吉丹?。ńK聯(lián)合職業(yè)技術(shù)學(xué)院 揚(yáng)州分院，江蘇 揚(yáng)州 225003）

企業(yè)家精神、知識(shí)溢出與我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

吉丹俊
（江蘇聯(lián)合職業(yè)技術(shù)學(xué)院 揚(yáng)州分院，江蘇 揚(yáng)州 225003）

自從熊彼特于1911年首次提出企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)行為對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性以后，經(jīng)濟(jì)學(xué)界逐漸將創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新行為納入到主流的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析框架下，在總結(jié)當(dāng)前企業(yè)家精神影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究框架的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國實(shí)際，建立了一個(gè)考慮消費(fèi)者和生產(chǎn)者的簡(jiǎn)約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型。在生產(chǎn)者利潤(rùn)最大化的前提下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率受創(chuàng)業(yè)行為報(bào)酬、技術(shù)及企業(yè)家精神增長(zhǎng)率所影響，運(yùn)用1999-2012年期間31個(gè)中國省份數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)空間面板回歸并進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)家精神在當(dāng)前我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有一定的正向促進(jìn)作用，但是固定資產(chǎn)投資在我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更明顯，據(jù)此提出相關(guān)的政策建議，并指出本文的研究不足和未來的研究方向。

企業(yè)家精神；知識(shí)溢出；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

0 引 言

長(zhǎng)久以來，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是各國政策制定者和學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)領(lǐng)域，而自從熊彼特于1911年首次提出企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)行為對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性以后，經(jīng)濟(jì)學(xué)界逐漸將創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新行為納入到主流的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析框架下。Baumol［1］也指出“在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的意識(shí)形態(tài)領(lǐng)域，我始終認(rèn)為鼓勵(lì)企業(yè)家的創(chuàng)新行為是刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素”。經(jīng)過學(xué)者們的不懈努力，圍繞該領(lǐng)域的研究已逐漸演化成“創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)”這樣一門學(xué)科。

當(dāng)前，研究企業(yè)家精神和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)大都遵循三種研究框架：一是以 Doepke［2］和 Romer［3］建立的中間品多樣性增長(zhǎng)模型為基礎(chǔ)構(gòu)建了企業(yè)家的創(chuàng)新行為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型；二是基于熊彼特提出的“破壞性創(chuàng)造”思想，Aghion等［4］基于該思想建立了一個(gè)技術(shù)進(jìn)步影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，在該模型中技術(shù)進(jìn)步源于研發(fā)部門創(chuàng)造出新的中間品，該中間品可以提高最終品生產(chǎn)部門的生產(chǎn)效率，研發(fā)部門的研發(fā)動(dòng)機(jī)受發(fā)明出新產(chǎn)品獲得專利權(quán)進(jìn)而可以獲得壟斷利潤(rùn)所激勵(lì)，但是如果又有新的發(fā)明出現(xiàn)，該專利的壟斷利潤(rùn)將消失。經(jīng)過二十多年的發(fā)展，Aghion等［5］總結(jié)道：Aghion等［4］的研究開創(chuàng)了“熊彼特式”增長(zhǎng)范式，當(dāng)前圍繞這一范式的相關(guān)研究已形成了一個(gè)統(tǒng)一的框架，研究領(lǐng)域不僅涉及宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題，而且涉及像動(dòng)機(jī)、政策及產(chǎn)業(yè)組織等微觀問題；三是以 Acs等［6］和 Sanders等［7］提出的企業(yè)家精神知識(shí)溢出理論為代表，在該理論框架中，同時(shí)關(guān)注跨期和同期的創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)新知識(shí)溢出，并且在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中將知識(shí)溢出過程內(nèi)生化。

