地區創業活動差異：基于制度與經濟的交互分析

張 慧，周小虎，陳 瑩

1 南京郵電大學 管理學院，南京 210003 2 南京理工大學 經濟管理學院，南京 210094 3 福建師范大學 經濟學院，福州 350007

引言

空間層次創業理論認為，創業活動存在空間集聚趨勢并呈現區域差異[1]，破解此差異將有利于“大眾創業、萬眾創新”政策更好的落地。已有研究普遍利用制度理論解讀這一差異[2]，認為市場化程度高[3]、規范且環境好的地區創業活躍度高[4]。然而，現實卻出現了相悖的現象，良好的制度環境并不總能帶來好的創業結果。浙江省的創業制度環境比山東省更為規范，但是《中國創業競爭力發展報告(2018)》的數據表明，2016年浙江省新創企業數量為798 457家，反而低于山東省的1 265 534家，這不能不令人懷疑制度主效應在中國情景下的解釋力。

事實上，創業活動不僅受到制度的約束性影響，還根植于當地經濟環境中。經濟發達的沿海地區與中西部省份創業水平存在很大差異[5]，經濟環境蘊含的資源影響制度因素發揮其約束作用。然而，已有研究在解釋地區創業活動差異時未能同時考慮制度環境和經濟因素的共同作用，忽略了經濟因素的權變影響。此外，地區創業差異是一個復雜現象，不僅數量上分布不均，而且質量上也良莠不齊[6]。事實上，中國經濟發展處于戰略轉型的關鍵時期，高質量的創業活動是驅動經濟高質量發展的重要力量。然而，已有研究多聚焦于地區創業活動的數量差異[7]，忽略了對質量差異的探討。

為解決以上不足，本研究將創業活動細分為創業數量和創業質量兩個方面，并引入經濟發展水平作為調節變量，探究地區制度與經濟發展水平的交互作用對地區創業活躍度的影響。以中國286個城市的二手數據進行實證檢驗，研究結果不僅為中國政府通過制度頂層設計激活創業活力、優化創業活動梯度布局提供豐富和可靠的理論和實證證據，而且有助于洞悉地區創業活動差異背后的經濟和制度驅動力。

1 相關研究評述

關于制度環境影響地區創業活動的理論思考已經有幾十年了，它經歷了理論成熟-實證檢驗-發展提高3個階段。SCOTT[8]整合了先前各家學者的觀點，提出成熟的制度理論模型，認為制度環境包含規制性支柱、規范性支柱和認知性支柱三大支柱。規制性支柱包含強制性的法律、法規和政府政策，規范性支柱包含地區共享的文化和價值觀，認知性支柱包含地區內文化和認知結構。制度對區域內組織施加強制性、模擬性和規范性的同構壓力，使相同制度域內的組織趨于一致而不同制度域組織有所差異[9]。隨后，一系列的實證研究證明制度理論對地區創業活動差異現象具有一定的解釋力。BUSENITZ et al.[2]將制度三支柱理論引入創業研究中，將制度三支柱的內容拓展到創業情景中，并采用實證研究證明了其對地區創業數量的影響；MANOLOVA et al.[10]利用保加利亞、匈牙利和拉脫維亞3個國家的數據，在新興經濟體國家中復現了制度環境影響地區創業活動的研究。此外，中國學者在討論地區創業績效差異時也借助了制度理論的基本原理[11]。近年來，學者們發展和拓展了制度理論的主效應模型。STENHOLM et al.[12]在研究國家間創業活動的差異時同時考慮制度執行的影響，拓展了制度因素主效應模型；鄭馨等[4]在解釋國家間創業活動差異時強調規范性制度的作用，并引入經濟發展水平作為調節變量，為制度理論的研究提供了新的視角。因此，制度理論成為研究地區創業活動差異最基礎的理論。

OLIVER[13]認為制度環境可以在個體、組織和組織之間3個層面發揮作用。制度環境對地區創業活動的影響主要體現在個體和組織兩個層面。一方面，制度環境對地區創業者(個體)具有影響，有研究認為地區的規則、規范和價值觀影響當地居民的主觀認知[14]，進而影響創業活動。如果當地的文化和規范鼓勵創業活動，則創業意圖更可能轉變成創業活動[15]，增加地區創業數量。另一方面，制度環境對創業企業(組織)具有影響，有研究認為制度環境直接影響當地創業企業獲取合法性和資源。制度環境通過法律、監管機構和文化等因素定義組織的恰當行為[16]，創業企業需要遵循制度以保護自身的合法性[17]，取得合法性被認為是新創企業獲得生存的必要資源[18]，是克服小而新的弱勢的關鍵。

