付東

(河南財政金融學(xué)院會計學(xué)院，河南 鄭州 450046)

一、引言

黨的十九大報告指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建立現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐”?？萍紕?chuàng)新已經(jīng)成為驅(qū)動中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎。2020年政府工作報告進(jìn)一步明確要求“提高科技創(chuàng)新支撐能力。穩(wěn)定支持基礎(chǔ)研究和應(yīng)用基礎(chǔ)研究，引導(dǎo)企業(yè)增加研發(fā)投入”。這充分說明提高科技創(chuàng)新支撐能力不僅需要穩(wěn)定的資源支持，更需要企業(yè)合理配置資源。因此，提高科技創(chuàng)新效率不僅要關(guān)注企業(yè)如何獲取資源，更要關(guān)注企業(yè)如何配置資源。

關(guān)于企業(yè)資源獲取方式與創(chuàng)新方面，現(xiàn)有研究主要集中于外部融資視角(肖忠意和林琳，2019)[36]。然而，關(guān)于具體外部融資方式對創(chuàng)新的影響，卻存在不同觀點(diǎn)：(1)股權(quán)融資有效觀。學(xué)者們(Hsu et al.，2014；李匯東等，2013；孫早和肖利平，2016；潘海英和胡慶芳，2019)[6][19][30][26]認(rèn)為，相比債權(quán)融資，股權(quán)融資沒有還本付息壓力，減輕了企業(yè)財務(wù)風(fēng)險，更有利于企業(yè)加大長期創(chuàng)新投入。(2)債權(quán)融資有效觀。有些學(xué)者(Benfratello et al.，2008；Nanda and Nicholas，2014)[3][8]持與股權(quán)融資有效觀相反觀點(diǎn)，認(rèn)為債權(quán)融資比股權(quán)融資的代理成本更低，更能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。(3)銀行信貸無效觀。也有些學(xué)者(Atanassov，2016；徐飛，2019)[2][38]聚焦于債權(quán)融資中的銀行信貸資源，發(fā)現(xiàn)銀行信貸資金由于對創(chuàng)新失敗的容忍度低或風(fēng)險與收益不對稱的原因而抑制創(chuàng)新。(4)風(fēng)險投資有效觀。這些學(xué)者從風(fēng)險投資視角進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)相較于傳統(tǒng)的股權(quán)資金和債權(quán)資金，風(fēng)險投資更能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新(Kerr and Nanda，2014；Bernstein et al.，2016；陳思等，2017)[7][4][13]。上述觀點(diǎn)存在爭議的原因，除了各類資源本身的異質(zhì)性特征之外，還可能是忽略了企業(yè)資源配置方式與資源獲取方式一樣，都會對創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要影響。

關(guān)于企業(yè)資源配置方式與創(chuàng)新方面，現(xiàn)有研究主要從“金融化”角度展開，即研究企業(yè)資源布局中金融資產(chǎn)配置比例對創(chuàng)新的影響。一些學(xué)者(Stulz，1996；Arizala et al.，2013)[9][1]認(rèn)同“蓄水池”效應(yīng)觀點(diǎn)，認(rèn)為企業(yè)將獲取的資源配置于金融資產(chǎn)能夠提高資產(chǎn)流動性，緩解融資約束，從而實現(xiàn)金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能，反哺企業(yè)創(chuàng)新。然而，近期越來越多的研究得出了相反的結(jié)論——“擠出”效應(yīng)觀點(diǎn)(謝家智等，2014；王紅建等，2017；杜勇等，2017；肖忠意和林琳，2019)[37][31][14][36]，認(rèn)為在資源有限的約束下，企業(yè)將獲取的資源配置于金融資產(chǎn)會“擠出”企業(yè)投入創(chuàng)新的資源，從而抑制創(chuàng)新。吳非和向海凌(2020)[34]進(jìn)一步從金融化期限結(jié)構(gòu)角度指出，短期金融化比長期金融化對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用更加明顯。按照“蓄水池”效應(yīng)觀點(diǎn)，企業(yè)提高金融資產(chǎn)配置比例會反哺創(chuàng)新；而按照“擠出”效應(yīng)觀點(diǎn)，企業(yè)降低金融資產(chǎn)配置比例更有利于創(chuàng)新。

張新民等(2019)[43]提出的財務(wù)質(zhì)量分析理論認(rèn)為，企業(yè)的資產(chǎn)可分為投資性資產(chǎn)(主要是金融資產(chǎn))和經(jīng)營性資產(chǎn)，二者的配置與布局是實現(xiàn)企業(yè)戰(zhàn)略的資源支撐。因此，企業(yè)資源配置戰(zhàn)略主要分為投資主導(dǎo)型和經(jīng)營主導(dǎo)型1，也就是“金融化”和“實體化”兩種戰(zhàn)略。在“金融化”路徑下，金融資產(chǎn)配比與創(chuàng)新關(guān)系的研究出現(xiàn)了截然相反的結(jié)論。針對這種爭議，本文聚焦于經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略2，從“金融化”的反面“實體化”展開研究，以期從新的視角補(bǔ)充已有文獻(xiàn)。此外，隨著“放管服”改革的深化，營商環(huán)境的重要性日益凸顯。學(xué)者們開始從調(diào)節(jié)效應(yīng)視角關(guān)注營商環(huán)境對創(chuàng)新的影響：夏后學(xué)等(2019)[35]認(rèn)為優(yōu)化營商環(huán)境顯著影響企業(yè)尋租與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，對消除尋租影響、促進(jìn)創(chuàng)新有積極作用；徐浩和張美莎(2019)[39]發(fā)現(xiàn)優(yōu)化營商環(huán)境能夠弱化關(guān)系型融資對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)。優(yōu)化營商環(huán)境能夠降低企業(yè)制度性交易成本(許和連和王海成，2018)[40]，從而有利于創(chuàng)新，那么優(yōu)化營商環(huán)境能否調(diào)節(jié)企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系？實證檢驗上述問題，不僅能夠豐富企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)文獻(xiàn)，而且有助于深化“放管服”改革。具體而言，本文研究如下四個問題：第一，企業(yè)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能否促進(jìn)創(chuàng)新？第二，如果能夠促進(jìn)創(chuàng)新，那么外部營商環(huán)境是否對這種促進(jìn)關(guān)系產(chǎn)生影響？第三，經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略通過何種機(jī)制來影響創(chuàng)新？第四，經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略能夠提升企業(yè)業(yè)績嗎？

