郑春美，朱丽君
2002年11月5日，中国证监会和中国人民银行联合发布了《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》，标志着合格境外机构投资者(QFII)制度在中国正式成立和实施。2006年8月24日，中国证监会、中国人民银行和国家外汇管理局联合颁布了《合格境外机构投资者境内证券投资管理办法》，QFII申请门槛大大降低、资金锁定期明显缩短、额度增加，为更多QFII进入中国市场提供了机会。随着QFII制度在中国的发展，QFII投资额度不断增加，对中国证券市场的影响力越来越大。当前，已有国内学者对QFII投资行为进行了研究。孙立和林丽[1]研究发现，QFII在中国内地证券市场大体遵循价值投资理念，平均投资周期较长，但也存在为适应国内投资市场而频繁换股的个案。刘成彦等[2]研究发现，QFII存在明显的羊群行为特征，尤其体现在中小股票交易上；吴卫华等[3]研究发现，QFII进入中国市场扮演着更多价值投资者角色，注重公司发展。这些学者大多从QFII投资风格角度进行研究，而QFII到底对企业本身有何影响，目前国内研究还比较少见。
张惠琳和倪骁然[4]、温军、冯根福[5]研究发现，QFII能够促进企业创新，但他们并没有进一步研究不同行业特征和高管任职特征对两者间关系的调节作用，研究行业特征的调节作用可以了解对哪些行业QFII能够更好地发挥作用，研究高管任职特征的调节作用可以了解对哪些企业QFII能够更好地发挥作用。另外，QFII促进企业创新的根本目的是为了提升企业价值从而获取收益，还未有国内学者研究QFII是否可以通过促进企业创新来提升企业价值，即企业创新是否在QFII与企业价值之间发挥了中介作用。因此，本研究基于2007-2016年我国沪深两市A股上市公司数据，研究QFII持股对企业创新投入的影响，并深入探讨行业特征和高管任职特征对两者关系的调节作用以及企业创新投入在QFII持股与企业价值间发挥的中介作用。
本研究创新之处在于：①从企业创新投入和企业价值角度研究QFII对企业的影响，肯定了QFII作为企业内部治理机制发挥的作用，丰富了QFII制度在中国施行效果方面的文献；②进一步研究行业特征和高管任职特征对QFII与企业创新关系的调节作用，丰富了QFII对企业创新影响的结论；③深入探讨企业创新投入在QFII与企业价值间发挥的中介作用，打开了QFII影响企业价值的“暗箱”。
目前，大多数学者都是从机构投资者总体角度研究机构投资者持股与企业创新活动间的关系。国外学者Baysinger等[6]、Jensen[7]、Wahal等[8]和Sharpe[9]研究发现，机构投资者持股与创新投入间存在显著正相关关系，机构投资者可以促使企业进行创新活动。Bena等[10]研究发现，外国机构投资者有助于促进企业对有形资产、无形资产和人力资本的长期投资，也导致创新产出大幅增加。国内学者冯根福和温军[11]研究发现，证券投资基金持股比例越高，企业创新能力越强。郑毅[12]等研究发现，机构投资者持股与创新投入显著正相关。还有一些国内学者将机构投资者分为不同类型，研究其对企业创新活动的影响。赵洪江和夏晖[13]将机构投资者划分为压力敏感型投资者和压力抵制型投资者两种，发现只有压力抵制型投资者才能促进企业创新。付雷鸣等[14]将机构投资者划分为风险和非风险投资者两种，发现风险投资者更能够促进企业创新。齐秀辉等[15]将机构投资者划分为交易型和稳定型投资者两种，发现稳定型投资者更能够促进企业创新。也有少数学者认为机构投资者不能促进企业创新。如David等[16]认为，机构投资者由于信息不对称而不能准确评价企业价值，因此不能辅助企业实施创新战略。
机构投资者能够促进企业创新得到了大多数国内外学者的认可。从QFII角度看，本研究认为QFII既有动力也有能力促使企业创新。首先，与其它机构投资者一样，QFII不同于国内一些散户投资者，持有公司股权比例较高，不能随意抛售股票，自身利益和公司利益紧密相关，选择“用手投票”参与公司治理，看重企业长期发展，因此QFII有动力促进企业进行创新。其次，与其它机构投资者一样，QFII具有的资金规模优势、信号传递机制和风险承受能力使QFII有能力促使企业进行创新：①资金规模优势。不仅体现在QFII有参与公司决策的话语权，还体现在当公司需要更多投入进行创新时，QFII可以为其提供帮助；②信号传递机制。虽然创新活动导致企业利润下降，但QFII作为一种信号传递机制，能向市场传达有关管理层经营能力的确切信息，从而使管理层可以安心地进行创新活动；③风险承受能力。QFII投资分散化，风险承受能力强，可以承受企业研发失败的影响，不会因为害怕企业创新失败而限制企业创新。相反，QFII会为企业长远发展而鼓励企业创新。最后，QFII作为一种特殊的机构投资者具有自身特有优势：①QFII可以给企业提供国外先进的公司治理经验，提高公司治理水平；②QFII具有的高水平投资团队能够帮助企业更好地作出创新决策；③QFII具有国际化人脉资源，可以根据企业发展需求，向企业介绍优秀的合作对象或学习交流对象，向企业推荐优秀的高科技人才，从而促进企业创新。 因此，本研究提出如下假设：
