我国企业对国家自主创新战略的反应：形式还是实质？，本文主要内容关键词为：自主创新论文,实质论文,形式论文,战略论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
新经济增长理论认为，技术进步是经济增长最重要的驱动力，而企业是科技创新与技术进步的主要推动者；一些国家之所以长期处于低水平的增长路径上，大多缘于创新投入的不足与技术进步率的低下[1]。同时发达国家与像金砖四国这样的新兴工业化国家的发展经验也表明，科技创新才是经济增长的核心动力。尽管改革开放30年来中国发展飞速，我国现已成为世界第二大经济大国，然而现在我们面临的最大挑战是如何继续保持经济发展。2006年年初，我国政府发布了《国家中长期科学和技术发展规划纲要(2006-2020年)》，纲要把自主创新作为国家战略；将提升自主创新能力视作我国发展科学技术的政策根本；并制定了到2020年迈入世界创新型国家行列的奋斗目标，其中一个具体目标是，我国研发投入费用要占GDP的2.5％以上，此外，技术提升对经济发展的作用要升至60％以上。这一规划不仅确立了未来中国科技创新蓝图，更是强调了要营造鼓励创新的政策环境[2][3]。 企业创新(innovation)一直以来都是管理学界和经济学界研究的热点问题，也是政策实践的难题。企业是创新的主体，国家自主创新战略如何真正转化为企业的创新战略和创新产出是当今一个重要的现实问题。本文把国家倡导的自主创新战略看做是政府信号，企业回应该政府信号进行自主创新是一种政治活动，从一个新的视角来分析企业的创新行为。 公司政治活动是非市场战略研究的一个重要领域[4][5]。这些研究表明政府控制着很多形成企业竞争力和市场地位的关键资源，因而企业为增强自身地位会在战略上处理好与政府的关系[5][6]，通过参与政治活动获得政治合法性(political legitimacy)和政府资源[7]。相关研究中提到了多种政治活动，如政治游说、政治捐款等，这些活动能帮助企业降低不确定性，减少交易成本，创造更多商业机会[8-10]。我们认为，企业目的性地回应政府自主创新信号也是一种政治活动。我们可以看到不同企业对国家倡导的自主创新战略的反应是不一样的，怎样的企业更愿意回应国家倡导的自主创新战略？另外，部分企业存在“说一套做一套”的“脱钩”(decouple)现象[11][12]。研究表明企业经常会敷衍地对待利益相关者的要求[13]，即象征性(形式上)地回应利益相关者的要求而实际上往往什么实质性的行动都没有。那究竟怎样的企业会真正落实国家的创新战略，把创新落到实处呢？ 基于资源依赖理论、制度理论等相关理论，本文将首先提出企业如何以及为何会战略性地回应政府自主创新的信号的相关假设；其次，运用上海证交所359家制造业上市公司2008-2013年的相关数据对假设进行实证检验；最后，根据检验后的研究结果讨论其理论和实践含义。 1 研究假设 许多影响企业竞争力和市场地位的关键资源是被政府控制的，政府出台的政策和法规可能会赋予企业先天的竞争优势，但也可能增加企业经营成本，剥夺其生存的权利[14]。Hillman等[5]和Schuller等[6]都发现企业为了提升自己的市场地位，在战略上会重视与有助于搞好政府关系相关的活动。Bonardi等[8]，Hillman等[10]和Lord[9]研究发现企业为了减少不确定性，降低交易成本以及增加商业机会，会积极参与例如政治游说，政治捐款这样的政治活动。Baron[15]，Bonardi等[4]和Schuler等[6]主要研究了企业政治活动，总体来说表达了这样一种观点，即政府在企业周围环境中的影响越大，企业参与政治活动的可能性也就越高。 Peng和Heath[16]的研究认为，在法律和政治体系不太完善的发展中国家中，政府对企业经营环境的影响更大。我国各类企业无不花费相当精力来经营对自己有利的政府环境[17]。Luo[18]总结了政府控制的许多发展机会，主要有行业准入控制、新的投资批准、增值税区分、私有化及权力下放的速度及方式的控制，以及诸如材料采购、配送业务以及营销等的政府参与。