一、引 言
中国正面临着投资的边际产出下降、产能过剩和创新驱动不足等问题的困扰,迫切需要通过创新创业来取得新的增长动力。正是基于这一背景,中央政府提出了“大众创业、万众创新”的发展战略。在这一战略的激励下,大众创业的理念已经深入人心,甚至一些政府官员和国有企业负责人也决定放弃稳定的工作,到体制外寻求创业机会。河北、湖南、福建等地也相继提出,鼓励党政机关事业单位人员在不违反国家法律法规和政策的前提下辞职创业。
社会网络关系对创业活动至关重要,创业者的社会网络有助于创业者识别创业机会(陈文沛,2016),获取创业资金、市场信息和合作项目等重要资源(马光荣和杨恩艳,2011;杨震宁等,2013;Stam等,2014)。在转型经济环境下,政府机关、事业单位以及国有企业等体制内单位在资源分配和资源获取上仍具有明显优势(边燕杰等,2012)。因此,体制内的网络关系对创业的影响受到学者们的广泛关注。例如,Jia和Lan(2013)使用中国住户调查数据研究发现,父母的公职人员身份有助于子女创业。吴一平和王健(2015)利用转型国家生活调查数据研究发现,体制转型前是共产党员的个人或家庭更有可能创业。李雪莲等(2015)利用中国家庭金融调查数据研究发现,有职位的公务员家庭创业概率更高。张峰等(2017)基于CGSS提供的中国特有的“拜年网络”数据研究发现,拜年的亲戚、朋友凡在体制内工作的,都会显著抑制个体的创业意愿。然而,上述研究仅局限于体制内关系对个体是否创业的影响,忽视了其对创业效果的重要作用。
现有证据表明,新创企业尤其是规模较小的新创企业在激烈的市场竞争中存活概率极低(Mata等,1995;Persson,2004),①若仅关注体制内关系是否影响个体的创业意愿,而无视体制内关系对创业规模和初创企业后续成长的影响,则无法全面反映体制内关系在创业活动中的价值。因此,本文认为在关于体制内关系对创业活动影响的研究中,更为重要的研究问题是:创业者的体制内关系是否会影响新创企业的创业规模及其长期成长?
与已有研究相比,本研究的主要探索是:(1)拓展了体制内关系对创业影响的相关研究,同时对创业规模和新创企业成长影响因素的相关文献做了重要补充。现有关于体制内关系对创业影响的相关研究仅局限于个体是否创业方面(Jia和Lan,2013;吴一平和王健,2015;李雪莲等,2015;张峰等,2017),而关于创业规模和新创企业成长的相关影响因素研究则主要集中于创业者的人力资本(Åstbro和Bernhardt,2005)、司法制度的质量(Laeven和Woodruff,2007;Dougherty,2014)、产业特征(Arauzo-Carod和Segarra-Blasco,2005;Resende,2007)和政府补助(Girma等,2010)等方面。本研究表明,体制内关系这一非正式制度对创业规模和新创企业成长同样具有显著影响。(2)系统地分析了体制内关系影响创业规模和新创企业成长的主要机理。本文研究发现,体制内关系有助于创业者通过银行贷款或国企改制的途径获得创业资源,因而可以形成更大的创业规模,并且此类创业者对政府出台的民营经济支持政策更为熟知,也更有可能担任人大代表、政协委员或工商联领导,这有利于新创企业的长期成长。上述发现有助于我们更加科学地认识体制内关系这一非正式制度的影响机制。(3)本文揭示了我国存在的创业不平等问题,为“大众创业、万众创新”政策的实施提供了有益启示。市场机制的不完善在一定程度上影响了企业的创业规模和后续发展。在这种情况下,非正式制度(如体制内关系)起到了重要作用。这意味着大众创业不仅面临着市场竞争的风险,还受到了身份不平等的影响,这会抑制大众创业的积极性。本文研究表明,提升金融发展水平、营造更加公平公正的创业环境、推进从行政导向向市场导向转变的资源配置方式的改革,有利于提升“大众创业、万众创新”政策的实施效果。
二、理论分析
作为最大的转型经济国家,中国各级政府在一定程度上仍然影响着资源配置,一些关键资源还缺乏完善的市场机制,民营企业在信贷资源获取和政府补贴获取方面还面临着较强的所有制歧视(张敏等,2010;孔东民等,2013),具有潜力的民营新创企业难以依赖竞争机制有效地获得贷款、补贴等创业资源。②在正式制度有所缺失的情况下,企业家转而依靠非正式制度如体制内关系为代表的政治网络关系来获得创业所需要的关键资源(Ledeneva,2006)。③拥有体制内关系比如曾在政府任职或担任国有企业负责人的民营企业家可以利用自身优势与控制关键性资源的政府官员建立起良好的关系,进而以较低成本获得银行信贷、改制的国有企业等生产要素,④而这些生产要素正是影响新创企业创业规模的关键因素(Ledeneva,2006)。基于上述分析,本文提出研究假说1。
假说1:创业者的体制内关系有助于新创企业获取资源,进而提升创业规模。
除此之外,拥有体制内关系的创业者往往具有更高的政策敏感度,更加了解各类民营经济支持政策,这对企业的创业规模和未来成长均具有积极作用。为了帮助民营企业发展,我国政府长期实施各种支持政策,比如财政补贴、融资便利、土地支持和税收优惠等。但是除少数政策外,国家层面的支持政策大多为指导性文件,并没有很明确的实施细则。这就导致了地方政府在政策落地过程中,具有较大的自主支配权。拥有体制内背景的企业家往往对政府的运作模式较为熟悉,能够更为敏锐地感知政策动向。同时,原体制内关系可以降低政府与企业间的信息不对称,增强政府官员与企业家之间的信任,有助于企业与政府建立显性或隐性的关联,从而使企业能够获得更多的政策支持。这不仅有利于企业形成更大的创业规模,而且有助于新创企业的长期成长。基于上述分析,本文提出研究假说2。
