專精特新“小巨人”認定與雙元創新正向躍遷

[摘 要：雙元創新正向躍遷有助于企業跳脫既定研發軌跡。文章基于專精特新“小巨人”認定這一準自然實驗，探究其對雙元創新正向躍遷的影響效應。研究發現：專精特新“小巨人”認定能夠促進企業雙元創新正向躍遷，且供應鏈擴充與分析師關注是其中的重要機制；異質性分析顯示，在失敗容忍程度較高、管理層較自信、人力資本水平較高及數字化轉型程度較深的樣本中，專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的助推效應更為顯著；進一步檢驗發現，財政補貼和稅收優惠強化了專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的激勵效應，而政府采購的作用尚未顯現。研究結論可為專精特新“小巨人”認定、企業雙元創新正向躍遷提供有益參考。

關鍵詞：專精特新“小巨人”；雙元創新；創新躍遷；供應鏈；分析師

中圖分類號： F273.1；F276.3" " " "文獻標識碼：A " " 文章編號：1007-5097（2025）02-0024-13 ]

The Identification of \"Little Giant\" Enterprises Using Specialized and Sophisticated Technologies for Novel and Unique Products and Their Positive Transition via Dual Innovation

FU Xinwei， XIE Jiazhi

（College of Economics and Management， Southwest University， Chongqing 400715， China）

Abstract：The positive transition via dual innovation enables enterprises to surpass conventional research and development pathways. This essay is based on the quasi-natural experiment of identifying \"Little Giant\" enterprises， those using specialized and sophisticated technologies for novel and unique products， and investigates its impact on the positive transition via dual innovation. The findings reveal that the identification of these \"Little Giant\" enterprises can significantly promote enterprises' positive transition via dual innovation. This effect is primarily attributed to the expansion of supply chains and increased attention from analysts. Heterogeneity analysis reveals that such promoting impact of identifying these \"Little Giant\" enterprises on positive transition via dual innovation is more pronounced in samples characterized by a higher tolerance for failure， more confident management， elevated levels of human capital， and more advanced digital transformation. Further investigation demonstrates that financial subsidies and tax incentives amplify the motivational effect of such identification on positive transition via dual innovation， whereas the influence of government procurement remains inconclusive. The research findings can serve as a valuable reference for the identification of \"Little Giant\" enterprises using specialized and sophisticated technologies for novel and unique products and for the enterprises' positive transition via dual innovation.

Key words：\"Little Giant\" enterprises using specialized and sophisticated technologies for novel and unique products; dual innovation; transition via innovation; supply chain; analyst

一、引言及文獻綜述

當前，研發投入的不斷增長未能緩解核心技術“卡脖子”的窘境，創新成果逐年增多仍未破除價值鏈低端鎖定的困境，因此，對創新戰略的優化應當深入內部觀察。從研發類型看，創新活動可分為利用式創新和探索式創新，學界將二者統稱為“雙元創新”。其中，探索式創新具備更高的技術水平，但同時也面臨著更長的研發周期、更高的創新風險和更多的資金消耗。從動態視角看，企業研發行為由利用式創新轉為探索式創新的過程被稱為雙元創新正向躍遷［1］，意味著企業希望通過決策轉換跳脫現有研發路徑，拓寬發展前沿面。事實上，相較于單一式創新，對雙元創新的兼顧能夠更好地促進企業高質量發展［2］。此外，雙元創新正向躍遷能夠持續打造競爭優勢，避免企業落入“成功陷阱”，從而降低失敗風險［3］。但資源的有限性制約了企業對雙元創新的同時專注，而長久以來“造不如買”的思想固化了中國企業模仿式創新行為，極大減損了其對前沿技術的探索意愿。如此一來，大量研發資金和成果堆積在利用式創新范疇，既擠占了可用于探索式創新的資源，也難以沖破技術封鎖。因此，在科技革命爆發與研發資源有限的既定事實下，厘清促進企業雙元創新正向躍遷的具體路徑具有重要的現實意義。

目前，對于如何促進企業雙元創新正向躍遷，已有研究并不翔實，且大多從靜態視角討論企業內外部因素對雙元創新的影響效應。從內部視角看，已有研究證實了數字化轉型［4］、失敗容忍程度［5］、知識積累能力［6］等顯著影響企業雙元創新決策；從外部視角看，企業所處供應鏈位置［7］與供應鏈特征［8］、財政補貼［9］、稅收優惠［10］等同樣改變著企業雙元創新意愿和能力。雖然上述研究細致探討了雙元創新的影響因素，但兩類創新活動因企業資源有限而難以齊頭并進［2-3］，考慮雙元創新的序貫過程更符合現實情境［11］。遺憾的是，已有文獻一方面在考察雙元創新動態躍遷時，忽略了躍遷方向［12-13］，難以得出更具針對性的建議，另一方面則專注于雙元創新正向躍遷的經濟效益［1，3，11］，輕視了激勵企業開展雙元創新正向躍遷的重要性。在少量研究雙元創新正向躍遷前定因素的文獻中，Choo等［14］利用泰國制造業數據發現，企業差異化知識來源會顯著影響其雙元創新躍遷方向；肖德云等［2］則基于A股上市公司樣本，討論OFDI決策對企業雙元創新躍遷方向的影響。既有文獻揭示了企業內部特征與動態研發決策之間的關聯，但探索式創新顯著的正外部性決定著雙元創新正向躍遷行為存在市場失靈，因此，探討政府“有形之手”能否以及如何釋放企業技術探索意愿理應成為題中之義。

事實上，關于政策賦能創新的既有研究包含尚未收斂的兩類結論。一類學者認為，創新政策的實施不僅降低了企業研發成本和風險［10］，還能夠向外界傳遞積極信號［15］，促進創新資源向企業聚集；另一類學者卻對政策的創新激勵效應存疑，認為純粹的非市場行為難以高效實現資源配置，甚至滋生策略性研發［9］。專精特新“小巨人”認定作為政府培育優質中小企業的政策之一，自2019年正式實施以來同樣受到學界廣泛關注。已有研究主要從專精特新“小巨人”認定政策本身和專精特新“小巨人”企業發展兩方面展開。從政策本身的效應研究來看，有學者認為專精特新“小巨人”認定不僅能夠激勵企業開展技術創新［16-17］，還能夠引導企業加快數字化轉型［17］、豐富供應鏈伙伴［18］。從企業發展路徑探索來看，內部的專業化深入行為［19］、外部的政府支持［20］均能夠強化專精特新企業能力。雖然學界證實了專精特新“小巨人”認定為企業發展帶來的積極作用，但單一和靜態視角下的檢驗難以全面剖析政策效應發揮。特別是在財政資金和創新資源有限的現實情境下，考察專精特新“小巨人”認定對企業研發決策轉變的影響更具實際意義。另外，從傳導機制看，無論是已有文獻強調的融資約束緩解［16］還是創新成本下降［20］，均對探索式創新和利用式創新發揮著相似效應，難以扭轉企業研發方向。因此，專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響路徑同樣值得探究。

