林柳琳，丁孝智

(1.中共廣州市委黨校 習近平新時代中國特色社會主義思想研究中心，廣州 510030； 2.肇慶學院 發(fā)展規(guī)劃處，廣東 肇慶 526061)

提要：企業(yè)家精神是促進技術創(chuàng)新的內在驅動力。用2009—2017年滬深A股市場上市公司面板數(shù)據(jù)，將企業(yè)家精神、產權異質性、行業(yè)異質性等指標納入計量模型，考察技術創(chuàng)新的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新有積極的促進作用，在考慮產權與行業(yè)異質性后，企業(yè)家精神對國有企業(yè)技術創(chuàng)新的促進力度大于非國有企業(yè)，企業(yè)家精神對非高新技術企業(yè)創(chuàng)新的拉動力度更大，但企業(yè)家精神對國有高新技術行業(yè)的技術創(chuàng)新的影響不顯著，對非國有高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新的促進力度有所削弱。

一、引言

當前，我國經(jīng)濟發(fā)展面臨國內資源比較優(yōu)勢喪失和技術競爭加劇的雙重挑戰(zhàn)[1]，依靠要素、資源粗放型發(fā)展已難以為繼。要實現(xiàn)發(fā)展動力的轉變，關鍵靠創(chuàng)新[2]，技術創(chuàng)新是提升經(jīng)濟競爭力和促進經(jīng)濟增長的重要抓手，是經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展增長的源泉[3]，以創(chuàng)新驅動發(fā)展是提升國家競爭力的必然選擇[4]。然而，在推進技術創(chuàng)新的過程中，我國也面臨諸多困境，其中之一就是內在驅動力不足和缺乏新動能[5]。企業(yè)家精神具有創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)與冒險的精神特征，具備責任意識、成就意識與人力資本等企業(yè)家具有的精神特質[6]。企業(yè)家精神是一種“創(chuàng)造性破壞”，是創(chuàng)新行為的重要原因[7]；企業(yè)家精神決定技術創(chuàng)新的方向和運行機制，是技術創(chuàng)新的首要條件[8]，是推進技術創(chuàng)新的推動力、倡導力與實踐者[9]。那么，企業(yè)家精神能否成為促進技術創(chuàng)新的主要動力？企業(yè)家精神是如何促進技術創(chuàng)新的？這種促進水平是否有產權差異與行業(yè)的差異，或者是產權與行業(yè)差異共同作用又會對技術創(chuàng)新產生怎樣的影響？這些問題的思考與解答，為企業(yè)家精神培育提供了理論依據(jù)，為增強技術創(chuàng)新能力，建設現(xiàn)代化產業(yè)體系，實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

相關文獻顯示，當前多數(shù)研究主要關注企業(yè)家精神與經(jīng)濟增長[10]、企業(yè)家精神與創(chuàng)新[11]、企業(yè)家精神與產業(yè)集聚[12]、企業(yè)家精神與公司治理[13]、企業(yè)家精神與企業(yè)成長[14]以及企業(yè)家精神的培育機制[15]等方面，但涉及企業(yè)家精神與技術創(chuàng)新的研究并不多，主要集中在以下兩個方面：一是在微觀層面企業(yè)家精神與技術創(chuàng)新。Schumpeter指出企業(yè)家精神的本質是“創(chuàng)造性破壞”，企業(yè)家對生產資源進行優(yōu)化配置，創(chuàng)造了新原料、新工藝、新產品以及新市場等創(chuàng)新成果[16]。Miller等提出企業(yè)家能力、社會資源和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機會識別對技術創(chuàng)新的產生與擴散速度具有顯著促進作用[17]。Spulber等認為企業(yè)家能力對技術創(chuàng)新方向與決策具有顯著影響[18]。周虹指出企業(yè)家對創(chuàng)新設想、創(chuàng)新方式、創(chuàng)新成果有極其重要的影響[19]。潘健平等研究了企業(yè)家精神和企業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系，實證結果顯示有企業(yè)家精神的企業(yè)家具有風險偏好適應性，同時具有較強的機會識別能力，這兩方面的特征促進了企業(yè)技術創(chuàng)新的發(fā)展[20]。二是在宏觀層面下企業(yè)家精神與技術創(chuàng)新。邵傳林等研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家精神有利于推動區(qū)域技術創(chuàng)新，有利于推動技術創(chuàng)新成果轉移轉化，有利于推動區(qū)域創(chuàng)新驅動發(fā)展[21]。也有研究認為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過產生“租金”效應、知識溢出效應與人力資本效應等促進了技術創(chuàng)新的發(fā)展[22]。已有相關文獻呈現(xiàn)了多個視角下，企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的影響，卻未能揭示企業(yè)家精神影響技術創(chuàng)新的詳細機理，也忽略了企業(yè)異質性視角下，企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的影響，更未深入探索企業(yè)產權異質性與產業(yè)異質性共同作用下，企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新影響的內部作用機制與效應的差異性。

