监督型机构投资者与公司研发投资——基于A 股制造业上市公司的实证研究

邓 伟 颜亮亮

一、引 言

技术创新是经济长期增长的动力，是企业核心竞争力的重要源泉。随着中国经济从要素驱动进入创新驱动的阶段，中国企业对技术创新正日益重视，研发投资呈迅速增长之势。从2007 年到2016 年间，全部企业的研发投资从5190 元增长至11294 元，年均增长率达8%。上市公司在企业的技术创新中占有重要地位，2016 年上市公司的总研发投资达4555元，占企业总研发投资的40%。

随着中国资本市场的规模的不断扩大和各项制度的完善，机构投资者取得了迅速的发展，现已成为中国资本中最为重要一类的投资者。在本文所搜集的样本中，平均每家公司的机构投资者的持股比例已从2008 年23%上升至2016 年的40%，平均每家公司的机构投资者的数目已从2008 年18 个增加至2016 年47 个。与其他投资者相比，机构投资者具有知识、信息和监督等优势，更加注重企业的长期发展，并能积极干预公司治理，减少企业经理的机会主义行为，从而促进企业的研发活动。

阻碍企业从事研发活动的一个重要原因是管理者的职业关注。研发的收益具有很大的不确定性，一旦研发失败，企业的短期财务绩效将会恶化，管理者也可能因此而被解雇。为了降低自己的职业生涯的风险，管理者会减少企业的研发投资。机构投资者的存在则有助于减轻管理者对职业生涯的担忧。机构投资者注重企业的长期利益，了解企业管理者的能力，只要是他事先认可的一个研发项目，即使研发失败也不会要求企业解雇管理者。因此，通过减轻管理者对职业生涯的担忧，机构投资者能提高企业从事研发的积极性，增加研发投资。

不同类型的机构投资者对企业研发有不同的影响，只有那些监督积极性更高的机构投资者才能促进企业的研发活动。机构投资者通常都持有比较分散的投资组合，每支股票不可能都受到他同等程度的关注。只有当一支股票占投资组合中的权重比较高时，因而对投资组合的收益影响时，机构投资者才会有更大的积极性去搜集这家公司的信息，并监督公司管理者的行为，影响公司的经营决策，即发挥积极监督者的角色。因此，如果一个公司的股票在机构投资者的投资组合的权重比较大，机构投资者对于这个公司的作用就相当于监督型机构投资者。

基于以上思想，本文将从管理者的职业关注的角度研究监督型机构投资者对企业研发投资的影响。本文的学术贡献主要体现在如下三个方面：首先，本文根据（Fich 等，2015）的方法，从机构投资者的投资组合的角度定义监督型机构投资者，以便能更加准确地反映机构投资者在研发决策中的监督作用。现有的文献都是用机构投资者的持股比例来反映机构投资者的作用，没有考虑到机构投资者对目标公司的持股数量在他的投资组合中的权重会影响它的监督作用的大小；其次，本文还具体考察了监督型机构投资者影响研发的机制，即对于业绩下降的容忍。虽然国内也有文献也沿用Aghion 等（2013）的思想，但并没有具体考察机构投资者对失败的容忍；最后，本文还深入讨论了第一大股东的持股、产品市场竞争、产权性质以及高管的个人特征等因素对于基本结论的影响，得到了诸多更为具体的结论。

二、文献回顾

关于机构投资者与企业研发的关系，国内外学者主要有三种观点：第一种观点认为机构投资者对企业研发有积极影响，第二种观点则认为机构投资者对企业研发有消极影响，第三种观点则考虑了机构投资者的异质性对企业研发的不同影响。