更重要的是Peng等Heath[16]还提出，由于基础设施落后和执法不力，企业在回应政府信号的时候往往十分困难。因此，处于新兴经济体的企业很有可能会为了获得政治合法性而战略性地回应政府信号。 本研究聚焦在企业对于政府创新信号的回应上。大体上来说，在政府已经提出自主创新应当作为一个国家战略来提高国家竞争力这样一个明确的信号之后，企业会做出相应的回应来应对这一信号。而企业对于政府创新信号的一种比较普遍的方式就是在企业年报中声明企业的创新战略。这种方式是企业为了自身生存而获得政治合法性的一种重要方式[5]。 1.1 政府期望与创新申明 尽管我们认为新兴经济体下的企业会为了获得政治合法性而回应政府信号，这种决策还是会随着企业的战略而有所区别。DiMaggio和Powell[19]，Meyer和Rowan[13]，Oliver等[20]总结了企业的生存往往取决于符合规范的期望，而不是简单运营效率。因此Matten和Moon[21]认为那些被政府期望来对政府决策做出回应的企业往往更有可能去回应政府信号。依据这个逻辑，我们认为企业规模和财务绩效会正向影响企业回应政府信号的可能性。 通常来说，大公司会被更多的包括政府在内的利益相关者的关注。政府往往需要大公司对于政府信号的积极表态来加强政府信号的实施效果。因此，大公司会迫于政府压力，更有可能对政府关于创新的信号做出回应。基于上述逻辑，我们认为大公司更有可能为了获得政治合法性而以在企业年报中声明企业的创新战略的方式回应政府创新信号。因此提出如下假设： H1：大企业更有可能在年报中引入创新声明。 同样的，具有较高盈利能力的企业受到政府及利益相关者的关注也越高。研究证明，拥有更多财务资源的公司更有可能参与政治活动，也更有可能遵从合法性准则[5]。如果在年报中引入创新声明是为了获得政治合法性，那么具有较高盈利能力的企业也就更愿意把一些财务资源放到企业创新中去。 也就是说，政府更期望具有较高盈利能力的企业来回应相关政府信号。因此具有较高盈利能力的企业更有可能为了获得政治合法性而以在企业年报中声明企业的创新战略的方式回应政府创新信号。基于此逻辑，我们认为具有较高盈利能力的企业更有可能在年报中引入创新声明。因此提出如下假设： H2：具有较高盈利能力的企业更有可能在年报中引入创新声明。 1.2 企业特征与“脱钩”行为 尽管政府预期会影响企业回应政府信号的可能性，企业特质会影响企业回应政府的实质性程度。Meyer和Rowan[13]；Westphal和Zajac[22]等认为企业可能对外宣称的和真正做到的并不一致，这种现象被称为分离(decouple)或者象征性接受，也被叫做“脱钩”。在本文中，我们定义创新“脱钩”为书面创新声明与实际研发投入强度之间的非显著正相关现象。在这样的前提下，实质上接受创新战略应该对应了创新声明与研发投入强度显著正相关的一种关系而形式上接受则对应了创新声明与研发投入强度弱正相关、中性或负相关的一种关系。 政府政策以及其执行构成了一种重要的外部资源不确定性，并对企业运营造成了重要影响[10]。根据资源依赖理论，企业可以通过政治活动来降低与政府相关的政治风险和不确定性[23][24]。与政府关系良好的企业可以在政府政策及制度发生变化时减少不确定性，并因此在中长期财务绩效中表现良好[25]。 (1)企业性质与创新投中的“脱钩”行为 在当今世界，无论发达国家还是新兴国家，总是会有相当数量的国有企业，政府为其提供了重要的政治合法性和特有的竞争优势[26][27]。国有企业被认为天生拥有政治合法性，受到国家政策的支持和庇护[28]。所以我们认为国有企业拥有最高的政治合法性，因此也就最不必通过政治活动来寻求更好的竞争地位和政府支持[28][29]。而像民营企业这样缺少竞争优势的企业往往将政治合法性视为一种战略需求[20]。历史上，中国的民营企业曾经是一个弱势群体，甚至被认为是人民的敌人，他们经历了国有企业没有经历过的歧视[30][31]。作为中国的一种相对较新的组织，民营企业因为缺少经济和社会合法性，因此拥有更强烈的意愿来与政府建立良好关系[28][32]。 