什么樣的制度環(huán)境有利于產生高創(chuàng)業(yè)活躍度

摘 要：優(yōu)化制度環(huán)境是提升創(chuàng)業(yè)活躍度和激發(fā)市場主體活力的重要抓手。基于制度邏輯理論和動態(tài)定性比較分析方法，采用2000—2021年中國內地31個省份樣本數據，從時間維度和空間維度檢驗政府與市場關系、非國有經濟發(fā)展、產品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育及法律制度環(huán)境5個條件對區(qū)域創(chuàng)業(yè)活躍度的組態(tài)效應。研究發(fā)現：①從時間維度看，單個因素并非構成高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件，但非國有經濟發(fā)展、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境4個條件的必要性呈現出動態(tài)增長趨勢；從空間維度看，單個因素構成部分省市高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件，具有顯著地區(qū)效應；②存在4類產生高創(chuàng)業(yè)活躍度的制度組態(tài)：政府邏輯—市場邏輯驅動型、政府邏輯—市場邏輯—混合邏輯驅動型、市場邏輯—混合邏輯驅動型；混合邏輯驅動型；③從時間維度看，“政府邏輯—市場邏輯驅動型”與“市場邏輯—混合邏輯驅動型”兩類制度組態(tài)呈現顯著時間效應，從地區(qū)維度看，4類制度組態(tài)未呈現顯著地區(qū)效應；④2020年全球新冠疫情影響，4類制度組態(tài)一致性水平在2020年和2021年呈現集體下降態(tài)勢。通過引入基于面板數據的動態(tài)定性比較分析方法，探究制度環(huán)境要素組合時空變化對區(qū)域創(chuàng)業(yè)行為的影響，對于揭示中國高創(chuàng)業(yè)活躍度實現路徑具有重要意義。

關鍵詞

關鍵詞：制度環(huán)境；制度邏輯；創(chuàng)業(yè)活躍度；動態(tài)QCA；面板數據

DOI：10.6049/kjjbydc.2023070403

中圖分類號：F272.2

文獻標識碼：A

文章編號

文章編號：1001-7348（2024）24-0036-13

0 引言

制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)的關系是創(chuàng)業(yè)研究關注的重點問題［1-3］。制度環(huán)境是指用于生產、交換和分配的一系列政治、經濟、社會與法律環(huán)境［1］。制度環(huán)境本質上是市場主體在創(chuàng)業(yè)、經營和退出過程中面臨的外部環(huán)境，也是多重制度邏輯共存和互動的復雜生態(tài)環(huán)境，對區(qū)域內市場主體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力具有重要影響［4-5］。厘清制度環(huán)境中不同制度邏輯之間的關系是提升創(chuàng)業(yè)活躍度、激發(fā)市場主體活力的關鍵。究竟何種制度環(huán)境才能更好地提升區(qū)域創(chuàng)業(yè)活躍度？這一重大現實問題亟待通過科學研究予以解答。

制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)研究由來已久，本文根據研究方法不同將現有研究劃分為3類：一是通過定量研究檢驗單個制度環(huán)境要素對創(chuàng)業(yè)的影響［5］，這類研究基于前因變量相互獨立和因果對稱性統(tǒng)計技術分析單一制度要素對創(chuàng)業(yè)的邊際“凈效應”，抑或檢驗制度環(huán)境要素與其它變量交互對創(chuàng)業(yè)活動的影響［2，4，6］。二是從理論思辨視角探究制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)的影響［1］。三是采用定性比較分析法檢驗制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)的關系。例如，Xie等［7］基于靜態(tài)QCA方法探究國家制度環(huán)境對女性創(chuàng)業(yè)的組態(tài)效應。

上述研究進行了有益探索，但存在以下不足：第一，少數學者基于制度組態(tài)視角探究不同制度因素組合對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，但主要基于二元制度邏輯［2］，未考慮多種制度邏輯組合對創(chuàng)業(yè)活躍度的聯合作用［8-9］。部分學者指出基于制度邏輯理論探究多元制度邏輯耦合關系對創(chuàng)業(yè)活動的影響是重點研究方向［10-11］。第二，少數學者采用QCA方法分析制度環(huán)境要素與其它要素聯合效應對創(chuàng)業(yè)活動的影響，但主要采用基于截面數據的靜態(tài)QCA方法。靜態(tài)QCA方法未考慮時間因素，而制度邏輯具有歷史權變性質，隨著時間的演變，制度邏輯對行為主體的影響也會發(fā)生改變［12-13］，單純基于截面數據的QCA分析難以捕捉時間維度上各因素之間的聯動效應。因此，不少學者呼吁反思QCA方法中的“時間盲區(qū)”，在未來研究中納入時間因素［14］。

綜上所述，本文基于制度邏輯理論，采用動態(tài)定性比較分析方法，利用2000—2021年中國內地31個省份樣本數據，從時間維度與空間維度分析制度環(huán)境要素與創(chuàng)業(yè)活躍度間的復雜因果關系，致力于回答以下問題：①在時間維度與空間維度上，單個制度環(huán)境要素是否是產生高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件？②何種制度組態(tài)可以產生高創(chuàng)業(yè)活躍度？③在時間維度上，制度組態(tài)是否會呈現顯著時間效應？在空間維度上，制度組態(tài)是否會呈現顯著地區(qū)效應？

