黨組織嵌入治理、研發操縱與企業雙元技術創新

徐 穎，朱順林

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言

技術創新是國家推動經濟高質量發展的決定性因素和企業獲取競爭優勢的重要源泉。隨著企業、政府、科研機構等創新主體持續穩步提高研發投入，我國專利的申請量和授權量呈現“爆炸式”增長，并于2012 年成為《專利合作條約》第一大專利申請國。值得注意的是，雖然中國已經成為科技投入大國和專利申請大國，但除了量子通信、超級雜交水稻等少數領域外，大多數領域內基礎性、原創性的技術創新發明與發達國家相比仍存在很大差距，技術創新“大而不強”的問題仍然存在[1]。基于雙元創新理論，企業技術創新分為探索式創新和利用式創新[2]。探索式創新是對原技術路線和產品的重大突破和顛覆性變革，是一種高風險、高收益、前瞻性的創新[3]，需要大規模、長周期的創新資本的持續支持，而利用式創新是在既定的技術軌道上，對舊技術或產品質量進行迭代升級，是一種低風險、低收益的創新[4]。顯然，兩者在研發周期、預期收益、風險程度等方面均存在顯著差異。如何平衡和優化企業的雙元創新活動，是影響企業高質量創新水平提高的重要路徑之一。

公司治理可以通過緩解委托代理問題，激勵企業增加研發投入，促進企業創新[5-6]。同時，企業治理制度融合黨的領導是中國現代企業制度的特色和優勢，黨組織嵌入治理是我國公司治理的重要特色之一。2004 年10 月《中央組織部、國務院國資委黨委關于加強和改進中央企業黨建工作的意見》正式確立了“雙向進入、交叉任職”制度在企業中的地位，“雙向進入”是指黨組織成員依法進入董事會、監事會和管理層，且董事會、監事會以及管理層中的黨員根據相關規定進入黨委會；“交叉任職”是指黨委（黨組）書記、董事長由一人擔任，或董事長兼任黨委副書記且副董事長兼任黨委書記。隨后很多民企學習國企逐漸構建黨組織嵌入公司治理結構，探索推行民營企業“黨建入章”，保證黨組織通過“雙向進入、交叉任職”方式參與企業重大決策。

關于黨組織嵌入治理與企業創新的研究主要包括以下兩方面：一是黨組織嵌入治理對技術創新的影響效應方面，趙云輝等（2022）[7]提出黨組織結構嵌入對綠色創新具有促進作用，李明輝和程海艷（2021）[8]實證檢驗發現黨組織參與治理顯著抑制了企業創新投入，但提高了企業創新效率；二是黨組織嵌入治理對于創新的路徑機制方面，黨組織嵌入治理在霧霾污染會倒逼企業進行綠色創新的關系中發揮了正向調節作用（黃帥，2021）[9]。翟華云等（2020）[10]指出，在產業政策鼓勵時和組織冗雜多時，“交叉任職”更能促進企業選擇探索式創新。原東良等（2022）[11]發現黨組織嵌入通過政治關聯、政策感知、員工保護和公司治理促進私營企業創新投資。但是，現有文獻關于黨組織嵌入治理與企業探索性創新績效的研究較少，特別是對黨組織嵌入治理如何緩解研發操縱，進而促進企業高質量的探索式創新鮮有研究。因此本文從黨組織嵌入治理視角，探討其對高新技術企業雙元創新的影響機制和效應。

二、理論分析與研究假設

（一）黨組織嵌入治理影響高新技術企業雙元創新的關系機理

黨組織成員通過“雙向進入、交叉任職”方法嵌入企業，擔任黨和政府“管家”角色，將推動企業積極響應國家號召，從而有利于加快落實創新驅動發展戰略[8]；具體來說，黨組織嵌入主要從創新資源、創新決策、創新文化等方面發揮治理效應，提升企業的科技創新水平。

