近年来，财政部直接管理的社保基金等中央投资，不仅是学界广泛关注的研究主题，也是政府作用发挥过程中愈发重要的“准财政政策”工具（王宇澄等，2018），甚至其作为股票市场中“国家队”的相关话题也引发热议。究其原因，中央投资能够直接影响宏观经济增长和微观企业发展。对于股票市场而言，中央投资带来的政策信息引导预期和政策支持资源配置是重要的影响因素。以国家资本保值增值和股票市场健康发展为主要目标的社保基金投资，按照国务院及财政部相关法规政策制度安排，由全国社会保障基金理事会（简称社保基金会）通过政府购买服务方式委托投资管理人运营，过程中委托投资的择时择股均会对政策信号传导及信息不对称产生较大影响（王班班和齐绍洲，2016）。同时，委托投资能够改变企业业绩实现的股权结构，进而影响外部权益资本环境，促进资源配置优化（郑秉文，2004），尤其能够发挥缓解融资约束的作用。

中央投资是影响创新驱动经济高质量增长的重要因素。国家资本主导的各类中央投资模式可以引导并带动社会资本创新投入并产生长期的政策效果（殷红等，2020）。受机构属性和专业能力的影响，社保基金会聚焦整体资产配置策略制定和指数化投资，较少在二级市场中主动选择特定上市企业进行投资，所以投资管理人的市场化投资模式成为了促进上市企业创新的重要政策工具。相比于政府基础建设投资、国有资本投资、政府引导基金投资等更为直接的中央投资，这种投资管理人“操盘”的委托投资模式在投资目标、投资原则、择时择股等方面，除同样具有政府出资人的政策背景外，还具有更为明显的市场化投资运营特点，弥补了国有资本无法在股票市场“进退自由”的不足。其中，委托投资在交通等基础设施建设、生态环境改造等行业中的股票投资，与基础建设投资保持协同；在大众创业创新、社会保障事业等“准公共产品”行业的股票投资，与国有资本投资相互配合；在互联网+、金融科技、大健康等行业的股票投资，与政府产业引导基金相互补充。在创新驱动发展战略方面，委托投资以兼顾政策方向和市场效率的“国家队”持股方式弥补了创新正外部性过强导致的投资信心不足，一定程度上为社会资本投入提供了政府信用担保，稳定了投资者、中介机构等利益相关者的投资预期，有助于政策支持相关行业中的上市企业不断优化创新资源配置，以促进企业创新。

国外文献关于社保基金投资对企业创新作用的研究并未达成一致结论，国内学者对此问题也尚未予以有效关注^①。随着西方国家陆续建立与社会保障体系相关的投资制度，对于社保基金（即西方公共养老金）投资问题的研究主要聚焦于激励和监督两方面。第一，社保基金会受到公共委托代理制度安排的影响，更多兼顾社会责任而降低投资效率，可能对企业创新产生抑制作用（Lakonishok等，1991）。但社保基金还是一种市场效率的激励信号，可以通过稳定创新资本投入进而带动企业创新（Fu等，2021）。第二，有学者认为社保基金秉持价值投资目标，可以通过增加股东投反对票等治理机制减少盈余管理、财务欺诈和其他管理层失当行为（Chen等，2007），实现企业高质量发展（Tang等，2022a）。但社保基金也可能因为委托代理层级增加，提高代理成本，降低企业风险承担意愿，从而抑制企业创新（Chen等，2013）。

国内学者大多认同国外研究中社保基金由私人全权负责运营、与共同基金等机构投资者差异不大这一理念，并未充分识别中国特殊的社保基金投资制度环境。近年来，有文献对社保基金投资作为财政政策执行的“市场型工具”的传导机制（王班班和齐绍洲，2016）及其具备中央投资属性并发挥“准财政政策”工具的作用机制进行深入探讨（王宇澄等，2018），这无疑更加符合中国财政制度安排，也为委托投资研究提供了借鉴。社保基金投资不同于中央直接投资，其中既有社保基金会直接投资，也有投资管理人代理的委托投资，两种投资模式均具有政策性和效率性特征。社保基金会作为承担财政政策执行、考核压力的财政部直属事业单位，将政策方向和社会责任传递给投资管理人的同时，也提出了资产配置保值增值的效率要求，在一定程度上赋予其市场化运营的政府金融资本属性。这些投资管理人往往具有较强的声誉压力和选择能力，相比于其他机构投资者或个人投资者，在投资组合选择的操作层面具有先天优势，在政府出资人既定投资策略下，会积极主动地投资科技创新、卫生健康、基础设施以及涉及国家安全等战略性行业中具有长期价值的上市企业，投资选择的特征明显有别于官方直营投资或市场中财务型机构投资者。本文认为，以往文献难以达成一致结论的原因可能是仅从机构投资角度进行研究，忽略了财政政策的公共属性对微观企业的重要传导作用。此外，社保基金投资具有政策工具属性，但又不属于完全的财政政策，因而具有“准财政政策”特征，即社保基金投资并不作为财政支出活动，而是由财政支出形成并通过多层委托代理关系，建立可用于投资股票市场的国家权益资本金。黎文靖和郑曼妮（2016）发现政府补贴这一财政政策工具不具有“实质性创新”效应，但是尚未有文献证明社保基金投资这一“准财政政策”工具是否具有该效应。因此，本文认为，从企业创新层面来看，对这种可用于股票市场的国家资本委托投资模式进行政策传导机制研究是对现有文献的有益补充和深入探究。

