非正式制度与民营企业创新——基于宗族文化的视角

王文凯 高德步

一、引 言

创新是一国经济持续增长的重要动力(Romer，1990；Aghion 和Howitt，1992；Grossman 和Helpman，1990)。我国研发经费占GDP 比重由2000 年的0.89%持续上升到2019 年的2.19%(见图1)，而2000—2019 年美国研发经费占GDP 的比重仅仅由2.62%上升到3.17%，欧盟由1.76%上升到2.22%，日本由2.86%上升到3.20%①数据来源于世界银行。。虽然该指标我国和主要发达国家在绝对值上仍然存在一些差距，但增速上却远远高于上述国家。而从创新产出——专利申请的角度来看(见图2)，我国专利申请授权数从2000年的10.53 万项增加到2019 年的259.2 万项，年均增速更是达到了17.37%，并于2011年超过美国和日本，成为全世界最大的专利申请国。我国创新水平快速上升的趋势背后是民营企业对创新能力的愈发重视。从数据上看，我国65%的专利、75%以上的技术创新、80%以上的新产品开发是由民营企业完成的①数据来源详见https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1610826068978546925＆wfr=spider＆for=pc。。从研发经费来看，以2018 年规模以上工业企业为例，国有企业研发经费占比仅为7.81%，而民营企业占比则达到了37.5%②其中，国有企业包括了国有企业、集体企业、国有联营企业和国有独资公司。数据来源于2019 年《中国统计年鉴》。。因此民营企业是我国创新投入和产出迅速增长的主要力量。

另一方面，我国的法律环境和制度体系尚不健全，而且有大量的政治资源和经济资源向国有企业倾斜(Cull 等，2015)，这就导致正式制度对民营企业的保护力度还比较薄弱(Allen 等，2005；陈冬华等，2013；潘越等，2016； 菂吴超鹏和唐 ，2016)。根据世界经济论坛《2016—2017 年全球竞争力报告》，我国的法律和行政架构排名第45，知识产权保护强度排名第62，与我国研发经费投入和专利申请量位居世界前列的地位严重不符。2019 年中共中央办公厅、国务院办公厅专门印发《关于强化知识产权保护的意见》，旨在加强知识产权保护，激励企业创新。按照经典经济学理论，正式制度如知识产权保护力度较弱会导致民营企业不愿意进行创新活动。那为什么我国的民营企业在正式制度不完善的条件下创新活动依然能迅速增长？该如何解释这个“悖论”(吴超鹏和唐菂 ，2016)？

Allen 等(2005)认为，我国可能存在非正式制度。由于正式制度的不完善，非正式制度可能替代正式制度对企业的行为产生了积极影响，从而促进了经济发展。因此，Allen 等(2005)和Allen 等(2012)呼吁在对正式制度不完善的国家进行研究时，应当要特别注意非正式制度的作用。近年来，大量文献从不同的角度关注了非正式制度对我国企业行为的影响，比如从儒家文化的角度进行研究(古志辉，2015；徐细雄和李万利，2019；王文凯，2021)。众所周知，我国有5000 年的辉煌历史，在5000 年的发展过程中形成了类型繁多、涵义丰富的多元文化，其中不仅包括儒家文化和佛教、道教宗教传统，还包括对我国社会影响深厚的宗族文化(Hsu，1963；潘越等，2019a)。正如Greif 和Tabellini(2017)指出的，我国历史以宗族文化为主，欧洲历史则以城邦文化为主，这种中西方文化差异导致了中欧制度变迁的不同路径。与此同时，越来越多的文献也开始关注宗族文化的经济后果，并从配置经济资源、提供公共产品、促进私营经济发展、缓解融资约束、企业家族化治理等角度来阐释(Peng，2004；Xu 和Yao，2015；潘越等，2019a；潘越等，2019b)，丰富并深化了我们对中国传统文化和非正式制度的认知。然而，既有文献还鲜有探讨宗族文化与民营企业创新之间关系的研究。鉴于创新对企业发展乃至国家发展所起的重要作用，这不能不说是一个遗憾。

鉴于此，本文使用多种数据相匹配，使用距离模型，用企业一定距离内的宗族家谱的数量来衡量企业面临的宗族文化，本文研究了宗族文化与民营企业创新之间的关系。与已有文献相比，本文可能的贡献在于：第一，本文首先从非正式制度——宗族文化的角度研究了其对于民营企业创新的影响。既有文献多着眼于正式制度对企业创新行为的影响，但对于具有悠久历史且处于转型期的中国而言，延续至今的丰富的历史文化遗产作为非正式制度的重要组成部分，在企业创新发展过程中如何发挥作用是值得探究的。本文的研究丰富了制度经济学文献，并从非正式制度角度对既有文献做了重要而有益的补充。第二，本文研究结果有助于解释中国为什么可以在正式制度并不完善的条件下，民营企业的创新却能迅速增长的“悖论”，以问题为导向，研究结果具有较强的现实意义。第三，在解决企业自选择及构建合理的外生性工具变量的基础上，我们不仅识别了二者之间的因果关系，同时本文对可能存在的影响机制也进行了验证。这不仅有助于深化对中国传统宗族文化的理解，也为宗族文化传承提供了理论依据和经验证据。

