企業(yè)家創(chuàng)新精神：來自企業(yè)家年齡效應(yīng)的解釋
——基于2015年中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查(CEES)的實(shí)證分析

程　虹　韓　笑

(1.武漢大學(xué) 質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院，湖北 武漢 430072；2.宏觀質(zhì)量管理湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心，湖北 武漢 430072)

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企業(yè)家創(chuàng)新精神：來自企業(yè)家年齡效應(yīng)的解釋
——基于2015年中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查(CEES)的實(shí)證分析

程虹韓笑

(1.武漢大學(xué) 質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院，湖北 武漢 430072；2.宏觀質(zhì)量管理湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心，湖北 武漢 430072)

摘要：本文利用2015年中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查的數(shù)據(jù)，從企業(yè)家年齡的角度研究了企業(yè)家創(chuàng)新精神的變動，并分別采用OLS和3SLS回歸，對企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間的因果關(guān)系進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明，企業(yè)家年齡和企業(yè)家創(chuàng)新精神之間存在顯著的U型關(guān)系。通過進(jìn)一步測算U型拐點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，對于50.8～52.7歲的企業(yè)家群體而言，其創(chuàng)新精神顯著低于其他年齡分組，存在“中年創(chuàng)新瓶頸”的問題。因此，應(yīng)推動“制度企業(yè)家”向“創(chuàng)新企業(yè)家”的轉(zhuǎn)型，增強(qiáng)企業(yè)家群體的換血功能，以助力中年企業(yè)家盡快沖破“中年創(chuàng)新瓶頸”。

關(guān)鍵詞：企業(yè)家;年齡效應(yīng);創(chuàng)新精神; 中年創(chuàng)新瓶頸

創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的根本動力和源泉，企業(yè)家推動創(chuàng)新并將創(chuàng)新活動引向市場，因而企業(yè)家是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動者[1]。企業(yè)家精神作為附著于企業(yè)家個體最重要的無形因素，是將新知識轉(zhuǎn)化為知識經(jīng)濟(jì)的源泉[2]，企業(yè)家創(chuàng)新精神是熊彼特“創(chuàng)造性破壞”思想的核心。因此，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級并推動長期發(fā)展，企業(yè)家創(chuàng)新精神的培育至關(guān)重要。

已有的諸多研究從經(jīng)濟(jì)、文化、制度、個體特征等角度試圖解釋影響企業(yè)家創(chuàng)新精神的因素[3][4]。其中，以有限理性為前提的高階理論把企業(yè)家的背景特征納入研究模型，認(rèn)為企業(yè)家個體特征變量如年齡、性別、教育背景、任職經(jīng)歷等影響企業(yè)創(chuàng)新行為[5]，并可以在一定程度上解釋企業(yè)經(jīng)營績效的變化[6]。企業(yè)家年齡作為個體特征的重要變量，能夠反映其閱歷、經(jīng)驗積累和心智成熟程度，對其行為方式、決策偏好、戰(zhàn)略選擇產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響創(chuàng)新精神的發(fā)揮。因此，從企業(yè)家年齡的角度研究企業(yè)家的創(chuàng)新精神，對于了解我國企業(yè)家創(chuàng)新精神的現(xiàn)狀及其在不同年齡結(jié)構(gòu)之間的差異具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于企業(yè)家年齡對創(chuàng)新影響的研究，大致存在兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)家年齡效應(yīng)通過其認(rèn)知能力的提高、管理經(jīng)驗的豐富和社會資本的積累，對創(chuàng)新精神產(chǎn)生積極影響。隨著年齡增長和經(jīng)驗積累，年長企業(yè)家的認(rèn)知水平更高、管理經(jīng)驗更豐富[7]。企業(yè)家年齡越高擁有的社會資本越多，包括人力資本和物質(zhì)資本的積累[8]，因而，年長的企業(yè)家更可能采取新的變革改善企業(yè)經(jīng)營管理。基于社會資本理論，在中國社會背景下，建立良好的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、積累充足的社會資本是促進(jìn)創(chuàng)新的重要途徑[9]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)家由于年齡增加帶來的風(fēng)險偏好降低、行為決策趨于保守，對創(chuàng)新精神存在消極影響。企業(yè)家年齡與其決策信心、信息整合能力負(fù)相關(guān)[10]。隨著年齡的增加，企業(yè)家的知識結(jié)構(gòu)老化、變通能力降低，并且缺乏充足的動力和信心改變原有戰(zhàn)略[11]。年長企業(yè)家體力和腦力的退化使其掌握新觀點(diǎn)、學(xué)習(xí)新知識的能力減弱，更傾向于固化知識結(jié)構(gòu)、避免風(fēng)險決策[6]。上述邏輯表明，企業(yè)家年齡增長對其創(chuàng)新精神的影響具有兩重性，既可能釋放創(chuàng)新活力產(chǎn)生“促進(jìn)效應(yīng)”，也可能抑制創(chuàng)新行為產(chǎn)生“阻滯效應(yīng)”。隨之而來的一個問題是，在企業(yè)家年齡對創(chuàng)新精神的影響中，“促進(jìn)效應(yīng)”與“阻滯效應(yīng)”到底哪種效應(yīng)的作用更大？就理論層面而言，顯然很難準(zhǔn)確斷定企業(yè)家年齡對其創(chuàng)新精神影響的“凈效應(yīng)”，兩者之間的關(guān)系仍是一個需要進(jìn)一步考證的問題。因此，本文所要研究的問題是，利用一手調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗?zāi)挲g效應(yīng)中的“促進(jìn)效應(yīng)”與“阻滯效應(yīng)”的作用，即企業(yè)家年齡效應(yīng)中正反兩方面影響同時發(fā)揮作用時，創(chuàng)新精神隨企業(yè)家年齡增長呈現(xiàn)出何種趨勢性規(guī)律。

