林瑤鵬，林柳琳，劉帷韜

（1.廣州市社會科學院財政金融研究所，廣東廣州 510410；2.中國社會科學院工業(yè)經濟研究所，北京 100732；3.中共廣州市委黨校習近平新時代中國特色社會主義思想研究中心，廣東廣州 510030；4.廣州市社會科學院國際商貿研究所，廣東廣州 510410）

當前，我國經濟已經由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段。創(chuàng)新是驅動中國經濟發(fā)展方式轉變的重要引擎，是驅動經濟高質量發(fā)展的長期動力，是創(chuàng)新型國家建設的重要戰(zhàn)略支撐［1］。區(qū)域創(chuàng)新能力是國家創(chuàng)新體系的重要組成部分，增強區(qū)域創(chuàng)新能力是促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展，提升國家創(chuàng)新能力，建設創(chuàng)新型國家的重要基石［2］。2006 年《國家中長期科學和技術發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020 年）》提出要建設各具特色和優(yōu)勢的區(qū)域創(chuàng)新體系，增強區(qū)域創(chuàng)新能力正式成為全面推進中國特色國家創(chuàng)新體系建設的重點之一。國家“十二五”“十三五”“十四五”科學技術發(fā)展規(guī)劃綱要，不斷增強提升區(qū)域創(chuàng)新功能地位，一批重要區(qū)域創(chuàng)新重大戰(zhàn)略規(guī)劃深入推進實施，粵港澳大灣區(qū)、京津冀區(qū)域、長三角區(qū)域、成渝雙城經濟圈等迅速成為國內最具創(chuàng)新活力的經濟增長極。區(qū)域創(chuàng)新空間形態(tài)也在加速演變，創(chuàng)新高地、科創(chuàng)中心、科創(chuàng)走廊、科創(chuàng)圈、創(chuàng)新飛地、創(chuàng)新共同體等新形態(tài)，正在重塑區(qū)域創(chuàng)新驅動協調發(fā)展新格局。因此，各區(qū)域如何立足自身發(fā)展特點，整合區(qū)域內創(chuàng)新資源，規(guī)劃政策對接，實現創(chuàng)新資源共享，進一步有效提升區(qū)域創(chuàng)新能力，服務創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略等是各地政府和國家亟待解決的重要任務，同時也是學界近年來研究的熱點議題。

1 文獻回顧

區(qū)域創(chuàng)新最早由Cooke［3］在《區(qū)域創(chuàng)新體系：新歐洲的競爭性規(guī)則》中首次提出，區(qū)域創(chuàng)新推動企業(yè)超越自身范疇，與政府、市場、大學等組織不斷互動，促進區(qū)域活動不斷更新和改革，形成創(chuàng)新活動的良性發(fā)展。后經Foss［4］、Tura 等［5］完善形成較為規(guī)范的理論體系。在區(qū)域創(chuàng)新能力影響因素的研究中，國外Greunz［6］、Inoue 等［7］學者圍繞創(chuàng)新基礎設施、社會資本、區(qū)域間的互動等展開研究，國內俞立平［8］、肖夢等［9］、王元地等［10］、李新偉等［11］學者在國外研究基礎上分別從創(chuàng)新主體間的互動、創(chuàng)新環(huán)境、市場化程度、金融發(fā)展水平、創(chuàng)新過程、企業(yè)家精神等角度，揭示了不同因素對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。其中從市場化程度角度，周興等［12］的研究均表明，地區(qū)的市場化程度對該區(qū)域創(chuàng)新能力活動產生正向影響，市場化程度越高，區(qū)域創(chuàng)新能力活動的資本投入越多，技術創(chuàng)新能力也越強。從金融發(fā)展水平角度，King 等［13］發(fā)現金融發(fā)展水平的提升，大大提升了金融機構吸收存款并轉化為資本投資的效率，從而推動區(qū)域創(chuàng)新能力水平的提高。萬里歡［14］研究了政府對金融發(fā)展水平進行干預對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，政府的干預作用阻礙了金融發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的推動作用。從企業(yè)家精神角度，Mrozewski 等［15］認為，企業(yè)家精神對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的促進作用。俞仁智等［16］研究表明企業(yè)家精神提高了區(qū)域創(chuàng)新能力的效率。

