政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神與省域創(chuàng)新效率
——基于門檻效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)解釋

秦 甄，謝璐華，郭娟娟

（1.南昌理工學(xué)院 工商學(xué)院，江西 南昌 330044；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)稅與公共管理學(xué)院，江西 南昌 330013）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

創(chuàng)新是引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的重要抓手。在黨和國家高度重視創(chuàng)新發(fā)展的背景下，科創(chuàng)在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的核心優(yōu)勢(shì)逐步顯現(xiàn)，各地政府創(chuàng)新偏好不斷增強(qiáng)并積極推出創(chuàng)新政策，加大科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度，科技創(chuàng)新領(lǐng)域的制度保障日漸完備，科技創(chuàng)新環(huán)境日益優(yōu)化。然而，地方政府創(chuàng)新偏好增強(qiáng)并不是最終目的，提高省域創(chuàng)新效率才是終極目標(biāo)。實(shí)踐中省域政府的創(chuàng)新效率并沒有顯著提升，緣何政府創(chuàng)新偏好增強(qiáng)帶來的要素投入無法有效轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出呢？

已有研究發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新偏好能促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)，其原因在于有效增強(qiáng)了地區(qū)創(chuàng)新資金供給能力，消除了創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，彌合了轄區(qū)內(nèi)創(chuàng)新主體的私人收益與社會(huì)收益的差距［1-2］。現(xiàn)有文獻(xiàn)也論證了政府創(chuàng)新偏好對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的提升效果未必顯著，地方政府創(chuàng)新偏好會(huì)產(chǎn)生創(chuàng)新的擠出效應(yīng)，如王豐龍等人（2017）認(rèn)為，地方政府財(cái)政科技投入對(duì)中西部地區(qū)創(chuàng)新效率提升沒有顯著影響，原因可能在于相較于東部地區(qū)其要素市場扭曲程度較大［3］。盧盛峰、劉潘（2015）研究發(fā)現(xiàn)，政府的創(chuàng)新偏好對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的影響呈現(xiàn)“倒U”型［4］?？梢?，政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域創(chuàng)新效率的議題備受關(guān)注，但從實(shí)證結(jié)果來看，政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域創(chuàng)新效率的關(guān)系研究尚未得到統(tǒng)一的結(jié)論。

近年來，不少學(xué)者就政府創(chuàng)新偏好對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的作用機(jī)制進(jìn)行了有益的探索。卞元超等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，地方政府創(chuàng)新偏好帶來地方財(cái)政科技支出競爭，并借助研發(fā)要素流動(dòng)這一影響機(jī)制作用于區(qū)域創(chuàng)新效率，帶來區(qū)域創(chuàng)新空間格局的變動(dòng)［5］。馬海濤等（2019）研究認(rèn)為，由于借助了企業(yè)的融資約束和企業(yè)人力資本積累的傳導(dǎo)路徑，政府創(chuàng)新偏好才能影響創(chuàng)新效率［6］。周業(yè)安等（2012）發(fā)現(xiàn)，地方政府的創(chuàng)新偏好可以通過財(cái)政投入優(yōu)化人力資本和創(chuàng)新知識(shí)配置，進(jìn)而提高創(chuàng)新效率［7］?？梢?，在政府創(chuàng)新偏好如何影響區(qū)域創(chuàng)新效率的研究中，人力資本要素是不可忽略的重要因素。轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新實(shí)質(zhì)在于企業(yè)家精神作用下，實(shí)現(xiàn)人力資本最優(yōu)配置。

