機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為

劉洪穎　陳曄婷

摘? ?要：機(jī)構(gòu)投資者在企業(yè)治理中扮演著外部監(jiān)管者的角色，但其外部監(jiān)管的有效性受到諸如機(jī)構(gòu)投資者特性、企業(yè)內(nèi)部治理以及外部環(huán)境等因素的影響。在實(shí)踐中，機(jī)構(gòu)投資者持股究竟對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生何種影響，這一問題一直未達(dá)成共識(shí)。本文采用Meta分析法對(duì)57篇相互獨(dú)立的中英文實(shí)證文獻(xiàn)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果顯示：（1）機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為，并且對(duì)于創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用大于創(chuàng)新投入;（2）機(jī)構(gòu)投資者類型、產(chǎn)權(quán)屬性對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用;（3）國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，并且，國(guó)家發(fā)達(dá)程度的負(fù)向調(diào)節(jié)作用存在于機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系中，在機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入的關(guān)系中則不顯著。這表明機(jī)構(gòu)投資者持股有效地促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新，尤其是對(duì)中國(guó)等發(fā)展中國(guó)家的促進(jìn)作用更為明顯。研究結(jié)果豐富和細(xì)化了資本市場(chǎng)作用于企業(yè)創(chuàng)新路徑的相關(guān)研究，盡可能呈現(xiàn)了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為作用的全貌，得到了相對(duì)可靠的結(jié)論，對(duì)后續(xù)研究的深入有啟發(fā)作用，同時(shí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)具有一定指導(dǎo)意義。

關(guān)鍵詞：機(jī)構(gòu)投資者持股;企業(yè)創(chuàng)新行為;Meta分析

中圖分類號(hào)：F832.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2022）05-0011-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2022.05.002

一、引言

創(chuàng)新作為企業(yè)保持行業(yè)領(lǐng)先地位的不竭動(dòng)力，無論是在學(xué)術(shù)界還是實(shí)踐中都是熱點(diǎn)話題。創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家發(fā)展所不可或缺的，在高質(zhì)量發(fā)展的大環(huán)境之下，提高企業(yè)創(chuàng)新能力是符合時(shí)代發(fā)展潮流的必然選擇。學(xué)術(shù)界已對(duì)影響企業(yè)創(chuàng)新行為的路徑做出了廣泛的討論，其中，資本市場(chǎng)對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新行為有著不可忽視的作用。而境內(nèi)外機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)中的重要性與日俱增。根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)公布的數(shù)據(jù)，截至2020年年底，境外投資者持有A股資產(chǎn)突破3萬億元，持股市值占比近5%;境內(nèi)專業(yè)機(jī)構(gòu)持有A股流通市值合計(jì)12.62萬億元，持股市值占比18.44%，處于近年來最高水平。那么，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為能否產(chǎn)生正向影響？近年來學(xué)者們就此展開了廣泛的討論，但一直未能達(dá)成一致。目前存在以下觀點(diǎn)：第一，機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為，如Sunil和John（2000）[1]對(duì)美國(guó)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)，Philippe等（2013）[2]的研究顯示機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出正相關(guān);第二，機(jī)構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)創(chuàng)新行為，如Saggyu等（2019）[3]以韓國(guó)企業(yè)為研究對(duì)象就得到了這樣的結(jié)論;第三，兩者之間存在非線性關(guān)系，如齊結(jié)斌和安同良（2014）[4]認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者持股須達(dá)到一定門檻，才與企業(yè)創(chuàng)新投入呈現(xiàn)一定正相關(guān)關(guān)系。另外，還有學(xué)者探討了機(jī)構(gòu)投資者類型和產(chǎn)權(quán)屬性差對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。如溫軍和馮根福（2012）[5]研究表明異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新行為的作用不同，境外機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新行為有積極作用，而證券投資基金持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為有消極作用;劉寧悅和楊洋（2017）[6]、陳旭東等（2020）[7]對(duì)不同產(chǎn)權(quán)屬性的企業(yè)進(jìn)行分類研究，發(fā)現(xiàn)證券投資基金持股對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用更為顯著。通過梳理文獻(xiàn)，我們認(rèn)為造成研究結(jié)論不同的原因主要有：（1）研究樣本不同，主要體現(xiàn)在樣本采集的國(guó)家不同、經(jīng)濟(jì)環(huán)境不同、企業(yè)自身特征屬性不同;（2）研究維度不同，主要體現(xiàn)在機(jī)構(gòu)投資者的分類多樣、研究側(cè)重點(diǎn)不同。

