非正式制度與民營企業創新
——基于宗族文化的視角

王文凱 高德步

一、引 言

創新是一國經濟持續增長的重要動力(Romer，1990；Aghion 和Howitt，1992；Grossman 和Helpman，1990)。我國研發經費占GDP 比重由2000 年的0.89%持續上升到2019 年的2.19%(見圖1)，而2000—2019 年美國研發經費占GDP 的比重僅僅由2.62%上升到3.17%，歐盟由1.76%上升到2.22%，日本由2.86%上升到3.20%①數據來源于世界銀行。。雖然該指標我國和主要發達國家在絕對值上仍然存在一些差距，但增速上卻遠遠高于上述國家。而從創新產出——專利申請的角度來看(見圖2)，我國專利申請授權數從2000年的10.53 萬項增加到2019 年的259.2 萬項，年均增速更是達到了17.37%，并于2011年超過美國和日本，成為全世界最大的專利申請國。我國創新水平快速上升的趨勢背后是民營企業對創新能力的愈發重視。從數據上看，我國65%的專利、75%以上的技術創新、80%以上的新產品開發是由民營企業完成的①數據來源詳見https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1610826068978546925＆wfr=spider＆for=pc。。從研發經費來看，以2018 年規模以上工業企業為例，國有企業研發經費占比僅為7.81%，而民營企業占比則達到了37.5%②其中，國有企業包括了國有企業、集體企業、國有聯營企業和國有獨資公司。數據來源于2019 年《中國統計年鑒》。。因此民營企業是我國創新投入和產出迅速增長的主要力量。

另一方面，我國的法律環境和制度體系尚不健全，而且有大量的政治資源和經濟資源向國有企業傾斜(Cull 等，2015)，這就導致正式制度對民營企業的保護力度還比較薄弱(Allen 等，2005；陳冬華等，2013；潘越等，2016； 菂吳超鵬和唐 ，2016)。根據世界經濟論壇《2016—2017 年全球競爭力報告》，我國的法律和行政架構排名第45，知識產權保護強度排名第62，與我國研發經費投入和專利申請量位居世界前列的地位嚴重不符。2019 年中共中央辦公廳、國務院辦公廳專門印發《關于強化知識產權保護的意見》，旨在加強知識產權保護，激勵企業創新。按照經典經濟學理論，正式制度如知識產權保護力度較弱會導致民營企業不愿意進行創新活動。那為什么我國的民營企業在正式制度不完善的條件下創新活動依然能迅速增長？該如何解釋這個“悖論”(吳超鵬和唐菂 ，2016)？

Allen 等(2005)認為，我國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對企業的行為產生了積極影響，從而促進了經濟發展。因此，Allen 等(2005)和Allen 等(2012)呼吁在對正式制度不完善的國家進行研究時，應當要特別注意非正式制度的作用。近年來，大量文獻從不同的角度關注了非正式制度對我國企業行為的影響，比如從儒家文化的角度進行研究(古志輝，2015；徐細雄和李萬利，2019；王文凱，2021)。眾所周知，我國有5000 年的輝煌歷史，在5000 年的發展過程中形成了類型繁多、涵義豐富的多元文化，其中不僅包括儒家文化和佛教、道教宗教傳統，還包括對我國社會影響深厚的宗族文化(Hsu，1963；潘越等，2019a)。正如Greif 和Tabellini(2017)指出的，我國歷史以宗族文化為主，歐洲歷史則以城邦文化為主，這種中西方文化差異導致了中歐制度變遷的不同路徑。與此同時，越來越多的文獻也開始關注宗族文化的經濟后果，并從配置經濟資源、提供公共產品、促進私營經濟發展、緩解融資約束、企業家族化治理等角度來闡釋(Peng，2004；Xu 和Yao，2015；潘越等，2019a；潘越等，2019b)，豐富并深化了我們對中國傳統文化和非正式制度的認知。然而，既有文獻還鮮有探討宗族文化與民營企業創新之間關系的研究。鑒于創新對企業發展乃至國家發展所起的重要作用，這不能不說是一個遺憾。

鑒于此，本文使用多種數據相匹配，使用距離模型，用企業一定距離內的宗族家譜的數量來衡量企業面臨的宗族文化，本文研究了宗族文化與民營企業創新之間的關系。與已有文獻相比，本文可能的貢獻在于：第一，本文首先從非正式制度——宗族文化的角度研究了其對于民營企業創新的影響。既有文獻多著眼于正式制度對企業創新行為的影響，但對于具有悠久歷史且處于轉型期的中國而言，延續至今的豐富的歷史文化遺產作為非正式制度的重要組成部分，在企業創新發展過程中如何發揮作用是值得探究的。本文的研究豐富了制度經濟學文獻，并從非正式制度角度對既有文獻做了重要而有益的補充。第二，本文研究結果有助于解釋中國為什么可以在正式制度并不完善的條件下，民營企業的創新卻能迅速增長的“悖論”，以問題為導向，研究結果具有較強的現實意義。第三，在解決企業自選擇及構建合理的外生性工具變量的基礎上，我們不僅識別了二者之間的因果關系，同時本文對可能存在的影響機制也進行了驗證。這不僅有助于深化對中國傳統宗族文化的理解，也為宗族文化傳承提供了理論依據和經驗證據。

