賀小剛， 朱麗娜

地方官員更替與創(chuàng)業(yè)精神：來自省級經(jīng)驗的證據(jù)*

賀小剛， 朱麗娜

摘要：從地方政府官員更替角度去解釋區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神，并分析新上任官員的個體特征對轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神的影響。以1993—2011年省級官員變更為樣本，實證考察了官員變更在區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神變化中的作用，結(jié)果表明：地方官員變更事件所引發(fā)的激勵作用顯著地提高了區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神；新上任官員的年齡與創(chuàng)業(yè)精神之間存在一種先升后降的倒U型關系；相對于省市間的平行調(diào)任，同一省市的晉升模式更有助于提高所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神，且相對于省市間的平行調(diào)任，中央部委調(diào)任而來的新上任官員更有助于提高轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神；相對于本地籍貫，外地籍貫的新上任官員更有可能提高轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神。

關鍵詞：制度環(huán)境； 官員更替； 創(chuàng)業(yè)精神

一、引言

創(chuàng)業(yè)在推動經(jīng)濟增長、促進區(qū)域發(fā)展、創(chuàng)造就業(yè)崗位、刺激創(chuàng)新水平等方面起到重要作用(Beugelsdijk and Noorderhaven，2004；Lazear，2004；Glaear，2007)。這在許多國家的經(jīng)驗研究中得到了支持(李宏彬等，2009)。不過，不同國家或區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神存在顯著且相對穩(wěn)定的差異性(Reynolds et al.，2003；Minniti et al.，2005；Freytag and Thurik，2010)。諾斯(North，1990)認為，許多有價值的行為的激勵都是取決于制度質(zhì)量，這就意味著創(chuàng)業(yè)活動與制度環(huán)境存在天然的關系(Batjargal，2003；Boettke and Coyne，2009；Hwang and Powell，2005；Sobel，2008)。制度對創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)企業(yè)的戰(zhàn)略選擇具有很大的影響，這已經(jīng)有很多學者的研究(Meyer & Peng，2005；Peng，2003，2005，2006；Peng，Lee & Wang，2005；Wright，F(xiàn)ila-totchev，Hoskisson & Peng，2005)。將制度理論應用于創(chuàng)業(yè)研究是非常有價值的(Hoskisson，Eden，Lau，Wright，2000)。正如Baumol(1990，1993)所言，制度構(gòu)建了經(jīng)濟活動的參與者選擇創(chuàng)業(yè)還是其他職業(yè)的激勵機制，也決定了其可能選擇的創(chuàng)業(yè)類型。且在制度環(huán)境中，很重要的一點就是地區(qū)的政治環(huán)境(North，1990)。但早期這些研究都是從靜態(tài)角度去分析地方政府的政策等對潛在創(chuàng)業(yè)者的影響，將政府及相關機構(gòu)視為穩(wěn)定不變，政府仍舊是一個抽象的“黑箱”，也就是說，前期的研究文獻中我們往往只見“政府”而不見“官員”。但在現(xiàn)實情況中，政府由官員所組成，政府所表現(xiàn)出來的各種特征其實是作為實體官員的動機的外在表現(xiàn)(錢先航等，2011)。地方政府對企業(yè)行為的干預處于動態(tài)變化之中(陳艷艷、羅黨論，2012)，因為作為政治權(quán)力代表的重要政府官員可以通過法定的政治權(quán)力以改變經(jīng)濟政策、金融管制等體系，所以，地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力之一就可能在于政府官員(Jones and Olken，2005)。如此，地方官員是否推動區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神等學術問題就具有比較重要的學術價值。

前期很少有學者從地方官員更替角度去分析區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神，不過很多學者從該角度分析了地方經(jīng)濟的增長問題。Jones和Olken(2005)通過考察1945—2000年間130個國家或地區(qū)領導人自然或意外死亡的事件，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些事件顯著地影響到經(jīng)濟體的政策選擇和經(jīng)濟增長，國家領導人的更替至少能夠部分地解釋經(jīng)濟增長的“大起大落”，并且會在缺乏權(quán)力約束的經(jīng)濟體中產(chǎn)生更大的影響。Tao(2003)的研究發(fā)現(xiàn)，自1987年以來，中國的總固定資產(chǎn)投資增長率的四次峰值分別出現(xiàn)在黨的十三大、十四大、十五大和十六大召開的次年；王賢彬等(2008，2009)利用省長省委書記數(shù)據(jù)，考察了地方官員來源、去向、任期以及地方政府更替與經(jīng)濟增長之間的關系；徐清海和李蘭芝(2006)采用了1989年至2004年近三屆政府任期內(nèi)的經(jīng)濟指標，得出了我國存在政府換屆經(jīng)濟周期的結(jié)論；張軍和高遠(2007)分析了省級高級官員的任期限制和異地交流是否以及如何影響了地方的經(jīng)濟業(yè)績；楊海生等(2010)的研究表明官員對其轄區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟增長的影響，既受到交流官員自身稟賦因素的影響，也受到當?shù)刭Y源稟賦的顯著約束；李飛躍(2014)則利用各地區(qū)在建國初期從革命戰(zhàn)爭中繼承下來的實際政治權(quán)力的分布狀況，說明了這一初始的結(jié)構(gòu)特征對此后的經(jīng)濟增長具有長期影響。當然也有個別學者得到相反的結(jié)論，比如楊海生、陳少凌、羅黨論和佘國滿(2014)分析了官員變更所引發(fā)的政策不穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長的影響作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)官員變更對經(jīng)濟增長具有顯著的抑制作用，其中，不確定性預期對經(jīng)濟增長的負面影響更為突出。很明顯，前期的這些研究都簡單地假定官員的變更會自然地導致地方經(jīng)濟的增長，而忽略其間的創(chuàng)業(yè)過程等機制的重要性。

雖然創(chuàng)業(yè)精神從屬于企業(yè)家個體的意志，但在中國分塊經(jīng)濟治理下卻總是和政治脫離不了關系(王賢彬，2010)。本文的研究表明，地方政府官員的更替對新上任官員產(chǎn)生了強有力的激勵作用，并最終提升了所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神；另外，由于中國地方官員治理的復雜性及相應的政治晉升的復雜性，政治激勵對創(chuàng)業(yè)精神的促進作用存在明顯的條件依存性，即新上任政府官員的年齡、角色變化與籍貫等將直接影響到轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神。所以本文從地方政府官員的動態(tài)變化角度去解釋創(chuàng)業(yè)精神的形成機制，這一方面豐富了區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神的研究成果，同時還為那些基于政府官員更替角度探討區(qū)域經(jīng)濟增長的研究提供了新的視角。

下文結(jié)構(gòu)安排如下：先對官員更替以及新上任官員的個體特征與區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神的關系進行理論分析，得到相關的假設；之后介紹數(shù)據(jù)的收集與處理；其后是對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，對假設進行檢驗并對結(jié)果進行討論；最后是就論文進行總結(jié)。