此外，一些學(xué)者結(jié)合相關(guān)理論模型對(duì)各個(gè)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)，雖然理論模型都持企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向促進(jìn)作用的觀點(diǎn)，然而計(jì)量檢驗(yàn)的結(jié)果卻未達(dá)成一致。Li［8］全面回顧了相關(guān)實(shí)證文獻(xiàn)，相關(guān)研究既有檢驗(yàn)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對(duì)經(jīng)濟(jì)總量也有對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，在檢驗(yàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)總量影響的研究中，正向結(jié)果占大多數(shù)，而在檢驗(yàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響的研究中，一些研究結(jié)果呈正向關(guān)系，也有不少研究結(jié)果呈負(fù)向關(guān)系，還有一些研究發(fā)現(xiàn)非線性的關(guān)系，Li［8］認(rèn)為檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)不一致的原因可能是：（1）對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量衡量的不一致，（2）沒有區(qū)分創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)精神和管理型創(chuàng)業(yè)精神，（3）沒有考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段。

當(dāng)前，國內(nèi)已有少許研究開始關(guān)注這一領(lǐng)域，例如，李宏彬等［9］利用中國 1983-2003年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，將企業(yè)家精神變量引入增長(zhǎng)回歸分析，實(shí)證研究了企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。李杏［10］通過使用中國1996-2006年29個(gè)省的面板數(shù)據(jù)考察企業(yè)家精神對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，將企業(yè)家精神分為風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)家精神和創(chuàng)新企業(yè)家精神，然后將其引入傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)回歸模型，并用 SYS-GMM計(jì)量方法測(cè)算它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)，結(jié)果表明在控制了人口和制度變量后，企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

上述國內(nèi)外理論和實(shí)證研究為本文的研究提供了很好的視角、思路和方法，也必然是本研究需要廣泛參考和借鑒的。但也存在一定的不足和局限性，主要體現(xiàn)在：（1）理論研究中對(duì)于創(chuàng)業(yè)人力資本的形成探討不夠深入，創(chuàng)業(yè)人力資本的形成究竟是通過“干中學(xué)”、教育投資還是知識(shí)溢出，在當(dāng)前的理論模型中沒有很好地體現(xiàn)出來；（2）實(shí)證研究中，計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃雎粤藬?shù)據(jù)的空間相關(guān)性問題，對(duì)于具有地理空間屬性的數(shù)據(jù)，會(huì)出現(xiàn)空間自相關(guān)以及空間異方差問題，這將使得傳統(tǒng)的高斯-馬爾科夫假設(shè)不成立，而如果使用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)可以解決這些問題。

改革開放后，我國大力發(fā)展市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，形成公有經(jīng)濟(jì)、私有經(jīng)濟(jì)等多種所有制共同發(fā)展的局面。國家鼓勵(lì)發(fā)展私營(yíng)經(jīng)濟(jì)，私營(yíng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大，私營(yíng)企業(yè)數(shù)量在1985年至2003年間平均增速為8.63%，在2004年，私營(yíng)工業(yè)企業(yè)雇傭的勞動(dòng)力占工業(yè)企業(yè)總勞動(dòng)力的61.2%，產(chǎn)值占工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的61.85%［11］，私營(yíng)企業(yè)的發(fā)展和企業(yè)家精神及創(chuàng)新是密不可分的，正是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展激活了人們創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)的動(dòng)力，進(jìn)而促進(jìn)了私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的大規(guī)模發(fā)展。此外，受到中國的投資機(jī)會(huì)及其規(guī)模巨大且不斷增長(zhǎng)的國內(nèi)市場(chǎng)吸引，中國在過去10年吸引的外資約占流入發(fā)展中國家的外國直接投資總額的 20%，2008年超過 1000億美元。根據(jù)中國商務(wù)部的統(tǒng)計(jì)［12］，外資企業(yè)貢獻(xiàn)了中國進(jìn)出口總額的一半以上，提供了中國30%的工業(yè)產(chǎn)出，創(chuàng)造了工業(yè)利潤(rùn)的22%，而僅雇用了10%的勞動(dòng)力（原因是其生產(chǎn)率高）；關(guān)于技術(shù)溢出效應(yīng)的證據(jù)比較有限，但外資比重大的產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率提高的幅度似乎也高于其他產(chǎn)業(yè)，從而顯示出正效應(yīng)。外資企業(yè)的進(jìn)入產(chǎn)生的知識(shí)溢出效應(yīng)使得國內(nèi)企業(yè)接觸到國際先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)、經(jīng)營(yíng)及營(yíng)銷理念，因此創(chuàng)造了更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)。

