政治关系与民营企业研发投入——基于全国私营企业调查数据的实证研究

江炎骏，许德友

（1.东莞市行政学院，广东东莞 523083；2.广东省社会科学院，广东广州 510635；3.广东省委党校，广东广州 510635）

一、引言

政治关系通常泛指私营企业与政府部门之间的关联，突出表现为企业及其主要控制人与拥有政治资源的（若干）个人或团体之间所形成的一种隐性关系（刘凝霜，2016）。政治关系影响企业的政治合法性、关键资源获取和企业间的竞争关系，影响企业的生存和企业家财富的实现（张建君和张志学，2005）。

已有文献研究发现，企业政治行为对企业研发投入具有显著影响（Czarnitzki and Toole，2007；Ozer and Markóczy，2010；蔡新蕾等，2013；Chen et al.，2011；袁建国等，2015；蔡地等，2014），企业的政治嵌入策略和党组织建设能够促进企业的研发投入活动（何轩和马骏，2018）。

作为民营企业重要的政治行为，构建政治关系是否能够对研发投入产生影响呢？本文以资源依赖观和新制度经济学的分析视角，基于第十次全国私营企业调查数据，探讨政治关系对民营企业研发投入的影响，还研究了市场化、法制化在政治关系与研发投入关系中的调节效应。

本文可能具有如下理论意义：第一，已有文献揭示出企业政治行为对企业研发投入有显著影响，本研究表明政治关系能够显著影响企业研发投入，这丰富了关于政治行为对研发投入影响的研究；第二，已有文献规范性地分析了政治关系具有改善投资环境、促进企业创新等经济后果，本文实证检验了政治关系对研发投入的影响，充实了关于政治关系经济后果的研究文献。

二、理论分析与研究假设

（一）民营企业政治关系的缘起和效应

在等级排序为“士农工商”的中国封建社会，商人长期依附于官僚体系，成为纵横官商两界的“红顶商人”是商人们所追求的境界。计划经济时期，私营经济没有获得经营合法性，基本不存在政治关系（北京大学国家发展研究院财经法经奖学金班综合课题组，2016）。转型经济时期，由于缺乏良好的价格体系和完善的法律制度，民营经济发展受到产权保护不明确和资源配置歧视的影响，建立在企业家和官员私人互惠基础上的政治关联起着非正式制度保护和帮助获取政策性资源的作用（田利辉和张伟，2013）。政治关联具有产权保护、突破管制壁垒、缓解金融抑制等效应，但它同时妨碍了公平竞争、抑制了创新活动和核心能力建设（杨其静，2011）。随着改革的深入推进，基本经济制度和现代市场体系日益完善，民营经济在法治权益和资源进入等方面受到的歧视逐渐消除，政治关联的非正式制度保护作用正在减弱（何轩和马骏，2018）。2012年以来，中央发起反腐行动，官商利益互惠的政治关系旧格局被强力击破。为塑造健康的政治关系，中央提出新型政商关系。新型政商关系优化了政治生态，为资本的投资和发展提供了良性环境，使企业能够专注于技术创新等提升核心竞争力的活动（张国清等，2016；李永胜，2018）。

（二）企业政治行为与研发投入

企业政治行为包括政治游说、政治关联、院外活动、政治捐款、选区建设等（Hillman et al.）。企业政治行为需要在特定领域大量投资，对企业竞争优势非常重要，因此受到企业家的广泛重视。学者们对企业政治行为与研发投入的关系进行了探讨，实证研究了政治关联等特定政治行为对研发投入的影响。

部分学者的研究对企业政治行为促进研发投入的观点予以支持。Czarnitzki and Toole（2007）的研究表明，企业政治行为能够促进企业增加研发投入。Ozer and Markóczy（2010）研究发现，美国制造业企业的政治行为促进了企业的创新产出。蔡新蕾等（2013）研究指出，企业政治行为的合法性机制可以帮助企业提高声誉，获取创新资源，降低创新活动的不确定性风险。另一些学者却得出企业政治行为对研发投入具有消极影响的结论。袁建国等（2015）研究发现，企业的政治资源具有妨碍技术创新的诅咒效应。Chen et al.（2011）、杨其静（2010）、陈爽英等（2010）研究指出，政治关联诱导企业甘愿沦为低端行业或者产品的生产者，为获取和维持政治关联付出的寻租成本会挤占研发资源。