二、理論與假設

(一)地方官員更替與創(chuàng)業(yè)精神

約翰遜、考夫曼和施雷弗(Johnson，Kaufman & Shleifer，1997)發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)型國家一般存在兩種經(jīng)濟制度，其一是相對低的稅收負擔、相對少的管制、較高的稅收收入、政府部門的公共資源得到相對完善的規(guī)定；其二是相對高的稅收負擔、相對繁雜的管制、較低的稅收收入、相對較少的公共資源。這些轉(zhuǎn)型國家要實現(xiàn)“轉(zhuǎn)型”的核心是創(chuàng)業(yè)，不過新創(chuàng)企業(yè)可以在正式的與非正式的經(jīng)濟制度體系中進行選擇，即如果正式經(jīng)濟體系下的公共商品是高質(zhì)量的，企業(yè)家將會選擇創(chuàng)業(yè)，如此政府將獲得稅收并繼續(xù)提供公共商品；如果正式經(jīng)濟體系下的公共商品是低質(zhì)量的，企業(yè)家則不會選擇創(chuàng)業(yè)，政府也將無法獲得稅收收入。所以改革政府服務進而為新創(chuàng)的私營企業(yè)提供條件是改革的核心。雖然諸如產(chǎn)權(quán)保護等制度安排是經(jīng)濟增長的源泉和動力(North and Thomas，1973；North，1981，1990)，但這些經(jīng)濟制度的差異通常源于一些歷史因素(Acemoglu, Johnson and Robinson，2001；Banerjee and Iyer，2005；Nunn，2008)，這些歷史因素通過改變政治權(quán)力分配進而影響經(jīng)濟體系的建立，并最終影響長期的經(jīng)濟發(fā)展績效。另外，不確定的環(huán)境是影響企業(yè)投資、創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)的重要因素(Bernanke，1983；Bloom et al.，2007)，其中政治環(huán)境是不確定環(huán)境的主要構(gòu)成因素之一，所以政治環(huán)境是不可忽視的(Rodrik，1991)。另外，正如Alesina 和 Perotti(1996)所言，除國家整體層面的社會動蕩及政治暴力外，政治情況則又主要是通過政府官員來體現(xiàn)，如此，政府官員的個人更替很自然地就對政治產(chǎn)生不穩(wěn)定的影響。

中國的政治制度類似于一種“分權(quán)—權(quán)威制”(Xu，2011)：一方面中國的政府層級結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出“M”型組織(Qian and Xu，1993)，即中國地方政府在分權(quán)改革之后，事實上已成為發(fā)展經(jīng)濟和穩(wěn)定社會秩序的主要執(zhí)行者(周業(yè)安等，2004)，掌握著地方行政審批、土地征用、貸款擔保、政策優(yōu)惠等重要資源(周黎安，2008)；另一方面，雖然我國各省份存在由于官員更替而導致的政治權(quán)力轉(zhuǎn)移，但中央政府對省級官員的人事任命具有絕對的權(quán)威，這些官員的更替都是由中央決定的。中國改革開放以來，中央政府致力于經(jīng)濟發(fā)展，強調(diào)“發(fā)展就是硬道理”。同時，中央對地方官員的晉升標準也由過去的以政治表現(xiàn)為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐越?jīng)濟績效為主。尤其是1994年以后中國改革進入到了國有企業(yè)和金融、財稅等領域的多項改革整體推進階段，逐步形成了以經(jīng)濟增長為標準的地方政府官員考核與晉升制度：一是1993年正式推行GDP支出法核算之后，形成了以GDP指標為核心的地方官員考核標準；二是干部任用權(quán)也由過去的“下管兩級”變?yōu)椤跋鹿芤患墶保h和縣以上的各級地方政府都按照經(jīng)濟增長水平來考核和任用下一級官員。比如對于各省市而言，它們與中央政府之間就形成了一個經(jīng)濟增長市場，在這個經(jīng)濟增長市場上需求方只有中央一家，而供給方則是各個省區(qū)等地方行政區(qū)，即形成了一個買方壟斷的市場(周黎安等，2007)。在這個買方壟斷的市場上，各地方政府官員為了提高經(jīng)濟增長水平展開了錦標賽式競爭(周黎安等，2005，2007)。周黎安等(2005)甚至還發(fā)現(xiàn)，中央在考核地方官員的績效時，會理性地運用相對績效考核的方法以減少績效評估的誤差，這就更加增強了地方政府官員的激勵效果。

政府官員的更替意味著法定政治權(quán)力的轉(zhuǎn)移，新上任的地方官員在這種經(jīng)濟績效為主的 “晉升錦標賽”機制下，為了實現(xiàn)自身的政治目標會受到強有力的激勵，他們必須在任期內(nèi)向上級傳遞可置信的政績信號*Li and Zhou(2005)、周黎安等(2005)系統(tǒng)地驗證了地方官員晉升與地方經(jīng)濟績效的顯著關聯(lián)，地方 GDP增長速度每提高一個百分點，省長、省委書記晉升的可能性就顯著地提高十個百分點。。于是新上任的官員更希望在新的工作崗位上做出比前任更為突出的成績(王賢彬等，2009)。特別是中央政府的相對業(yè)績考核將地方政府官員置于強有力的激勵之中，他們相對于前任的經(jīng)濟績效將明顯地影響到其政治晉升的機會，因此他們在上任后會實施一些與前任不一樣的或更加積極的經(jīng)濟政策。但一個核心的問題是，地方政府官員通過何種途徑才能夠最有效地實現(xiàn)自己的政治目標。本文認為在中國轉(zhuǎn)型時期有效的方式之一是大力發(fā)展民營經(jīng)濟、提升地方創(chuàng)業(yè)精神。Schumpeter(1934)提出的“企業(yè)家是經(jīng)濟發(fā)展的唯一動力”的觀點已成為一種常識，許多的研究表明了創(chuàng)業(yè)精神對經(jīng)濟增長的促進作用(Audretsch，2002；Van Stel，Carree & Thurik，2005；Carree et. al, 2002；Audretsch & Keilbach，2005；李宏彬等，2009)。比如Glaeser等人(1992)從理論和實證方面說明了創(chuàng)業(yè)精神的興起使得區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展更具多樣性，而多樣性的提升有助于增加經(jīng)濟績效；Feldman和Audretsch(1999)、Stel和Nieuwenhuijsen(2004)從企業(yè)數(shù)量、競爭方式的增加等角度驗證了創(chuàng)業(yè)精神對經(jīng)濟增長的影響；Beugelsdijk和Noorderhaven(2004)發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)后歐洲54個區(qū)域的經(jīng)濟增長差異的主要根源在于創(chuàng)業(yè)精神的不同；Glaear(2007)的實證研究結(jié)果也顯示創(chuàng)業(yè)精神有助于解釋美國不同城市間的經(jīng)濟發(fā)展差異，他甚至發(fā)現(xiàn)城市的創(chuàng)業(yè)精神可以預測該城市未來三十年的人口和收入增長。就轉(zhuǎn)型國家的研究而言，創(chuàng)業(yè)精神對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻也得了經(jīng)驗支持。比如李宏彬等(2009)利用中國1983—2003年省級面板數(shù)據(jù)，實證驗證了企業(yè)家創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新精神對經(jīng)濟增長的正向影響。正如Blanchard(1997)所言，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟成長的關鍵在于創(chuàng)業(yè)精神、私有企業(yè)充當了成長的引擎。既然一個區(qū)域所擁有的創(chuàng)業(yè)精神對其長期的增長起到至關重要的作用，那么作為理性的政府官員，為了在錦標賽中獲勝就會通過提升所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神以提高GDP等經(jīng)濟指標的績效。

