機(jī)構(gòu)投資者持股、異質(zhì)性特征與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量

[摘要]機(jī)構(gòu)投資者持股對公司創(chuàng)新投入、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新質(zhì)量有重要影響。利用2011—2020年滬深A(yù)股主板上市公司觀測樣本，研究機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量作用效果的影響。研究發(fā)現(xiàn)：其一，機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量確實(shí)存在顯著的促進(jìn)作用，但該作用在第二階段（2016—2020年）較第一階段（2011—2015年）更大，呈現(xiàn)顯著的“跨時期”效應(yīng)。其二，機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量不同的分位數(shù)水平上表現(xiàn)出異質(zhì)性特征，且對創(chuàng)新質(zhì)量處于較高分位數(shù)水平的公司，機(jī)構(gòu)投資者的促進(jìn)作用更加明顯。其三，與短期投資者相比，長期持股的機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量促進(jìn)作用更大，呈現(xiàn)出明顯的“期限異質(zhì)性”特征。研究結(jié)論不僅豐富了我國上市公司創(chuàng)新行為的相關(guān)研究，也為我國利用機(jī)構(gòu)投資者價值投資導(dǎo)向促進(jìn)公司創(chuàng)新質(zhì)量改善提供有益的政策啟示。

[關(guān)鍵詞]創(chuàng)新質(zhì)量；機(jī)構(gòu)投資者；系數(shù)比較法；跨時期效應(yīng)；分位數(shù)模型

一、 引言

作為聯(lián)結(jié)資本市場與居民財富管理、實(shí)體企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵紐帶，機(jī)構(gòu)投資者是我國證券市場的重要組成部分和不少上市公司的重要持股人。截至2022年第四季度，我國證券市場已披露專業(yè)投資機(jī)構(gòu)持股總市值接近12萬億元、持股占比達(dá)到21.6%，較五年前提升5.1個百分點(diǎn)1。隨著持股規(guī)模擴(kuò)大和持股比例上升，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理水平提高、信息披露質(zhì)量改善、非效率投資抑制等方面發(fā)揮積極作用[1-3]。我國逐漸步入“自主創(chuàng)新”發(fā)展階段和全面實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，不少學(xué)者開始重點(diǎn)研究機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新投入、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新質(zhì)量等影響[4-6]。這些研究從多個角度和不同層面揭示了機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)公司創(chuàng)新的積極作用，但存在忽視指標(biāo)橫向比較的內(nèi)在差異性、淡化機(jī)構(gòu)投資者影響創(chuàng)新的異質(zhì)性等不足，影響了主要研究結(jié)論的穩(wěn)健性和適應(yīng)性。

有鑒于此，本文圍繞創(chuàng)新質(zhì)量主題探討機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的積極作用，基于外部環(huán)境變化和機(jī)構(gòu)投資者類型差異構(gòu)建微觀計量模型，并利用2011—2020年滬深A(yù)股主板上市公司觀測樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗。結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量存在顯著的促進(jìn)作用，但該作用在第二階段（2016—2020年）較第一階段（2011—2015年）更大且呈現(xiàn)顯著“跨時期”效應(yīng)。結(jié)果也表明，機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量不同的分位數(shù)水平上表現(xiàn)出異質(zhì)性特征，且對創(chuàng)新質(zhì)量處于較高分位數(shù)水平的公司，機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)作用更加明顯且存在明顯的跨時期特征。結(jié)果還表明，與短期投資者相比，長期機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量促進(jìn)作用更大、呈現(xiàn)出明顯“期限異質(zhì)性”特征。

與既有文獻(xiàn)相比，本文至少在以下3個方面對既有研究有所貢獻(xiàn)。一是引入專利引用次數(shù)衡量專利質(zhì)量，更加準(zhǔn)確地研究機(jī)構(gòu)投資者持股對公司創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用。二是利用虛擬變量法檢驗機(jī)構(gòu)投資者影響公司創(chuàng)新行為的時間因素，證實(shí)機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)公司創(chuàng)新質(zhì)量提升的“跨時期”效應(yīng)。三是構(gòu)建系數(shù)比較模型檢驗長期投資者與短期投資者對公司創(chuàng)新行為的影響，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)公司創(chuàng)新質(zhì)量改善的異質(zhì)性特征。因此，本文研究主要結(jié)論不但肯定機(jī)構(gòu)投資者在促進(jìn)企業(yè)提升創(chuàng)新質(zhì)量方面的重要作用，也為我國通過提升證券市場發(fā)展水平和優(yōu)化機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新力度提供有益的政策啟示。

