民营企业所有权来源、政治资本与实体投资*

● 许为宾 蹇亚兰 周莉莉

(1,2,3 贵州大学管理学院 贵阳 550025)

1.引言

2008年全球金融危机以来，我国经济层面出现了投资“脱实向虚”的趋势。特别地，许多从事传统实业的民营企业开始涉足股市、民间借贷等虚拟经济领域，实体投资减少的现象较为突出(黄伟等，2020)。民营企业实体投资的减少使中国民营制造业面临着重大挑战，一定程度上影响了民营经济的高质量发展(张成思和郑宁，2019；胡海峰等，2020)。在此情况下，探究民营企业实体投资减少的前置动因就成为学术界关注的一个热点问题。

现有关于此问题研究的主流观点认为，民营企业减少实体投资的主要动因是其通过短期投机等金融化投资行为，可以进行跨行业套利，从而对实体投资形成了挤出效应。在此基础上，不同研究从宏观经济环境、实体投资效率、机构投资者、高管特征等方面来探究民营企业实体投资减少的驱动因素。可见，现有文献主要是从经济和财务视角考察企业实体投资减少的前置动因，对控股股东行为对企业实体投资的影响缺乏足够的重视(熊礼慧和董希淼，2021)。在中国上市公司股权高度集中和普遍存在控股股东的现实情境下(王福胜和宋海旭，2012)，一个难以回避的事实是，公司股东的投资意志偏好对资本流向有着主导性的影响。而股东的投资意志偏好与其所有权形成途径有着紧密关系，所有权形成途径不同的股东对企业投资决策的偏好存在显著差异(许为宾等，2020)。

从中华人民共和国成立以来的民营企业发展历史沿革来看，一类民营企业控股股东的所有权是企业家出资，通过多年艰苦奋斗获取的；另一类则是通过对国有企业的私有化转制而来的。由于制度转型过程中存在的制度建设滞后和治理过程不完善，后一部分企业在原始财富积累过程中可能存在一定的不规范甚至不合法之处(叶青等，2012)，容易被社会公众贴上财富“原罪”的标签(唐松等，2017；李雪等，2020)。股东所有权来源的合法性差异，使不同企业之间的决策动机和行为也不一样(周泽将等，2019)，进而会影响企业的实体投资行为。基于上述分析，本研究所关心的问题是：民营企业所有权来源差异究竟会如何影响企业的实体投资行为。

本文的研究贡献主要表现在以下几方面：

一是为民营企业实体投资动因研究提供了新的观察视角。不同于以往文献从宏观框架分析企业实体投资行为，本文将视角转向微观企业层面，证明了企业所有权形成途径对企业实体投资具有显著解释力，有助于捕捉民营企业在实体投资过程中的异质性行为，为宏观层面的资本投资“脱实向虚”问题提供了新的微观层面的解释和证据，从而为该领域的研究提供了新的前置动因变量和观察视角。

二是丰富了民营企业“原罪”问题的相关研究。近年来，民营企业财富“原罪”是一个受到广泛关注的争议性话题(唐松等，2017)。但目前关于这一话题的研究尚不多见，且现有文献多采用规范分析范式。本文侧重于关注企业的实体投资，实证检验了民营企业所有权获取方式对实体投资行为的影响，从而丰富了该问题的研究。

三是在当前推进供给侧改革、促进经济高质量发展的背景下，政府机构如何引导民营企业加大实体投资是必须思考的问题。本文的研究结论表明，民营企业的产权来源是影响其实体投资行为的重要动因之一。因此，近年来政策层面先后出台了《关于完善产权保护制度依法保护产权的意见》等文件，习近平总书记也多次在与民营企业家的座谈会上指出：要妥善处理民营企业早期发展过程中的不规范问题。本文的研究结论为相关政策提供了良好的经验证据支持和注解。