鑒于此，本文利用2015—2023年滬深A股非金融類上市公司數據，探究專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響。相較于既有文獻，本文的邊際貢獻主要包括以下三方面：第一，基于動態視角探索雙元創新的前定因素，豐富創新活動考察維度。在研發資源有限的既定事實下，已有研究對于如何激勵企業雙元創新正向躍遷的討論較為匱乏。本文從雙元創新正向躍遷維度探究專精特新“小巨人”認定的政策效應，為研究企業創新提供新視角。第二，拓寬專精特新“小巨人”認定對企業研發行為轉變的影響路徑，為政策助力中小企業發展增添新的經驗證據。創新政策于靜態視角下的部分機制難以在企業動態研發決策中發揮傳導效應，本文從外部關注視角厘清專精特新“小巨人”認定影響企業研發方向的內在邏輯，為政策的創新驅動效應擴充新證據。第三，充分考慮專精特新“小巨人”認定政策遴選與培育兩階段的協作效應，為政策制定提供有益啟示。隨著專精特新“小巨人”認定的大力開展，如何更好實現政策目標值得探討。本文深入剖析政策后續培育措施在專精特新“小巨人”認定與企業雙元創新正向躍遷間發揮的客觀作用，為政策優化提供參考。

二、理論分析

（一）專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響效應

雙元創新正向躍遷受企業研發能力和意愿的雙重制約。部分企業由于研發實力的欠缺而被迫放棄對前沿技術的探索，表現出對雙元創新正向躍遷的“有心而無力”；部分企業卻因為對未來風險的擔憂以及對短期收益的渴望而主動放緩開展探索式創新的腳步，顯現出對雙元創新正向躍遷的“有力而無心”。如何提升企業“能探索”水平、調動企業“敢探索”意愿是擺脫創新困境的關鍵。專精特新“小巨人”認定包含遴選與培育兩個階段，能夠通過內部自信提升、外部關注上漲和研發資源傾斜增進企業雙元創新正向躍遷的能力和意愿。

從遴選階段看，專精特新“小巨人”認定政策通過內部自信提升和外部關注上漲促進企業雙元創新正向躍遷。首先，企業獲得專精特新“小巨人”稱號意味著國家的認可，能極大地提升管理層自信。“小巨人”遴選標準從專業化、精細化、特色化、創新能力、產業鏈配套以及主導產品領域六個維度全面考察企業發展狀況，因此，該稱號的獲得不僅肯定了企業運營管理能力，還認可了其創新發展潛力，更明晰了國家在這一細分行業中的戰略布局意圖。上述層面的認可對于提升企業探索式創新意愿十分重要。第一，相較于利用式創新，探索式創新對于現金流的感知更為敏銳［21］，而獲得認定稱號的企業會更加注重自身運營管理［18］，從而穩定并優化內部現金流，緩解資金波動對探索式創新的抑制作用，提升企業雙元創新正向躍遷意愿。第二，探索式創新具有更高的技術風險，而獲得專精特新“小巨人”稱號則意味著企業的創新潛力較大，能夠比同領域競爭者更好地規避探索中斷風險。由此，管理層利用雙元創新正向躍遷鞏固市場優勢的意愿顯著提升。第三，探索式創新的調整成本顯著高于利用式創新，而國家戰略布局的明晰能夠平滑未來市場的不確定性［19］，降低探索式創新的調整風險，激勵雙元創新正向躍遷。此外，專精特新“小巨人”認定政策傳遞了利好信號，能夠助推高技能人才聚集。與利用式創新相比，探索式創新蘊含更多隱性的前沿知識。這些不易識別的前沿知識通常隨著人才的流動而進入企業。同時，專精特新“小巨人”認定的信號傳遞作用能夠緩解勞動力市場中的信息不對稱［15］，吸引更多高技能人才進入受認定企業。如此，企業人力資本結構得以優化，前沿知識隨之豐富，進而助推雙元創新正向躍遷。另外，專精特新“小巨人”的遴選政策對研發人員比例提出硬性要求，提升了企業對人才的重視程度［17］。如此一來，研發人員流動性降低，從而顯著緩解企業對于核心技術泄露的顧慮，使得技術探索意愿得以激發，雙元創新正向躍遷程度上升。最后，專精特新“小巨人”認定政策能夠緩解信息不對稱，提升投資者的失敗容忍程度。探索式創新具備更長的研發周期和更難識別的創新成果，會誘發投融資人員之間更強烈的信息不對稱，致使投資者難以甄別企業潛力［16］。一方面，專精特新“小巨人”認定的遴選標準能夠為資本市場提供更多信息；另一方面，信息的豐富有助于投資者理解企業深耕某一領域的長期價值［4］，提升投資者對短期失敗的容忍程度。由此，失敗容忍程度的提升能更好地激發企業的冒險精神［22］，提升其風險承擔能力［5］，促進雙元創新正向躍遷。

從培育階段看，專精特新“小巨人”認定政策利用鮮明的資源傾斜效應激勵企業雙元創新正向躍遷。第一，從探索式創新更密集的資金特征看，被認定為專精特新“小巨人”的企業能夠享有系列補貼措施，獲得充足的內部資金［16］。第二，從探索式創新更前沿的技術特征看，各地區中小企業主管部門會為獲得專精特新“小巨人”稱號的企業進行技術配套、提供人才支持、豐富知識來源。總體而言，專精特新“小巨人”認定通過構建多主體聯合培育的生態為企業開展探索式創新排憂解難，激勵其雙元創新正向躍遷。通過上述分析，本文提出假設1。

H1：專精特新“小巨人”認定能夠促進企業雙元創新正向躍遷。

（二）專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的作用機理

專精特新“小巨人”認定直接的研發要素注入能夠激勵企業創新［16］，但更重要的是，財政資金的有限性決定了政策對市場資源撬動的必要性。根據信號傳遞理論，政府對企業的政策支持具有明顯的信號傳遞作用［15］，能夠吸引外界關注，進而為企業帶來豐富的資源。此外，從企業與外界的縱向和橫向聯結關系看，前者考察了企業在供應鏈中與上下游伙伴的關系，而后者涵蓋的主體雖豐富，但分析師憑借其專業的信息解讀能力成為獲取和擴散政策信號的“先行者”，發揮著引導其余橫向關系的積極作用。由此，本文從供應鏈和分析師視角展開作用機理探索，認為專精特新“小巨人”認定政策通過縱向的供應鏈擴充渠道和橫向的分析師關注渠道促進企業雙元創新正向躍遷。

