內(nèi)生的力量:技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者與企業(yè)創(chuàng)新

丁 絨，羅 軍

(1.廣東技術(shù)師范大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，廣州 510665；2.廣東省技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究發(fā)展中心，廣州 510070)

一、問題的提出

一個(gè)有趣的現(xiàn)象是，技術(shù)專業(yè)背景的創(chuàng)業(yè)者在現(xiàn)代企業(yè)中比比皆是。相關(guān)資料顯示，中國(guó)民營(yíng)企業(yè)領(lǐng)銜飼料行業(yè)前20強(qiáng)的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)前大部分為飼料技術(shù)研發(fā)的專家或?qū)W者，而華為公司的任正非、騰訊公司的馬化騰、百度公司的李彥宏、小米公司的雷軍、比亞迪公司的王傳福、網(wǎng)易公司的丁磊等一批享譽(yù)海內(nèi)外的行業(yè)翹楚，早年均有從事過技術(shù)性工作的經(jīng)歷。俗話說:“自古人生于世，須有一計(jì)之能”“薄技在身，勝握萬(wàn)金”。自改革開放特別是20世紀(jì)90年代《中華人民共和國(guó)促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化法》大力提倡科技人員離崗創(chuàng)業(yè)以來，專業(yè)技術(shù)人員這一群體越來越多地轉(zhuǎn)向自己創(chuàng)業(yè)經(jīng)商或經(jīng)營(yíng)企業(yè)，出現(xiàn)“下海潮”，成為推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)屢創(chuàng)奇跡和持續(xù)創(chuàng)新的重要力量。現(xiàn)階段，在“構(gòu)建新發(fā)展格局最本質(zhì)的特征是立足于暢通國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)為主，實(shí)現(xiàn)高水平的自立自強(qiáng)和更加強(qiáng)調(diào)自主創(chuàng)新”(1)新華網(wǎng)《習(xí)近平在省部級(jí)主要領(lǐng)導(dǎo)干部學(xué)習(xí)貫徹黨的十九屆五中全會(huì)精神專題研討班開班式上發(fā)表重要講話》，http://www.xinhuanet.com/politics/leaders/2021-01/11/c_1126970918.htm。的重大國(guó)家戰(zhàn)略指引下，技術(shù)技能人才對(duì)于加快解決諸多關(guān)鍵領(lǐng)域核心技術(shù)“卡脖子”難題的重要性不言而喻。在企業(yè)創(chuàng)新成為建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家重要微觀基礎(chǔ)的后疫情時(shí)代，技術(shù)出身的創(chuàng)業(yè)者是否更意愿于企業(yè)創(chuàng)新？他們?cè)谄髽I(yè)創(chuàng)新決策中究竟發(fā)揮了何種作用？其背后隱匿的內(nèi)在邏輯機(jī)理又是什么？對(duì)這些問題，既有研究并未給予足夠重視。

根據(jù)高層梯隊(duì)理論(Upper Echelons Theory)，企業(yè)的高層管理者是一群存在著個(gè)人特質(zhì)差異的個(gè)體，他們不可能對(duì)企業(yè)的所有方面進(jìn)行全方位審視，通常僅能依托于自身能力和個(gè)人價(jià)值觀的有限認(rèn)知基礎(chǔ)進(jìn)行有限理性決策，因而高管的個(gè)人不同特質(zhì)決定了其思考和判斷問題的方式，以及對(duì)問題的處理方式，這必然會(huì)影響到企業(yè)的戰(zhàn)略決策和經(jīng)營(yíng)行為(Hambrick和Mason，1984；Hambrick，2007)[1～2]。企業(yè)的創(chuàng)新作為一項(xiàng)重要的戰(zhàn)略決策活動(dòng)，高收益和高風(fēng)險(xiǎn)并存，這需要作為企業(yè)掌舵者的創(chuàng)業(yè)者進(jìn)行最終決策，并通過自上而下的管理體制把這一戰(zhàn)略意圖轉(zhuǎn)化為企業(yè)實(shí)際行動(dòng)的方向和力度(Sheremata，2004；Atuahene-Gima，2005)[3～4]。因此，企業(yè)創(chuàng)新在某種程度上可以看作是由企業(yè)決策者自身特征所體現(xiàn)出來的個(gè)人認(rèn)知和價(jià)值觀的一種映射。相關(guān)研究證實(shí)，高管的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征包括性別(Bantel和Jackson，1989)[5]、年齡(Wiersema和Bantel，1992)[6]、文化水平(Kimberly和Evanisko，1982；Bantel和Jackson，1989；Lin等，2011)[7][5][8]、任期(田祥宇等，2018)[9]等，以及高管的心理學(xué)特征包括認(rèn)知風(fēng)格(石盛林等，2011；陳守明和唐濱琪，2012)[10～11]、過度自信(王山慧等，2013)[12]等，均對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有著不同程度的影響。與這兩類個(gè)人特征的影響相比，高管的職業(yè)經(jīng)歷特征對(duì)其認(rèn)知思維和行為模式的影響更為深刻(Hambrick和Quigley，2014)[13]。例如，高管具有從軍經(jīng)歷(Benmelech和Frydman，2015)[14]、飛行員經(jīng)歷(Sunder等，2017)[15]、海外經(jīng)歷(Yuan和Wen，2018；羅思平和于永達(dá)，2012；劉鳳朝等，2017)[16～18]、從政經(jīng)歷(Lin等，2011；劉美芬，2019)[8][19]、學(xué)術(shù)經(jīng)歷(沈藝峰等，2016；黃燦等，2019；張曉亮等，2019)[20～22]、發(fā)明家經(jīng)歷(虞義華等，2018)[23]均顯著地提升了企業(yè)的創(chuàng)新投資水平。