二、 研究假設(shè)

1. 機(jī)構(gòu)投資者與創(chuàng)新質(zhì)量

作為推動經(jīng)濟(jì)增長的原動力，公司創(chuàng)新能力受到社會各界廣泛關(guān)注。圍繞創(chuàng)新能力提升和中長期可持續(xù)發(fā)展需要，公司越來越重視加大R&D創(chuàng)新投入[7]。與個人投資者相比，機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理更具有內(nèi)在動力、外部壓力和專業(yè)能力，其借助“用手投票”或“用腳投票”的方式直接或間接地影響公司重大決策，促使管理層優(yōu)化公司決策、改善公司績效[8-11]，并對公司創(chuàng)新行為產(chǎn)生重大影響[12-13]。Manso[12]的研究表明，機(jī)構(gòu)投資者能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。王曉艷等[13]研究證實(shí)，機(jī)構(gòu)投資者通過影響企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)公司績效改善。一方面，公司財務(wù)、技術(shù)、人員等方面的表現(xiàn)會對投資回報產(chǎn)生影響，這使機(jī)構(gòu)投資者為了自身長遠(yuǎn)的利益，通過進(jìn)行實(shí)地調(diào)研或參與股東大會行使投票權(quán)等多種形式，對創(chuàng)新決策實(shí)施進(jìn)行有效的監(jiān)督。另一方面，由于目前大多數(shù)機(jī)構(gòu)投資者重視價值投資，支持公司著眼公司中長期發(fā)展加大創(chuàng)新投入、提升創(chuàng)新質(zhì)量。因此，機(jī)構(gòu)投資者更能理解創(chuàng)新對企業(yè)的重要性，以此利用信息優(yōu)勢為企業(yè)創(chuàng)新決策提供專業(yè)指導(dǎo)，從而促進(jìn)公司創(chuàng)新質(zhì)量的改善和提高。據(jù)此，本文提出假設(shè)H1。

H1：機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量改善作用越明顯。

2. 機(jī)構(gòu)投資者、創(chuàng)新質(zhì)量與跨時期效應(yīng)

國外不少文獻(xiàn)研究表明，機(jī)構(gòu)投資者確實(shí)能夠利用“話語權(quán)”影響力的優(yōu)勢參與公司治理，包括影響公司重大決策、提升公司薪酬績效敏感度等[9]。與國外文獻(xiàn)類似，我國學(xué)者對以證券投資基金為主的機(jī)構(gòu)投資者的研究證實(shí)了提升治理水平的積極作用[14]。比如，我國上市公司引入機(jī)構(gòu)投資者后的獨(dú)立董事治理效率有了顯著的提升[15]，上市公司前十大股東中機(jī)構(gòu)投資者的存在有助于抑制關(guān)聯(lián)方占用資金[16]，以及構(gòu)投資者通過影響企業(yè)創(chuàng)新投入繼而提升公司績效[13]。但隨著時間演變，包括證券投資基金在內(nèi)的機(jī)構(gòu)投資者對所持股公司創(chuàng)新投入行為的影響可能發(fā)生改變。其一，2015年，我國開啟新一輪國有企業(yè)改革，對提升包括國有企業(yè)在內(nèi)的上市公司質(zhì)量具有積極作用。其二，隨著我國證券市場加快發(fā)展，我國機(jī)構(gòu)投資者種類日益豐富、結(jié)構(gòu)日趨合理，市場競爭行為趨于良性且日益激烈。其三，2015年以來，我國陸續(xù)出臺并修正一部分直接對機(jī)構(gòu)投資者產(chǎn)生重要影響的法律法規(guī)，如《私募投資基金監(jiān)督管理暫行辦法》（2014年）、《全國社會保障基金條例》（2016年）。鑒于以上因素，本文初步將2011—2020年劃分為兩個階段進(jìn)行實(shí)證研究：第一階段為2011—2015年，第二階段為2016—2020年。在此基礎(chǔ)上，本文提出假設(shè)H2。

