异质机构持股、政府补贴与企业技术创新

自2000年以来，随着机构持股比例的增加和市场地位的提高，机构投资者凭借其较强的专业背景和资源优势，越来越多地参与到企业经营治理和发展决策中。技术创新作为企业提高竞争力、获取可持续发展的重要决策内容，也会受到机构投资者的干预和影响。企业技术创新是我国提高生产率和推动经济转型的重要基础，但是,技术创新存在较高研发风险和溢出效应，可能导致企业收益的暂时性下跌。因此,一些注重绩效排名和短期收益的机构投资者会抑制管理层对技术创新项目的投资。而政府为了鼓励企业进行技术研发，出台一系列鼓励企业创新的优惠政策，其中,直接给予企业的政策性补贴是政府推动企业创新的一项重要政策工具。政府补贴一方面会直接降低企业技术创新成本，从而调动其创新积极性，另一方面,通过向市场释放技术创新的利好信号，影响持股机构对企业技术创新的决策干预。那么，政府的这种政策性利好信号能否引导不同机构投资者对企业技术创新的投资和支持，最终提高企业技术创新绩效？目前尚未有文献进行相关研究。

西方学者相关研究结论更多地认为机构投资者对企业创新有正向影响[1-4]，国内学者则较多地研究机构持股对企业R&D投入的影响，较少涉及机构持股对企业创新的影响。赵洪江等[5]认为压力抵抗型机构投资者对R&D投入有正向影响；范海峰等[6]实证分析发现机构投资者对企业R&D支出有正向影响；温军等[7]研究发现，机构持股对企业R&D投入有显著负向影响，但对我国民营企业创新活动有促进作用。从以上研究可以看出，机构持股对R&D投入的影响分析仍存在争议，且结合政府宏观政策补贴讨论机构持股对企业创新影响的研究几乎没有。

为进一步丰富相关研究，本文以我国战略性新兴产业为研究样本，实证分析异质机构持股、政府补贴与企业技术创新的关系。探讨政府补贴能否引导持股机构对企业研发创新活动的投资并激发异质机构对企业技术创新的正向效用，以期为我国企业技术创新构建良好资本市场环境提供理论依据和政策建议。

1 理论分析与研究假设

以往相关研究表明，不同机构持股者会对企业行为和绩效产生不同影响[7][8]，鉴于我国机构投资者的复杂性和数据可得性，很多学者仅围绕我国上市企业中较具代表性和差异性的基金、券商及QFII机构投资者展开研究。此外，据国泰安数据库统计结果显示，基金、券商和QFII三类机构投资者在我国战略性新兴上市企业中持股比例较高，且具备较多样本观测值，而其它机构投资者样本缺失量较大。因此，本文仅基于基金、券商和QFII三类机构投资者进行机构异质性分析。

1.1 机构持股、政府补贴与企业技术创新

资本具有逐利性，机构投资者往往会对市场中存在利好信号的投资项目趋之若鹜。近几年，政府相继出台各项促进企业技术创新的优惠政策，加大对企业技术创新的补贴力度，向市场释放了企业技术创新的利好信号，从而带动机构投资者对企业技术创新项目进行资本投入。此外，机构投资者具备较强的专业优势，能够基于企业技术创新水平有效识别企业实质性创新和非实质性创新活动，进而投资于企业实质性创新，促进企业技术升级和可持续发展[1]。根据以上分析，提出以下假设：

H1a：政府补贴对机构持股与企业创新产出间关系产生正向调节作用；

H1b：相对于企业非实质性创新，政府补贴对机构持股与企业实质性创新间关系起到更显著的正向调节作用。

1.2 基金持股、政府补贴与企业技术创新

我国基金运营需定期披露经营绩效，相较于其它类型的机构，为吸引更多客户，基金持股可能更注重短期业绩。而企业技术创新前期需大量R&D资本投入，导致企业收益暂时性下跌，影响基金绩效和排名。因此，基金持股可能不会热衷于对企业技术创新的投资，甚至阻碍企业开展研发活动或在企业开展研发活动导致收益下跌时抛售股票。但当政府宏观调控介入，对企业技术创新进行政策性补贴时，可以通过向市场传递创新型企业的利好信号引导基金对企业技术创新活动加大投资力度。由于高质量的实质性创新需要更多资本投入和研发成本，对于有排名压力的基金而言，政府补贴可能使其更倾向于投资成本较低的非实质性创新。根据以上分析，提出以下假设：

