王曉磊
私營企業(yè)的蓬勃發(fā)展是國民經(jīng)濟繁榮穩(wěn)定的關(guān)鍵一環(huán),同時對改善民生也有著重要意義。國家市場監(jiān)督管理總局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示,我國私營企業(yè)數(shù)量從2012年底的1085.7萬戶增長到2022年8月的4701.1萬戶,十年間翻了兩番多,私營企業(yè)在企業(yè)總量中的占比由79.4%提高到92.1%。(1)國家市場監(jiān)督管理總局、市場監(jiān)管總局:市場主體十年凈增超1億戶,https://www.samr.gov.cn/xw/mtjj/art/2023/art_74f2d45ccd014a17af74c3b9d8bac05a.html,2022年10月11日。當前我國私營經(jīng)濟累積了大量的人力、經(jīng)濟與社會資本,造就了一個新興社會群體——私營企業(yè)家。
2023年7月19日發(fā)布的《中共中央 國務(wù)院關(guān)于促進民營經(jīng)濟發(fā)展壯大的意見》中也指出,要著力推動私營經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展,促進私營經(jīng)濟人士健康成長,持續(xù)營造關(guān)心促進私營經(jīng)濟發(fā)展壯大的社會氛圍。然而相關(guān)研究認為,私營企業(yè)家從主觀上對自身地位認同度并不高。(2)李春玲:《當代中國社會的聲望分層——職業(yè)聲望與社會經(jīng)濟地位指數(shù)測量》,《社會學研究》2005年第12期。(3)唐松、溫德爾、孫錚:《“原罪”嫌疑與民營企業(yè)會計信息質(zhì)量》,《管理世界》2017年第8期。相對剝奪理論認為主觀地位感知不利的個體,更容易體驗到其基本權(quán)力被剝奪的感覺,此種消極情緒會對其心理發(fā)展帶來損害,引發(fā)一系列的消極行為。(4)Mummendey,Amelie,Kessler.,“ Strategies to Cope with Negative Social Identity: Predictions by Social Identity Theory and Relative Deprivation Theory”,Journal of Personality &Social Psychology,Vol.76,No.3,1999,pp.229-249.
在國家支持私營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,不斷激發(fā)市場主體活力的政策背景下,對私營企業(yè)家地位認同與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系的研究具有重要的現(xiàn)實意義。從理論意義來看,高階理論以人的有限理性為前提,把高層管理者的特征、戰(zhàn)略選擇、組織績效納入研究模型中,重點突出人口統(tǒng)計學特征對管理者認知模式的作用,以及對組織績效的影響(5)Lin, C., Lin, P., Song, F. M.,“Managerial Incentives, CEO Characteristics and Corporate Innovation in China’s Private Sector”,Journal of Comparative Economics,Vol.39,No.2,2011,pp.176-190.(6)Kraiczy, N. D., Hack, A., Kellermanns, F. W.,“CEO Innovation Orientation and R &D Intensity in Small and Medium-sized Firms: The Moderating Role of Firm Growth”,Journal of Business Economics,Vol.85,No.8,2015a,pp.851-872.,而將管理者地位認同作為核心解釋變量的文獻相對缺乏。盡管個別文獻已關(guān)注到管理者主觀地位感知和企業(yè)戰(zhàn)略或績效間的關(guān)系(7)Hambrick, D. C., Mason, P. A.,“Upper Echelons: The Organization as a Reflection of Its Top Managers”,Academy of Management Review,Vol.9,No.2,1984,pp.193-206.,但忽略了對影響機制的探討。本文以私營企業(yè)家對營商環(huán)境的評價為中介變量,考察這一影響機制的作用。此外,私營企業(yè)家的地位認同對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響受到諸多因素的干擾,本文將以企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個典型的企業(yè)特征為調(diào)節(jié)變量,分析其如何從外部調(diào)節(jié)私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。