二、宗族文化与研究假说

（一）宗族文化

根据考古学和民族学的研究，宗族制度的起源可以追溯到原始社会晚期的父系氏族社会(郑定和马建兴，2002)，随后又经历了周代宗法制宗族、汉代豪族制宗族、魏晋隋唐门阀士族制宗族，再到宋元明清至近现代庶民宗族的历程(施由明，2019)。宗族属于一种独特的社会组织，这种社会组织拥有共同的祖先，以遗传血缘为纽带聚集形成。因此，宗族有三种标志：祠堂、祭祖和族谱。其中，祠堂是供奉共同祖先并举行祭祀等重大活动的物质载体，而族谱则是记录宗族繁衍、发展和文化传承的重要物质载体(Peng，2004；Tsai，2007)。然而，宗族文化延续到近现代，曾一度受到西方文化思想、市场化改革等的巨大冲击，幸运的是，这种冲击并没有造成宗族文化的传承断裂。相反，近些年随着中国经济的复兴，中国传统文化也重新焕发生机，诸如修建宗祠、修葺族谱、祭拜祖先等宗族活动重新被激活(Peng，2004；Grief 和Tabellini，2017)，“寻根问祖”越来越受到人们的重视。

需要注意的是，现有文献对于宗族文化的研究多是局限于被认为是宗族文化浓厚的农村地区(潘越等，2019a)。这是不是意味着在城市层面就不存在宗族文化呢？事实并非如此。诚如潘越等(2019a)指出的那样，中国大规模的城市化起始于20 世纪末期，除北京、上海、广州等少数几个大城市外，大部分城市都是在农村的基础上发展而来的，典型例子就是深圳。从数据上看，1918 年中国城市人口占比仅为7.29%，1949 年城镇人口占比为10.64%，1978 年增长到19.72%①1918 年数据来源于《中国人口史》第6 卷，第482 页。1949 年、1978 年数据来源于国家统计局。，因此，中国大规模的城市化其实是从改革开放之后才开始的。即使是实现了城镇化的城市，也存在大量的“城中村”，而这些“城中村”也具有浓厚的宗族文化传统。比如，周建新(2006)则在书中描述了客家宗族城市化过程中的变迁过程。即使是早已完成城镇化的现代化大都市香港，宗族文化传统依然活跃(Watson，1982)。所以即使在经历过城镇化发展的当代中国，宗族文化仍然广泛存在于包括城市和农村在内的不同地区(潘越等，2019a)。

（二）研究假说

文化背景对个体认知行为的塑造常常能够伴其一生甚至跨代传承(Liu，2016)。在中国漫长的历史中，宗族文化发展出一套规范家庭成员教育、生活、社交和礼仪的体系(Peng，2004)，不仅可以促进宗族成员之间的内部合作，也调节着与非宗族成员之间的互动，对中国社会的影响深刻而久远。正如Guiso 等(2008)所认为的，文化影响的变迁是缓慢的，其变化的频率可以以世纪甚至千年计。所以宗族文化通过嵌入个体的思想，会潜移默化地烙印在他们的经济行为和价值观念当中。特别是，宗族文化强调集体主义价值观。而集体主义文化观念对于创新的影响主要体现在以下几个方面。第一，集体主义强调社会成员之间的相互依赖，更注重团队合作。而且集体主义强调长期合作关系中的风险或利益共享。由于创新回报周期长，创新往往是风险最大的长期投资项目之一，因此注重集体主义的文化有利于创新(Wei 等，2019)。第二，注重集体主义的文化鼓励人们通过减轻对创新带来的短期绩效波动的担忧来开展创新活动(李春涛和宋敏，2010；Taylor 和Wilson，2012)。第三，在集体主义社会中，成员们更遵守规则。当一个公司有一个明确的创新目标时，这个目标就更容易达到(Shane 等，1995；Nakata 和Sivakumar，1996)。Taylor 和Wilson(2012)发现，集体主义更注重整体利益，具有长远思维，为长远目标进行创新。因此，受宗族文化影响越深，集体主义的观念对于创新的影响会更加显著。据此，我们提出研究假说H0。