通過文獻梳理發(fā)現，多數研究僅在討論市場化程度與區(qū)域創(chuàng)新能力的因果關系，或者是金融發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力的因果關系，然而不管是市場化程度還是金融發(fā)展水平僅僅是影響區(qū)域創(chuàng)新能力的外部因素。鮮有文獻關注這兩個外部因素是通過什么內部機制引起區(qū)域創(chuàng)新能力的變化。企業(yè)家精神是影響區(qū)域創(chuàng)新能力提升的重要內部因素。那么研究企業(yè)家精神在市場化程度、金融發(fā)展水平與區(qū)域創(chuàng)新能力之間扮演何種角色？是否存在顯著傳導作用？在市場化程度與金融發(fā)展水平雙向影響下，區(qū)域創(chuàng)新能力又會出現怎么樣的變化？回答這些問題，為中國推進市場化程度、制定合理的金融發(fā)展政策，有效發(fā)揮企業(yè)家精神，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力水平，加快建設創(chuàng)新型國家具有重要的理論和現實意義。

2 理論分析與研究假設

2.1 市場化程度與區(qū)域創(chuàng)新能力

在市場轉型的關鍵時期，以市場改革的制度改革在區(qū)域創(chuàng)新能力提升過程中起到關鍵作用。市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響路徑主要為：一是市場化程度的加深可以提升包容性和增強市場競爭性，吸引更多的創(chuàng)新主體進入，促進創(chuàng)新知識多方面積累和創(chuàng)新要素集聚以及競爭性螺旋式發(fā)展，創(chuàng)新產出與成果轉換更高，區(qū)域創(chuàng)新績效更高［17］。二是市場化程度的加深會進一步優(yōu)化營商環(huán)境，改善政府與市場的關系，減少尋租行為的產生，改善行政性壟斷扭曲資源配置的狀況，提升區(qū)域創(chuàng)新能力。三是市場化程度較高，則意味著產品市場及要素市場發(fā)展程度較高，有利于創(chuàng)新要素在產業(yè)間低成本轉移，產生有效的組織結構與分工結構，激勵企業(yè)進行創(chuàng)新投資與采用新技術。

假設1：市場化程度越高，則區(qū)域創(chuàng)新能力水平越高。

2.2 金融發(fā)展水平與區(qū)域創(chuàng)新能力

金融發(fā)展水平主要由金融支持、金融資源配置與投資風險共擔影響區(qū)域創(chuàng)新能力水平。首先，金融發(fā)展水平越高，越能緩解創(chuàng)新項目的融資約束。一般地，區(qū)域進行科技創(chuàng)新則會需要大量資金，科技創(chuàng)新項目初期則需要風險投資的支持；在項目發(fā)展期則需要成熟的多層次資本市場的支撐［18］。其次，金融發(fā)展水平越高，越能有效解決信息錯配與信息不對稱的問題。金融機構會通過投資和相關信息的收集和共享，規(guī)避信貸資金的錯配，使資金流向資本利用率的行業(yè)，提高了金融資源的配置效率，推動區(qū)域創(chuàng)新能力的整體提升。最后，金融發(fā)展水平越高，企業(yè)創(chuàng)新風險越低。金融發(fā)展水平越高，越能形成較強的金融網絡，金為創(chuàng)新企業(yè)提供有效的風險共擔機制和風險保障服務，提升了區(qū)域創(chuàng)新能力水平。

假設2：金融發(fā)展水平越高，則區(qū)域創(chuàng)新能力水平越高。

2.3 市場化程度、金融發(fā)展水平與區(qū)域創(chuàng)新能力

較高的市場化程度能夠為區(qū)域創(chuàng)新能力提供發(fā)達且活躍的市場環(huán)境，金融發(fā)展水平提高則為區(qū)域創(chuàng)新能力提供活動所需的資金支持，兩者共同推動區(qū)域創(chuàng)新能力的高質量發(fā)展。市場化程度的提高將會促進區(qū)域創(chuàng)新能力市場環(huán)境的開放，可以緩解區(qū)域創(chuàng)新能力存在的高度信息不對稱，增強外部渠道投資者對區(qū)域創(chuàng)新能力活動的信心，從而為區(qū)域創(chuàng)新能力提高資本投入。高市場化程度帶來活躍且暢通的市場環(huán)境，高金融發(fā)展水平推動金融服務和金融產品的完善和創(chuàng)新，從而促進資金自由流動，提高資本配置效率［19］，使得區(qū)域創(chuàng)新能力活動獲取融資的渠道更加暢通，創(chuàng)新企業(yè)獲取資源更加便利。因此，市場化程度與金融發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用存在一定的協同效應。

