地区关系文化与企业创新
——来自中国内地120个城市的证据

刘 锦1,叶云龙2,李晓楠3

(1.中南林业科技大学 商学院,湖南 长沙 410004;2.浙江大学宁波理工学院 商学院,浙江 宁波 315100;3.南开大学 商学院,天津 300071)

摘 要:作为中国文化的重要组成部分,关系文化在制度改革进程中,促进了体制约束或资源匮乏背景下的企业创新行为。然而,浓重的地区关系文化犹如无形的制度牢笼,束缚着企业创新活动。利用中国内地120个城市工业企业数据,实证考察了地区关系文化对企业创新的影响。结果显示,地区关系文化对企业创新具有显著促进作用。随着地区关系文化的发展,企业创新活动将受到抑制,两者呈现显著倒“U”型关系。进一步研究表明,地区关系文化对企业创新的倒U型效应仅在规模较大的企业中显著;相较于国有企业,该效应在非国有企业样本中更显著;企业是否属于高技术行业则对两者关系无实质性影响。

关键词:关系文化;企业创新;非正式制度;社会失范

0 引言

在新兴转型经济体中,由于市场体系和法律体系等正式制度不完善,导致企业倾向于采用以关系为导向的非市场行为,从而更好地适应环境和有效地获取外部资源[1]。作为世界上最大的转型经济体,同时深受传统儒家文化的影响,关系历来被中国企业视为开展商业活动的前提。从日常人际交往到正式商业合作,人们已经习惯了“礼尚往来”和“拉关系”,以及“先做人、后做事”的社会潜规则。这也成为个人或组织取得社会合法性,甚至实施资源配置的必要条件[2]。由此,地区内个人或组织对关系网络的认同、构建及维护,无形中塑造了地区关系的亚文化制度。为便于表述,笔者称之为地区关系文化。

作为非正式制度和中国传统文化的重要组成部分,关系文化深刻地影响着中国社会经济和生活的方方面面[3]。基于战略选择理论,大量研究考察了中国改革进程中,企业利用关系导向的非市场行为突破体制束缚或缓解资源匮乏的困境,“润滑”传统计划经济体制下的企业创新活动[4]。例如,陈爽英等(2010年)指出,中国民营企业家的社会关系资本作为一种非正式机制,对企业研发活动具有显著积极影响。新制度主义制度同形理论认为,以服从制度要求换取合法性是摆脱制度约束的最佳选择。由此,基于关系导向的战略选择将会给企业带来高昂的运营成本,日益复杂的关系网络也容易成为滋生腐败的温床,从而导致企业偏离创新等市场行为[5]

源于创新活动的外部性,以及制度环境不完备,中国企业普遍存在创新不足问题,这也是本文聚焦于关系文化与企业创新的重要原因。无论是战略选择理论还是新制度主义,已有研究囿于传统经济个体,从企业成本收益视角分析其创新战略,将文化制度作为研究背景,忽略了作为非正式制度的关系文化对企业创新的决定作用。与此同时,关系文化作为一种非正式制度,其衍变过程中外部环境的复杂性决定了它在不同地区之间的差异。那么,关系文化地区差异如何作用于企业创新行为?企业是受制于制度压力而减少创新行为,还是奋起抗争,利用制度场域中的矛盾(关系)增加其创新活动?利用中国内地120个城市16万多家工业企业数据,本文首次考察地区关系文化对企业创新的影响。结果表明,地区关系文化对企业创新具有显著促进作用。但是,随着地区关系文化影响增强,企业创新活动受到抑制,两者呈现显著倒“U”型关系。笔者进一步对样本考察发现:①地区关系文化对企业创新的这种影响仅在规模较大的企业中显著;②相较于国有企业,该影响在非国有企业样本中更显著;③企业是否属于高技术行业则对两者关系无实质性影响。

本文贡献主要体现在以下3个方面:①丰富了非正式制度领域的相关文献。基于制度基础观,已有研究大多强调正式制度的强制规范对企业战略的影响,忽略了文化等非正式制度的关键作用。事实上,处于转型阶段的中国,由于正式制度不完备,其强制规范程度大打折扣。在此情境下,关系文化这种典型非正式制度具有更为普遍的认知度和接受度;②拓展了企业创新制度前因。为何不同地区的企业创新能力存在显著差异?已有研究认为,正式制度是造成地区创新能力差异的重要原因。本文进一步指出,作为非正式制度的地区关系文化是决定企业创新战略的重要前因;③调和了战略选择理论与新制度主义对关系文化战略效应的对立论点。新制度主义学者强调企业战略应遵从制度约束,服从制度压力,战略选择理论则强调战略制定者的主动选择。本文认为,地区关系文化与企业创新的倒“U”型关系表明两种理论均有其合理性。