假说2:拥有体制内关系的创业者更了解各类民营经济的支持政策,进而有助于新创企业提升创业规模,并且有助于新创企业的长期成长。
创业者通过原有的体制内关系与政府建立起良好的政企关系,是体制内关系发挥作用的重要途径。但是当创业者离开体制之后,其在体制内所拥有的特殊身份和权力待遇将不复存在,与以往的同事、部属和熟人的联络也会逐渐减少,原体制内关系的影响力可能无法维系。同时,政府官员因任期届满、异地交流和其他原因发生更替的情况也较为普遍(潘越等,2015)。既有的政企关系可能会被削弱甚至不复存在(潘越等,2015;朱丽娜等,2018)。因此,体制内关系在新创企业后续经营中的作用能否持续值得进一步讨论。
一直以来,民营企业家通过当选人大代表或政协委员参政议政是我国的普遍现象(李宝梁,2001;吕鹏,2013)。而创业前的体制内经历有助于企业家了解政府治理机制和政策需求,在参政议政方面具有天然优势。Li等(2006)和吕鹏(2013)的研究证实,民营企业家创业前的党员或国企负责人身份对其当选人大代表具有重要帮助。通过担任人大代表、政协委员等方式参政议政不仅可以维护企业家的自身权益,而且可以维系政治关联,产生新的经济效益。例如现有研究发现,高管的政治关联可以帮助企业获得税收优惠和政府补贴在内支持政策(Khwaja和Mian,2005;Zhou,2009),有助于提升企业绩效、增加市场价值(Faccio,2006)。基于上述分析,本文提出研究假说3。
假说3:拥有体制内关系的创业者更容易通过当选人大代表、政协委员等方式维系政治关联,有助于新创企业的长期成长。
三、数据来源与模型设定
(一)数据来源
本文所使用的数据来自2006年、2008年、2010年和2012年的第七次至第十次中国私营企业调查数据,调查涵盖全部19个大类行业。我们剔除了创业时实收资本为负、调查年份所有者权益为负以及关键变量和企业所属行业缺失的样本,并剔除了资本总额、净资产复合增长率以及创业年龄低于1%分位数和高于99%分位数的极端样本,最终得到10309个样本观测值。
(二)模型形式与变量设定
为检验体制内关系对创业规模和新创企业成长的影响,本文构建如下回归模型:
$\begin{array}{l} S{\rm{c}}al{e_i} = {\alpha _0} + {\alpha _1} \times Social-networ{k_i} + {\alpha _2} \times {P_i} + {\alpha _3} \times {R_j} + {\gamma _{sur}} + {\delta _{ind}}+ {\omega _{sta}} + {\theta _{pro}} + {\varepsilon _i} \end{array} $ | (1) |
$\begin{array}{l} Growt{h_i} = {\alpha _0} + {\alpha _1} \times Social-networ{k_i} + {\alpha _2} \times {P_i} + {\alpha _3} \times {E_i} + {\alpha _4} \times {R_j} + {\gamma _{sur}} + {\delta _{ind}} + {\omega _{sta}} + {\theta _{pro}} + {\varepsilon _i} \end{array}$ | (2) |
模型中下标i代表企业,被解释变量Scale代表创业规模,以企业初创时的实收资本的对数衡量;被解释变量Growth代表企业成长,用企业创立至调查期间的净资产复合增长率衡量,以表征新创企业的成长速度。模型中关键解释变量Social-network代表体制内关系,采用“创业之前是否担任过政府官员或国有企业负责人”来衡量。
除上述变量,影响创业规模的企业家特征和地区特征在模型中也被控制。企业家特征向量组P包括性别、创业年龄和教育水平(马光荣和杨恩艳,2011;Jia和Lan,2013);地区特征向量组R包括经济发展水平和政府规模(赵向阳等,2012;Jia和Lan,2013)。在考察体制内关系对企业成长的影响时,还控制了企业的创业规模和企业年龄,在模型2中用向量组E来表示。考虑到不同调查年份、行业、创业年份和省份可能存在的异质性影响,模型进一步控制了调查年份、行业、创业年份和省份的固定效应。考虑到省份内部、行业内部的企业之间存在的相关性,在实证策略上我们将标准误在省份和行业层面进行双维聚类异方差处理。见表1所示。
变量 | 定义 |
创业规模 | 创业时的实收资本(万元)的自然对数 |
净资产复合增长率 | 从企业创始年份到调查年份,企业净资产复合增长率(%),用以衡量新创企业成长 |
体制内关系 | 如果企业家创业前在党政机关或事业单位担任干部(包括一般干部、科级及以上干部),或在国有企业担任负责人,变量取1,否则为0 |
性别 | 如果企业家为男性,变量取1,否则为0 |
创业年龄 | 企业家创业时的年龄(岁) |
高等教育 | 虚拟变量,如果企业家接受过大学教育,变量取1,否则为0 |
企业年龄 | 调查年份−企业创业年份(年) |
经济发展水平 | 企业成立当年,企业所在省份人均地区生产总值的对数 |
政府规模 | 企业成立当年,企业所在省份财政支出占该省地区生产总值的百分比 |
个人积累 | 如果企业家的创业资金来源于个人积累资金,变量取1,否则为0 |