2.理论分析与研究假设

2.1 所有权形成途径与实体投资

我国从计划经济向市场经济转型的过程中，催生出了一大批民营企业，它们在改革开放的大潮中“摸着石头过河”，其原始财富积累的过程也充满坎坷。民营企业的形成方式大致有两类：一类是企业家或家族出资，通过勤奋积累逐步发展起来的企业，我们将其所有权形成途径界定为创业型所有权；另一类是伴随着国有企业改革，通过各种形式占用国有资产，将国有企业转变产权性质发展起来的企业，我们将其所有权形成途径界定为国有改制型所有权。国有企业改革发生于中国经济转型时期，新旧体制的交替和新的市场规则的建立需要一个过程(North,1990)，因此存在制度变迁的滞后性。国有企业改制或产权转让过程中的制度缺失、政策执行的不完善、政商利益纠葛等，使通过私有化改制过程发展起来的民营企业往往容易被外界贴上“原罪”的标签(唐松等，2020)。这种对财富积累合法性的质疑可能导致企业财产得不到正式认定，面临被清算的潜在风险(刘海洋等，2017)。近年来“问题富豪”的出现更是引发了社会公众对其财富获取正当性的质疑，而“原罪”定义的模糊性也为政府官员选择性执法提供了空间，当存在公众压力或某些敏感时期，政府官员为化解危机可能对带有“原罪”的企业进行清算(唐松等，2017)。

依据制度理论，行为主体总是在一定的制度环境约束下，以实现自身利益最大化为动机，做出理性的行为抉择(Seung-Hyun et al.,2007)，即企业存在制度理性(郝云宏等，2012)。企业出于对合法性的需求，一方面会通过慈善捐赠等行为争取社会合法性，另一方面也会通过相关精英决策行为规避潜在惩罚可能造成的损失(郑丹辉和李孔岳，2015)。基于此，民营企业所有权形成途径的“原罪”嫌疑影响实体投资的原因在于以下两方面：

第一，所有权获取的“原罪”标签会使企业资产和企业家个人财富面临较高的潜在法律清算风险。有恒产者有恒心，对企业“恒产”前途的担忧会弱化经营企业的“恒心”(Culland et al.，2005；余明桂等，2013；何轩等，2014；马骏等，2019)。在有可能被法律清算的情形下，理性企业家的风险规避倾向较高，进而会减少实体投资。因为面对可能遭遇的法律清算或者政府官员的侵占，企业对实体资产进行隐藏的难度比无形资产要高，同时实体投资所形成的固定资产又往往是课税和摊派的主要标准(聂辉华等，2014)。这意味着，实体投资对遭受财产侵害的免疫力更弱。在此情况下，理性的企业家会通过减少实体投资来规避潜在的侵害或不公正待遇。

第二，资金挤出效应。所有权获取合法性不足的企业家会主动寻求其他途径和方式来保护财产安全，如非生产性活动。从现有研究来看，在企业自身合法性不足的情况下，企业更有可能进行慈善捐赠以赢得社会声誉和政治承诺(罗正英等，2016)，或主动选择符合政府官员利益需求的投资项目或者向政府官员行贿(Caprio et al.,2011；戴亦一等，2014)，这些资金支出会对实体投资产生挤出效应。

总的来说，“原罪”这把“达摩克利斯之剑”会在很大程度上影响企业家进行实体投资的信心，进而会影响企业实体投资水平。基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H1：同等条件下，国有改制型所有权会降低企业实体投资水平。

2.2 企业政治资本的影响

假设H1是对所有权形成途径与民营企业实体投资之间或存在因规避财产被清算风险引起的负向关系的初步判断，为进一步检验此类民营企业的实体投资是否真的包含保护财产安全、规避清算风险的动因，本研究将所有权形成途径与民营企业实体投资之间的关系放置在政治保障不同的情境下，以考察两者之间的关系是否会发生变化。可以预计，如果所有权获取的“原罪”所导致的财产被清算风险是企业减少实体投资的主要动因，那么在政治保障较低的样本群体中，民营企业为了规避潜在的法律清算风险，其减少实体投资的态度会更加明显。

在体制转型过程中，民营企业面临的产权保护风险会促使其与政府建立政治关联来管理外部制度环境，获得非正式的产权保护，进而有助于缓解所有权形成途径对实体投资的负向效应，其原因如下：