H1：QFII持股能够促进企业增加创新投入。
研究不同行业特征对QFII持股与企业创新投入关系的影响，对于进一步了解QFII作用具有重要意义。在具有重要战略意义的高技术产业和创新动力不足的低竞争性行业，如果QFII更能够促进企业增加创新投入，则说明QFII不仅能在微观层面提高企业创新投入，还能在宏观层面提高和改善不同行业创新投入。首先，高技术产业具有重要战略意义，发展高技术产业能够提高劳动生产率，减少资源浪费，提升产业结构，增强综合国力。政府大力扶持高技术产业发展，在税收政策和财政补贴方面都向高技术产业倾斜，而且高技术产业企业本身就很注重创新。因此，高技术产业具有良好的创新环境，在这个环境中QFII鼓励企业创新遇到的阻力更小，QFII可以充分向企业提供资金、经验和人脉等资源促使企业创新。
其次，聂辉华等[17]、张杰等[18]、何玉润等[19]在中国市场背景下研究发现，行业竞争有利于促进企业创新活动。高竞争性行业企业通过创新活动提升生产效率、降低生产成本或创造新产品新技术，从而形成自身竞争优势，避免被市场淘汰。相比于高竞争性行业，低竞争性行业中大多存在垄断性企业，“一家独大”导致企业缺乏创新动力。QFII持股低竞争性行业企业，关注企业长期发展，给企业灌输创新的重要性，带给企业全新的经营理念，并给企业创新提供资金、经验和人脉等资源。因此，QFII持股可以给低竞争性行业企业带来新活力和新动力，提升企业创新投入水平。本研究将20个行业按照HHI中位数划分为高竞争性行业和低竞争性行业，研究在低竞争性行业中QFII持股是否更能够促进企业创新。基于此，本研究提出如下假设：
H2a：在具有重要战略意义的高技术产业，QFII持股更能够促进企业增加创新投入；
H2b：在创新动力不足的低竞争性行业，QFII持股更能够促进企业增加创新投入。
国内外学者就高管任职特征对创新的影响进行了充分的研究。Jensen&Murphy[20]、Cheng[21]、Jeffrey等[22]、Lin等[23]研究发现，高管薪酬激励能够促进高管创新。国内学者唐清泉和甄丽明[24]、李春涛和宋敏[25]、王燕妮[26]、刘振[27]、陈修德等(2015)在中国背景下发现，薪酬激励能够促使高管加强企业技术创新。刘运国和刘雯[28]发现，高管任期越长，企业创新投入越多。但是，目前针对高管任职特征对QFII与企业创新间关系影响的研究较少，研究高管任职特征的调节作用可以了解对哪些企业QFII更能够发挥作用。首先，高管短期薪酬激励可以缓解委托代理问题，使高管更加注重企业长期发展；其次，高管任期越长，个人利益与企业利益联系越紧密，企业长期发展越好，高管越能从中受益，这时高管也会更加重视企业长期发展。因此，高管短期报酬越高、任期越长，越关注企业长期发展、与QFII目标越一致，QFII鼓励企业创新遇到的阻力也就越小，企业也越容易接受QFII关于增加企业创新投入的建议。基于此，本研究提出如下假设：
H3a：高管短期薪酬越高，越有利于QFII促进企业增加创新投入；
H3b：高管任期越长，越有利于QFII促进企业增加创新投入。
20世纪80年代，机构股东积极主义兴起，其认为机构投资者能够积极参与公司治理，缓解公司代理问题。学者关于机构投资者能否改善公司治理、提升公司价值主要存在3种观点：有效监督假说、无效监督假说和负面监督假说。根据有效监督假说，机构投资者能够改善公司治理、缓解代理问题，从而改善企业业绩，提升企业价值。国内外学者Woidtke[29]、Cornett等[30]、李维安和李滨[31]、石美娟和童卫华[32]、杨典[33]、李争光等[34]研究发现，机构投资者持股与企业业绩或企业价值显著正相关。QFII作为一种机构投资者，不同于国内一些散户投资者，其持有公司的股权比例更高，不能随意抛售股票，自身利益和公司利益密切相关，再加上QFII具有专业优势和资金规模优势，使QFII有意愿也有能力参与公司治理。因此，本研究认为QFII能够改善公司治理，提升公司价值。
