中國宗教傳統(tǒng)與企業(yè)創(chuàng)新
——基于佛教傳統(tǒng)的經(jīng)驗證據(jù)

黃 燦，賈凡勝，蔣青嬗

1 廣東工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510520 2 中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266100 3 廣東外語外貿(mào)大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，廣州 510006

引言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。黨的十九大報告進(jìn)一步明確了創(chuàng)新在引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的重要地位，標(biāo)志著創(chuàng)新驅(qū)動作為一項基本國策，將發(fā)揮越來越顯著的戰(zhàn)略支撐作用。企業(yè)是市場的主體，也是科技創(chuàng)新的主體，企業(yè)的創(chuàng)新活力直接關(guān)系到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體質(zhì)量。

已有研究主要從微觀層面對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響因素進(jìn)行探討。近年來，陸續(xù)有學(xué)者從宏觀層面研究企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，如法律與金融監(jiān)管層面[1-3]、政府及政策層面[4-5]等，但鮮有研究中國宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

宗教在中國有悠久的歷史。2014年，習(xí)近平總書記在聯(lián)合國教科文組織總部演講時，就以佛教為例，提到宗教在中國的深刻影響：“佛教產(chǎn)生于古代印度，但傳入中國后，經(jīng)過長期演化，佛教同中國儒家文化和道家文化融合發(fā)展，最終形成了具有中國特色的佛教文化，給中國人的宗教信仰、哲學(xué)觀念、文學(xué)藝術(shù)、禮儀習(xí)俗等留下了深刻影響。”2015年，習(xí)近平總書記更是在中央統(tǒng)戰(zhàn)工作會議上明確提出，積極引導(dǎo)宗教與社會主義社會相適應(yīng)，必須堅持中國化方向，必須提高宗教工作法治化水平，必須辯證看待宗教的社會作用，必須重視發(fā)揮宗教界人士的作用。這些論述，承續(xù)了中國共產(chǎn)黨對待宗教的科學(xué)態(tài)度，體現(xiàn)了黨的宗教工作方針政策的成熟自信。

馬克思主義認(rèn)為，宗教是一種積極性和消極性共生共存的現(xiàn)象。宗教的社會作用仍然具有兩重性，既有積極的一面，也有消極的一面。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，最大限度發(fā)揮宗教的積極作用，最大限度抑制宗教的消極作用，積極引導(dǎo)宗教與社會主義社會相適應(yīng)?；诖耍狙芯刻接懼袊诮虃鹘y(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)理，以及進(jìn)一步認(rèn)清中國宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新可能存在的積極作用和消極作用，有助于積極引導(dǎo)宗教與社會主義社會相適應(yīng)，更好地實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。

1 相關(guān)研究評述

1.1 宗教傳統(tǒng)

文化，作為非正式制度構(gòu)建的社會規(guī)范，對人的行為有重要影響。宗教是重要的非正式制度，也是文化的重要組成部分，在經(jīng)濟(jì)活動中扮演非常重要的角色[6]。宗教對人類行為和經(jīng)濟(jì)活動的影響早在亞當(dāng)·斯密的《國富論》和馬克思·韋伯的《新教倫理與資本主義精神》中就有所提及，但I(xiàn)ANNACCONE[7]卻發(fā)現(xiàn)宗教因素長期被社會科學(xué)忽視，建議學(xué)者重點(diǎn)研究宗教對人類行為、商業(yè)行為和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。近年來，不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)宗教傳統(tǒng)作為一種重要的非正式制度，會影響企業(yè)的財務(wù)決策。

國外關(guān)于宗教經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論和經(jīng)驗成果非常多，其中，宗教傳統(tǒng)對公司治理的影響主要分為3部分：①宗教傳統(tǒng)可以增加社會信任[8]。DYRENG et al.[9]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)處于宗教傳統(tǒng)濃厚的地區(qū)，可能更少進(jìn)行財務(wù)重述。②宗教傳統(tǒng)可以增加社會公正性[10]。很多宗教強(qiáng)調(diào)對他人的互助和友愛，反對利已之心，也難以容忍破壞社會公正的行為。③宗教傳統(tǒng)影響風(fēng)險厭惡[11-12]。

基于上述影響機(jī)制，已有研究主要認(rèn)為，宗教傳統(tǒng)一方面影響公司治理，另一方面也影響風(fēng)險厭惡。具體分析如下。

首先，基于社會信任和社會公正的影響機(jī)制，已有研究認(rèn)為宗教傳統(tǒng)會改善公司治理。基于中國情景，上述結(jié)論也得到了驗證。陳冬華等[13]發(fā)現(xiàn)，上市企業(yè)所在地的宗教傳統(tǒng)會改善公司治理。具體而言，宗教傳統(tǒng)減少了企業(yè)違規(guī)，抑制了盈余管理，也更少地被審計師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見。類似的，DU在其系列研究中也發(fā)現(xiàn)，宗教傳統(tǒng)可以降低代理成本[14]、減少掏空[15]、抑制盈余管理[16]。還有研究發(fā)現(xiàn)，宗教傳統(tǒng)可以抑制過度投資[17]。上述研究均發(fā)現(xiàn)宗教傳統(tǒng)對中國上市企業(yè)有治理作用。

其次，基于風(fēng)險厭惡的影響機(jī)理，HILARY et al.[11]發(fā)現(xiàn)，宗教傳統(tǒng)濃厚地區(qū)的企業(yè)具有更加顯著的風(fēng)險厭惡傾向；BLAU[12]也發(fā)現(xiàn)，宗教信仰影響風(fēng)險厭惡，進(jìn)而影響股價的波動。

