“準財政政策”能促進企業創新嗎？
——基于社?；鹞型顿Y的預期引導和資源配置效應

唐大鵬，鄭 好，李 淵，王伯倫

（1.東北財經大學會計學院，遼寧大連 116025；2.東北財經大學中國內部控制研究中心，遼寧大連 116025；3.中央財經大學會計學院，北京 100081；4.遼寧對外經貿學院會計學院，遼寧大連 116052；5.遼寧對外經貿學院財務與會計研究中心，遼寧大連 116052）

一、社?；鹞型顿Y：被忽視的重要政策工具

近年來，財政部直接管理的社?；鸬戎醒胪顿Y，不僅是學界廣泛關注的研究主題，也是政府作用發揮過程中愈發重要的“準財政政策”工具（王宇澄等，2018），甚至其作為股票市場中“國家隊”的相關話題也引發熱議。究其原因，中央投資能夠直接影響宏觀經濟增長和微觀企業發展。對于股票市場而言，中央投資帶來的政策信息引導預期和政策支持資源配置是重要的影響因素。以國家資本保值增值和股票市場健康發展為主要目標的社?；鹜顿Y，按照國務院及財政部相關法規政策制度安排，由全國社會保障基金理事會（簡稱社?；饡┩ㄟ^政府購買服務方式委托投資管理人運營，過程中委托投資的擇時擇股均會對政策信號傳導及信息不對稱產生較大影響（王班班和齊紹洲，2016）。同時，委托投資能夠改變企業業績實現的股權結構，進而影響外部權益資本環境，促進資源配置優化（鄭秉文，2004），尤其能夠發揮緩解融資約束的作用。

中央投資是影響創新驅動經濟高質量增長的重要因素。國家資本主導的各類中央投資模式可以引導并帶動社會資本創新投入并產生長期的政策效果（殷紅等，2020）。受機構屬性和專業能力的影響，社?；饡劢拐w資產配置策略制定和指數化投資，較少在二級市場中主動選擇特定上市企業進行投資，所以投資管理人的市場化投資模式成為了促進上市企業創新的重要政策工具。相比于政府基礎建設投資、國有資本投資、政府引導基金投資等更為直接的中央投資，這種投資管理人“操盤”的委托投資模式在投資目標、投資原則、擇時擇股等方面，除同樣具有政府出資人的政策背景外，還具有更為明顯的市場化投資運營特點，彌補了國有資本無法在股票市場“進退自由”的不足。其中，委托投資在交通等基礎設施建設、生態環境改造等行業中的股票投資，與基礎建設投資保持協同；在大眾創業創新、社會保障事業等“準公共產品”行業的股票投資，與國有資本投資相互配合；在互聯網+、金融科技、大健康等行業的股票投資，與政府產業引導基金相互補充。在創新驅動發展戰略方面，委托投資以兼顧政策方向和市場效率的“國家隊”持股方式彌補了創新正外部性過強導致的投資信心不足，一定程度上為社會資本投入提供了政府信用擔保，穩定了投資者、中介機構等利益相關者的投資預期，有助于政策支持相關行業中的上市企業不斷優化創新資源配置，以促進企業創新。

國外文獻關于社?；鹜顿Y對企業創新作用的研究并未達成一致結論，國內學者對此問題也尚未予以有效關注①龍曉旋等（2019）僅基于普通機構投資者與散戶這一異質性展開分析；王春燕等（2020）未研究二者對創新產出的深層次影響，且作用路徑均為社?；鹜顿Y作為機構股東強化了治理效應，這與當前社?；鸷臀型顿Y均未深度參與企業治理的客觀事實并不完全一致。。隨著西方國家陸續建立與社會保障體系相關的投資制度，對于社?；穑次鞣焦拆B老金）投資問題的研究主要聚焦于激勵和監督兩方面。第一，社?；饡艿焦参写碇贫劝才诺挠绊?，更多兼顧社會責任而降低投資效率，可能對企業創新產生抑制作用（Lakonishok等，1991）。但社?；疬€是一種市場效率的激勵信號，可以通過穩定創新資本投入進而帶動企業創新（Fu等，2021）。第二，有學者認為社?；鸨謨r值投資目標，可以通過增加股東投反對票等治理機制減少盈余管理、財務欺詐和其他管理層失當行為（Chen等，2007），實現企業高質量發展（Tang等，2022a）。但社?；鹨部赡芤驗槲写韺蛹壴黾?，提高代理成本，降低企業風險承擔意愿，從而抑制企業創新（Chen等，2013）。