研究假说H0：宗族文化有利于民营企业创新。

那么，宗族文化促进民营企业创新的具体机制是什么？我们认为，至少存在三种机制。第一，创新活动具有一定的风险，因为创新产出具有很高的不确定性。这一特征使得创新过程包含着信息不对称，并诱发了潜在的道德风险，使得创新活动面临着严重的外部融资约束(鞠晓生等，2013)。首先，在创新活动中，外部投资者面临更严重的信息不对称问题。其次，创新过程的监管成本很高。由于创新产出属于无形资产，且主要依赖于创新型人才的人力资本，这就导致度量成为了难题。再加上创新产出的不确定性，局外人很难监控创新者的努力程度。特别是对于中国的民营企业而言，由于政治资源和经济资源向国有企业大量倾斜，民营企业长期以来都面临融资困境(Cull 等，2015)，因此融资约束会对民营企业的创新行为产生显著的负面影响(鞠晓生等，2013)。Peng(2004)认为，中国的宗族文化重视关系和声誉，这可能为缓解微观企业面临的融资约束问题提供了新的视角。在宗族文化背景下，基于血缘关系而形成的社会网络广泛存在于市场之中。甚至在利益关系中有利可图时，超越血缘关系的姓氏联系也可以构筑起宗族关系网络(Du，2019)。Cull 等(2015)认为，社会关系网络可以促进信息共享和降低搜索成本，降低企业之间的信息不对称和面临的不确定性，是中国微观企业获取资金的重要渠道。潘越等(2019a)利用中国上市企业数据实证检验发现，宗族文化可以通过信任等机制降低企业面临的融资约束，同时，宗族文化越浓厚的地区，企业的融资成本也越低。因此，宗族文化可以缓解企业发展过程中面临的融资约束难题，而缓解融资约束对企业的创新行为可以产生正向影响(鞠晓生等，2013)。因此，我们提出研究假说H1。

机制研究假说H1：宗族文化可以通过缓解民营企业的融资约束进而促进民营企业创新。

第二，宗族文化蕴含着严格的伦理道德，为缓解企业代理问题和道德风险问题提供了良好的非正式制度环境。不同于欧洲市场上注重规则的合作模式，中国宗族文化一直强调道德的作用(Greif 和Tabellini，2017)。道德约束和激励不仅是儒家文化的核心思想，也是宗族文化的核心内涵(Peng，2004)，在这方面二者具有很强的相关性。在每个宗族的族谱和家谱中都会强调族内的“规矩”，而这些“规矩”大多是要求宗族成员遵守和奉行的道德规范(Watson，1982)。如果有宗族成员的行为违反了族内的道德规范要求或者令族人蒙羞，那么按照宗族传统，这些宗族成员将会受到族规的惩罚(Greif 和Tabellini，2017)，严重时可能还会被逐出宗族(Watson，1982；Peng，2004)。而对于那些为宗族发展做出贡献的个体，他们将在宗族内部得到道德上的声誉(Xu 和Yao，2015)，甚至于载入族谱世代颂扬。因此，在宗族文化浓厚的地方，道德上的约束在一定程度上可以缓解法律制度不完善、知识产权保护制度较弱时存在的侵权问题，从而有助于规范竞争者之间的行为，降低技术成果被竞争对手模仿或剽窃的风险，激发民营企业的创新热情(徐细雄和李万利，2019)。我们据此提出研究假说H2。

机制研究假说H2：宗族文化可以通过道德约束缓解侵权等行为而促进民营企业创新。

第三，宗族文化可以增强宗族内部人与人之间的信任水平。每一种文化和每一个社会都存在信任边界，边界内的人被认为比边界外的人更值得信任。宗族文化为个人寻求情感依附提供了自然基础。个体可以通过血缘或姓氏快速识别出自己所属的宗族网络，进而将自己与其他宗族区分开来，同时给予同族成员更多信任(陈斌开和陈思宇，2018)。此外，宗族文化形成的信任还可以外延到市场中的其他个体，这种信任源自于不同宗族之间的长期互动，以及对于道德声誉的高度重视。在中国历史的发展过程中，人们的经济生产长期以农业为主，在这种以土地为生产基础的经济结构下，中国的人口流动并不频繁，不同的宗族往往在当地聚居了上百年甚至更久，彼此之间长期存在联姻、经济交易等往来，类似的社会联系有助于提升宗族之间的信任水平(Glaeser等，2000)。尤其是宗族文化历来强调“光宗耀祖”的道德声誉，因而在重复博弈的社会交往活动中，宗族会极力避免出现损害其他宗族利益的活动，以求在市场中赢得其他宗族的尊重和较高的道德地位(Xu 和Yao，2015)，这种声誉担保有利于进一步提高不同宗族之间的相互信任。陈斌开和陈思宇(2018)认为宗族文化对移民城镇就业的影响并非简单地通过同姓之间的社会网络和社会关系，信任才是关键渠道。据此，我们提出研究假说H3。

