私营企业家地位认同如何影响企业创新投入?——基于营商环境评价的中介效应与企业特征的调节效应分析

王晓磊

一、引言

私营企业的蓬勃发展是国民经济繁荣稳定的关键一环,同时对改善民生也有着重要意义。国家市场监督管理总局发布的数据显示,我国私营企业数量从2012年底的1085.7万户增长到2022年8月的4701.1万户,十年间翻了两番多,私营企业在企业总量中的占比由79.4%提高到92.1%。(1)国家市场监督管理总局、市场监管总局:市场主体十年净增超1亿户,https://www.samr.gov.cn/xw/mtjj/art/2023/art_74f2d45ccd014a17af74c3b9d8bac05a.html,2022年10月11日。当前我国私营经济累积了大量的人力、经济与社会资本,造就了一个新兴社会群体——私营企业家。

2023年7月19日发布的《中共中央 国务院关于促进民营经济发展壮大的意见》中也指出,要着力推动私营经济实现高质量发展,促进私营经济人士健康成长,持续营造关心促进私营经济发展壮大的社会氛围。然而相关研究认为,私营企业家从主观上对自身地位认同度并不高。(2)李春玲:《当代中国社会的声望分层——职业声望与社会经济地位指数测量》,《社会学研究》2005年第12期。(3)唐松、温德尔、孙铮:《“原罪”嫌疑与民营企业会计信息质量》,《管理世界》2017年第8期。相对剥夺理论认为主观地位感知不利的个体,更容易体验到其基本权力被剥夺的感觉,此种消极情绪会对其心理发展带来损害,引发一系列的消极行为。(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．

在国家支持私营企业高质量发展,不断激发市场主体活力的政策背景下,对私营企业家地位认同与企业创新投入关系的研究具有重要的现实意义。从理论意义来看,高阶理论以人的有限理性为前提,把高层管理者的特征、战略选择、组织绩效纳入研究模型中,重点突出人口统计学特征对管理者认知模式的作用,以及对组织绩效的影响(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.,而将管理者地位认同作为核心解释变量的文献相对缺乏。尽管个别文献已关注到管理者主观地位感知和企业战略或绩效间的关系(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.,但忽略了对影响机制的探讨。本文以私营企业家对营商环境的评价为中介变量,考察这一影响机制的作用。此外,私营企业家的地位认同对企业创新投入的影响受到诸多因素的干扰,本文将以企业规模和企业年龄两个典型的企业特征为调节变量,分析其如何从外部调节私营企业家地位认同对企业创新投入的影响。

本文的边际贡献在于:第一,拓展了私营企业创新投入的研究范畴,将企业非技术创新投入纳入其中,形成对创新投入的全面性考察;第二,丰富了高阶理论中管理者个人特征的内涵,强调了私营企业家地位认同是影响企业创新投入的关键因素;第三,补充了私营企业家地位认同对企业创新投入的作用机制,检验了营商环境评价的中介效应;第四,关注了企业特征的外部调节作用,企业规模与企业年龄成为主要的调节效应内容。

二、文献回顾与研究假设

(一)核心概念界定

1.地位认同

关于地位的研究大多与社会分层联系紧密,从而更有效地观察社会的不平等状况。如马克斯·韦伯(8)马克斯·韦伯:《参考经济与社会(下卷)》,北京:商务印书馆,2004年,第178页。主张从权力、声望及财富三个方面综合探究社会公平,其中大量涉及对阶层地位的论述。后续相关研究致力于对地位的测量,其中社会经济地位(Socioeconomic Status,SES)是地位测量的核心范畴,同时又与资本相结合,如科尔曼(9)詹姆斯·S.科尔曼:《社会理论的基础》,北京:社会科学文献出版社,2008年,第234页。认为社会经济地位由金融资本(Financial Capital)、社会资本(Social Capital)及人力资本(Human Capital)构成,每类资本也会对应具体的测量指标。与此同时,地位界定的主流做法常常将其等同于职业地位,这是由于职业的获得具有综合性质(教育程度、社会关系、经济实力等相互作用的结果),对测量整体地位具有一定的代表性。总体来看,学术界关于地位的研究目前仍以客观地位为主,对于地位认同涉及较少,需要进一步补充具有“嵌入性”与“比较性”的个体主观感知的内容。(10)马骏、罗衡军、肖宵:《私营企业家地位感知与企业创新投入》,《南开管理评论》2019年第2期。地位认同是一种基于个体经验的情感判断,判断的结果中糅杂着诸多感性认识,对此方面给予一定的研究关注,能够充分了解私营企业家做出创新决策的真实想法。嵌入到一定的社会历史文化背景之下,通过与其他客观阶层地位的个体进行比较,得到对于自身地位的主观认同。这样的认同成分孕育在“嵌入性”的状态中,最终通过“比较性”这一特点,得到对自身经济地位、社会地位和政治地位等方面的主观判断。(11)Bhattacharya, S.,“How Perception of Status Differences Affects Our Decision Making”,Rutgers University-graduate School-newark,2012.

