機構投資者退出威脅與企業綠色創新

李 強，李東曉，何子純

（中國礦業大學 經濟管理學院，江蘇 徐州 221116）

黨的十九屆六中全會提出，要實現創新為第一動力、綠色為普遍形態的高質量發展①資料來源：中華人民共和國商務部.http://www.mofcom.gov.cn/article/zt_sjjlzqh/sswgh/202112/20211203222831.shtml。。但由于環境管理具有雙重外部性的特征，且創新活動成本高、周期長、風險大，企業往往缺乏綠色創新的動力[1]。已有研究指出，利益相關主體的環保導向能夠推動企業進行綠色創新[2-3]，亟須建立利益相關主體的協同治理體系。特別是機構投資者，被中國政府部門寄予厚望，要求發揮“壓艙石”作用。然而在實踐中，由于中國機構投資者發展起步較晚、話語權相對較弱，其能否有效引導企業行為一直存在爭論。

一般而言，股東通過“發聲”機制或者“退出”機制參與公司治理。例如，2012年，某超市盲目擴張、入不敷出，機構投資者出售股票導致其股價大幅下跌，倒逼其調整發展戰略。近年來的研究發現，股東在沒有足夠的干預能力但又不想完全與企業“脫離”關系時，也可以通過退出威脅（Exit Threat）約束企業行為[4]。退出威脅是股東采取可能的退出行為威脅企業，從而迫使企業根據其權益需求改變決策或行為，這種機制介于“發聲”與“退出”之間，為外部股東參與公司治理提供了新的視角[5]。相關研究表明，非控股大股東可置信的退出威脅能夠緩解代理問題，而具體到機構投資者，其退出威脅有利于抑制企業過度投資或盈余管理[6-7]。但尚缺乏針對企業綠色創新的直接研究。本文認為，機構投資者作為企業的利益相關者和知情交易者，其退出威脅有可能影響企業的資源配置與綠色偏好。通過聚焦機構投資者的退出威脅特征，能夠為企業綠色創新探索新的治理機制。

中國上市公司普遍存在著“一股獨大”的情況，機構投資者容易出現“搭便車”行為[8]。只有當機構投資者持股比例達到某一水平后，其參與公司治理的意愿與能力才能變得充足，進而借助規模資金和信息優勢等發揮“監督者”的作用[9]。由此引發思考的問題是：機構投資者退出威脅的治理作用是否會受到自身持股比例的制約？此外，在實踐中，機構投資者并不具有完全同質性，不同類型機構投資者的商業聯系、投資目標的差異會使得其展示出不同的投資傾向和價值追求[10]。對于投資大、回報慢的綠色創新活動來說，需要區分機構投資者類型以檢驗其退出威脅的異質性。而且從企業自身屬性來看，一方面，相對于非國有企業，國有企業本身具有資源優勢和創新基礎[11]，較好的內部控制環境和政策支持力度都會替代機構投資者的作用；另一方面，重污染行業面臨著更加嚴格的環境規制，會更重視綠色技術研發，進而對企業是否選擇綠色創新戰略產生影響。因此，對于機構投資者退出威脅的有效性，有必要區別考慮機構投資者類型、產權性質和行業類型。

綜上，本文以2010—2020年滬深A股上市公司為樣本，探討機構投資者退出威脅對企業綠色創新的影響。研究發現：機構投資者退出威脅能夠推動企業綠色創新；而且，以機構投資者持股比例為門檻變量，退出威脅對企業綠色創新的影響存在單門檻效應，當機構投資者持股比例超過門檻值后，退出威脅的正向作用得以顯現。進一步的路徑分析表明，機構投資者退出威脅能夠促使企業加大研發投入、積極履行環境責任。此外，在機構投資者為抗壓型、企業為非國有性質或重污染行業的情況下，機構投資者退出威脅的綠色創新賦能效應更顯著。