目前大部分文献都持第一种观点。根据这一观点，机构投资者具有较强的信息收集能力，投资目标更加长远，能积极干预公司治理，减少企业经理的机会主义行为，促进企业的研发活动。David 和Kochhar（1996）、Wahal 和McConnel（2000）、冯根福和温军（2008）、梁帆（2015）等文献都从整体上发现，机构投资者能避免短视行为，注重所投资公司的长期经营业绩，机构投资者的持股比例与企业的研发投资之间存在正相关的关系。Holderness 等（1988）、Black（1992）更加具体地考虑了机构投资者的监督动机，认为随着机构投资者持股份额的增加，“退出”策略的实施成本越来越高，这将迫使他们使用“发言权”来影响管理者的长期决策，如研发投资策略。这两篇文献都发现，机构投资者能促进企业的研发活动。Aghion 等（2013）构建了一个企业管理者的职业关注与研发投资的关系的模型，从理论了推导出机构投资者的监督能力能缓解管理者对研发失败及职业生涯的担忧，从而促进了企业的研发活动。该文的实证结果也验证了这一结论。通过对机构投资者与公司研发之间关系的研究发现，机构投资者有动力关注公司的长期经营业绩，他们会积极监督公司经营者，鼓励其加强研发创新活动。温军和冯根福（2012）也沿用Aghion 等（2013）的职业关注模型，考虑了中国背景下国企和民企的差异，结果发现，机构投资者对企业的创新的影响在民营企业中为正，在国有企业中则为负。此外，范海峰（2012）还发现，尽管机构投资者对公司研发投资有显著的促进作用，但这一关系受到企业的产权性质及所在地区的市场化程度的影响。

也有少数文献持第二种观点，认为研发投资的回报期很长，而机构投资者是短视的，只关心企业的短期业绩，在机构投资者的压力下，企业只能投资可以短期获利的项目，因而机构投资者对企业的研发投资有负面影响。Graves（1988）根据美国计算机行业的数据的实证结果表明，机构投资者的持股比例与企业的研发强度之间呈负相关的关系。Samuel（1996）对美国制造业公司的实证研究也表明，机构投资者只对企业长期资本投资有积极的影响，而对企业的研发投资有消极的影响。温军和冯根福（2012）也发现，机构投资者整体持股对企业的研发投资有显著的负效应。

还有一类文献持第三种观点，认为不同类型的机构投资者的行为存在一定的差异，对企业研发有不同的影响。David 和Kochhar（1996）、赵洪江和夏晖（2009）根据机构投资者与被投资的公司是否有商业联系这一条件，将机构投资者分为压力敏感型、压力抵抗型和压力不确定型三种类型，并发现只有压力抵抗型的机构投资者对公司的研发投资有显著的正向作用。Bushee（1998）、Sayili 等（2017）则将机构投资者分为勤勉型、短暂型和准指数型三种类型，发现短暂型机构投资者出于短期盈利的目的会迫使管理者削减研发投资，而勤勉型机构投资者则促使管理者增加研发投资，准指数型机构投资者则对研发投资没有显著影响。此外，国内也有一些文献将机构投资者的实际身份，即证券投资基金、社保基金、保险基金、QFII、券商等进行分类。如温军和冯根福（2012）发现，证券投资基金对于企业的研发投资的影响显著为负，QFII 和保险资金对企业的研发投资的影响都显著为正。但王宇峰等（2012）的结果与温军和冯根福（2012）有所不同，该文发现保险基金、证券投资基金和社保基金与公司研发投资呈显著的正相关关系，QFII 和证券公司与公司研发投资之间的关系不显著。最后，齐结斌和安同良（2014）还发现，机构投资者持股与企业研发投入之间存在非线性关系，只有机构投资者的持股比例超过一定门槛时，机构投资者才会对企业研发投入有正向的影响，且这种门槛效应对于不同的机构投资者存在一定的差异。

三、研究假设

技术创新是推动企业长期发展的引擎，是企业核心竞争力重要来源之一。但是，为实现技术创新而进行的研发投资存在着很高的风险。很多研发投资得不到任何创新成果，而且即便有创新成果，也有可能没有多少商业价值，不能给企业增加多少利润。有研究表明，研发投资失败的可能性高达50%-80%。一旦研发失败，企业的短期绩效将可能出现下滑。因此，除非企业能够承受短期绩效下滑的风险，否则它不会为了长期的业绩增长而进行持续的研发活动。