银行信贷 | 如果企业家的创业资金来源于银行贷款,变量取1,否则为0 |
国企改制 | 如果企业家是通过国有企业改制的途径进行创业,变量取1,否则为0 |
支持政策1至5 | 如果企业家分别比较了解《关于进一步促进中小企业发展的若干意见》《关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》《关于进一步做好中小企业金融服务工作的若干意见》《十二五中小企业成长规划》和“国务院9项支持小型微型企业发展的政策措施”等5项政策,对应变量取1,否则为0 |
至少了解一项政策 | 如果企业家比较了解上述5项政策中的至少一项,变量取1,否则为0 |
政治身份1 | 如果企业家担任人大代表或政协委员,变量取1,否则为0 |
政治身份2 | 如果企业家担任工商联领导职务,变量取1,否则为0 |
(三)变量描述性统计
表2列出了主要变量的统计指标。样本中创业规模对数的均值为5.06,约为157万元,符合新创企业以中小企业为主的特点;企业净资产复合增长率的均值为10.09%,增长速度与我国经济增速基本持平,但是该指标的方差较大,说明新创企业发展分化较为严重。从创业前职业背景的角度看,样本中25.7%的企业家曾具有体制内经历。从个体特征的角度看,样本中企业家的平均创业年龄为45岁,86%的企业家为男性,60%的企业家接受过大学教育。
变量 | 观察值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
创业规模 | 10309 | 5.056 | 1.609 | 1.253 | 9.208 |
净资产复合增长率 | 10309 | 10.093 | 17.978 | −41.520 | 111.474 |
体制内关系 | 10309 | 0.257 | 0.437 | 0 | 1 |
性别 | 10309 | 0.860 | 0.347 | 0 | 1 |
创业年龄 | 10309 | 45.562 | 7.960 | 26 | 66 |
高等教育 | 10309 | 0.600 | 0.490 | 0 | 1 |
企业年龄 | 10309 | 8.385 | 4.769 | 1 | 28 |
经济发展水平 | 10309 | 9.244 | 0.805 | 5.955 | 11.312 |
政府规模 | 10309 | 12.319 | 5.913 | 4.917 | 96.406 |
个人积累 | 10298 | 0.773 | 0.419 | 0 | 1 |
银行信贷 | 10298 | 0.245 | 0.430 | 0 | 1 |
国企改制 | 10236 | 0.144 | 0.351 | 0 | 1 |
政治身份1 | 8599 | 0.541 | 0.498 | 0 | 1 |
政治身份2 | 2785 | 0.414 | 0.493 | 0 | 1 |
至少了解一项政策 | 2770 | 0.399 | 0.490 | 0 | 1 |
四、实证结果
(一)基准回归
1. 体制内关系与创业规模。体制内关系对创业规模影响的初步回归结果见表3,其中第1列仅包含自变量,第2、3列分别引入创业者特征和地区特征,为了进一步控制不同年份和地区的异质性影响,第4、5列进一步引入了创业年份和省份的虚拟变量。结果显示,企业家的体制内关系对提升创业规模具有显著的正面影响,相对于没有体制内关系的创业者来说,创业规模大约高出19.7%。创业规模的大小受制于获取创业所需资源的难易程度,而地方政府在一定程度上能够影响资源配置。企业家创业前如果在政府机关或国有企业任职,与上述机构相关人员在工作中所形成的网络关系在一定程度上可以降低资源获取过程中的信息不对称,因此,可以更加便利地获得创业资源。相应地,由这些企业家创立的企业规模也相对较大。
变量 | 创业规模 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
体制内关系 | 0.433***(0.028) | 0.224***(0.032) | 0.223***(0.033) | 0.201***(0.033) | 0.197***(0.034) |
性别 | 0.290***(0.069) | 0.287***(0.070) | 0.285***(0.065) | 0.252***(0.063) | |
创业年龄 | 0.016***(0.004) | 0.016***(0.004) | 0.015***(0.003) | 0.016***(0.003) | |
高等教育 | 0.631***(0.081) | 0.631***(0.082) | 0.620***(0.082) | 0.628***(0.077) | |
经济发展水平 | 0.003(0.035) | −0.034(0.040) | −0.042(0.241) | ||
政府规模 | −0.004(0.008) | −0.002(0.009) | −0.012(0.010) | ||
调查年份 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
行业 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
创业年份 | − | − | − | 是 | 是 |
省份 | − | − | − | − | 是 |
N | 10309 | 10309 | 10309 | 10309 | 10309 |