本文可能的貢獻主要包括：（1）從“退出威脅”這一心理學概念出發，將人際關系研究中的“威脅”手段和“退出”傾向有機結合，探索機構投資者退出威脅與企業綠色創新之間的關系，將社會心理學和企業行為兩大研究領域有效交叉。而且，區別于已有文獻僅關注機構投資者持股比例或非控股大股東整體退出威脅的影響，本文著眼于機構投資者退出威脅這一特殊利益相關者的行為傾向，拓展了企業綠色創新動因的理論外延。（2）從企業研發投入、環境責任兩方面厘清了機構投資者退出威脅對企業綠色創新的影響路徑，提出資源效應和信號效應觀點，揭示了機構投資者退出威脅發揮治理作用的內在機理。研究表明，除積極參與治理外，機構投資者也可以通過釋放退出信號來影響企業的資源配置和環保意識，是對非控股股東退出威脅經濟后果研究的有益補充，為中國資本市場中的退出威脅機制存在性提供了新的證據。（3）利用門檻模型檢驗機構投資者持股比例的“門檻效應”，測算了機構投資者退出威脅產生治理效果的邊界條件，為機構投資者“是否有效”的爭論提供了新的解釋。對于明確機構投資者定位、更好地發揮資本市場“壓艙石”的功能具有較強的參考價值。

一、文獻回顧及研究假設

（一）文獻回顧

1.利益相關者對企業綠色創新影響的研究文獻

將一定的資源投入到企業的生存和發展中并且跟企業有緊密利害關系的群體或個人即為企業的利益相關者，如投資者、員工、消費者等，企業的存續離不開這些利益相關者的支持與認可[12]。而且，利益相關者為企業帶來的異質性資源、資金、知識和信息等，有可能成為企業綠色創新的驅動因素[13]。已有研究從多個角度分析了利益相關者對企業綠色創新的影響。其中，政府部門能夠從法律法規制定、環保監管懲罰以及政策引導三方面對企業綠色創新產生積極作用[14]；消費者提供更多市場需求和綠色偏好信息，同時向企業施加規范合法性壓力，增加了企業綠色創新的可能性[2]；員工作為重要的人力資本是產品生產和提供服務的關鍵，其環保意識和對資源的合理利用有助于企業綠色創新的實現[2]；股東擁有豐富的社會資本和獨特的信息資源，能夠為綠色創新提供專業化視角[15]。此外，股東較為重視企業長期盈利的穩定性，綠色創新可以滿足他們對于企業可持續發展的期待[16]。

2.股東退出威脅的研究文獻

關于股東治理作用的研究，從監督機制、退出機制逐步發展到近年來的退出威脅機制[5]。威脅是決策主體博弈過程中有效的溝通手段，可以改變主體的認識，促進談判達成共識[17]?！巴顺鐾{”并不是真正的退出，而是一種可能性。當股東的權力達不到干預企業管理層決策時，可以憑借自身獨特的資源優勢發出“退出”信號進行“威脅”[18]。已有研究指出，股東宣稱要賣出股票會向市場傳遞“壞消息”，這種可能的退出行為會對企業產生股價下行壓力，從而構成威脅[19]。管理層為了維護企業形象和自身利益，會采取措施留住股東，比如提升企業財務報告質量、減少盈余管理等[20]。國內研究者探討了在中國特殊的資本市場環境下股東退出威脅對股價崩盤風險、企業避稅行為、創新行為、并購績效等方面產生的影響[5-6][17-18]。與此同時，機構投資者作為一類特殊股東也引起了研究者的關注，研究認為，機構投資者是具有信息優勢和規模收益的專業性投資人，也能夠產生退出威脅效應[21]。

綜上，已有文獻為本文研究提供了有益的啟示，但仍存在以下拓展空間：（1）利益相關者對企業綠色創新的影響從機構投資者角度進行的探索較少，且集中在機構投資者參與治理的“發聲”機制，對“退出威脅”機制的檢驗較為欠缺；（2）機構投資者退出威脅影響企業行為的具體路徑有待刻畫，需要打開作用機理的黑箱。

（二）理論分析及假設提出

1.機構投資者退出威脅對企業綠色創新的作用機制分析

2005年的股權分置改革改善了中國資本市場投資環境和上市公司治理結構，這為機構投資者的退出提供了必要的制度環境。此后，國務院2014年發布的《關于進一步促進資本市場健康發展的若干意見》中，上市公司市值管理制度的引入進一步強化了機構投資者作為外部股東的治理作用[5]。本文認為，機構投資者退出威脅通過資源效應和信號效應影響企業綠色創新。

