轉型期的企業家精神、 地方政府與中國經濟增長
——基于三期滯后動態增長模型的SYS-GMM分析

劉志永， 馬 偉， 米 雪

(晉中學院 旅游管理系， 山西 晉中 030619)

“政府與市場”關系是中國轉型期這一復雜系統當中的重要特征， 由此而來的“中國奇跡”特殊性在于： 在肯定企業家之于經濟增長重要性的同時也無法忽視政府的獨特作用。 當然， 盡管轉軌中形成的政府主導型經濟帶來了“粗放型增長”以及增長乏力等諸多問題， 但從根本上看， 并不能否定中國體制下政府的積極作用， 其關鍵在于如何更好地處理市場與政府的作用。 進入新時代后， 如何更好地處理“政府與市場”關系成為了中國深化改革中的關鍵性問題， 其中的焦點在于兩者如何耦合而不是要不要政府的問題， 或者只要企業家的問題。 換言之， 到底是企業家現象引致了中國經濟增長還是經濟增長促發了企業家現象？ 更為直接地說， 政府與市場(企業家)的關系必然是西方主流經濟理論所揭示的非此即彼嗎？

學者們的研究極大地推進了“中國企業家”理論的發展。 從實證文獻來看， 大部分文獻都以創新、 創業作為企業家精神的代理變量,把企業家精神作為外生因素納入靜態增長模型(如： C-D函數等)進行了時間序列和面板數據等回歸分析。 還有少數文獻關注到了企業家精神的內生性以及經濟增長動態性的問題， 比如， 李杏[1](2011年)、 馬曉靜等[2](2013年)等學者采用Barro and Sala-i-Martin[3](1995年)提出的穩定狀態開放經濟模型， 分別使用滯后30期國有企業職工數量比例、 人均耕地面積等作為工具變量， 利用GMM估計法解決了企業家內生性問題。 這些成果極大地推進了企業家理論的實證研究， 但也存在一些不足： 一是雖然在工具變量的選擇上有較大突破， 但工具變量的有效性存在進一步說明和證實的需要； 二是基于動態經濟模型的分析只關注到了因變量滯后一期影響， 這與企業家“破壞性創新”的時間間隔和中國經濟慣性的現狀不太吻合， 部分影響了模型的解釋力。

鑒于此， 在前人研究的成果基礎上， 依據中國經濟特征， 擴展Barro and Sala-i-Martin的動態經濟模型為三期滯后動態模型， 利用中國1995年-2016年29個省級單位的面板數據， 采用SYS-GMM方法來解決其內生性問題， 分析企業家的創新和創業精神對中國經濟增長的因果性關系； 不同于其他文獻， 本文在考察企業家精神作用的同時， 還關注地方政府與企業家的關系， 試圖為中國特色社會主義市場經濟中“政府與市場”關系提供一定的理論借鑒。

1 文獻綜述及研究假設

對企業家的關注最早可以追溯到理查德·坎蒂隆(1755年)的洞見。 遺憾的是， 隨后占主流地位的新古典經濟增長理論邊緣化了企業家， 進而使得其消失在經濟增長模型的范疇之外。 熊彼特(1943年)及其之后的新(內生)經濟增長理論[4-9]認為， 內生于經濟中的企業家是經濟增長的最根本力量， “歐洲悖論”等經濟實踐也佐證了跨區域經濟差異主要是源于企業家的差異， 而不是知識投資。 目前， 企業家被業界普遍認為是經濟發展的發動機, 更是轉型經濟國家能否取得成功的關鍵因素， 以至于20世紀被描述為“企業家世紀”。 自此， 企業家回到了經濟增長“舞臺”的中央， 日益成為各國經濟增長中的“國王”。