在高管的上述諸多職業(yè)經(jīng)歷中，學(xué)術(shù)經(jīng)歷、發(fā)明家經(jīng)歷與技術(shù)經(jīng)歷類似，均是最能反映其與企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)聯(lián)的個(gè)人特征，這是因?yàn)?它們均有著專業(yè)性、復(fù)雜性、自主性、強(qiáng)創(chuàng)造力、高風(fēng)險(xiǎn)、嚴(yán)要求等職業(yè)特點(diǎn)，并對(duì)個(gè)體性格特質(zhì)和行事風(fēng)格的塑造較為接近(胡元木和紀(jì)端，2017；虞義華等，2018；張曉亮等，2019；李亞飛等，2021)[24][23][22][25]。但值得注意的是，它們亦有著顯著區(qū)別。具體來講，學(xué)術(shù)經(jīng)歷反映的是“文人下?！薄敖淌诨虿┦繏炻毱髽I(yè)”等教書育人活動(dòng)及自然科學(xué)或人文社會(huì)科學(xué)研究活動(dòng)對(duì)個(gè)人特質(zhì)的塑造，發(fā)明家經(jīng)歷聚集的是高創(chuàng)造性的發(fā)明等活動(dòng)對(duì)個(gè)人特質(zhì)的塑造，而技術(shù)經(jīng)歷則是指具有一定的專業(yè)知識(shí)或?qū)ｉT技能，能夠勝任崗位能力要求并進(jìn)行創(chuàng)造性勞動(dòng)的職業(yè)經(jīng)歷，側(cè)重的是個(gè)人在職業(yè)中從事技術(shù)性工作狀況對(duì)個(gè)體觀念和行為的塑造?？梢钥闯觯噍^于站在技術(shù)金字塔頂尖的學(xué)術(shù)經(jīng)歷或發(fā)明家經(jīng)歷人才，專業(yè)性的普通技術(shù)經(jīng)歷人才確實(shí)無法與之比肩，但他們卻絕對(duì)是一股更基礎(chǔ)的力量，代表了更廣大的從事技術(shù)性工作并對(duì)企業(yè)和社會(huì)發(fā)展做出貢獻(xiàn)的基層勞動(dòng)者群體。已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，高管或董事具有工程、科學(xué)專業(yè)等權(quán)威專業(yè)背景會(huì)更注重企業(yè)流程的持續(xù)改進(jìn)和企業(yè)創(chuàng)新(Wiersema和Bantel，1992；程新生和趙旸，2019)[6][26]，并在利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對(duì)企業(yè)技術(shù)、知識(shí)等資源的創(chuàng)新、交換、擴(kuò)展和整合方面具有更大優(yōu)勢(shì)(Nonaka和Konno，1998)[27]；技術(shù)型員工能夠幫助企業(yè)提高創(chuàng)新績(jī)效(Ballot等，2001)[28]；高管具有專利訴訟經(jīng)歷能夠有效激勵(lì)所屬的涉訴企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入和持有更多有效專利，并促使企業(yè)建立專門的知識(shí)產(chǎn)權(quán)管理機(jī)構(gòu)和投入更多資金進(jìn)行專利管理運(yùn)營(yíng)(尹志鋒，2018)[29]；高管、董事長(zhǎng)或董事具有技術(shù)背景，其所在企業(yè)會(huì)有更多的R&D投資(Adler和Ferdows，1990；Faleye等，2018；胡元木，2012；李四海等，2014；李亞飛等，2021)[30～33][25]，亦會(huì)有更好的企業(yè)創(chuàng)新效率并能夠提升企業(yè)績(jī)效(韓忠雪等，2014；胡元木和紀(jì)端，2017)[34][24]。綜合來看，這些研究主要是將技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者歸納為通過提高其個(gè)人的創(chuàng)新能力這一影響機(jī)制，即技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者利用其專業(yè)技術(shù)背景優(yōu)勢(shì)通過發(fā)揮“專家效應(yīng)”和“聲譽(yù)效應(yīng)”對(duì)創(chuàng)新投資項(xiàng)目進(jìn)行評(píng)估和向外界傳遞創(chuàng)新信號(hào)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用。本文認(rèn)為，除了這一主要途徑，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者對(duì)其個(gè)人的創(chuàng)新思維和創(chuàng)新精神的塑造亦是助力企業(yè)創(chuàng)新的另外兩個(gè)主要影響機(jī)制。

進(jìn)一步看，企業(yè)創(chuàng)新總是嵌入在一定的內(nèi)外部環(huán)境中，受制度環(huán)境層面、企業(yè)家層面、企業(yè)層面等多維度影響(Wally和Baum，1994；Voss等，2008；Greenwood等，2010)[35～37]，因而不同的內(nèi)外部環(huán)境可能會(huì)影響到技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者的企業(yè)創(chuàng)新程度。那么，我們要問的第二個(gè)問題是，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系是否受到了這些因素的影響？如果有，其中的內(nèi)在作用機(jī)制又是什么?

為彌補(bǔ)上述研究的缺陷，本文以“中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查”2002年第五次至2014年第十一次的7次混合截面數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者的技術(shù)經(jīng)歷顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新水平；但技術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新之間可能是內(nèi)生的，因此本文采用創(chuàng)業(yè)者在未成年特殊勞動(dòng)者時(shí)期(16～18歲)“是否有過上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷” 構(gòu)造工具變量，二階段的工具變量回歸與基準(zhǔn)回歸是基本一致的。對(duì)于第二個(gè)問題，我們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)所屬地區(qū)市場(chǎng)化水平越高，企業(yè)家受教育水平越高，以及企業(yè)資源稟賦越豐裕時(shí)，上述傾向均表現(xiàn)得更為顯著。最后在經(jīng)濟(jì)后果方面，相較于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者的企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)出現(xiàn)了顯著降低，但其企業(yè)投資和企業(yè)融資負(fù)債卻出現(xiàn)了顯著增加。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾方面:首先，從創(chuàng)業(yè)者更廣義上的普通技術(shù)經(jīng)歷視角豐富了高層梯隊(duì)理論中關(guān)于高管個(gè)人特征影響企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)成果。高層梯隊(duì)理論中，與既有研究主要從高管的性別、年齡、文化水平、任期等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，從高管的認(rèn)知風(fēng)格、過度自信等心理學(xué)特征，從高管的從軍經(jīng)歷、飛行員經(jīng)歷、海外經(jīng)歷、從政經(jīng)歷等職業(yè)經(jīng)歷，以及從高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷、發(fā)明家經(jīng)歷等“高精尖”技術(shù)經(jīng)歷，去考察企業(yè)創(chuàng)新的影響因素不同，本文關(guān)注的是中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革開放過程中由廣泛從事普通崗位技術(shù)工作的基層勞動(dòng)者群體的“下海潮”所帶來的更普適性現(xiàn)象。通過較為系統(tǒng)地檢驗(yàn)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，從而充實(shí)了高管個(gè)人特征影響企業(yè)創(chuàng)新的研究文獻(xiàn)；其次，深化了高管技術(shù)經(jīng)歷如何影響企業(yè)創(chuàng)新決策的作用機(jī)制的相關(guān)研究。盡管部分文獻(xiàn)從高管是否有工程或科學(xué)專業(yè)的受教育技術(shù)經(jīng)歷、是否有專利訴訟的技術(shù)經(jīng)歷，以及是否有從事研究或開發(fā)的關(guān)鍵崗技術(shù)經(jīng)歷等，考察了不同類型的高管技術(shù)經(jīng)歷對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響，但這些研究主要是基于對(duì)高管個(gè)人創(chuàng)新能力的提升這一主要作用機(jī)制進(jìn)行的考察，然而高管的技術(shù)經(jīng)歷在影響其企業(yè)創(chuàng)新決策這一邏輯過程中所發(fā)揮的其他作用機(jī)制仍不明晰。本文初步分析了創(chuàng)業(yè)者的技術(shù)經(jīng)歷如何通過影響其創(chuàng)新能力的提升，以及如何影響其創(chuàng)新思維和創(chuàng)新精神的塑造，并得以轉(zhuǎn)化為企業(yè)實(shí)際創(chuàng)新決策的作用機(jī)制，從而對(duì)現(xiàn)有的高管技術(shù)經(jīng)歷影響企業(yè)創(chuàng)新決策的作用機(jī)制形成了有益補(bǔ)充。

二、理論分析與研究假設(shè)

職業(yè)經(jīng)歷是社會(huì)分工的外化形態(tài)及產(chǎn)物，伴隨著一個(gè)人對(duì)職業(yè)角色的不斷參與，不同的工作屬性、工作內(nèi)容、工作復(fù)雜程度必然使得他們擁有不同的初始觀念、知識(shí)和技能，并由此決定了他們有限的視野、選擇性感知，以及信息過濾過程(Custodio和Metzger，2014；Benmelech和Frydman，2015)[38][14]。Hambrick和Quigley(2014)[13]認(rèn)為，高管的職業(yè)經(jīng)歷正是通過對(duì)其所衍生的認(rèn)知理念、信念態(tài)度、行事風(fēng)格等潛在價(jià)值觀體系的塑造，使得企業(yè)決策帶有明顯的個(gè)人過往工作印記。因此，對(duì)于有過技術(shù)經(jīng)歷的創(chuàng)業(yè)者而言，其間所形成的與之相匹配的“只緣身在此山中”的認(rèn)知能力、性格品質(zhì)、以及專業(yè)素質(zhì)等，必然會(huì)深刻影響其日后的企業(yè)創(chuàng)新決策及行為方式。