以上關于制度環境與地區創業活動的研究主要存在兩個方面的不足。

(1)相關實證研究以創業數量代表地區創業活動[7]，鮮少考慮創業質量的問題。事實上，創業活動是一種多維度、多層面的復雜現象，采用多指標測量比單一指標更準確。高質量創業具有創新性、高成長性和機會導向特征，能促進地區經濟高質量發展[19]。基于此，理論研究應當關注創業的質量維度。此外，STENHOLM et al.[12]使用20個國家的二手數據進行實證研究，結果表明地區創業數量和創業類型具有不同的制度前因。這一研究成果啟發本研究探討中國情景下制度三支柱對地區創業數量與創業質量的不同影響。

(2)已有研究多聚焦于地區制度的主效應，未考慮制度環境與經濟因素的共同作用。創業活動根植于當地的經濟環境中，探究地區之間創業活動的差異必須要考慮經濟因素的影響。CARREE et al.[20]使用1976年至1996年23個經合組織國家的數據，研究發現經濟發展水平與企業所有權水平(創業者占勞動力百分比)之間呈現U形關系；李新春等[21]研究發現高科技創業很大程度上依賴于經濟發展水平。由此可以看出，創業活動受到地區經濟發展水平的影響。鄭馨等[4]在一項關于社會規范與創業之間關系的研究中發現經濟發展水平具有調節作用，在經濟發展水平較低的國家，社會規范對創業具有更強的促進作用。基于此，本研究引入經濟發展水平作為調節變量，探討制度環境與經濟因素的交互作用對地區創業活動的影響。

綜上，本研究將地區制度和經濟發展水平與創業數量和創業質量聯系起來，系統分析并檢驗地區創業活動差異的驅動力，具有一定的理論意義和現實價值。

2 理論分析和研究假設

2.1 地區制度對創業數量的影響

制度三支柱理論認為規制性制度、規范性制度和認知性制度相對全面的反映了地區制度，包括文化規范、社會知識、規則和條例等[8]，對當地的經濟活動產生約束性影響。就創業而言，地區制度中蘊含的機會和限制反映到創業者的決策上[22]，進而影響地區創業企業的數量[7]和創業企業的類型[23]。

規制性制度反映了現有的法律、法規和政府政策[24]，良好的規制性制度環境通過減少腐敗、完善知識產權保護法、加強創業扶持，提高創業者創業動機，降低創業風險，增加創業數量。實證研究表明，弱制度的一個重要指標就是腐敗，腐敗反映了官員被賦予了自由的裁量權，高腐敗環境下的新創企業面臨著被腐敗官員或稅務管理部門的收費風險，阻礙了該地區創業者的成長，不利于創業企業發展[25]。此外，知識產權保護法律可保障創新行為，缺乏知識產權保護會阻礙個人充分利用自身的人力資本追求新創企業增長[26]，降低創業者的創業動機。SOETANTO et al.[27]研究表明，創建各種形式的企業孵化器是政府培育和扶持高科技企業最有力、最見效的政策；SCHWARTZ[28]實證研究表明，接受孵化服務能提高科技型創業企業的成活率。因此，本研究提出假設。

H1a規制性制度對地區創業數量有正向影響。

規范性制度由文化、信念和社會規范組成，隱含著居民對創業活動的欣賞程度[24]，規范性制度通過影響創業者的價值觀和創業企業的合法性來影響地區創業數量。一方面，區域內的文化和信念植根于居民的價值觀中，潛移默化地影響其創業決策[4]，進而影響地區創業活動數量。中國各城市之間規范性制度差別比較大，在規避風險和不確定性的城市文化中，創業活動被欣賞的可能性比較小[29]。如果該城市認為創業活動是獲取財富的有效手段，并不強調創業風險，則對創業活動的接受程度比較高。另一方面，獲得合法性是新創企業獲得資源的保障，合法性是指行為在規范、價值觀和信仰內是合適的或恰當的一般性認知[30]。社會規范嵌入在個人行為中并被廣泛傳播，塑造了商業環境中適當的行為期望，影響新創企業獲得合法性[18]。因此，認可和尊崇創業活動的地區比其他地區擁有更多的新創企業。因此，本研究提出假設。