綜上所述，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為影響的結(jié)論存在差異，因研究情景、研究維度的限制使得研究結(jié)論缺乏普適性。機(jī)構(gòu)投資者持股能否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為？哪些邊界條件又對(duì)二者關(guān)系產(chǎn)生了作用？這是學(xué)者們一直在探尋的問題。為了得到更具普適性的研究結(jié)論，本文采納1991—2021年間28篇在SSCI期刊上發(fā)表的英文文獻(xiàn)和29篇在CSSCI期刊上發(fā)表的中文文獻(xiàn)，運(yùn)用Meta分析方法對(duì)共計(jì)57篇實(shí)證文獻(xiàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析，更直觀地得到了機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的結(jié)論，并采用Meta二元分析和回歸分析對(duì)可能存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究?jī)?nèi)容具體有：（1）將企業(yè)創(chuàng)新行為評(píng)估方式劃分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)類別，在剖析機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的作用，構(gòu)建機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的主效應(yīng)關(guān)系。（2）對(duì)造成機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系差異的潛在調(diào)節(jié)變量進(jìn)行實(shí)證分析。首先，按以往研究對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的分類，對(duì)其中四種分類方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)分別進(jìn)行了檢驗(yàn);其次，從產(chǎn)權(quán)屬性角度檢驗(yàn)了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新行為的作用是否不同;最后，以國(guó)家發(fā)達(dá)程度為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)了其對(duì)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，并且為了得到更深入的結(jié)論，進(jìn)一步檢驗(yàn)了國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股分別與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的不同調(diào)節(jié)作用。（3）基于中國(guó)樣本，再次檢驗(yàn)了機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系以及機(jī)構(gòu)投資者類型的調(diào)節(jié)作用，獲得了中國(guó)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文的主要貢獻(xiàn)有：第一，本文運(yùn)用Meta分析法對(duì)57篇研究文獻(xiàn)再次進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，克服了單個(gè)研究文獻(xiàn)存在的樣本、對(duì)象、方法差異問題，更加全面地評(píng)估了機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系，并且對(duì)創(chuàng)新行為的評(píng)估方式進(jìn)行了劃分，構(gòu)建了更完整的主效應(yīng)關(guān)系框架;第二，從機(jī)構(gòu)投資者類別、企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性、國(guó)家發(fā)達(dá)程度的角度，證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的作用差異，豐富了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為發(fā)揮作用的邊界條件;第三，針對(duì)中國(guó)研究樣本進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，對(duì)比了中國(guó)樣本與國(guó)際樣本下機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的作用差異，得到了屬于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù);第四，本文豐富了資本市場(chǎng)作用于企業(yè)創(chuàng)新行為的路徑的相關(guān)研究，為機(jī)構(gòu)投資者參與企業(yè)創(chuàng)新、公司治理等實(shí)踐活動(dòng)提供了參考。69033D07-FF88-4A2B-9A1F-6EC5CF4241CA

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系

高質(zhì)量發(fā)展下，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)呈井噴式增長(zhǎng)，資本市場(chǎng)發(fā)展對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑是近年來的研究熱點(diǎn)，而股市持股占比較大的機(jī)構(gòu)投資者究竟能否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為，是學(xué)者們一直在探尋的問題。從理論上講，機(jī)構(gòu)投資者持股可以從兩個(gè)方向影響企業(yè)的創(chuàng)新。一方面，根據(jù)機(jī)構(gòu)短視論，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者傾向于獲取短期收益時(shí)，會(huì)對(duì)管理層施加壓力，如Jeremy（1988）[8]認(rèn)為提供良好短期業(yè)績(jī)的持續(xù)壓力可能會(huì)導(dǎo)致管理者放棄長(zhǎng)期的風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目。Daniel等（2014）[9]認(rèn)為迫于股市的壓力，管理者可能選擇對(duì)股價(jià)見效更快的項(xiàng)目，從而放棄長(zhǎng)期的研發(fā)項(xiàng)目，追求更傳統(tǒng)、穩(wěn)健的項(xiàng)目。管理者對(duì)短期效益的追求，使企業(yè)淪為投機(jī)者，正如Brian（1998）[10]的觀點(diǎn)，管理者的短期行為對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股和企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。另外，Nida（2015）[11]、Felix和Emilio（2017）[12]等學(xué)者的研究也證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的消極作用。另一方面，機(jī)構(gòu)積極主義卻給出了截然相反的觀點(diǎn)。持有該觀點(diǎn)的學(xué)者Andrei和Robert（1986）[13]認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者擁有比個(gè)人投資者更高的風(fēng)險(xiǎn)承受能力、更專業(yè)的投資團(tuán)隊(duì)、更高的持股比例，有利于其積極參與企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。Zhao等（2017）[14]、Gary和Charles（1991）[15]對(duì)中美兩國(guó)上市企業(yè)的研究均證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用。張強(qiáng)和王明濤（2019）[16]對(duì)中國(guó)中小板、創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)的研究，也證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的正向作用?？偟膩碚f，支持機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為正相關(guān)的實(shí)證研究更為豐富。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出是現(xiàn)有研究對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的主要評(píng)估方式。創(chuàng)新投入的測(cè)量指標(biāo)包括研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入等，創(chuàng)新產(chǎn)出的測(cè)量指標(biāo)包括專利申請(qǐng)、專利授權(quán)、專利引用和新產(chǎn)品發(fā)布等。創(chuàng)新投入是企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的重要支撐，提高創(chuàng)新投入可以從需求側(cè)拉動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。創(chuàng)新產(chǎn)出是創(chuàng)新的主體，是企業(yè)研發(fā)能力的重要體現(xiàn)，創(chuàng)新產(chǎn)出可以直接帶來新技術(shù)，新技術(shù)則會(huì)帶來生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量的提高，從供給側(cè)促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出之間分別存在何種關(guān)系，學(xué)術(shù)界眾說紛紜。Robert等（2002）[17]對(duì)美國(guó)工業(yè)制造業(yè)企業(yè)的研究證實(shí)，機(jī)構(gòu)投資者持股顯著促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入。Felix和Emilio（2017）[12]基于19個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家企業(yè)的研究則表明機(jī)構(gòu)投資者持股抑制了企業(yè)研發(fā)投入。Hoang等（2017）[18]以38個(gè)國(guó)家的企業(yè)為研究樣本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系。Susanne等（2017）[19]對(duì)奧地利企業(yè)的研究則表明機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間沒有顯著相關(guān)性。企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出同為衡量企業(yè)創(chuàng)新行為的重要方式，但各自代表的含義是不同的，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)二者的作用也可能存在差異，因此，本文認(rèn)為深入探究機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)二者的作用是有必要的，對(duì)公司治理的側(cè)重點(diǎn)有一定指導(dǎo)意義。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2a：機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入。