(一)技術(shù)經(jīng)歷淬煉了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)新能力

技術(shù)型崗位是一種直接以技術(shù)實(shí)驗(yàn)操作或技術(shù)研究成果實(shí)際運(yùn)用作為目標(biāo)導(dǎo)向的職業(yè)，因而一名技術(shù)從業(yè)人員的必備素養(yǎng)是需具備功底深厚的特定技術(shù)領(lǐng)域的專業(yè)知識(shí)或?qū)I(yè)技能(Wiersema和Bantel，1992)[6]。創(chuàng)業(yè)者如果有過技術(shù)經(jīng)歷，一方面，由于他們熟諳某領(lǐng)域所必需的生產(chǎn)知識(shí)、經(jīng)營(yíng)方法等特定技術(shù)資源的訣竅，從而得以對(duì)相關(guān)技術(shù)的萌芽、發(fā)展、成熟、衰退等全生命周期各階段的洞悉更加“明察秋毫”，對(duì)相關(guān)技術(shù)前沿及未來發(fā)展趨勢(shì)的把握更加“駕輕就熟”，對(duì)企業(yè)潛在的某項(xiàng)新技術(shù)應(yīng)用從投入到產(chǎn)出的轉(zhuǎn)換周期認(rèn)知更加“游刃有余”，亦對(duì)企業(yè)未來創(chuàng)新機(jī)會(huì)可能性的突破更加“洞若觀火”(Miller和De Vries，1982；Francis等，2015)[39～40]。這極大地規(guī)避了創(chuàng)新項(xiàng)目失敗的風(fēng)險(xiǎn)，提升了創(chuàng)新投入的成功率，使得他們更意愿于企業(yè)創(chuàng)新(Nonaka和Konno，1998；Faleye等，2018)[27][31]；另一方面，由于他們的日常技術(shù)性工作可以描述為將外部碎片化的“意會(huì)知識(shí)”或“緘默知識(shí)”轉(zhuǎn)化為自身體系化的“顯性知識(shí)”，是一個(gè)通過刻苦修為的動(dòng)手實(shí)踐到逐步掌握相關(guān)技藝，持續(xù)把對(duì)產(chǎn)品的“奇思妙想”通過真實(shí)的產(chǎn)品呈現(xiàn)出來，把對(duì)專業(yè)知識(shí)或經(jīng)驗(yàn)通過操作或管理手冊(cè)等規(guī)范的形式表現(xiàn)出來的過程(Wiersema和Bantel，1992)[6]。這本身就是一個(gè)在失敗中不斷累積經(jīng)驗(yàn)，對(duì)技術(shù)條件的反復(fù)調(diào)試和對(duì)前人成果的再創(chuàng)造，是在“既切之而復(fù)磨之，既琢之而復(fù)磨之”“治之已精，而益求其精也”的修煉后，最終達(dá)到成功彼岸的不確定性過程。在技術(shù)經(jīng)歷中的這種“摸爬滾打”鍛造了他們鍥而不舍、不懼失敗的氣魄和擔(dān)當(dāng)，使得他們對(duì)于成功問世的技術(shù)項(xiàng)目可以“安然若素”，對(duì)于未能孵化出來的技術(shù)項(xiàng)目亦可以“心態(tài)平和”(胡元木和紀(jì)端，2017；李亞飛等，2021)[24～25]。正是這份對(duì)于創(chuàng)新成敗的容忍度，保證了創(chuàng)新投入的持續(xù)與穩(wěn)定，從而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)具有促進(jìn)作用(韓忠雪等，2014)[34]。

(二)技術(shù)經(jīng)歷熏染了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)新思維

技術(shù)工作崗位需長(zhǎng)期耕耘在技術(shù)一線，通常都是在某個(gè)特定領(lǐng)域選擇某個(gè)切入點(diǎn)進(jìn)行較高專注度和深入細(xì)致的“聚焦化”，或是在前人相關(guān)研究基礎(chǔ)上進(jìn)行尋根問底的探究，這是一個(gè)需要不斷打破固有思維模式，將“紙上覺來”和“實(shí)踐真知”的專業(yè)知識(shí)重新加以整合，于靈光乍現(xiàn)中創(chuàng)造性“拼湊”，發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、解決問題的過程(Jiang和Murphy，2007；Sunder等，2017；沈藝峰等，2016)[41][15][20]。從某種意義上來說，技術(shù)人員群體與學(xué)者們、發(fā)明家們相近，都是基于改造客觀世界，對(duì)于未知事物的不懈追求創(chuàng)造出一項(xiàng)項(xiàng)普世惠民的科研成果、發(fā)明創(chuàng)造或技術(shù)轉(zhuǎn)化應(yīng)用的過程(Francis等，2015；虞義華等，2018；黃燦等，2019；張曉亮等，2019)[40][23][21～22]。創(chuàng)業(yè)者如果有過技術(shù)經(jīng)歷，一方面，由于他們的日常工作性質(zhì)可以描述為是一項(xiàng)項(xiàng)創(chuàng)造性和探索性的心智活動(dòng)，包含了冒險(xiǎn)與渴望新奇體驗(yàn)的特性，其思維和視野通常會(huì)不自覺地秉承對(duì)于“自由探索”的熱愛，這使得他們對(duì)未知世界充滿好奇心和求知欲，通過汲取前人智慧、感受前輩胸襟，無形中熏陶了他們勇于開拓進(jìn)取、探索未知的創(chuàng)新思維(Sunder等，2017)[15]，從而他們更意愿于進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新；另一方面，由于他們的工作內(nèi)容是作為改造社會(huì)技術(shù)、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)一步發(fā)展的實(shí)踐活動(dòng)，其“發(fā)現(xiàn)新事物、探索新事物、獲得意外驚喜”的工作經(jīng)歷不斷訓(xùn)練著他們的發(fā)散思維、求異思維、逆向思維和批判性思維等，這無形中形塑了他們不循常規(guī)、尋求變異、從多角度探索答案，并相信自己能通過自己的創(chuàng)造力改造社會(huì)的創(chuàng)造性思維模式，從而使得他們更傾向于企業(yè)創(chuàng)新。

(三)技術(shù)經(jīng)歷鑄造了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)新精神

技術(shù)工作內(nèi)容與技術(shù)職業(yè)環(huán)境的特殊性，使得“匠人”或“能工巧匠”這一技術(shù)性工種群體在中國(guó)千百年來“工匠情懷”的薪火傳承中，形成了兼濟(jì)天下、家國(guó)天下等根深蒂固的傳統(tǒng)價(jià)值觀體系，這一傳統(tǒng)的精神氣質(zhì)得以一直綿延至今(段升森等，2021)[42]。而個(gè)體作為社會(huì)人，在社會(huì)化的過程中需自覺接受這種與自身角色相符的一系列權(quán)利和義務(wù)。因此，長(zhǎng)久以來，中國(guó)社會(huì)各階層對(duì)技術(shù)型人才群體的“斧工蘊(yùn)道”角色寄予了較高期待。創(chuàng)業(yè)者如果有過技術(shù)經(jīng)歷，一方面，由于他們被賦予是企業(yè)創(chuàng)新責(zé)無旁貸的“扛鼎”之人，無形中強(qiáng)化了他們對(duì)于這份職業(yè)的高度認(rèn)同和敬畏的工匠情懷自覺(Fletcher，2010)[43]?？紤]到創(chuàng)新的周期性較長(zhǎng)，長(zhǎng)時(shí)間的人力和物力高投入短時(shí)間內(nèi)有極大可能性看不到“立竿見影”的成效，因此，當(dāng)面對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新決策時(shí)，他們更有意愿從企業(yè)的整體利益出發(fā)去思考和權(quán)衡，較少有基于自身“職業(yè)憂慮”的短期急功近利表現(xiàn)，從而具備更高屋建瓴的胸懷和格局(Stein，1988)[44]，亦有著更高的道德水平和社會(huì)責(zé)任感(Cho等，2015)[45]。他們的這一價(jià)值取向和堅(jiān)定信仰正是企業(yè)得以創(chuàng)新的重要內(nèi)部動(dòng)力；另一方面，由于他們被標(biāo)簽為“精工和精益求精”的代表，從而他們的日常技術(shù)工作本身便可視為是工匠情懷的一項(xiàng)自我修煉(Miller，1993)[46]。這種對(duì)于每一個(gè)技術(shù)項(xiàng)目的每一個(gè)環(huán)節(jié)的“內(nèi)觀己心”的嚴(yán)格精確要求，得以自始至終貫穿于技術(shù)工作崗位的全過程中，如此“一步一個(gè)腳印”的特質(zhì)恰是保證技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目最終“落地生根”和“開花結(jié)果”，并真正服務(wù)于社會(huì)和創(chuàng)造價(jià)值的“魂魄”，亦是企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的奠基石。