假設3：市場化程度與金融發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力存在一定的協同效應

2.4 企業(yè)家精神與區(qū)域創(chuàng)新能力

企業(yè)家精神主要通過知識溢出效應和資源有效配置對區(qū)域創(chuàng)新能力產生積極影響。首先，企業(yè)家精神推動創(chuàng)業(yè)活動，增加活躍企業(yè)數量，形成區(qū)域集聚效應，形成良好的知識融合網絡，促進知識交流與轉化，加快區(qū)域內知識和技術的外溢，進一步夯實區(qū)域創(chuàng)新能力的知識基礎，并將存量知識轉化為創(chuàng)新要素，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力水平。其次，企業(yè)家精神在創(chuàng)新活動中發(fā)揮著重要的作用，能夠組織投入創(chuàng)新活動人員、資本環(huán)境等創(chuàng)新要素，不斷打破市場均衡和恢復均衡，從而促進組織結構革新、業(yè)務流程優(yōu)化、產品技術創(chuàng)新，通過資源的有效配置，降低區(qū)域內創(chuàng)新主體的交易成本，提高區(qū)域創(chuàng)新能力活動效率和效益［20］。

假設4：企業(yè)家精神能夠促進區(qū)域創(chuàng)新能力水平提升。

2.5 市場化程度、企業(yè)家精神與區(qū)域創(chuàng)新能力

市場化程度是通過什么作用機制影響區(qū)域創(chuàng)新能力？在我國，隨著改革開放的不斷推進，市場在資源配置中起決定性作用，市場競爭逐漸成為推動經濟發(fā)展的重要力量。市場化程度越高，開放性競爭越激烈。企業(yè)家精神是在競爭環(huán)境下激發(fā)出來的。微觀主體的企業(yè)家只有在激烈的競爭環(huán)境才能逐漸得到釋放，微觀主體的企業(yè)家精神才越來越活躍，才能出大量的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的主體，增強區(qū)域創(chuàng)新能力［21-23］。一方面，市場化程度越高，地區(qū)市場競爭越發(fā)滲入經濟活動，形成充分的市場競爭機制。市場競爭機制是提高微觀個體的積極性，激發(fā)微觀主體企業(yè)家精神。另一方面，隨著市場化進程的推進，市場經濟的競爭機制發(fā)揮作用越充分，這將迫使國有企業(yè)走向改革，采用現代化公司治理模式，引入職業(yè)經理人，激發(fā)國有企業(yè)的企業(yè)家精神，進而提升全社會企業(yè)家精神水平［24］。

假設5：市場化程度有利于提升企業(yè)家精神水平，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力水平。

2.6 金融發(fā)展水平、企業(yè)家精神與區(qū)域創(chuàng)新能力

金融的本質與核心功能是篩選具有創(chuàng)新精神的企業(yè)家，并為企業(yè)家的“創(chuàng)新”活動提供金融支持，企業(yè)家精神是連接金融發(fā)展與創(chuàng)新發(fā)展的橋梁。一個良好的金融體系會圍繞著企業(yè)家的創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)活動提升一系列的金融服務［13］。發(fā)達金融體系能夠培育企業(yè)家精神，能夠篩選可能成功進行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的企業(yè)家，為他們提供資金支持，克服流動性約束或融資約束；利用多樣化金融產品與創(chuàng)新金融工具，為創(chuàng)新提供風險分擔；估計創(chuàng)新活動進行預期收益估值，為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供更為準確的信息；協助企業(yè)家進行各種生產要素重組，創(chuàng)造新的生產函數，實現創(chuàng)新驅動發(fā)展［25］。

假設6：金融發(fā)展水平有利于提升企業(yè)家精神水平，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力水平。

綜上，本文的研究框架如圖1 所示。

圖1 市場化程度、金融發(fā)展水平和企業(yè)家精神對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機制

