基于外部壓力視角的政治關聯與企業創新研究①

樊子君,郝艷慧,薄明明

(東北財經大學 會計學院/中國內部控制研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引 言

近年來，創新在國家經濟活動以及企業生存發展中扮演著越來越重要的角色，“大眾創業，萬眾創新”的雙創理念深入人心。創新不僅是企業提升競爭力和長期價值的核心，也是經濟獲得持續增長的源泉。然而，一方面，創新不能使企業在短期內獲得能夠可靠估計的回報，風險和不確定性較高。另一方面，我國政府擁有大量的公共資源，經濟尚處于政府高度參與的發展階段，銀行和金融體制被政府強力控制。目前對于政府的監督尚不完善，政府人員仍有可能利用所掌握公共資源尋租，如特別生產許可權、特別銷售許可權、高質量的政策性資源(土地使用權、政府補助、稅收優惠、政府關稅和進口配額)等，獲取租金收益。企業更傾向于通過政治關聯尋求外部幫助以實現自身的戰略目標，創新動力下降。

政治關聯在帶來諸多有價值的資源的同時，也給企業資源的配置帶來一定的影響。一方面，擁有政治關聯的企業，投資能力和投資需求隨之增加，容易導致過度投資。另一方面，為維持已建立的政治關聯，滿足政府的政治目標，企業還可能承擔大量的偏離企業價值最大化的任務，如冗余員工安置等，成為企業長期發展的隱形成本。

很多學者對企業創新的影響因素進行了研究，楊道廣等[1]研究了媒體壓力對企業創新的影響。江軒宇等[2]考察了會計信息可比性對企業創新的影響。楊其靜[3]首先將政治關聯與企業創新聯系在一起，提出企業會考慮政治關聯和創新投入的成本及收益，以在二者之間做出選擇。此后，黨力等[4]、袁建國等[5]的實證研究均證明了政治關聯與企業創新的負相關關系。然而，有些學者也得出了與之相反的結論。政治關聯對企業創新到底有何影響？這個問題目前尚未形成一個統一的結論。

行為經濟學認為，偏好和信念在某種程度上影響個體決策。作為偏好和信念形成的決定因素，對管理人員的決策情景的研究有助于解釋企業的行為。產品市場和資本市場是企業開展各種業務的兩大重要場所，是理解企業決策所不能忽視的因素。企業會通過對以創新投入增加企業未來價值和以政治關聯獲取短期利益的成本及收益進行權衡，并在兩者之間做出選擇，來自產品市場的競爭壓力和來自資本市場的盈余預測壓力無疑會對企業行為的選擇具有解釋能力。在企業面臨的產品競爭壓力和盈余預測壓力發生變化時，政治關聯對企業創新的影響會怎樣變化？基于這種背景，本文研究了政治關聯對企業創新的影響，以及外部壓力因素的調節作用。

二、理論分析及假設提出

(一)政治關聯與企業創新

在“政治集中、經濟分權”的制度背景下，我國政府擁有大量公共資源，并高度參與經濟活動，而目前對于政府的監督尚不完善。田利輝和張偉[6]指出，在我國法律制度不完善或無法貫徹落實的情況下，政府會利用手中的權力做出有利于具有政治關聯的企業決定，使其能夠獲得更多的政府補貼、稅收優惠、土地、政府信用、非正式的產權保護、被管制市場或行業的進入權等制度性資源。胡旭陽[7]、于蔚等[8]指出民營企業家的政治身份往往代表了該企業良好的社會形象和光明的發展前景，從某種程度上來說，政治關聯是企業預期經營績效的信號，能夠降低資金提供者和使用者之間的信息不對稱程度，吸引更多的投資者，有利于企業獲取長期資金來源，緩解融資約束。因此，政治關聯可為企業帶來一系列的無形資源。

創新是企業核心競爭力的力量源泉，對于企業的生存發展至關重要。但創新具有資產專用性、風險高、回報周期長等特征，且研發支出中有很大部分歸屬于內部研發人員的人力資本，不易衡量，不利于外部專家的監督評價。同時，創新產出中的新知識部分相對來說不易儲存、產權化過程較復雜，使得創新帶來的私人收益可能低于社會收益[9]，降低了企業的創新動力。楊其靜[3]借助品質縱向差異競爭模型闡明了在政府權力較大時，企業將熱衷于政治關聯而不是進行自主創新來謀求長期發展。可見，企業可以在政治關聯中獲得一系列有利、穩定的資源，比回報周期長、不確定程度高的創新更有吸引力，導致研發創新動力不足。