H1b規范性制度對地區創業數量有正向影響。

認知性制度反映地區內居民共享的認知結構和社會知識[24]，可以通過影響創業者的機會識別能力、知識水平和創業企業的合法性影響地區創業數量。①認知性制度中共享的認知結構影響創業者個體的認知程序，即在做出決策和解釋時使用的框架和信息集導致不同的創業機會識別能力[18]。已有研究證明創業者的創業機會識別能力存在民族差異[31]，創業者認知程序解釋了這種區域間的差異[32]。②對創業教育的研究發現，創業者成長導向受到其教育水平的影響[29]，擁有知識和技能信念的創業者更積極地展開創業活動[33]。中國國土廣袤，教育資源的空間分布很不均勻，某些地區居民創業知識和技能水平相當低，影響了當地的創業數量。③擁有更多培訓和專業經驗的創業者掌握更專業的技術，增強了創業活動的合法性[34]，進而增加了創業數量。因此，本研究提出假設。

H1c認知性制度對地區創業數量有正向影響。

2.2 地區制度對創業質量的影響

在全球創業觀察(global entrepreneurship monitor,GEM)研究中，質量指標主要指高期望創業活動和高創新創業活動[35]。2016年國務院發布了《“十三五”國家戰略性新興產業發展規劃》，其中指出戰略性新興產業是以重大的技術突破和發展需求為基礎的產業，對國家經濟發展和社會進步具有全局和長遠的引領帶動作用。戰略新興產業新創企業具備知識技術密集、資源消耗較少、成長潛力大、綜合效益很好等特征[36]，符合高期望和高創新兩個特點。因此，考慮到中國情景，本研究以地區戰略新興產業創業企業數量代表地區創業質量。

VENKATARAMAN[37]認為科技創業的本質在于企業家精神的勃發。企業家精神是一個地區的無形資產，包含進取精神、創新精神、冒險精神和內控精神，是地區創業活動的動力源泉[38]。VENKATARAMAN[37]認為在企業家精神缺失的情況下，健全的法律制度和透明的資本市場導致創業資源直接流向低質量的創業。此外，中國各地的優惠政策大部分著眼于地價和稅收等直接成本因素，沒有抓住科技創業的核心資源——科技資源稟賦[21]，很難提高科技創業率。中國各地政府的相互模仿和從眾行為也導致各地政策趨同，優惠措施的激勵效用互相抵消，無法增強地區創業質量。因此，本研究提出假設。

H2a規制性制度對地區創業質量沒有影響。

良好的規范性制度通過影響創業者的偏好和商業網絡影響地區創業質量。①規范性制度可以內化成當地居民的個人意識，進而影響潛在創業者的態度和效能[4]。一旦高質量的創業活動在當地享有較高的社會聲譽，就會激勵當地居民將其視為榜樣和決策依據，引發創業者的借鑒和模仿行為，使他們偏好于高質量創業活動。②良好規范環境中蘊含的冒險文化培養了當地居民的企業家精神，是誕生高質量創業企業不可缺少的要素[6]。③在社會規范高度支持創業的地區，居民更容易與高質量創業者取得聯系，建立自己的商業網絡[39]。商業網絡為潛在創業者提供資源和心理支持，降低了高質量創業的成本和壁壘，減少了創業失敗的可能[40]。因此，本研究提出假設。

H2b規范性制度對地區創業質量有正向影響。

認知性制度培育了當地居民的企業家精神，增加了科技創業機會，進而影響地區創業質量。隋廣軍等[41]和VENKATARAMAN[37]認為，企業家精神是科技創業必要的無形資產，被當地認知性制度塑造；BRUTON et al.[42]的研究表明，認知性制度更多作用于個體層面，影響居民面對創業機會和風險的態度[43]，即企業家精神的核心。此外，認知性制度中的社會知識溢出增加了當地科技創業機會。知識溢出理論認為知識具有正向外部性，通過投資大學和研究院所等機構產生新的知識，經過知識過濾器會剩下一些未被商業化的知識，正是這些剩余的想法和知識創造了科技創業的機會[44]。因此，認知性制度對企業家精神和社會知識的欣賞程度影響創業質量。因此，本研究提出假設。