本文的邊際貢獻在于:第一,拓展了私營企業(yè)創(chuàng)新投入的研究范疇,將企業(yè)非技術(shù)創(chuàng)新投入納入其中,形成對創(chuàng)新投入的全面性考察;第二,豐富了高階理論中管理者個人特征的內(nèi)涵,強調(diào)了私營企業(yè)家地位認同是影響企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)鍵因素;第三,補充了私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機制,檢驗了營商環(huán)境評價的中介效應(yīng);第四,關(guān)注了企業(yè)特征的外部調(diào)節(jié)作用,企業(yè)規(guī)模與企業(yè)年齡成為主要的調(diào)節(jié)效應(yīng)內(nèi)容。
1.地位認同
關(guān)于地位的研究大多與社會分層聯(lián)系緊密,從而更有效地觀察社會的不平等狀況。如馬克斯·韋伯(8)馬克斯·韋伯:《參考經(jīng)濟與社會(下卷)》,北京:商務(wù)印書館,2004年,第178頁。主張從權(quán)力、聲望及財富三個方面綜合探究社會公平,其中大量涉及對階層地位的論述。后續(xù)相關(guān)研究致力于對地位的測量,其中社會經(jīng)濟地位(Socioeconomic Status,SES)是地位測量的核心范疇,同時又與資本相結(jié)合,如科爾曼(9)詹姆斯·S.科爾曼:《社會理論的基礎(chǔ)》,北京:社會科學文獻出版社,2008年,第234頁。認為社會經(jīng)濟地位由金融資本(Financial Capital)、社會資本(Social Capital)及人力資本(Human Capital)構(gòu)成,每類資本也會對應(yīng)具體的測量指標。與此同時,地位界定的主流做法常常將其等同于職業(yè)地位,這是由于職業(yè)的獲得具有綜合性質(zhì)(教育程度、社會關(guān)系、經(jīng)濟實力等相互作用的結(jié)果),對測量整體地位具有一定的代表性??傮w來看,學術(shù)界關(guān)于地位的研究目前仍以客觀地位為主,對于地位認同涉及較少,需要進一步補充具有“嵌入性”與“比較性”的個體主觀感知的內(nèi)容。(10)馬駿、羅衡軍、肖宵:《私營企業(yè)家地位感知與企業(yè)創(chuàng)新投入》,《南開管理評論》2019年第2期。地位認同是一種基于個體經(jīng)驗的情感判斷,判斷的結(jié)果中糅雜著諸多感性認識,對此方面給予一定的研究關(guān)注,能夠充分了解私營企業(yè)家做出創(chuàng)新決策的真實想法。嵌入到一定的社會歷史文化背景之下,通過與其他客觀階層地位的個體進行比較,得到對于自身地位的主觀認同。這樣的認同成分孕育在“嵌入性”的狀態(tài)中,最終通過“比較性”這一特點,得到對自身經(jīng)濟地位、社會地位和政治地位等方面的主觀判斷。(11)Bhattacharya, S.,“How Perception of Status Differences Affects Our Decision Making”,Rutgers University-graduate School-newark,2012.
2.企業(yè)創(chuàng)新投入
由經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Cooperation and Development,OECD)和歐盟統(tǒng)計局(Eurostat agency)聯(lián)合制定的《奧斯陸手冊》(《Oslo Manual》)提供了技術(shù)創(chuàng)新與非技術(shù)創(chuàng)新的界定標準(12)經(jīng)濟合作與發(fā)展組織:《奧斯陸手冊2018》,北京:科學技術(shù)文獻出版社,2021年,第96頁。。根據(jù)該手冊的內(nèi)容,技術(shù)創(chuàng)新指的是新產(chǎn)品研發(fā)和升級產(chǎn)品功能與用途、獲取專利知識使用權(quán)、增加服務(wù)功能和范圍、獲取新的生產(chǎn)/流通設(shè)備和效率技術(shù)工具及其他相關(guān)資本品、推進與實施新的工藝生產(chǎn)和交付方式;非技術(shù)創(chuàng)新指的是開拓新市場和銷售渠道、應(yīng)用新的產(chǎn)品促銷和定價策略、在業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)和組織程序上的變革、形成新的職責劃分和決策模式、建立與其他企業(yè)或機構(gòu)關(guān)系的新方式。