人們從事合乎社會需要的、促進經濟增長的活動的激勵來源于制度，而如果制度沒有給予人們這些激勵的話，那么這些活動會變得稀缺。對經濟增長來說，制度變遷的影響是至關重要的，有效率的經濟組織是經濟增長的關鍵。依據上述理論，政治關聯是企業構建的與政府的關系，屬于一種非正式的制度，是企業在長期經營過程中潛移默化形成的，并隨著建立政治關聯的相對價格或成本收益而發生改變，政治關聯的建立和維護必然會影響企業的創新活動。

根據社會交換理論，交換雙方當事人中的一方在獲得對方幫助的同時，要承擔回報的義務，而這種義務又往往難以確定。企業為獲得并維持政治關聯，進而從政治關聯中獲得收益，需要付出某種代價，且這種代價是不確定的。劉慧龍等[10]指出這種代價可能是企業過度偏離企業價值最大化的目標，以實現政府目標，造成員工冗余等。李維安等[11]發現民營企業為購買“金融資源”，慈善捐贈積極性更高，捐款數額也更多。

企業的政治關聯帶來的不利影響還在于，政治關聯可能會導致過度投資。一方面，有政治關聯的企業可能會投資于不利于企業長期發展但能帶來短期收益的項目，從而有助于實現當地政府的績效目標。另一方面，有政治關聯的企業會獲得更多政府補助、政府貸款以及其他貸款，投資機會也比無政治關聯的企業要多，從而加劇企業的過度投資，降低其創新投資能力。

綜合來看，政治關聯不僅削弱了企業的創新動機，還占用了企業的創新資源，從而導致企業的創新投入減少，相應地創新產出下降。影響機制如圖1所示。

圖1 政治關聯影響企業創新的機制

基于此，本文提出假設1：

假設1：政治關聯與企業創新之間是負相關關系，即政治關聯會導致企業創新產出不足。

(二)產品競爭壓力的調節作用

來自產品市場的競爭壓力對政治關聯與企業創新的負向關系具有調節作用。在產品市場競爭較為激烈、市場競爭壓力較大時，企業產品市場的平均利潤率降低，企業正常生產經營活動可利用的資源相對較少，可能更容易選擇能夠帶來短期經濟利益的策略。并且當市場競爭壓力帶來的經營不善可能性加大時，管理層面臨著降薪、降職甚至被辭退的風險，此時存在政治關聯的企業，管理層會選擇利用政治關聯來改善他們的處境，而更少地考慮加大創新投入。具體來說，一方面，當企業面臨來自產品市場的競爭威脅時，為改善隨之而來的需求下降的處境，可以加大研發、創新投入，提高創新產出，生產新的更具有競爭力的產品來應對產品市場的變化。這是最根本的解決措施，但該策略的成本高、回報周期長、不確定性大，無法解決企業的燃眉之急。與此相比，謀求政治關聯獲得收益，成本較低、回報周期較短、不確定性較小，成為管理層“更好”的選擇。另一方面，企業創新受既定的制度和程序的約束，而利用政治關聯獲得收益就沒有這些限制，因而以建立和維持政治關聯的手段獲取收益更受管理層青睞。此外，產品競爭壓力會影響企業未來收益以及管理層對企業未來收益的預期，管理層在做出選擇時會更多地考慮企業未來將面臨的損失。在這種情況下，創新具有進攻性，而通過政治關聯謀求收益的行為多為防御性，企業選擇政治關聯這種防御性戰略的可能性加大。可見，產品競爭壓力強化了企業通過政治關聯進行尋租，弱化研發創新的動機。

基于此，本文提出假設2：

假設2：產品競爭壓力對政治關聯與企業創新之間的關系起到顯著的正向調節作用，對具有政治關聯的企業來說，面臨的產品競爭壓力越大，創新產出不足的情況越嚴重。

(三)盈余預測壓力的調節作用

資本市場對企業價值的反應是企業利益相關者的關注點，是企業面臨的另一個主要情境。外部預期盈余是外部利益相關者對企業未來盈利的分析和預測。分析師往往具備更高水平的專業知識、更廣泛更可靠的信息來源、更客觀更精確的分析手段，普通投資者傾向于相信分析師對企業的經營預測，并根據分析師的盈余預測和評級報告做出投資決策。如果企業無法滿足分析師的盈余預測和評級報告，會對公司的股價產生不利影響，從而影響管理層的職業前景，這就形成了盈余預測壓力。盈余預測壓力來源于管理層對企業未來盈利預期與分析師預測之間的差異。管理者可通過隱藏負面信息、外部期望管理、盈余管理等方式來應對過高的外部盈余預期，甚至也可能改變經營決策，如降低創新投資等，以增大當期收益，達到分析師預期水平。