3 研究設計

3.1 模型設定

針對所研究主題和理論假設，以及內生性的問題，本研究構建了差分GMM 模型分別對市場化程度、金融發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響進行研究。為此設定模型（1）和（2）如下所示：

模型（1）和（2）分別對金融發(fā)展水平、市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響進行了檢驗。由于市場化程度可以為區(qū)域創(chuàng)新能力提供基本的市場制度環(huán)境，而金融發(fā)展可以為區(qū)域創(chuàng)新能力提供重要的資金支持，因此市場化程度和金融發(fā)展兩個經濟因素共同作用對區(qū)域創(chuàng)新能力的順利進行至關重要。為了檢驗市場化程度和金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用是否存在協同效應，設定模型（3）和（4）如下所示：

模型（3）用以檢驗市場化程度和金融發(fā)展水平共同作用對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，模型（4）用以檢驗市場化程度和金融發(fā)展的協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。各變量的含義與前面相同。

下面進一步檢驗企業(yè)家精神是否為市場化程度和金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的中介變量，進行中介效應檢驗。根據中介效應檢驗的步驟，在（1）和（2）的基礎上，分別構建了模型（5）—（8），具體設定如下所示：

其中，ENT 為中介變量企業(yè)家精神模型，模型（5）和（6）用以檢驗企業(yè)家精神是否為金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的中介變量，模型（7）和（8）用以檢驗企業(yè)家精神是否為市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的中介變量。中介效應檢驗需要滿足三個條件：（1）解釋變量對中介變量的影響顯著即模型（5）或（7）中的系數顯著；（2）中介變量對被解釋變量的影響顯著；（3）加入中介變量后，解釋變量對被解釋變量的影響系數降低，則為部分中介效應，若影響系數不顯著，則為完全中介。條件（2）和（3）說明模型（6）或（8）中的系數顯著，若的系數顯著，且較模型（1）或（2）有所下降時，則為部分中介效應，若的系數不顯著時，則為完全中介效應。

3.2 變量選取與說明

3.2.1 被解釋變量

區(qū)域創(chuàng)新能力是指在區(qū)域主體利用區(qū)域內外創(chuàng)新資源進行創(chuàng)新活動并形成新知識、新技術和新產品的能力［2］。提升區(qū)域創(chuàng)新能力路徑主要包括區(qū)域內生創(chuàng)新和吸收區(qū)域外部創(chuàng)新資源或創(chuàng)新手段的外生創(chuàng)新兩個方面。關于區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量，已有研究中，學者們將專利數量作為衡量創(chuàng)新能力的常用指標，但對于選用專利申請量還是專利授權量更能代表區(qū)域創(chuàng)新能力仍尚未有一致結論。本文認為專利申請并非都會獲得專利授權，專利申請更體現專利數量規(guī)制，而被授權的專利更能體現新知識或新產品在創(chuàng)新性與商業(yè)價值的特性，更能體現有效專利數量和專利質量［2］，因此本文選取專利授權量作為區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量指標，記為ZOIN。

3.2.2 解釋變量

解釋變量分別為市場化程度和金融發(fā)展水平。市場化程度（Market）根據樊綱指數給出的省級層面1997—2009 年的市場化指數，并借鑒韋倩等［26］的做法，測算得到2005—2019年我國上31個?。▍^(qū)、市）的市場化指數。具體測算過程如下所示：以2000—2009 年的市場化指數為被解釋變量，非國有企業(yè)工業(yè)產值比重作為解釋變量，進行參數估計，得到對應的參數；然后將估計的參數作為2010—2019 年的近似參數，預測2010—2019 年的市場化指數。金融發(fā)展（FDS）反映了金融業(yè)發(fā)展水平，借鑒馮偉等［27］的做法，用金融發(fā)展規(guī)模即金融機構存款余額與貸款余額之和占GDP 的比重進行量化。