本文將沿襲現(xiàn)有理論文獻(xiàn)的思路，結(jié)合中國的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)實(shí)際，建立企業(yè)家精神影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的知識(shí)溢出模型，并利用中國的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸驗(yàn)證。我們認(rèn)為中國自改革開放以后所取得的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡是和企業(yè)家精神的形成分不開的，而企業(yè)家精神的形成主要受私營(yíng)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展所影響。

1 理論模型

在本節(jié)，我們將在內(nèi)生增長(zhǎng)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，考慮知識(shí)溢出效應(yīng)建立具備轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)特征的企業(yè)家精神影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生模型。在我們的模型中假定經(jīng)濟(jì)社會(huì)只有兩個(gè)人：代表性消費(fèi)者和代表性生產(chǎn)者。

1.1 消費(fèi)者

依據(jù)Romer［2］和 Song等［13］的研究，假設(shè)代表性經(jīng)濟(jì)人具有Ramsey形式的效用函數(shù)為：

瞬時(shí)效用函數(shù)形式為：

其中，ρ為折現(xiàn)因子，可以證明瞬時(shí)效用函數(shù)為 CES（替代彈性不變）形式函數(shù)，θ為跨期替代彈性，按照Song等［13］的觀點(diǎn)，θ＞1。

依據(jù) Acs等［6］和 Acs等［7］的研究，消費(fèi)者面臨的跨期消費(fèi)約束為：

在上式中，I（t）表示消費(fèi)者在t時(shí)刻收入的增加值，r（t）表示t時(shí)刻的債券收益率，我們將消費(fèi)者提供的勞動(dòng)力分為三種形式：LE表示從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所提供的勞動(dòng)力，LS表示從事技術(shù)性或創(chuàng)新性活動(dòng)（如R&D）所提供的勞動(dòng)力，LP表示從事一般生產(chǎn)活動(dòng)所提供的勞動(dòng)力；這三種勞動(dòng)力的報(bào)酬分別為wE（t）、wS（t）及wP（t）。

因此，代表性經(jīng)濟(jì)人的效用最大化問題可以通過建立如下形式的漢密爾頓函數(shù)：

求解一階條件，得到：

在（4）式中對(duì) t求導(dǎo)，求得 μ（t），再帶回（5）式中，求得：

將（8）式帶到（2）式中，可以求得

上式表明，消費(fèi)者在既定消費(fèi)約束下實(shí)現(xiàn)效用最大化時(shí)，將使得消費(fèi)增長(zhǎng)率和跨期替代彈性、利率與折現(xiàn)因子之差相關(guān)，如果利率大于折現(xiàn)因子，則能確保消費(fèi)增長(zhǎng)率為正，跨期替代彈性越大，利率和折現(xiàn)因子之差越大，則消費(fèi)增長(zhǎng)率越大，這符合當(dāng)前中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)特征：高利率、高跨期替代彈性和高消費(fèi)增長(zhǎng)率。

1.2 生產(chǎn)者

假設(shè)代表性生產(chǎn)者的投入品只有勞動(dòng)力，勞動(dòng)力形式為上述消費(fèi)者提供的三種形式的勞動(dòng)力：LE、LS和LP，生產(chǎn)函數(shù)為科布道格拉斯形式，具體公式如下：