H2c認知性制度對地區創業質量有正向影響。

2.3 經濟發展水平的調節作用

創業活動嵌入在特定的經濟環境中，這要求我們在考察地區創業差異時要考慮經濟因素的影響[4]。因此，地區制度對創業活動的影響可能因為經濟水平的差異而有所不同，本研究推斷經濟發展水平在地區制度與創業活動之間起調節作用。在論證經濟發展水平的調節作用時，將地區的規制性制度、規范性制度和認知性制度視為地區整體制度環境，不再區分各維度間差異。因為經濟因素是開展創業活動的基礎，它的影響在規制性制度、規范性制度和認知性制度3個維度上具有普遍性和一致性。

地區制度與創業數量之間的關系受地區經濟發展水平的調節，前景理論可以用來解釋經濟發展水平為何影響地區制度對創業數量的影響。前景理論將不確定狀態下的決策分為編輯和評價兩個過程[45]，在編輯階段，決策者選擇評判得失的參照點；在評價階段，決策者根據價值函數做出決策。決策者處于利得或損失的不同狀態時，對風險偏好不一樣。在利得狀態下決策者規避風險，在損失狀態下決策者偏好風險。

本研究將該理論應用于對個體的創業決策分析，選擇滿足基本生活作為判斷得失的參照點。在經濟發展水平比較低的地區，當地居民生活期望無法通過工資水平滿足，因此處于一種損失狀態。在這種狀態下，居民表現出風險偏好，增強了地區制度對創業活動的促進作用。在經濟發展水平比較高的地區，當地工資水平和社會保險可以保證良好的生活質量，因此處于一種利得狀態。在這種狀態下，居民表現出風險規避，削弱了地區制度對創業活動的促進作用。

相關實證研究也得出類似的結論，如經濟條件比較差的地區，生存方式型創業率高于其他地區[46]。對于經濟條件比較好的地區，工資水平可以彌補創業活動的風險成本，地區的居民反而不會選擇創業活動。本研究認為地區制度對于地區創業數量的促進作用受經濟發展水平的負向調節。因此，本研究提出假設。

H3經濟發展水平在地區制度與創業數量之間起負向調節作用，在人均GDP較低的地區，創業制度對創業數量的促進作用較強，在人均GDP較高的地區這種促進作用較弱。

地區制度環境與創業質量之間的關系受經濟發展水平的正向調節。一方面，經濟發展水平可以通過影響高質量創業機會的識別和利用實現其調節效應。MARVEL[47]認為市場中存在高質量的創業機會，具有市場、服務、消費者和創業經驗的人更容易進行信息搜索，識別到這些機會。經濟條件較好的地區出現人才、風險資本和科研經費集聚效應，這些資源培育了當地的企業家精神，增加了高質量創業機會被識別和利用的可能，放大了地區制度對創業質量的促進作用。在經濟條件較差的地區，由于具有特定人力資本的人才不足，市場中的高質量創業機會不容易被識別和發展，抑制了制度對創業質量的促進作用。正如VENKATARAMAN[37]所述，發展中國家的創業資源更容易流向家庭服務、零售、雜貨店和餐廳類模仿產品和服務，而不是具有高創新程度的科技行業。

另一方面，經濟環境可以與地區制度互補實現其調節作用。經濟發展條件好的地區具有更豐富的科技資源稟賦，如技術開發存量、風險資本和研究開發人員，這些因素與完善的地區制度相互補充，促進了高質量創業活動的發生[48]。此外，金融資本高的地區的居民在規范的制度環境下更偏好從事機會型創業[49]。人均GDP的增長是未來經濟增長的信號，象征著未來高科技產品的市場需求，這會增強潛在高質量創業者的創業信心和預期收益[21]，使他們在當前制度環境下更傾向于開展高質量的創業活動。因此，本研究提出假設。

H4經濟發展水平在地區制度與創業質量之間起正向調節作用，在人均GDP較高的地區，地區制度對創業質量的促進作用較強，在人均GDP較低的地區這種促進作用較弱。

圖1給出本研究模型。

圖1 研究模型Figure 1 Research Model

3 研究方法

3.1 數據來源

本研究的數據來自于《中國城市統計年鑒-2017》《中國統計年鑒-2017》以及全國各省、自治區和直轄市的2017年統計年鑒、《中國創業競爭力發展報告(2018)》。原始樣本庫有中國294個地級市和4個直轄市，依據數據的可得性對樣本進行處理：①臺灣省、香港、澳門和西藏自治區的數據嚴重缺失，未納入原始樣本；②剔除指標數據存在缺失的城市樣本，有海南省三沙市以及內蒙古自治區的巴彥淖爾市、烏蘭察布市、呼倫貝爾市和烏海市。最終樣本包含286個城市，由覆蓋22個省4個自治區的282個地級市和4個直轄市組成。

