王文凱 高德步

一、引 言

創(chuàng)新是一國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要動力(Romer，1990；Aghion 和Howitt，1992；Grossman 和Helpman，1990)。我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)占GDP 比重由2000 年的0.89%持續(xù)上升到2019 年的2.19%(見圖1)，而2000—2019 年美國研發(fā)經(jīng)費(fèi)占GDP 的比重僅僅由2.62%上升到3.17%，歐盟由1.76%上升到2.22%，日本由2.86%上升到3.20%①數(shù)據(jù)來源于世界銀行。。雖然該指標(biāo)我國和主要發(fā)達(dá)國家在絕對值上仍然存在一些差距，但增速上卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于上述國家。而從創(chuàng)新產(chǎn)出——專利申請的角度來看(見圖2)，我國專利申請授權(quán)數(shù)從2000年的10.53 萬項(xiàng)增加到2019 年的259.2 萬項(xiàng)，年均增速更是達(dá)到了17.37%，并于2011年超過美國和日本，成為全世界最大的專利申請國。我國創(chuàng)新水平快速上升的趨勢背后是民營企業(yè)對創(chuàng)新能力的愈發(fā)重視。從數(shù)據(jù)上看，我國65%的專利、75%以上的技術(shù)創(chuàng)新、80%以上的新產(chǎn)品開發(fā)是由民營企業(yè)完成的①數(shù)據(jù)來源詳見https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1610826068978546925＆wfr=spider＆for=pc。。從研發(fā)經(jīng)費(fèi)來看，以2018 年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為例，國有企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)占比僅為7.81%，而民營企業(yè)占比則達(dá)到了37.5%②其中，國有企業(yè)包括了國有企業(yè)、集體企業(yè)、國有聯(lián)營企業(yè)和國有獨(dú)資公司。數(shù)據(jù)來源于2019 年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。。因此民營企業(yè)是我國創(chuàng)新投入和產(chǎn)出迅速增長的主要力量。

另一方面，我國的法律環(huán)境和制度體系尚不健全，而且有大量的政治資源和經(jīng)濟(jì)資源向國有企業(yè)傾斜(Cull 等，2015)，這就導(dǎo)致正式制度對民營企業(yè)的保護(hù)力度還比較薄弱(Allen 等，2005；陳冬華等，2013；潘越等，2016； 菂吳超鵬和唐 ，2016)。根據(jù)世界經(jīng)濟(jì)論壇《2016—2017 年全球競爭力報(bào)告》，我國的法律和行政架構(gòu)排名第45，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度排名第62，與我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入和專利申請量位居世界前列的地位嚴(yán)重不符。2019 年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳專門印發(fā)《關(guān)于強(qiáng)化知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的意見》，旨在加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，激勵企業(yè)創(chuàng)新。按照經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，正式制度如知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度較弱會導(dǎo)致民營企業(yè)不愿意進(jìn)行創(chuàng)新活動。那為什么我國的民營企業(yè)在正式制度不完善的條件下創(chuàng)新活動依然能迅速增長？該如何解釋這個“悖論”(吳超鵬和唐菂 ，2016)？

Allen 等(2005)認(rèn)為，我國可能存在非正式制度。由于正式制度的不完善，非正式制度可能替代正式制度對企業(yè)的行為產(chǎn)生了積極影響，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，Allen 等(2005)和Allen 等(2012)呼吁在對正式制度不完善的國家進(jìn)行研究時(shí)，應(yīng)當(dāng)要特別注意非正式制度的作用。近年來，大量文獻(xiàn)從不同的角度關(guān)注了非正式制度對我國企業(yè)行為的影響，比如從儒家文化的角度進(jìn)行研究(古志輝，2015；徐細(xì)雄和李萬利，2019；王文凱，2021)。眾所周知，我國有5000 年的輝煌歷史，在5000 年的發(fā)展過程中形成了類型繁多、涵義豐富的多元文化，其中不僅包括儒家文化和佛教、道教宗教傳統(tǒng)，還包括對我國社會影響深厚的宗族文化(Hsu，1963；潘越等，2019a)。正如Greif 和Tabellini(2017)指出的，我國歷史以宗族文化為主，歐洲歷史則以城邦文化為主，這種中西方文化差異導(dǎo)致了中歐制度變遷的不同路徑。與此同時(shí)，越來越多的文獻(xiàn)也開始關(guān)注宗族文化的經(jīng)濟(jì)后果，并從配置經(jīng)濟(jì)資源、提供公共產(chǎn)品、促進(jìn)私營經(jīng)濟(jì)發(fā)展、緩解融資約束、企業(yè)家族化治理等角度來闡釋(Peng，2004；Xu 和Yao，2015；潘越等，2019a；潘越等，2019b)，豐富并深化了我們對中國傳統(tǒng)文化和非正式制度的認(rèn)知。然而，既有文獻(xiàn)還鮮有探討宗族文化與民營企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究。鑒于創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展乃至國家發(fā)展所起的重要作用，這不能不說是一個遺憾。

鑒于此，本文使用多種數(shù)據(jù)相匹配，使用距離模型，用企業(yè)一定距離內(nèi)的宗族家譜的數(shù)量來衡量企業(yè)面臨的宗族文化，本文研究了宗族文化與民營企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。與已有文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，本文首先從非正式制度——宗族文化的角度研究了其對于民營企業(yè)創(chuàng)新的影響。既有文獻(xiàn)多著眼于正式制度對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，但對于具有悠久歷史且處于轉(zhuǎn)型期的中國而言，延續(xù)至今的豐富的歷史文化遺產(chǎn)作為非正式制度的重要組成部分，在企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展過程中如何發(fā)揮作用是值得探究的。本文的研究豐富了制度經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)，并從非正式制度角度對既有文獻(xiàn)做了重要而有益的補(bǔ)充。第二，本文研究結(jié)果有助于解釋中國為什么可以在正式制度并不完善的條件下，民營企業(yè)的創(chuàng)新卻能迅速增長的“悖論”，以問題為導(dǎo)向，研究結(jié)果具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。第三，在解決企業(yè)自選擇及構(gòu)建合理的外生性工具變量的基礎(chǔ)上，我們不僅識別了二者之間的因果關(guān)系，同時(shí)本文對可能存在的影響機(jī)制也進(jìn)行了驗(yàn)證。這不僅有助于深化對中國傳統(tǒng)宗族文化的理解，也為宗族文化傳承提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、宗族文化與研究假說