關(guān)于地位認同,既有研究更多集中在心理學領(lǐng)域,關(guān)注到的是個體認同特征。而當我們聚焦到某一社會群體時,其社會學層面的意義便得到凸顯。正如本文所關(guān)注的私營企業(yè)家這一特殊群體,其地位認同將對我國私營企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生重要影響。從微觀角度看,地位認同與私營企業(yè)家個人所面臨的經(jīng)濟風險、感受到的心理安全密切相關(guān)。有研究認為,當企業(yè)家在受教育程度、營業(yè)收入、政治身份等方面占據(jù)一定優(yōu)勢時,其自我地位認同程度也會相應(yīng)提升,對風險的感知會更加迅敏,更加從容地面對復雜的環(huán)境,對待企業(yè)未來發(fā)展的前景更加自信樂觀,在企業(yè)創(chuàng)新投入的意愿和實際行為上表現(xiàn)得更加積極。(13)Fiske, S. T., Moya, M., Russell, A. M., &Bearns, C.,“The Secret Handshake: Trust in Cross-class Encounters”,In S. T. Fiske &H. R. Markus (Eds.), “Facing Social Class: How Societal Rank Influences Interaction”,New York: The Russell Sage Foundation Publications,2012.(14)Kraus, M. W., Stephens, N. M.,“A Road Map for an Emerging Psychology of Social Class”,Social and Personality Psychology Compass”,Vol.6,No.9,2012,pp.642-656.從宏觀角度看,相關(guān)研究結(jié)論得出私營企業(yè)家的地位認同與產(chǎn)權(quán)的恒穩(wěn)性有一定聯(lián)系(15)Cai, H. B., Fang, H., Xu, L. C.,“ Eat, Drink, Firms and Government: An Investigation of Corruption from the Entertainment and Travel Costs of Chinese Firms”,Journal of Law &Economics,Vol.54,No.1,2011,pp.55-78.,當國家對私營企業(yè)產(chǎn)權(quán)的保護得到增強,伴隨私營企業(yè)家的地位認同的提升,其能夠更加專心于企業(yè)內(nèi)部發(fā)展,而不是疲于采取外部公關(guān)策略來扭轉(zhuǎn)態(tài)勢,從企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的角度考慮,企業(yè)創(chuàng)新投入的意愿以及實際的行為表現(xiàn)都會得到加強?;诖?本文提出研究假設(shè)1。
H1:私營企業(yè)家地位認同越高,對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響越大
營商環(huán)境包括行政審批、融資環(huán)境、法律和契約實施效率等多個方面。(16)郭敬生:《論民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展:價值、遵循、機遇和路徑》,《經(jīng)濟問題》2019年第3期。良好且透明的營商環(huán)境是企業(yè)規(guī)避風險的必要條件。(17)張菀洺、楊廣釗:《營商環(huán)境對民營企業(yè)競爭力的影響》,《財貿(mào)經(jīng)濟》2022年第10期。高質(zhì)量的營商環(huán)境會為企業(yè)帶來更低的稅負比率、更好的融資渠道、更公平有效的競爭,從而有助于促進企業(yè)成長。(18)Branstetter,L.,Lima,F.,Taylor,L.J,&Venncio,A.,“Do Entry Regulations Deter Entrepreneurship and Job Creation? Evidence from Recent Reforms in Portugal”,The Economic Journal,Vol.124,No.5,2014,pp.805-832.私營企業(yè)家對營商環(huán)境的評價已成為影響企業(yè)經(jīng)營決策的重要因素,積極的營商環(huán)境評價對企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的正向影響。(19)Keltner, D., Gruenfeld, D. H., Anderson, C.,“Power, Approach, and Inhibition”,Psychological Review,Vol.110,No.2,2003,pp.265-284.(20)郭敬生:《論民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展:價值、遵循、機遇和路徑》,《經(jīng)濟問題》2019年第3期。而在私營企業(yè)家對營商環(huán)境評價的影響因素中,企業(yè)家的地位認同起到了關(guān)鍵性作用。有研究認為,地位認同較高者往往對所處生活、工作和創(chuàng)業(yè)等環(huán)境的態(tài)度親善,滿意度相對較高,易形成積極評價。(21)黃杰,程中培:《家庭背景、精英類型與青年企業(yè)家地位感知——基于全國私營企業(yè)調(diào)查的分析》,《中國青年研究》2021年第6期?;诖?本文提出研究假設(shè)2:
H2:私營企業(yè)家地位認同通過營商環(huán)境評價影響企業(yè)創(chuàng)新投入