1 理论分析与研究假设

1.1 关系文化对企业创新的束缚

现实中企业在制定市场战略时,面临正式与非正式制度约束。相较于正式制度,非正式制度往往表现得更为严苛[5]。在关系文化盛行的社会中,为获取社会合法性和规避不确定性,特定企业会采取模仿地区关系网络中其他成员行为的策略[6]。例如,Gao[7]指出,作为理性经济个体,当特定企业感知到其它企业通过行贿获得收益时,更有可能参与行贿活动。无独有偶,社会学的失范理论(Social Anomie Theory)认为,受制于社会失范压力,在准则缺失环境中,个人或企业更倾向于采取非法(偏离)行为获得成功[8]

地区关系文化束缚企业创新行为,究其原因,主要是从根本上抑制了企业创新动力。一方面,关系文化容易诱发企业通过寻租腐败活动提升企业业绩,直接挤出了企业创新投入。换言之,相较于创新行为,拉关系的“性价比”更高。例如,张敏与黄继承(2009年)指出,企业关系资本会使其更愿意通过多元化扩张行为提升企业业绩,或偏好通过并购方式扩张企业规模,而非技术创新。另一方面,关系文化破坏了正式制度的完整性,使企业经营环境恶化,直接降低了企业创新收益。在关系文化盛行的地区,知识产权保护力度小,企业创新活动容易被其它企业模仿或复制,导致企业不愿意实施创新[9]

在中国特殊政治经济制度下,关系文化渗透于商业活动中,最典型的表现就是企业对政治关联的偏好。在关系文化浸润下,企业不仅会投身于自身能力建设,而且会寻求政治关联[10]。但是,企业对政治关系的追逐,必然导致其资源配置分散,创新能力降低。例如,罗明新等(2013年)发现政治关联对技术创新绩效具有显著负向影响。袁建国等(2015年)发现企业政治关联阻碍了企业创新活动,降低了创新效率,从而证实了我国企业存在“政治资源诅咒”效应。

1.2 关系文化对企业创新的“润滑”

尽管新制度主义学派与社会失范理论均强调,正式与非正式制度会迫使企业以服从制度压力为代价,换取自身合法性和规避不确定性。但是,这种过度“社会化”要求存在两个方面的问题:①忽视了企业作为独立经济个体的主观能动性。作为理性经济个体,企业并不会单纯地遵循制度要求,而是会积极采取行动挑战现有制度或推动制度改革;②制度复杂性是现实制度环境的重要特征,这在转型经济体中表现尤为明显。正式制度与非正式制度的矛盾、不同非正式制度之间的矛盾不仅给予了企业更多选择空间,而且提升了现实制度环境下企业自主选择的重要性[11]。面对不完备的正式制度,企业有动力利用非正式制度主动实施战略选择。换言之,可能产生非正式制度对正式制度的互补效应。

因此,战略选择学派主张,企业能够积极地利用关系文化弥补正式制度的不足。事实上,大量研究证实了企业可能利用各类关系“润滑”其创新行为。例如,韦影[12]指出,在不考虑吸收能力作用的情况下,企业社会资本结构、关系和认知等3个维度对于我国企业技术创新绩效均具有积极显著作用。周小宇等[2]发现,企业关系导向战略有助于促进其创新战略实施。在典型政治关系方面,简兆权等[13]发现政治和商业关联对组织创新具有显著正向影响。蔡地等[14]发现具有政治关联的民营企业比没有政治关联的民营企业会更加积极地进行创新投入,并取得了更多创新产出。

1.3 研究假设

综上所述,关系文化对中国企业创新活动的影响错综复杂。新制度主义认为,制度压力将驱使企业投资于关系资本,而减少企业创新;战略选择学派则认为企业会主动作出战略决策,在制度场域矛盾中利用关系“润滑”其创新活动。那么关系文化在中国企业创新战略中是否扮演“双刃剑“的角色?