國內學者大多認同國外研究中社?；鹩伤饺巳珯嘭撠熯\營、與共同基金等機構投資者差異不大這一理念，并未充分識別中國特殊的社?；鹜顿Y制度環境。近年來，有文獻對社?；鹜顿Y作為財政政策執行的“市場型工具”的傳導機制（王班班和齊紹洲，2016）及其具備中央投資屬性并發揮“準財政政策”工具的作用機制進行深入探討（王宇澄等，2018），這無疑更加符合中國財政制度安排，也為委托投資研究提供了借鑒。社?；鹜顿Y不同于中央直接投資，其中既有社?；饡苯油顿Y，也有投資管理人代理的委托投資，兩種投資模式均具有政策性和效率性特征。社?；饡鳛槌袚斦邎绦?、考核壓力的財政部直屬事業單位，將政策方向和社會責任傳遞給投資管理人的同時，也提出了資產配置保值增值的效率要求，在一定程度上賦予其市場化運營的政府金融資本屬性。這些投資管理人往往具有較強的聲譽壓力和選擇能力，相比于其他機構投資者或個人投資者，在投資組合選擇的操作層面具有先天優勢，在政府出資人既定投資策略下，會積極主動地投資科技創新、衛生健康、基礎設施以及涉及國家安全等戰略性行業中具有長期價值的上市企業，投資選擇的特征明顯有別于官方直營投資或市場中財務型機構投資者。本文認為，以往文獻難以達成一致結論的原因可能是僅從機構投資角度進行研究，忽略了財政政策的公共屬性對微觀企業的重要傳導作用。此外，社?；鹜顿Y具有政策工具屬性，但又不屬于完全的財政政策，因而具有“準財政政策”特征，即社?；鹜顿Y并不作為財政支出活動，而是由財政支出形成并通過多層委托代理關系，建立可用于投資股票市場的國家權益資本金。黎文靖和鄭曼妮（2016）發現政府補貼這一財政政策工具不具有“實質性創新”效應，但是尚未有文獻證明社?；鹜顿Y這一“準財政政策”工具是否具有該效應。因此，本文認為，從企業創新層面來看，對這種可用于股票市場的國家資本委托投資模式進行政策傳導機制研究是對現有文獻的有益補充和深入探究。

本文的研究貢獻主要在于：第一，從中央投資的“準財政政策”屬性出發，將委托投資對企業創新的作用解釋為一種政策效應，即政策支持下的高效率保障，這與政府補貼缺乏“實質性創新”效應對比非常鮮明。第二，立足于委托投資尚未作為股東廣泛參與企業治理的客觀事實，以委托投資的政策性和效率性雙重信號作為路徑，分析其對企業利益相關者的預期引導和投資者的資源帶動效應，這與“準財政政策”的“四兩撥千斤”特征是一致的。第三，在實證檢驗中控制了直接投資和其他機構投資，聚焦于委托投資單獨發揮的作用效果，這種對比更加體現出委托投資“國家隊”市場化投資的靈活機制。本文以委托投資每次以及首次進入被投企業為切入點，采用傾向得分匹配法、多期倍差法、工具變量法、時間和企業層面雙向固定效應模型等方法強化穩健性。

二、社?；鹞型顿Y：一個“準財政政策”工具

（一） 社?；鹞型顿Y的內涵和界定

無論是社?；鹬苯油顿Y或委托投資，投資主體皆為社?；饡?。社?；饡诠善笔袌鲋械闹苯油顿Y更多屬于被動投資，如國有上市企業股本劃轉等，即便配置了指數化股票投資資產等主動選擇，也無法完全體現市場化投資對被投企業的政策性和效率性傳導，因此本文聚焦社?；鹞型顿Y。自2003年6月起，社?；饡介_始通過公開選拔，委托專業投資管理人進行股票投資，2005年社?；饡跈嗟谝慌彝顿Y管理人受托管理六個股票委托投資合同。截至2020年末，委托投資資產達19080億元，占社?；鹜顿Y的65.3%。呂冰洋和李釗（2020）認為包括社?；鹪趦鹊纳鐣Ｕ腺Y金獲得大量被納入一般公共預算管理的中央財政補貼，與被作為“準財政政策”的其他中央投資一樣，資金由中央預算資金累計形成并由中央企事業單位運營，具有相同的政策屬性。許閑和申宇（2013）發現社?；饡械耐顿Y管理人在市場機會把握、擇股擇時能力等方面是其具有更高投資效率的原因。本文認為委托投資是在政府出資人投資要求及合約考核下，公開選拔投資管理人進行上市企業個股及投資組合的具體操作運營，兼具政策性和效率性的“國家隊”市場化運營的基金投資。具體而言，第一，委托投資的代理主體為投資管理人。與社?；饡苯映袚L期戰略儲備資金保值增值的公共責任不同，投資管理人更多承擔委托合約內的投資收益、績效責任和市場聲譽風險。第二，委托投資資金具有市場屬性。與社?；饡苯咏邮茇斦啃姓媱澒芾砩绫；鹜顿Y不同，投資管理人經過公開選拔，以市場化的委托投資代理合同方式獲取受托基金，在投資過程中表現出更多資金市場屬性。第三，委托投資策略為政策要求下的市場化自由選擇。與社?；饡钟写罅肯拗七x擇和限售股票并進行更多資產配置策略頂層設計不同，投資管理人在執行整體資產配置策略過程中，可以根據自身專業屬性、行業專長、風險承擔能力、合約收益條款等要求，在二級市場中進行更多市場化投資選擇，同時接受社?；饡蜕鐣婈P于投資方向及收益情況等“準財政政策”執行效果的考核（Richardson，2007）。

（二） 社?；鹞型顿Y的財政屬性

委托投資與財政政策工具的出資人均為中央政府，因此具有“準財政政策”的工具屬性，只是在運營時需通過委托代理方式進入股票市場，成為基金積累制下補充未來養老“隱性債務”的中央專項投資基金，與收付實現制下政府補貼轉移支付等傳統財政政策工具互為補充，發揮著精準配置政府資源和調節宏微觀經濟的作用。