中國轉型過程其實就是企業家回歸主體的過程。 中國改革開放是在向市場經濟機制轉軌中逐步釋放被壓制的企業家的生產力的， 改革開放之前， 不存在企業家發揮作用的空間， 即使是國有企業的“內部人企業家”也主要是確定環境下的生產者屬性， 而不是應對不確定性或者追求經濟利潤的， 體制外的“市場企業家”尚屬非法行為。 計劃經濟的機制僵化和資源配置低效等加大了經濟的不確定性， 在1978年政策轉換前后， 自發地涌現出一批還沒有被政策認可的“鄉鎮企業家”， 隨后， 有利于企業家的“時空”才逐步顯現， 尤其是鄧小平92南巡講話之后， 企業家才真正走上了中國經濟發展的舞臺， 這種內生于經濟中的企業家才最接近西方經濟理論中的“企業家”特征。 在市場化進程中， 隨著國有企業產權制度與市場經濟制度的不斷契合， 使得具有“黨政企業家”特征的國有企業“內部人企業家”開始向真正意義上的企業家轉型。

大量涌現出的形形色色的“企業家”和數以萬計的中小企業促進了中國經濟的高速增長。 可以說， 伴隨著市場改革進程出現的企業家使得中國從農業經濟邁進了工業經濟， 進而從要素驅動階段逐步轉向了規模經濟、 效率驅動的發展階段。 從文獻梳理看， 企業家功能是從創業和創新兩個角度來表征的， 源于奧地利學派的“警覺的套利者”的創業功能發揮著經濟轉型中的“包容所效應”， 而熊彼特的企業家創新功能則是引致經濟增長躍上更高增長軌道的決定性力量， 盡管理論上是可以分類的， 但中國的改革開放中的企業家現象是其創業和創新功能的合織為一， 既有改革開放帶來的機會和壓力的創業效應， 也有源于知識積累和技術進步的創新效應。 正是在改革開放逐步釋放的企業家精神的驅動下， 中國經濟才取得了如此巨大的成就。 由此， 本文提出第1個假設：

H1: 企業家精神對經濟增長發揮著積極的因果關系， 且創業與創新效應是異質性的。

在肯定企業家精神的同時無法忽視政府的作用。 政府與市場關系是經濟學的一個核心命題， 也是中國深化改革中不得不面對的關鍵問題。 關于政府作用， 既有延續西方主流經濟學傳統的“大市場小政府”， 也有發展經濟學的因結構問題而強調政府作用； 在非左即右的理論分歧中， 學者們對轉型期改革實踐中的中國政府作用的觀點也不盡一致， 支持一方的觀點必然受到另一方證據的抗爭。 周黎安(2018年)的嵌入市場競爭之中的政府“有形之手”發揮著重要影響作用[10]、 劉志永(2020年)的地方創新系統中政府積極策略對企業家創新策略選擇的擠入效應[11]、 張曄(2005年)的政府作用對企業家精神的擠出效應[12]、 曾鋮等(2017年)的政府與企業家之間的“U”關系[13]、 劉志永等(2021年)認為政府官員與市場企業家的博弈決定著經濟增長的方式、 速度和增長等。 總體來看， 由于漸進式改革的復雜性以及中國經濟社會的系統性， 改革開放中的政府與經濟增長和企業家現象必然是一個復雜的非線性關系， 很難像西方國家那樣給出政府與市場之間的清晰關系以及公共政府的定位。 顯然， 西方范式的“大市場小政府”不適于中國特色社會主義市場經濟。 從中國實踐看， 企業家現象不只是一個經濟問題， 而是一個涉及到制度變遷、 經濟階段和文化認同等的綜合性問題， 政府的作用自然不能如同處于制度邊際貢獻較小的西方發達國家那樣的“公共人”一樣： 一方面， 基于中國特色政治治理體系下的地方政府的發展經濟的主要任務和企業家在地區經濟增長中的主體地位， 地方政府必然會采取政策以活躍本地區的企業家精神； 另一方面， 企業家的創業和創新精神發揮所需要的支持環境是異質性的， 政策發揮作用的時效性也不盡相同， 造成政策上的顧此失彼。 因此， 本文提出第2個假設：