在企業進行創新、研發活動的初始階段，很容易因未滿足資本化條件增加當期費用化支出，從而造成當期利潤減少。基于顯示自己恰當地履行了管理層職責從而維護自身利益的動機，管理層相對來說更重視企業當期的利潤，為避免創新活動增加當期費用，在做出決策時，管理層可能會利用手中職權將創新項目排除在外。另外，成功的創新活動其產出一般表現為無形資產或專利，而對這些產出沒有明確的評價方法，投資者不易確定其價值。因此，管理者可能會減少創新投入，轉而通過政治關聯渠道獲得制度性資源來增加企業盈余。

盈余預測壓力與產品競爭壓力有所不同。首先，盈余預測壓力來源于外部分析師的經營預測與管理層預期之間的差異，是企業無法實現外部期望的壓力，如果企業預期能夠達到分析師預測水平，則該企業不存在盈余預測壓力。更為重要的是，一般來說，盈利能力強、社會聲譽好、在行業內處于領先地位的企業更為在乎企業的社會地位，從而更加重視分析師盈余預測，當管理層預期無法實現分析師的盈余預測時，會產生更大的壓力。

隨著相關研究以及實踐活動的增多，部分成熟的投資者認識到了分析師盈余預測的樂觀傾向和羊群效應，并試圖糾正。本文將盈余預測壓力一分為二，即企業絕對的盈余預測壓力與市場平均水平后的相對盈余預測壓力，分別分析這兩種壓力對政治關聯與企業創新關系的影響。

基于此，本文提出假設3：

假設3：盈余預測壓力對政治關聯與企業創新之間的關系起著顯著的正向調節作用，即具有政治關聯的企業，盈余預測壓力越高，創新產出不足情況更嚴重。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2007—2014年A股民營企業為樣本。因自2006年企業會計準則修訂后，企業對其研發支出的披露才日趨完善，本文樣本選取始于2007年。因國有企業本身具有政治背景，我們難以在其中區分出政治關聯起到的作用。因此，本文只研究民營企業，并對樣本進行了以下處理：剔除金融保險類公司，因金融保險類公司情況與一般公司不同；剔除在研究期間出現過ST的公司，以保證財務政策的一貫性；剔除樣本期間數據錯誤或數據缺失的公司；對連續四年以上的樣本才能進行盈余預測估計，因而刪除不符合連續四年要求的公司；對連續變量進行1%—99%水平的縮尾處理，以消除極端值的影響。

本文研究所需的企業創新投入、創新產出以及財務等數據均來自國泰安及萬德數據庫，政治關聯數據來自國泰安數據庫中的董監高個人特征信息，并參考巨潮資訊網進行補充。假設1和假設2共獲得6 147個樣本，盈余預測壓力分析需要連續四年以上的樣本，故假設3有5 268個樣本。本文采用泊松回歸模型時，自動刪除了不滿足觀測要求的樣本，所以樣本數量發生變化。本文采用Stata12.0進行回歸分析。

(二)模型設定

1.政治關聯與企業創新

在以專利數量作為企業創新產出的代理變量時，因為專利數量為非負整數，且專利的形成過程不是既定不變的，服從泊松過程，即便是對因變量進行對數變換，采用普通最小二乘估計得到的結果也是有偏的[5]，因而需要利用其他測量方法。國外文獻*Hausman etal(1984)首先利用泊松分布模型研究了專利數量與R&D支出的關系，Halletal(1986)利用非線性模型、泊松分布模型和負二項分布模型研究了專利數量與R&D支出的關系。在研究因變量為專利數量的函數時，最常用的是泊松回歸模型和負二項回歸模型。然而，使用泊松回歸模型進行分析的前提假設比較嚴格，即數據分布的條件均值與條件方差相等。當不滿足以上條件，即條件均值與條件方差不相等時，可采用負二項回歸模型。故本文綜合采用負二項模型和極大似然法估計的泊松回歸模型進行實證分析。極大似然法的實質在于，估計的參數能使這個樣本出現的概率最大，因而不會再去選擇其他小概率的參數，從而將估計的參數當作估計的真實值。

負二項回歸模型如式(1)所示：

Log(Patenti,t)=β0+β1POLi,t-1+β2Sizei,t+β3Agei,t+β5ROAi,t+β6Growthi,t+β7FCFi,t+β8FOi,t+β9Dirsharei,t+β10Indepi,t+β11DUi,t+β12CPi,t+β13ISi,t+β14MTenui,t+β15Medui,t+β16Magei,t+β17Area1i,t+β18Area2i,t+β19Area3i,t+β20Area4i,t+β21Area5i,t+β22Area6i,t+Year+Industry+εi,t

(1)