在有關(guān)私營企業(yè)的研究中,最重要的企業(yè)特征主要包括企業(yè)規(guī)模與企業(yè)年齡。(22)Mata, J., Portugal, P.,“Patterns of Entry, Post-entry Growth and Survival”,Small Business Economics,Vol.22,No.3,2004,pp.283-298.企業(yè)規(guī)模體現(xiàn)在自身組織能力以及對內(nèi)外部資源的依賴上,直觀地反映在企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模上。企業(yè)年齡是指企業(yè)從創(chuàng)立注冊直至目前的經(jīng)營時長,它能夠反映企業(yè)在市場競爭中是否具備持續(xù)發(fā)展力。一般而言,企業(yè)的規(guī)模大小會在一定程度上對企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。規(guī)模越小的私營企業(yè)受限越多,戰(zhàn)略發(fā)展空間小,風險應(yīng)對能力弱,多數(shù)時候處于“巧婦難為無米之炊”的窘境。(23)郭敬生:《論民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展:價值、遵循、機遇和路徑》,《經(jīng)濟問題》2019年第3期。與此相反的是,規(guī)模越大的企業(yè)自主創(chuàng)新空間越充足,掌握的組織資源和社會資源越充裕,對于市場競爭的風險預(yù)估越精準。(24)Ndofor, H. A., Sirmon, D. G., He, X.,“Firm Resources, Competitive Actions and Performance: Investigating a Mediated Model with Evidence from the In-vitro Diagnostics Industry”,Strategic Management Journal,Vol.32,No.6,2011,pp.640-657.因此,相較于小型私營企業(yè),大規(guī)模私營企業(yè)在創(chuàng)新投入方面占據(jù)優(yōu)勢。與此同時,企業(yè)在同行中的口碑需要通過時間進行積淀,相較于年齡短的私營企業(yè),年齡長的私營企業(yè)在創(chuàng)新經(jīng)驗等方面累積更多。(25)Hansen, W. L., Mitchell, N. J.,“Globalization or National Capitalism: Large Firms, National Strategies, and Political Activities”, Business and Politics,Vol. 3,No.1,2001,pp.5-19.同時在企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡上占據(jù)優(yōu)勢的私營企業(yè)家往往會向外界塑造一種積極形象,自身的地位認同感更高,更易打造有效的社會網(wǎng)絡(luò),盡力聚集創(chuàng)新要素,在創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新投入的傾向性上更加強烈。(26)Lin, Z. J., Yang, H., Arya, B.,“Alliance Partners and Firm Performance: Resource Complementarity and Status Association”,Strategic Management Journal,Vol.30,No.9,2009,pp.921-940.基于此,本文提出研究假設(shè)3和假設(shè)4。
H3:企業(yè)規(guī)模越大,私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響越大
H4:企業(yè)年齡越大,私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響越大
本文的研究框架如圖1所示:
圖1 研究框架圖
本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2018年由中共中央統(tǒng)戰(zhàn)部、中華全國工商業(yè)聯(lián)合會、國家市場監(jiān)督管理總局、中國社會科學院、中國民(私)營經(jīng)濟研究會聯(lián)合開展的第13次中國私營企業(yè)調(diào)查(Chinese Private Enterprise Survey,CPES)。本次調(diào)查覆蓋了我國31個省、自治區(qū)和直轄市不同規(guī)模、不同行業(yè)的私營企業(yè),使用了國家市場監(jiān)督管理總局信息中心提供的全私營企業(yè)名錄作為抽樣框,進行了嚴格的目錄抽樣。調(diào)查問卷中關(guān)于企業(yè)家地位認同、營商環(huán)境評價、企業(yè)創(chuàng)新投入等方面的數(shù)據(jù)均來自企業(yè)家本人的回答,數(shù)據(jù)更具針對性,有助于更直觀地分析企業(yè)家地位認同與創(chuàng)新投入的關(guān)系。本次調(diào)查共收集3973份有效問卷。