进一步，企业创新投入可能在QFII持股与企业价值关系中发挥中介作用。这是因为：首先，企业创新活动可以通过提高生产效率、降低生产成本或者提升企业产品价值等途径提高企业经营业绩，从而提升企业价值。国外学者Hirschey&Weygandt[35]、Chauvin& Hirschey[36]、Kim&Bae[37]以及国内学者郭斌(2006)、陈海声和卢丹[38]、齐秀辉等[39]研究发现，创新投入对企业价值具有显著促进作用。其次，基于前文分析，QFII持股既有利于促进企业增加创新投入，也有利于提升企业价值。因此，本研究认为，创新投入在QFII持股与企业价值间发挥了中介作用。基于此，本研究提出如下假设：
H4a：QFII持股有利于提升企业价值；
H4b：企业创新投入在QFII持股与企业价值关系间发挥中介作用。
基于上述分析，本研究构建如图1所示理论模型。
图1 理论模型
财政部2006年发布的《企业会计准则——无形资产》规定企业从2007年1月1日起应当披露研发支出金额，出于数据可获得性，本研究选取2007-2016年沪深A股上市公司为研究初始样本，并按照如下原则对数据进行筛选：①剔除金融业上市公司；②剔除ST、*ST类上市公司；③为保证研究对象至少有3年研究数据，剔除2014年以后上市公司；④剔除未完成股改的上市公司；⑤剔除研究数据缺失样本。经过上述处理，最终得到13 084个观测值。其中，高管任职特征数据和企业价值数据来源于国泰安数据库，其它数据均来源于Wind数据库。本研究对所有连续变量在1%水平下进行缩尾处理，并运用Stata12.0进行回归分析。
2.2.1 被解释变量和解释变量
本研究被解释变量为创新投入(RD)和企业价值(VALUE)。目前，关于创新投入的衡量指标有：研发支出占总资产比值、研发支出占主营业务收入比值以及研发支出占企业总市值比值。由于我国股票市场目前还不完善，企业总市值有较大的不确定性和变动性，而企业主营业务收入受市场行情等外部因素的影响较大，因此本研究参考刘运国和刘雯的研究，采用研发支出占总资产的比值衡量企业研发强度。关于企业价值衡量指标，本研究采用托宾Q值(公司市场价值/资产重置成本)，公司市场价值为所有股票的市场价值，资产重置成本用总资产的账面价值代替。本研究解释变量为QFII持股(QFII)，采用年末QFII持有股数占公司总股本的比例表示。
2.2.2 调节变量
本研究调节变量包括行业特征变量和高管任职特征变量。行业特征变量包括是否为高技术产业(HIGHTECH)和行业竞争性水平(HHI)。本研究按照国家统计局发布的《高技术产业(制造业)分类(2017)》和《高技术产业(服务业)分类(2018)》中有关高技术产业的分类标准，将20个行业划分为高技术产业和非高技术产业，如果为高技术产业则取值为1，否则取值为0。本研究按照HHI中位数将20个行业划分为高竞争性行业和低竞争性行业，由于本文研究的是QFII持股能否促进低竞争性行业企业增加创新投入，如果为低竞争性行业取值为1，否则取值为0。高管任职特征变量包括高管短期薪酬(SALARY)和高管平均任期(TENURE)。高管短期薪酬衡量方法为前3名高管薪酬总额的自然对数，高管平均任期衡量方法为企业所在年份所有高管的平均在任年数。
2.2.3 控制变量
借鉴已有研究，本研究控制变量包括企业规模(SIZE)、净资产收益率(ROA)、资产负债率(LEV)、流动比率(CR)、流动资产周转率(CAT)、前十大股东持股比例(TENTH)、高管持股比例(ESHR)、是否两职兼任(DUAL)、企业性质(STATE)和公司上市时间(AGE)。所有变量具体定义见表1。
表1 变量定义
变量类型 变量名称 变量符号变量定义被解释变量创新投入RD研发支出/总资产账面价值企业价值VALUE公司市场价值/总资产账面价值解释变量QFII持股比例QFII年末QFII持有股数占公司总股本的比例是否为高技术产业HIGHTECH如果为高技术产业取值为1,否则取值为0行业竞争性水平HHI如果为低竞争性行业取值为1,否则取值为0高管短期薪酬SALARY前3名高管薪酬总额的自然对数高管平均任期TENURE所在年份所有高管的平均在任年数调节变量控制变量企业规模SIZE主营业务收入的自然对数净资产收益率ROE税后利润/净资产资产负债率LEV负债总额/资产总额流动比率CR流动资产/流动负债流动资产周转率CAT主营业务收入/平均流动资产总额前十大股东持股比例TENTH前十大股东持股数量/公司总股本高管持股比例ESHR高管持股数量/公司总股本是否两职兼任DUAL若董事长与总经理兼任取值为1,否则取值为0企业性质STATE若企业为国有企业取值为1,否则取值为0公司上市时间AGE企业上市时间的自然对数
根据本研究4个假设，依次构建以下4个回归模型，其中IND代表行业特征调节变量，EXECUTIVE代表高管任职特征调节变量：