H2：在其余變量不變的情況下，與第一階段相比，機(jī)構(gòu)投資者在第二階段對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用可更大。

3. 機(jī)構(gòu)投資者、創(chuàng)新質(zhì)量與異質(zhì)性特征

由于所處行業(yè)、發(fā)展階段和所有制類型等差別，我國上市公司創(chuàng)新質(zhì)量差異較大，且其不同水平的分布和方差呈現(xiàn)不對稱性特征1。比如：在10%分位數(shù)水平上，上市公司創(chuàng)新質(zhì)量分位點(diǎn)為0.6931；在25%分位數(shù)水平上，相應(yīng)數(shù)值為1.6094；在50%分位數(shù)水平上，相應(yīng)數(shù)值為2.7725；在75%分位數(shù)水平上，其對應(yīng)值達(dá)到3.9890；而到了90%分位數(shù)水平，該值為5.2149。在不同分位數(shù)水平上，上市公司創(chuàng)新質(zhì)量方差也不一樣，且受到機(jī)構(gòu)投資者的影響也可能存在較大的差異。在此背景下，傳統(tǒng)回歸估計中的同方差假定可能受到較為明顯的挑戰(zhàn)，難以較好地應(yīng)對異常值或異方差較為明顯的情形。為緩解異常值或異方差引致的穩(wěn)健性挑戰(zhàn)問題，本文借鑒分位數(shù)回歸思想檢驗機(jī)構(gòu)投資者影響公司創(chuàng)新質(zhì)量的異質(zhì)性作用效果。據(jù)此，本文提出假設(shè)H3。

H3：在創(chuàng)新質(zhì)量不同分位數(shù)水平上，機(jī)構(gòu)投資者持股對公司創(chuàng)新質(zhì)量的確存在異質(zhì)性的作用效果。

機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司的治理效果，直接受到自身持股數(shù)量、持股期限、專業(yè)能力等影響。有研究發(fā)現(xiàn)，與壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者相比，壓力不敏感型機(jī)構(gòu)往往更愿意干預(yù)其持股公司管理層行為，甚至?xí)ζ渲卮鬀Q策投“反對票”[17]。也有研究證實(shí)，隨著壓力不敏感型的機(jī)構(gòu)投資者持股比例提高，其持股公司績效隨之提高，繼而部分證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理對改善其持股公司績效的積極作用及其異質(zhì)性特征[18]。還有研究發(fā)現(xiàn)，與長期機(jī)構(gòu)投資者相比，短期持股的積極型機(jī)構(gòu)投資者明顯增強(qiáng)了管理層期權(quán)激勵對公司績效的敏感性程度，從而證實(shí)了不同類型機(jī)構(gòu)投資者對公司治理影響作用效果的差異[19]。據(jù)此，本文提出假設(shè)H4。

H4：在其余變量不變的情況下，不同類型機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量影響作用呈現(xiàn)“異質(zhì)性”。

三、 研究設(shè)計

1. 數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2020年滬深A(yù)股主板上市公司為觀測樣本，并參照實(shí)證研究規(guī)范和標(biāo)準(zhǔn)要求，按照以下流程進(jìn)行篩選：（1）剔除金融保險行業(yè)的觀測樣本；（2）剔除存在多地交易所上市的觀測樣本；（3）剔除當(dāng)量被ST和*ST的觀測樣本；（4）剔除主要指標(biāo)存在顯著異?；蛉笔У挠^測樣本。經(jīng)過以上篩選流程，本文共獲得橫跨10年，累計12265個的觀測樣本。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自《中國專利全文數(shù)據(jù)庫（知網(wǎng)版）》、國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，專利引用數(shù)據(jù)來自中國科學(xué)技術(shù)信息研究所上市公司專利數(shù)據(jù)庫。

2. 變量定義（表1）

（1）創(chuàng)新質(zhì)量。借鑒孟慶斌等[20]的測度方法，本文以上市公司專利他引次數(shù)作為公司創(chuàng)新質(zhì)量的代理指標(biāo)。在實(shí)證數(shù)據(jù)處理過程中，對他引次數(shù)加上后取自然對數(shù)衡量公司創(chuàng)新質(zhì)量水平。

