合格境外机构投资者对企业创新投入的影响研究——基于融资约束和环境不确定性视角

刘 烨 孟函彤

一 引 言

科技创新是促进国家经济持续增长的不竭动力，也是推动经济高质量发展的强力引擎。新冠肺炎疫情的爆发对我国经济产生了巨大影响，但同时突显了创新驱动战略的重要价值，大数据监测、人工智能、远程办公等科学技术的应用是疫情防控阻击战的强大支撑，也成为战胜疫情的硬核力量。面对新一轮科技革命和新冠肺炎疫情下全球价值链的重构，创新成为企业生存和发展的决定性要素。

研发过程中资金供求双方较易产生信息不对称和委托代理问题，并且研发活动的调整需要付出巨大成本(Himmelberg和Petersen，1994)，科技成果实现商业化需要较长时间，使得企业内外融资成本产生显著差异进而导致融资约束问题，抑制企业的经营发展。而发展机构投资者可以有效解决资本市场信息不对称和委托代理问题(Gertler，1992)，合格境外机构投资者(Qualified Foreign Institutional Investor, 简称QFII，下文均用QFII进行表述)由于其所具有的投资经验优势等，对我国资本市场国际化和健康发展具有重要作用。吴卫华等(2011)发现QFII更多是扮演着价值投资者的角色,更加注重长期的资本收益和价值增值，倾向于用长远的眼光对公司治理产生作用，对于减少信息不对称和委托代理问题具有积极影响。本文首先考察QFII与企业创新投入的关系，进而考察QFII是否遵循价值投资理念，明晰QFII在我国资本市场和上市公司中扮演的角色。然后进一步研究QFII促进企业研发投入的内在机理，明确QFII是否可以通过缓解企业融资约束进而增加企业创新投入，为提升我国企业创新能力开拓了新的激励机制，也打开了QFII影响企业创新投入的暗箱。

当前世界经济增长动力不足，外部宏观环境、行业环境变化莫测，市场需求、经济政策、科学技术等环境不确定性的增强进一步加剧企业内外部信息的不对称程度，很可能导致企业偏离最佳投资规模从而影响公司的投资决策，延缓研发行为。因此,本文引入环境不确定性作为调节变量。此前已有学者研究过企业性质和股权结构等因素对QFII与企业创新关系的影响，而本研究立足于外部环境动荡的现实背景下，考察环境不确定性如何影响QFII与企业创新投入的关系，这对政府和企业及时应对环境不确定性对企业经营决策所产生的负面影响具有现实意义。综上，本文的边际贡献在于：着眼于机构投资者中的细分种类QFII进行深入探析，引入融资约束和环境不确定性变量，从内在机制和外部影响两方面丰富了QFII对企业创新影响的有关研究。

二 文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

目前,多数学者认为QFII在中国市场更多遵循着价值投资理念，是长期价值利益导向的投资者(孙立和林丽，2006)。Ferreira和Matos(2008)研究发现外国投资者拥有更高所有权的公司具有更高的公司估值、更好的运营绩效和更低的资本支出，并且外国机构相比国内机构对管理层更能起到监督作用。Aggarwal et al.(2010)使用23个国家公司级数据证实QFII可以通过直接行使投票权影响董事会决定，或者采用“用脚投票“的方式威胁管理层去改善公司治理。QFII与企业创新方面的研究文献相对较少，Guadalupe et al.(2012)、Luong et al.(2017)研究发现QFII可以促进企业形成以长期业绩为导向的激励机制，容忍企业创新项目失败的风险，并且可以增强企业的技术溢出效应促进创新。Eng和Shackell(2001)研究发现机构投资者持股与公司的R&D支出水平呈正相关关系，机构投资者的眼界可能会影响管理层规划以及他们的长期投资决策。Aghion et al. (2013)的研究也证实了机构投资者与企业创新的因果关系，并且进一步说明了机构投资者可以通过降低管理层的职业风险来激励创新。Bena et al. (2017)运用2001-2010年期间30个国家(地区)上市公司的综合样本，发现外国机构所有权可以促进对有形、无形和人力资本的长期投资，对根深蒂固的公司内部人员发挥了纪律作用，进而使创新产出也大幅增加。国内对QFII的研究起步较晚，相关研究比较有限，多数学者对QFII对我国企业创新行为的影响持积极态度。张惠琳和倪骁然(2017)研究得出QFII持股可以提升企业的股票信息含量、降低高管的薪酬—业绩敏感性，进而使企业专利申请的数量和质量增加。郑春美和朱丽君(2019)实证研究得出结论：QFII可以促进企业创新投入，并且这种关系在低竞争行业更加明显，QFII可以通过增强企业创新投入进而增加企业价值。齐结斌和安同良(2014)基于2008-2012年上市公司数据，使用门槛效应和无条件分位数模型说明机构投资者持股超过阈值时会促进企业研发投入。

