摘要：在创新驱动发展战略下，知识产权保护愈发成为企业以自主创新获取竞争优势的重要制度保障，尤其对外部资源约束下“小而弱”的新创企业具有重要意义。基于创业导向与社会责任双重视角，以2014—2018年404家创业板企业为研究对象，检验知识产权保护对企业绩效的直接促进作用，并验证创业导向、社会责任在“制度—行为—绩效”链条中的转换机制及作用过程，揭示宏观制度因素对微观企业主体的双重中介机制，完善基于新创企业情境化的研究模式，为资源约束下新创企业战略发展研究提供更加辩证的实践视角。
关键词：知识产权保护，新创企业绩效，创业导向，社会责任
基金项目：国家自然科学基金项目（7167214，71372173，70972053，71904113）；陕西省软科学研究计划项目（2019KRZ007，2019KRM044）；西安市社会科学规划基金项目（17J85）
0 引言
知识经济时代，知识产权愈发受到重视，作为优化知识资源配置、促进技术进步的重要制度，知识产权保护制度与创新驱动发展的国家战略息息相关。制度理论指出，组织行为嵌入于制度环境中，制度规范对企业战略具有重要影响。作为宏观制度规范下的微观主体，新创企业不仅是国家创新体系的重要组成部分，更是助推我国经济高质量发展的活力之源。具体来讲，新创企业大多属于知识密集型行业，其发展必然离不开创新，知识产权保护的核心任务是为创新提供保障，因而以创新构建持续竞争优势离不开知识产权保护的有力支撑。由于新创企业组织规模小、成立时间短、经营风险高、资产轻质化等特有属性，其天生“弱而小”却不得不在激烈的市场竞争中“与狼共舞”。发展理论强调，法制建设、知识创新与经济增长应是一个相互促进、互相作用的协调体系[1]。因此，知识产权保护制度作为法律、知识和经济相结合的产物，对新创企业具有举足轻重的影响，理应成为新创企业克服成长劣势，实现创新发展的重要制度保障。
然而，现有文献大多围绕知识产权保护对企业绩效的直接效果[2，3]，或对某一效应进行研究[4，5]，但若仅仅关注对现象及结果的特定描述，将容易导致研究结论碎片化，难以形成完备性。实际上，宏观政策对微观主体的作用效果及影响途径往往是由多因素共同驱动的，法律政策等制度环境对企业绩效的作用路径不仅依靠管理者的主观能动性，也离不开相关利益主体的外部驱动。一方面，基于企业内部视角，Engelen等[6]指出，创业导向作为新创企业提升竞争优势的重要战略决策，是管理者基于特定环境追求创新发展动态而持续的战略行为，强调对内部成长过程的关注；另一方面，从企业外部视角进行分析，由于新创企业成长速度快，随着其社会影响力日趋扩大，公众对企业“社会公民”的身份期望日渐增加，企业社会责任愈发受到关注。王清刚和徐欣宇[7]基于利益相关者理论指出，社会责任本质是一种为维护各方关系所缔结的契约诉求，一定程度上反映了外部环境对企业行为的驱动。因此，新创企业成长不仅仅是外部制度压力和需求驱动的结果，更体现了内嵌于组织深层次的价值观及思维方式。另外，企业兼具商业组织与社会组织的双重属性，尤其作为新经济态势下最活跃的组织形态，新创企业更需要致力于对创新绩效与财务绩效的追求，以增强组织动态战略的有效性。基于此，本文以新创企业作为研究对象，分别以创业导向与社会责任作为内部驱动和外部驱动的中介路径，系统揭示知识产权保护制度对企业绩效的作用，通过对企业自身禀赋条件进行深入剖析，有助于明确影响新创企业成长的潜在因素。
本文可能在以下方面有所扩展：一是不同于既有文献对企业绩效的单维度考虑，本文以新创企业为研究对象，以创新绩效和财务绩效作为企业绩效测度依据，不仅更加符合新创企业的战略追求，而且使“法与经济”关系研究更具有实践价值；二是不同于以往关于制度对企业作用机制的单一路径研究，本文通过构建内外部两条作用机制，不仅更加明晰创业导向的内部中介效应，而且将企业置于更广阔的社会系统中，创新性地将企业社会责任作为外部中介因素加以分析，提出新创企业战略管理动态路径整合框架，为新创企业战略管理提供新思路。
1 理论基础与研究假设
1.1 知识产权保护与企业绩效
