政治關聯(lián)、R&D與企業(yè)創(chuàng)新績效
——基于高新技術企業(yè)面板數(shù)據(jù)

張鵬凱

(安徽財經(jīng)大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

政治關聯(lián)、R&D與企業(yè)創(chuàng)新績效
——基于高新技術企業(yè)面板數(shù)據(jù)

張鵬凱

(安徽財經(jīng)大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

基于社會資本理論、高階理論與資源基礎觀，提出研發(fā)投入在高管政治關聯(lián)作用于企業(yè)創(chuàng)新績效過程中具有中介效應。通過實證研究，利用2007～2014年高新技術上市公司面板數(shù)據(jù)對理論假設進行檢驗，結果表明，高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著負相關；研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響；高管政治關聯(lián)對研發(fā)投入具有消極影響；研發(fā)投入在高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效關系間的中介效應得到支持。作用機理在于：高管政治關聯(lián)減少了企業(yè)研發(fā)投入，研發(fā)投入是提升企業(yè)創(chuàng)新績效的必要因素。研究結論對于合理利用政治關聯(lián)，提升企業(yè)創(chuàng)新績效具有啟示作用。

政治關聯(lián)；研發(fā)投入；創(chuàng)新績效；高新技術企業(yè)

高管的政治關聯(lián)作為聯(lián)系企業(yè)和政府之間的紐帶，究竟會對企業(yè)產(chǎn)生什么影響？廣泛的關注并沒有形成統(tǒng)一的觀點。有的學者認為高管的政治關聯(lián)能夠提升企業(yè)業(yè)績，因為其能夠為企業(yè)帶來稀缺的社會資本。[1]但是，有學者認為高管政治關聯(lián)不一定能夠促進企業(yè)業(yè)績增長，因為政治關聯(lián)會為企業(yè)帶來額外負擔，如為政府GDP的增長而進行的低效率重組并購、降低失業(yè)率等。[2]上述多數(shù)研究主要集中于高管的政治關聯(lián)對于企業(yè)運營績效以及經(jīng)濟績效的影響，對企業(yè)創(chuàng)新績效的研究不足。在我國著力成為創(chuàng)新型國家的背景之下，技術創(chuàng)新是國家戰(zhàn)略的重中之重。那么，高管的政治關聯(lián)對于企業(yè)技術創(chuàng)新績效有著什么樣的影響？影響機制在哪里？

本文以高階理論、資源基礎觀為基礎，探討高管政治關聯(lián)、研發(fā)投入以及企業(yè)創(chuàng)新績效三者之間的關系以及內(nèi)在機理。遵循高階理論“高管特征——戰(zhàn)略抉擇——公司業(yè)績”的研究框架，同時聯(lián)系資源基礎觀關于資源獨特性的觀點，提出高管政治關聯(lián)通過研發(fā)投入影響企業(yè)創(chuàng)新績效的中介模型?？紤]到高新技術企業(yè)作為我國實施創(chuàng)新戰(zhàn)略的排頭兵，具有創(chuàng)新的特點，筆者以我國高新技術上市公司為研究樣本，進行實證檢驗。

一、理論演繹與假設提出

1.政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效

高管的政治關聯(lián)是企業(yè)高管個人的背景特征。企業(yè)創(chuàng)新績效是企業(yè)關于創(chuàng)新行為投入產(chǎn)出取得的成果?，F(xiàn)有的研究成果證實，高管的背景特征會對企業(yè)績效產(chǎn)生重要影響[3]。同時，基于高階理論，我們知道高層管理人員的個人特征能夠通過戰(zhàn)略決策的制定對企業(yè)的績效產(chǎn)生影響。因而，高管政治關聯(lián)作為高層管理人員的一種背景特征，影響高層管理人員的信息選擇和戰(zhàn)略決策的制定，進而影響企業(yè)創(chuàng)新績效。政治關聯(lián)建立的目的最終在于獲取政府以及政府官員所能夠提供的各種稀缺資源與便利。根據(jù)社會資本理論，我們應該注意到，外部社會資本所具有的雙重性質，即企業(yè)依據(jù)高管政治關聯(lián)獲取政府各種資源和便利的同時，也面臨著維系政治關聯(lián)所產(chǎn)生的成本，其中包括被政府“嵌入”的風險以及政府或者政府官員對企業(yè)決策所進行的干預，這些可能對企業(yè)創(chuàng)新思維產(chǎn)生消極影響[4]，從而對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生消極影響。因此，本文提出如下假設：