本文的研究贡献主要在于：第一，从中央投资的“准财政政策”属性出发，将委托投资对企业创新的作用解释为一种政策效应，即政策支持下的高效率保障，这与政府补贴缺乏“实质性创新”效应对比非常鲜明。第二，立足于委托投资尚未作为股东广泛参与企业治理的客观事实，以委托投资的政策性和效率性双重信号作为路径，分析其对企业利益相关者的预期引导和投资者的资源带动效应，这与“准财政政策”的“四两拨千斤”特征是一致的。第三，在实证检验中控制了直接投资和其他机构投资，聚焦于委托投资单独发挥的作用效果，这种对比更加体现出委托投资“国家队”市场化投资的灵活机制。本文以委托投资每次以及首次进入被投企业为切入点，采用倾向得分匹配法、多期倍差法、工具变量法、时间和企业层面双向固定效应模型等方法强化稳健性。

无论是社保基金直接投资或委托投资，投资主体皆为社保基金会。社保基金会在股票市场中的直接投资更多属于被动投资，如国有上市企业股本划转等，即便配置了指数化股票投资资产等主动选择，也无法完全体现市场化投资对被投企业的政策性和效率性传导，因此本文聚焦社保基金委托投资。自2003年6月起，社保基金会正式开始通过公开选拔，委托专业投资管理人进行股票投资，2005年社保基金会授权第一批六家投资管理人受托管理六个股票委托投资合同。截至2020年末，委托投资资产达19080亿元，占社保基金投资的65.3%。吕冰洋和李钊（2020）认为包括社保基金在内的社会保障资金获得大量被纳入一般公共预算管理的中央财政补贴，与被作为“准财政政策”的其他中央投资一样，资金由中央预算资金累计形成并由中央企事业单位运营，具有相同的政策属性。许闲和申宇（2013）发现社保基金会委托的投资管理人在市场机会把握、择股择时能力等方面是其具有更高投资效率的原因。本文认为委托投资是在政府出资人投资要求及合约考核下，公开选拔投资管理人进行上市企业个股及投资组合的具体操作运营，兼具政策性和效率性的“国家队”市场化运营的基金投资。具体而言，第一，委托投资的代理主体为投资管理人。与社保基金会直接承担长期战略储备资金保值增值的公共责任不同，投资管理人更多承担委托合约内的投资收益、绩效责任和市场声誉风险。第二，委托投资资金具有市场属性。与社保基金会直接接受财政部行政计划管理社保基金投资不同，投资管理人经过公开选拔，以市场化的委托投资代理合同方式获取受托基金，在投资过程中表现出更多资金市场属性。第三，委托投资策略为政策要求下的市场化自由选择。与社保基金会持有大量限制选择和限售股票并进行更多资产配置策略顶层设计不同，投资管理人在执行整体资产配置策略过程中，可以根据自身专业属性、行业专长、风险承担能力、合约收益条款等要求，在二级市场中进行更多市场化投资选择，同时接受社保基金会和社会公众关于投资方向及收益情况等“准财政政策”执行效果的考核（Richardson，2007）。

委托投资与财政政策工具的出资人均为中央政府，因此具有“准财政政策”的工具属性，只是在运营时需通过委托代理方式进入股票市场，成为基金积累制下补充未来养老“隐性债务”的中央专项投资基金，与收付实现制下政府补贴转移支付等传统财政政策工具互为补充，发挥着精准配置政府资源和调节宏微观经济的作用。