1. 供應鏈擴充渠道

在新一輪科技革命深入發展的現實背景下，單一的供應鏈關系禁錮了外部豐富資源的流動，加劇經營風險，并固定了企業研發路徑，阻礙了其探索前沿技術的步伐。首先，較高的供應鏈集中度削減了企業信息來源，抑制了企業雙元創新正向躍遷。資源依賴理論認為，組織發展必須依靠外部資源補充，因此，豐富的信息來源是影響企業創新行為的關鍵要素之一［23］。對于企業廣泛的外界搜尋而言，供應鏈上下游帶來的互補性資源將極大地降低企業的搜尋成本，提升創新效率［8］。但隨著供應鏈伙伴逐漸集中，企業則難以通過多樣化的上下游合作獲得更多的異質性資源［24］。越發封閉的創新環境弱化了企業對前沿技術的敏感度，其雙元創新正向躍遷的意愿隨之消失。其次，供應鏈集中度上升會加劇企業風險，弱化其技術探索意愿，最終制約雙元創新正向躍遷。一方面，供應鏈關系的單一化提升了上下游廠商話語權，企業內部現金流被不斷擠占［25］，經營風險驟增。事實上，相較于利用式創新，探索式創新對資金的穩定性更為敏感［21］。當企業內部現金被上下游廠商占用為預付或應收賬款時，脆弱的資金流會放大開展技術探索的風險。因此，為抵御現金擠占危機，企業將不得不削減探索式創新投入，擱置企業雙元創新正向躍遷。另一方面，供應鏈集中度增大會令上下游廠商的風險與企業經營緊密捆綁，出現“一損俱損”的危險情形［26］。在企業風險承擔能力有限的條件下，密集的供應鏈關系降低了企業在探索式創新中所能承擔的風險，從而導致雙元創新正向躍遷受阻。最后，單一的供應鏈關系對企業的技術路徑產生鎖定效應，阻礙雙元創新正向躍遷。從供應鏈下游看，集中度提升令企業更加關注客戶態度，而過多的迎合性投資則分散了企業探索前沿技術的注意力。第一，探索式創新需要持續性的穩定投資，且一旦發生轉變，企業將承擔大量調整成本。這一專用性特征提升了大客戶“敲企業竹杠”的概率［26］。因此，在面臨單一客戶關系時，企業更愿意通過利用式創新滿足客戶需求。第二，探索式創新的知識基礎性更強，難以配套客戶成熟化的定制需求。而利用式創新則通過成熟產品的小規模改進為客戶迅速提供顯性成果［27］。因此，供應鏈下游集中度提升會導致企業錯失探索式創新時機，雙元創新正向躍遷被迫擱置。從供應鏈上游看，一方面，單一的供應商會從研發資源端對企業技術突破路徑形成鎖定，滋生創新惰性，使得企業雙元創新正向躍遷水平降低；另一方面，對單一供應商的依賴會導致企業在更換供應商時面臨巨額替換成本，還可能造成核心技術泄露［25］。因此，供應鏈上游集中度提升會顯著抑制隱性知識更密集的探索式創新。

專精特新“小巨人”稱號代表企業獲得政府認可，其傳遞的積極信號能夠吸引外部廠商關注，也能夠激發企業變革意愿，進而降低供應鏈集中度，激勵企業雙元創新正向躍遷。從對外界傳遞信號看，專精特新“小巨人”認定為潛在的供應鏈伙伴提供了更多信息，令其能夠以較低成本深入了解企業［28］，從而吸引上下游企業加入，使得供應鏈集中度降低。同時，專精特新“小巨人”認定能夠提升企業在上下游廠商中進行伙伴選擇時的競爭力［29］，促進供應鏈集中度進一步降低。從對內部傳遞信號看，專精特新“小巨人”認定提升了企業開展戰略變革的意愿和能力，能夠激勵其主動擴充供應鏈伙伴［18］。通過上述分析，本文提出假設2。

H2：專精特新“小巨人”認定能夠降低供應鏈集中度，激勵企業雙元創新正向躍遷。

2. 分析師關注渠道

探索式創新蘊含的核心戰略價值易被競爭對手侵吞，從而削弱企業披露意愿，而長期的高風險投資有悖于管理層自利動機，會加劇委托代理問題。分析師關注主要通過信息傳播效應和外部監督效應對企業雙元創新正向躍遷形成激勵。一方面，分析師關注豐富了市場信息，幫助投資者理解企業研發決策意圖，為雙元創新正向躍遷提供更為包容的氛圍。探索式創新吸納了比利用式創新更多前沿的、隱性的知識，因此企業對探索式創新的披露不僅存在被競爭者竊取的風險，還可能造成難以被投資者理解的尷尬態勢［6］。分析師作為專注特定領域的專業人員，能夠利用信息挖掘、實地探訪獲取更多私人信息［30］，再通過分析、歸納、脫敏后向市場傳遞。分析師這一信息“橋梁”的搭建既保護了企業核心技術，又豐富了投資者信息來源，弱化了企業對技術探索的顧慮。更重要的是，分析師關注增進了投資者對企業長期風險投資的理解［4］，營造了更加寬容的創新環境。而失敗容忍度提升破除了企業拘泥于利用式創新的局面［22］，通過探索式創新鑄造技術壁壘的意愿被激發，雙元創新正向躍遷得以實現。另一方面，分析師關注強化了外部監督，緩解了委托代理問題引致的短視行為，從而助推雙元創新正向躍遷。兩權分離的存在導致代理人一方面索取短期利益，防范長期技術探索風險，另一方面則規避委托人監督，利用低質量創新搪塞研發項目檢查。分析師出于職業發展考慮，會對被關注企業施以嚴格監控并持續輸出公司信息，以此向外界證明自身能力［31］。這一外部監督舉措加劇了管理層短視決策的后果，有益于矯正其策略性研發行為［32］。因此，分析師關注度上升強化了企業雙元創新正向躍遷意愿。

專精特新“小巨人”認定能夠通過降低職業風險和預測成本，充分博取分析師關注，進而促進雙元創新正向躍遷。首先，專精特新“小巨人”認定是國家為培育優質中小企業施行的長遠政策，具有政策持續性。因此，對于分析師而言，關注獲得“小巨人”稱號的企業能夠降低預測風險，穩定自身聲譽。其次，專精特新“小巨人”認定公開的遴選標準降低了分析師搜集信息的成本，有助于提升分析師關注［33］。最后，分析師為降低職業風險而傾向于關注內部運營良好且發展潛力大的企業［34］。專精特新“小巨人”的認定結果是經國家各部門逐層審核后的綜合考量，恰好肯定了企業綜合能力。通過上述分析，本文提出假設3。