也有部分学者对QFII与企业创新关系持不同的态度，李蕾和韩立岩(2014)研究表示QFII由于持股比例较低，缺乏激励参与公司治理，QFII只是充当价值投资者的角色而不是价值创造者。程天笑等(2014)发现QFII和境内机构投资者都存在明显的羊群行为，可能会对我国股市造成波动，并没有起到市场稳定器的作用，还会影响企业的决策行为。

梳理相关文献发现，多数学者是将同一类型机构投资者作为一个整体进行研究，有关QFII与企业创新关系的研究主要集中在持股偏好、对证券市场影响、公司治理这几个方面，对QFII的投资理念和公司行为的研究目前依旧存在争议。因而，从不同角度分析QFII对公司治理和创新行为的影响具有一定价值。此外，有关QFII对企业创新行为作用机理的研究比较匮乏。有研究证实机构投资者持股可以缓解企业融资约束(张纯和吕伟，2007)，而融资约束是影响企业创新行为的重要因素(张杰等，2012)，有必要进一步探究QFII是否可以通过缓解融资约束进而促进企业创新投入，即融资约束是否在QFII和企业创新投入之间发挥了中介作用。除此之外，环境不确定性会强化投资者的非效率投资(申慧慧等，2012)，也会对企业创新行为产生影响，但较少关于环境不确定性是否会影响QFII与企业创新投入关系的研究 ，即环境不确定性对QFII与企业创新投入关系的调节作用，这有助于更全面地了解QFII在什么情况可以更好地发挥作用。

(二)研究假设

1.QFII与企业创新投入。近年来我国资本市场不断开放，QFII持股市值不断增加，外资持股已经连续三年净流入。随着QFII规模和持股比例的增加，大量抛售股票将使其付出更高的成本，因而“用脚投票”的可能性随之降低。并且QFII利益正逐渐与公司利益趋同，相比于个人投资者，会更有动力去参与公司治理进而促进企业创新。QFII可能会通过参加股东大会行使投票表决权，或者通过干预董事会和管理层人员变动，去加强与管理层的沟通和合作，参与公司重大事项的战略制定，影响公司有关创新行为的决策。

QFII也有能力去促进企业的创新投入。首先，其具有资金规模优势，能够在股东大会和董事会中拥有更高的话语权，监督管理层的决策行为。其次，其具有专业的信息收集、分析团队，可以及时、准确地把握市场动态和政策变化影响，以及部分公司非公开的信息。再次，我国对于QFII的准入门槛和审批标准较高，QFII本身就具有信息传递效应，可以传递出被投资企业治理较好的信号，并且QFII持股会使得公司股价披露更多有价值信息，促使公司采取正确的投资决策。Luong et al.(2014)研究发现QFII也可以降低管理者的薪酬—业绩敏感性，增强管理层对于失败的容忍程度，进而大大提升公司有关创新活动的投入。基于以上分析，提出假设H1。