R2 | 0.136 | 0.176 | 0.176 | 0.187 | 0.209 |
注:(1)括号内为稳健标准误,在省份、行业层面双维聚类。(2)***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。下表同。 |
2. 体制内关系与新创企业成长。上述结果说明了拥有体制内关系的创业者的创业规模相对较大。由此引出的一个问题是:体制内关系的正面影响是长期的,还是仅仅体现在企业创设阶段?我们进一步检验了企业家创业前的体制内关系对新创企业净资产复合增长率的影响(见表4)。结果发现,在控制了企业创业规模和企业年龄后,体制内关系对净资产复合增长率仍具有显著的正面影响。⑤相较于不拥有体制内关系的企业家而言,拥有体制内关系的企业净资产复合增长率高出约1.9%。并且发现无论是企业年龄小于5年的新创企业,还是企业年龄大于5年的成熟企业,体制内关系的正面影响均是显著的。这些结果表明,企业家创业前的体制内关系对创业活动的影响不仅体现在创设时期的规模上,而且对新创企业的成长具有长期作用(见表4)。
变量 | 净资产复合增长率 | ||||
全样本 | 企业年龄≤5 | 企业年龄>5 | |||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
体制内关系 | 2.034***(0.561) | 1.887***(0.354) | 1.881***(0.358) | 1.711**(0.810) | 1.901***(0.278) |
性别 | 1.910***(0.465) | 1.910***(0.474) | 0.140(1.207) | 2.459***(0.715) | |
创业年龄 | 0.080***(0.022) | 0.080***(0.022) | 0.052(0.055) | 0.084***(0.027) | |
高等教育 | 3.335***(1.022) | 3.336***(1.017) | 1.990***(0.571) | 3.815***(1.238) | |
创业规模 | −2.260***(0.287) | −2.260***(0.286) | −0.267(0.211) | −2.886***(0.259) | |
企业年龄 | 0.095**(0.037) | 0.405(0.297) | −0.162(0.882) | 0.595(0.473) | |
经济发展水平 | 2.359(2.014) | −11.80**(4.627) | 7.345**(3.221) | ||
政府规模 | 0.010(0.130) | −0.082(0.234) | 0.087(0.173) | ||
固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 10309 | 10309 | 10309 | 2453 | 7856 |
R2 | 0.045 | 0.080 | 0.080 | 0.068 | 0.117 |
3. 稳健性检验(见表5)。为了保证研究结论的可靠性,我们做了稳健性检验。首先对内生性问题进行讨论。尽管回归中控制了企业家特征和地区之间的各种差异,但还是无法完全排除由于遗漏了某些和体制内关系变量相关的特征而导致的内生性问题。本文首先采用倾向值得分匹配法(PSM)纠正可能存在的估计偏误,结果未发生本质变化。同时,我们还进行了匹配平衡性检验,结果发现绝大多数匹配变量的标准偏差的绝对值小于10%,表明PSM估计结果具有较强的可信性。其次,我们进行了安慰剂检验。具体做法是:按照样本中体制内关系的比例,随机指定创业者是否具有体制内关系,然后对模型(1)和模型(2)进行回归并重复500次。结果发现回归系数显著为正和显著为负的占比差异比较小,这意味着随机构造的虚拟处理效应并不存在,确实是体制内关系提升了创业规模并有助于新创企业的长期成长,而不是其他因素或噪音所导致。最后,我们还分别采用按创业年份计算的省内体制内关系的均值和90年代国企下岗潮的外部冲击作为工具变量,对原模型使用2SLS方法进行回归。第一阶段回归结果与预期相符,且F值统计量均大于临界值。在使用工具变量方法之后,企业家的体制内关系与创业规模和净资产复合增长率之间仍然呈显著的正相关关系,这说明本文的结果是较为稳健的。⑥
变量 | 匹配方法 | ATT | 标准误 | t值 |
创业规模 | 近邻匹配 | 0.184 | 0.056 | 3.29 |
卡尺匹配 | 0.218 | 0.046 | 4.75 | |
核匹配 | 0.189 | 0.042 | 4.49 | |
净资产复合增长率 | 近邻匹配 | 1.814 | 0.502 | 3.61 |
卡尺匹配 | 1.896 | 0.483 | 3.92 | |
核匹配 | 1.841 | 0.477 | 3.86 |
此外,我们还做了三方面的稳健性检验。第一,改变核心变量的度量方法。由于民营企业具有劳动密集型特征,资本可能无法完全刻画民营企业的规模。基于这一考虑,我们采用企业创立时的雇员数量(仅有2006年和2008年调查数据有该信息)和雇员规模的增速来分别度量创业规模和企业成长,发现体制内关系对创业规模和新创企业成长均有正面影响。第二,进一步排除外生冲击的影响。20世纪90年代是我国市场经济开始起飞的阶段。邓小平南巡讲话后,国家开始鼓励创业,公务员中掀起了下海潮。此外,国企员工的下岗潮也发生在该年代。为了排除上述影响,我们剔除了创业年份在1990—1999年的企业样本,结果并未发生本质变化。第三,进一步剔除垄断行业的影响。在垄断或管制行业中,最重要的资源是准入许可,因而企业的规模与成长可能无法反映体制内关系的作用。我们在稳健性检验中进一步剔除了电力煤气水、金融、公共设施、卫生、公共管理等垄断及管制行业,结果也未发生本质变化。见表6所示。