由圖1可知，2005?2007年，代表財政政策的中央財政支出增速不斷提高，委托投資也保持高增長速度，但是在2007年股市波動前后，委托投資規模增速開始下降，持續調倉減持以克服股市波動帶來的負面影響。2008?2015年，為對沖國際金融危機，政府開始實施積極的財政政策，通過增加基建投資支出的方式拉動經濟，委托投資也從2010年開始加大股票市場投資力度，配合財政政策以刺激經濟增長。2015年以后，積極的財政政策開始從需求端經濟刺激轉向供給端資源供給，更加強調供給的高質量和精準性，2015年中央和地方財政預算報告中也多次提出“發揮好各類財政性投資基金的作用”，隨即委托投資增速放緩并更加關注股票市場中資本供給質量，與中央財政支出增速同頻震動。所以，委托投資本身作為逆周期調節的“準財政政策”工具，甚至有時會在財政政策及中央財政支出預算公開前提前布局，或彌補中央財政支出的功能性限制，但總體投資增速和中央財政支出增速的變化高度相關，且二者變化趨勢基本一致，并與積極的財政政策周期大體吻合。

黨中央、國務院相關政策規劃和國內學者相關學術研究觀點均證明，財政政策既要凸顯公平也要保證效率，即政策性和效益性兼顧。在當前經濟高質量發展階段，政府對財政政策效益性的關注越來越高，比如2018年全面推進的預算績效管理要求所有公共資金設定預算績效目標，即經濟效益、社會效益、環境效益和可持續發展效益。不難發現，經濟效益和社會效益的兼顧是財政政策驅動公共支出的關鍵特點。這一特點在委托投資過程中體現為委托方社?；饡鶕斦咭?，制定資產配置策略以把控政策性，受托管理的投資管理人在政策要求內聚焦擇股擇時的運營質量以實現效益性目標。換言之，社?；鹜顿Y的政策遵從體現了財政政策的非盈利性，而社?；鹜顿Y的保值增值則體現了財政政策的效益性，但是不能簡單地將社?；鹜顿Y保值增值與財政政策的非盈利性做比較，二者在執行時無法進行邏輯上的有效比對。中國在養老金投資方面經驗不足，在2001年剛剛設立社?；饡r，以美國401K養老金制度為藍本的《全國社會保障基金投資管理暫行辦法》（財政部、勞社部令〔2001〕12號）（下稱《暫行辦法》）在很長一段時間規范了社?；鸬倪\行。但是考慮到中國制度的獨特性，全國社?；鸩荒芡耆瞻崦绹涷?，做到一直完全獨立運營，并且其資金并非像美國一樣來自參保人直接繳存，而是源自中央財政的直接撥入，其理事長也一般為卸任后的財政部部長，無論是股權投資還是資本市場股權操作均與國家財政政策保持一致或形成互補，即為財政政策實施加力或彌補財政政策的短板。于是，社?；鹜顿Y被賦予層次更高、意義更大的政策任務，并對《暫行辦法》中財務投資目標進行諸多修訂前的探索。尤其是2018年，為更好理順管理體制機制，社?；饡稍瓉斫邮茇斦康臉I務指導改為隸屬財政部，理事長也由財政部黨組成員、副部長兼任，參與國家財政政策指定、執行和監督，接受財政部的年初目標任務分工、年中執行情況跟蹤和年終績效評價，實現了財政政策與社?；鹜顿Y的全面銜接。

（三） 社?；鹜顿Y是“準財政政策”，而不是“財政政策”

經過多年政策實踐，社?；鹜顿Y主要目標已經轉變為落實黨中央決策和國務院政策，更多體現政治站位和社會責任①具體而言，第一，從投資決策來看，2019年社?；饡匍_的第六屆理事大會第二次會議報告中將“基金保值增值”作為財務業績放在了最后位次，而政治責任站位、中央政策執行等方面的業績均作為基礎條件前置。第二，從具體執行來看，社?；饡葎討B緊密圍繞共同富裕、精準幫扶、綠色可持續發展、創新驅動發展戰略、防范化解資本市場風險、推動經濟高質量發展等政策落地執行情況，展開各類調研和座談。第三，2020年社?；饡块T決算報告中，社?；饡氊煘樨瀼芈鋵嶞h中央關于全國社會保障基金投資運營工作的方針政策和決策部署，在履行職責過程中堅持和加強黨對全國社會保障基金投資運營工作的集中統一領導。這從決算信息披露角度有力證明了社?；鹜顿Y以政策驅動為主，將實現財務目標作為末位，強化政策性驅動下的效益性目標。。而《暫行辦法》中資金保值增值的主要職能已在社?；饡氊煻ㄎ恢凶鳛榘隧椫饕氊熤械淖詈笠豁?。盡管委托投資與財政政策在屬性上高度相似且作用機理互為補充，但本文仍不能簡單將委托投資看作政府支出的一種，這是由其性質決定的。與政府補貼轉移支付等傳統收支型財政工具不同，委托投資主體是《中華人民共和國社會保險法》（主席令〔2018〕35號）（下稱《社會保險法》）和《全國社會保障基金條例》（國務院令〔2016〕667號）等法律法規中明確規定的社?；饡?，并通過采購服務合同的方式由投資管理人作為代理，投資主體和代理人均不是政府行政部門。社?；鹜顿Y并不完全來自納入年度財政政策及財政預算報告中的預算資金，更多是由歷年專項財政預算支出積累形成并具有特定用途的國家權益資本。根據年度預算報告中的財政政策目標設定，社?；饡@一中央事業單位作為投資主體，每年年初制定資產配置策略，依據財政政策決定大宗資產配置結構、指數化投資、重點產業支持等投資方向和規模等政策要求，以及對引領性企業、頭部企業重點支持的產業布局等。隨后社?；饡偌灱s的投資管理人等代理主體，將年度投資策略政策目標和資產配置策略傳導給簽約的投資管理人進行具體“操盤”，將計劃投資收益配額分配至各投資管理人，以落實本年度投資收益任務，要求投資管理人在“操盤”過程中制定投資策略以及具體的資產配置結構和擇股擇時選股過程，與政策保持一致，同時兼顧自身專業性投資專長、市場識別能力與選擇投資影響能力。社?；饡ㄟ^召開季度會議隨時溝通政策趨勢變動，以便投資管理人及時做出調整。不難發現，整個過程中社?；饡鳛橥顿Y主體，與眾多代理主體共同完成的投資運作形成了一種更加具有中國特色的“準財政政策”工具。