（2）機(jī)構(gòu)投資者持股比例。鑒于我國證券市場主要在半年報和年報對公司持股信息進(jìn)行詳細(xì)披露，本文借鑒梅潔等[21]的方法測算機(jī)構(gòu)投資者年度持股比例。與此同時，為更加準(zhǔn)確地刻畫機(jī)構(gòu)投資者持股行為，本文借鑒周紹妮等[22]的改進(jìn)算法測算我國機(jī)構(gòu)長期機(jī)構(gòu)投資者持股比例和短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例。

（3）主要控制變量。為緩解其他因素帶來的影響，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)，選擇如下解釋變量予以控制，包括公司規(guī)模、經(jīng)營績效、財務(wù)杠桿、公司成長性、第一大股東持股、董事會規(guī)模等。此外，本文還控制公司歸屬地區(qū)、對應(yīng)年份和所屬行業(yè)等影響。

3. 計量模型構(gòu)建

（1）公司創(chuàng)新質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者持股的基準(zhǔn)模型

[Rqualit=αi+γt+β1XInstit+?T×CtlVars+uit] （1）

其中，[Rqual]為公司[i]第[t]年創(chuàng)新質(zhì)量；[XInstit]為公司[i]第[t]年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，如[Instit]、[Sinstit]、[Linstit]；[CtlVars]為控制變量列向量，如公司規(guī)模、經(jīng)營績效、財務(wù)杠桿等；[αi]為僅與公司個體相關(guān)且不隨時間改變的遺漏變量，[γt]為僅與時間相關(guān)且不隨公司個體改變的遺漏變量；[uit]為其余同時可能隨公司個體和時間變化的影響因素。其余變量同上。

（2）檢驗回歸方程存在結(jié)構(gòu)性變動的虛擬變量法模型

考慮到鄒檢驗（Chow-test）的同方差約束等局限[23]，本文引入虛擬變量法構(gòu)建回歸模型，用以檢驗不同觀測樣本組之間的回歸方程結(jié)構(gòu)性變動。

[Rqualit=α+δ0Dum+β1Xinstit+δ1（Dum×Xinstit）+?T×CtlVars+?T×（Dum×CtlVars）+εit] （2）

其中，[Rqualit]為公司[i]第[t]年創(chuàng)新質(zhì)量；[Dum]為觀測年份的虛擬變量；即若觀測樣本屬于第一階段，則[Dum]=1；否則，[Dum=0]。[?=（δ2， ...， δ25）]，為回歸方程控制變量與虛擬變量交叉項的回歸系數(shù)向量。其余變量同上。

（3）檢驗長期投資者持股與短期投資者持股計量模型

為檢驗機(jī)構(gòu)投資者不同持股行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響，本文利用等式變換構(gòu)建系數(shù)比較模型進(jìn)行實(shí)證檢驗。

[Rqualit=αi+γt+β1Linstit+β2Sinstit+?T×CtlVars+uit] （3）

記[θ1=β1-β2]，則[β1=θ1]+[β2]，并將其代入式（3），整理可得：

[Rqualit=αi+γt+θ1Sinstit+β2Instit+?T×CtlVars+uit]? （4）

其中，[Instit=Linstit]+[Sinstit]，即為（全部）機(jī)構(gòu)投資者持股比例；其余變量同上。若參數(shù)估計[θ1]>0，則[β1]>[β2]，即可推斷長期機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新的影響作用大于短期機(jī)構(gòu)投資者；反之亦然。

（4）公司創(chuàng)新質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性模型

為對這種方差異質(zhì)性引致的非線性特征進(jìn)行定量化檢驗，本文借鑒分位數(shù)回歸思想，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上構(gòu)建分位數(shù)回歸模型并利用觀測樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗。

[Rqualq（x）=βq，0+βq，1Instit+?T×CtlVars+αTQ+εit] （5）

其中，[Rqualq（x）]表示[q]分位數(shù)水平上對應(yīng)的創(chuàng)新質(zhì)量；其余變量同上。

四、 實(shí)證分析

1. 統(tǒng)計分析

（1）樣本分布

在觀測樣本中，民營上市公司共有5120個、占全部樣本比重為58.8%，國有控股上市公司共有7145個。在民營上市公司中，歸屬東部地區(qū)的共有2959個，占比57.8%。對樣本數(shù)量較少的行業(yè)進(jìn)行重組合并，全部觀測樣本主要分別在十大行業(yè)。其中，制造業(yè)觀測樣本最多，共計6631個，占比54.1%，余下依次是批發(fā)和零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、公共基礎(chǔ)設(shè)施業(yè)、綜合類、交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)等。