作为理性经济体,企业投资于关系资本时,总会权衡得失。转型时期的中国,市场化进程滞后,各类配套制度不完备,政府政策往往具有一定的不确定性。在关系文化浸润下,短期内企业依赖于各类关系确实可能获得不正当竞争优势。例如,企业通过关系获得更多的银行授信,这恰好是企业实施创新战略最为关键的决定因素(余明桂,2008年)。企业构建的政治关系可能为企业带来更多“政策包”,如政府补贴以及税收优惠等,也将有助于企业创新活动(杨洋,2015年)。但是,政治与经济资源毕竟有限,当地区内部所有企业都试图通过关系投资获取不正当竞争优势时,关系文化越来越浓厚,必然引发企业之间的“寻租竞争”,关系投资将演化为贿赂腐败(刘锦,2014年)。与此同时,当企业完全依赖于各类关系资本时,意味着企业放弃了最为核心的竞争优势,从而导致自身发展难以长远,自然其创新活动也受到抑制,最终退出市场。因此,就中国情境提出本文假设:地区关系文化有助于企业创新活动,但随着地区关系文化影响加强,企业创新受到抑制,两者呈现倒U型关系。

正如新制度主义和战略选择理论各自强调的,企业对制度的服从或抗争可能取决于企业特征差异。转型时期的中国,企业异质性特征更为明显,具有不同特征的企业对地区关系文化影响的反应迥异。因此,笔者推测,地区关系文化对企业创新的影响效应具有明显权变特征。为检验上述观点,本文拟运用中国内地30省(市)120个城市工业企业数据开展实证分析。

2 变量、数据与模型

2.1 变量测量

(1)地区关系文化。朱光伟等(2014年)认为,地区关系文化是否浓厚,主要体现在人们对关系的重视和投入程度上。因此,叶文平等[15]提出,以企业投入关系运作的平均支出和企业家投入关系运作的平均时间衡量不同地区关系文化强度。随后,李新春等[3]利用这两个测量指标考察了地区关系文化对创新企业关系战略的影响。本文认为,企业投入关系运作的平均支出为某一地区内企业招待差旅费支出在销售额中所占比例的平均值(gx1);企业家投入关系运作的平均时间为某一地区内企业与政府打交道时间比重的平均值(gx2)。

(2)企业创新。由于企业创新活动具有多样性,已有研究采用了不同的代理变量,如研发支出、专利数等[16]。结合本文数据,笔者拟从两个方面衡量企业创新活动。一是企业创新投入,即企业研发活动,定义为企业研发支出占销售收入的比重(R&D);二是企业创新产出,即企业新产品产出,定义为企业新产品销售产值占工业总产值的比重(New)。

(3)控制变量。为精确考察地区关系文化对企业创新的影响,参考已有文献,笔者拟从企业和地区两个层面控制可能影响企业创新的各类因素。在企业层面,主要控制企业规模、年龄、杠杆率、所获得的政府补贴、股权结构(包括国有、私人和外资股份)以及行业竞争程度。在地区层面,主要控制人口总量、人均GDP、科技指数、出口成本以及产权保护力度等。此外,为更进一步控制行业的影响,本文以虚拟变量形式控制了企业所处的两位数行业(Industry),表1为本文主要变量定义及测量说明。

2.2 数据来源及描述

本文数据主要来源于以下两个数据库。其中,城市特征指标来自于《中国政府治理、投资环境与和谐社会:中国120个城市竞争力的提高》,是世界银行2005年对中国(内地)30个省(市)120个城市12 400家企业的投资和营商环境调查报告。在这120个城市中,从北京、天津、上海、重庆4个直辖市各抽样调查了200家企业,从其余城市各抽样调查了100家企业。需要说明的是,部分城市特征指标,如关系文化、科技指数以及产权保护等,是将企业级别的调查结果在城市层面求均值得到的[17]

企业特征数据来自于2005年中国工业企业数据库,涵盖了全部国有工业企业以及规模以上非国有工业企业,这里“规模以上”是指企业年销售额在500万元以上。由于中国工业企业数据库的样本量非常大,且存在指标缺失或异常现象,故对原始样本进行了剔除。通过企业所在城市名称与世界银行所调查的120个城市进行匹配,最后得到163 077家企业。此外,为避免极端值对估计结果的影响,本文对企业层面的连续变量进行了缩尾(Winsorize)处理,将小于0.5%分位数和大于99.5%分位数的样本分别赋值为0.5%和99.5%。