1.因變量
因變量是私營企業(yè)創(chuàng)新投入,包括技術(shù)創(chuàng)新投入和非技術(shù)創(chuàng)新投入?;谡{(diào)查問卷的已有相關(guān)問題,關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新投入的測量,本文參考陳險峰等(27)陳險峰、陳志強、李佳賓、胡珺:《非執(zhí)行董事對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究》,《管理學報》2019年第8期。的研究,用企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)(包括專利、商標等)數(shù)量加1后取自然對數(shù)來進行衡量;關(guān)于非技術(shù)創(chuàng)新投入的測量,本文借鑒謝昕琰等(28)謝昕琰、周宇亮:《私營企業(yè)規(guī)模、政治聯(lián)系與創(chuàng)新的二元驅(qū)動模式》,《經(jīng)濟與管理》2020年第2期。的測量實踐,側(cè)重于營銷創(chuàng)新角度,將“是否投向新的實體經(jīng)濟領(lǐng)域”作為非技術(shù)創(chuàng)新投入的指標。
2.自變量
自變量是私營企業(yè)家地位認同。本文將調(diào)查問卷中涉及的私營企業(yè)家自評經(jīng)濟地位、社會地位以及政治地位(對原始賦分順序翻轉(zhuǎn)處理,使得評分越高代表地位認同度越高,1為最低,10為最高)進行因子分析,KMO值為0.686,Bartlett球形檢驗通過(p<0.001),主成分特征值大于1的累計方差值為80.98%,將提取出的一個公因子命名為“私營企業(yè)家地位認同”。
3.中介變量
中介變量是私營企業(yè)家對營商環(huán)境的評價。本文對調(diào)查問卷中第41題“過去一年以來,您覺得下列情況的改善程度如何?”中的“A-J”共10個題項(對原始賦分順序翻轉(zhuǎn)處理,使得評分越高代表改善程度越好,1為完全沒有改善,5為明顯改善)進行因子分析,KMO值為0.892,Bartlett球形檢驗通過(p<0.001)。運用最大方差法旋轉(zhuǎn)后,提取的3個固定因子的累積方差貢獻率達到78.43%。在旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣中(見表1),將“A.行政審批手續(xù)更加方便、簡捷”“B.節(jié)省了工商證照辦理時間”“C.工商行政機關(guān)公正執(zhí)法”“D.企業(yè)注冊更加靈活”“E.企業(yè)年報程序簡潔便利”“F.‘五證合一’時換證手續(xù)簡化”歸為“行政審批”因子;將“G.政府官員勤政、積極服務(wù)企業(yè)”“H.市場監(jiān)管部門運動式執(zhí)法”歸為“法律和契約實施效率”因子;將“I.企業(yè)從國有銀行貸款的難易程度”“J.企業(yè)從民間渠道籌資的難易程度”歸為“融資環(huán)境”因子。
表1 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣
4.調(diào)節(jié)變量
調(diào)節(jié)變量包括企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡。企業(yè)規(guī)模通常以企業(yè)凈資產(chǎn)總額作為主要衡量標準。本文參考馬駿等(29)馬駿、羅衡軍、肖宵:《私營企業(yè)家地位感知與企業(yè)創(chuàng)新投入》,《南開管理評論》2019年第2期。的操作化,以調(diào)查問卷中“2017年底企業(yè)凈資產(chǎn)總額(萬元)”(30)不包括企業(yè)借款。對企業(yè)規(guī)模進行測量,并整體加1后取自然對數(shù)進入模型;企業(yè)年齡則以調(diào)查年份2018年減去調(diào)查問卷中所問及的企業(yè)登記注冊年份來獲得,由于企業(yè)年齡為0(即調(diào)查年份與企業(yè)登記注冊年份相同)的個案數(shù)量較少(僅為3個),本文對其刪除后再將企業(yè)年齡取平方納入模型。
5.控制變量
控制變量包括企業(yè)家個體特征(性別、年齡、受教育程度、是否為人大代表、是否為政協(xié)委員、是否為工商聯(lián)會員),企業(yè)發(fā)展特征(企業(yè)注冊類型、企業(yè)所在行業(yè)、投資主體是否為自己和家庭成員、高等教育學歷員工占比、企業(yè)資產(chǎn)負債率、上年度企業(yè)凈利潤同比)。 本文中涉及的變量基本信息如表2所示。
表2 變量基本信息
第一部分:企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入(連續(xù)變量)的中介模型設(shè)定
為了研究私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響,本文構(gòu)建基準模型(1)來檢驗地位認同與技術(shù)創(chuàng)新投入的關(guān)系。
Tech_inputi=α+c1Identityi+c2Xi+εi
(1)