基于上述分析，本文提出以下假設：

假設1：地方政府官員的變更將有助于提高所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神。

(二)新上任官員的稟賦效應

考慮到中國地方官員治理的復雜性及相應的政治晉升的復雜性，本文認為，政治激勵對創(chuàng)業(yè)精神的促進作用是有條件的，比如新上任地方政府官員的年齡、任期、學歷、角色轉(zhuǎn)換、籍貫等都可能在一定程度上影響到新上任官員的努力程度或所可能為轄區(qū)帶來的資源流量。

1.新上任官員的年齡、任期與學歷效應

中央在地方官員的治理上具有絕對的權(quán)威，能夠決定地方官員的任免，但中央對地方官員的治理實際上是一個非常復雜的系統(tǒng)和過程，涉及到地方官員的發(fā)現(xiàn)、培養(yǎng)、選拔、使用、考核、監(jiān)督等諸多的環(huán)節(jié)。1980年，鄧小平提出干部隊伍要實現(xiàn)“四化”；1982年，中央規(guī)定省部級干部任職不能超過65歲，制定了老干部離休與退休或退居二線的制度，廢除了領導干部職務終身制。這些政策奠定了中國的干部人事管理制度改革的方向，使得地方官員更替成為一種常態(tài)；1990年7月頒布的《中共中央關于實行黨和國家機關領導干部交流制度的決定》，開始有計劃地實施領導干部交流，地方官員的更替變得更為頻繁；2006年印發(fā)了《黨政領導干部職務任期暫行規(guī)定》等3個文件，進一步對地方官員的任期進行了有效控制，明確規(guī)定了黨政領導職務每個任期為5年，在同一職位上連續(xù)任職達到兩個任期后不再推薦、提名或者任命擔任同一職務，地方政府官員更替的頻率再一次提升*全國政協(xié)委員、中國市長協(xié)會副會長兼秘書長陶斯亮曾經(jīng)隨機調(diào)查了我國150個城市，結(jié)果顯示，在2002年到2006年的市長任期中，更換了一次市長的城市有92個(占61.3%)，更換了兩次的有38 個城市(占25.3% )， 一直沒有更換的只有20 個城市(占13.3 %)；陳艷艷、羅黨論(2012)對2000—2008年277個地級市市長更替的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)了相似的結(jié)果。。

由于中央對地方官員的績效考核既是分階段的也是連續(xù)的，這對于相對年輕的地方官員而言將具有更強的推動轄區(qū)經(jīng)濟增長的動力，力圖保持政績上的良好記錄(王賢彬等，2009；陳艷艷、羅黨論，2012)，所以相對年輕的官員上任后會更加“大刀闊斧”地實施新的經(jīng)濟政策、擴大投資以提高轄區(qū)的GDP等經(jīng)濟指標。區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神，正如上文所言，由于其對整體經(jīng)濟水平具有促進作用，理性的地方官員也同樣會在新上任時將其作為工作的重點。在地方政府官員距離退休還有較長時間時，他們會為了晉升而更加努力地推動轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動、保持轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神，以便提高當?shù)氐慕?jīng)濟增長水平；而隨著官員接近退休年齡，他們推動新政策的動力就會放緩，即出現(xiàn)一種類似于“59歲”的現(xiàn)象。也就是說，當官員即將退休時，會意識到他努力與否、政績?nèi)绾味家巡辉僦匾?，因為他的卸任已?jīng)由于任免制度而決定了，如此他們在臨近退休時會更傾向于選擇無作為、選擇不冒險，區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神也就被削弱了?；诖耍疚恼J為，新上任的地方政府官員的年齡和轄區(qū)內(nèi)創(chuàng)業(yè)精神之間并不是單調(diào)的線性關系，而是一種先升后降的倒U型關系。

任期是中央治理地方政府官員的重要手段。與西方國家不同，中國的官員任期制度相對而言比較隱性和不穩(wěn)定，因為他們在任期內(nèi)可能會晉升到更高的職位或被異地交流(張軍等，2007)，這就使得中國政府官員的任期時間往往是連續(xù)的。這種機制也使得地方政府官員在任期的初期會為了晉升而努力工作，于是他們傾向于采取新措施以超越前任的政績表現(xiàn)，比如積極地推行新的經(jīng)濟政策。但值得注意的是，由于新政策一般不能在短期內(nèi)顯示出顯著的實施成果，一些創(chuàng)業(yè)活動的成果可能需要更長的時間才能夠顯現(xiàn)出來。而政策效果未能在任期內(nèi)充分地展現(xiàn)出來，他們就難以在中央政府考核中得到認可，反而會免費地為繼任官員利用，這就類似于“前人栽樹，后人乘涼”現(xiàn)象(陳艷艷，2012)。所以我們認為，新上任官員為了盡可能在任期內(nèi)顯示經(jīng)濟成果，會刻不容緩地在上任之初迅速推行新的經(jīng)濟政策，提高區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神，但隨著任期的增加，地方政府官員則又將由于自己晉升預期的降低而減少工作的積極性(王賢彬、徐現(xiàn)祥，2008)。如此，本文認為，地方政府官員在任期間的轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神可能會呈現(xiàn)出先升后降的倒 U 型變動趨勢。

最后，按照中央的干部任免制度，任用地方干部還要達到知識化的要求，所以相對于低學歷的政府官員而言，那些具有較高學歷的官員將更有機會得到晉升，他們?yōu)榱藢崿F(xiàn)自己的政治目標，這些高學歷的新任官員將更有動機在任期內(nèi)提高轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神。

假設2A：新上任地方官員的年齡與轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神呈現(xiàn)出先升后降的倒U型關系

假設2B：新上任地方官員的任期與轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神呈現(xiàn)出先升后降的倒U型關系

假設2C：新上任地方官員的學歷與轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神呈現(xiàn)出正向相關的關系

