應(yīng)帶來的影響，本文加入了企業(yè)規(guī)模和年限變量。具體變量設(shè)計如表1和表2所示。

表1 變量設(shè)計

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（三）計量模型

本文采用如下模型對假設(shè)1進行檢驗：

企業(yè)研發(fā)投入強度：

企業(yè)銷售利潤率：

其中，RDI是根據(jù)機構(gòu)投資持股比例計算出來的企業(yè)研發(fā)投入強度，ROS是企業(yè)的銷售利潤率，用以衡量企業(yè)的創(chuàng)新績效。模型中分別加入了影響公司創(chuàng)新能力的一系列控制變量，包括公司規(guī)模（Size）、公司年限（Age）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、控制權(quán)性質(zhì)（state）等因素。

對于假設(shè)2，我們分別按照INVS1這一指標(biāo)進行分組，按照以上模型進行檢驗，可以得出INVS1=0（交易型品牌機構(gòu)投資）和INVS1=1（穩(wěn)定型品牌機構(gòu)投資）兩種不同機構(gòu)投資品牌分組的結(jié)果。

對于假設(shè)3，我們同時按照INVS1和concentrate代表的持股集中度指標(biāo)進行分組，分別得出股權(quán)集中度水平差異下，INVS=0和INVS=1兩種不同投資風(fēng)格對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響程度。

值得注意的是，我們在模型中加入了前一年度的ROS{t-1}數(shù)據(jù)作為控制變量，用以解決內(nèi)生性的問題。同時，因研發(fā)投入作為長期性投資，具有效用延緩的特點，所以為了研究R&D投資決策的內(nèi)部影響因素，本文選擇將RDI{t-1}的數(shù)據(jù)作為控制變量，以得到更精確的檢驗結(jié)果。

四、實證結(jié)果及其分析

（一）描述統(tǒng)計

從表3可以看出，我國制造業(yè)上市企業(yè)的機構(gòu)投資者持股比例INV的均值是40.16%，說明機構(gòu)投資者的總體持股比例較高，同時衡量機構(gòu)投資者穩(wěn)定性指標(biāo)INVS的標(biāo)準(zhǔn)差值非常大，說明各個企業(yè)之間機構(gòu)持股風(fēng)格差異較大，這也證明將投資者按品牌風(fēng)格劃分進行差異化研究是很有必要的。更進一步來看，可以看出前五大股東的持股比例TOP5的均值為49.9%，并且集中度相對指標(biāo)的均值為0.5，表明我國制造業(yè)上市公司的股權(quán)集中現(xiàn)象較為普遍，且大股東持股份額重，在企業(yè)中占據(jù)重要地位。因而我們將股權(quán)集中度作為一個解釋變量是基于對市場現(xiàn)實狀況的考量。

另外，我國制造業(yè)上市公司中屬于國有控股的企業(yè)數(shù)量水平均值為0.303，說明在股份分置改革和進一步開放經(jīng)濟的背景下，已經(jīng)改變了以往國有企業(yè)“獨步天下”的情況，呈現(xiàn)出多元化的開放市場形態(tài)。從資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)看，即使是在制造業(yè)行業(yè)內(nèi)，各個企業(yè)間資本結(jié)構(gòu)和債務(wù)水平也呈現(xiàn)出了較大的差異，而均值水平低于50%則表明制造行業(yè)整體資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的設(shè)計較為穩(wěn)健。

（二）機構(gòu)投資及其品牌與企業(yè)創(chuàng)新的實證結(jié)果

根據(jù)本文建構(gòu)的模型，首先在全樣本條件下進行回歸。同時根據(jù)機構(gòu)投資者品牌進行分組檢驗，以驗證是否具有品牌風(fēng)格差異化的影響。具體結(jié)果如表3和表4所示。

表3 機構(gòu)投資及其品牌與研發(fā)投入

表4 機構(gòu)投資及其品牌與創(chuàng)新績效

分析可知，機構(gòu)投資者整體持股對企業(yè)研發(fā)有著顯著的正向作用，回歸系數(shù)為1.935，顯著性水平低于0.01。這表明隨著機構(gòu)持股份額的增加，企業(yè)的研發(fā)投入也隨之增加。然而，在研究不同品牌風(fēng)格的持股機構(gòu)對企業(yè)研發(fā)的影響時，并未能顯示出其顯著性的差異，從而否定了假設(shè)2。穩(wěn)定型品牌的機構(gòu)可能僅比交易型持股者表現(xiàn)出稍高的研發(fā)投入偏好，同時我們注意到TOP5指標(biāo)對于企業(yè)研發(fā)的作用顯著為負(fù)向，這從側(cè)面驗證了引入股權(quán)結(jié)構(gòu)變量進一步分析的必要性。

同樣地，在研究研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效間關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)前期研發(fā)投入對當(dāng)期銷售績效有著極為顯著的負(fù)面效應(yīng)，這可能與研發(fā)投項目投入周期長、資金成本大、收回期限長等特性相關(guān)。