样本区间 | 2006年和2008年调查问卷 | 剔除20世纪90年代样本 | 剔除垄断及管制行业 | |||
变量 | 员工数量 | 员工数量增速 | 创业规模 | 净资产复合增长率 | 创业规模 | 净资产复合增长率 |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
体制内关系 | 0.283***(0.048) | 1.276#(0.827) | 0.277***(0.037) | 1.839***(0.523) | 0.203***(0.032) | 1.901***(0.310) |
N | 4523 | 4302 | 6849 | 6833 | 9886 | 9886 |
R2 | 0.259 | 0.095 | 0.246 | 0.065 | 0.213 | 0.082 |
注:#表示在15%的水平上显著;上述回归均包括了相应的控制变量和固定效应,下表同。 |
(二)影响机制分析
在这里,我们采用中介效应模型分析体制内关系对创业规模和新创企业成长的影响机制,主要检验以下三种影响机制:(1)企业家的体制内关系有助于创业者获取更多资源,进而带来更大的创业规模(体制内关系→资源获取→创业规模);(2)具有体制内关系的企业家更熟悉民营经济支持政策,从而使新创企业具有更大的创业规模和更高的成长速度(体制内关系→政策了解→创业规模;体制内关系→政策了解→新创企业成长);(3)具有体制内关系的企业家更容易获取人大代表、政协委员和工商联领导等政治身份,这有助于维系政治关联,从而使新创企业具有更高的成长速度(体制内关系→政治身份→新创企业成长)。
1. 体制内关系、资源获取与创业规模。中国民营企业在获得信贷资源方面面临严重限制,这是中国目前的金融体制所决定的。为了克服企业遇到的融资障碍,民营企业家会通过体制内的网络关系来解决这一难题。已有研究表明,在经营过程中,以企业高管的前政府官员或人大代表、政协委员身份为代表的体制内关系对民营企业获取信贷资源具有一定帮助(Claessens等,2008;于蔚等,2012)。那么,体制内关系对企业创设阶段的资源获取是否也有影响呢?这是我们所要关注的问题。
通过查阅问卷,我们发现了如下问题:“您个人注册民营企业时的资金来源是什么?”,备选答案有个人积累、银行信贷、企业改制等。我们针对这一问题构造了个人积累、银行信贷、企业改制三个虚拟变量,并采用Logit模型检验体制内关系对企业家获取创业资源渠道的影响。结果发现,以“前政府官员和国有企业负责人身份”为代表的体制内关系可以帮助企业家在创立企业时更少地使用个人积累资金,更多地以银行贷款或改制国有企业的方式进行创业。与银行信贷和国企改制相比,使用个人积累进行创业是一种机会成本更高、个人风险更大的创业方式。上述结果说明了体制内关系在企业创设时期同样具有缓解融资约束的重要作用,而且表明以政府官员和国有企业负责人为代表的原体制内精英能够利用内部人的身份优势优先获得国有企业改制资产,以较低的机会成本从事创业活动。见表7所示。
进一步地,本文构建中介效应模型,以考察体制内关系是否通过“资源获取”这一机制影响创业规模。中介效应模型的基本程序包含三个步骤:首先,与基准回归模型相同,将被解释变量Y对主要的解释变量X进行回归(模型3),观察系数
${Y_i} = {\alpha _0} + {\alpha _1}\times {X_i} + {\alpha _2}\times Contro{l_i} + {\gamma _{sur}} + {\delta _{ind}} + {\omega _{sta}} + {\theta _{pro}} + {\varepsilon _i}$ | (3) |
${M_i} = {\beta _0} + {\beta _1}\times {X_i} + {\beta _2}\times Contro{l_i} + {\gamma _{sur}} + {\delta _{ind}} + {\omega _{sta}} + {\theta _{pro}} + {\varepsilon _i}$ | (4) |
${Y_i} = {\varphi _0} + {\varphi _1}\times {X_i} + {\varphi _2}\times {M_i} + {\varphi _3}\times Contro{l_i} + {\gamma _{sur}} + {\delta _{ind}} + {\omega _{sta}} + {\theta _{pro}} + {\varepsilon _i}$ | (5) |
表8报告了中介效应模型的回归结果。首先,考察体制内关系对创业规模的影响(即模型3),回归结果见列1和列4;其次,考察体制内关系对银行信贷和国企改制的影响(即模型4),我们将表7第2列和第3列的回归结果直接复制到表8的列2和列5;最后,综合考察体制内关系和资源获取对创业规模的影响,以验证中介效应是否存在(见列3和列6)。可以发现,银行信贷和国企改制前的系数均显著为正,并且纳入银行信贷和国企改制变量之后,体制内关系前的估计系数均有所变小,这表明“资源获取”这一中介效应是切实存在。转型时期,资源配置会受地方政府的影响,曾经担任政府官员或者国有企业负责人的企业家与地方金融机构交往较为便利,并且更容易利用身份优势优先获得国有企业改制的资产,从而形成更大的初创规模。上述结果反映了身份导致的创业不平等问题。