H2： 活躍企業家創業和創新精神的政策效應是異質性的， 總體效應相對模糊。

2 實證模型和估計方法

動態經濟增長模型提供了一個更貼近經濟實際的動態開放經濟增長分析的框架， 諸多中國學者也采用此框架構建了實證分析模型， 如式(1)所示：

log (yi,t/yi,t-1)=α1logyi,t+α2Ei,t+

∑α3Xi,t+ηi+εi,t,

(1)

其中： 下標i、t分別表示省級單位和年份；ηi表示省級單位固定效應，εi,t表示誤差項； log (yi,t/yi,t-1)是代表t期的人均實際GDP增長率，logyi,t-1為滯后一期的人均實際GDP對數,Ei,t為企業家精神變量，Xi,t是為達到穩定狀態的控制變量集合。

該模型中只包含了人均實際GDP的滯后一期對經濟增長的影響， 考慮到我們研究的目的是企業家精神與經濟增長的關系， 而企業家的“破壞性創新”是有時間間隔的。 一般而言， 企業家t期投資對t+1期是有效率的， 接著企業家又會再一次的“破壞性創新”， 但t期投資已固化難以抽取出來， 這就意味著t期對t+2期及以后各期是不利的。 因此， 從當期來看， 模型中應該包括滯后二期及以上的變量。 為了模型的簡潔， 考慮到中國經濟5年發展規劃周期的現實， 假設只存在一個三期的企業家“破壞性創新”經濟過程， 上述(1)式擴展為如式(2)所示

log (yi,t/yi,t-1)=α1logyi,t-1+α2logyi,t-2+

α3Ei,t+∑α4Xi,t+ηi+εi,t,

(2)

式(2)中的符號含義同式(1)， logyi,t-2為滯后二期的人均實際GDP對數。

企業家的功能是多維度的， 尤其是奈特式的應對不確定性的企業家、 柯茲納式的警覺而套利的企業家等在實證中無法準確刻畫和測度， 因而， 多數學者認為： 創新和創業是聯系企業家與經濟增長的關鍵變量， 實證中一般用企業所有權、 企業進入和退出率， 自我雇傭率、 企業研發支出、 專利許可、 每萬人口的私企數量等來衡量。 考慮到數據的可得性和遵循實證文獻傳統， 本文以自我雇傭率(個體和私營企業所雇傭人數/就業總人數)、 專利申請數量分別作為企業家的創業精神(BE)和創新精神(IE)的代理變量進行分析。

為了準確估計企業家精神的作用， 我們沿襲前人的成果[14-15]， 選擇每萬人口在校大學生人數(HCapital)、 老齡人口贍養率(Dep)、 人口出生率(Birth)、 固定資產投資占GDP比例(Inv)、 政府支出占GDP比例(Gov)、 外商直接投資占GDP比例(FDI)作為控制變量， 把這些變量逐步引入模型來控制企業家變量對經濟增長的影響。 依據經濟理論， 對控制變量與經濟增長的效應做如下理論預期： Dep、 Birth會對代表經濟增長的人均GDP產生負的效應， FDI、 Inv、 HCapital等變量會產生積極的效應， Gov在傳統經濟理論中一般對經濟增長的效應是積極的， 但在企業家型經濟中其作用是模糊的， 我們無法提前給出準確的判斷。

解決內生性問題的最優方法一般是尋找通過內生變量對因變量發生作用的外生變量,或者是內生變量的滯后項來作為工具變量的。 實證中， 外生工具變量一般難以獲得或者無法證實， 而且， 本文中的企業家精神是用創業、 創新兩個指標來衡量的， 這就更增加了尋找外生工具變量的難度， 也即很難找到一個合適的外生工具變量以滿足多個內生變量對工具變量的要求。 鑒于本文的目的以及中國經濟發展中存在5年規劃的階段性特征， 考慮到我們“只存在三期的企業家創新過程”的模型假設， 在估計中我們使用了BE、 IE滯后五期量作為相應企業家精神的工具變量進行處理； 最后， 為了檢驗估計結果的穩健性， 我們按照Bond(2001年)的研究成果[16]， 對滯后項的系數進行了穩健性檢驗(滯后項系數應該處于混合OLS和固定效應兩者估計系數之間)。 為了獲得較為詳盡的關于企業家與經濟增長關系的信息， 我們在下面的模型回歸中使用SYS-GMM估計方法， 并分兩步進行估計結果報告： 首先， 把企業家精神作為外生變量納入模型， 并逐步加入控制變量進行估計， 以期獲得相對穩健性的估計結果； 其次， 把企業家精神作為內生性變量來進行估計。