第一，機構投資者退出威脅能夠產生資源效應，通過修正企業價值導向、抑制控股股東自利行為使得資金流向研發領域，進而增加企業研發投入促進綠色創新。資源基礎理論認為，企業的獨特資源和組織能力是獲得競爭優勢、提升企業績效的關鍵[22]。綠色創新具有外部溢出性和高風險性，需要長期持續的資金保證，這就要求企業更好地統籌資源配置[2]。但由于中國新興資本市場尚不成熟，不同類型股東之間的利益沖突較為嚴重，控股股東可能利用控制權優勢“掏空”企業資源，不利于保障企業綠色創新所需的資金投入。在此背景下，機構投資者能夠通過退出威脅有效緩解控股股東的自利傾向，其作用體現在：（1）機構投資者作為專業化組織，其積累的監督經驗、管理知識和行業專長能為企業發展提供建設性意見，并為企業提供豐富的異質資源，如資金、市場信息等[23]。因此與普通中小股東相比，機構投資者退出威脅具有更顯著的震懾力。（2）大部分機構投資者如政府投資基金、主權財富基金、保險資金等，本質上是有長期利益導向的，其更關注企業的長遠發展[24]。這類機構投資者的退出威脅會迫使企業優化資源配置決策，抑制短期行為傾向。（3）機構投資者對會計信息具有更強的鑒別和解讀能力，能夠及時發現自利行為并提出反對意見[23]，其退出威脅可以有效遏制控股股東對企業資源的掏空，有利于綠色創新活動的進行。

第二，機構投資者退出威脅能夠產生信號效應，引發企業內外部的利益相關主體關注，通過促使企業履行環境責任提高創新“綠度”。一方面，當某一機構投資者發出拋售股票的信號時，會受到其他股東的關注[23]。由于投資者之間存在羊群效應，退出信號的傳遞可能會造成其他機構投資者和中小股東的跟風行為，增加股票市場的波動性和股價崩盤風險，導致管理層薪資下跌、財富縮水[25]。為了更好地滿足機構投資者對企業符合社會期望行為的要求，避免其退出威脅帶來的負面經濟后果，企業管理層會更加重視創新、環境責任等以改善與機構投資者的關系，將綠色創新作為主要發展戰略。另一方面，機構投資者的退出信號會吸引媒體關注。根據信號傳遞理論，機構投資者的賣出行為可能暗含著對于企業目前表現或未來預期不滿的信息[8]，誘發媒體對企業全方位的透視和深度信息挖掘。媒體曝出的“壞消息”不僅影響管理層聲譽和企業公眾形象，改變供應鏈上下游的合作意向，還可能導致監管部門的介入。輿論壓力會向企業管理層傳達來自市場的不滿情緒，從而抑制經理人的風險規避行為[26]?？梢?，機構投資者能夠通過退出威脅傳遞的信號，從內外兩方面影響企業決策，促使其進行契合利益相關者訴求的綠色技術革新以達到挽留投資者、維護企業形象的效果[27]。

綜上可知，機構投資者退出威脅通過發揮資源效應和信號效應推動企業綠色創新，體現在增加研發投入和履行環境責任兩條作用路徑中，具體作用機制理論分析如圖1所示。

圖1 作用機制理論分析圖

據此，本文提出以下假設：

假設1.機構投資者退出威脅能夠促進企業綠色創新。

2.機構投資者持股比例的門檻作用

受制于信息不對稱、參與成本高等原因，持股比例較低的機構投資者可能會存在參與公司治理動力的不足問題。但持股比例高的機構投資者擁有更大的影響力和更低的監督成本，具備利用“退出威脅”謀求自身權益的條件[6]。本文預期，只有當機構投資者持股達到一定水平時，退出威脅對企業綠色創新的治理作用才能顯現。

首先，機構投資者持股比例超過“門檻值”后，其退出威脅更會受到重視，在企業資源配置決策中獲取更大話語權。持股較少的機構投資者參與公司治理的動機和能力較弱，且人微言輕，難以真正制衡控股股東和管理層。在這種情況下，機構投資者群體的利益訴求不被重視，退出威脅無法起到應有的治理作用。當機構投資者持股比例上升到一定程度后，投票權的增加使量變產生質變，能夠通過股東大會和董事會等真正履行監督職能、參與資源配置決策。而這些重要的機構投資者可能采取的退出行為會形成實質性“威脅”，從而影響控股股東和管理層的行為選擇。

其次，持股比例較大的機構投資者具有更高的公信力，其退出威脅能夠產生更強的信號效應。持股數量往往代表了股東的實力。當持股比例較低時，機構投資者的定位更接近散戶，其賣出行為不會引起資本市場的太多反應，對企業影響甚微。相較而言，資質雄厚的機構投資者更有能力挖掘和分析企業內部信息從而作出正確的投資決策[8]。若這類持股量大的機構投資者傳遞出可能的退出信號，其他投資者會認為此信息真實可靠而觸發跟隨行為，并引起政府、媒體、社會公眾等利益相關者的關注，更加凸顯退出威脅的治理效應。