由图1可知，2005−2007年，代表财政政策的中央财政支出增速不断提高，委托投资也保持高增长速度，但是在2007年股市波动前后，委托投资规模增速开始下降，持续调仓减持以克服股市波动带来的负面影响。2008−2015年，为对冲国际金融危机，政府开始实施积极的财政政策，通过增加基建投资支出的方式拉动经济，委托投资也从2010年开始加大股票市场投资力度，配合财政政策以刺激经济增长。2015年以后，积极的财政政策开始从需求端经济刺激转向供给端资源供给，更加强调供给的高质量和精准性，2015年中央和地方财政预算报告中也多次提出“发挥好各类财政性投资基金的作用”，随即委托投资增速放缓并更加关注股票市场中资本供给质量，与中央财政支出增速同频震动。所以，委托投资本身作为逆周期调节的“准财政政策”工具，甚至有时会在财政政策及中央财政支出预算公开前提前布局，或弥补中央财政支出的功能性限制，但总体投资增速和中央财政支出增速的变化高度相关，且二者变化趋势基本一致，并与积极的财政政策周期大体吻合。

图  1  中央财政支出增速与社保基金委托投资规模增速

党中央、国务院相关政策规划和国内学者相关学术研究观点均证明，财政政策既要凸显公平也要保证效率，即政策性和效益性兼顾。在当前经济高质量发展阶段，政府对财政政策效益性的关注越来越高，比如2018年全面推进的预算绩效管理要求所有公共资金设定预算绩效目标，即经济效益、社会效益、环境效益和可持续发展效益。不难发现，经济效益和社会效益的兼顾是财政政策驱动公共支出的关键特点。这一特点在委托投资过程中体现为委托方社保基金会根据财政政策要求，制定资产配置策略以把控政策性，受托管理的投资管理人在政策要求内聚焦择股择时的运营质量以实现效益性目标。换言之，社保基金投资的政策遵从体现了财政政策的非盈利性，而社保基金投资的保值增值则体现了财政政策的效益性，但是不能简单地将社保基金投资保值增值与财政政策的非盈利性做比较，二者在执行时无法进行逻辑上的有效比对。中国在养老金投资方面经验不足，在2001年刚刚设立社保基金时，以美国401K养老金制度为蓝本的《全国社会保障基金投资管理暂行办法》（财政部、劳社部令〔2001〕12号）（下称《暂行办法》）在很长一段时间规范了社保基金的运行。但是考虑到中国制度的独特性，全国社保基金不能完全照搬美国经验，做到一直完全独立运营，并且其资金并非像美国一样来自参保人直接缴存，而是源自中央财政的直接拨入，其理事长也一般为卸任后的财政部部长，无论是股权投资还是资本市场股权操作均与国家财政政策保持一致或形成互补，即为财政政策实施加力或弥补财政政策的短板。于是，社保基金投资被赋予层次更高、意义更大的政策任务，并对《暂行办法》中财务投资目标进行诸多修订前的探索。尤其是2018年，为更好理顺管理体制机制，社保基金会由原来接受财政部的业务指导改为隶属财政部，理事长也由财政部党组成员、副部长兼任，参与国家财政政策指定、执行和监督，接受财政部的年初目标任务分工、年中执行情况跟踪和年终绩效评价，实现了财政政策与社保基金投资的全面衔接。

经过多年政策实践，社保基金投资主要目标已经转变为落实党中央决策和国务院政策，更多体现政治站位和社会责任^②。而《暂行办法》中资金保值增值的主要职能已在社保基金会职责定位中作为八项主要职责中的最后一项。尽管委托投资与财政政策在属性上高度相似且作用机理互为补充，但本文仍不能简单将委托投资看作政府支出的一种，这是由其性质决定的。与政府补贴转移支付等传统收支型财政工具不同，委托投资主体是《中华人民共和国社会保险法》（主席令〔2018〕35号）（下称《社会保险法》）和《全国社会保障基金条例》（国务院令〔2016〕667号）等法律法规中明确规定的社保基金会，并通过采购服务合同的方式由投资管理人作为代理，投资主体和代理人均不是政府行政部门。社保基金投资并不完全来自纳入年度财政政策及财政预算报告中的预算资金，更多是由历年专项财政预算支出积累形成并具有特定用途的国家权益资本。根据年度预算报告中的财政政策目标设定，社保基金会这一中央事业单位作为投资主体，每年年初制定资产配置策略，依据财政政策决定大宗资产配置结构、指数化投资、重点产业支持等投资方向和规模等政策要求，以及对引领性企业、头部企业重点支持的产业布局等。随后社保基金会召集签约的投资管理人等代理主体，将年度投资策略政策目标和资产配置策略传导给签约的投资管理人进行具体“操盘”，将计划投资收益配额分配至各投资管理人，以落实本年度投资收益任务，要求投资管理人在“操盘”过程中制定投资策略以及具体的资产配置结构和择股择时选股过程，与政策保持一致，同时兼顾自身专业性投资专长、市场识别能力与选择投资影响能力。社保基金会通过召开季度会议随时沟通政策趋势变动，以便投资管理人及时做出调整。不难发现，整个过程中社保基金会作为投资主体，与众多代理主体共同完成的投资运作形成了一种更加具有中国特色的“准财政政策”工具。

