机构投资者持股、异质性特征与企业创新质量.pdf

2023年12月第6期 总第343期现代管理科学现代管理科学MODERN MANAGEMENT SCIENCEDecember 2023No.6 Total No.343机构投资者持股、异质性特征与企业创新质量梅洁摘要机构投资者持股对公司创新投入、创新效率和创新质量有重要影响。利用20112020年沪深A股主板上市公司观测样本，研究机构投资者对公司创新质量作用效果的影响。研究发现：其一，机构投资者对公司创新质量确实存在显著的促进作用，但该作用在第二阶段（20162020年）较第一阶段（20112015年）更大，呈现显著的“跨时期”效应。其二，机构投资者对公司创新质量不同的分位数水平上表现出异质性特征，且对创新质量处于较高分位数水平的公司，机构投资者的促进作用更加明显。其三，与短期投资者相比，长期持股的机构投资者对公司创新质量促进作用更大，呈现出明显的“期限异质性”特征。研究结论不仅丰富了我国上市公司创新行为的相关研究，也为我国利用机构投资者价值投资导向促进公司创新质量改善提供有益的政策启示。关键词创新质量；机构投资者；系数比较法；跨时期效应；分位数模型一、引言作为联结资本市场与居民财富管理、实体企业发展的关键纽带，机构投资者是我国证券市场的重要组成部分和不少上市公司的重要持股人。截至2022年第四季度，我国证券市场已披露专业投资机构持股总市值接近12万亿元、持股占比达到21.6%，较五年前提升5.1个百分点。随着持股规模扩大和持股比例上升，机构投资者在公司治理水平提高、信息披露质量改善、非效率投资抑制等方面发挥积极作用1-3。我国逐渐步入“自主创新”发展阶段和全面实施创新驱动发展战略，不少学者开始重点研究机构投资者对公司创新投入、创新效率和创新质量等影响4-6。这些研究从多个角度和不同层面揭示了机构投资者促进公司创新的积极作用，但存在忽视指标横向比较的内在差异性、淡化机构投资者影响创新的异质性等不足，影响了主要研究结论的稳健性和适应性。有鉴于此，本文围绕创新质量主题探讨机构投资者参与公司治理的积极作用，基于外部环境变化和机构投资者类型差异构建微观计量模型，并利用20112020年沪深A股主板上市公司观测样本进行实证检验。结果表明，机构投资者对公司创新质量存在显著的促进作用，但该作用在第二阶段（20162020年）较第一阶段（20112015年）更大且呈现显著“跨时期”效应。结果也表明，机构投资者对公司创新质量不同的分位数水平上表现出异质性特征，且对创新质量处于较高分位数水平的公司，机构投资者促进作用更加明显且存在明显的跨时期特征。结果还表明，与短期投资者相比，长期机构投资者对公司创新质量促进作用更大、呈现出明显“期限异质性”特征。与既有文献相比，本文至少在以下3个方面对既有研究有所贡献。一是引入专利引用次数衡量专利质量，更加准确地研究机构投资者持股对公司创新行为的促进作用。二是利用虚拟变量法检验机构投资者影响公司创新行为的时间因素，证实机构投资者促进公司创新质量提升的“跨时期”效应。三是构建系数比较 数据来源于 2022年投资者结构全景分析：从投资者结构变化看提振市场信心，未来智库官网，https:/www.vz- 私募投资基金监督管理暂行办法（2014年）、全国社会保障基金条例（2016年）。鉴于以上因素，本文初步将20112020年划分为两个阶段进行实证研究：第一阶段为20112015年，第二阶段为20162020年。在此基础上，本文提出假设H2。H2：在其余变量不变的情况下，与第一阶段相比，机构投资者在第二阶段对其持股公司创新质量的促进作用可更大。3.机构投资者、创新质量与异质性特征由于所处行业、发展阶段和所有制类型等差别，我国上市公司创新质量差异较大，且其不同水平的分布和方差呈现不对称性特征。比如：在10%分位数水平上，上市公司创新质量分位点为0.6931；在25%分位数水平上，相应数值为1.6094；在50%分位数水平上，相应数值为2.7725；在75%分位数水平上，其对应值达到3.9890；而到了90%分位数水平，该值为5.2149。在不同分位数水平上，上市公司创新质量方差也不一样，且受到机构投资者的影响也可能存在较大的差异。在此背景下，传统回归估计中的同方差假定可能受到较为明显的挑战，难以较好地应对异常值或异方差较为明显的情形。为缓解异常值或异方差引致的稳健性挑战问题，本文借鉴分位数回归思想检验机构投资者影响公司创新质量的异质性作用效果。