摘要：基于2013—2022年创业板上市公司数据，运用固定效应模型实证研究了异质机构持股、融资约束和企业创新之间的关系，结果表明：机构持股总体对企业创新具有促进作用。区分异质性后，压力抵抗型机构持股仍能促进企业创新，而压力敏感型机构则发挥促退作用；融资约束在机构持股对企业创新的影响中发挥了部分中介作用，但区分异质性后，仅在压力抵抗型机构持股对企业创新的影响中能发挥该作用。

　　关键词：异质机构持股；融资约束；企业创新；创业板

　　引言

　　“十四五”规划纲要中明确强调要完善资本市场基础制度，大力发展机构投资者。在政策引导下，近年来创业板机构投资者发展迅速，截至2022年下半年，创业板各类机构持股占比逾五成。机构投资者相比个人投资者具有诸多优势，可以通过拓展融资渠道等途径缓解企业融资约束，进而促进企业创新［1］。但由于机构投资者存在异质性，其对企业创新的影响不可一概而论［2］，比如短期机会主义者持股可能会对企业创新产生消极作用［3］。长期以来，中小企业都是创新的重要力量，上市中小企业的研发能力更是备受关注。因此，研究异质机构持股如何影响这类主体的创新活动具备现实意义。但现有研究主要针对主板上市公司，针对创业板的相关研究较少，考虑交易活跃度和数据可得性，本文选择创业板上市公司进行实证研究。

　　一、理论分析和研究假设

　　（一）异质机构持股与企业创新

　　现有研究对机构持股能否促进企业创新主要有三类观点：第一类观点认为机构投资者属于短视投资者，会反对企业增加高风险投资，其持股比例与企业创新负相关［4］。第二类观点认为机构投资者能认识到企业的长期价值，会支持企业增加研发投入，其持股比例与企业创新正相关［5-6］。第三类观点认为机构持股对企业创新无显著影响［3］。由于各学者对机构的异质性划分不一，因此机构异质性可能是造成研究结果差异的重要原因。

　　关于异质机构持股与企业创新的关系，各学者研究结论差异较大。有学者发现证券投资基金等独立机构持股与企业研发投资显著正相关，而证券公司等灰色机构持股则表现为不相关或负相关［6］。也有学者发现，长期机构持股与企业创新投入显著正相关，而短期机构持股则表现为显著负相关［3］。还有学者得出，券商、银行等压力敏感型机构由于可能和企业存在商业关联，对企业创新无显著影响，而社保基金、QFII等压力抵抗型机构与企业的关联较弱，能显著促进企业创新［5］。

　　综合以上研究，本文将机构投资者划分为压力敏感型机构和压力抵抗型机构，据此提出假设1。

　　假设1：机构持股总体可以促进企业创新。考虑机构异质性后，压力抵抗型机构持股对企业创新有促进作用，而压力敏感型机构持股则对企业创新有促退作用。

　　（二）异质机构持股、融资约束与企业创新

　　现有研究在探讨异质机构持股与企业创新的关系时，主要研究对象是主板上市公司，针对创业板的相关研究较少。创业板的中小企业较多，这些企业在信用评级、可抵押物数量等方面可能存在相对劣势，因此更可能存在融资约束。而机构投资者可以拓宽企业融资渠道并为企业提供相关资源，可以有效缓解该问题［1］。另外，研发活动需要大量资金投入，这往往难以通过内源融资解决，因而来自外部的融资约束可能是影响企业创新的一个重要因素。

　　已有的相关研究中，主要从信息不对称、资源观等角度对融资约束的中介作用进行分析。有学者研究发现，长期机构持股和主动机构持股可通过缓解企业融资约束促进企业创新［1］。还有学者研究发现，独立机构持股在降低外部融资约束以及促进企业创新等方面能够发挥重要作用，而灰色机构则可能无法发挥这种作用［6］。基于此，本文提出假设2和假设3。