其中,Tech_inputi表示技術(shù)創(chuàng)新投入,Identityi表示企業(yè)家地位認同,Xi為控制變量,α為常數(shù)項,εi是誤差項。
為了檢驗私營企業(yè)家地位認同影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的路徑機制,本文采用OLS回歸,參照溫忠麟(31)溫忠麟、張雷、侯杰泰、劉紅云:《中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用》,《心理學報》2004年第5期。的經(jīng)典流程,通過逐步檢驗回歸系數(shù)的方法進行中介效應(yīng)檢驗,增加方程(2)和方程(3)。
Evaluatei=α+a1Identityi+c2Xi+εi
(2)
Tech_inputi=α+c'1Identityi+b1Evaluatei+c2Xi+εi
(3)
三個方程的構(gòu)造思路如圖2中介效應(yīng)模型所示。其中,方程(2)和方程(3)中的Evaluatei表示營商環(huán)境評價,Tech_inputi、Identityi、Xi與方程(1)相同。在方程(1)(2)(3)中,a1、b1、c1、c2為主要變量的系數(shù),α為常數(shù)項,εi為隨機擾動項。
圖2 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)模型圖
在中介效應(yīng)模型里,方程(1)的系數(shù)c1是私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的總效應(yīng);方程(2)的系數(shù)a1是私營企業(yè)家地位認同對營商環(huán)境評價的效應(yīng);方程(3)的系數(shù)b1是在控制了私營企業(yè)家地位認同的影響后,營商環(huán)境評價對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的效應(yīng);系數(shù)c'1是在控制了營商環(huán)境評價的影響后,私營企業(yè)家地位認同對技術(shù)創(chuàng)新投入的直接效應(yīng);同時營商環(huán)境評價的間接效應(yīng)等于a1×b1。如果所有系數(shù)a1、b1、c1、c'1同時顯著,則為部分中介效應(yīng);若僅c'1不顯著,則稱為完全中介效應(yīng);若a1和b1中至少有一個不顯著,則要進行sobel檢驗,只有該檢驗通過才能說明存在中介效應(yīng)。
第二部分:企業(yè)非技術(shù)創(chuàng)新投入(二分變量)的中介模型設(shè)定
與第一部分不同的是,本文在非技術(shù)創(chuàng)新的操作化上選取的是二分變量。對于因變量Y是分類或者等級變量、中介變量(M)和自變量(X)是連續(xù)變量的中介效應(yīng)模型,M對X的回歸系數(shù)(連續(xù)變量的量尺)與Y對M的回歸系數(shù)(Logit量尺)和Y對X的回歸系數(shù)(Logit量尺)均不在相同的尺度上,因此不能簡單采用處理連續(xù)變量中介效應(yīng)的方式,直接將回歸系數(shù)a和b相乘得到中介效應(yīng)大小。因而,這樣的模型需要通過標準化轉(zhuǎn)換實現(xiàn)回歸系數(shù)的等量尺化。(32)MacKinnon, D. P., Lockwood, C. M., Brown, C. H., Wang W., &Hoffman, J. M,“The Intermediate Endpoint Effect in Logistic and Probit Regression”,Clinical Trials,No.4,2007,pp.499-513.(33)溫忠麟、葉寶娟:《中介效應(yīng)分析:方法和模型發(fā)展》,《心理科學進展》2014年第5期。
本文按照中介效應(yīng)檢驗程序構(gòu)建方程(4)(5)(6),由于因變量是二分變量,因此方程(4)和(6)采用了Logistic回歸,由于中介變量是連續(xù)變量,因此方程(5)采用了線性回歸,方程(5)與方程(2)一致。Non_Tech_inputi表示非技術(shù)創(chuàng)新投入,其他變量與前文相同。
Non_Tech_inputi=LogitP(Non_Tech_inputi=1|Identityi,Xi)
(4)
Evaluatei=α+a1Identityi+c2Xi+εi
(5)
Non_Tech_inputi=
LogitP(Non_Tech_inputi=1|Evaluatei,Identityi,Xi)=
(6)
如何使得回歸系數(shù)具有相同的尺度?Iacobucci(34)Iacobucci, D.,“Mediation Analysis and Categorical Variables: The Final Frontier”,Journal of Consumer Psychology, No,22,2012,pp.582-594.指出,在線性回歸中,回歸系數(shù)的顯著性檢驗用t檢驗,檢驗的統(tǒng)計量為t=a/SE(a),當樣本容量增大到自由度超過30時,t檢驗可以看成是Z檢驗,可以寫成Za=a/SE(a);在Logistic回歸中,回歸系數(shù)b的顯著性檢驗用Wald的χ2檢驗,檢驗的統(tǒng)計量為χ2=(b/SE(b))2,檢驗統(tǒng)計量的平方根是b/SE(b),這是一個t檢驗統(tǒng)計量,當樣本容量增大到自由度超過30時,可以寫成Zb=b/SE(b);所以將回歸系數(shù)a和b轉(zhuǎn)換為Za和Zb后,Za和Zb是相同尺度的,因此二分因變量中介模型的中介效應(yīng)大小為 Za×Zb,中介效應(yīng)的顯著性檢驗也就是檢驗Za×Zb的顯著性,Iacobucci建議使用Sobel法檢驗Za×Zb的顯著性。