3.2 指標選取

本研究將地區制度分為規制性制度、規范性制度和認知性制度3個維度[8]，結合中國情景，依據變量的定義，選取具體指標。

(1)規制性制度。根據BUSENITZ et al.[2]開發的創業制度量表，采用3個題項測量規制性制度，包括“政府對個人開展創業活動的支持”“政府對小而新企業提供幫助”“政府對創業失敗者提供的支持”，泛指區域內保護創業活動的正式制度的約束力量。本研究結合中國的具體情況，并根據每個指標的具體含義，選擇《中國城市統計年鑒-2017》和《中國統計年鑒-2017》中的市場化水平、開發區數量、知識產權保護和失業保險覆蓋率代替。市場化水平代表創業市場環境規范程度，借鑒齊蘭等[50]的研究，采用非國有企業職工數與職工總數之比；開發區數量代表政府對創業的支持，借鑒歐湛穎[51]的研究，采用國家級開發區數量×3+省級開發區數量；知識產權保護代表政府對創新活動的保護，選用有效發明專利數作為知識產權保護的代理變量，因為專利可以利用法律手段保護技術的獨斷權[52]；失業保險覆蓋率代表政府對創業失敗者提供的支持。

(2)規范性制度。根據BUSENITZ et al.[2]開發的創業制度量表，采用兩個題項測量規范性制度，包括“該區域內創業者身份是值得羨慕的”“創新和創造性思維被看做是成功之道”，泛指區域內針對創業媒體宣傳和成功創業榜樣力量。結合中國的具體情況，并根據每個指標的內涵，本研究選取《中國創業競爭力發展報告(2018)》中的創業新聞數量、創業網網站數量和新三板創業企業數量測量，報告中統計了2016年中國343個城市的創業企業數據。本研究認為創業新聞數量表現了媒體對創業活動的關注程度，采用“城市名稱”+“創業”為關鍵詞在新浪、搜狐、騰訊和網易四大門戶網站搜索到的新聞條數測量；創業網網站數量表明創業在該區域的受重視程度，采用“城市名稱”+“創業”為關鍵詞在百度上搜索的獨立網站數量測量；新三板創業企業數量表現了成功創業的示范作用，數據來自銳思數據庫，按照企業代碼和企業簡介統計不同城市的新三板創業企業數量。

(3)認知性制度。根據BUSENITZ et al.[2]開發的創業制度量表，采用3個題項測量認知性制度，包括“創業者知道如何管理和應對風險”“大部分人知道如何獲取市場和產品信息”“個人知道如何合法保護創業企業”，泛指區域內針對創業知識的教育力量。結合已有研究和認知性制度內涵，本研究選取《中國城市統計年鑒-2017》中的高校教師數量、寬帶接入用戶數和圖書館藏書數量作為認知性制度的代理變量，因為這3個指標測量了區域創業知識的獲取和傳播的難易程度，反映了創業者獲得創業知識技能和創業教育的機會。

(4)地區制度。利用規制性制度、規范性制度和認知性制度的均值測量，已有研究在研究地區制度影響創業活動[53]和對外直接投資區位選擇[54]時也采用3維度均值法測量地區制度。

(5)經濟發展水平。借鑒趙向陽等[6]的研究，利用人均GDP測量地區經濟發展水平，并對數據進行對數轉換。

(6)創業數量。利用創業企業總量測量地區創業數量。學術界對創業企業的具體周期尚未形成統一的觀點，CHRISMAN et al.[55]將企業成長周期分為初創期和青春期，根據財務績效變化將成立的前4年視為初創期；ARENIUS et al.[56]在GEM調查中將已經開始經營且持續42個月的企業視為創業企業；李吉音[57]考慮中國創業企業的情況，將成立3年以內的企業視為創業企業。本研究借鑒李吉音[57]的研究，將成立3年以內的企業視為創業企業。數據來自《中國創業競爭力發展報告(2018)》，測量標準為2016年各地工商局注冊在案的3年內注冊的企業數量。