　　假设2：机构持股总体能通过缓解企业融资约束对企业创新产生积极影响。考虑机构异质性后，仅压力抵抗型机构可通过缓解融资约束促进企业创新。

　　假设3：融资约束在机构持股对企业创新的影响中发挥了部分中介作用。考虑机构异质性后，融资约束仅在压力抵抗型机构对企业创新的影响中能发挥该作用。

　　二、研究设计

　　（一）变量定义

　　1.被解释变量

　　本文将研发投入强度（R&D）作为企业创新的替代变量，该指标是相对指标，通过计算研发支出与期末总资产的比值得出，一定程度上可以克服绝对数的差异，使得不同规模企业的研发强度具有可比性。

　　2.解释变量

　　参考Brickley等［7］对机构异质性的研究，本文设置了3个解释变量：一是机构总体持股比例（INS_0）；二是压力抵抗型机构持股比例（INS_ 1）；三是压力敏感型机构持股比例（INS_2）。

　　3.中介变量

　　参考Edwards等［8］的做法，本文采用Z值来衡量企业融资约束程度，Z值越大说明企业面临的融资约束越小［6］。

　　Z=1.2C1+1.4C2+3.3C3+0.6C4+0.999C5

　　其中，C1=营运资本/总资产，C2=留存收益/总资产，C3=息税前利润/总资产，C4=权益市值/负债账面价值，C5=销售收入/总资产。

　　4.控制变量

　　本文对以下可能影响企业创新的因素进行控制：营业收入增长率（Growth）、净资产收益率（Roe）、资产负债率（Lev）、企业规模（Size）、企业成立时间（Age）、速动比率（Quick）、前十大股东持股比例（Top10）。

　　综上所述，本文的变量定义如表1所示。

　　（二）模型构建

　　为验证假设1是否成立，构建模型（1）。

　　R&Dit=αi+βiINSit_N+γControlit+εit（1）

　　为验证假设2和假设3是否成立，本文沿用范海峰［6］的研究思路，检验融资约束在机构持股影响企业创新中的中介作用。在模型（1）的基础上，进一步构建了模型（2）和模型（3）。

　　Zit=αi+βiINSit_N+γControlit+εit（2）

　　R&Dit=αi+βiINSit_N+λZit+γControlit+εit（3）

　　其中，R&Dit代表企业创新；INSit_N为机构投资者持股，N=0表示机构总体持股，N=1表示压力抵抗型机构持股，N=2表示压力敏感型机构持股；Z为中介变量，Controlit为控制变量；αi表示个体固定效应；εit表示随机误差项。

　　检验分为三步：第一步用模型（1）进行回归，如果INS_N的系数显著，就说明INS_N对R&D有显著影响，则继续对模型（2）进行检验，否则停止检验。

　　第二步用模型（2）进行回归，检验中介变量Z与INS_N的系数是否显著，如果显著，则继续用模型（3）进行检验。

　　第三步用模型（3）进行回归，如果Z的系数不显著，则不考虑Z的中介作用。如果Z的系数显著，则考虑Z的完全中介作用或部分中介作用。若Z的系数和INS_N的系数同时显著，则说明Z仅发挥部分中介作用。但如果Z的系数显著，INS_N的系数不显著，则说明Z发挥完全中介作用。

　　（三）样本选取与数据来源

　　本文选取2013—2022年创业板上市公司的数据作为样本，并做了以下处理：第一，剔除上市未满两年和数据严重缺失的样本；第二，剔除金融类公司样本；第三，剔除ST、*ST公司样本；第四，对样本进行1%的缩尾处理。经过以上处理后，最终获得6 986个样本。相关数据均来自国泰安数据库，并使用Stata15.1进行数据处理。

　　三、实证检验

　　（一）描述性统计

　　表2展示了主要变量的描述性统计。R&D的最大值为12.5%，最小值为0.2%，表明创业板上市公司的创新投入力度参差不齐。机构总体持股均值为30.6%，说明近年来创业板机构投资者发展迅速。另外，可以看出压力敏感型机构和压力抵抗型机构的最高持股比例相差不大，压力敏感型机构略高于压力抵抗型机构，但从持股比例平均值来看，压力抵抗型机构高于压力敏感型机构，说明压力抵抗型机构持有创业板上市公司股份的现象更为普遍。