在全部企业样本中,有研发支出的企业19 317家,占比约为11.85%,有新产品产出的企业17 682家,占比约为10.84%。同时,企业研发支出约占企业销售额的1.5%,新产品产值约占工业总产值的37.5%。总体而言,中国企业研发支出仍然不足,新产品虽然为企业总产值作出了较大贡献,但有新产品产出的企业占比不高,我国企业创新动力仍然不足。

表1本文主要变量定义及测量

变量类型 变量名称 变量 定义及测量企业层面创新投入R&D企业研发支出占销售收入比重(%)创新产出new企业新产品销售产值占工业总产值比重(%)企业规模firmsize企业年销售收入,取对数企业年龄firmage2005减去企业成立年份,取对数杠杆率leverage企业总负债占总资产比重(%)政府补贴subsidy企业的补贴收入占销售收入比重(%)股权结构state企业实收资本中国有资本比重(%)private企业实收资本中私人资本比重(%)foreign企业实收资本中国外(包括港澳台)资本比重(%)行业竞争herfindal∑S2i,其中Si表示企业i占其所在三位数行业销售收入的比重地区层面关系文化gx1招待差旅费支出在企业销售收入中所占比例的均值(%)gx2企业与政府部门打交道时间比重的均值(%)人口总量population2004年城市人口总量,取对数人均GDPGDP2004年城市人均GDP,取对数科技指数itindex企业接受正规IT培训以及经常使用计算机员工比例的均值(%)出口成本portcost最常用的海关港口与本市距离,取对数产权保护property企业合同权利和产权(包括履约)得到保护可能性的均值(%)

2.3 回归模型

本文旨在探讨地区关系文化对企业创新活动的影响效应。值得注意的是,在前文变量描述中发现,163 077家企业中仅有约10%的企业有创新投入或产出。这意味着,企业是否实施创新战略并非是随机决定的。这导致笔者在选择回归模型时,面临两难境地:若笔者将没有研发支出或新产品产出企业的创新变量均赋值为0,就必然低估了样本企业的创新能力;若笔者直接将创新变量缺失的样本值删除,又导致对样本企业创新能力的高估。换言之,本文可能存在明显的样本选择性偏误。因此,本文采用Heckman[18]选择模型。

Heckman选择模型由两个回归方程组成,将企业创新决定过程分解成两个阶段。第一阶段是企业创新的Probit回归模型,首先考察企业是否参与创新活动;第二阶段为修正后的企业创新数量方程,进一步考察企业创新数量受到哪些因素影响。具体模型如下:

Pr(d_innovationi=1)=Φ(α1×gx+β1×gx2+γ1×CV+ε1)

(1)

innovationi=α2×gx+β2×gx2+γ2×CV+δ×λ+ε2

(2)

其中,若innovation*>0,则d_innovation=1;若innovation*<0,则d_innovation=0。方程(1)是Heckman第一阶段的Probit创新选择模型,其中Pr(·)表示企业i参与创新活动的概率,Φ(·)表示标准正态分布概率函数,innovation*表示企业i的潜在创新数量,innovation表示企业i的实际创新数量。d_innovation表示企业是否参与创新活动(1表示是,0表示否)。gx为地区关系文化,CV为一系列的控制变量,ε1ε2为干扰项。

方程(2)是修正后的Heckman第二阶段创新数量方程。与普通最小二乘法不同的是,该方程加入了一个由方程(1)计算出的λ项,即逆米尔斯比项(Inverse Mills Ratio,IMR),用于克服样本选择性偏差。为检验地区关系文化对企业创新的倒U型效应,本文将地区关系文化的平方项(gx2)同时放入两个方程中。

3 实证结果

3.1 初步回归

首先在全部样本中考察地区关系文化对企业创新的影响,结果如表2第(1)-(4)列所示。其中,第(1)、(2)列的自变量为gx1,第(3)、(4)列的自变量为gx2,第(1)、(3)列的因变量为企业研发支出(R&D),第(2)、(4)列的因变量为企业新产品产出(New)。表2第(1)、(2)列的结果表明,地区内企业招待差旅费支出越多,企业研发投入和新产品产出越多(α11=0.874,p<0.01;α12=6.068,p<0.01),但随着这种承载着吃喝招待的关系文化越来越浓厚,企业创新投入和产出都显著受到抑制(β11=-37.174,p<0.01;β12=-4.0e+03,p<0.01)。同样,第(3)、(4)列的结果显示,地区内企业与政府打交道时间越长,企业研发投入和新产品产出越多(α21=0.565,p<0.01;α22=6.068,p=1.60),但随着关系投入增加,地区关系文化最终将抑制企业创新活动(β21=-4.735,p<0.01;β22=-88.901,p<0.05)。因此,本文假设在全样本回归中得到验证。