本文以2008―2017年非金融類上市公司為樣本，對上述問題展開分析和檢驗。研究發(fā)現(xiàn):(1)企業(yè)經(jīng)營性資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重越高，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量越多、質(zhì)量越好，即經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。這一結(jié)果間接支持了“金融化”對創(chuàng)新的“擠出”效應(yīng)觀點(diǎn)，即在資源有限的約束下，企業(yè)將資源更多地配置于經(jīng)營性資產(chǎn)會促進(jìn)創(chuàng)新，而更多地配置于金融資產(chǎn)則抑制創(chuàng)新。(2)外部營商環(huán)境改善會提高經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對創(chuàng)新的促進(jìn)作用。(3)經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略通過增加研發(fā)人員和研發(fā)資金這兩種途徑促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。這一結(jié)果形成了“企業(yè)戰(zhàn)略→創(chuàng)新投入→創(chuàng)新產(chǎn)出”的完整證據(jù)鏈條，表明企業(yè)回歸經(jīng)營業(yè)務(wù)能夠有效增加研發(fā)投入，最終增加創(chuàng)新產(chǎn)出。(4)進(jìn)一步地，經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略能夠提升企業(yè)業(yè)績；經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對創(chuàng)新的促進(jìn)作用在國有企業(yè)中更顯著。

本文的貢獻(xiàn)在于：第一，從新的視角——“實體化”角度研究企業(yè)資源配置戰(zhàn)略對創(chuàng)新的影響。學(xué)者們最先關(guān)注企業(yè)外部資源供給，進(jìn)而關(guān)注企業(yè)內(nèi)部資源配置(金融化)對創(chuàng)新的影響。本文更進(jìn)一步，從“實體化”角度發(fā)現(xiàn)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略促進(jìn)創(chuàng)新，為“金融化”影響創(chuàng)新的研究爭議提供新的解釋視角，支持了“金融化”擠出創(chuàng)新的觀點(diǎn)，明確了“實體化”促進(jìn)創(chuàng)新的觀點(diǎn)。第二，發(fā)現(xiàn)外部營商環(huán)境對企業(yè)戰(zhàn)略與創(chuàng)新之間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用。2020年政府工作報告強(qiáng)調(diào)“以公正監(jiān)管維護(hù)公平競爭，持續(xù)打造市場化、法制化、國際化營商環(huán)境”，這凸顯了營商環(huán)境的重要。本文結(jié)論提供了改善營商環(huán)境有利于創(chuàng)新的證據(jù)，支持了正在進(jìn)行中的營商環(huán)境改革。第三，揭示了“企業(yè)戰(zhàn)略→創(chuàng)新投入→創(chuàng)新產(chǎn)出”的作用機(jī)制，為企業(yè)制定合理的資源配置戰(zhàn)略以增加研發(fā)投入、促進(jìn)創(chuàng)新提供了證據(jù)支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新產(chǎn)出

張新民(2014)[44]認(rèn)為，企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)體現(xiàn)了其資源配置戰(zhàn)略，即企業(yè)按不同的方式配置資產(chǎn)，會形成不同的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，體現(xiàn)不同的發(fā)展戰(zhàn)略。從這一角度來看，可以把企業(yè)資產(chǎn)區(qū)分為經(jīng)營性資產(chǎn)和投資性資產(chǎn)。前者主要包括貨幣資金、商業(yè)債權(quán)、存貨、固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)，是企業(yè)配置于生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域的資源總量，體現(xiàn)企業(yè)通過實體經(jīng)營活動實現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)的戰(zhàn)略意圖；后者主要包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資以及對子公司投資形成的其他應(yīng)收款，是企業(yè)配置于投資領(lǐng)域的資源總量，體現(xiàn)企業(yè)通過投資活動實現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)的戰(zhàn)略意圖。經(jīng)營性資產(chǎn)或投資性資產(chǎn)在總資產(chǎn)中所占比重可以反映出企業(yè)資源配置戰(zhàn)略，不同的戰(zhàn)略會產(chǎn)生不同的企業(yè)行為與后果。已有研究主要從金融化角度考察投資性資產(chǎn)配置對創(chuàng)新的影響，出現(xiàn)了相反的結(jié)論；本文從實體化角度考察經(jīng)營性資產(chǎn)配置如何影響創(chuàng)新，以期從更豐富的視角回應(yīng)已有研究的爭議。