2.地方官員的交流效應

除了1982年建立的官員退休制度外，對中國政府官員治理模式產(chǎn)生了深遠影響的還有1990年建立起來的高級官員異地任職制度。2006年8月6日《黨政領導干部交流工作規(guī)定》出臺，其中第十五條規(guī)定：中央和國家機關、省級黨政機關應當注意選調(diào)有地方工作經(jīng)驗的干部，特別是市(地、州、盟)、縣(市、區(qū)、旗)黨政領導班子中的優(yōu)秀年輕干部到機關任職，同時，根據(jù)工作需要有計劃地選派機關干部到地方任職。正是從這以后中央和地方的干部交流越來越頻繁。實行官員強制退休制度實際上限制了高級官員的任期，而實行官員異地交流制度則不僅客觀上限制了官員在同一地方的任期，且在一定程度上克服了地方官員的惰性與腐敗，當然也進一步強化了中央對官員任免的決定權(quán)(浦興祖，1999)。

總體而言，對于新上任的官員來說，存在以下幾種角色轉(zhuǎn)換或交流行為(王賢彬、徐現(xiàn)祥、李郇，2009)：(1)職位的變化，比如一個本省的副省長晉升為本省省長，或者本省的副書記晉升為本省書記；(2)省區(qū)的變化，即跨省平行交流的書記或者省長；(3)中央部委到省區(qū)的變化，即從中央部委調(diào)到地方省區(qū)的官員。對于職位變化的情況，新任官員僅需要少量時間就可以適應新的職位、新的工作崗位，所以這種轉(zhuǎn)化的成本是比較低的。對于由一省省長平調(diào)為他省省長、一省書記平調(diào)為他省書記的地方官員，盡管不需要對同一級別的工作崗位進行熟悉，但需要花更多的時間去熟悉新的工作省區(qū)現(xiàn)狀(王賢彬、徐現(xiàn)祥、李郇，2009)。而對于那些從中央部委調(diào)任到地方省區(qū)的官員則往往需要對工作職位以及省區(qū)現(xiàn)狀進行長時間的適應，所以更替的成本也比較高。而創(chuàng)業(yè)精神的結(jié)果一方面需要一定的穩(wěn)定性才有可能形成，另一方面還需要較長的時間才有可能顯現(xiàn)出來，所以在上述三種角色轉(zhuǎn)變模式中，省區(qū)間的平行調(diào)任與中央部委調(diào)任到省區(qū)對創(chuàng)業(yè)精神的產(chǎn)出相對而言會更低些。另外，就省區(qū)間的變化與中央部委到省區(qū)的變化兩者相比較而言，由于中央部委的官員具有其他省區(qū)間的交流官員所不具有的優(yōu)勢，比如他們跟中央關系密切、熟悉中央的意圖，所以他們的到任有助于增強地方跟中央的關系，進而為地方爭取到更多的中央資源(楊海生、羅黨論、陳少凌，2010)*中國的地方政府歷來很重視跟中央打好交道，這從各地在北京的駐京辦的設立就可以看出?！案魇^(qū)市、地級市甚至縣都在北京設立辦事處，有的駐京辦目的就是跑‘部’錢‘進’”。轉(zhuǎn)引自李松：《“駐京辦”去向懸念》，《瞭望》2009年6月1日。。中央的支持將為創(chuàng)業(yè)精神的產(chǎn)出提供重要的物質(zhì)基礎與政策基礎，所以相對于省區(qū)間的平行調(diào)動，中央部委調(diào)任到地方的官員將更有可能提高所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神?；诖?，本文得到以下假設：

假設3A：相對于省市間的平行調(diào)任與中央部委的調(diào)任，同一省市晉升的新上任官員更有助于提高所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神

假設3B：相對于省市間的平行調(diào)任，中央部委調(diào)任而來的新上任官員將更有助于提高轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神

3.地方官員的籍貫效應

中國素來重視同鄉(xiāng)情，因此很容易因為“地緣”而形成牢固的“人情網(wǎng)”、“關系網(wǎng)”。相對于異地籍貫的官員，那些本地籍貫的官員往往更容易和轄區(qū)的企業(yè)形成緊密的利益聯(lián)盟，在資源分配時則更傾向于扶植現(xiàn)存的企業(yè)，進而阻礙新企業(yè)的進入，這最終會削弱企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)精神(Glaeser et al. 2003；Johnson et al. 1997；Baumol 1990；Hodler 2009；Shleifer and Vishny；1996)。另外，從創(chuàng)業(yè)者的角度來看，過度與地方官員交往也可能并不是他們的創(chuàng)業(yè)初衷，額外花費更多的精力與地方官員接觸自然會降低其創(chuàng)業(yè)期望收益，這也在一定程度上降低了這些企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)動力(Aidis, R., Estrin, S., & Mickiewicz, T. M., 2012)。與此相對的是，那些來自外地籍貫的新上任官員則可以在一定程度上解決這種由于鄉(xiāng)親所導致的治理成本?；诖?，本文提出以下假設：

H4：相對于本地籍貫，外地籍貫的新上任官員更有可能提高轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神。

三、數(shù)據(jù)來源

(一)樣本數(shù)據(jù)

本文樣本的分析對象為1993—2011年期間全國30個省、自治區(qū)、直轄市正職書記和省長、自治區(qū)主席、市長(以后通稱為省委書記、省長)。其中，由于重慶的數(shù)據(jù)不完整，所以本文未將其納入作為研究對象。本文使用的官員數(shù)據(jù)來自《中華人民共和國職官志》以及人民網(wǎng)、新華網(wǎng)等公布的干部資料。與官員相匹配的經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)的報告數(shù)據(jù)。在1993—2011年間，省長、省委書記更替是一種常態(tài)。這主要表現(xiàn)為，就全國而言，每年都有省長、省委書記更替。如圖1所示，在1993—2011年間，更換次數(shù)為196次，平均每年10.32次，最大值為19次，出現(xiàn)在2003年，最小值為1次，出現(xiàn)在2009年(具體年度官員更替狀況見附錄)。由此也可以看出，地方重要官員的更替并不只是在黨代會時才發(fā)生，實際上由于我國地方政府的重要官員是由中央直接任命，其更替可能是因為中央的提拔或降職，也可能是退休、交流、任期等制度規(guī)定所致(曹春芳，2013)。省委書記、省長更替是一種常態(tài)還表現(xiàn)為，1993—2011年間，每個省區(qū)都發(fā)生了省長、省委書記更替。如圖2所示，省委書記、省長更換頻率最高的是山西、青海和福建，達到9次，最低的是廣東、廣西、寧夏和新疆，僅有4次(具體各省區(qū)官員更替狀況見附錄)。

圖1　1993—2011年期間全國每年省委書記、省長更替的次數(shù)分布

圖2　1993—2011年期間省委書記、省長更替的頻率比較

表1報告了地方官員更替時的具體特征。由結(jié)果可知，上任時的平均年齡都在57周歲左右，而官員任期一般為3年多。就新上任官員的籍貫而言，外地籍貫的官員人數(shù)要大于本地籍貫官員。從新上任官員角色變換的數(shù)據(jù)來看，由本省繼任和外省市調(diào)入的官員占多數(shù)，而從中央調(diào)入的官員人數(shù)則相對較少。同時，通過新上任官員的學歷數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，在1993—2005年間，擁有大學及以下學歷的官員居多，但2005—2011年間，擁有研究生以上學歷的官員呈上升趨勢。