对于企业的研发决策，管理者除了考虑它对企业业绩的影响之外，还会顾及它对自己的职业生涯的影响。对于自己的能力水平，管理者比投资者了解更多的信息。在这种信息不对称的环境下，投资者只能通过管理者所在企业的业绩来评判管理者的能力。管理者过去所管理的企业的业绩越好，投资者对他的评价越高，对他未来的职业生涯就越有利。当研发失败导致企业的短期业绩下滑时，投资者将会降低对管理者的评价，他们要么要求董事会解雇管理者，要么“用脚投票”，抛售企业的股票。因此，即便研发能提高企业的长期绩效，但为了避免研发失败对自己的职业生涯的负面影响，企业管理者可能对研发采取消极态度，削减企业的研发投资。

作为股票市场中重要的投资者，机构投资者能在一定程度上扮演积极监督者的角色，监督管理者的行为，影响公司重大投资项目的决策，其原因包括如下几个方面：首先，机构投资者持有的股票较多，能分摊他的监督成本，且能通过投票影响公司的决策；其次，监督企业需要具备财务、法律等方面的专业知识，而机构投资者还拥有一些精通公司基本面分析的专门人才，能通过分析二手资料或现场调研掌握它所关注的公司的经营、人事、研发、财务等信息；最后，在投资理念上，机构投资者比一般投资者更加专业和理性，更加追求长期的投资回报，因而有参与监督的耐心。

机构投资者的监督功能与每支股票在他的投资组合中的权重有关。在投资组合十分分散的情况下，机构投资者不可能对投资组合中的每支股票都给予相同的关注。只有当一支股票占投资组合中的权重比较高时，因而对投资组合的收益影响时，机构投资者才会有更大的积极性去搜集这家公司的信息，并参与它的内部治理，即发挥积极监督者的角色。我们称这类机构投资者为监督型机构投资者。

监督型机构投资者对研发失败具有一定程度的容忍，从而缓解企业管理者对职业生涯的担忧。他们对企业管理者有比较多的了解，只要他们认为管理者足够的优秀，即使企业的业绩出现了暂时的下滑，他们也不会改变对管理者的评价。而且，监督型机构投资者的投资目标比较长远，了解一个研发项目对企业长期发展的重要性，能够容忍研发过程中的短期失败。因此，监督型机构投资者能提高管理者对企业研发的积极性，增加企业的研发投资。由此我们先提出本文如下的核心假设：

H1：监督型机构投资者对公司的研发投资有积极的影响。

管理者的职业关注与企业所在行业的竞争程度有关。当市场竞争比较激烈时，企业的利润比较低，对短期业绩下滑的承受能力比较差，一旦研发失败导致企业的短期业绩下滑时，管理者遭到解雇的可能性较大。因此，产品市场的竞争会加剧管理者对职业生涯的担忧，进而抑制企业的研发活动。监督型机构投资者对管理者的能力水平比较了解，能运用它的投票权干预公司的人事决策，保护那些在积极从事研发活动的管理者。因此，在产品市场竞争比较激烈的情况下，监督型机构投资者的作用较大，更能缓解管理者对职业生涯的担忧，促进企业的研发活动。由此再提出如下假设：

H2：公司所在行业的市场竞争越激烈，监督型机构投资者对研发投资的促进作用越大。

第一大股东能从如下三个方面替代监督型机构投资者的作用，削弱后者对研发投资的影响。首先，第一大股东的持股比例高，股票流动性差，在企业的经营目标比较有远见，对能够给企业带来长期收益的研发投资比较积极，对研发失败的容忍程度也比较高；其次，由于持股比例高，第一大股东能积极监督企业的管理者，与管理者之间的信息不对称程度较低，从而能缓解管理者对职业生涯的担忧；最后，在第一大股东对企业的控制权比较大的情况下，企业的决策主要取决于大股东，机构投资者对企业决策的影响较小。因此，对于研发活动的影响，第一大股东与监督型机构投资者是相互替代的，第一大股东的持股比例越高，而监督型机构投资者对研发的促进作用就越小，这就是本文的第三个假设：