创业规模 | 银行信贷 | 创业规模 | 创业规模 | 国企改制 | 创业规模 | |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
体制内关系 | 0.198***(0.033) | 0.023**(0.010) | 0.189***(0.033) | 0.195***(0.034) | 0.117***(0.006) | 0.102***(0.038) |
银行信贷 | 0.374***(0.046) | |||||
国企改制 | 0.560***(0.077) | |||||
N | 10298 | 10298 | 10298 | 10236 | 10236 | 10236 |
R2或P-R2 | 0.209 | 0.042 | 0.219 | 0.210 | 0.206 | 0.222 |
注:列1和列4与基准回归模型相同,只是由于中介变量存在部分缺失,重新进行了回归。表10和表12与此相同。 |
2. 体制内关系、政策了解、创业规模与新创企业成长。我国政府高度重视民营经济发展,国务院、各部委先后制定了《关于进一步促进中小企业发展的若干意见》《关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》和《关于进一步做好中小企业金融服务工作的若干意见》等相关政策文件,这些政策从放宽非公有制经济市场准入、加大对非公有制经济的财税金融和社会服务支持等角度提出了支持民营企业发展的若干措施,各级地方政府也出台了诸多配套政策。了解政策是获取相关支持的先决条件,但是政府与企业之间存在信息不对称,企业家可能并不知晓相关政策。另一方面,很多地区的财政补贴、税收减免等优惠政策在配置过程中还缺乏完善的分配机制,受到了较强的政府干预(孔东民等,2013),这也会降低企业家了解相关政策的积极性。我们考察体制内关系对企业家了解政府支持政策的影响,回归结果发现,拥有体制内关系的企业家了解各类政策的概率更高。见表9所示。
变量 | 支持政策1 | 支持政策2 | 支持政策3 | 支持政策4 | 支持政策5 |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
体制内关系 | 0.083***(0.019) | 0.068***(0.019) | 0.056***(0.020) | 0.056***(0.018) | 0.065***(0.020) |
N | 2769 | 2762 | 2761 | 2755 | 2763 |
P-R2 | 0.113 | 0.108 | 0.107 | 0.092 | 0.076 |
注:仅有2012年的问卷调查了企业家对相关政策的了解情况,因此上述方程中样本容量较小。 |
进一步地,本文通过中介效应模型考察体制内关系是否通过“政策了解”这一机制影响创业规模和净资产复合增长率。简洁起见,这里采用变量“至少了解一项政策”作为中介变量,表10报告了中介效应模型的回归结果(检验流程同上)。可以发现,至少了解一项政策前的系数均显著为正,并且纳入政策了解变量之后体制内关系前的估计系数均有所变小(见列3和列6),这表明“政策了解”这一中介效应是切实存在的。熟悉各类支持政策不仅是民营企业获取政策支持的前提,同时也是民营经济坚定发展信心、明确发展方向的重要保障。拥有体制内关系的企业家更熟悉相关支持政策,有利于企业的长远发展。
创业规模 | 至少了解一项政策 | 创业规模 | 净资产复合增长率 | 至少了解一项政策 | 净资产复合增长率 | |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
体制内关系 | 0.390***(0.086) | 0.085***(0.025) | 0.342***(0.081) | 2.864***(0.921) | 0.085***(0.025) | 2.614***(0.961) |
至少了解一项政策 | 0.447***(0.083) | 2.740***(0.873) | ||||
N | 2770 | 2770 | 2770 | 2770 | 2770 | 2770 |
R2或P-R2 | 0.243 | 0.132 | 0.258 | 0.118 | 0.132 | 0.123 |
3. 体制内关系、企业家政治身份与新创企业成长。前文的研究结果表明,体制内关系在企业成长过程中具有持久的正向影响,这其中隐含的一个问题是:体制内关系这种社会资本具有持续的再生能力。但是政企关系会受多种因素的影响,例如地方官员的更替会影响企业与政府的关系(潘越等,2015)。因此,具有体制内关系的企业家如何维系好政企关系是一个极为关键的问题。现有研究表明,以人大代表、政协委员、工商联领导为代表的政治身份有助于企业家同政府建立良好的关系(钱先航和徐业坤,2014)。因此,我们考察体制内关系对企业家获取政治身份的影响(见表11)。回归结果显示,拥有原体制内关系的企业家担任人大代表、政协委员或工商联领导的概率更高。这说明原拥有体制内关系的企业家在创业之后,可以通过取得人大代表、政协委员或工商联领导等政治身份来维持原有的体制内关系,从而保证体制内关系的持久效用。