關(guān)于企業(yè)家年齡如何影響創(chuàng)新精神，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從以下三個角度進(jìn)行研究。部分學(xué)者從企業(yè)多元化戰(zhàn)略的視角研究創(chuàng)新，基于高階理論探討了企業(yè)家年齡與企業(yè)多元化戰(zhàn)略之間的關(guān)系，通過綜合兩種看似矛盾的結(jié)論提出，企業(yè)家年齡和企業(yè)多元化戰(zhàn)略之間存在倒“U”型關(guān)系，即中年企業(yè)家比年輕、年長企業(yè)家更傾向于采用多元化戰(zhàn)略[12][13][14]。也有學(xué)者研究企業(yè)家年齡與企業(yè)家能力的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)家的年齡層次對其資源整合能力、創(chuàng)新能力、承擔(dān)風(fēng)險和不確定性的能力的作用明顯不同[15]。還有學(xué)者從社會資本的角度研究企業(yè)家年齡對創(chuàng)新的影響，認(rèn)為年齡通過社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)影響資源獲取能力和創(chuàng)新行動力，而制度質(zhì)量決定企業(yè)家才能的配置[16][17]，在特殊的制度背景下，年齡增加所積累的“關(guān)系”有助于企業(yè)通過非市場競爭的方式獲取競爭性資源[5][8][9]，進(jìn)而影響創(chuàng)新行為。已有研究指出，企業(yè)家精神尤其是創(chuàng)新精神的減退對新常態(tài)下企業(yè)經(jīng)營績效的下滑具有相當(dāng)?shù)慕忉屃Γ髽I(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)家年齡之間可能存在某種非線性關(guān)系[18]，但該研究并未從因果效應(yīng)的角度進(jìn)行實(shí)證檢驗。因此，本文將在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，從微觀角度定量分析企業(yè)家年齡對企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響，實(shí)證測度兩者之間可能存在的因果效應(yīng)，并就經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下如何更大程度發(fā)揮企業(yè)家創(chuàng)新精神在未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用提出相應(yīng)的政策建議。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，通過武漢大學(xué)質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院等機(jī)構(gòu)開展的“中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查”獲得了微觀層面570家企業(yè)的翔實(shí)數(shù)據(jù)，這是目前可獲得的、最新的、基于隨機(jī)分層抽樣的企業(yè)層面數(shù)據(jù)，本文使用此次大規(guī)模的一手調(diào)查數(shù)據(jù)提高了研究的估計效率。第二，圍繞企業(yè)家年齡這一核心解釋變量，并控制了企業(yè)層面的年齡、規(guī)模、所有制、人力資本、市場份額、出口與否等因素和地區(qū)層面的商業(yè)城市、人口規(guī)模等因素，更好地解決了遺漏變量問題，并在時間、地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)等其他因素充分控制的條件下，運(yùn)用3SLS回歸對企業(yè)家年齡與創(chuàng)新精神之間的實(shí)證關(guān)系進(jìn)行了因果效應(yīng)的檢驗，有效處理了模型內(nèi)生性問題，從而能夠更準(zhǔn)確地刻畫變量之間的關(guān)系。