H1：QFII会促进企业的创新投入。

2.环境不确定性、QFII与企业创新投入。环境不确定性是企业制定战略决策的重要考虑因素。当面对较高水平的环境不确定性时，企业管理人员的收益并不会因此而大幅提升，所承担的风险和责任却因此加大，因而管理层会出于对自身职业生涯的考虑而损害公司利益，同时减少对高风险创新项目的投入(Amihud和Lev，1981)。当市场、行业等外部环境持续波动时，投资者等待投资期权价值的时间会增加、获取充分信息的成本和难度也会提高，公司和投资者之间的信息不对称程度随之增强，投资者可能会因无法及时获取有效信息而不进行长期高风险投资，进而会采取短线交易进行非效率投资，甚至与管理层合谋抑制创新活动进行(Baum et al.，2006)。

此外，外部环境的持续变化会降低QFII的风险承受能力，使其判断形势的准确度和难度上升，监控代理人行为的成本也因环境的变化而增加，大大降低其参与公司治理的意愿，从而降低对管理层的监督效果和对公司经营决策的影响力，助长管理层的机会主义行为，企业创新投入水平因此减少。与此同时，企业为预防和应对环境的动态变化，通常会选择保留较高自由现金流的战略，而外部投资者由于难以评估创新项目的回报率，会选择提高融资成本，使得QFII对企业长期发展的预期降低，为了降低自身投资风险，也会督促企业减少创新活动(廖义刚，2015)。基于以上分析，提出假设H2。

H2：环境不确定性会降低QFII对企业创新投入的促进作用。

3.融资约束、QFII与企业创新投入。融资约束是企业创新经常遇到的问题，而缓解这一问题的关键在于增强信息的透明度，降低信息不对称程度。因为企业创新具有高风险特征，且有关创新信息可能涉及企业的商业机密，外部投资者并不能充分掌握有关企业创新行为的信息，造成企业的道德风险和逆向选择问题。对此，外部投资者可能会要求在原有基准利率基础上提升利率进行风险补偿，使得企业的外部融资成本上升，容易诱发资本市场的违约事件，当企业内部融资无法满足需求时也会影响企业创新项目的进展。QFII拥有专业的信息团队可以有效分析和处理信息，挖掘隐藏信息进行有效的投资决策，降低信息不对称问题带来的负面影响。此外，会计信息预测价值和反馈价值越高，获取外部融资越容易，QFII可以提高会计信息的相关性、可靠性进而缓解融资约束，同时QFII自身也拥有融资渠道，可以降低企业融资成本，促进创新项目投入。据此提出假设H3。

H3:融资约束在QFII与企业创新投入之间起中介作用。

三 变量说明与模型构建

(一)变量说明

1.被解释变量。目前主要采用研发额和研发强度两种方法衡量创新投入，研发额主要表现为企业创新投入的人力资本和物质资本。考虑到公司间规模和收益差距，使用研发强度更能体现公司从收益中支取多少比例资金用于创新活动，因此，本文使用文献中常用的研发支出金额占当年营业收入比率来衡量公司的创新投入水平(肖利平，2016)。

2.解释变量。部分学者使用第一大QFII持股比例或者是QFII持股的虚拟变量进行实证分析。而第一大QFII持股比例的衡量方法，并不能体现QFII此类群体的整体投资效果，因此，本文采用QFII持股比例和QFII持股制衡度作为解释变量。相对于虚拟变量的设置方法，QFII持股比例更能体现其参与公司治理和影响创新行为的程度；借鉴任晓燕和杨水利(2019)的衡量指标，采用QFII持股制衡度更能体现其参与公司治理的能力，QFII持股制衡度越高说明QFII越有能力削弱大股东侵占中小股东权益的行为，提高公司治理水平。