（一）宗族文化

根據(jù)考古學(xué)和民族學(xué)的研究，宗族制度的起源可以追溯到原始社會晚期的父系氏族社會(鄭定和馬建興，2002)，隨后又經(jīng)歷了周代宗法制宗族、漢代豪族制宗族、魏晉隋唐門閥士族制宗族，再到宋元明清至近現(xiàn)代庶民宗族的歷程(施由明，2019)。宗族屬于一種獨(dú)特的社會組織，這種社會組織擁有共同的祖先，以遺傳血緣為紐帶聚集形成。因此，宗族有三種標(biāo)志：祠堂、祭祖和族譜。其中，祠堂是供奉共同祖先并舉行祭祀等重大活動的物質(zhì)載體，而族譜則是記錄宗族繁衍、發(fā)展和文化傳承的重要物質(zhì)載體(Peng，2004；Tsai，2007)。然而，宗族文化延續(xù)到近現(xiàn)代，曾一度受到西方文化思想、市場化改革等的巨大沖擊，幸運(yùn)的是，這種沖擊并沒有造成宗族文化的傳承斷裂。相反，近些年隨著中國經(jīng)濟(jì)的復(fù)興，中國傳統(tǒng)文化也重新煥發(fā)生機(jī)，諸如修建宗祠、修葺族譜、祭拜祖先等宗族活動重新被激活(Peng，2004；Grief 和Tabellini，2017)，“尋根問祖”越來越受到人們的重視。

需要注意的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)對于宗族文化的研究多是局限于被認(rèn)為是宗族文化濃厚的農(nóng)村地區(qū)(潘越等，2019a)。這是不是意味著在城市層面就不存在宗族文化呢？事實(shí)并非如此。誠如潘越等(2019a)指出的那樣，中國大規(guī)模的城市化起始于20 世紀(jì)末期，除北京、上海、廣州等少數(shù)幾個大城市外，大部分城市都是在農(nóng)村的基礎(chǔ)上發(fā)展而來的，典型例子就是深圳。從數(shù)據(jù)上看，1918 年中國城市人口占比僅為7.29%，1949 年城鎮(zhèn)人口占比為10.64%，1978 年增長到19.72%①1918 年數(shù)據(jù)來源于《中國人口史》第6 卷，第482 頁。1949 年、1978 年數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。，因此，中國大規(guī)模的城市化其實(shí)是從改革開放之后才開始的。即使是實(shí)現(xiàn)了城鎮(zhèn)化的城市，也存在大量的“城中村”，而這些“城中村”也具有濃厚的宗族文化傳統(tǒng)。比如，周建新(2006)則在書中描述了客家宗族城市化過程中的變遷過程。即使是早已完成城鎮(zhèn)化的現(xiàn)代化大都市香港，宗族文化傳統(tǒng)依然活躍(Watson，1982)。所以即使在經(jīng)歷過城鎮(zhèn)化發(fā)展的當(dāng)代中國，宗族文化仍然廣泛存在于包括城市和農(nóng)村在內(nèi)的不同地區(qū)(潘越等，2019a)。

（二）研究假說

文化背景對個體認(rèn)知行為的塑造常常能夠伴其一生甚至跨代傳承(Liu，2016)。在中國漫長的歷史中，宗族文化發(fā)展出一套規(guī)范家庭成員教育、生活、社交和禮儀的體系(Peng，2004)，不僅可以促進(jìn)宗族成員之間的內(nèi)部合作，也調(diào)節(jié)著與非宗族成員之間的互動，對中國社會的影響深刻而久遠(yuǎn)。正如Guiso 等(2008)所認(rèn)為的，文化影響的變遷是緩慢的，其變化的頻率可以以世紀(jì)甚至千年計(jì)。所以宗族文化通過嵌入個體的思想，會潛移默化地烙印在他們的經(jīng)濟(jì)行為和價(jià)值觀念當(dāng)中。特別是，宗族文化強(qiáng)調(diào)集體主義價(jià)值觀。而集體主義文化觀念對于創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在以下幾個方面。第一，集體主義強(qiáng)調(diào)社會成員之間的相互依賴，更注重團(tuán)隊(duì)合作。而且集體主義強(qiáng)調(diào)長期合作關(guān)系中的風(fēng)險(xiǎn)或利益共享。由于創(chuàng)新回報(bào)周期長，創(chuàng)新往往是風(fēng)險(xiǎn)最大的長期投資項(xiàng)目之一，因此注重集體主義的文化有利于創(chuàng)新(Wei 等，2019)。第二，注重集體主義的文化鼓勵人們通過減輕對創(chuàng)新帶來的短期績效波動的擔(dān)憂來開展創(chuàng)新活動(李春濤和宋敏，2010；Taylor 和Wilson，2012)。第三，在集體主義社會中，成員們更遵守規(guī)則。當(dāng)一個公司有一個明確的創(chuàng)新目標(biāo)時(shí)，這個目標(biāo)就更容易達(dá)到(Shane 等，1995；Nakata 和Sivakumar，1996)。Taylor 和Wilson(2012)發(fā)現(xiàn)，集體主義更注重整體利益，具有長遠(yuǎn)思維，為長遠(yuǎn)目標(biāo)進(jìn)行創(chuàng)新。因此，受宗族文化影響越深，集體主義的觀念對于創(chuàng)新的影響會更加顯著。據(jù)此，我們提出研究假說H0。