国有企业迫于人民和政府的压力，往往会象征性地来回应政府信号。国有企业的高层不用像民营企业的高层那样担心政治关系，因为国有企业已经享受了在投资、产品准入和资本市场等方面的优惠待遇[33]。在中国，民营企业从20世纪80年代开始如雨后春笋般涌现，但这些民营企业的法律地位的不确定性却始终存在。此外，当涉及到关键因素和资本资源，如债务资金筹措等方面时，民营企业往往受到很大限制[34]。为了克服这些劣势，民营企业可能会积极投入实质性的活动作为与潜在的监管机构和政府官员创建商誉的一种手段。上述论证揭示了，在对自主创新的实质回应相同的条件下，民营企业相对于国有企业的政治回报会更高。因此，民营企业更可能去实质地回应政府信号而不是象征性地敷衍了事。也即，年报中的创新声明与研发投入实质情况的正相关性在民营企业中较强，在国有企业中较弱。基于此，我们提出如下假设： H3：相对于国有企业，民营企业年报中的创新声明与实际研发投入强度的正相关性较强。 (2)冗余资源与创新投中的“脱钩”行为 与传统的利益相关者往往不会对企业实际履行情况做详细检查和及时跟进[35]不同，本文研究的重点是敷衍行为的风险，即企业敷衍行为被发现在不同企业下的影响。我们认为那些敷衍行为风险高的企业更可能会为了获得政治合法性而更加实质地回应政府信号。 之前，我们提到了企业会为了获得政治合法性而回应政府信号。在新兴经济体下的企业，政治合法性对于企业生存尤为重要，这是因为政府控制了很多重要的资源，而这些资源往往会影响企业的竞争环境以及竞争地位[26][27]。所以企业会为获得政治合法性而正面回应政府信号。这种资源依赖的观点揭示了缺乏冗余资源的企业更可能为了获得政治合法性而回应政府信号[24]。这些缺乏冗余资源的企业不太可能去象征性地回应政府信号来敷衍了事，因为如果被政府发现其回应是象征性的，他们很有可能会失去政治合法性。因此，我们假设缺乏冗余资源的企业更可能去实质地回应政府信号而非象征性地敷衍了事。也就是说年报中的创新声明与研发投入实质情况的正相关性在缺乏冗余资源的企业中较强。基于此，我们提出如下假设： H4：与冗余资源较多的企业相比，冗余资源较少的企业年报中的创新声明与实际研发投入强度的正相关性较强。 2 样本与研究设计 2.1 样本与数据来源 本研究涵盖了2008年至2012年上海证券交易所上市的所有制造业企业，由于研发强度的数据滞后一年，所以数据收集到2013年。本次数据的来源主要有以下几种方式。首先，企业层次的数据，比如企业性质、研发投入、财务绩效以及企业规模等，来自万得数据库。万得(Wind)数据库是国内主流的上市公司和证券市场的综合数据库。其次，关于自主创新声明的相关数据主要来源于这些上市公司的年报，本文的年报主要来自于上海证券交易所网站(www.see.com.cn)。在剔除缺失数据之后，我们最终得到了一个拥有359家上市公司，1250个观测数据的面板数据。 2.2 变量设计 (1)因变量的选取与测量 本研究分为两个阶段，每阶段各自主要关注的因素分别是(a)一家上市公司是否会在年报中发表创新相关声明；(b)创新声明与企业研发投入强度的关系。因此，本文有两个因变量。对于H1和H2而言，因变量是企业是否有创新声明(innovation statement dummy，ISDummy)。这是一个虚拟变量，变量数值为1代表目标企业在年报中涉及了创新相关词汇；变量数值为0代表目标企业在年报中完全没有提到过创新相关内容。对于H3和H4而言，因变量是企业的研发投入强度(R&D intensity，R&D_I)。企业研发投入强度是指企业研发投入与企业营业额的比值。为了更好地检验因果关系，因变量R&D_I比自变量和控制变量滞后一年。 (2)自变量的选取与测量 同样的，对于不同阶段的假设，自变量也不同。对于H1和H2而言，我们有两个自变量，分别是企业规模(Firm size，Fsize)和盈利能力。企业规模通过企业资产的自然对数来刻画。而盈利能力通过净资产收益率(ROE)来刻画。净资产收益率，是净利润与平均股东权益的百分比。 H3和H4主要讨论在什么样的背景条件会影响企业是否实质性地回应自主创新相关信号。