基于此，將企業(yè)家精神視作為技術創(chuàng)新的內在驅動力，考察企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的影響，并深入探討在企業(yè)產權異質性與產業(yè)異質性下，企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的影響差異。對企業(yè)家精神構建了創(chuàng)新精神、人力資本積累以及責任意識3個維度的測量方式，并通過2009—2017年滬深A股市場上市公司的面板數(shù)據(jù)，詳細分析了企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的3個維度(專利授權總量、發(fā)明專利授權總量、使用新型和外觀設計專利授權總量)的影響效應，深化了企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新影響內在機制的認識和理解，深入討論企業(yè)家精神對技術影響效應是如何受到企業(yè)產權異質與產業(yè)異質特征的影響，為理解產權異質與產業(yè)異質企業(yè)的技術創(chuàng)新的差異提供了新視角。

二、研究設計

以2009—2017年的滬深A股上市公司為研究樣本，運用面板回歸模型研究企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的影響。用面板回歸模型進行實證研究綜合考慮了時間和企業(yè)因素，這有利于得到更加客觀真實的結果。

(一)數(shù)據(jù)來源與篩選

以2009—2017年滬深A股市場上市公司為樣本，對上市企業(yè)進行了一定的篩選：(1)剔除了數(shù)據(jù)嚴重缺失或重要數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；(2)剔除了ST或PT類企業(yè)；(3)剔除了數(shù)據(jù)明顯異常的企業(yè)，如資產負債率大于100%的企業(yè)；(4)剔除了上市不滿一年的企業(yè)。經(jīng)過上述的篩選符合要求的樣本有5 703個，為非平衡面板。所有數(shù)據(jù)均來自WIND與國泰安數(shù)據(jù)庫并進行相應的整理和計算得到。

(二)變量選取與說明

為研究企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的影響，需要對企業(yè)家精神和技術創(chuàng)新進行量化。已有研究中，部分文獻對企業(yè)家精神直接用研發(fā)投入占營業(yè)總收入的比來量化，然而人為用單一指標的量化方法不能全面的涵蓋企業(yè)家精神，研發(fā)投入比僅僅只能反映創(chuàng)新精神，而企業(yè)家精神還應包括企業(yè)家人力資本積累以及責任意識方面，因此，參考王飛和丁蘇閩[23]對企業(yè)家精神的度量方式，從創(chuàng)新精神、人力資本積累以及責任意識3個維度對企業(yè)家精神進行度量，其中責任意識分別從員工、客戶、供應商、股東以及債權人5個角度選取代理變量進行量化。技術創(chuàng)新從3個方面進行量化，分別為專利授權總量、發(fā)明專利授權量以及實用型和外觀設計專利授權量。為了避免其他因素對研究的影響，還選取了一系列的控制變量，并將其納入模型中。具體變量的選取與說明如表1所示。

(三)模型的設定與說明

根據(jù)前面的理論分析，構建以企業(yè)家精神為核心的解釋變量，技術創(chuàng)新為被解釋變量的回歸模型。具體模型設定如下：

TECit=α0+α1EPit+∑βControlit+μi+εit，

(1)

TECit=α0+α1EPit+α2SOEit+α3ESOEit+

∑βControlit+μi+εit，

(2)

TECit=α0+α1EPit+α2DUMit+α3EDUMit+

∑βControlit+μi+εit。

(3)

其中式(1)、式(2)、式(3)中，i表示第i家企業(yè)，t表示第t年的數(shù)據(jù)。TEC表示技術創(chuàng)新，分別指APAT、MPAT以及WPAT。EP為企業(yè)家精神綜合評價指標。Control為控制變量，分別為SIZE、LEV、ROA、OSR、ACEO、MRZ。式(2)和式(3)中ESOE和EDUM分別為企業(yè)家精神EP與SOE和DUM的交叉項，用于檢驗產權性質和高新技術行業(yè)對技術創(chuàng)新的調節(jié)作用。μi為不可觀測的不隨時間變化的個體異質性，εit為隨機擾動項。