1 制度背景與研究框架

1.1 制度背景

中國市場化指數課題組從2000年開始對中國內地31個省份市場化指數進行全面、系統(tǒng)和具體的評價［15］，評價維度包括政府與市場關系、非國有經濟發(fā)展、產品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境，已成為衡量區(qū)域制度環(huán)境的重要數據來源［16-18］。制度環(huán)境是影響創(chuàng)業(yè)的主要因素，其優(yōu)劣程度直接影響區(qū)域創(chuàng)業(yè)發(fā)展［1-2］。制度環(huán)境指數構建有利于后續(xù)研究從時間維度深入挖掘中國各省份制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活動的復雜影響機制，并為優(yōu)化制度環(huán)境提供分析思路。圖1為2000—2021年中國內地31個省份的制度環(huán)境指數，可以發(fā)現政府與市場關系、產品市場發(fā)育程度呈先上升后下降趨勢，非國有經濟發(fā)展、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境呈動態(tài)上升趨勢。

1.2 研究框架：制度環(huán)境要素及其耦合與創(chuàng)業(yè)活躍度的關系

1.2.1 制度環(huán)境要素與創(chuàng)業(yè)活躍度的關系

（1）政府與市場關系和創(chuàng)業(yè)活躍度。政府與市場關系是指政府對市場主體經濟行為的干預程度［15，19］。政府干預對創(chuàng)業(yè)活動而言是一把“雙刃劍”。一方面，政府通過制定制度環(huán)境優(yōu)化政策、完善基礎設施建設為創(chuàng)業(yè)活動提供必要的基礎條件［20-21］，提高大眾創(chuàng)業(yè)積極性；另一方面，政府通過財政與貨幣政策干預市場運行，削弱市場資源配置效率，減緩行業(yè)市場化進程，不利于創(chuàng)業(yè)主體獲取創(chuàng)業(yè)資源以及轉化創(chuàng)業(yè)機會。

（2）非國有經濟發(fā)展與創(chuàng)業(yè)活躍度。非國有經濟發(fā)展是指非國有經濟主體在市場中配置資源的程度［15］。一方面，非國有經濟發(fā)展可以滿足用戶多樣化需求，拓展創(chuàng)業(yè)活動來源，為創(chuàng)業(yè)活動提供支持；另一方面，非國有經濟發(fā)展能為創(chuàng)業(yè)者提供便利的信息獲取渠道，豐富創(chuàng)業(yè)信息來源和結構，加強社會互動，為創(chuàng)業(yè)者積累社會資本。

（3）產品市場發(fā)育程度與創(chuàng)業(yè)活躍度。產品市場發(fā)育程度是指產品在市場中交易和流通的便利程度與公平程度［15］。產品市場發(fā)育程度越高，各類市場主體越容易在市場中推廣和銷售產品，越能降低行業(yè)進入壁壘，進而促進創(chuàng)業(yè)活動開展。

（4）要素市場發(fā)育程度與創(chuàng)業(yè)活躍度。要素市場發(fā)育程度是指金融資源、人力資源和技術資源的豐富程度［15］。資源是開展創(chuàng)業(yè)活動的前提，充足的社會資源、人力資源和財務資源可以幫助創(chuàng)業(yè)者將創(chuàng)業(yè)機會轉變?yōu)閯?chuàng)業(yè)實踐，保證創(chuàng)業(yè)活動的連續(xù)性和持久性［22］。

（5）市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)活躍度。市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境是指技術服務組織、行業(yè)協會等中介組織發(fā)育程度以及法律環(huán)境、知識產權保護環(huán)境完善程度［15］。一方面，市場中介組織可以幫助創(chuàng)業(yè)者了解和啟動創(chuàng)業(yè)，為創(chuàng)業(yè)者提供專業(yè)化服務和支持，提高創(chuàng)業(yè)便利度；另一方面，法律環(huán)境與知識產權保護環(huán)境的完善可為創(chuàng)業(yè)者提供一個公平、安全的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，有利于激發(fā)創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新積極性［23］。