表5 機構(gòu)投資者品牌、股權(quán)集中度與研發(fā)投入

表6 機構(gòu)投資者品牌、股權(quán)集中度和創(chuàng)新績效

（三）機構(gòu)投資者品牌、股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新

為了考察在不同股權(quán)集中度的環(huán)境下，企業(yè)機構(gòu)持股風(fēng)格差異對創(chuàng)新的影響，筆者將樣本數(shù)據(jù)按照機構(gòu)投資者品牌類型（INVS1）及股權(quán)集中度（concentrate）分組，分別以RDI1和ROS作為因變量進行回歸分析。具體結(jié)果如表5和表6所示。

以上分析結(jié)果顯示，在股權(quán)分散的環(huán)境下，穩(wěn)定型品牌的機構(gòu)投資者對研發(fā)投入的促進作用略為顯著；而交易型品牌的機構(gòu)投資者對研發(fā)的正向作用在股權(quán)集中時更為明顯。四種情況下的機構(gòu)持股對企業(yè)研發(fā)項目的作用均為正向且并不顯著，再次否定了假設(shè)2。據(jù)此我們推測，研發(fā)投入作為企業(yè)資金雄厚、前景可期的市場信號，可能會吸引更多市場投資者涌入，同時提高股價，這恰好體現(xiàn)了交易型品牌投資者終極利益的訴求。進一步分析我們注意到，在股權(quán)集中時，穩(wěn)定型品牌的投資機構(gòu)環(huán)境下，大股東顯著抑制了企業(yè)對研發(fā)項目的投入，此時回歸系數(shù)為-2.223，顯著性低于0.01，一定程度上否定了假設(shè)3。

另外，從研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系來看，只有在企業(yè)股權(quán)分散、機構(gòu)投資風(fēng)格穩(wěn)定時，機構(gòu)持股才能顯著帶動企業(yè)績效，而這時的研發(fā)投入帶給企業(yè)的效應(yīng)也是正向的，同時隨著控股股東權(quán)力的加大，會給經(jīng)營績效帶來顯著的不利影響（TOP5與ROS間回歸系數(shù)顯示為-2.075，顯著性為0.039）。據(jù)此我們推測，只有在股權(quán)分散且相互制衡的情形下，穩(wěn)定型品牌的機構(gòu)投資者的話語權(quán)才得以發(fā)揮。在相對扁平的環(huán)境下，基于長期投資的視角，機構(gòu)投資者能夠有效識別出最為有利的經(jīng)營項目，表現(xiàn)出其專業(yè)優(yōu)勢及積極的治理作用，從而顯著改善企業(yè)經(jīng)營績效，將研發(fā)投入等創(chuàng)新行為的短期不利影響降至最低。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了保證上述實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒相關(guān)文獻做法選取的企業(yè)銷售利潤率指標(biāo)可能在綜合性上有所欠缺。為了增強研究的可靠性，進行了穩(wěn)健性檢驗。在全面分析了企業(yè)創(chuàng)新行為動機及結(jié)果后，以企業(yè)總資產(chǎn)報酬率替代銷售利潤率指標(biāo)作為創(chuàng)新績效的代理變量再次進行回歸。回歸結(jié)果與本文的原有結(jié)果一致。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果限于篇幅在此不做報告。

五、結(jié) 語

本文選取了2014-2017年滬深主板A股制造業(yè)上市企業(yè)為樣本，研究了機構(gòu)投資者品牌差異對企業(yè)創(chuàng)新投入及創(chuàng)新績效的差異化影響，并引入企業(yè)股權(quán)集中度指標(biāo)，探討企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的交互作用。實證結(jié)果表明，機構(gòu)投資者整體持股已經(jīng)呈現(xiàn)出一定程度的積極治理作用，能夠顯著促進企業(yè)在創(chuàng)新上的投入力度。將機構(gòu)投資者按照品牌風(fēng)格劃分為“穩(wěn)定型”品牌機構(gòu)投資者與“交易型”品牌機構(gòu)投資者兩類進行分組驗證，發(fā)現(xiàn)兩者的差異并不如已有研究結(jié)論中的顯著，需要結(jié)合被投資企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)來進行進一步的差異化作用探索。只有在股權(quán)集中且得以抗衡的企業(yè)環(huán)境中，穩(wěn)定型品牌機構(gòu)投資者的長期性投資視角優(yōu)勢及良好治理作用才得以明顯體現(xiàn)。

以上證據(jù)充分表明機構(gòu)投資品牌的特性對企業(yè)確實存在差異化的作用，在分析其影響機制時需要依照現(xiàn)階段的市場背景進行細(xì)化研究，因此，不同品牌風(fēng)格的機構(gòu)持股人應(yīng)該根據(jù)自身投資效用目標(biāo)來選擇被投資對象，在充分了解企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)及創(chuàng)新戰(zhàn)略的前提下，優(yōu)化投資決策。同時，企業(yè)應(yīng)該以戰(zhàn)略藍圖為導(dǎo)向，積極尋找最為契合的投資伙伴，以全面提升企業(yè)的經(jīng)營水平。

此外，基于我國現(xiàn)階段波動頻繁的金融市場現(xiàn)狀，即使是穩(wěn)定型品牌的投資機構(gòu)，其持有期間與企業(yè)存續(xù)期間相比仍舊較短。這一特征在一定程度上影響了本文關(guān)于品牌類型劃分方法的準(zhǔn)確性，但同時也為未來的相關(guān)研究指明了方向。