研究假說H0：宗族文化有利于民營企業(yè)創(chuàng)新。

那么，宗族文化促進(jìn)民營企業(yè)創(chuàng)新的具體機(jī)制是什么？我們認(rèn)為，至少存在三種機(jī)制。第一，創(chuàng)新活動具有一定的風(fēng)險(xiǎn)，因?yàn)閯?chuàng)新產(chǎn)出具有很高的不確定性。這一特征使得創(chuàng)新過程包含著信息不對稱，并誘發(fā)了潛在的道德風(fēng)險(xiǎn)，使得創(chuàng)新活動面臨著嚴(yán)重的外部融資約束(鞠曉生等，2013)。首先，在創(chuàng)新活動中，外部投資者面臨更嚴(yán)重的信息不對稱問題。其次，創(chuàng)新過程的監(jiān)管成本很高。由于創(chuàng)新產(chǎn)出屬于無形資產(chǎn)，且主要依賴于創(chuàng)新型人才的人力資本，這就導(dǎo)致度量成為了難題。再加上創(chuàng)新產(chǎn)出的不確定性，局外人很難監(jiān)控創(chuàng)新者的努力程度。特別是對于中國的民營企業(yè)而言，由于政治資源和經(jīng)濟(jì)資源向國有企業(yè)大量傾斜，民營企業(yè)長期以來都面臨融資困境(Cull 等，2015)，因此融資約束會對民營企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響(鞠曉生等，2013)。Peng(2004)認(rèn)為，中國的宗族文化重視關(guān)系和聲譽(yù)，這可能為緩解微觀企業(yè)面臨的融資約束問題提供了新的視角。在宗族文化背景下，基于血緣關(guān)系而形成的社會網(wǎng)絡(luò)廣泛存在于市場之中。甚至在利益關(guān)系中有利可圖時(shí)，超越血緣關(guān)系的姓氏聯(lián)系也可以構(gòu)筑起宗族關(guān)系網(wǎng)絡(luò)(Du，2019)。Cull 等(2015)認(rèn)為，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可以促進(jìn)信息共享和降低搜索成本，降低企業(yè)之間的信息不對稱和面臨的不確定性，是中國微觀企業(yè)獲取資金的重要渠道。潘越等(2019a)利用中國上市企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，宗族文化可以通過信任等機(jī)制降低企業(yè)面臨的融資約束，同時(shí)，宗族文化越濃厚的地區(qū)，企業(yè)的融資成本也越低。因此，宗族文化可以緩解企業(yè)發(fā)展過程中面臨的融資約束難題，而緩解融資約束對企業(yè)的創(chuàng)新行為可以產(chǎn)生正向影響(鞠曉生等，2013)。因此，我們提出研究假說H1。

機(jī)制研究假說H1：宗族文化可以通過緩解民營企業(yè)的融資約束進(jìn)而促進(jìn)民營企業(yè)創(chuàng)新。

第二，宗族文化蘊(yùn)含著嚴(yán)格的倫理道德，為緩解企業(yè)代理問題和道德風(fēng)險(xiǎn)問題提供了良好的非正式制度環(huán)境。不同于歐洲市場上注重規(guī)則的合作模式，中國宗族文化一直強(qiáng)調(diào)道德的作用(Greif 和Tabellini，2017)。道德約束和激勵不僅是儒家文化的核心思想，也是宗族文化的核心內(nèi)涵(Peng，2004)，在這方面二者具有很強(qiáng)的相關(guān)性。在每個宗族的族譜和家譜中都會強(qiáng)調(diào)族內(nèi)的“規(guī)矩”，而這些“規(guī)矩”大多是要求宗族成員遵守和奉行的道德規(guī)范(Watson，1982)。如果有宗族成員的行為違反了族內(nèi)的道德規(guī)范要求或者令族人蒙羞，那么按照宗族傳統(tǒng)，這些宗族成員將會受到族規(guī)的懲罰(Greif 和Tabellini，2017)，嚴(yán)重時(shí)可能還會被逐出宗族(Watson，1982；Peng，2004)。而對于那些為宗族發(fā)展做出貢獻(xiàn)的個體，他們將在宗族內(nèi)部得到道德上的聲譽(yù)(Xu 和Yao，2015)，甚至于載入族譜世代頌揚(yáng)。因此，在宗族文化濃厚的地方，道德上的約束在一定程度上可以緩解法律制度不完善、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度較弱時(shí)存在的侵權(quán)問題，從而有助于規(guī)范競爭者之間的行為，降低技術(shù)成果被競爭對手模仿或剽竊的風(fēng)險(xiǎn)，激發(fā)民營企業(yè)的創(chuàng)新熱情(徐細(xì)雄和李萬利，2019)。我們據(jù)此提出研究假說H2。

機(jī)制研究假說H2：宗族文化可以通過道德約束緩解侵權(quán)等行為而促進(jìn)民營企業(yè)創(chuàng)新。

第三，宗族文化可以增強(qiáng)宗族內(nèi)部人與人之間的信任水平。每一種文化和每一個社會都存在信任邊界，邊界內(nèi)的人被認(rèn)為比邊界外的人更值得信任。宗族文化為個人尋求情感依附提供了自然基礎(chǔ)。個體可以通過血緣或姓氏快速識別出自己所屬的宗族網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而將自己與其他宗族區(qū)分開來，同時(shí)給予同族成員更多信任(陳斌開和陳思宇，2018)。此外，宗族文化形成的信任還可以外延到市場中的其他個體，這種信任源自于不同宗族之間的長期互動，以及對于道德聲譽(yù)的高度重視。在中國歷史的發(fā)展過程中，人們的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)長期以農(nóng)業(yè)為主，在這種以土地為生產(chǎn)基礎(chǔ)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，中國的人口流動并不頻繁，不同的宗族往往在當(dāng)?shù)鼐劬恿松习倌晟踔粮?，彼此之間長期存在聯(lián)姻、經(jīng)濟(jì)交易等往來，類似的社會聯(lián)系有助于提升宗族之間的信任水平(Glaeser等，2000)。尤其是宗族文化歷來強(qiáng)調(diào)“光宗耀祖”的道德聲譽(yù)，因而在重復(fù)博弈的社會交往活動中，宗族會極力避免出現(xiàn)損害其他宗族利益的活動，以求在市場中贏得其他宗族的尊重和較高的道德地位(Xu 和Yao，2015)，這種聲譽(yù)擔(dān)保有利于進(jìn)一步提高不同宗族之間的相互信任。陳斌開和陳思宇(2018)認(rèn)為宗族文化對移民城鎮(zhèn)就業(yè)的影響并非簡單地通過同姓之間的社會網(wǎng)絡(luò)和社會關(guān)系，信任才是關(guān)鍵渠道。據(jù)此，我們提出研究假說H3。

機(jī)制研究假說H3：宗族文化可以通過信任機(jī)制促進(jìn)民營企業(yè)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計(jì)、工具變量選取與說明

（一）研究設(shè)計(jì)