1.2.2 制度環(huán)境中多要素之間可能存在的組態(tài)關系

制度環(huán)境本質上是一種制度生態(tài)，其內部存在的多元制度邏輯會產生競爭或互補關系，形成多元制度組態(tài)，對環(huán)境資源容量和主體認知產生作用，影響主體創(chuàng)業(yè)行為［2，24］。制度邏輯是指影響個人、企業(yè)、家庭、政府等不同主體的行為規(guī)范和制度安排。制度邏輯為理解宏觀層面上的制度安排與微觀層面上可觀察的人類活動提供了“橋梁”［13］，從而為認識創(chuàng)業(yè)活動微觀基礎提供了一個分析視角。與強調單一主導邏輯導致組織趨同的新制度理論不同［25］，制度邏輯理論認為在特定組織場域中存在相互兼容或沖突的多元制度邏輯，從而導致行為主體表現出異質性行為［12-13］。中國在實施計劃經濟體制期間，政府邏輯處于絕對主導地位，而隨著市場經濟體制改革進程的加快，中國在20世紀80年代引入市場邏輯，政府邏輯和市場邏輯相互依賴，成為轉型期發(fā)揮共同作用的兩大邏輯［2］。此外，制度環(huán)境中還存在與政府邏輯、市場邏輯互動、交織的混合制度邏輯［2，26］，包括金融環(huán)境、法治環(huán)境等。由此，制度環(huán)境包含政府邏輯、市場邏輯與混合邏輯三大制度邏輯。本文根據制度邏輯理論與制度環(huán)境要素特征，探究制度環(huán)境要素與3個制度邏輯的對應關系。其中，政府與市場關系是指政府對市場活動的干預程度，對創(chuàng)業(yè)主體具有激勵和規(guī)制作用，是政府邏輯的集中體現。非國有經濟發(fā)展反映非國有企業(yè)在市場上的生存狀態(tài)及資源配置程度。產品市場發(fā)育程度反映產品在市場中的流通程度以及產品價格由市場決定的程度，兩者為創(chuàng)業(yè)主體提供資源配置環(huán)境，是市場邏輯的集中體現。要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境反映金融資源、人力資源、技術資源與法治環(huán)境的發(fā)展現狀，對創(chuàng)業(yè)主體起支持和輔助作用，是混合制度邏輯的集中體現。這與杜運周等［3］、裴秋亞和范黎波［26］歸納的混合制度邏輯要素基本一致。杜運周等［3］認為公共服務、人力資源、金融服務與創(chuàng)新環(huán)境是混合制度邏輯的體現；裴秋亞和范黎波［26］將創(chuàng)新、法治和金融環(huán)境視為混合制度邏輯。本文參考賈建鋒等［9］的多元制度組態(tài)研究，歸納出3種制度邏輯可能存在的組態(tài)關系，為分析制度組態(tài)關系模式提供基礎，如表1所示。

綜上所述，政府邏輯、市場邏輯和混合邏輯對制度環(huán)境具有系統(tǒng)性影響，形成差異化制度組態(tài)，進而對創(chuàng)業(yè)活躍度產生影響，本文構建研究框架如圖2所示。

2 研究設計

2.1 動態(tài)定性比較分析方法

定性比較分析（QCA）是一種基于布爾邏輯和代數對案例進行組態(tài)分析的方法，可以探究多個前因條件之間的多重并發(fā)因果關系［27］。早期QCA研究主要基于截面數據靜態(tài)QCA方法，其局限性表現為：①在時間選取上存在偏差，導致組態(tài)結果穩(wěn)健性不足，較少探究時間縱向組態(tài)效應，而靜態(tài)QCA組態(tài)結果具有較強的時間敏感性；②建構理論存在靜態(tài)性，理論解釋能力和普適性不足［15］。為彌補上述缺陷，Garcia-Castro amp; Ari［28］提出基于面板數據的動態(tài)QCA方法，從匯總、組間、組內3個維度測量一致性，并使用一致性調整距離捕捉一致性在時間維度與案例維度的變化程度及產生的組態(tài)效應［29-30］。本文認為，制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活動的影響具有持久性，是時間維度上的連續(xù)事件，靜態(tài)QCA方法不足以闡釋制度組態(tài)與創(chuàng)業(yè)的互動關系。因此，本文采用動態(tài)定性比較分析法，探究產生高創(chuàng)業(yè)活躍度的制度組態(tài)如何隨時間演變。

2.2 數據來源

本文數據來源如下：制度環(huán)境測量數據來自中國分省份市場化指數數據庫，缺失數據采用歷年市場化指數的平均增長幅度進行預測［31］。在創(chuàng)業(yè)活躍度測量數據中，2000—2021年中國內地31個省份年末人口數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》，2000—2021年中國內地31個省份新創(chuàng)企業(yè)數據來自企查查數據庫。由于企查查數據庫只能檢索到2000年及以后的數據，故本文以2000年為研究起點。

2.3 測量與校準

2.3.1 結果條件

現有文獻主要采用兩種方式測量創(chuàng)業(yè)活躍度。一是勞動市場法，即采用年度新創(chuàng)企業(yè)數量與15～64歲人口數量的比值衡量創(chuàng)業(yè)活躍度［32］。二是生態(tài)法，即計算新創(chuàng)企業(yè)數量與已有企業(yè)數量的比值衡量創(chuàng)業(yè)活躍度。葉文平等［32］指出，生態(tài)法由于未考慮企業(yè)規(guī)模差異，具有一定局限性。借鑒上述研究，本文采用勞動市場法衡量省級層面創(chuàng)業(yè)活躍度。由于難以獲取2000—2021年中國內地31個省份15～64歲的人口數據，故本文采用年末人口總數作為標準化基數。此外，參考杜運周等［3］的做法，使用原始值與最大值的比值，將創(chuàng)業(yè)活躍度數值范圍調整為［0，1］區(qū)間。

2.3.2 前因條件

（1）政府與市場關系。政府與市場關系由市場分配經濟資源的比重、減少政府對企業(yè)的干預、縮小政府規(guī)模計算得到。由于這是一個反向指標，為便于理解后續(xù)組態(tài)分析結果，本文將該數據進行倒置，倒置后的政府與市場關系數值越大，說明政府對市場的干預程度越高。

（2）非國有經濟發(fā)展。非國有經濟發(fā)展由非國有經濟在工業(yè)銷售收入中所占比重、非國有經濟投資在全社會固定資產總投資中所占比例、非國有經濟就業(yè)占城鎮(zhèn)就業(yè)人數的比例計算得到。