1.2 企業(yè)創(chuàng)新

①已有大量研究認(rèn)為良好的公司治理能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。從約束和激勵的角度出發(fā)，已有研究探討機(jī)構(gòu)投資者[18]、董事會[19]、管理層薪酬激勵[20]和證券分析師[21]等各種內(nèi)外部公司治理機(jī)制對企業(yè)創(chuàng)新的影響。②已有研究認(rèn)為風(fēng)險厭惡抑制企業(yè)創(chuàng)新[22]。SUNDER et al.[23]發(fā)現(xiàn)有飛行員執(zhí)照的高管更愛冒險，因而會降低風(fēng)險厭惡進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

既然作為非正式制度的宗教傳統(tǒng)可能促進(jìn)公司治理，也可能影響風(fēng)險厭惡，那么宗教傳統(tǒng)也很可能影響企業(yè)創(chuàng)新。然而，已有研究較少關(guān)注宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，這為本研究留下了研究空間。

2 理論分析和研究假設(shè)

2.1 宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正面影響：治理效應(yīng)假說和信息效應(yīng)假說

本研究將宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用歸因為治理效應(yīng)假說和信息效應(yīng)假說，并分別進(jìn)行分析。

(1)宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的直接影響：治理效應(yīng)假說

宗教傳統(tǒng)可以通過改善公司治理，約束管理層的短視行為，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[12]。在企業(yè)經(jīng)營決策中，管理層與股東之間存在代理問題，即管理層出于自身利益而存在道德風(fēng)險。代理問題又會抑制企業(yè)創(chuàng)新，具體而言，企業(yè)創(chuàng)新活動不僅周期長，而且失敗概率很高。對于上市企業(yè)管理層而言，其個人財富和人力資本都集中于單一企業(yè)，比股東更偏好于規(guī)避風(fēng)險，可能會為了追求個人利益，而不愿意從事周期長且高風(fēng)險的創(chuàng)新活動[24]。

宗教傳統(tǒng)作為非正式制度的治理機(jī)制，可以通過改善公司治理以監(jiān)督管理層放棄與股東或企業(yè)長期價值相違背的行為，抑制管理層在創(chuàng)新決策上的代理問題。其中至少有以下理由：①宗教傳統(tǒng)帶來的社會信任會直接或間接地影響企業(yè)高管，進(jìn)而促使其遵守社會規(guī)范以減少代理問題，放棄短視行為。同時，因企業(yè)高管處于宗教傳統(tǒng)影響強(qiáng)的地區(qū)，會導(dǎo)致因短視行為而受到的聲譽(yù)損失更為嚴(yán)重；②宗教傳統(tǒng)改善信息環(huán)境，有利于投資者對管理層的監(jiān)督，進(jìn)而減少代理問題。社會信任使宗教傳統(tǒng)直接或間接地影響并減少利己心態(tài)，進(jìn)而縮短人際交往中的心理距離，改善信息傳播的流動性，有利于投資者獲取相關(guān)信息。與此同時，受到宗教傳統(tǒng)影響的投資者，出于社會公正，也更有意愿監(jiān)督管理層[25-26]。綜合來看，宗教傳統(tǒng)對管理層道德風(fēng)險產(chǎn)生約束作用，因而減少了管理層的代理問題，并促進(jìn)其做出企業(yè)創(chuàng)新的決策，即治理效應(yīng)假說可以解釋宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用。

(2)宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的間接影響：信息效應(yīng)假說

信息不對稱是抑制企業(yè)創(chuàng)新的重要原因。具體而言，鑒于創(chuàng)新具有專業(yè)性高、機(jī)密性高、不確定性大等特征，導(dǎo)致普通投資者可能難以了解企業(yè)創(chuàng)新的價值，以致企業(yè)過多的創(chuàng)新反而加劇了企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱程度。此時，企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱使普通投資者面臨嚴(yán)重的逆向選擇問題，因而傾向于低估企業(yè)創(chuàng)新的價值[21,27]。因此，管理層更愿意增加回報穩(wěn)定的一般性投資，而放棄具有創(chuàng)新價值的高風(fēng)險項目[28]。此時，企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱會抑制企業(yè)創(chuàng)新。

已有大量研究證明降低信息不對稱可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。ZHONG[29]發(fā)現(xiàn)透明度可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。原因在于，當(dāng)創(chuàng)新成果不盡如人意時，透明度發(fā)揮著隱形契約的作用，可以降低企業(yè)更換管理層的可能性，進(jìn)而降低管理層的職業(yè)顧慮，使管理層更傾向于研發(fā)投資項目。事實(shí)上，信息透明度越高，可在一定程度上代表信息不對稱程度低。基于中國情景，陳怡欣等[28]和權(quán)小鋒等[30]基于賣空機(jī)制的信息效應(yīng)角度，認(rèn)為賣空投資者的信息中介功能有利于降低企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱程度，可能提高管理層創(chuàng)新的主觀意愿；陳思等[31]認(rèn)為風(fēng)險投資的參與能夠向市場傳達(dá)關(guān)于企業(yè)質(zhì)量的積極信號，降低企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱程度，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。而宗教傳統(tǒng)可緩解企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，理由如下：

首先，從微觀層面，宗教傳統(tǒng)可通過改善公司治理進(jìn)而緩解企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱。而公司治理的改善，有利于完善企業(yè)信息披露，讓投資者可更多地依賴企業(yè)公開信息進(jìn)行分析判斷，緩解企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱。