泊松回歸模型如式(2)所示：

E(Patenti,t/xi,t)=exp(β0+β1POLi,t-1+β2-22Controlsi,t+Year+Industry+εi,t)

(2)

其中，i代表企業個體，t表示年度標識，Patenti,t表示i公司t年的專利數量，POL表示政治關聯，鑒于政治關聯發揮作用的時間效應，本文采用期初的政治關聯。其他變量為控制變量，εit為隨機擾動項。

2.產品競爭壓力的調節作用

為驗證假設2，模型設計如式(3)所示：

Log(Patenti,t)=β0+β1POLi,t-1+β2PMCi,t+β3POLi,t-1×PMCi,tβ4-24Controlsi,t+Year+Industry+εi,t

(3)

其中，PMCi,t表示i公司t年面對的產品競爭壓力，POLi,t-1×PMCi,t為期初政治關聯與本期產品競爭壓力的交乘項，其他變量含義與模型(1)一致。

3.盈余預測壓力的調節作用

為檢驗假設3，模型設計如式(4)所示：

Log(Patenti,t)=β0+β1POLi,t-1+β2GAPi,t+β3POLi,t-1×GAPi,t+β4-24Controlsi,t+Year+Industry+εi,t

(4)

其中，GAPi,t表示絕對盈余預測壓力，POLi,t-1×GAPi,t為期初政治關聯與本期絕對盈余預測壓力的交乘項，其他變量含義與模型(1)一致。將絕對盈余預測壓力GAPi,t替換為相對盈余預測壓力GAP1i,t可得到一個類似的負二項回歸模型，用以檢驗相對盈余預測壓力對政治關聯與企業創新關系的調節作用。

(三)變量定義

1.創新產出(Patent)

一般來說，采用專利申請數量或新產品產值作為企業創新產出的代理變量。鑒于新產品產值的數據難以獲取，將專利申請數量作為企業創新產出的代理變量。本文借鑒袁建國等[5]方法，采用發明專利的申請量(Patent1)和包含發明專利、外觀設計以及實用新型的總申請量(Patent2)來衡量。

2.政治關聯(POL)

借鑒余明佳和潘紅波[12]的度量方法，采用高管政治背景來衡量。如果上市公司高管過去或現在有政府工作經歷、擔任人大代表、黨代表或政協委員，則取值為1；若無以上經歷，則取值為0。前面所指的上市公司高管為董事長和總經理，董事長和總經理擁有公司最高決策權和管理權，因為董事長和總經理擁有公司的最高決策權和管理權，相應地政治關聯程度應該是最高的。

3.產品競爭壓力(PMC)

本文采用行業內產品市場的競爭程度作為產品競爭壓力的代理變量。其中，產品市場競爭程度采用3個指標來衡量。HHI，赫芬德爾指數。本文借鑒賀小剛等[13]的方法，用以下公式計算赫芬德爾指數：HHIi,t=∑(Xi,j/∑Xj)2，其中，Xi，j為行業j中公司i的主營業務收入，∑Xj為行業j中全部企業的主營業務收入。HHI數值越小，表明企業在行業內占有的市場份額越小，企業面臨的競爭程度越高。為了易于衡量，采用“1-HHI”來衡量行業競爭性，該值越大，表明競爭程度越高。Nature，代表該行業是否為壟斷行業的變量。如果企業所在行業為壟斷行業，則取值為0，否則取值為1。結合我國民營企業的行業分布情況，將B類、D類、G類和I類這4個行業定義為壟斷行業*B類：采礦業。D類：電力、熱力、燃氣及水生產和供應業。G類：交通運輸、倉儲和郵政業。I類：信息傳輸、軟件和信息技術服務業。，行業趨于壟斷，幾乎不存在行業內競爭壓力。IC1，代表行業集中度的變量。本文借鑒以前的研究，采用行業內前四名企業銷售額總和與行業銷售額總和的比值CR4衡量行業集中度，該數值越大，表明前四名的企業所占市場份額越大，行業集中度越高，壟斷程度越高，行業競爭壓力越小。與赫芬德爾指數類似，本文采用“1-CR4”來衡量競爭程度。

4.盈余預測壓力(GAP/GAP1)

5.控制變量

本文還控制了企業規模、企業年齡、財務狀況、治理結構、高管特征及任期、制度環境等變量。其中，企業規模(Size)較大時，具有規模經濟效應，能夠有效應對風險，可及時融通資金，創新能力較強，此指標用總資產的自然對數衡量。本文預期該指標系數為正。