二、宗族文化與研究假說

（一）宗族文化

根據考古學和民族學的研究，宗族制度的起源可以追溯到原始社會晚期的父系氏族社會(鄭定和馬建興，2002)，隨后又經歷了周代宗法制宗族、漢代豪族制宗族、魏晉隋唐門閥士族制宗族，再到宋元明清至近現代庶民宗族的歷程(施由明，2019)。宗族屬于一種獨特的社會組織，這種社會組織擁有共同的祖先，以遺傳血緣為紐帶聚集形成。因此，宗族有三種標志：祠堂、祭祖和族譜。其中，祠堂是供奉共同祖先并舉行祭祀等重大活動的物質載體，而族譜則是記錄宗族繁衍、發展和文化傳承的重要物質載體(Peng，2004；Tsai，2007)。然而，宗族文化延續到近現代，曾一度受到西方文化思想、市場化改革等的巨大沖擊，幸運的是，這種沖擊并沒有造成宗族文化的傳承斷裂。相反，近些年隨著中國經濟的復興，中國傳統文化也重新煥發生機，諸如修建宗祠、修葺族譜、祭拜祖先等宗族活動重新被激活(Peng，2004；Grief 和Tabellini，2017)，“尋根問祖”越來越受到人們的重視。

需要注意的是，現有文獻對于宗族文化的研究多是局限于被認為是宗族文化濃厚的農村地區(潘越等，2019a)。這是不是意味著在城市層面就不存在宗族文化呢？事實并非如此。誠如潘越等(2019a)指出的那樣，中國大規模的城市化起始于20 世紀末期，除北京、上海、廣州等少數幾個大城市外，大部分城市都是在農村的基礎上發展而來的，典型例子就是深圳。從數據上看，1918 年中國城市人口占比僅為7.29%，1949 年城鎮人口占比為10.64%，1978 年增長到19.72%①1918 年數據來源于《中國人口史》第6 卷，第482 頁。1949 年、1978 年數據來源于國家統計局。，因此，中國大規模的城市化其實是從改革開放之后才開始的。即使是實現了城鎮化的城市，也存在大量的“城中村”，而這些“城中村”也具有濃厚的宗族文化傳統。比如，周建新(2006)則在書中描述了客家宗族城市化過程中的變遷過程。即使是早已完成城鎮化的現代化大都市香港，宗族文化傳統依然活躍(Watson，1982)。所以即使在經歷過城鎮化發展的當代中國，宗族文化仍然廣泛存在于包括城市和農村在內的不同地區(潘越等，2019a)。

（二）研究假說

文化背景對個體認知行為的塑造常常能夠伴其一生甚至跨代傳承(Liu，2016)。在中國漫長的歷史中，宗族文化發展出一套規范家庭成員教育、生活、社交和禮儀的體系(Peng，2004)，不僅可以促進宗族成員之間的內部合作，也調節著與非宗族成員之間的互動，對中國社會的影響深刻而久遠。正如Guiso 等(2008)所認為的，文化影響的變遷是緩慢的，其變化的頻率可以以世紀甚至千年計。所以宗族文化通過嵌入個體的思想，會潛移默化地烙印在他們的經濟行為和價值觀念當中。特別是，宗族文化強調集體主義價值觀。而集體主義文化觀念對于創新的影響主要體現在以下幾個方面。第一，集體主義強調社會成員之間的相互依賴，更注重團隊合作。而且集體主義強調長期合作關系中的風險或利益共享。由于創新回報周期長，創新往往是風險最大的長期投資項目之一，因此注重集體主義的文化有利于創新(Wei 等，2019)。第二，注重集體主義的文化鼓勵人們通過減輕對創新帶來的短期績效波動的擔憂來開展創新活動(李春濤和宋敏，2010；Taylor 和Wilson，2012)。第三，在集體主義社會中，成員們更遵守規則。當一個公司有一個明確的創新目標時，這個目標就更容易達到(Shane 等，1995；Nakata 和Sivakumar，1996)。Taylor 和Wilson(2012)發現，集體主義更注重整體利益，具有長遠思維，為長遠目標進行創新。因此，受宗族文化影響越深，集體主義的觀念對于創新的影響會更加顯著。據此，我們提出研究假說H0。