本文以下部分的結(jié)構(gòu)如下：第二部分是模型構(gòu)建，從理論層面對企業(yè)家年齡、企業(yè)家創(chuàng)新精神等核心指標(biāo)的內(nèi)涵和具體測算進(jìn)行論述，并提出本文的計量模型；第三部分是數(shù)據(jù)說明，對本文所運(yùn)用的具體數(shù)據(jù)進(jìn)行說明，并對相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計；第四部分是估計結(jié)果，通過OLS估計實(shí)證檢驗企業(yè)家年齡與企業(yè)家創(chuàng)新精神之間的關(guān)系，并運(yùn)用三階段最小二乘法消除遺漏變量和內(nèi)生性的影響；第五部分為討論與建議。

二、模型構(gòu)建

本文旨在從因果測度的角度對企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。因此，本部分分別從企業(yè)家年齡的指標(biāo)選取、企業(yè)家創(chuàng)新精神的指標(biāo)選取、計量模型的構(gòu)建以及消除內(nèi)生性影響等四部分進(jìn)行論述。

(一)企業(yè)家年齡的指標(biāo)選取

企業(yè)家年齡是對企業(yè)家經(jīng)歷、能力的度量，不同年齡的企業(yè)家在管理方法、經(jīng)驗判斷、資源獲取、機(jī)會識別、風(fēng)險規(guī)避、決策偏好等方面存在顯著的差異。鑒于企業(yè)家年齡對其創(chuàng)新精神可能存在著既促進(jìn)又阻滯的雙重作用，為了對企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健因果推斷，本文以受訪企業(yè)董事長或總經(jīng)理的年齡作為企業(yè)家年齡的主要代理變量。同時，考慮到企業(yè)家年齡與創(chuàng)新精神之間可能存在統(tǒng)計意義上的非線性關(guān)系，進(jìn)一步引入企業(yè)家年齡的平方項作為解釋變量。

(二)企業(yè)家創(chuàng)新精神的指標(biāo)選取

企業(yè)家的創(chuàng)新性是企業(yè)家創(chuàng)新精神的核心，測度企業(yè)家的創(chuàng)新行為是度量和實(shí)證分析企業(yè)家創(chuàng)新精神的重要途徑[19]，但研究創(chuàng)新行為的困難之處在于確定創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出[20]。較早的研究直接使用科技投入數(shù)額作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的測度指標(biāo)，但研發(fā)支出等直接科技投入難以真實(shí)完整地反映企業(yè)家創(chuàng)新行為的所有投入，也缺乏對創(chuàng)新產(chǎn)出的度量，因而其作為創(chuàng)新精神代理變量的科學(xué)性大打折扣。本文借鑒Acs、Aghion、Wong、李宏彬等的表示方法[21]，以專利數(shù)量反映企業(yè)家創(chuàng)新精神。企業(yè)家創(chuàng)新精神越強(qiáng)，越注重企業(yè)的技術(shù)、產(chǎn)品、工藝、設(shè)計等方面的創(chuàng)新，而企業(yè)實(shí)際擁有的專利數(shù)量是衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的直接指標(biāo)，因此，本文選擇專利數(shù)量作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量。

(三)模型設(shè)定

鑒于此次調(diào)查數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，為控制不可觀測的時間、地區(qū)和行業(yè)效應(yīng)，本文采用雙向固定效應(yīng)模型對企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神的關(guān)系進(jìn)行檢驗，從而在一定程度上解決計量模型的遺漏變量問題。為滿足穩(wěn)態(tài)條件下計量模型的一般設(shè)定要求，除虛擬變量外各變量均取自然對數(shù)值。計量模型具體設(shè)定如下：

lnpatent_number=α0+α1lne_ageijdt+α2lne_ageijdt_square+Xijdtα+Dj+Dd+Dt+μ

(1)

其中,被解釋變量為專利總數(shù)的自然對數(shù)(ln patent_number)，核心解釋變量包括企業(yè)家年齡的自然對數(shù)值(lne_ageijdt)、年齡自然對數(shù)值的平方項(lne_ageijdt_square)。Xijdt為一系列控制變量，包括企業(yè)年齡(firm_age)、企業(yè)規(guī)模(labor)、員工受教育年限(h)、國有股權(quán)比例(state_stake)、市場份額(market_share)、出口與否(export)、透支額度(credit_sell)、是否為商業(yè)城市(business)、當(dāng)?shù)厝丝谝?guī)模(population_score)等。這些控制變量涵蓋了企業(yè)、地區(qū)兩個層面，從而有效解決了由于遺漏變量偏誤對核心解釋變量參數(shù)估計值產(chǎn)生的潛在影響。盡管上述控制變量之間可能存在多重共線性的問題，可能會對單個控制變量參數(shù)估計值的準(zhǔn)確性產(chǎn)生一定影響，然而現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，企業(yè)家年齡與上述控制變量組的線性相關(guān)性不大，控制變量之間的多重共線性不會對核心解釋變量的參數(shù)估計造成影響。同時，上述控制變量的選取，將顯著提高模型的整體解釋力，從而有效解決模型設(shè)定不足對核心解釋變量參數(shù)估計值所帶來的更大影響。

