李远慧, 陈 思

(北京交通大学 经济管理学院，北京 100044)

0 引言

国家“十四五”规划提出，坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位，把科技自立自强作为国家发展战略支撑。企业作为市场经济的主体，肩负着自主创新的使命和建设现代化强国的重担。因此，不仅需要完善技术创新市场导向机制，强化企业创新主体地位，更需要促进各类创新要素向企业集聚，完善金融支持创新体系。机构投资者是金融体系和资本市场的重要支柱，服务创新驱动发展战略是中国机构投资者的重要功能定位。因此，积极发挥机构投资者在企业创新中的作用，对深化金融供给侧结构性改革，增强金融服务实体经济能力，促进我国经济高质量发展具有重要意义。

机构投资者资金雄厚，具有专业信息收集分析和投资决策能力[1]，对企业创新活动可能会产生一定影响。冯根福和温军[2]研究指出，以证券投资基金为主的机构投资者持股比例越高，企业创新能力越强；Bena等[3]研究发现，境外机构投资者可以引导企业进行价值投资，进而促进创新产出。但肖利平[4]基于战略性新兴产业研究发现，股权集中条件下机构投资者持股并不能促进企业研发投入增加；David等[5]认为，机构投资者可能因缺乏特定信息而无法辅助企业创新活动。此外，部分学者研究发现，机构投资者通过股权关系影响企业创新决策会受多方因素影响，如齐秀辉等[6]研究认为，股权集中度会削弱交易型机构投资者对创新投入的促进作用；刘宁悦和杨洋[7]发现，国有企业的治理结构会制约机构投资者发挥积极作用；万赫等[8]从机构投资者异质性角度分析发现，CEO既有任期延长或预期任期缩短都会削弱稳定型机构投资者对企业突破式创新的促进作用。

从现有文献看，已有成果存在以下不足：一是尽管研究者们开始关注机构投资者对企业创新活动的影响，但并未得出一致结论；二是学者们充分探讨公司内部因素对机构投资者与企业创新关系的影响，但对外部因素关注较少。政府对经济的引导作用是不可忽视的外部因素，政府补助作为最直接的财政工具[9]，不仅会影响企业融资，还会影响企业创新决策[10]，进而对机构投资者和企业创新产出间的关系产生重要影响。基于此，本文在前人研究的基础上，以我国2007-2019年A股上市公司为研究样本，实证检验政府补助对机构投资者与企业创新产出关系的调节效应，进一步探讨区域环境、产业环境和内部控制环境对政府补助调节效应的影响。研究结论将进一步丰富机构投资者与企业创新关系研究，同时为政府制定创新补助政策提供一定的依据。

1 理论分析与研究假设

1.1 机构投资者与企业创新产出

企业创新活动能否顺利开展并取得一定的成果，公司研发人员素质固然重要，但更重要的是股东及公司管理层的创新意愿和能力[4]。机构投资者资金雄厚，投资规模较大，会因为大宗持股的锁定效应长期持有公司股票，其利益与公司利益趋于一致[1]，从而导致“用脚投票”成本过高[6]。相比于短期业绩和利润回报，机构投资者更关注企业长期收益及价值，而创新是企业可持续发展的主要驱动力。因此，机构投资者有意愿推动企业创新活动。

机构投资者具备的资金规模优势可以为企业创新提供资金支持，缓解企业资金压力[3]。机构投资者的存在会向市场传达管理者具有良好经营能力、较强发展潜力的积极信号，吸引个人投资者[11]，缓解企业因创新活动风险高、投资大、周期长、保密性强等天然特性导致的融资约束[12]。