3.调节变量。本文借鉴Ghosh和Olsen(2009)、申慧慧等(2012)的衡量方法，通过计算企业过去五年非正常销售收入的标准差除以销售收入的均值得到未经行业调整的环境不确定性指标。然后考虑不同行业对外界环境的反应存在差异，将上一步中未经行业调整的环境不确定性数据按照同年份同行业分组，将每个企业环境不确定性指标除以对应分组的中位数环境不确定性，最终得到经过行业调整的环境不确定性指标，该指标越大，说明面临的环境不确定性越大。

4.中介变量。本文参考Kaplan和Zingales(1997)、魏志华等(2014)的研究方法，构建

KZ

指数作为融资约束的衡量指标。具体构建方法如下：第一步，计算全样本的经营活动净现金流/上期总资产、现金股利/上期总资产、现金持有/上期总资产、资产负债率、托宾Q值。对于经营活动净现金流/上期总资产、现金股利/上期总资产、现金持有/上期总资产值中高于中位数的赋值为0，否则为1(分别为

kz

1、

kz

2、

kz

3)；资产负债率、托宾Q值高于中位数的赋值为1，否则为0(分别为

kz

4、

kz

5)；第二步，计算

KZ

指数，

KZ

=

kz

1+

kz

2+

kz

3+

kz

4+

kz

5；第三步，将上述五个指标作为自变量、

KZ

指标作为因变量进行回归，得出五个指标的回归系数；第四步，根据所得回归系数对全样本公司进行回归结果估计，得到最终的

KZ

指数，

KZ

指数越大说明该公司受到的融资约束程度越大。

5.控制变量。创新行为可能会受到公司财务状况、资本结构以及股权结构等有关因素的影响，因此，本文在回归模型中控制了一些可能会对企业创新造成影响的控制变量，见表1。

表1 变量定义及说明

(二)模型构建

为检验QFII与企业创新投入的关系，首先对创新投入的全样本进行回归分析，

β

为QFII持股(QFII持股制衡度)对企业创新投入的影响程度。

RD

, =

α

+

β

QFII

, (

QFIIZ

, )+

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Growth

, +

β

Lev

, +

β

Size

, +

β

Iddr

, +

β

Dual

, +

β

Shr

1, +

β

State

, +

β

Cf

, +

ε

,

(1)

其次，为验证假设H2，本文在式(1)的基础上加入了

QFII

*

EU

(

QFIIZ

*

EU

)的交乘项去验证环境不确定性的调节作用，构建模型如下：

RD

, =

α

+

β

EU

, +

β

Growth

, +

β

Lev

, +

β

Size

, +

β

Iddr

, +

β

Dual

, +

β

Shr

1, +

β

State

, +

β

Cf

, +

ε

,

(2)

RD

, =

α

+

β

QFII

, (

QFIIZ

, )+

β

QFII

, *

EU

, (

QFIIZ

, *

EU

, )+

β

Growth

, +

β

Lev

, +

β

Size

, +

β

Iddr

, +

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Dual

, +

β

Shrl

, +

β

State

, +

β

Cf

, +

ε

,

(3)

最后，为进一步研究QFII持股(QFII持股制衡度)对企业创新的影响途径，检验融资约束是否会在其中发挥中介作用，本文借鉴Baron和Kenny(1986)、温忠麟等(2004)的逐步回归系数方法检验中介效应是否成立。第一步，对式(1)进行回归，检验QFII持股(QFII持股制衡度)对企业创新投入总效应的回归系数是否显著；第二步，对式(4)进行回归，检验QFII持股(QFII持股制衡度)对企业融资约束的回归系数是否显著；第三步，对式(5)进行回归，控制中介变量融资约束后，检验QFII持股(QFII持股制衡度)、融资约束对企业创新投入的回归系数是否显著。如果两者均显著则说明融资约束起到部分中介作用。