研究假說H0：宗族文化有利于民營企業創新。

那么，宗族文化促進民營企業創新的具體機制是什么？我們認為，至少存在三種機制。第一，創新活動具有一定的風險，因為創新產出具有很高的不確定性。這一特征使得創新過程包含著信息不對稱，并誘發了潛在的道德風險，使得創新活動面臨著嚴重的外部融資約束(鞠曉生等，2013)。首先，在創新活動中，外部投資者面臨更嚴重的信息不對稱問題。其次，創新過程的監管成本很高。由于創新產出屬于無形資產，且主要依賴于創新型人才的人力資本，這就導致度量成為了難題。再加上創新產出的不確定性，局外人很難監控創新者的努力程度。特別是對于中國的民營企業而言，由于政治資源和經濟資源向國有企業大量傾斜，民營企業長期以來都面臨融資困境(Cull 等，2015)，因此融資約束會對民營企業的創新行為產生顯著的負面影響(鞠曉生等，2013)。Peng(2004)認為，中國的宗族文化重視關系和聲譽，這可能為緩解微觀企業面臨的融資約束問題提供了新的視角。在宗族文化背景下，基于血緣關系而形成的社會網絡廣泛存在于市場之中。甚至在利益關系中有利可圖時，超越血緣關系的姓氏聯系也可以構筑起宗族關系網絡(Du，2019)。Cull 等(2015)認為，社會關系網絡可以促進信息共享和降低搜索成本，降低企業之間的信息不對稱和面臨的不確定性，是中國微觀企業獲取資金的重要渠道。潘越等(2019a)利用中國上市企業數據實證檢驗發現，宗族文化可以通過信任等機制降低企業面臨的融資約束，同時，宗族文化越濃厚的地區，企業的融資成本也越低。因此，宗族文化可以緩解企業發展過程中面臨的融資約束難題，而緩解融資約束對企業的創新行為可以產生正向影響(鞠曉生等，2013)。因此，我們提出研究假說H1。

機制研究假說H1：宗族文化可以通過緩解民營企業的融資約束進而促進民營企業創新。

第二，宗族文化蘊含著嚴格的倫理道德，為緩解企業代理問題和道德風險問題提供了良好的非正式制度環境。不同于歐洲市場上注重規則的合作模式，中國宗族文化一直強調道德的作用(Greif 和Tabellini，2017)。道德約束和激勵不僅是儒家文化的核心思想，也是宗族文化的核心內涵(Peng，2004)，在這方面二者具有很強的相關性。在每個宗族的族譜和家譜中都會強調族內的“規矩”，而這些“規矩”大多是要求宗族成員遵守和奉行的道德規范(Watson，1982)。如果有宗族成員的行為違反了族內的道德規范要求或者令族人蒙羞，那么按照宗族傳統，這些宗族成員將會受到族規的懲罰(Greif 和Tabellini，2017)，嚴重時可能還會被逐出宗族(Watson，1982；Peng，2004)。而對于那些為宗族發展做出貢獻的個體，他們將在宗族內部得到道德上的聲譽(Xu 和Yao，2015)，甚至于載入族譜世代頌揚。因此，在宗族文化濃厚的地方，道德上的約束在一定程度上可以緩解法律制度不完善、知識產權保護制度較弱時存在的侵權問題，從而有助于規范競爭者之間的行為，降低技術成果被競爭對手模仿或剽竊的風險，激發民營企業的創新熱情(徐細雄和李萬利，2019)。我們據此提出研究假說H2。

機制研究假說H2：宗族文化可以通過道德約束緩解侵權等行為而促進民營企業創新。

第三，宗族文化可以增強宗族內部人與人之間的信任水平。每一種文化和每一個社會都存在信任邊界，邊界內的人被認為比邊界外的人更值得信任。宗族文化為個人尋求情感依附提供了自然基礎。個體可以通過血緣或姓氏快速識別出自己所屬的宗族網絡，進而將自己與其他宗族區分開來，同時給予同族成員更多信任(陳斌開和陳思宇，2018)。此外，宗族文化形成的信任還可以外延到市場中的其他個體，這種信任源自于不同宗族之間的長期互動，以及對于道德聲譽的高度重視。在中國歷史的發展過程中，人們的經濟生產長期以農業為主，在這種以土地為生產基礎的經濟結構下，中國的人口流動并不頻繁，不同的宗族往往在當地聚居了上百年甚至更久，彼此之間長期存在聯姻、經濟交易等往來，類似的社會聯系有助于提升宗族之間的信任水平(Glaeser等，2000)。尤其是宗族文化歷來強調“光宗耀祖”的道德聲譽，因而在重復博弈的社會交往活動中，宗族會極力避免出現損害其他宗族利益的活動，以求在市場中贏得其他宗族的尊重和較高的道德地位(Xu 和Yao，2015)，這種聲譽擔保有利于進一步提高不同宗族之間的相互信任。陳斌開和陳思宇(2018)認為宗族文化對移民城鎮就業的影響并非簡單地通過同姓之間的社會網絡和社會關系，信任才是關鍵渠道。據此，我們提出研究假說H3。