由图2可知，在“十三五”期间，委托投资作为不纳入财政预算管理的“准财政政策”工具，在不同行业的投资支持与来自《中央和地方预算执行情况与预算草案报告》中不同行业的预算资金直接支持既有类似也有互补。其中，委托投资在卫生、文化、环境和公共基础设施管理、农林牧渔、制造业、教育等重点行业中与财政政策预算资金直接支持方向基本保持一致，在房地产、批发和零售、住宿和餐饮等金融属性较强或市场机制较为成熟且预算资金无法直接支持的行业中则发挥了补充作用。

图  2  “十三五”期间财政政策的行业支持与社保基金委托投资的行业分布^③

委托投资与传统政策工具之间存在的显著差异，使得委托投资在方向上与财政政策存在较强的互补性。具体而言，第一，投资主体为社保基金会，而代理主体为投资管理人，由社保基金会通过设立各类产品的委托投资合约、投资方针策略和投资绩效评价来指导、控制和约束投资管理人的投资行为，投资管理人则在此基础上积极开展具体投资择股择时操作。社保基金会所有正式制度均强调社保基金的运营主体为社保基金会，虽然可以采用公开招标和合同委托方式进行投资，但合同中出资主体均为社保基金会，受托主体为投资管理人并不会从本质上影响资金属性，因此并不影响社保基金的“准财政政策”属性。即在“国务院−财政部−社保基金会−投资管理人”政策传导的多级委托代理关系中，决定社保基金投资作为“准财政政策”的主要依据为三个主体，尤其是社保基金会，而投资管理人无法改变资金的政策属性，只能改变“操盘”技巧。但即便是在同一政府出资人（国务院授权财政部承担出资人职能）和同一投资主体（社保基金会）的政策目标规制下，代理主体不同会造成长期战略性和短期效益性融合的评价标准存在差异，市场化的委托投资行为与政府行政部门主导的政府支出仍存在显著差异。第二，投资主体差异导致了委托投资覆盖的行业更加广泛、方式更加灵活，除基础设施外还涉及金融科技、卫生、大健康等行业，方式也突破收支型传统财政政策工具和国有资本投资的法定年度预算限制，投资代理主体还可以对股票市场中符合政策支持方向的个股进行积极观察和主动增减持。投资领域和方式不同，对被投企业的影响路径和结果就不同。第三，传统财政政策工具中的政府补贴转移支付作为政府以财政资金转移至企业的唯一方式，会通过直接改变企业收益和成本结构来干预企业生产经营，而社保基金会及其投资管理人则更多通过增减持的信号引导和资源带动作用间接对被投企业产生影响，控制和激励机制与政府补贴不尽相同，表现出明显的“准财政政策”工具属性。

由于社保基金投资代理主体是运营模式更为市场化的投资管理人，其政策性和效益性特征将通过政策信号引导预期和政策资源注入两个机制对企业创新产生影响，并且正向与负向的影响机制可能同步存在，具体如图3所示。

图  3  逻辑框架图

委托投资可能对企业创新产生促进效应，是受其政策预期引导和资源配置优化功能所影响（唐大鹏和于倩，2022）。由于专利的准公共产品属性具有正外部性和溢出效应，现时投入过高与未来收益期过长的不匹配，最终将导致产品创新预期不稳定且创新资源配置不足，因此委托投资通过市场化运营，具有较强的效率性保障，往往会给企业创新予以产品市场符合政策预期以及政策投入带动投资者投入的引导。例如，2019年8月，社保基金会召开投资管理人签约座谈会，会议明确基金投资要积极服务国家发展战略，加大对科创企业投资力度，为中国经济转型升级、高质量发展和市场稳定发挥重要的政策引导作用。

一方面，委托投资出现在被投企业前十大股东名单中，能释放出被投企业创新项目符合中央政策支持的隐性担保信号，传达出被投企业具有高成长性的未来预期，引发更多媒体等利益相关者的持续关注，有利于提高被投企业信息质量，从而稳定利益相关者的创新投资预期。另一方面，委托投资可以吸引更多优质的研发资本投入以不断优化企业资源配置规模和结构。对于投资者而言，其创新激励主要取决于创新的成本收益分析。研发的高度不确定性、占用大量资金和高技能劳动力，将造成创新资源配置效率难以提高。随着具有“效率性担保”的委托投资的参与，企业产品收益预期及产品创新资源优势将得到更强的“官方加持”，这进一步缓解了创新资源约束，降低创新不确定性，促使被投企业主动、持续地开展创新活动。