H2a：政府补贴对基金持股与企业创新产出间关系起到正向调节作用；

H2b：相对于企业实质性创新，政府补贴对基金持股与企业非实质性创新间关系起到更显著的正向调节作用。

1.3 券商持股、政府补贴与企业技术创新

相较于基金，券商直接持有上市企业股权，没有定期披露投资绩效的压力，券商持股更可能倾向于支持企业技术研发活动。我国企业上市时需由证券公司承办股票发行事宜，很多证券公司在协助企业上市时会直接购入其股票成为股东。券商直接持股更看重企业可持续发展所带来的长期收益而非短线买卖的投机盈利。在政府政策性补贴的引导下，券商更重视对企业技术研发活动的投资，尤其是可以为企业带来较大技术升级和竞争力的实质性创新活动。因此，本文认为在政府补贴的鼓励下，券商持股会加大对企业技术创新尤其是实质性创新的投资和支持。根据以上分析，提出以下假设：

H3a：政府补贴对券商持股与企业创新产出间关系起到正向调节作用；

H3b：相对于企业非实质性创新，政府补贴对券商持股与企业实质性创新间关系起到更显著的正向调节作用。

1.4 QFII持股、政府补贴与企业技术创新

相对于基金和券商持股，QFII持有我国上市企业股权往往需要通过更严格的政府审查，QFII入股会更偏好高水平的实质性创新等有利于企业获取长期可持续收益的项目。QFII具有较先进的技术和管理体系[9]，能为我国上市企业研发活动提供资本和技术支持，有利于降低企业技术创新成本和周期[10]。同时，我国政府鼓励企业创新的政策性补贴又可以进一步降低企业研发成本。因此，在政府补贴宏观调控下，有利于促进QFII对企业技术创新尤其是实质性创新的进一步投资和支持。根据以上分析，提出以下假设：

H4a：政府补贴对QFII持股与企业创新产出间关系起到正向调节作用；

H4b：相对于企业非实质性创新，政府补贴对QFII持股与企业实质性创新间关系起到更显著的正向调节作用。

2 研究设计与数据来源

2.1 样本选取与数据来源

本文以我国沪深两市战略性新兴上市企业2010-2015年面板数据为研究样本。战略性新兴产业是以重大技术创新为基础的专利密集型产业，也是政府补贴等优惠政策重点扶持的对象。其机构持股、政府补贴与技术创新等方面的特征具有较强代表性，以战略性新兴企业为研究样本，能够较全面地反映机构持股、政府补贴与企业创新绩效的关系。此外，鉴于上市企业数据的规范性和可得性，本文选取我国沪深两市战略性上市企业为样本进行实证分析，并根据研究需要剔除ST、*ST、样本期间暂停上市或退市以及数据缺失的上市企业样本，得到1 117家企业的有效样本观测值，原始数据来源于国泰安数据库、Wind数据库和国家知识产权局网站。为剔除异常值对模型的干扰，对连续变量相关数据进行了1%分位和99%分位的winsorize缩尾处理。本文采用Matlab和Stata12.0对原始数据进行处理和模型回归。

2.2 变量设置

各变量设置与定义如表1所示。其中，专利申请数(Patent)、发明专利申请数(InvPat)和非发明专利申请数(UninvPat)为被解释变量，机构持股比例(InsPro)、政府补贴(GovSub)为主要解释变量，其它变量为控制变量。

(1) 被解释变量。借鉴Hall[11]、温军等[7]和Tan[12]的研究，本文以企业专利申请数衡量企业技术创新绩效。专利申请数可以较好地反映企业技术创新产出绩效，且相对于专利授予数量，专利申请数据更加可靠和及时[13]。此外，我国专利分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利，其中，发明专利是创新水平和技术升级程度最高的专利，如果企业发明专利申请数量较多，则表明企业进行了较高水平的实质性创新。为了更好地测量和反映我国战略性新兴企业的创新水平和质量，本文借鉴黎文靖等[13]的研究，以企业发明专利申请数(InvPat)反映企业实质性创新水平，以非发明专利申请数(UninvPat)反映企业非实质性创新水平。

(2)主要解释变量。本文采用机构在企业中的持股比例反映机构持股(InsPro)情况。为研究不同持股机构的影响效应，基于基金持股(FHPro)、券商持股(BHPro)和QFII持股(QFIIPro)3种机构的持股比例进行分组回归，以反映异质机构持股对企业创新的影响。对于政府补贴的测量，借鉴马红[14]、黎文靖[13]的研究，选取企业获取的政府补贴值(GovSub)进行测量，且政府补贴值单位为十万元。政府补贴是政府鼓励企业技术创新的一种重要政策工具，同时，也可以直观反映政府政策对企业创新活动的支持力度。

(3)控制变量。借鉴He[15]、袁建国[16]的研究，本文在检验机构持股、政府补贴对企业创新的影响时，控制了反映企业基本特征的企业规模(Size)、企业年龄(Age)以及反映企业财务状况的负债比率(Dts)和现金流量(Cash)等指标。

2.3 基本模型

基于以上理论分析和研究假设，本文首先构建机构持股、政府补贴与企业技术创新的关系模型，以检验不考虑政府补贴调节作用和机构异质性情况下，机构持股和政府补贴对企业创新的单项影响。模型如下：