(7)創業質量。呂洪渠等[58]的研究表明，戰略新興產業為地區孵化了一批知識技術密集、資源消耗低和成長潛力大的創業企業，符合高期望和高創新的特點。因此，利用每百萬人口中戰略新興產業創業企業數量測量地區創業質量。戰略新興產業創業企業指成立3年內的戰略新興產業企業，戰略新興產業的劃分標準來自于國家發展與改革委員會發布的《戰略性新興產業重點產品和服務指導目錄》(2016版)，數據來自《中國創業競爭力發展報告(2018)》。

(8)控制變量。本研究選取失業率、城市化程度、基礎設施建設和宏觀稅負水平4個控制變量。20世紀80年代學者們普遍認為高失業率是創業的主要動機之一[59]，因此失業率是重要的控制變量，《中國統計年鑒-2017》中只統計了城鎮失業人數和城鎮失業率，而農村自由職業者和務農者較多，因此本研究選取城鎮失業率作為失業率的變量；城市化程度、基礎設施建設和宏觀稅負水平與經濟發展水平之間存在顯著的影響，因此需要加以控制[1]。

表1給出具體變量定義。

表1 變量定義Table 1 Definitions of Variables

4 實證分析

4.1 描述性統計和相關分析

運用Stata 14.0軟件對數據進行分析，檢驗本研究提出的假設。表2給出變量之間的皮爾遜相關系數和描述性統計結果，規制性制度、規范性制度和認知性制度與創業數量和創業質量都有顯著的相關關系，為進一步驗證因果關系提供了初步支持。

表2 描述性統計結果和相關系數Table 2 Results for Descriptive Statistics and Correlation Coefficients

4.2 回歸分析

4.2.1 主效應檢驗

本研究使用分層回歸方法進行分析[60]，在回歸方程中加入控制變量，再加入自變量和調節變量，最后加入自變量與調節變量的交互項。為了減少回歸中的多重共線性問題，先對制度變量和經濟發展水平進行中心化處理，再將二者的交互項放入回歸方程。本研究采用方差膨脹因子檢驗自變量與因變量之間的多重共線性，VIF值小于10，表明數據沒有嚴重的多重共線性問題。

表3給出地區制度與創業數量和創業質量的回歸結果，模型1和模型3給出控制變量的回歸結果，模型2和模型4給出在控制變量的基礎上加入規制性制度、規范性制度和認知性制度的回歸結果。

表3 分層回歸結果：地區制度與創業數量和創業質量的關系Table 3 Stratified Regression Results: Relationship between Regional Institutions and Entrepreneurial Quantity and Entrepreneurial Quality

由模型2的回歸結果可知，規制性制度與創業數量顯著正相關，β=0.235，p<0.100；認知性制度與創業數量顯著正相關，β=0.731，p<0.010。H1a和H1c得到驗證。規范性制度與創業數量之間的關系不顯著，β=0.078，p>0.100，H1b沒有得到驗證。

由模型4的回歸結果可知，規制性制度與創業質量之間的關系不顯著，β=0.064，p>0.100；規范性制度與創業質量顯著正相關，β=0.690，p<0.010；認知性制度與創業質量顯著正相關，β=0.205，p<0.050。H2a、H2b和H2c得到驗證。

4.2.2 調節效應檢驗

表4給出經濟發展水平調節作用的回歸結果，模型5和模型8給出控制變量的回歸結果，模型6和模型9給出在控制變量的基礎上加入地區制度的回歸結果，模型7和模型10給出加入自變量與調節變量的交互項的回歸結果。

表4 分層回歸結果：經濟發展水平的調節作用Table 4 Stratified Regression Results: Moderating Effect of Economic Development Levels

由模型6的回歸結果可知，地區制度與創業數量之間顯著正相關，β=1.086，p<0.010；由模型7的回歸結果可知，經濟發展水平與地區制度的交互項與創業數量顯著負相關，β=-0.474，p<0.010，表明經濟發展水平在地區制度與創業數量之間起負向調節作用，H3得到驗證。由模型9的回歸結果可知，地區制度與創業質量之間顯著正相關，β=1.310，p<0.010；由模型10的回歸結果可知，經濟發展水平與地區制度的交互項與創業質量顯著正相關，β=0.741，p<0.010，表明經濟發展水平在地區制度與創業質量之間起正向調節作用，H4得到驗證。