綜合以上分析，本文提出如下假設(shè):

H:相較于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者更傾向于企業(yè)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本

本文數(shù)據(jù)來源于第五次(2002年)至第十一次(2014年)的7次“中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查”混合截面數(shù)據(jù)。這一數(shù)據(jù)庫(kù)由中共中央統(tǒng)戰(zhàn)部、國(guó)家工商行政管理總局、中華全國(guó)工商業(yè)聯(lián)合會(huì)，以及中國(guó)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)研究會(huì)四家機(jī)構(gòu)組成課題組，起始于1991年，每?jī)赡?次在全國(guó)范圍內(nèi)按照0.55%的多階分層PPS進(jìn)行隨機(jī)抽樣，并為每一家被訪企業(yè)分配一個(gè)隨機(jī)編號(hào)，涵蓋了中國(guó)31個(gè)省份的各個(gè)行業(yè)和各種規(guī)模，具有較強(qiáng)代表性。在調(diào)查訪問過程中，具體由當(dāng)?shù)毓ど叹趾凸ど搪?lián)親自派員進(jìn)駐，調(diào)查員直接訪談的對(duì)象均為私營(yíng)企業(yè)家或主要投資者，并且該調(diào)查一直是國(guó)家重點(diǎn)持續(xù)支持的項(xiàng)目，調(diào)查問卷的內(nèi)容設(shè)計(jì)嚴(yán)謹(jǐn)全面，所得數(shù)據(jù)和資料被直接用于編寫政府決策支持報(bào)告(Jia，2014)[47]，確保了數(shù)據(jù)的可靠性。

按如下條件進(jìn)行數(shù)據(jù)的篩選工作:第一，由于每年抽樣調(diào)查的企業(yè)均有所不同，而且在編碼上并不能確認(rèn)是否屬于同一家企業(yè)，所以本文認(rèn)為這些樣本不相關(guān)，在數(shù)據(jù)處理上將7次調(diào)查數(shù)據(jù)合并成為一個(gè)完整數(shù)據(jù)庫(kù)。第二，剔除了數(shù)據(jù)缺失、異常和主要變量相關(guān)信息不完整的樣本。第三，為減輕極端值對(duì)研究結(jié)論的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%分位數(shù)的縮尾處理。最終獲得共計(jì)12619個(gè)企業(yè)年度觀測(cè)樣本，其中2002、2004、2006、2008、2010、2012、2014年度分別獲得1962、1110、1123、1532、1617、2557、2718個(gè)樣本。

(二)主要變量定義

因變量:企業(yè)創(chuàng)新(RD)。問卷中涉及的相關(guān)問題是:“企業(yè)當(dāng)年用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入費(fèi)用是多少？”借鑒已有文獻(xiàn)(Lin等，2011；Benmelech和Frydman，2015；Yuan和Wen，2018；張曉亮等，2019)[8][14][16][22]的做法，用企業(yè)當(dāng)年研發(fā)投入的總支出取自然對(duì)數(shù)來測(cè)度。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，首先將其設(shè)置為虛擬變量(RD0)，如果企業(yè)當(dāng)年有用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入，則取值為1，否則為0；其次，以企業(yè)當(dāng)年用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入的總支出占當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的比重(RD2)進(jìn)行替代性測(cè)量。

自變量:技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)。問卷中涉及的相關(guān)問詢?yōu)?“在開辦私營(yíng)企業(yè)前，企業(yè)家是否有過技術(shù)工作經(jīng)歷?”根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，借鑒既有研究(Faleye等，2018；李四海等，2014；胡元木和紀(jì)端，2017)[31][33][24]，用虛擬變量進(jìn)行測(cè)度，即如果創(chuàng)業(yè)者有從事過技術(shù)工作的經(jīng)歷，則取值為1，否則為0。

(三)模型設(shè)定

為驗(yàn)證前文提出的研究假設(shè)H，本文構(gòu)建了如下待檢驗(yàn)的計(jì)量模型:

RDi=α0+α1TEi+αCVsi+∑Regii+∑Indui+∑Yeari+εi

其中，RD是企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)，TE是技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者指標(biāo)；為了控制其他潛在因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)的影響，控制了企業(yè)家層面、企業(yè)層面、環(huán)境層面的其他一些控制變量集(CVs)。企業(yè)家層面因素包括:企業(yè)家性別(Male)、企業(yè)家年齡(Age)、受教育程度(Edu)、社會(huì)階層(Soc)、創(chuàng)業(yè)前從政經(jīng)歷(PEBE)、政治身份(PI)等變量，企業(yè)層面因素包括:企業(yè)員工數(shù)(EMP)、企業(yè)年齡(BAge)、正式結(jié)構(gòu)(For)、是否改制(Ow)等變量，環(huán)境層面因素則借鑒王小魯?shù)?2019)[48]編制的“市場(chǎng)化總指數(shù)”評(píng)分，與其所屬地區(qū)和被調(diào)研年份進(jìn)行人工匹配后，作為地區(qū)市場(chǎng)化水平(Mar)的測(cè)量指標(biāo)。此外，考慮到不同省份(地區(qū))、不同行業(yè)、不同年份的問卷詢問及調(diào)查方式存在不同程度差異，這可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成影響，還控制了省份虛擬變量(Regi)、行業(yè)虛擬變量(Indu)，以及年度虛擬變量(Year)，ε為擾動(dòng)項(xiàng)。主要變量定義見表1。本文主要關(guān)注的是TE的回歸系數(shù)，若α1顯著為正，則意味著技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者更傾向于企業(yè)創(chuàng)新，從而支持假設(shè)H。

表1 主要變量定義和測(cè)量

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

表2為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新(RD)的均值為1.355，中位數(shù)為0.000，最大值為7.314，呈左偏厚尾的數(shù)據(jù)分布特征，說明私營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新的程度普遍偏低；技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)的均值為0.164，表明技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者在總樣本中的占比已接近六分之一。由此可見，在整個(gè)私營(yíng)企業(yè)家隊(duì)伍中，有過技術(shù)經(jīng)歷的私營(yíng)企業(yè)家已成為具有代表性的重要群體。他們不僅是技術(shù)創(chuàng)新的主要推進(jìn)者，亦是運(yùn)用新知識(shí)新技術(shù)搏擊未來科技的時(shí)代引領(lǐng)者，探討這一群體是否意愿于企業(yè)創(chuàng)新具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