机制研究假说H3：宗族文化可以通过信任机制促进民营企业创新。

三、研究设计、工具变量选取与说明

（一）研究设计

从目前既有文献的研究方法看，主要有两种模型可供参考。第一种模型为区域模型，即Hilary 和Hui(2009)以美国州级行政区为单位研究不同地区宗教信仰对该地区公司决策的影响，潘越等(2019a)使用的也是该模型。该模型最大的优势在于计算简单，将数据加总到省级层面或者地市级层面然后代入回归方程便可以进行分析。但其存在以下问题，①中国不同省份或者地级市之间的经济发展状况差异太大，使用区域模型意味着要加入很多的控制变量(古志辉，2015)；②区域模型并不能很好地衡量企业面临的文化氛围，即区域模型将宗族文化简单平均化，无法体现同一城市不同企业之间的异质性。第二种模型为距离模型。Wines 和Napier(1992)认为，在研究文化的影响时，公司或者个人层面的模型较区域模型更有优势。因为距离模型最大的优点是可以获得公司层面的数据，可以确定所获得的变量代表的是研究对象本身。既有文献关于中国文化的研究也多是使用距离模型(古志辉等，2015；金智等，2017；徐细雄和李万利，2019；黄灿等，2019；王文凯，2021)。因此，本文使用距离模型进行研究。为了尽可能消除因为距离设定产生的偏误，我们把距离半径设定为50 千米、100 千米、200 千米和300 千米①使用距离模型需要知道精确的经纬度信息，但本文使用的衡量宗族文化的指标为县(区市)层面的家谱数量，很难准确得到具体的经纬度信息。因此我们只能使用家谱所在县(区市)的经纬度来代替，徐细雄和李万利(2019)曾采用类似的方法。同时，考虑到经纬度替代可能产生的偏误，我们计算了中国县(区市)的行政区划面积，就平均值而言，为3356 平方千米，其中，行政区划面积小于2500 平方千米的县(区市)占比达到了约70%，而且大于2500 平方千米的县(区市)大部分均位于新疆、西藏等受汉族传统文化影响相对较弱的省份(来自民政部2015 年的数据)。因此我们设定最小半径为50 千米。。

参考既有文献的设定，计量方程为：

其中，被解释变量Lnpatent 衡量民营企业的创新活动，使用企业专利申请数量加1 取对数来衡量。我们选择民营企业作为样本，原因在于，一方面，民营企业是我国创新投入产出迅速增长的关键；另一方面，国有企业受到正式制度和政府干预较多，且企业高管还面临着晋升激励等约束，这会促使企业放弃风险大和周期长的创新活动。所以相比于国有企业，民营企业的“悖论”表现更加突出。Clan 为宗族文化衡量指标。宗族有三种标志：祠堂、祭祖和族谱。其中祭祖作为一种活动没有很好的指标来衡量，而祠堂在经历自近代以来的历次冲击之后能够保存下来的也比较少了，可能不能完整地诠释宗族文化。而家谱，又称族谱或宗谱，与方志正史构成中华历史大厦三大支柱，是中华民族悠久历史文化的重要组成部分②《中国家谱总目》前言，第1 页。。鉴于此，我们使用家谱来衡量宗族文化。为此，我们手工收集了《中国家谱总目》中自明朝以来县(区市)层面的族谱数据，截至2003 年底，共收录家谱52401 种③包括港澳台和海外地区，但本文研究限于中国大陆地区。，是目前收录家谱最多的书籍，较完整地揭示了海内外各地区收藏家谱的基本情况，可以很好地衡量宗族文化。我们使用企业一定半径范围内家谱数量(取对数即为Clan)作为衡量指标。

X 为控制变量，具体包括：企业获得政府创新补贴(lngovernsubsity)，使用企业当年的创新投入中从政府获得的资金规模对数值来表示；企业创新研发人员规模(lninnovationstaff)，使用企业当年的科技活动人员合计数的对数值来表示；企业年龄因素(Firmage、Firmage_sq)，以企业样本期与企业注册时间的有效差距值来表示。为了避免当年注册造成企业年龄为0 的现象，我们对企业样本期与企业注册时间的差距加1 的方法加以处理。同时考虑到众多研究发现企业年龄和自身创新活动之间的非线性关系，即年轻企业或初创企业倾向于依靠创新投入来获取市场竞争优势，而成熟企业则偏好于降低生产成本或扩大市场占有率来维持市场竞争优势，导致企业年龄和自身创新活动之间非线性关系的发生，我们通过添加年龄平方项加以控制；企业出口因素(Newproductexport_sale)，我们使用企业新产品出口额与企业新产品销售额的比值来加以度量；企业面临行业市场竞争程度(HHI_employee)，我们使用按照四位码区分行业中的各企业科技活动人员数所计算出的赫芬达尔-赫希曼指数来加以度量；企业市场势力因素(Marketpower)，我们使用企业内部所形成的国家标准或行业标准的数量来加以刻画；企业研发机构数量(Institutions)，使用企业所拥有的专业化研发机构数量来表示。除此之外，我们还控制了行业固定效应(δind)，细化到行业大类即二分位行业代码；年份固定效应(tδ)，用于控制无法观测的外部因素，以及经济发展动态变化对微观企业创新活动的可能冲击和影响；企业所有制类型(δown)，与既有文献不同，我们使用细化到三位码的企业登记注册类型信息来区分企业所有制类型(很显然，这种细化到三位码的企业所有制类型的虚拟变量，更能有效控制企业所有制类型的异质性带来的影响效应)；省份固定效应(δpro)，用于控制地区因素影响；εi,t表示服从独立同分布的随机扰动项。

