共同機構所有權與企業(yè)創(chuàng)新：協(xié)同治理與信息共享視角

曾春華，林儀鳳

(海南大學 管理學院，海南 ?？?570228)

0 引言

創(chuàng)新既是推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展和持續(xù)增長的重要源泉，也是培育企業(yè)競爭優(yōu)勢的途徑[1]?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》明確提出，要提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力，強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，促進各類創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚。然而，創(chuàng)新具有高投入、高風險、長周期、正外部性等特征[2-3]，導致高管在創(chuàng)新決策時需要承擔較大的職業(yè)風險。出于規(guī)避風險的考量，高管創(chuàng)新動力不足。信息不對稱可能引發(fā)潛在道德風險，導致企業(yè)創(chuàng)新活動面臨較嚴重的融資約束問題。因此，探尋企業(yè)創(chuàng)新影響因素至關重要?，F(xiàn)有相關研究發(fā)現(xiàn)，宏觀層面的產(chǎn)業(yè)政策[4]、融資融券制度[5]、政府補貼[6]和知識產(chǎn)權保護[7]，中觀層面的融資結構[8]、融資約束[9]和市場競爭(張杰等，2014)，微觀層面的股權結構[10]和股東行為[11]，以及高管層面的職能背景(虞義華等，2018)和薪酬激勵等(田軒、 孟清揚，2018)，均對企業(yè)創(chuàng)新及創(chuàng)新成效產(chǎn)生影響。也有研究探討機構投資者對企業(yè)創(chuàng)新的影響，但僅從機構投資者持股及其異質(zhì)性出發(fā)[12]，忽略了機構投資者投資同行業(yè)多家企業(yè)所產(chǎn)生的同群效應對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

機構投資者同時持有同行業(yè)多家企業(yè)股權即共同機構所有權[13-14]，其作為一種非正式制度，在資本市場上屢見不鮮。美國上市公司通過共同機構所有權建立關聯(lián)的比例由1980年不足10%增至2014年的60%[13]。自證監(jiān)會提出“超常發(fā)展機構投資者”以來，中國擁有共同機構所有權的上市公司比例呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢，并于2020年增至12%，而共同機構投資者平均持股比例為22%，已達到能夠?qū)ζ髽I(yè)施加重大影響的水平。共同機構所有權對企業(yè)行為的影響引起理論界和實務界的廣泛重視。針對共同機構所有權的經(jīng)濟后果，學術界展開了激烈的討論。部分學者認為，共同機構所有權下企業(yè)經(jīng)營同質(zhì)性會激發(fā)反競爭行為[13]，損害共同機構投資者的長期利益[15]；也有學者認為，共同機構所有權擁有強烈的監(jiān)督動機和豐富的私人信息，能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)品市場協(xié)調(diào)[14]，甚至促成行業(yè)內(nèi)合資企業(yè)、戰(zhàn)略聯(lián)盟或行業(yè)內(nèi)收購等產(chǎn)品市場合作形式，進而推動企業(yè)市場份額增長[13]。共同機構所有權具有較強的私人信息優(yōu)勢和動機將治理外部性內(nèi)部化，緩解治理外部性導致的低效率問題[14]，加強股東監(jiān)督，減少逆向選擇和代理問題[16]，從而提升公司治理水平。共同機構所有權能夠有效降低信息不對稱，促進信息規(guī)模效應形成，進而減少應計項目[17]，降低盈余管理程度，從而提升財務報告質(zhì)量(杜勇等，2021)。共同機構所有權有助于促進外部融資[15]，降低并購交易成本并提升并購績效[18]。也有少數(shù)研究關注共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如Gibbon & Schain[19]基于歐洲制造企業(yè)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在高技術溢出行業(yè)中，共同機構所有權能夠增加創(chuàng)新產(chǎn)出，而在低技術溢出行業(yè)中，共同機構所有權對創(chuàng)新無積極影響；Gao等[20]發(fā)現(xiàn)，共同機構所有權對創(chuàng)新具有積極影響，當企業(yè)所有權高度集中或大股東間的制衡較弱時，以及當企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭較為激烈時，共同機構所有權對創(chuàng)新的影響顯著。現(xiàn)有共同機構所有權研究大多基于西方發(fā)達資本市場且尚未達成一致結論，而中國情景下共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新行為影響的研究鮮見。

共同機構所有權作為競爭企業(yè)搭建經(jīng)濟關聯(lián)的行業(yè)樞紐，能夠在參與多家同行業(yè)企業(yè)經(jīng)營治理過程中形成強大的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢和資源整合能力，對企業(yè)創(chuàng)新具有重要影響?；诖?，本文以2007—2020年中國滬深A股上市公司為例，重點考察共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機制。