据此，本文提出假设H3。H3：在创新质量不同分位数水平上，机构投资者持股对公司创新质量的确存在异质性的作用效果。机构投资者对其持股公司的治理效果，直接受到自身持股数量、持股期限、专业能力等影响。有研究发 以下统计结果来自本文观测样本数据。-136现，与压力敏感型机构投资者相比，压力不敏感型机构往往更愿意干预其持股公司管理层行为，甚至会对其重大决策投“反对票”17。也有研究证实，随着压力不敏感型的机构投资者持股比例提高，其持股公司绩效随之提高，继而部分证实了机构投资者参与公司治理对改善其持股公司绩效的积极作用及其异质性特征18。还有研究发现，与长期机构投资者相比，短期持股的积极型机构投资者明显增强了管理层期权激励对公司绩效的敏感性程度，从而证实了不同类型机构投资者对公司治理影响作用效果的差异19。据此，本文提出假设H4。H4：在其余变量不变的情况下，不同类型机构投资者对其持股公司创新质量影响作用呈现“异质性”。三、研究设计1.数据来源本文以20112020年沪深A股主板上市公司为观测样本，并参照实证研究规范和标准要求，按照以下流程进行筛选：（1）剔除金融保险行业的观测样本；（2）剔除存在多地交易所上市的观测样本；（3）剔除当量被ST和*ST的观测样本；（4）剔除主要指标存在显著异常或缺失的观测样本。经过以上筛选流程，本文共获得横跨10年，累计12265个的观测样本。相关数据主要来自 中国专利全文数据库（知网版）、国泰安（CSMAR）数据库，专利引用数据来自中国科学技术信息研究所上市公司专利数据库。2.变量定义（表1）（1）创新质量。借鉴孟庆斌等20的测度方法，本文以上市公司专利他引次数作为公司创新质量的代理指标。在实证数据处理过程中，对他引次数加上后取自然对数衡量公司创新质量水平。（2）机构投资者持股比例。鉴于我国证券市场主要在半年报和年报对公司持股信息进行详细披露，本文借鉴梅洁等21的方法测算机构投资者年度持股比例。与此同时，为更加准确地刻画机构投资者持股行为，本文借鉴周绍妮等22的改进算法测算我国机构长期机构投资者持股比例和短期机构投资者持股比例。（3）主要控制变量。为缓解其他因素带来的影响，本文参考相关文献，选择如下解释变量予以控制，包括公司规模、经营绩效、财务杠杆、公司成长性、第一大股东持股、董事会规模等。此外，本文还控制公司归属地区、对应年份和所属行业等影响。表1变量定义及说明类型被解释变量试验变量控制变量名称创新质量机构投资者持股短期投资者持股长期投资者持股公司规模经营绩效财务杠杆成长性第一大股东持股董事会规模独立董事规模上市年限归属地区归属年份归属行业符号RqualInstSinstLinstSizeRoaLevGrowFirstBdsizeIdsizeAgeAreaYearIndu定义及计算方法创新质量参见上文说明参见上文机构投资者持股行为测算说明公司主营业务收入的自然对数总资产收益率=净利润/总资产资产负债率=总负债/总资产主营增长率=当年主营收入/上年主营收入-1第一大股东持股比例=第一大股东持股数/总股数董事会人数的自然对数独立董事人数的自然对数上市以来的年份数地区虚拟变量；若属东部地区，取1，否则，取0年份虚拟变量；若属该年份，取1，否则，取0行业虚拟变量；若属该行业，取1，否则，取0-1373.计量模型构建（1）公司创新质量与机构投资者持股的基准模型Rqualit=i+t+1XInstit+T CtlVars+uit（1）其中，Rqual为公司i第t年创新质量；XInstit为公司i第t年的机构投资者持股比例，如Instit、Sinstit、Linstit；CtlVars为控制变量列向量，如公司规模、经营绩效、财务杠杆等；i为仅与公司个体相关且不随时间改变的遗漏变量，t为仅与时间相关且不随公司个体改变的遗漏变量；uit为其余同时可能随公司个体和时间变化的影响因素。其余变量同上。（2）检验回归方程存在结构性变动的虚拟变量法模型考虑到邹检验（Chow-test）的同方差约束等局限23，本文引入虚拟变量法构建回归模型，用以检验不同观测样本组之间的回归方程结构性变动。Rqualit=+0Dum+1Xinstit+1(Dum Xinstit)+T CtlVars+T(Dum CtlVars)+it（2）其中，Rqualit为公司i第t年创新质量；Dum为观测年份的虚拟变量；即若观测样本属于第一阶段，则Dum=1；否则，Dum=0。