企業年齡(Age)。企業成立時間不同，進行創新的動機以及可供創新活動支配的資源就會有所差別。新成立企業為開拓市場，開發自己的產品，往往會進行更多的研發活動，加大企業創新投入，此時企業的研發動機和研發能力都較強，創新產出較高。隨著企業成立年限增加，企業在行業內已擁有一定的市場份額，創新動機減弱。該指標用當年年份減去公司上市年份再加1取自然對數衡量。本文預期該指標系數為負。

企業財務狀況。資產負債率(Lev)：資產負債率較高時，債權人為保護自身利益，會對資金的使用提出諸多限制。一般來說，債權人會限制企業將資金投資于風險高、回報周期長的創新項目。在這種情況下，企業缺乏充足的資源進行創新活動，不利于企業創新。資產負債率=總負債/總資產。本文預期該指標系數為負。總資產收益率(ROA)：企業盈利能力越強，所獲得的利潤越多，就有更多的資源可用于創新活動，且企業進行創新行為的壓力就越小，越能增加創新產出，此指標用凈利潤/總資產衡量。本文預期該指標系數為正。成長性(Growth)：一般來說，一方面，成長性高的企業往往面臨著更好的發展前景，為抓住時機搶占市場份額，企業可能會忽略企業創新。另一方面，成長性高的企業傾向于將可利用資金用于擴大企業規模，因而可用于創新活動的資源受到限制。與之不同的是，成長性高的高新技術企業的創新需求往往會增加，這些企業會選擇增加創新投入，進行更多的研發、創新活動。因此，本文不對該指標系數進行預期。企業自由現金流(FCF)：企業自由現金流越充足，越能提供創新所需要的資源，此指標用(凈利潤+利息費用+非現金支出-營運資本追加-資本性支出)/期初總資產衡量。本文預期該指標系數為正。

企業治理結構。股權集中度(FO)：股權集中度越高，風險分散難度越大，大股東和中小股東之間代理成本越高，企業創新績效越差[16]，此指標用前五大股東的赫斯菲爾德指數表示。本文預期該指標系數為負。董事長持股比例(Dirshare)：相對于創新而言，管理者更重視企業規模的擴張、個人財務的積累以及閑暇等福利待遇，當管理者持有企業的股份時，可緩解 “管理者短視”行為，激發創新積極性，此指標用董事長持股數量/公司總股數表示。本文預期該指標系數為正。獨立董事比例(Indep)：獨立董事比例越高，監督作用越強，越能規范公司治理，有利于創新，此指標用獨立董事人數/董事會總人數表示。本文預期該指標系數為正。兩職兼任(DU)：兩職合一，管理者的權力越大，越不利于企業創新，此指標為虛擬變量，若董事長和總經理為同一人，則取值為1，否則為0。本文預期該指標系數為負。高管薪酬(CP)：富有激勵性的薪酬，有利于降低代理成本，此指標用高管前三名薪酬總額自然對數表示。本文預期該指標系數為正。機構持股(IS)：機構投資者能夠對企業起到很好的監督作用，且機構投資者會從企業長遠發展的角度出發，作出有利于增加企業未來價值的決策，增加企業的研發、創新投資活動[17]。此指標用期末機構持股數量/總股數表示。本文預期該指標系數為正。

高管特征及任期。高管任期(MTenu)：高管任期越長，能力越強，注重非報酬因素，能夠追求企業創新[18]，此指標采用截止到報告期董事長和總經理在現在職位上的已有任期年限均值來衡量。本文預期該指標系數為正。高管教育背景(Medu)：對主要高管(董事長、總經理)教育背景按中專及以下、大專、本科、研究生、博士及博士后的順序分別賦值為1、2、3、4、5，然后計算二者教育背景均值。一般來說，高管學歷越高，越具有創新積極性，從而有利于企業創新。本文預期該指標系數為正。高管年齡(Mage)：采用董事長和總經理的平均年齡的自然對數衡量。一般來說，高管年齡越大，對企業創新越持保守態度。本文預期該指標系數為負。

制度環境(Area1-6)。當制度環境比較薄弱，相對于進行研發活動的高投入、高風險以及回報周期長，企業更容易通過尋求政治關聯獲益，此時民營企業有更強的動機建立政治關聯[19]。反之，外部制度環境比較完善時，企業會專注于研發來保持競爭力而不是通過政治關聯尋求短期收益。由于各區域制度環境有所不同，本文借鑒賀小剛等[13]的方法，采用上市公司所在區域的虛擬變量進行衡量，按照東北、華北、華東、華南、華中、西北、西南這7個區域，設置6個區域虛擬變量。

不同行業的企業創新能力不同，各年度的宏觀經濟背景也有所差異，因而控制行業(Industry)和年度(Year)變量，共設置7個年度虛擬變量和19個行業虛擬變量。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