本文主要貢獻如下：第一，為全面認識機構投資者與企業(yè)創(chuàng)新的關系提供新視角。已有文獻僅從機構投資者持股及其異質(zhì)性視角研究企業(yè)創(chuàng)新[12]，本研究基于是否存在共同機構所有權、共同機構所有權聯(lián)結程度、共同機構所有權持股比例3個維度衡量共同機構所有權，以橫向關聯(lián)視角考察機構投資者持有同行業(yè)多家企業(yè)股權所產(chǎn)生的同群效應對企業(yè)創(chuàng)新的影響，可豐富機構投資者治理行為與治理效應研究。第二，為深入研究共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的作用機制提供新的理論依據(jù)。已有文獻主要探討共同機構所有權這一非正式制度對企業(yè)創(chuàng)新的影響[19-20]，尚未揭示其作用機理。本研究從共同機構所有權的規(guī)模經(jīng)濟和行業(yè)優(yōu)勢等維度出發(fā)，進一步探討共同機構所有權可能產(chǎn)生的協(xié)同治理效應和信息共享效應，無疑是對現(xiàn)有相關研究的有益補充。第三，可為政府監(jiān)管和政策制定提供參考。研究結果表明，中國制度背景下共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新具有促進作用。因此，應充分發(fā)揮共同機構投資者的優(yōu)勢，逐步提高共同機構投資者持股比例，同時政府應有效引導共同機構投資者積極參與公司治理，充分發(fā)揮其對資本市場的穩(wěn)定作用。

1 理論分析與研究假設

企業(yè)創(chuàng)新同時面臨動力不足與能力不足的問題：動力不足主要是因為股東與高管間的委托代理問題，能力不足則主要表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新資金來源受限。在參與多家同行業(yè)企業(yè)經(jīng)營治理過程中，共同機構所有權能夠積累豐富的私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗。一方面，共同機構所有權能夠內(nèi)部化治理溢出成本，降低監(jiān)督成本并提升監(jiān)督邊際收益，通過緩解股東與高管間的代理沖突提高創(chuàng)新失敗容忍度，進而增強企業(yè)創(chuàng)新動力；另一方面，共同機構所有權聯(lián)系可以模糊正式企業(yè)邊界[21]，具備一定的行業(yè)勢力，能夠推動企業(yè)知識與信息共享，提高企業(yè)信息透明度，緩解融資約束，進而增強企業(yè)創(chuàng)新能力。

1.1 共同機構所有權的協(xié)同治理效應

企業(yè)創(chuàng)新受代理問題制約，原因在于股權投資的選擇權屬性導致股東股權價值隨投資風險增加而提升，而高管任期與薪酬依賴于當前經(jīng)營績效，未能像股東那樣通過組合投資分散職業(yè)風險[22]。不同于常規(guī)生產(chǎn)經(jīng)營活動的固有屬性，創(chuàng)新不可預見性或不確定性、風險性、異質(zhì)性、長期性等[2]意味著高管在創(chuàng)新決策時需要面臨較大的職業(yè)風險。因此，出于規(guī)避職業(yè)風險的考量，高管創(chuàng)新動力不足。

共同機構投資者通過發(fā)揮協(xié)同治理效應緩解股東與高管間的代理問題，能夠有效提升企業(yè)創(chuàng)新水平。一方面，共同機構所有權下，企業(yè)經(jīng)營同質(zhì)性意味著私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗在投資組合內(nèi)部企業(yè)的可遷移性。共同機構投資者在同質(zhì)化經(jīng)營中能夠快速積累特定信息與知識，培育強大的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢。憑借基于共同機構所有權建立的行業(yè)聯(lián)系，治理溢出成本可以內(nèi)部化為整個投資組合的治理收益，企業(yè)創(chuàng)新監(jiān)督成本也隨共同機構所有權所聯(lián)結的同行業(yè)企業(yè)數(shù)量增加而降低。因此，相較于單個企業(yè)機構投資者，共同機構投資者具有更強的動力和能力對投資組合內(nèi)部企業(yè)進行監(jiān)督治理，實現(xiàn)企業(yè)治理結構專業(yè)化，能夠有效抑制高管攫取超額薪酬補貼、增加超額在職消費、因規(guī)避職業(yè)風險而“不作為”等短視自利傾向，降低股東與高管間的代理成本，從而提升高管創(chuàng)新動力。另一方面，相較于普通機構投資者，共同機構投資者在私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗等方面更具優(yōu)勢，能夠發(fā)揮更強的外部監(jiān)督作用，通過董事會對企業(yè)經(jīng)營管理和投資決策施加實質(zhì)性影響[23]。投票反對和退出威脅是共同機構投資者進行監(jiān)督治理的有效手段。共同機構所有權可以提高投票反對管理層的概率，表明共同機構投資者能夠考慮到治理不善對投資組合內(nèi)其它公司的負外部性[16]。當反對意見不被采納時，共同機構投資者可以采取退出威脅等手段與其他股東和高管進行博弈[24]，進而強化企業(yè)監(jiān)督治理作用，有效緩解股東與高管間的代理沖突，增強高管創(chuàng)新動力。