此外，这种预期引导和资源配置效应在创新资源约束更高的企业中更显著（Tang等，2022b），并体现在产权性质、行业属性和投资机会上。相比于国有企业，非国有企业没有足够多的国家资本担保和政策资源优势进行创新；相比于非制造业，制造业企业作为中国实体经济高质量发展的重要决定力量，比其他行业更具有创新需求和产品研发动机；投资机会更高的企业更需要突破性创新来提高生产效率。因此，在创新资源约束更高的非国有企业、制造业和高投资机会企业中，委托投资的企业创新效应更强。

财政政策可能通过推升融资利率增加企业投资成本，导致产出下降的挤出效应。尽管委托投资的抑制作用与财政政策的“挤出效应”并不完全一样，但委托投资也可能通过政策信号被过度放大和资源配置效率降低，提高被投企业投资成本，进而抑制企业创新产出。委托投资的政策信号被过度放大，会产生被投企业履行社会责任导致投资成本增加的未来预期。在一定程度上，这种社会责任履行与企业利益相关者的收益最大化是相互矛盾的。第一，委托投资增量作为具有政策性的公共权益资本，增量过大会挤占包括风险投资等其他社会资本的市场化投资，政策信号可能会增加上市企业“搭便车”的可能性，抑制企业创新（王曦等，2014）；第二，委托投资作为公共资本，自身也存在政策性投资规模过大且回报率不高的可能性（朱军和姚军，2017）。这些均会对媒体等利益相关者产生被投企业承受更多“政策性负担”引发投资成本增加的信号，短期内可能会加剧被投企业市场预期波动性，增加企业创新所需的更大规模创新环境的约束程度。

这种“政策性负担”的信号不仅来自政策支持的投资方向，还可能源于公共委托代理成本。这种代理成本使得委托投资无法精准地把握政策方向，造成了“激励有余而控制不足”的创新资源错配，甚至过度寻求股票市场套利，市场化媒体也可能会加剧被投企业创新资源配置的不确定性。同时，投资管理人在引导创新预期和配置创新资源的过程中，需要接受多层委托代理中战略政策性和市场效益性的双重考核，无法完全以促进创新的原则进行投资选择。投资管理人对市场操作性和短期效益性的更多追求，甚至会导致被投企业倾向于短期收益最大化的其他投资，从而弱化了创新资源配置。

此外，这种抑制作用可能在国有企业、非制造业、低投资机会企业中表现得更加明显。这是因为委托投资可能产生“政策性负担”，并进一步放大国有企业本身的社会责任成本，降低非制造业本就不够强烈的创新动机，抑制低投资机会企业成功转型为高成长型企业的可能性，增加可能导致资源错配的隐性担保。基于此，本文提出以下竞争性假设：

假设1：社保基金委托投资促进被投企业创新。

假设2：社保基金委托投资抑制被投企业创新。

本文选取2008−2018年沪深A股上市企业为样本。截至2018年是由于专利的公开和授权具有较大滞后性。法律规定，发明专利经初步审查合格的，自申请之日起满18个月后公开。实务中，从申请到授权平均需要约4年时间（陈思等，2017）。因此，如果采用最近专利数据，有相当一部分企业申请的发明专利尚未公开或授权，从而可能导致“截断问题”。委托投资相关信息来自WIND数据库，企业财务和创新数据来自WIND数据库和CSMAR数据库，网络媒体报道数据来自CNRDS数据库。本文剔除金融企业、ST、退市以及资不抵债的企业，最终得到22806个“企业−年度”观测样本，3238家沪深A股上市企业，其中委托投资参与的有1645家。表1报告了样本企业的分布情况，可以看出，委托投资对于创业板和中小板企业的覆盖程度与主板一致，均达到该板块上市企业的一半左右，这说明基本不存在对创新创业板块的自选择问题。

为检验委托投资对企业创新的影响，本文构建如下模型（1）：

其中，Invention代表企业创新，本文使用创新性最高、价值最大的发明专利申请量加1取自然对数来度量。SSFindirect代表委托投资，借鉴靳庆鲁等（2016）、李春涛等（2018）、唐大鹏和吴佳美（2020）的做法，使用是否获得委托投资（SSFindirect1）和委托投资比例（SSFindirect2）来度量。Year和Firm分别表示年份和企业虚拟变量。CV表示控制变量，ε表示残差项。考虑到创新的长周期性，本文对所有解释变量和控制变量均作滞后一期处理。具体变量定义见表2。