=(2，.，25)，为回归方程控制变量与虚拟变量交叉项的回归系数向量。其余变量同上。（3）检验长期投资者持股与短期投资者持股计量模型为检验机构投资者不同持股行为对创新质量的影响，本文利用等式变换构建系数比较模型进行实证检验。Rqualit=i+t+1Linstit+2Sinstit+T CtlVars+uit（3）记1=1-2，则1=1+2，并将其代入式（3），整理可得：Rqualit=i+t+1Sinstit+2Instit+T CtlVars+uit（4）其中，Instit=Linstit+Sinstit，即为（全部）机构投资者持股比例；其余变量同上。若参数估计10，则12，即可推断长期机构投资者对其持股公司创新的影响作用大于短期机构投资者；反之亦然。（4）公司创新质量与机构投资者异质性模型为对这种方差异质性引致的非线性特征进行定量化检验，本文借鉴分位数回归思想，在基准模型基础上构建分位数回归模型并利用观测样本进行实证检验。Rqualq(x)=q,0+q,1Instit+T CtlVars+TQ+it（5）其中，Rqualq(x)表示q分位数水平上对应的创新质量；其余变量同上。四、实证分析1.统计分析（1）样本分布在观测样本中，民营上市公司共有5120个、占全部样本比重为58.8%，国有控股上市公司共有7145个。在民营上市公司中，归属东部地区的共有2959个，占比57.8%。对样本数量较少的行业进行重组合并，全部观测样本主要分别在十大行业。其中，制造业观测样本最多，共计6631个，占比54.1%，余下依次是批发和零售业、房地产业、公共基础设施业、综合类、交通运输、仓储和邮政业等。（2）统计描述为验证观测样本的代表性、可靠性和合理性，本文对样本主要变量进行统计描述，结果如表2所示。表2显示，20112020年，我国上市公司创新质量（Rqual）均值分别为2.8031，且呈现以零为截断点偏右分布的特征。与此同时，机构投资者持股比例（Inst）均值为0.062，中位数0.0385%。尽管仍有不少公司尚未被机构投资者持股，但机构投资者持股比例分布相对较为均匀。相比之下，长期机构投资者（Linst）和短期机构投资者（Sinst）的持股比例分布则呈现明显的不对称特征。长期机构投资者持股比例均值为0.0104，中位数为0.0014，标准差为0.021，可知其分布主要向右端集中且高分位数水平上分布方差更大。-138表2变量统计描述变量RqualInstSinstLinstSizeRoaLevGrowFirstBdsizeIdsizeAge统计值均值2.80310.0620.01040.00960.2260.03180.49690.09860.35452.16340.37316.0555标准差1.71650.0683860.0210.01760.01310.05660.20160.32610.1540.20410.05625.8842最小值00000.1953-0.19890.0742-0.6560.08351.09860.181831/4分位数1.60940.0122000.21720.00930.3456-0.06140.23382.07940.333313中位数2.70810.03850.00140.00220.22510.02870.50090.06470.33282.19720.3333173/4分位数3.89180.08370.00960.0110.23440.05730.64990.20130.4622.19720.420最大值10.48560.33560.11770.10190.26210.1990.91731.58510.7512.99570.8302.实证检验（1）创新行为、机构投资者持股与跨时期效应本文构建了基于年份虚拟变量的邹检验模型，并利用观测样本对计量模型式（1）至式（3）进行回归估计，其主要结果如表3所示。表中第1列为主要解释变量，第2至第7列为主要变量回归系数估计。其中，是机构投资者对公司创新质量的截面数据回归结果，、是用于检验计量模型（1）是否存在结构性变动的回归结果；是机构投资者对公司创新质量的面板数据回归结果，、依次是第一阶段、第二阶段机构投资者对公司创新质量的面板数据回归结果。