H3：專精特新“小巨人”認定能夠吸引分析師關注，促進企業雙元創新正向躍遷。

三、實證研究設計

（一）樣本與數據來源

為保證政策實施前后存在2至3年的觀測值，本文選取2015—2023年滬深A股上市公司數據進行實證檢驗。企業是否獲得專精特新“小巨人”稱號以及相應的認定年份信息由工業和信息化部公布的名單手工整理而來，企業相關財務數據來自CSMAR數據庫，政府采購數據來自中國政府采購網。在剔除被ST或被*ST處理的樣本、金融業公司樣本和主要變量缺失樣本后，共獲得22 299個觀測值，形成企業-年度的非平衡面板。其中，獲得專精特新“小巨人”認定的處理組企業有489家，未獲得專精特新“小巨人”認定的對照組企業有3 843家。另外，為消除極端值影響，對連續變量進行了上下1%縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：雙元創新正向躍遷（TIU）

研發作為長期性策略，具有可被觀測的歷史趨勢［1］。當企業創新行為在某一時段跳脫該趨勢，呈現研發投入激變時，通常認為是發生了創新躍遷。從更加細致的角度看，利用式創新向探索式創新轉換的過程被稱為雙元創新正向躍遷，一般而言，其會伴隨著研發投入驟增。參考Mudambi和Swift［11］的研究，利用企業研發投入增長跳脫歷史趨勢的程度表征雙元創新正向躍遷。其中，正向躍遷的程度越高，意味著企業研發決策由利用式創新向探索式創新轉變的跨度越大、意愿越強。

首先，利用一階自回歸GARCH模型擬合企業研發投入趨勢，獲取企業i每年研發投入的殘差[eit]。

其次，利用學生化殘差對[eit]進行標準化處理，有

[eitstud=eitsi（1?hit）] （1）

其中，[si=var（ei）]，[hit=1T+（xit?xi）2∑（xit?xi）2]，是企業i第t年的杠桿率。

再次，在企業i的學生化殘差中找到最大值[eimax=maxt {Abs[eit（stud）]}]。

最后，利用式（2）計算企業雙元創新正向躍遷程度，指標數值越大，證明企業雙元創新正向躍遷程度越激進。

[TIU=eimax if eitstudgt;0 and year ≥yearT0" " "others] （2）

其中，[yearT]為雙元創新發生躍遷的年份，且[2015≤T≤2023]。

2. 解釋變量：專精特新“小巨人”認定（SFPI）

以企業是否獲得專精特新“小巨人”認定作為政策虛擬變量。具體地，在企業進入專精特新“小巨人”認定名單的當年及以后年份取值為1，進入名單以前取值為0。對于樣本期間始終沒有獲得專精特新“小巨人”稱號的企業全部賦值為0。

3. 控制變量

本文選取如下控制變量對企業特征以及可能影響雙元創新正向躍遷的因素進行控制，具體包括：企業規模（size）、產權性質（type）、企業現金流量（cash）、股權集中度（top）、管理層規模（manage）、資產負債率（lev）、是否兩職合一（dual）、高管持股比例（stock）、公司成長性（tobin）以及公司盈利能力（roe）。另外，在回歸方程中，控制了年份與個體固定效應。本文所用變量的相關定義見表1所列。

（三）模型設定

由于專精特新“小巨人”認定年份有先后差異，故存在多個時點的政策沖擊。為檢驗專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響，本文構建如下多時點DID模型：

[TIUit=α0+α1SFPIit+βXit+∑year+∑firm+εit] （3）

其中：[TIUit]為企業雙元創新正向躍遷程度；[SFPIit]為企業是否獲得專精特新“小巨人”認定的政策虛擬變量；[Xit]代表一系列控制變量；[∑year]和[∑firm]分別為時間固定效應和企業固定效應；[εit]為殘差項。若模型（3）中的系數[α1]顯著為正，則說明專精特新“小巨人”認定能夠促進企業雙元創新正向躍遷。

（四）描述性統計

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果。由表2可見，上市公司的雙元創新正向躍遷最大值為3.936 9，最小值為0，均值為1.145 8。這意味著大多數上市公司開展雙元創新正向躍遷的意愿較低，且躍遷程度較為保守。另外，企業雙元創新正向躍遷的標準差為1.012，說明企業之間開展雙元創新正向躍遷的差異較大。該數據特征與既有研究［2］相似，一方面，說明本文研究數據的可靠性；另一方面，彰顯了激勵企業雙元創新正向躍遷的必要性和緊迫性。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表3展示了專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的檢驗結果。列（1）為控制時間和個體效應后的檢驗結果，列（2）和列（3）為進一步加入控制變量后的檢驗結果。檢驗發現，無論是否加入控制變量，專精特新“小巨人”認定均能夠在1%水平上顯著促進企業雙元創新正向躍遷，H1得證。為確保研究邏輯的可靠性和穩健性，本文進行相應的平行趨勢檢驗和穩健性檢驗。

（二）平行趨勢檢驗

本文利用多時點DID考察專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷影響的一個重要前提是，在認定政策實施以前處理組與對照組企業之間不存在顯著差異。為此，本文參考已有研究［18］，對專精特新“小巨人”認定影響企業雙元創新正向躍遷的效應展開動態估計。圖1顯示了政策實施相對時點前后的影響效應。從圖1可以看出，在政策實施前，政策效應估計系數均在0值附近波動，且置信區間包含0，說明政策實施前處理組與對照組之間雙元創新正向躍遷程度不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設。

（三）穩健性檢驗

1. 安慰劑檢驗

考慮專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響可能受不可觀測因素干擾，本文對模型（3）中的基準回歸進行安慰劑檢驗。在全部4 332個樣本企業中，隨機分配489個作為處理組，并隨機選擇政策沖擊時間。通過500次蒙特卡洛模擬后，檢驗結果如圖2所示。結果顯示，在隨機分配處理組和政策沖擊時間后，企業雙元創新正向躍遷的估計系數絕大多數分布于0附近，顯著差異于模型（3）中的估計系數。因此，排除了其他隨機要素對檢驗結果的干擾，結論具有穩健性。