2017 年《關(guān)于營造企業(yè)家健康成長環(huán)境弘揚(yáng)優(yōu)秀企業(yè)家精神更好發(fā)揮企業(yè)家作用的意見》明確指出，國家要對(duì)企業(yè)家創(chuàng)新精神進(jìn)行保護(hù)，并以政府為導(dǎo)向弘揚(yáng)企業(yè)家精神。黨的十九大報(bào)告也指出要持續(xù)發(fā)揮新時(shí)代企業(yè)家精神。企業(yè)家精神作為特殊的人力資本，在創(chuàng)新活動(dòng)中發(fā)揮著重要作用，能夠?qū)崿F(xiàn)研發(fā)人員、研發(fā)資本和創(chuàng)新環(huán)境的組合，有助于創(chuàng)新要素投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果［8-10］。對(duì)于政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和區(qū)域創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，王柏杰等（2020）認(rèn)為政府創(chuàng)新偏好是企業(yè)家精神作用于軍工企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的媒介［11］，陳紅梅等（2021）認(rèn)為政府財(cái)政支持是企業(yè)家精神影響區(qū)域創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)變量［12］?，F(xiàn)有文獻(xiàn)未能論證政府創(chuàng)新偏好通過創(chuàng)新主體的人力資源配置，進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的可能性。結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況分析，企業(yè)家精神作為一個(gè)企業(yè)決策的主要意志，必然會(huì)對(duì)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響。

綜上所述，現(xiàn)有理論和研究未能清晰探究政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神與省域創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，本文主要進(jìn)行以下拓展：①采用隨機(jī)前沿模型對(duì)省域創(chuàng)新效率進(jìn)行測算；②拓展政府創(chuàng)新偏好和企業(yè)家精神對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率影響的理論研究；③基于中國現(xiàn)實(shí)情景，考察政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的影響，并引入企業(yè)家精神作為門檻變量，剖析政府創(chuàng)新偏好影響省域創(chuàng)新效率的結(jié)構(gòu)性變化特征。

二、機(jī)理分析與研究假設(shè)

為了深入分析企業(yè)家創(chuàng)新精神調(diào)節(jié)下政府創(chuàng)新偏好對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，借鑒靳衛(wèi)東、高波（2008）構(gòu)建的企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論模型，從理論層面構(gòu)建關(guān)于政府創(chuàng)新偏好、轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家創(chuàng)新精神和轄區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新效益三者關(guān)系的模型，并進(jìn)行機(jī)理分析［13］。

地方政府的創(chuàng)新偏好直接體現(xiàn)在科技方面的財(cái)政支出數(shù)量，多數(shù)學(xué)者用地方科技方面的財(cái)政支出占地方財(cái)政支出的比重來衡量地方政府的創(chuàng)新偏好的大?。?4］。為此，本文引入政府創(chuàng)新偏好因子β（0<β<1），β越大代表地方政府創(chuàng)新偏好和創(chuàng)新意愿越強(qiáng)烈，體現(xiàn)為地方科技方面的財(cái)政支出占地方財(cái)政支出的比重越大。

轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家決策可由三部分決定，即生產(chǎn)決策比重（D1）、創(chuàng)新決策比重（D2）和其他決策比重（D3），可得到企業(yè)家的總決策公式為：

考慮企業(yè)決策帶來的風(fēng)險(xiǎn)成本，生產(chǎn)決策和其他決策的風(fēng)險(xiǎn)小，設(shè)轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)決策的概率為1（P1=1），轄區(qū)內(nèi)企業(yè)進(jìn)行其他決策的概率為1（P3=1），轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)家面對(duì)地方政府創(chuàng)新偏好帶來的制度層面影響會(huì)改變創(chuàng)新決策（D2）的概率（P2）。企業(yè)家進(jìn)行創(chuàng)新決策的概率公式設(shè)定為：

其中，P2的概率密度函數(shù)為：

生產(chǎn)決策和創(chuàng)新決策會(huì)直接帶來產(chǎn)量的增加，因而設(shè)定由生產(chǎn)決策帶來的產(chǎn)量函數(shù)Y1和創(chuàng)新決策帶來的產(chǎn)量函數(shù)Y2為：

其中：A為全要素生產(chǎn)率；η為一次創(chuàng)新成功的比例。由生產(chǎn)決策帶來的產(chǎn)量函數(shù)的當(dāng)期收益為π1，創(chuàng)新決策帶來的產(chǎn)量函數(shù)的遠(yuǎn)期收益為π2，具體設(shè)定如下：

其中：r為無風(fēng)險(xiǎn)利率；ρ為折現(xiàn)因子。企業(yè)的效用取決于生產(chǎn)決策、創(chuàng)新決策和其他決策帶來的收益，企業(yè)效用函數(shù)設(shè)定為：