基于上述分析，本文提出以下假設：

假設2.機構投資者退出威脅對企業綠色創新的影響存在持股比例的門檻效應。即，當機構投資者持股比例達到門檻值后，退出威脅的正向作用才能顯現。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于本文所使用的綠色專利數據是根據2010年世界知識產權組織（WIPO）推出的“國際專利分類綠色清單”篩選得出，考慮到數據的可得性和完整性，選擇2010—2020年滬深A股上市公司作為研究對象，并對初始樣本進行了如下處理：（1）剔除被ST、*ST等特別處理的樣本；（2）剔除金融保險行業樣本；（3）剔除上市時間不足一年的樣本；（4）剔除主要變量數據缺失或異常的樣本。最終得到15 741個公司—年度樣本觀測值。為了減小極端值對估計結果的影響，對所有連續型變量進行了上下1%的縮尾處理。

數據來源如下：企業綠色專利數據來源于國家知識產權局，根據WIPO的“國際專利分類綠色清單”和國際專利分類號識別出樣本公司的綠色發明專利和綠色實用新型專利并加總。機構投資者數據來源于CSMAR數據庫和銳思數據庫，上市公司其他財務數據均來源于CSMAR數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

企業綠色創新（GIIN）?？紤]到專利申請到授權具有時滯性，借鑒齊紹洲等[28]的做法，采用企業綠色專利申請數量衡量綠色創新水平，并以綠色專利總申請量（Grpas）和代表高質量綠色創新的綠色發明專利申請量（Gripas）兩種方式衡量。具體計算方法為企業綠色專利申請數量加1后取自然對數。

2.解釋變量

機構投資者退出威脅（IiET）。由于中國機構投資者起步較晚，與國外成熟市場尚存差距。本文參考吳曉暉等[25]的研究，選取專門代理客戶進行投資的狹義機構投資者作為研究對象，具體包括：基金、社?；?、QFII、信托、企業年金、保險、券商、財務公司和銀行。

縱觀已有文獻對退出威脅的衡量，姜付秀等[17]以中國企業是否完成股權分置改革作為替代變量，但這一指標無法衡量不同年份退出威脅的差異。Hope等[20]使用雙重差分法識別退出威脅效應，但忽視了股東持股變化的影響。而Dou等[4]在研究外部股東退出威脅時，提出用股票流動性和股東競爭程度的乘積衡量退出威脅，當股票流動性越強、股東競爭越激烈時，外部股東對于企業的退出威脅越高。這是由于，一方面，當公司股票的流動性較高時，外部股東能夠在二級市場上頻繁交易，流通障礙較少，更容易實現退出；另一方面，處于高度競爭市場中的投資者抗壓能力較強，更加不怕被市場所打敗，敢于與管理層作對[29-30]，更可能產生“退出威脅”。這種衡量方法能夠較好地比較不同企業、不同年度、不同股東退出威脅的程度，得到較為普遍的認可[5-7]。因此，本文借鑒Dou等[4]、余怒濤等[7]的方法，使用股票流動性與機構投資者競爭程度的乘積衡量機構投資者退出威脅（IiET），具體計算公式如下

其中，Liquidityi,t表示企業i第t年在股票市場的流動性，為企業當年流通股日均換手率；Tcompi,t表示企業i第t年全部機構投資者的競爭程度，計算方式參照赫芬達爾—赫希曼指數（Herfindahl-Hirschman Index），測算不受股東規模和數量影響的機構投資者集中程度。具體公式如下

其中，TiBlockk,i,t表示企業i第t年機構投資者k的持股比例；TiBlocki,t表示企業i第t年機構投資者持股比例的總和。持股比例的平方和越大表示機構投資者集中度越高，競爭程度越低。經過相反數處理后，Tcompi,t值越大，意味著機構投資者競爭越激烈。

3.門檻變量

機構投資者持股比例（Inst）。為了評估機構持股對退出威脅賦能綠色創新的影響，本文將機構投資者持股比例設定為門檻變量。其中，機構投資者的界定與前文一致。

4.控制變量

參考齊紹洲等[28]、李青原和肖澤華[14]等的研究，本文選取以下控制變量：企業規模（Size）、企業年齡（Age）、資本密集度（Capi）、負債水平（Debt）、盈利能力（ROA）、現金流（Cash）、發展能力（Grow）、股權集中度（Shrh）、董事會規模（DirN）、獨立董事占比（Indir）。此外，還控制了年度（Year）、行業（Ind）效應。