（二）工具变量选取与说明

尽管使用历史数据①本文样本时间区间为2008—2014 年，而家谱数据截止到2003 年，因此属于历史数据。可以在一定程度上避免反向因果，但是由于历史数据本身的问题，比如准确性等问题会造成测量误差，同时也面临遗漏变量而导致的内生性问题，比如人口流动和历史上的移民等。解决内生性最好的方法是使用工具变量法。Dittmar(2011)在研究印刷术的发明对经济发展的影响时，使用不同城市到美因茨(Mainz)的距离作为工具变量。其中的逻辑在于，美因茨(Mainz)是1456 年欧洲第一台印刷机发明的地方，因此可以认为是印刷术的发源地。而在当时的社会经济条件下，新技术的发明和传播是以同心圆的方式完成的，即离“圆心”越近的地方，受到的影响就越大；相反，距离越远的地方，受到的影响就越小，因此二者呈现负相关关系。同时，“圆心”的选择在一定程度上是随机的，符合工具变量的外生性要求。因此距发源地的距离是很好的工具变量。Becker 和 Woessmann(2009)使用德国各郡与维滕堡(Wittenburg)的距离作为衡量基督教新教教徒数量在各郡所占比例的工具变量，其中的逻辑也是维滕堡(Wittenburg)作为基督教新教改革的发源地，其传播首先会以发源地为圆心向四周扩散。因此，距离发源地越远的地方，可能受到的影响就越弱，呈现负相关关系。同时，新思想或者学派的发源地在一定程度上是随机的，符合工具变量的外生性要求。

我国宗族文化本质上属于儒家文化的一部分。比如，普通百姓开始兴修族谱起源于欧阳修。欧阳修在《欧阳族谱序》中所说的宗族建设中的忠孝、诚实、博学、亲和关系等都是儒家思想的一部分。自欧阳修之后，普通民众宗族文化中始终是以宗法敬祖为基础，以明亲疏、厚人伦、修道德、重名誉等儒家思想为核心，以凝聚和团结族人、发扬宗族为目的(施由明，2019)。因此，我们构建工具变量的思路是儒家文化深厚的地区宗族文化应该较为深厚。基于此，借鉴Dittmar(2011)、Becker 和Woessmann(2009)的逻辑，参考王文凯(2021)的方法，本文选择企业到儒家文化发源地的最近距离作为宗族文化的工具变量。但需要说明的是，Dittmar(2011)、Becker 和Woessmann(2009)的逻辑是建立在新思想“自然”传播的基础上，而且传播的时间也仅仅300 年左右①第一台印刷机发明于1456 年，而Dittmar(2011)论文中数据到1800 年；马丁·路德发起宗教改革的年份是1517 年，Becker 和Woessmann(2009)论文中使用的是1871 年的数据，因此时间间隔300 年左右。。本文显然不具备这样的前提条件。就儒家而言，自汉武帝独尊儒术以来，儒家的官方地位不断得到巩固，在此条件下，官方不遗余力地宣传儒家思想，使得儒家思想得以在全国迅速传播。而且从汉武帝起至科举废除，历经大概2000 余年。这种官方“干预”某一思想历经2000 余年的传播就造成了儒家发源地受到儒家的影响未必就一定比其他地方深。因此，使用单一发源地并不符合中国的历史背景。有鉴于此，我们使用“多点开花”即多发源地来构造本文的工具变量。

具体而言，我们选择五个发源地，分别是曲阜孔庙、北京孔庙(国子监)、南京夫子庙、杭州文庙、潮阳文庙。首先，曲阜孔庙作为儒家发源地入选，而北京孔庙作为元明清三代官方的学校入选。南 京夫子庙始建于北宋景祐 元年(1034 年)，历史悠久，同时南京夫子庙在世界和中国孔庙中享有崇高的历史地位，被誉为“北有山东曲阜孔庙，南有南京夫子庙”和“东南第一学”，因此入选。杭州文庙始建于北宋仁宗年间(1023—1063 年)，同样历史悠久。同时宋政权南渡之后将其增修为全国最高的学府——太学，因此入选。潮阳文庙建于南宋绍定三年(1230 年)，历史悠久，是中国华南地区较早的孔庙，具有一定的代表性，可以作为华南地区的发源地入选。我们根据企业地址(经纬度信息)计算了其到五大发源地的最近距离Distance(IV)，取对数作为企业受到宗族文化影响的工具变量。

另外，需要说明的是，我们使用的数据主要分为三类：一是来源于2008—2014 年国家统计局《全国创新调查企业数据库》；二是2008—2014 年中国工业企业数据库；三是城市层面的数据，主要来源于历年《中国区域经济统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》，上市企业数据来源于CSMAR。针对数据库可能存在的问题我们均做了预处理，比如剔除非民营企业、补全缺失的信息、删除异常值及上市企业数据进行缩尾等。最后，我们给出了本文主要变量的描述性统计，见表1。