為了求得轄區(qū)內(nèi)企業(yè)效用最大化，結(jié)合公式（1）和公式（2）構(gòu)造拉格朗日函數(shù)：

根據(jù)公式（9）可知：

依據(jù)公式（10）至公式（13）可知：

在公式（14）中，等號(hào)的左邊為f（D2），依據(jù)公式（14）可知，三次項(xiàng)D23的系數(shù)為負(fù)，f（D2）在區(qū)間（X1，X2）遞減，以點(diǎn)（-b/3a，f（-b/3a））呈現(xiàn)對(duì)稱。

為了簡化分析，設(shè)定η為 1，α為 0.5，r為 1，β為 0.5，繪制圖 1 的D2和f（D2）的函數(shù)圖，圖形以（-1.67，-14）為對(duì)稱呈現(xiàn)，f（D2）在圖中遞減區(qū)間有個(gè)實(shí)數(shù)解。

圖1 D2和f（D2）的函數(shù)

為了進(jìn)一步探究在企業(yè)效用最大化前提下，政府創(chuàng)新偏好β與企業(yè)創(chuàng)新決策比重為D2的關(guān)系，依舊設(shè)定η為1，α為0.5，r為1，又因?yàn)棣隆剩?，1），可以得出f（D2）的中心對(duì)稱點(diǎn)為（-0.83/β，-6.25/β-1.5），也即D2=-0.83/β，圖2 所示，β∈（0，1）區(qū)間內(nèi)，隨著β增大，中心點(diǎn)橫坐標(biāo)和縱坐標(biāo)也逐漸增大，中心對(duì)稱點(diǎn)不斷向右上方向移動(dòng)，f（D2）的圖像也不斷向右上方向移動(dòng)?？梢姡谄髽I(yè)家的效用最大化前提下，隨著政府創(chuàng)新偏好（β）越大，在企業(yè)家精神影響下分配于創(chuàng)新決策（D2）的權(quán)重越大，進(jìn)行創(chuàng)新的概率（P2）越大。企業(yè)家的創(chuàng)新性增強(qiáng)，是否會(huì)提高創(chuàng)新的預(yù)期效益和企業(yè)家的效用水平，在理論模型中還受到其他因素（如η）的影響，因而具有不確定性。

圖2 β與對(duì)稱點(diǎn)的橫、縱坐標(biāo)函數(shù)關(guān)系

基于以上分析，提出本文研究假設(shè)：

如果轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神集聚程度在合理范圍內(nèi)，則政府創(chuàng)新偏好增強(qiáng)會(huì)對(duì)省域創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進(jìn)作用；但超過這個(gè)范圍，則會(huì)產(chǎn)生抑制作用。即以轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)家精神為門檻變量，政府偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的影響存在門檻效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

為了更好地探究政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和省域創(chuàng)新效率的關(guān)系，依據(jù)上述研究假設(shè)，設(shè)計(jì)了4個(gè)研究步驟：①選定合適的指標(biāo)評(píng)價(jià)省域創(chuàng)新效率；②構(gòu)建合適的面板門檻模型；③主要變量說明；④闡明數(shù)據(jù)來源。

（一）省域創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

借鑒已有研究成果，考慮可操作性和代表性，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)維度考慮，最終選取較為典型的4個(gè)指標(biāo)衡量區(qū)域創(chuàng)新效率水平，分別為研發(fā)經(jīng)費(fèi)、研發(fā)人員、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)和專利授權(quán)數(shù)。變量說明及數(shù)據(jù)來源見表1所列。

表1 省域創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（二）計(jì)量模型

1.省域創(chuàng)新效率測算模型

鑒于隨機(jī)前沿模型能夠有效評(píng)價(jià)多投入單一產(chǎn)出類型的效率，本文采用隨機(jī)前沿模型進(jìn)行省份創(chuàng)新效率評(píng)估與測算，并借助stata 軟件予以實(shí)現(xiàn)。數(shù)據(jù)選取的時(shí)間范圍為2007—2018 年，全部數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。具體模型設(shè)定如下：