表2第(1)-(4)列回归中的λ项显示,只有当因变量为新产品产出(New)时,其系数才显著。这表明在第(1)、(3)列中可能不存在显著样本选择性偏误。因此,本文研究利用OLS回归考察了地区关系文化对企业研发投入(R&D)的影响,结果如表2第(5)、(6)列所示。回归结果表明,与Heckman两阶段回归结果一致,地区关系文化对企业创新投入的影响仍然存在显著倒U型效应。

表2地区关系文化与企业创新回归结果

变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)R&DnewR&DnewR&DR&Dgx10.874***103.439***--0.673***-(0.241)(17.047)--(0.180)-(gx1)2-37.174***-4.0e+03***---30.909***-(8.225)(660.202)--(6.515)-gx2--0.565***6.068-0.549***--(0.068)(3.798)-(0.063)(gx2)2---4.735***-88.901**--4.600***--(0.777)(43.241)-(0.744)firmsize-0.0010.224***-0.0020.242***-0.002***-0.002***(0.001)(0.045)(0.001)(0.049)(0.000)(0.000)firmage0.00010.030*0.00010.037**-0.0001-0.0001(0.000)(0.015)(0.000)(0.017)(0.000)(0.000)leverage-0.008***-0.120***-0.008***-0.130***-0.007***-0.007***(0.001)(0.036)(0.001)(0.039)(0.001)(0.001)subsidy0.254***2.264***0.244***2.522***0.234***0.235***(0.020)(0.544)(0.020)(0.604)(0.013)(0.013)state0.002*0.204***0.0010.226***0.0010.0001(0.001)(0.052)(0.001)(0.057)(0.001)(0.001)private-0.00010.0180.00010.016-0.00010.0001(0.001)(0.017)(0.001)(0.018)(0.000)(0.000)foreign-0.004***-0.246***-0.004***-0.286***-0.003***-0.003***(0.001)(0.060)(0.001)(0.068)(0.001)(0.001)herfindal-0.004-0.430***-0.003-0.482***-0.002-0.003(0.003)(0.115)(0.003)(0.126)(0.002)(0.002)population0.0010.141***-0.00010.187***0.001*-0.0001(0.000)(0.037)(0.000)(0.051)(0.000)(0.000)pergdp-0.0001-0.111***-0.001*-0.160***0.0001-0.001**(0.001)(0.034)(0.001)(0.036)(0.001)(0.001)itindex0.029***0.506***0.033***0.546***0.026***0.031***(0.003)(0.059)(0.004)(0.095)(0.002)(0.002)portcost0.001**0.100***-0.00010.083***0.001**-0.0001(0.000)(0.026)(0.000)(0.026)(0.000)(0.000)property-0.010***-0.017-0.004***-0.090*-0.010***-0.004***(0.001)(0.058)(0.001)(0.049)(0.001)(0.001)industryYESYESYESYESYESYES_cons0.0001-5.955***0.018-5.607***0.026***0.029***(0.022)(1.220)(0.020)(1.228)(0.008)(0.007)λ0.0061.303***0.0031.415***--(0.005)(0.255)(0.005)(0.281)--Waldχ23063.74***448.56***3267.15***415.01***--Adj_R2----0.1440.151N1593161593161593161593161909019090

注:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01,括号内为回归系数的标准误,下同

控制变量中,企业获得的政府补贴越多(Subsidy),企业创新投入和创新产出越多,表明我国现阶段企业创新存在显著的政府扶持效应。同时,地区科技水平(Itindex)也对企业创新活动具有显著正向影响。此外,企业财务杠杆率(Leverage)越高,外资股份比例(Foreign)越大,企业创新投入与产出越少。其它变量对企业创新的影响不尽一致。