由圖2可知，在“十三五”期間，委托投資作為不納入財政預算管理的“準財政政策”工具，在不同行業的投資支持與來自《中央和地方預算執行情況與預算草案報告》中不同行業的預算資金直接支持既有類似也有互補。其中，委托投資在衛生、文化、環境和公共基礎設施管理、農林牧漁、制造業、教育等重點行業中與財政政策預算資金直接支持方向基本保持一致，在房地產、批發和零售、住宿和餐飲等金融屬性較強或市場機制較為成熟且預算資金無法直接支持的行業中則發揮了補充作用。

圖2 “十三五”期間財政政策的行業支持與社?；鹞型顿Y的行業分布① 財政政策文本提及次數計算方法：對《中央和地方預算執行情況與預算草案報告》和《國民經濟和社會發展五年規劃》兩類政策文件進行逐條分析比對，統計兩類文件重合文字中所涉行業前后出現正面導向的“財”“稅”“政府采購”“補助”“補貼”“補償”“獎勵”“投資”等字眼的文字條數，按照行業進行分類得到該行業的財政政策文本提及次數。委托投資行業覆蓋率采用各個行業內獲得投資的企業數量占比來衡量，表示委托投資對該行業的總體支持程度。

委托投資與傳統政策工具之間存在的顯著差異，使得委托投資在方向上與財政政策存在較強的互補性。具體而言，第一，投資主體為社?；饡?，而代理主體為投資管理人，由社?；饡ㄟ^設立各類產品的委托投資合約、投資方針策略和投資績效評價來指導、控制和約束投資管理人的投資行為，投資管理人則在此基礎上積極開展具體投資擇股擇時操作。社?；饡姓街贫染鶑娬{社?；鸬倪\營主體為社?；饡?，雖然可以采用公開招標和合同委托方式進行投資，但合同中出資主體均為社?；饡?，受托主體為投資管理人并不會從本質上影響資金屬性，因此并不影響社?；鸬摹皽守斦摺睂傩?。即在“國務院?財政部?社?；饡?投資管理人”政策傳導的多級委托代理關系中，決定社?；鹜顿Y作為“準財政政策”的主要依據為三個主體，尤其是社?；饡?，而投資管理人無法改變資金的政策屬性，只能改變“操盤”技巧。但即便是在同一政府出資人（國務院授權財政部承擔出資人職能）和同一投資主體（社?；饡┑恼吣繕艘幹葡?，代理主體不同會造成長期戰略性和短期效益性融合的評價標準存在差異，市場化的委托投資行為與政府行政部門主導的政府支出仍存在顯著差異。第二，投資主體差異導致了委托投資覆蓋的行業更加廣泛、方式更加靈活，除基礎設施外還涉及金融科技、衛生、大健康等行業，方式也突破收支型傳統財政政策工具和國有資本投資的法定年度預算限制，投資代理主體還可以對股票市場中符合政策支持方向的個股進行積極觀察和主動增減持。投資領域和方式不同，對被投企業的影響路徑和結果就不同。第三，傳統財政政策工具中的政府補貼轉移支付作為政府以財政資金轉移至企業的唯一方式，會通過直接改變企業收益和成本結構來干預企業生產經營，而社?；饡捌渫顿Y管理人則更多通過增減持的信號引導和資源帶動作用間接對被投企業產生影響，控制和激勵機制與政府補貼不盡相同，表現出明顯的“準財政政策”工具屬性。

三、理論分析與假設提出

由于社?；鹜顿Y代理主體是運營模式更為市場化的投資管理人，其政策性和效益性特征將通過政策信號引導預期和政策資源注入兩個機制對企業創新產生影響，并且正向與負向的影響機制可能同步存在，具體如圖3所示。