在模型中，下標(biāo)i表示第i位受訪的企業(yè)家，下標(biāo)j表示基于一維行業(yè)代碼(GB/4754-2011)劃分的行業(yè)類型(j=1,2,3,4)，下標(biāo)t表示調(diào)查數(shù)據(jù)的年份(t=2013，2014)，下標(biāo)d表示此次調(diào)查樣本中的調(diào)查單元(d=1,2,3……19)。Dj表示基于一維行業(yè)代碼控制的行業(yè)效應(yīng)，Dd和Dt分別表示地區(qū)和時間的固定效應(yīng)。

(四)內(nèi)生性問題的討論

本文對企業(yè)家年齡與企業(yè)家創(chuàng)新精神的實(shí)證研究可能會受到測量誤差以及遺漏變量所造成的內(nèi)生性問題的影響，通過單方程模型很難準(zhǔn)確測度出二者之間的因果效應(yīng)，而采用聯(lián)立方程可以彌補(bǔ)單方程模型的不足從而得出更準(zhǔn)確的結(jié)論。對聯(lián)立方程模型的傳統(tǒng)估計方法有二階段最小二乘法(2SLS)和三階段最小二乘法(3SLS)，前者基于擾動項同方差的假定進(jìn)行檢驗，在擾動項異方差的條件下，通過后者得出的估計量才是最優(yōu)、一致和有效的。由于存在遺漏變量、聯(lián)立性偏誤所造成的內(nèi)生性問題，本文選擇3SLS對聯(lián)立方程模型進(jìn)行估計，分別將企業(yè)家創(chuàng)新精神、企業(yè)家年齡及年齡平方項視為內(nèi)生變量，構(gòu)建完備的聯(lián)立方程組來檢驗企業(yè)家年齡對其創(chuàng)新精神的影響。

具體來說，分別將企業(yè)家年齡及年齡自然對數(shù)值的平方項看作內(nèi)生變量，使用的核心工具變量為同一地區(qū)、同一時期、同一一維行業(yè)代碼的企業(yè)家年齡及其平方項的均值(lne_ageijdt_average1、(lne_ageijdt_average1)2)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入時間、地區(qū)和行業(yè)的固定效應(yīng)(Dt、Dd和Dj)以及地區(qū)層面控制變量，將其線性組合作為工具變量(Z和M)。聯(lián)立方程模型具體設(shè)定如下：

lne_ageijdt=β0+β1lne_ageijdt_average1+β2(lne_ageijdt_average1)2+

β3lnpatent_number+Zβ+ε

(2)

lne_ageijdt_square=γ0+γ1lne_ageijdt_average1+γ2(lne_ageijdt_average1)2+

γ3lnpatent_number+Mγ+ξ

(3)

三、數(shù)據(jù)說明

(一)數(shù)據(jù)來源

為研究企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間可能存在的實(shí)證關(guān)系，本文作者所在的武漢大學(xué)聯(lián)合香港科技大學(xué)、清華大學(xué)和中國社科院等學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)，開展了“中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查”(China Employer-Employee Survey，簡稱CEES)，本文使用的數(shù)據(jù)全部來自此次大規(guī)模調(diào)查。經(jīng)長期的方案設(shè)計和嚴(yán)格的過程控制，本調(diào)查數(shù)據(jù)在內(nèi)容全面性、數(shù)據(jù)質(zhì)量等方面有了進(jìn)一步提升，突破了現(xiàn)有研究的數(shù)據(jù)瓶頸，為企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神的實(shí)證研究提供了基于隨機(jī)分層抽樣、高質(zhì)量的大規(guī)模研究樣本。

為保證調(diào)查樣本的代表性，本次調(diào)查在區(qū)域選擇上充分考慮了廣東的代表性意義，在抽樣程序上嚴(yán)格遵循了完全隨機(jī)抽樣方法。廣東省作為經(jīng)濟(jì)總量最大、制造業(yè)規(guī)模最大、地區(qū)發(fā)展差異顯著的省份，具有代表性與省內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性①，為研究我國企業(yè)家的年齡效應(yīng)提供了很好的范本。本次調(diào)查在廣東省采用分層隨機(jī)抽樣的方法，從廣東省21個地級市中隨機(jī)抽取13個地級市，再從中等距抽選出19個區(qū)(縣)作為最終調(diào)查單元。以第三次經(jīng)濟(jì)普查的30.09萬家制造業(yè)企業(yè)為抽樣總體，按就業(yè)人數(shù)加權(quán)進(jìn)行隨機(jī)抽樣確定樣本企業(yè)，最大程度上降低了“樣本選擇偏誤”的可能性，保證了樣本企業(yè)的隨機(jī)性和研究結(jié)論的科學(xué)性。