此外，公司治理中所有权与经营权分离导致管理层和股东目标函数不一致[1]，管理层可能为了短期股票价格上涨而牺牲公司长远利益，减少长期研发投入，从而抑制企业创新产出[13]。机构投资者通过持股参与公司治理，利用自身专业知识、信息优势和投资经验等正确评估创新活动带给企业的长远价值[14]，缓解创新过程中的代理问题，督促管理层进行创新投入，从而增加公司创新产出[1]。根据《中华人民共和国专利法》，企业创新产出可分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利。相比于其余两类专利，发明专利技术含量更高，也更具原创性，可以代表企业突破式创新产出，既能为企业经营带来实质性收益，也能为机构投资者带来长期投资价值。基于此，本文提出以下假设：

H1a：机构投资者能够促进企业创新产出增加；

H1b：机构投资者能够促进企业突破式创新产出增加。

1.2 政府补助的调节效应

企业创新活动具有显著外部性特征，会导致价格溢出和知识溢出，容易造成市场失灵，因而需要政府进行调节[15]。政府补助作为政府财政工具的重要组成部分，对外部投资者会产生极强的信号传递作用[16]。由于大多数创新活动都处于保密状态，为防止技术泄密，企业往往会减少创新项目信息披露[17]。同时，为争取更多外部融资，企业可能会夸大自身技术优势或隐藏研发项目的潜在风险。在上述信息不对称背景下，外部投资者需要花大量时间、人力、金钱选择投资对象[18]。此时，政府补助就传递了一个有利的信号，表明企业创新行为得到政府支持，其所开发的项目具有较好的市场潜力[9]。这一信号可以为企业创新活动提供隐形信用担保[19]，既能吸引更多机构投资者，进一步缓解企业面临的融资约束，也可以增强机构投资者推动企业创新活动的意愿。

为防止企业管理层挪用创新资金，政府会对获得补助的企业加强监管，并敦促企业披露创新活动信息。这有利于机构投资者进一步规范和引导企业对创新资金的使用[20]，为企业创新活动营造更好的环境。同时，政府补助会降低产业进入壁垒[18]，提升企业将创新产出转化为生产力的可能性，增强企业管理层开展创新活动的意愿。政府为企业提供创新补助，是希望企业能围绕关键技术领域创造出更多突破式创新成果。因此，政府补助更加青睐突破式创新产出，从而进一步强化机构投资者对该类创新活动的影响。基于此，本文提出以下假设：

H2a：政府补助正向调节机构投资者与企业创新产出的关系；

H2b：政府补助正向调节机构投资者与企业突破式创新产出的关系。

2 研究设计

2.1 样本与数据

本文选择2007-2019年我国非金融类A股上市公司作为研究样本，相关数据主要来源于同花顺、WIND、CSMAR等数据库。进一步剔除存在异常值与缺失值的样本和ST企业，对所有连续变量在5%的水平下进行缩尾处理，最终得到25 139个观测值。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

企业创新产出(R&D_O)和突破式创新产出(R&D_OI)。参考刘志东和高洪玮(2019)、黎文靖和郑曼妮[21]的研究方法，采用专利申请数加1的自然对数衡量企业创新产出；采用企业发明类专利加1后取自然对数衡量企业突破式创新产出。

2.2.2 解释变量

机构投资者(IO)。参照张强和王明涛[1]的做法，选取年末机构投资者持股比例对机构投资者进行度量。

2.2.3 调节变量

政府补助(GOV)。参照戴浩和柳剑平[16]及郭玥[18]的方法，采用当期政府补助总额与总资产的比值衡量政府补助强度。

2.2.4 控制变量

借鉴以往相关研究[1,6,21]，本文选择企业规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、净资产收益率(ROE)、股权集中度(TOP1)、企业年龄(AGE)、营业收入增长率(GROWTH)、产权性质(STATE)、托宾Q(TQ)作为控制变量，并进一步控制年度(YEAR)和行业(IND)效应的影响。具体变量定义见表1。

表1 变量及度量方法

2.3 模型设计

为考察机构投资者与企业创新产出的关系以及政府补助的调节效应，本文构建以下回归模型：

R&Di't=β0+β1IOi't+β2SIZEi't+β3LEVi't+β4ROEi't+β5TOP1i't+β6AGEi't+β7GROWTHi't+β8STATEi't+β9TQi't+ ∑YEARi't+∑IND+εi't