RD=β0+β1QFII+β2HIGHTECH+β3HHI+β4SALART+β5TENURE+C0NTROLS+ε
(1)
RD=β0+β1QFII+β2QFII*IND+β3HIGHTECH+β4HHI+β5SALART+β6TENURE+C0NTROLS+ε
(2)
RD=β0+β1QFII+β2QFII*EXCUTIVE+β3HIGHTECH+β4HHI+β5SALART+β6TENURE+C0NTROLS+ε
(3)
VALUE=β0+β1QFII+β2RD+β3HIGHTECH+β4HHI+β5SALART+β6TENURE+C0NTROLS+ε
(4)
本研究所有变量描述性统计结果如表2所示。创新投入最大值为41%，最小值为0%，均值为1.9%，说明不同企业间创新投入存在较大差别，并且创新投入较少的企业占比更大。QFII持股最大值为17.7%，最小值为0%，均值为0.1%，说明QFII只对国内小部分企业进行了投资，QFII持股为0%的企业比重较大，我国还需要进一步开放国内证券市场，吸引QFII投资。本文研究对象中有58.1%的上市公司属于高技术产业，高管持股最大值为84.3%，最小值为0%，均值为8.3%，不同企业间高管持股情况存在较大差别，并且高管持股比例低的企业占比更大，说明我国上市公司对高管的股权激励程度较低。
表2 描述性统计结果
变量NMeanStd. Dev.MinMaxRD13 084 0.019 1.9600.0000.410 QFII13 084 0.001 0.6810.0000.177 HIGHTECH13 084 0.5810.4930.0001.000HHI13 084 0.1730.3780.0001.000SALARY13 08414.1000.8600.00017.400TENURE13 0843.6301.2200.12610.200SIZE13 084 21.2001.44015.40028.700ROE13 084 0.0770.226-17.8004.140LEV13 084 0.4020.2080.0081.040CR13 084 0.0310.0520.0011.910CAT13 084 0.0130.0100.0000.212TENTH13 084 0.5920.1550.0361.010ESHR13 084 0.083 15.2000.0000.843 DUAL13 084 0.2750.4470.0001.000STATE13 084 0.3520.4780.0001.000AGE13 084 11.5006.2001.77026.100
本研究所有变量相关性分析结果如表3所示。创新投入与QFII持股、高技术产业、行业竞争性水平、高管短期薪酬和平均任期均在1%水平上显著正相关，初步判断QFII持股、高技术产业、行业竞争性水平、高管短期薪酬和平均任期均可以促进企业创新投入。另外，创新投入与净资产收益率、流动比率、前十大股东持股、高管持股、两职兼任均在1%水平上显著正相关。所有变量间相关系数绝对值最大为0.530，大部分在0.3以下，说明不存在多重共线性问题。通过方差膨胀因子检验发现，VIF最大值为2.85，均值为1.58，远远低于10的标准，进一步说明不存在多重共线性问题，符合回归分析条件。
表3 相关性检验结果
变量RDQFIIHIGHTECHHHISALARYTENURESIZEROELEVCRCATTENTHESHRDUALSTATEAGERD1QFII0.027∗∗∗1HIGHTECH0.286∗∗∗-0.021∗∗1HHI0.141∗∗∗0.002-0.0061SALARY0.119∗∗∗0.058∗∗∗-0.027∗∗∗0.025∗∗∗1TENURE0.061∗∗∗0.008-0.052∗∗∗-0.036∗∗∗0.094∗∗∗1SIZE-0.115∗∗∗0.062∗∗∗-0.302∗∗∗-0.065∗∗∗0.324∗∗∗0.134∗∗∗1ROE0.070∗∗∗0.052∗∗∗0.024∗∗∗0.029∗∗∗0.108∗∗∗-0.023∗∗∗0.038∗∗∗1LEV-0.223∗∗∗-0.015∗-0.251∗∗∗-0.033∗∗∗0.040∗∗∗0.024∗∗∗0.556∗∗∗-0.131∗∗∗1CR0.096∗∗∗-0.0010.133∗∗∗0.065∗∗∗-0.034∗∗∗-0.055∗∗∗-0.324∗∗∗0.041∗∗∗-0.495∗∗∗1CAT-0.073∗∗∗0.014-0.264∗∗∗-0.087∗∗∗0.062∗∗∗-0.0090.515∗∗∗0.0060.279∗∗∗-0.233∗∗∗1TENTH0.034∗∗∗0.046∗∗∗-0.027∗∗∗0.035∗∗∗