從理論上看，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能夠緩解代理問題，從而促進(jìn)創(chuàng)新。所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離產(chǎn)生股東與管理層之間的第一類代理問題。激勵不相容與信息不對稱使得管理層存在將更多資源配置于投資性資產(chǎn)進(jìn)行短期套利的動機(jī)，從而“擠出”創(chuàng)新(王紅建等，2017)[31]。而在資源有限的約束下，經(jīng)營性資產(chǎn)和投資性資產(chǎn)存在替代關(guān)系，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略將更多的資源布局于經(jīng)營性資產(chǎn)，從而實質(zhì)上擠出了投資性資產(chǎn)，消減了管理層短期套利的資源基礎(chǔ)，從而緩解了股東與管理層利益沖突導(dǎo)致的第一類代理問題，將管理層的行為目標(biāo)更多地轉(zhuǎn)向培育企業(yè)長期競爭優(yōu)勢上來，最終促進(jìn)創(chuàng)新。大股東與小股東之間存在第二類代理沖突，當(dāng)此類代理沖突嚴(yán)重時，投資性資產(chǎn)很可能淪為大股東獲取控制權(quán)私有收益的工具(杜勇等，2017)[14]，而經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略將有限的資源布局于經(jīng)營性資產(chǎn)，能夠有效抑制大股東通過投資性資產(chǎn)進(jìn)行短期套利的行為，有利于緩解第二類代理沖突，最終將企業(yè)發(fā)展重心轉(zhuǎn)向培育長期競爭優(yōu)勢，促進(jìn)創(chuàng)新。綜上所述，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能夠有效擠出不利于創(chuàng)新的投資性資產(chǎn)，緩解兩類代理沖突，最終促進(jìn)企業(yè)科技創(chuàng)新。

從具體的實踐途徑上看，實施經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略的企業(yè)主要依靠主營業(yè)務(wù)發(fā)展形成核心競爭力，而維持核心競爭力的關(guān)鍵是科技創(chuàng)新。因此，企業(yè)會通過兩種渠道增加創(chuàng)新投入，最終提高創(chuàng)新產(chǎn)出：第一，人員渠道?？萍紕?chuàng)新作為一種知識密集型的創(chuàng)造活動，離不開掌握關(guān)鍵科技知識的研發(fā)人員的支持。經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略有助于改善企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)，提高研發(fā)人員的崗位設(shè)置比例，增加企業(yè)創(chuàng)新的智力資本投入。正常情況下，智力資本投入增加會帶來企業(yè)專利數(shù)量和質(zhì)量的提升。第二，資金渠道?？萍紕?chuàng)新具有周期長、風(fēng)險大、資金需求量大的特點(diǎn)，離不開穩(wěn)定的資金支撐。經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能夠穩(wěn)定地調(diào)配更多資金用于研發(fā)創(chuàng)新，降低研究中斷的可能性，提高對創(chuàng)新失敗的容忍度，最終提高技術(shù)突破的概率，提升企業(yè)專利數(shù)量和質(zhì)量。綜上所述，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略通過研發(fā)人員投入和研發(fā)資金投入兩種渠道增加對企業(yè)創(chuàng)新的資源供給，最終導(dǎo)致以企業(yè)專利數(shù)量和質(zhì)量為代表的創(chuàng)新成果的增加?；谝陨蠈ζ髽I(yè)戰(zhàn)略影響創(chuàng)新產(chǎn)出的理論分析和實踐機(jī)制分析，本文提出假設(shè)1：

H1：經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略促進(jìn)科技創(chuàng)新產(chǎn)出，即經(jīng)營性資產(chǎn)比重越高，企業(yè)獲得有效專利數(shù)量越多、質(zhì)量越高。

(二)營商環(huán)境對經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與創(chuàng)新產(chǎn)出之間關(guān)系的影響

制度會深刻影響企業(yè)行為及其經(jīng)濟(jì)后果。世界銀行將營商環(huán)境概括為“企業(yè)活動從開辦到結(jié)束的各環(huán)節(jié)中所面臨的外部環(huán)境狀況”(World Bank，2019)[10]。優(yōu)化這些外部環(huán)境，能夠降低企業(yè)制度性交易成本(許和連和王海成，2018)[40]，提升經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對科技創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

優(yōu)化營商環(huán)境可以從四個維度影響企業(yè)戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系。首先，好的營商環(huán)境能夠為企業(yè)提供公平競爭的市場環(huán)境，公平競爭的環(huán)境能夠有效減少壟斷等非競爭行為的回報，增強(qiáng)科技創(chuàng)新成果在獲取市場化回報中的重要性，從而激勵企業(yè)將有限的經(jīng)營性資源更多地配置于科技創(chuàng)新，最終增強(qiáng)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對科技創(chuàng)新的促進(jìn)作用。其次，好的營商環(huán)境能夠為企業(yè)提供高效廉潔的政務(wù)環(huán)境，這不僅能夠降低企業(yè)尋租動機(jī)，節(jié)省制度性交易成本，引導(dǎo)企業(yè)增加研發(fā)投入以提高創(chuàng)新產(chǎn)出，而且能夠提高政府行政效率，縮短企業(yè)創(chuàng)新成果的上市周期(夏后學(xué)等，2019)[35]，進(jìn)而提高經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對科技創(chuàng)新的促進(jìn)作用。再次，好的營商環(huán)境能夠為企業(yè)提供公正透明的法律政策環(huán)境。產(chǎn)權(quán)保護(hù)，特別是知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新(鐘昀珈和陳德球，2018；吳超鵬和唐菂，2016)[45][33]。公正透明的法律政策環(huán)境無疑會加強(qiáng)對企業(yè)創(chuàng)新成果的保護(hù)力度，降低企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新的后顧之憂，增強(qiáng)企業(yè)獲取創(chuàng)新收益的能力，進(jìn)而激勵企業(yè)將經(jīng)營性資源更多地集中于研發(fā)創(chuàng)新領(lǐng)域，從而提高經(jīng)營性資產(chǎn)配置比例與創(chuàng)新產(chǎn)出的正向關(guān)系。最后，好的營商環(huán)境能夠為企業(yè)提供開放包容的人文環(huán)境。企業(yè)經(jīng)營活動，特別是科技創(chuàng)新的失敗風(fēng)險高，而開放包容的人文環(huán)境包含良好的容錯機(jī)制，能夠提高對企業(yè)經(jīng)營失敗、創(chuàng)新失敗的容忍度。寬松的外部環(huán)境能夠激發(fā)企業(yè)持續(xù)經(jīng)營與創(chuàng)新的動力，最終正向調(diào)節(jié)經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對科技創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用。