從其他控制變量來看，企業(yè)家性別(Male)的均值為0.870，說明男性創(chuàng)業(yè)者占絕大部分；受教育程度(Edu)的均值為3.896，表明創(chuàng)業(yè)者的平均學(xué)歷為高中及以上；創(chuàng)業(yè)前從政經(jīng)歷(PEBE)的均值為0.271，中位數(shù)為0.000，表明創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)前多數(shù)未曾在黨政機(jī)關(guān)或事業(yè)單位擔(dān)任過任何職務(wù)，且擔(dān)任職務(wù)者的任職級(jí)別普遍較低，平均為科級(jí)干部以下；政治身份(PI)的均值為1.026，中位數(shù)為0.000，表明創(chuàng)業(yè)者當(dāng)前多數(shù)未在人大或政協(xié)擔(dān)任任何職務(wù)，且擔(dān)任職務(wù)者的任職級(jí)別普遍較低，平均為縣級(jí)以下。此外，企業(yè)家年齡(Age)、社會(huì)階層(Soc)、企業(yè)員工數(shù)(EMP)、企業(yè)年齡(BAge)、正式結(jié)構(gòu)(For)、是否改制(Ow)、地區(qū)市場(chǎng)化水平(Mar)等變量的均值分別為3.802、5.741、4.112、2.104、1.469、0.162、6.995，數(shù)值均處于合理分布區(qū)間內(nèi)。

進(jìn)一步從主要變量的相關(guān)系數(shù)來看，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)通過了1%水平上的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，這初步說明了前文提出的研究假設(shè)H具有較強(qiáng)合理性，但更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論有待后續(xù)驗(yàn)證。為了避免多重共線性對(duì)回歸結(jié)果的影響，各變量之間的VIF檢驗(yàn)結(jié)果表明，VIF值最高為1.500，平均VIF值為1.180，遠(yuǎn)低于臨界值10，表明完全不必?fù)?dān)心多重共線性問題。

(二)基本統(tǒng)計(jì)事實(shí)

為了清晰呈現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新投入的分布情況，表3給出了分行業(yè)分地區(qū)分類別的多維度統(tǒng)計(jì)結(jié)果。按所屬行業(yè)來看，第二產(chǎn)業(yè)的平均企業(yè)創(chuàng)新程度最高(均值1.930)，第一產(chǎn)業(yè)(均值1.906)次之，第三產(chǎn)業(yè)(均值0.567)最低，其中，第二產(chǎn)業(yè)中制造業(yè)的平均企業(yè)創(chuàng)新程度最高(均值2.180)，建筑業(yè)(均值0.707)最低；第三產(chǎn)業(yè)中科研技術(shù)的平均企業(yè)創(chuàng)新程度最高(均值2.465)，批發(fā)零售(均值0.243)最低，說明創(chuàng)新活動(dòng)主要活躍在專業(yè)技術(shù)性比較強(qiáng)的行業(yè)。從所屬地區(qū)來看，東部地區(qū)的平均企業(yè)創(chuàng)新程度最高(均值1.502)，中部和西部地區(qū)不分伯仲(均值分別為1.152、1.159)，說明創(chuàng)新活動(dòng)主要聚集在發(fā)達(dá)地區(qū)。從企業(yè)類別來看，股份有限公司的平均企業(yè)創(chuàng)新程度最高(均值2.094)，其次是有限責(zé)任公司(均值1.338)，一人或獨(dú)資企業(yè)、合伙企業(yè)則較低(均值分別為1.119、1.037)，說明創(chuàng)新活動(dòng)主要分布在規(guī)范化運(yùn)作企業(yè)。同時(shí)也可以看出，無論所屬行業(yè)是第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)還是第三產(chǎn)業(yè)，無論所屬地區(qū)是東部、中部還是西部，無論企業(yè)類別是一人或獨(dú)資企業(yè)、合伙企業(yè)、有限責(zé)任公司還是股份有限公司，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組的平均企業(yè)創(chuàng)新程度均高于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組。上述結(jié)果整體上和中國(guó)企業(yè)的現(xiàn)實(shí)情況相吻合。

表3 創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新投入的分行業(yè)分地區(qū)分類別統(tǒng)計(jì)

表4進(jìn)一步檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新投入分組統(tǒng)計(jì)的均值差異。初步結(jié)果顯示，平均來看，雖然技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組的占比為16.412%，低于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組的占比(83.588%)，但其所對(duì)應(yīng)的平均企業(yè)創(chuàng)新程度為1.702，高于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組的平均企業(yè)創(chuàng)新程度(1.287)，二者在1%的統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著差異，這和前文提出的假設(shè)H初步吻合。

表4 創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新投入的分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果差異

此外，圖1直觀展示了2002—2014年間創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新投入的歷時(shí)趨勢(shì)與對(duì)比情況。可以看出，非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組的平均企業(yè)創(chuàng)新投入，在各個(gè)年份均顯著低于技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者樣本組，與假設(shè)H預(yù)期一致。但同時(shí)也應(yīng)看到，進(jìn)入20世紀(jì)以來，無論是非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者，還是技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者，其平均企業(yè)創(chuàng)新投入的趨勢(shì)均是下降的，這說明隨著市場(chǎng)化改革步伐的加快，私營(yíng)企業(yè)家的整體創(chuàng)新意愿是呈下降態(tài)勢(shì)的，不排除是受資本的短期趨利動(dòng)機(jī)，即資本紛紛由實(shí)體板塊抽離轉(zhuǎn)而投向房地產(chǎn)或金融等非實(shí)體領(lǐng)域所帶來的影響。圖1不僅從宏觀層面折射了中國(guó)私營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展飽受虛擬經(jīng)濟(jì)沖擊而起落跌宕的時(shí)代斷面的嬗變過程，亦在微觀層面勾勒了技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者“堅(jiān)守匠心”在其間作為能動(dòng)主體“求索不止、革放鼎新”的行動(dòng)策略圖景。而企業(yè)創(chuàng)新作為恒久而新鮮的主題，其所蘊(yùn)藏的活力如何被全面激活仍是擺在我們面前的難題。

(三)基準(zhǔn)回歸分析

如表5所示，列(1)是一系列企業(yè)家特征、企業(yè)特征、環(huán)境特征等對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)的影響。在此基礎(chǔ)上，列(2)增加了省份行業(yè)年份固定效應(yīng)。進(jìn)一步，列(3)增加了自變量技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)，結(jié)果顯示，相較于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)更傾向于企業(yè)創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.230，并在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著(t值為5.290)。由此較好地支持了假設(shè)H。

表5 基準(zhǔn)回歸分析

控制變量方面，Edu的回歸系數(shù)0.177、Soc的回歸系數(shù)0.040、PI的回歸系數(shù)0.084、EMP的回歸系數(shù)0.362、BAge的回歸系數(shù)0.090、For的回歸系數(shù)0.149均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正(t值分別為11.013、3.920、5.283、25.513、3.088、8.979)，分別表示創(chuàng)業(yè)者的受教育程度越高、階層地位越低，政治身份級(jí)別越高，以及企業(yè)的規(guī)模越大、歷史越悠久、規(guī)范化運(yùn)作程度越高，越意愿于進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。這與既有文獻(xiàn)中的結(jié)果一致(Kimberly和Evanisko，1982；Bantel和Jackson，1989；Lin等，2011；李四海等，2014；劉美芬，2019)[7][5][8][33][19]。

(四)工具變量法回歸

盡管本文用于解釋企業(yè)創(chuàng)新(RD)的關(guān)鍵自變量技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)是相對(duì)外生的，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)前是否有過技術(shù)經(jīng)歷，從時(shí)間順序上來看是事實(shí)上已經(jīng)發(fā)生過的。但謹(jǐn)慎起見，也不能完全排除這兩者同時(shí)存在的可能性，為此使用工具變量法，以控制潛在內(nèi)生性問題對(duì)研究結(jié)論的影響。