其次，從宏觀層面，宗教傳統(tǒng)的社會信任改善上市企業(yè)所在地的信息環(huán)境，便于投資者從該地獲取相關(guān)信息，緩解企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱。投資者可分為本地投資者和外地投資者。具體而言，所在地宗教傳統(tǒng)主要直接影響所在地的本地投資者。相對于外地投資者，本地投資者更具有本地優(yōu)勢。這主要是因為，雖然現(xiàn)在處于互聯(lián)網(wǎng)時代，信息傳遞更為便利，但是本地投資者可以通過社會網(wǎng)絡(luò)等非正式信息渠道獲得軟信息[32]。事實(shí)上，相對于財務(wù)信息等硬信息，企業(yè)文化等軟信息更難獲取，也被認(rèn)為對企業(yè)的判斷更具重要影響[33]。社會信任改善上市企業(yè)所在地的信息環(huán)境，讓本地投資者可以更多地獲取上市企業(yè)相關(guān)信息，更好地發(fā)揮信息獲取的本地優(yōu)勢。

而對于外地投資者，雖然其不處于上市企業(yè)所在城市，但是該城市的信息環(huán)境也會影響到外地投資者的信息獲取能力。其原因在于，地理距離依然影響著信息獲取成本[34]。趙靜等[35]研究發(fā)現(xiàn)，上市企業(yè)所在地開通高鐵后，有助于外地投資者獲取更多的信息。因此，宗教傳統(tǒng)通過改善信息環(huán)境，緩解企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱，促進(jìn)創(chuàng)新。

基于上述分析，不管是對公司治理的改善抑或?qū)λ诘匦畔h(huán)境的優(yōu)化，宗教傳統(tǒng)都能緩解企業(yè)與普通投資者之間的信息不對稱，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新，即宗教傳統(tǒng)可通過信息效應(yīng)間接促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

綜上所述，根據(jù)治理效應(yīng)假說和信息效應(yīng)假說，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正向作用。因此，本研究提出假設(shè)。

H1a所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正面影響(治理效應(yīng)假說、信息效應(yīng)假說)。

2.2 宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響：風(fēng)險厭惡假說

與常規(guī)投資不同，創(chuàng)新項目具有不確定性高、投資周期長的特點(diǎn)。因此，要促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，必須要有一個能容忍短期失敗和風(fēng)險的內(nèi)外部環(huán)境[36-37]，而大膽創(chuàng)新、勇于創(chuàng)新的文化氛圍是促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。

然而，風(fēng)險厭惡是人們信仰宗教的一個重要原因，因此，宗教傳統(tǒng)會導(dǎo)致決策者的認(rèn)知偏向于風(fēng)險厭惡。HILARY et al.[11]研究發(fā)現(xiàn)，宗教傳統(tǒng)濃厚地區(qū)的企業(yè)具有更加顯著的風(fēng)險厭惡傾向；BLAU[12]也發(fā)現(xiàn)，宗教信仰高的國家，因其風(fēng)險厭惡而導(dǎo)致股價波動較小。需要強(qiáng)調(diào)的是，并不是所有宗教傳統(tǒng)都是風(fēng)險厭惡的。ADHIKARI et al.[22]認(rèn)為天主教更崇尚賭博，因此天主教氛圍濃的地區(qū)，上市企業(yè)更愿意創(chuàng)新。本研究認(rèn)為，中國宗教傳統(tǒng)更多地受佛教影響，而佛教文化是厭惡風(fēng)險的，佛教文化對待風(fēng)險的態(tài)度已部分融入中國傳統(tǒng)文化，并對中國人的行為決策產(chǎn)生一定的影響。然而，這種風(fēng)險厭惡不利于企業(yè)創(chuàng)新活動?；诖?，本研究提出風(fēng)險厭惡假說，即宗教傳統(tǒng)因風(fēng)險厭惡而對企業(yè)創(chuàng)新有負(fù)向影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H1b所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有負(fù)面影響(風(fēng)險厭惡假說)。

H1a和H1b為競爭性假設(shè)，因此，所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新是促進(jìn)還是抑制，這一問題有待實(shí)證予以檢驗。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本研究以2009年至2017年A股上市企業(yè)的創(chuàng)新活動為初始研究樣本，對應(yīng)的宗教傳統(tǒng)等數(shù)據(jù)為上1年的數(shù)據(jù)，即2008年至2016年的數(shù)據(jù)，并經(jīng)過如下處理：剔除金融類上市企業(yè)，剔除資不抵債的上市企業(yè)，剔除ST類上市企業(yè)，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，對主要連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。經(jīng)上述處理后，最終獲得18 402個年度觀測樣本。本研究所用數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫，其余為手工收集。

3.2 核心變量

(1)因變量：企業(yè)創(chuàng)新。參考虞義華等[38]的研究，本研究采用專利申請量測量企業(yè)創(chuàng)新。中國專利可分為發(fā)明專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計,參考黎文靖等[5]的研究，本研究將實(shí)用新型和外觀設(shè)計專利歸為非發(fā)明專利。本研究將專利產(chǎn)出類型進(jìn)行如下定義：①Rd1為未來1年企業(yè)專利申請總數(shù)加1再取自然對數(shù)；②Rd2為未來1年企業(yè)發(fā)明專利申請總數(shù)加1再取自然對數(shù)；③Rd3為未來1年企業(yè)非發(fā)明專利(實(shí)用新型和外觀設(shè)計專利)申請總數(shù)加1再取自然對數(shù)。本研究主要采用Rd1作為因變量。