H1：高管政治關聯(lián)對于企業(yè)創(chuàng)新績效具有消極作用。

2.政治關聯(lián)與企業(yè)研發(fā)投入

企業(yè)的高管參與戰(zhàn)略決策的制定，對于企業(yè)資源的分配具有決定性的影響，顯然，對于研發(fā)投入決策也具有顯著影響。高管政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投入的影響有兩個方面：一是對于獲取的資源是否進行研發(fā)投資產(chǎn)生影響；二是對于研發(fā)應投入多少資源產(chǎn)生影響。首先，企業(yè)通過政治關聯(lián)獲得的資源，通常具有配置社會資源的作用，因而往往投向政府管制行業(yè)以及一些“短、平、快”的項目，快速獲利，從而會抑制企業(yè)將資源投向那些具有高社會效益、見效慢、投資周期長、風險大等特性的研發(fā)項目。[5]其次，高管政治關聯(lián)對于彈性研發(fā)投入部分會產(chǎn)生影響。企業(yè)的研發(fā)投入基本上分成兩部分：一是企業(yè)制度規(guī)定的固定研發(fā)投入部分；二是根據(jù)企業(yè)的發(fā)展環(huán)境而變化的彈性研發(fā)投入部分。由于企業(yè)會受到外部短期業(yè)績預期的影響，尤其是政治關聯(lián)企業(yè)受政府預期的影響更甚，政治關聯(lián)高管在風險厭惡和自利動機的驅使下，會傾向于做出減少研發(fā)投入的決策。[6]擁有政治關聯(lián)的高管由于存在對政府或政府官員的依賴，往往會對企業(yè)績效預期抱以樂觀態(tài)度，當對企業(yè)預期高于設定的目標時可能會降低研發(fā)投入。通過高管政治關聯(lián)對研發(fā)投資以上兩方面的影響，我們提出以下假設：

H2：高管政治關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生消極影響。

3.企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效

研發(fā)投入是企業(yè)進行創(chuàng)新活動必不可少的輸入資源?；谫Y源基礎觀，我們可知當研發(fā)投入資源具有稀缺性、難以模仿、難以替代以及有價值這些特征時，會更加有助于創(chuàng)新。[7]研發(fā)投入強度一定程度上表達了企業(yè)對于創(chuàng)新戰(zhàn)略的承諾與重要性的堅定認識，同時也是一種對企業(yè)發(fā)展的主動搜尋與探索。作為創(chuàng)新活動的研發(fā)投入對于創(chuàng)新績效具有很大影響。首先，充足的研發(fā)資金對于企業(yè)創(chuàng)新活動起著至關重要的作用，其有助于企業(yè)落實具有差異化性質的研發(fā)項目，從而促進專有性技術的產(chǎn)生。其次，企業(yè)對于研發(fā)人員的投資主要包括兩個方面：一是對現(xiàn)有員工進行培訓，提升企業(yè)的人力資源水平；二是吸收具有豐富經(jīng)驗和企業(yè)缺乏的高層次研發(fā)人員，從而不斷擴大和積累企業(yè)知識資產(chǎn)。這兩個方面都有助于創(chuàng)新活動的開展。再次，物質資源的投入是進行創(chuàng)新活動必不可少的硬件基礎。各種研發(fā)設備、工具等物質資源的投入為企業(yè)的研發(fā)提供了必要的支持，對企業(yè)的技術創(chuàng)新產(chǎn)生積極的影響。這些投入充足的物質性資源有可能會形成資源冗余，而部分冗余資源的存在有利于提高企業(yè)的吸收能力，有助于創(chuàng)新。較高的研發(fā)投入強度可以促進研發(fā)投資組合的形成，從而有助于構造互補性資產(chǎn)結構，發(fā)揮協(xié)同作用，助推企業(yè)創(chuàng)新。因此，提出如下假設：