表1　省委書記、省長新上任時的描述性統(tǒng)計

為了描述性統(tǒng)計省委書記、省長更替年份的轄區(qū)創(chuàng)業(yè)水平，我們首先計算各個省區(qū)官員更替年份的創(chuàng)業(yè)增長率的年平均值，以及非更替年份的平均值，然后比較二者的大小，如圖3所示。在30個省份中，二者之差的最大值為18個百分點；最小值接近-10個百分點，19個省份的差值大于零，所有差值的平均值為0.019。這意味著，就平均而言，省委書記、省長更替年份的轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神大于非更替年份的創(chuàng)業(yè)精神。下文將深入分析地方政府官員更替及新上任官員的個體特征對所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神的影響。

圖3 1993—2011期間省委書記、省長更替年份與非更替年份的轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神比較

(二)變量測量

1.被解釋變量

區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神(Entrepreneurship)。Hbert 和 Link(1989)指出“新的進入”即為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。現(xiàn)有文獻關于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的衡量，一般選用自我雇傭比率、企業(yè)所有權(quán)比率、企業(yè)進入率和退出率等(如Georgellis and Wall，2000；Beugelsdijk and Noorderhaven， 2004；Audretsch and Fritsch，2003； Glaear，2007)?；诖?，本文選擇地方政府官員轄區(qū)的私營企業(yè)和個體戶數(shù)量的增長率作為衡量轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神的指標，該指標能夠動態(tài)地反映創(chuàng)業(yè)精神的變化程度。

2.解釋變量

(1)地方官員更替(Turnoveri,t)，這是一個啞變量。省委書記和省長的更替一般發(fā)生在某年中的某個月份。我們借鑒Li和Zhou(2005)、張軍和高遠(2007)以及王賢彬和徐現(xiàn)祥(2008)對官員任期的處理，對于省委書記或省長在一年中的1—6月離任的，我們將該省份當年記為更替年份，賦值為l；對于在一年中的7—12月離任的，我們將該省份下一年記為更替年份，賦值為1，否則為0。(2)官員年齡(Agei,t)，是指官員擔任轄區(qū)省委書記或省長時的實際年齡。(3)官員任期(Tenurei,t)。由于官員開始擔任某一職位的時間通常都不是某年的開始月份或者結(jié)束月份，而是在年中的某一月份開始的。因此，參照王賢彬(2008)的做法，對于在一年中的 1—5 月上任的，我們將該年記為該官員在該省份該職位的開始年份；對于在一年中的 6—12月上任的，我們將該年的下一年記為該官員在該省份該職位的開始年份。(4)官員的受教育水平(Educationi,t)。這是一個啞變量，即當官員的學歷為碩士研究生及以上時，取值為1，否則取值為0。(5)新上任官員的角色轉(zhuǎn)換。地方官員的更替主要存在三種不同的方式(陳艷艷、羅黨論，2012)：官員由本省晉升、官員由外省調(diào)任、官員從中央調(diào)入?；诶碚摷僭O，本文以官員由本省晉升的樣本為參照項，設置了兩個啞變量，即當官員由外省調(diào)任(Fromoutproi,t)取值為1，否則取值為0；當官員由中央調(diào)入(Fromceni,t)時取值為1，否則取值為0。(6)新上任官員的籍貫(Nonnativei,t)，這是一個啞變量，即若新上任的官員籍貫為非任職地則取值為1，否則取值為0。

3.控制變量

一些宏觀因素、區(qū)域因素與產(chǎn)業(yè)因素等也可能對創(chuàng)業(yè)精神形成一定程度的影響。本文參考Hessels和Gelderen(2008)的做法，控制了轄區(qū)人均生產(chǎn)總值(GDPi,t-1)、轄區(qū)人口增長率(Populationi,t-1)、轄區(qū)大學生畢業(yè)人數(shù)(Graduatei,t-1)、轄區(qū)第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比值(ServiceIni,t-1)以及交通基礎設施(Roadi,t-1)。同時，由于經(jīng)濟發(fā)展水平的不同可能對轄區(qū)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，本文還控制區(qū)域的效應，即將東部省份(East)的樣本設計為1，其他為0；同時控制了轄區(qū)的制度化進展程度，即控制了市場化指數(shù)(Marketi,t-1)。最后，考慮到隨著時間變化可能存在擾動因素，本文進一步控制了年度效應。

表2報告了主要變量的含義、代碼與描述性統(tǒng)計。

表2　主要變量的描述性統(tǒng)計

四、檢驗結(jié)果與討論

(一)基本檢驗結(jié)果

在本小節(jié)，我們將規(guī)范地實證檢驗地方政府官員的更替以及新任官員的稟賦是否會影響到所轄區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神。具體的實證模型如下：

(1)

上式(1)中，i代表省份，t代表年份，Entrepreneurshipi,t代表各省區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神,Turnoveri,t代表地方官員更替,Nonnativei,t代表新任官員籍貫,Fromoutproi,t代表新上任官員由外省平行調(diào)入,Fromceni,t代表新上任官員來自中央部委,Agei,t代表新上任官員的年,Tenurei,t代表官員在該轄區(qū)的任期,Educationi,t代表官員的受教育水平；Controlsi,t-1為一系列控制變量,ε為隨機擾動項。

表3報告了回歸結(jié)果。表3中的模型(1)檢驗了地方官員更替與創(chuàng)業(yè)精神，結(jié)果表明，官員更替顯著為正(Beta=0.022，p<0.05)，并且在后續(xù)的各個模型中該變量仍舊非常的顯著(p<0.05)。假設1得到驗證。這意味著官員更替是促進轄區(qū)創(chuàng)業(yè)的因素之一。在晉升錦標賽的機制下，我們有理由認為，新上任的官員更希望在新的工作崗位上做出比前任更為突出的成績，而在中國轉(zhuǎn)型時期，作為理性的政府官員會將大力發(fā)展民營經(jīng)濟、提升地方創(chuàng)業(yè)精神作為提升績效的有效方式之一。

表3中的模型(2)—(6)檢驗了新上任地方官員的個體特征與轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神之間的關系。模型(2)中新上任官員的年齡的平方為負，但不顯著，不過在模型(7)的全變量模型中則發(fā)現(xiàn)年齡的平方顯著為負(Beta =-0.001，p<0.1)，一次項則顯著為正，這與假設2A的預測是相吻合的。這一結(jié)果表明，年齡較小的官員有更強的政治抱負，他們會為了晉升而努力推動轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)投入，保持轄區(qū)活力，而隨著官員離退休年齡越來越近，其推動新政策的動力會放緩，地方的創(chuàng)業(yè)動力減弱。模型(3)中的任期的一次項與二次項都不顯著，且在全變量模型(7)中這些因素仍然不顯著，所以假設2B并沒有得到驗證，這就意味著任期并沒有顯著地影響到區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神。模型(4)中的學歷的作用系數(shù)也不顯著，且在全變量模型(7)中該因素仍然不顯著，所以假設2C也沒有得到驗證，這就意味著中國地方政府官員的學歷并非是一個很有效的晉升標準。