（3）產品市場發(fā)育程度。產品市場發(fā)育程度通過價格由市場決定的程度、減少商品市場地方保護、公平的市場競爭條件計算得到。

（4）要素市場發(fā)育程度。要素市場發(fā)育程度由金融業(yè)市場化、人力資源供應條件計算得到。

（5）市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境由市場中介組織發(fā)育、維護市場的法治環(huán)境、知識產權保護計算得到。

2.3.3 校準

校準是指給案例和條件賦予集合隸屬分數的過程［27］。參考杜運周等［3］的做法，本文基于直接校準法將數據轉換為模糊集隸屬分數，完全隸屬、交叉點和完全不隸屬的3個校準點分別對應樣本統(tǒng)計中的上四分位數（75%）、中位數與下四分位數（25%），校準結果和描述性統(tǒng)計結果如表2所示。

3 研究結果

3.1 單個條件必要性分析

必要條件分析用于檢驗單個前因條件是否為結果條件的必要條件［26］。在基于截面數據的定性比較分析中，一致性系數大于0.9且覆蓋度大于0.5是判斷必要條件存在的通用標準［33］，這一標準在基于面板數據的定性比較分析中同樣適用。不同的是，動態(tài)定性比較分析法在檢驗必要條件時引入調整距離這一概念，調整距離分為組間一致性調整距離（BECONS adjusted distance）與組內一致性調整距離（WICONS adjusted distance），當一致性調整距離大于0.2時，前因條件必要性可能存在時間效應或地區(qū)效應，需要進一步探究該條件的必要性［28］。

表3展示了高創(chuàng)業(yè)活躍度與非高創(chuàng)業(yè)活躍度的條件必要性分析結果。可以看出，5個前因條件匯總一致性系數均低于0.9，故不存在高創(chuàng)業(yè)活躍度與非高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。然而，5個前因條件組間一致性調整距離與組內一致性調整距離均大于0.2，需要進一步分析可能存在的時間效應和地區(qū)效應。

本文繪制前因條件與結果條件的組間一致性系數圖。圖3為政府與市場關系的組間一致性。可以發(fā)現，政府與市場關系一致性水平圍繞0.543上下波動，最大值沒有超過0.9。因此，從時間維度看，政府與市場關系在所有年份中都并非構成高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。2008年全球金融危機爆發(fā)后，我國為拉動經濟增長，在2008—2011年進行了大規(guī)模的政府投資并實施擴張性財政貨幣政策，使得政府在此期間加強對市場的干預，該影響一直持續(xù)到2016年左右。

圖4為非國有經濟發(fā)展組間一致性系數。可以發(fā)現，非國有經濟發(fā)展一致性系數從2000年的0.133動態(tài)上升至2021年的0.989，而2020年與2021年一致性系數均為0.989，雖然超過0.9，但2020年與2021年覆蓋度分別為0.312和0.321，低于0.5的閾值。因此，非國有經濟發(fā)展在所有年份中均不是構成高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件，但從時間維度看，非國有經濟發(fā)展呈現出顯著時間效應，其必要性程度越來越高。

圖5為產品市場發(fā)育程度組間一致性系數。2007年產品市場發(fā)育程度的一致性系數為0.909，覆蓋度為0.3。因此，產品市場發(fā)育程度在所有年份中均不是構成高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。從時間維度看，產品市場發(fā)育程度組間一致性水平呈現出以2007年為拐點的倒U型發(fā)展態(tài)勢，產品市場發(fā)育程度必要性水平在2007年以后變得越來越低。這一趨勢與圖1所展示的產品市場發(fā)育程度指數發(fā)展趨勢基本吻合。

圖6為要素市場發(fā)育程度組間一致性系數。2019年、2020年與2021年要素市場發(fā)育程度組間一致性系數分別為0.903、0.945和0.954，超過0.9的閾值，對應覆蓋度分別為0.486、0.284、0.305。因此，要素市場發(fā)育程度在樣本期間不是構成高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。從時間維度看，要素市場發(fā)育程度一致性系數在2016年之后呈現動態(tài)上升趨勢，其必要性程度越來越高。

圖7為市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境的組間一致性系數。2019年、2020年與2021年市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境組間一致性系數分別為0.968、0.988、0.991，超過0.9的閾值，相應覆蓋度分別為0.469、0.279、0.310，均低于0.5。因此，市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境在所有年份中均不是構成高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。從時間維度看，市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境一致性水平呈動態(tài)上升趨勢。