0.024∗∗∗-0.204∗∗∗0.046∗∗∗0.121∗∗∗-0.179∗∗∗0.144∗∗∗0.027∗∗∗1ESHR0.158∗∗∗-0.015∗0.150∗∗∗0.106∗∗∗-0.043∗∗∗-0.098∗∗∗-0.309∗∗∗0.056∗∗∗-0.314∗∗∗0.223∗∗∗-0.184∗∗∗0.220∗∗∗1DUAL0.095∗∗∗0.010.103∗∗∗0.036∗∗∗0.012-0.028∗∗∗-0.200∗∗∗0.039∗∗∗-0.175∗∗∗0.122∗∗∗-0.119∗∗∗0.069∗∗∗0.507∗∗∗1STATE-0.160∗∗∗0-0.168∗∗∗-0.032∗∗∗0.040∗∗∗0.0040.399∗∗∗-0.073∗∗∗0.376∗∗∗-0.189∗∗∗0.239∗∗∗-0.103∗∗∗-0.384∗∗∗-0.296∗∗∗1AGE-0.208∗∗∗0.009-0.161∗∗∗-0.106∗∗∗0.062∗∗∗0.111∗∗∗0.362∗∗∗-0.057∗∗∗0.430∗∗∗-0.235∗∗∗0.247∗∗∗-0.407∗∗∗-0.438∗∗∗-0.240∗∗∗0.530∗∗∗1
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平下显著相关，下同
3.3.1 调节效应分析
由于Hausman检验结果支持固定效应模型，所以本研究采用固定效应模型进行回归分析。如表4所示，模型(1)为QFII持股对创新投入的影响，结果显示QFII持股回归系数在1%水平上显著为正，说明QFII持股能够促进企业增加创新投入，假设H1得到验证。除QFII持股外，是否为高技术产业、高管短期薪酬和平均任期回归系数均在1%水平上显著为正，说明属于高技术产业、高管短期薪酬越高和平均任期越长的上市公司，其创新投入越高，与本研究前述理论分析一致。模型(2)为行业特征对QFII持股与企业创新投入关系的调节作用。模型(2)结果显示，高技术产业与QFII持股交互项系数在1%水平上显著为正，说明在具有重要战略意义的高技术产业，QFII持股能够更好地促进企业增加创新投入，假设H2a得到验证。模型(2)结果还显示，行业竞争性水平与QFII持股交互项系数也在1%水平上显著为正，说明在创新动力不足的低竞争性行业，QFII持股能够更好地促进企业增加创新投入，假设H2b得到验证。模型(3)为高管任职特征对QFII持股与企业创新投入关系的调节作用。模型(3)结果显示，高管短期薪酬与QFII持股交互项系数和高管平均任期与QFII持股交互项系数均在5%水平上显著为正，说明高管短期薪酬越高、平均任期越长，越有利于QFII促进企业增加创新投入，假设H3a和H3b得到验证。
表4 QFII持股对创新投入的影响
变量(1)RD(2)RDRD(3)RDRDQFII0.084∗∗∗-0.0140.037-1.332∗∗-0.09(2.82)(-0.36)(1.26)(-2.36)(-1.25)QFII∗HIGHTECH0.180∗∗∗(3.11)QFII∗HHI0.254∗∗∗(2.69)QFII∗SALARY0.099∗∗(2.48)QFII∗TENURE0.048∗∗(2.44)HIGHTECH0.401∗∗∗0.380∗∗∗0.400∗∗∗0.403∗∗∗0.402∗∗∗(12.87)(12.07)(12.82)(12.97)(12.91)HHI-0.071-0.072-0.095-0.074-0.067(-0.63)(-0.63)(-0.84)(-0.65)(-0.59)SALARY0.419∗∗∗0.421∗∗∗0.420∗∗∗0.405∗∗∗0.419∗∗∗(17.54)(17.66)(17.58)(16.80)(17.52)TENURE0.105∗∗∗0.105∗∗∗0.105∗∗∗0.105∗∗∗0.098∗∗∗(8.72)(8.76)(8.72)(8.73)(8.00)SIZE-0.070∗∗∗-0.069∗∗∗-0.069∗∗∗-0.070∗∗∗-0.070∗∗∗(-4.29)(-4.27)(-4.24)(-4.33)(-4.31)ROE1.127∗∗∗1.118∗∗∗1.125∗∗∗1.122∗∗∗1.127∗∗∗(7.85)(7.79)(7.83)(7.82)(7.86)LEV-0.934∗∗∗-0.942∗∗∗-0.942∗∗∗-0.929∗∗∗-0.929∗∗∗(-10.29)(-10.38)(-10.38)(-10.24)(-10.23)CR-0.223-0.255-0.256-0.201-0.225(-0.43)(-0.50)(-0.50)(-0.39