第一，促進創新資源獲取。市場是配置資源的決定性機制，政府在經濟活動中也仍然發揮著重要的作用，對經濟資源的配置還有著較大的影響[12]。存在黨組織嵌入的公司可以通過建立與上級黨委和政府的密切聯系，低成本獲取政策信息、政府補貼等稀缺性創新資源，從而促進企業創新。第二，促進創新決策優化。一方面，黨組織嵌入企業決策機制有助于緩解管理層過度自信和“一言堂”決策等現象，使前瞻性的創新項目不因高管自利行為而被擱置；另一方面，黨組織參與創新決策事先向專家學者和群眾員工廣泛收集意見，有利于相關者綜合分析項目風險、收益和價值，不僅降低了創新項目的失敗風險，而且實現了企業雙元創新均衡發展的目標。第三，促進創新文化氛圍形成。黨組織嵌入治理有利于發揮黨員的創新帶頭作用，營造良好的創新工作氛圍。具體而言，嵌入治理的黨組織通過公眾號報道、開辦講座、獎勵措施等方式宣傳黨員技術骨干，可以傳遞企業重視創新的信號，并激發全體員工尤其是核心研發人員的創新活力。據此，提出以下假設：

H1：黨組織嵌入治理能夠促進高新技術企業的雙元創新。

黨組織的嵌入使得企業高管擁有“經濟人”和“政治人”的雙重角色，其承擔的責任更多是引領企業以國家戰略需求為導向，進行原創性科技攻關。并且在政治晉升的激勵下，企業高管人員更傾向于支持突破性、戰略性的探索式創新項目，把全體職工的思想和行動統一到建設創新型企業戰略和發展前景上來，引導他們由追求短期經濟效益上升到追求企業可持續性發展的精神境界，從而有助于向上級黨組織傳遞黨員高管能力的正面信息[8]。

管理層往往傾向于忽略投資周期長、風險較高的具有更高回報的核心技術創新投資項目，而是選擇那些投資周期較短、收益較為明確的當前或短期的低效率投資項目，黨組織嵌入部分緩解了這種管理者主義導致的忽視探索式出現的創新投資結構，推動企業平衡雙元技術創新，促進企業進行獲取核心競爭力的探索性創新活動。此外，黨組織的“雙向進入、交叉任職”嵌入公司治理，具有一定的認證效應，可以減少公司的低效率創新投資活動，緩解進行探索式創新的融資約束，推動企業增加高質量的探索式創新投資。據此，本文提出以下假設：

H2：相比于利用式創新，黨組織嵌入治理對高新技術企業探索式創新的促進作用更明顯。

（二）黨組織嵌入治理促進探索式創新的機制

當前，國家為鼓勵企業進行原創性、基礎性和突破性的技術創新，對認定有效期內的高新技術企業給予稅收優惠等支持政策。但在政策的實施過程中，部分企業為獲取政府補助及企業聲譽等利益，在研發投入一定的條件下，更多地從事策略性技術創新活動[13]，甚至以套取稅收優惠等政策紅利為目的而進行研發操縱這一機會主義行為[14]，這偏離了政策制定的初衷，降低了企業進行高質量創新的傾向。研發操縱屬于高管盈余管理的范圍內，主要通過操縱會計科目，實現研發投入比達到某種設定閾值，以獲取短期利益。例如，在會計處理過程中將不屬于研發活動的人員工資、機器耗材和設備折舊等計入研發支出[15]，故意將研發費用錯誤分類[16]、虛增研發費用或進行合作性研發和欺騙性研發等業務活動[17]。

黨組織嵌入公司治理可以通過以下途徑來降低上述研發操縱的傾向：第一，在行為互動層面上，黨組織嵌入公司董事會、監事會及高管團隊，成為政府彌補市場失靈的替代手段，分別發揮事前規制、事后監督的功能，緩解企業為獲取稅收減免等政策紅利而進行高新技術企業認定的“鉆空子”研發操縱行為[18]，引導企業做出符合真實研發活動的決策，不斷發掘戰略性、長期性的創新項目，從而提高企業的創新質量[14]；第二，公司董事會決策層、高管團隊管理層是公司研發操縱的實際操控者，基于現代公司治理程序，黨組織嵌入董事會通過表決權、薪酬設計決策等緩解公司的盈余管理、過度金融化等對研發投入的擠出行為，抑制企業的研發操縱行為，推動企業進行真實的創新活動；第三，黨組織嵌入公司治理可以推動企業誠信價值觀的構建，從而緩解高管層由于職業道德缺失、自由裁量權濫用現象導致的研發操縱[19]。據此，本文提出以下假設：