為了更清楚的展示不同經濟發展水平下地區制度對創業數量和創業質量的差異影響，本研究繪制經濟發展水平的調節效應圖，見圖2和圖3，分別用均值加減1個標準差表示地區制度和經濟發展水平的高和低。圖2給出經濟發展水平在地區制度與創業數量之間的調節作用，可以看出，地區制度與創業數量之間呈現正相關關系，且低經濟發展水平擬合線的斜率要大于高經濟發展水平擬合線，說明經濟發展水平較低的地區這一正向作用更強，H3再次得到驗證。

圖2 經濟發展水平在地區制度與創業數量之間的調節作用Figure 2 Moderating Effect of the Economic Development Levels between Regional Institutions and Entrepreneurial Quantity

圖3給出經濟發展水平在地區制度與創業質量之間的調節作用，可以看出，經濟發展水平較低時，地區制度對創業質量未起到促進作用。從擬合線的斜率看，低經濟發展水平的地區制度有抑制創業質量的趨勢，而在經濟發展水平較高時，地區制度正向影響創業質量，H4再次得到驗證。

圖3 經濟發展水平在地區制度與創業質量之間的調節作用Figure 3 Moderating Effect of the Economic Development Levels between Regional Institutions and Entrepreneurial Quality

4.3 穩健性檢驗

來自經濟學的研究表明，創業活動是拉動經濟發展的引擎[4]。這啟示我們思考調節效應中潛在的內生性問題，即隨著時間推移，地區創業活動與經濟發展水平之間存在潛在的反向因果關系，影響結果的穩健性。本研究采用豪斯曼檢驗[61]，檢驗是否存在內生性問題。豪斯曼檢驗的原假設是：所有變量均為外生變量。如果原假設成立，說明不存在內生性問題，結果具有穩健性；如果拒絕原假設，說明存在內生性，回歸結果有偏[62]，原來的回歸結果不穩健。

本研究選擇滯后1期的內生解釋變量作為工具變量，即2015年的經濟發展水平，這樣可以從時間上避免地區經濟發展水平反向影響地區創業數量，在一定程度上控制了因果關系，避免了內生性問題。首先，對工具變量進行適用性測試，發現工具變量與內生解釋變量之間顯著正相關，β=0.674，p<0.010；且弱工具變量判斷結果表明不必擔心弱工具性，F=22.907，p<0.010。說明工具變量有效。其次，對兩個調節效應分別進行豪斯曼檢驗，以地區創業數量為因變量的檢驗結果為：χ2=1.690，p>0.100，表明結果在10%水平上接受原假設，模型中不存在內生性問題。以地區創業質量為因變量的模型檢驗結果為：χ2=5.910，p<0.010，表明結果在1%水平上拒絕原假設，模型中存在內生性問題。

表5給出穩健性檢驗分層回歸結果，模型11為使用工具變量后地區制度、經濟發展水平和創業數量之間的回歸結果，模型12為使用工具變量后地區制度、經濟發展水平和創業質量之間的回歸結果。在模型11中，以滯后1期的經濟發展水平(GDP-1)作為工具變量，并用其替代原來的經濟發展水平，結果表明，經濟發展水平對地區制度與創業數量的調節效應仍然顯著，β=-0.520，p<0.010，結果具有穩健性。在模型12中，使用2SLS的第2階段回歸結果進行穩健性檢驗，結果表明，使用工具變量分離出外生部分進行回歸后，經濟發展水平與地區制度交互項的回歸結果依然顯著，β=1.381，p<0.010，說明在解決內生性問題之后，經濟發展水平確實在地區制度與創業質量之間起正向調節作用。

表5 穩健性檢驗結果Table 5 Robust Test Results

5 結論

5.1 研究結果

在“大眾創業、萬眾創新”和“大力發展戰略新興產業”成為國家戰略的背景下，本研究探索地區制度對創業活動的影響，以制度理論為基礎，探究地區制度是否影響創業活動以及影響的邊界條件，利用中國286個城市的二手數據進行實證檢驗，得到以下研究結果。