2. 傾向得分匹配

為緩解樣本選擇偏差，更加有效控制處理組與對照組之間的特征差異，本文利用傾向得分匹配進行穩健性檢驗。參考陳金勇等［16］的研究，將模型（3）中所有控制變量以及專精特新“小巨人”認定標準中的所有可量化指標作為匹配變量，按照最近鄰方法進行1∶3匹配。從匹配結果看，匹配后的匹配變量在處理組與對照組之間沒有顯著差異，說明兩組樣本滿足平衡性要求。再以該匹配結果為基礎進行OLS回歸，得到表4中Panel A的列（1）結果。檢驗結果表明，雖然最近鄰匹配導致樣本大量減少，但專精特新“小巨人”認定的回歸系數依然在1%水平上顯著為正，說明在考慮樣本選擇偏差后本文結論仍然成立。

3. 替換被解釋變量

參考張陳宇等［7］的研究，采用發明專利與非發明專利的比值替換被解釋變量。若專精特新“小巨人”認定對該變量的回歸系數顯著為正，則表明企業受到政策認定后更傾向于從利用式創新轉變為探索式創新，雙元創新發生正向躍遷。表4中Panel A的列（2）結果佐證了本文結論的穩健性。

4. 交互固定效應

在創新驅動發展戰略的引領下，大量針對不同產業的政策陸續出臺，可能會對企業雙元創新正向躍遷產生不可觀測的影響。本文在模型（3）的基礎上，進一步考慮年份-行業交互固定效應，以此緩解隨時間變化的產業政策干擾。表4中Panel A的列（3）檢驗結果顯示，在考慮年份-行業交互固定效應后，專精特新“小巨人”認定的回歸系數依舊在1%水平上顯著，證明本文結論穩健。

5. 政策時滯性

考慮政策實施所產生的效應可能存在滯后，參考已有文獻［16］，將被解釋變量滯后一期進行穩健性檢驗。表4中Panel B的列（1）結果展示了專精特新“小巨人”認定于1%水平上顯著為正的回歸結果。因此，在考慮時間滯后的情形下，本文結論同樣成立。

6. 排除其他政策干擾

中小企業作為推動經濟高質量發展的生力軍，一直以來受到國家高度重視。在本文樣本期間，政府不僅出臺了專精特新“小巨人”認定政策，還通過創新型產業集群試點政策加速中小企業集約化發展，利用知識產權法庭試點政策保護中小企業創新成果。上述政策均可能扭轉企業研發決策方向，影響本文檢驗結論的可靠性。為排除政策干擾，構造創新型產業集群試點政策（DID1）與知識產權法庭試點政策（DID2）兩個虛擬變量，同時加入回歸模型展開進一步檢驗。表4中Panel B的列（2）檢驗結果表明，在排除可能的政策影響后，專精特新“小巨人”認定同樣對企業雙元創新正向躍遷存在顯著促進效應。

7. 增加控制變量

專精特新“小巨人”認定標準中存在部分主觀性判定指標，可能引發政策虛擬變量的內生。例如，工業和信息化部可能基于申報企業的歷史或未來預估研發水平作出認定調整。本文參考陳金勇等［16］的研究，將企業期初的研發投入和未來一期、未來兩期的研發投入作為額外控制變量，以此控制企業歷史及未來的研發水平。表4中Panel B的列（3）展示了增加控制變量后的檢驗結果，發現專精特新“小巨人”認定同樣顯著促進企業雙元創新正向躍遷。因此，本文結論具有較好的穩健性。

8. 更換計量模型

專精特新“小巨人”認定時間有先后順序，更早成為處理組樣本的研發行為可能對較晚成為處理組樣本的研發行為產生影響，從而導致多時點DID模型存在異質性問題。借鑒Callaway和Sant'Anna［35］的研究，利用CSDID模型進行相應的穩健性檢驗。結果顯示，平均處理效應（ATT）的回歸系數為0.050 8，在5%的統計水平上顯著。本文結論在更換計量模型后依舊成立。

五、機制檢驗

在理論分析中，專精特新“小巨人”認定通過縱向的供應鏈擴充渠道豐富信息來源，阻隔風險傳導，破除技術鎖定，從而促進企業雙元創新正向躍遷。專精特新“小巨人”認定還利用橫向的分析師關注渠道廣泛開展信息傳播并強化外部監督，進而實現對企業雙元創新正向躍遷的激勵效應。鑒于此，本文采用模型（4）展開相應的機制檢驗。

[Mit=α0+α1SFPIit+βXit+∑year+∑firm+εit] （4）

其中，[Mit]表示企業i第t年的機制變量，其余變量與模型（3）相同。另外，為確保結論穩健，本文還采用兩步法和對機制變量進行分組的方式，開展輔助檢驗。

（一）供應鏈擴充渠道

參考焦豪和李宛蓉［18］對供應鏈集中度的衡量，本文利用企業向前五大供應商采購金額占企業采購總金額比例以及企業向前五大客戶銷售金額占企業銷售總金額比例作為供應鏈上下游集中度的衡量方式，再將二者相應比例求和后計算均值，以此代理企業供應鏈集中度（scc）。該指標越大，說明供應鏈集中度越高。表5列（1）顯示，專精特新“小巨人”認定的回歸系數在1%水平上顯著為負，證明專精特新“小巨人”認定降低了企業供應鏈集中度。為確保機制檢驗結論穩健，本文將供應鏈集中度納入模型（3）再次進行回歸。由表5列（2）檢驗結果可知，專精特新“小巨人”認定的回歸系數在1%水平上顯著為正，而供應鏈集中度的回歸系數則在1%水平上顯著為負，且Sobel檢驗Z值絕對值為5.306，在1%水平上顯著，檢驗結果通過了兩步法檢驗。另外，利用三分位點將供應鏈集中度分為低、中、高三組，對低組和高組進行分組回歸，檢驗結果見表5列（3）和列（4）。在供應鏈集中度較低的組別中，專精特新“小巨人”認定的回歸系數在1%水平上顯著為正，而在高集中度組別中，專精特新“小巨人”認定的回歸系數僅在10%水平上顯著。同時，低組和高組的回歸結果在1%水平上通過組間系數差異檢驗，由此說明，專精特新“小巨人”認定能夠降低供應鏈集中度，從而促進企業雙元創新正向躍遷，H2得證。

（二）分析師關注渠道

參考李雪松等［4］的指標構造，本文利用跟蹤企業的分析師數量表征分析師關注（att）。該指標越大，證明企業受到分析師的關注越多。表6列（1）的檢驗結果顯示，專精特新“小巨人”認定能夠在1%水平上顯著吸引分析師關注。同樣地，利用兩步法和分組回歸進行輔助檢驗。將分析師關注納入模型（3）再次進行回歸，得到表6列（2）的結果。檢驗發現，專精特新“小巨人”認定和分析師關注均在1%水平上顯著提升企業雙元創新正向躍遷，且Sobel檢驗Z值為2.431，在5%水平上顯著，檢驗結果通過了兩步法檢驗。因此，分組檢驗結果依舊支持本文結論。同樣利用三分法對分析師關注進行組別劃分并開展分組檢驗，得到表6列（3）、列（4）的回歸結果。可以發現，專精特新“小巨人”認定的回歸系數在低關注度組別下不顯著，而在高關注度組別下顯著為正，說明當分析師關注程度更高時，專精特新“小巨人”認定能夠更好地激勵企業雙元創新正向躍遷。經系列檢驗后，H3成立。