H2b：機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

（二）機(jī)構(gòu)投資者類型的調(diào)節(jié)作用

資本市場(chǎng)中的機(jī)構(gòu)投資者有多種類型，而不同類型機(jī)構(gòu)投資者的投資理念、行為模式也存在差異，這對(duì)公司治理造成了一定影響，因此，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者類型進(jìn)行細(xì)分研究十分必要。經(jīng)過對(duì)現(xiàn)有研究的梳理，本文總結(jié)出四種主要的分類方式：（1）按投資來源地區(qū)，將機(jī)構(gòu)投資者分為境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者和境外機(jī)構(gòu)投資者;（2）按持股期限意愿，將機(jī)構(gòu)投資者分為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者和短期機(jī)構(gòu)投資者;（3）按機(jī)構(gòu)投資者與持股企業(yè)之間是否存在商業(yè)聯(lián)系，將機(jī)構(gòu)投資者分為壓力敏感型和壓力抵抗型;（4）按投資策略不同，將機(jī)構(gòu)投資者分為主動(dòng)型和被動(dòng)型。本文基于這四種分類方式分別探究不同類型機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的作用。

自2002年11月5日中國(guó)證監(jiān)會(huì)和中國(guó)人民銀行聯(lián)合發(fā)布《合格境外機(jī)構(gòu)投資者境內(nèi)證券投資管理暫行辦法》以來，越來越多的境外機(jī)構(gòu)投資者活躍于我國(guó)資本市場(chǎng)，資本市場(chǎng)開放逐步加強(qiáng)。但是，關(guān)于境內(nèi)外機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為影響的差異尚未有定論。Hyuk等（1999）[20]認(rèn)為境外機(jī)構(gòu)投資者相對(duì)于境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者有信息劣勢(shì)，難以根據(jù)實(shí)際情況實(shí)施有效的監(jiān)督，因而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用弱于境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者。Mark 和Matti（2000）[21]則持不同觀點(diǎn)，他們認(rèn)為境外機(jī)構(gòu)投資者具有國(guó)際資源優(yōu)勢(shì)，能吸收更多高端人才和新知識(shí)，同時(shí)境外投資者投資分散化，具備更高的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，更傾向于從企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的角度獲取利益。鑒于研究結(jié)論缺乏一致性，本文將運(yùn)用Meta分析進(jìn)行檢驗(yàn)，并提出如下假設(shè)：

H3a：相對(duì)于境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者，境外機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

按機(jī)構(gòu)投資者對(duì)持股期限的意愿，將其劃分為長(zhǎng)期型和短期型。長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，對(duì)管理層的監(jiān)督意愿更強(qiáng)，重視與管理層的溝通并積極參與公司治理。而短期機(jī)構(gòu)投資者扮演著投機(jī)者的角色，他們利用短期交易賺取買賣差價(jià)，不參與企業(yè)管理，更不關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展。Omer和Blake（2019）[22]對(duì)美國(guó)醫(yī)藥企業(yè)的研究顯示長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股與專利申請(qǐng)有顯著的正相關(guān)關(guān)系。王曉艷和溫東子（2020）[23]基于我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)的研究也同樣得到了長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)作用更強(qiáng)的結(jié)論。另外，Chang等（2019）[24]研究表明短期機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為不存在顯著線性關(guān)系，但長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用較為顯著。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3b：相對(duì)于短期機(jī)構(gòu)投資者，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。69033D07-FF88-4A2B-9A1F-6EC5CF4241CA

按機(jī)構(gòu)投資者與持股企業(yè)是否有商業(yè)聯(lián)系，Brickley等（1988）[25]將機(jī)構(gòu)投資者分為壓力敏感型和壓力抵抗型。壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者與持股企業(yè)有商業(yè)聯(lián)系，二者之間存在的利益沖突使得機(jī)構(gòu)難以積極參與公司管理決策，更關(guān)注短期收益。壓力抵抗型機(jī)構(gòu)投資者則更為獨(dú)立，傾向于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，參與公司治理、創(chuàng)新活動(dòng)的意愿更強(qiáng)。其中，壓力抵抗型機(jī)構(gòu)通常包括證券投資基金、社保基金和QFII，壓力敏感型機(jī)構(gòu)包括券商、保險(xiǎn)公司、信托公司等。實(shí)證中，Josep等（2007）[26]對(duì)西班牙企業(yè)的研究表明壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)研發(fā)投入有顯著的抑制作用。李濤和陳晴（2020）[27]對(duì)A股上市企業(yè)的研究則證實(shí)壓力敏感型機(jī)構(gòu)持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系不顯著，而壓力抵抗型機(jī)構(gòu)持股顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3c：相對(duì)于壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者，壓力抵抗型機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

按采取的投資策略不同，將機(jī)構(gòu)投資者劃分為主動(dòng)型和被動(dòng)型。主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者積極參與企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)管理，并且愿意利用自身資源為持股企業(yè)提供技術(shù)、資金支持，為獲取長(zhǎng)期利益而督促企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開展。被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者傾向于投資分散化，常常復(fù)制市場(chǎng)指數(shù)，不積極尋求超額收益，采取消極投資的方式獲取市場(chǎng)平均收益。Rahul和Parthiban（1996）[28]認(rèn)為，被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者投資的分散化增加了機(jī)構(gòu)的監(jiān)督成本，會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新行為。李仲澤（2020）[29]的研究也證實(shí)主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者持股更能推動(dòng)企業(yè)的創(chuàng)新行為。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3d：相對(duì)于被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者，主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