其中，Q（t）表示在 t時(shí)刻的產(chǎn)量，A（t）表示 t時(shí)刻的生產(chǎn)技術(shù)水平。

此外，我們將代表性經(jīng)濟(jì)人所提供的創(chuàng)業(yè)行為相關(guān)勞動(dòng)力LE近似看作一種人力資本，衡量企業(yè)家精神水平，考慮企業(yè)家精神和技術(shù)的跨期知識(shí)溢出效應(yīng)，建立如下形式的增量 LE（t）表達(dá)式：

在上式中，借鑒Li［8］的觀點(diǎn)，企業(yè)家精神增量受過去的企業(yè)家精神水平和技術(shù)水平影響，δ表示影響知識(shí)溢出的制度因素，在這里假定 δ是外生給定的。

因此，廠商的利潤(rùn)最大化問題為一個(gè)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問題，可以通過如下形式的漢密爾頓函數(shù)表示：

求解一階條件，得到：

將（12）式對(duì) t求導(dǎo)，求得 μ，代入（13）式，得到最優(yōu)解：

（14）式代表性生產(chǎn)廠商實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化的情況下，最優(yōu)產(chǎn)量和技術(shù)水平、企業(yè)家精神水平、企業(yè)家精神報(bào)酬正相關(guān)；如果假定利率r保持不變，對(duì)上式兩邊取對(duì)數(shù)求導(dǎo)，則得到：

因此，產(chǎn)量的增長(zhǎng)率受創(chuàng)業(yè)行為報(bào)酬、技術(shù)及企業(yè)家精神增長(zhǎng)率所影響，據(jù)此，提出本文的研究假設(shè)：區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平和投資回報(bào)增長(zhǎng)率、技術(shù)增長(zhǎng)率及企業(yè)家精神增長(zhǎng)率正相關(guān)。

2 計(jì)量方法與結(jié)果分析

2.1 模型設(shè)定和估計(jì)方法

在本節(jié)，我們將建立一個(gè)動(dòng)態(tài)空間面板模型進(jìn)行計(jì)量分析，依據(jù)Elhorst［14］的研究，和傳統(tǒng)的計(jì)量模型相比，動(dòng)態(tài)空間面板模型具有四大優(yōu)勢(shì)：（1）動(dòng)態(tài)空間面板模型可以解決觀察值在時(shí)間和空間上的序列相關(guān)性；（2）可以解決觀察值在每個(gè)時(shí)點(diǎn)上的空間相關(guān)性；（3）可以探索無法觀測(cè)到的空間和時(shí)間效應(yīng)；（4）可以解決由空間滯后或時(shí)間滯后因變量及自變量所引起的內(nèi)生性問題。借鑒 Elhorst等［15］的研究，建立本文的動(dòng)態(tài)空間面板模型為：

Yt表示某一時(shí)間點(diǎn)（t=1，…，T）上N個(gè)地區(qū)的因變量觀察值，為N×1向量；而Xt是一個(gè) N×K矩陣，表示K個(gè)外生解釋變量；W表示空間權(quán)重矩陣，是一個(gè) N×N矩陣，矩陣中的每個(gè)元素表示各地區(qū)和其他地區(qū)的空間關(guān)系，對(duì)角線元素為0；WYt表示因變量具有同期的空間自相關(guān)性，WYt-1表示滯后一期的空間自相關(guān)性，ρ一般被稱作空間自相關(guān)系數(shù)，η為滯后的空間自相關(guān)系數(shù)；εt=（ε1t，…，εNt）T為獨(dú)立同分布、期望值同為 0、方差同為σ2擾動(dòng)項(xiàng)所組成的向量；μ=（μ1，…，μN(yùn)）T表示地區(qū)固定效應(yīng)向量，用來控制具有地區(qū)特征而不隨時(shí)間變動(dòng)的變量，αt表示時(shí)間固定效應(yīng)系數(shù)，lN是一個(gè)組成元素全為1的N×1向量，同時(shí)考慮地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)可以減少面板模型的估計(jì)偏差。