KZ

, =

α

+

β

QFII

, (

QFIIZ

, )+

β

Growth

, +

β

Lev

, +

β

Size

, +

β

Iddr

, +

β

Dual

, +

β

Shrl

, +

β

State

, +

β

Cf

, +

ε

,

(4)

RD

, =

α

+

β

QFII

, (

QFIIZ

, )+

β

KZ

, +

β

Growth

, +

β

Lev

, +

β

Size

, +

β

Iddr

, +

β

Dual

, +

β

Shr

1, +

β

State

, +

β

Cf

, +

ε

,

(5)

四 实证研究

(一)样本选取与数据来源

新会计准则于2007年在上市公司实行，对研发费用等信息披露提出了更加明确和细致的要求，因而，可以从国泰安数据库中获得2007年开始的企业研发投入数据。所以本文选取2007-2019年我国沪深A股上市公司为研究样本，对数据进行以下处理：剔除了金融行业公司数据；剔除了ST和ST*的公司数据；剔除了主要财务数据缺失和异常的数据。本文中研发投入数据通过Wind数据库和国泰安数据库进行核对，并进一步根据年报披露数据进行匹配和补充，确保数据准确和完整。QFII持股比例通过国泰安数据库和RESSET数据库匹配得到，其他变量的基础数据参考公司年报以及国泰安数据库，最后使用Excel和Stata15.0软件进行数据处理和分析，总共获得样本观测值为4987个。

(二)描述性统计分析

变量描述性统计结果如表2所示。企业研发投入的最大值为0.89，最小值为0.00，均值为0.03，标准差为0.04，说明我国企业研发投入比例总体较低，并且不同企业的研发投入强度存在显著差距。QFII持股比例的均值为0.8，标准差为2.93，持股制衡度均值为0.03，说明QFII对上市公司持股比例较不均衡，对某些企业持股已经达到一定比例，对不同资质企业存在不同的持股偏好,同时，也可看出QFII参与公司治理的能力较低。融资约束指标

KZ

的最小值为-10.86，最大值为10.71，均值为0.82，标准差为2.27，表明我国上市公司存在明显的融资约束差异。环境不确定性指标的最大值为15.50，均值为0.97，标准差为1.23，说明各企业所面对的外部环境变化具有一定差异。

表2 变量的描述性统计

(三)相关性分析

为了保证回归结果的准确性，避免结果受变量之间的多重共线性影响，本文对主要变量进行了Pearson相关系数检验，结果如表3所示。从表3可见，QFII持股和QFII持股制衡度与企业创新投入的相关系数均在1%水平上显著为正，初步说明 QFII可以促进企业创新投入。此外，QFII持股和QFII持股制衡度与融资约束

KZ

指标相关系数均为负，说明QFII可以缓解企业融资约束，与预期相一致。文中各变量相关系数均低于0.6，不存在严重的多重共线性问题，可以进一步进行回归分析。

表3 变量相关性检验

(四)回归结果分析

1.QFII持股和QFII持股制衡度对企业创新投入的影响研究分析。表4列(1)是QFII持股与企业创新投入的回归结果。QFII持股比例的系数为0.035，显著水平为1%，这与国内多数学者的研究结果一致，即QFII持股比例越高，对企业创新投入的促进作用越明显，验证了假设H1。表4列(2)是QFII持股制衡度与企业创新投入的回归结果。QFII持股制衡度的系数为0.038，显著水平为1%，说明QFII持股制衡度与企业创新投入成正相关。从逻辑来看，QFII持股比例越高，将越有动力参与公司治理，同时也说明QFII遵循价值投资理念，更加注重企业的长期收益，因而会促进企业的创新投入。而QFII持股制衡度越高，说明其越有能力参与公司治理，可以监督管理层的投机行为，推动企业制定长期投入决策，同样会促进企业的创新投入。