Patentit=α0i+α1×InsProit+α2×GovSubit+α3×Sizeit+α4×Ageit+α5×Dtsit+α6×Cashit+εit

其中，Patentit表示对第i个企业第t年的专利申请总数，InsProit和GovSubit分别表示第i个企业第t年的机构持股比例和所获取的政府补贴值，α0i表示企业个体效应截距项，εit表示随机误差项。

借鉴马红等[14]检验政府补贴调节作用的实证模型，在模型(1)基础上加入政府补贴与机构持股交乘项，并对模型进行参数化处理，以验证政府补贴与机构持股对企业技术创新的交互效应。模型如下：

Patentit=α0i+α1×InsProit+α2×GovSubit

+α4×Sizeit+α5×Ageit+α6×Dtsit+α7×Cashit+εit

以上模型仅检验了机构持股、政府补贴对企业总体创新绩效的影响，不能反映对企业技术创新水平和效率的影响。因此，为检验机构持股与政府补贴是否促进企业较高水平的实质性创新而非简单的技术升级和性能改善，本文将上述模型的因变量Patentit分别替换成发明专利申请数(InvPatit)和非发明专利申请数(UninvPatit)，依次构建回归模型进行实证分析，回归结果见表3中(1a)-(2b)列。此外，为进一步检验异质机构持股影响的差异性，将上述模型中机构持股(InsProit)变量分别替换成基金持股(FHProit)、券商持股(BHProit)和QFII持股(QFIIProit)进行回归检验，从而得出异质机构持股、政府补贴与企业技术创新的关系，回归结果见表4-表6。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计与相关性分析

主要变量的描述性统计结果和Pearson相关系数如表2所示，战略性新兴企业的专利申请数、机构持股和政府补贴均存在较大差异。从各个变量相关系数可以看出，机构持股与企业专利产出相关性较弱，政府补贴与企业专利产出相关性较高，政府是否可以通过政策性补贴促进机构持股对企业专利产出产生积极影响需作进一步检验。此外，各变量相关系数绝对值均在0.6以下，表明各变量之间不存在多重共线性。

表3给出了模型(1)和模型(2)及其因变量分别替换成发明专利申请数(InvPatit)和非发明专利申请数(UninvPatit)的回归结果。第(1)列回归结果显示，机构持股对企业创新产出存在不显著的负向影响，政府补贴对企业创新产出存在显著的正向影响。加入政府补贴与机构持股交互项后，第(2)列结果显示交互项系数在1%水平上显著为正，机构持股与政府补贴的单项回归系数无显著变化。这表明机构持股对企业创新绩效不存在直接效用，政府补贴可以促进其对企业技术创新产生正向影响，对两者关系起到正向调节作用。因此，假设H1a得到验证。第(1a)和(1b)列回归结果显示，机构持股对发明专利产出的回归系数为不显著的正值，对非发明专利产出的回归系数在10%水平上显著为负。政府补贴对发明专利和非发明专利产出的回归系数均在1%水平上显著为正。加入政府补贴与机构持股交互项后，第(2a)和(2b)列结果显示，交互项对发明专利产出的回归系数在1%水平上显著为正，但对非发明专利产出的回归系数为不显著的负值，机构持股与政府补贴的单项回归系数均无显著变化。这表明政府补贴对机构持股与企业实质性创新和非实质性创新间关系分别起到显著的正向和不显著的负向调节作用，政府补贴更有利于引导机构持股对企业实质性创新的资本投入。因此，假设H1b得到验证。

将自变量机构持股(InsProit)替换成基金持股(FHProit)，对模型(1)-(2b)重新进行回归，分别得到基金持股、政府补贴对企业专利产出、发明专利和非发明专利产出影响的回归结果，如表4所示。据第(3)列回归结果所示，基金持股对专利产出的回归系数在10%水平上显著为负，政府补贴对专利产出的回归系数在1%水平上显著为正。加入政府补贴与基金持股的交互项后，第(4)列回归结果显示基金持股对专利产出的负向影响变得不显著，且交互项系数在1%的水平上显著为正。这表明政府补贴可以促使基金投资于企业创新等收益周期较长但有利于企业可持续发展的项目，对基金持股与企业创新间关系产生正向调节作用。因此，假设H2a通过检验。第(3a)和(3b)列回归结果显示，基金持股对企业发明专利产出的回归系数在5%水平上显著为负，对非发明专利产出的回归系数也为负，但不显著。政府补贴对发明专利和非发明专利产出的回归系数均在1%的水平上显著为正。加入政府补贴与基金持股交互项后，第(4a)和(4b)列结果显示基金持股对发明专利产出的单项回归系数显著性水平降低，且交互项对发明专利产出的回归系数为不显著的正值，对非发明专利产出的回归系数在1%水平上显著为正。这表明政府补贴降低了基金持股对企业实质性创新的负向影响，但相对而言，政府补贴更有利于促进基金持股对企业非实质性创新的投资。因此，假设H2b得到验证。