3.2.3 中介變量

影響金融發(fā)展、市場化程度與區(qū)域創(chuàng)新能力關系的中介變量為企業(yè)家精神（ENT）。基于企業(yè)家精神的內涵與數據可得性，我們不能對企業(yè)家精神進行全方位量化。目前常用的企業(yè)家精神測量指標主要有：自我雇傭率、企業(yè)所有權比率、企業(yè)進入率和退出比率以及專利擁有量和發(fā)明數量［28］?，F有大多數文獻，對于企業(yè)家的測量存在一個問題，多數以創(chuàng)業(yè)行為來衡量企業(yè)家精神。但本研究認為企業(yè)家精神至少有兩個維度，分別是企業(yè)家創(chuàng)新精神和企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。因此從創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神兩個維度通過熵值法對企業(yè)家精神綜合變量進行評價。用企業(yè)專利受理數、專利授權數以及R&D 經費支出作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量；用私營企業(yè)和個體企業(yè)從業(yè)人員總數作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的替代變量［29］。

3.2.4 控制變量

將人力資本、產業(yè)升級以及對外開放程度作為影響區(qū)域創(chuàng)新能力的控制變量，為了便于變量說明，將文中各變量整理至表1 中。

表1 變量說明

3.3 數據來源與描述性統(tǒng)計

考慮到數據的可得性，本文將研究期間確定為2005—2019 年。鑒于2005 年為近十幾年來股市的最低點，2005 年6 月6 日上證指數跌破1 000 點，最低為998.23 點，與2001 年6 月14 日2 245 相比，總計跌幅超過50%，標志著此輪熊市底部正式確立。因此，以2005 年為研究年限的起點，代表選擇了一個經濟周期；此外，由于數據可獲性與面板數據檢驗的有效性，本研究選擇年限的結點為2019 年。研究期間從2005 年至2019 年共有15 年，每個變量的數據樣本達到465 個，面板數據的檢驗具備有效性。運用中國31 個省域面板數據。其中區(qū)域創(chuàng)新能力、金融發(fā)展水平、運用熵值法計算企業(yè)家精神的基礎數據和各控制變量數據均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網站以及EPS數據庫的中國宏觀數據庫、中國區(qū)域經濟數據庫（省級）和中國金融數據庫等。市場化程度根據樊綱指數給出的省級層面1997—2009 年的市場化指數計算得出。部分地區(qū)個別年份數據缺失時采用插值法處理，最終形成了31 個地區(qū)15 年的省級（自治區(qū)、直轄市）面板數據。

為了進一步得到各變量的數字特征分析，對各變量進行了描述性統(tǒng)計分析，并將結果整理至下表中。為了避免極端值對研究的影響，對各變量進行了1%和99%的縮尾處理，后續(xù)分析均采用縮尾處理后的變量，如表2 所示。

表2 描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計分析披露了各變量均值、標準差、最大最小值、偏度以及峰度等。標準差小于3，說明各變量未呈現明顯的波動。最小值與均值相差較大，說明區(qū)域創(chuàng)新能力等變量相對比較分散，最大值最小值差異較大，說明不同省市的區(qū)域創(chuàng)新能力、市場化程度、金融發(fā)展程度、企業(yè)家精神、人力資本、產業(yè)結構以及對外開放程度呈現較大的差異。偏度和峰度用以變量的正態(tài)性檢驗，各變量的峰度均大于3，且偏度不接近0，說明各變量均不近似服從正態(tài)分布。

4 實證結果分析

企業(yè)家作為重要的微觀主體，一方面，企業(yè)家積極投入到創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動中，開發(fā)新產品技術、提高創(chuàng)新要素投入從而提高區(qū)域創(chuàng)新能力水平和生產效率，且企業(yè)家精神能夠推動知識溢出外溢進而域創(chuàng)新；另一方面，企業(yè)家的創(chuàng)新活動創(chuàng)業(yè)活動提高了區(qū)域的創(chuàng)新技術和生產效率，為市場提供了新的產品，進而形成新的市場、新的交易活動，從而推動了市場化進程；最后企業(yè)家精神的創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動對金融市場提出了強烈的資金、信用以及保險需求，從而對金融市場的完善提出了更高的要求。因此，市場化程度、金融發(fā)展、企業(yè)家精神以及區(qū)域創(chuàng)新能力之間可能存在反向因果的關系。采用普通的面板數據回歸會導致模型估計的偏誤。然而，在實際研究中難以為解釋變量找到合適的工具變量，因此本研究所有模型均采用兩階段差分廣義矩估計法用內生變量的滯后項作為工具變量解決內生性問題。