描述性統計結果如表1所示。

表1主要變量描述性統計

對于被解釋變量創新產出，其中，發明專利的申請量最大值為578.00，標準差為154.60，均值為10.40，最小值為0。專利總和的申請量最大值為638.00，標準差為171.80，均值為19.50，最小值為0。從該結果來看，創新產出的取值波動較大，不同的樣本創新產出差異較大，這表明，本文使用負二項模型分析以專利申請數量作為代理變量的企業創新產出具有合理性。

對于衡量企業產品市場競爭壓力和盈余預測壓力的變量，其中，衡量企業產品市場競爭壓力的Nature、HHI及IC1的均值分別為0.91、0.94及0.71，標準差分別為0.29、0.11及0.19，說明不同的指標衡量的產品市場競爭壓力分布大體一致，具有穩定性，且每個指標數值波動都較小，這在一定程度上印證了對于產品市場競爭壓力的度量比較準確，說明這幾個變量的選擇具有合理性。絕對盈余預測壓力的均值為0.04，該值大于0，且標準差為0.05，該值較小，說明分析師的盈余預測高于管理層對企業的經營預期。

為了單獨對主要解釋變量政治關聯進行分析，統計了民營上市公司政治關聯狀況(限于篇幅，表未列出)。結果表明，具有政治關聯的民營企業的平均所占比例達到0.46，說明民營企業建立政治關聯的情況較為普遍。進一步區分政治關聯類型，其中代表類政治關聯所占比例平均達到0.81，遠遠高于官員類政治關聯所占比例。從變化趨勢上來看，代表類政治關聯隨時間的推移而增加，而官員類政治關聯則呈現出相反的變化趨勢，可能是國家相關約束政策的作用所致。根據具有政治關聯的企業與不具有政治關聯的企業專利申請情況對比(限于篇幅，表未列出)，具有政治關聯的企業的發明專利申請數量均值、專利總申請數量均值均低于不具有政治關聯的企業，在一定程度印證了預測的政治關聯與企業創新之間的負相關關系。但由于政治關聯組和非政治關聯組企業在政治關聯存在區別外，企業的其他特征也會有所不同，因而需要做進一步分析。

(二)回歸分析

1.政治關聯與企業創新

政治關聯對企業創新的影響(nbreg)的負二項模型回歸結果(限于篇幅，表未列出)表明，以發明專利申請量為代理變量，控制行業變量時，政治關聯的系數為負，且在5%的水平上顯著；以專利總申請量為代理變量，在不控制行業變量時，政治關聯的系數仍為負且在5%的水平上顯著。該結果表明政治關聯與企業創新呈負相關關系，即政治關聯不利于企業創新。

其他變量與預測的基本一致，需要解釋的變量如下：制度環境變量Area1、Area2、Area3、Area4、Area6的系數顯著為正，Area5(西北地區)不顯著，按照系數重要性水平排序為華南、華東、華北、西南、華中，在以上排序中，地區市場化程度依次降低，即企業所在地區市場化程度越高，制度環境越好，越有利于企業創新，從而增加創新產出。以專利總和為代理變量時，成長性系數顯著為負，說明企業在高速成長階段，更注重擴大企業規模，搶占市場份額，相對來說可用于創新活動的資源較少，創新活動也較少。

觀察政治關聯對企業創新的影響的泊松回歸(ppml)模型分析結果，該結果表明無論是以發明專利申請量還是專利總申請量作為代理變量，政治關聯的系數均在1%的水平上顯著為負，其他變量的系數與上文預測基本一致。假設1得到證明。

2.產品競爭壓力的調節作用

模型2中包含交乘項，該交乘項產生的交互影響可能使我們不能準確地區分構成交乘項的兩個變量自身所發揮的作用，因而采用中心化方法進行處理。中心化方法的思想是，在回歸模型中，采用中心化后的主變量進行交乘，主項保持原值不變，因政治關聯為虛擬變量，故交乘項中政治關聯并沒有進行中心化。

觀察產品競爭壓力的調節作用(nbreg)的負二項回歸模型回歸結果、產品競爭壓力的調節作用(ppml)的泊松回歸模型的回歸結果，發現無論是采用負二項回歸模型還是泊松回歸模型分析，在采用發明專利和專利總和作為創新產出代理變量時，政治關聯與產品競爭壓力的交乘項POL×HHI、POL×HHI、POL×IC1、POL×Nature均為負，且在1%的水平上顯著，這與假設2一致，即產品競爭壓力對政治關聯與企業創新之間的負向關系有正向調節作用。