因此H3和H4的自变量是创新声明，这个变量代表了企业在年报中涉及创新的程度。为了更好地刻画这一变量，我们采用了文本分析的形式。大量研究证明通过对上市公司年度报告进行文本分析，可以得出有效反映企业战略及组织的非财务性行为及绩效等其他不可借助特定量化指标来衡量的信息[36][37]。文本分析中词频统计法的逻辑原理在于，对于年度报告等正式法定文件，某一类关键词语出现频率越高往往代表着企业在这一特定方面投入了更大的关注，鉴于尚无广受认可的统计指标来衡量中国企业的自主创新战略，本文根据文本分析法的基本原则[38][39]，通过统计关键词的出现频率来衡量由我国上市公司年报所披露的企业自主创新声明。 为了做好相关词汇的选择工作，本研究在参考国外相关研究中文本分析所采用的关键字的基础上提出了中文关键字表，之后召开由5位在创新管理、企业战略和中文领域有一定造诣的副教授以上的专业人士参加的讨论会，最后确定了以下6个自主创新的关键词：自主创新、自主研发、技术创新、科研创新、科技创新、技术研发；在具体指标的计算中，我们对上述关键词各自在年报中出现的次数予以累加并除以年报的总词数以消除年报长度差异性的影响，得到本研究的自变量——企业自主创新声明(innovation statements，IS)。 (3)调节变量的选取与测量 事实上，H3和H4是检验调节效应。而这两个调节变量分别是企业性质和冗余资源。其中企业性质(state-owned dummy，SO)是一个虚拟变量，数值为1代表企业是国有企业，数值为0代表企业是非国有企业。冗余资源(slack resource，SR)是指企业运营、筹资以及投资产生的现金流，为了控制企业规模，我们将冗余资源除以总资产作为衡量企业冗余资源的调节变量[40]。 (4)控制变量的选取与测量 研究表明，公司年龄、资产负债率等因素会影响企业创新战略的实施，本文将它们设为控制变量。公司年龄(Firm age，Fage)为公司自上市之日至目标年份的年龄；资产负债率(Debt ratio，DR)为企业总负债与总资产的比值。本文还将年份作为虚拟变量进行控制。 2.3 估计方法 (1)样本选择性偏差的控制 之前我们提到，本文主要关注的因素是(a)一家上市公司是否会在年报中发表创新相关声明；(b)创新声明与企业研发投入强度的关系。因此，本文采用了Heckman两阶段法来论证我们的假设[41]。在第一阶段，我们检验了包括企业规模和盈利能力在内的变量影响企业在年报中提出与创新相关声明的可能性。我们通过Probit模型来对全样本(包括了在年报中有创新相关声明的和在年报中没有创新相关声明的)进行分析。在第二阶段，我们检验了企业性质和冗余资源的调节作用。然而，单单只用这种方法回归可能会有样本选择性偏差(selection bias)的干扰，因为并不是所有企业都会在年报中有创新相关声明。因为本研究中的上市公司中有很大部分并未披露公司的实际研发投入，若单单把研发投入程度当作目标变量进行下一步回归分析，那么我们的结果就会因为样本选择性偏差的情况，只能单单得到披露研发投入的公司的创新回应结论，而无法得到创新声明对企业创新投入的真正关系。为了防止样本选择性偏差造成的多元回归效果削弱，本文拟通过使用Heckman第一阶段的最小二乘回归结果，创造一个误差调整项，也就是逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio，λ)。在第二阶段，我们把λ设置成为控制变量，放入我们新的OLS模型里，用来得到并解释那些披露研发投入的企业创新声明对企业创新投入的影响。本文通过Stata 12.0来对上述模型进行实际回归。 (2)模型设定 在Heckman第一阶段中，我们使用非线性概率模型Probit回归分析时，我们通过对过去文献的综合考量，以公司是否有创新声明(ISDummy)为被解释变量，将以下变量均包含于回归模型之中：净资产收益率(ROE)，企业规模(Fsize)，企业资产负债率(DR)，公司年龄(Fage)，是否国有(SO)，冗余资源(SR)。