圖3 邏輯框架圖

（一） 促進作用：效率信號引導預期和資源配置結構優化

委托投資可能對企業創新產生促進效應，是受其政策預期引導和資源配置優化功能所影響（唐大鵬和于倩，2022）。由于專利的準公共產品屬性具有正外部性和溢出效應，現時投入過高與未來收益期過長的不匹配，最終將導致產品創新預期不穩定且創新資源配置不足，因此委托投資通過市場化運營，具有較強的效率性保障，往往會給企業創新予以產品市場符合政策預期以及政策投入帶動投資者投入的引導。例如，2019年8月，社?；饡匍_投資管理人簽約座談會，會議明確基金投資要積極服務國家發展戰略，加大對科創企業投資力度，為中國經濟轉型升級、高質量發展和市場穩定發揮重要的政策引導作用。

一方面，委托投資出現在被投企業前十大股東名單中，能釋放出被投企業創新項目符合中央政策支持的隱性擔保信號，傳達出被投企業具有高成長性的未來預期，引發更多媒體等利益相關者的持續關注，有利于提高被投企業信息質量，從而穩定利益相關者的創新投資預期。另一方面，委托投資可以吸引更多優質的研發資本投入以不斷優化企業資源配置規模和結構。對于投資者而言，其創新激勵主要取決于創新的成本收益分析。研發的高度不確定性、占用大量資金和高技能勞動力，將造成創新資源配置效率難以提高。隨著具有“效率性擔?！钡奈型顿Y的參與，企業產品收益預期及產品創新資源優勢將得到更強的“官方加持”，這進一步緩解了創新資源約束，降低創新不確定性，促使被投企業主動、持續地開展創新活動。

此外，這種預期引導和資源配置效應在創新資源約束更高的企業中更顯著（Tang等，2022b），并體現在產權性質、行業屬性和投資機會上。相比于國有企業，非國有企業沒有足夠多的國家資本擔保和政策資源優勢進行創新；相比于非制造業，制造業企業作為中國實體經濟高質量發展的重要決定力量，比其他行業更具有創新需求和產品研發動機；投資機會更高的企業更需要突破性創新來提高生產效率。因此，在創新資源約束更高的非國有企業、制造業和高投資機會企業中，委托投資的企業創新效應更強。

（二） 抑制作用：政策信號被過度放大和資源配置效率降低

財政政策可能通過推升融資利率增加企業投資成本，導致產出下降的擠出效應。盡管委托投資的抑制作用與財政政策的“擠出效應”并不完全一樣，但委托投資也可能通過政策信號被過度放大和資源配置效率降低，提高被投企業投資成本，進而抑制企業創新產出。委托投資的政策信號被過度放大，會產生被投企業履行社會責任導致投資成本增加的未來預期。在一定程度上，這種社會責任履行與企業利益相關者的收益最大化是相互矛盾的。第一，委托投資增量作為具有政策性的公共權益資本，增量過大會擠占包括風險投資等其他社會資本的市場化投資，政策信號可能會增加上市企業“搭便車”的可能性，抑制企業創新（王曦等，2014）；第二，委托投資作為公共資本，自身也存在政策性投資規模過大且回報率不高的可能性（朱軍和姚軍，2017）。這些均會對媒體等利益相關者產生被投企業承受更多“政策性負擔”引發投資成本增加的信號，短期內可能會加劇被投企業市場預期波動性，增加企業創新所需的更大規模創新環境的約束程度。

這種“政策性負擔”的信號不僅來自政策支持的投資方向，還可能源于公共委托代理成本。這種代理成本使得委托投資無法精準地把握政策方向，造成了“激勵有余而控制不足”的創新資源錯配，甚至過度尋求股票市場套利，市場化媒體也可能會加劇被投企業創新資源配置的不確定性。同時，投資管理人在引導創新預期和配置創新資源的過程中，需要接受多層委托代理中戰略政策性和市場效益性的雙重考核，無法完全以促進創新的原則進行投資選擇。投資管理人對市場操作性和短期效益性的更多追求，甚至會導致被投企業傾向于短期收益最大化的其他投資，從而弱化了創新資源配置。

此外，這種抑制作用可能在國有企業、非制造業、低投資機會企業中表現得更加明顯。這是因為委托投資可能產生“政策性負擔”，并進一步放大國有企業本身的社會責任成本，降低非制造業本就不夠強烈的創新動機，抑制低投資機會企業成功轉型為高成長型企業的可能性，增加可能導致資源錯配的隱性擔保?；诖?，本文提出以下競爭性假設：

假設1：社?；鹞型顿Y促進被投企業創新。

假設2：社?；鹞型顿Y抑制被投企業創新。

四、研究設計

本文選取2008?2018年滬深A股上市企業為樣本。截至2018年是由于專利的公開和授權具有較大滯后性。法律規定，發明專利經初步審查合格的，自申請之日起滿18個月后公開。實務中，從申請到授權平均需要約4年時間（陳思等，2017）。因此，如果采用最近專利數據，有相當一部分企業申請的發明專利尚未公開或授權，從而可能導致“截斷問題”。委托投資相關信息來自WIND數據庫，企業財務和創新數據來自WIND數據庫和CSMAR數據庫，網絡媒體報道數據來自CNRDS數據庫。本文剔除金融企業、ST、退市以及資不抵債的企業，最終得到22806個“企業?年度”觀測樣本，3238家滬深A股上市企業，其中委托投資參與的有1645家。表1報告了樣本企業的分布情況，可以看出，委托投資對于創業板和中小板企業的覆蓋程度與主板一致，均達到該板塊上市企業的一半左右，這說明基本不存在對創新創業板塊的自選擇問題。