4.1 市場化程度、金融發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力

運用Stata15.1 軟件對模型（1）-（4）進行參數估計，并將最終的估計結果整理至下表中。差分GMM 估計表中，模型（1）中FDS 的系數為0.009，模型（2）中Market 的系數為0.012，且均通過了0.05的顯著性水平檢驗，說明市場改革、金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力均呈現明顯的推動作用。模型（3）中兩個變量的系數也在0.05 的顯著性下顯著，說明市場化程度和金融發(fā)展的共同作用對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的促進作用。模型（4）中，FDMA 為去中心化后金融發(fā)展與市場化程度變量的交叉項，其系數為0.008，通過了0.05 的顯著性水平檢驗，且市場化程度和金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響仍然為正，說明市場化程度、金融發(fā)展的協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的積極影響。從控制變量來看，四個方程中，人力資本對區(qū)域創(chuàng)新能力均呈現顯著的積極影響，產業(yè)升級和對外開放程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響顯著性不穩(wěn)定。四個方程中AR(2)的P值均大于0.05，故應接受不存在二階序列相關的原假設，Sargan 檢驗的P均在0.05 以上，說明工具變量的過度識別是有效的，因此四個差分GMM 估計均是有效的，如表3 所示。

表3 市場化程度、金融發(fā)展與區(qū)域創(chuàng)新能力關系的差分GMM 估計

表3（續(xù)）

4.2 中介效應檢驗

下面進一步采用差分GMM 估計法對模型（5）-（8）進行參數估計，從而檢驗企業(yè)家精神是否是市場化程度、金融改革影響區(qū)域創(chuàng)新能力的中介變量。具體估計結果整理至下表中。由AR(2)和Sargan 檢驗的P值均大于0.05 可知，四個方程中均不存在二階序列相關，工具變量的過度識別均有效。模型（5）中FDS 的系數為0.021，且通過了0.05 顯著性水平的檢驗，說明金融發(fā)展對企業(yè)家精神具有顯著的促進作用；模型（6）中FDS 的系數為0.003，但是并未通過0.05 顯著性水平的檢驗，ENT 的系數為0.501，且通過了0.05 的顯著性水平檢驗，根據中介效應檢驗的三個條件可知，企業(yè)家精神為金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的中介變量，且具有完全中介效應。模型（7）中市場化程度的系數為0.012，且通過了0.05顯著性水平的檢驗，說明市場化程度有利于企業(yè)家精神的發(fā)揮；模型（8）中市場化程度的系數不顯著，企業(yè)家精神對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的積極影響，說明企業(yè)家精神對市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響起到完全中介的作用，如表4 所示。

表4 中介效應檢驗

表4（續(xù)）

4.3 穩(wěn)健性檢驗

通過差分GMM 估計法對模型（1）-（8）進行了參數估計，對市場改革、金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的協同效應進行了檢驗，以及企業(yè)家精神對市場化程度、金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的中介效應進行了檢驗。在前面模型的基礎上，加入了人均擁有公共圖書館藏量，該變量反映了區(qū)域的文化環(huán)境；考慮到差分GMM 估計法無法克服弱工具變量問題，因此，采用系統(tǒng)GMM 估計對上述模型進行再次估計，由系統(tǒng)GMM 估計可知，檢驗結果通過了穩(wěn)健性檢驗。

4.4 門檻面板數據回歸

前面的分析雖然采用GMM 估計基于企業(yè)家精神的中介效應的視角對市場化程度、金融發(fā)展以及區(qū)域創(chuàng)新能力的關系進行了檢驗，但是上述的檢驗均是基于線性模型的框架下。下面進一步以企業(yè)家精神作為門檻變量，進行門檻面板數據回歸對市場化程度、金融發(fā)展以及二者的協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的非線性關系進行檢驗。由于企業(yè)家精神高的區(qū)域市場化程度和金融發(fā)展相對更加成熟，理論上相對于企業(yè)家精神低的區(qū)域，企業(yè)家精神高的區(qū)域市場化程度、金融發(fā)展以及協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的推動力度更強。以單門檻面板回歸為例對模型進行設定：待估門檻值，為控制變量，分別包括人力資本、產業(yè)升級以及貿易開放度。類似地還可以寫出二重和三重門檻模型，但是具體是選擇幾重門檻，還需要對門檻值進行確定和檢驗。