2.企业创新投入

由经济合作与发展组织(Organization for Economic Cooperation and Development,OECD)和欧盟统计局(Eurostat agency)联合制定的《奥斯陆手册》(《Oslo Manual》)提供了技术创新与非技术创新的界定标准(12)经济合作与发展组织:《奥斯陆手册2018》,北京:科学技术文献出版社,2021年,第96页。。根据该手册的内容,技术创新指的是新产品研发和升级产品功能与用途、获取专利知识使用权、增加服务功能和范围、获取新的生产/流通设备和效率技术工具及其他相关资本品、推进与实施新的工艺生产和交付方式;非技术创新指的是开拓新市场和销售渠道、应用新的产品促销和定价策略、在业务结构和组织程序上的变革、形成新的职责划分和决策模式、建立与其他企业或机构关系的新方式。

(二)私营企业家地位认同对企业创新投入的影响

关于地位认同,既有研究更多集中在心理学领域,关注到的是个体认同特征。而当我们聚焦到某一社会群体时,其社会学层面的意义便得到凸显。正如本文所关注的私营企业家这一特殊群体,其地位认同将对我国私营企业的发展产生重要影响。从微观角度看,地位认同与私营企业家个人所面临的经济风险、感受到的心理安全密切相关。有研究认为,当企业家在受教育程度、营业收入、政治身份等方面占据一定优势时,其自我地位认同程度也会相应提升,对风险的感知会更加迅敏,更加从容地面对复杂的环境,对待企业未来发展的前景更加自信乐观,在企业创新投入的意愿和实际行为上表现得更加积极。(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.从宏观角度看,相关研究结论得出私营企业家的地位认同与产权的恒稳性有一定联系(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.,当国家对私营企业产权的保护得到增强,伴随私营企业家的地位认同的提升,其能够更加专心于企业内部发展,而不是疲于采取外部公关策略来扭转态势,从企业可持续发展的角度考虑,企业创新投入的意愿以及实际的行为表现都会得到加强。基于此,本文提出研究假设1。

H1:私营企业家地位认同越高,对企业创新投入的影响越大

(三)营商环境评价的中介效应

营商环境包括行政审批、融资环境、法律和契约实施效率等多个方面。(16)郭敬生:《论民营经济高质量发展:价值、遵循、机遇和路径》,《经济问题》2019年第3期。良好且透明的营商环境是企业规避风险的必要条件。(17)张菀洺、杨广钊:《营商环境对民营企业竞争力的影响》,《财贸经济》2022年第10期。高质量的营商环境会为企业带来更低的税负比率、更好的融资渠道、更公平有效的竞争,从而有助于促进企业成长。(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．私营企业家对营商环境的评价已成为影响企业经营决策的重要因素,积极的营商环境评价对企业创新投入具有显著的正向影响。(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:《论民营经济高质量发展:价值、遵循、机遇和路径》,《经济问题》2019年第3期。而在私营企业家对营商环境评价的影响因素中,企业家的地位认同起到了关键性作用。有研究认为,地位认同较高者往往对所处生活、工作和创业等环境的态度亲善,满意度相对较高,易形成积极评价。(21)黄杰,程中培:《家庭背景、精英类型与青年企业家地位感知——基于全国私营企业调查的分析》,《中国青年研究》2021年第6期。基于此,本文提出研究假设2:

H2:私营企业家地位认同通过营商环境评价影响企业创新投入

(四)企业规模与企业年龄的调节效应

在有关私营企业的研究中,最重要的企业特征主要包括企业规模与企业年龄。(22)Mata, J., Portugal, P.,“Patterns of Entry, Post-entry Growth and Survival”,Small Business Economics,Vol.22,No.3,2004,pp.283-298.企业规模体现在自身组织能力以及对内外部资源的依赖上,直观地反映在企业的资产规模上。企业年龄是指企业从创立注册直至目前的经营时长,它能够反映企业在市场竞争中是否具备持续发展力。一般而言,企业的规模大小会在一定程度上对企业的创新行为产生影响。规模越小的私营企业受限越多,战略发展空间小,风险应对能力弱,多数时候处于“巧妇难为无米之炊”的窘境。(23)郭敬生:《论民营经济高质量发展:价值、遵循、机遇和路径》,《经济问题》2019年第3期。与此相反的是,规模越大的企业自主创新空间越充足,掌握的组织资源和社会资源越充裕,对于市场竞争的风险预估越精准。(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,相较于小型私营企业,大规模私营企业在创新投入方面占据优势。与此同时,企业在同行中的口碑需要通过时间进行积淀,相较于年龄短的私营企业,年龄长的私营企业在创新经验等方面累积更多。(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.同时在企业规模和企业年龄上占据优势的私营企业家往往会向外界塑造一种积极形象,自身的地位认同感更高,更易打造有效的社会网络,尽力聚集创新要素,在创新意愿和创新投入的倾向性上更加强烈。(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,本文提出研究假设3和假设4。

H3:企业规模越大,私营企业家地位认同对企业创新投入的影响越大

H4:企业年龄越大,私营企业家地位认同对企业创新投入的影响越大

本文的研究框架如图1所示:

图1 研究框架图

三、数据来源、变量操作化与模型设定

(一)数据来源

本文所使用的数据来源于2018年由中共中央统战部、中华全国工商业联合会、国家市场监督管理总局、中国社会科学院、中国民(私)营经济研究会联合开展的第13次中国私营企业调查(Chinese Private Enterprise Survey,CPES)。本次调查覆盖了我国31个省、自治区和直辖市不同规模、不同行业的私营企业,使用了国家市场监督管理总局信息中心提供的全私营企业名录作为抽样框,进行了严格的目录抽样。调查问卷中关于企业家地位认同、营商环境评价、企业创新投入等方面的数据均来自企业家本人的回答,数据更具针对性,有助于更直观地分析企业家地位认同与创新投入的关系。本次调查共收集3973份有效问卷。

(二)变量操作化

1.因变量

因变量是私营企业创新投入,包括技术创新投入和非技术创新投入。基于调查问卷的已有相关问题,关于技术创新投入的测量,本文参考陈险峰等(27)陈险峰、陈志强、李佳宾、胡珺:《非执行董事对企业技术创新的影响研究》,《管理学报》2019年第8期。的研究,用企业知识产权(包括专利、商标等)数量加1后取自然对数来进行衡量;关于非技术创新投入的测量,本文借鉴谢昕琰等(28)谢昕琰、周宇亮:《私营企业规模、政治联系与创新的二元驱动模式》,《经济与管理》2020年第2期。的测量实践,侧重于营销创新角度,将“是否投向新的实体经济领域”作为非技术创新投入的指标。

2.自变量

自变量是私营企业家地位认同。本文将调查问卷中涉及的私营企业家自评经济地位、社会地位以及政治地位(对原始赋分顺序翻转处理,使得评分越高代表地位认同度越高,1为最低,10为最高)进行因子分析,KMO值为0.686,Bartlett球形检验通过(p<0.001),主成分特征值大于1的累计方差值为80.98%,将提取出的一个公因子命名为“私营企业家地位认同”。