在把握行業(yè)動態(tài)趨勢方面，共同機構投資者具有其獨特優(yōu)勢，能夠識別創(chuàng)新失敗因素。一方面，共同機構投資者憑借靈敏的行業(yè)嗅覺，能夠有效甄別創(chuàng)新項目，作出前瞻性創(chuàng)新決策，從而降低創(chuàng)新失敗概率；另一方面，共同機構投資者在參與同行業(yè)經(jīng)營治理過程中積累的行業(yè)知識與管理經(jīng)驗，有助于其識別創(chuàng)新失敗因素，進而通過提高創(chuàng)新失敗容忍度緩解高管職業(yè)憂慮，營造有利于企業(yè)創(chuàng)新活動的內(nèi)部治理環(huán)境，增強高管創(chuàng)新偏好，增加企業(yè)創(chuàng)新投入，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

1.2 共同機構所有權的信息共享效應

企業(yè)創(chuàng)新受融資約束問題制約的原因在于，研發(fā)活動需要長期且充足的資金支持，而創(chuàng)新不可預見性或不確定性、風險性、異質(zhì)性、長期性[2]等固有屬性使創(chuàng)新投入產(chǎn)出過程存在信息不對稱問題，可能引發(fā)潛在道德風險，導致創(chuàng)新活動面臨較嚴重的外部融資約束，資金來源主要依賴于內(nèi)部資金[25]。但企業(yè)內(nèi)部財務不穩(wěn)定，加之創(chuàng)新活動調(diào)整成本較高，若創(chuàng)新活動因資金鏈斷裂而中止將使企業(yè)蒙受巨大損失。因此，亟需提升企業(yè)信息透明度，緩解外部融資約束。

共同機構投資者尋求的是投資組合價值最大化，而非單個企業(yè)價值最大化[26]，憑借強大的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢和資源整合能力協(xié)調(diào)組合企業(yè)間沖突，通過發(fā)揮資源共享效應提高信息透明度，進而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。具體而言，一方面，企業(yè)創(chuàng)新存在溢出效應，創(chuàng)新主體未能從溢出效應中獲得收益卻要承擔創(chuàng)新風險，而其它企業(yè)坐享收益而無需承擔相應的風險。憑借基于共同機構所有權建立的行業(yè)聯(lián)系，單個企業(yè)創(chuàng)新溢出成本可以內(nèi)部化為投資組合的創(chuàng)新收益。當溢出效應較強時，研發(fā)合作能夠帶來較多的創(chuàng)新產(chǎn)出[27]，這是因為每個企業(yè)都可能從自身邊界外獲得創(chuàng)新所需資源，補充內(nèi)部可用資源[28]。因此，相較于單個企業(yè)機構投資者，共同機構投資者具有更強的動力推動資源共享以提高企業(yè)信息透明度，從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。另一方面，在投資組合價值最大化目標下，共同機構投資者可能主動且頻繁地參與企業(yè)經(jīng)營活動，獲取更多公開信息與私有信息，并通過正式溝通或非正式溝通協(xié)調(diào)組合內(nèi)部競爭行為。共同機構所有權聯(lián)系可以模糊正式企業(yè)邊界[21]，共同機構投資者的行業(yè)勢力越大，越有動力推動專有技術知識和創(chuàng)新實踐經(jīng)驗等在投資組合內(nèi)部交流共享，拓展投資組合創(chuàng)新知識信息集，降低信息披露成本，提升公開信息質(zhì)量，最終降低信息不對稱程度。同時，上述基于戰(zhàn)略聯(lián)盟的信任關系能夠促進各方建立相互理解的長期伙伴關系并分享私有信息，進而通過共同機構投資者促進私有信息在投資組合內(nèi)部共享。因此，共同機構所有權能夠發(fā)揮資源共享效應，提高信息透明度，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