本次調(diào)查首次從企業(yè)層面完整收集了受訪企業(yè)一把手的出生年月、學(xué)歷、工作經(jīng)驗等人口背景特征相關(guān)的數(shù)據(jù)，并有效涵蓋了被調(diào)查企業(yè)的基礎(chǔ)財務(wù)數(shù)據(jù)和創(chuàng)新行為績效指標(biāo)，包括企業(yè)工業(yè)增加值、銷售收入、利潤總額、主營業(yè)務(wù)收入等經(jīng)營性財務(wù)指標(biāo)，還涉及企業(yè)研發(fā)投入、專利產(chǎn)出等創(chuàng)新方面的相關(guān)數(shù)據(jù)信息，實(shí)現(xiàn)了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)上的內(nèi)部一致性。

(二)描述性統(tǒng)計

表1給出了2013～2014年被調(diào)查企業(yè)的企業(yè)家年齡與創(chuàng)新精神的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在調(diào)查樣本中，受訪企業(yè)家的平均年齡為50.21歲，年齡最小為25歲，標(biāo)準(zhǔn)差為9.01，說明企業(yè)家年齡距離平均值的幅度比較大。進(jìn)一步統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，出生于20世紀(jì)60年代(出生年份為1960～1969)的企業(yè)家構(gòu)成了目前我國企業(yè)家群體的主力，其所在企業(yè)的數(shù)量占全部有效樣本總數(shù)的64%。在產(chǎn)出指標(biāo)方面，這一代企業(yè)家群體創(chuàng)造了85.24%的工業(yè)總產(chǎn)值、84.40%的工業(yè)增加值。從企業(yè)家創(chuàng)新精神的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，調(diào)查樣本企業(yè)的平均發(fā)明專利數(shù)為19.4。進(jìn)一步統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)50～60年代企業(yè)家群體所在企業(yè)的專利數(shù)量僅為70～80年代企業(yè)家群體的45.5%，中年企業(yè)家群體普遍存在創(chuàng)新精神不足的短板。

表1　企業(yè)家年齡與企業(yè)專利總數(shù)的描述性統(tǒng)計(2013～2014)

注：1.對于市場份額變量，產(chǎn)品市場份額小于1%的賦值為1，在1%到10%之間的賦值為2，在11%到50%之間的賦值為3，51%以上的賦值為4；2.對于出口與否變量，若企業(yè)有出口行為則賦值為1，否則為0；3.對于透支額度變量，若企業(yè)具有透支額度，賦值為1，否則為0；4.對于商業(yè)城市變量，若所在城市為省會、副省級城市或珠三角城市則賦值為1，否則賦值為0；5.對于人口規(guī)模變量，若當(dāng)?shù)氐丶壥械某Ｗ∪丝谏儆? 萬則賦值為1，5 萬至25 萬的賦值為2，25 萬至100 萬的賦值為3，100 萬以上的賦值為4。

四、估計結(jié)果

本部分分別運(yùn)用OLS和3SLS回歸，在時間、地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)等其他因素充分控制的條件下，從因果效應(yīng)的角度對企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

(一)OLS估計結(jié)果

表2給出了采用OLS估計得到的企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間關(guān)系的檢驗結(jié)果。表2的回歸結(jié)果表明，企業(yè)家的年齡與創(chuàng)新精神之間存在U型非線性關(guān)系。在充分控制其他因素的條件下，企業(yè)家創(chuàng)新精神對年齡的彈性系數(shù)處于[-19.783,-10.718]區(qū)間內(nèi)。同時估計結(jié)果表明，企業(yè)家年齡的平方項與創(chuàng)新精神顯著正相關(guān)，其彈性系數(shù)處于[1.364,2.606]區(qū)間內(nèi)。根據(jù)OLS回歸的大樣本實(shí)證檢驗可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家年齡與創(chuàng)新精神之間存在U型非線性關(guān)系。U型檢驗結(jié)果的原因可能在于，對于年長的企業(yè)家群體而言，年齡增加帶來的企業(yè)家認(rèn)知能力提高、管理經(jīng)驗豐富、機(jī)會識別敏銳、社會資本積累所產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)遠(yuǎn)大于其行為決策保守、風(fēng)險規(guī)避強(qiáng)烈、冒險偏好降低對創(chuàng)新精神的阻滯效應(yīng)。對于年輕的企業(yè)家而言，初生牛犢不怕虎的干勁使其更富創(chuàng)新活力和冒險精神，但隨著年齡的推移，風(fēng)險偏好降低的同時社會資本與認(rèn)知能力尚不完善，因而阻滯效應(yīng)占優(yōu)勢。