H3：当公司第一大股东持股比例越高，监督型机构投资者对研发投资的促进作用越小。

管理者的职业关注程度与企业的产权性质有关。国企管理者的任命不完全是市场化的，在很大程度上取决于政府主管部门的意见。只要政府主管部门认何管理者的能力，即使研发失败，该管理者不必担心会被解雇。因此，国企管理者所面临的业绩压力较小，其职业关注程度也较小。在这种情况下，机构投资者对管理者的职业关注的影响甚微，对研发投资的促进作用也比较小。相反，民企管理者的任命是市场化的，面临着比较大的业绩压力，其职业关注程度高，机构投资者便能通过缓解管理者的职业关注而激发企业增加研发投资。由此，本文提出如下假设4：

H4：机构投资者对研发投资的促进影响在国企中比在民企中小。

机构投资者之所以能促进研发，是因为他能减轻管理者的职业关注，而管理者的职业关注与他的权力和年龄有关。当CEO 同时兼任董事长时，董事会对他的监督作用较弱，即便企业的经营业绩出现暂时的下滑，CEO 也不必太担心被解雇。因此，权力较大的管理者的职业关注越少。管理者的年龄越大，他未来的职业生涯就越短，相应的职业关注也越少。因此，我们再提出如下假设：

H5：当管理者的年龄较大，或两职合一时，监督性机构投资者对公司研发的促进作用较小。

四、实证设计

（一）样本和数据来源

本文初始样本选取2009-2016 年的沪深A 股制造业上市公司的数据。本文的财务数据均来自CSMAR 数据库。公司专利申请数来源于中国知网，机构投资者的内部投资组合权重来源于Wind 数据库，通过手工收集整理得到。样本的筛选的几个原则如下：（1）删除年度内被标记为ST，PT 的公司；（2）删除关键财务数据不全的公司；（3）通过对主要的变量进行前后1%的WInsorize 处理，以排除极端值对数据分析的影响。最终得到一共7788 个非平衡面板数据。本文采用stata13 对数据进行分析和模型处理。

（二）变量和模型

检验监督型机构投资者对企业研发的影响的模型如下：

检验监督型机构投资者对企业业绩下滑时CEO 被解雇的风险的模型如下：

1、因变量

式（1）中的因变量包括两个：研发强度（RND）和专利产出（Patent），前者为研发支出与总资产的比率，后者为企业每年的专利申请量。

式（2）中的因变量为CEO 是否被解雇（Leave）。若CEO 被解雇，则赋值为1，否则为0。

2、自变量

监督型机构投资者持股比例（Ins）。式（1）和（2）都包括这个自变量。本文借鉴Fich 等（2015）的方法，如果一个公司的股票占机构投资者的投资组合的权重大于或等于10%，那么称这个机构投资者为目标公司的监督型机构投资者，目标公司的所有监督型机构投资者持有的股份总和与该公司总股份的比即为监督型机构投资者的持股比例。根据前面的假设1，预测Ins 的系数α1应显著为正。

短期经营业绩是否下滑（PA）。这是式（2）中的一个自变量。本文根据Aghion 等（2013）的方法，若当期与上期的总资产收益率（ROA）的差（PA1）小于0，该变量取值为1，否则为0。为确保回归结果的稳健性，本文也用两期的净资产收益率（ROE）之差（PA2）是否小于0 来定义，若该差值小于0，则取值为1，否则为0。式（2）中交互项PA*Ins 用来反映机构投资者对企业业绩下滑时CEO 被解雇的概率的影响。根据假设1，预测系数β3应显著为负。