第一，企业可以凭借其政治资本为产权安全获得非正式保护。在产权保护的法律制度相对薄弱的情况下，民营企业的政治资本能发挥法律替代机制的作用，为企业产权安全提供保护(王永进和盛丹，2012)。Qian等(2018)的研究证实，在转型经济背景下，社会资本与法律保障之间存在替代关系，社会资本在政府法律保护薄弱的地区作用更显著。在体制转型过程中，民营企业面临的产权保护风险会促使其与政府建立政治关联来管理外部制度环境(罗党论和唐清泉，2009)，这种政治资本使企业有可能获得非正式的产权保护(杨其静，2011)。其原因在于：一是企业通过政治资本，可以与政府或政府官员建立良好的社会关系。二是民营企业的政治资本使其具有监督政府的作用。民营企业家担任人大代表或政协委员，享有法律赋予的民主监督和政治协商权，从而能对政府官员产生一定的制约力，进而可以在一定程度上抑制侵害行为、保护企业产权(胡旭阳，2010)。吴文锋等(2008)的研究表明，政治关联有助于减少企业遭遇的乱收费、乱摊派等权力侵害行为，在一定程度上可以发挥产权保护作用。王永进和盛丹(2012)的研究也证实，企业与政府官员建立政治联系有助于改善企业的契约实施环境，提高产权保护概率。罗喜英和刘伟(2019)的研究发现，政治关联能对企业发挥庇护作用。

第二，政治资本可以缓解企业实体投资所面临的融资约束。企业政治资本作为一种稀缺性资源，可以通过信号效应和资源效应缓解企业融资约束(于薇等，2012)。由于业绩好的优质企业容易构建起政治关联，政治关联可以作为一种“信号显示”，体现其良好的声誉(谢家智等，2014)。在信息不对称的情况下，这种信号机制有助于缓解其融资约束(张红凤和汲昌霖，2015)。同时，政治关联作为企业的政治资本，有助于企业获取政府政策支持(余明桂等，2010；曾萍等，2016)，以低价获取各种资源。严若森和姜潇(2019)的研究证实，企业的政治资本有助于缓解企业所面临的融资约束。基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H2：在无政治资本的企业中，国有改制型所有权对企业实体投资的负向影响更显著。

3.研究设计

3.1 数据来源

本研究数据来源于中央统战部、全国工商联、中国民(私)营经济研究会联合进行的第十、十一次全国私营企业家抽样调查数据库。问卷中关于企业所有权形成途径和企业实体投资的数据均来自企业家本人的回答，数据更有针对性，有助于更直观地分析企业所有权获取方式和企业实体投资的关系，数据经过以下程序处理：剔除了数据缺失、明显异常及公共类、金融类的样本公司。对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理，最终得到2 183家有效样本。

3.2 变量界定

(1)因变量，实体投资(PI)。调研问卷中有“企业投向新的实体经济领域”的专门题项，但是该题项中的实体经济领域包含房地产投资，现有研究认为，结合中国房地产投资的投机性，将房地产投资归为虚拟经济领域更合适(陈东，2015)。因此，为观察检验结果的稳定性，本研究采用以下几个指标来衡量企业实体投资，具体包括：①(企业投向新的实体经济领域-投向房地产行业)+1的自然对数(PI1)；②(企业投向新的实体经济领域-投向房地产行业)/总资产(PI2)；③(企业投向新的实体经济领域-投向房地产行业)/营业收入(PI3)。

(2)自变量，国有改制型所有权(Restruct)。民营企业所有权的形成途径大致上有两类：一类是企业家或家族白手起家，通过艰苦奋斗逐步发展起来的企业，我们将此类企业的所有权定义为创业型所有权；另一类是随着国有企业改革，通过股权转让或MBO方式获取相关国有资产发展起来的企业，我们将此类企业的所有权定义为国有改制型所有权。根据调查问卷，我们采用企业是否由国有企业改制而来进行测量，如果是则赋值为1，否则为0。

(3)调节变量，政治资本(Pc_dum)。采用企业家是否人大代表或政协委员来衡量，是则赋值为1，否则为0。

(4)控制变量。参考唐松等(2017)、周泽将等(2019)的研究，本研究控制变量包括：企业规模(Size)、资产负债率(Leverage)、盈利能力(Ros)、企业年龄(Firm-age)、两职合一(Duality)、董事会设置(Board)、是否党员(Pm_dum)、政治关联(Pc_dum)、企业家地位感知(Sp)、所有者权益(Equity)、行业嵌入(Member)、企业家年龄(CEO-age)、企业家性别(Gender)、企业家受教育程度(Edu)、企业家创业前身份1(Identity1)、企业家创业前身份2(Identity2)、地区经济状况(GDP)，此外还控制了地区和行业效应，具体变量定义见表1。