由于年齡效應(yīng)的作用，企業(yè)家群體可能存在“中年創(chuàng)新瓶頸”。通過進(jìn)一步計算企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神U型關(guān)系的拐點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，在未充分考慮內(nèi)生性的情況下，普通最小二乘回歸計算出來的U型曲線的“底部”約在50.85歲左右，即對于年齡在51歲左右的中年企業(yè)家群體而言，其創(chuàng)新精神明顯低于其他年齡階段的企業(yè)家。換言之，年齡增長所帶來的中年企業(yè)家群體在認(rèn)知能力、管理經(jīng)驗和社會資本等方面的提升，難以對沖冒險等級降低、行為決策保守所引致的阻滯效應(yīng)。在宏觀經(jīng)濟(jì)下行壓力增加的大背景下，中年企業(yè)家群體的創(chuàng)新精神普遍偏低，這在一定程度上反映了這一代企業(yè)家群體對于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下從要素投入、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動的不適應(yīng)。從時代背景來看，這一代企業(yè)家大部分出生于20世紀(jì)60年代中期、創(chuàng)業(yè)于80～90年代，在市場經(jīng)濟(jì)不成熟、管制性壁壘較多的改革開放初期形成了較強(qiáng)的制度突破能力和制度處理能力[22][23]，依靠制度突破為企業(yè)帶來傳統(tǒng)意義上的發(fā)展和經(jīng)營績效的提升[21]。然而，隨著制度改革的推進(jìn)和市場經(jīng)濟(jì)體制的日漸完善，制度突破產(chǎn)生的邊際收益遞減趨勢明顯，中年企業(yè)家群體由于存在對制度能力的路徑依賴更易陷入“中年創(chuàng)新瓶頸”[18]。

除了企業(yè)家年齡這一核心解釋變量以外，控制變量的符號也基本符合理論預(yù)期。企業(yè)員工的受教育年限對企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響始終顯著為正，這說明人力資本的提升產(chǎn)生了明顯的外部溢出[24]，促進(jìn)了企業(yè)家創(chuàng)新精神的提升。企業(yè)年齡與企業(yè)家創(chuàng)新精神之間存在正向關(guān)系，表明“干中學(xué)”機(jī)制隨企業(yè)經(jīng)營時間的延長而提高[25]，存活時間長的企業(yè)，具有較強(qiáng)的市場分析能力，能夠快速洞悉市場規(guī)律，企業(yè)家的創(chuàng)新意識更加強(qiáng)烈、創(chuàng)新產(chǎn)出更加明顯。出口對于企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響顯著為正，出口企業(yè)獲得“出口中學(xué)”效應(yīng)，較快地吸收了國外研發(fā)的技術(shù)外溢從而促進(jìn)了創(chuàng)新，并且出口對象國的高市場準(zhǔn)入門檻，激發(fā)了企業(yè)家的創(chuàng)新潛力和創(chuàng)新精神。企業(yè)規(guī)模變量對企業(yè)家創(chuàng)新精神具有顯著的正向激勵，可能的原因在于融資約束和要素市場的不完善使得創(chuàng)新活動存在較大的固定和沉沒成本[26]，中小企業(yè)的企業(yè)家面臨更大的創(chuàng)新風(fēng)險，因而系統(tǒng)性地處于劣勢地位[27]。

表2　企業(yè)家年齡對企業(yè)家創(chuàng)新精神的OLS回歸

注： 括號內(nèi)為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。下表同。

(二)3SLS估計結(jié)果

由于存在遺漏變量、測量誤差所造成的內(nèi)生性問題，本部分采用三階段最小二乘法進(jìn)行因果效應(yīng)的估計，具體結(jié)果如表3所示。在3SLS回歸模型中，企業(yè)家年齡及平方項對企業(yè)家創(chuàng)新精神始終具有統(tǒng)計意義上的顯著影響。其中，企業(yè)家年齡的一次項對創(chuàng)新精神存在顯著的負(fù)影響，而年齡平方項的影響顯著為正?；貧w結(jié)果從因果效應(yīng)的角度證明，企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間存在U型關(guān)系。采用3SLS回歸消除內(nèi)生性影響以后，通過進(jìn)一步測算企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神的拐點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，年齡在52.7歲左右的企業(yè)家群體，其創(chuàng)新精神最為薄弱。通過因果效應(yīng)的測算，進(jìn)一步證實(shí)了對企業(yè)家群體“中年創(chuàng)新瓶頸”現(xiàn)象的判斷。