共同機構投資者通過促進知識和信息資源的交流與共享，不僅能夠有效提升企業(yè)信息透明度，而且能夠進一步向資本市場釋放企業(yè)經(jīng)營狀況良好的信號，吸引潛在投資者與客戶，引導市場資源向投資組合企業(yè)傾斜，從而緩解企業(yè)融資約束。一方面，共同機構投資者作為專業(yè)投資機構，其企業(yè)投資行為實質(zhì)上是對被投資企業(yè)價值的認同與信用背書，憑借強大的資源整合優(yōu)勢能夠有效緩解企業(yè)融資約束，提高企業(yè)創(chuàng)新能力；另一方面，共同機構投資者通過提升信息透明度搭建企業(yè)與資本所有者間的溝通橋梁，向潛在資金提供者傳遞高質(zhì)量的公開信息與私有信息，吸引銀行信貸、商業(yè)信用的關注，進而緩解企業(yè)外部融資約束，提高企業(yè)創(chuàng)新能力?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

H1：共同機構所有權能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2020年中國滬深A股上市公司作為研究樣本。共同機構所有權指標基于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫季度數(shù)據(jù)，通過手工搜集整理獲得。專利申請數(shù)據(jù)、專利類型及數(shù)量等數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺(CNRDS)，其它財務數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。本文按照以下規(guī)則進行數(shù)據(jù)清洗：①剔除金融保險類上市公司；②剔除ST和*ST公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失樣本。本文對連續(xù)變量取前后1%進行縮尾處理，最終得到15 595個觀測值。

2.2 變量度量

(1)被解釋變量。借鑒Devos& Li[29]、黎文婧和鄭曼妮[4]的做法，本文使用企業(yè)當年經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的專利申請數(shù)量(Apply)和專利授權數(shù)量(Grant)測度企業(yè)創(chuàng)新，具體計算方式如下：將專利申請數(shù)量與專利授權數(shù)量分別除以企業(yè)所屬行業(yè)專利申請數(shù)量年度均值和專利授權數(shù)量年度均值。

(2)解釋變量。參照He&Huang[13]、Chen等[14]和杜勇等(2021)的做法，本文從3個維度測度共同機構所有權：第一，是否存在共同機構所有權(Cross1)，如果上市公司當年存在共同機構所有權，Cross1取值1，否則取值0；如果機構投資者同時持有同行業(yè)兩家及以上上市公司5%及以上股份，即判定為共同機構所有權。第二，共同機構所有權聯(lián)結程度(Cross2)，表示上市公司擁有的共同機構投資者數(shù)量，并加1取自然對數(shù)。第三，共同機構所有權持股比例(Cross3)，表示上市公司擁有的所有共同機構投資者持股比例總和。如果上市公司當年任一季度存在共同機構所有權則判定上市公司當年存在共同機構所有權，取共同機構投資者數(shù)量和總持股比例在季度層面的均值作為相應年度數(shù)據(jù)。

(3)控制變量。考慮到其它可能影響企業(yè)創(chuàng)新的因素，本文選取機構投資者持股(Institution)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負債率(Lev)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、現(xiàn)金流比率(Cash)、資產(chǎn)結構(Ia)、托賓Q值(Tobinq)、董事會規(guī)模(Boardsize)、董事會獨立性(Indepennt)、監(jiān)管層持股比例(Esh)作為控制變量。

2.3 模型構建

為驗證共同機構所有權與企業(yè)創(chuàng)新的關系，參考黎文婧和鄭曼妮[4]、權小鋒和尹洪英[5]的研究成果，本文構建如下模型：

Patenti,t=β0+β1Crossi,t+β2CVsi,t+∑jIndustryj+∑tYeart+εi,t

(1)

其中，Patenti,t為上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出，采用Apply、Grant衡量，該值越大表明上市公司創(chuàng)新能力越強；Crossi,t為上市公司共同機構所有權情況，采用Cross1、Cross2和Cross3衡量。如果Cross的回歸系數(shù)顯著為正，則共同機構所有權能夠促進上市公司創(chuàng)新能力提升。CVsi,t為控制變量，Industryj、Yeart分別為行業(yè)、年度固定效應，εi,t為誤差項。

2.4 描述性統(tǒng)計

表1結果顯示，Apply均值為1.011，標準差為2.546，最小值為0，最大值為18.010， Grant均值為1.014，標準差為2.528，最小值為0，最大值為17.630，說明研究樣本中既存在無創(chuàng)新產(chǎn)出的上市公司，也存在創(chuàng)新產(chǎn)出較多的上市公司，且上市公司間研發(fā)能力存在較大差異。Cross1、Cross2、Cross3的標準差分別為0.314、0.231、0.099，均大于其對應均值，且共同機構投資者持股比例均值為2.9%，最大值為54.1%，說明上市公司間的共同機構所有權存在較大差異，但其持股比例已經(jīng)達到能夠?qū)ι鲜泄臼┘佑绊懙乃健?/p>