(2)自變量：所在地宗教傳統(tǒng)。參照陳冬華等[13]的基本思路，以中國有影響力的宗教場所與上市企業(yè)所在地的距離作為宗教傳統(tǒng)的測量指標(biāo)。其中，中國有影響力的宗教場所來源于1983年4月9日中華人民共和國國務(wù)院批轉(zhuǎn)的國務(wù)院宗教事務(wù)局《關(guān)于確定漢族地區(qū)佛道教全國重點(diǎn)寺觀的報告》附件中所列中國漢族地區(qū)佛教全國重點(diǎn)寺院，并使用Google地圖等互聯(lián)網(wǎng)方式，收集上市企業(yè)總部所在地和佛教全國重點(diǎn)寺院的經(jīng)緯度，計算出上市企業(yè)200公里和300公里范圍內(nèi)的宗教場所數(shù)量，并除以100，分別用Bu1和Bu2表示。Bu1和Bu2越大，代表所在地宗教傳統(tǒng)越濃。

需要強(qiáng)調(diào)的是，本研究選取佛教作為中國宗教傳統(tǒng)的代表，其原因在于，在中國歷史發(fā)展過程中，經(jīng)歷過多種宗教文化的影響，其中一個最重要的宗教就是佛教。2018年4月3日國務(wù)院新聞辦公室發(fā)表的《中國保障宗教信仰自由的政策和實(shí)踐》白皮書指出，在中國，信教公民近2億，佛教和道教信徒眾多，但普通信徒?jīng)]有嚴(yán)格的入教程序，人數(shù)難以精確統(tǒng)計。本研究通過如下途徑推斷佛教的信仰人數(shù)是最多的：首先，《宗教藍(lán)皮書：中國宗教報告(2010)》援引美國普度大學(xué)的調(diào)查表明，最近30年來中國恢復(fù)最為迅速的宗教是佛教，信仰者人數(shù)也是全體人口中所占比例最大的，大約為18%。其次，本研究基于2015年中國綜合社會調(diào)查(Chinese general social survey，CGSS)的宗教信仰數(shù)據(jù)得出，在宗教信仰者中佛教的信仰者最多，這也說明佛教在中國的影響力。基于上述不同的統(tǒng)計口徑，本研究推斷佛教可作為中國宗教傳統(tǒng)的代表。

(3)控制變量。在相關(guān)的回歸模型中，控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、上市年齡、固定資產(chǎn)比重、第一大股東所有權(quán)、董事會規(guī)模、管理層持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、獨(dú)立董事比例、兩職兼任，并控制行業(yè)和年份的固定效應(yīng)。

模型各變量定義見表1。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

3.3 模型設(shè)定

為了檢驗所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本研究構(gòu)建模型，即

Rd1=α0+α1Bu+αjCont+ε

(1)

其中，Bu包括Bu1和Bu2，Cont為控制變量；α0為常數(shù)項，α1和αj為回歸系數(shù)，j=2,3,…，12，ε為殘差項。本研究主要考察Bu的回歸系數(shù)。如果Bu的回歸系數(shù)顯著為正，支持H1a，即中國宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正向作用；如果Bu的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，支持H1b，即中國宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有負(fù)向作用。

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2給出變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，專利申請數(shù)量均值為1.940，最小值為0，最大值為6.624，標(biāo)準(zhǔn)差為1.829，說明不同企業(yè)間專利申請存在較大差異。所在地宗教傳統(tǒng)的代理變量Bu1和Bu2的均值分別為0.090和0.159，意味著平均而言，上市企業(yè)200公里范圍內(nèi)的佛教全國重點(diǎn)寺院數(shù)量為9個，300公里范圍內(nèi)的佛教全國重點(diǎn)寺院數(shù)量接近16個，說明不同企業(yè)受到地區(qū)宗教傳統(tǒng)的影響有很大差異。此外，其他控制變量并無異常。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics

注：樣本量為18 402。

為了更直觀地展示所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本研究在進(jìn)行回歸分析之前，先對樣本按照宗教傳統(tǒng)影響程度的高低進(jìn)行分組，Bu1和Bu2小于樣本中值的企業(yè)為宗教傳統(tǒng)影響弱的組，大于或等于樣本均值的企業(yè)為宗教傳統(tǒng)影響強(qiáng)的組。本研究進(jìn)行單變量檢驗，檢驗結(jié)果見表3。從表3的單變量檢驗結(jié)果可知，本研究在按照宗教傳統(tǒng)影響強(qiáng)弱分組后，弱宗教傳統(tǒng)影響樣本的創(chuàng)新指標(biāo)均值均在1%水平上顯著低于強(qiáng)宗教傳統(tǒng)影響樣本的創(chuàng)新指標(biāo)均值。該結(jié)果說明所在地宗教傳統(tǒng)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，H1a得到初步驗證。

4.2 回歸分析

4.2.1 對假設(shè)的檢驗

表4給出所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。表4的第2列～第5列檢驗所在地宗教傳統(tǒng)對專利申請數(shù)量的影響，第2列和第4列沒有控制相關(guān)控制變量?；貧w結(jié)果表明，所在地宗教傳統(tǒng)的回歸系數(shù)均在5%水平上顯著為正，表明所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有積極的作用，H1a得到驗證。進(jìn)一步，本研究將專利申請數(shù)分為發(fā)明專利申請數(shù)和非發(fā)明專利申請數(shù)，重新進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果見表4的第6列～第9列。結(jié)果表明，所在地宗教傳統(tǒng)對發(fā)明專利申請數(shù)的影響在1%水平上顯著為正，對非發(fā)明專利申請數(shù)的影響并不顯著，說明所在地宗教傳統(tǒng)對專利申請量的正向影響主要體現(xiàn)在發(fā)明專利申請上?？赡艿脑蚴?，與非發(fā)明專利相比，發(fā)明專利的投入周期更長，風(fēng)險更大且專業(yè)性更強(qiáng)。此時，宗教傳統(tǒng)通過治理效應(yīng)和信息效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的作用更為明顯。