H3：黨組織參與治理能夠通過緩解研發操縱行為進而提升企業的探索式創新。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

考慮到上市公司研發投入的相關信息于2008年才開始全面披露，故本文選取2008—2020 年處于高新技術企業認定有效期內的樣本數據，并按照以下要求對樣本進行篩選：（1）剔除金融類、保險類企業；（2）剔除ST、ST*類企業；（3）剔除變量缺失的樣本。經過篩選后最終獲得5 996 個數據觀測值。此外，為了消除異常值的影響，對模型中的連續變量進行了上下1%的縮尾處理。公司數據主要來源于Wind 數據庫和CSMAR 數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業雙元創新（Dinn）。結合高新技術企業認定中對知識產權情況的評價標準（發明專利等按Ⅰ類評價；實用新型專利、外觀設計專利等按Ⅱ類評價），借鑒陳慶江等（2021）[20]衡量雙元創新的方法，將探索式創新（EI）定義為發明專利申請量的自然對數，利用式創新（DI）定義為實用新型和外觀設計專利申請量的自然對數。

2.解釋變量。借鑒于未東等（2022）[18]的方法，采用黨組織是否嵌入（PARTY）以及嵌入程度（PARTY_RAT）測度黨組織嵌入治理。黨組織是否嵌入為虛擬變量，若有黨委會成員同時也是董事會成員、監事會成員或管理層成員，PARTY 取值為1，否則為0；黨組織嵌入程度定義為黨委會成員和董事會、監事會、管理層的重合人數占董事會、監事會、管理層總人數的比重。

3.中介變量：研發操縱（MBB）為虛擬變量。借鑒楊國超等（2017）[21]的做法，定義公司研發投入強度略高于高新技術企業認定的標準門檻值為研發操縱公司，具體以研發投入比超過高新技術企業認定的標準門檻值1%作為臨界值進行度量。

4.控制變量。選取資產負債率、企業規模、成長性、兩職合一、股權集中度、政府補助、經營現金流、研發人員、凈資產收益率作為控制變量。各變量的定義如表1 所示。

表1 變量定義表

（三）模型構建

基于前文理論分析與研究假設，本文構建以下回歸模型：

其中，Dinni，t為被解釋變量，包括探索式創新（EI）和利用式創新（DI）；PARi，t為解釋變量，包括黨組織是否嵌入治理（PARTY）以及嵌入治理的程度（PARTY_RAT）；模型（2）是機制檢驗模型，檢驗黨組織嵌入治理對中介變量研發操縱（MBB）的影響；模型（3）是在模型（1）的基礎上納入中介變量，進而檢驗假設2，即檢驗黨組織嵌入治理影響企業高質量探索式創新的中介路徑。α0、β0、γ0表示常數項，Controli，t表示控制變量，i 表示企業，t 表示年份，δi為行業固定效應，ξt為年份固定效應，εit為隨機誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統計

如表2 所示，探索式創新（EI）均值為1.839，標準差為1.250；利用式創新（DI）均值為2.146，標準差為1.316，最小值為0，最大值為5.743，樣本間差異較大，說明不同高新技術企業之間的雙元創新水平存在一定的差異。黨組織嵌入治理與否的虛擬變量（PARTY）均值為0.106，標準差為0.308，表明10.6%的高新技術企業存在黨組織嵌入公司內部治理；黨組織嵌入程度（PARTY_RAT）均值為0.039，標準差為0.148，說明黨委會“雙向進入”“交叉任職”的占公司董事會、監事會以及管理層的平均比例為3.9%。

表2 描述性統計

（二）基準回歸

（三）穩健性檢驗

基準回歸結果（見表3）。首先，從黨組織是否嵌入對雙元創新的促進效應看，列（1）表明黨組織嵌入治理顯著提高了探索式創新水平，在其他因素不變的條件下，存在黨組織嵌入治理的企業比不存在黨組織嵌入治理的企業，探索式創新水平提高了0.13%；列（3）顯示，黨組織嵌入治理對利用式創新存在正向促進作用但不顯著。其次，從黨組織嵌入治理程度的創新推動效應看，列（2）、列（4）顯示，黨組織嵌入程度對探索式創新、利用式創新的影響效應分別在1%和5%的水平上顯著為正。具體而言，在控制其他因素后，黨組織嵌入治理程度每提高1 個百分點，探索式創新平均提高0.55%，利用式創新平均提高0.24%，這表明黨組織嵌入治理程度更有利于推動企業的探索式創新。本文假設1 和假設2得到支持。