由此可见，现有文献并没有得出企业政治行为与研发投入关系的一致性结论，企业政治行为对研发投入的作用具有双重性。作为重要的政治行为，政治关系能否提升研发投入取决于行为的合法性、对创新资源的动员效应等诸多因素，也与企业政治行为的外部制度环境有关。

（三）政治关系与研发投入

资源依赖理论认为，作为开放的系统，任何组织都需要从外部环境获取所需要的资源，没有组织是自给的。研发投入是典型的长期投资活动，投入大、周期长、风险高，面临较大不确定性，对资源禀赋的需求较高，很少有企业具备研发投入所必需的全部资源和技术（杨震宁等，2016）。

按照新型政商关系的要求，政治关系既强调企业家要“遵纪守法办企业、光明正大搞经营”，又强调企业家要“讲真话，说实情，建诤言”（张国清等，2016），这符合当前推进法治经济和现代化治理体系的政策环境，构建健康的政治关系是具备合法性标准的政治行为。政治合法性机制可以帮助企业提高社会地位并得到社会认可，在一定程度上有利于提高技术效率（Tornikoski and Newbert，2007）。通过构建政治关系，企业增强了政治合法性，从而对企业研发投入产生影响。

首先，通过构建政治关系，企业获取（access to）与调动（mobilize）创新所需资源的能力更强（Zimmerman and Zeitz，2002）。通过构建政治关系，企业可以更加及时、准确地了解政策导向，获取技术创新优惠政策信息，这能够帮助企业更充分地利用优惠政策和市场供求信息（梁雄军等，2004），从而提升企业投入研发活动的积极性。在没有更有效的信号显示时，外部资源拥有者更加信任具备政治合法性的企业（曾楚宏等，2009）。政治关系能够增强企业声誉，而声誉的信号功能降低了信息不对称，使得企业更容易获得风险投资的关注并获得由此带来的创新过程管理经验（Nanda and Rhodes，2013），增加了研发活动成功的概率。

其次，通过政治关系获得的政治合法性能够降低企业研发活动的不确定性。技术研发是高风险活动，创新对不确定性非常敏感。政治关系的合法性效应可以帮助企业提高在供应商、合作者、消费者中的地位，在与其他企业打交道时更易被信赖（蔡新蕾等，2013）。企业政治合法性行为还会降低不确定性对新产品上市的影响，促进企业增加创新投入（Tornikoski and Newbert，2007）。

最后，企业通过构建健康的政治关系增强了政治合法性，将减少用于建立政治关联的寻租费用支出，从而增加与寻租支出有替代效应的技术创新支出。在经济新常态和反腐败高压态势下，构建健康的政治关系成为合法性的政治行为（张国清等，2016），建立政治关联的政治和法律风险极大且政策性资源效应减弱（何轩和马骏，2018），企业将减少用于建立政治关联的寻租支出，而技术创新和政治关联是替代性的资源配置关系（党力等，2015），技术创新投入由此而获得增加。

据此，本文提出第一个假设：

假设1：政治关系与研发投入存在正相关关系。

（四）政治关系、制度与研发投入

按照新制度经济学的观点，技术创新的成功以制度变迁为前提，而制度变迁的效率很大程度上取决于正式制度与非正式制度的结合状态（袁庆明，2005）。我国经济体制改革是分权式改革，各地制度变迁节奏不一致。企业技术研发活动面临不同的制度环境，研发投入水平与正式制度和政治关系等非正式制度的结合状态紧密相连。

在市场化、法制化程度较低的地区，民营企业受到产权保护薄弱和不公平竞争的困扰，企业通过政治关联的产权保护和政策偏袒效应获得竞争优势（田利辉和张伟，2013）。薄弱的市场、法制环境和政治关联构成了耦合而低效的制度安排，以合法性为基础的政治关系则与薄弱的市场、法制环境相冲突，导致政治关系促进研发投入的政治合法性机制效应难以发挥作用。