H3：企業(yè)研發(fā)投入強度對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響。

4.企業(yè)研發(fā)投入的中介效應

研發(fā)投入是創(chuàng)新活動的重要基礎條件，對于創(chuàng)新活動的成功與否具有至關重要的作用。同時，對企業(yè)的資源進行分配是企業(yè)高管工作的一部分，因此需要考慮高管個人特征對于資源分配的影響。一方面，基于高階理論的研究框架，企業(yè)高層管理人員政治關聯(lián)對于有關資源分配的戰(zhàn)略抉擇產(chǎn)生了影響，也不同程度地影響了創(chuàng)新資源的配置行為。進一步，基于資源基礎觀，企業(yè)擁有的獨特資源可以維持和發(fā)展企業(yè)的競爭優(yōu)勢，其內(nèi)在機理是企業(yè)擁有的獨特資源提升了企業(yè)的生產(chǎn)效率。這也正說明，企業(yè)擁有的不同資源導致了創(chuàng)新差異。高管政治關聯(lián)要想作用于企業(yè)的創(chuàng)新績效，資源分配策略是必不可少的一個環(huán)節(jié)。而研發(fā)投入正是企業(yè)面向創(chuàng)新活動最關鍵的資源分配。研發(fā)投資是面向創(chuàng)新至關重要的資源分配，在社會資本與企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有橋梁作用。[8]因此，提出如下假設：

H4：研發(fā)投入強度在高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效間具有中介效應。

二、研究設計

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以我國高新技術上市公司為研究對象，剔除2007～2014年度間存在ST、PT情形的上市公司，最終得到411家高新技術上市公司作為本文的研究樣本。

高管政治關聯(lián)的數(shù)據(jù)主要來自國泰君安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，從中獲取高管的簡歷信息，借鑒巫景飛(2010)關于高管政治關聯(lián)的計量方法，逐個對比編碼，運用Excel進行統(tǒng)計整理，最終得到高管的政治關聯(lián)等級數(shù)據(jù)。

創(chuàng)新績效的數(shù)據(jù)來源可以拆分為專利申請數(shù)和總資產(chǎn)數(shù)據(jù)?？傎Y產(chǎn)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，專利申請數(shù)來源于國家知識產(chǎn)權局——專利檢索與分析。將查詢的數(shù)據(jù)按年度歸類進行統(tǒng)計，即可得專利申請數(shù)，用Excel整理后可得創(chuàng)新績效數(shù)據(jù)。

對于研發(fā)投入度強度，可按如下公式計算：研發(fā)投入 = “預提費用”中研發(fā)投入(期末-期初) + “待攤費用”中研發(fā)投入(期末-期初) + “支付的其他與經(jīng)營活動有關的現(xiàn)金”中研發(fā)投入(期末-期初) + “長期待攤費用”中研發(fā)投入(期末-期初)。其他變量的數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中所在地區(qū)(ADD)主要根據(jù)樊綱等編制的《中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》分類編制而得。本文的實證分析工具為Excel2007、Stata12.0。

2.變量設計

自變量為高管政治關聯(lián)。借鑒巫景飛(2010)的研究，通過對董事長或總經(jīng)理的信息進行編碼處理，具體可以分為兩個步驟。第一步，設置編碼條目內(nèi)容：1)是否曾經(jīng)在政府任職。2)是否是人大代表或者政協(xié)委員。3)是否獲得縣級以上勞動模范、優(yōu)秀企業(yè)家、先進個人等獎項。第二步：若董事長或者總經(jīng)理信息符合條目內(nèi)容則賦值為1，否則為0；逐個條目進行賦值；最后匯總求和，結果即為高管政治關聯(lián)等級。[9]

因變量為企業(yè)創(chuàng)新績效。運用專利申請量度量創(chuàng)新績效的做法較為常見，原因在于專利是技術創(chuàng)新產(chǎn)出的主要形式[10]，同時專利申請比較容易獲取。因此，本文使用專利申請數(shù)占企業(yè)總資產(chǎn)的比值作為創(chuàng)新績效的度量指標。