(1)

R&Di't=β0+β1IOi't+β2GOVi't+β3IOi't×GOVi't+β4SIZEi't+β5LEVi't+β6ROEi't+β7TOP1i't+β8AGEi't+β9GROWTHi't+β10STATEi't+β11TQi't+∑YEAR+∑IND+εi't

(2)

3 实证结果及分析

3.1 描述性统计

相关变量描述性统计结果如表2所示。总体上，专利申请和发明专利申请均值分别为2.13、1.46，方差分别为1.65、1.37，说明企业间专利和发明专利数量存在较大差异；机构投资者平均持股比例为6%，政府补助约占总资产的1%，两者整体呈现右偏分布。

表2 主要变量描述性统计结果

3.2 回归结果与分析

机构投资者对企业创新产出和突破式创新产出的影响，如表3所示。第2列中，IO的回归系数为1.113(p<0.01)，表明机构投资者能够促进企业创新产出增加，H1a得到验证。第4列中，IO的回归系数为0.974(p<0.01)，表明机构投资者能够促进企业突破式创新产出增加，H1b得到验证。第6列中，IO的回归系数为0.797(p<0.01)，IO×GOV的回归系数为48.950(p<0.05)，说明政府补助对机构投资者与企业创新产出的关系存在显著正向调节效应，H2a得到验证。第8列中，IO的回归系数为0.583(p<0.01)，IO×GOV回归系数为61.158(p<0.01)，说明政府补助对机构投资者持股与企业突破式创新产出的关系存在显著正向调节效应，H2b得到验证。

表3 机构投资者与企业创新产出及政府补助的调节效应

3.3 稳健性检验

3.3.1 替换创新产出变量

为防止因变量度量产生的误差，本文参照刘志东和高洪玮(2019)的方法，将专利申请被引用数加1的自然对数作为企业创新产出(R&D_O)的替代变量，进一步考虑企业创新的滞后性，模型(1)、(2)回归结果见表4。可以看出，无论是t期还是t+1期，模型(1)中IO的回归系数均在1%的水平上显著为正，IO×GOV的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明机构投资者能够显著促进企业创新产出和突破式创新产出增加，政府补助对二者关系具有显著正向调节效应。

表4 替换创新产出变量的稳健性检验结果

3.3.2 内生性检验

考虑到机构投资者持股与企业创新产出间可能存在的内生性问题，本文借鉴蒋水全等[22]的研究方法，选择公司所在省(市、自治区)的金融深化程度(该地区各金融机构贷款余额与该地区当期GDP的比值)作为工具变量。该变量与机构投资者持股比例相关，但不会影响企业创新产出。表5为模型(1)、(2)Heckman第二阶段回归结果，可以看出，控制自选择后，IO的回归系数均在1%的水平上显著为正，IO×GOV的回归系数分别在5%和1%的水平上显著为正，与前文结论一致。

表5 Heckman两阶段稳健性检验结果

同时，本文进一步采用滞后一期数据进行内生性检验，结果如表6所示。可以看出，机构投资者与企业创新产出显著正相关，政府补助在1%的显著水平上正向调节机构投资者与企业创新产出的关系，与前文结论一致。

表6 滞后一期检验结果

4 进一步分析

4.1 区域环境异质性的影响

我国各地区经济水平、金融发展程度、市场化程度存在显著差异[23]，可能导致政府补助对各地区企业的实施效果不同。东部地区经济发展水平较高，金融资源丰富，市场发育较为成熟，信息不对称程度较低[24]，市场本身可以很好地配置资源，政府补助的信号作用减弱，机构投资者在投资决策时对政府补助的依赖程度较低。同时，东部地区企业治理水平较高，政府补助对公司治理水平的提升作用减弱。对于中西部地区而言，市场法制建设尚不成熟，信息流通速度慢，融资约束较大，企业更依赖于政府提供的资源[25]。此外，中西部地区创新环境较差，企业能得到政府创新补助说明其具备一定的创新实力，政府补助的信号作用较强[26]，可进一步缓解企业融资约束。同时，政府补助对公司治理水平的提升作用，对中西部地区企业更为重要。