3 模型數據及估計結果

1978年的十一屆三中全會開啟了中國改革開放的大幕， 具有市場經濟屬性的個體和私營企業家和企業的大量涌現是在鄧小平1992年南巡之后開始顯現的。 鑒于考察的目的和政策的滯后性， 選用1995年—2016年的數據來考察企業家對中國經濟增長的影響。 中國經濟發展在各省份之間存在著較大的不均衡， 單純從整體上來考察可能會掩蓋經濟的真實情況， 導致分析結果與經濟狀況之間出現偏離， 為了能更加真實地刻畫經濟狀況， 我們使用中國大陸29個省份和直轄市作為分析樣本截面。 數據來自于相關年份的《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》， 并根據模型要求計算得出。

3.1 變量定義及統計特征

表 1 給出了模型中所涉及變量的相關定義和統計特征， 變量為29個省份1995年-2016年期間的638個觀察變量。

表 1 變量定義和統計特征

從表 1 中可以看出， 各省份之間的大部分變量差異較大， 分布不均勻。 比如， Inv均值為45.45%(標準差為17.24)， Gov均值為15.64%(標準差為7.816)， FDI均值為6.8%(標準差為8.2)， BE均值為15.87%(標準差為11.02)， HCapital的均值為97.31(標準差為78.09)。 這些變量的變化基本能真實地反映各省份經濟發展不均衡的現狀。

為了進一步分析模型中所涉及變量之間的關系程度， 我們給出了變量間通過5%顯著性水平檢驗的Spearman相關系數， 如表 2 所示。 從表 2 中可看出， 因變量log(y)與每個自變量之間的相關系數值都較高， 且都通過了5%顯著性水平檢驗， 其中， 與人均實際GDP的滯后一階、 二階的相關系數高達0.996、 0.989 5， 這說明了中國經濟發展中存在著較大的慣性和發展路徑的依賴性， 與Inv、 Gov的相關系數分別為0.585 2、 0.286 4， 表明在考察期間， 中國經濟具有投資驅動的特征， 政府在經濟發展中依然發揮著較強的作用。

表 2 各變量之間的Spearman相關系數

從人均實際GDP的當期、 滯后一期、 滯后二期與各個變量的相關系數來看， 相關系數指雖然相對于當期略有下降， 但依然顯著， 尤其是我們所考察的代表企業家創業、 創新功能的BE和IE變量系數仍在0.7以上， 這說明動態方程模型相對于靜態模型更適于分析中國經濟的問題。 同時， 這也在一定程度上佐證了企業家精神可能具有經濟內生性的理論假設。

3.2 企業家精神對經濟增長的作用

3.2.1 基于企業家創業精神的分析

把企業家的創業功能作為外生變量、 內生變量分別引入模型中， 估計結果如表 3 所示。 第1列-第4列表示外生企業家變量估計結果， 第5列-第8列是內生企業家變量估計結果。 從表3來看， 大部分變量都通過了顯著性水平5%以上的檢驗， 尤其是我們關心的企業家變量通過了1%的顯著性檢驗。 8個估計的Sargan檢驗顯示不能拒絕SYS-GMM估計中工具變量有效性的原假設， 這表明我們選擇的工具變量是有效的； Arelleno-Bond AR(1)、 AR(2)序列相關檢驗表明， 誤差項存在一階相關(p<0.1)和二階不相關(p>0.1)， 符合SYS-GMM估計的只需要二階不相關要求(一致估計的條件)。