本文借鑒方杰和溫忠麟等(35)方杰、溫忠麟、張敏強:《類別變量的中介效應(yīng)分析》,《心理科學》2017年第2期。的經(jīng)驗做法:第一,通過方程(5),可得到a1、SE(a1)、Za1;第二,通過方程(6),可得到b1(中介變量系數(shù))、SE(b1)、Zb1;第三,通過Sobel法檢驗Za×Zb的顯著性來判斷中介效應(yīng)是否存在。
表3中的模型1反映的是企業(yè)家地位認同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的總效應(yīng),即公式(1)中的c1,該系數(shù)在5%的水平上顯著為正,H1得到驗證。模型2進一步增加了企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模與企業(yè)家地位認同的交互項,用來檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在。由模型2的統(tǒng)計結(jié)果可知,企業(yè)家地位認同、企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模的主效應(yīng)、交互項均達到了顯著水平且系數(shù)均為正,H3和H4得到驗證。
表3 OLS回歸結(jié)果(企業(yè)家地位認同→企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入/企業(yè)家地位認同→營商環(huán)境評價)
模型3、模型4和模型5分別反映的是企業(yè)家地位認同對營商環(huán)境評價中的行政審批評價、融資環(huán)境評價及法律和契約實施效率評價的影響,即公式(2)中的a1,三方面評價的系數(shù)均為正且達到了顯著水平。
如表4所示,模型6、模型7和模型8分別反映的是加入行政審批評價、融資環(huán)境評價及法律和契約實施效率評價等中介變量后的企業(yè)家地位認同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響。通過該步驟,可得到公式(3)中的b1和c'1。由表4對應(yīng)數(shù)據(jù)可知,企業(yè)家地位認同的系數(shù)均為正且達到了顯著水平,即c'1全部顯著。而在b1的結(jié)果上,三類評價的系數(shù)均為正且達到了顯著水平,說明三類評價均起到部分中介效應(yīng)。具體來看,由表3中的模型1可知,企業(yè)家地位認同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的總效應(yīng)為0.0779,由表3中的模型3和表4中的模型6可知,行政審批評價的中介效應(yīng)為0.0147×0.4830=0.0071,行政審批評價的中介效應(yīng)占比為9.11%;由表3中的模型4和表4中的模型7可知,融資環(huán)境評價的中介效應(yīng)為0.0592×0.1740=0.0103,融資環(huán)境評價的中介效應(yīng)占比為13.2%;由表3的模型5和表4中的模型8可知,法律和契約實施效率的中介效應(yīng)為0.0126×0.0985=0.0012,法律和契約實施效率的中介效應(yīng)占比為1.6%。因此,本研究提出的H2得到驗證。
表4 OLS回歸結(jié)果(企業(yè)家地位認同、營商環(huán)境評價→企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入)
表5中的模型9反映的是企業(yè)家地位認同對企業(yè)非技術(shù)創(chuàng)新投入的總效應(yīng),該系數(shù)在5%的水平上顯著為正,H1得到驗證。模型10進一步增加了企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模與企業(yè)家地位認同的交互項,用來檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在。由模型10的統(tǒng)計結(jié)果可知,企業(yè)家地位認同、企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模的主效應(yīng)、交互項均達到了顯著水平且系數(shù)均為正,H3和H4得到驗證。
表5 logit回歸(企業(yè)家地位認同、營商環(huán)境評價→企業(yè)技術(shù)非創(chuàng)新投入)