從目前既有文獻(xiàn)的研究方法看，主要有兩種模型可供參考。第一種模型為區(qū)域模型，即Hilary 和Hui(2009)以美國州級行政區(qū)為單位研究不同地區(qū)宗教信仰對該地區(qū)公司決策的影響，潘越等(2019a)使用的也是該模型。該模型最大的優(yōu)勢在于計(jì)算簡單，將數(shù)據(jù)加總到省級層面或者地市級層面然后代入回歸方程便可以進(jìn)行分析。但其存在以下問題，①中國不同省份或者地級市之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r差異太大，使用區(qū)域模型意味著要加入很多的控制變量(古志輝，2015)；②區(qū)域模型并不能很好地衡量企業(yè)面臨的文化氛圍，即區(qū)域模型將宗族文化簡單平均化，無法體現(xiàn)同一城市不同企業(yè)之間的異質(zhì)性。第二種模型為距離模型。Wines 和Napier(1992)認(rèn)為，在研究文化的影響時(shí)，公司或者個人層面的模型較區(qū)域模型更有優(yōu)勢。因?yàn)榫嚯x模型最大的優(yōu)點(diǎn)是可以獲得公司層面的數(shù)據(jù)，可以確定所獲得的變量代表的是研究對象本身。既有文獻(xiàn)關(guān)于中國文化的研究也多是使用距離模型(古志輝等，2015；金智等，2017；徐細(xì)雄和李萬利，2019；黃燦等，2019；王文凱，2021)。因此，本文使用距離模型進(jìn)行研究。為了盡可能消除因?yàn)榫嚯x設(shè)定產(chǎn)生的偏誤，我們把距離半徑設(shè)定為50 千米、100 千米、200 千米和300 千米①使用距離模型需要知道精確的經(jīng)緯度信息，但本文使用的衡量宗族文化的指標(biāo)為縣(區(qū)市)層面的家譜數(shù)量，很難準(zhǔn)確得到具體的經(jīng)緯度信息。因此我們只能使用家譜所在縣(區(qū)市)的經(jīng)緯度來代替，徐細(xì)雄和李萬利(2019)曾采用類似的方法。同時(shí)，考慮到經(jīng)緯度替代可能產(chǎn)生的偏誤，我們計(jì)算了中國縣(區(qū)市)的行政區(qū)劃面積，就平均值而言，為3356 平方千米，其中，行政區(qū)劃面積小于2500 平方千米的縣(區(qū)市)占比達(dá)到了約70%，而且大于2500 平方千米的縣(區(qū)市)大部分均位于新疆、西藏等受漢族傳統(tǒng)文化影響相對較弱的省份(來自民政部2015 年的數(shù)據(jù))。因此我們設(shè)定最小半徑為50 千米。。

參考既有文獻(xiàn)的設(shè)定，計(jì)量方程為：

其中，被解釋變量Lnpatent 衡量民營企業(yè)的創(chuàng)新活動，使用企業(yè)專利申請數(shù)量加1 取對數(shù)來衡量。我們選擇民營企業(yè)作為樣本，原因在于，一方面，民營企業(yè)是我國創(chuàng)新投入產(chǎn)出迅速增長的關(guān)鍵；另一方面，國有企業(yè)受到正式制度和政府干預(yù)較多，且企業(yè)高管還面臨著晉升激勵等約束，這會促使企業(yè)放棄風(fēng)險(xiǎn)大和周期長的創(chuàng)新活動。所以相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)的“悖論”表現(xiàn)更加突出。Clan 為宗族文化衡量指標(biāo)。宗族有三種標(biāo)志：祠堂、祭祖和族譜。其中祭祖作為一種活動沒有很好的指標(biāo)來衡量，而祠堂在經(jīng)歷自近代以來的歷次沖擊之后能夠保存下來的也比較少了，可能不能完整地詮釋宗族文化。而家譜，又稱族譜或宗譜，與方志正史構(gòu)成中華歷史大廈三大支柱，是中華民族悠久歷史文化的重要組成部分②《中國家譜總目》前言，第1 頁。。鑒于此，我們使用家譜來衡量宗族文化。為此，我們手工收集了《中國家譜總目》中自明朝以來縣(區(qū)市)層面的族譜數(shù)據(jù)，截至2003 年底，共收錄家譜52401 種③包括港澳臺和海外地區(qū)，但本文研究限于中國大陸地區(qū)。，是目前收錄家譜最多的書籍，較完整地揭示了海內(nèi)外各地區(qū)收藏家譜的基本情況，可以很好地衡量宗族文化。我們使用企業(yè)一定半徑范圍內(nèi)家譜數(shù)量(取對數(shù)即為Clan)作為衡量指標(biāo)。

X 為控制變量，具體包括：企業(yè)獲得政府創(chuàng)新補(bǔ)貼(lngovernsubsity)，使用企業(yè)當(dāng)年的創(chuàng)新投入中從政府獲得的資金規(guī)模對數(shù)值來表示；企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)人員規(guī)模(lninnovationstaff)，使用企業(yè)當(dāng)年的科技活動人員合計(jì)數(shù)的對數(shù)值來表示；企業(yè)年齡因素(Firmage、Firmage_sq)，以企業(yè)樣本期與企業(yè)注冊時(shí)間的有效差距值來表示。為了避免當(dāng)年注冊造成企業(yè)年齡為0 的現(xiàn)象，我們對企業(yè)樣本期與企業(yè)注冊時(shí)間的差距加1 的方法加以處理。同時(shí)考慮到眾多研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)年齡和自身創(chuàng)新活動之間的非線性關(guān)系，即年輕企業(yè)或初創(chuàng)企業(yè)傾向于依靠創(chuàng)新投入來獲取市場競爭優(yōu)勢，而成熟企業(yè)則偏好于降低生產(chǎn)成本或擴(kuò)大市場占有率來維持市場競爭優(yōu)勢，導(dǎo)致企業(yè)年齡和自身創(chuàng)新活動之間非線性關(guān)系的發(fā)生，我們通過添加年齡平方項(xiàng)加以控制；企業(yè)出口因素(Newproductexport_sale)，我們使用企業(yè)新產(chǎn)品出口額與企業(yè)新產(chǎn)品銷售額的比值來加以度量；企業(yè)面臨行業(yè)市場競爭程度(HHI_employee)，我們使用按照四位碼區(qū)分行業(yè)中的各企業(yè)科技活動人員數(shù)所計(jì)算出的赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)來加以度量；企業(yè)市場勢力因素(Marketpower)，我們使用企業(yè)內(nèi)部所形成的國家標(biāo)準(zhǔn)或行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)量來加以刻畫；企業(yè)研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)量(Institutions)，使用企業(yè)所擁有的專業(yè)化研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)量來表示。除此之外，我們還控制了行業(yè)固定效應(yīng)(δind)，細(xì)化到行業(yè)大類即二分位行業(yè)代碼；年份固定效應(yīng)(tδ)，用于控制無法觀測的外部因素，以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展動態(tài)變化對微觀企業(yè)創(chuàng)新活動的可能沖擊和影響；企業(yè)所有制類型(δown)，與既有文獻(xiàn)不同，我們使用細(xì)化到三位碼的企業(yè)登記注冊類型信息來區(qū)分企業(yè)所有制類型(很顯然，這種細(xì)化到三位碼的企業(yè)所有制類型的虛擬變量，更能有效控制企業(yè)所有制類型的異質(zhì)性帶來的影響效應(yīng))；省份固定效應(yīng)(δpro)，用于控制地區(qū)因素影響；εi,t表示服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）工具變量選取與說明