3、调节变量

产品市场竞争强度（RRHHI）。本文根据已有文献，用赫芬达尔－赫希曼指数（HHI）的倒数来刻画产品市场竞争强度这一变量，其中，（HHI）＝∑（Xi/X）2，X＝∑Xi，Xi为公司i 的营业收入。RRHHI指数越大，同一产业的市场竞争就越强烈。

除此之外，本文还有如下调节变量：大股东持股比例（Top1）、企业的产权性质（STATE）、CEO 是否兼任董事长（Dual）、CEO 的年龄（CEOage）。

4、控制变量

式（1）和（2）Controls 表示一组公司基本面的控制变量，主要包括三类，第一类是财务方面的变量，其中包括：为净资产收益率（ROE）、公司规模（SIZE）、财务杠杆（LEV）、公司年龄（AGE）、总资产的增长率（Growth）、流动比率（LDR）、经营现金流比例（CF），第二类公司治理方面的变量，其中包括：董事会人数（Board）、产权性质是否为国有（State），第三类是CEO 个人特征方面的变量，其中有CEO 年龄（CEOage）、CEO 的薪酬（CEOsalary）。除此之外，为了控制行业因素和年度差异的影响，在模型中加入了行业虚拟变量和年度虚拟变量。

表1 变量一览表

（三）描述性统计

表2 是相关数据的描述性统计。研发投资强度RND 的平均数为0.0228，并且标准差是0.0220，最小值是0，最大值是0.2218，这说明不同公司研发投资差异很大，且研发强度不高。Patent 的平均值为26.7340，说明样本中公司专利申请的平均数量为26.7340，Patent 的最小值为0，最大值为3542，标准差为125.6980，显示出了不同公司之间专利申请数量确实存在较大差异；Ins 的均值为0.2241，最小值为0，最大值为0.8946，这说明监督型机构投资者持股比例较高，且不同公司监督型机构投资者持股比例存在较大的差异。此外，CEO 的离职概率的平均值是0.17，说明CEO 存在一定的流动性。

表2 变量描述性统计

五、实证结果

（一）基本回归结果

表3 是对基本假设H1 的回归结果。该表中列（1）和（2）分别是监督型机构投资者持股对研发投资强度影响的OLS 回归和Tobit 回归的结果。之所以还对以研发强度为因变量的模型做Tobit 回归，是因为很多公司的研发投资为0，0 点是一个角点。在该表的列（1）和（2）中，监督型机构投资者持股比例的系数分别为0.0153 和0.0209，并且都在1%的水平下显著，这说明监督型机构投资者持股与公司研发投资强度之间存在显著的正相关关系，即监督型机构投资者持股比例越高，公司的研发投资强度也越高。由于专利数为整数，故对于因变量为专利数的回归，本文采用Poisson 回归和负二项回归，列（3）和（4）是各自的回归结果。可以看出，这两列中的自变量Ins 的系数分别为0.6097 和0.2390，且分别在1%和10%的水平下显著，这表明监督型机构投资者持股比例越高，公司专利申请的数量也越多。因此，假设H1 成立。

在控制变量中，公司的盈利能力（ROE）和成长性（Growth）的系数均显著为正，说明盈利能力强、成长性高的公司的研发活动比较活跃。财务杠杆（LEV）显著为负，说明公司的研发活动容易被高负债所抑制。公司规模（Size）和公司年龄（Age）的系数均显著为负，这有可能是在大公司和年老的公司成长空间有限，因而研发活动少。

表3 监督型机构投资者对研发的影响

由于经理人从事研发创新活动会面临不确定性和失败的风险，与此同时公司的短期经营业绩也往往低于预期水平，经理人会面临被解雇的风险，他们为了保护自己会抵制公司进行研发创新活动。但是由于机构投资者的监督作用，向市场传递有关管理者能力的信息，降低经理人被解雇的风险，从而激励管理者进行创新。表4 是模型（2）的Logit 回归结果，PA1 和PA2 分别用当期与上期的ROE 和ROA 之差是否小于0 进行定义。PA1 与PA2 的系数都显著为正，说明短期业绩的下滑会提高CEO 离职的概率。但是，PA1 和PA2 与Ins 的交互项PA1*Ins 和PA2*Ins 的系数都显著为负，说明监督型机构投资者的存在会降低CEO 在业绩下滑时的离职概率。因此，监督型机构投资者有助于减轻管理者的职业关注，从而促进研发活动。