表1 变量定义

4.实证结果与分析

4.1 描述性统计与相关性分析

表2-1和表2-2列示了主要变量的描述性统计和相关性分析结果。如表所示，企业实体投资的三个指标的均值分别是1.863、0.040以及0.042，标准差分别为2.419、0.166以及0.175，表明不同企业的实体投资水平存在一定的差异。所有权形成途径的均值为0.164，标准差为0.244，表明样本企业中，由国企改制而来的民营企业样本占总样本的16.4%，说明确实有一批民营企业是伴随着国有企业改革，通过股权转让或MBO方式获取相关国有资产发展起来的。

表2-1 描述性统计与相关系数表

从相关性分析结果来看，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI)的相关系数均显著为负，这在一定程度上初步验证了本文的研究假设H1。其他变量之间的相关系数均小于0.4，表明不存在多重共线性，可以作进一步的多元统计回归分析。

4.2 统计检验结果与分析

民营企业所有权形成途径对企业实体投资的影响结果见表3。表3第(1)列显示，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI1)的估值系数为-0.923，且在5%水平上显著；在表3第(2)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI2)的估值系数为-0.086，且在1%水平上显著；在表3第(3)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI3)的估值系数为-0.095，且在0.1%水平上显著。上述结果表明，国有改制型所有权对企业实体投资具有显著负向影响，即对国有改制型所有权合法性的质疑可能导致企业财产面临被清算的潜在风险，降低了企业长期经营意愿，进而降低了企业实体投资水平，这也意味着国有改制型所有权对民营企业实体投资的削弱效应得到了验证，假设H1得到支持。

续表(1)PI1(2)PI2(3)PI3Edu-0.023-0.005-0.001(-0.238)(-0.787)(-0.146)Identity10.1900.0120.017(0.636)(0.619)(0.832)Identity2-0.3380.0360.036(-0.416)(0.710)(0.673)GDP0.140∗∗0.0060.005(2.718)(1.794)(1.559)Ind/Year控制控制控制LR chi281.060142.880140.390pseudo R20.0800.0940.079N2 1832 1832 183

为检验国有改制型所有权与企业实体投资的关系是否会受到企业政治资本的影响，我们将假设H1放置在政治资本不同的样本企业中进行差异性比较。检验结果见表4。数据结果显示，在没有政治资本的样本企业组，在表4第(1)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI1)的估值系数为-1.163，且在5%水平上显著；在表4第(3)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI2)的估值系数为-0.123，且在1%水平上显著；在表4第(5)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI3)的估值系数为-0.129，且在1%水平上显著。

而具有一定政治资本的样本企业组，在表4第(2)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI1)的估值系数为-0.448，不显著；在表4第(4)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI2)的估值系数为-0.029，不显著；在表4第(6)列，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI3)的估值系数为-0.042，不显著。进一步的系数差异性检验发现，国有改制型所有权(Restruct)与企业实体投资(PI)之间的关系，在没有政治资本的样本企业组中更显著，假设H2得到验证。

表4 政治资本的影响

续表(1)PI1pc_dum=0(2)PI1pc_dum=1(3)PI2pc_dum=0(4)PI2pc_dum=1(5)PI3pc_dum=0(6)PI3pc_dum=1Identity10.0020.4700.0100.0050.0110.017(0.006)(0.973)(0.392)(0.173)(0.414)(0.585)Identity2-0.9900.4690.0160.0620.0160.061(-0.848)(0.410)(0.206)(0.936)(0.199)(0.880)GDP0.179∗0.0880.0050.0070.0040.007(2.338)(1.225)(1.003)(1.587)(0.789)(1.512)Ind/Year控制控制控制控制控制控制LR chi252.28044.880137.820127.760136.380128.070pseudo R20.0830.0820.0880.0840.0920.089N1 1431 0401 1431 0401 1431 040系数差异-0.715-0.094-0.087Chi23.7704.8804.170p-value0.0480.0270.041

4.3 进一步分析检验

4.3.1 所有权原罪“嫌疑”扭曲实体投资的机制检验

如前文所述，实体投资所形成的固定资产往往是课税和摊派的主要标准，而对于所有权获取带有“原罪”标签的企业来讲，即便没有直接的产权侵害，也有可能遭遇间接的利益侵害，常见的方式就是过度的规费征收(朱沆等，2019)，这在一定程度上会影响企业进行实体投资的积极性。同时，在企业自身合法性不足的情况下，企业更有可能进行慈善捐赠以赢得社会声誉和政治承诺(罗正英等，2016)，这在一定程度上会形成资金挤压效应。为此，本文进一步分析了所有权形成途径与摊派、规费承担和慈善捐赠的关系，从而有助于检验研究假设H1中关于所有权原罪“嫌疑”会扭曲企业实体投资决策的逻辑机制。