3.盈余預測壓力的調節作用

首先分析絕對盈余預測壓力的調節作用，觀測負二項模型回歸結果發現，無論是以發明專利申請量還是專利總申請量作為企業創新產出的代理變量，絕對盈余預測壓力和政治關聯的交乘項POL×GAPR的系數均為負，且在5%的水平上顯著，即絕對盈余預測壓力對政治關聯與企業創新之間的關系具有正向調節作用，使得兩者之間的負相關關系更嚴重。

接下來分析相對盈余預測壓力的調節作用，分別采用程度變量GAPR1和方向變量DGAP1衡量相對盈余預測壓力。觀察負二項模型分析結果發現，無論是以發明專利申請量還是專利總申請量作為代理變量，相對盈余預測壓力與政治關聯的交乘項POL×GAPR1和POL×DGAP1均在5%及以上的水平上顯著為負，說明相對盈余預測壓力加重了政治關聯對企業創新的負面影響。

基于發明專利和專利總和的模型估計，均證明絕對盈余預測壓力和相對盈余預測壓力對于政治關聯與企業創新的關系具有正向調節作用。綜上所述，盈余預測壓力加重了政治關聯對企業創新的負面影響。

(三)穩健性檢驗

1.只選取高新技術企業樣本

對于非高新技術企業來說，創新活動所起的作用并不重要，即便是不進行創新活動，也不會影響到企業關鍵的生產經營活動，在這種情況下，企業的創新需求并不高，創新動機也不強，無法判斷政治關聯對企業創新的影響。為排除這種因素的干擾，本文只選取了高新技術企業的樣本。魯桐和黨印[20]采用聚類分析的方法做了定量分析，按照要素密集度將公司分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型這三類，進一步進行詳細分類，技術密集型包括電子、機械、設備、儀表、醫藥、生物制品制造業、信息技術業，結合傳統高新技術企業分類方法，本文將制造業C2、C3、C4以及信息技術業I作為高新技術企業的代表，利用第三部分模型，重新檢驗上述假設，得到的結論基本不變。

2.替換期初政治關聯變量

采用不同的度量方式，分別采用政治關聯強度變量和期末政治關聯虛擬變量。借鑒黨力等[4]的方法，將高管(董事長或總經理)政治關聯類型分為四類，分別為黨代表、政協委員、人大代表以及之前是否從政。如果高管具有以上特征，則對應的虛擬變量取值為1，如果沒有，則取值為0，將得到的四個數值相加，得到政治關聯強度變量，用來替換期初政治關聯變量；使用企業期末政治關聯變量替換期初政治關聯變量，因可能在建立政治關聯一段時間后才會發揮作用，且政治關聯與創新產出之間可能存在著反向因果關系*那些預期未來創新水平比較差的企業出于未來績效的考慮會主動尋求政治關聯，從而能夠獲得更多的政府補貼和政府采購，同時，企業的政治關聯還能夠幫助企業奠定市場地位，從而有利于企業產品市場的開發，彌補由于創新不足所導致的未來預期績效的下降。, 故構建0—1虛擬變量。分別用以上兩個變量替換期初政治關聯變量后，采用負二項模型重新檢驗各假設，結論基本不變。

區分政治關聯類型。代表類政治關聯與官員類政治關聯有所區別，與代表類政治關聯相比，官員類政治關聯對企業創新的不利影響可能更嚴重。在本文中，將從政類政治關聯定義為官員類政治關聯，其他三類政治關聯定義為代表類政治關聯，設置0—1虛擬變量，重新檢驗各假設。得到的結果表明，官員類政治關聯和代表類政治關聯均不利于企業創新，即兩者的系數均為負，但官員類政治關聯系數比代表類政治關聯系數更顯著，這說明官員類政治關聯對創新的不利影響更嚴重，繼續采用政治關聯檢驗假設2和假設3，結論依然成立。

3.更換盈余預測壓力的代理變量

因分析師盈余預測和管理層經營預期會相互影響，隨著雙方掌握的信息的變化和外部環境的變化而變化[12]，是一個不斷更新的過程，為避免反向因果，本文采用期初盈余預測壓力作為盈余預測壓力的代理變量，采用總的專利申請量作為創新產出的代理變量，結論仍成立。

4.增加研發投資控制變量。

考慮到未加入研發投資控制變量可能造成的疏漏，在模型中加入研發投資，采用當年新增研發投資與期初總資產的比例衡量此變量，重新檢驗各假設，發現研發投資系數顯著為正，政治關聯系數、政治關聯與各調節變量的交乘項系數，在顯著性和方向上均未發生變化。