表3列示了全样本中主要变量的描述性统计结果。从表3 Panel A中可以看出，Invention的均值为1.700；SSFindirect1的均值为0.185，说明有18.5%的样本获得了委托投资；SSFindirect2的均值为0.004、最大值为0.064，说明委托投资的持股比例并不高^⑤。为避免极端值的影响，本文对1%和99%分位的数据进行Winsorize处理。表3 Panel B对被委托投资企业和未被投企业的创新情况及财务指标进行了差异检验，可见被投企业的创新显著优于未被投企业。

表4列（1）和列（2）列示了未加控制变量的委托投资对企业创新影响的回归结果。SSFindirect1和SSFindirect2的系数均在1%的水平上显著为正。表4列（3）和列（4）列示了加入控制变量后委托投资对企业创新影响的回归结果。SSFindirect1和SSFindirect2的系数分别在1%和5%的水平上显著为正，说明委托投资能够促进企业创新，假设1得到实证支持。

表5列（1）和列（2）表明在地方五年规划政策重点支持的企业中，SSFindirect2的系数在1%的水平上显著为正，说明对于政策支持的企业而言，地方政策和“准财政政策”协同增强创新促进作用。表5列（3）和列（4）表明在非国有企业组中，SSFindirect2的系数在1%的水平上显著为正，说明委托投资对非国有企业创新的促进作用更强，这可能是由于国有企业往往能凭借国家信誉在股票市场中获得足够的激励，而非国有企业在股票市场中更容易被挑剔，若政策支持信号出现，将带来边际产出的提升。表5列（5）和列（6）表明在制造业组中，SSFindirect2的系数在5%的水平上显著为正，说明委托投资为制造业企业带来的异质资源增强了其创新能力。表5列（7）和列（8）表明在高投资机会组中，SSFindirect2的系数在5%的水平上显著为正，这可能是因为被投企业的投资机会越高，其实现高增长所需要的资源越多，这种影响也体现在创新研发方面。此外，本文使用基于自抽样法的费舍尔组合检验方法对各分组间系数差异显著性进行验证，如表5中p-value分别为0.012、0.000、0.047、0.002，说明各组间回归系数差异显著。

如果委托投资能够增加被投企业在资本市场中的媒体关注度，那么更多网络大数据下的媒体报道能够提高企业信息可信度，“政策支持利好信号”会产生更多正面新闻以稳定利益相关者的创新投资预期。为检验这一机制，参考王福胜等（2021）的做法，本文构建变量Med_pos和Med_ori，分别用被投企业当年被网络媒体正面报道次数和被网络媒体原创正面报道次数加1取自然对数衡量，根据温忠麟等（2005）的做法，本文采用中介效应模型进行实证检验。表6 Panel A列示了回归结果，列（1）和列（3）中SSFindirect2的系数均在1%的水平上显著为正；列（2）和列（4）中Med_pos和Med_ori的系数均在1%的水平上显著为正，SSFindirect2的系数分别在5%和10%的水平上显著为正，且中介因子检验Sobel Z统计量均显著，说明委托投资能够通过增加网络媒体正面报道次数和网络媒体原创正面报道次数，优化被投企业信息制度环境并稳定利益相关者创新投资预期，帮助企业完善创新外部市场环境。

借助委托投资的预期引导，企业可以获得投资者等利益相关者在声誉、信用和资本等方面的稀缺资源注入，缓解企业创新资源投入的限制和约束。尤其是对于技术突破性更强、不确定性更大的企业创新，委托投资带来的持续性资源流入有助于培育企业创新能力和提高创新产出水平。为检验这一机制，本文借鉴Whited和Wu（2006）、况学文等（2010）、陈峻和郑惠琼（2020）的做法，构建融资约束WW指数和FC指数，指数数值越大，说明企业融资约束越严重，同样采用中介效应模型进行实证检验。表6 Panel B列示了回归结果，列（1）和列（3）中SSFindirect2的系数均在1%的水平上显著为负；列（2）和列（4）中WW与FC的系数均在1%的水平上显著为负，SSFindirect2的系数均在10%的水平上显著为正，且中介因子检验Sobel Z统计量均显著，说明委托投资能够通过资源配置缓解企业融资约束，从而促进企业创新。

（1）倾向得分匹配

存在这样一种可能性，即并不是委托投资提高了被投企业创新，而是委托投资在事前更偏向于选择创新能力更强的企业。为尽量排除这一自选择问题，本文采用倾向得分匹配方法，选用主回归中控制变量以及年度、行业和所属省份作为协变量，对被投企业组和未被投企业组进行1比5可放回的最近邻匹配，其中实验组与对照组所允许的最大距离设为0.001^⑥。本文使用匹配后样本重新回归，结果如表7 Panel A中列（1）和列（2）所示，SSFindirect1、SSFindirect2的系数均在1%的水平上显著为正，说明本文结论依然成立。