　　（二）相关性分析

　　为避免多重共线性，本文进行了变量VIF检验。检验结果显示VIF均小于2，表明变量间不存在多重共线性问题（结果见表3、表4）。

　　（三）实证结果分析

　　1.异质机构持股与企业创新

　　表3第（1）列为机构总体持股对企业创新的回归结果，结果显示：机构总体持股的系数在1%的水平下显著为正，表明机构持股总体对企业创新具有促进作用。

　　表3第（2）（3）列分别是压力抵抗型、压力敏感型机构持股对企业创新的回归结果，结果显示：压力抵抗型机构的系数在1%的水平下显著为正，而压力敏感型机构的系数在1%的水平下显著为负；结果表明，压力抵抗型机构持股对企业创新有显著促进作用，而压力敏感型机构持股对企业创新具有显著促退作用。原因可能在于，压力抵抗型机构作为潜在利益关联弱、独立性更强的外部投资者，更能基于长远考虑作出投资决策，并能够为企业创新活动提供帮助，进而这类机构持股比例越大，越能够促进企业创新。而压力敏感型机构由于和企业存在潜在利益关系且独立性不足，其行动可能会受制于企业管理层等外部因素，因此不仅无法对企业创新活动提供协助，反而起阻碍作用。

　　由于表3列示的三个解释变量均与被解释变量显著相关，因此均可以进行下一步检验，同时假设1得到验证。

　　2.异质机构持股、融资约束与企业创新

　　表4的第（1）列是机构总体持股对融资约束的回归结果。结果显示，机构总体持股的回归系数在1%的水平下显著为正，说明机构总体持股可以有效缓解企业融资约束。第（2）列为压力抵抗型机构持股对融资约束的回归结果。结果显示，压力抵抗型机构的回归系数也在1%的水平下显著为正，且回归系数远高于机构总体，表明压力抵抗型机构持股对企业融资约束的缓解作用十分明显。第（3）列为压力敏感型机构持股对融资约束的回归结果。结果显示，压力敏感型机构的回归系数不显著，表明压力敏感型机构持股无法有效缓解企业融资约束。

　　表4的第（4）列是机构总体持股和融资约束对企业创新的回归结果。结果表明，机构总体持股和融资约束的回归系数均为正，分别在5%和1%的水平下显著。结合表3第（1）列和表4第（1）列的回归结果，可知融资约束在机构总体持股对企业创新的积极影响中发挥了部分中介作用，机构总体持股比例的增加能缓解企业融资约束，进而促进企业创新。

　　表4的第（5）列是压力抵抗型机构持股和融资约束对企业创新的回归结果。结果表明，压力抵抗型机构和融资约束的回归系数均为正，分别在1%和5%的水平下显著。结合表3第（2）列和表4第（2）列的回归结果，可知融资约束在压力抵抗型机构持股对企业创新的积极影响中发挥了部分中介作用。这类机构持股比例的增加能有效缓解企业融资约束，进而促进企业创新。

　　表4的第（6）列是压力敏感型机构持股和融资约束对企业创新的回归结果，虽然压力敏感型机构和融资约束的回归系数均显著，但由于在表4第（3）列中这类机构对融资约束的系数不显著，故融资约束没有发挥中介作用。综上，假设2和假设3得到验证。

　　（四）稳健性检验

　　本文使用了两种方法进行稳健性检验，进一步加强了结果的可靠性：首先，为避免变量遗漏问题，加入政府补助变量作为控制变量进行回归，回归结果与前文基本相同。其次，为控制部分样本数据缺失对结论的影响，本文沿用齐秀辉等［9］的做法，将固定效应模型替换为Tobit模型进行回归，回归结果与前文基本一致。因篇幅限制，以上稳健性检验的具体结果省略。

　　四、研究结论

　　本文以2013—2022年创业板上市公司为样本，研究了融资约束在异质机构持股与企业创新间的中介作用，结果表明：首先，机构持股总体能促进企业创新。考虑异质性后，压力抵抗型机构持股仍能促进企业创新，而压力敏感型机构持股则对企业创新有促退作用。其次，机构持股能通过缓解企业融资约束对企业创新产生积极作用，融资约束在其中发挥部分中介作用。但考虑机构异质性后，融资约束仅在压力抵抗型机构对企业创新的影响中发挥这一作用。

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