本文構(gòu)建了創(chuàng)業(yè)者在未成年特殊勞動(dòng)者時(shí)期(16～18歲)“是否有過上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷”(TE_IV)這一虛擬變量，作為技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)影響企業(yè)創(chuàng)新(RD)的工具變量。這是因?yàn)椋摴ぞ咦兞繚M足相關(guān)性和外生性的要求:首先，如果創(chuàng)業(yè)者在16至18歲的未成年特殊勞動(dòng)者時(shí)期有過上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷，那么，在中國(guó)傳統(tǒng)習(xí)俗和道德觀的約束下，由于成年后需奔忙于生計(jì)或家庭等，再進(jìn)一步去大學(xué)深造接受專業(yè)性的科學(xué)技術(shù)知識(shí)學(xué)習(xí)，或是在社會(huì)實(shí)踐中通過師徒傳承模式接受系統(tǒng)性的某種專業(yè)技能或手藝訓(xùn)練的概率會(huì)極大地降低。數(shù)據(jù)顯示，1966—1977年間下放農(nóng)村的知識(shí)青年(主要是應(yīng)屆初高中畢業(yè)生)總?cè)藬?shù)占比超過98%(國(guó)家統(tǒng)計(jì)局社會(huì)統(tǒng)計(jì)司，1987)[49]。因此，該工具變量顯然與技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)負(fù)相關(guān)；其次，當(dāng)初廣泛性的全國(guó)知識(shí)青年上山下鄉(xiāng)，與樣本區(qū)間若干年后的企業(yè)創(chuàng)新(RD)這一事件本身并不存在必然聯(lián)系。在此基礎(chǔ)上，依據(jù)1950—1980年間中國(guó)城市和農(nóng)村兒童的正常受教育年份推測(cè)，當(dāng)1966—1977年間的年齡段為16至18歲，即創(chuàng)業(yè)者的出生年份為1948—1960年區(qū)間時(shí)，工具變量(TE_IV)取值為1，否則取值為0。

表6采用二階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行了檢驗(yàn)。在第一階段回歸中，解釋變量為創(chuàng)業(yè)者在未成年特殊勞動(dòng)者時(shí)期(16～18歲)“是否有過上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷”(TE_IV)，被解釋變量為技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)，同時(shí)本文控制企業(yè)家層面、企業(yè)層面、環(huán)境層面的主要變量(CVs)，以及省份虛擬變量(Regi)、行業(yè)虛擬變量(Indu)和年度虛擬變量(Year)。列(1)顯示，工具變量系數(shù)均在1%(t值為-2.874)統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明創(chuàng)業(yè)者在未成年特殊勞動(dòng)者時(shí)期有過上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷對(duì)其技術(shù)經(jīng)歷具有顯著的負(fù)向影響；控制變量結(jié)果顯示，所受教育程度(Edu)越高的創(chuàng)業(yè)者，具有技術(shù)經(jīng)歷的可能性越大；社會(huì)地位(Soc)越高的創(chuàng)業(yè)者，其有技術(shù)經(jīng)歷的可能性越大。這些均與現(xiàn)實(shí)情況一致。

表6 工具變量法回歸分析

此外，表6第(1)列的第一階段最小特征值統(tǒng)計(jì)量F值大于10，AR卡方統(tǒng)計(jì)量值和Wald卡方統(tǒng)計(jì)量值均至少在1%的水平上顯著，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。本文接著提取了工具變量第一階段回歸的因變量擬合值進(jìn)行第二階段回歸，列(2)顯示，第二階段回歸結(jié)果與表5基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，至少在10%(t值為1.835)的水平上顯著，即技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者更傾向于企業(yè)創(chuàng)新。因此，即使在控制了潛在的內(nèi)生性問題后，本文的研究假設(shè)H依然成立。

(五)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.傾向得分匹配法(PSM)

由前面的分析可知，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者占總樣本的比重為16.412%，因而樣本可能存在不均衡。為解決這一樣本選擇偏誤問題，本文采用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)進(jìn)行處理。最近鄰(1:1)匹配、最近鄰(1:2)匹配、卡尺內(nèi)(1:4)匹配三種方法的結(jié)果均顯示，樣本匹配效果良好。進(jìn)一步地，對(duì)以上三種匹配得分結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)的平均處理效應(yīng)(ATT值)仍在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，再次證明假設(shè)H是穩(wěn)健的。

2.變換企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)重新測(cè)度

變換企業(yè)創(chuàng)新(RD)指標(biāo)，分別用虛擬變量(RD0)指標(biāo)和企業(yè)當(dāng)年用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入的總支出占當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的比重(RD2)指標(biāo)進(jìn)行替代測(cè)量，結(jié)果仍支持假設(shè)H。

3.變換計(jì)量方法

由于企業(yè)創(chuàng)新(RD)指標(biāo)和企業(yè)當(dāng)年用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入的總支出占當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的比重(RD2)指標(biāo)均存在較多比例的零值，因而均采用Tobit模型估計(jì)，結(jié)果仍支持假設(shè)H。

4.基于殘差的重新檢驗(yàn)

首先，將技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)對(duì)企業(yè)家特征、企業(yè)特征、環(huán)境特征，以及省份行業(yè)年份固定效應(yīng)等一系列控制變量進(jìn)行回歸，所得殘差即為所有控制變量無法解釋的部分。其次，將企業(yè)創(chuàng)新(RD)對(duì)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)和殘差重新進(jìn)行OLS回歸，結(jié)果仍支持假設(shè)H。

五、進(jìn)一步的機(jī)制分析

在中國(guó)具體的歷史進(jìn)程中，制度層面、企業(yè)家個(gè)人層面、企業(yè)層面等一系列內(nèi)外部環(huán)境的不同，勢(shì)必導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新決策的異同，因而技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者是否更有意愿進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新受到了這些綜合因素的影響。鑒于此，本文分別具體從市場(chǎng)化水平、企業(yè)家自身受教育水平、企業(yè)資源稟賦三個(gè)維度，檢驗(yàn)其在技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)之間的調(diào)節(jié)作用機(jī)制。

(一)市場(chǎng)化水平的調(diào)節(jié)作用

市場(chǎng)化水平是對(duì)一系列政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度、要素市場(chǎng)發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法治環(huán)境等維度的綜合量度(王小魯?shù)龋?019)[48]。鑒于中國(guó)幅員遼闊，因而各地區(qū)市場(chǎng)化水平呈現(xiàn)出較大差異。而這種差異性恰好可看作是制度環(huán)境變遷的一種近似反映。既有研究表明，企業(yè)所屬地區(qū)的市場(chǎng)化水平越高，意味著該地區(qū)的總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，非市場(chǎng)化機(jī)制對(duì)資源配置的扭曲效應(yīng)越低，科技創(chuàng)新的相關(guān)配套體系越完善，從而企業(yè)外部市場(chǎng)中的信息不對(duì)稱程度有所緩解，投資效率更高，這無疑對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資決策起到了積極的信號(hào)作用(Wally和Baum，1994；Greenwood等，2010)[35][37]。因此，本文預(yù)測(cè)在市場(chǎng)化水平越高的地區(qū)，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者更有動(dòng)機(jī)進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。

表7第(3)列考察了市場(chǎng)化水平(Mar)對(duì)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)之間的關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用。可以看出，市場(chǎng)化水平(Mar)與技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)(0.045)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)的影響在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正(t值為2.160)，這一結(jié)果與預(yù)期一致。

(二)企業(yè)家受教育水平的調(diào)節(jié)作用

諸多文獻(xiàn)已經(jīng)證實(shí)，高層管理者受教育水平的高低，決定了其擁有何種不同的價(jià)值觀、認(rèn)知風(fēng)格、認(rèn)知復(fù)雜度和結(jié)構(gòu)等(Kimberly 和Evanisko，1982；Bantel和Jackson，1989)[7][5]。所受教育水平越高，通常其在知識(shí)積累、知識(shí)創(chuàng)新和知識(shí)發(fā)展方面具有一定權(quán)威性，這意味著其整體素養(yǎng)一般較高，具備更高瞻遠(yuǎn)矚的整體認(rèn)知和視野，這會(huì)使得其領(lǐng)導(dǎo)下的組織更具有創(chuàng)新氣魄(Lin等，2011)[8]。因此，本文預(yù)測(cè)創(chuàng)業(yè)者的受教育水平越高，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者越有動(dòng)機(jī)進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。