本文進一步分析中國內地31個省份組內一致性系數（限于篇幅，基于省份的組內一致性系數與組內覆蓋度結果留存?zhèn)渌鳎l(fā)現5個前因條件在不同地區(qū)的必要性存在顯著差異。政府與市場關系是海南、內蒙古、寧夏、青海、新疆等省市高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。非國有經濟發(fā)展是安徽、重慶、福建、廣東、廣西、湖北、海南、河南、江蘇、江西、山東、浙江等省份高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。產品市場發(fā)育程度是福建、廣東、河南、江蘇、山東等省市高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。要素市場發(fā)育程度是福建、廣東、湖北、四川、山東、陜西、天津、浙江等省市高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境是安徽、北京、重慶、福建、廣東、江蘇、山東、上海、天津、浙江等省市高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件。上述結果說明，制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)活躍度必要性關系存在顯著地區(qū)效應。基于Garcia-Castro1 amp; Ari［28］的建議，當存在顯著地區(qū)效應時，需要進一步挖掘影響必要性因果關系的地區(qū)特征。本文按照地域分布將上述省份劃分為中、東、西部地區(qū)，發(fā)現政府與市場關系對部分西部地區(qū)省份創(chuàng)業(yè)活躍度具有較強的必要性；產品市場發(fā)育程度主要對部分東部與中部地區(qū)省份創(chuàng)業(yè)活躍度具有必要性；非國有經濟發(fā)展、產品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境對東、中、西部地區(qū)部分省份創(chuàng)業(yè)活躍度均具有較強的必要性，但主要集中在東部地區(qū)省份。綜上可知，制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)活躍度的必要性因果關系受地域特征的影響，如表4所示。

3.2 條件組態(tài)充分性分析

條件組態(tài)充分性分析試圖考察多個前因條件形成的組態(tài)對結果的充分性［27］。參考31個省市案例數量以及一致性閾值設定相關文獻［33］，本文將一致性閾值設為0.8，PRI閾值設為0.7，頻數閾值設為2。在反事實操作步驟中，將5個前因條件狀態(tài)選定為“存在或缺失”。本文主要匯報中間解，并基于中間解與簡約解的嵌套關系區(qū)分核心條件和輔助條件。表5為組態(tài)分析結果，共有5個高創(chuàng)業(yè)活躍度組態(tài)，5個組態(tài)一致性系數均大于0.85，總體一致性系數為0. 848，高于可接受的最低標準（0.75）；5個組態(tài)總體覆蓋度為0.574。組態(tài)S1a與組態(tài)S1b都包含政府邏輯與市場邏輯條件，因此本文將其視為二階等價組態(tài)［27］。

3.3 結果與討論

本文基于連接階段推導的組態(tài)關系對組態(tài)進行命名，并重點分析每個高創(chuàng)業(yè)活躍度組態(tài)的理論內涵和相應案例。

（1）模式一：政府邏輯—市場邏輯驅動型。組態(tài)S1a表明，高政府與市場關系、高非國有經濟發(fā)展、高產品市場發(fā)育程度為輔助條件可以產生高創(chuàng)業(yè)活躍度。組態(tài)S1b表明，高政府與市場關系、高非國有經濟發(fā)展以及非高市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境為核心條件可以產生高創(chuàng)業(yè)活躍度。組態(tài)S1a與S1b呈現政府—市場共生型特征，即市場邏輯受益于政府邏輯的“幫助之手”，兩者存在相互增強的關系，可以形象地稱為“互惠之手”，能夠共同提高創(chuàng)業(yè)環(huán)境承載力、創(chuàng)業(yè)者識別創(chuàng)業(yè)機會的概率與創(chuàng)業(yè)機會轉化能力，由此出現高創(chuàng)業(yè)活躍度。

該制度組態(tài)典型案例為海南省（2009—2018年）。2009—2018年，海南省政府與市場關系、非國有經濟發(fā)展在樣本中的排名均處于中等偏上水平。一方面，海南省政府通過制定創(chuàng)業(yè)促進政策，如《海南省工商行政管理局助力小微企業(yè)發(fā)展的十八條措施》，該措施致力于將海南省打造為“創(chuàng)業(yè)天堂”，并提出小微企業(yè)年均增幅要達到33%的目標；另一方面，基于免稅購物新政、自由貿易港等政策進一步發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，極大地降低了創(chuàng)業(yè)門檻、激活了創(chuàng)業(yè)者熱情。截至2022年12月，海南省新創(chuàng)企業(yè)數量增速連續(xù)34個月保持全國第一。組態(tài)S1a組間一致性調整距離為0.160，組內一致性調整距離為0.088，均小于閾值0.2，故組態(tài)S1a不存在顯著時間效應和地區(qū)效應。圖8展示了組態(tài)S1a的組間一致性系數。

圖9展示了組態(tài)S1b的組間一致性系數。組態(tài)S1b組間一致性調整距離為0.250，大于0.2的閾值，說明組態(tài)S1b存在顯著時間效應。組內一致性調整距離為0.140，小于0.2的閾值，說明組態(tài)S2地區(qū)效應不顯著。此外，組態(tài)S1b在2019年之前具有較高組間一致性水平，對結果的解釋力較強，但2020年和2021年組間一致性水平呈斷崖式下滑。出現這種情況的原因可能在于2020年全球新冠疫情暴發(fā)致使創(chuàng)業(yè)活躍度大幅下降，政府與市場推動創(chuàng)業(yè)的作用極為有限。

組態(tài)S1a與組態(tài)S1b的差異在于，組態(tài)S1a在疫情期間一致性系數波動較小，而組態(tài)S1b在疫情期間一致性系數急劇下降。原因可能在于：一是組態(tài)S1a中不僅包含非國有經濟發(fā)展還包括產品市場發(fā)育程度，而組態(tài)S1b僅涵蓋非國有經濟發(fā)展這一個條件，因此組態(tài)S1a的市場邏輯強度大于組態(tài)S1b；二是中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境對高創(chuàng)業(yè)活躍度的必要程度動態(tài)增加，該條件在組態(tài)S1a中可有可無，但在組態(tài)S1b中為缺失狀態(tài)。