控制变量和企业创新投入的回归结果中，资产负债率和企业创新投入显著负相关，资产负债率越高，企业将面临着更高的财务风险，进而会减少高投入的创新行为。两职合一的回归系数为0.193，说明董事长和高管兼任可以促进管理层进行合理决策，促进企业创新。第一大股东持股比例的系数为-0.005，说明企业股权集中度越高，会产生大股东利用手中权利侵占资源，做出损害中小股东权益行为。产权性质的回归系数为-0.411，说明非国有企业相比国有企业的创新投入力度更大。

表4 QFII与企业创新投入回归分析

2.环境不确定性对QFII持股(QFII持股制衡度)与企业创新投入关系影响的回归分析。表5列(1)为环境不确定性与企业创新投入关系的实证结果，环境不确定性的回归系数为-0.060，说明环境不确定性水平增强将使企业创新投入降低。动态、复杂的环境导致环境不确定性水平提升，将大大增强企业创新行为的失败机率，同时也会加强管理者的信息获取和分析难度，因而企业管理者可能会为降低相关成本、避免产生财务困境和破产风险而降低对创新项目的投入。此前有学者提出环境不确定性与企业技术创新呈现倒U型关系，认为环境不确定性造成的外部压力激发了管理者的企业家精神，试图通过提升企业的核心竞争力进而克服外部环境所造成的风险，而环境不确定性水平超过一定程度时将促使管理者采取短视行为，甚至损害企业已有能力和潜力。

表5列(2)显示了环境不确定性对QFII持股与企业创新投入关系存在调节效应。QFII持股与环境不确定性的交乘项系数为-0.040，并且在5%水平上显著，说明环境不确定性水平上升将抑制QFII持股对企业创新投入的促进作用，进而验证了假设H2。当环境不确定性水平较低时，QFII持股对企业创新投入可以起到明显的促进作用。但随着环境不确定性程度增强，投资者的“非理性”悲观预期会加强，对投资和决策的预判准确度会降低，进而增强了投资者的风险厌恶程度，对企业创新项目投入的正向影响会降低。列(3)显示了环境不确定性对QFII持股制衡度与企业创新投入关系调节效应的实证结果。QFII持股制衡度与环境不确定性的交乘项系数为-0.048，并且在1%水平上显著，说明环境不确定性水平同样会抑制QFII持股制衡度对企业创新投入的促进作用，再次验证了假设H2。宏观经济、行业、市场、经济政策的不确定性增强时，投资者获取和分析信息的难度增强，需要付出的监督成本相应增加，QFII参与公司治理的积极性会随之降低，因而会弱化其对企业创新投入相关决策的影响。表5列(2)、 列(3)引入环境不确定性调节变量的实证结果中，QFII持股和QFII持股制衡度与企业创新投入的回归结果依旧在1%水平上显著为正，也进一步验证了假设H1。

表5 环境不确定性对QFII与企业创新投入之间关系影响的回归结果

(续上表)

3.融资约束在QFII持股(QFII持股制衡度)对企业创新投入影响路径中的中介效应验证。表6是融资约束在QFII对企业创新投入影响的中介效应实证结果，本文使用逐步检验回归系数的中介效应检验方法。首先，上文已对QFII与企业创新投入关系进行回归分析，QFII持股和QFII持股制衡度的系数均在1%的水平上显著为正。其次，对QFII与融资约束进行回归，实证结果见表6列(1)和列(3)，QFII持股比例和QFII持股制衡度的回归系数分别为-0.057和-0.074，显著水平为5%和1%，说明QFII可以显著降低企业的融资约束程度。由于QFII相比于个人投资者，更具备专业化、规模化优势，因而可以更加有效地分析和掌握企业信息，进而缓解市场环境中的信息不对称和委托代理问题，降低企业融资约束程度。此外QFII持股较高的企业在资本市场上也会传递成长性好、价值高的信号，使得企业争取到更多的外部融资。最后，在控制中介变量融资约束之后，对QFII与创新投入进行回归，实证结果如表6列(2)和列(4)所示。列(2)中QFII持股的系数在5%水平上显著为正，融资约束的系数在2%水平上显著为负。列(4)结果相似，说明融资约束在QFII持股、QFII持股制衡度和企业创新投入之间都起到了部分中介的作用，表明QFII确实可以通过缓解企业融资约束问题，进而提升企业创新投入，验证了假设H3。