如表5所示,模型11、模型12和模型13分別反映的是加入行政審批評價、融資環(huán)境評價及法律和契約實施效率評價等中介變量后的企業(yè)家地位認同對企業(yè)非技術(shù)創(chuàng)新投入的影響。由表5對應(yīng)數(shù)據(jù)可知,企業(yè)家地位認同的系數(shù)均為正且達到了顯著水平。而在b1的結(jié)果上,三類評價的系數(shù)均為正且達到了顯著水平,說明三類評價起到部分中介效應(yīng)。前面提到,二分因變量中介模型的中介效應(yīng)大小為 Za×Zb,中介效應(yīng)的顯著性檢驗也就是檢驗Za×Zb的顯著性,可通過Sobel法檢驗Za×Zb的顯著性。其中,Za=a/SE(a),Zb=b/SE(b)。行政審批評價的Za=0.0147/0.006=2.45,融資環(huán)境評價的Za=0.0592/0.0235=2.52,法律和契約實施效率評價的Za=0.0126/0.0060=2.10;行政審批評價的Zb=0.0542/0.027=2.01,融資環(huán)境評價的Zb=0.0607/0.030=2.02,法律和契約實施效率評價的Zb=0.0513/0.024=2.14。通過Sobel法檢驗Za×Zb的顯著性來判斷中介效應(yīng)是否存在,結(jié)果顯示,行政審批評價的Za×Zb在5%水平上顯著(P=0.043),融資環(huán)境評價的Za×Zb在5%水平上顯著(P=0.028),法律和契約實施效率評價的Za×Zb在10%水平上顯著(P=0.081)。三類評價均在私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)非技術(shù)創(chuàng)新投入的影響中發(fā)揮中介作用,H2得到驗證。
本文基于第13次中國私營企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù),實證剖析了私營企業(yè)家地位認同如何影響企業(yè)創(chuàng)新投入。從研究結(jié)果來看,私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入和非技術(shù)創(chuàng)新投入均產(chǎn)生顯著正向影響;私營企業(yè)家地位認同對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入和非技術(shù)創(chuàng)新投入的積極作用在創(chuàng)立時間更久、運營規(guī)模更大的企業(yè)中更為明顯;私營企業(yè)家對行政審批、融資環(huán)境和法律與契約實施效率等方面的營商環(huán)境的評價是影響其地位認同與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系的重要中介路徑。
本文的上述研究結(jié)論具有如下政策啟示:第一,在當前追求經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中,需要企業(yè)家的積極作為,不斷推動私營企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展,而企業(yè)家地位認同感的提升有助于促進私營企業(yè)的創(chuàng)新投入。為此各級政府應(yīng)進一步提升政企互動質(zhì)量,深入了解私營企業(yè)家地位認同的影響因素,努力營造積極健康的政商關(guān)系,并結(jié)合良性的社會輿論,綜合提升私營企業(yè)家的地位認同感。(36)許為賓、蹇亞蘭、嚴子淳:《企業(yè)家地位認同與家族企業(yè)研發(fā)投資》,《科研管理》2021年第10期。第二,企業(yè)年齡與企業(yè)規(guī)模是關(guān)鍵的外部調(diào)節(jié)變量,從私營經(jīng)濟整體發(fā)展角度來看,一方面,“老字號”“老品牌”及資產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)應(yīng)繼續(xù)在創(chuàng)新投入環(huán)節(jié)上穩(wěn)中求進,另一方面,對于成立時間不久、發(fā)展規(guī)模不大的初創(chuàng)企業(yè),除了自身不斷適應(yīng)市場環(huán)境、提升企業(yè)競爭力以外,還需要各級政府在相關(guān)優(yōu)惠政策上給予傾斜,做到“扶上馬再送一程”。第三,從中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果來看,私營企業(yè)家對營商環(huán)境的評價在其中發(fā)揮重要的傳導作用。營商環(huán)境反映了地方政府服務(wù)市場化主體的意愿、舉措和效果,是由政府主導的制約和影響私營企業(yè)生存、發(fā)展和效率提升的重要環(huán)境因素。(37)張菀洺、楊廣釗:《營商環(huán)境對民營企業(yè)競爭力的影響》,《財貿(mào)經(jīng)濟》2022年第10期。因此,地方政府及其他服務(wù)部門應(yīng)高度重視行政審批效率、法律與契約實施效率的提升以及融資環(huán)境的改善,堅決貫徹落實“市場化、法治化、國際化”的營商環(huán)境優(yōu)化原則,充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定作用,從而推動私營企業(yè)長期持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展。