盡管使用歷史數(shù)據(jù)①本文樣本時(shí)間區(qū)間為2008—2014 年，而家譜數(shù)據(jù)截止到2003 年，因此屬于歷史數(shù)據(jù)?？梢栽谝欢ǔ潭壬媳苊夥聪蛞蚬?，但是由于歷史數(shù)據(jù)本身的問題，比如準(zhǔn)確性等問題會造成測量誤差，同時(shí)也面臨遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，比如人口流動和歷史上的移民等。解決內(nèi)生性最好的方法是使用工具變量法。Dittmar(2011)在研究印刷術(shù)的發(fā)明對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響時(shí)，使用不同城市到美因茨(Mainz)的距離作為工具變量。其中的邏輯在于，美因茨(Mainz)是1456 年歐洲第一臺印刷機(jī)發(fā)明的地方，因此可以認(rèn)為是印刷術(shù)的發(fā)源地。而在當(dāng)時(shí)的社會經(jīng)濟(jì)條件下，新技術(shù)的發(fā)明和傳播是以同心圓的方式完成的，即離“圓心”越近的地方，受到的影響就越大；相反，距離越遠(yuǎn)的地方，受到的影響就越小，因此二者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，“圓心”的選擇在一定程度上是隨機(jī)的，符合工具變量的外生性要求。因此距發(fā)源地的距離是很好的工具變量。Becker 和 Woessmann(2009)使用德國各郡與維滕堡(Wittenburg)的距離作為衡量基督教新教教徒數(shù)量在各郡所占比例的工具變量，其中的邏輯也是維滕堡(Wittenburg)作為基督教新教改革的發(fā)源地，其傳播首先會以發(fā)源地為圓心向四周擴(kuò)散。因此，距離發(fā)源地越遠(yuǎn)的地方，可能受到的影響就越弱，呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，新思想或者學(xué)派的發(fā)源地在一定程度上是隨機(jī)的，符合工具變量的外生性要求。

我國宗族文化本質(zhì)上屬于儒家文化的一部分。比如，普通百姓開始興修族譜起源于歐陽修。歐陽修在《歐陽族譜序》中所說的宗族建設(shè)中的忠孝、誠實(shí)、博學(xué)、親和關(guān)系等都是儒家思想的一部分。自歐陽修之后，普通民眾宗族文化中始終是以宗法敬祖為基礎(chǔ)，以明親疏、厚人倫、修道德、重名譽(yù)等儒家思想為核心，以凝聚和團(tuán)結(jié)族人、發(fā)揚(yáng)宗族為目的(施由明，2019)。因此，我們構(gòu)建工具變量的思路是儒家文化深厚的地區(qū)宗族文化應(yīng)該較為深厚。基于此，借鑒Dittmar(2011)、Becker 和Woessmann(2009)的邏輯，參考王文凱(2021)的方法，本文選擇企業(yè)到儒家文化發(fā)源地的最近距離作為宗族文化的工具變量。但需要說明的是，Dittmar(2011)、Becker 和Woessmann(2009)的邏輯是建立在新思想“自然”傳播的基礎(chǔ)上，而且傳播的時(shí)間也僅僅300 年左右①第一臺印刷機(jī)發(fā)明于1456 年，而Dittmar(2011)論文中數(shù)據(jù)到1800 年；馬丁·路德發(fā)起宗教改革的年份是1517 年，Becker 和Woessmann(2009)論文中使用的是1871 年的數(shù)據(jù)，因此時(shí)間間隔300 年左右。。本文顯然不具備這樣的前提條件。就儒家而言，自漢武帝獨(dú)尊儒術(shù)以來，儒家的官方地位不斷得到鞏固，在此條件下，官方不遺余力地宣傳儒家思想，使得儒家思想得以在全國迅速傳播。而且從漢武帝起至科舉廢除，歷經(jīng)大概2000 余年。這種官方“干預(yù)”某一思想歷經(jīng)2000 余年的傳播就造成了儒家發(fā)源地受到儒家的影響未必就一定比其他地方深。因此，使用單一發(fā)源地并不符合中國的歷史背景。有鑒于此，我們使用“多點(diǎn)開花”即多發(fā)源地來構(gòu)造本文的工具變量。

具體而言，我們選擇五個發(fā)源地，分別是曲阜孔廟、北京孔廟(國子監(jiān))、南京夫子廟、杭州文廟、潮陽文廟。首先，曲阜孔廟作為儒家發(fā)源地入選，而北京孔廟作為元明清三代官方的學(xué)校入選。南 京夫子廟始建于北宋景祐 元年(1034 年)，歷史悠久，同時(shí)南京夫子廟在世界和中國孔廟中享有崇高的歷史地位，被譽(yù)為“北有山東曲阜孔廟，南有南京夫子廟”和“東南第一學(xué)”，因此入選。杭州文廟始建于北宋仁宗年間(1023—1063 年)，同樣歷史悠久。同時(shí)宋政權(quán)南渡之后將其增修為全國最高的學(xué)府——太學(xué)，因此入選。潮陽文廟建于南宋紹定三年(1230 年)，歷史悠久，是中國華南地區(qū)較早的孔廟，具有一定的代表性，可以作為華南地區(qū)的發(fā)源地入選。我們根據(jù)企業(yè)地址(經(jīng)緯度信息)計(jì)算了其到五大發(fā)源地的最近距離Distance(IV)，取對數(shù)作為企業(yè)受到宗族文化影響的工具變量。

另外，需要說明的是，我們使用的數(shù)據(jù)主要分為三類：一是來源于2008—2014 年國家統(tǒng)計(jì)局《全國創(chuàng)新調(diào)查企業(yè)數(shù)據(jù)庫》；二是2008—2014 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；三是城市層面的數(shù)據(jù)，主要來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，上市企業(yè)數(shù)據(jù)來源于CSMAR。針對數(shù)據(jù)庫可能存在的問題我們均做了預(yù)處理，比如剔除非民營企業(yè)、補(bǔ)全缺失的信息、刪除異常值及上市企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾等。最后，我們給出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、回歸結(jié)果與討論