表4 监督型机构投资者对CEO 离职概率的影响

（二）稳健性检验

为了考察以上回归结果是否稳健，下面再从如下三个方面进行稳健性检验。

1、替换解释变量

前面对自变量的定义是监督型机构投资者的持股比例，为了更全面地反映监督型机构投资者的影响，下面再用上市公司的监督型机构投资者的数量（Number）来进行回归。监督型机构投资者的数量越多，对公司的监督能力应该越强。

表5 是对应的回归结果。该表中列（1）和（2）分别是监督型机构投资者总数对研发投资强度影响的OLS 回归和Tobit 回归的结果。得到监督型机构投资者持股的系数分别为0.0005 和0.0004，并且在1%水平下显著，结论与之前是一致的。列（3）和（4）是监督型机构投资者总数对研发产出专利申请数的Poisson 和负二项回归的结果。解释变量的系数分别为0.0057 和0.0470，且在1%的水平下显著，结论与前面依然是一致的。

表5 自变量为监督型机构投资者的总数的回归结果

2、内生性问题

基本回归中关于研发投资强度（RND）和专利申请的数量（Patent）的回归中都是假定监督型机构持股（Ins）是严格外生性的。实际上，监督型机构投资者之所以与公司研发存在正的相关性，是因为研发支出多的公司可能业绩增长快，从而吸引了监督型机构投资者。因此，监督型机构持股者与公司研发之间存在内生性问题。为解决这一问题，本文用公司所在行业的监督型机构平均持股水平（MIns）作为监督型机构持股（Ins）的工具变量来做IV 回归。

表6 为2sls 的回归结果。列（1）是第一阶段的回归结果，列（2）和（3）分别是以研发强度和专利成果为因变量的回归结果。在列（1）中，工具变量MIns的系数分别是2.0051，且在1%的水平下显著，说明该工具变量合理的。在列（2）和（3）中，自变量监督型机构持股比例（Ins）的系数均在1%的水平上显著为正，表明监督型机构投资者对研发强度和专利成果存在正面的影响，前面的回归仍保持稳健。

表6 2sls 的回归结果

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3、样本选择偏差问题

公司是否做研发是一个自选择问题，公司是根据自己经营需要做研发。在前面的回归样本，有许多公司缺失研发支出的数据。为了消除这个样本选择性偏差问题，我们再采用Heckman 两步法。其具体过程是：第一步，用所有公司样本计算逆米尔斯比率，第二步，用所有研发支出（研发专利）非0 的公司，将计算出的逆米尔斯比率作为控制变量加入回归模型来修正样本选择性偏差。表7 是对应的回归结果。该表的列（1）第一步的选择模型的回归结果，因变量是是否为研发支出，列（2）和（3）的因变量分别为研发强度和专利成果。在列（2）和（3）中，逆米尔斯指数（Mills lambda）的系数显著为正，且自变量INS 的系数仍然显著为正。这说明在解决了样本选择性偏差问题之后，结果仍然保持稳健。

表7 Heckman 两步法回归结果

N(-1.06) (1.05) (3.23)Growth -0.0741 0.0038*** -9.3796**(-0.51) (5.28) (-2.06)_cons -8.9460 0.0379*** -760.3638***(-0.29) (3.55) (-11.55)Year 控制 控制 控制Industry 控制 控制 控制8876 6943 7788