中介變量為研發(fā)投入強度。研發(fā)資金投入在研發(fā)投入要素中占據(jù)主導地位，所以本文的研發(fā)投入強度指的是研發(fā)資金投入強度。研發(fā)投入強度反映了不同企業(yè)研發(fā)支出的相對程度，是研發(fā)投入受到企業(yè)規(guī)模調節(jié)后的表現(xiàn)，一般用研發(fā)費用占營業(yè)收入的比例來表示。所以，本文中的研發(fā)投入強度即是研發(fā)費用/營業(yè)收入。變量匯總見表1。

三、實證分析

1.描述性統(tǒng)計

從表2中，我們可以觀測到，我國高新技術上市公司每百萬資產(chǎn)專利申請數(shù)的算術平均值為11.35%，中位數(shù)為6.29%，這說明我國高新技術上市公司的創(chuàng)新績效普遍偏低；創(chuàng)新績效的最小值為0.0037%，最大值為146.22%，極差為146.218%，標準差為0.1582，這表明我國高新技術上市公司創(chuàng)新績效極值之間的差距較大，但同時各公司之間離散度相對集中。公司高管政治關聯(lián)算術平均為0.3959，中位數(shù)和極小值均為0，極大值為3，表明我國高新技術上市公司政治關聯(lián)的存在較為普遍。研發(fā)投入強度算術平均值為5.788%，中位數(shù)為4.578%，說明高新技術公司的研發(fā)投入強度普遍較高，這突出了其高新技術企業(yè)性質；極小值為0.006%，極大值為72.56%，這說明了高新技術公司研發(fā)強度差距較大；標準差為5.144%，表明研發(fā)投入強度較為集中。

2.相關性檢驗和多重共線性檢驗

表3是各變量的pearson相關性檢驗結果。從表中我們可以觀察到，各個變量之間具有一定的相關性，但是這種相關性普遍偏低，最大的為0.332，這說明從整體視角來講，數(shù)據(jù)之間不存在較為顯著的多重共線性問題。

注：表格內(nèi)容為pearson相關系數(shù)；***，**，*分別代表在1%，5%，10%置信水平上(雙側)顯著相關.

3.模型估計策略及選擇

首先由于中介效應的檢驗需要控制變量和聯(lián)立方程組模型相對一致，所以為了更有效地檢驗研發(fā)投入的中介效應，對于聯(lián)立方程組需要選擇統(tǒng)一的模型，本文我們需要以中介方程組為標準進行模型的篩選。其次，由于各個模型中不存在因變量的滯后項，所以我們首先排除動態(tài)面板模型，而需要從混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型中選擇其一。這時就需要進行F檢驗和Hausman檢驗。

山西省聞喜縣已圓滿完成了水利普查第一階段的清查工作，12類普查對象空間數(shù)據(jù)采集與標繪工作已全部完成，并順利完成普查靜態(tài)數(shù)據(jù)和動態(tài)數(shù)據(jù)的預審與錄入工作。兩年的普查工作中遇到了許多問題，在處理中也得到一些啟示。

運用stata12.0進行F檢驗，得到F檢驗的P值為0.000，所以拒絕原假設：F test that all u_i=0。接下來進行Hausman檢驗，輸出結果為：Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)’[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)=10.54 Prob>chi2 = 0.1598，從輸出結果可以得知P=0.1598 > 0.1，即原假設成立，存在隨機效應，所以選用隨機效應模型進行回歸分析。同時經(jīng)過Hausman檢驗后，也避免了解釋變量與個體性效應之間存在的內(nèi)生性問題。

4.回歸檢驗

回歸結果見表4。

模型(2)是關于高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間關系的回歸結果。實證分析結果顯示，高管政治關聯(lián)與公司創(chuàng)新績效之間的回歸系數(shù)為-0.0208，p值小于0.05，顯著性水平為5%。這說明，對于我國高新技術公司而言，高管的政治關聯(lián)等級的增加帶來了公司創(chuàng)新績效的下降，高管政治關聯(lián)與創(chuàng)新績效負相關，由此假設H1得到證實。高管政治關聯(lián)與創(chuàng)新績效之間關系顯著，這也是后續(xù)進行中介效應回歸的先決條件。