表6 融资约束的中介效应检验结果

(续上表)

(五)稳健性检验

上文实证分析中假设模型是严格外生的，但是亦有学者提出，创新投入较高，并且融资约束较低的公司更加吸引QFII进行投资，因而QFII与企业创新投入之间存在内生性问题。本文参考齐秀辉等(2016)的研究方法，使用滞后一期的解释变量去验证QFII与企业创新投入的关系、环境不确定性的调节效应和融资约束的中介效应，实证结果如表7所示。其中列(1)为QFII持股与企业创新投入的回归结果，QFII持股的系数在1%的水平上显著为正，表明QFII持股确实可以提高企业对创新项目的投入。列(2)为环境不确定性调节作用的实证结果，

QFII

-1*

EU

交乘项的系数为-0.047，并且在5%的水平上显著，与上文结果一致，进一步说明，环境不确定性水平的提升会弱化QFII对企业创新投入的促进作用。对于融资约束的中介效应的实证结果如表7列(3)、 列(4)所示，QFII持股与企业融资约束的回归系数为-0.064，显著水平为5%，验证了QFII可以抑制企业的融资约束水平。列(4)为创新投入、QFII持股、融资约束三者的回归结果，QFII持股与融资约束的系数与上文一致，假设H3得到了验证，融资约束在QFII与企业创新投入中起到部分中介作用。

表7 主效应、环境不确定性调节作用和融资约束中介效应的稳健性检验

(续上表)

五 结论和启示

本文采用2007-2019年我国沪深A股上市公司的相关数据，验证QFII持股和QFII持股制衡度对企业创新投入的影响，并引入环境不确定性作为调节变量、融资约束作为中介变量。得到的主要结论为：(1)QFII持股和QFII持股制衡度提升均可促进企业创新投入，因为QFII更加注重公司的长期发展，相比个人投资者更有动力和能力参与公司治理。QFII具有资金、规模和信息优势，可以及时、准确把握市场动态和政策变化，因而更加鼓励企业进行创新这类可以提升公司价值的行为。(2)环境不确定性水平增强会抑制QFII对企业创新投入的促进作用。环境不确定性水平较高会降低QFII的风险承受能力，也会增加其对于市场、行业等环境形势判断的难度，弱化其判断的准确度,因而企业可能会进行非效率投资，抑制创新项目的进行。(3)融资约束在QFII促进企业创新投入中起到部分中介作用。QFII拥有专业团队进行信息的收集、处理、分析、预测，同时其自身具有信息传播效应，因而可以增强信息的透明度，缓解企业融资约束问题,进而促进企业的创新项目投入。

据此有以下政策启示：(1)政府部门应根据资本市场情况进一步完善对QFII投资范围以及持股比例等问题的实施细则，优化QFII的引入以及投资结构。同时出台相应政策吸引和鼓励QFII对企业进行长期投资，更好地激发市场主体活力，促进资本市场健康发展。(2)企业需重视QFII在公司治理方面的专业指导和协助，加强投资者与企业管理层的沟通合作。QFII则应在遵守法律法规和职业道德的基础之上，真正成为价值投资者而不是采取短线交易进行套现，积极参与企业的经营管理以及重大事项的决策部署，给予企业专业支持。(3)提升企业应对不确定环境的能力。不确定性本身既是挑战也是机遇，企业应具有危机意识和组织韧性，学会整合拥有的资源，提高资源的利用率。并从变动的环境中汲取新的知识经验，不断变革自己和超越自己，用自身发展的确定性来面对环境中的不确定性。