六、進一步分析

（一）異質性分析

對探索式創新和利用式創新的差異化偏好影響著企業研發決策，當企業特質與探索式創新特征相契合時，雙元創新發生正向躍遷的可能性增加。因此，對于探索式創新的高風險特征，本文從企業失敗容忍和管理層自信兩個角度進行檢驗，而對于探索式創新隱性的前沿知識特征，則從人力資本水平和數字化轉型程度視角展開剖析。

1. 失敗容忍程度

失敗容忍對于技術探索的重要性不言而喻［22］，當企業對于失敗持有更為包容的態度時，管理層的冒險家精神更易被激發，從而更愿意利用激進的“創造性破壞”對前沿技術展開探索［9］。依據此邏輯，企業失敗容忍程度越高，專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的激勵效應越顯著。參考韓賀洋等［5］的研究，本文利用管理層有無強制變更衡量企業對于失敗的容忍程度。當CEO或董事長當年發生離職且原因為“解聘”“辭職”或“個人”時，認為企業產生強制變更，賦值為1；當CEO或董事長當年發生離職但原因并非上述時，賦值為0。表7中Panel A的列（1）、列（2）檢驗了失敗容忍的差異化效應。在失敗容忍程度更高的組別中，專精特新“小巨人”認定的回歸系數顯著為正，但在失敗容忍程度更低的組別中，回歸系數不顯著。由此說明專精特新“小巨人”認定在失敗容忍程度高的企業中能夠更好地發揮對雙元創新正向躍遷的激勵作用。

2. 管理層自信程度

已有研究表明，管理層自信程度與其風險承擔之間存在緊密的正向關聯［36］。當管理層自信程度上升，其對風險的承擔意愿刺激了探索式創新開展，從而有利于企業做出雙元創新正向躍遷決策。參考余明桂等［36］對管理層自信的衡量，當管理層具有自信傾向時，賦值為1，否則為0。表7中Panel A的列（3）、列（4）呈現了相應檢驗結果，發現在管理層自信程度更高組別中，專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的激勵效應顯著，而在管理層自信程度更低組別中，并未存在顯著的積極作用。因此，管理層自信程度越高，專精特新“小巨人”認定越能促進企業雙元創新正向躍遷。

3. 人力資本水平

人力資本是研發項目中不可或缺的資源，尤其是開展探索式創新所需的前沿技術和默會知識更加依賴高技術人才支撐。因此，人力資本水平的提升能為企業注入先進思想，強化其開展技術探索的能力與意愿［17］。本文以研發人員與企業員工人數之比表征人力資本水平，并利用三分位點將其分為低、中、高三組，再對低組和高組進行分組回歸，得到表7中Panel B的列（1）、列（2）檢驗結果。相較而言，在人力資本水平更高的組別中，專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的促進作用更為顯著。進一步經組間系數差異檢驗可知，低人力資本水平組和高人力資本水平組的回歸結果在5%水平上存在系數差異，且高組別下，專精特新“小巨人”認定的回歸系數與t值更大，因而證實了上述推斷，即人力資本水平越高的企業，越能夠在專精特新“小巨人”認定后開展雙元創新正向躍遷。

4. 數字化轉型程度

數字化浪潮顛覆了傳統創新范式，極大地提升了組織的知識學習效率以及與外界的信息交換速度［4］，從而引發更全面的思想碰撞，激發企業對顛覆性技術的深度思考［17］，提升企業雙元創新正向躍遷意愿。參考已有研究［17］，本文利用上市公司年報中的關鍵詞頻構建數字化轉型指數，通過加1取自然對數進行表征，并利用三分法進行分組檢驗。表7中Panel B的列（3）、列（4）表明，在企業具備更高的數字化轉型程度時，專精特新“小巨人”認定能夠更加積極地促進企業雙元創新正向躍遷。同時，高數字化轉型程度組別下，專精特新“小巨人”認定的回歸系數與t值大于低數字化轉型程度組，且在5%水平上通過組間系數差異檢驗，由此證明了專精特新“小巨人”認定在數字化轉型程度高的企業中能夠更加積極地助推雙元創新正向躍遷。

（二）政策協作效應分析

專精特新“小巨人”認定不僅在遴選階段充分釋放利好信號，激發企業雙元創新正向躍遷行為，還在后續培育階段配套了系列財稅支持機制，牽引企業持續創新。本文機制檢驗部分雖證實了專精特新“小巨人”認定本身在吸引外界關注中的有益成效，但對培育階段通過資源傾斜發揮的政策效應尚未開展深入剖析，難以完整揭示專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響。為此，本文進一步考察專精特新“小巨人”認定政策及其后續培育措施間的協作效應，明晰財政資源傾斜在專精特新“小巨人”認定助推企業雙元創新正向躍遷中的作用。

1. 財政補貼的協作效應

財政補貼作為政府的無償性撥付資金，既可以直接提升企業內部現金持有，緩解技術探索顧慮，也可能對企業自有資金產生擠出效應，誘發策略式創新［9］。從專精特新“小巨人”認定的政策效應發揮看，財政補貼通過直接的資金注入，強化了遴選階段對企業雙元創新正向躍遷的促進。首先，專精特新“小巨人”認定提升了企業對運營管理的重視程度［18］，因而在財政補貼注入時能夠獲得更高的投資效率，引導企業由短期的利用式創新向長期的探索式創新轉變［9］。其次，專精特新“小巨人”認定吸引了人才集聚，而財政補貼為企業帶來更豐富的內部資金，幫助其提供更具競爭力的勞動報酬，從而鞏固并強化人才吸引效應，刺激企業雙元創新正向躍遷。最后，專精特新“小巨人”認定政策的連續性可降低財政補貼內含的尋租風險，提升企業研發專注度，進而更有利于雙元創新正向躍遷的開展。為檢驗上述猜想，本文利用企業獲得的政府補助金額加1取對數表征財政補貼（subsidy），經回歸后得到表8列（1）的結果。回歸結果顯示，專精特新“小巨人”認定與財政補貼交乘項的回歸系數在1%水平上顯著為正，且專精特新“小巨人”認定的回歸結果并未發生改變，猜想得以驗證，即財政補貼的確能夠強化專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的促進作用。