各變量的定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

為檢驗前文所提假設1，本文構建如下多元回歸模型其中，被解釋變量GIINi,t代表企業i第t年的綠色創新水平；IiETi,t是企業i第t年的機構投資者退出威脅；Controlsi,t表示一系列控制變量；Year、Ind分別為年份、行業固定效應；εi,t為誤差項。若α1顯著為正，則假設1得到支持。

此外，為了檢驗機構投資者持股比例在退出威脅和企業綠色創新關系之間是否存在門檻效應，本文運用Hansen[31]提出的門檻面板回歸模型（PTM），以機構投資者持股比例（Inst）為門檻變量，構建模型如下

其中，I(·)為指標函數；γ1為特定門檻值。該模型為分段函數，當Insti,t≤γ1時，IiETi,t的回歸系數為β1；當Insti,t＞γ1時，IiETi,t的回歸系數為β2。

三、實證結果及分析

（一）描述性統計和相關性分析

表2報告了主要變量的描述性統計。其中，企業綠色專利總申請量（Grpas）的均值為0.382，中位數為0，標準差為0.793，表明中國上市公司綠色創新的整體水平較低，且存在較大的個體差異。退出威脅（IiET）的均值為-0.007，標準差為0.009，與余怒濤等[7]的研究結果相符。機構投資者持股比例（Inst）中位數為0.043，均值為0.066，最大值為0.330，表明機構投資者持股在中國上市公司廣泛存在，但持股比例總體偏低。此外，其他控制變量的統計結果也均在正常范圍內。

表2 描述性統計

表3列示了主要變量之間的Pearson相關系數。結果顯示，機構投資者退出威脅與企業綠色創新兩個衡量指標的相關系數均顯著為正，表明二者之間可能存在正相關關系，初步支持了本文的假設1。同時，解釋變量、控制變量之間相關系數均低于0.5，方差膨脹因子（VIF）均小于5，表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關性分析

（二）基準回歸結果

1.機構投資者退出威脅對企業綠色創新的影響

為檢驗假設1，本文采用OLS方法進行回歸分析，同時在回歸中使用了公司層面的聚類穩健標準誤。表4列示了對假設1的檢驗結果，由表4可以看出，無論是否加入控制變量，機構投資者退出威脅的回歸系數均顯著為正。根據列（2），加入控制變量后，IiET的回歸系數為2.200，在1%的水平顯著，表明機構投資者退出威脅有效提升了企業綠色創新水平，支持了假設1。其經濟意義為機構投資者退出威脅使企業綠色專利總申請量提升了約2.887個（2.200/0.762）標準差。而且根據列（4），IiET的回歸系數在5%的水平顯著為正，說明退出威脅能夠推進實質性綠色創新。究其原因，一方面，機構投資者作為專業股東，其對信息變化的敏銳性有利于發覺控股股東的非道德行為[11]，并通過可置信的退出威脅獲得管理層重視、抑制大股東自利，聚集綠色創新資本。另一方面，機構投資者退出的壞消息會影響企業股價，來自市場的壓力迫使企業根據投資者需要優化發展戰略，綠色創新是實現這一目標的重要舉措。與已有文獻關于機構投資者能夠通過持股直接參與公司治理來緩解企業融資約束、減少信息不對稱進而推動企業綠色創新[32]的結論相較，本文驗證了機構投資者同樣可以通過退出威脅機制實現賦能企業綠色創新。

表4 基準回歸結果

此外，控制變量回歸結果顯示，更大的企業規模、更強的盈利能力、更多的現金流以及更為合理的董事會治理都會對企業綠色創新產生積極影響，而股權過度集中會抑制企業綠色創新，這與李青原和肖澤華[14]、喬菲等[32]的研究結果一致。

2.機構投資者持股比例的門檻效應

進一步，本文檢驗機構投資者持股比例在退出威脅和綠色創新關系之間的門檻效應。參考王旭等[1]、姜啟波和譚清美[33]關于門檻模型的研究，首先，進行自抽樣檢驗，將不滿足門檻模型要求的數據剔除并整理為平衡面板，通過設置單門檻、雙門檻和三門檻，對門檻變量進行樣本300次隨機抽樣。根據表5，當被解釋變量為Grpas時，單門檻模型在1%的水平上通過了顯著性檢驗，門檻值為0.075；當被解釋變量為Gripas時，單門檻模型同樣在1%的水平上通過了顯著性檢驗，門檻值為0.084。