表7第(4)列考察了受教育水平(Edu)對(duì)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)之間的關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用。可以看出，受教育水平(Edu)與技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)(0.108)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正(t值為2.679)。這一結(jié)果符合預(yù)期。

(三)企業(yè)資源稟賦的調(diào)節(jié)作用

從企業(yè)資源觀的角度看，企業(yè)擁有資源稟賦的多寡和質(zhì)量，決定了其能夠采用何種戰(zhàn)略應(yīng)對(duì)來自外部環(huán)境的威脅和挑戰(zhàn)(Voss 等，2008)[36]。企業(yè)資源稟賦條件越好，其越有可能突破外部環(huán)境的某些約束，更多通過自身的主觀努力而不是通過外部社會(huì)資本，來獲得企業(yè)創(chuàng)新所需要的資源和發(fā)展機(jī)遇，從而更有機(jī)會(huì)和意愿通過能力建設(shè)開展高風(fēng)險(xiǎn)和高回報(bào)的創(chuàng)新活動(dòng)(Xin和Pearce，1996)[50]。因此，本文預(yù)測(cè)企業(yè)的資源稟賦越豐裕，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者越有動(dòng)機(jī)進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。

借鑒Voss等(2008)[36]的方法，本文利用企業(yè)員工數(shù)(EMP)和企業(yè)年齡(BAge)這兩個(gè)指標(biāo)來測(cè)量企業(yè)的資源稟賦程度。企業(yè)員工數(shù)越多，說明企業(yè)規(guī)模越大；企業(yè)年齡越大，表明企業(yè)歷史越悠久。這兩個(gè)指標(biāo)均在一定程度上體現(xiàn)了企業(yè)資源稟賦的豐裕程度。表7列(5)、列(6)分別考察了企業(yè)員工數(shù)(EMP)、企業(yè)年齡(BAge)對(duì)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)之間的關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用?？梢钥闯?，企業(yè)員工數(shù)(EMP)與技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)0.067、企業(yè)年齡(BAge)與技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)0.198，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)的影響均至少在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正(t值分別為2.177、2.733)。與此同時(shí)，在這兩個(gè)指標(biāo)的疊加影響方面，列(8)考察了企業(yè)員工數(shù)(EMP)、企業(yè)年齡(BAge)同時(shí)對(duì)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)之間的關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用。同樣亦可以看出，企業(yè)員工數(shù)(EMP)、企業(yè)年齡(BAge)、技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)三者交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)(0.095)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)的影響至少在10%的水平上顯著為正(t值為1.905)。這些結(jié)果與預(yù)期是一致的。

表7 進(jìn)一步的調(diào)節(jié)作用機(jī)制分析

六、經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)

既然技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者更意愿于企業(yè)創(chuàng)新，那么，其進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新究竟會(huì)帶來什么樣的經(jīng)濟(jì)后果呢?本文具體從企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、企業(yè)投資狀況、企業(yè)融資負(fù)債狀況三個(gè)方面進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)檢驗(yàn)

一方面，雖然技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者在客戶需求識(shí)別、團(tuán)隊(duì)管理和激勵(lì)、企業(yè)資源分配協(xié)調(diào)、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估等綜合運(yùn)營(yíng)能力方面存在顯而易見的短板，但在企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入方面卻始終秉承一以貫之的“匠術(shù)”高標(biāo)準(zhǔn)，而恰是這種返璞歸真的“匠心”堅(jiān)守，才是長(zhǎng)久贏得消費(fèi)者尊重和獲取市場(chǎng)肯定的終極法寶，從而所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)可能會(huì)有較好的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)(Faleye等，2018；韓忠雪等，2014；胡元木和紀(jì)端，2017)[31][34][24]。但另一方面，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者由于有著更多的創(chuàng)新投入，這可能導(dǎo)致企業(yè)在把握競(jìng)爭(zhēng)時(shí)機(jī)或擴(kuò)展?jié)撛谑袌?chǎng)機(jī)會(huì)的顯性成果上存在資金投入不足問題，從而所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)短期內(nèi)不太可能取得經(jīng)營(yíng)績(jī)效(Thomas等，1991；Thomas and Ramaswamy，1996；尹志鋒，2018)[51～52][29]。因此，本文預(yù)測(cè)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者在進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新后，其企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)可能比非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)高，但亦可能比非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)低。

表8列(1)至列(2)用凈利潤(rùn)率(ROS)來衡量企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。問卷中涉及的相關(guān)問題是:“您企業(yè)當(dāng)年的凈利潤(rùn)是多少”“您企業(yè)當(dāng)年的營(yíng)業(yè)收入是多少？”具體地，用當(dāng)年凈利潤(rùn)除以當(dāng)年總營(yíng)業(yè)收入來測(cè)度。該因變量根據(jù)其數(shù)據(jù)特征，采用OLS模型估計(jì)。結(jié)果顯示，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)(-0.119)對(duì)凈利潤(rùn)率(ROS)的影響至少在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)(t值為-1.895)。這說明了技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者短期內(nèi)可能并沒有好的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，該結(jié)果與Thomas 等(1991)[51]、Thomas和Ramaswamy(1996)[52]的理論分析是一致的。

(二)企業(yè)投資狀況檢驗(yàn)

諸多文獻(xiàn)從側(cè)面印證了技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者作為創(chuàng)新冒險(xiǎn)活動(dòng)的實(shí)踐者，可能更傾向于通過技術(shù)輸出的方式向外界擴(kuò)展業(yè)務(wù)領(lǐng)域來拓寬企業(yè)生存空間，從而使得企業(yè)有更多的各項(xiàng)投資活動(dòng)(Adler和Ferdows，1990；Faleye等，2018；胡元木，2012；李四海等，2014；李亞飛等，2021)[30～33][25]。因此，本文預(yù)測(cè)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者在進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新后，其企業(yè)投資可能比非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)多。

表8的第(3)列至第(4)列用對(duì)外投資額(Ein)來測(cè)量企業(yè)的投資狀況。問卷中涉及的相關(guān)問題是:“您企業(yè)當(dāng)年的境外投資額是多少美元？”具體地，用企業(yè)當(dāng)年境外投資額按照當(dāng)年平均匯率換算成人民幣后，除以當(dāng)年總營(yíng)業(yè)收入來測(cè)度。由于該因變量的零值較多，意味著沒有對(duì)外投資的企業(yè)占有較大比重，因而采用Tobit模型估計(jì)。結(jié)果顯示，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)(0.888)對(duì)對(duì)外投資額(Ein)的影響至少在5%的水平上顯著為正(t值為2.548)。這表明技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)企業(yè)在短期內(nèi)有著更多的投資活動(dòng)，符合本文預(yù)期。

(三)企業(yè)融資負(fù)債狀況檢驗(yàn)

眾所周知，企業(yè)創(chuàng)新屬于典型的資本高度密集型投資活動(dòng)，但這類體量需求巨大的資本從何而來呢？從企業(yè)的具體實(shí)踐情況來看，融資難問題始終是被企業(yè)家列為企業(yè)經(jīng)營(yíng)過程中遇到的最主要困難之一，這意味著企業(yè)創(chuàng)新往往會(huì)有著較大比重的資金額度需要通過外部融資渠道籌措(Khwaja和Mian，2005；鄧可斌和曾海艦，2014)[53～54]。因此，本文預(yù)測(cè)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者在進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新后，其所經(jīng)營(yíng)企業(yè)的融資負(fù)債可能比非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)多。