（一）因果關(guān)系識別

表2 展示了宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。從結(jié)果來看，無論距離半徑是多少，宗族文化的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，即宗族文化對于民營企業(yè)創(chuàng)新——以專利衡量——具有顯著的促進(jìn)作用，本文假說得到初步驗(yàn)證。同時(shí)，該結(jié)果也有助于回答為什么中國的產(chǎn)權(quán)保護(hù)和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度存在不完善的條件下中國的創(chuàng)新還能迅速增長( 菂吳超鵬和唐 ，2016)。其原因在于中國具有悠久的宗族文化傳統(tǒng)，而宗族文化傳統(tǒng)作為非正式制度的重要組成部分，與正式制度具有互補(bǔ)的作用，從而在一定程度上激勵了民營企業(yè)的創(chuàng)新。民營企業(yè)創(chuàng)新是一個零堆積的連續(xù)變量，更重要的是，民營企業(yè)創(chuàng)新通常是一種自選擇行為，也即企業(yè)會根據(jù)各種條件的綜合比較來決定是否進(jìn)行創(chuàng)新，這種情況下不進(jìn)行創(chuàng)新的企業(yè)就無法觀測到其創(chuàng)新行為，因此會導(dǎo)致自選擇的問題。解決該問題的經(jīng)典方法是Heckman 兩步法。具體來說，第一階段，企業(yè)決定是否進(jìn)行創(chuàng)新，檢驗(yàn)方程設(shè)定為：

表2 宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其中，若企業(yè)專利申請不為0 則設(shè)為1，否則為0。Distance 為本文的工具變量，在這里作為排他性約束變量①關(guān)于排他性約束變量的詳細(xì)討論可見Lennox 等(2012)。，其他變量含義同上文。第二階段回歸方程為(3)式，其中Imr 為逆米爾斯比率?；貧w結(jié)果見表3。從表3 可以看出，結(jié)果和基準(zhǔn)結(jié)果保持一致，說明解決了企業(yè)自選擇也不會改變本文的基準(zhǔn)結(jié)果。

表3 宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響的Heckman模型回歸結(jié)果

Heckman 兩步法雖然可以解決企業(yè)自選擇問題，但并不能完全解決內(nèi)生性問題。所以我們進(jìn)一步使用工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，第一階段的估計(jì)方程為：

Distance(IV)表示最近距離(取對數(shù))，為宗族文化的工具變量，其他變量含義同上文。工具變量回歸結(jié)果見表4。在表4 中，我們匯報(bào)了第一階段的結(jié)果。首先我們可以看到，工具變量系數(shù)顯著為負(fù)，說明離發(fā)源地越遠(yuǎn)的地方，宗族文化越薄弱，符合本文關(guān)于工具變量分析的邏輯。同時(shí)，F(xiàn) 值遠(yuǎn)大于臨界值10，表明不存在弱工具變量問題，因此本文設(shè)計(jì)的工具變量符合相關(guān)性和外生性要求。第二階段回歸結(jié)果顯示，宗族文化系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，但系數(shù)相對于基準(zhǔn)結(jié)果均變大，說明內(nèi)生性問題雖然不會導(dǎo)致系數(shù)的符號產(chǎn)生偏差，但會低估系數(shù)的大小。工具變量回歸系數(shù)的含義是，以半徑50 km(千米)的系數(shù)為例，平均而言，使用家譜數(shù)量衡量的宗族文化提高1%，企業(yè)的專利申請可以增加約0.19%。總體而言，在0.20%左右。因此，該結(jié)果不僅具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性，在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上也是顯著的。

表4 宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響的工具變量回歸結(jié)果

正如Greif 和Tabellini(2017)所說，中國歷史以宗族文化為主，歐洲歷史則以城邦文化為主，所以東西方文化具有顯而易見的差別。那么，對于外資企業(yè)①外資企業(yè)不包括港澳臺企業(yè)，因?yàn)楦郯呐_歷來屬于中國，同樣深受宗族文化的影響。還需要說明的是，這里的外資企業(yè)包括日本、韓國等東亞國家，這些國家歷史上受到中國文化的影響，可能也會受到宗族文化的影響。更加準(zhǔn)確的做法是區(qū)分不同地區(qū)的外資企業(yè)，但是受限于數(shù)據(jù)無法做到，只能將東亞國家和歐美國家的企業(yè)統(tǒng)稱為外資企業(yè)。從回歸結(jié)果來看，這么區(qū)分并不會造成結(jié)果的偏差。而言，雖然其公司所在地是中國，但是外資企業(yè)受到中國宗族文化的影響相比中國國內(nèi)的民營企業(yè)而言要小很多甚至沒有。基于這種分析，如果本文提出的因果關(guān)系成立，那么宗族文化對內(nèi)外資民營企業(yè)可能有著顯著的影響差異。為了檢驗(yàn)該觀點(diǎn)，我們把樣本分為內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。從結(jié)果中可以看到，無論是系數(shù)大小還是顯著性水平，內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)均存在顯著差異，而且同預(yù)期相符，外資企業(yè)的宗族文化系數(shù)并不顯著。

表5 宗族文化與企業(yè)創(chuàng)新之分組工具變量回歸結(jié)果(企業(yè)分組)

另一方面，中國幅員遼闊，歷史悠久。中華文明首先發(fā)源于中原地區(qū)，之后經(jīng)濟(jì)重心等轉(zhuǎn)移到長江流域，因此，可以說從中國文化形成開始，中國腹地——“漢地十八省”①“漢地十八省”包括：江蘇(包括上海)、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、四川(包括重慶)、福建(包括臺灣)、廣東(包括海南、香港和澳門)、廣西、云南、貴州、直隸(包括北京、天津兩市，河北長城南部地區(qū)和河南、山東的小部地區(qū))、河南、山東、山西、陜西、甘肅(包括寧夏)。就一直受到中國文化的影響，同時(shí)也受到宗族文化的影響。相反，中國的邊疆地區(qū)，因?yàn)槊褡搴妥诮痰仍颍热缧陆?、西藏等，受到宗族文化的影響程度較弱。因此在這部分，我們把樣本分為漢地十八省和邊疆省份進(jìn)行回歸。從表6 中可以看出，邊疆省份的宗族文化系數(shù)并不顯著，而漢地十八省的宗族文化系數(shù)則顯著為正，和基準(zhǔn)結(jié)果保持一致。該結(jié)果強(qiáng)化了宗族文化和企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。

表6 宗族文化與企業(yè)創(chuàng)新之分組工具變量回歸結(jié)果(地區(qū)分組)

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)②限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果沒有報(bào)告。讀者可掃描本文首頁二維碼，獲取電子版附錄。