其中：i代表省份；t表示時(shí)間；RDO為專利授權(quán)數(shù)；RDP 為研發(fā)人員數(shù)；RDM 為研發(fā)經(jīng)費(fèi)強(qiáng)度；RDE為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度；v-μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)；α1為研發(fā)人員數(shù)的產(chǎn)出彈性；α2為研發(fā)經(jīng)費(fèi)的產(chǎn)出彈性；α3為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的產(chǎn)出彈性。

2.面板門檻模型

地方政府的創(chuàng)新偏好與企業(yè)家精神有著一定的聯(lián)系，借助政府的“有形之手”能夠較大程度影響省域的企業(yè)家精神集聚，進(jìn)而影響省域創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行。基于此，借助面板門檻模型，進(jìn)一步從企業(yè)家精神的視角剖析政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率影響的結(jié)構(gòu)性變化情況。面板門檻模型能夠克服人為分組的主觀性，較為客觀地探究地方政府創(chuàng)新偏好與省域創(chuàng)新效率的非線性關(guān)系，能夠檢驗(yàn)在企業(yè)家創(chuàng)新精神影響下政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的影響是否存在門檻效應(yīng)。面板門檻模型設(shè)定如下：

其中：i表示各個(gè)省份；t表示時(shí)間；τn為內(nèi)生的門檻數(shù)量；I（·）為示性函數(shù)；β1、β2、…、βn為不同門檻區(qū)間的影響系數(shù)，若通過顯著性檢驗(yàn)，則代表模型存在n重門檻特征。

（三）變量選擇

（1）被解釋變量：省域創(chuàng)新效率（TE）?，F(xiàn)有省域創(chuàng)新效率的測度主要有三種方法，即隨機(jī)前沿方法、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法和因子得分方法。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，考慮本文采用的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)，在模型設(shè)定合理的前提下，借助隨機(jī)前沿方法能夠得到比數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法和因子得分法更好的估計(jì)效果。因此，本文選用隨機(jī)前沿模型測算省域創(chuàng)新效率。

（2）解釋變量：政府創(chuàng)新偏好（GOV）。地方政府對(duì)省際層面創(chuàng)新活動(dòng)的影響主要借助于財(cái)政支出行為測度，具有創(chuàng)新偏好的政府會(huì)試圖增加財(cái)政科學(xué)與技術(shù)支出，支持轄區(qū)內(nèi)創(chuàng)新主體的創(chuàng)新活動(dòng)。基于此，本文借鑒李政和楊思瑩（2018）的做法，選取地方政府科技支出占地方財(cái)政支出的比重衡量政府創(chuàng)新偏好的大?。?4］。

（3）門檻變量：企業(yè)家精神（EN）。企業(yè)家精神的內(nèi)涵非常豐富，實(shí)證研究難以準(zhǔn)確量化企業(yè)家精神，現(xiàn)有學(xué)者采用自雇比例、企業(yè)進(jìn)退比例和企業(yè)家活動(dòng)指數(shù)測度企業(yè)家精神。借鑒學(xué)者齊結(jié)斌和安同良（2014），陳紅梅等（2021）定義企業(yè)家精神的方法，本文采用私人企業(yè)比率測度，即個(gè)體和私營企業(yè)所雇傭的工人數(shù)占就業(yè)人口的比重［12，15］。

（4）控制變量（Xlist）。參考相關(guān)文獻(xiàn)，選取物質(zhì)資本（GD）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（JJ）、可支配收入（GN）、對(duì)外經(jīng)濟(jì)水平（OP）作為本研究控制變量。其中，物質(zhì)資本采用永續(xù)盤存法后進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平選取人均GDP 衡量，可支配收入選取城鎮(zhèn)居民可支配收入，對(duì)外經(jīng)濟(jì)水平選取對(duì)外貿(mào)易總額的對(duì)數(shù)表示。

（四）數(shù)據(jù)說明

本文以中國30 個(gè)省份（不包括西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）為研究對(duì)象，鑒于省域財(cái)政科技投入數(shù)據(jù)截止至2018 年，故設(shè)定樣本時(shí)間跨度為2007—2018 年，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)和EPS 數(shù)據(jù)庫。其中，就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)截止至2017 年，故采用插值法推算至2018 年。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