在市场化、法制化程度较高的地区，建立在寻租基础上的政治关联与正式制度相冲突，合法性的政治行为则与致力于保护、激励合法行为的正式制度相耦合。在依法治国战略推动下，官员腐败受到严格整治，一个官员落马后往往牵连出一群关联的企业家（北京大学国家发展研究院财经法经奖学金班综合课题组，2016）。随着市场环境、法制环境的改善，健康的政治关系获得各级政府的推崇和鼓励，企业构建政治关系的合法性机制效应更加强化，政治关系具有更强的获取与调动创新资源功能和声誉信号功能，政治关系对研发投入的促进作用更强。

据此，本文提出第二个假设：

假设2a：地区市场化程度越高，政治关系与研发投入的正相关关系越强。

假设2b：地区法制化程度越高，政治关系与研发投入的正相关关系越强。

三、研究设计

（一）样本选取

本文数据来自2012年第十次全国私营企业抽样调查，该调查是由中共中央统战部、国家工商行政管理总局、中华全国工商业联合会、中国民（私）营经济研究会组成课题组，依托各省、自治区、直辖市工商局和工商联的力量完成的。调研对象涵盖农林牧渔业、采矿业、制造业、电力煤气水、建筑业、交通运输、信息服务、批发零售、住宿餐饮、金融、房地产、租赁、科研技术、公共设施、居民服务、教育、卫生、文化体育、公共管理19个行业。调查采取多阶段抽样方式，按全国私营企业户数5.5‰比例抽样，共发放5500份问卷，回收有效问卷5073份，回收率为92.2%。在剔除包含明显异常或缺失的观测值后，最终进入分析的企业样本共有3870家。

（二）变量测量

1.因变量

研发投入是本研究的因变量。参照陈爽英等（2010）、陈德球和钟昀珈（2011）的研究，同时采用研发强度和研发规模作为企业研发投入的测量指标。具体地，研发强度采用研发支出占总投资的比重来表示，研发规模则采用研发支出金额的自然对数来表示。

2.自变量

本研究以政治关系健康指数来衡量政治关系的健康程度。参照聂辉华等（2018）发布的《中国城市政商关系排行榜2017》构建政治关系健康指数指标体系，将政治关系健康指数细分为亲近指数和清白指数。政治关系健康指数越高，政治关系越健康。

本文利用第十次全国私营企业调查数据库的问卷指标，构建政治关系指标体系。借鉴聂辉华等（2018）的做法，根据专家法确定指标权重，对指标进行标准化处理，对逆指标进行正向化处理。考虑到“清白”的问题在反腐运动中得到较大程度解决而“亲近”的问题尚待破解（聂辉华等，2018），本文将“亲近”“清白”两个方面的指标权重分别设为60%和40%；在“亲近”方面，政商沟通、建言献策两项是关键所在，均设为25%的权重，支持地方发展权重设为10%；在“清白”方面，由于廉洁自律测量存在误差，争议性较大，故设权重为10%，将遵纪守法权重设为30%。以党组织建设、工商联会员两个指标来定量描述政商沟通，以人大代表、政协委员指标来定量描述建言献策，以缓解社会就业压力、公益事业捐赠两个指标来定量描述支持地方发展，以反行贿指标来定量描述廉洁自律（刘锦和张三保，2018），以购买强制性社会保险的员工占比、签订个人劳动合同员工占比两个指标来定量描述遵纪守法。

表1 政治关系健康指数指标体系

指标处理和数据加总的过程如下：第一步，对逆指标进行正向化处理，即用1除以原指标；第二步，对所有三级指标进行标准化处理；第三步，对二级指标下的三级指标进行简单平均，形成二级指标得分，并对二级指标进行标准化；第四步，对二级指标加权求和，形成一级指标得分，并对一级指标进行标准化；第五步，对一级指标加权求和，并进行标准化处理，产生“政治关系健康指数”。