变量 | 政治身份1 | 政治身份2 |
(1) | (2) | |
体制内关系 | 0.027**(0.012) | 0.057**(0.024) |
N | 8599 | 2785 |
P-R2 | 0.196 | 0.219 |
注:被解释变量政治身份1存在部分缺失情况;仅有2012年私营企业调查数据展示的企业家是否担任工商联领导的资料。 |
进一步地,本文通过中介效应模型考察体制内关系是否通过“获取政治身份”这一机制影响新创企业的长期成长(检验流程同前文),回归结果见表12。可以发现政治身份前的系数均显著为正,并且纳入政治身份变量之后,体制内关系前的估计系数均有所变小(见列3和列6),这表明“政治身份”这一中介效应是切实存在的。众多文献已经证实了政治关联对民营企业获得政府支持的重要作用(Khwaja和Mian,2005;Zhou,2009),但是应当注意的是,这种作用实质上反映的是市场机制的不完善(张敏等,2010;田利辉和张伟,2013)。上述结果从一个侧面反映了身份导致的创业不平等问题,表明建立公平有效的市场竞争机制才是激发创新、创业精神的有效途径。
净资产复合增长率 | 政治身份1 | 净资产复合增长率 | 净资产复合增长率 | 政治身份2 | 净资产复合增长率 | |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
体制内关系 | 1.608***(0.375) | 0.027**(0.012) | 1.313***(0.391) | 2.812***(0.878) | 0.057**(0.024) | 2.288**(1.060) |
政治身份1 | 7.249***(0.636) | |||||
政治身份2 | 6.503***(0.721) | |||||
N | 8599 | 8599 | 8599 | 2785 | 2785 | 2785 |
R2或P-R2 | 0.098 | 0.196 | 0.127 | 0.118 | 0.219 | 0.145 |
(三)不同类型体制内关系的异质性影响
首先,我们根据企业家创业之前的任职级别,考察不同级别的体制内关系对创业规模和新创企业成长的影响。我们分别构造了“处级或以上干部”和“一般或科级干部”两个虚拟变量,回归结果见表13。结果表明,不同级别的体制内关系对新创企业的创业规模和未来成长的影响存在显著差异。企业家创业前的任职级别越高,创业规模越大,其创办的企业的净资产复合增长率越高。这一方面反映了体制内关系背后暗含的资源配置功能是体制内人员下海创业的主要诱因,另一方面也反映了创业中存在的身份不平等问题。
(1) | (2) | |
创业规模 | 净资产复合增长率 | |
处级或以上干部 | 0.446***(0.143) | 6.145***(1.970) |
一般或科级干部 | 0.116***(0.040) | 1.375***(0.515) |
N | 8992 | 8992 |
R2 | 0.199 | 0.078 |
注:对创业前曾担任国企负责人的创业者,中国私营企业调查并未询问其行政级别,因此上述回归剔除了该类样本。 |
进一步地,我们根据企业家创业之前的经历,考察不同类型的体制内关系的异质性影响。结果发现,创业前具有双重身份(既担任过国企负责人又担任过政府官员)、仅具有国企负责人身份和仅具有政府官员身份的创业者相比普通创业者的创业规模分别高出34.9%、26.3%和7.9%,从创业资源获取渠道看,具有双重身份、国企负责人身份的创业者更容易通过国企改制的渠道进行创业,因此其创业规模更大。但是从长期成长的角度看,创业前的三种身份对新创企业净资产复合增长率影响系数的大小几乎相同,这说明虽然不同身份的个体在获取创业资源的渠道上有所区别,但是对企业未来成长的影响则较为相似。最后,我们发现国企负责人更倾向于获取人大代表或者政协委员的政治身份,而政府官员则更倾向于担任工商联领导,这与他们创业之前的身份特征相匹配。而具有双重身份经历的企业家在获取政治身份和了解政策方面并不积极,这可能是双重身份代表的体制内关系的影响力更强的缘故。见表14所示。
变量 | 创业规模 | 净资产复合
增长率 |
自我积累 | 银行借贷 | 企业改制 | 至少了解
一项政策 |
政治身份1 | 政治身份2 |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
双重身份 | 0.349*** (0.053) |
1.839** (0.752) |
−0.182*** (0.019) |
0.044** (0.022) |
0.143*** (0.014) |
0.068
(0.062) |
0.042
(0.036) |
0.015
(0.052) |
国企负责人 | 0.263*** (0.060) |
1.876*** (0.400) |
−0.156*** (0.014) |
0.020
(0.014) |
0.141*** (0.007) |
0.083** (0.032) |
0.045*** (0.015) |
0.040
(0.032) |
政府官员 | 0.079
(0.052) |
1.950*** (0.657) |
−0.056*** (0.013) |
0.034*** (0.013) |
0.056*** (0.010) |
0.073*** (0.031) |
0.002