2. 稅收優惠的協作效應

政府部門為驅動企業創新而出臺類型豐富的稅收優惠政策，本文主要關注研發費用加計扣除在專精特新“小巨人”認定中的協作效應。已有研究認為，研發費用加計扣除通過降低研發成本促進企業創新。也有學者指出，研發費用加計扣除會誘導企業研發操縱［10］。研發費用加計扣除作為專精特新“小巨人”認定政策的后續培育措施之一，應能發揮相應的優化作用。從管理層角度看，研發費用加計扣除具有政策的穩定性和延續性，能夠通過降低應納稅稅基弱化技術探索持續性資金消耗給管理者帶來的經營壓力，從而為企業營造更加寬容的創新環境。從投資者角度看，研發費用加計扣除可提升企業稅后利潤率，舒緩投資者對于長期投資行為的負面情緒，包容企業開展探索式創新。如此一來，專精特新“小巨人”認定利用信號傳遞吸引人才聚集，研發費用加計扣除的后續扶持為創新活動創造寬松氛圍，二者的協作有利于研發人員釋放創新才能，更好地激勵企業雙元創新正向躍遷。同時，專精特新“小巨人”認定的動態管理制度強調偷漏稅與數據造假的嚴重后果，一定程度上可以矯正企業研發操縱的機會主義行為［10］，優化研發費用加計扣除對“小巨人”企業的培育效果。參考田紅云等［10］的研究，利用“（研發費用×研發費用加計扣除政策比例）/加計扣除前應納稅所得額”表征研發費用加計扣除受惠強度（tax）。表8列（2）的檢驗結果表明，研發費用加計扣除與專精特新“小巨人”認定交乘項的回歸系數顯著為正，且專精特新“小巨人”認定的回歸結果未發生變化，說明研發費用加計扣除這一后續培育措施，能夠鞏固專精特新“小巨人”認定在推動企業雙元創新正向躍遷中的積極作用。

3. 政府采購的協作效應

政府采購作為需求側財政政策工具的代表，學界圍繞其創新驅動效應的研究同樣未能得到收斂結論。大多數文獻認可政府采購在企業創新中的積極作用，但也有學者質疑政府采購會因信息不透明而滋生政企合謀，進一步壓縮中小企業生存空間［20］。在與專精特新“小巨人”認定相結合的情形下，政府采購可能具備更為正面的雙元創新正向躍遷驅動效應。由機制檢驗可知，專精特新“小巨人”認定通過供應鏈擴充渠道促進企業雙元創新正向躍遷，政府采購則會進一步強化該渠道效應發揮。政府參與不僅能緩解中小企業對已有客戶的依賴，還能為其提供穩定的市場份額，平滑探索式創新的不確定性。另外，政府部門能夠在采購訂單的履約過程中對企業研發方向進行及時監督，通過需求拉動企業作出正外部性較強的雙元創新正向躍遷決策，提升專精特新“小巨人”認定的政策效應。為此，參考武威等［20］的研究，本文以“企業年度獲取政府采購訂單總金額加1再取對數”表征政府采購（purchase），檢驗該需求側政策工具與專精特新“小巨人”認定政策的協作效應，表8列（3）展示了相關檢驗結果。與陳金勇等［16］的檢驗結果類似，政府采購與專精特新“小巨人”認定交乘項的回歸系數不顯著，政府采購未能實現相應的協作效應。對此的解釋是，與供給側財政資金的及時注入不同，政府采購對企業創新成果的支持可能會對研發決策產生滯后影響，加之專精特新“小巨人”認定從2019年才正式實施，政府與“小巨人”企業之間的供需互動周期較短，政府采購產生的創新驅動效應有限［20］，尚未發揮與專精特新“小巨人”認定的協作效應。

七、研究結論與對策建議

（一）研究結論

在研發資源有限和新一輪科技革命深入發展的現實背景下，本文基于創新躍遷這一動態視角，利用滬深A股非金融類上市公司2015—2023年數據，實證檢驗專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的影響效應和傳導機理，得到如下結論：首先，專精特新“小巨人”認定顯著驅動企業雙元創新正向躍遷，且該結論在經過平行趨勢檢驗和系列穩健性檢驗后依然成立；其次，專精特新“小巨人”認定通過供應鏈擴充渠道和分析師關注渠道實現對企業雙元創新正向躍遷的激勵；再次，當企業失敗容忍程度較高、管理層較自信、人力資本水平較高以及數字化轉型程度較深時，專精特新“小巨人”認定則會對雙元創新正向躍遷發揮更加積極的促進效應；最后，基于遴選和培育兩階段的協作效應展開進一步分析發現，財政補貼和稅收優惠顯著強化了專精特新“小巨人”認定與企業雙元創新正向躍遷之間的積極關系，但政府采購暫未發揮相應的協作效應。

（二）對策建議

第一，穩固專精特新“小巨人”認定政策的持續性，充分發揮政策對雙元創新正向躍遷的驅動效應。在部分核心技術被“卡脖子”但研發資源有限的既定事實下，如何用好政府這只“有形的手”至關重要。本文研究結論證實專精特新“小巨人”認定能夠顯著促進企業雙元創新正向躍遷。因而扎實、持續推進專精特新“小巨人”認定政策是有效且必要的。

第二，細化專精特新“小巨人”認定政策的評價標準，提升政策推動雙元創新正向躍遷的效率。創新政策的效果隨主體內外部特征的不同而存有差異。本文研究發現，企業失敗容忍程度、管理層自信、人力資本水平和數字化轉型程度會對專精特新“小巨人”認定的雙元創新正向躍遷激勵效應產生異質性影響。雖然上述特質難以囊括影響政策效果的全部要素，但能為政策的精細化發展提供有益參考。此外，應加快培育企業家精神，淡化各方對短期收益的追求，為技術探索營造寬松氛圍。通過搭建數字化平臺，促進產學研與大中小企業融通發展，為企業提升人力資本水平、加速數字化轉型提供支持。

第三，優化專精特新“小巨人”認定政策的培育機制，撬動政策促進雙元創新正向躍遷的杠桿。政策認定本身與后續培育機制的協調配合能夠更好地釋放政策的創新驅動效應。根據本文檢驗結果，財政補貼和稅收優惠能夠強化專精特新“小巨人”認定對企業雙元創新正向躍遷的促進作用，但政府采購的相關效應尚待激發。鑒于此，專精特新“小巨人”認定在施行后續培育措施時，一方面應加大財政補貼和稅收優惠力度，強化政策效果，另一方面也應不斷完善政府采購機制，考慮加強供需互動，穩定供需關系并透明供需活動，盡快撬動政府采購在專精特新“小巨人”認定政策中的積極作用。

參考文獻：

［1］SWIFT T. The Perilous Leap Between Exploration and Exploitation［J］. Strategic Management Journal，2016，37（8）：1688-1698.