表5是所有权形成途径与规费及摊派关系的检验结果。我们以问卷中“企业全年交纳各种规费”题项以及“企业当年应付各种摊派”题项为基准，分别采用三种方式进行了测量，一是(金额+1)取自然对数，二是金额/总资产，三是金额/营业收入。从检验结果来看，国有改制型所有权(Restruct)与规费负担(Fees)的三个测量指标的估值系数均显著正相关。国有改制型所有权(Restruct)与摊派负担(Apportion)的三个测量指标的估值系数也均显著正相关。检验结果表明，相对于创业型民营企业，通过国有改制获取所有权的民营企业承担了更高的规费和摊派。

表5 所有权形成途径与规费及摊派关系

续表变量规费负担摊派负担Fees1Fees2Fees3Apportion1Apportion2Apportion3Edu0.059-0.0010.0040.011-0.0010.007(1.544)(-0.383)(1.827)(0.157)(-0.319)(1.594)Identity1-0.088-0.002-0.0050.048-0.001-0.004(-0.735)(-0.200)(-0.728)(0.216)(-0.073)(-0.287)Identity20.2550.086∗∗0.0190.8480.0520.046(0.791)(2.646)(0.973)(1.478)(1.653)(1.292)GDP0.041∗-0.003-0.000-0.076∗-0.0030.000(2.004)(-1.495)(-0.150)(-1.966)(-1.195)(0.153)Ind/Year控制控制控制控制控制控制LR chi2581.170179.870346.640204.410124.920187.060pseudo R20.0660.2160.1340.0840.2550.256N2 1832 1832 1832 1832 1832 183

表6是所有权形成途径与慈善捐赠关系的检验结果，我们以问卷中“企业慈善捐赠情况”题项为基准，采用三种测量方式：(企业慈善捐赠总额+1)的自然对数(Donate1)，企业慈善捐赠总额与营业总收入之比(Donate2)，企业慈善捐赠总额与总资产之比(Donate3)。检验结果表明，国有改制型所有权(Restruct)与慈善捐赠(Donate)的三个测量指标的估值系数均显著正相关，表明相对于创业型民营企业，通过国有改制获取所有权的民营企业会加大非生产性慈善捐赠活动，来获取政府和公众的认可，在一定程度上达到保护企业的目的。

表6 所有权形成途径与慈善捐赠

续表(1)Donate1(2)Donate2(3)Donate3Edu0.300∗∗0.0040.007∗∗∗(2.623)(0.840)(3.485)Identity10.1870.0020.001(0.528)(0.187)(0.110)Identity20.0730.0440.001(0.076)(1.246)(0.042)GDP-0.167∗∗-0.011∗∗∗-0.004∗∗∗(-2.679)(-4.677)(-3.351)Ind/Year控制控制控制LR chi2137.570457.520351.040pseudo R20.0930.0960.158N2 1832 1832 183

4.3.2 所有权形成途径与金融投资

上述检验表明，所有权“原罪”嫌疑会对企业实体投资造成负向影响，那么在此情况下，企业投资是否流入非实体经济领域，呈现出所谓的投资“脱实向虚”呢？本研究进一步检验了所有权形成途径对企业金融投资的影响，以问卷中金融投资总额(投向房地产行业的资金+投向股市期货的资金+投向民间借贷的资金)为基础，采用三个指标对企业金融投资规模进行衡量，一是金融投资总额的自然对数；二是金融投资总额/营业收入；三是金融投资总额/总资产。检验结果如表7所示，国有改制型所有权(Restruct)与金融投资(Finance)的三个测量指标的估值系数均显著正相关，表明相对于创业型民营企业，通过国有改制获取所有权的民营企业进行金融投资的水平更高，在一定程度上存在投资“脱实向虚”的问题。

表7 所有权形成途径与金融投资

续表(1)Finance1(2)Finance2(3)Finance3(1.490)(1.422)(1.572)Identity20.9540.021-0.019(0.820)(0.196)(-0.154)GDP0.241∗∗0.022∗∗0.025∗∗(2.670)(2.625)(2.789)Ind/Year控制控制控制LR chi2178.640163.520180.310pseudo R20.0860.1550.161N2 1832 1832 183