表3 基準回歸結果

1.替換被解釋變量。借鑒Guan 和Liu（2016）[22]的研究，本文采用IPC 專利分類法重新衡量企業雙元創新，如果公司當年新申請專利的IPC 分類號（以前四位IPC 號為準）未在過去五年申請的專利中出現，則定義為探索式創新；反之，則是利用式創新。表4 報告了替換被解釋變量后黨組織嵌入治理對高新技術企業雙元創新的影響，檢驗結果發現黨組織是否嵌入、黨組織嵌入程度與各個變量的回歸系數以及顯著性和前文保持一致。

表4 穩健性分析結果

2.Heckman 兩階段回歸?？紤]到高新技術企業可能存在黨組織嵌入公司治理但未在年報或官網中披露的情況，本文采用Heckman 兩階段模型。第一階段構建影響黨組織嵌入治理的Probit 模型，并參考馬連福等（2013）[23]選擇直接控股股東是否為集團公司（GROUP）以及實際控制人是否是國資委或政府部門（CONT），兩個變量作為外生工具變量，以估計出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratio，IMR）。第二階段將IMR 加入模型（1）中，表5 列（2）～列（5）的結果顯示，黨組織是否嵌入、黨組織嵌入程度對探索式創新的影響系數均顯著為正，這表明在控制樣本選擇性偏誤后，回歸結果依然穩健。

表5 穩健性分析結果

（四）異質性分析

1.基于黨組織嵌入類型的異質性檢驗。為檢驗黨組織嵌入治理類型是否會影響雙元創新，本文將黨組織嵌入程度進一步區分為黨組織嵌入董事會治理程度（PARTYB_RAT）、嵌入監事會治理程度（PARTYS_RAT）、嵌入高管層治理程度（PARTYM_RAT）。表6結果顯示，黨組織嵌入董事會、監事會和高管層均能夠顯著提高探索式創新水平。其中，嵌入董事會的影響系數最大，其次是嵌入高管層，這表明黨組織嵌入治理主要通過決策、執行層面，推動企業開展探索式創新。此外，黨組織嵌入監事會對利用式創新的影響系數為負，但未通過顯著性檢驗。表明黨組織通過事后監督層面，抑制了此類低含金量的利用式創新，但目前來看這種抑制作用不明顯。

表6 黨組織嵌入類型與企業雙元創新

2.基于黨的十八大召開前后的異質性檢驗。為了檢驗黨組織嵌入治理對探索式創新的影響是否在黨的十八大召開后更顯著，本文對樣本按黨的十八大前后分組檢驗。如表7 所示，在黨的十八大之前，黨組織嵌入公司治理對探索式創新影響效應均不顯著；而在黨的十八大之后，黨組織是否嵌入的影響系數在1%水平下顯著為正；黨組織嵌入程度對高新技術企業探索式創新水平的影響系數由0.276增加至0.641，且顯著性水平增強。表明黨的十八大后隨著國家加強推動創新發展戰略政策的落實，高新技術企業黨組織通過調整和優化嵌入方式，完善黨組織與企業現代治理有機融合，從而有效地推動企業更加注重探索式創新的投入，促進企業進行原創性的核心技術創新活動。

表7 黨的十八大召開前后與黨組織嵌入治理績效

3.基于是否聘任四大事務所審計的異質性檢驗?？紤]到聘請會計師事務所對于企業審計質量、公司內控和企業治理的影響，本文基于公司是否聘任了四大會計師事務所進行分樣本回歸，結果如表8 所示。其中，聘任非四大事務所進行審計的企業黨組織是否嵌入、嵌入程度對探索式創新的回歸系數均顯著為正，而在四大審計的企業中黨組織嵌入對探索式創新影響不顯著，這說明在非四大會計師事務所審計的公司中黨組織嵌入治理對探索式創新的促進效應更顯著。其原因可能是：第一，聘任四大會計師事務所審計的企業具有認證效應，有利于緩解市場的信息不對稱，向市場傳遞企業關注戰略發展，從而更傾向于進行探索性創新投資；第二，經四大審計的企業內部控制更為有效[24]，在創新過程中進行盈余管理行為的可行性更低，更能自我約束研發操縱行為。