(0.019) |
0.083*** (0.031) |
N | 10309 | 10309 | 10298 | 10298 | 10236 | 2770 | 8599 | 2785 |
R2或P-R2 | 0.210 | 0.081 | 0.068 | 0.042 | 0.213 | 0.103 | 0.196 | 0.220 |
(四)进一步讨论:金融发展的调节作用
地区的金融发展水平是影响资源配置效率的重要因素,较高的金融发展水平不仅意味着金融资源的可得性更强,也意味着金融要素的竞争机制更加完善。因此,地区金融发展水平越高,体制内关系的重要性就越弱。具体地,我们采用企业所在城市的银行存贷款总额与GDP的比例衡量金融发展水平,以金融发展水平的中位数为基准,将样本分为两组,分别考察不同金融发展水平下的体制内关系的作用(见表15)。可以发现,只有在金融发展水平较低的地区,体制内关系才对新创企业的创业规模和长期成长具有正向影响;而在金融发展水平较高的地区,体制内关系并未起到显著作用。这说明良好的金融发展水平有利于形成完善的资源配置机制,从而降低了体制内关系的影响效果。这对缓解创业不平等具有正向调节作用。
变量及样本 | 创业规模 | 净资产复合增长率 | ||
小于中位数 | 大于中位数 | 小于中位数 | 大于中位数 | |
(1) | (2) | (3) | (4) | |
体制内关系 | 0.423***(0.086) | 0.196(0.145) | 2.566**(1.178) | 2.579(1.638) |
N | 1454 | 1454 | 1454 | 1454 |
R2 | 0.319 | 0.257 | 0.115 | 0.113 |
注:银行存贷款总额来源于国泰安数据库,收录年份为2004年之后,因此样本量较小。 |
五、结论与启示
本文为体制内关系对新创企业的创业规模及其成长的影响提供了新的经验证据。研究发现,创业者的体制内关系能够提升新创企业的创业规模,并有助于其长期成长。从表面上看,体制内关系对创业有积极作用。但是简单得出这一结论是不合适的,要考察体制内关系是否具有积极作用,要进一步考察其影响机制。本文研究发现,在筹措创业资本时,拥有体制内关系的创业者更少地依赖个人积累,更多地依靠银行贷款以及通过获得改制国有企业的方式进行创业。并且拥有体制内关系的企业家更了解政府支持政策,同时他们更有可能通过担任人大代表、政协委员或工商联领导等方式重新获得政治身份,因而有助于新创企业长期成长。上述结果表明,体制内关系对新创企业的正面影响大多是基于创业者的政商关系带来的,这会导致创业不平等问题。而较高的金融发展水平则可以缓解这一问题。
本文的研究启示是:首先,中国作为一个处于经济转型时期的大国,正式制度仍然存在不完善之处,进而引致了创业者对非正式制度如体制内关系的需求。本文发现体制内关系在克服创业初期面临的障碍方面发挥了一定作用,并有助于新创企业未来的成长。但是也应当认识到,这种关系在不同历史时期发挥的主要作用可能会有所不同。随着中国市场机制的不断完善,体制内关系的影响将逐渐减弱。其次,应当注意到体制内关系导致了创业不平等问题。本文发现体制内关系有助于提升企业的创业规模,而创业规模较大的企业在市场竞争中更容易存活,这意味着以前市场竞争的公平性有所缺失,这在一定程度上制约了缺乏体制内关系的个体从事创业活动的积极性。要解决这一问题,一方面要通过持续有效的制度改革,比如通过简政放权减少政府对市场的干预;另一方面要在防范风险的基础上提高金融发展水平,金融业尤其是普惠金融的不断发展有助于提高金融服务的覆盖面,进而提升资源配置效率。最后,中国正在实施的“大众创业、万众创新”政策对创业精神的培育具有重要影响,需要关注的是,虽然与之相关的各类支持政策比较多,但是支持政策有效性的前提是将政策配置给真正需要并且能够有效利用的创业主体。这就需要加强各项配置制度的建设,以保证资源的高效配置。习近平总书记提出构建“亲”“清”的新型政商关系,意义十分重大。应当意识到政商关系应该是和谐健康的,政商之间做到“亲”“清”二字,企业家才能对未来产生稳定的预期,企业家精神才能真正得到激发。更为重要的是,“亲”“清”的要求应当上升到制度层面,通过制度建设乃至立法来规范政商关系,这对我国社会主义市场经济的健康发展具有深远意义。
① 2013年中国国家工商总局发布的《全国内资企业生存时间分析报告》显示,从2008年初至2012年底,全国累计退出市场的企业达394.22万户,其中寿命在五年以内的占退出企业总量的59.1%,并且企业注册规模越小,退出概率越高。
② 例如2012年中国私营企业调查数据反映,22.3%的企业家认为创业之初最为严重的问题是缺乏资金,这是所有问题中最为普遍的一项,也是新创企业难以扩大规模的重要原因之一。
③ 根据中国私营企业调查数据,12.5%的民营企业家曾经在政府机构任职、15.9%的民营企业家曾经在国有企业任职。
④ 20世纪90年代民营化浪潮中出现的管理层收购模式曾经引起公众关注,其中存在着企业管理人以低价获得国有资产的现象。
⑤ 规模越小,新创企业死亡风险越高。反之在存活下来的企业中,存在创业规模越小、成长速度越快的现象(Lotti等,2009)。表4中创业规模的系数为负,表明体制内关系的促进作用并非来源于创业规模。
⑥ 限于篇幅,不再列示安慰剂检验和工具变量的实证结果,如有需要,可向作者索取所有实证结果。
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