表3创新行为、机构投资者持股与跨时期效应变量InstSizeRoaGrowFirstBdsizeIdsizeAge行业效应时间效应F-test0.0154*（6.364）65.5146*（38.117）0.6264*（2.012）-0.2750*（-2.921）0.0332（0.629）-0.7079*（-6.156）0.0966（1.088）0.8586*（2.849）yesyes0.0009*（1.905）-4.0979*（-13.357）0.5922*（8.921）0.1936*（10.147）0.0508*（4.905）0.0395*（1.776）0.0900*（5.039）0.0240（0.370）yesyes55.99-0.0010*（-2.019）4.1388*（13.487）-0.5832*（-8.784）-0.1881*（-9.856）-0.0517*（-4.989）-0.0385*（-1.731）-0.0909*（-5.086）-0.0296（-0.456）0.0053*（2.975）33.0619*（15.026）-0.5466*（-2.572）-0.1641*（-1.702）0.0289（1.014）-0.3737*（-2.522）-0.2135*（-2.275）-0.4368*（-1.682）Yesyes-0.0030（-1.317）25.6454*（5.102）0.3266（1.204）-0.0555（-0.364）-0.0189（-0.532）-0.2594（-0.998）0.0265（0.221）-0.1112（-0.372）Yesyes0.0146*（3.328）-0.2480（-0.031）0.4220（1.331）0.2686（1.093）0.0468（1.417）0.3665（0.812）0.2264（1.100）0.2081（0.392）yesyes注：*表示1%的水平上显著，*表示5%的水平上显著，*表示10%的水平上显著；F-test为主要解释变量的虚拟变量交叉项回归系数联合检验的F统计量，下同表3显示，机构投资者持股比例（Inst）回归系数估计为0.0154，且在1%的水平上显著。这表明，在控制其余变量不变的情况下，机构投资者持股比例每提高1个单位，其被持股公司创新质量随之上升0.0154个单-139位，即：机构投资者持股有助于促进公司创新质量改善，进而证实了研究假设H1。为检验机构投资者对公司创新质量影响的跨时期变动，本文基于虚拟变量法构建邹检验模型并利用观测样本进行回归估计，得到回归结果、。回归结果显示，机构投资者持股比例交叉项（Cinst）回归系数估计为-0.001且在5%的水平上显著。即与第一阶段相比，机构投资者在第二阶段对公司创新质量的改善作用变小。回归结果也显示，主要解释变量的虚拟变量交叉项回归系数估计F统计量约为55.99，且P值在小数点后四位都等于零。由此可知，机构投资者对其持股公司创新质量改善作用存在结构性变动即证实了研究假设H2。为进一步检验机构投资者对公司创新质量的影响，本文构建面板数据模型并利用观测样本进行估计并得到回归结果。表3中回归结果显示，机构投资者持股比例回归系数估计为0.0053且在1%的水平上显著。这表明，在控制个体效应和时间效应背景下，机构投资者依然有助于促进其持股公司创新质量，从而再次证实了研究假设H1。表3中回归结果显示，机构投资者持股比例回归系数估计为-0.003，在10%的水平上不显著。故在第一阶段，控制公司个体效应和时间效应之后，机构投资者对其持股公司创新质量的促进作用不再显著。与之不同，即便是控制公司个体效应和时间效应，机构投资者对其持股公司创新质量的促进作用同样显著，具体可参见回归结果。故而，机构投资者在第二阶段对其持股公司创新促进作用明显强于第一阶段，继而证明了研究假设H2。（2）创新质量、机构投资持股与异质性特征本文构建了系数比较模型并利用观测样本对计量模型式（3）、式（4）进行回归估计，所得结果如表4所示。表4第1列为主要解释变量，第2至第9列为主要变量回归系数估计。其中，分别对应机构投资者对创新质量在第一阶段分位数模型回归结果，依次对应机构投资者对创新质量在第二阶段分位数模型回归结果；、对应不同类型机构投资者对创新质量在第二阶段面板分位数模型回归结果。