3.中介变量

中介变量是私营企业家对营商环境的评价。本文对调查问卷中第41题“过去一年以来,您觉得下列情况的改善程度如何?”中的“A-J”共10个题项(对原始赋分顺序翻转处理,使得评分越高代表改善程度越好,1为完全没有改善,5为明显改善)进行因子分析,KMO值为0.892,Bartlett球形检验通过(p<0.001)。运用最大方差法旋转后,提取的3个固定因子的累积方差贡献率达到78.43%。在旋转后的因子载荷矩阵中(见表1),将“A.行政审批手续更加方便、简捷”“B.节省了工商证照办理时间”“C.工商行政机关公正执法”“D.企业注册更加灵活”“E.企业年报程序简洁便利”“F.‘五证合一’时换证手续简化”归为“行政审批”因子;将“G.政府官员勤政、积极服务企业”“H.市场监管部门运动式执法”归为“法律和契约实施效率”因子;将“I.企业从国有银行贷款的难易程度”“J.企业从民间渠道筹资的难易程度”归为“融资环境”因子。

表1 旋转后的因子载荷矩阵

4.调节变量

调节变量包括企业规模和企业年龄。企业规模通常以企业净资产总额作为主要衡量标准。本文参考马骏等(29)马骏、罗衡军、肖宵:《私营企业家地位感知与企业创新投入》,《南开管理评论》2019年第2期。的操作化,以调查问卷中“2017年底企业净资产总额(万元)”(30)不包括企业借款。对企业规模进行测量,并整体加1后取自然对数进入模型;企业年龄则以调查年份2018年减去调查问卷中所问及的企业登记注册年份来获得,由于企业年龄为0(即调查年份与企业登记注册年份相同)的个案数量较少(仅为3个),本文对其删除后再将企业年龄取平方纳入模型。

5.控制变量

控制变量包括企业家个体特征(性别、年龄、受教育程度、是否为人大代表、是否为政协委员、是否为工商联会员),企业发展特征(企业注册类型、企业所在行业、投资主体是否为自己和家庭成员、高等教育学历员工占比、企业资产负债率、上年度企业净利润同比)。 本文中涉及的变量基本信息如表2所示。

表2 变量基本信息

(三)模型设定

第一部分:企业技术创新投入(连续变量)的中介模型设定

为了研究私营企业家地位认同对企业技术创新投入的影响,本文构建基准模型(1)来检验地位认同与技术创新投入的关系。

Tech_inputi=α+c1Identityi+c2Xi+εi

(1)

其中,Tech_inputi表示技术创新投入,Identityi表示企业家地位认同,Xi为控制变量,α为常数项,εi是误差项。

为了检验私营企业家地位认同影响企业技术创新投入的路径机制,本文采用OLS回归,参照温忠麟(31)温忠麟、张雷、侯杰泰、刘红云:《中介效应检验程序及其应用》,《心理学报》2004年第5期。的经典流程,通过逐步检验回归系数的方法进行中介效应检验,增加方程(2)和方程(3)。

Evaluatei=α+a1Identityi+c2Xi+εi

(2)

Tech_inputi=α+c'1Identityi+b1Evaluatei+c2Xi+εi

(3)

三个方程的构造思路如图2中介效应模型所示。其中,方程(2)和方程(3)中的Evaluatei表示营商环境评价,Tech_inputi、Identityi、Xi与方程(1)相同。在方程(1)(2)(3)中,a1、b1、c1、c2为主要变量的系数,α为常数项,εi为随机扰动项。

图2 企业技术创新投入的中介效应模型图

在中介效应模型里,方程(1)的系数c1是私营企业家地位认同对企业技术创新投入的总效应;方程(2)的系数a1是私营企业家地位认同对营商环境评价的效应;方程(3)的系数b1是在控制了私营企业家地位认同的影响后,营商环境评价对企业技术创新投入的效应;系数c'1是在控制了营商环境评价的影响后,私营企业家地位认同对技术创新投入的直接效应;同时营商环境评价的间接效应等于a1×b1。如果所有系数a1、b1、c1、c'1同时显著,则为部分中介效应;若仅c'1不显著,则称为完全中介效应;若a1和b1中至少有一个不显著,则要进行sobel检验,只有该检验通过才能说明存在中介效应。

第二部分:企业非技术创新投入(二分变量)的中介模型设定

与第一部分不同的是,本文在非技术创新的操作化上选取的是二分变量。对于因变量Y是分类或者等级变量、中介变量(M)和自变量(X)是连续变量的中介效应模型,M对X的回归系数(连续变量的量尺)与Y对M的回归系数(Logit量尺)和Y对X的回归系数(Logit量尺)均不在相同的尺度上,因此不能简单采用处理连续变量中介效应的方式,直接将回归系数a和b相乘得到中介效应大小。因而,这样的模型需要通过标准化转换实现回归系数的等量尺化。(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)温忠麟、叶宝娟:《中介效应分析:方法和模型发展》,《心理科学进展》2014年第5期。