La Porta等[8]（LLSV）开创了法与经济研究视角，其核心观点强调，健全的法律制度不仅是保障经济增长的关键，同时也是改善公司治理的重要因素。既有研究表明，知识产权保护制度作为“创新之法”，通过提高企业研发投入程度及期望收益，对企业绩效产生促进作用。具体来讲，对于新创企业而言，首先，完善的知识产权保护制度能够为其提供与大中型企业公平竞争的环境，有助于企业通过自身专利技术构建“护城河”。Ang等[9]以中国中小企业为研究对象指出，中小企业由于资金、技术等较为匮乏，只有通过有效的知识产权保护才能提高创新投入，从而获取竞争优势。因此，知识产权保护对企业绩效的促进作用之一在于：有效的知识产权保护制度通过排除模仿者的非法侵犯而产生垄断利润，激励企业研发投入并维护企业研发利益，不仅能够提高企业创新绩效，而且可以通过品牌效应扩大市场份额以实现快速成长，进而提升财务绩效。其次，基于融资约束与信息不对称视角，新创企业通常以特有知识、技术等作为核心资源，为保证专用资产的安全，往往不愿过多披露相关信息，从而导致组织内外部更加严重的信息不对称问题。外部资金提供者由于无法掌握充分信息，进而降低其投资意愿，从而影响新创企业融资效果[10]。知识产权保护能够通过对侵权行为的打击促使企业主动向外披露更多内部信息，缓解信息不对称问题，有助于企业通过引进风险投资等方式进行融资。Brown等[11]研究指出，知识产权保护水平越高的地区，上市公司越倾向于进行高质量会计信息披露，提升企业信息透明度，吸引更多投资者关注。因此，知识产权保护对企业绩效的促进作用之二在于：通过提高信息透明度有效缓解融资约束，能够提高企业外部融资能力进而提升绩效水平。最后，知识、技术商品化以及由此形成的知识产权交易市场是知识产权保护制度形成的原动力，同时，知识产权保护制度完善有助于促进知识产权交易市场健全与发展，使资源匮乏的新创企业通过知识产权质押等途径获得有效的资源支持。因此，知识产权保护对企业绩效的促进作用之三在于：通过完善知识产权中介机构以及提高产权市场规范化程度，拓宽企业资源获取、交易及配置渠道，从而提升企业绩效。基于此，本文提出以下假设：
H1：知识产权保护与新创企业绩效正相关。
H1a：知识产权保护与新创企业创新绩效正相关；
H1b：知识产权保护与新创企业财务绩效正相关。
1.2 知识产权保护与创业导向
创业导向是企业战略决策过程的重要内容，是指企业根据内外部环境变化，追求新技术、寻找新机会、开发新市场的动态而持续的战略行为，在推动创新决策过程中通过对资源、能力等的配置影响企业价值绩效。Covin & Slevin[12]将创业导向视为一种资源消耗型战略导向，可见，创业导向本质是通过对机会的识别、开发及选择，不断整合资源以满足成长需求的过程[13]。因此，从创业导向发挥效应的条件看，创业导向需要以资源或能力作为支撑。然而，对于新创企业，其自身资源禀赋有限，而知识产权保护制度能够通过激励企业内部资源投入促进知识存量增长，同时提高企业外部融资能力，从而使新创企业摆脱资源束缚，缓解管理者“短视症”[14]。因此，根据动态能力理论，知识产权保护下创新资源累积效应能够为高风险的创业导向行为提供资源支持，有效缓解创业导向型战略决策在不确定环境下的后顾之忧，激发管理者创业导向的主观能动性与风险承担能力，促进企业积极进行机会识别、新产品开发、新市场拓展，对创业导向起战略驱动作用。因此，知识产权保护对新创企业创业导向培育具有促进作用。基于此，本文提出以下假设：
H2：知识产权保护与新创企业创业导向正相关。
1.3 知识产权保护与社会责任
Campbell[15]指出，企业履行社会责任的动因主要有以下3个方面，即经济利益、合法性压力以及利他主义，政府规制则是影响企业履行社会责任的第一要素。制度理论强调，法律法规、道德规范及社会舆论等制度环境都会对企业社会责任产生影响[16]。知识产权保护制度作为重要制度因素，不仅关系到企业经营收益，还通过合法性及企业伦理压力对社会责任履行产生影响。具体来讲，首先，新创企业作为知识要素市场化配置下最活跃的微观主体，同时也是产权制度改革最基本的承担者，经济因素是其承担社会责任最根本的动因。基于“成本—收益”原则，只有当预期收益超过投入成本时，资源约束下新创企业承担社会责任才是值得的战略选择。