表3 關(guān)鍵變量的單變量檢驗結(jié)果Table 3 Results for Univariate Test on Key Variables

注：***為在1%水平上顯著，括號中的數(shù)據(jù)為t值，下同。

表4 宗教傳統(tǒng)與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果Table 4 Regression Results for Religious Traditions and Corporate Innovation

注：**為在5%水平上顯著，結(jié)果經(jīng)公司層面的Cluster修正，下同。

4.2.2 內(nèi)生性問題和穩(wěn)健性檢驗

所在地宗教傳統(tǒng)與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在遺漏變量的內(nèi)生性問題，對此，本研究進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

(1)變換因變量。①將因變量專利申請數(shù)換為未來2期、未來3期和未來4期的測量指標(biāo)，重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。②將因變量換為未來1期、未來2期、未來3期的專利授權(quán)數(shù)，重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。

(2)工具變量法。采用所在地社會信任作為工具變量來排除內(nèi)生性問題，社會信任的數(shù)據(jù)源自張維迎等[39]的研究。之所以選擇所在地社會信任作為工具變量，是因為所在地社會信任與所在地宗教傳統(tǒng)有關(guān)。如前所述，宗教傳統(tǒng)的一個核心價值觀即社會信任，而所在地社會信任并不會直接影響企業(yè)創(chuàng)新。在采用工具變量法重新進(jìn)行檢驗后，研究結(jié)果不變。

(3)基于殘差的重新檢驗

首先，借鑒黃燦等[40]的研究，將所在地宗教傳統(tǒng)對所有控制變量進(jìn)行回歸，所得殘差即為所有控制變量無法解釋的部分。將殘差重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變，即所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正向影響。

其次，考慮中國其他宗教文化的影響。本研究的關(guān)鍵自變量為所在地宗教傳統(tǒng)，事實(shí)上測量的是佛教傳統(tǒng)。為排除中國其他宗教文化的影響，本研究構(gòu)建測量所在地道教文化的指標(biāo)，即上市公司200公里范圍內(nèi)道教全國重點(diǎn)寺院的數(shù)量，該數(shù)據(jù)來源于1983年4月9日中華人民共和國國務(wù)院批轉(zhuǎn)的國務(wù)院宗教事務(wù)局《關(guān)于確定漢族地區(qū)佛道教全國重點(diǎn)寺觀的報告》。本研究具體做了如下工作：①控制所在地道教文化后重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。②排除道家文化的影響，將所在地宗教傳統(tǒng)對所在地道教文化進(jìn)行回歸，所得殘差即為道教文化無法解釋的部分。將殘差重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。綜上，考慮道教文化的影響后，所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新依然有正向影響。

最后，考慮企業(yè)文化的影響，采用企業(yè)戰(zhàn)略測量企業(yè)文化。參考孫健等[41]的研究構(gòu)建企業(yè)戰(zhàn)略指標(biāo)，做了如下工作：①在控制企業(yè)戰(zhàn)略后重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。②排除企業(yè)戰(zhàn)略的影響，將所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)戰(zhàn)略進(jìn)行回歸，所得殘差即為企業(yè)戰(zhàn)略無法解釋的部分。將殘差重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)論不變。綜上，考慮企業(yè)文化的影響后，所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新依然有正向影響。

(4)增加控制變量

①本研究控制城市層面的指標(biāo)，包括人均GDP、人均公路運(yùn)貨量和人均地方財政教育事業(yè)費(fèi)支出，重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。②參考ADHIKARI et al.[22]的研究，本研究控制行業(yè)競爭赫芬達(dá)爾指數(shù)、機(jī)構(gòu)投資者持股和分析師跟蹤人數(shù)，重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。③參考周銘山等[42]的研究，本研究控制CEO的個人特征，包括CEO年齡、CEO任期和CEO學(xué)歷，重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。

(5)變換自變量和估計模型

①變換自變量，構(gòu)建新的自變量lnBu1和lnBu2，lnBu1為(1+上市企業(yè)200公里范圍內(nèi)佛教全國重點(diǎn)寺院的數(shù)量)的自然對數(shù)，lnBu2為(1+上市企業(yè)300公里范圍內(nèi)佛教全國重點(diǎn)寺院的數(shù)量)的自然對數(shù)。重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。②變換估計模型，使用負(fù)二項回歸的方法重新檢驗，研究結(jié)果不變。

綜合上述實(shí)證，H1a得到驗證，即所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正向影響。

4.2.3 宗教傳統(tǒng)的影響機(jī)制檢驗

(1)宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的直接影響：治理效應(yīng)假說

治理效應(yīng)假說的邏輯是宗教傳統(tǒng)能對管理層道德風(fēng)險產(chǎn)生約束作用，因而減少了管理層的代理問題，并促進(jìn)其做出企業(yè)創(chuàng)新的決策。鑒于直接考察管理層行為較為困難，因此，本研究考察所在地宗教傳統(tǒng)對代理成本的影響，以間接驗證治理效應(yīng)假說。