表1 樣本企業的分布情況

為檢驗委托投資對企業創新的影響，本文構建如下模型（1）：

其中，Invention代表企業創新，本文使用創新性最高、價值最大的發明專利申請量加1取自然對數來度量。SSFindirect代表委托投資，借鑒靳慶魯等（2016）、李春濤等（2018）、唐大鵬和吳佳美（2020）的做法，使用是否獲得委托投資（SSFindirect1）和委托投資比例（SSFindirect2）來度量。Year和Firm分別表示年份和企業虛擬變量。CV表示控制變量，ε表示殘差項?？紤]到創新的長周期性，本文對所有解釋變量和控制變量均作滯后一期處理。具體變量定義見表2。

表2 變量定義

五、實證結果與分析

（一） 描述性統計

表3列示了全樣本中主要變量的描述性統計結果。從表3 Panel A中可以看出，Invention的均值為1.700；SSFindirect1的均值為0.185，說明有18.5%的樣本獲得了委托投資；SSFindirect2的均值為0.004、最大值為0.064，說明委托投資的持股比例并不高②經統計，僅有1.8%的樣本被社?；鹞型顿Y比例超過了5%。。為避免極端值的影響，本文對1%和99%分位的數據進行Winsorize處理。表3 Panel B對被委托投資企業和未被投企業的創新情況及財務指標進行了差異檢驗，可見被投企業的創新顯著優于未被投企業。

表3 變量描述性統計

（二） 社?；鹞型顿Y對企業創新影響的回歸分析

表4列（1）和列（2）列示了未加控制變量的委托投資對企業創新影響的回歸結果。SSFindirect1和SSFindirect2的系數均在1%的水平上顯著為正。表4列（3）和列（4）列示了加入控制變量后委托投資對企業創新影響的回歸結果。SSFindirect1和SSFindirect2的系數分別在1%和5%的水平上顯著為正，說明委托投資能夠促進企業創新，假設1得到實證支持。

（三） 異質性檢驗

表5 列（1）和列（2）表明在地方五年規劃政策重點支持的企業中，SSFindirect2的系數在1%的水平上顯著為正，說明對于政策支持的企業而言，地方政策和“準財政政策”協同增強創新促進作用。表5列（3）和列（4）表明在非國有企業組中，SSFindirect2的系數在1%的水平上顯著為正，說明委托投資對非國有企業創新的促進作用更強，這可能是由于國有企業往往能憑借國家信譽在股票市場中獲得足夠的激勵，而非國有企業在股票市場中更容易被挑剔，若政策支持信號出現，將帶來邊際產出的提升。表5列（5）和列（6）表明在制造業組中，SSFindirect2的系數在5%的水平上顯著為正，說明委托投資為制造業企業帶來的異質資源增強了其創新能力。表5列（7）和列（8）表明在高投資機會組中，SSFindirect2的系數在5%的水平上顯著為正，這可能是因為被投企業的投資機會越高，其實現高增長所需要的資源越多，這種影響也體現在創新研發方面。此外，本文使用基于自抽樣法的費舍爾組合檢驗方法對各分組間系數差異顯著性進行驗證，如表5中p-value分別為0.012、0.000、0.047、0.002，說明各組間回歸系數差異顯著。

（四） 作用機制

1.預期引導作用

如果委托投資能夠增加被投企業在資本市場中的媒體關注度，那么更多網絡大數據下的媒體報道能夠提高企業信息可信度，“政策支持利好信號”會產生更多正面新聞以穩定利益相關者的創新投資預期。為檢驗這一機制，參考王福勝等（2021）的做法，本文構建變量Med_pos和Med_ori，分別用被投企業當年被網絡媒體正面報道次數和被網絡媒體原創正面報道次數加1取自然對數衡量，根據溫忠麟等（2005）的做法，本文采用中介效應模型進行實證檢驗。表6 Panel A列示了回歸結果，列（1）和列（3）中SSFindirect2的系數均在1%的水平上顯著為正；列（2）和列（4）中Med_pos和Med_ori的系數均在1%的水平上顯著為正，SSFindirect2的系數分別在5%和10%的水平上顯著為正，且中介因子檢驗Sobel Z統計量均顯著，說明委托投資能夠通過增加網絡媒體正面報道次數和網絡媒體原創正面報道次數，優化被投企業信息制度環境并穩定利益相關者創新投資預期，幫助企業完善創新外部市場環境。

2.資源配置作用

借助委托投資的預期引導，企業可以獲得投資者等利益相關者在聲譽、信用和資本等方面的稀缺資源注入，緩解企業創新資源投入的限制和約束。尤其是對于技術突破性更強、不確定性更大的企業創新，委托投資帶來的持續性資源流入有助于培育企業創新能力和提高創新產出水平。為檢驗這一機制，本文借鑒Whited和Wu（2006）、況學文等（2010）、陳峻和鄭惠瓊（2020）的做法，構建融資約束WW指數和FC指數，指數數值越大，說明企業融資約束越嚴重，同樣采用中介效應模型進行實證檢驗。表6 Panel B列示了回歸結果，列（1）和列（3）中SSFindirect2的系數均在1%的水平上顯著為負；列（2）和列（4）中WW與FC的系數均在1%的水平上顯著為負，SSFindirect2的系數均在10%的水平上顯著為正，且中介因子檢驗Sobel Z統計量均顯著，說明委托投資能夠通過資源配置緩解企業融資約束，從而促進企業創新。