（三）產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)是我國(guó)上市公司特有的兩種產(chǎn)權(quán)屬性。溫軍和馮根福（2012）[5]認(rèn)為國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)具有多重目標(biāo)，肩負(fù)政治與經(jīng)濟(jì)雙重屬性，日常經(jīng)營(yíng)不完全受市場(chǎng)因素的影響，且國(guó)有企業(yè)管理者職位有政府官員的屬性，不易被取代。因此，機(jī)構(gòu)投資者難以利用拋股的方式對(duì)經(jīng)營(yíng)者施壓，管理者創(chuàng)新動(dòng)力不足，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)國(guó)有企業(yè)自主創(chuàng)新能力激勵(lì)效果較小。李文貴和余明桂（2015）[30]研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)代理成本更低，機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理帶來的激勵(lì)和監(jiān)督作用更為有效。然而，張強(qiáng)和王明濤（2019）[16]則持相反觀點(diǎn)，他們認(rèn)為民營(yíng)企業(yè)股權(quán)相對(duì)集中，控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)較為分離，小股東與大股東之間難以形成有效制衡，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)民營(yíng)企業(yè)的外部監(jiān)督效果不佳。綜上所述，機(jī)構(gòu)投資者持股與國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的相關(guān)研究存在一定爭(zhēng)議，本文運(yùn)用Meta分析進(jìn)行檢驗(yàn)，并提出如下假設(shè)：

H4：相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

（四）國(guó)家發(fā)達(dá)程度的調(diào)節(jié)作用

發(fā)達(dá)國(guó)家在綜合國(guó)力、科技水平以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)方面有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，其資本市場(chǎng)參與者更為成熟和理性，具備更完善的市場(chǎng)機(jī)制。與此同時(shí)，發(fā)達(dá)國(guó)家的機(jī)構(gòu)投資者歷經(jīng)數(shù)十年的發(fā)展演變，由消極主義逐漸走向積極主義。而發(fā)展中國(guó)家的金融體系、市場(chǎng)機(jī)制存在諸多不完善的地方，尤其是對(duì)于知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)亟待加強(qiáng)，這使得發(fā)展中國(guó)家的創(chuàng)新環(huán)境相較于發(fā)達(dá)國(guó)家存在一定差距，并且發(fā)達(dá)國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股作用于企業(yè)創(chuàng)新的路徑更為多樣化，因此，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)發(fā)展中國(guó)家企業(yè)創(chuàng)新行為的作用可能不及發(fā)達(dá)國(guó)家。但發(fā)達(dá)國(guó)家資本市場(chǎng)相對(duì)完善，投資者更為成熟，投資機(jī)構(gòu)化時(shí)間較長(zhǎng)，因而機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新行為的影響趨于穩(wěn)定。而且從發(fā)展機(jī)會(huì)來看，發(fā)展中國(guó)家有更大的進(jìn)步空間，現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)政策的變化、資本市場(chǎng)的開放都可能創(chuàng)造新的商業(yè)機(jī)會(huì)，創(chuàng)新活動(dòng)也將持續(xù)涌現(xiàn)。以我國(guó)為例，作為發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)的投資機(jī)構(gòu)化起步較晚，始于證監(jiān)會(huì)2000年提出的“超常規(guī)發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者”理念，但近年來機(jī)構(gòu)投資者持股迅猛擴(kuò)張，目前對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的刺激作用可能超過已經(jīng)趨于穩(wěn)定的發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)。綜上所述，國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系是否存在調(diào)節(jié)作用尚未可知。因此，本文運(yùn)用Meta分析進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并提出以下假設(shè)：

H5：相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，發(fā)展中國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

如前文所述，在實(shí)證研究中，企業(yè)的創(chuàng)新行為主要有創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩種評(píng)估方式，創(chuàng)新投入是創(chuàng)新活動(dòng)的重要支撐，創(chuàng)新產(chǎn)出是創(chuàng)新的主體，是企業(yè)研發(fā)能力的重要體現(xiàn)。那么，國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是否存在差異？在已有研究中，F(xiàn)elix和Emilio（2017）[12]以19個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的956個(gè)研發(fā)密集型企業(yè)為研究對(duì)象，研究表明發(fā)達(dá)國(guó)家的投資者保護(hù)制度更完善，有利于機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用。Sanggyu等（2019）[3]認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的作用受到公司治理的影響，即使發(fā)達(dá)國(guó)家具備更完善的法律體系、市場(chǎng)機(jī)制，機(jī)構(gòu)投資者持股能否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入仍要考慮企業(yè)的內(nèi)部治理環(huán)境。另外，發(fā)達(dá)國(guó)家在技術(shù)、研發(fā)體系、資金等方面具有更雄厚實(shí)力，在發(fā)明專利、知識(shí)產(chǎn)權(quán)占有數(shù)量上遠(yuǎn)超發(fā)展中國(guó)家，尤其是更為嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)為自身營(yíng)造了更好的創(chuàng)新環(huán)境。但Merges和Nelson（1994）[31]等學(xué)者認(rèn)為專利保護(hù)制度會(huì)造成一定壟斷，導(dǎo)致模仿、抄襲現(xiàn)象頻發(fā)，不利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。可以看出，國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)作用均存在一定爭(zhēng)議。因此，本文在探究國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用基礎(chǔ)上，通過Meta實(shí)證分析深入探究國(guó)家發(fā)達(dá)程度調(diào)節(jié)作用在不同的企業(yè)創(chuàng)新行為評(píng)估方式下的差異，并提出以下假設(shè)：

H6a：相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，發(fā)展中國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入。

H6b：相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，發(fā)展中國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