依據(jù)相關(guān)的研究設(shè)計(jì)，進(jìn)行如下步驟的實(shí)證分析：①借助隨機(jī)前沿模型測算省域創(chuàng)新效率；②主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析；③以企業(yè)家精神為門檻變量進(jìn)行政府創(chuàng)新偏好與省域創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)分析；④進(jìn)行相關(guān)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）省域創(chuàng)新效率測度結(jié)果分析

表2 匯總的是2007—2018 年省域創(chuàng)新效率測算結(jié)果，系數(shù)均為正且具有統(tǒng)計(jì)意義，表明借助隨機(jī)前沿模型測算省域創(chuàng)新效率是合理的。

表2 隨機(jī)前沿模型的實(shí)證結(jié)果

在對(duì)省域創(chuàng)新效率進(jìn)行測度的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步繪制2007—2018年我國省域創(chuàng)新效率的時(shí)間演化圖，如圖3所示。圖3顯示，考察期內(nèi)我國省域創(chuàng)新效率逐年提高，創(chuàng)新能力逐年增強(qiáng)。

圖3 省域創(chuàng)新效率時(shí)間演化

（二）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表所列。

（1）從主要變量的總體描述性統(tǒng)計(jì)來看。①創(chuàng)新效率（TE）的均值為0.005，標(biāo)準(zhǔn)差為0.004，可見，各個(gè)省份的創(chuàng)新效率水平低下且省份之間的創(chuàng)新效率相差不大；②政府創(chuàng)新偏好（GOV）的均值為0.020，標(biāo)準(zhǔn)差為0.014，表明各個(gè)省份的創(chuàng)新偏好差別不大；③企業(yè)家精神的均值為0.294，標(biāo)準(zhǔn)差為0.171，說明企業(yè)家精神集聚程度在省際層面的差異大，省份間的企業(yè)家精神集聚程度差異對(duì)創(chuàng)新效率是否產(chǎn)生影響，有待實(shí)證探析。

（2）從主要變量的區(qū)域分組描述性統(tǒng)計(jì)來看。①東部地區(qū)的創(chuàng)新效率（TE）最強(qiáng)為0.007，中西部略弱為0.003；②東部地區(qū)的政府創(chuàng)新偏好（GOV）最強(qiáng)為0.027，西部地區(qū)次之為0.016，中部地區(qū)最弱為0.015；③東部地區(qū)的企業(yè)家精神集聚程度（EN）最強(qiáng)為0.352，西部地區(qū)次之為0.304，中部地區(qū)最弱為0.222?？梢?，東部地區(qū)的政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和省域創(chuàng)新效率均最強(qiáng)，中部地區(qū)的政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和省域創(chuàng)新能力最弱，三者之間是否呈線性關(guān)系有待進(jìn)一步研究。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表3

為分析企業(yè)家精神影響下政府創(chuàng)新偏好與省域創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)，需要進(jìn)行三個(gè)步驟的檢驗(yàn)：第一步判斷模型中是否存在門檻效應(yīng)；第二步對(duì)存在的門檻值進(jìn)行顯著性水平測試，明確門檻值具體的個(gè)數(shù)；第三步選定合適的門檻效應(yīng)模型，并對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

（三）面板門檻模型結(jié)果分析

1.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

經(jīng)STATA 軟件測算，面板門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果匯總見表4所列?？梢钥闯?，財(cái)政科技投入沒有通過三重門檻模型的檢驗(yàn)，故其適用雙重門檻模型，對(duì)應(yīng)的兩個(gè)門檻值分別為0.170 0 和0.400 0，為了后續(xù)分析需要，結(jié)合兩個(gè)門檻值，劃分了低、中、高區(qū)別三個(gè)區(qū)間段。

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)門檻值估計(jì)是否有效，繪制了似然比函數(shù)圖，如圖4 所示。圖4 顯示了兩個(gè)門檻估計(jì)值和95%置信區(qū)間，LR 值為0 時(shí)，對(duì)應(yīng)的門檻估計(jì)值為0.170 0和0.400 0，區(qū)間［0.160 0，0.190 0］和［0.380 0，0.410 0］，都處于95%的置信區(qū)間，門檻值有效性檢驗(yàn)通過。