本研究使用AC作為代理成本的測量指標(biāo)，計算方式為管理費(fèi)用與銷售費(fèi)用之和除以營業(yè)收入；AE為代理效率的測量指標(biāo)，計算方式為主營業(yè)務(wù)收入除以總資產(chǎn)，即資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率?？刂谱兞堪ㄙY產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營現(xiàn)金流、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會人數(shù)、高管持股比例、獨(dú)董比例和兩職合一等。檢驗結(jié)果見表5。因變量分別為代理成本和代理效率，AC越小，或AE越大，說明公司治理越好。因為AC存在缺失值，所以觀測值減少為18 312個。表5的第2列和第3列的結(jié)果表明，所在地宗教傳統(tǒng)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明所在地宗教傳統(tǒng)會降低代理成本。表5的第3列和第4列的結(jié)果表明，所在地宗教傳統(tǒng)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明所在地宗教傳統(tǒng)會提高代理效率。綜合表5的結(jié)果，宗教傳統(tǒng)可以改善公司治理，也間接驗證了治理效應(yīng)假說。

表5 治理效應(yīng)假說檢驗： 宗教傳統(tǒng)與代理問題的回歸結(jié)果Table 5 Test of Governance Effect Hypothesis: Regression Results for Religious Traditions and Agency Problem

(2)宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的間接影響：信息效應(yīng)假說

信息效應(yīng)假說的邏輯是所在地宗教傳統(tǒng)降低企業(yè)與普通投資者的信息不對稱，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。參考溫忠麟等[43]的研究，采用中介效應(yīng)變量法檢驗信息不對稱的中介效應(yīng)。構(gòu)建檢驗?zāi)Ｐ蜑?/p>

Rd1=β0+β1Bu+βjCont+μ

(2)

Syn=χ0+χ1Bu+χjCont+σ

(3)

Rd1=δ0+δ1Bu+δ2Syn+δj+1Cont+ω

(4)

其中，Syn為股價同步性，β0、χ0和δ0為常數(shù)項，β1、βj、χ0、χj、δ1、δ2和δj+1為回歸系數(shù)，μ、σ和ω為殘差項。控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、上市年齡、固定資產(chǎn)比重、第一大股東所有權(quán)、董事會規(guī)模、管理層持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、獨(dú)立董事比例、兩職兼任等變量，并控制行業(yè)和年份的固定效應(yīng)。

中介效應(yīng)檢驗的程序和原理如下：①(2)式中，以Bu的回歸系數(shù)顯著為正為前提。事實(shí)上，該結(jié)果為表4的重新檢驗，而重新檢驗的目的是為了保持(2)式～(4)式的樣本數(shù)一致。②(3)式檢驗所在地宗教傳統(tǒng)對中介變量的影響，即所在地宗教傳統(tǒng)是否會降低企業(yè)與普通投資者的信息不對稱。參考XU et al.[44]的研究，本研究將股價同步性作為信息不對稱的測量指標(biāo)。其原因在于，Syn越低，代表股價信息含量越高，資本市場定價效率更高。此時，股價同步性可以作為企業(yè)與普通投資者的信息不對稱的代理變量，即股價同步性越低，信息不對稱越低。本研究預(yù)期在(3)式中χ1顯著為負(fù)，即所在地宗教傳統(tǒng)能降低信息不對稱。③在(2)式和(3)式成立的基礎(chǔ)上，如果(4)式中δ1顯著為正，且δ2依然顯著為負(fù)，說明信息不對稱的降低在所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用中起部分中介作用，即驗證了信息效應(yīng)的邏輯。

表6 信息效應(yīng)假說檢驗：中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Table 6 Test of Information Effect Hypothesis: Results for Mediation Effect Test

注：*為在10%水平上顯著，下同。

本研究首先檢驗股價同步性對企業(yè)創(chuàng)新的影響。實(shí)證結(jié)果見表6的第2列，股價同步性的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，即股價同步性越高，信息不對稱越嚴(yán)重，此時企業(yè)創(chuàng)新也越少。中介效應(yīng)檢驗的其余回歸結(jié)果見表6的第3列～第8列，實(shí)證結(jié)果符合預(yù)期，即信息不對稱的降低在所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響中起部分中介作用。鑒于部分變量存在缺失值，且要保持中介效應(yīng)檢驗的3個回歸方程的樣本數(shù)一致，所以表6的觀測值僅為18 123個。信息效應(yīng)假說的邏輯在實(shí)證中得到驗證。

5 進(jìn)一步分析

上文在分析宗教傳統(tǒng)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制時，認(rèn)為其影響機(jī)制是治理效應(yīng)假說和信息效應(yīng)假說。下面本研究圍繞該影響機(jī)制，引入相關(guān)調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分析，以進(jìn)一步檢驗宗教傳統(tǒng)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制。

5.1 正式制度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

一般認(rèn)為，宗教傳統(tǒng)作為非正式制度，必然與正式制度相互影響。然而，非正式制度和正式制度可能存在兩方面不同的作用。①互補(bǔ)效應(yīng)。在外部監(jiān)管等正式制度完善時，高管違背社會規(guī)范而隱瞞壞消息的代價更大，因為一旦高管失信于投資者，投資者將通過法律手段等方式要求懲罰高管。②替代效應(yīng)。當(dāng)正式制度完善時，成熟的外部監(jiān)管體系逐漸取代非正式制度的治理作用，即正式制度和非正式制度存在替代關(guān)系[25,45]。因此，本研究進(jìn)一步考察正式制度的調(diào)節(jié)作用，將正式制度劃分為宏觀層面的外部監(jiān)督和微觀層面的外部監(jiān)督。