一方面，知识产权保护制度能够赋予企业创新成果一定的垄断利润，提高企业创新收益，对社会责任产生激励效应；另一方面，当知识产权保护不够健全时，违法侵权等不当行为大量出现，恶性竞争等压力增加了交易、监督和执行成本，迫使企业通过降低产品质量等投机主义行为缩减成本，有损于社会责任。其次，更加严厉的知识产权保护制度加强了市场合法性约束，增加了组织合法性压力，包括投资者选择压力、消费者选择压力、社会舆论批评压力等，企业必须通过以履行社会责任为外显机制的组织行为树立良好的企业形象，遵从外界对企业履行社会责任的期望，进而获取并维持合法性资源支持[17]。第三，利他主义强调企业文化的重要性，正所谓“无恒产者无恒心”，只有对产权拥有长久的所有权，才能使产权拥有者具备相应的道德观念或行为准则。知识产权保护无疑为“恒产”提供保障，“恒心”则是产权主体承担社会责任的核心体现，知识产权保护制度由此强化了企业履行社会责任的道德规范。由此可见，知识产权保护对社会责任具有正向促进作用。基于此，本文提出以下假设：
H3：知识产权保护与新创企业社会责任正相关。
1.4 内部机制：创业导向的中介效应
动态能力理论强调创业导向与战略管理结合，因其改变了企业资源配置、经营惯例及成长潜力[18]。创业导向作为一种独特的心智模式反映在企业差异化经营战略中，它是以企业绩效目标为动力，在战略执行过程中设定愿景并产生资源需求，驱动企业通过机会识别等方式不断优化资源配置，推动企业创新发展过程、行为和决策活动[19]，反映了企业依据资源进行战略制定的方式、方法和实践，体现了组织资源动员能力。在此基础上，企业绩效是管理者认知、行为等多方面的反映，企业绩效强调结果，创业导向则反映了组织认知模式及战略态势。大量研究验证了创业导向对企业绩效的积极作用，创业导向所具有的预应性、创新性及风险承担性等特征有助于企业优先通过新产品开发、新技术探索等方式捕捉潜在机会以构筑竞争优势，进而提升企业绩效。
Nadkarni & Barr[20]基于战略管理动态认知视角，进一步强调管理认知在企业情境及战略决策中的中介作用。具体而言，企业掌握的技术、知识、人才等关键资本所具有的稀缺性、价值性、异质性及难以模仿性特征是其获得可持续竞争优势的关键，知识产权保护制度通过保障企业关键资源投入或重新配置效益，提升组织战略柔性与资源使用效率，促进其形成资源位势壁垒（Position Barriers）[21]，占据新的利基市场，进而对创业导向产生促进作用。创业导向正是通过资源禀赋寻求相匹配的创新机会，从而提高企业绩效。尤其对于新创企业，只有通过知识产权保护制度对企业核心资源的正式规范，实现企业资源高效配置，才能促进企业制定创业导向型战略决策，进而有助于把握先动优势，通过开发市场的非均衡获得更多关注，确立品牌认知地位，取得超额利润[22]。因此，创业导向在知识产权保护与企业绩效间发挥传导作用，是新创企业通过知识产权保护实现价值创造的重要中介路径。基于此，本文提出以下假设：
H4：新创企业创业导向在知识产权保护与企业绩效间具有中介作用。
H4a：新创企业创业导向在知识产权保护与企业创新绩效间具有中介作用；
H4b：新创企业创业导向在知识产权保护与企业财务绩效间具有中介作用。
1.5 外部机制：社会责任的中介效应
值得注意的是，若企业履行社会责任仅仅是出于强制性规范，那么社会责任只能被视为一种“道德说教”，最终难免背道而驰。尤其对于快速成长的新创企业，资源约束下能否主动履行社会责任，关键在于是否明晰社会责任与企业绩效之间的内在联结和赋能转换机制。Dhaliwal等[23]基于组织成本理论指出，积极履行社会责任可以帮助企业降低资本成本，提高财务绩效；张兆国等（2012）指出，企业承担社会责任是一种价值创造机制，不仅可以为社会创造价值，同时也提高了自身价值，这种“利己利人”的双赢效应有助于企业实现利润最大化。此外，企业履行社会责任对企业绩效还具有“道德声誉资本”的类似保险机制，提升正面形象并减少负面归因[24]。新创企业更容易受资源约束和声誉缺失的双重制约，履行社会责任有助于其缓解融资约束[25]、提高企业声誉、积累道德声誉并提升社会形象[26]，进而提升企业绩效。