(1)地區制度是影響創業數量和創業質量的重要前因，且地區制度對兩者的影響具有差異性。認知性制度對創業數量和創業質量均有顯著影響；規制性制度顯著影響創業數量，但是無法影響創業質量；規范性制度顯著影響創業質量，但是無法影響創業數量。規范性制度與創業數量之間的不顯著關系與研究假設不一致，本研究認為原因可能在規范性制度測量指標上。本研究從媒體宣傳的角度測量一個地區的規范性制度，包含創業新聞數量、創業網網站數量和新三板創業企業數量3個指標。HINDLE et al.[63]的研究表明，媒體對于成功創業者的報道和宣傳不會提高區域內潛在創業者的創業機會搜索行為，也無法增加創業企業的數量。因此，本研究選取的指標可能對強化居民現有價值觀和選擇偏好方面作用顯著，但是無法起到塑造或者改變價值觀和選擇的作用，所以實證結果不顯著。

(2)經濟發展水平的差異調節地區制度與創業數量和創業質量之間的關系。地區制度與創業數量之間的關系受經濟發展水平的負向調節，地區制度與創業質量之間的關系受經濟發展水平的正向調節。這種調節效應符合中國地區創業企業質量分布不均衡且已經呈現一種馬太效應的現狀[64]，為解釋中國創業活動分布規律找到了合適的理論模型。

5.2 理論貢獻

本研究在理論上補充了創業質量區域差異的前因研究，豐富了制度理論解釋地區創業活動差異中的局限性。①本研究補充了地區創業質量的研究成果。理論界對地區創業質量差異的問題關注不足，但高質量的創業活動能夠打破高創業率和低經濟增長共存的“創業悖論”，是經濟增長的核心。本研究發現，在中國情景下要提高各地區創業質量需要培育地區的規范性制度和認知性制度，而規制性制度無法顯著影響創業質量。利用制度理論解釋地區創業質量差異，補充并深化了創業質量方面的研究成果。②本研究明確了制度理論在解釋地區創業差異時的邊界條件。已有研究認為制度環境促進地區創業活動，但是本研究發現制度環境在不同經濟發展水平下對地區創業活動產生不同的影響，并深入分析其微觀機制。本研究結果發展了制度理論，使制度理論對地區創業活動的解釋更為精細。

5.3 實踐啟示

本研究結果為理解地區創業差異、揭示地區創業數量和創業質量的內驅力提供了新的見解，對通過制度頂層設計優化創業梯隊布局、激活高質量創業活力具有重要啟示作用。①利用中國286個城市的數據進行實證檢驗，研究結果對國家通過制度頂層設計優化創業戰略梯隊布局具有政策指導意義。研究結果表明經濟發展水平是創業活動量變引起質變的必要條件，政策制定者不能單方面地關注制度政策，經濟和制度政策同時發力才能達到更好的效果。這啟示政策制定者既要充分發揮發達地區高質量創業企業的帶頭示范作用，也要合理規劃不同經濟發展水平地區之間創業活動的梯度布局。②本研究結果對于激活高質量創業活動具有重要啟示。研究結果表明產生高質量的創業企業離不開隱形的社會規范和社會認知因素的塑造，政策制定者需避免誤入只關注政策扶持的誤區，應注重大眾媒體對創業行為的正面宣傳，重視創業教育實踐活動，提高社會對創業行為的認可和尊崇程度，形成創新創業的社會風氣和社會共識，要充分利用廣泛而深遠的非正式制度力量激活高質量創業活動。

5.4 局限性和未來研究方向

①本研究已經盡可能通過多數據來源尋求合適的測量指標，但受實證研究樣本和數據的限制，在關鍵變量測量方面仍存在解釋力不足的問題。未來研究可以從多種數據源出發，進一步努力尋找更合適的代理變量，獲得更具信服力的結論。②本研究雖然采用統計檢驗方法盡最大可能避免截面數據的內生性問題，但是地區制度、經濟發展水平和創業活動之間的相互作用存在時間效應。未來研究可以在模型設計中納入時間因素，采用面板數據驗證地區制度與經濟發展水平的交互作用對創業活動的影響。③雖然本研究沿用先前研究方法，以制度理論為基礎探究規制性制度、規范性制度和認知性制度對地區創業活動的影響，然而這3個維度不是相互獨立的，也存在相互補充的作用[14]。在未來制度理論的研究中，可以探討3個維度之間的相互作用，并進一步探索它們共同影響地區創業活動的內在機制。