（2）模式二：政府邏輯—市場邏輯—混合邏輯協同驅動型。組態(tài)S2表明，高政府與市場關系、高產品市場發(fā)育程度、高中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境為核心條件，互補高要素市場發(fā)育程度為輔助條件可以產生高創(chuàng)業(yè)活躍度。組態(tài)S2呈現出多元制度邏輯協同促進特征，政府邏輯、市場邏輯與混合邏輯互相受益產生協同作用。這些省份在非國有經濟發(fā)展方面相對不足，通過政府“有形之手”優(yōu)化市場資源配置，并借助公平競爭的產品市場、完善的法治環(huán)境和較為豐富的要素市場推動創(chuàng)業(yè)。處于這類制度生態(tài)的典型省份為四川（2012—2018年）、吉林（2015—2018年）、遼寧（2012—2018年）。以四川為例，四川省政府在2015年發(fā)布《四川省人民政府關于全面推進大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的意見》，要求各市（州）在2015年建立1家及以上科技企業(yè)孵化器，同時設立創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)投資引導基金，為創(chuàng)業(yè)活動提供便利。2012—2018年，四川省產品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境在樣本中基本處于中等偏上水平。組態(tài)S2組間一致性調整距離為0.135，組內一致性調整距離為0.064，均小于閾值0.2，故組態(tài)S2不存在顯著時間效應和地區(qū)效應。圖10展示了組態(tài)S2的組間一致性，發(fā)現組態(tài)S2在2000—2021年組間一致性水平與組內一致性水平較為穩(wěn)定，對高創(chuàng)業(yè)活躍度具有較強解釋力度。

（3）模式三：市場邏輯—混合邏輯驅動型。組態(tài)S3表明，高非國有經濟發(fā)展、高產品市場發(fā)育程度、高要素市場發(fā)育程度、高中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境為核心條件可以產生高創(chuàng)業(yè)活躍度。組態(tài)S3呈現出市場邏輯與混合邏輯的協同促進特征。具有該制度組態(tài)的典型案例為廣東（2002—2020年）、江蘇（2004—2021年）、浙江（2001—2018年）。以廣東為例，2002—2020年，廣東非國有經濟發(fā)展、產品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境排名均位于全國前十。廣東省作為改革開放的先行區(qū)，市場經濟發(fā)展起步較早，市場對資源配置的作用較強。此外，廣東搭建省級公共資源交易平臺，并出臺了《關于加快全省知識產權保護中心體系建設的意見》，為創(chuàng)業(yè)活動提供有力的資源和法律環(huán)境支持。組態(tài)S3組間一致性調整距離為0.225，大于閾值0.2，組內一致性調整距離為0.140，小于閾值2，故組態(tài)S3存在顯著時間效應，但地區(qū)效應不顯著。圖11展示了組態(tài)S3的組間一致性，可以看出組態(tài)S3在2000—2021年組間一致性水平呈現U型曲線。

（4）模式四：混合邏輯驅動型。組態(tài)S4表明，非高政府與市場關系、非高非國有經濟發(fā)展、非高產品市場發(fā)育程度、高要素市場發(fā)育程度以及高市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境為核心條件可以產生高創(chuàng)業(yè)活躍度。組態(tài)S4呈現混合邏輯驅動特征，政府邏輯和市場邏輯對創(chuàng)業(yè)活動的推動作用較弱。該制度組態(tài)典型案例為陜西（2016—2018年）。2016—2018年，陜西要素市場發(fā)育程度在中國內地31個省份中分別排名第17、第16、第16，市場中介組織發(fā)育和法治環(huán)境均排名第7。陜西省是中國的人才大省，截至“十三五”末，陜西各類人才資源總量達到600.46萬人，為創(chuàng)業(yè)活動提供了充足的人才資源和創(chuàng)新資源。組態(tài)S4組間一致性調整距離為0.195，組內一致性調整距離為0.158，均小于閾值0.2，故組態(tài)S4不存在顯著時間效應和地區(qū)效應。圖12展示了組態(tài)S4的組間一致性系數，可以看出組態(tài)S4在2020年和2021年的一致性水平較低。

3.4 非高創(chuàng)業(yè)活躍度組態(tài)分析

本文進一步檢驗產生非高創(chuàng)業(yè)活躍度的制度組態(tài)，共得到3個引致非高創(chuàng)業(yè)活躍度的組態(tài)。綜合3個非高創(chuàng)業(yè)活躍度組態(tài)結果可知，政府邏輯與混合邏輯在3個組態(tài)中均是缺失狀態(tài)，雖然市場邏輯中的產品要素發(fā)育程度在其中兩個組態(tài)起核心作用，但市場邏輯未表現出較強的主導作用。該結果表明，如果制度組態(tài)中沒有主導制度邏輯或具有協同關系的制度邏輯，創(chuàng)業(yè)活躍度則會較低。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