(1)宏觀層面正式制度外部監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用

由于中國地域廣闊，社會結(jié)構(gòu)復(fù)雜，不同地區(qū)市場化進(jìn)程差異懸殊。因此，本研究采用市場化程度和法制化程度進(jìn)一步考察宏觀層面外部監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用，并構(gòu)建市場化總指數(shù)Mar、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)Law兩個指標(biāo)。上述指標(biāo)源自王小魯?shù)萚46]的研究，其數(shù)據(jù)范圍為2008年至2014年，對于2014年以后的數(shù)據(jù)，本研究用2014年的數(shù)據(jù)替代。Mar和Law越大，說明市場化程度和法制化程度越高，即宏觀層面正式制度外部監(jiān)督越完善。

本研究在(1)式的基礎(chǔ)上引入交互項Bu·Mar和Bu·Law進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果見表7的第2列～第5列。結(jié)果表明，Bu·Mar和Bu·Law的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，說明正式制度(宏觀層面的外部監(jiān)督)會削弱宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用，即正式制度(宏觀層面的外部監(jiān)督)與非正式制度(宗教傳統(tǒng))存在替代關(guān)系。

表7 進(jìn)一步分析：正式制度的調(diào)節(jié)效應(yīng)Table 7 Further Analysis：Moderate Effect of Formal Institution

(2)微觀層面正式制度外部監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用

參考JIANG et al.[47]的研究，本研究用分析師跟蹤人數(shù)(Ana)作為微觀層面外部監(jiān)督的測量指標(biāo)，計算方法為(1+分析師跟蹤人數(shù))的自然對數(shù)。本研究在(1)式的基礎(chǔ)上引入交互項Bu·Ana進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7的第6列和第7列。實(shí)證結(jié)果表明，Bu·Ana的回歸系數(shù)均在10%水平上顯著為負(fù)，說明正式制度(微觀層面的外部監(jiān)督)會削弱宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用，即正式制度(微觀層面的外部監(jiān)督)與非正式制度(宗教傳統(tǒng))也存在替代關(guān)系。

5.2 CEO個人經(jīng)歷的影響

CEO是企業(yè)經(jīng)營決策的關(guān)鍵人物，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的作用必然受到CEO的影響。為了進(jìn)一步檢驗宗教傳統(tǒng)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，本研究選取CEO高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷和CEO海外經(jīng)歷作為調(diào)節(jié)變量。選取上述兩個CEO的經(jīng)歷的邏輯是，與正式制度和非正式制度(宗教傳統(tǒng))的替代關(guān)系類似，CEO高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷和CEO海外經(jīng)歷會改善公司治理，降低企業(yè)與投資者的信息不對稱。此時，CEO高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷和CEO海外經(jīng)歷產(chǎn)生的替代效應(yīng)會削弱宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用。

(1)CEO高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究選取CEO高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為調(diào)節(jié)變量，其原因在于，高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷會給CEO留下為人師表的烙印，并影響到高管現(xiàn)在的社會規(guī)范，提升高管的道德水平[48-49]。因此，高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷代表了更高的道德水平，可以完善公司治理和降低信息不對稱[50-51]。此時，因CEO高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷的替代效應(yīng)，宗教傳統(tǒng)對創(chuàng)新的正向作用被削弱。

本研究構(gòu)建虛擬變量Aca，當(dāng)CEO有高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷時取值為1，否則取值為0。實(shí)證結(jié)果見表8的第2列和第3列，結(jié)果表明，Bu·Aca的回歸系數(shù)在5%及以上水平顯著為負(fù)，說明當(dāng)CEO具有高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷時，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響被削弱。該結(jié)果與替代效應(yīng)的預(yù)期一致。

(2)CEO海外經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究選取CEO海外經(jīng)歷作為調(diào)節(jié)變量，其原因在于，代昀昊等[52]認(rèn)為，當(dāng)海歸回國擔(dān)任高管后，能夠引進(jìn)以及幫助企業(yè)遵循更嚴(yán)格的公司治理準(zhǔn)則，提高企業(yè)的治理水平。杜勇等[49]和GIANNETTI et al.[53]發(fā)現(xiàn)，有海外經(jīng)歷的高管會減少企業(yè)的盈余管理行為。上述研究證明，CEO海外經(jīng)歷可以完善公司治理和降低信息不對稱。此時，CEO海外經(jīng)歷削弱宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用，即表現(xiàn)出替代效應(yīng)。

本研究構(gòu)建虛擬變量Ove，當(dāng)CEO有海外經(jīng)歷時取值為1，否則取值為0。實(shí)證結(jié)果見表8的第4列和第5列，結(jié)果表明，Bu·Ove的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，說明當(dāng)CEO具有海外經(jīng)歷時，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響被削弱，該結(jié)果符合替代效應(yīng)的預(yù)期。Aca和Ove存在缺失值，表8中的觀測值分別減少為18 134個和18 093個。

表8 進(jìn)一步分析：CEO個人經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)Table 8 Further Analysis：Moderate Effect of the CEO′s Personal Experience