（2）統(tǒng)計描述

為驗證觀測樣本的代表性、可靠性和合理性，本文對樣本主要變量進(jìn)行統(tǒng)計描述，結(jié)果如表2所示。

表2顯示，2011—2020年，我國上市公司創(chuàng)新質(zhì)量（Rqual）均值分別為2.8031，且呈現(xiàn)以零為截斷點(diǎn)偏右分布的特征。與此同時，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inst）均值為0.062，中位數(shù)0.0385%。盡管仍有不少公司尚未被機(jī)構(gòu)投資者持股，但機(jī)構(gòu)投資者持股比例分布相對較為均勻。相比之下，長期機(jī)構(gòu)投資者（Linst）和短期機(jī)構(gòu)投資者（Sinst）的持股比例分布則呈現(xiàn)明顯的不對稱特征。長期機(jī)構(gòu)投資者持股比例均值為0.0104，中位數(shù)為0.0014，標(biāo)準(zhǔn)差為0.021，可知其分布主要向右端集中且高分位數(shù)水平上分布方差更大。

2. 實(shí)證檢驗

（1）創(chuàng)新行為、機(jī)構(gòu)投資者持股與跨時期效應(yīng)

本文構(gòu)建了基于年份虛擬變量的鄒檢驗?zāi)Ｐ停⒗糜^測樣本對計量模型式（1）至式（3）進(jìn)行回歸估計，其主要結(jié)果如表3所示。表中第1列為主要解釋變量，第2至第7列為主要變量回歸系數(shù)估計。其中，Ⅰ是機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量的截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果，Ⅱ、Ⅲ是用于檢驗計量模型（1）是否存在結(jié)構(gòu)性變動的回歸結(jié)果；Ⅳ是機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果，Ⅴ、Ⅵ依次是第一階段、第二階段機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。

表3顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inst）回歸系數(shù)估計為0.0154，且在1%的水平上顯著。這表明，在控制其余變量不變的情況下，機(jī)構(gòu)投資者持股比例每提高1個單位，其被持股公司創(chuàng)新質(zhì)量隨之上升0.0154個單位，即：機(jī)構(gòu)投資者持股有助于促進(jìn)公司創(chuàng)新質(zhì)量改善，進(jìn)而證實(shí)了研究假設(shè)H1。為檢驗機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量影響的跨時期變動，本文基于虛擬變量法構(gòu)建鄒檢驗?zāi)Ｐ筒⒗糜^測樣本進(jìn)行回歸估計，得到回歸結(jié)果Ⅱ、Ⅲ?；貧w結(jié)果Ⅲ顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股比例交叉項（Cinst）回歸系數(shù)估計為-0.001且在5%的水平上顯著。即與第一階段相比，機(jī)構(gòu)投資者在第二階段對公司創(chuàng)新質(zhì)量的改善作用變小?；貧w結(jié)果Ⅲ也顯示，主要解釋變量的虛擬變量交叉項回歸系數(shù)估計F統(tǒng)計量約為55.99，且P值在小數(shù)點(diǎn)后四位都等于零。由此可知，機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量改善作用存在結(jié)構(gòu)性變動即證實(shí)了研究假設(shè)H2。

為進(jìn)一步檢驗機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型并利用觀測樣本進(jìn)行估計并得到回歸結(jié)果。表3中回歸結(jié)果Ⅳ顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股比例回歸系數(shù)估計為0.0053且在1%的水平上顯著。這表明，在控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)背景下，機(jī)構(gòu)投資者依然有助于促進(jìn)其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量，從而再次證實(shí)了研究假設(shè)H1。表3中回歸結(jié)果Ⅴ顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股比例回歸系數(shù)估計為-0.003，在10%的水平上不顯著。故在第一階段，控制公司個體效應(yīng)和時間效應(yīng)之后，機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用不再顯著。與之不同，即便是控制公司個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用同樣顯著，具體可參見回歸結(jié)果Ⅵ。故而，機(jī)構(gòu)投資者在第二階段對其持股公司創(chuàng)新促進(jìn)作用明顯強(qiáng)于第一階段，繼而證明了研究假設(shè)H2。