（2）倾向得分匹配−双重差分

基于倾向得分匹配后样本，本文分别选取委托投资每次以及首次进入企业的前一年、当年以及后一年样本作为实验组，采用倾向得分匹配—双重差分法，识别委托投资与企业创新之间的因果关系。本文构建PostTreat变量，被投企业组中委托投资进入该企业当年以及后一年取1，否则为0，并在此基础上进行多期DID回归分析。结果如表7 Panel A中列（3）和列（4）所示，无论委托投资每次或首次进入企业，PostTreat的系数均在1%的水平上显著为正，说明本文结论依然稳健。

（3）安慰剂检验

本文还对倾向得分匹配−双重差分的回归结果进行非参安慰剂检验，以确保双重差分因果识别的准确性。借鉴范子英和王倩（2019）的做法，本文通过随机生成一组变量来代理核心解释变量PostTreat，令这一随机生成变量的均值和标准差均与核心解释变量相同，最大程度保证安慰剂变量与所关注的核心变量相似，并对该过程重复1000次实验，分别统计了1000次回归结果的t值。如图4所示，t值分布均集中在0附近，说明随机生成的变量对被解释变量不存在任何影响，确实是委托投资带来企业创新增加。

图  4  非参安慰剂检验

借鉴Tsai（2015）的做法，本文以《社会保险法》作为SSFindirect1、SSFindirect2的工具变量。Hiilamo等（2020）阐述了《社会保险法》与社保基金投资策略之间的紧密关系。相比于直接投资，委托投资更加依靠这项制度安排进行灵活管理和专业投资选择，支持和规范作用更强。此外，《社会保险法》作为一项国家法律制度安排，与微观企业的创新行为关系不大。为避免《社会保险法》的通过与年度虚拟变量产生多重共线问题，本文借鉴Bartik（1991）的做法，分别使用滞后两期的SSFindirect1×社保基金规模增长率×《社会保险法》的通过、滞后两期的SSFindirect2×社保基金规模增长率×《社会保险法》的通过，构建Bartik IV1和Bartik IV2作为模型中SSFindirect1、SSFindirect2的工具变量，从而捕捉其在时间和空间上的变化。

结果如表7 Panel B所示，在第一阶段回归中，Bartik IV1和Bartik IV2的系数均在1%的水平上显著为正，K-P rk Wald F统计量分别为107.328和98.609，K-P rk L统计量分别为95.369和56.302。根据Staiger和Stock（1997）的经验法则，这表明可以基本排除弱工具变量和识别不足问题。在第二阶段回归中，SSFindirect1、SSFindirect2的系数分别在1%和5%的水平上显著为正，表明结论依然稳健。

本文还采用如下方法进行稳健性检验^⑦：（1）更换企业创新的代理变量：发明专利获得量加1取自然对数；更换委托投资的代理变量：持股市值加1取自然对数。（2）变更回归模型：参考江轩宇等（2017）的做法，使用Tobit模型重新回归。（3）考虑行业固有差异：借鉴冯丽艳等（2016）的做法，将前述委托投资和企业创新指标分别减去该指标的行业、年度均值重新回归。（4）考虑创新不可观测影响因素的复杂性：通过模型估计传统影响因素无法解释的企业创新影响因素，然后以此为被解释变量，考察委托投资与企业创新回归残差的关系。（5）考虑特殊样本的影响：分别剔除联合投资样本和从未进行创新样本重新回归。以上检验结果均保持不变。

现有研究普遍将社保基金作为重要机构投资者（温军和冯根福，2012），社保基金对企业创新的影响有可能并不是“准财政政策”工具属性发挥主要功效，而是作为重要机构投资者之一促进企业创新。为将委托投资与其他机构投资者投资的创新效应差异进行深度对比，本文从机构投资与社保基金投资（包括全部投资、直接投资和委托投资）、投资管理人被委托前后的全部投资和自有投资、投资管理人被委托后的自有资金和社保资金三个层面进行检验。