本文按照中介效应检验程序构建方程(4)(5)(6),由于因变量是二分变量,因此方程(4)和(6)采用了Logistic回归,由于中介变量是连续变量,因此方程(5)采用了线性回归,方程(5)与方程(2)一致。Non_Tech_inputi表示非技术创新投入,其他变量与前文相同。

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)

如何使得回归系数具有相同的尺度?Iacobucci(34)Iacobucci, D.,“Mediation Analysis and Categorical Variables: The Final Frontier”,Journal of Consumer Psychology, No,22,2012,pp.582-594.指出,在线性回归中,回归系数的显著性检验用t检验,检验的统计量为t=a/SE(a),当样本容量增大到自由度超过30时,t检验可以看成是Z检验,可以写成Za=a/SE(a);在Logistic回归中,回归系数b的显著性检验用Wald的χ2检验,检验的统计量为χ2=(b/SE(b))2,检验统计量的平方根是b/SE(b),这是一个t检验统计量,当样本容量增大到自由度超过30时,可以写成Zb=b/SE(b);所以将回归系数a和b转换为Za和Zb后,Za和Zb是相同尺度的,因此二分因变量中介模型的中介效应大小为 Za×Zb,中介效应的显著性检验也就是检验Za×Zb的显著性,Iacobucci建议使用Sobel法检验Za×Zb的显著性。

本文借鉴方杰和温忠麟等(35)方杰、温忠麟、张敏强:《类别变量的中介效应分析》,《心理科学》2017年第2期。的经验做法:第一,通过方程(5),可得到a1、SE(a1)、Za1;第二,通过方程(6),可得到b1(中介变量系数)、SE(b1)、Zb1;第三,通过Sobel法检验Za×Zb的显著性来判断中介效应是否存在。

四、实证分析结果

(一)私营企业家地位认同对企业技术创新投入的影响

表3中的模型1反映的是企业家地位认同对企业技术创新投入的总效应,即公式(1)中的c1,该系数在5%的水平上显著为正,H1得到验证。模型2进一步增加了企业年龄和企业规模与企业家地位认同的交互项,用来检验调节效应是否存在。由模型2的统计结果可知,企业家地位认同、企业年龄和企业规模的主效应、交互项均达到了显著水平且系数均为正,H3和H4得到验证。

表3 OLS回归结果(企业家地位认同→企业技术创新投入/企业家地位认同→营商环境评价)

模型3、模型4和模型5分别反映的是企业家地位认同对营商环境评价中的行政审批评价、融资环境评价及法律和契约实施效率评价的影响,即公式(2)中的a1,三方面评价的系数均为正且达到了显著水平。

如表4所示,模型6、模型7和模型8分别反映的是加入行政审批评价、融资环境评价及法律和契约实施效率评价等中介变量后的企业家地位认同对企业技术创新投入的影响。通过该步骤,可得到公式(3)中的b1和c'1。由表4对应数据可知,企业家地位认同的系数均为正且达到了显著水平,即c'1全部显著。而在b1的结果上,三类评价的系数均为正且达到了显著水平,说明三类评价均起到部分中介效应。具体来看,由表3中的模型1可知,企业家地位认同对企业技术创新投入的总效应为0.0779,由表3中的模型3和表4中的模型6可知,行政审批评价的中介效应为0.0147×0.4830=0.0071,行政审批评价的中介效应占比为9.11%;由表3中的模型4和表4中的模型7可知,融资环境评价的中介效应为0.0592×0.1740=0.0103,融资环境评价的中介效应占比为13.2%;由表3的模型5和表4中的模型8可知,法律和契约实施效率的中介效应为0.0126×0.0985=0.0012,法律和契约实施效率的中介效应占比为1.6%。因此,本研究提出的H2得到验证。

表4 OLS回归结果(企业家地位认同、营商环境评价→企业技术创新投入)