表8 四大審計、黨組織嵌入治理與探索式創新

（五）機制檢驗

表9 報告了中介效應模型的估計結果。列（1）、列（4）顯示黨組織是否嵌入和嵌入程度都顯著正向影響探索式創新。列（2）、列（5）中介回歸結果顯示黨組織嵌入治理對研發操縱的影響效應顯著為負，即表明黨組織嵌入治理有效抑制了研發操縱行為的發生，且嵌入程度每提高1%，研發操縱發生的概率平均下降0.838%；列（3）、列（6）是加入中介變量研發操縱后的結果，顯示黨組織嵌入治理的系數依然顯著為正，而研發操縱系數顯著為負，表明黨組織嵌入治理通過緩解、抑制研發操縱的治理效應，進一步提高了探索式創新水平。

表9 黨組織嵌入治理、研發操縱與探索式創新

檢驗研發操縱的中介作用?？紤]到回歸模型中自變量和中介變量均為二分類變量，方程（2）形式選擇logistic 回歸模型。而logistic 回歸方程是異方差的，線性回歸方程（1）、方程（3）要求同方差性的假設，由于兩類回歸方程系數之間尺度不同，c 和c'無法進行比較，且等式c=c'+ab 也不再成立[25]。對此本文借鑒Iacobucci（2012）[26]的方法檢驗黨組織嵌入治理對探索式創新是否存在中介機制，具體檢驗步驟如下：

首先，表9 列（2）報告了自變量黨組織是否嵌入對研發操縱的t 值為-3.09，列（3）報告了中介變量研發操縱對因變量探索式創新的z 值為-5.15，分別記為Zα1、Zβ1；其次，根據公式計算出Zα1*β1=Zα1*=6.0886；最后，計算中介效應值=15.9135/6.0886=2.6137＞2.58，表明中介路徑在1%的水平上顯著。同理，黨組織嵌入治理程度的中介機制檢驗也按照上述步驟進行計算，得出中介效應值=9.8040/5.5889=1.7542＞1.65，同樣通過10%水平的顯著性檢驗。由此可以得出，研發操縱在黨組織嵌入公司治理對探索式創新的作用中存在中介效應，假設3 得以驗證。

五、結論與政策建議

（一）研究結論

本文運用2008—2020 年高新技術企業上市公司的面板數據，實證檢驗了黨組織嵌入對企業雙元技術創新的影響效應。得出如下結論：（1）黨組織嵌入高新技術企業顯著地提升了企業雙元創新水平。其中，黨組織嵌入治理對公司探索式創新促進效應顯著為正，對企業利用式創新不存在顯著影響，黨組織嵌入治理程度對探索式創新的正向影響作用是對利用式技術創新影響的二倍。（2）異質性分析中，黨組織嵌入董事會比嵌入高管團隊、嵌入監事會更有利于企業探索式創新水平提升；黨的十八大以后黨組織嵌入治理顯著促進了企業的探索式創新，聘請非四大審計的高新企業黨組織嵌入治理對雙元技術創新的促進效應顯著為正。（3）機制檢驗發現，黨組織嵌入治理能夠通過緩解、抑制高新技術企業的研發操縱行為進一步促進探索式創新。

（二）政策建議

基于以上分析結論，提出三點政策建議：一是完善“雙向進入、交叉任職”的黨組織嵌入公司治理結構，應盡可能通過嵌入董事會、高管層，推動黨組織政治領導優勢和現代公司治理深度融合，在市場微觀層面落實黨和國家科技創新方針政策；二是應該通過黨組織嵌入公司治理結構，充分發揮黨組織在創新決策的引領作用，從而保證黨和國家的方針、戰略和政策在企業的貫徹執行；三是應該充分發揮黨組織對技術創新活動的監督作用，緩解、抑制研發操縱等機會主義行為，促進企業開展多種探索性的技術研發創新活動，推動高新技術企業成為我國承擔原創性、突破性、實質性等產業核心技術創新的主力軍。