除此之外，我們還做了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①使用區(qū)域模型。把縣(區(qū)市)層面的數(shù)據(jù)加總到地市級層面，然后除以戶籍人口數(shù)③使用戶籍人口主要是考慮到常住人口中非戶籍人口仍然屬于一定意義上的流動人口，而家族式流動人口在現(xiàn)實(shí)中可能并不多見。考慮到家譜的地緣特性，我們使用戶籍人口而非常住人口。，得到每萬人擁有家譜數(shù)量作為核心解釋變量進(jìn)行驗(yàn)證。②控制公司一定距離內(nèi)佛教寺院和道觀數(shù)量，數(shù)據(jù)來源于CSMAR。黃燦等(2019)研究發(fā)現(xiàn)佛教和道教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。如果宗族文化深厚的地區(qū)佛道文化影響越深，那么，宗族文化對民營企業(yè)創(chuàng)新的影響可能僅僅是佛道文化對企業(yè)創(chuàng)新影響的反映。因此，借鑒陳冬華等(2013)、黃燦等(2019)和王文凱(2021)，本文使用寺院和道觀數(shù)量來衡量佛教和道教文化，在回歸中控制佛道文化的影響。③控制城市層面的變量，比如人均實(shí)際GDP、進(jìn)出口總額占GDP 比重、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、政府支出占GDP 比重、教育水平、交通狀況和人口流動等。毫無疑問，這些變量也會對企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。④一些文獻(xiàn)認(rèn)為企業(yè)專利通常不是“有用”意義上的創(chuàng)新(Garrison 和Souleyrette，1996)。且De La Tour 等(2011)認(rèn)為，中國企業(yè)申請的專利數(shù)量多，但技術(shù)和商業(yè)價(jià)值較低，龍小寧和王俊(2015)研究發(fā)現(xiàn)中國存在專利“泡沫”現(xiàn)象。有鑒于此，我們使用人均私人研發(fā)支出來衡量企業(yè)的創(chuàng)新行為。具體而言，用企業(yè)當(dāng)年的私人性質(zhì)科技活動經(jīng)費(fèi)支出除以企業(yè)員工數(shù)的對數(shù)值來表示。⑤企業(yè)專利細(xì)分為發(fā)明專利和非發(fā)明專利(包括實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì))作為被解釋變量，也使用專利授權(quán)量作為被解釋變量。⑥使用上市企業(yè)數(shù)據(jù)。我們使用上市企業(yè)2008—2018 年的數(shù)據(jù)，使用距離模型，檢驗(yàn)本文結(jié)論是否會受樣本選擇的影響。以上檢驗(yàn)結(jié)果均和本文基準(zhǔn)結(jié)果保持一致，即宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。

五、機(jī)制分析

（一）融資約束機(jī)制檢驗(yàn)

企業(yè)的創(chuàng)新活動具有長期性和不確定性，因此面臨著較高的風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新活動受到嚴(yán)重融資約束的不利影響(鞠曉生等，2013)。在上文我們認(rèn)為宗族文化可以緩解企業(yè)面臨的融資約束，進(jìn)而激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新投入，這部分我們對此機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。要驗(yàn)證該機(jī)制，首先需要確定企業(yè)融資約束的度量指標(biāo)。比較具有代表性的測度指標(biāo)有Lamont 等(2001)提出的KZ 指數(shù)，以及Whited 和Wu(2006)提出的WW 指數(shù)。但這兩個指數(shù)均是根據(jù)企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，比如現(xiàn)金流、杠桿等計(jì)算得到的。正如Hadlock 和Pierce(2010)所指出的，融資約束本身和現(xiàn)金流、企業(yè)杠桿等金融變量之間相互決定。因此，為避免變量之間相關(guān)決定即內(nèi)生性的干擾，Hadlock 和Pierce(2010)依據(jù)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告劃分企業(yè)融資約束類型，然后僅使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個隨時(shí)間變化不大且具有很強(qiáng)外生性的變量構(gòu)建了SA 指數(shù)①具體計(jì)算公式為：SA=0.043size2-0.737×size-0.04×age。其中，size 為企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)，單位為百萬元，age 為樣本年份減去企業(yè)成立年份加1。我們直接使用此公式計(jì)算是因?yàn)槲覀兪褂玫臄?shù)據(jù)無法得到根據(jù)Hadlock 和Pierce(2010)計(jì)算此系數(shù)的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，Hadlock 和Pierce(2010)使用的數(shù)據(jù)是根據(jù)上市企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)計(jì)算得到的。鞠曉生等(2013)、Berkowitz 等(2015)也直接使用此公式計(jì)算融資約束。。

本文使用SA 指數(shù)測度企業(yè)的融資約束，理由主要有兩點(diǎn)：首先SA 指數(shù)沒有使用有內(nèi)生性特征的融資變量；其次，SA 指數(shù)易于計(jì)算。因?yàn)楸疚氖褂玫氖欠巧鲜泄竟I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，沒有股利支付及托賓Q 等指標(biāo)，無法完整計(jì)算KZ 指數(shù)。而鞠曉生等(2013)認(rèn)為，使用SA 指數(shù)的結(jié)果和WW 的結(jié)果保持一致，因此SA 指數(shù)相對比較穩(wěn)健。我們給出了SA 指數(shù)的簡單描述性統(tǒng)計(jì)，見表7。與鞠曉生等(2013)使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫計(jì)算得到的指標(biāo)趨勢保持一致①鞠曉生等(2013)使用的樣本時(shí)間區(qū)間為1998—2008 年，本文的樣本時(shí)間區(qū)間為2008—2014 年，這可能是導(dǎo)致我們計(jì)算結(jié)果不同的重要因素，但趨勢是一致的。。我們使用SA 指數(shù)對融資約束渠道進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果見表8。從結(jié)果可以看出，宗族文化系數(shù)均顯著為負(fù)，說明在宗族文化濃厚的區(qū)域內(nèi)的企業(yè)，其面臨的融資約束會更低，即宗族文化可以緩解企業(yè)的融資約束，該結(jié)果與潘越等(2019a)保持一致。融資約束的緩解有利于企業(yè)的創(chuàng)新(鞠曉生等，2013)。

表7 SA指數(shù)的分布

表8 宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響之融資約束機(jī)制回歸結(jié)果

（二）道德約束機(jī)制檢驗(yàn)