（2）創(chuàng)新質(zhì)量、機(jī)構(gòu)投資持股與異質(zhì)性特征

本文構(gòu)建了系數(shù)比較模型并利用觀測樣本對計量模型式（3）、式（4）進(jìn)行回歸估計，所得結(jié)果如表4所示。表4第1列為主要解釋變量，第2至第9列為主要變量回歸系數(shù)估計。其中，Ⅰ—Ⅲ分別對應(yīng)機(jī)構(gòu)投資者對創(chuàng)新質(zhì)量在第一階段分位數(shù)模型回歸結(jié)果，Ⅴ—Ⅵ依次對應(yīng)機(jī)構(gòu)投資者對創(chuàng)新質(zhì)量在第二階段分位數(shù)模型回歸結(jié)果；Ⅶ、Ⅷ對應(yīng)不同類型機(jī)構(gòu)投資者對創(chuàng)新質(zhì)量在第二階段面板分位數(shù)模型回歸結(jié)果。

為機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量促進(jìn)作用差異，本文借助分位數(shù)模型檢驗機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量處于不同分位數(shù)水平的影響差異。表4中回歸結(jié)果Ⅰ—Ⅲ顯示，對應(yīng)公司創(chuàng)新質(zhì)量依25%[→]50%[→]75%分位數(shù)水平的順序，機(jī)構(gòu)持股比例回歸系數(shù)依次為0.0267[→]0.0113[→]0.0441，繼而總體表現(xiàn)為“先變小后增大”。即：機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量條件分布兩端的影響在第一階段要大于對其中部的影響，且左端影響大于右端影響。與之不同，機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量影響在第二階段則呈現(xiàn)出相對平穩(wěn)的提升態(tài)勢，具體可參見回歸結(jié)果Ⅵ—Ⅷ。該結(jié)果顯示，對應(yīng)公司創(chuàng)新質(zhì)量25%[→]50%[→]75%分位數(shù)水平，機(jī)構(gòu)持股比例回歸系數(shù)估計依次為0.0159[→]0.0172[→]0.0201，總體表現(xiàn)為“穩(wěn)步變大”的變化趨勢。由此可知，機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量條件分布的影響在第二階段呈現(xiàn)出逐漸增大趨勢。因此，無論是第一階段還是第二階段，機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用均存在分位數(shù)異質(zhì)性，繼而證實(shí)了研究假設(shè)H3。

為檢驗不同類型機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響，本文圍繞長期投資者和短期投資者構(gòu)建系數(shù)比較模型并利用觀測樣本進(jìn)行估計、得到回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果如表4中Ⅶ顯示，短期機(jī)構(gòu)持股比例（Sinst）回歸系數(shù)估計為0.3386在10%的水平上不顯著。這表明，控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)之后，本文在10%的顯著性水平上不能拒絕[θ1]等于零的原假設(shè)，即[β1=β2]。即：在第一階段，長期機(jī)構(gòu)投資對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量促進(jìn)作用與短期機(jī)構(gòu)投資者相差不大。回歸結(jié)果Ⅷ顯示，短期機(jī)構(gòu)持股比例回歸系數(shù)估計為0.0043且在10%水平上顯著。即便控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)之后，本文在10%顯著性水平上不能接受[θ1]等于零的原假設(shè)，且由[θ1>0]得到[β1>β2]。即在第二階段，長期機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量的改善作用平均比短期機(jī)構(gòu)投資者高出0.0043個單位。故而，不同類型機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量改善作用存在顯著差異，且長期機(jī)構(gòu)投資者對其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量的改善作用更加明顯，進(jìn)而證實(shí)了研究假設(shè)H4。

3. 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性，本文主要分為以下兩種情況對上述模型和結(jié)果進(jìn)行驗證。一方面，本文以公司發(fā)明專利數(shù)量測算公司創(chuàng)新治質(zhì)量，重新對計量模型進(jìn)行回歸估計，得到相應(yīng)結(jié)果。另一方面，本文以觀測樣本數(shù)占比達(dá)到54%的制造業(yè)為樣本對計量模型進(jìn)行回歸估計并得到相應(yīng)結(jié)果。以上檢驗結(jié)果均表明，主要變量回歸系數(shù)估計除數(shù)值大小和t值略有不同外，其余主要統(tǒng)計特征、符號及相對大小等均保持不變。因篇幅所限，此處未報告相關(guān)結(jié)果。