表6 社?；鹞型顿Y影響企業創新的作用機制

（五） 穩健性檢驗

1.多期倍差法

（1）傾向得分匹配

存在這樣一種可能性，即并不是委托投資提高了被投企業創新，而是委托投資在事前更偏向于選擇創新能力更強的企業。為盡量排除這一自選擇問題，本文采用傾向得分匹配方法，選用主回歸中控制變量以及年度、行業和所屬省份作為協變量，對被投企業組和未被投企業組進行1比5可放回的最近鄰匹配，其中實驗組與對照組所允許的最大距離設為0.001①限于篇幅，未報告傾向得分匹配效果檢驗結果，備索。。本文使用匹配后樣本重新回歸，結果如表7 Panel A中列（1）和列（2）所示，SSFindirect1、SSFindirect2的系數均在1%的水平上顯著為正，說明本文結論依然成立。

表7 穩健性檢驗

（2）傾向得分匹配?雙重差分

基于傾向得分匹配后樣本，本文分別選取委托投資每次以及首次進入企業的前一年、當年以及后一年樣本作為實驗組，采用傾向得分匹配—雙重差分法，識別委托投資與企業創新之間的因果關系。本文構建PostTreat變量，被投企業組中委托投資進入該企業當年以及后一年取1，否則為0，并在此基礎上進行多期DID回歸分析。結果如表7 Panel A中列（3）和列（4）所示，無論委托投資每次或首次進入企業，PostTreat的系數均在1%的水平上顯著為正，說明本文結論依然穩健。

（3）安慰劑檢驗

本文還對傾向得分匹配?雙重差分的回歸結果進行非參安慰劑檢驗，以確保雙重差分因果識別的準確性。借鑒范子英和王倩（2019）的做法，本文通過隨機生成一組變量來代理核心解釋變量PostTreat，令這一隨機生成變量的均值和標準差均與核心解釋變量相同，最大程度保證安慰劑變量與所關注的核心變量相似，并對該過程重復1000次實驗，分別統計了1000次回歸結果的t值。如圖4所示，t值分布均集中在0附近，說明隨機生成的變量對被解釋變量不存在任何影響，確實是委托投資帶來企業創新增加。

圖4 非參安慰劑檢驗

2.工具變量法

借鑒Tsai（2015）的做法，本文以《社會保險法》作為SSFindirect1、SSFindirect2的工具變量。Hiilamo等（2020）闡述了《社會保險法》與社?；鹜顿Y策略之間的緊密關系。相比于直接投資，委托投資更加依靠這項制度安排進行靈活管理和專業投資選擇，支持和規范作用更強。此外，《社會保險法》作為一項國家法律制度安排，與微觀企業的創新行為關系不大。為避免《社會保險法》的通過與年度虛擬變量產生多重共線問題，本文借鑒Bartik（1991）的做法，分別使用滯后兩期的SSFindirect1×社?；鹨幠Ｔ鲩L率×《社會保險法》的通過、滯后兩期的SSFindirect2×社?；鹨幠Ｔ鲩L率×《社會保險法》的通過，構建Bartik IV1和Bartik IV2作為模型中SSFindirect1、SSFindirect2的工具變量，從而捕捉其在時間和空間上的變化。

結果如表7 Panel B所示，在第一階段回歸中，Bartik IV1和Bartik IV2的系數均在1%的水平上顯著為正，K-P rk Wald F統計量分別為107.328和98.609，K-P rk L統計量分別為95.369和56.302。根據Staiger和Stock（1997）的經驗法則，這表明可以基本排除弱工具變量和識別不足問題。在第二階段回歸中，SSFindirect1、SSFindirect2的系數分別在1%和5%的水平上顯著為正，表明結論依然穩健。

3.其他穩健性檢驗

本文還采用如下方法進行穩健性檢驗①限于篇幅，未報告具體回歸結果，備索。：（1）更換企業創新的代理變量：發明專利獲得量加1取自然對數；更換委托投資的代理變量：持股市值加1取自然對數。（2）變更回歸模型：參考江軒宇等（2017）的做法，使用Tobit模型重新回歸。（3）考慮行業固有差異：借鑒馮麗艷等（2016）的做法，將前述委托投資和企業創新指標分別減去該指標的行業、年度均值重新回歸。（4）考慮創新不可觀測影響因素的復雜性：通過模型估計傳統影響因素無法解釋的企業創新影響因素，然后以此為被解釋變量，考察委托投資與企業創新回歸殘差的關系。（5）考慮特殊樣本的影響：分別剔除聯合投資樣本和從未進行創新樣本重新回歸。以上檢驗結果均保持不變。

（六） 進一步分析

1.社?；鹞型顿Y的異質性分析

現有研究普遍將社?；鹱鳛橹匾獧C構投資者（溫軍和馮根福，2012），社?；饘ζ髽I創新的影響有可能并不是“準財政政策”工具屬性發揮主要功效，而是作為重要機構投資者之一促進企業創新。為將委托投資與其他機構投資者投資的創新效應差異進行深度對比，本文從機構投資與社?；鹜顿Y（包括全部投資、直接投資和委托投資）、投資管理人被委托前后的全部投資和自有投資、投資管理人被委托后的自有資金和社保資金三個層面進行檢驗。