民營企業(yè)的創(chuàng)新活動不僅受到融資約束的影響，在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)薄弱的情況下，過多的侵權(quán)行為、專利糾紛等也會降低民營企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的熱情，進(jìn)而抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動(Manso，2011；潘越等，2016)。宗族文化強(qiáng)調(diào)道德修為，同時(shí)宗族文化重視聲譽(yù)，在這種情況下，宗族文化所內(nèi)涵的道德約束可能會減少侵權(quán)行為和專利糾紛，降低企業(yè)創(chuàng)新面臨的風(fēng)險(xiǎn)，從而激發(fā)民營企業(yè)的創(chuàng)新熱情。我們對此機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表9。表9 中我們使用省級層面的專利執(zhí)法總數(shù)占專利授權(quán)總數(shù)的比例作為被解釋變量，專利執(zhí)法總數(shù)包括侵權(quán)糾紛和其他糾紛。其中，我們控制了省級層面的正式制度——使用王小魯?shù)?2017)發(fā)布的中國市場化指數(shù)中的市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境來衡量。結(jié)果表明，宗族文化系數(shù)均顯著為負(fù)，這意味著在宗族文化越濃厚的地區(qū)，專利侵權(quán)糾紛比例會越低，即宗族文化內(nèi)涵的道德約束可以減少創(chuàng)新面臨的風(fēng)險(xiǎn)，從而提高民營企業(yè)創(chuàng)新的預(yù)期收益，激勵企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新。

表9 宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響之道德約束機(jī)制回歸結(jié)果

（三）信任機(jī)制檢驗(yàn)

按照理論假說部分的分析，宗族文化不僅可以增強(qiáng)宗族內(nèi)部人員之間的信任水平，還可以增強(qiáng)與外部宗族之間的信任水平，也即宗族文化濃厚的地方，信任水平就會越高。而現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為(官小燕和劉志彬，2020；凌鴻程和孫怡龍，2019)，信任有利于企業(yè)創(chuàng)新。因此，我們對該渠道進(jìn)行驗(yàn)證。其中，社會信任指標(biāo)來源于CGSS 數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)為調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查范圍涵蓋了中國幾乎所有的省份，樣本量比較大，具有很好的代表性。從2010 年開始，在該調(diào)查問卷中社會態(tài)度一欄，包含有“總的來說，您是否同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”這個問題，答案分為“完全不同意、比較不同意、無所謂同意不同意、比較同意、完全同意”，分別對應(yīng)1～5 分。我們使用此問題的答案來構(gòu)建信任指數(shù)。但是，因?yàn)樵摂?shù)據(jù)并不公布城市代碼，因此，我們只能使用省級平均信任水平變量Trust 來衡量，數(shù)值越大，表示社會信任水平越高。由于我們使用的微觀數(shù)據(jù)是2008—2014 年的，而CGSS 數(shù)據(jù)只是從2010 年開始才包含了信任問題，且CGSS 沒有2014 年的調(diào)查數(shù)據(jù)，因此我們最終構(gòu)建的信任指數(shù)只有2010—2013 年的。結(jié)果見表10。從結(jié)果可以看出，宗族文化對信任水平有顯著的正向作用，也即宗族文化越濃厚的地方社會信任水平越高，因此更加有利于企業(yè)創(chuàng)新。

表10 宗族文化對企業(yè)創(chuàng)新影響之信任機(jī)制回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策建議

一方面，我國的研發(fā)支出和專利申請?jiān)诮鼛资暌恢北３挚焖僭鲩L；另一方面，我國的法律及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度仍不完善、不成熟。那么，為什么在正式制度不完善的情況下中國的創(chuàng)新行為可以持續(xù)增長呢？本文試圖從非正式制度——宗族文化的角度對該問題進(jìn)行回答。

使用2008—2014 年國家統(tǒng)計(jì)局《全國創(chuàng)新調(diào)查企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，使用距離模型構(gòu)建企業(yè)一定范圍內(nèi)家譜數(shù)量來衡量宗族文化的強(qiáng)弱，使用Heckman 兩步法解決自選擇問題，并在構(gòu)建合理的外生性工具變量解決內(nèi)生性問題后，我們發(fā)現(xiàn)宗族文化對民營企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用，該結(jié)果至少可以部分解釋為什么在正式制度缺失的情況下，我國企業(yè)的創(chuàng)新仍能迅速增長這一疑問。考慮到內(nèi)外資企業(yè)受到宗族文化的影響程度不同，而且漢地十八省和邊疆省份受到宗族文化的影響也不同，分組回歸的結(jié)果強(qiáng)化了宗族文化和企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。除此之外，本文還做了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，包括使用區(qū)域模型、控制佛道文化的影響、添加城市層面的控制變量、從創(chuàng)新投入的角度衡量創(chuàng)新、專利細(xì)分為發(fā)明專利和非發(fā)明專利、使用上市企業(yè)數(shù)據(jù)等，均和基準(zhǔn)結(jié)果保持一致。最后，關(guān)于機(jī)制的檢驗(yàn)表明，宗族文化緩解了民營企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束問題，同時(shí)宗族文化可以通過其內(nèi)含的道德修養(yǎng)降低專利執(zhí)法的風(fēng)險(xiǎn)，從而激發(fā)民營企業(yè)的創(chuàng)新熱情。

本文的政策建議主要有兩方面：一方面，文化是一個國家、一個民族的靈魂。中國具有五千年悠久的歷史文化，這些歷史文化是非正式制度的重要組成部分。鑒于非正式制度對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的積極作用，從非正式制度——宗族文化的視角而言，弘揚(yáng)中國優(yōu)秀傳統(tǒng)文化不僅是必要的，而且也是重要的，這是文化自信的根基所在。另一方面，盡管非正式制度在一定程度上促進(jìn)了民營企業(yè)的發(fā)展，但從根本上還是需要加強(qiáng)正式制度的建設(shè)。具體而言，首選在融資渠道上，建立更加完善和多元化的融資渠道是緩解民營企業(yè)面臨的融資約束最重要的解決途徑之一，同時(shí)，金融機(jī)構(gòu)也需要在民營企業(yè)抵押和借貸方面予以傾斜，進(jìn)一步加強(qiáng)對民營企業(yè)發(fā)展所需資金的支持力度。此外，各級政府也要加強(qiáng)法律制度的建設(shè)，特別是關(guān)于知識產(chǎn)權(quán)方面的法律制度，要加大對侵權(quán)行為等的查處和懲罰力度，在提高民營企業(yè)的預(yù)期創(chuàng)新收益的情況下，大幅度提高侵權(quán)者的成本，進(jìn)而最大限度地激發(fā)民營企業(yè)的創(chuàng)新動力。