表 3 基于創業功能的企業家精神對經濟增長的影響

從外生處理的第1列-第4列看， 企業家變量的系數都通過了5%以上的顯著性檢驗， 系數都為正， 意味著企業家創業變量對人均實際GDP增長率有正的影響， 驗證了前述的理論假設。 人均實際GDP變量的滯后一階、 二階的系數也通過了1%的顯著性檢驗， 滯后一階的系數為正， 滯后二階的系數為負， 意味著中國經濟增長有著較強的路徑依賴性(t期依賴于t-1期)， 前兩期(t-1期和t-2期)資源固化占用對當期(t期)增長率存在遞減性影響， 這符合前述模型中企業家活動的預期假設。 具體來看， 第1列中我們僅僅引入了企業家變量， 企業家變量的系數為0.002 4； 第2列中引入Inv后企業家精神的變量系數下降為0.001 8； 在第3列中引入代表人力資本的變量HCapital， 第四列中引入人口出生率(Birth)、 老年人口贍養率(Dep)、 政府投資(Gov)、 外商直接投資(FDI)后， 除FDI變量不顯著且符號不符合預期外， 其他變量都是顯著的且變量符號都符合前述的效應預期。 加入這些變量后， 企業家創業變量的估計系數呈現逐步小幅減小的趨勢， 系數從0.002 4逐步下降到0.001 3， 而且符號沒有發生變化。 這在一定程度上說明， 我們的估計是相對穩健的。

企業家精神可能是內生的， 也就是說存在著經濟增長導致了企業家精神活躍而不是企業家精神促進了經濟增長的可能性， 如果忽略了企業家精神的內生性會導致上述估計結果的不一致和因果關系的混亂。 為了證實兩者之間的因果關系， 有必要進一步把企業家精神作為內生變量來處理， 如上面所述， 我們采用滯后5期項作為其工具變量進行估計。 為了進行對比， 我們按照第1列-第4列的辦法， 逐步把外生控制變量引入模型， 結果報告在表3中的第5列-第8列。 從第5列-第8列可以看出， 4個估計的Sargan工具變量過度識別檢驗顯示， 接受SYS-GMM估計中工具變量有效性的原假設， Arelleno-Bond AR(1)、 AR(2)序列相關檢驗表明， 誤差項存在一階相關、 二階不相關， 這表明我們的企業家內生變量的滯后5階工具變量是有效合適的。 估計結果表明， 除了Gov不顯著且符號不符合預期、 FDI不顯著外， 其他變量符號都符合預期效應且最低都通過了10%的檢驗， 其中， 人均實際GDP的滯后一期、 二期， BE、 Inv、 HCapital都通過了顯著性水平1%的檢驗， 變量的符號也與第1列-第4列的估計保持一致。

從第1列-第8列總體來看， 隨著控制變量的逐步引入， 企業家創業變量系數外生時從0.002 4穩定到0.001 3、 內生時從0.003逐步穩定在0.001 1， 各變量系數逐步小幅度變小， 這說明我們的估計結果是初步穩健的。 如上所述， 除Gov、 FDI變量系數表面上與理論預期不太符合外， 其他變量的估計系數符號都符合預期。

GMM估計是否穩健的一個簡單有效檢驗是滯后項的系數在相應的混合OLS估計和固定效應估計之間。 數據的混合OLS估計和固定效應估計顯示， 一階滯后項的系數范圍為(0.030， 0.192 8)、 二階滯后項的范圍為(-0.248 4， -0.124 7)， 表 3 中的第四列估計滯后一階系數為0.129、 二階滯后項系數為-0.216， 第八列估計的滯后一階系數為0.112、 二階滯后項系數為-0.211， 均處于相應的混合OLS估計和固定效應估計系數之間。 在分別作為外生和內生變量處理的八個估計中， 各變量的系數符號符合理論預期或者符合中國經濟現狀。 可以認為， 我們的估計結果通過了穩健性檢驗。