除此之外，實(shí)證研究中還發(fā)現(xiàn)了其他顯著影響企業(yè)家創(chuàng)新精神的因素。企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模與員工的平均受教育年限，在1%的顯著性水平上對企業(yè)家創(chuàng)新精神均有正向影響。企業(yè)年齡對企業(yè)家創(chuàng)新精神的彈性為0.459，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)員工平均受教育年限的回歸系數(shù)分別為0.533和2.606。

五、討論與建議

本文基于第一手調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型，分別采用OLS和3SLS回歸對企業(yè)家年齡與企業(yè)家創(chuàng)新精神之間的關(guān)系進(jìn)行了大樣本的計量檢驗，得出以下主要結(jié)論：(1)企業(yè)家年齡對其創(chuàng)新精神具有顯著影響。實(shí)證研究結(jié)果表明，在充分控制企業(yè)、地區(qū)層面因素的條件下，企業(yè)家年齡對創(chuàng)新精神的影響具有統(tǒng)計意義上的顯著性?？紤]變量內(nèi)生性問題后，該顯著關(guān)系仍穩(wěn)健。(2)企業(yè)家年齡與其創(chuàng)新精神之間存在U型非線性關(guān)系。已有研究從認(rèn)知能力、管理經(jīng)驗、社會資本、風(fēng)險偏好、行為決策等角度，認(rèn)為企業(yè)家年齡對其創(chuàng)新精神具有不同方向的影響，并在理論上預(yù)測兩者之間可能存在的關(guān)系，本文則從實(shí)證檢驗的角度論證了其因果效應(yīng)的存在。(3)企業(yè)家群體存在明顯的“中年創(chuàng)新瓶頸”。對于當(dāng)前處于50.8～52.7歲的中年企業(yè)家群體而言，其創(chuàng)新精神明顯低于其他年齡分組的企業(yè)家群體，年齡增長帶來的企業(yè)家認(rèn)知能力提高、管理經(jīng)驗豐富和社會資本積累所產(chǎn)生的積極作用無法對沖風(fēng)險偏好降低、行為決策保守所引致的不利影響。

表3　年齡對發(fā)明專利總數(shù)的3SLS回歸

進(jìn)一步討論企業(yè)家“中年創(chuàng)新瓶頸”產(chǎn)生的原因，其根源在于中年企業(yè)家的創(chuàng)新激勵不足。在改革開放背景下成長起來的中年企業(yè)家，習(xí)慣于依靠制度突破和政府補(bǔ)貼為企業(yè)發(fā)展贏得空間，形成了較強(qiáng)的制度突破能力和社會關(guān)系處理能力，由此成為“制度型企業(yè)家”。然而，隨著制度改革的推進(jìn)和市場經(jīng)濟(jì)體制的日漸完善，制度突破產(chǎn)生的邊際收益遞減趨勢明顯，現(xiàn)代企業(yè)效益主要來自企業(yè)創(chuàng)新、價值鏈擴(kuò)張等非制度方面[28]。依靠制度突破的傳統(tǒng)增長模式已不再適用，而中年企業(yè)家群體又普遍存在路徑依賴與鎖定效應(yīng)。調(diào)查結(jié)果表明，中年企業(yè)家群體大多從事加工貿(mào)易，行業(yè)分布集中于設(shè)備制造業(yè)、金屬及非金屬礦物制品業(yè)、紡織服裝與服飾業(yè)等資源與勞動力密集型產(chǎn)業(yè)，傳統(tǒng)的要素密集型行業(yè)分布帶來轉(zhuǎn)化成本高、路徑依賴嚴(yán)重、鎖定效應(yīng)明顯等問題，導(dǎo)致企業(yè)家創(chuàng)新精神不足。從生命周期的角度分析，作為企業(yè)核心領(lǐng)導(dǎo)的中年企業(yè)家承擔(dān)了多元化的角色，面臨個人和企業(yè)發(fā)展的諸多選擇，開始思考代際傳承和企業(yè)發(fā)展路徑。由于存在對未來選擇的不確定性，中年企業(yè)家在創(chuàng)新投入、人力資本投資與制度突破之間權(quán)衡取舍，創(chuàng)新投入相對不足。此外，從工作經(jīng)驗的角度分析，對于中年企業(yè)家而言，由社會經(jīng)驗積累所帶來的創(chuàng)新收益的遞減趨勢明顯。隨著企業(yè)家工作經(jīng)驗的積累，在創(chuàng)新收益存量基礎(chǔ)上所增加的收益增量越來越少，因此，基于成本收益的考量中年企業(yè)家會逐步減少創(chuàng)新投入，進(jìn)一步導(dǎo)致其創(chuàng)新精神不足。