模型(5)中有關不同省市間平行調(diào)任的作用系數(shù)顯著為負(Beta=-0.043，p<0.05)，且在模型(7)的全變量模型中仍然顯著為負；同時中央部委調(diào)任的作用系數(shù)為正但不顯著，且在模型(7)的全變量模型中為正但不顯著，所以假設3A得到了部分驗證。這說明由一省省長平調(diào)為他省省長、一省書記平調(diào)為他省書記的地方官員，盡管不需要對同一級別的工作崗位進行熟悉，但需要對新的工作省區(qū)予以熟悉(王賢彬、徐現(xiàn)祥、李郇，2009)。而創(chuàng)業(yè)精神的結(jié)果一方面需要一定的穩(wěn)定性才有可能形成，另一方面還需要較長的時間才有可能顯現(xiàn)出來。另外，本文對不同省市平調(diào)的作用系數(shù)與中央部委調(diào)任的作用系數(shù)進行t檢驗，發(fā)現(xiàn)它們存在顯著的差異性(p<0.05)，這與假設3B的預測是一致的，即來自中央部委的地方官員相對于平行調(diào)任的地方官員更有助于提高區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神。模型(6)中的新上任官員的外地籍貫系數(shù)顯著為正(Beta=0.021，p<0.05)，且這一結(jié)果在全變量模型(7)中仍然顯著(p<0.05)。這與假設4的預測相一致，即本地官員更有可能因“地緣”而形成牢固的“人情網(wǎng)”和“關系網(wǎng)”，這會促使地方政府更多地保護轄區(qū)原有企業(yè)，進而在資源分配等政策上不利于創(chuàng)新企業(yè)的發(fā)展。

(二)穩(wěn)健性檢驗

由于官員更替并非隨機選擇，而是由上級部門根據(jù)官員特征、政績等多方面綜合考察決定的，由此可能導致結(jié)果存在選擇性誤差，使得結(jié)果存在非穩(wěn)健性。為此，本文參照王賢彬(2009)、錢先航(2012)以及徐業(yè)坤等(2013)的做法，采用Heckman兩步法來修正這種偏差。我們首先構(gòu)建一個官員更替的選擇模型，然后計算出逆米爾斯比率(Inverse Mills Ratio)，對官員更替可能存在的內(nèi)生性問題進行控制。由于官員的任期和年齡已是本文的解釋變量，因此對于官員更替的選擇模型(Probit模型), 解釋變量選擇為官員的學歷。從而，模型的選擇為：

表3　地方官員更替與創(chuàng)業(yè)精神檢驗結(jié)果

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1；年份效應的結(jié)果未列示，括號內(nèi)數(shù)字為標準誤

Probit(Turnover)=α0+α1Education+α2Experience+ε

(2)

對樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果為：

Probit(Turnover)=-0.411+0.068Education+0.039Experience

(3)

根據(jù)這一模型，我們計算出逆米爾斯比率imr，然后帶入模型(1)-(7)中，回歸報告見表4。從回歸結(jié)果來看，imr并沒有通過顯著性檢驗，但是官員更替對創(chuàng)業(yè)精神的影響仍然顯著為正。這說明在考慮了可能存在的內(nèi)生性和樣本選擇偏差后，官員更替顯著地促進了轄區(qū)創(chuàng)業(yè)水平這一結(jié)論是穩(wěn)健的。至于新上任官員的年齡、任期、學歷，以及角色轉(zhuǎn)換與籍貫的影響作用與上述表5完全一致。

表4　Heckman兩步法檢驗結(jié)果

注： ***p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；年份效應的結(jié)果未列示，括號內(nèi)數(shù)字為標準誤

(三)進一步分析

地方官員作用的發(fā)揮也受制于中央的重大政策變動，例如1992年鄧小平南巡講話，事實上已經(jīng)確定了私營企業(yè)的合法性問題，作為政策執(zhí)行者的地方官員會響應中央的號召，積極地推行有利于創(chuàng)業(yè)的政策。同樣，黨的十七大提出了擴大就業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略、實施促進以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的戰(zhàn)略部署，將創(chuàng)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位提到了一個新的高度。為了檢驗中央領導人變動對轄區(qū)創(chuàng)業(yè)帶來的影響，本文按照領導人變更，分別以鄧小平逝世年份1997年和胡錦濤上任年份2003年作為分界點，分為三個階段：1993—1997(Stage1)，1998—2003(Stage2)、2004—2012(Stage3)。為避免共線性，以第三個階段(Stage3)作為參照項，回歸結(jié)果如表5所示。通過表5中的模型(1)-(7)可知，在加入分階段時間虛擬變量后，官員變更對轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神仍有顯著的正效應，新上任官員的個體特征，比如年齡、任期、學歷以及角色轉(zhuǎn)換與籍貫的作用與上述表3完全一致。同時，我們發(fā)現(xiàn)Stage1的回歸系數(shù)在各個模型中顯著為正(p<0.01)，Stage2的回歸系數(shù)在各個模型中則顯著為負(p<0.05)，即鄧小平在任期間對私營企業(yè)合法性的確定以及十七大召開后對創(chuàng)業(yè)的重視都有利于轄區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的發(fā)揮。這也進一步說明了中央領導人的不同將對地方創(chuàng)業(yè)精神產(chǎn)生顯著的差異性影響；同時也意味著在政治集權(quán)與經(jīng)濟分權(quán)的制度組合之下，中國地方政府仍舊具有較高的制度執(zhí)行效率。

表5　地方官員更替與創(chuàng)業(yè)精神

注： ***p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；年份效應的結(jié)果未列示，括號內(nèi)數(shù)字為標準誤

五、結(jié)束語

許多學者繼North的開創(chuàng)性貢獻(North and Thomas，1973；North，1981；North，1990)之后，逐漸關注到了制度尤其政治制度對經(jīng)濟增長的影響(Shleifer and Vishny，1993；Delong and Shleifer，1993；La Porta et al.，1998)。政府官員作為政治權(quán)力的代表，他們可以通過法定的政治權(quán)力改變經(jīng)濟政策。所以政府的換屆和官員的人事變化會使得各屆政府的經(jīng)濟增長目標和宏觀調(diào)控的具體手段都有所不同(楊海生等，2014)。改革開放以來，一個不容忽視的事實是，中國的地方官員在經(jīng)濟發(fā)展中扮演了重要的角色，他們在推動經(jīng)濟體制改革、招商引資、發(fā)展民營經(jīng)濟、改善地方基礎設施、區(qū)域經(jīng)濟合作等方面都發(fā)揮了重要作用(周黎安等，2004)。地方政府官員之所以對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展體現(xiàn)出興趣和熱情，其根源之一在于中國干部的人事制度安排形成了巨大的激勵與約束效應(王賢彬、徐現(xiàn)祥，2011)，他們的更替對經(jīng)濟增長、經(jīng)濟改革的影響也就自然不可忽視(Jones and Olken，2005)。