为进一步考察区域环境差异性对政府补助调节效应的影响，按照国家统计局对我国经济区域的划分方法，将样本分为东部地区和中西部地区。东部地区具体包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，其它分类到中西部地区，模型(2)回归结果如表7所示。东部地区样本中，第2列IO×GOV回归系数不显著，第6列IO×GOV的回归系数为41.981(p<0.1)。中西部地区样本中，第4、8列，IO×GOV回归系数分别为72.172(p<0.1)、89.492(p<0.01)。邹氏检验结果显示，在东部地区与中西部地区，政府补助对机构投资者和企业创新产出关系的调节效应存在显著组间差异，政府补助对机构投资者和企业创新产出以及突破式创新产出关系的正向调节作用在中西部地区更显著。当前，对于中西部地区而言，应加大政府补助力度，从而强化机构投资者对企业创新产出的促进作用。

表7 政府补助调节效应的区域环境效果分析结果

4.2 产业环境异质性的影响

制造业在国家综合实力提升过程中扮演着至关重要的角色，既包括信息技术产业、新材料产业等技术水平先进、制造模式环保的先进制造业[27]，也包括劳动密集型、资源转化效率较低的传统制造业，如纺织、服装等产业。然而，受国际技术竞争环境和中国经济发展阶段变化的影响[28]，先进制造业发展和创新能力成为国家关注的重点。2015年，国务院发布《中国制造2025》，鼓励大力发展先进制造业，走以质取胜的发展道路。《2020年政府工作报告》指出，要推动制造业升级和新兴产业发展，提高科技创新支撑能力。相比于传统制造业，先进制造业研发需求更大、动机更强，需要丰富的资源支持和创新方向引导。

为进一步考察产业环境差异性对政府补助调节效应的影响，根据国务院《中国制造2025》提出的十大重点发展领域，结合国民经济行业分类(GB/T4754-2017)，本文进一步选取计算机、通信和其它电子设备制造业、仪器仪表制造业、铁路、船舶、航空航天和其它运输设备制造业、汽车制造业、石油加工、炼焦和核燃料加工业、电气机械和器材制造业、化学原料和化学制品制造业、通用设备制造、专用设备制造业、医药制造业作为先进制造业的代表，其它制造企业归类为非先进制造业，模型(2)回归结果如表8所示。第2、6列先进制造业样本中，IO×GOV的回归系数分别为59.241(p<0.1)、49.515(p<0.1)；第4、8列非先进制造业样本中，IO×GOV的回归系数均不显著。邹氏检验结果显示，政府补助调节效应在先进制造业样本与非先进制造业样本之间存在显著组间差异，政府补助对机构投资者与企业创新产出及突破式创新产出关系的正向调节效应在先进制造业中更显著。政府可以通过加大先进制造企业补助力度吸引更多机构投资者，从而加快先进制造业高质量发展。

表8 政府补助调节效应的产业环境效果分析结果

4.3 内部控制环境异质性的影响

内部控制作为重要制度安排，能够有效配置企业资源，防范和控制风险[29]。首先，良好内部控制机制可以通过监管提高企业内部信息沟通效率和准确性，为企业创新活动营造良好的沟通环境[30]，便于企业及时监控创新进度，调配创新资源；其次，良好内部控制机制通过绩效考核和惩罚措施，抑制管理层的逆向选择[31]，防止管理层为了个人利益而减少或过度创新投资；最后，良好的内部控制机制不仅可以有效评估创新活动的可行性，而且可以在整个创新过程中不断进行修正，制定合理措施以应对可能出现的问题[32]，确保创新活动顺利开展。因此，拥有良好内部控制机制的企业可以提高政府补助利用效率，降低风险，促进机构投资者持续投资，增强机构投资者敦促管理层开展创新活动的意愿，强化政府补助对机构投资者与企业创新产出关系的正向调节效应。