中年企業(yè)家創(chuàng)新精神的衰退，一定程度上導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)的整體下滑[21]。背后的原因在于，中年企業(yè)家群體人數(shù)占樣本企業(yè)總數(shù)60%以上，綜合產(chǎn)出占到樣本總體的70%左右，這一代企業(yè)家群體是目前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“中流砥柱”，而“中年創(chuàng)新瓶頸”的現(xiàn)狀致使企業(yè)家創(chuàng)新精神對提升全要素生產(chǎn)率的預(yù)期作用未能充分實(shí)現(xiàn)。

根據(jù)上述實(shí)證研究結(jié)果，本文的政策建議如下：

第一，推動“制度企業(yè)家”向“創(chuàng)新企業(yè)家”轉(zhuǎn)型。經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，“制度企業(yè)家”的能力現(xiàn)狀難以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的客觀要求，要突破年齡效應(yīng)的約束，就必須對企業(yè)家隊伍進(jìn)行供給側(cè)的結(jié)構(gòu)性改革。針對目前這一代企業(yè)家特別是出生于20世紀(jì)60年代的企業(yè)家群體創(chuàng)新精神減退的現(xiàn)狀，有意識地加強(qiáng)“企二代”的培養(yǎng)，組織專門的企業(yè)家培訓(xùn)，提升企業(yè)家的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意識，培育企業(yè)內(nèi)生發(fā)展的能力，消除其對政策支持的依賴性。

第二，增強(qiáng)企業(yè)家群體的換血功能。鑒于企業(yè)家群體中存在年齡效應(yīng)，應(yīng)大膽實(shí)施退出政策，鼓勵一批年齡效應(yīng)明顯、創(chuàng)新精神減退的企業(yè)家退出市場。加強(qiáng)市場對企業(yè)家隊伍的篩選作用，營造和完善企業(yè)家市場的內(nèi)外部環(huán)境和市場競爭規(guī)則，推動企業(yè)家人力資本商品化，發(fā)揮社會資本的逆向選擇作用，盡可能減少政府的干預(yù)。

第三，盡快沖破“中年創(chuàng)新瓶頸”。中年企業(yè)家群體創(chuàng)新精神不足這一現(xiàn)象的出現(xiàn)不是簡單的代際原因，具有一定的周期性。要沖破“中年創(chuàng)新瓶頸”，一方面企業(yè)家應(yīng)將更多資源和精力配置到生產(chǎn)性活動，發(fā)揮自身厚積薄發(fā)的經(jīng)驗優(yōu)勢，加大創(chuàng)新研發(fā)投入，提升創(chuàng)新產(chǎn)出效率，以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新環(huán)境、新形勢；另一方面政府在宏觀政策層面應(yīng)采取激勵措施如稅收減免、科技補(bǔ)貼等，幫助企業(yè)規(guī)避路徑依賴與鎖定效應(yīng)，走創(chuàng)新發(fā)展道路。走出創(chuàng)新瓶頸的中年企業(yè)家群體，將抓住進(jìn)一步發(fā)展的契機(jī)，中年紅利得以完全釋放，由此迎來爆發(fā)式增長。

注釋：

①2014年廣東經(jīng)濟(jì)總量占全國的10.66%、進(jìn)出口總額占全國的25.01%、制造業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國的16.4%，均處在所有省份的第一位。通過將廣東珠三角地區(qū)、粵西地區(qū)和粵東地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與其他各省進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)廣東省內(nèi)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性十分顯著。

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(責(zé)任編輯：胡浩志)

收稿日期：2016-01-26

基金項目：教育部哲學(xué)社會科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項目“宏觀經(jīng)濟(jì)整體和微觀產(chǎn)品服務(wù)的質(zhì)量‘雙提高’機(jī)制研究”(15JZD023)；國家科技支撐計劃課題“第三方檢驗檢測綜合科技服務(wù)平臺及示范應(yīng)用”(2015BAH27F01)；科技部公益性科研專項“我國標(biāo)準(zhǔn)規(guī)制及支撐體系研究”(201310202)

作者簡介：程虹(1963— )，男，湖北武漢人，武漢大學(xué)質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院、宏觀質(zhì)量管理湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心教授，博士生導(dǎo)師；

中圖分類號：F272.91

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)04-0096-08

韓笑(1990— )，女，湖北荊門人，武漢大學(xué)質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院、宏觀質(zhì)量管理湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心助理研究員。