綜上，本文的研究框架如圖1所示：69033D07-FF88-4A2B-9A1F-6EC5CF4241CA

三、研究方法

Meta分析法不同于傳統(tǒng)的實(shí)證研究方法，它是在已有研究基礎(chǔ)上對(duì)相同研究目的的實(shí)證文獻(xiàn)再次進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，通過篩選整理特定研究目的的文獻(xiàn)，做出定量的、系統(tǒng)性的評(píng)價(jià)。Meta分析作為一種客觀的、科學(xué)的、可預(yù)見的研究方法，不僅可以檢驗(yàn)自變量和因變量之間的關(guān)系，還可以檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量帶來的結(jié)論差異。本文應(yīng)用Meta分析的原因有：（1）機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的相關(guān)研究成果頗豐，經(jīng)篩選得到的實(shí)證文獻(xiàn)篇數(shù)是適用于Meta分析的;（2）兩者關(guān)系的研究結(jié)論具有很大的差異，采用Meta分析能針對(duì)這種異質(zhì)性做出定量分析，從而得到更具普適性的結(jié)論。因此，本文運(yùn)用Meta分析方法對(duì)已有的研究進(jìn)行整合，并運(yùn)用專業(yè)的Meta分析軟件Comprehensive Meta Analysis 3.0進(jìn)行實(shí)證分析，構(gòu)建機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的主效應(yīng)關(guān)系，并進(jìn)一步探究?jī)烧咧g存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（一）文獻(xiàn)檢索及篩選

為了盡可能涵蓋更多的相關(guān)文獻(xiàn)，本文使用機(jī)構(gòu)投資者（Institutional Invester）、機(jī)構(gòu)持股者（Institutional Shareholder）、機(jī)構(gòu)持有（Insititutional Ownership）、企業(yè)創(chuàng)新（Enterprise Innovation）、創(chuàng)新投入（Innovation Input）、創(chuàng)新產(chǎn)出（Innovation Output）等替代性術(shù)語，在Science Direct、EBSCO、Springer-Link、JSTOR、Elsevier、Wiley、中國(guó)知網(wǎng)、維普、萬方等數(shù)據(jù)平臺(tái)先后設(shè)置篇名、主題、關(guān)鍵詞進(jìn)行檢索，并進(jìn)行初步篩選，得到195篇初始文獻(xiàn)。然后，依照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)上述195篇文獻(xiàn)進(jìn)行篩選：（1）研究問題必須是機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系;（2）原始文獻(xiàn)應(yīng)屬于實(shí)證研究，剔除案例分析、文獻(xiàn)綜述等文獻(xiàn);（3）研究格式、過程規(guī)范，必須報(bào)告樣本量、相關(guān)系數(shù)、t值、標(biāo)準(zhǔn)誤等可以轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)量;（4）對(duì)于選取的樣本相同的文獻(xiàn)進(jìn)行剔除，保證樣本獨(dú)立性。經(jīng)過篩選，最終得到57篇有效的研究樣本（見表1），其中中文29篇，英文28篇，共計(jì)171個(gè)效應(yīng)值。

（二）文獻(xiàn)編碼

獲取樣本文獻(xiàn)后，本文對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行編碼處理。首先，從研究層次和效應(yīng)值層次對(duì)研究名稱、作者、發(fā)表年份、樣本量、研究對(duì)象、變量測(cè)量方式、效應(yīng)值大小等信息進(jìn)行編碼;其次，對(duì)于同一篇文獻(xiàn)報(bào)告多個(gè)相關(guān)系數(shù)的情況，若相關(guān)系數(shù)來自不同研究樣本，則視為獨(dú)立樣本效應(yīng)值納入研究;最后，針對(duì)潛在調(diào)節(jié)變量的設(shè)置進(jìn)行編碼，若文獻(xiàn)中區(qū)分了企業(yè)創(chuàng)新行為的評(píng)估維度，則進(jìn)行多次編碼。

（三）數(shù)據(jù)處理

本文采用CMA3.0對(duì)提取的研究數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。由于提取的相關(guān)系數(shù)是納入研究中的回歸系數(shù)，這類系數(shù)的絕對(duì)值接近1時(shí)，不服從正態(tài)分布。因此，首先，要對(duì)提取的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行費(fèi)雪轉(zhuǎn)化，使其符合漸進(jìn)的正態(tài)分布。轉(zhuǎn)化公式如下：

式（1）中，[r]表示相關(guān)系數(shù)，[Z]表示轉(zhuǎn)化后的費(fèi)雪[Z]值。

其次，對(duì)轉(zhuǎn)化后的Z值進(jìn)行加權(quán)平均，使單個(gè)效應(yīng)值在總體效應(yīng)值中的占比與該樣本在總樣本中的占比保持一致。計(jì)算公式如下：

標(biāo)準(zhǔn)誤[SEE]、相應(yīng)的效應(yīng)值權(quán)重[Wi]的計(jì)算公式如下：

最后，逆變換轉(zhuǎn)化為最終效應(yīng)值的相關(guān)系數(shù)[r-]，并計(jì)算出95%的置信區(qū)間，公式如下：

完成以上步驟后，正式進(jìn)入總體效應(yīng)分析環(huán)節(jié)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）偏倚性分析

在進(jìn)行Meta分析之前，要對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行偏倚性檢驗(yàn)，這一步驟是為了確認(rèn)采用的文獻(xiàn)是否可靠。本文借鑒了Rosenthal（1979）[32]的失安全系數(shù)計(jì)算方法來檢驗(yàn)偏倚性，失安全系數(shù)的含義是，要使Meta分析結(jié)果不可靠，需要多少相反的、無效的效應(yīng)值。其中，臨界值計(jì)算公式為[5×K+10]，其中[K]代表效應(yīng)值個(gè)數(shù)。從表2可以看出，各個(gè)研究關(guān)系的失安全系數(shù)遠(yuǎn)大于其臨界值，因此，可以認(rèn)為本文選擇的研究文獻(xiàn)不存在出版偏誤，Meta分析結(jié)果具有可靠性。