綜上所述，好的營商環(huán)境能夠改善企業(yè)經(jīng)營所面臨的市場環(huán)境、政務(wù)環(huán)境、法律政策環(huán)境與人文環(huán)境，有效激勵企業(yè)將經(jīng)營性資源集中投入到研發(fā)領(lǐng)域，從而正向調(diào)節(jié)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用。由此本文提出假設(shè)2：

H2：好的營商環(huán)境能夠增強(qiáng)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2008―2017年A股非金融類上市公司為初始樣本，并進(jìn)行了如下篩選和處理：(1)剔除ST、*ST和PT處理的樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；(3)為減少極端值的影響，對連續(xù)型變量的上下1%進(jìn)行了縮尾(winsorize)處理。最終，本文得到13467個樣本。企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中專利數(shù)據(jù)來源于“上市公司與子公司專利”子庫，企業(yè)研發(fā)人員及研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于“上市公司研發(fā)創(chuàng)新”子庫。營商環(huán)境數(shù)據(jù)來源于《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2017年報告》(王小魯?shù)龋?017)[32]。其他公司財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.企業(yè)創(chuàng)新

本文以創(chuàng)新產(chǎn)出衡量企業(yè)創(chuàng)新，以創(chuàng)新投入作為影響企業(yè)創(chuàng)新的中介變量。創(chuàng)新產(chǎn)出方面，借鑒劉行和趙健宇(2019)[22]的研究，采用兩個指標(biāo)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出：專利數(shù)量和專利質(zhì)量。專利數(shù)量(Patent_ttl)等于企業(yè)當(dāng)年持有的發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三種有效專利數(shù)量之和加1取自然對數(shù)；專利質(zhì)量(Patent_invt)的最優(yōu)衡量方法是發(fā)明專利的引用量，但該數(shù)據(jù)難以獲取，因此，本文借鑒陳德球等(2016)[12]方法，采用三種專利類型中最具原創(chuàng)性的發(fā)明專利數(shù)量代理專利質(zhì)量，并將發(fā)明專利數(shù)加1取自然對數(shù)。此外，考慮到專利從發(fā)明、申請、受理到獲批需要較長時間，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文分別采用從t+1期到t+4期的專利數(shù)量和專利質(zhì)量指標(biāo)進(jìn)行替代性檢驗。

創(chuàng)新投入方面，借鑒潘越等(2015)[27]的方法，分別從研發(fā)人員投入(Person)和研發(fā)資金投入(Spend)兩方面進(jìn)行衡量，前者(Person)等于企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量占企業(yè)員工總數(shù)的比例，后者(Spend)等于企業(yè)研發(fā)投入金額與營業(yè)收入之比。

2.經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略

借鑒錢愛民和張新民(2009)[29]、張新民等(2019)[43]的研究，本文采用經(jīng)營性資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重，即(貨幣資金+應(yīng)收票據(jù)+應(yīng)收賬款+預(yù)付賬款+存貨+固定資產(chǎn)+無形資產(chǎn))/總資產(chǎn)，表示經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略(Strategy)。該比值越高，表明企業(yè)配置于生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域的資源越多，企業(yè)通過生產(chǎn)經(jīng)營活動實現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)的戰(zhàn)略意圖越明顯。

在穩(wěn)健性檢驗部分，借鑒彭愛武和張新民(2020)[28]的方法，本文采用虛擬變量Dum_Str表示企業(yè)資源配置戰(zhàn)略，取1表示經(jīng)營主導(dǎo)型，取0表示投資主導(dǎo)型。具體度量方法為：首先，按照經(jīng)營性資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例大小進(jìn)行排序，將該比例小于25%分位數(shù)的企業(yè)定義為投資主導(dǎo)型企業(yè)，賦值為0；大于75%分位數(shù)的企業(yè)定義為經(jīng)營主導(dǎo)型企業(yè)，賦值為1；剔除介于25%分位數(shù)和75%分位數(shù)之間的經(jīng)營與投資并重型企業(yè)。

3.營商環(huán)境

《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2017年報告》(王小魯?shù)龋?017)[32]公布了2008年、2012年、2016年中國各省份的營商環(huán)境評價得分，取值范圍在1～5，評分越高，表示營商環(huán)境越好。借鑒馬連福等(2015)[24]的思路，以2008―2012年營商環(huán)境的平均增幅作為依據(jù)，測算2009―2011年的營商環(huán)境；以2012―2016年營商環(huán)境的平均增幅作為依據(jù)，測算2013―2015年的營商環(huán)境，并測算2017年的營商環(huán)境。最終本文得到2008―2017年各省份營商環(huán)境評價得分(BE)，得分越高，營商環(huán)境越好。