注：*、**、***分别表示回归结果在10%、5%和1%的水平上显著；限于篇幅，控制变量和常数项回归系数未给出，下同

将自变量机构持股(InsProit)替换成券商持股(BHProit)，对模型(1)-模型(2b)重新进行回归，得到券商持股、政府补贴对企业专利、发明专利和非发明专利产出的回归结果，如表5所示。第(5)列回归结果显示，券商持股对企业专利产出的回归系数为不显著的正值，政府补贴对专利产出的回归系数在1%的水平上显著为正。加入政府补贴与券商持股交互项后，第(6)列回归结果显示交互项回归系数在1%水平上显著为正，券商持股与政府补贴的单项回归系数无显著变化，表明政府补贴可以促进券商持股对企业技术创新产生显著正向影响，对两者关系起到正向调节作用。因此，假设H3a得到验证。第(5a)-(6b)列是被解释变量分别为企业发明专利和非发明专利产出的回归结果，表明券商持股对企业发明专利和非发明专利产出分别存在不显著的正向和负向影响，政府补贴对发明专利和非发明专利产出存在较显著的正向影响。加入政府补贴与券商持股交互项后，第(6a)和(6b)列回归结果显示交互项对发明专利产出回归系数在1%水平上显著为正，对非发明专利产出回归系数也为正但不显著。券商持股和政府补贴的单项回归系数无显著变化，这表明相较于企业非实质性创新，政府补贴更有利于引导券商投资于企业高水平的实质性创新。因此，假设H3b得到验证。

将模型(1)-模型(2b)自变量机构持股(InsProit)替换成QFII持股(QFIIProit)进行回归，结果如表6所示。与基金持股、券商持股回归结果不同的是，第(7)列回归结果显示，在未加入政府补贴与QFII持股交互项时，QFII持股对企业专利产出有较显著的正向影响。加入交互项后，第(8)列结果显示交互项回归系数在1%水平上显著为正，且QFII持股和政府补贴均对企业专利产出存在较显著的正向影响，表明QFII持股比较注重企业创新绩效和长远发展，政府补贴在QFII持股与企业创新关系中起到正向调节作用。因此，假设H4a得到验证。第(7a)-(8b)列是被解释变量分别为企业发明专利和非发明专利产出的回归结果，QFII持股对企业发明专利产出回归系数在5%水平上显著为正，对非发明专利产出的回归系数为不显著的正值。政府补贴对发明专利和非发明专利产出回归系数均在1%水平上显著为正。加入政府补贴与QFII持股交互项后，第(8a)和(8b)列结果显示交互项回归系数均在1%水平上显著为正，且QFII持股和政府补贴的单项回归系数均无显著变化。值得一提的是交互项对发明专利产出的回归系数高于对非发明专利产出的回归系数。这表明相较于非实质性创新，政府补贴对QFII持股与企业实质性创新的关系起到更显著的促进作用。因此，假设H4b得到验证。

4 结论与政策建议

本文以我国沪深两市战略性新兴上市企业2010-2015年面板数据为研究样本，实证分析了异质机构持股、政府补贴与企业技术创新的关系，得出以下主要结论：①机构持股对企业技术创新不存在显著影响，但在政府补贴调节作用下，机构持股对企业技术创新产生了显著促进作用，且相对于非实质性创新，机构持股对企业实质性创新的正向影响更显著；②在不考虑政府补贴调节作用的情况下，基金持股对企业技术创新存在显著负向影响，券商持股和QFII持股对企业技术创新分别存在不显著和较显著的正向影响；③在政府补贴调节作用下，基金持股、券商持股和QFII持股均对企业技术创新产生较显著的正向影响；④在政府补贴的调节效用方面，政府补贴对基金持股与企业非实质性创新关系的正向调节效用更加显著，对券商持股和QFII持股与企业实质性创新关系的正向调节效用更加显著。

以上研究结论表明政府补贴在整体上能够较有效地引导机构资本对企业技术创新的投入和支持，但对于较注重短期收益的机构投资者，政府补贴效率还有待提高。为鼓励我国上市企业技术创新，政府应充分发挥资本力量，进一步引导资本市场主体对企业技术创新进行投资。一方面，政府可以通过各项宏观政策性补贴促进机构对企业技术创新的投资，利用机构的资源和专业优势为企业技术创新提供资本和技术支持；另一方面，政府应注重宏观调控效率，加大对企业实质性创新的政策性补贴，将资本引至能为企业带来较大技术升级的高质量创新活动中，从而为我国产业升级和经济转型提供良好的资本市场环境。

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