)(-0.44)CAT22.530∗∗∗22.509∗∗∗22.535∗∗∗22.492∗∗∗22.502∗∗∗(11.01)(11.02)(11.01)(10.98)(10.98)TENTH-0.497∗∗∗-0.487∗∗∗-0.497∗∗∗-0.499∗∗∗-0.500∗∗∗(-5.13)(-5.03)(-5.13)(-5.16)(-5.16)ESHR0.006∗∗∗0.005∗∗∗0.006∗∗∗0.006∗∗∗0.005∗∗∗(4.87)(4.84)(4.88)(4.90)(4.83)DUAL-0.009-0.008-0.009-0.011-0.008(-0.26)(-0.23)(-0.27)(-0.34)(-0.23)STATE0.0580.0570.0560.0580.057(1.59)(1.58)(1.55)(1.61)(1.57)AGE-0.037∗∗∗-0.037∗∗∗-0.037∗∗∗-0.037∗∗∗-0.037∗∗∗(-12.23)(-12.17)(-12.15)(-12.30)(-12.28)_CONS-2.491∗∗∗-2.518∗∗∗-2.511∗∗∗-2.279∗∗∗-2.454∗∗∗(-4.01)(-4.04)(-4.04)(-3.67)(-3.95)YEARYESYESYESYESYESINDUSTRYYESYESYESYESYESN13 08413 08413 08413 08413 084Adj-R20.2980.2980.2980.2980.298F119112.1111.7111.7111.5
注：括号中的数字为经异方调整的t值，下同
3.3.2 中介效应检验
模型(4)不仅检验了QFII持股对企业价值的影响，还检验了创新投入在两者间关系发挥的中介作用。根据温忠麟等[40]的方法，检验创新投入的中介作用需要3个步骤：第一步，检验QFII持股是否与企业价值显著正相关；第二步，检验QFII持股是否与创新投入显著正相关(前文已验证)，以及当QFII持股与创新投入在同一个模型中时，创新投入系数是否仍然显著为正；第三步，检验当QFII持股与创新投入在同一个模型中时，QFII持股系数是否仍然显著为正，如果显著则说明创新投入中介效应显著，如果不显著则说明创新投入完全中介效应显著。模型(4)回归结果如表5所示。从中可见，第一列回归结果显示，QFII持股与企业价值在1%水平上显著正相关，说明QFII持股有利于提升企业价值。第二列回归结果显示，当将QFII持股与创新投入同时放入一个模型中时，QFII持股与创新投入系数均显著为正。这两列回归结果表明，QFII持股有利于提升企业价值，并且创新投入的中介效应显著，假设H4a和H4b得到验证。
表5 QFII持股对企业价值的影响以及企业创新投入的中介作用
变量 (4) VALUE VALUEQFII0.115∗∗∗0.100∗∗∗(4.15)(3.69)RD0.160∗∗∗(14.09)HIGHTECH0.243∗∗∗0.180∗∗∗(7.99)(5.90)HHI0.180.19(1.43)(1.52)SALARY0.199∗∗∗0.132∗∗∗(8.41)(5.63)TENURE-0.054∗∗∗-0.072∗∗∗(-3.79)(-5.08)SIZE-0.714∗∗∗-0.704∗∗∗(-33.14)(-33.12)ROE3.606∗∗∗3.455∗∗∗(17.85)(17.48)LEV-1.320∗∗∗-1.161∗∗∗(-11.88)(-10.42)CR2.446∗∗∗2.485∗∗∗(3.63)(3.74)CAT29.573∗∗∗26.098∗∗∗(16.97)(14.91)TENTH1.108∗∗∗1.202∗∗∗(10.62)(11.65)ESHR0.000.00(1.10)(0.40)DUAL(0.02)(0.02)(-0.58)(-0.51)STATE(0.05)-0.059∗(-1.54)(-1.81)AGE0.025∗∗∗0.031∗∗∗(6.98)(8.63)_CONS13.664∗∗∗14.083∗∗∗(16.23)(16.86)YEARYESYESINDUSTRYYESYESN12 61412 614Adj-R20.500.51F370.00357.90
3.3.3 有调节的中介效应检验