4.控制變量

本文采用的控制變量包括：公司資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)；公司規(guī)模(Size)，等于總資產(chǎn)的自然對數(shù)；有形資產(chǎn)比例(Tangib)，等于固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)；總資產(chǎn)報酬率(Roa)；第一大股東持股比例(Top1)；第二至十大股東持股比例(Top2_10)；上市年限(Age)；托賓Q值(TobinQ)，等于(股權(quán)市值+負(fù)債賬面價值/總資產(chǎn)賬面價值。此外，本文還控制了行業(yè)(Industry)和年份(Year)因素的影響。

(三)模型設(shè)定

借鑒吳超鵬和唐菂(2016)[33]、閆珍麗等(2019)[41]的研究，本文構(gòu)建如下模型進(jìn)行假設(shè)檢驗。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

模型(1)用來檢驗經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，預(yù)期Strategy的系數(shù)ɑ1顯著為正。

模型(2)用來檢驗營商環(huán)境對企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響，預(yù)期企業(yè)戰(zhàn)略與營商環(huán)境的交乘項(Strategy×BE)的系數(shù)ɑ3顯著為正。為降低隨機(jī)擾動項不服從正態(tài)分布對研究結(jié)論的影響，本文對回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面進(jìn)行了聚類調(diào)整(cluster)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)變量描述性統(tǒng)計

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面，樣本企業(yè)平均有效專利總數(shù)的自然對數(shù)(Patent_ttl)為3.387，有效發(fā)明專利的自然對數(shù)(Patent_invt)為1.922，并且標(biāo)準(zhǔn)差分別達(dá)到1.457和1.384，說明不同企業(yè)的專利數(shù)量和專利質(zhì)量存在一定差異。企業(yè)戰(zhàn)略方面，樣本企業(yè)平均經(jīng)營性資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重(Strategy)為57.4%，最低比例為1.5%，最高比例為97.2%。營商環(huán)境(BE)的平均值為3.389。

表2 經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新產(chǎn)出

(二)回歸結(jié)果

1.經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新產(chǎn)出

表2報告了經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸結(jié)果。列(1)～(2)是以專利數(shù)量(Patent_ttl)作為因變量的回歸，列(1)中未引入企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)，列(2) 中引入企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)作為自變量，其回歸系數(shù)為0.758且在1%水平下顯著，說明經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能夠顯著增加企業(yè)專利數(shù)量。列(3)～(4)是以專利質(zhì)量(Patent_invt)作為因變量的回歸，列(3)中未引入企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)，列(4)中引入企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)作為自變量，其回歸系數(shù)為0.493且在1%水平下顯著，表明經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能夠顯著提升企業(yè)專利質(zhì)量。上述結(jié)果說明企業(yè)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略顯著地促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，本文假設(shè)1得到支持。

張新民(2014)[44]指出，當(dāng)企業(yè)存在對外投資時，其資產(chǎn)可分為經(jīng)營性資產(chǎn)和投資性資產(chǎn)。在資源有限的約束下，經(jīng)營資產(chǎn)與投資資產(chǎn)(主要是金融資產(chǎn))的配置比例此消彼長。經(jīng)營性資產(chǎn)促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出，那么投資性資產(chǎn)則抑制創(chuàng)新產(chǎn)出。3這一結(jié)果進(jìn)一步支持了已有文獻(xiàn)關(guān)于“金融化”對企業(yè)創(chuàng)新的“擠出”效應(yīng)觀點(diǎn)，而非“蓄水池”效應(yīng)觀點(diǎn)。上述結(jié)論表明，企業(yè)資源配置戰(zhàn)略是影響創(chuàng)新產(chǎn)出的重要因素，企業(yè)總資產(chǎn)中配置于經(jīng)營性資產(chǎn)的比例越高，創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量越多、質(zhì)量越高。

表3 經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略、營商環(huán)境與專利數(shù)量

2.營商環(huán)境對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略與創(chuàng)新產(chǎn)出之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

表3報告了以專利數(shù)量(Patent_ttl)作為因變量的回歸結(jié)果。4列(1)中經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略(Strategy)與專利數(shù)量(Patent_ttl)正相關(guān)。列(2)中營商環(huán)境(BE)與專利數(shù)量(Patent_ttl)的回歸系數(shù)雖然為正(0.237)但不顯著，即營商環(huán)境尚未顯著地直接影響專利數(shù)量。列(3)中核心變量企業(yè)戰(zhàn)略與營商環(huán)境的交乘項(Strategy×BE)為正(0.435)且在5%水平下顯著，表明營商環(huán)境正向調(diào)節(jié)企業(yè)戰(zhàn)略與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系，即改善營商環(huán)境能夠顯著地提升經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對專利數(shù)量的促進(jìn)作用。本文假設(shè)2得到支持。

表4報告了以專利質(zhì)量(Patent_invt)作為因變量的回歸結(jié)果。列(1)中企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)的回歸系數(shù)顯著為正。列(2)中營商環(huán)境(BE)的回歸系數(shù)為0.677且在1%水平下顯著，表明改善營商環(huán)境能夠顯著地提升企業(yè)專利質(zhì)量水平。列(3)中核心變量企業(yè)戰(zhàn)略與營商環(huán)境的交乘項(Strategy×BE)在1%水平下顯著為正(0.775)，表明改善營商環(huán)境能夠有效提升經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對企業(yè)專利質(zhì)量的促進(jìn)作用。本文假設(shè)2得到支持。