機制研究假說H3：宗族文化可以通過信任機制促進民營企業創新。

三、研究設計、工具變量選取與說明

（一）研究設計

從目前既有文獻的研究方法看，主要有兩種模型可供參考。第一種模型為區域模型，即Hilary 和Hui(2009)以美國州級行政區為單位研究不同地區宗教信仰對該地區公司決策的影響，潘越等(2019a)使用的也是該模型。該模型最大的優勢在于計算簡單，將數據加總到省級層面或者地市級層面然后代入回歸方程便可以進行分析。但其存在以下問題，①中國不同省份或者地級市之間的經濟發展狀況差異太大，使用區域模型意味著要加入很多的控制變量(古志輝，2015)；②區域模型并不能很好地衡量企業面臨的文化氛圍，即區域模型將宗族文化簡單平均化，無法體現同一城市不同企業之間的異質性。第二種模型為距離模型。Wines 和Napier(1992)認為，在研究文化的影響時，公司或者個人層面的模型較區域模型更有優勢。因為距離模型最大的優點是可以獲得公司層面的數據，可以確定所獲得的變量代表的是研究對象本身。既有文獻關于中國文化的研究也多是使用距離模型(古志輝等，2015；金智等，2017；徐細雄和李萬利，2019；黃燦等，2019；王文凱，2021)。因此，本文使用距離模型進行研究。為了盡可能消除因為距離設定產生的偏誤，我們把距離半徑設定為50 千米、100 千米、200 千米和300 千米①使用距離模型需要知道精確的經緯度信息，但本文使用的衡量宗族文化的指標為縣(區市)層面的家譜數量，很難準確得到具體的經緯度信息。因此我們只能使用家譜所在縣(區市)的經緯度來代替，徐細雄和李萬利(2019)曾采用類似的方法。同時，考慮到經緯度替代可能產生的偏誤，我們計算了中國縣(區市)的行政區劃面積，就平均值而言，為3356 平方千米，其中，行政區劃面積小于2500 平方千米的縣(區市)占比達到了約70%，而且大于2500 平方千米的縣(區市)大部分均位于新疆、西藏等受漢族傳統文化影響相對較弱的省份(來自民政部2015 年的數據)。因此我們設定最小半徑為50 千米。。

參考既有文獻的設定，計量方程為：

其中，被解釋變量Lnpatent 衡量民營企業的創新活動，使用企業專利申請數量加1 取對數來衡量。我們選擇民營企業作為樣本，原因在于，一方面，民營企業是我國創新投入產出迅速增長的關鍵；另一方面，國有企業受到正式制度和政府干預較多，且企業高管還面臨著晉升激勵等約束，這會促使企業放棄風險大和周期長的創新活動。所以相比于國有企業，民營企業的“悖論”表現更加突出。Clan 為宗族文化衡量指標。宗族有三種標志：祠堂、祭祖和族譜。其中祭祖作為一種活動沒有很好的指標來衡量，而祠堂在經歷自近代以來的歷次沖擊之后能夠保存下來的也比較少了，可能不能完整地詮釋宗族文化。而家譜，又稱族譜或宗譜，與方志正史構成中華歷史大廈三大支柱，是中華民族悠久歷史文化的重要組成部分②《中國家譜總目》前言，第1 頁。。鑒于此，我們使用家譜來衡量宗族文化。為此，我們手工收集了《中國家譜總目》中自明朝以來縣(區市)層面的族譜數據，截至2003 年底，共收錄家譜52401 種③包括港澳臺和海外地區，但本文研究限于中國大陸地區。，是目前收錄家譜最多的書籍，較完整地揭示了海內外各地區收藏家譜的基本情況，可以很好地衡量宗族文化。我們使用企業一定半徑范圍內家譜數量(取對數即為Clan)作為衡量指標。

X 為控制變量，具體包括：企業獲得政府創新補貼(lngovernsubsity)，使用企業當年的創新投入中從政府獲得的資金規模對數值來表示；企業創新研發人員規模(lninnovationstaff)，使用企業當年的科技活動人員合計數的對數值來表示；企業年齡因素(Firmage、Firmage_sq)，以企業樣本期與企業注冊時間的有效差距值來表示。為了避免當年注冊造成企業年齡為0 的現象，我們對企業樣本期與企業注冊時間的差距加1 的方法加以處理。同時考慮到眾多研究發現企業年齡和自身創新活動之間的非線性關系，即年輕企業或初創企業傾向于依靠創新投入來獲取市場競爭優勢，而成熟企業則偏好于降低生產成本或擴大市場占有率來維持市場競爭優勢，導致企業年齡和自身創新活動之間非線性關系的發生，我們通過添加年齡平方項加以控制；企業出口因素(Newproductexport_sale)，我們使用企業新產品出口額與企業新產品銷售額的比值來加以度量；企業面臨行業市場競爭程度(HHI_employee)，我們使用按照四位碼區分行業中的各企業科技活動人員數所計算出的赫芬達爾-赫希曼指數來加以度量；企業市場勢力因素(Marketpower)，我們使用企業內部所形成的國家標準或行業標準的數量來加以刻畫；企業研發機構數量(Institutions)，使用企業所擁有的專業化研發機構數量來表示。除此之外，我們還控制了行業固定效應(δind)，細化到行業大類即二分位行業代碼；年份固定效應(tδ)，用于控制無法觀測的外部因素，以及經濟發展動態變化對微觀企業創新活動的可能沖擊和影響；企業所有制類型(δown)，與既有文獻不同，我們使用細化到三位碼的企業登記注冊類型信息來區分企業所有制類型(很顯然，這種細化到三位碼的企業所有制類型的虛擬變量，更能有效控制企業所有制類型的異質性帶來的影響效應)；省份固定效應(δpro)，用于控制地區因素影響；εi,t表示服從獨立同分布的隨機擾動項。