本文按照是否存在共同機構所有權對所有樣本進行分組及組間差異檢驗，結果如表2所示。由表2可知，Cross1=1時Apply、Grant的均值與中位數(shù)均大于Cross1=0時Apply、Grant的均值和中位數(shù)，說明相較于未擁有共同機構所有權的上市公司，擁有共同機構所有權的上市公司專利申請數(shù)量和專利授權數(shù)量更大，組間差異檢驗在一定程度上支持本文研究假設。

表1 總體描述性統(tǒng)計結果Tab.1 Overall descriptive statistical results

表2 共同機構所有權與企業(yè)創(chuàng)新單變量檢驗結果Tab.2 Single-variable test results of common institution ownership and enterprise innovation

3 實證結果與分析

3.1 基準回歸結果

表3為共同機構所有權與企業(yè)創(chuàng)新的基準回歸結果。其中，第(1)-(3)列是以專利申請數(shù)量Apply為解釋變量的回歸結果，第(4)-(6)列是以專利授權數(shù)量Grant為解釋變量的回歸結果。從結果看，無論是以Apply還是以Grant為解釋變量，共同機構所有權Cross1、Cross2、Cross3的估計系數(shù)均在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明共同機構所有權與企業(yè)創(chuàng)新存在正相關關系，即擁有共同機構所有權以及共同機構所有權的聯(lián)結程度和持股比例越大，企業(yè)創(chuàng)新水平越高，假設H1得到驗證。由此可見，共同機構投資者能夠為企業(yè)帶來豐富的私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗，憑借強大的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢和監(jiān)督治理能力，可以有效緩解委托代理與信息不對稱問題，進而緩解企業(yè)創(chuàng)新動力不足和資源不足問題，提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

(1)PSM-DID。本文采用多時期雙重差分法模型(Time-varying DID)，對上市公司由不存在共同機構所有權變更為存在共同機構所有權后創(chuàng)新水平差異進行估計，具體模型如下：

Patenti,t=β0+β1Treati,t×Afteri,t+β2CVsi,t+∑jIndustryj+∑tYeart+εi,t

(2)

以上市公司是否存在共同機構所有權將樣本企業(yè)劃分處理組(Treat=1)和控制組(Treat=0)，After為年份虛擬變量，共同機構投資者進入上市公司后取值1，共同機構投資者進入上市公司前取值0。同時，為解決可能存在的樣本選擇偏誤問題，本文使用傾向得分匹配法(PSM)，以前述控制變量作為匹配變量，采用有放回的最近鄰匹配方法(1∶1)篩選出與處理組匹配特征相似的控制組樣本再進行驗證。檢驗結果顯示，交互項After×Treat的系數(shù)均顯著為正，表明當共同機構投資者進入上市公司后，企業(yè)創(chuàng)新水平顯著提升。

(2)Heckman二階段回歸。為避免樣本選擇偏誤可能帶來的估計偏誤，本文采用Heckman二階段回歸。具體地，第一階段，本文通過構建Probit模型計算逆米爾斯比率(Imr)，以此考察上一期公司特征變量與下一期是否存在共同機構所有權(Cross1)間的相關性。第二階段，將Imr作為控制變量納入模型(1)，以消除潛在樣本選擇偏誤對研究結果的影響，具體Probit模型如下：

Cross1i,t=β0+β1LagControlsi,t+μi,t

(3)

其中，Cross1i,t表示上市公司i第t年是否擁有共同機構所有權，Lag_Controls為公司特征變量集合，即前述控制變量的滯后項，μi,t為回歸殘差。檢驗結果顯示，Imr對Apply和Grant的估計系數(shù)均在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明共同機構所有權分布存在偏差，故考慮樣本選擇偏誤問題可能帶來的影響是必要的。加入Imr后，共同機構所有權(Cross2、Cross3)在對Apply和Grant的回歸中估計系數(shù)仍顯著為正，與前文基準回歸結果基本一致，說明糾正存在的樣本選擇性偏誤后，基準回歸結論依然成立。

(3)敏感性測試。本文使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的發(fā)明專利申請數(shù)量、發(fā)明專利授權數(shù)量和專利引用數(shù)量，替換模型(1)中的專利申請數(shù)量(Apply)和專利授權數(shù)量(Grant)進行回歸。結果顯示，共同機構所有權相關變量的估計系數(shù)均在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明在更換企業(yè)創(chuàng)新測度方法后，本文結論依然成立。另外，本文將共同機構所有權持股門檻分別調(diào)整為10%和3%，重新計算是否存在共同機構所有權、共同機構所有權聯(lián)結程度以及共同機構所有權持股比例，并與專利申請數(shù)量(Apply)和專利授權數(shù)量(Grant)進行回歸。結果顯示，共同機構所有權相關變量的估計系數(shù)均顯著為正，表明在更換共同機構所有權測度方式后，基準回歸結論依然成立。