第一，为验证机构投资者投资与社保基金投资的创新效应差异，本文将社保基金直接投资和委托投资的股份比例之和定义为SSF，替换模型（1）中原解释变量并重新回归；将企业被直接投资比例定义为SSFdirect2，加入模型（1）并重新回归。结果如表8Panel A中列（1）和列（2）所示，本文将机构持股比例（Institution）从Controls中分离出来单独列示。列（1）中SSF、Institution的系数分别为1.060和0.398，分别在10%和1%的水平上显著，说明相比于其他机构投资者，社保基金投资对企业创新的提升作用更大；列（2）中，SSFdirect2、SSFindirect2、Institution的系数分别为−3.386、1.259和0.401，分别在10%、5%和1%的水平上显著，说明相比于直接投资，委托投资能显著促进企业创新；相比于其他机构投资者，委托投资对企业创新的提升作用更大。

第二，本文考察并比较社保基金投资管理人全部投资、自有投资被委托前后的异质性影响。首先，本文将企业当年是否被投资管理人投资、被投资管理人投资的股份比例定义为SSFagent1和SSFagent2，替换模型（1）中原主要解释变量并重新回归；将企业当年是否被投资管理人自有投资、被投资管理人自有投资的股份比例定义为SSFagself1和SSFagself2，加入模型（1）并重新回归。结果如表8 Panel A列（3）−列（6）所示，SSFagent1和SSFagself1的系数均显著为负，SSFagent2和SSFagself2的系数均不显著，而SSFindirect1和SSFindirect2的系数分别在1%和5%的水平上显著为正，说明投资管理人全部投资、自有投资总体上并不能代替其运营委托投资所发挥的企业创新促进作用。其次，基于社保基金会分别在2002年、2004年和2010年选聘投资管理人，本文剔除股东中含有在2002年和2004年被选聘为投资管理人的样本，并将2010年选聘投资管理人定义为Entrusted，将2010年及之后的年份取值为1，否则为0，以检验投资管理人全部投资、自有投资在2010年被选聘前后的创新效应差异。结果如表8 Panel B列（1）−列（4）所示，SSFagent1×Entrusted、SSFagent2×Entrusted、SSFagself1×Entrusted、SSFagself2×Entrusted的系数均不显著，说明被社保基金会选聘并不能提高管理人全部投资、自有投资的创新效应，即投资管理人在被委托后依然不具备“准财政政策”功效。

第三，本文考察投资管理人被委托后的自有资金与社保资金对企业创新的异质性影响。本文将研究样本区间缩减至2010−2018年，并将SSFagself1和SSFagself2加入模型（1）并重新回归，以检验投资管理人在被委托后，社保资金相比于自有资金的创新效应差异。结果如表8 Panel B列（5）和列（6）所示，SSFagself1和SSFagself2的系数均不显著，而SSFindirect1和SSFindirect2的系数均在5%的水平上显著为正，说明在投资管理人选聘完成后，相比于自有资金，社保资金仍体现出显著的创新效应。

综上，相比于其他机构投资者投资、直接投资、投资管理人投资以及被委托后投资管理人自有资金投资，委托投资体现出异质性创新效应，能更显著地促进企业创新。

为检验委托投资创新效应的后续影响，本文采用净资产收益率来衡量企业经营业绩（赖黎等，2016），考察委托投资是否能够通过提高企业创新及成果转化率来提高企业经营业绩。结果如表8 Panel C所示，列（1）和列（3）中，SSFindirect1和SSFindirect2的系数分别在1%和5%的水平上显著为正；列（2）和列（4）中，Invention的系数均在5%的水平上显著为正。这说明委托投资带来的创新效应后续能够为企业创造经济效益。

社保基金委托投资是影响企业高质量发展的重要政策工具，是对传统财政政策工具的有效补充，体现了中国特色的财政金融制度安排。因此，本文就委托投资作为“准财政政策”工具对企业创新的影响机制进行理论分析，重点考察预期引导和资源配置的政策传导机制。结果表明：委托投资可以促进企业创新，尤其在政策支持的企业、非国有企业、制造业企业以及高投资机会企业中，这一促进作用显著。进一步考察作用机制后发现：委托投资的“准财政政策”效应可以产生政策利好预期激励并实现企业资源配置优化。

本文揭示委托投资支持企业创新的“准财政政策”效应及其具体机制，提出如下政策优化建议：

第一，加强财政部对社保基金会及其投资管理人的统一领导，强化政策工具与政策目标的一致性，科学、合理地制定社保基金投资的资产配置策略，持续增加委托投资规模和比重，进一步优化社保基金会顶层设计和投资管理人具体“操盘”的职责分工。

第二，进一步加强委托投资绩效评价体系构建，平衡好政策性和效率性之间的关系，提高投资管理人对上市企业进行实地调研的积极性，在促进企业创新的同时提升其发展稳定性。

第三，营造企业创新良好外部环境，引导网络媒体等信息中介发挥正面作用，提高投资者对企业创新的容忍度，缓解创新资源约束。