表4创新质量、机构投资持股与异质性特征变量InstSinstFirstRoaSizeLevGrowthBdsizeIdsize行业效应时间效应（25%）0.0267*（4.212）32.7101*（9.972）1.1550*（1.713）-0.7956*（-3.907）0.0148（0.100）-0.8384*（-3.567）0.2919*（1.669）0.6467（0.947）yesyes（50%）0.0113*（4.941）48.8371*（15.578）1.1308（1.417）-0.6687*（-3.775）0.0942（0.957）-1.5061*（-6.188）0.0789（0.438）0.5688（0.921）yesyes（75%）0.0441*（5.509）70.7900*（22.941）0.7177（1.112）-1.1999*（-6.313）0.2191*（1.741）-1.0276*（-4.832）-0.3533*（-1.810）-0.0961（-0.163）yesyes（25%）0.0159*（3.635）42.5945*（15.897）0.8737*（1.985）-0.3133*（-1.920）0.0446（0.551）-1.0436*（-4.944）0.7498*（4.021）0.4878（0.643）yesyes（50%）0.0172*（4.029）57.1897*（21.648）-0.6811（-1.332）-0.2287（-1.328）0.1968*（2.115）-1.3991*（-6.839）0.5380*（3.277）1.4590*（2.746）yesyes（75%）0.0201*（4.002）74.3165*（24.298）-0.1462（-0.269）-0.5168*（-2.895）0.0886（0.908）-1.3014*（-7.656）0.2979*（1.821）1.5055*（2.839）yesyes0.3282*（2.955）0.3386（1.501）-4.6921*（-5.359）0.0101（0.149）0.0248（0.784）-0.0155*（-1.955）-0.0343（-0.730）-0.0075（-0.238）0.0063（0.075）yesyes-0.0036*（-2.260）0.0043*（1.827）-0.0131（-0.594）0.0012（1.086）0.0008（0.930）-0.0003*（-1.845）-0.0001（-0.062）-0.0003（-0.594）-0.0004（-0.314）yesyes为机构投资者对其持股公司创新质量促进作用差异，本文借助分位数模型检验机构投资者对公司创新质量处于不同分位数水平的影响差异。表4中回归结果显示，对应公司创新质量依25%50%75%分位数水平的顺序，机构持股比例回归系数依次为0.02670.01130.0441，继而总体表现为“先变小后增大”。即：机构投资者对其持股公司创新质量条件分布两端的影响在第一阶段要大于对其中部的影响，且左-140端影响大于右端影响。与之不同，机构投资者对其持股公司创新质量影响在第二阶段则呈现出相对平稳的提升态势，具体可参见回归结果。该结果显示，对应公司创新质量25%50%75%分位数水平，机构持股比例回归系数估计依次为0.01590.01720.0201，总体表现为“稳步变大”的变化趋势。由此可知，机构投资者对其持股公司创新质量条件分布的影响在第二阶段呈现出逐渐增大趋势。因此，无论是第一阶段还是第二阶段，机构投资者对公司创新质量的促进作用均存在分位数异质性，继而证实了研究假设H3。为检验不同类型机构投资者对其持股公司创新质量的影响，本文围绕长期投资者和短期投资者构建系数比较模型并利用观测样本进行估计、得到回归结果。回归结果如表4中显示，短期机构持股比例（Sinst）回归系数估计为0.3386在10%的水平上不显著。这表明，控制个体效应和时间效应之后，本文在10%的显著性水平上不能拒绝1等于零的原假设，即1=2。即：在第一阶段，长期机构投资对其持股公司创新质量促进作用与短期机构投资者相差不大。回归结果显示，短期机构持股比例回归系数估计为0.0043且在10%水平上显著。即便控制个体效应和时间效应之后，本文在10%显著性水平上不能接受1等于零的原假设，且由1 0得到1 2。即在第二阶段，长期机构投资者对其持股公司创新质量的改善作用平均比短期机构投资者高出0.0043个单位。故而，不同类型机构投资者对其持股公司创新质量改善作用存在显著差异，且长期机构投资者对其持股公司创新质量的改善作用更加明显，进而证实了研究假设H4。3.