在此基础上，Zheng等[27]指出，企业外部环境变化显著影响社会责任带来的长期绩效。知识资产创造价值的有效性取决于制度基础[28]，组织合法性作为制度理论的核心概念，是连接外部环境与组织行为的中介桥梁[29]，体现了企业与其所嵌入情境价值观的一致性。新创企业合法性是在客观制度情景下，企业符合外部通行规范化的程度[30]，是新创企业获得融资认可的重要资本[31]。由于新创企业面临“合法性门槛”[32]，而知识产权保护制度作为外部规则、认知规范的通行范式，更加抬高了产权合法性门槛，故企业当务之急是要满足知识产权制度压力下的合法性需求。Suchman[33]指出，社会责任是获取外部合法性支持的重要途径，企业能够通过承担社会责任在一定程度上掩盖（transcend）某些不良事件。由此可见，社会责任是新创企业在制度约束下通过提升规制合法性获得外部资源的重要路径，履行社会责任是为获得合法性的一种符号性行为[34]，能够在知识产权保护制度约束力不断增强的情形下帮助新创企业提高可信度和可靠性[35]，获得顾客、供应商等利益相关者认可。因此，知识产权保护通过促进新创企业履行社会责任帮助其提升企业绩效。基于此，本文提出以下假设：
H5：新创企业社会责任在知识产权保护与企业绩效间具有中介作用。
H5a：新创企业社会责任在知识产权保护与企业创新绩效间具有中介作用；
H5b：新创企业社会责任在知识产权保护与企业财务绩效间具有中介作用。
本文研究框架如图1所示。
图1 理论研究框架
2 研究设计
2.1 研究样本与数据来源
本文借鉴刘伟等[36]的方法，将新创企业界定范围确定为处于企业生命周期中快速成长阶段的股份制企业。具体选取2014—2018年我国创业板上市公司为研究对象，在剔除退市及数据缺失的公司样本后，最终得到404家上市公司数据。其中，各省侵权纠纷案件数量、知识产权代理公司数量等相关数据来源于国家知识产权局统计年报；各省专职律师数来源于《中国律师统计年鉴》；各省技术市场成交合同额、地区生产总值及人口数据分别来源于国家统计局（NBS）网站，其它有关财务数据来自于CSMAR和Wind数据库。
2.2 变量测量
2.2.1 省际知识产权保护水平
由于我国立法与司法之间不同步，省际知识产权保护水平差异显著，因而国际较为普遍的知识产权保护GP指数在我国适用性不强。韩玉雄和李怀祖基于GP方法测算出1984—2002年我国知识产权保护的修正水平（韩玉雄、李怀祖，2005），但其也无法满足新态势下的发展要求。本文借鉴胡海青和王钰[37]的方法，通过以下5项指标构建知识产权保护指数（见表1）。
表1 知识产权保护指数构建
2.2.2 创业导向
本文借鉴Williams等[38]的做法，采用年度研究开发支出占销售收入的比例和年度投资活动净现金占销售收入的比例两个指标测量创业导向。研发支出和投资活动净现金流量共同体现了企业对创业导向战略的投入程度。基于此，创业导向具体指标构建如下：xit表示i公司在第t年的研发收入占销售收入的比例，yit表示i公司在第t年的投资活动净现金流量占销售收入的比例，EOit表示i公司第t年的创业导向强度，计算公式表示如下：
。从几何学角度看，该指标反映了二维空间中i公司在第t年的创业导向强度，即创业导向位置越接近于二维空间中的（0，0），表示创业导向越保守，反之越强烈。
2.2.3 社会责任
本文样本企业社会责任相关数据来源于和讯网数据库每年公布的上市公司社会责任报告，具体得分概况包括对股东责任、员工责任、供应商、客户及消费者权益责任、环境责任和社会责任等方面进行指标评分。
2.2.4 创新绩效
关于企业创新绩效，本文以研发强度（R&D stock/asset）进行测度，即企业当年研发费用存量（R&D stock）除以年末总资产。其中，研发费用存量借鉴吴超鹏等[5]的计算方法，即Ki，t=（1-θ）Ki，t-1+ri，t。其中，Ki，t表示企业i第t年末的研发费用，折旧率θ设定为15%，ri，t表示企业i第t年新增研发费用，该指标能较好地反映企业每年研发投入程度。
2.2.5 财务绩效
现有关于上市公司财务绩效的研究指标通常采用会计绩效ROA或市场绩效Tobin's Q加以反映。Tobin's Q在资本市场全流通的情况下较为理想，但当前我国资本市场发育尚未完善，仍存在大量非流通股，Tobin's Q指标测度结果可能不够准确[39]。因此，本文采用被广泛应用的会计绩效指标总资产报酬率作为代理变量。