上述回归结果表明,中国情境下关系文化对企业创新而言,确实是一把“双刃剑”。尽管在制度转型过程中,关系文化成为僵硬体制的“润滑剂”,推动了企业创新活动,但是随着关系文化影响增强,企业对关系的投入可能演化为寻租腐败活动,地区关系文化终将抑制企业创新。综上所述,企业异质性特征可能影响地区关系文化与企业创新的关系。因此,本文假设需要在不同特征的企业样本中进一步确认。为此,本文从企业规模、所有制和行业等方面探讨不同特征的企业子样本中两者关系的稳健性。

3.2 企业特征:规模

中国特殊的政治经济制度和企业发展的现实需要,促使中国企业对大而全的规模偏好异常强烈(陈信元,2007年)。现实中,规模往往扮演着市场信号的角色,在很大程度上决定了企业获取外部资源的概率。以贷款为例,国有银行放贷过程就存在明显的规模歧视,大型企业更容易获得银行授信[19]。因此,企业规模可能决定了企业应对外部制度环境的方式:是服从制度压力还是遵从自我选择,或依然存在权变效应?

依据企业规模是否大于样本均值将全部样本划分为小型企业和大型企业样本组,并分别对其进行Heckman回归,结果如表3所示。为节省篇幅,本文仅展示了部分回归结果。其中,第(1)-(4)列为小型企业样本组,第(5)-(8)列为大型企业样本组,(1)、(2)、(5)、(6)列的自变量为gx1,第(3)、(4)、(7)、(8)列的自变量为gx2,奇数列的因变量为企业研发支出(R&D),偶数列的因变量为新产品产出(New)。表3结果显示,在小型企业样本组中,仅第(3)列中地区关系文化与企业研发支出仍存在较为显著倒“U”型效应,其它回归结果均不显著。但在大型企业样本组中,倒“U”型效应仍均十分显著。

由上述结果可见,小型企业可能无法承受关系文化带来的高额交易成本,故创新活动受到抑制。在小型样本中对地区关系文化与企业创新进行线性回归,结果表明地区关系文化确实抑制了企业创新活动。事实上,已有研究表明小型企业难以适应关系文化盛行的营商环境。例如,Zhou与Peng[20]研究发现,规模较小的企业往往被迫参与行贿活动而使其绩效受损,但大型企业则将行贿视为一种战略行为,因而有助于企业成长。

表3不同规模企业样本回归结果

小型企业样本(1)R&D(2)New(3)R&D(4)New大型企业样本(5)R&D(6)New(7)R&D(8)Newgx1-0.700131.225--0.794***90.594***--(1.649)(85.612)--(0.211)(15.719)--(gx1)210.609-5.5e+03---32.036***-3.3e+03***--(54.531)(3597.094)--(7.254)(591.394)--gx2--0.560*6.671--0.394***2.637--(0.334)(18.198)--(0.065)(3.319)(gx2)2---5.067**19.604---3.308***-70.664**--(2.525)(291.858)--(0.768)(33.915控制变量YESYESYESYESYESYESYESYES_cons0.172-10.8870.159-12.4490.005-4.392***0.015-3.858***(0.163)(8.678)(0.136)(10.262)(0.019)(0.977)(0.018)(0.922)λ-0.0262.895-0.0273.5560.0010.820***-0.00010.876***(0.040)(2.268)(0.039)(2.823)(0.004)(0.175)(0.004)(0.185)Waldχ2641.39***54.00654.02***40.661422.10***526.23***1499.98***487.45***N9023190231902319023169085690856908569085

注:控制变量包括表2中的所有控制变量,下同

3.3 企业特征:所有制

企业所有制属性是否会影响地区关系文化对企业创新的影响效应?中国经济的一个典型特征就是政府掌控着大量生产性资源并拥有强大的经济干预能力(魏下海,2013年)。因此,与政府关系越密切,企业能够享受的政策优惠和获取的资源就越多。除规模因素外,企业所有制也成为政府实施差别政策的重要依据。企业体制性主从次序,使得政府将大量资源优先分配给国有企业。在此情境下,笔者推测,非国有企业更有动力利用地区关系文化获取资源,但也更容易为地区关系文化所拖累。

参考聂辉华等[21]的研究成果,本文依据企业实收资本控股方情况,将全部企业划分为国有企业样本和非国有企业样本,并分别对其进行Heckman回归,结果如表4所示。其中,第(1)-(4)列为国有企业样本组,第(5)-(8)列为非国有企业样本组,自变量与因变量分布同表3。