本文通過提高一致性閾值（從0.8調整為0.85）、提高PRI閾值（從0.7調整為0.75）、提高案例閾值（從2調整為3）、調整校準錨點（70百分位數、中位數、20百分位數）等方法進行穩(wěn)健性檢驗［33］，發(fā)現組態(tài)與原組態(tài)存在清晰的子集關系，說明研究結果具有較強的穩(wěn)健性，如表6所示。

4 結論與啟示

4.1 研究結論

根據上述研究，本文得出如下3個主要結論：

（1）從時間維度看，單個因素并非構成高區(qū)域創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件，但非國有經濟發(fā)展、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境3個條件的必要性呈現動態(tài)上升趨勢；從地區(qū)維度看，單個因素構成部分省份高區(qū)域創(chuàng)業(yè)活躍度的必要條件，具有顯著地區(qū)效應。

（2）存在4類產生高創(chuàng)業(yè)活躍度的制度組態(tài)：政府邏輯—市場邏輯驅動型、政府邏輯—市場邏輯—混合邏輯協同驅動型、市場邏輯—混合邏輯驅動型、混合邏輯驅動型。

（3）從時間維度看，“政府邏輯—市場邏輯驅動型”與“市場邏輯—混合邏輯驅動型”兩個制度組態(tài)呈現顯著時間效應；受2020年全球新冠疫情影響，4類制度組態(tài)一致性水平在2020年和2021年呈現集體下跌趨勢；從地區(qū)維度看，4類制度組態(tài)未呈現顯著地區(qū)效應。

4.2 研究貢獻

本研究存在以下3方面的貢獻：

（1）本文從制度環(huán)境演化視角豐富了創(chuàng)業(yè)活躍度外部影響因素研究。現有研究從營商環(huán)境［2］、創(chuàng)業(yè)生態(tài)環(huán)境［9］等不同類型制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活躍度形成的組態(tài)路徑進行識別，鮮有研究檢驗制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活躍度的組態(tài)效應。本文聚焦制度環(huán)境要素對省份創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，分析制度環(huán)境生態(tài)對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響機制，拓展了創(chuàng)業(yè)理論研究視角和創(chuàng)業(yè)活躍度前因研究。

（2）本文同時分析政府邏輯、市場邏輯與混合邏輯對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，拓展和豐富了制度邏輯理論研究。一方面，梁強和徐二明［34］、Zorina amp; Dutton［10］指出，現有制度邏輯研究主要限定在簡單的二元邏輯探討上［1］，對多元邏輯間共存狀況的分析有所欠缺，本文將制度環(huán)境解構為包含政府邏輯、市場邏輯和混合邏輯3種制度邏輯的復雜制度環(huán)境［25］，彌補了制度多元性特征對行為主體影響的不足，響應了Hitt amp; Xu［11］、Zorina amp; Dutton［10］等學者關于多重制度組合研究的呼吁；另一方面，基于制度邏輯的歷史權變性特征，本文從時間維度探討3種制度邏輯組合演化對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，彌補了現有制度邏輯研究較少納入時間因素的不足［12，34］。

（3）本研究在國內較早基于長時間面板數據，使用動態(tài)定性比較分析方法對創(chuàng)業(yè)活躍度的必要性和充分性條件進行討論，為制度環(huán)境和創(chuàng)業(yè)活躍度關系研究提供了新思路，更能推動后續(xù)研究使用動態(tài)定性比較分析方法探討組織管理問題。

4.3 實踐啟示

（1）中國各省份制度環(huán)境存在顯著差異，不同制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響不唯一。因此，各區(qū)域應從整體性視角出發(fā)，根據自身特點和資源稟賦，選擇合適的路徑提高創(chuàng)業(yè)活躍度。以政府與市場關系為例，組態(tài)S1a、組態(tài)S1b與組態(tài)S2中都出現政府邏輯，說明政府對提升創(chuàng)業(yè)活躍度起重要作用。因此，政府財政支出過低可能無法很好地履行公共職能，進而影響創(chuàng)業(yè)活動的正常開展。

（2）非國有經濟發(fā)展、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境3個條件的必要性呈現動態(tài)上升趨勢，具有顯著時間效應。在非國有經濟發(fā)展方面，政府應為非國有經濟發(fā)展提供良好的外部環(huán)境，發(fā)揮非國有經濟的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)引領效應。在要素市場發(fā)育程度方面，政府應進一步推動普惠金融發(fā)展，降低小微企業(yè)貸款門檻，吸引高素質高技能人才，為創(chuàng)業(yè)主體提供充足的金融資源和人才資源。在市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境方面，政府不僅要健全知識產權保護制度，還要提升知識產權保護宣傳力度，為創(chuàng)業(yè)者提供快速、便捷的知識產權糾紛解決渠道，使創(chuàng)業(yè)者得到合理保護，激發(fā)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)新活力。

（3）高創(chuàng)業(yè)活躍度組態(tài)主要表現為制度邏輯之間的協同與共生關系，而非高創(chuàng)業(yè)活躍度組態(tài)中各制度邏輯要素表現不佳或缺乏主導邏輯。因此，需要著力打造一種表現突出的制度邏輯，發(fā)揮其對創(chuàng)業(yè)的引領和帶動作用。此外，與其它3類制度組態(tài)相比，“政府邏輯—市場邏輯—混合邏輯驅動型”在新冠疫情期間仍然具有較高的一致性。因此，應致力于3種制度邏輯均衡發(fā)展，加強各制度環(huán)境要素之間的協同整合與聯動匹配，確保創(chuàng)業(yè)活動在新冠疫情這種極端事件沖擊下順利開展。