2.2.6 控制变量
本文选取的企业特征控制变量包括：企业规模、无形资产率、资产负债率、托宾Q值及企业年龄。另外，采用各省人均GDP增长率作为省份特征的控制变量。上述各变量具体指标解释如表2所示。
表2 具体指标解释
3 实证检验与结果分析
3.1 描述性统计分析
表3为相关变量描述性统计结果，包括样本数、最大值、最小值、平均值和标准差。由此可以看出：样本企业研发强度均值为0.045 8，说明公司每亿元总资产的研发费用存量为458万元，但公司之间创新投入差异较大，标准差为337万元，最小值为0，最大值为3 196万元；财务绩效总资产报酬率最大值为37.89%，最小值为-138.73%，平均值为3.01%，标准差为0.106 2，说明不同企业之间财务绩效差异十分显著；省际间知识产权保护均值为1.279 9，但省际间差异十分显著，最低仅为0.296 9，最大值为3.672 8，标准差为0.998 3；企业创业导向差异十分显著，最高达到了12.072 8，最低仅为0.000 6，平均值为0.310 9，标准差为0.500 4，说明新创企业创业导向总体较好；社会责任得分最大值为0.852 4，最小值为-0.184 5，平均值为0.204 4，标准差为0.117 4，说明企业社会责任履行情况同样存在较大差异，同时反映出我国创业板上市公司社会责任履行情况不够理想，有待进一步提高。
表3 描述性统计结果
变量
|
样本数
|
最大值
|
最小值
|
平均值
|
标准差
|
R&D
|
2020
|
0.3196
|
0
|
0.0458
|
0.0337
|
ROA
|
2020
|
0.3789
|
-1.3873
|
0.0301
|
0.1062
|
IPR
|
2020
|
3.6728
|
0.2969
|
1.2799
|
0.9983
|
EO
|
2020
|
12.0728
|
0.0006
|
0.3109
|
0.5004
|
CSR
|
2020
|
0.8524
|
-0.1845
|
0.2044
|
0.1174
|
asset
|
2020
|
15.5505
|
9.9787
|
12.3304
|
0.8114
|
Intan
|
2020
|
0.4638
|
0
|
0.0436
|
0.0412
|
Lever
|
2020
|
1.6853
|
0.0140
|
0.3275
|
0.1808
|
Tobin's Q
|
1966
|
20.9107
|
0.3847
|
2.6772
|
1.6423
|
Age
|
2020
|
4.7
|
0
|
4.0842
|
0.5417
|
GDP
|
2020
|
0.1837
|
-0.2228
|
0.0793
|
0.0322
|
3.2 多元回归分析
本文根据温忠麟和叶宝娟[40]对中介效应的检验步骤与分析方法，基于已建立的面板数据选取混合OLS方法对前文假设进行检验，检验过程中同时控制年份及行业效应，多元回归结果如表4所示。
表4 多元回归结果
|
主效应
|
中介变量
|
EO的中介效应
|
CSR的中介效应
|
DV
|
R&D
|
ROA
|
EO
|
CSR
|
R&D
|
ROA
|
R&D
|
ROA
|
Model
|
M1
|
M2
|
M3
|
M4
|
M5
|
M6
|
M7
|
M8
|
IPR
|
0.004***
|
0.006**
|
0.016*
|
0.001**
|
0.005***
|
0.006**
|
0.004***
|
0.006***
|
|
（0.001）
|
（0.003）
|
（0.016）
|
（0.003）
|
（0.001）
|
（0.003）
|
（0.001）
|
（0.002）
|
EO
|
|
|
|
|
0.005**
|
0.024***
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
（0.003）
|