企業(yè)家精神的綜合評價主要從創(chuàng)新精神、企業(yè)家人力資本積累以及責任意識3個維度進行。采用降維的思想，運用因子分析法對企業(yè)家精神進行綜合評價。具體計算方法如式(4)：

Fj=∑Aijyi。

(4)

(四)描述性統(tǒng)計分析

在進行模型的參數(shù)估計之前，先對模型中的變量進行數(shù)字特征分析，為了避免極端值對研究的影響，對各變量進行了縮尾處理，且后續(xù)的分析均采用處理后的變量。各變量的描述性統(tǒng)計分析結果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計分析

由描述性統(tǒng)計分析可知，3種技術創(chuàng)新變量的均值分別為2.983，1.638，2.552，標準差均小于3，這表明樣本企業(yè)技術創(chuàng)新未呈現(xiàn)明顯的波動。偏度值均大于0，峰度值大于3，說明樣本企業(yè)技術創(chuàng)新不服從正態(tài)分布。企業(yè)家精神的標準差為0.354，最大值與最小值差異較大，企業(yè)家精神未呈現(xiàn)明顯的波動，但是不同企業(yè)間呈現(xiàn)較大的差異。產權性質虛擬變量的均值為0.335，高新技術行業(yè)虛擬變量均值為0.545，這說明國有企業(yè)占比33.5%，高新技術行業(yè)占比54.5%?？刂谱兞恐?，ROA的均值為0.039，樣本企業(yè)的平均資產報酬率為3.9%，其他控制變量的標準差均小于3，各變量未呈現(xiàn)明顯的波動。

三、實證分析

(一)模型的篩選與檢驗

由于選取的是面板數(shù)據(jù)，在進行面板數(shù)據(jù)回歸時需要對模型的類型進行篩選。面板回歸模型主要有混合效應、固定效應以及隨機效應三種形式。常用F統(tǒng)計量進行檢驗是選擇混合效應還是固定效應，若F統(tǒng)計量的p值通過了0.05顯著性檢驗，則應拒絕選擇混合效應的原假設。固定效應和隨機效應的選擇可以用豪斯曼檢驗進行判斷，若豪斯曼檢驗的p值小于0.05，則說明應拒絕隨機效應優(yōu)于固定效應的原假設。為了對上述模型進行篩選，對式(1)中以APAT為因變量進行F檢驗和豪斯曼檢驗，并將結果整理至表3中。

表3 豪斯曼檢驗與F檢驗

F檢驗表明，個體之間的特征存在差異，因此拒絕選擇混合效應的原假設。豪斯曼檢驗的統(tǒng)計量值為183.33，對應的p值小于0.05，故拒絕隨機效應優(yōu)于固定效應的原假設，選擇固定效應。

(二)企業(yè)家精神對企業(yè)技術創(chuàng)新影響的總體效應分析

對式(1)進行參數(shù)估計，將參數(shù)估計結果整理至表4中。由式(1)的參數(shù)估計可知，模型1中，EP的系數(shù)為0.897 6，且通過了0.01顯著性水平的檢驗，說明企業(yè)家精神對專利授權總量具有顯著的積極影響。模型1中，EP的系數(shù)在0.05的顯著性水平下為正，說明企業(yè)家精神對發(fā)明專利授權量具有顯著的促進作用。模型3中EP與WPAT在0.05的顯著性水平下，呈現(xiàn)同向變動關系。式(1)的參數(shù)估計結果表明企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新有顯著的拉動作用。從控制變量來看，企業(yè)盈利能力、賬面市值比以及資產負債率在0.05的顯著性水平下與企業(yè)技術創(chuàng)新呈現(xiàn)反向變動關系；CEO任職年限對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響不顯著；資產規(guī)模、銷售規(guī)模以及CEO年齡對企業(yè)技術創(chuàng)新具有顯著的積極影響。

表4 式(1)的參數(shù)估計

(三)企業(yè)產權異質性視角下的企業(yè)家精神對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響