(二)私营企业家地位认同对企业非技术创新投入的影响

表5中的模型9反映的是企业家地位认同对企业非技术创新投入的总效应,该系数在5%的水平上显著为正,H1得到验证。模型10进一步增加了企业年龄和企业规模与企业家地位认同的交互项,用来检验调节效应是否存在。由模型10的统计结果可知,企业家地位认同、企业年龄和企业规模的主效应、交互项均达到了显著水平且系数均为正,H3和H4得到验证。

表5 logit回归(企业家地位认同、营商环境评价→企业技术非创新投入)

如表5所示,模型11、模型12和模型13分别反映的是加入行政审批评价、融资环境评价及法律和契约实施效率评价等中介变量后的企业家地位认同对企业非技术创新投入的影响。由表5对应数据可知,企业家地位认同的系数均为正且达到了显著水平。而在b1的结果上,三类评价的系数均为正且达到了显著水平,说明三类评价起到部分中介效应。前面提到,二分因变量中介模型的中介效应大小为 Za×Zb,中介效应的显著性检验也就是检验Za×Zb的显著性,可通过Sobel法检验Za×Zb的显著性。其中,Za=a/SE(a),Zb=b/SE(b)。行政审批评价的Za=0.0147/0.006=2.45,融资环境评价的Za=0.0592/0.0235=2.52,法律和契约实施效率评价的Za=0.0126/0.0060=2.10;行政审批评价的Zb=0.0542/0.027=2.01,融资环境评价的Zb=0.0607/0.030=2.02,法律和契约实施效率评价的Zb=0.0513/0.024=2.14。通过Sobel法检验Za×Zb的显著性来判断中介效应是否存在,结果显示,行政审批评价的Za×Zb在5%水平上显著(P=0.043),融资环境评价的Za×Zb在5%水平上显著(P=0.028),法律和契约实施效率评价的Za×Zb在10%水平上显著(P=0.081)。三类评价均在私营企业家地位认同对企业非技术创新投入的影响中发挥中介作用,H2得到验证。

五、结论与讨论

本文基于第13次中国私营企业调查数据,实证剖析了私营企业家地位认同如何影响企业创新投入。从研究结果来看,私营企业家地位认同对企业的技术创新投入和非技术创新投入均产生显著正向影响;私营企业家地位认同对企业的技术创新投入和非技术创新投入的积极作用在创立时间更久、运营规模更大的企业中更为明显;私营企业家对行政审批、融资环境和法律与契约实施效率等方面的营商环境的评价是影响其地位认同与企业创新投入关系的重要中介路径。

本文的上述研究结论具有如下政策启示:第一,在当前追求经济高质量发展过程中,需要企业家的积极作为,不断推动私营企业的创新发展,而企业家地位认同感的提升有助于促进私营企业的创新投入。为此各级政府应进一步提升政企互动质量,深入了解私营企业家地位认同的影响因素,努力营造积极健康的政商关系,并结合良性的社会舆论,综合提升私营企业家的地位认同感。(36)许为宾、蹇亚兰、严子淳:《企业家地位认同与家族企业研发投资》,《科研管理》2021年第10期。第二,企业年龄与企业规模是关键的外部调节变量,从私营经济整体发展角度来看,一方面,“老字号”“老品牌”及资产规模较大的企业应继续在创新投入环节上稳中求进,另一方面,对于成立时间不久、发展规模不大的初创企业,除了自身不断适应市场环境、提升企业竞争力以外,还需要各级政府在相关优惠政策上给予倾斜,做到“扶上马再送一程”。第三,从中介效应的检验结果来看,私营企业家对营商环境的评价在其中发挥重要的传导作用。营商环境反映了地方政府服务市场化主体的意愿、举措和效果,是由政府主导的制约和影响私营企业生存、发展和效率提升的重要环境因素。(37)张菀洺、杨广钊:《营商环境对民营企业竞争力的影响》,《财贸经济》2022年第10期。因此,地方政府及其他服务部门应高度重视行政审批效率、法律与契约实施效率的提升以及融资环境的改善,坚决贯彻落实“市场化、法治化、国际化”的营商环境优化原则,充分发挥市场在资源配置中的决定作用,从而推动私营企业长期持续高质量发展。