（0.008）
|
CSR
|
|
|
|
|
|
|
0.001*
|
0.347***
|
|
|
|
|
|
|
|
（0.007）
|
（0.031）
|
asset
|
-0.007***
|
0.039***
|
0.058***
|
0.052***
|
-0.007***
|
0.041***
|
-0.007***
|
0.021***
|
|
（0.001）
|
（0.005）
|
（0.018）
|
（0.004）
|
（0.001）
|
（0.005）
|
（0.001）
|
（0.005）
|
intan
|
0.021
|
-0.203**
|
0.650***
|
-0.127**
|
0.025
|
-0.187**
|
0.021
|
-0.159**
|
|
（0.022）
|
（0.080）
|
（0.207）
|
（0.060）
|
（0.022）
|
（0.079）
|
（0.022）
|
（0.075）
|
lever
|
-0.015***
|
-0.211***
|
-0.421***
|
-0.191***
|
-0.018***
|
-0.221***
|
-0.015***
|
-0.144***
|
|
（0.004）
|
（0.031）
|
（0.077）
|
（0.015）
|
（0.005）
|
（0.031）
|
（0.005）
|
（0.030）
|
tobin Q
|
0.004***
|
0.009***
|
0.049
|
0.011***
|
0.005***
|
0.010***
|
0.004***
|
0.005***
|
|
（0.001）
|
（0.002）
|
（0.038）
|
（0.002）
|
（0.001）
|
（0.001）
|
（0.001）
|
（0.001）
|
age
|
-0.002
|
-0.026***
|
-0.046*
|
-0.018***
|
-0.002
|
-0.027***
|
-0.002
|
-0.020***
|
|
（0.002）
|
（0.004）
|
（0.024）
|
（0.006）
|
（0.002）
|
（0.004）
|
（0.002）
|
（0.003）
|
GDP
|
0.029
|
-0.038
|
0.143
|
0.058
|
0.030*
|
-0.035
|
0.029
|
-0.058
|
|
（0.018）
|
（0.043）
|
（0.275）
|
（0.082）
|
（0.018）
|
（0.044）
|
（0.018）
|
（0.051）
|
Constant
|
0.128***
|
-0.263***
|
-0.303
|
-0.308***
|
0.127***
|
-0.271***
|
0.128***
|
-0.156***
|
|
（0.014）
|
（0.048）
|
（0.214）
|
（0.046）
|
（0.014）
|
（0.048）
|
（0.014）
|
（0.046）
|
Industry
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
Year
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
R-squared
|
0.1340
|
0.1992
|
0.0824
|
0.1606
|
0.1401
|
0.2112
|
0.1340
|
0.3197
|
Observations
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中所报告为标准误，下同
（1）模型M1和M2为自变量与因变量的主效应分析结果。其中，模型M1为知识产权保护（IPR）与创新绩效（R&D）的主效应分析结果，以验证H1a；模型M2为知识产权保护（IPR）与财务绩效（ROA）的主效应分析结果，以验证H1b。结果显示，模型M1中，知识产权保护对创新绩效有显著正向影响（r=0.004，p＜0.01），H1a成立；同样，模型M2中，知识产权保护对财务绩效具有显著正向影响（r=0.006，p＜0.05）。因此，H1b成立。