（二）整體異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

異質(zhì)性檢驗(yàn)作為Meta分析中十分重要的一環(huán)，是指對(duì)每個(gè)獨(dú)立研究樣本間存在的差異性進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)樣本存在較大的異質(zhì)性時(shí)，應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。異質(zhì)性的大小一般采用Q值和[I2]值來衡量，Q值的判斷標(biāo)準(zhǔn)是：當(dāng)Q > n-1時(shí)（n為研究樣本數(shù)量），說明異質(zhì)性顯著，應(yīng)該運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)模型;當(dāng)Q < n-1時(shí)，固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型均可。[I2]值的判斷標(biāo)準(zhǔn)是：當(dāng)[I2]> 60%時(shí)，說明存在異質(zhì)性，此時(shí)應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型;當(dāng)[I2]< 60%時(shí)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。本文的檢驗(yàn)結(jié)果見表3：Q值為58628.67，遠(yuǎn)大于170;同時(shí)，[I2]值為99.71%，也明顯大于60%。這兩項(xiàng)指標(biāo)都表明研究樣本存在異質(zhì)性，因此，本文認(rèn)為選取隨機(jī)效應(yīng)模型更合適。

（三）主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為修正加權(quán)后的相關(guān)系數(shù)為0.137（P<0.001），說明機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為，假設(shè)H1成立。此外，本文還考慮了創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)子維度，深層次探究了機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的內(nèi)在關(guān)系，機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)分別為0.049（P<0.001）、0.226（P<0.001）。這說明機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)于不同創(chuàng)新行為的作用存在差異，其中機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用更為顯著，對(duì)創(chuàng)新投入的影響相對(duì)較小，假設(shè)H2a、H2b成立。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

整體異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示機(jī)構(gòu)投資者持股和企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系存在高度異質(zhì)性，這說明二者的關(guān)系還受到一些調(diào)節(jié)變量的影響。為了進(jìn)一步探討異質(zhì)性的原因，本文選取機(jī)構(gòu)投資者類型、產(chǎn)權(quán)類型以及國(guó)家發(fā)達(dá)程度等潛在調(diào)節(jié)變量，并依據(jù)調(diào)節(jié)變量對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行0—1編碼，對(duì)各個(gè)調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行Meta二元檢驗(yàn)分析。69033D07-FF88-4A2B-9A1F-6EC5CF4241CA

1. 機(jī)構(gòu)投資者類型調(diào)節(jié)作用。通過大量的文獻(xiàn)梳理，本文按照四種機(jī)構(gòu)投資者的分類方式進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。從投資來源地區(qū)來看，境外機(jī)構(gòu)投資者和境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.161（P<0.001）、0.045（P<0.01），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)也顯著（Q=17.18， P<0.001），假設(shè)H3a得證;從投資期限來看，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者和短期機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.365（P<0.001）、0.088（P<0.01），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)也顯著（Q=18.27，P<0.001），假設(shè)H3b得證;從是否與持股企業(yè)發(fā)生商業(yè)聯(lián)系來看，壓力抵抗型機(jī)構(gòu)投資者和壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.171（P<0.001）、0.028（P<0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)也顯著（Q=26.29， P<0.001），假設(shè)H3c得證;從投資策略來看，主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者和被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.174（P<0.001）、0.035（P<0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)也顯著（Q=18.83， P<0.001），假設(shè)H3d得證。

2. 產(chǎn)權(quán)類型的調(diào)節(jié)作用。本文研究假設(shè)部分已提出，我國(guó)特有的企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性可能對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。經(jīng)Meta二元檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示，機(jī)構(gòu)投資者與民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)為0.231（P<0.01），機(jī)構(gòu)投資者與國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)為0.035（P<0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)顯著（Q=6.243， P<0.05）。這說明產(chǎn)權(quán)屬性的確有一定調(diào)節(jié)作用，并且機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新行為的正向影響明顯大于國(guó)有企業(yè)，假設(shè)H4成立。