為了估計(jì)該模型，Yu等［16］針對(duì)式（16）取對(duì)數(shù)似然函數(shù)，而對(duì)WYt這種具有空間自相關(guān)的變量考慮其雅可比矩陣，這種通過取對(duì)數(shù)似然函數(shù)的估計(jì)方法一般被稱作“準(zhǔn)極大似然估計(jì)法”，因?yàn)檫@里假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)不一定服從正態(tài)分布，所以稱為“準(zhǔn)極大似然估計(jì)法”。

2.2 數(shù)據(jù)與變量說明

因變量：g，選取各省份人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率來衡量。

自變量：企業(yè)家精神增長(zhǎng)率。對(duì)于企業(yè)家精神的衡量，我們借鑒Salgado［18］和李杏［10］將企業(yè)家精神分為風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)家精神和創(chuàng)新企業(yè)家精神，使用地區(qū)個(gè)體戶和私營(yíng)企業(yè)家數(shù)目增長(zhǎng)率來衡量地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)家精神增長(zhǎng)率，使用地區(qū)專利申請(qǐng)數(shù)量增長(zhǎng)率來衡量創(chuàng)新企業(yè)家精神增長(zhǎng)率。

控制變量：引入三個(gè)其他影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量，使用平均受教育年限①平均受教育年限的計(jì)算公式：（接受小學(xué)教育人數(shù)×6+接受初中教育人數(shù)×9+接受高中或中專教育人數(shù) ×12+接受大學(xué)教育人數(shù) ×16）/地區(qū)總?cè)藬?shù)。衡量各地人力資本積累，使用固定資產(chǎn)投資占GDP比例衡量投資水平，使用外商直接投資②外商直接投資使用地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資金額衡量，歷年原始數(shù)據(jù)為美元，我們使用當(dāng)年人民幣對(duì)美元平均匯率轉(zhuǎn)換成人民幣。占GDP比例衡量各地的對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放水平。

空間權(quán)重矩陣W：權(quán)重矩陣反映不同地區(qū)的空間位置關(guān)系，我們的樣本來自中國大陸 31個(gè)省、市及自治區(qū)，因此 W是一個(gè) 31階方陣，我們通過區(qū)域是否相鄰的方法來確定矩陣中每個(gè)元素的值，根據(jù)地圖上所研究區(qū)域的相對(duì)位置，決定哪些區(qū)域是相鄰的，并用“0-1”表示，即“1”表示空間單元相鄰、“0”表示空間單元不相鄰，該矩陣中對(duì)角線元素全部為“0”，因?yàn)樽陨聿豢赡芎妥约合噜?，并且該矩陣是一個(gè)對(duì)稱矩陣［19-20］。

研究所用原始數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《新中國 60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，由于部分地區(qū)和年份數(shù)據(jù)無法獲得，剔除這些地區(qū)和年份，最后形成的數(shù)據(jù)集合包括從1999-2012年期間31個(gè)中國省份的經(jīng)濟(jì)變量。各變量的統(tǒng)計(jì)特征見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

2.3 實(shí)證結(jié)果

運(yùn)用MATLAB軟件動(dòng)態(tài)空間面板估計(jì)工具箱③該工具箱由荷蘭羅格寧根大學(xué)Paul Elhorst教授提供，作者在此表示感謝。，運(yùn)用1999-2012年期間31個(gè)中國省份的面板數(shù)據(jù)對(duì)式（16）進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表2所示。

我們的估計(jì)過程分為 3個(gè)步驟，第一個(gè)步驟使用衡量企業(yè)家精神增長(zhǎng)率的兩個(gè)變量VE 和IE進(jìn)行回歸，稱之為模型（1）；第二個(gè)步驟引入人力資本積累（平均受教育年限）控制變量進(jìn)行回歸；第三個(gè)步驟增加固定資產(chǎn)投資占比和外商直接投資占比兩個(gè)控制變量進(jìn)行回歸，稱為模型（3）。