4.4 稳健性检验

为了保证上述结论的可靠性，本文在前述一系列检验的基础上重新进行了检验。一是考虑到国有股东可能存在的影响效应，剔除有国有资本参股的企业样本重新进行了检验。二是考虑到1958年以前出生的企业家风险敏感性较高，一定程度上影响其投资决策行为，删除1958年以前出生的企业家样本进行了检验，检验结果没有发生实质性改变(见表8)。

表8 删除国有资本参股样本和1958年以前出生的企业家样本的回归检验

三是考虑到可能存在的内生性问题，参考周泽将等(2019)的研究，采用Heckman两阶段处理。首先，在第一阶段的回归分析中，采用Probit模型，选取的变量包括：企业规模(Size)、资产负债率(Leverage)、盈利能力(Ros)、企业主是否党员(Pm_dum)、政治关联(Pc_dum)、企业家年龄(CEO-age)、企业家性别(Gender)、企业家创业前身份1(Identity1)、企业家创业前身份2(Identity2)、地区2000年经济状况(GDP)等，估计企业通过国有转制方式获取初始产权的概率，计算得到逆米尔斯比率(Invmills)；其次，将得到的逆米尔斯比率加入第二阶段回归中作为控制变量重新进行相应的回归分析。检验结果如表9所示。

表9 Heckman两阶段处理

5.研究结论

民营企业所有权获取过程中的“原罪”问题是中国社会经济转型发展过程中的一个突出问题，深刻影响着民营企业的经营信心和投资行为。鉴于此，本研究分析了企业所有权“原罪”嫌疑对企业实体投资的影响，并考察了企业政治资本对两者关系的影响效应。以中国私营企业调查数据进行实证研究发现：同等条件下，面临所有权“原罪”嫌疑的国有改制型所有权对企业实体投资有负向影响，但两者之间的关系会受到企业政治资本的调节，具体来说，在无政治资本的企业中，国有改制型所有权对企业实体投资的削弱效应更强。进一步的分析检验发现：

(1)所有权获取途径的“原罪”嫌疑扭曲了企业的经营负担和投资决策，通过国有改制途径获取所有权的民营企业承担了更高的规费和摊派；同时，会将更多的资源投入非生产性的慈善捐赠活动。

(2)通过国有改制途径获取所有权的民营企业在削弱实体投资的同时，将更多的资金投入金融领域，从而呈现出投资“脱实向虚”的表现。

本文的研究对于认识民营企业原始财富积累过程中的“原罪”问题及其对实体投资的影响具有较强的启示。近年来，关于民营企业财富积累过程中的“原罪”问题总会引起社会公众的关注，存在不同的看法和争议。本文的研究结论表明，社会公众对部分民营企业的所有权获取方式存在“原罪”质疑，可能会导致其财产存在被法律清算的潜在风险，使此类民营企业缺乏长期经营的“恒心”，进而抑制了企业的实体投资。在当前实体经济下滑、宏观经济层面出现“脱实向虚”的时代背景下，为进一步推进供给侧改革，振兴实体经济，促进经济高质量发展，在很大程度上需要发挥民营企业的实体投资积极性和激发企业家精神。正如2018年11月1日习近平总书记在与民营企业家的座谈会上所讲：“稳定预期，弘扬企业家精神，安全是基本保障……对一些民营企业历史上曾经有过的一些不规范行为，要以发展的眼光看问题，按照罪刑法定、疑罪从无的原则处理，让企业家卸下思想包袱，轻装前进……”本文的研究验证了这一观点。积极强化企业家财产安全的制度性保障，以保障其“恒产”激发其“恒心”，从而提高企业实体投资水平，这在当前经济形势下无疑具有重要的现实意义。

本文还存在如下研究不足：

一是从历史实际来看，部分民营企业创办之初，限于当时的政策限制，主动将企业挂靠在集体组织名下，后期通过“摘掉红帽子”改制成私营企业，限于数据的可获得性，本研究没有区分改制前是国有企业还是集体企业，集体企业是集体创办的还是个人创办挂靠的，这一不足之处有待未来研究条件成熟时加以解决。

二是本研究选择中国私营企业调查数据中的企业为样本，均是未上市公司，其较低的市场关注度可能会弱化其所有权获取的“原罪”问题，从而低估“原罪”问题对实体投资的影响。部分上市民营企业同样存在所有权获取“原罪”问题，而上市公司引起的社会关注度更高，未来研究可以做进一步检验。

三是所有权形成的“原罪”问题还可能引发民营企业其他决策行为的异质性表现，有待进一步探索。