（二）工具變量選取與說明

盡管使用歷史數據①本文樣本時間區間為2008—2014 年，而家譜數據截止到2003 年，因此屬于歷史數據?？梢栽谝欢ǔ潭壬媳苊夥聪蛞蚬?，但是由于歷史數據本身的問題，比如準確性等問題會造成測量誤差，同時也面臨遺漏變量而導致的內生性問題，比如人口流動和歷史上的移民等。解決內生性最好的方法是使用工具變量法。Dittmar(2011)在研究印刷術的發明對經濟發展的影響時，使用不同城市到美因茨(Mainz)的距離作為工具變量。其中的邏輯在于，美因茨(Mainz)是1456 年歐洲第一臺印刷機發明的地方，因此可以認為是印刷術的發源地。而在當時的社會經濟條件下，新技術的發明和傳播是以同心圓的方式完成的，即離“圓心”越近的地方，受到的影響就越大；相反，距離越遠的地方，受到的影響就越小，因此二者呈現負相關關系。同時，“圓心”的選擇在一定程度上是隨機的，符合工具變量的外生性要求。因此距發源地的距離是很好的工具變量。Becker 和 Woessmann(2009)使用德國各郡與維滕堡(Wittenburg)的距離作為衡量基督教新教教徒數量在各郡所占比例的工具變量，其中的邏輯也是維滕堡(Wittenburg)作為基督教新教改革的發源地，其傳播首先會以發源地為圓心向四周擴散。因此，距離發源地越遠的地方，可能受到的影響就越弱，呈現負相關關系。同時，新思想或者學派的發源地在一定程度上是隨機的，符合工具變量的外生性要求。

我國宗族文化本質上屬于儒家文化的一部分。比如，普通百姓開始興修族譜起源于歐陽修。歐陽修在《歐陽族譜序》中所說的宗族建設中的忠孝、誠實、博學、親和關系等都是儒家思想的一部分。自歐陽修之后，普通民眾宗族文化中始終是以宗法敬祖為基礎，以明親疏、厚人倫、修道德、重名譽等儒家思想為核心，以凝聚和團結族人、發揚宗族為目的(施由明，2019)。因此，我們構建工具變量的思路是儒家文化深厚的地區宗族文化應該較為深厚?；诖?，借鑒Dittmar(2011)、Becker 和Woessmann(2009)的邏輯，參考王文凱(2021)的方法，本文選擇企業到儒家文化發源地的最近距離作為宗族文化的工具變量。但需要說明的是，Dittmar(2011)、Becker 和Woessmann(2009)的邏輯是建立在新思想“自然”傳播的基礎上，而且傳播的時間也僅僅300 年左右①第一臺印刷機發明于1456 年，而Dittmar(2011)論文中數據到1800 年；馬丁·路德發起宗教改革的年份是1517 年，Becker 和Woessmann(2009)論文中使用的是1871 年的數據，因此時間間隔300 年左右。。本文顯然不具備這樣的前提條件。就儒家而言，自漢武帝獨尊儒術以來，儒家的官方地位不斷得到鞏固，在此條件下，官方不遺余力地宣傳儒家思想，使得儒家思想得以在全國迅速傳播。而且從漢武帝起至科舉廢除，歷經大概2000 余年。這種官方“干預”某一思想歷經2000 余年的傳播就造成了儒家發源地受到儒家的影響未必就一定比其他地方深。因此，使用單一發源地并不符合中國的歷史背景。有鑒于此，我們使用“多點開花”即多發源地來構造本文的工具變量。

具體而言，我們選擇五個發源地，分別是曲阜孔廟、北京孔廟(國子監)、南京夫子廟、杭州文廟、潮陽文廟。首先，曲阜孔廟作為儒家發源地入選，而北京孔廟作為元明清三代官方的學校入選。南 京夫子廟始建于北宋景祐 元年(1034 年)，歷史悠久，同時南京夫子廟在世界和中國孔廟中享有崇高的歷史地位，被譽為“北有山東曲阜孔廟，南有南京夫子廟”和“東南第一學”，因此入選。杭州文廟始建于北宋仁宗年間(1023—1063 年)，同樣歷史悠久。同時宋政權南渡之后將其增修為全國最高的學府——太學，因此入選。潮陽文廟建于南宋紹定三年(1230 年)，歷史悠久，是中國華南地區較早的孔廟，具有一定的代表性，可以作為華南地區的發源地入選。我們根據企業地址(經緯度信息)計算了其到五大發源地的最近距離Distance(IV)，取對數作為企業受到宗族文化影響的工具變量。

另外，需要說明的是，我們使用的數據主要分為三類：一是來源于2008—2014 年國家統計局《全國創新調查企業數據庫》；二是2008—2014 年中國工業企業數據庫；三是城市層面的數據，主要來源于歷年《中國區域經濟統計年鑒》和《中國城市統計年鑒》，上市企業數據來源于CSMAR。針對數據庫可能存在的問題我們均做了預處理，比如剔除非民營企業、補全缺失的信息、刪除異常值及上市企業數據進行縮尾等。最后，我們給出了本文主要變量的描述性統計，見表1。