Gov在企業家內生化處理中的估計系數為負似乎與現實不相符合， 政府支出一般意義上會產生促進經濟增長的直接效應， 但其同時也存在著間接效應： 一方面， 政府支出中存在的低效等現象會使其促進經濟發展的效率不高以及對經濟的“擠出”效應； 另一方面， 也意味著政府對經濟的控制以及對市場制度環境的破壞， 在一定程度上阻礙了企業家精神的發揮。 具體來看， 企業家外生時企業家Gov的系數為0.002 6且通過10%的顯著性水平； 企業家內生時， Gov的系數變為 -0.002 0 且不顯著。 這也說明政府支出在對經濟起著直接促進作用的同時， 也間接地抑制了企業家的創業精神， 當直接的促進作用小于間接的抑制作用時， 總體效應就表現為負作用， 張曄(2005年)等[12]學者也得出了相似的Gov與經濟增長之間的負相關結論。 因此， 可以接受企業家變量(BE)內生性處理時， Gov估計系數為負的估計結果。 同時， 我們的估計結果在一定程度上也支持了“鮑莫爾命題”： 游戲規則(制度)決定了企業家資源對經濟的最終影響。

令人費解的是， FDI的系數符號和顯著性水平， 很多文獻都認為FDI具有正的效應[2]。 在我們的模型中， 把企業家創業變量作為外生處理時， 估計符號是負的且不顯著； 內生處理時， 該符號變為正但依然不顯著， 而且在內生化處理中系數有所減小。 究其原因， 首先， 由于中國在FDI產業鏈中只從事了加工組裝環節， 所獲收益只占整個利潤的5%左右， FDI與人均實際GDP各期的相關系數(0.145 5、 0.117 6、 0.143 7)都相對較小， 表明在1994年之后FDI在地區經濟增長中的貢獻率在逐漸下降； 其次， FDI對TFP的溢出效應正在逐漸淡出， 外源性效率提高的因素在下降[17]， 而且從事FDI行業的經濟資源失去了投入其他組合的可能性， 產生了較大的機會成本。 因此， FDI在短期內可能會提高人均實際GDP， 但在長期內卻會對人均實際GDP的增長率產生負面的影響； 再者， 各省份在吸引FDI時， 普遍給予的超國民待遇等優惠政策擠壓了當地企業家的創業發展空間， 企業家被排除在潛在市場之外。 綜上， 這些因素可能是導致FDI符號不符合理論預期的原因。

3.2.2 基于企業家的創新功能的分析

在熊彼特的企業家創新模型中， 創新是企業家的唯一標簽， “歐洲悖論”“硅谷效應”等經濟現象也證明了企業家的創新精神是各國經濟發展差異的主要原因。 對于正處于經濟轉型期的中國而言， 企業家的創新精神是中國經濟轉型的根本動力， 因此， 需要進一步驗證企業家的創新功能對經濟增長的影響。 延續大多數文獻的做法， 以專利申請數量作為企業家創新精神的代理變量來進行分析， 具體做法同上， 把創新作為外生變量和內生變量來分別進行估計， 在估計過程中逐步引入控制變量， 結果如表 4 所示。 第1列-第4列為外生變量估計結果， 第5列-第8列為內生變量估計結果。 從整體上來看， 除Gov、 FDI、 Birth外， 其他變量都通過了1%的顯著性水平檢驗， 除FDI外， 其他變量的符號都符合理論預期且沒有發生突變； Sargan檢驗和Arelleno-Bond AR(1)、 AR(2)檢驗都表明可以接受模型估計結果。 同時， 我們按照Bond(2001年)研究成果進行穩健性檢驗， 混合OLS估計和固定效應估計顯示， 一階滯后項的系數范圍為(0.027 5～0.182 9)， 二階滯后項的范圍為(-0.252 5～-0.132 6)， 表 4 中的第4列(企業家精神外生)估計滯后一階系數為0.126、 二階滯后項系數為-0.146， 第8列(企業家精神內生)估計的滯后一階系數為0.121、 二階滯后項系數為 -0.158， 均處于相應的混合OLS估計和固定效應估計系數之間， 這說明我們的估計結果是穩健的。