为进一步考察内部控制环境差异性对政府补助调节效应的影响，参考刘欢等[33]的研究方法，对迪博内部控制信息披露指数进行对数化处理。按照分行业分年度取中位数的方法，将样本划分为强内部控制和弱内部控制两组样本，模型(2)回归结果如表9所示。第2、6列强内部控制的企业样本中，IO×GOV的回归系数分别为79.609(p<0.05)、87.595(p<0.01)；第4、8列弱内部控制的企业样本中，IO×GOV的系数均不显著。邹氏检验结果进一步显示，政府补助调节效应在强内部控制样本与弱内部控制样本组之间存在显著组间差异，政府补助对机构投资者和企业创新产出及突破式创新产出关系的调节作用在内部控制质量较好的企业中更显著。因此，政府在制定补助决策时，需要考虑企业内部控制情况，以便提高补助利用效率，从而更好地发挥机构投资者在推动企业创新过程中的作用。

表9 政府补助调节效应的内控环境效果分析结果

5 结语

5.1 研究结论

本文以2007-2019年我国A股上市公司数据为样本，重点研究政府补助对机构投资者与企业创新产出的调节效应，并深入探讨区域环境、产业环境和企业内部控制环境对政府补助调节效应的影响。

(1)机构投资者不仅能够促进企业创新产出，而且能够促进企业突破式创新产出。

(2)政府补助对机构投资者与企业创新产出、突破式创新产出关系存在显著正向调节效应，并且这一调节效应对突破式创新的影响更显著。原因可能在于：突破式创新技术含量更高，是提升企业核心竞争力、促进创新发展战略实施的关键，政府会投入更多创新补助予以支持。

(3)区域环境、产业环境以及内部控制环境对政府补助的调节效应产生影响，相较于东部地区、非先进制造业和内部控制质量较低的企业，政府补助在中西部地区、先进制造业和内部控制质量较高的企业中，对机构投资者与企业创新产出和突破式创新产出的正向调节效应更显著。

5.2 贡献

首先，本文基于融资约束、公司治理和信号理论，从创新产出和突破式创新产出视角，进一步拓展机构投资者和政府对创新活动作用的研究；其次，本文从外部政府规制视角研究政府补助在机构投资者与企业创新产出、突破式创新产出间的调节效应，为政府财政工具应用提供理论解释和经验证据；最后，本文从区域环境、产业环境和企业内部控制环境视角，进一步考察政府补助调节效应的差异性，为未来政府补助的精准发力提供参考。

5.3 研究启示

政府补助可以强化机构投资者对企业创新的促进作用，尤其是对突破式创新。因此，可以通过强化政府补助资金的价值引导作用，吸引更多优质机构投资者，进一步缓解企业创新资金约束，优化创新活动管理，促进创新产出增加，助力企业通过内涵式发展实现高质量发展。

政府补助的调节效应在中西部地区更加显著，表明政府可以通过进一步加大对中西部地区的创新补助强度，发挥政府补助的区域引导作用，引导机构投资者向中西部地区投资，推动区域经济发展，逐步解决我国区域发展不平衡不充分问题。

政府补助的调节效应在先进制造业中更加显著，表明我国可以进一步规范先进制造业认定标准，对重点行业和领域予以更多资源支持，发挥政府补助的产业引导作用，吸引更多专业机构投资者向先进制造业重点领域投资，加快先进制造企业创新步伐。

政府补助的调节效应在内部控制质量较高的企业中更加显著，表明企业要加强自身内部控制环境建设。这不仅有利于吸引机构投资者投资，而且有利于通过政府补助强化机构投资者与企业创新关系的正向调节作用，充分利用外部资源促进企业创新活动，增加创新产出，提升创新绩效。同时，应加强政府补助绩效考核，将创新补助真正配置到治理水平较高且有意愿、有能力进行创新的企业中，从而提升政府补助使用效率。