3.调节变量和控制变量

本文的调节变量为市场化程度和法制化程度。参照已有文献的做法，以王小鲁等（2017）发布的市场化指数体系中的市场化、法制化指标来衡量我国各地区的市场化、法制化程度。

本文设定企业家、企业两个层面的控制变量。企业家层面的控制变量包括企业家的性别、年龄、受教育程度。企业层面的控制变量包括企业成立年限、企业规模、资产负债率、是否改制、重大决策权、行业类型。

因变量、自变量、调节变量和控制变量的说明如表2。

表2 变量测量与定义

注：市场化程度、法制化程度数据取自于《中国分省份市场化指数报告（2016）》（王小鲁等，2017），其余数据来源于第十次全国私营企业调查数据。

（三）研究方法

采取普通最小二乘法（OLS）估计政治关系健康指数对研发投入强度、研发投入规模的影响以及市场化、法制化程度的调节作用。参照温忠麟等（2005）的做法，在调节效应检验中，以自变量和调节变量交互项的显著性来判断调节效应是否成立，对交互项中的自变量和调节变量进行数据中心化处理，以克服可能存在的多重共线性问题。

四、实证结果及分析

（一）相关性分析

表3显示了本文主要变量的相关系数、均值和标准差。由表3可见，政治关系健康指数与研发投入强度和研发投入规模均显著正相关。控制变量中，企业家性别、企业家年龄、受教育程度、企业成立年限、企业规模、资产负债率、是否改制均与研发投入变量显著正相关，重大决策权则与研发投入变量显著负相关。

表3 主要变量的相关系数

注：*、**、*** 分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

（二）回归分析

采用STATA12.0进行数据处理，以检验前文假设。所有回归方程均进行了多重共线性检验，结果表明方差扩大因子（VIF）均低于5，不存在多重共线性问题。模型（1）和模型（4）显示，政治关系健康指数对研发投入强度和研发投入规模的回归系数均在1%水平上显著为正，表明政治关系健康指数能够显著影响企业的研发投入强度和研发投入规模。实证结果表明，政治关系健康指数越高，则企业研发投入强度越大、研发投入规模越大，假设1得到验证。

表4 政治关系健康指数与研发投入的回归结果

注：括号内为标准误差，*、**、*** 分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

模型（2）和模型（5）显示，市场化程度与政治关系健康指数交互项的回归系数均在1%水平上显著为正，表明市场化程度在政治关系健康指数与研发投入强度以及政治关系健康指数与研发投入规模中均存在调节作用，随着市场化程度提高，政治关系健康指数促进研发投入的作用更强，假设2a得到验证。模型（3）和模型（6）显示，法制化程度与政治关系健康指数交互项的回归系数均在1%水平上显著为正，表明法制化程度在政治关系健康指数与研发投入强度以及政治关系健康指数与研发投入规模中均存在调节作用，随着法制化程度提高，政治关系健康指数促进研发投入的作用更强，假设2b得到验证。

表4各回归模型的控制变量中，企业规模变量均是正向显著的，原因在于高风险、高投入特征使研发投入需要强大的资金实力为保障，企业规模越大，企业越具有投入研发活动的实力；重大决策权变量则是负向显著的，原因在于重大决策权由企业家本人作出是家族控制的重要衡量指标，而家族控制企业更具有短时逐利的特征（宋丽红和李新春，2013），不利于企业投入研发活动。

（三）稳健性检验

为了提高稳健性，采用研发投入决策（进行了研发投资为1，否则为0）来度量因变量。由于研发投入决策是离散型变量，回归模型采用logit模型，回归结果如表5所示。

表5 政治关系健康指数与研发投入的稳健性回归结果

注：括号内为标准误差，*、**、*** 分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

模型（7）显示，政治关系健康指数对研发投入决策的回归系数显著为正，表明政治关系健康指数能够显著正向影响研发投入决策，假设1仍得到支持。模型（8）显示，市场化程度与政治关系健康指数交互项的回归系数显著为正，表明市场化程度在政治关系健康指数与研发投入决策中存在正向调节作用，假设2a仍得到支持。模型（9）显示，法制化程度与政治关系健康指数交互项的回归系数显著为正，表明法制化程度在政治关系健康指数与研发投入决策中存在正向调节作用，假设2b仍得到支持。稳健性回归结果支持了假设1、假设2a和假设2b，研究结论具有稳健性。