本文既研究行业特征和高管任职特征对QFII持股与企业创新投入关系的调节作用，也研究创新投入在QFII持股与企业价值关系中所起的中介作用。根据图1理论模型发现，可能还存在有调节的中介效应，并且是调节了中介过程的前半路径。根据温忠麟等[41]的方法，第一步：检验QFII持股与调节变量交乘项是否对企业价值有显著影响，从而判断直接效应是否受到调节，结果证明直接效应只受到行业特征变量的调节。第二步：检验QFII持股与调节变量交乘项是否对企业创新投入有显著影响，从而判断是否调节了中介过程前半路径，此处前文已验证。第三步：①因为直接效应受行业特征变量的调节作用，本研究将QFII持股、QFII持股与行业特征变量交乘项、企业创新投入置于同一个模型中，检验创新投入系数是否仍然显著，若显著则说明中介效应受到调节；②因为直接效应不受高管任职特征变量的调节，将QFII持股、高管任职特征变量、企业创新投入置于同一个模型中时，检验创新投入系数是否仍然显著，若显著则说明中介效应受到调节。结果显示，创新投入系数均显著为正，说明本研究存在有调节的中介效应，即在高技术产业和低竞争性行业中，企业创新投入中介作用更强；在高管短期薪酬越高和任期越长的上市公司中，企业创新投入中介作用更强。
QFII偏向于投资那些创新投入较高、价值表现好的企业，所以QFII持股与创新投入和企业价值间存在内生性问题。本研究采用两种方法解决内生性问题：第一种方法是将有QFII持股的上市公司作为实验组，没有QFII持股的上市公司作为对照组，然后采用PSM倾向得分匹配法，比较匹配后两组上市公司创新投入和企业价值均值是否有显著差别；第二种方法参照齐秀辉等[39]的做法，用滞后一期的QFII持股验证其与创新投入与企业价值间的关系。表6和表7为第一种方法结果，虽然在匹配前实验组和对照组均值没有显著差别，但在匹配后，实验组和对照组创新投入均值在5%水平上具有显著差异，企业价值均值在1%水平上具有显著差异，而且实验组均值均大于对照组均值，说明即使在各方面都一致的上市公司中，有QFII持股的上市公司其创新投入和企业价值都更高，本研究结论依然成立。表8和表9为第二种方法结果。从表8可以看出，滞后一期的QFII持股仍然对创新投入具有显著正向影响。从表9第一列回归结果可以看出，滞后一期QFII持股仍然对企业价值具有显著正向影响；第二列回归结果显示，滞后一期QFII持股系数不显著，创新投入系数在1%水平上显著为正，说明创新投入具有完全中介效应，此时创新投入中介效应反而更强。以上结果均与前文结论一致，说明在考虑QFII持股与创新投入和企业价值间的内生性问题后，本研究结论依然成立。
表6 PSM倾向得分匹配——创新投入
观测值 均值实验组对照组实验组对照组 T值匹配前1 13011 9540.019 20.018 9-0.646 8匹配后1 1281 1280.019 30.018 0-1.726 7∗∗
表7 PSM倾向得分匹配——企业价值
观测值 均值 实验组对照组实验组对照组 T值匹配前1 11111 5032.407 12.436 30.468 5匹配后1 1091 1092.404 32.148 1-3.073 3∗∗∗
表8 滞后一期QFII持股对创新投入的影响
变量(1)RD(2)RDRD(3)RDRDQFII0.070∗∗(0.00)0.02-1.145∗(0.01)(2.34)(-0.03)(0.62)(-1.94)(-0.07)QFII∗HIGHTECH0.129∗∗(2.26)QFII∗HHI0.298∗∗∗(3.00)QFII∗SALARY0.085∗∗(2.03)QFII∗TENURE0.02(1.01)HIGHTECH0.400∗∗∗0.384∗∗∗0.398∗∗∗0.402∗∗∗0.400∗∗∗(12.29)(11.65)(12.24)(12.37)(12.31)HHI(0.10)(0.10)(0.12)(0.09)(0.10)(-0.82)(-0.87)(-1.02)(-0.80)(-0.81)SALARY0.419∗∗∗0.421∗∗∗0.420∗∗∗0.407∗∗∗0.418∗∗∗(16.67)(16.76)(16.71)(15.89)(16.64)TENURE0.107∗∗∗0.107∗∗∗0.107∗∗∗0.107∗∗∗0.104∗∗∗(8.62)(8.64)(8.63)(8.61)(8.14)SIZE-0.058∗∗∗-0.058∗∗∗-0.057∗∗∗-0.058∗∗∗-0.058∗∗∗(-3.46)(-3.44)(-3.40)(-3.46)(-3.47)ROE1.122∗∗∗1.114∗∗∗1.119∗∗∗1.124∗∗∗1.124∗∗∗(7.44)(7.38)(7.41)(7.45)(7.45)LEV-0.979∗∗∗-0.985∗∗∗-0.991∗∗∗-0.978∗∗∗-0.977∗∗∗(-10.26)(-10.32)(-10.37)(-10.25)(-10.23)CR0.660.640.590.670.65(1.08)(1.05)(0.97)(1.09