模型(3)是關于高管政治關聯(lián)與研發(fā)投入之間關系的回歸結果。實證分析結果表明，高管政治關聯(lián)與研發(fā)投入強度之間顯著負相關，兩者回歸系數(shù)等于-0.00376，p值小于0.05，在5%顯著性水平上顯著。這表明，高管的政治關聯(lián)弱化了公司研發(fā)投入強度，假設H2得到證明，兩者的回歸結果對中介效應檢驗模型(模型(5))給予了有力支持。

模型(4)是關于研發(fā)投入強度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間關系的回歸結果。研發(fā)投入強度(RD)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的系數(shù)等于0.558，而且在1%水平上顯著，這表明我國高新技術企業(yè)的研發(fā)投入強度每增加1%，每百萬資產(chǎn)創(chuàng)新績效則增加0.558%，兩者之間顯著正相關，假設H3得以證實。

注：z-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1.

表4報告了高管政治關聯(lián)與公司創(chuàng)新績效的中介效應回歸分析結果。下面按照Baron和Kenny(1986)的方法，同時結合溫忠麟(2014)中介效應檢驗流程進行中介效應分析[11][12]。檢驗流程為：第一步，檢驗因變量與自變量系數(shù)a1，若a1顯著則進行第二步；若a1不顯著則說明不存在中介效應；第二步，檢驗自變量與中介變量的系數(shù)b1以及中介變量與因變量的系數(shù)d2，若兩者均顯著則直接進行第四步，若兩者中至多有一個顯著則進行第三步；第三步，引入Bootsrap檢驗法檢驗b1、d2的乘積是否等于零，若顯著則進行第四步，若不顯著則說明不存在中介效應；第四步，檢驗自變量、中介變量、因變量均存在的方程中自變量的系數(shù)d1，若d1不顯著則說明中介效應為完全中介效應，若d1顯著則進行第五步；第五步，比較b1、d2的乘積與d1的符號，若同號則說明中介效應為部分中介效應，大小為(b1 * d2 / a1)，若異號則說明不是中介效應。

模型(1)作為基準模型,僅放入其他控制變量[13]。在控制影響公司創(chuàng)新績效的主要控制變量的情況下，模型(2)反映了高管政治關聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。實證分析結果顯示，高管政治關聯(lián)與公司創(chuàng)新績效之間的回歸系數(shù)為a1 =-0.0208，p值小于0.05，顯著新水平為5%。模型(3)顯示了高管政治關聯(lián)對公司研發(fā)投入強度的影響。實證分析結果表明，高管政治關聯(lián)與研發(fā)投入強度之間顯著負相關，兩者回歸系數(shù)等于b1 = -0.00376，p值小于0.05，在5%顯著性水平上顯著，這表明，高管的政治關聯(lián)弱化了公司研發(fā)投入強度，同時兩者的回歸結果對中介效應檢驗模型(模型(5))給予了有力支持。在模型(5)中，對創(chuàng)新績效的回歸加入了公司研發(fā)投入強度，實證分析結果顯示，研發(fā)投入強度與創(chuàng)新績效之間的回歸系數(shù)為d2 = 0.535，p值小于0.001，兩者的顯著性水平為1%。與此同時，研發(fā)投入強度這一變量的加入降低了高管政治關聯(lián)對創(chuàng)新績效的負面影響，使得兩者之間的回歸系數(shù)由-0.0208提升到-0.0178，而且兩者之間顯著性水平有所降低。由于此時高管政治關聯(lián)對創(chuàng)新績效仍具有顯著作用，我們需要進行中介效應檢驗的系數(shù)比較，以防止依此回歸方法可能出現(xiàn)的探測不到的遮掩效應，b1*d2 =(-0.00376)*(0.535)= -0.0020，與-0.0178同號，所以研發(fā)投入對高管政治關聯(lián)和創(chuàng)新績效具有中介作用，且中介效應的比例占總效應的比例為b1 * d2 / a1 = -0.0020 / -0.0208 = 9.67%，從而假設H4得以證實。

我們用滯后一年的凈資產(chǎn)收益率(L1ROE)來替代滯后一年的總資產(chǎn)收益率(L1ROA)，對上述已驗證的高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效路徑進行驗證，回歸結果見表5。

注：z-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1.