第一，為驗證機構投資者投資與社?；鹜顿Y的創新效應差異，本文將社?；鹬苯油顿Y和委托投資的股份比例之和定義為SSF，替換模型（1）中原解釋變量并重新回歸；將企業被直接投資比例定義為SSFdirect2，加入模型（1）并重新回歸。結果如表8 Panel A 中列（1）和列（2）所示，本文將機構持股比例（Institution）從Controls中分離出來單獨列示。列（1）中SSF、Institution的系數分別為1.060和0.398，分別在10%和1%的水平上顯著，說明相比于其他機構投資者，社?；鹜顿Y對企業創新的提升作用更大；列（2）中，SSFdirect2、SSFindirect2、Institution的系數分別為?3.386、1.259和0.401，分別在10%、5%和1%的水平上顯著，說明相比于直接投資，委托投資能顯著促進企業創新；相比于其他機構投資者，委托投資對企業創新的提升作用更大。

第二，本文考察并比較社?；鹜顿Y管理人全部投資、自有投資被委托前后的異質性影響。首先，本文將企業當年是否被投資管理人投資、被投資管理人投資的股份比例定義為SSFagent1和SSFagent2，替換模型（1）中原主要解釋變量并重新回歸；將企業當年是否被投資管理人自有投資、被投資管理人自有投資的股份比例定義為SSFagself1和SSFagself2，加入模型（1）并重新回歸。結果如表8 Panel A列（3）?列（6）所示，SSFagent1和SSFagself1的系數均顯著為負，SSFagent2和SSFagself2的系數均不顯著，而SSFindirect1和SSFindirect2的系數分別在1%和5%的水平上顯著為正，說明投資管理人全部投資、自有投資總體上并不能代替其運營委托投資所發揮的企業創新促進作用。其次，基于社?；饡謩e在2002年、2004年和2010年選聘投資管理人，本文剔除股東中含有在2002年和2004年被選聘為投資管理人的樣本，并將2010年選聘投資管理人定義為Entrusted，將2010年及之后的年份取值為1，否則為0，以檢驗投資管理人全部投資、自有投資在2010年被選聘前后的創新效應差異。結果如表 8 Panel B 列（1）?列（4）所示，SSFagent1×Entrusted、SSFagent2×Entrusted、SSFagself1×Entrusted、SSFagself2×Entrusted的系數均不顯著，說明被社?；饡x聘并不能提高管理人全部投資、自有投資的創新效應，即投資管理人在被委托后依然不具備“準財政政策”功效。

第三，本文考察投資管理人被委托后的自有資金與社保資金對企業創新的異質性影響。本文將研究樣本區間縮減至2010?2018年，并將SSFagself1和SSFagself2加入模型（1）并重新回歸，以檢驗投資管理人在被委托后，社保資金相比于自有資金的創新效應差異。結果如表8 Panel B列（5）和列（6）所示，SSFagself1和SSFagself2的系數均不顯著，而SSFindirect1和SSFindirect2的系數均在5%的水平上顯著為正，說明在投資管理人選聘完成后，相比于自有資金，社保資金仍體現出顯著的創新效應。

綜上，相比于其他機構投資者投資、直接投資、投資管理人投資以及被委托后投資管理人自有資金投資，委托投資體現出異質性創新效應，能更顯著地促進企業創新。

2.委托投資創新效應的經濟后果分析

為檢驗委托投資創新效應的后續影響，本文采用凈資產收益率來衡量企業經營業績（賴黎等，2016），考察委托投資是否能夠通過提高企業創新及成果轉化率來提高企業經營業績。結果如表8 Panel C所示，列（1）和列（3）中，SSFindirect1和SSFindirect2的系數分別在1%和5%的水平上顯著為正；列（2）和列（4）中，Invention的系數均在5%的水平上顯著為正。這說明委托投資帶來的創新效應后續能夠為企業創造經濟效益。

表8 進一步分析

續表8

六、結論與啟示

社?；鹞型顿Y是影響企業高質量發展的重要政策工具，是對傳統財政政策工具的有效補充，體現了中國特色的財政金融制度安排。因此，本文就委托投資作為“準財政政策”工具對企業創新的影響機制進行理論分析，重點考察預期引導和資源配置的政策傳導機制。結果表明：委托投資可以促進企業創新，尤其在政策支持的企業、非國有企業、制造業企業以及高投資機會企業中，這一促進作用顯著。進一步考察作用機制后發現：委托投資的“準財政政策”效應可以產生政策利好預期激勵并實現企業資源配置優化。

本文揭示委托投資支持企業創新的“準財政政策”效應及其具體機制，提出如下政策優化建議：

第一，加強財政部對社?；饡捌渫顿Y管理人的統一領導，強化政策工具與政策目標的一致性，科學、合理地制定社?；鹜顿Y的資產配置策略，持續增加委托投資規模和比重，進一步優化社?；饡攲釉O計和投資管理人具體“操盤”的職責分工。

第二，進一步加強委托投資績效評價體系構建，平衡好政策性和效率性之間的關系，提高投資管理人對上市企業進行實地調研的積極性，在促進企業創新的同時提升其發展穩定性。

第三，營造企業創新良好外部環境，引導網絡媒體等信息中介發揮正面作用，提高投資者對企業創新的容忍度，緩解創新資源約束。