由式(2)可知，模型4、7、10分別為考慮產權性質的交叉項的回歸結果，模型5、8、11為企業(yè)家精神對國有企業(yè)技術創(chuàng)新的回歸結果，模型6、9、12為企業(yè)家精神對非國有企業(yè)技術創(chuàng)新的回歸結果(見表5)。在模型4、7、10中，企業(yè)家精神與產權性質的交叉項ESOE的系數(shù)在0.05的顯著性水平下為正，說明企業(yè)家精神對國有企業(yè)的技術創(chuàng)新促進力度更大。為了更加直觀地比較企業(yè)家精神對國有企業(yè)和非國有企業(yè)技術創(chuàng)新的影響差異，進行了產權屬性的分組回歸。在模型5、8、11中，EP的系數(shù)分別為1.489，1.384，1.369，且通過了0.05顯著性水平的檢驗。模型6、9、12中，EP的系數(shù)分別為0.659，0.793，0.478，且通過了0.05顯著性水平的檢驗，說明企業(yè)家精神對國有企業(yè)技術創(chuàng)新的促進力度大于非國有企業(yè)?？刂谱兞恐?，除了CEO任職年限外，其他變量與式(1)的估計基本一致。CEO任職年限不利于國有企業(yè)的技術創(chuàng)新，但是有利于非國有企業(yè)的技術創(chuàng)新。

表5 式(2)的參數(shù)估計

(四)行業(yè)異質性視角下的企業(yè)家精神對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響

由式(3)的參數(shù)估計可知，模型13、16、19為考慮高新技術行業(yè)虛擬變量與企業(yè)家精神交叉項的回歸結果，模型14、17、20為企業(yè)家精神對高新企業(yè)行業(yè)技術創(chuàng)新的回歸結果，模型15、18、21為企業(yè)家精神對非高新技術行業(yè)技術創(chuàng)新的回歸結果(見表6)。在模型13、16、19中，企業(yè)家精神與高新技術行業(yè)虛擬變量的交叉項EDUM的系數(shù)，在0.05的顯著性水平下為負，說明企業(yè)家精神對高新技術行業(yè)的技術創(chuàng)新的促進力度弱于非高新技術行業(yè)。為了更加直觀地比較企業(yè)家精神對高新技術行業(yè)和非高新技術行業(yè)技術創(chuàng)新的影響差異，進行了行業(yè)分組回歸。在模型14、17、20中，EP的系數(shù)分別為0.728，0.792，0.563，且通過了0.05顯著性水平的檢驗。模型15、18、21中，EP的系數(shù)分別為1.035，1.138，0.869，且通過了0.05顯著性水平的檢驗，說明了企業(yè)家精神對高新技術行業(yè)和非高新技術行業(yè)技術創(chuàng)新均具有顯著的促進作用，但是對非高新技術企業(yè)的促進力度大于高新技術企業(yè)?？刂谱兞繉夹g創(chuàng)新的影響與式(1)的估計基本一致。

(五)企業(yè)產權與行業(yè)異質性視角下的企業(yè)家精神對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響

對高新技術行業(yè)按不同產權屬性進行參數(shù)估計，結果如表7所示。在國有企業(yè)組中，EDUM的系數(shù)雖然為負但不顯著，說明企業(yè)家精神對國有高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新的影響不顯著。在非國有組，EDUM的系數(shù)在0.1和0.05的顯著性水平下為負，說明企業(yè)家精神對非國有高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新的促進力度有所削弱。

表6 式(3)的參數(shù)估計

表7 高新技術行業(yè)技術創(chuàng)新樣本回歸

續(xù)表

(六)穩(wěn)健性檢驗

通過參數(shù)估計驗證了各指標對技術創(chuàng)新的影響，為了檢驗上述模型的穩(wěn)定性，還需要進行相應的穩(wěn)健性檢驗。常用的穩(wěn)健性檢驗是對因變量或自變量重新度量、更換參數(shù)估計方法、在原模型中增減變量或者替換變量等。通過把企業(yè)盈利能力ROA換成企業(yè)每股收益率EPS，同時增加兩個控制變量——企業(yè)年齡以及企業(yè)股票收益率，對模型進行再次估計。通過穩(wěn)健回歸的參數(shù)估計表明，模型的結論與基準回歸基本一致，說明構建的模型具有一定的穩(wěn)健性。