以上檢驗表明本文結論較為穩健。

(四)進一步分析：產品市場競爭壓力與盈余預測壓力的綜合調節作用

前面分別研究了產品市場競爭壓力和盈余預測壓力對政治關聯與企業創新關系的影響，這里對二者的的綜合調節作用進行進一步分析。研究路線如下：將所有樣本按其產品市場競爭壓力和盈余預測壓力的高低進行分組，最終分為產品市場競爭壓力和盈余預測壓力程度雙低、一高一低、一低一高和雙高四組。然后在以上四個分組中，分別研究政治關聯與企業創新之間的關系，比較四個政治關聯的系數數值和顯著性水平的差異。最終得到了以下結果(限于篇幅，表未列出)：

在產品市場競爭壓力和盈余預測壓力均較低的組中，政治關聯系數顯著為正，這說明當來自產品市場的競爭壓力和來自資本市場的盈余預測壓力都比較低時，企業的創新壓力較低，可利用資源較多，此時建立政治關聯反而會增加企業的創新活動和創新投入，有利于企業創新。

在產品市場競爭壓力高、盈余預測壓力低，和產品市場競爭壓力低、盈余預測壓力高的組中，政治關聯系數均為負，但顯著性水平有所不同。具體來說，在產品市場競爭壓力較低、盈余預測壓力較高的組中，政治關聯會對企業創新產生負面影響，但該負面影響顯著性更低；在產品市場競爭壓力較高、盈余預測壓力較低的組中，政治關聯也會對企業創新產生負面影響，且該影響更顯著。由此可見，盡管產品市場競爭壓力和盈余預測壓力都會加劇政治關聯與企業創新之間的負相關關系，但產品競爭壓力的加劇作用更明顯。

在產品市場競爭壓力和盈余預測壓力均較高的組中，政治關聯系數為顯著為負，且具有重要性。這表明，在產品競爭壓力與盈余預測壓力均很高的組中，政治關聯對企業創新的不利影響最嚴重，即在二者的綜合作用下，企業會更傾向于通過建立并維持政治關聯來獲取短期收益，而不是進行研發、創新活動，此時企業的創新動機最弱，創新資源也被尋租活動占用。

通過進一步分析，按照產品競爭壓力和盈余預測壓力兩個維度進行分組驗證產品與資本市場的綜合調節作用，得到的結果與主回歸分析一致，說明本文的結論可靠。

五、結論與啟示

企業創新，不僅是企業生存發展的關鍵，對于我國建設創新型國家也具有重要意義。在我國的制度背景下，本文分析了政治關聯對企業創新的損害機理，支持了兩者呈負相關關系的觀點，即政治關聯削弱了企業的創新動機，占用了企業的創新資源，不利于企業創新。基于此，本文研究了產品競爭壓力與盈余預測壓力對政治關聯與企業創新之間的負相關關系的調節作用，研究結果表明，這兩種外部壓力對于二者之間的負向關系均有正向調節作用。當企業面臨的壓力較大，如企業面臨財務困境或市場份額減少等問題時，會傾向于通過建立政治關聯盡快改善企業的處境，謀求企業的生存發展，這說明分析企業決策時情景因素的考慮是必要的。

進一步討論：

第一，企業為什么會從事尋租活動？從本質上來看，企業的活動無非分為生產性活動和非生產性活動。其中，尋租活動是一種典型的非生產性活動。統計研究表明，相對于國有企業來說，我國民營企業政治關聯的情況較為普遍，研發投入比例較低。雖然創新可提高企業的核心競爭力，增加產品異質性，但創新耗費大量資源，風險較大，而通過政治關聯尋租可獲得一系列特權和優惠。企業家運營企業的最終的目的是獲取利潤并使自身利益最大化，無論是生產性活動還是非生產性活動，都是其實現最終目的的手段。當企業家認為他通過尋租活動獲得的收益要高于創新活動，并且無需承擔創新活動的風險時，自然會選擇進行尋租活動。

第二，情境因素對企業資源配置是否存在影響？在產品競爭壓力較大時，企業傾向于通過政治關聯尋租來緩解這種壓力，從而會占用企業的創新資源。在盈余預測壓力較大時，企業需要滿足分析師和投資者的盈余預期快速提高業績，企業尋租收益遠快于創新，尋租活動的吸引力也大大增加。因此，情境因素對企業家行為及其資源配置存在影響。

第三，對于如何提高企業自主創新能力，本文得到了以下啟示：建立健全對于政府參與經濟活動的監督機制，引導形成良好的政府—市場關系。具體可采取以下方式：一是改革以政府為主導的資源配置方式，逐步改變政府官員手中擁有壟斷權力的現狀，削弱政府對市場的控制。二是提高現有經濟政策、法律等的透明度。積極營造創新的文化氛圍。對高新技術企業創新活動推行適當的股利政策，在全社會形成一種積極創新的全民價值觀。