五、研究结论与启示

（一）研究结论

本文以资源依赖观和新制度经济学的分析视角，基于第十次全国私营企业调查数据，在构建政治关系指标体系和计算政治关系健康指数的基础上，探讨政治关系对研发投入的影响，还探讨了市场化、法制化在政治关系与研发投入中的调节效应。研究结果表明，政治关系健康指数显著促进了民营企业的技术创新活动，这种效应随着市场化、法制化程度提高而得到增强。

（二）研究启示

一是进一步彰显中央推进构建政府与民营企业间健康的政治关系的重要意义。已有文献指出构建健康的政治关系具有提升企业竞争力等效应，本文的实证研究表明，构建健康的政治关系，能够引导民营企业将资源投入到技术创新活动，显著促进企业研发投入，有利于企业创新主体地位的发挥，也有利于将创新发展理念贯穿到企业的生产管理实践，使民营企业的行为策略与国家发展战略相结合，这将进一步坚定民营企业积极参与构建健康政治关系的信心和决心，进一步彰显了构建健康政治关系的重大价值。

二是为民营企业践行健康的政治关系提供了可借鉴的指标体系。对民营企业而言，将健康的政治关系落实到具体的管理实践非常重要，这需要一套可操作的指标体系。本文初步构建了民营企业层面的政治关系健康指数指标体系，具有一定的管理实践启示。例如，民营企业可加强党组织建设，以党组织作为企业与党委、政府沟通交流的平台；积极投身地方公益事业，发挥“就业容纳器”功能，以“支持地方发展”；坚决抵制商业行贿，践行“洁身自好、走正道”；与每一位员工签订个人劳动合同，自觉为员工购买社会保险，守住“遵纪守法办企业”的底线。本研究有利于民营企业将健康的政治关系转化为具体的管理实践活动，促进健康的政治关系实现从新理念到新实践的跨越。

三是完善的经济制度环境能够强化健康政治关系的研发促进效应。作为非正式制度，健康的政治关系与完善的经济制度环境相耦合，政治关系的合法性机制效应在完善的市场化、法制化环境中更加明显。本研究表明，随着市场化、法制化程度的提高，政治关系对民营企业研发投入的促进作用更强。如果一家企业拥有长远发展的愿景，不愿从事寻租活动而又坚持技术创新的导向，则有必要在企业能力所及的范围内迁址到市场化、法制化程度更高的地区，如此，则企业可以为技术创新活动寻找到更优的制度环境，这也是科技型中小企业在制度环境完善地区扎堆、优秀企业不断腾挪地址的重要起因。因此，为了增强民营企业构建健康的政治关系的创新效应，地方政府应努力提升本地区的市场化、法制化程度，进一步完善经济制度环境。

（三）研究局限和未来研究方向

本文仅在政治关系实证研究方面做出了初步探索，还具有较大局限。一方面，本文构建的政治关系健康指数指标体系并不全面。本文基于第十次全国私营企业调查数据的问卷指标来构建政治关系指标体系，但该调查的问卷指标数量有限，难以覆盖健康政治关系的主要内容。例如，建立党组织、成为工商联会员并不是一般小微民营企业能做到的，对小微民营企业而言，通过加入商会、行业协会与地方党委和政府沟通交流和建言是更可行的选择，但是第十次全国私营企业调查问卷并没有反映商（协）会情况的指标。另一方面，本文仅探讨了市场化、法制化的调节效应，没有探讨公司治理、企业文化等因素的作用，对政治关系促进企业研发投入的作用机制挖掘不够深入。

未来研究可利用更全面的数据库或自行设计问卷，以更科学、更准确地构建政治关系健康指数指标体系。学者们可深入挖掘政治关系促进技术创新的作用机制，政治关系的影响因素及更多经济后果等研究方向也值得深入探讨。