表 4 基于創新功能的企業家精神對經濟增長的影響

從代表企業家創新功能的專利申請變量來看， 無論是外生變量還是內生變量都通過了1%以上的顯著性檢驗， 說明在考察期間企業家的創新功能對中國經濟增長產生了積極的影響。 以內生化處理的估計系數為例， 隨著控制變量的引入， 該系數從 0.025 1 增加到0.026 0最終穩定在0.026 6， 企業家變量的系數呈現逐步擴大的趨勢。 這充分說明， 在中國經濟肌體中， 存在著較強的企業家創新功能自我促進機制。 Gov的系數符號符合理論預期， 在外生、 內生處理時沒有發生變化， 系數從外生的 0.001 5 不顯著轉變為內生時的0.002 6且通過10%顯著性檢驗。 數據變化說明， 在中國經濟增長的過程中， 政府積極構建和逐步改善包括知識產權在內的正式制度有效地激發了企業家的創新精神。

從上述的分別代表企業家精神的BE和IE的估計系數看， 外生化處理時， BE、 IE的系數分別為0.001 3、 0.029 7； 內生化估計時該系數分別是 0.001 1 和0.026 6。 結果表明， 代表企業家精神的IE和BE對中國經濟增長的作用是顯著的； 而且， 從考察期看， 企業家的創新精神對經濟增長的作用明顯大于其創業效應， 這也充分證實了我們的理論預期H1。

3.3 Gov和Inv的影響

就Inv來看， 不管是外生化處理還是內生化處理， 其對中國經濟增長的影響都是積極的， 且在內生化處理時， 系數值還有所提高， 具體為： BE時從 0.000 8 提高為0.002 7， IE時從0.001 4提高為0.001 6。 從企業家理論來看， 最初源自于政策等的外生原因帶來了短期的Inv的增加， 這為潛在的企業家提供了市場機會， 企業家活動的進一步活躍提升了內生性Inv對經濟增長的作用， 而且， Inv通過BE對經濟增長的作用要強于通過IE渠道的作用， 宏觀上Inv增加提高了企業家的創業機會從而促進了經濟增長， 同時， 這也說明企業家創新不是投資等宏觀層面的問題， 而是基于企業家追求經濟利潤的判斷。 因此， 要提高企業家的創新精神， 從宏觀總量層面入手是缺乏效率的， 應該從微觀層面的供給側制度優化來引導企業家活動在創新上的配置。

根據發展經濟學理論， 政府和投資因素對經濟增長也發揮著重要的作用。 Gov估計系數的符號和顯著性隨著企業家變量的選擇而呈現出不同的變化， 以內生化估計為例來說明。 在對BE進行考察時， Gov估計系數為負且不顯著， 對IE而言， 則為正且顯著。 正如下文分析， Gov對經濟增長存在著直接和間接的效應， 其間接效應是通過制度環境影響企業家精神從而對經濟增長產生作用的。 數據變化表明， 在中國的市場經濟制度框架中， 存在著諸如市場準入門檻、 金融“玻璃門”、 社會保障缺乏等不利于中小企業家創業的制度環境和產權保護、 稅收優惠、 創新扶持等有利于企業家創新的制度環境， 這種Gov對企業家創業和創新精神上的不均衡效應， 在驗證了假設H2的同時也給予我們重要啟示： 我們需要重新審視在中國漸進式市場化改革路徑中關于政府作用與企業家作用的關系。