表1 主要变量描述性统计

四、回归结果与讨论

（一）因果关系识别

表2 展示了宗族文化对企业创新影响的回归结果。从结果来看，无论距离半径是多少，宗族文化的系数均在1%水平上显著为正，即宗族文化对于民营企业创新——以专利衡量——具有显著的促进作用，本文假说得到初步验证。同时，该结果也有助于回答为什么中国的产权保护和知识产权保护等正式制度存在不完善的条件下中国的创新还能迅速增长( 菂吴超鹏和唐 ，2016)。其原因在于中国具有悠久的宗族文化传统，而宗族文化传统作为非正式制度的重要组成部分，与正式制度具有互补的作用，从而在一定程度上激励了民营企业的创新。民营企业创新是一个零堆积的连续变量，更重要的是，民营企业创新通常是一种自选择行为，也即企业会根据各种条件的综合比较来决定是否进行创新，这种情况下不进行创新的企业就无法观测到其创新行为，因此会导致自选择的问题。解决该问题的经典方法是Heckman 两步法。具体来说，第一阶段，企业决定是否进行创新，检验方程设定为：

表2 宗族文化对企业创新影响的基准回归结果

其中，若企业专利申请不为0 则设为1，否则为0。Distance 为本文的工具变量，在这里作为排他性约束变量①关于排他性约束变量的详细讨论可见Lennox 等(2012)。，其他变量含义同上文。第二阶段回归方程为(3)式，其中Imr 为逆米尔斯比率。回归结果见表3。从表3 可以看出，结果和基准结果保持一致，说明解决了企业自选择也不会改变本文的基准结果。

表3 宗族文化对企业创新影响的Heckman模型回归结果

Heckman 两步法虽然可以解决企业自选择问题，但并不能完全解决内生性问题。所以我们进一步使用工具变量进行检验。其中，第一阶段的估计方程为：

Distance(IV)表示最近距离(取对数)，为宗族文化的工具变量，其他变量含义同上文。工具变量回归结果见表4。在表4 中，我们汇报了第一阶段的结果。首先我们可以看到，工具变量系数显著为负，说明离发源地越远的地方，宗族文化越薄弱，符合本文关于工具变量分析的逻辑。同时，F 值远大于临界值10，表明不存在弱工具变量问题，因此本文设计的工具变量符合相关性和外生性要求。第二阶段回归结果显示，宗族文化系数仍然在1%水平上显著为正，但系数相对于基准结果均变大，说明内生性问题虽然不会导致系数的符号产生偏差，但会低估系数的大小。工具变量回归系数的含义是，以半径50 km(千米)的系数为例，平均而言，使用家谱数量衡量的宗族文化提高1%，企业的专利申请可以增加约0.19%。总体而言，在0.20%左右。因此，该结果不仅具有统计学显著性，在经济学意义上也是显著的。

表4 宗族文化对企业创新影响的工具变量回归结果

正如Greif 和Tabellini(2017)所说，中国历史以宗族文化为主，欧洲历史则以城邦文化为主，所以东西方文化具有显而易见的差别。那么，对于外资企业①外资企业不包括港澳台企业，因为港澳台历来属于中国，同样深受宗族文化的影响。还需要说明的是，这里的外资企业包括日本、韩国等东亚国家，这些国家历史上受到中国文化的影响，可能也会受到宗族文化的影响。更加准确的做法是区分不同地区的外资企业，但是受限于数据无法做到，只能将东亚国家和欧美国家的企业统称为外资企业。从回归结果来看，这么区分并不会造成结果的偏差。而言，虽然其公司所在地是中国，但是外资企业受到中国宗族文化的影响相比中国国内的民营企业而言要小很多甚至没有。基于这种分析，如果本文提出的因果关系成立，那么宗族文化对内外资民营企业可能有着显著的影响差异。为了检验该观点，我们把样本分为内资企业和外资企业分别进行回归，结果见表5。从结果中可以看到，无论是系数大小还是显著性水平，内资企业和外资企业均存在显著差异，而且同预期相符，外资企业的宗族文化系数并不显著。

表5 宗族文化与企业创新之分组工具变量回归结果(企业分组)

另一方面，中国幅员辽阔，历史悠久。中华文明首先发源于中原地区，之后经济重心等转移到长江流域，因此，可以说从中国文化形成开始，中国腹地——“汉地十八省”①“汉地十八省”包括：江苏(包括上海)、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、四川(包括重庆)、福建(包括台湾)、广东(包括海南、香港和澳门)、广西、云南、贵州、直隶(包括北京、天津两市，河北长城南部地区和河南、山东的小部地区)、河南、山东、山西、陕西、甘肃(包括宁夏)。就一直受到中国文化的影响，同时也受到宗族文化的影响。相反，中国的边疆地区，因为民族和宗教等原因，比如新疆、西藏等，受到宗族文化的影响程度较弱。因此在这部分，我们把样本分为汉地十八省和边疆省份进行回归。从表6 中可以看出，边疆省份的宗族文化系数并不显著，而汉地十八省的宗族文化系数则显著为正，和基准结果保持一致。该结果强化了宗族文化和企业创新之间的因果关系。

表6 宗族文化与企业创新之分组工具变量回归结果(地区分组)