3. 國(guó)家發(fā)達(dá)程度的調(diào)節(jié)作用。對(duì)于國(guó)家發(fā)達(dá)程度調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)，本文剔除了四篇囊括發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家兩個(gè)類別的研究后，共采用了53篇研究的數(shù)據(jù)，合計(jì)149個(gè)效應(yīng)值，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。在機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的檢驗(yàn)中，發(fā)達(dá)國(guó)家的機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)為0.075（P<0.05），發(fā)展中國(guó)家的機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為相關(guān)系數(shù)為0.173（P<0.001），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)顯著（Q=4.900， P<0.05）;在機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入關(guān)系的檢驗(yàn)中，國(guó)家發(fā)達(dá)程度的調(diào)節(jié)作用不顯著;在機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的檢驗(yàn)中，發(fā)達(dá)國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.157（P<0.001），發(fā)展中國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.321（P<0.001），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)顯著（Q=4.955， P<0.05）。綜上，國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)作用不顯著，假設(shè)H6a不成立;而國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為、創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系有一定調(diào)節(jié)作用，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)創(chuàng)新行為、創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用更為顯著，假設(shè)H5、H6b得證。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于Meta二元分析減少了亞組的樣本個(gè)數(shù)，所以可能造成一定的誤差，為了克服這種誤差帶來的影響，本文還運(yùn)用了Meta回歸分析再次對(duì)潛在調(diào)節(jié)變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體操作方法如下：首先，按各個(gè)調(diào)節(jié)變量對(duì)57篇文獻(xiàn)中171個(gè)效應(yīng)值進(jìn)行0—1編碼;其次，利用分析軟件自動(dòng)生成各個(gè)相關(guān)系數(shù)的權(quán)重;最后，用加權(quán)最小二乘法對(duì)潛在調(diào)節(jié)變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，并得到各個(gè)調(diào)節(jié)效應(yīng)的數(shù)值。具體回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表8，機(jī)構(gòu)投資者類型調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中，投資來源類型的回歸系數(shù)為0.114，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.001），假設(shè)H3a成立;投資期限類型的回歸系數(shù)為0.295，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.001），假設(shè)H3b成立;壓力類型的回歸系數(shù)為0.142，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.001），假設(shè)H3c成立;主被動(dòng)類型的回歸系數(shù)為0.139，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.001），假設(shè)H3d成立。產(chǎn)權(quán)類型的回歸系數(shù)為0.201，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.05），假設(shè)H4成立。國(guó)家發(fā)達(dá)程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中，檢驗(yàn)關(guān)系為機(jī)構(gòu)持股與企業(yè)創(chuàng)新行為時(shí)，回歸系數(shù)為0.101，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.05），假設(shè)H5成立;檢驗(yàn)關(guān)系為機(jī)構(gòu)持股與創(chuàng)新投入時(shí)，回歸系數(shù)不顯著，假設(shè)H6a不成立;檢驗(yàn)關(guān)系為機(jī)構(gòu)持股與創(chuàng)新產(chǎn)出時(shí)，回歸系數(shù)為0.175，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P<0.05），假設(shè)H6b成立。Meta回歸分析檢驗(yàn)結(jié)果與前文中的Meta二元分析檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，再次驗(yàn)證了Meta分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

（六）基于中國(guó)樣本的進(jìn)一步檢驗(yàn)和分析

1. 基于中國(guó)樣本的主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。為探索符合中國(guó)實(shí)際情況的機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)關(guān)系，本文還針對(duì)研究對(duì)象為中國(guó)企業(yè)的實(shí)證文獻(xiàn)做了進(jìn)一步的Meta分析，共采用了33篇實(shí)證文獻(xiàn)，共計(jì)91個(gè)效應(yīng)值。基于中國(guó)樣本的主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。首先，中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為修正加權(quán)后的相關(guān)系數(shù)為0.174（P<0.001），大于前文包含多個(gè)國(guó)家的相關(guān)系數(shù)0.137，說明我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用大于國(guó)際整體水平;其次，中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新投入的相關(guān)系數(shù)為0.069（P<0.001），大于前文包含多個(gè)國(guó)家的相關(guān)系數(shù)0.049，說明中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用大于國(guó)際整體水平;最后，中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股與創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.325（P<0.001），大于包含多個(gè)國(guó)家的相關(guān)系數(shù)0.226，中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用也高于國(guó)際整體水平?？偟膩碚f，中國(guó)作為發(fā)展中國(guó)家，機(jī)構(gòu)投資者持股能顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，并且這種促進(jìn)作用大于國(guó)際整體水平。

2. 基于中國(guó)樣本的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果?；谥袊?guó)樣本的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。其中，境外機(jī)構(gòu)投資者和境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.126（P<0.001）、0.050（P<0.05），組間異質(zhì)性顯著（Q=4.512， P<0.05），境外機(jī)構(gòu)投資者持股比境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者更能促進(jìn)中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新行為;長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)為0.498（P<0.05），短期機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)為0.081，由于樣本量較小，數(shù)據(jù)存在一定波動(dòng)，導(dǎo)致系數(shù)不顯著，但組間異質(zhì)性顯著（Q=4.189， P<0.05），長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股比短期機(jī)構(gòu)投資者更能促進(jìn)中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新行為;壓力抵抗型機(jī)構(gòu)投資者和壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.147（P<0.001）、0.039（P<0.05），組間異質(zhì)性顯著（Q=8.000， P<0.01），壓力抵抗型機(jī)構(gòu)投資者持股比壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者更能促進(jìn)中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新行為;主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者和被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)分別為0.167（P<0.001）、0.059（P<0.01），組間異質(zhì)性顯著（Q=5.906， P<0.05），主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者持股比被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者更能促進(jìn)中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新行為;產(chǎn)權(quán)屬性屬于中國(guó)特有，在前文的多個(gè)國(guó)家整體調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中已經(jīng)論述，在此不再贅述。綜合來說，以中國(guó)為研究樣本時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者類型對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股和企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用與前文的全樣本檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。69033D07-FF88-4A2B-9A1F-6EC5CF4241CA