圖4 門檻值估計(jì)與置信區(qū)間

2.面板門檻模型估計(jì)結(jié)果

雙固定面板模型與面板門檻模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，見表5所列。①從（1）列和（2）列的固定效應(yīng)面板模型結(jié)果來看，無論是否增加控制變量，政府創(chuàng)新偏好能夠在一定程度上提高省域創(chuàng)新效率，企業(yè)家精神能夠顯著促進(jìn)省際層面的創(chuàng)新效率提升；②通過擬合值可以看出，門檻模型的擬合效果好于固定效應(yīng)的面板回歸模型；③從門檻模型的估計(jì)結(jié)果來看，企業(yè)家精神存在低、中、高三個(gè)區(qū)制，且政府創(chuàng)新偏好的系數(shù)有所差異。

表5 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以擬合效果最佳的（4）列為例，當(dāng)企業(yè)家精神集聚程度處于低區(qū)制（EN≤0.170 0）時(shí)，政府創(chuàng)新偏好的系數(shù)估計(jì)值不顯著，說明轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神較低，會(huì)弱化政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用；當(dāng)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新精神集聚程度處于中區(qū)制（0.170 0＜EN≤0.400 0）時(shí)，政府創(chuàng)新偏好的系數(shù)估計(jì)值顯著為正，即企業(yè)家精神的集聚程度適中時(shí)，會(huì)強(qiáng)化政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的提升作用；當(dāng)企業(yè)家精神集聚程度跨越中區(qū)制進(jìn)入高區(qū)制時(shí)（EN＞0.400 0），政府創(chuàng)新偏好的系數(shù)顯著為正，說明轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神越高越能增強(qiáng)政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用?？梢?，在不同企業(yè)家精神影響下，政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的影響存在差異，當(dāng)前只有繼續(xù)強(qiáng)化轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)家精神，才能強(qiáng)化政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的正向效應(yīng)，即前述假設(shè)得到了驗(yàn)證。

3.各個(gè)門檻區(qū)間省份分布情況分析

根據(jù)表4測算出的門檻值，將2007—2018年各省份分別歸集至低區(qū)制、中區(qū)制和高區(qū)制三個(gè)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神的區(qū)間，結(jié)果見表6 所列。結(jié)果顯示：一方面，絕大部分省份企業(yè)家精神集聚程度處于低區(qū)制，說明絕大部分省份創(chuàng)新效率不高的原因在于轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神集聚程度偏低，政府創(chuàng)新偏好未能有效轉(zhuǎn)為企業(yè)創(chuàng)新偏好，說明絕大部分省份的企業(yè)家精神亟須提升；另一方面，歸屬于高區(qū)制的省份數(shù)量由2007年的3個(gè)逐步上升至2018年的6 個(gè)，歸屬于低區(qū)制的省份數(shù)量由2007 年的19 個(gè)逐年減少至2018 年的13 個(gè)，說明企業(yè)家精神集聚程度的優(yōu)化是中國整體創(chuàng)新效率得以提升的關(guān)鍵因素。

表6 各個(gè)門檻區(qū)間的省份分布

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使實(shí)證結(jié)果更加穩(wěn)健，本文進(jìn)行了替換被解釋變量和替換門檻變量的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

參考于驚濤、楊大力（2018）的研究，用DEA 方法測度省域創(chuàng)新效率，并進(jìn)行政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和省域創(chuàng)新效率的門檻面板模型回歸［16］。如圖5 所示，LR 值為0 時(shí)，對(duì)應(yīng)的門檻估計(jì)值為0.090 0 和 0.160 0，區(qū)間［0.080 0，0.100 0］和［0.145 0，0.170 0］都處于95%的置信區(qū)間，門檻值有效性檢驗(yàn)通過?？梢?，本文的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

圖5 替換被解釋變量下門檻值估計(jì)與置信區(qū)間

借鑒曾鋮等（2018）的研究，用私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)占比測度轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神，并檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和省域創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)［17］。如圖 6 所示，LR 值為 0 時(shí)，對(duì)應(yīng)的門檻估計(jì)值為0.260 0 和0.400 0，區(qū)間［0.230 0，0.270 0］和［0.400 0，0.400 0］都處于95%的置信區(qū)間，門檻值有效性的檢驗(yàn)通過?？梢姡疚牡慕Y(jié)論是穩(wěn)健的。