（2）模型M3和M4为自变量与中介变量的回归结果。其中，模型M3是中介变量为创业导向（EO）的回归结果，可以看出，知识产权保护与创业导向显著正相关（r=0.016，p＜0.1），H2成立。类似地，模型M4是中介变量为社会责任（CSR）的回归结果，系数显著为正（r=0.001，p＜0.05），表示知识产权保护对社会责任具有显著促进作用，H3成立。
（3）模型M5—M8为中介效应检验结果。其中，M5是同时引入因变量创新绩效（R&D）、中介变量创业导向（EO）、自变量知识产权保护（IPR）及控制变量的回归结果，结果显示，自变量IPR（r=0.005，p＜0.01）及中介变量EO（r=0.005，p＜0.05）均显著为正。因此，H4a成立。类似地，M6验证EO在知识产权保护与财务绩效（ROA）间的中介效应，H4b成立。另外，模型M7、M8为社会责任（CSR）分别在知识产权保护与创新绩效（R&D）和财务绩效（ROA）关系间的中介效应检验结果，相关自变量与中介变量系数均显著。因此，H5a和H5b成立。
4 稳健性检验
为了减少知识产权保护与企业绩效之间可能存在反向因果或遗漏变量的内生性问题，本文通过固定效应模型进行稳定性检验，回归结果基本一致（见表5），说明数据稳健性较好。
表5 稳健性检验结果
|
主效应
|
中介变量
|
EO的中介效应
|
CSR的中介效应
|
DV
|
R&D
|
ROA
|
EO
|
CSR
|
R&D
|
ROA
|
R&D
|
ROA
|
Model
|
M1
|
M2
|
M3
|
M4
|
M5
|
M6
|
M7
|
M8
|
IPR
|
0.002***
|
0.007**
|
0.017*
|
0.138***
|
0.008***
|
0.104***
|
0.004*
|
0.060**
|
|
（0.001）
|
（0.003）
|
（0.014）
|
（0.030）
|
（0.001）
|
（0.029）
|
（0.005）
|
（0.028）
|
EO
|
|
|
|
|
0.004***
|
0.018***
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
（0.001）
|
（0.005）
|
CSR
|
|
|
|
|
|
|
0.011***
|
0.307***
|
|
|
|
|
|
|
|
（0.004）
|
（0.023）
|
Asset
|
-0.013***
|
0.046***
|
0.161***
|
0.055***
|
-0.013***
|
0.091***
|
-0.014***
|
0.071***
|
|
（0.001）
|
（0.004）
|
（0.041）
|
（0.008）
|
（0.001）
|
（0.008）
|
（0.001）
|
（0.008）
|
Intan
|
0.035**
|
-0.209***
|
0.529*
|
-0.295***
|
0.036**
|
-0.125
|
0.035**
|
-0.048
|
|
（0.015）
|
（0.062）
|
（0.307）
|
（0.104）
|
（0.015）
|
（0.100）
|
（0.016）
|
（0.095）
|
Lever
|
0.002
|
-0.236***
|
-0.568***
|
-0.162***
|
0.006
|
-0.322***
|
0.003
|
-0.263***
|
|
（0.004）
|
（0.016）
|
（0.082）
|
（0.026）
|
（0.004）
|
（0.025）
|
（0.004）
|
（0.024）
|
tobin Q
|
0.002***
|
0.008***
|
-0.005***
|
0.001
|
0.000
|
0.008***
|
0.001***
|
0.007***
|
|
（0.000）
|
（0.002）
|
（0.001）
|
（0.002）
|
（0.000）
|
（0.002）
|
（0.000）
|