模型(6)是中介效應檢驗的基準模型，不含解釋變量和被解釋變量。

模型(7)是高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結果。兩者之間的系數(shù)a1 = -0.0202，而且在5%水平上顯著。這說明高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間顯著負相關，假設H1依舊得到證實，模型通過穩(wěn)健性檢驗。

模型(8)是高管政治關聯(lián)與研發(fā)投入強度的回歸結果。兩者之間的系數(shù)b1 = -0.00398，而且在5%水平上顯著。這說明高管政治關聯(lián)對研發(fā)投入有消極影響，假設H2依舊得以證實，模型通過穩(wěn)健性檢驗。

模型(9)是研發(fā)投入強度與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結果。兩者之間的系數(shù)等于d2 = 0.555，并且在1%水平上顯著。這說明提高研發(fā)投入強度有利于企業(yè)創(chuàng)新績效提升，假設H3依舊得以證實，模型通過穩(wěn)健性檢驗。

模型(10)將研發(fā)投入強度納入高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效研究之中。在模型(10)中，高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的系數(shù)d1為-0.0173，在5%水平上顯著。研發(fā)投入強度與創(chuàng)新績效之間的系數(shù)d2 = 0.533，b1 * d2 = -0.00212，由此可見b1 * d2與d1同號，b1 * d2 / a1 = 10.5%，研發(fā)投入強度的中介作用顯著存在，假設H4依舊得以證實，且中介效應占總效應的比例為10.5%，與原來的9.67%相差不大，模型穩(wěn)健性檢驗通過。

四、研究結論與討論

實證結果表明:高管政治關聯(lián)負向影響企業(yè)創(chuàng)新績效；研發(fā)投入能正向影響企業(yè)創(chuàng)績效；高管政治關聯(lián)對研發(fā)投入具有消極影響；研發(fā)投入在高管政治關聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績效關系的中介效應得到支持。作用機理在于：高管政治關聯(lián)減少了企業(yè)研發(fā)投入，研發(fā)投入是促進企業(yè)創(chuàng)新績效提升的必要因素。

本文研究結論也能夠給予公司及高層管理人員些許管理啟示和實踐指導。企業(yè)家一詞的本質及其精神特質在于開拓進取、勇于創(chuàng)新。創(chuàng)新活動是企業(yè)獲取核心競爭力的關鍵。在進行創(chuàng)新活動的同時，企業(yè)家還要面臨復雜多變的市場環(huán)境以及政治環(huán)境。面對不斷變動的政治環(huán)境，企業(yè)需要制定符合自身的發(fā)展政治戰(zhàn)略，與政府部門進行良性互動。企業(yè)在考慮政治關聯(lián)帶來的社會資本積極作用的同時，也必須認識到社會資本具有的雙重性質，避免被過度嵌入。退一步來講，政治關聯(lián)并不是企業(yè)進行創(chuàng)新活動不可或缺的要素，因為企業(yè)的創(chuàng)新資源并非由政府進行控制，隨著發(fā)展周期的變動，政企關系應進行不斷調整。在具體實施政治戰(zhàn)略時，應注意配合市場戰(zhàn)略，實現(xiàn)兩者的有機整合，提升企業(yè)的吸收轉化能力，降低政治關聯(lián)的轉化成本，及時將其轉化為企業(yè)內(nèi)部資源，實現(xiàn)政治戰(zhàn)略與市場戰(zhàn)略的協(xié)同效應，從而更有效地促進企業(yè)創(chuàng)新。

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責任編校：田 旭，馬軍英

2015-10-22

安徽財經(jīng)大學2014年研究生科研創(chuàng)新基金項目(CXJJ2014126)

張鵬凱，男，碩士，研究方向為會計理論。

F276

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1007-9734(2015)06-0049-07