表4 經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略、營商環(huán)境與專利質(zhì)量

結(jié)合表3和表4的回歸結(jié)果，本文得出如下主要結(jié)論：一是改善營商環(huán)境能夠顯著提升企業(yè)專利質(zhì)量；二是改善營商環(huán)境能夠增強(qiáng)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對企業(yè)專利數(shù)量和質(zhì)量的促進(jìn)作用。上述結(jié)論表明改善營商環(huán)境有利于企業(yè)創(chuàng)新，支持了以優(yōu)化營商環(huán)境為主要內(nèi)容的“放管服”改革。

(三)作用機(jī)制檢驗

前文主要結(jié)論是經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略促進(jìn)科技創(chuàng)新產(chǎn)出(專利數(shù)量和專利質(zhì)量)，然而，這種促進(jìn)作用的具體機(jī)制尚未得到驗證。按照本文提出假設(shè)1的理論分析，企業(yè)戰(zhàn)略促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出的具體路徑可能是增加了企業(yè)創(chuàng)新投入。因此，本文從創(chuàng)新投入的兩條途徑——研發(fā)人員和研發(fā)資金視角，借鑒步丹璐等(2017)[11]的方法，構(gòu)造如下模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。首先，采用式(3)檢驗企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)對企業(yè)專利數(shù)量(Patent_ttl)和專利質(zhì)量(Patent_invt)的直接影響。其次，采用式(4)檢驗企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)對中介變量——研發(fā)人員投入(Person)和研發(fā)資金投入(Spend)的影響。最后，將自變量(企業(yè)戰(zhàn)略Strategy)與中介變量(研發(fā)人員Person、研發(fā)資金Spend)都放入式(5)，以檢驗自變量(企業(yè)戰(zhàn)略Strategy)是否通過中介變量(研發(fā)人員Person、研發(fā)資金Spend)影響因變量(專利數(shù)量Patent_ttl、專利質(zhì)量Patent_invt)。

表5 研發(fā)人員投入(Person)的中介效應(yīng)檢驗

表5報告了研發(fā)人員投入(Person)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利數(shù)量(Patent_ttl)中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。列(1)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)的系數(shù)顯著為正(0.786)，表明經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略提升企業(yè)專利數(shù)量(Patent_ttl)。列(2)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)的系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略會促使企業(yè)增加研發(fā)人員投入水平(Person)。列(3)中研發(fā)人員投入水平(Person)的系數(shù)顯著為正，表明增加研發(fā)人員投入會提升企業(yè)獲得的專利數(shù)量(Patent_ttl)。經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)對專利數(shù)量(Patent_ttl)的回歸系數(shù)為0.757，依然顯著為正，但卻低于未控制研發(fā)人員投入(Person)時的系數(shù)0.786(見列1)。表5最后一行報告了列(1)和列(3)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)系數(shù)差異檢驗的結(jié)果，chi2值為7.5，意味著兩者在1%水平下存在顯著差異。這表明研發(fā)人員投入(Person)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利數(shù)量(Patent_ttl)的機(jī)制具有部分中介效應(yīng)。此外，本文也檢驗了研發(fā)人員投入(Person)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利質(zhì)量(Patent_invt)的中介效應(yīng)，得到了類似結(jié)論：研發(fā)人員投入(Person)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利質(zhì)量(Patent_invt)的機(jī)制具有部分中介效應(yīng)。5上述結(jié)果表明經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略通過增加研發(fā)人員投入的渠道提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量。

表6 研發(fā)資金投入(Spend)的中介效應(yīng)檢驗

表6報告了研發(fā)資金投入(Spend)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利數(shù)量(Patent_ttl)中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。列(1)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)的系數(shù)顯著為正(0.722)，表明經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略顯著提升專利數(shù)量(Patent_ttl)。 列(2)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)的系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略會促使企業(yè)增加研發(fā)資金投入(Spend)。列(3)中研發(fā)資金投入(Spend)的系數(shù)顯著為正，表明增加研發(fā)資金投入會提高企業(yè)獲得的專利數(shù)量(Patent_ttl)。經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)對專利數(shù)量(Patent_ttl)的回歸系數(shù)為0.688，依然顯著為正，但卻低于未控制研發(fā)資金投入(Spend)時的系數(shù)0.722(見列1)。表6最后一行報告了列(1)和列(3)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)系數(shù)差異檢驗的結(jié)果，chi2值為22.1，意味著兩者在1%水平下存在顯著差異。這表明研發(fā)資金投入(Spend)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利數(shù)量(Patent_ttl)的機(jī)制具有部分中介效應(yīng)。本文也檢驗了研發(fā)資金投入(Spend)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利質(zhì)量(Patent_invt)的中介效應(yīng)，得到了類似結(jié)論：研發(fā)資金投入(Spend)對經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)影響專利質(zhì)量(Patent_invt)的機(jī)制具有部分中介效應(yīng)。6