圖6 替換門檻變量下門檻值估計(jì)與置信區(qū)間

五、主要結(jié)論與政策啟示

（一）主要結(jié)論

厘清政府創(chuàng)新偏好、企業(yè)家精神和省域創(chuàng)新效率三者之間的關(guān)系，對(duì)提高國家創(chuàng)新能力、推動(dòng)創(chuàng)新型國家建設(shè)具有重要的意義。一方面，構(gòu)建數(shù)理模型，從理論層面系統(tǒng)探析了政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)與作用路徑；另一方面，選取2007—2018 年30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，基于隨機(jī)前沿模型測算省域創(chuàng)新效率，構(gòu)建面板門檻模型檢驗(yàn)企業(yè)家精神影響下政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明：①政府創(chuàng)新偏好能提高省域創(chuàng)新效率；②引入企業(yè)家精神后，政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率的影響存在結(jié)構(gòu)性變化，當(dāng)前亟須提升轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神，強(qiáng)化政府創(chuàng)新偏好對(duì)省域創(chuàng)新效率提升的正向影響效應(yīng)；③考察期內(nèi)絕大部分省份的企業(yè)家精神集聚程度較弱，阻礙了中國創(chuàng)新效率的持續(xù)優(yōu)化。

（二）政策啟示

一是營造良好的制度環(huán)境，培育和壯大轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神。鑒于企業(yè)家精神對(duì)省際創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用，現(xiàn)階段轄區(qū)內(nèi)企業(yè)家精神優(yōu)化的空間較大，故政府應(yīng)該營造公平公正的營商環(huán)境，完善與創(chuàng)新相關(guān)的制度體系，重視知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，確保政府創(chuàng)新目標(biāo)與企業(yè)創(chuàng)新目標(biāo)具有一致性，優(yōu)化各區(qū)域尤其是中西部地區(qū)企業(yè)家精神的資源配置，進(jìn)而提升轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)積極性，提升整體的創(chuàng)新效率。

二是優(yōu)化地區(qū)人力資源布局體系，確保企業(yè)家精神的合理流向。企業(yè)家精神作為特殊的人力資源，其配置情況是否最優(yōu)對(duì)創(chuàng)新效率提升至關(guān)重要。各省份要在明晰人力資源布局的基礎(chǔ)上，結(jié)合自身的優(yōu)勢(shì)要素和劣勢(shì)要素，基于市場供求關(guān)系，加快地區(qū)要素布局力量的建設(shè)，提升地區(qū)企業(yè)家精神的集聚能力，消除要素集聚能力分化現(xiàn)象。政府也應(yīng)持續(xù)完善創(chuàng)新活動(dòng)的公共服務(wù)機(jī)制，搭建地區(qū)創(chuàng)新人力資源的合作平臺(tái)，紓緩企業(yè)家精神流動(dòng)的障礙，拓寬企業(yè)家精神流入創(chuàng)新主體的渠道。

三是強(qiáng)化政府創(chuàng)新偏好，優(yōu)化投入結(jié)構(gòu)，健全財(cái)政科技支出績效評(píng)價(jià)機(jī)制。由于低水平的政府創(chuàng)新偏好會(huì)抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的提高，理應(yīng)秉承創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展理念，結(jié)合政府創(chuàng)新偏好與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的原則，優(yōu)化科技財(cái)政投入的結(jié)構(gòu)，確保在科技財(cái)政政策支持下，要素合理流動(dòng)到最有效率的創(chuàng)新活動(dòng)上。同時(shí)，由于政府偏好對(duì)于不同省份創(chuàng)新影響效果不一，有必要建立科學(xué)合理的績效考評(píng)機(jī)制，動(dòng)態(tài)觀察省域?qū)用娴呢?cái)政資金投入與創(chuàng)新產(chǎn)出協(xié)調(diào)情況，以創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量和產(chǎn)出貢獻(xiàn)度為導(dǎo)向，細(xì)化評(píng)價(jià)的規(guī)則和流程，全面評(píng)估考察省域創(chuàng)新的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)效益。