4.4 不足與展望

本文存在如下不足：①中國市場化指數課題組僅統(tǒng)計省份級別市場化指數，未披露城市級別市場化指數，未來可采用城市層面數據，使研究結論更具顆粒度；②基于中國制度環(huán)境與以往制度組態(tài)文獻，只選取3類典型的制度邏輯進行探討，未來可探討多元制度邏輯復雜互動關系對創(chuàng)業(yè)活動的影響；③未考慮制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)質量的影響，未來可探究不同制度環(huán)境組態(tài)如何影響區(qū)域創(chuàng)業(yè)質量。

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責任編輯

（責任編輯：王敬敏）

英文標題

What Kind of Institutional Environment is Conducive to Generating High Entrepreneurial Activity？ A Dynamic QCA Analysis Based on Provincial Panel Data

英文作者

Zhang Jichang，Long Jing，Wang Zeming

英文作者單位

（School of Business，Nanjing University，Nanjing 210093，China）

英文摘要

Abstract：The relationship between the institutional environment and entrepreneurship has been a key concern in entrepreneurship research. The institutional environment is a complex ecological environment in which multiple institutional logics coexist and interact， which will have a significant impact on the innovation and entrepreneurial vitality of market entities. In order to enhance" entrepreneurial activity and promote the vitality of market entities， it is critical to find out how to deal with the relationship between different institutional logics in the institutional environment. Then what kind of institutional environment can better stimulate regional entrepreneurial activity？This major practical question needs to be answered through scientific research.

In the existing research， a few scholars explore the impact of different combinations of institutional factors on entrepreneurial activity from the perspective of institutional logic， but they are mainly based on the analysis of binary institutional logic， and ignore the joint role of multiple combinations of institutional logics on the degree of entrepreneurial activity. In this regard， many scholars point out that exploring the impact of the coupling relationship between multiple institutional logics on entrepreneurship based on institutional logic theory is a direction worthy of further research. Moreover， most research on the exploration of the impact of the joint effect of institutional environment elements and other elements on entrepreneurial activity mainly uses static QCA methods based on cross-sectional data. Static QCA studies do not consider the time factor; while institutional logic has the nature of historical variability， with the evolution of time， the influence of institutional logic on the actors will also change， and it is difficult to capture the linkage effect on the factors in the time dimension only by the QCA analysis of cross-sectional data.

Following the theory of institutional logic and the dynamic qualitative comparative analysis method， this study examines the configuration effect of the relationship among the government and the market， the development of non-state economy， the development of product market， the development of factor market， the development of market intermediary organizations， and the legal institutional environment on regional entrepreneurship from the dimensions of time and regions， using 31 provinces and municipalities directly under the Central Government in China as a sample from 2000-2021.

The results show that （1） from the time dimension， individual factors do not constitute the necessary conditions for high entrepreneurial activity， but the necessity of three conditions， namely， the development of non-state economy， the degree of development of factor market， the development of market intermediary organizations and the legal system environment， shows a dynamic increasing trend; from the perspective of regional dimension， individual factors constitute the necessary conditions for high entrepreneurial activity in some provinces and municipalities， which has a significant regional effect; （2） there are four types of institutional configurations that generate high entrepreneurial activity： the first type is to be driven by government logic and market logic; the second is to be government logic， market logic and mixed logic; the third is to be driven by market logic and mixed logic; the fourth is to be driven by mixed logic; （3） from the perspective of time dimension， institutional configurations driven by \"government logic and market logic\" and \"government logic and mixed logic\" are the conditions of high entrepreneurial activity; （4） from the perspective of time dimension， the two institutional configurations driven by \"government logic and market logic\" and \"market logic and mixed logic\" show significant time effects; from the perspective of regional dimension， the four institutional configurations do not show significant time effects; （5） due to the outbreak of COVID-19， the consistency levels of the four institutional configurations presented collective downward trends in 2020 and 2021.

This study enriches the research on external influences on entrepreneurial activity from the perspective of institutional environment evolution as well as the theoretical study of institutional logic. Meanwhile， it is the first in China to use dynamic qualitative comparative analysis to comprehensively discuss the necessity and adequacy of entrepreneurial activity based on long-term panel data， which provides new ideas for empirical research on the relationship between the institutional environment and entrepreneurial activity. The findings are of great theoretical and practical significance in revealing the path of high entrepreneurial activity in China.

英文關鍵詞

Key Words：Institutional Environment; Institutional Logic; Entrepreneurial Activity Level; Dynamic QCA; Panel Data

收稿日期

收稿日期：2023-07-17 "修回日期：2023-09-14

基金項目

基金項目：國家自然科學基金項目（72072086，71672080）

作者簡介

作者簡介：張吉昌（1993—），男，湖南衡陽人，南京大學商學院博士研究生，研究方向為數字化與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)；龍靜（1974—），女，四川仁壽人，博士，南京大學商學院教授、博士生導師，研究方向為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)；王澤民（1996—），男，山東泰安人，南京大學商學院博士研究生，研究方向為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。本文通訊作者：龍靜。