表5 門檻自抽樣檢驗

圖2更直觀地展示了被解釋變量為Grpas和Gripas時，單門檻模型中的門檻估計值及置信區間。其中，LR統計量基于回歸殘差平方和計算而得，門檻值點即LR曲線最低點，LR曲線與臨界線的兩個交點即95%的置信區間。由圖2可知，兩個模型中門檻估計值對應的LR值均小于臨界值7.35，說明門檻估計值的有效性。

圖2 門檻估計值及置信區間

表6列示了單門檻模型的回歸結果，IiET-1表示指標函數I（Insti,t≤γ1）對應的回歸系數β1，IiET-2表示指標函數I（Insti,t＞γ1）對應的回歸系數β2。根據列（2），當機構投資者持股比例≤7.5%時，退出威脅的影響不顯著；但當機構投資者持股比例大于7.5%時，IiET的回歸系數為3.679，且在1%的水平上顯著。列（4）也得出類似的回歸結果。由此得出，機構投資者持股比例在退出威脅與綠色創新之間存在單門檻效應，表現為當持股比例超過閾值后，退出威脅才能顯著提升企業綠色專利申請量，支持了假設2?？梢?，只有持股數量大于門檻值的機構投資者，其退出威脅才具有實質性影響企業行為決策的能力。

表6 門檻效應回歸結果

（三）內生性問題

本文在基準回歸中控制了可能影響企業綠色創新的因素，但由于遺漏變量造成的估計偏誤以及變量測量誤差等問題仍可能存在。因此，從以下幾個方面來緩解內生性問題：

1.工具變量法。本文從流動性的角度出發，采用企業經營地所在省份當年證券營業部數量作為工具變量（IV），使用2SLS方法進行回歸。企業經營地所在省份證券營業部數量與企業綠色創新水平不直接相關，滿足外生性條件；而證券營業部數量與股票交易流動性有關，從而影響退出威脅，滿足相關性條件。各省份的證券營業部數據來源于上海證券交易所。由表7列（1）所示，工具變量與退出威脅在5%的水平上顯著正相關，Cragg-Donald WaldF值為18.70＞10，表明工具變量具有相關性且通過了弱工具變量檢驗。根據表7列（2）的結果，研究結論不變。

表7 內生性檢驗結果

2.傾向得分匹配（PSM）。為了克服樣本選擇偏差，本文根據機構投資者退出威脅中位數將樣本企業分為高退出威脅和低退出威脅兩組，借鑒杜勇等[23]的做法，使用傾向得分匹配法（PSM）匹配初始條件相似的企業樣本重新進行回歸。首先，選擇企業規模、負債水平、盈利能力、發展能力、股權集中度等企業特征作為協變量，利用Logit模型計算傾向得分。其次，按照一對一原則使用最近鄰匹配法選取匹配樣本。匹配后的結果通過了平衡性檢驗。保留匹配成功樣本后，再次進行回歸。根據表7列（3）可知，研究結論與前文一致。

3.控制公司層面的個體固定效應。為了控制不隨時間變化的個體層面影響因素，本文采用公司固定效應模型進行重新估計。結果如表7列（4）所示，支持前文結論。

4.改變時間序列?？紤]到企業綠色創新的產出需要一定時間，故本文將解釋變量和控制變量分別進行滯后一期、滯后兩期、滯后三期處理，并再次進行回歸。結果如表7列（5）～列（7）所示，依然支持研究結論。

（四）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量的衡量方式。使用下一年綠色專利獲得數量（Grpahf）來衡量企業綠色創新，計算方式為專利獲得數量加1后取自然對數?；貧w結果如表8列（1）所示，結論依然成立。

表8 穩健性檢驗1

2.替換解釋變量的衡量。參考廖靜和劉星[6]的做法，使用樣本企業機構投資者年均換手率來衡量流動性（Liquidity）；參考陳克兢等[18]的做法，使用機構投資者數量作為競爭程度（Tcomp）的代理變量，重新計算退出威脅。結果如表8列（2）～列（3）所示，研究結論不變。