表3 基準回歸結果Tab.3 Basic regression analysis results

4 擴展性討論

4.1 影響機制分析

4.1.1 協(xié)同治理效應檢驗

(1)通過聯(lián)結同行業(yè)企業(yè)，共同機構所有權能夠獲得私人信息和行業(yè)經(jīng)驗，對治理外部性進行內(nèi)部化，發(fā)揮積極的監(jiān)督治理作用。共同機構所有權聯(lián)結的同行業(yè)上市公司數(shù)量越多，協(xié)同治理作用越顯著，上市公司創(chuàng)新能力越強。為驗證這一機制，本文借鑒杜勇等(2021)的做法，構建行業(yè)聯(lián)結指標(Cross_num)，以此替換Cross納入基準回歸模型進行檢驗，具體計算方法如下：計算上市公司經(jīng)共同機構所有權聯(lián)結的同行業(yè)上市公司數(shù)量，取年度均值后加1取自然對數(shù)，檢驗結果如表4所示。由表4可知，Cross_num對Apply和Grant的估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明共同機構所有權聯(lián)結的同行業(yè)上市公司數(shù)量越多，私人信息和行業(yè)經(jīng)驗獲取成本越低，越能發(fā)揮協(xié)同治理效應，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

(2)共同機構投資者在參與多家同行業(yè)企業(yè)經(jīng)營治理過程中，憑借豐富的私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗發(fā)揮協(xié)同治理效應，能夠有效緩解股東與高管間的代理問題，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。因此，本文借鑒溫忠麟等[30]的研究成果，建立如下中介模型：

Agencyi,t=γ0+γ1Crossi,t+γ2CVsi,t+∑jIndustryj+∑tYeart+εi,t

(4)

Patenti,t=μ0+μ1Crossi,t+μ2Agencyi,t+μ3CVsi,t+∑jIndustryj+∑tYeart+εi,t

(5)

其中，Agency表示股東與高管間的代理成本，采用營業(yè)收入除以總資產(chǎn)衡量，其余變量定義與前文一致。由表5可知，相關變量系數(shù)和顯著性水平均符合中介效應檢驗標準，且Sobel檢驗結果顯示，Z統(tǒng)計量均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明中介效應成立。也就是說，共同機構所有者具有較強的動力和能力發(fā)揮協(xié)同治理效應，通過降低股東與高管間的代理成本提高企業(yè)創(chuàng)新能力。

表4 行業(yè)聯(lián)結檢驗結果Tab.4 Test results of industry linkage

表5 代理成本檢驗結果Tab.5 Test results of agency cost

(3)相較于其它企業(yè)決策，創(chuàng)新需要更高的失敗容忍度。共同機構投資者憑借豐富的私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗能夠有效識別創(chuàng)新失敗因素，通過提高創(chuàng)新失敗容忍度緩解高管職業(yè)憂慮，增強高管創(chuàng)新偏好，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。為此，本文借鑒Aghion等[31]的做法，構建高管強制變更—業(yè)績敏感性模型(模型7)檢驗共同機構所有權與創(chuàng)新失敗容忍度的關系。

Turnoveri,t=β0+β1Crossi,t×Dreti,t+β2Crossi,t+β3Dreti,t+β4CVsi,t+∑jIndustryj+∑tYeart+εi,t

(7)

其中，Turnover表示高管強制變更，將國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)披露為解聘、辭職、工作調(diào)動、個人或其它離職類型劃分為高管強制變更(Turnover=1)，其余為非強制變更(Turnover=0)。Dret表示企業(yè)業(yè)績，采用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的年度個股回報率變動值進行衡量，檢驗結果如表6所示。由表6可知，核心變量共同機構所有權與個股回報率變動值交互項(Cross1×Dret、Cross2×Dret)的估計系數(shù)均在10%統(tǒng)計水平上顯著，表明共同機構所有權能夠降低高管強制變更對經(jīng)營業(yè)績的影響，即共同機構所有權能夠促進上市公司創(chuàng)新失敗容忍度提升，增強企業(yè)創(chuàng)新動力，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

4.1.2 信息共享效應檢驗

(1)共同機構所有權通過正式溝通或非正式溝通收集專有技術知識、創(chuàng)新實踐經(jīng)驗等私人信息，并與持股同行業(yè)企業(yè)分享，進而提升同行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力，發(fā)揮資源共享效應。共同機構所有權的知識共享效應取決于其行業(yè)勢力，共同機構所有權的行業(yè)勢力越大，越有能力協(xié)調(diào)投資組合內(nèi)部競爭行為，發(fā)揮資源共享效應。為驗證這一機制，借鑒杜勇等(2021)的做法，本文構建行業(yè)勢力(Cross_pow)指標，以此替換Cross納入基準回歸模型進行檢驗，具體計算方法如下：計算上市公司所有共同機構投資者持股同行業(yè)上市公司數(shù)量，取年度均值后加1取自然對數(shù)，檢驗結果如表7所示。由表7可知，Cross_pow對Apply和Grant估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明共同機構所有權行業(yè)勢力越大，越有動力和能力協(xié)同組合內(nèi)部企業(yè)間競爭行為，越能發(fā)揮資源共享效應，進而提升上市公司創(chuàng)新能力。