稳健性检验为检验上述实证结果稳健性，本文主要分为以下两种情况对上述模型和结果进行验证。一方面，本文以公司发明专利数量测算公司创新治质量，重新对计量模型进行回归估计，得到相应结果。另一方面，本文以观测样本数占比达到54%的制造业为样本对计量模型进行回归估计并得到相应结果。以上检验结果均表明，主要变量回归系数估计除数值大小和t值略有不同外，其余主要统计特征、符号及相对大小等均保持不变。因篇幅所限，此处未报告相关结果。五、主要结论及政策建议本文重点围绕创新质量主题探讨机构投资者参与公司治理的积极作用，主要基于外部环境变化和机构投资者类型差异构建微观计量模型，并利用20112020年上海证券交易所和深圳证券交所的A股主板上市公司观测样本进行实证研究。一方面，机构投资者对公司创新质量具有显著的促进作用，且长期机构投资者较短期机构投资者对公司创新质量促进作用更大，呈现出明显的“期限异质性”特征。另一方面，无论是长期投资者还是短期投资者，均在创新质量不同分数位水平上表现出异质性特征。据此，本文提出以下相关政策建议。第一，规范上市公司决策机制，健全机构投资者履行监督职能制度保障。上市公司规范健全的决策机制，是机构投资者参与公司治理、履行监督职能的重要保证。为更好地保障机构投资者发挥监督作用、促进其持股公司创新质量改善，我国证券市场主管部门有必要推动上市公司严格遵守 公司法 证券法 等相关法律，全面落实 上市公司股东大会规则（2016年修订）上市公司治理准则（2018年修订）及上交所、深交所、北交所发布的公司治理指引，不断规范公司决策机制、提升公司治理水平、保护投资者合法权益。第二，完善科技创新披露规则，夯实机构投资者促进创新质量改善信息基础。信息披露既是投资者作出投资判断和决策的基本依据，也是机构投资者参与公司治理、促进创新质量改善的重要基础。为提升机构投资者治理效果、促进公司加大创新力度，我国政府主管部门有必要推动上市公司严格落实 上市公司信息披露管理办法（2021年修订），支持上交所、深交所、北交所构建常态化“上市公司信息披露评价指引”工作，建立健全信息披露与规范运作双轮驱动的立体化评价体系，引导上市公司高质量披露信息。第三，优化公司重要股东机构，形成以长期机构投资者为主导的“机构化”格局。立足我国证券市场投资者结构现实基础，强化中小投资者合法权益保护，进一步发展壮大机构投资者规模，为构建资本市场的“机构化”投资者结构提供有力支撑。加快破解养老金、保险资金、银行理财、年金基金等入市体制机制障碍，比如放宽保险资金、年金基金等股票投资比例限制等，主动引导中长期投资等各类机构实施长周期绩效考核机制，适度强化投资稳定性、弱化短期性投资行为，拓展长期机构投资者参与公司治理的广度和深度。-141参考文献：1 童卫华.机构投资者与公司治理:新趋势和研究展望J.证券市场导报,2018（6）:26-31.2 谭劲松,林雨晨.机构投资者对信息披露的治理效应基于机构调研行为的证据J.南开管理评论,2016,19（5）:115-126.3 廖静,刘星.稳定型机构投资者退出威胁能够抑制国有企业过度投资吗?J.现代财经(天津财经大学学报),2020,40（6）:47-62.4 杜金岷,吕寒.股票流动性、机构投资者与企业创新J.暨南学报（哲学社会科学版）,2017,39（11）:85-95.5 张强,王明涛.机构投资者对企业创新的影响机制来自中小创板上市公司的经验证据J.科技进步与对策,2019,36（13）:1-10.6 张宏亮,周宇彤,王靖宇.机构投资者持股与企业创新质量基于非线性视角的研究J.南京审计大学学报,2023,20（1）:49-59.7 Lerner J,Wulf J.Innovation and Incentives:Evidence from Corporate R&DJ.Social Sci-ence Electronic Publishing,2007（4）：634-644.8 王彩萍.机构投资者与公司治理关系研究M.北京：经济科学出版社,2007.9 Hartzell J,Starks L.Institutional Investors and Executive CompensationJ.The Journalof Finance,2003（6）:2351-2373.10 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