3.排除政策干擾。為了排除2010—2020年樣本觀測期間宏觀政策對企業綠色創新的影響，本文進行了以下穩健性檢驗：選擇2012年開始實施的覆蓋時間長、影響范圍廣的低碳城市政策作為環境政策代理變量，在回歸中加入低碳試點城市虛擬變量（Hdt），若當年是低碳試點的城市取值為1，否則為 0；2015年黨的十八屆五中全會提出“創新、協調、綠色、開放、共享”五大發展理念①中華人民共和國國務院新聞辦公室.http://www.scio.gov.cn/31773/31774/31783/Document/1460701/1460701.htm。，引領了企業綠色創新的深刻變革?？紤]到新發展理念帶來的影響，本文將其作為宏觀政策的虛擬變量（Maf），2015年及以后取值為1，否則為0。根據表8列（4）～列（5）所示，在控制政策影響后，結論仍然成立。

4.更換計量模型。綠色專利申請量的離散程度較高，且存在過度零值的情況。根據Vuong檢驗結果（Z-score=45.83＞0，p-value =0.000），選擇零膨脹泊松模型重新進行回歸分析。表8列（6）回歸結果表明本文結論是穩健的。

對于上述前三種穩健性檢驗的門檻效果自抽樣結果可知，單門檻模型仍然可通過顯著性檢驗，檢驗結果限于篇幅未列示。表9的門檻回歸結果顯示出，機構投資者持股比例在退出威脅與綠色創新之間的單門檻效應仍然存在。超過閾值后，機構投資者退出威脅的回歸系數均在5%的水平上顯著為正，進一步證明了研究結論的穩健性。

表9 穩健性檢驗2

四、進一步分析

（一）作用機制驗證

根據前文的理論分析，機構投資者退出威脅會通過資源效應和信號效應影響企業綠色創新。為驗證兩條作用路徑的存在性，本文借鑒劉金科和肖翊陽[34]、孫玥璠和劉雪娜[35]的研究，分別選取企業研發投入金額、環境責任評分作為代理變量。其中，研發投入數據來源于CSMAR數據庫，環境責任評分數據來源于和訊網企業社會責任評分中的環境責任分項。原因在于，企業研發投入能夠準確體現企業的資源配置情況，金額數據相對客觀、完整；環境責任評分能夠全面反映企業的環保意識，評分數據精準、綜合。

借鑒杜勇等[23]的研究，本文構建以下作用路徑檢驗模型

其中，Medi,t為中介變量，在回歸時分別用研發投入金額（RDins）、環境責任評分（Enres）替代。若γ1顯著，表明機構投資者退出威脅能夠通過該中介變量促進綠色創新。

根據表10列（1）～列（2）所示，IiET的回歸系數均在1%的水平上顯著為正。表明機構投資者退出威脅產生了治理效應，一方面，能夠顯著強化企業研發資金投入，增加創新知識存量、吸引人才、積累經驗[36]，這與蔣艷輝等[37]的研究中機構投資者參與治理會增加企業研發投入的結論相一致；另一方面，退出威脅傳遞的信號會引起企業內外部利益相關者的關注，企業能夠更好地履行環境責任[38]，提升創新“綠度”。該結果支持了資源效應和信號效應的存在，與前文理論分析相符。

表10 作用機制驗證

（二）異質性分析

1.機構投資者類型：抗壓型和敏感型

不同類型的機構投資者治理效應可能不盡相同。敏感型機構投資者與企業存在直接或間接的商業關系，其決策容易受到企業短期業績波動影響。而抗壓型機構投資者與企業沒有商業聯系，行為相對獨立，更關注企業符合同業標準和社會期望的行為[39]。作為穩健性強的專業投資人，抗壓型機構投資者的退出傾向可能會被解讀為企業合法性缺失、長期發展前景差等。那么兩類機構投資者退出威脅的治理效應是否存在差異？本文根據是否與企業存在潛在商業聯系把機構投資者劃分為抗壓型（基金、社?；?、QFII）和敏感型（信托、企業年金、保險、券商、財務公司、銀行）。分別計算抗壓型機構投資者退出威脅（RiET）和敏感型機構投資者退出威脅（SiET），并作為解釋變量進行回歸。根據表11列（1）～列（2）所示，RiET的回歸系數為1.419，在1%的水平上顯著；SiET的回歸系數為0.495，在5%的水平上顯著?？梢钥闯?，兩種類型的機構投資者退出威脅均能發揮治理效應，但抗壓型機構投資者的作用更顯著。