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

基于現(xiàn)有的機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的相關(guān)研究，本文運(yùn)用Meta分析方法綜合整理了57篇實(shí)證研究，檢驗(yàn)了機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系，并探討了機(jī)構(gòu)投資者類型、產(chǎn)權(quán)屬性和國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。主要研究結(jié)論如下：（1）機(jī)構(gòu)投資者持股能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為，并且機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出均有促進(jìn)作用，但對(duì)于創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用要大于創(chuàng)新投入。這說明機(jī)構(gòu)投資者持股所帶來的外部監(jiān)督作用主要存在于創(chuàng)新的產(chǎn)出環(huán)節(jié)，對(duì)于創(chuàng)新投入的刺激作用較小;同時(shí)也說明機(jī)構(gòu)投資者參與企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)可以促進(jìn)創(chuàng)新效率的提高，使創(chuàng)新投入盡可能發(fā)揮最大的功效。（2）機(jī)構(gòu)投資者類型是影響機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的重要因素。其中，從投資來源看，相較于境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者，境外機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的正向影響更顯著;從投資期限來看，相較于短期機(jī)構(gòu)投資者，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的正向影響更顯著;從投資者是否與持股企業(yè)有商業(yè)聯(lián)系來看，相較于壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者，壓力抵抗型機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的正向影響更顯著;從投資策略來看，相較于被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者，主動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的正向影響更顯著。（3）產(chǎn)權(quán)屬性能調(diào)節(jié)機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系，與國(guó)有企業(yè)相比，機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新行為。（4）國(guó)家發(fā)達(dá)程度會(huì)弱化機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，發(fā)展中國(guó)家的機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為。另外，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的細(xì)分檢驗(yàn)結(jié)果顯示，國(guó)家發(fā)達(dá)程度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股和創(chuàng)新投入的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，但對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系有一定的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。造成這種現(xiàn)象的原因，可能是發(fā)展中國(guó)家創(chuàng)新效率不足，機(jī)構(gòu)投資者參與企業(yè)治理帶來的外部監(jiān)督作用極大地推動(dòng)了企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。（5）基于中國(guó)樣本的進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國(guó)作為發(fā)展中國(guó)家，其機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用大于國(guó)際整體水平。同樣地，中國(guó)樣本中，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用大于創(chuàng)新投入?；谥袊?guó)樣本的機(jī)構(gòu)投資者類型對(duì)主效應(yīng)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用也與國(guó)際樣本中的機(jī)構(gòu)投資者類型調(diào)節(jié)作用保持一致。

（二）實(shí)踐啟示

本文的實(shí)踐啟示在于：（1）從政府視角來看，由于與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，發(fā)展中國(guó)家機(jī)構(gòu)投資者持股更能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為，并且這種積極作用更顯著地反映在創(chuàng)新產(chǎn)出中。為盡可能發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者對(duì)發(fā)展中國(guó)家創(chuàng)新行為的激發(fā)作用，發(fā)展中國(guó)家政府可以從以下方面入手：首先，大力提高機(jī)構(gòu)投資者持股占比，引導(dǎo)機(jī)構(gòu)投資者長(zhǎng)期投資、主動(dòng)參與企業(yè)治理，并完善利益沖突的監(jiān)管和處罰機(jī)制。其次，持續(xù)加大資本市場(chǎng)開放力度，引進(jìn)更多境外機(jī)構(gòu)投資者，擴(kuò)大QFII 資格審批數(shù)量，鼓勵(lì)境外機(jī)構(gòu)投資者積極參與公司治理。另外，加快國(guó)有企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)性改革，對(duì)國(guó)有企業(yè)高管的聘任制度進(jìn)行完善，減小非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于高管聘任的決定作用，提高高管競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)。最后，發(fā)展中國(guó)家應(yīng)建立完善的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司治理實(shí)施外部監(jiān)管的機(jī)制，彌補(bǔ)外部監(jiān)管不足造成的資源損失。（2）從企業(yè)視角來看，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)與機(jī)構(gòu)投資者的良性互動(dòng)，通過股利分紅等方式鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理，并充分利用機(jī)構(gòu)投資者的資源優(yōu)勢(shì)，吸收大量外資和高質(zhì)量人才，使機(jī)構(gòu)投資者成為與企業(yè)同成長(zhǎng)、共進(jìn)退、長(zhǎng)期、主動(dòng)的合作伙伴。

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Institutional Investor Shareholding and Corporate Innovation Performance

——A Study Based on Meta-analysis

Liu Hongying/Chen Yeting

（Economics and Management School，Yunnan Normal University，Kunming? ?650500，Yunnan，China）

Abstract：Institutional investors play the role of external regulators in corporate governance，but the effectiveness of such regulation is influenced by the factors of characteristics of institutional investors，internal corporate governance，and the external environment. In practice，there has been no consensus on how institutional investors' shareholding affects firms' innovative behaviour. Therefore，this study conducts a Meta-analysis with a sample of 57 independent Chinese and English empirical literatures. The results show that：（1）institutional investors' shareholding can promotes firms' innovation behaviour，and has a greater effect on innovation output than innovation input;（2）the relationship between institutional investors' shareholding and firms' innovation behaviour is moderated by the type of institutional investors and property rights attributes;（3）the relationship between institutional investors' shareholding and firms' innovation behaviour is negatively moderated by the degree of country development，and the the negative moderating effect is found in the relationship between institutional investor shareholding and innovation output，but is not significant in the relationship between institutional investor shareholding and innovation input. This suggests that institutional investor shareholding effectively contributes to the efficiency of firm innovation，especially for developing countries such as China. This paper enriches and refines the research on the role of capital markets in the innovation path of firms，present the full picture of the role of institutional investors' shareholding on firms' innovation behaviour as far as possible，and obtains relatively reliable conclusions，which are enlightening for subsequent studies and also provide some guidance for firms' innovation activities.

Key Words：institutional investor shareholding，corporate innovation behaviour，Meta-analysis

收稿日期：2022-02-26? ? ? 修回日期：2022-03-20

基金項(xiàng)目：云南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目——青年項(xiàng)目“云南省綠色食品企業(yè)基于區(qū)塊鏈進(jìn)行跨境貿(mào)易的問題研究”（QN2020024）。

作者簡(jiǎn)介：劉洪穎，重慶石柱人，云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，研究方向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新、資本市場(chǎng);陳曄婷，遼寧阜新人，博士，云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，研究方向?yàn)槠髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新、公司管理。69033D07-FF88-4A2B-9A1F-6EC5CF4241CA