表1 主要變量描述性統計

四、回歸結果與討論

（一）因果關系識別

表2 展示了宗族文化對企業創新影響的回歸結果。從結果來看，無論距離半徑是多少，宗族文化的系數均在1%水平上顯著為正，即宗族文化對于民營企業創新——以專利衡量——具有顯著的促進作用，本文假說得到初步驗證。同時，該結果也有助于回答為什么中國的產權保護和知識產權保護等正式制度存在不完善的條件下中國的創新還能迅速增長( 菂吳超鵬和唐 ，2016)。其原因在于中國具有悠久的宗族文化傳統，而宗族文化傳統作為非正式制度的重要組成部分，與正式制度具有互補的作用，從而在一定程度上激勵了民營企業的創新。民營企業創新是一個零堆積的連續變量，更重要的是，民營企業創新通常是一種自選擇行為，也即企業會根據各種條件的綜合比較來決定是否進行創新，這種情況下不進行創新的企業就無法觀測到其創新行為，因此會導致自選擇的問題。解決該問題的經典方法是Heckman 兩步法。具體來說，第一階段，企業決定是否進行創新，檢驗方程設定為：

表2 宗族文化對企業創新影響的基準回歸結果

其中，若企業專利申請不為0 則設為1，否則為0。Distance 為本文的工具變量，在這里作為排他性約束變量①關于排他性約束變量的詳細討論可見Lennox 等(2012)。，其他變量含義同上文。第二階段回歸方程為(3)式，其中Imr 為逆米爾斯比率?；貧w結果見表3。從表3 可以看出，結果和基準結果保持一致，說明解決了企業自選擇也不會改變本文的基準結果。

表3 宗族文化對企業創新影響的Heckman模型回歸結果

Heckman 兩步法雖然可以解決企業自選擇問題，但并不能完全解決內生性問題。所以我們進一步使用工具變量進行檢驗。其中，第一階段的估計方程為：

Distance(IV)表示最近距離(取對數)，為宗族文化的工具變量，其他變量含義同上文。工具變量回歸結果見表4。在表4 中，我們匯報了第一階段的結果。首先我們可以看到，工具變量系數顯著為負，說明離發源地越遠的地方，宗族文化越薄弱，符合本文關于工具變量分析的邏輯。同時，F 值遠大于臨界值10，表明不存在弱工具變量問題，因此本文設計的工具變量符合相關性和外生性要求。第二階段回歸結果顯示，宗族文化系數仍然在1%水平上顯著為正，但系數相對于基準結果均變大，說明內生性問題雖然不會導致系數的符號產生偏差，但會低估系數的大小。工具變量回歸系數的含義是，以半徑50 km(千米)的系數為例，平均而言，使用家譜數量衡量的宗族文化提高1%，企業的專利申請可以增加約0.19%?？傮w而言，在0.20%左右。因此，該結果不僅具有統計學顯著性，在經濟學意義上也是顯著的。

表4 宗族文化對企業創新影響的工具變量回歸結果

正如Greif 和Tabellini(2017)所說，中國歷史以宗族文化為主，歐洲歷史則以城邦文化為主，所以東西方文化具有顯而易見的差別。那么，對于外資企業①外資企業不包括港澳臺企業，因為港澳臺歷來屬于中國，同樣深受宗族文化的影響。還需要說明的是，這里的外資企業包括日本、韓國等東亞國家，這些國家歷史上受到中國文化的影響，可能也會受到宗族文化的影響。更加準確的做法是區分不同地區的外資企業，但是受限于數據無法做到，只能將東亞國家和歐美國家的企業統稱為外資企業。從回歸結果來看，這么區分并不會造成結果的偏差。而言，雖然其公司所在地是中國，但是外資企業受到中國宗族文化的影響相比中國國內的民營企業而言要小很多甚至沒有?；谶@種分析，如果本文提出的因果關系成立，那么宗族文化對內外資民營企業可能有著顯著的影響差異。為了檢驗該觀點，我們把樣本分為內資企業和外資企業分別進行回歸，結果見表5。從結果中可以看到，無論是系數大小還是顯著性水平，內資企業和外資企業均存在顯著差異，而且同預期相符，外資企業的宗族文化系數并不顯著。

表5 宗族文化與企業創新之分組工具變量回歸結果(企業分組)

另一方面，中國幅員遼闊，歷史悠久。中華文明首先發源于中原地區，之后經濟重心等轉移到長江流域，因此，可以說從中國文化形成開始，中國腹地——“漢地十八省”①“漢地十八省”包括：江蘇(包括上海)、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、四川(包括重慶)、福建(包括臺灣)、廣東(包括海南、香港和澳門)、廣西、云南、貴州、直隸(包括北京、天津兩市，河北長城南部地區和河南、山東的小部地區)、河南、山東、山西、陜西、甘肅(包括寧夏)。就一直受到中國文化的影響，同時也受到宗族文化的影響。相反，中國的邊疆地區，因為民族和宗教等原因，比如新疆、西藏等，受到宗族文化的影響程度較弱。因此在這部分，我們把樣本分為漢地十八省和邊疆省份進行回歸。從表6 中可以看出，邊疆省份的宗族文化系數并不顯著，而漢地十八省的宗族文化系數則顯著為正，和基準結果保持一致。該結果強化了宗族文化和企業創新之間的因果關系。

表6 宗族文化與企業創新之分組工具變量回歸結果(地區分組)