（二）稳健性检验②限于篇幅，稳健性检验结果没有报告。读者可扫描本文首页二维码，获取电子版附录。

除此之外，我们还做了如下稳健性检验。①使用区域模型。把县(区市)层面的数据加总到地市级层面，然后除以户籍人口数③使用户籍人口主要是考虑到常住人口中非户籍人口仍然属于一定意义上的流动人口，而家族式流动人口在现实中可能并不多见。考虑到家谱的地缘特性，我们使用户籍人口而非常住人口。，得到每万人拥有家谱数量作为核心解释变量进行验证。②控制公司一定距离内佛教寺院和道观数量，数据来源于CSMAR。黄灿等(2019)研究发现佛教和道教传统对企业创新具有显著的促进作用。如果宗族文化深厚的地区佛道文化影响越深，那么，宗族文化对民营企业创新的影响可能仅仅是佛道文化对企业创新影响的反映。因此，借鉴陈冬华等(2013)、黄灿等(2019)和王文凯(2021)，本文使用寺院和道观数量来衡量佛教和道教文化，在回归中控制佛道文化的影响。③控制城市层面的变量，比如人均实际GDP、进出口总额占GDP 比重、产业结构、金融发展水平、政府支出占GDP 比重、教育水平、交通状况和人口流动等。毫无疑问，这些变量也会对企业的创新行为产生影响。④一些文献认为企业专利通常不是“有用”意义上的创新(Garrison 和Souleyrette，1996)。且De La Tour 等(2011)认为，中国企业申请的专利数量多，但技术和商业价值较低，龙小宁和王俊(2015)研究发现中国存在专利“泡沫”现象。有鉴于此，我们使用人均私人研发支出来衡量企业的创新行为。具体而言，用企业当年的私人性质科技活动经费支出除以企业员工数的对数值来表示。⑤企业专利细分为发明专利和非发明专利(包括实用新型和外观设计)作为被解释变量，也使用专利授权量作为被解释变量。⑥使用上市企业数据。我们使用上市企业2008—2018 年的数据，使用距离模型，检验本文结论是否会受样本选择的影响。以上检验结果均和本文基准结果保持一致，即宗族文化对企业创新具有显著的促进作用。

五、机制分析

（一）融资约束机制检验

企业的创新活动具有长期性和不确定性，因此面临着较高的风险，导致企业的创新活动受到严重融资约束的不利影响(鞠晓生等，2013)。在上文我们认为宗族文化可以缓解企业面临的融资约束，进而激发企业的创新投入，这部分我们对此机制进行验证。要验证该机制，首先需要确定企业融资约束的度量指标。比较具有代表性的测度指标有Lamont 等(2001)提出的KZ 指数，以及Whited 和Wu(2006)提出的WW 指数。但这两个指数均是根据企业的财务数据，比如现金流、杠杆等计算得到的。正如Hadlock 和Pierce(2010)所指出的，融资约束本身和现金流、企业杠杆等金融变量之间相互决定。因此，为避免变量之间相关决定即内生性的干扰，Hadlock 和Pierce(2010)依据企业财务报告划分企业融资约束类型，然后仅使用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构建了SA 指数①具体计算公式为：SA=0.043size2-0.737×size-0.04×age。其中，size 为企业总资产取对数，单位为百万元，age 为样本年份减去企业成立年份加1。我们直接使用此公式计算是因为我们使用的数据无法得到根据Hadlock 和Pierce(2010)计算此系数的企业财务数据，Hadlock 和Pierce(2010)使用的数据是根据上市企业财务数据计算得到的。鞠晓生等(2013)、Berkowitz 等(2015)也直接使用此公式计算融资约束。。

本文使用SA 指数测度企业的融资约束，理由主要有两点：首先SA 指数没有使用有内生性特征的融资变量；其次，SA 指数易于计算。因为本文使用的是非上市公司工业企业数据，没有股利支付及托宾Q 等指标，无法完整计算KZ 指数。而鞠晓生等(2013)认为，使用SA 指数的结果和WW 的结果保持一致，因此SA 指数相对比较稳健。我们给出了SA 指数的简单描述性统计，见表7。与鞠晓生等(2013)使用中国工业企业数据库计算得到的指标趋势保持一致①鞠晓生等(2013)使用的样本时间区间为1998—2008 年，本文的样本时间区间为2008—2014 年，这可能是导致我们计算结果不同的重要因素，但趋势是一致的。。我们使用SA 指数对融资约束渠道进行验证，结果见表8。从结果可以看出，宗族文化系数均显著为负，说明在宗族文化浓厚的区域内的企业，其面临的融资约束会更低，即宗族文化可以缓解企业的融资约束，该结果与潘越等(2019a)保持一致。融资约束的缓解有利于企业的创新(鞠晓生等，2013)。