本文基于1993—2011年期間的省市官員更替的數(shù)據(jù)，對他們轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神進行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，在地方政府官員的錦標賽競爭中，由于他們能否得到提拔晉升主要地取決于地方經(jīng)濟，這就使得理性的地方政府官員會傾向?qū)⒐ぷ鞯闹攸c放在區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神的培養(yǎng)上，所以地方官員的更替對區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神產(chǎn)生顯著的促進作用。第二，中國的政治晉升激勵的作用是有條件的。首先，年齡是影響地方官員仕途晉升的重要因素，如果他們在晉升時的年齡已經(jīng)超過某個閾值，那么他們進一步獲得晉升的可能性就小于那些年輕的官員，以至于出現(xiàn)了區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神與新上任官員年齡呈現(xiàn)一種先升后降的倒U型關系。其次，從外省市平行調(diào)入的官員對轄區(qū)創(chuàng)業(yè)精神的貢獻不如同一省市晉升的官員，且外省市平行調(diào)入的官員又顯著不如中央部委調(diào)入的創(chuàng)業(yè)精神效應。最后，新上任地方官員的籍貫也顯著地影響到轄區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)精神，即來自外地籍貫的政府官員由于克服了鄉(xiāng)親所導致的治理成本而提高了轄區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神。第三，本文的進一步研究還發(fā)現(xiàn)，地方創(chuàng)業(yè)精神與每一代中央領導人的大政方針緊密相關，比如鄧小平在任期間對私營企業(yè)合法性的確定及十七大召開很顯著地提高了各區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神。這意味著在政治集權(quán)與經(jīng)濟分權(quán)的制度組合下，中國地方政府仍舊具有較高的制度執(zhí)行效率。

致謝：感謝上海財經(jīng)大學民營企業(yè)競爭力研究中心(CPEC)的數(shù)據(jù)支持。

[參考文獻]

陳艷艷,羅黨論. 地方官員更替與企業(yè)投資. 經(jīng)濟研究,2012,(2).

李飛躍,張冬,劉明興. 實際政治權(quán)力結(jié)構(gòu)與地方經(jīng)濟增長:中國革命戰(zhàn)爭的長期影響. 經(jīng)濟研究,2014,(12).

李宏彬,李杏,姚先國,張海峰,張俊森. 企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對中國經(jīng)濟增長的影響. 經(jīng)濟研究,2009,10:99—108.

浦興祖,李春成. 中國的社會主義代議民主共和制政體——層析我國人大制度的含義. 人大研究,1999,10:24—26.

錢先航,曹廷求,李維安. 晉升壓力、官員任期與城市商業(yè)銀行的貸款行為. 經(jīng)濟研究,2011,12:72—85.

錢先航. 官員更替與貸款增長——基于城市商業(yè)銀行的實證研究. 世界經(jīng)濟文匯,2012,03:41—57.

王賢彬,徐現(xiàn)祥. 地方官員來源、去向、任期與經(jīng)濟增長——來自中國省長省委書記的證據(jù). 管理世界,2008,03:16—26

王賢彬,徐現(xiàn)祥,李郇. 地方官員更替與經(jīng)濟增長. 經(jīng)濟學(季刊),2009,04:1301—1328.

王賢彬,徐現(xiàn)祥,周靖祥. 晉升激勵與投資周期——來自中國省級官員的證據(jù). 中國工業(yè)經(jīng)濟,2010,12:16—26.

徐清海,李蘭芝. 中國經(jīng)濟的政治周期. 三峽大學學報(人文社會科學版),2006,06:92—94.

徐業(yè)坤,錢先航,李維安. 政治不確定性、政治關聯(lián)與民營企業(yè)投資——來自市委書記更替的證據(jù). 管理世界,2013,05:116—130.

楊海生,羅黨論,陳少凌. 資源稟賦、官員交流與經(jīng)濟增長. 管理世界,2010,05:17—26.

楊海生,陳少凌,羅黨論,佘國滿. 政策不穩(wěn)定性與經(jīng)濟增長——來自中國地方官員變更的經(jīng)驗證據(jù). 管理世界,2014,09:13—28+187—188.

張軍,高遠. 官員任期、異地交流與經(jīng)濟增長——來自省級經(jīng)驗的證據(jù). 經(jīng)濟研究,2007,11:91—103.

周黎安. 晉升博弈中政府官員的激勵與合作——兼論我國地方保護主義和重復建設問題長期存在的原因. 經(jīng)濟研究,2004,06:33—40.

周黎安. 中國地方官員的晉升錦標賽模式研究. 經(jīng)濟研究,2007,07:36—50.

周黎安. 中國地方政府公共服務的差異:一個理論假說及其證據(jù). 新余高專學報,2008,04:5—6.

周業(yè)安,馮興元,趙堅毅. 地方政府競爭與市場秩序的重構(gòu). 中國社會科學,2004,01:56—65+206.

Acemoglu, D., Johnson, S., & Robinson, J. A., 2001, Reversal of fortune: Geography and institutions in the making of the modern world income distribution(No. w8460). National bureau of economic research.

Aidis, R., Estrin, S., & Mickiewicz, T. M., 2012, Size matters: entrepreneurial entry and government. Small Business Economics, 39,(1), 119—139.

Alesina, A. and R. Perotti, 1996, “Income Distribution, Political Instability and Investment”, European Economic Review, Vol. 40(6), pp.1203—1288.

Audretsch, D. B., & Fritsch, M., 2002. “Growth regimes over time and space”. Regional Studies, Vol. 36(2), 113—124.

Audretsch, D. B., & Keilbach, M., 2005. “Entrepreneurship capital and regional growth”. The Annals of Regional Science, Vol. 39(3), 457—469.

Banerjee, A., Iyer, L., & Somanathan, R., 2005. “History, social divisions, and public goods in rural India”. Journal of the European Economic Association, Vol. 3(2-3), 639—647.

Batjargal, B., 2003, “Social capital and entrepreneurial performance in Russia: A longitudinal study”, Organization Studies, Vol. 24(4), pp. 535—556.

Baumol W., 1990, “Entrepreneurship: Productive, Unproductive, and Destructive”, Journal of Political Economy, Vol. 98(5), pp. 893—921.

Baumol, W. J., 1993. Entrepreneurship, Management, and the Structure of Payoffs.

Bernanke B. S., 1983, “Irreversibility, Uncertainty and Cyclical Investment”, Quarterly Journal of Economics, Vol. 98(l), pp.85—106.