六、对实证结果的进一步讨论

本节再根据假设2-4，进一步讨论市场竞争强度、第一股东持股比例、产权性质及CEO 的权力和年龄等因素对监督型机构投资者与公司研发之间的因果关系的调节作用。首先根据假设2 考虑产品市场竞争的调节效应，表8 是对应的回归结果。在该表中，RHHI*Ins 是产品市场竞争（RHHI）与监督型机构投资者持股比例的交互项，列（1）和（2）分别是因变量为研发强度的OLS 回归和Tobit 的回归结果，列（3）是因变量为专利成果的Possion 回归结果。在该表的各列中，交互项的系数都显著为正，这说明产品市场竞争强度越高，监督型机构投资者对研发的积极作用就会越强。其原因在于，产品市场的竞争会加剧企业管理者的职业关注，而监督型机构投资者能减少管理者的职业关注，故在产品市场竞争比较激烈的情况下，监督型机构者对研发的积极影响会更强。

表8 产品市场竞争的调节效应

(-1.33) (35.58)Age -0.0062*** -0.4843***(-10.19) (-10.64)LDR 0.0003* -0.0081(1.90) (-0.54)CF -0.0131** 0.0253(-2.31) (0.07)Growth 0.0040*** -0.2371***(4.36) (-2.76)Board 0.0091 1.4549***(1.23) (2.86)_cons 0.0324** -16.5442***(2.34) (-14.47)(0.14)-0.0073***(-11.34)0.0003(1.49)-0.0136**(-2.26)0.0040***(4.02)0.0080(1.04)-0.0142(-0.81)(57.69)-0.4829***(-25.25)-0.0280***(-7.16)0.6935***(12.84)-0.0793***(-6.77)0.0907(1.02)-13.5804***(-10.87)控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制R2 0.0950 Year 控制 控制N 7788 6943 7788 6943

再考虑大股东的调节作用。根据假设H3，对于研发活动的影响，第一大股东与监督型机构投资者之间互为替代，故在第一大股东持股比例较高的情况下，监督型机构投资者对研发的影响较小。表9 是对假设3 的回归结果。在该表各列中，第一大股东持股比例（Top1）与监督型机构投资者持股比例的交互项Top1*Ins 的系数皆为正号，显著性水平至少都是5%，这说明第一大股东持股比例越高，监督型机构投资者对研发强度和专利成果的积极作用就会越弱。因此，假设H3 成立。

表9 第一大股东持股比例的调节效应

(0.64) (34.98)Age -0.0087*** -0.4712***(-23.97) (-10.04)LDR 0.0004*** -0.0020(3.58) (-0.13)CF -0.0042 0.1038(-1.28) (0.27)Growth 0.0032*** -0.1458(4.84) (-1.55)Board 0.0008 1.5082***(0.17) (2.87)_cons 0.0263*** -17.0844***(2.96) (-14.91)(3.09)-0.0108***(-25.21)0.0003**(2.00)-0.0057(-1.43)0.0031***(3.97)-0.0009(-0.17)-0.0125(-0.99)(53.79)-0.4519***(-22.71)-0.0240***(-5.82)0.6765***(12.17)-0.1045***(-8.40)-0.0195(-0.21)-13.4037***(-10.68)控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制R2 0.2860 Year 控制 控制N 7788 6943 7788 6943

下面再考虑企业产权性质的调节效应。根据假设H4，由于国有企业的管理者的职业关注弱，所以监督型机构投资者对研发活动的积极作用小。表10是对假设H4 的检验结果。在该表各列中，产权性质（State） 与监督型机构投资者持股比例的交互项State*Ins 的系数皆为负号，显著性水平至少都是10%，这说明在国有企业中，监督型机构投资者对研发强度和专利成果的积极作用较小。因此，假设H4成立。