（二）穩健性檢驗②限于篇幅，穩健性檢驗結果沒有報告。讀者可掃描本文首頁二維碼，獲取電子版附錄。

除此之外，我們還做了如下穩健性檢驗。①使用區域模型。把縣(區市)層面的數據加總到地市級層面，然后除以戶籍人口數③使用戶籍人口主要是考慮到常住人口中非戶籍人口仍然屬于一定意義上的流動人口，而家族式流動人口在現實中可能并不多見?？紤]到家譜的地緣特性，我們使用戶籍人口而非常住人口。，得到每萬人擁有家譜數量作為核心解釋變量進行驗證。②控制公司一定距離內佛教寺院和道觀數量，數據來源于CSMAR。黃燦等(2019)研究發現佛教和道教傳統對企業創新具有顯著的促進作用。如果宗族文化深厚的地區佛道文化影響越深，那么，宗族文化對民營企業創新的影響可能僅僅是佛道文化對企業創新影響的反映。因此，借鑒陳冬華等(2013)、黃燦等(2019)和王文凱(2021)，本文使用寺院和道觀數量來衡量佛教和道教文化，在回歸中控制佛道文化的影響。③控制城市層面的變量，比如人均實際GDP、進出口總額占GDP 比重、產業結構、金融發展水平、政府支出占GDP 比重、教育水平、交通狀況和人口流動等。毫無疑問，這些變量也會對企業的創新行為產生影響。④一些文獻認為企業專利通常不是“有用”意義上的創新(Garrison 和Souleyrette，1996)。且De La Tour 等(2011)認為，中國企業申請的專利數量多，但技術和商業價值較低，龍小寧和王俊(2015)研究發現中國存在專利“泡沫”現象。有鑒于此，我們使用人均私人研發支出來衡量企業的創新行為。具體而言，用企業當年的私人性質科技活動經費支出除以企業員工數的對數值來表示。⑤企業專利細分為發明專利和非發明專利(包括實用新型和外觀設計)作為被解釋變量，也使用專利授權量作為被解釋變量。⑥使用上市企業數據。我們使用上市企業2008—2018 年的數據，使用距離模型，檢驗本文結論是否會受樣本選擇的影響。以上檢驗結果均和本文基準結果保持一致，即宗族文化對企業創新具有顯著的促進作用。

五、機制分析

（一）融資約束機制檢驗

企業的創新活動具有長期性和不確定性，因此面臨著較高的風險，導致企業的創新活動受到嚴重融資約束的不利影響(鞠曉生等，2013)。在上文我們認為宗族文化可以緩解企業面臨的融資約束，進而激發企業的創新投入，這部分我們對此機制進行驗證。要驗證該機制，首先需要確定企業融資約束的度量指標。比較具有代表性的測度指標有Lamont 等(2001)提出的KZ 指數，以及Whited 和Wu(2006)提出的WW 指數。但這兩個指數均是根據企業的財務數據，比如現金流、杠桿等計算得到的。正如Hadlock 和Pierce(2010)所指出的，融資約束本身和現金流、企業杠桿等金融變量之間相互決定。因此，為避免變量之間相關決定即內生性的干擾，Hadlock 和Pierce(2010)依據企業財務報告劃分企業融資約束類型，然后僅使用企業規模和企業年齡兩個隨時間變化不大且具有很強外生性的變量構建了SA 指數①具體計算公式為：SA=0.043size2-0.737×size-0.04×age。其中，size 為企業總資產取對數，單位為百萬元，age 為樣本年份減去企業成立年份加1。我們直接使用此公式計算是因為我們使用的數據無法得到根據Hadlock 和Pierce(2010)計算此系數的企業財務數據，Hadlock 和Pierce(2010)使用的數據是根據上市企業財務數據計算得到的。鞠曉生等(2013)、Berkowitz 等(2015)也直接使用此公式計算融資約束。。

本文使用SA 指數測度企業的融資約束，理由主要有兩點：首先SA 指數沒有使用有內生性特征的融資變量；其次，SA 指數易于計算。因為本文使用的是非上市公司工業企業數據，沒有股利支付及托賓Q 等指標，無法完整計算KZ 指數。而鞠曉生等(2013)認為，使用SA 指數的結果和WW 的結果保持一致，因此SA 指數相對比較穩健。我們給出了SA 指數的簡單描述性統計，見表7。與鞠曉生等(2013)使用中國工業企業數據庫計算得到的指標趨勢保持一致①鞠曉生等(2013)使用的樣本時間區間為1998—2008 年，本文的樣本時間區間為2008—2014 年，這可能是導致我們計算結果不同的重要因素，但趨勢是一致的。。我們使用SA 指數對融資約束渠道進行驗證，結果見表8。從結果可以看出，宗族文化系數均顯著為負，說明在宗族文化濃厚的區域內的企業，其面臨的融資約束會更低，即宗族文化可以緩解企業的融資約束，該結果與潘越等(2019a)保持一致。融資約束的緩解有利于企業的創新(鞠曉生等，2013)。