表 2 動(dòng)態(tài)空間面板估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表2的估計(jì)結(jié)果，VE的回歸系數(shù)在 3個(gè)模型中均為正，且均在 10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，回歸結(jié)果穩(wěn)定性較強(qiáng)，而IE的回歸系數(shù)在3個(gè)模型中均不顯著，說明風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)家精神在當(dāng)前我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有一定的正向促進(jìn)作用。對(duì)于3個(gè)控制變量，Human capital和FDI的回歸系數(shù)均不顯著，但I(xiàn)nvestment的回歸系數(shù)為6.698，且在1%水平下顯著，說明地區(qū)固定資產(chǎn)投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的正向促進(jìn)作用。因此，本文的研究假設(shè)得到部分支持。

2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

這一部分主要通過使用面板數(shù)據(jù)估計(jì)中常用的回歸模型——固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行進(jìn)一步回歸分析，以檢驗(yàn)上述估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。運(yùn)用stata14.0軟件進(jìn)行固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)，回歸結(jié)果如表3和表 4所示。

無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型，模型（1）和模型（2）中VE的回歸系數(shù)均為正且在1%水平下顯著；對(duì)于模型（3），通過 Hausman檢驗(yàn)是選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，P值為7.76%，因此在10%置信度水平下，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。在固定效應(yīng)下模型（3）中，VE的回歸系數(shù)為正，P值為11.4%，接近10%，我們近似認(rèn)為在 10%水平下顯著，此外，Investment的回歸系數(shù)為8.457，且在 1%水平下顯著，模型的穩(wěn)健性得到了驗(yàn)證。

表3 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

表 4 隨機(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

3 結(jié)論與政策啟示

本文在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論和知識(shí)溢出理論的基礎(chǔ)上，建立了一個(gè)包含代表性消費(fèi)者和生產(chǎn)者考慮企業(yè)家精神影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的簡(jiǎn)約模型，在生產(chǎn)者利潤(rùn)最大化的約束下求解動(dòng)態(tài)最優(yōu)化解，得到GDP增長(zhǎng)率等于創(chuàng)業(yè)行為報(bào)酬、技術(shù)及企業(yè)家精神增長(zhǎng)率之和，據(jù)此提出文章的理論假設(shè)：區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平和投資回報(bào)增長(zhǎng)率、技術(shù)增長(zhǎng)率及企業(yè)家精神增長(zhǎng)率正相關(guān)。使用中國大陸地區(qū) 31個(gè)省市 1999-2012年期間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)空間面板回歸并進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)家精神增長(zhǎng)率對(duì)于人均GDP增長(zhǎng)有一定正向促進(jìn)作用，而創(chuàng)新企業(yè)家精神增長(zhǎng)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無關(guān)，另外發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資占比對(duì)人均 GDP有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，而外商直接投資變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無相關(guān)性。這說明，近年來各地私營(yíng)企業(yè)的發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定作用，但不如固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用明顯；同時(shí)，這也說明，當(dāng)前我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形式更多是“投資驅(qū)動(dòng)”而不是“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”。并且，在我們選取的樣本中，各地歷年固定資產(chǎn)投資占 GDP比例的平均值為50%左右，這也說明固定資產(chǎn)投資在各地的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中占據(jù)重要地位。

本文的政策啟示如下：

（1）政府應(yīng)進(jìn)一步釋放民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的活力，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新

釋放民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的活力需要政府為民營(yíng)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)設(shè)良好的發(fā)展環(huán)境，對(duì)于關(guān)系國家安全、市場(chǎng)不能有效配置資源以外的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)領(lǐng)域，要為民營(yíng)資本進(jìn)一步營(yíng)造市場(chǎng)空間，鼓勵(lì)民營(yíng)資本進(jìn)行投資；政府應(yīng)搭建平臺(tái)、多舉措解決民營(yíng)企業(yè)融資難問題。政府還應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，加大對(duì)中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的扶持力度，對(duì)其在資金上給予幫助并且在稅收上給予優(yōu)惠。