四、主要結論與相關啟示

(一)主要結論

將企業(yè)家精神作為技術創(chuàng)新的內在驅動力，旨在揭示在企業(yè)異質性視角下，企業(yè)家精神是如何影響技術創(chuàng)新的。運用2009—2017年滬深A股市場上市公司面板數(shù)據(jù)，構建3個維度的企業(yè)家精神評價體系，3種技術創(chuàng)新的測量方式，將企業(yè)家精神、技術創(chuàng)新以及產權異質性與行業(yè)異質性等因素納入計量模型，進行實證考察得出：企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新具有積極的促進作用。從產權異質性的維度來看，企業(yè)家精神對國有企業(yè)和非國有企業(yè)技術創(chuàng)新均呈現(xiàn)顯著的積極影響，但是企業(yè)家精神對國有企業(yè)技術創(chuàng)新的促進力度大于非國有企業(yè)。從行業(yè)異質性的維度來看，企業(yè)家精神對高新技術企業(yè)和非高新技術企業(yè)技術創(chuàng)新均呈現(xiàn)顯著的積極影響，但是對非高新技術企業(yè)創(chuàng)新的拉動力度更大。同時考慮產權異質性與企業(yè)異質性時，企業(yè)家精神對國有高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新的影響不顯著，對非國有高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新的促進力度有所削弱，這表明企業(yè)家精神對國有高新技術企業(yè)和非國有高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新存在抑制作用。

(二)相關啟示

1.弘揚企業(yè)家精神，營造激發(fā)和保護企業(yè)家精神的良好環(huán)境

營造依法保護企業(yè)家正當權益的法治環(huán)境。當前影響企業(yè)家精神培育與發(fā)揮的關鍵要素是企業(yè)家的正當權益難以得到有效、及時的保障，加強對企業(yè)家財產權和創(chuàng)新權益的保護，建立依法平等保護各種所有制經(jīng)濟產權的長效機制是企業(yè)家精神發(fā)揮的必要前提。政府要研究制定企業(yè)家合法權益受損的救濟補償機制，減輕企業(yè)負擔，增加企業(yè)家信心，有利于企業(yè)家精神的培育與發(fā)揮。營造激發(fā)和保護企業(yè)家精神的營商環(huán)境。營造公平競爭誠信經(jīng)營的市場環(huán)境，尊重和激勵企業(yè)家干事創(chuàng)業(yè)，要進一步完善各類所有制經(jīng)濟企業(yè)家的權利平等、機會平等與規(guī)則平等的營商環(huán)境，建立新型“親清”政商關系，要進一步減少企業(yè)負擔，保證政府監(jiān)管的公平性與規(guī)范性，使各類所有制經(jīng)濟企業(yè)家能公開、公平、公正參與市場競爭，并同等享受法律保護。營造激發(fā)和保護企業(yè)家精神的制度環(huán)境。只有進一步破除體制機制障礙，建立和健全防范和化解創(chuàng)新風險的體制機制，才能更好地鼓勵企業(yè)創(chuàng)新，激發(fā)企業(yè)家的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)和冒險精神。

2.制定發(fā)揮企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新促進作用的政策

企業(yè)家精神的創(chuàng)新精神、創(chuàng)業(yè)精神以及社會責任意識能為技術創(chuàng)新提供原動力。對此，要充分發(fā)揮企業(yè)家在資源優(yōu)化配置、組織管理與技術創(chuàng)新等方面的才能和領導力，通過鼓勵企業(yè)家創(chuàng)新與營造弘揚企業(yè)家精神的社會氛圍，圍繞技術創(chuàng)新的關鍵環(huán)節(jié)，建立競爭性薪酬激勵機制，讓企業(yè)家主動參與創(chuàng)新，利用企業(yè)家前瞻性的戰(zhàn)略眼光，以充分發(fā)揮企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的推動作用。同時，要根據(jù)企業(yè)的產權異質性與行業(yè)異質性，采用差異化企業(yè)家精神培育策略，要探索破解國有高新技術企業(yè)和非國有高新技術企業(yè)來抑制企業(yè)家精神發(fā)揮的難點，從政策、觀念與社會氛圍等方面加快企業(yè)家的培育，盡快彰顯企業(yè)家精神對技術創(chuàng)新的推動作用。

3.要進一步深化國企改革，以企業(yè)家精神進一步提升國企創(chuàng)新活力

企業(yè)家精神對國有高新技術行業(yè)技術創(chuàng)新的影響不顯著，要進一步推進市場化改革，通過市場競爭機制，產生激烈的競爭環(huán)境，培育企業(yè)家精神，激發(fā)國有企業(yè)的創(chuàng)新熱情，實現(xiàn)國有企業(yè)創(chuàng)新資源的有效配置，更好地促進企業(yè)家精神對國有高新技術創(chuàng)新的影響。