［2］肖德云，譚易洋，王宗軍. OFDI動態決策對企業雙元創新躍遷的影響研究［J］.科研管理，2024，45（4）：73-82.

［3］趙文，趙會會，吉迎東.雙元創新躍遷與企業失敗：社會關系網絡的調節作用［J］.科研管理，2022，43（1）：124-133.

［4］李雪松，黨琳，趙宸宇.數字化轉型、融入全球創新網絡與創新績效［J］.中國工業經濟，2022（10）：43-61.

［5］韓賀洋，楊興全，周全，等.社保基金持股與企業風險承擔：過度監督還是風險治理［J］.會計研究，2024（1）：108-121.

［6］FORéS B，CAMISóN C. Does Incremental and Radical Innovation Performance Depend on Different Types of Knowledge Accumulation Capabilities and Organizational Size？［J］. Journal of Business Research，2016，69（2）：831-848.

［7］張陳宇，孫浦陽，謝娟娟.生產鏈位置是否影響創新模式選擇——基于微觀角度的理論與實證［J］.管理世界，2020，36（1）：45-59，233.

［8］柳卸林，周聰，葛爽.客戶異質性與穩定性對核心企業創新績效的影響研究［J］.科學學與科學技術管理，2018，39（8）：53-68.

［9］付馨葦，謝家智.財政金融協同能否破解研發投入結構失衡困境［J］.山西財經大學學報，2023，45（11）：60-72.

［10］田紅云，李永友，李忠正.研發費用加計扣除政策對中小企業高質量創新的影響［J］.科研管理，2024，45（3）：53-63.

［11］MUDAMBI R，SWIFT T. Knowing When to Leap：Transitioning Between Exploitative and Explorative Ramp;D［J］. Strategic Management Journal，2014，35（1）：126-145.

［12］成力為，劉詩雨.研發投入跳躍、吸收能力與企業動態績效［J］.科學學研究，2021，39（4）：683-694.

［13］岑杰，楊燕，張翠艷，等.技術知識系統與創新跳躍：基于雙元轉換的視角［J］.科學學研究，2019，37（11）：2073-2081.

［14］CHOO A S，CHANDRASEKARAN A，CHINAPRAYOON C. The Role of Domestic and Foreign Knowledge Inflows on the Relationship Between Ramp;D Portfolio Mix and Innovation Outcomes：An Empirical Study of Manufacturing Firms in an Emerging Economy［J］. Decision Sciences，2020，51（2）：349-394.

［15］KLEER R. Government Ramp;D Subsidies as a Signal for Private Investors［J］. Research Policy，2010，39（10）：1361-1374.

［16］陳金勇，汪小池，長昊東，等.“專精特新”認定政策與中小企業技術創新［J］.科研管理，2024，45（3）：20-30.

［17］湛泳，馬從文.專精特新“小巨人”企業培育對突破式創新的影響研究［J］.管理學報，2024，21（4）：560-567.

［18］焦豪，李宛蓉.資質認定與企業供應鏈伙伴數量——基于專精特新“小巨人”企業的準自然實驗［J］.經濟學動態，2023（12）：109-125.

［19］趙晶，孫澤君，程棲云，等.中小企業如何依托“專精特新”發展實現產業鏈補鏈強鏈——基于數碼大方的縱向案例研究［J］.中國工業經濟，2023（7）：180-200.

［20］武威，曹暢，王馨竹.政府采購與“專精特新”中小企業創新——基于產業鏈供應鏈現代化視角［J］.數量經濟技術經濟研究，2024，41（7）：113-133.

［21］CZARNITZKI D，HOTTENROTT H，THORWARTH S. Industrial Research Versus Development Investment：The Implications of Financial Constraints［J］. Cambridge Journal of Economics，2011，35（3）：527-544.

［22］MANSO G. Motivating Innovation［J］. The Journal of Finance，2011，66（5）：1823-1860.

［23］BERNARD A B，MOXNES A，SAITO Y U. Production Networks，Geography，and Firm Performance［J］. Journal of Political Economy，2019，127（2）：639-688.

［24］LEHTIM?KI T，KOMULAINEN H. Matching Co-innovation Project Types to Diverse Customer Relationships：Perspective of an Industrial Technology Supplier［J］. International Journal of Innovation and Technology Management，2021，18（1）：2050048.

［25］黃千員，宋遠方.供應鏈集中度對企業研發投入強度影響的實證研究——產權性質的調節作用［J］.研究與發展管理，2019，31（3）：13-26.

［26］孟慶璽，白俊，施文.客戶集中度與企業技術創新：助力抑或阻礙——基于客戶個體特征的研究［J］.南開管理評論，2018，21（4）：62-73.

［27］FISCHER E，REUBER A R. Contextual Antecedents and Consequences of Relationships Between Young Firms and Distinct Types of Dominant Exchange Partners［J］. Journal of Business Venturing，2004，19（5）：681-706.

［28］BUSHEE B J，CORE J E，GUAY W，et al. The Role of the Business Press as an Information Intermediary［J］. Journal of Accounting Research，2010，48（1）：1-19.

［29］üBERBACHER F. Legitimation of New Ventures：A Review and Research Programme［J］. Journal of Management Studies，2014，51（4）：667-698.

［30］HOITASH R，HOITASH U，YEZEGEL A. Can Sell-side Analysts Experience，Expertise and Qualifications Help Mitigate the Adverse Effects of Accounting Reporting Complexity？［J］. Review of Quantitative Finance and Accounting，2021，57（3）：859-897.

［31］BARTH M E，KASZNIK R，MCNICHOLS M F. Analyst Coverage and Intangible Assets［J］. Journal of Accounting Research，2001，39（1）：1-34.

［32］LUO J，LIU Q. Corporate Social Responsibility Disclosure in China：Do Managerial Professional Connections and Social Attention Matter？［J］. Emerging Markets Review，2020，43：100679.

［33］BHUSHAN R. Firm Characteristics and Analyst Following［J］. Journal of Accounting and Economics，1989，11（2/3）：255-274.

［34］BALL R，SHIVAKUMAR L. Earnings Quality at Initial Public Offerings［J］. Journal of Accounting and Economics，2008，45（2/3）：324-349.

［35］CALLAWAY B，SANTANNA P H C. Difference-in-Differences with Multiple Time Periods［J］. Journal of Econometrics，2021，225（2）：200-230.

［36］余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過度自信與企業風險承擔［J］.金融研究，2013（1）：149-163.

［責任編輯：陳建華］