表7 SA指數的分布

表8 宗族文化對企業創新影響之融資約束機制回歸結果

（二）道德約束機制檢驗

民營企業的創新活動不僅受到融資約束的影響，在知識產權保護薄弱的情況下，過多的侵權行為、專利糾紛等也會降低民營企業研發創新的熱情，進而抑制企業的創新活動(Manso，2011；潘越等，2016)。宗族文化強調道德修為，同時宗族文化重視聲譽，在這種情況下，宗族文化所內涵的道德約束可能會減少侵權行為和專利糾紛，降低企業創新面臨的風險，從而激發民營企業的創新熱情。我們對此機制進行檢驗，結果見表9。表9 中我們使用省級層面的專利執法總數占專利授權總數的比例作為被解釋變量，專利執法總數包括侵權糾紛和其他糾紛。其中，我們控制了省級層面的正式制度——使用王小魯等(2017)發布的中國市場化指數中的市場中介組織的發育和法律制度環境來衡量。結果表明，宗族文化系數均顯著為負，這意味著在宗族文化越濃厚的地區，專利侵權糾紛比例會越低，即宗族文化內涵的道德約束可以減少創新面臨的風險，從而提高民營企業創新的預期收益，激勵企業進行創新。

表9 宗族文化對企業創新影響之道德約束機制回歸結果

（三）信任機制檢驗

按照理論假說部分的分析，宗族文化不僅可以增強宗族內部人員之間的信任水平，還可以增強與外部宗族之間的信任水平，也即宗族文化濃厚的地方，信任水平就會越高。而現有文獻認為(官小燕和劉志彬，2020；凌鴻程和孫怡龍，2019)，信任有利于企業創新。因此，我們對該渠道進行驗證。其中，社會信任指標來源于CGSS 數據庫。該數據為調查數據，調查范圍涵蓋了中國幾乎所有的省份，樣本量比較大，具有很好的代表性。從2010 年開始，在該調查問卷中社會態度一欄，包含有“總的來說，您是否同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”這個問題，答案分為“完全不同意、比較不同意、無所謂同意不同意、比較同意、完全同意”，分別對應1～5 分。我們使用此問題的答案來構建信任指數。但是，因為該數據并不公布城市代碼，因此，我們只能使用省級平均信任水平變量Trust 來衡量，數值越大，表示社會信任水平越高。由于我們使用的微觀數據是2008—2014 年的，而CGSS 數據只是從2010 年開始才包含了信任問題，且CGSS 沒有2014 年的調查數據，因此我們最終構建的信任指數只有2010—2013 年的。結果見表10。從結果可以看出，宗族文化對信任水平有顯著的正向作用，也即宗族文化越濃厚的地方社會信任水平越高，因此更加有利于企業創新。

表10 宗族文化對企業創新影響之信任機制回歸結果

六、研究結論與政策建議

一方面，我國的研發支出和專利申請在近幾十年一直保持快速增長；另一方面，我國的法律及知識產權保護等正式制度仍不完善、不成熟。那么，為什么在正式制度不完善的情況下中國的創新行為可以持續增長呢？本文試圖從非正式制度——宗族文化的角度對該問題進行回答。

使用2008—2014 年國家統計局《全國創新調查企業數據庫》《中國工業企業數據庫》，使用距離模型構建企業一定范圍內家譜數量來衡量宗族文化的強弱，使用Heckman 兩步法解決自選擇問題，并在構建合理的外生性工具變量解決內生性問題后，我們發現宗族文化對民營企業創新具有顯著的促進作用，該結果至少可以部分解釋為什么在正式制度缺失的情況下，我國企業的創新仍能迅速增長這一疑問?？紤]到內外資企業受到宗族文化的影響程度不同，而且漢地十八省和邊疆省份受到宗族文化的影響也不同，分組回歸的結果強化了宗族文化和企業創新之間的因果關系。除此之外，本文還做了一系列穩健性檢驗，包括使用區域模型、控制佛道文化的影響、添加城市層面的控制變量、從創新投入的角度衡量創新、專利細分為發明專利和非發明專利、使用上市企業數據等，均和基準結果保持一致。最后，關于機制的檢驗表明，宗族文化緩解了民營企業創新面臨的融資約束問題，同時宗族文化可以通過其內含的道德修養降低專利執法的風險，從而激發民營企業的創新熱情。

本文的政策建議主要有兩方面：一方面，文化是一個國家、一個民族的靈魂。中國具有五千年悠久的歷史文化，這些歷史文化是非正式制度的重要組成部分。鑒于非正式制度對民營企業創新產生的積極作用，從非正式制度——宗族文化的視角而言，弘揚中國優秀傳統文化不僅是必要的，而且也是重要的，這是文化自信的根基所在。另一方面，盡管非正式制度在一定程度上促進了民營企業的發展，但從根本上還是需要加強正式制度的建設。具體而言，首選在融資渠道上，建立更加完善和多元化的融資渠道是緩解民營企業面臨的融資約束最重要的解決途徑之一，同時，金融機構也需要在民營企業抵押和借貸方面予以傾斜，進一步加強對民營企業發展所需資金的支持力度。此外，各級政府也要加強法律制度的建設，特別是關于知識產權方面的法律制度，要加大對侵權行為等的查處和懲罰力度，在提高民營企業的預期創新收益的情況下，大幅度提高侵權者的成本，進而最大限度地激發民營企業的創新動力。