表10 企业产权性质的调节效应

(1.83) (-1.90)Top1 -0.0084*** -0.2103(-4.67) (-1.08)RHHI -0.0002 0.0149(-1.33) (0.79)(-1.78)-0.0100***(-4.72)0.0003(1.24)ROE 0.0057*** 0.7783***(3.84)0.0082***(4.00)-0.0203***(-12.02)0.0001(0.54)(10.55)-0.9465***(-14.78)0.0146(1.58)-0.0396(-1.03)-0.8749***(-21.41)1.0447***(92.75)(3.54)LEV -0.0151*** 0.4483***(-10.90) (2.67)Size -0.0004** 0.8216***(-1.97) (38.16)-0.0096*** -0.0183(-23.61) (-25.33) (-1.39) (-12.57)LDR 0.0003*** 0.0002* -0.0158*** 0.0201 Age -0.0076*** -0.6061***(3.38) (1.57)CF -0.0034 -0.1093(-1.10) (-0.30)Growth 0.0032*** -0.2273***(5.99) (-2.89)Board 0.0006 1.5172***(0.15) (3.02)_cons 0.0294*** -16.9460***(3.58) (-16.07)(1.84)-0.0041(-1.12)0.0035***(5.47)-0.0003(-0.07)0.0049(0.47)(-6.00)0.6295***(13.19)-0.0030(-0.34)-0.7736***(-9.14)-19.8715***(-16.22)控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制R2 0.2930 Year 控制 控制N 7788 6943 7788 6943

再考虑CEO 的权力大小和年龄。根据假设H5，当CEO 兼任董事长，或年龄较大时，他的职业关注弱，所以此时监督型机构投资者对研发的影响小。表11 是有关假设H5 的回归结果。在该表中，CEO 权力和年龄与监督型机构投资者的持股比例的交互项Dual*Ins 和Ceoage*Ins 皆显著为负，这说明对于两职合一的CEO 或年龄较大的CEO 所管理的企业，由于职业关注较弱，监督型机构投资者持股对研发的积极作用比较小。因此，假设5 成立。

表11 CEO 权力和年龄的调节效应

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最后再考虑以上五个调节变量对企业业绩下滑时CEO 离职概率的影响。表12 是对应的回归结果。与前面的表4 相比，该表增加了各调节变量与交互项PA1*Ins 的三重交互项。为简单起见，该表只列出了PA1 的三重交互项。从该表各列可以看出，二重交互项PA1*Ins 基本上都显著为负，说明监督型机构投资者能降低企业业绩下滑时CEO 的离职概率，即减少CEO 的职业关注。三重交互项的系数只在列（1）中的系数显著为正，说明在市场竞争比较激烈的情况下，监督型机构投资者能有效地减轻CEO 的职业关注。三重交互项的系数在其余各列中的系数都显著为负，说明当第一大股东持股较多、企业的产权性质属于国企、且CEO 权力和年龄较大时，监督型机构投资者对CEO 的职业关注的影响较小。因此，假设2-5 都能成立。

表12 各调节变量对CEO 离职概率的影响

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七、结论与政策含义

本文借鉴Fich 等（2015）的定义，当一个机构投资者持有一家公司的股票占它的投资组合的权重不低于10%时，将这个机构投资者称为目标公司的监督型机构投资者。本文根据2009 年至2016 年沪深A 股制造业上市公司的数据，考察了监督型机构投资者对企业研发活动的影响。实证结果表明，监督型机构投资者的持股比例对企业的研发强度和专利成果具有正向影响，且这种影响来自机构投资者对研发失败时业绩下滑的容忍。进一步的研究还表明，当第一大股东的持股比例较小、产品市场竞争较为激烈、企业属于民营企业、CEO 兼任董事长、高管比较年轻时，上述监督型机构投资者对研发的促进作用会更大。

根据本文的结论，为了推动上市公司的研发活动，应该继续鼓励机构投资者的发展，使A 股市场成为一个机构主导的市场。而且，还应该使机构投资者成为长期的投资者和积极的监督者，发挥它们在公司治理中的作用。此外，还应该进一步降低大股东的持股比例，使上市公司的股权更加分散，同时加快国有企业的混合所有制改革，以便增加机构投资者的表决权，更好地履行其积极监督者的角色。