五、 主要結(jié)論及政策建議

本文重點(diǎn)圍繞創(chuàng)新質(zhì)量主題探討機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的積極作用，主要基于外部環(huán)境變化和機(jī)構(gòu)投資者類型差異構(gòu)建微觀計量模型，并利用2011—2020年上海證券交易所和深圳證券交所的A股主板上市公司觀測樣本進(jìn)行實(shí)證研究。一方面，機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，且長期機(jī)構(gòu)投資者較短期機(jī)構(gòu)投資者對公司創(chuàng)新質(zhì)量促進(jìn)作用更大，呈現(xiàn)出明顯的“期限異質(zhì)性”特征。另一方面，無論是長期投資者還是短期投資者，均在創(chuàng)新質(zhì)量不同分?jǐn)?shù)位水平上表現(xiàn)出異質(zhì)性特征。據(jù)此，本文提出以下相關(guān)政策建議。

第一，規(guī)范上市公司決策機(jī)制，健全機(jī)構(gòu)投資者履行監(jiān)督職能制度保障。上市公司規(guī)范健全的決策機(jī)制，是機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理、履行監(jiān)督職能的重要保證。為更好地保障機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督作用、促進(jìn)其持股公司創(chuàng)新質(zhì)量改善，我國證券市場主管部門有必要推動上市公司嚴(yán)格遵守《公司法》《證券法》等相關(guān)法律，全面落實(shí)《上市公司股東大會規(guī)則（2016年修訂）》《上市公司治理準(zhǔn)則（2018年修訂）》及上交所、深交所、北交所發(fā)布的公司治理指引，不斷規(guī)范公司決策機(jī)制、提升公司治理水平、保護(hù)投資者合法權(quán)益。

第二，完善科技創(chuàng)新披露規(guī)則，夯實(shí)機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)創(chuàng)新質(zhì)量改善信息基礎(chǔ)。信息披露既是投資者作出投資判斷和決策的基本依據(jù)，也是機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理、促進(jìn)創(chuàng)新質(zhì)量改善的重要基礎(chǔ)。為提升機(jī)構(gòu)投資者治理效果、促進(jìn)公司加大創(chuàng)新力度，我國政府主管部門有必要推動上市公司嚴(yán)格落實(shí)《上市公司信息披露管理辦法（2021年修訂）》，支持上交所、深交所、北交所構(gòu)建常態(tài)化“上市公司信息披露評價指引”工作，建立健全信息披露與規(guī)范運(yùn)作雙輪驅(qū)動的立體化評價體系，引導(dǎo)上市公司高質(zhì)量披露信息。

第三，優(yōu)化公司重要股東機(jī)構(gòu)，形成以長期機(jī)構(gòu)投資者為主導(dǎo)的“機(jī)構(gòu)化”格局。立足我國證券市場投資者結(jié)構(gòu)現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)，強(qiáng)化中小投資者合法權(quán)益保護(hù)，進(jìn)一步發(fā)展壯大機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模，為構(gòu)建資本市場的“機(jī)構(gòu)化”投資者結(jié)構(gòu)提供有力支撐。加快破解養(yǎng)老金、保險資金、銀行理財、年金基金等入市體制機(jī)制障礙，比如放寬保險資金、年金基金等股票投資比例限制等，主動引導(dǎo)中長期投資等各類機(jī)構(gòu)實(shí)施長周期績效考核機(jī)制，適度強(qiáng)化投資穩(wěn)定性、弱化短期性投資行為，拓展長期機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的廣度和深度。

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基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“知識產(chǎn)權(quán)貿(mào)易促進(jìn)國內(nèi)國際循環(huán)有效聯(lián)動的動力機(jī)制和激勵政策研究”（項目編號：21BJL101）；江蘇高校哲學(xué)社會科學(xué)研究一般項目“十四五時期江蘇制造業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展思路和對策研究”（項目編號：2021SJA0136）。

作者簡介：梅潔（1981-），女，南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，研究方向為公司治理。

（收稿日期：2023-08-27? 責(zé)任編輯：殷 ?。?/p>