表5和表6的結(jié)果驗證了本文提出的企業(yè)戰(zhàn)略影響創(chuàng)新產(chǎn)出的兩條作用機(jī)制：一是增加企業(yè)研發(fā)人員投入，二是增加企業(yè)研發(fā)資金投入。上述結(jié)論揭示了“企業(yè)資源配置戰(zhàn)略→創(chuàng)新投入→創(chuàng)新產(chǎn)出”的完整證據(jù)鏈條，證實企業(yè)經(jīng)營性資產(chǎn)配置比例越高，創(chuàng)新投入越多，創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量越多、質(zhì)量越好。因此，提高企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營性資產(chǎn)配置比例，是實現(xiàn)2020年政府工作報告提出的“引導(dǎo)企業(yè)增加研發(fā)投入”這一目標(biāo)的重要手段。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.使用工具變量的檢驗

前文的主要結(jié)論是經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新正相關(guān)，即企業(yè)將資源配置于經(jīng)營性資產(chǎn)的比重越高，則企業(yè)獲得的專利數(shù)量越多、質(zhì)量越高。然而，企業(yè)獲得的專利數(shù)量越多、質(zhì)量越高，其盈利能力越強(qiáng)，也越有可能反過來將更多的資源配置于經(jīng)營性資產(chǎn)，即二者之間存在雙向因果關(guān)系。為避免雙向因果關(guān)系以及遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文借鑒于蔚等(2012)[42]的方法，采用經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略的行業(yè)-省份均值(m_Strategy)作為工具變量，進(jìn)行兩階段回歸。表7結(jié)果顯示，在采用工具變量進(jìn)行兩階段回歸后，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略(Strategy)與專利數(shù)量(Patent_ttl)和專利質(zhì)量(Patent_invt)均顯著正相關(guān)。本文主要結(jié)論穩(wěn)健。

表7 經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與企業(yè)創(chuàng)新：2SLS

2.雙向固定效應(yīng)估計

前文使用基于混合面板數(shù)據(jù)的OLS回歸，但本文樣本屬于“大N小T”型非平衡面板數(shù)據(jù)，為檢驗結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性，本文進(jìn)一步使用控制個體和時間的雙向固定效應(yīng)估計方法。表8回歸結(jié)果顯示，除企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)對專利質(zhì)量(Patent_invt)回歸系數(shù)的顯著性水平下降之外，本文主要結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性變化。

表9 企業(yè)資源配置戰(zhàn)略與創(chuàng)新產(chǎn)出

表10 經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與專利數(shù)量

表11 經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略與專利質(zhì)量

3.替代性檢驗

(1)企業(yè)資源配置戰(zhàn)略的替代性檢驗

本文借鑒彭愛武和張新民(2020)[28]的方法，使用虛擬變量Dum_Str替代前文中的連續(xù)型變量Strategy，進(jìn)行替代性檢驗。Dum_Str取1表示經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略，Dum_Str取0表示投資主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略。表9的結(jié)果顯示，無論以專利數(shù)量(Patent_ttl)還是以專利質(zhì)量(Patent_invt)作為因變量，Dum_Str的回歸系數(shù)均顯著為正，即經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出，本文主要結(jié)論穩(wěn)健。

(2)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的替代性檢驗

借鑒劉行和趙健宇(2019)[22]的研究，本文采用t+1至t+4期的專利數(shù)量和質(zhì)量進(jìn)行替代性檢驗。表10和表11分別報告了以專利數(shù)量(Patent_ttl)和專利質(zhì)量(Patent_invt)滯后1～4期值作為因變量的回歸結(jié)果。結(jié)論顯示，隨著時間向后推移，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)，這說明企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出需要較長周期。上述發(fā)現(xiàn)與已有文獻(xiàn)(劉行和趙健宇，2019)[22]相似，本文主要結(jié)論穩(wěn)健。

表12 經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略與企業(yè)業(yè)績

五、拓展性研究

(一)經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略與企業(yè)業(yè)績

前文主要結(jié)論是經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，已有文獻(xiàn)表明(羅婷等，2009；海本祿等，2020)[23][15]創(chuàng)新有利于企業(yè)業(yè)績，那么經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略是否能提升企業(yè)業(yè)績呢？為此，本文借鑒吳超鵬和唐菂(2016)[33]，采用企業(yè)未來3年業(yè)績(Earn3，等于企業(yè)t+1至t+3年營業(yè)利潤均值除以t年末的企業(yè)總資產(chǎn))和未來5年業(yè)績(Earn5，計算方法與Earn3類似)表示企業(yè)業(yè)績，檢驗經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對企業(yè)業(yè)績的影響。此外，借鑒李林木等(2020)[20]，增加控制變量：兩職兼任情況(Duality，董事長兼任總經(jīng)理取1，否則取0)、獨(dú)立董事比例(Idp，等于獨(dú)立董事人數(shù)除以董事會總?cè)藬?shù))、高管持股比例(Sep，等于高管持股數(shù)除以總股本數(shù))、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe，實際控制人為國有取1，否則取0)。表12報告了回歸結(jié)果，列(1)中經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略(Strategy)的系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略能顯著提升企業(yè)未來3年的經(jīng)營業(yè)績(Earn3)；列(2)顯示了類似結(jié)論。上述結(jié)論表明企業(yè)將更多的資源配置于經(jīng)營性資產(chǎn)能夠提升企業(yè)業(yè)績。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性分析