(2)企業(yè)通過盈余管理披露低質(zhì)量信息會扭曲同行業(yè)其它企業(yè)投資決策，降低同行業(yè)公司價值，進而降低共同機構投資者的投資組合回報。因此，在投資組合價值最大化目標下，共同機構投資者有動力和能力提高投資組合內(nèi)部企業(yè)信息透明度，推動資源共享，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。信息透明度機制檢驗方法與代理成本機制類似，可采用信息透明度(DA)替換代理成本(Agency)進行檢驗。借鑒Hutton等[32]的做法，信息透明度(DA)采用企業(yè)前3個年度操控性應計利潤的絕對值之和表示，該值越大，表明信息透明度越低。其中，操控性應計利潤的絕對值采用修正的Jones模型進行估計，檢驗結果如表8所示。由表8可知，相關變量系數(shù)和顯著性水平均符合中介效應檢驗標準，且Sobel檢驗結果顯示，Z統(tǒng)計量均在10%的統(tǒng)計水平上顯著，說明中介效應成立。這說明共同機構所有權憑借強大的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢和資源整合優(yōu)勢發(fā)揮資源共享效應，促進企業(yè)間公開信息質(zhì)量提升和私有信息交流共享，通過提高信息透明度促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升。

(3)共同機構所有權能夠發(fā)揮資源共享效應，通過提升企業(yè)信息透明度緩解外部融資約束問題，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。參照楊興全等[33]的研究成果，本文構建創(chuàng)新投入—現(xiàn)金流敏感性模型(模型8) 檢驗共同機構所有權與創(chuàng)新投入的融資約束關系。

R&Di,t=β0+β1Crossi,t×Cashi,t+β2Crossi,t+β3Cashi,t+β4CVsi,t+∑jIndustryj+∑tYeart+εi,t

(8)

其中，Cash表示企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流，β1表示共同機構所有權對創(chuàng)新投入融資約束的影響，檢驗結果如表9所示。由表9可知，Cash與R&D顯著正相關，表明企業(yè)創(chuàng)新投入依賴于內(nèi)部自由現(xiàn)金流，存在創(chuàng)新融資約束問題。核心變量共同機構所有權與企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流交互項(Cross1×Cash、Cross2×Cash、Cross3×Cash)的估計系數(shù)均顯著為負，表明共同機構所有權能夠通過促進信息資源交流與共享，向資本市場釋放企業(yè)經(jīng)營狀況良好的信號，推動市場資源向投資組合企業(yè)傾斜以緩解融資約束，進而增強企業(yè)創(chuàng)新能力。

表6 創(chuàng)新失敗容忍度檢驗結果Tab.6 Test results of innovation failure tolerance

表7 行業(yè)勢力檢驗結果Tab.7 Test results of industry power

表8 信息透明度檢驗結果Tab.8 Test results of information transparency

表9 融資約束檢驗結果Tab.9 Test results of financing constraints

4.2 異質(zhì)性檢驗

(1)市場化進程差異。企業(yè)資源配置效率受市場化進程的影響。當企業(yè)所處市場化水平較低時，受政府行政干預較多，要素市場、產(chǎn)品市場發(fā)育和制度環(huán)境不夠完善，意味著企業(yè)面臨的外部治理環(huán)境較差，委托代理問題嚴重。共同機構所有權作為一種非正式制度，憑借較為強大的專業(yè)知識和信息優(yōu)勢發(fā)揮協(xié)同治理作用，在一定程度上緩解可能存在的代理問題，最終促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。為此，本文采用王小魯?shù)萚34]編譯的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中市場化指數(shù)(Market)衡量市場化進程，并按照歷年市場化指數(shù)平均增長率擴展至2020年。市場化指數(shù)(Market)越大，市場化進程越快。當Market大于同年度中位數(shù)時，取值為1，否則取值為0，檢驗結果如表10、表11所示。由表10、表11可知，當Market=0時，共同機構所有權相關變量的估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；當Market=1時，共同機構所有權相關變量的估計系數(shù)均不具備統(tǒng)計學上的顯著性，表明市場化進程越慢，共同機構所有權越能發(fā)揮協(xié)同治理效應，推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