（2）政府應(yīng)避免經(jīng)濟(jì)過度依賴投資驅(qū)動(dòng)

當(dāng)前一些地方政府的經(jīng)濟(jì)決策過度依賴固定資產(chǎn)投資，特別是一些二三線城市和地區(qū)，對(duì)于投資的過度依賴將會(huì)產(chǎn)生一些經(jīng)濟(jì)問題，如產(chǎn)能過剩、房地產(chǎn)市場(chǎng)供大于求及地方政府債臺(tái)高筑等，這不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。因此，政府應(yīng)積極利用外資推進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，探索如何進(jìn)行經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，逐步增加第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的占比。

（3）政府應(yīng)加大人力資本投資

人力資本理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉來自于人力資本的積累，而人力資本積累的主要形式為教育，因此，政府應(yīng)加大教育投入，同時(shí)在教育中應(yīng)加大創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)的教育力度，當(dāng)前西方主要發(fā)達(dá)國家已建立了一套從小學(xué)到大學(xué)的創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)教育體系，我國各地政府也應(yīng)積極推進(jìn)整體創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)教育體系的構(gòu)建，努力營(yíng)造創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)型社會(huì)。

然而，本文限于篇幅和作者的能力，也存在一些不足，如：（1）本文建立的理論模型只是一個(gè)簡(jiǎn)化模型，未考慮均衡條件下經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)模式，后續(xù)研究可以考慮在均衡增長(zhǎng)條件下企業(yè)家精神和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系；（2）計(jì)量檢驗(yàn)部分驗(yàn)證了企業(yè)家精神和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，未驗(yàn)證技術(shù)增長(zhǎng)、企業(yè)家精神回報(bào)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，未來研究可以在這一領(lǐng)域進(jìn)行驗(yàn)證；（3）空間計(jì)量模型中的空間權(quán)重矩陣的設(shè)定有多種方法，而本文只探討了一種，后續(xù)研究可以使用其他形式的權(quán)重矩陣進(jìn)行估計(jì)并探討相應(yīng)的估計(jì)效率。

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（責(zé)任編輯 王玉燕）

Entrepreneurship，Knowledge Spillover and China Economic Growth

JI Danjun
（Jiangsu Union Technical Institute，Yangzhou Branch，Yangzhou 225003，China）

Since Shumpeter proposed for the first time the importance of entrepreneurial behavior to economic growth in 1911，the entrepreneurial and innovative behaviors have been taken into the mainstream economic growth analysis framework in economics.Based on summarizing the current research framework for studying entrepreneurship influence on economic growth and combined with China's reality，a parsimonious economic growth model is established with consumers and producers taken into consideration.Under the premise of maximizing producer's profit，regional economic growth rate will be affected by entrepreneurial behavior return，technology and entrepreneurial spirit growth rate.A dynamic spatial panel regression analysis is conducted，together with a robustness test，of the panel data from 31 Chinese provinces from 1999 to 2012，the results of which show that venture entrepreneur spirit has a positive promoting effect on China regional economic growth while the promoting effects of fixed asset investment on regional economic growth are more obvious.Accordingly，some relevant policy recommendations are proposed and meanwhile the future research direction is pointed out.

entrepreneurship；knowledge spillover；economic growth

F061.2

A

2095-929X（2016）01-0067-08

2015-11-18

2013年江蘇省高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)課題“五年制高職創(chuàng)業(yè)教育研究”（2013SJDFDY007）。

吉丹俊，男，江蘇揚(yáng)州人，博士，江蘇聯(lián)合職業(yè)技術(shù)學(xué)院揚(yáng)州分院講師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)，Emial：jidanjun@ yeah.net。