表7 SA指数的分布

表8 宗族文化对企业创新影响之融资约束机制回归结果

（二）道德约束机制检验

民营企业的创新活动不仅受到融资约束的影响，在知识产权保护薄弱的情况下，过多的侵权行为、专利纠纷等也会降低民营企业研发创新的热情，进而抑制企业的创新活动(Manso，2011；潘越等，2016)。宗族文化强调道德修为，同时宗族文化重视声誉，在这种情况下，宗族文化所内涵的道德约束可能会减少侵权行为和专利纠纷，降低企业创新面临的风险，从而激发民营企业的创新热情。我们对此机制进行检验，结果见表9。表9 中我们使用省级层面的专利执法总数占专利授权总数的比例作为被解释变量，专利执法总数包括侵权纠纷和其他纠纷。其中，我们控制了省级层面的正式制度——使用王小鲁等(2017)发布的中国市场化指数中的市场中介组织的发育和法律制度环境来衡量。结果表明，宗族文化系数均显著为负，这意味着在宗族文化越浓厚的地区，专利侵权纠纷比例会越低，即宗族文化内涵的道德约束可以减少创新面临的风险，从而提高民营企业创新的预期收益，激励企业进行创新。

表9 宗族文化对企业创新影响之道德约束机制回归结果

（三）信任机制检验

按照理论假说部分的分析，宗族文化不仅可以增强宗族内部人员之间的信任水平，还可以增强与外部宗族之间的信任水平，也即宗族文化浓厚的地方，信任水平就会越高。而现有文献认为(官小燕和刘志彬，2020；凌鸿程和孙怡龙，2019)，信任有利于企业创新。因此，我们对该渠道进行验证。其中，社会信任指标来源于CGSS 数据库。该数据为调查数据，调查范围涵盖了中国几乎所有的省份，样本量比较大，具有很好的代表性。从2010 年开始，在该调查问卷中社会态度一栏，包含有“总的来说，您是否同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”这个问题，答案分为“完全不同意、比较不同意、无所谓同意不同意、比较同意、完全同意”，分别对应1～5 分。我们使用此问题的答案来构建信任指数。但是，因为该数据并不公布城市代码，因此，我们只能使用省级平均信任水平变量Trust 来衡量，数值越大，表示社会信任水平越高。由于我们使用的微观数据是2008—2014 年的，而CGSS 数据只是从2010 年开始才包含了信任问题，且CGSS 没有2014 年的调查数据，因此我们最终构建的信任指数只有2010—2013 年的。结果见表10。从结果可以看出，宗族文化对信任水平有显著的正向作用，也即宗族文化越浓厚的地方社会信任水平越高，因此更加有利于企业创新。

表10 宗族文化对企业创新影响之信任机制回归结果

六、研究结论与政策建议

一方面，我国的研发支出和专利申请在近几十年一直保持快速增长；另一方面，我国的法律及知识产权保护等正式制度仍不完善、不成熟。那么，为什么在正式制度不完善的情况下中国的创新行为可以持续增长呢？本文试图从非正式制度——宗族文化的角度对该问题进行回答。

使用2008—2014 年国家统计局《全国创新调查企业数据库》《中国工业企业数据库》，使用距离模型构建企业一定范围内家谱数量来衡量宗族文化的强弱，使用Heckman 两步法解决自选择问题，并在构建合理的外生性工具变量解决内生性问题后，我们发现宗族文化对民营企业创新具有显著的促进作用，该结果至少可以部分解释为什么在正式制度缺失的情况下，我国企业的创新仍能迅速增长这一疑问。考虑到内外资企业受到宗族文化的影响程度不同，而且汉地十八省和边疆省份受到宗族文化的影响也不同，分组回归的结果强化了宗族文化和企业创新之间的因果关系。除此之外，本文还做了一系列稳健性检验，包括使用区域模型、控制佛道文化的影响、添加城市层面的控制变量、从创新投入的角度衡量创新、专利细分为发明专利和非发明专利、使用上市企业数据等，均和基准结果保持一致。最后，关于机制的检验表明，宗族文化缓解了民营企业创新面临的融资约束问题，同时宗族文化可以通过其内含的道德修养降低专利执法的风险，从而激发民营企业的创新热情。

本文的政策建议主要有两方面：一方面，文化是一个国家、一个民族的灵魂。中国具有五千年悠久的历史文化，这些历史文化是非正式制度的重要组成部分。鉴于非正式制度对民营企业创新产生的积极作用，从非正式制度——宗族文化的视角而言，弘扬中国优秀传统文化不仅是必要的，而且也是重要的，这是文化自信的根基所在。另一方面，尽管非正式制度在一定程度上促进了民营企业的发展，但从根本上还是需要加强正式制度的建设。具体而言，首选在融资渠道上，建立更加完善和多元化的融资渠道是缓解民营企业面临的融资约束最重要的解决途径之一，同时，金融机构也需要在民营企业抵押和借贷方面予以倾斜，进一步加强对民营企业发展所需资金的支持力度。此外，各级政府也要加强法律制度的建设，特别是关于知识产权方面的法律制度，要加大对侵权行为等的查处和惩罚力度，在提高民营企业的预期创新收益的情况下，大幅度提高侵权者的成本，进而最大限度地激发民营企业的创新动力。