表10 基于市場化水平的回歸結果(因變量為Apply)Tab.10 Regression results based on marketization level (dependent variable is apply)

表11 基于市場化水平的回歸結果(因變量為Grant)Tab.11 Regression results based on marketization level (dependent variable is grant)

(2)行業(yè)競爭差異。行業(yè)競爭程度是企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)在驅(qū)動力。行業(yè)競爭越激烈，共同機構投資者越有動力協(xié)調(diào)行業(yè)競爭行為[14]，促進投資組合內(nèi)部企業(yè)信息交流與共享，發(fā)揮資源共享效應，提高企業(yè)信息透明度并降低企業(yè)融資約束，進而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。為此，本文借鑒Peress[35]的研究成果，采用勒納指數(shù)(Lerner)衡量行業(yè)競爭程度并進行分組檢驗。勒納指數(shù)(Lerner)采用單個企業(yè)勒納指數(shù)減去行業(yè)勒納指數(shù)，其中，單個企業(yè)勒納指數(shù)= (營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用)/營業(yè)收入。Lerner指數(shù)越小，行業(yè)競爭程度越高。當Lerner大于同年度中位數(shù)時，取值為1，否則取值為0，檢驗結果如表12、表13所示。由表12、表13可知，當Lerner=0時，共同機構所有相關變量的估計系數(shù)均在5%的統(tǒng)計水平上顯著；當Lerner=1時，共同機構所有權相關變量的估計系數(shù)均不具備統(tǒng)計學上的顯著性，表明行業(yè)競爭越激烈，共同機構所有權越有動力促進投資組合企業(yè)間知識與信息共享，發(fā)揮資源共享效應，提升上市公司創(chuàng)新水平。

表12 基于行業(yè)競爭的回歸結果(因變量為Apply)Tab.12 Regression results based on industry competition (dependent variable is apply)

表13 基于行業(yè)競爭的回歸結果(因變量為Grant)Tab.13 Regression results based on industry competition (dependent variable is grant)

5 結語

5.1 結論

本文以2007—2020年中國滬深A股上市公司為研究樣本，考察共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，共同機構所有權能夠促進企業(yè)創(chuàng)新，其聯(lián)結程度和持股比例越高，越有利于促進企業(yè)創(chuàng)新，在采用傾向得分匹配法、Heckman二階段回歸等一系列內(nèi)生性檢驗和敏感性測試后結論依然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，共同機構所有權能夠通過發(fā)揮協(xié)同治理效應和信息共享效應推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，并且共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在市場化進程較低、行業(yè)競爭程度較高的樣本中更顯著。

5.2 啟示與政策建議

(1)共同機構投資者能夠在參與同行業(yè)經(jīng)營過程中形成強大的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢和資源整合能力，對企業(yè)創(chuàng)新具有深遠的影響。因此，上市公司應積極引入共同機構投資者并提升其持股比例，充分發(fā)揮共同機構投資者在私人信息、管理知識和行業(yè)經(jīng)驗方面的獨特優(yōu)勢，提升自身創(chuàng)新動力與能力。

(2)共同機構所有權通過發(fā)揮協(xié)同治理效應和信息共享效應推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。因此，機構投資者應不斷提高團隊專業(yè)化水平，通過構建企業(yè)戰(zhàn)略聯(lián)盟充分發(fā)揮行業(yè)協(xié)同效應，注重長期投資和價值投資，積累聲譽資本，為同行業(yè)企業(yè)之間以及企業(yè)與外部投資者之間的信息流動提供便利，進而緩解企業(yè)委托代理問題和融資約束。

(3)共同機構所有權作為一種非正式制度，能夠在一定程度上彌補正式制度的不足，提升要素市場資源配置效率。因此，政府監(jiān)管部門應從制度與政策層面保障投資者的利益，同時加強市場監(jiān)管，為共同機構投資者營造良好的投資環(huán)境，進一步發(fā)揮共同機構所有權在公司治理與行業(yè)協(xié)同方面的優(yōu)勢。

5.3 不足與展望

本文存在以下不足：第一，受制于相關數(shù)據(jù)可得性，僅基于滬深A股上市公司研究共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的影響，而同時持股非上市公司或同時持股非上市公司和上市公司所形成的共同機構所有權同樣值得關注。因此，未來研究可以全面研究共同機構所有權的影響。第二，本研究主要驗證共同機構所有權對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用，事實上，企業(yè)創(chuàng)新僅是企業(yè)投資的一方面，共同機構所有權擁有的信息網(wǎng)絡優(yōu)勢和資源整合優(yōu)勢如何影響企業(yè)經(jīng)營這一問題值得進一步探討。因此，未來研究可以在其它投資活動、融資活動等方面，進一步豐富共同機構所有權的影響研究。