5.3 外來文化的沖擊

(1)沿海城市的調(diào)節(jié)作用。在全球化浪潮下，中國宗教傳統(tǒng)不可避免地受到外來文化的沖擊。因此，本研究進(jìn)一步考察外來文化沖擊對所在地宗教傳統(tǒng)與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。沿海城市更容易受到外來文化的沖擊，對此，本研究構(gòu)建測量沿海城市的虛擬變量Yh，當(dāng)上市企業(yè)處于沿海城市時取值為1，否則取值為0。沿海城市包括大連、秦皇島、天津、煙臺、青島、連云港、南通、上海、寧波、溫州、福州、廣州、湛江、北海等14個沿海港口城市。本研究在(1)式的基礎(chǔ)上引入交互項Bu·Yh進(jìn)行回歸，結(jié)果見表9的第2列和第5列。結(jié)果表明，Bu·Yh的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明受到外來文化沖擊時，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響被削弱。本研究進(jìn)一步將深圳、珠海、汕頭和廈門這4個經(jīng)濟(jì)特區(qū)也納入沿海城市的范圍，研究結(jié)果不變。

(2)外來宗教文化的調(diào)節(jié)作用。本研究構(gòu)建反映基督教文化的指標(biāo)Chr，測量外來宗教文化的沖擊，計算方法為上市企業(yè)所在地100公里范圍內(nèi)有影響力的基督教場所數(shù)量，有影響力的基督教場所數(shù)據(jù)來源于國家民族宗教事務(wù)局評選出的首屆“全國創(chuàng)建和諧寺觀教堂先進(jìn)集體和先進(jìn)個人”。本研究在(1)式的基礎(chǔ)上引入交互項Bu·Chr進(jìn)行回歸，結(jié)果見表9的第3列和第6列。結(jié)果表明，Bu·Chr的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，說明受到外來宗教文化的沖擊時，中國宗教傳統(tǒng)(即佛教文化)對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響被削弱。

表9 進(jìn)一步分析:其他文化的影響Table 9 Further Analysis：Impact of Other Cultures

(3)本土道教文化的調(diào)節(jié)作用。本研究構(gòu)建反映道教文化的指標(biāo)Tao，計算方法為上市企業(yè)所在地200公里范圍內(nèi)道教全國重點(diǎn)寺院的數(shù)量。本研究在(1)式的基礎(chǔ)上引入交互項Bu·Tao進(jìn)行回歸，結(jié)果見表9的第4列和第7列。結(jié)果表明，Bu·Tao的回歸系數(shù)均在5%水平上顯著為負(fù)，說明受到本土道教文化的沖擊時，中國宗教傳統(tǒng)(即佛教文化)對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響被削弱。

6 結(jié)論

本研究將中國宗教傳統(tǒng)聚焦于佛教文化，利用2009年至2017年A股上市企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)據(jù)，研究宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究結(jié)果表明，①中國宗教傳統(tǒng)表現(xiàn)出的社會信任和社會公正的思想對企業(yè)創(chuàng)新有正向影響。具體而言，基于治理效應(yīng)和信息效應(yīng)的影響機(jī)制，所在地宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有促進(jìn)作用。雖然整體上看，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正向影響，但理論上，宗教傳統(tǒng)風(fēng)險厭惡的觀念卻可能抑制企業(yè)創(chuàng)新。②本研究檢驗了正式制度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)正式制度更完善時(市場化程度更高、法制化程度更高、分析師跟蹤更多)，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用被削弱。③本研究檢驗了CEO個人經(jīng)歷的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)CEO具有高校學(xué)術(shù)經(jīng)歷或海外經(jīng)歷時，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用被削弱。④本研究還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)所在地存在其他文化的影響時，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用被削弱。

基于本研究的結(jié)論，可為政策制定提供如下啟示：

(1)必須辯證地看待宗教作為非正式制度起到的社會作用，發(fā)揮其對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用，并抑制其消極的作用，以更好地實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。

基于本研究結(jié)論，中國宗教傳統(tǒng)在對企業(yè)創(chuàng)新的影響中，雖然其積極作用占主導(dǎo)，但也可能存在消極作用。因此，應(yīng)當(dāng)全面貫徹黨的宗教工作基本方針，最大限度地發(fā)揮宗教的積極作用、抑制宗教的消極作用，積極引導(dǎo)宗教與社會主義社會相適應(yīng)，以更好地實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。

(2)政策制定者應(yīng)意識到正式制度與非正式制度的相互關(guān)系，積極加強(qiáng)正式制度建設(shè)。根據(jù)本研究結(jié)論，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有正向影響，且正式制度與非正式制度呈替代關(guān)系。一方面，說明非正式制度能夠在正式制度不完善的地區(qū)起到替代作用，表明在制度建設(shè)不完善的當(dāng)下，宗教傳統(tǒng)對企業(yè)創(chuàng)新有積極的影響；另一方面，也說明鑒于宗教的社會作用仍然具有兩重性，其風(fēng)險厭惡的社會規(guī)范在理論上還是不利于創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施。因此，政府應(yīng)加強(qiáng)正式制度的建設(shè)，以更好地實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。

本研究還存在如下不足：①雖然本研究采用的宗教傳統(tǒng)的測量方法在已有研究中已廣泛運(yùn)用，但受數(shù)據(jù)所限，本研究無法獲取企業(yè)管理層或董事會成員的宗教信仰數(shù)據(jù)，因此宗教傳統(tǒng)的測量指標(biāo)可能不夠精確。因此，在未來可考慮進(jìn)一步獲取企業(yè)家、企業(yè)管理層或董事會成員宗教信仰的調(diào)查數(shù)據(jù)做進(jìn)一步的研究。②本研究沒有考察宗教的何種信條影響更大。就目前而言，本研究的這種缺陷很難彌補(bǔ)，有待以后研究進(jìn)一步探討。③鑒于中國傳統(tǒng)文化博大精深，未來研究可考慮儒家文化等其他文化，以進(jìn)一步識別傳統(tǒng)文化對企業(yè)創(chuàng)新的影響。