（0.002）
|
age
|
0.001
|
-0.025***
|
-0.035
|
-0.003
|
0.006***
|
-0.015
|
0.001
|
-0.014
|
|
（0.001）
|
（0.006）
|
（0.030）
|
（0.010）
|
（0.001）
|
（0.009）
|
（0.001）
|
（0.009）
|
GDP
|
-0.003
|
0.008
|
0.195
|
0.034
|
-0.025*
|
0.065
|
-0.008
|
0.054
|
|
（0.014）
|
（0.076）
|
（0.378）
|
（0.092）
|
（0.013）
|
（0.088）
|
（0.014）
|
（0.084）
|
Constant
|
0.195***
|
0.344***
|
-0.118
|
-0.213**
|
0.170***
|
-0.779***
|
0.215***
|
-0.687***
|
|
（0.014）
|
（0.049）
|
（0.229）
|
（0.107）
|
（0.011）
|
（0.102）
|
（0.016）
|
（0.097）
|
Industry
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
Year
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
YES
|
R-squared
|
0.1649
|
0.2046
|
0.0925
|
0.1371
|
0.1766
|
0.2337
|
0.1690
|
0.3062
|
Observations
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
1966
|
5 结语
本文以新创企业为研究对象，以制度理论与战略管理理论为基础，以2014—2018年404家创业板上市公司为样本，验证知识产权保护对创新绩效与财务绩效的直接作用。在此基础上，进一步引入创业导向及社会责任的中介作用，以内外部两条中介路径剖析宏观环境对微观个体的影响，从不同视角明晰正式制度影响企业价值创造的具体过程，并通过实证分析得出以下主要结论：
（1）知识产权保护制度对新创企业创新绩效与财务绩效均具有直接促进作用。该研究结果说明，转型经济下要不断提升知识产权保护水平，充分发挥知识产权保护对新创企业的激励作用。这既有利于促进企业自主创新发展，又能通过缓解外部融资约束提高企业绩效水平。对致力于追求可持续发展的新创企业而言，能够实现创新与盈利“两条腿”奔跑，对其完善战略管理动态路径具有一定的现实指导价值。
（2）基于企业内部视角分析创业导向在知识产权保护与企业绩效关系中的中介作用，揭示了创业导向在企业成长过程中对资源的优化配置与合理开发利用具有主观能动性。尤其对于新创企业，创新发展是必由之路，创业导向的重要性更加突出。只有具备创新性、先行性及风险承担性的创业导向战略，才能不断适应政策环境变化，从而促进企业绩效提升。
（3）基于企业外部视角探索社会责任具有的中介效应，搭建起制度环境与新创企业绩效关系的桥梁，揭示了知识产权保护对于缓解新创企业资源约束的外部作用机制，有助于深化对“制度—资源—战略”整合观的理解。
本研究的重要理论贡献在于明晰了创业导向与社会责任在知识产权保护和新创企业绩效间的中介作用，深化了对“制度—行为—绩效”路径的理解，并在制度理论的基础上，整合内部创业导向理论与外部利益相关者理论，对致力于在转型经济下追求可持续发展的新创企业提高其创业导向的能动性与社会责任履行的积极性具有现实价值，为其实现创新绩效与财务绩效的价值创造目标奠定了基础。
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作者简介：王钰（1988—），女，陕西渭南人，西安理工大学经济与管理学院博士研究生，西安外国语大学财务处会计师，研究方向为企业创新管理；胡海青（1971—），男，陕西西安人，博士，西安理工大学经济与管理学院院长、教授、博士生导师，研究方向为企业创新与投融资管理。