)(1.07)CAT21.894∗∗∗21.881∗∗∗21.853∗∗∗21.818∗∗∗21.872∗∗∗(10.41)(10.41)(10.38)(10.36)(10.39)TENTH-0.560∗∗∗-0.555∗∗∗-0.560∗∗∗-0.564∗∗∗-0.562∗∗∗(-5.66)(-5.61)(-5.66)(-5.71)(-5.68)ESHR0.006∗∗∗0.006∗∗∗0.006∗∗∗0.006∗∗∗0.006∗∗∗(4.95)(4.96)(4.96)(5.00)(4.94)DUAL(0.02)(0.02)(0.02)(0.02)(0.02)(-0.55)(-0.55)(-0.50)(-0.62)(-0.55)STATE0.069∗0.068∗0.069∗0.070∗0.069∗(1.88)(1.85)(1.87)(1.90)(1.87)AGE-0.038∗∗∗-0.038∗∗∗-0.038∗∗∗-0.038∗∗∗-0.038∗∗∗(-12.17)(-12.12)(-12.12)(-12.24)(-12.19)_CONS-2.673∗∗∗-2.698∗∗∗-2.694∗∗∗-2.496∗∗∗-2.653∗∗∗(-4.20)(-4.24)(-4.24)(-3.93)(-4.17)YEARYESYESYESYESYESINDUSTRYYESYESYESYESYESN11 98911 98911 98911 98911 989Adj-R20.3070.3070.3080.3070.307F113.50106.70106.60106.60106.40
表9 滞后一期QFII持股对企业价值的影响以及企业创新投入的中介作用
变量(4)VALUEVALUEQFII0.064∗∗0.05(2.01)(1.64)RD0.159∗∗∗(8.80)HIGHTECH0.240∗∗∗0.177∗∗∗(4.52)(3.32)HHI0.180.19(1.42)(1.60)SALARY0.197∗∗∗0.131∗∗∗(5.05)(3.39)TENURE-0.053∗∗-0.070∗∗∗(-2.39)(-3.26)SIZE-0.738∗∗∗-0.727∗∗∗(-20.49)(-20.55)ROE3.714∗∗∗3.537∗∗∗(13.33)(13.16)LEV-1.152∗∗∗-0.998∗∗∗(-6.81)(-5.90)CR3.988∗∗∗3.905∗∗∗(3.00)(3.04)CAT31.410∗∗∗27.831∗∗∗(10.93)(9.57)TENTH1.185∗∗∗1.271∗∗∗(6.82)(7.40)ESHR0.000.00(0.94)(0.49)DUAL(0.01)(0.01)(-0.27)(-0.22)STATE(0.05)(0.06)(-0.94)(-1.13)AGE0.023∗∗∗0.029∗∗∗(3.87)(4.83)_CONS14.080∗∗∗14.475∗∗∗(16.64)(17.29)YEARYESYESINDUSTRYYESYESN11 61411 614Adj-R20.4990.512F139.40136.00
本研究以2007-2016年沪深A股上市公司为研究对象，研究QFII持股对创新投入和企业价值的影响，并深入探讨行业特征和高管任职特征对QFII持股与企业创新投入的调节作用以及企业创新投入在QFII持股与企业价值间的中介作用。结果表明：①QFII持股能够促进企业增加创新投入；②在具有重要战略意义的高技术产业及创新动力不足的低竞争性行业，QFII持股更能够促进企业增加创新投入；③高管短期薪酬越高、平均任期越长，QFII持股越有利于促进企业增加创新投入；④QFII持股有利于提升企业价值，并且创新投入在两者间关系间发挥了中介作用。
通过本研究实证分析可以发现，QFII投资企业以后能够促进企业创新，提升企业价值，证明其作为企业内部治理机制发挥了作用，也进一步说明QFII在国内更多扮演的是价值投资者角色，我国推行QFII制度的做法是正确的。基于上述分析，本研究提出如下建议：①政府应当继续推行和完善QFII制度，进一步放宽QFII投资限制，增加QFII投资额度，还可以制定相应优惠政策吸引QFII投资，为QFII创造良好的投资环境；②企业可以通过现金分红、股票股利或者与QFII签订回购协议等方式吸引QFII投资；③企业应重视高管薪酬激励和晋升激励，董事会应当制定能够吸引高管在企业长期发展的薪酬政策和晋升政策，使高管更加注重企业长远发展而非个人利益，从而更有利于QFII作用的发挥。
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