表11 異質性分析

2.產權性質：是否為國有企業

在國有企業中，政府股東與機構投資者的角色存在替代關系，可能弱化機構投資者退出威脅的作用[29]。而對于非國有企業，機構股東的存在能夠強化其社會責任意識，機構投資者的進入和退出會反映出企業真實的內部信息[8]。因此，本文預期機構投資者退出威脅對非國有企業決策的影響更顯著。根據實際控制人屬性將樣本企業分為國有企業和非國有企業，進行分組回歸。根據表11列（3）～列（4）所示，國有企業子樣本的IiET回歸系數不顯著，但非國有企業子樣本的IiET回歸系數在1%的水平上顯著為正，并通過了組間系數差異性檢驗?；貧w結果表明，在非國有企業中，機構投資者退出威脅能夠更好地推動綠色創新。

3.行業類型：是否為重污染行業

對于重污染行業而言，環境問題所帶來的負面效應會影響機構投資者對企業前景的預判，而機構投資者的股票拋售信號又會降低企業聲譽、增加資本成本，造成惡性循環，使其承受更嚴峻的發展壓力[40]。在這種情況下，重污染企業更關注機構股東的需求，努力提升綠色聲譽和競爭力。本文根據生態環境部2010年頒布的《上市公司環境信息披露指南》，將樣本分為重污染企業和非重污染企業進行分組回歸。其中，重污染企業包括火電、鋼鐵、采礦業等16類。根據表11列（5）～列（6）所示，在重污染行業中，IiET的回歸系數為2.495，在1%的水平上顯著；而在非重污染行業中，IiET的回歸系數為1.500，在10%的水平上顯著，且兩者通過了組間差異性檢驗。由回歸結果可知，若企業具有重污染屬性，機構投資者退出威脅對綠色創新的促進作用更強。

五、結論與啟示

（一）研究結論

提高企業綠色創新能力是全面推進國家“雙碳”戰略和實現高質量發展的重要基礎。本文基于“退出威脅”這一心理學概念，以2010—2020年滬深A股上市公司為樣本，深入挖掘了機構投資者退出威脅對綠色創新的影響。主要結論包括：

（1）機構投資者退出威脅能夠顯著提升企業綠色創新水平，表現為增加企業綠色專利總申請量和綠色發明專利申請量；（2）機構投資者持股比例在退出威脅與綠色創新之間具有單門檻效應。當機構投資者持股比例超過“門檻值”后，退出威脅的正向作用才顯著；（3）作用機制檢驗表明，機構投資者退出威脅能夠強化企業研發資金投入、促進環境責任履行，進而推動綠色創新；（4）異質性分析發現，在機構投資者為抗壓型、企業為非國有性質或重污染行業的情況下，會放大機構投資者退出威脅的綠色創新賦能效應。

本文從企業綠色創新視角為機構投資者退出威脅的治理作用提供了新的經驗證據，但根據門檻分析結果，部分企業的機構投資者持股比例尚達不到退出威脅發揮治理作用的有效邊界，亟須重視和解決。

（二）政策啟示

（1）政府主管部門應完善機構投資者保護機制，引領機構投資者積極參與公司治理。一方面，優化機構投資者作為外部股東增減股份的規定，提升股票流動性，提高退出威脅的可信度，為發揮機構投資者退出威脅的治理作用提供前提條件。另一方面，建設有差別的機構投資者監管體系，實行分類管理。例如，在稅收或補貼等方面給予抗壓型機構投資者積極的政策支持，鼓勵其長期價值投資導向，同時對敏感型機構投資者進行更精準的動態監管，抑制投資中的羊群行為和機會主義行為。（2）企業應優化股東結構，擴大機構投資者的顯示度和話語權，將退出威脅轉化為企業高質量發展新動能。第一，企業應大力引入優質機構投資者，特別是在機構投資者持股比例低于“門檻值”的情況下，改變因持股少而被忽視的窘境。第二，針對機構投資者退出威脅作用較弱的國有企業和非重污染企業，應強化與機構投資者的交流，給予其更多的“發聲”機會，充分依靠機構投資者專業性強、信息渠道廣的比較優勢。（3）應建立政府、媒體、資本市場等多元協同的企業綠色創新驅動體系。政府和媒體要做好監督者的角色，將行政力量與輿論壓力有效結合，對企業短視行為給予懲處和曝光；資本市場要發揮綠色經濟導向作用，培育重視綠色創新的機構投資者群體，釋放機構投資者的優化資源配置和信號引導功能，共同助力企業突破綠色創新桎梏。