Beugelsdijk S. and Noorderhaven N., 2004, “Entrepreneurial Attitude and Economic Growth: A Cross-section of 54 Regions”, Annals of Regional Science, Vol. 38(2), pp. 199—218.

Blanchard, Olivier J., 1997, “The Economics of Post-Communist Transition”, Oxford University Press, Clarendon Lectures, forthcoming.

Bloom, N., S. Bond and J.van Reenen, 2007, “Uncertainty and Investment Dynamics”, Review of Economic Studies, Vol. l74(2), pp.391—415.

Boettke, P. J., & Coyne, C. J., 2009, “Context matters: Institutions and entrepreneurship”， Now Publishers Inc.

Carree, M., Van Stel, A., Thurik, R., & Wennekers, S., 2002. “Economic development and business ownership: an analysis using data of 23 OECD countries in the period 1976—1996”. Small business economics, Vol. 19(3), 271—290.

Feldman, M. P., & Audretsch, D. B., 1999. “Innovation in cities: Science-based diversity, specialization and localized competition”. European economic review, Vol. 43(2), 409—429.

Georgellis, Y., & Wall, H. J., 2000. “What makes a region entrepreneurial? Evidence from Britain”. The Annals of Regional Science, Vol. 34(3), 385—403.

Glaeser E., 2007, “Entrepreneurship and the City”, Working paper.

Glaeser, E., Scheinkman, J., & Shleifer, A., 2003, “Injustice of Inequality”, Journal of Monetary Economics, Vol. 50, pp. 199—222.

Hébert, R. F., & Link, A. N., 1989. “In search of the meaning of entrepreneurship”. Small Business Economics, Vol. 1(1), 39—49.

Hessels, J., Van Gelderen, M., & Thurik, R., 2008. “Entrepreneurial aspirations, motivations, and their drivers”. Small Business Economics, Vol. 31(3), 323—339.

Hodler R., 2009, “Industrial Policy in an Imperfect World”. Journal of Development Economics, Vol. 90(1), pp. 85—93.

Hoskisson, R. E., Eden, L., Lau, C. M., & Wright, M., 2000. Strategy in emerging economies. Academy of management journal, Vol. 43(3), 249—267.

Hwang, H., & Powell, W. W., 2005, “Institutions and entrepreneurship”, In Handbook of entrepreneurship research,pp. 201—232. Springer US.

Johnson S., Kaufmann D., Shleifer A., 1997, “Politics and Entrepreneurship in Transition Economies”. Working Paper No 57, William Davidson Institute, University of Michigan.

Jones, B. and B. Olken, 2005, “Do Leaders Matter? National Leadership and Growth since World War II”, Quarterly Journal of Economics, Vol. 120(3), pp. 835—864.

La Porta, R., & Lopez-de-Silanes, F., 1998. “Capital markets and legal institutions. Beyond the Washington consensus: Institutions matter”, 73—92.

Lazear E., 2004, “Balanced Skills and Entrepreneurship”, American Economic Review, Vol. 94(2), pp. 208—211.

Meyer, K. E., & Peng, M. W., 2005, “Probing theoretically into Central and Eastern Europe: Transactions, Resources, and Institutions”, Journal of International Business Studies, Vol. 36(6), pp. 600—621.

Minniti, M. A., Arenius, P., & Langowitz, N. S., 2005, “Global entrepreneurship monitor: 2004 Report on Women and Entrepreneurship”. Center for Women's Leadership at Babson College.

North, D. C., 1981. “Structure and change in economic history”. Norton.

North, D. C., & Thomas, R. P., 1973. “The rise of the western world: A new economic history”. Cambridge University Press.

North, D.C. 1990, “Institutions, Institutional Change and Economic Performance”, Cambridge: Cambridge University Press.

Nunn, N., & Trefler, D., 2008. “The boundaries of the multinational firm: an empirical analysis”. The organization of firms in a global economy, 55—83.

Peng, M. W., & Delios, A., 2006. “What determines the scope of the firm over time and around the world? An Asia Pacific perspective”. Asia Pacific Journal of Management, Vol. 23(4), 385—405.

Peng, M. W., & Zhou, J. Q., 2005, “How Network Strategies and Institutional Transitions Evolve in Asia”. Asia Pacific Journal of Management, Vol. 22(4), pp.321—336.

Peng, M. W., 2003, “Institutional Transitions and Strategic Choices”, Academy of Management Review, Vol. 28(2), pp. 275—296.

Peng, M. W., Yamakawa, Y., & Lee, S. H., 2010. “Bankruptcy Laws and Entrepreneur-Friendliness. Entrepreneurship Theory and Practice”, Vol. 34(3), 517—530.

Qian, Y., & Xu, C., 1993. “Why China's economic reforms differ: the M-form hierarchy and entry/expansion of the non-state sector”. The Economics of Transition, Vol. 1(2), 135—170.

Reynolds P. D., Bygrave W. D., Autio E. and Others A., 2003, “Global Entrepreneurship Monitor”, Executive Report, London Business School.

Rodrik, D., 1991, “Political Uncertainty and Private Investment in Developing Countries”, Journal of Development Economics, Vol. 36(2), pp. 229—242.

Schumpeter J.A., 1934, “The Theory of Economic Development”, Cambridge, MA: Harvard University Press.

Shleifer A., & Vishny R., 1993, “Corruption”, Quarterly Journal of Economics, Vol. 108(3), pp. 599—617.

Shleifer, A., & Vishny, R. W., 1996. “A survey of corporate governance. The journal of finance”, Vol. 52(2), 737—783.

Sobel, R. S., 2008, “Testing Baumol: Institutional quality and the productivity of entrepreneurship”, Journal of Business Venturing, Vol. 23(6), pp. 641—655.

Tao Y., “Rationalization of Political Business Cycle in China”, Presented in the International Conference on “The Rise of China Revisited: Perception and Reality”, Institute of International Relations, National Chengchi University, December 11—12, 2003.

Van Stel, A. J., & Nieuwenhuijsen, H. R., 2004. “Knowledge spillovers and economic growth: an analysis using data of Dutch regions in the period 1987—1995”. Regional Studies, Vol. 38(4), 393—407.

Van Stel, A., Carree, M., & Thurik, R., 2005. “The effect of entrepreneurial activity on national economic growth”, Small business economics, Vol. 24(3), 311—321.

Xu, C., 2011. “The fundamental institutions of China's reforms and development”. Journal of Economic Literature, 1076—1151.

【責任編輯：許玉蘭；責任校對：李青果，李冠蘭】

*收稿日期：2015—11—18

基金項目：國家自然科學基金項目(71172140；71372037)；上海財經(jīng)大學創(chuàng)新團隊支持計劃資助項目

作者簡介：賀小剛，上海財經(jīng)大學國際工商管理學院(上海 200433)，上海財經(jīng)大學浙江學院工商管理系(金華 321013)；

DOI：10.13471/j.cnki.jsysusse.2016.03.020

朱麗娜，上海財經(jīng)大學國際工商管理學院(上海 200433)。