表4回归结果显示,在国有企业样本中,地区关系文化对企业创新的影响效应仍呈现倒“U”型趋势,但仅在第(2)、(3)列回归中显著。与此形成鲜明对比的是,在非国有企业样本中,仅在第(8)列中地区关系文化对企业创新的倒U型效应不显著。这表明,相较于国有企业,非国有企业对地区关系文化更为敏感。正如笔者推测的,现实中非国有企业更热衷于拉关系、找路子,关系文化盛行对其创新发展的抑制效应更为显著。非国有经济数量庞大,已然成为中国经济增长的重要引擎,地区关系文化对非国有企业创新的抑制最终将严重阻碍中国经济发展。

表4不同所有制企业样本回归结果

国有企业样本(1)R&D(2)New(3)R&D(4)New非国有企业样本(5)R&D(6)New(7)R&D(8)Newgx10.56725.342--0.940***122.210***--(0.585)(16.380)--(0.272)(24.040)--(gx1)2-25.383-1.1e+03*---39.568***-4.7e+03***--(19.792)(597.929)--(9.123)(934.814)--gx2--0.478**-0.176--0.554***5.407--(0.220)(5.473)--(0.074)(5.141)(gx2)2---4.976**-32.276---4.437***-80.332--(2.277)(53.580)--(0.846)(59.369)控制变量YESYESYESYESYESYESYESYES_cons-0.025-3.068**-0.032-2.904**-0.002-6.764***0.021-6.268***(0.034)(1.326)(0.034)(1.248)(0.027)(1.667)(0.023)(1.665)λ0.0070.683***0.0070.664***0.0081.508***0.0041.626***(0.007)(0.252)(0.007)(0.244)(0.006)(0.358)(0.006)(0.393)Waldχ2295.17***118.03***296.65***129.96***2819.63***314.06***3044.60***297.22***N8253825382538253151063151063151063151063

3.4 企业特征:行业

不同行业对企业创新的要求具有显著差异。相较于非高技术行业,高技术行业创新频率和创新程度更高。那么,地区关系文化对不同行业企业创新活动的影响是否存在显著差异?本文将在高技术行业和非高技术行业子样本中分别考察两者关系。参照国家统计局的分类,本文将医药制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、通信设备、计算机及其它电子设备制造业、仪器仪表及文化、办公用机械制造业划分为高技术行业。回归结果如表5所示,其中,第(1)-(4)列为高技术行业样本,第(5)-(8)列为非高技术行业样本。自变量和因变量分布同表3。

表5回归结果表明,除高技术样本组中第(4)列和非高技术样本组中第(6)列外,其余回归结果均支持地区关系文化对企业创新的倒U型影响效应。这意味着,地区关系文化对企业创新的影响在不同类型行业中并不存在显著差异。

表5不同行业业企业样本回归结果

高技术行业样本(1)R&D(2)New(3)R&D(4)New非高技术行业样本(5)R&D(6)New(7)R&D(8)Newgx10.80721.704--1.046***107.954***--(0.511)(16.735)--(0.282)(23.717)--(gx1)2-39.367**-820.796---40.546***-4.2e+03***--(18.547)(638.235)--(9.266)(927.349)--gx2--0.659***15.410***--0.534***-0.750--(0.164)(2.105)--(0.072)(6.883)(gx2)2---6.047***-181.488***---4.173***-33.902--(1.818)(23.733)--(0.819)(72.979)控制变量YESYESYESYESYESYESYESYES_cons-0.006-0.1930.007-0.132-0.030-8.382***-0.007-7.716***(0.038)(0.545)(0.033)(0.402)(0.030)(2.358)(0.027)(2.254)λ0.0110.0890.0070.1970.013*1.668***0.0101.678***(0.010)(0.171)(0.010)(0.176)(0.007)(0.450)(0.006)(0.450)Waldχ2878.80***666.04***917.54***684.40***1440.64***189.41***1665.59***199.37***N23960239602396023960135356135356135356135356