3.4 穩健性檢驗

關于穩健性檢驗， 我們在上述分類模型中都做了相應的檢驗， 即分別以企業家的創業精神(BE)和創新精神(IE)進行分析的穩健性都通過了Bond(2001年)的“滯后項系數在相應的混合OLS估計和固定效應估計之間”規則的初步檢驗。 同時， 企業家精神的BE和IE相互檢驗， 即不管是哪個模型， 其系數都是顯著的， 且隨著控制變量的加入其系數變化趨勢是一致的， 這說明我們的模型可以通過穩健性檢驗。

4 主要結論及啟示

利用中國1995年-2016年29個省級面板數據， 以企業家為中心逐步把控制變量引入到擴展后的動態經濟增長模型中進行分析， 以期探究企業家精神對經濟增長的影響， 相關檢驗表明估計結果是穩健的。 主要結論和啟示如下：

第一， 企業家對中國經濟增長產生了因果性的顯著效應， 驗證了我們的理論假設。 企業家活動越活躍的地方其經濟增長越快、 轉型越順利， 我國江浙地區的經濟實踐充分佐證了這一結論。 其中， 代表企業家創業精神的BE和代表企業家創新精神的IE對人均GDP增長率都有顯著的正效應， 而且， IE對中國經濟增長的作用要遠遠高于BE的作用。 因此， 企業家精神是中國經濟增長的源泉， 尤其是代表其核心特征的創新精神是中國經濟轉型的核心動力。 同時也表明， 在中國經濟轉型期間， 只有真正回歸企業家的主體地位和充分發揮企業家的基于創業和創新的主體作用， 順利實現從效率驅動階段向創新驅動階段的轉變， 中國經濟才能借此跳出“中等收入陷阱”的漩渦。

第二， 企業家具有內生性的主體地位特征和作用。 企業家在經濟增長過程中處于“牽一發而動全身”的主體地位， 不僅其本身作為一種特殊的人力資源會對經濟產生直接影響， 而且， 作為“管道”也對經濟增長產生間接作用。 從總體來看， 代表經濟增長的人均實際GDP的滯后一期和滯后二期對當期的影響較大， 其主要原因在于微觀主體企業家的經濟活動特點： 企業家在當期“破壞性創新”對資源再組合需要和滯后期對資源占用固化的合力所導致。 因此， 中國經濟政策的施力點要從宏觀總量調整向微觀制度優化轉變， 進一步培育和優化有利于企業家活動的經濟制度， 從而起到“事半功倍”的效應。

第三， 政府作用效應相對模糊。 從本文代表政府作用的數據看， Gov對人均GDP的作用是明顯正效應的(部分系數為負時但不顯著)， 且Gov對BE、 IE的影響效應不一致， 主要表現為： 相對有利于企業家創新和不利于企業家創業。 無論是內生模型還是外生模型， 代表政府作用的Gov對企業家的BE、 IE的影響效應除了在內生中的對BE為負且不顯著外， 其他基本都是顯著的正效應， 只不過是效應大小存在著差異。 雖然模型中的政府效應是模糊的， 但并沒有支持政府作用必然阻礙企業家發揮作用的觀點。 究其原因， 主要是因為企業家是在中國漸進式市場化改革中逐漸成長起來的， 制度環境中的正式制度與非正式制度之間的不對稱性嚴重制約著企業家主體作用的發揮， 政府在培育企業家發揮作用的制度環境和市場環境中依然發揮著不可或缺的重要作用； 而且， 這種作用可能會因為地區的經濟起點、 文化特征等出現異質性， 比如， 溫州模式和蘇南模式中截然不同的政府作用機制。 這也說明中國經濟的體量和柔性是可以容納不同的政府作用， “政府與市場”靜態機械邊界思維是不符合中國現實的。

第四， 政府與市場(企業家)耦合符合中國轉型期實際。 轉型期背景下的政府與市場邊界是動態， 也就是說在充分肯定企業家之于中國經濟增長的主體性作用的同時， 應該準確認識政府功能和精準發揮政府作用； 換言之， 區域經濟增長不均衡的原因與其說是地區間的企業家及其精神差異所致， 不如說是地區稟賦特別是文化稟賦約束下的地方政府與企業家“耦合”差異。