作為企業(yè)根本性制度安排的股權(quán)結(jié)構(gòu)會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。已有研究多從股權(quán)性質(zhì)角度分析國有產(chǎn)權(quán)與民營產(chǎn)權(quán)對創(chuàng)新的差異性影響：一種觀點(diǎn)認(rèn)為由于代理沖突比較嚴(yán)重等問題，國有產(chǎn)權(quán)不利于企業(yè)創(chuàng)新(李文貴和余明桂，2015；李丹蒙和夏立軍，2008)[21][18]；而另一種觀點(diǎn)認(rèn)為由于規(guī)模優(yōu)勢等原因，國有產(chǎn)權(quán)會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新(聶輝華等，2008；李春濤和宋敏，2010)[25][17]。尚未有文獻(xiàn)關(guān)注產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略與創(chuàng)新產(chǎn)出之間關(guān)系的影響。研究上述問題，能夠豐富已有研究關(guān)于產(chǎn)權(quán)與創(chuàng)新關(guān)系的認(rèn)知，有利于引導(dǎo)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)制定合理的資源配置戰(zhàn)略。表13報告了檢驗結(jié)果。列(1)～(2)表明無論國有企業(yè)還是民營企業(yè)，經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略均能提升專利數(shù)量，而組間系數(shù)差異性檢驗顯示Chi2值為44.21且在1%水平下顯著，即國有企業(yè)中企業(yè)戰(zhàn)略對專利數(shù)量的促進(jìn)作用顯著高于民營企業(yè)(1.287＞0.464)。列(3)～(4)以專利質(zhì)量作為因變量，檢驗結(jié)論類似：國有企業(yè)中企業(yè)戰(zhàn)略對專利質(zhì)量的促進(jìn)作用更明顯(0.804＞0.273)。上述結(jié)論表明，企業(yè)戰(zhàn)略對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。我們應(yīng)當(dāng)關(guān)注企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異，分類施策。

六、研究結(jié)論

2020年政府工作報告要求“提高科技創(chuàng)新支撐能力。穩(wěn)定支持基礎(chǔ)研究和應(yīng)用基礎(chǔ)研究，引導(dǎo)企業(yè)增加研發(fā)投入”，這表明企業(yè)創(chuàng)新不僅需要穩(wěn)定的資源供給，更需要合理的資源配置。為此，本文從企業(yè)資源配置戰(zhàn)略視角，以2008―2017年非金融類上市公司為樣本，研究企業(yè)戰(zhàn)略如何影響創(chuàng)新產(chǎn)出。研究發(fā)現(xiàn)：(1)經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略能夠顯著地提升創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量。在控制內(nèi)生性問題以及進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗后，這一結(jié)論仍然成立。(2)外部營商環(huán)境的改善能夠提升創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量，并且有利于增強(qiáng)經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用。(3)經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略通過增加研發(fā)人員和增加研發(fā)資金兩種渠道促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。(4)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略能夠提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績；經(jīng)營主導(dǎo)型戰(zhàn)略促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用在國有企業(yè)中更加 顯著。

本文結(jié)論具有一定的理論與實踐意義。理論上，關(guān)于企業(yè)資源配置對創(chuàng)新影響的研究集中于“金融化”角度，并且研究結(jié)論存在“擠出”效應(yīng)與“蓄水池”效應(yīng)觀點(diǎn)的爭議。本文從“實體化”角度研究經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，從新的視角回應(yīng)已有理論觀點(diǎn)的爭議，支持了“擠出”效應(yīng)觀點(diǎn)，并且揭示了“經(jīng)營主導(dǎo)型資源配置戰(zhàn)略→創(chuàng)新投入→創(chuàng)新產(chǎn)出”這樣一種作用機(jī)制，增添了關(guān)于企業(yè)戰(zhàn)略與科技創(chuàng)新關(guān)系的新認(rèn)知。

實踐上，中國大量非金融企業(yè)將資金投向金融資產(chǎn)，進(jìn)行短期套利，經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”傾向明顯(解維敏，2018)[16]。本文結(jié)論表明企業(yè)將資源更多地配置于經(jīng)營性資產(chǎn)不僅有利于企業(yè)創(chuàng)新，而且能夠提升企業(yè)業(yè)績，為防止經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”提供了微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。此外，本文結(jié)論表明好的營商環(huán)境有利于企業(yè)創(chuàng)新，這正好契合了2020年政府工作報告中提出“以公正監(jiān)管維護(hù)公平競爭，持續(xù)打造市場化、法制化、國際化營商環(huán)境”的要求，支持了正在進(jìn)行中的營商環(huán)境 改革。

注釋

1. 借鑒彭愛武和張新民(2020)[28]的研究，暫不考慮經(jīng)營與投資并重型。

2. 本文主要考察經(jīng)營性資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例，其與企業(yè)通過經(jīng)營活動實現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)的戰(zhàn)略意圖正相關(guān)。

3. 本文也以投資性資產(chǎn)配置比例為自變量進(jìn)行了檢驗，發(fā)現(xiàn)投資性資產(chǎn)配置比例與創(chuàng)新產(chǎn)出負(fù)相關(guān)。鑒于本文聚焦于經(jīng)營性資產(chǎn)配置比例視角，沒有報告上述檢驗結(jié)果，需要者可向作者索取。

4. 按照Hayes(2013)[5]的建議，為使回歸方程的系數(shù)更具解釋意義，本文對表3、表4回歸中的自變量(Strategy)和調(diào)節(jié)變量(BE)進(jìn)行了中心化處理。

5. 由于篇幅有限，且穩(wěn)健性檢驗結(jié)果內(nèi)容較多，不在文中贅述，有興趣的讀者可以向作者索取。

6. 由于篇幅有限，且穩(wěn)健性檢驗結(jié)果內(nèi)容較多，不在文中贅述，有興趣的讀者可以向作者索取。