表8的第(5)列至(6)列用銀行融資負(fù)債額(Loan)來度量企業(yè)的融資負(fù)債狀況。問卷中涉及的相關(guān)問題是:“您企業(yè)當(dāng)年在國(guó)有銀行、股份制商業(yè)銀行的貸款總額是多少？”“您企業(yè)當(dāng)年在小型金融機(jī)構(gòu)的貸款總額是多少？”具體地，用企業(yè)當(dāng)年在國(guó)有銀行、股份制商業(yè)銀行和小型金融機(jī)構(gòu)的貸款總額除以當(dāng)年總營(yíng)業(yè)收入來測(cè)度。由于該因變量的零值較多，意味著沒有融資負(fù)債的企業(yè)占有較大比重，因而采用Tobit模型估計(jì)。結(jié)果顯示，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者(TE)與企業(yè)創(chuàng)新(RD)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)(0.117)對(duì)銀行融資負(fù)債額(Loan)的影響至少在5%的水平上顯著為正(t值為2.053)。這表明技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)企業(yè)在短期內(nèi)有著更多的銀行融資負(fù)債，與預(yù)期一致。

表8 經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)

七、結(jié)論與啟示

自2006年國(guó)務(wù)院政府工作報(bào)告中提出“要著重增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，全面提高原始創(chuàng)新能力、集成創(chuàng)新能力和引進(jìn)消化吸收再創(chuàng)新能力”以來，加快建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家一直是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)。2012年，黨的十八大強(qiáng)調(diào)了加快創(chuàng)新步伐的重要意義，提出“必須把創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略放在國(guó)家發(fā)展全局的核心位置”。隨著創(chuàng)新實(shí)力的發(fā)展，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)潛力不容小覷。2016年瑞士洛桑國(guó)際管理發(fā)展學(xué)院發(fā)布的《世界競(jìng)爭(zhēng)力年報(bào)》顯示，中國(guó)大陸位居第25位，而2021年上升至第16位。然而，同樣不容忽視的是，中國(guó)企業(yè)的整體科技創(chuàng)新能力仍很薄弱，與歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家相比還存在著不小的技術(shù)差距，被認(rèn)為是制約宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“阿喀琉斯之踵”。而私營(yíng)企業(yè)作為創(chuàng)新的重要戰(zhàn)場(chǎng)，它起步晚，基礎(chǔ)差，但發(fā)展速度快，幾乎貢獻(xiàn)了70%以上的技術(shù)創(chuàng)新成果(2)參見習(xí)近平:《在民營(yíng)企業(yè)座談會(huì)上的講話》，2018年11月1日，http://www.gov.cn/xinwen/2018-11/01/content_5336616.htm，2020年1月3日。。本文實(shí)證檢驗(yàn)所用的調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)正是聚焦于私營(yíng)企業(yè)，探究具備什么樣特征的私營(yíng)企業(yè)創(chuàng)業(yè)者更意愿于企業(yè)創(chuàng)新，具有更普適性的意義。本文的研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者更傾向于企業(yè)創(chuàng)新，即使在控制了潛在的內(nèi)生性問題和一系列穩(wěn)健性測(cè)試后，這一結(jié)論依然成立。在所屬地區(qū)市場(chǎng)化水平越高、企業(yè)家受教育水平越高，以及企業(yè)資源稟賦越豐裕的地區(qū)，上述關(guān)系均表現(xiàn)得更為顯著。此外，研究還顯示，短期內(nèi)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者的企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)要顯著低于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者，但其企業(yè)投資和企業(yè)融資負(fù)債卻顯著高于非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者。

根據(jù)上述研究結(jié)論，可以得到以下啟示:

首先，企業(yè)要充分發(fā)揮專業(yè)技術(shù)人員在公司治理中的主體地位優(yōu)勢(shì)。本文的研究表明，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者所淬煉出的更多創(chuàng)新能力、所熏染出的更多創(chuàng)新思維，以及所鑄就出的更多創(chuàng)新精神，使得其更有動(dòng)機(jī)進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。2021年6月30日，國(guó)家人力資源和社會(huì)保障部印發(fā)《“技能中國(guó)行動(dòng)”實(shí)施方案》，明確指出“技能人才是支撐中國(guó)制造、中國(guó)創(chuàng)造的重要基礎(chǔ)”。因此要做好以下三項(xiàng)工作：第一，完善企業(yè)高層聘任標(biāo)準(zhǔn)，加大對(duì)技術(shù)型高管的引進(jìn)，充分發(fā)揮技術(shù)型高管由智庫(kù)效應(yīng)所帶來的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用；第二，通過一定的股權(quán)激勵(lì)等措施，鼓勵(lì)企業(yè)內(nèi)部專業(yè)技術(shù)人員作為新的治理力量，為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供更多的專家信息與監(jiān)督力量；第三，鼓勵(lì)現(xiàn)有非技術(shù)型高管主動(dòng)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展前沿和業(yè)務(wù)知識(shí)的學(xué)習(xí)，促進(jìn)整個(gè)高管團(tuán)隊(duì)形成支持企業(yè)創(chuàng)新的良好氛圍。

其次，企業(yè)要有效營(yíng)造尊重工匠的文化氛圍。本文的研究表明，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者依靠?jī)?nèi)生成長(zhǎng)的創(chuàng)新思維和創(chuàng)新精神扮演著重要角色，在推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新方面具有比傳統(tǒng)的基于外部的薪酬契約、股權(quán)激勵(lì)等激勵(lì)機(jī)制(Ederer和Manso，2013；田軒等，2018)[55～56]所不能比擬的優(yōu)勢(shì)。習(xí)近平總書記指出“要大力弘揚(yáng)勞模精神、勞動(dòng)精神、工匠精神，激勵(lì)更多勞動(dòng)者特別是青年一代技能成才，技能報(bào)國(guó)”。因此，第一，提高一線技工的地位和話語(yǔ)權(quán)，使執(zhí)著專注、一絲不茍、精益求精、追求卓越的“大國(guó)工匠”成為企業(yè)員工心中“想成為的人”；第二，重視企業(yè)員工職業(yè)道德和職業(yè)操守的培育，使工匠精神成為人人心之向往的價(jià)值追求和勞動(dòng)情懷；第三，多渠道促進(jìn)企業(yè)員工業(yè)務(wù)技能的再提升，造就積極主動(dòng)、有專業(yè)能力又能夠解決問題的專一行、精一行的高技能工匠人才。

最后，要進(jìn)一步完善企業(yè)創(chuàng)新的制度性支持。本文的研究表明，當(dāng)所屬地區(qū)的市場(chǎng)化水平越高時(shí)，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者越有意愿進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。因此，地方政府要繼續(xù)按照績(jī)效優(yōu)先，兼顧公平的原則，大力推行“人力資本、技術(shù)專利等要素進(jìn)入企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，按各自貢獻(xiàn)參與收益分配”制度的貫徹落實(shí)，并在法律上予以保護(hù)；積極鼓勵(lì)科技人員領(lǐng)辦、創(chuàng)辦企業(yè)；規(guī)范市場(chǎng)秩序，保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)，維護(hù)公平競(jìng)爭(zhēng)；推動(dòng)企業(yè)與科研機(jī)構(gòu)的科技合作，為科技經(jīng)濟(jì)的一體化牽線搭橋等。同時(shí)，本文的研究亦表明，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者在進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新后，并無出色的短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)表現(xiàn)，并且由于業(yè)務(wù)拓展需要，其對(duì)外投資額和融資負(fù)債額可能均存在較大資金缺口，需要政府更好地發(fā)揮“支持之手”的作用，通過實(shí)施更加精準(zhǔn)的稅收優(yōu)惠和銀行信貸政策，支持技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)。