4 结论与启示

本文利用中国(内地)30个省(市)120个城市16万多家工业企业数据,实证考察了地区关系文化对企业创新活动的影响,得到如下结论:①地区关系文化与企业创新之间存在显著倒U型关系,即随着地区关系文化影响增强,企业创新活动增加。但到一定程度后,地区关系文化对企业创新的促进作用减弱,直至抑制企业创新;②企业特征不同程度地影响地区关系文化与企业创新的倒U型关系。具体而言,地区关系文化对企业创新的这种影响仅在规模较大的企业中显著。相较于国有企业,在非国有企业样本中上述影响更为显著,企业是否属于高技术行业则对两者关系无实质性影响。本文使用不同的关系文化和企业创新指标,确保了结论的稳健性。本文深化了学界对中国情境下关系文化与企业创新关系的理解,为调和新制度主义与战略选择学派对关系文化效应的对立观点提供了经验证据。

(1)地区关系文化对企业创新的促进效应在一定程度上反映了非正式制度对正式制度的补充。这意味着在正式制度不完备、关系文化浓厚的地区,企业主要依赖于关系网络获取关键资源,以关系促创新、发展。对于自身资源禀赋并不丰富的企业而言,关系战略或许是唯一的战略选择。当小型企业不能承受关系投资带来的高额交易成本时,其可能无法参与市场竞争。这从本文发现地区关系文化对企业创新的倒“U”型效应仅在规模较大的企业中成立就可见一斑。由此,受限于资源约束,并非所有企业都能享受到关系文化带来的竞争优势。规模较小的企业无法在拉关系与找市场中合理分配有限资源,最终消亡于关系文化的牢笼中。因此,尽管关系文化在一定程度上“润滑”了体制内创新活动,但也造成了不公平的竞争环境,关系对创新的促进作用无法长期维持。

(2)随着地区关系文化影响增强,在制度规则和社会失范压力下,企业将更多资源用于关系构建,最终导致企业同质化发展和核心竞争能力缺失。在此过程中,作为非正式制度的关系文化甚至会对正式制度产生替代效应。关系文化盛行将恶化已有营商环境,导致企业无法也不愿意投资于创新活动。因此,政府在鼓励企业创新时,单纯依靠财政补贴或税收减免可能不够,改革重心应该是那些阻碍创新的制度壁垒(如金融歧视、政策庇护等)。

(3)本研究为后续研究开辟了一个新的视角,即从地区文化考察影响企业创新的非正式制度前因。本文使用不同地区关系文化程度指标,将不同地区之间关系文化差异近视为一个地区关系文化变迁。这为后续研究考察地区关系文化对企业其它战略选择,或地区其它维度文化对企业创新行为的影响提供了借鉴。

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RegionalCultureof"Guanxi"andFirms'Innovation:Evidencesfrom120CitiesofChina

Liu Jin1,Ye Yunlong2,Li Xiaonan3

(1.Business School, Central South University of Forestry and Technology,Changsha 41004,China;2.Business School, Ningbo Institute of Technology, Zhejiang University,Ningbo 315100,China;3.Business School, Nankai University, Tianjin 300071, China)

Abstract:As an important component of Chinese traditional culture, Guanxi greased the firms' market behaviors through breaking the system rigidity or alleviating the shortage of resources. However, the spreading of Guanxi culture likes a cage which constrained firms' market strategies. So, this paper investigates the effects of Guanxi culture on firms' innovation using china industry business performance data of 120 cities within 30 provinces. The results showed, under the same conditions, the Guanxi culture of cities facilitated firms' innovation, but this positive effects would turn to negative as the culture of Guanxi became more and more stronger, which shaped an inverted U curve. Further research showed that the inverted U relationship between Guanxi culture and firms' innovation only support among bigger size firms sample. Compare to the state-own firms, the inverted U curve is more significant in the non-state-own firms. There are not substantive differences of the inverted U curve between the high-tech industry and the non-hi-tech industry.

Key Words:Guanxi Culture; Firms' Innovation; Informal Institution; Social Anomie

收稿日期:2017-08-13

基金项目:国家自然科学基金项目(71402129)

作者简介:刘锦(1986- ),男,湖南长沙人,博士,中南林业科技大学商学院讲师,研究方向为转型制度与企业战略;叶云龙(1973-),男,浙江慈溪人,博士,浙江大学宁波理工学院商学院讲师,研究方向为财务会计与公司治理、家族企业治理;李晓楠(1987- ),女,河南平顶山人,南开大学商学院博士研究生,研究方向为区域文化与消费者行为。

武汉大学区域经济研究中心 协办

DOI:10.6049/kjjbydc.2017060399

中图分类号:F273.1

文献标识码:A

文章编号:1001-7348(2018)07-0043-08

(责任编辑:张 悦)