4.4.1 門檻效應檢驗

借助Stata15.1 軟件對模型（9）-（11）進行門檻效應檢驗，并將檢驗的結果整理至表5。模型（9）中在0.05 的顯著性水平下企業(yè)家精神對市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在雙重門檻效應；模型（10）中企業(yè)家精神對金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在單一門檻；模型（11）中企業(yè)家精神對市場化水平、金融發(fā)展的協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在單一門門檻。

表5 門檻效應檢驗

門檻效應檢驗表明市場化程度、金融發(fā)展以及協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在門檻效應，下面對三個模型下門檻變量企業(yè)家精神的門限值進行估計并將結果整理至表6。

表6 門檻值估計

4.4.2 門檻面板回歸參數估計

對門檻值進行檢驗以后，下面對門檻面板回歸進行參數估計，并將最終的估計結果整理至表7中。模型（9）中，當企業(yè)家精神未跨過第一門檻值0.155 2 時，市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響不顯著；當企業(yè)家精神跨過第一門檻，未跨過第二門檻值0.432 9 時，市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力呈現顯著的積極影響，但是影響系數為0.011 2，其系數比較??；當企業(yè)家精神跨過第二道門檻值，市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數上升至0.031 1，說明市場化程度對企業(yè)家精神高的區(qū)域創(chuàng)新能力促進力度更大。模型（10）中，當企業(yè)家精神未跨過門檻值0.432 9 時，金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的系數雖然為正的，但是系數較小，且未通過0.05 顯著性水平的檢驗；企業(yè)家精神跨過門檻值時，金融發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數為0.051 2，且通過了0.05顯著性水平下的檢驗。模型（11）中，企業(yè)家精神在跨過門檻值0.432 9 前，市場化程度、金融發(fā)展的協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響不顯著，跨過門檻值后，協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的積極影響。比較門檻面板回歸和前面的基準回歸，我們發(fā)現市場化程度、金融發(fā)展以及兩者的協同效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進力度均呈現較大幅度的上升，進一步說明了門檻面板回歸對研究的必要性。

表7 門檻面板回歸參數估計

5 結論與政策建議

本文在系統(tǒng)分析市場化程度、金融發(fā)展水平與企業(yè)家精神對區(qū)域創(chuàng)新能力影響機制的基礎上，基于2005—2019 年我國31 個省（區(qū)、市）的面板數據，通過構建動態(tài)GMM 面板與門檻面板模型，實證檢驗了市場化程度、金融發(fā)展水平與企業(yè)家精神對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。得到以下結論：

（1）市場化程度與金融發(fā)展水平均對區(qū)域創(chuàng)新能力具有明顯的正向效應，這表明市場化程度與金融發(fā)展水平越高，區(qū)域創(chuàng)新能力水平就越高。此結論表明當政府減少對市場干預，地區(qū)顯現的市場化程度越高，市場活力受到限制越少，區(qū)域創(chuàng)新能力越強。這是因為市場化程度越高，產品市場發(fā)育越成熟，市場中具有完善的競爭機制，在某種程度上打破了以往大型企業(yè)的技術壟斷，降低了初創(chuàng)創(chuàng)新型企業(yè)面臨的進入門檻，激勵更多的科技型中小企業(yè)能在資本市場中融資，再者，隨著競爭加劇，也“倒逼”著大型企業(yè)為了維持其競爭態(tài)勢，將其更多可控資本投入到創(chuàng)新研發(fā)當中。此外，隨著市場化程度的推進，產權制度將更加健全，企業(yè)會穩(wěn)定其創(chuàng)新收益的預期，將創(chuàng)新項目的外部性內部化，這使企業(yè)更加堅定創(chuàng)新研發(fā)的信念，從而有利于提升區(qū)域創(chuàng)新能力。此結論在另一方面表明當區(qū)域金融發(fā)展水平越高，科技型企業(yè)越能獲取資金支持，區(qū)域創(chuàng)新能力越高。因為在科技創(chuàng)新初期，其資金來源主要源自投資者的風險投資，風險投資能促使高風險、高收益的中小科技型企業(yè)實現科技成果轉化，促進高新科技產業(yè)化；在科技創(chuàng)新的發(fā)展階段中，投資者可利用發(fā)達的資本市場體系，通過股票、債券等方式將資金直接投入資金項目當中；當科技創(chuàng)新進入成熟階段時，科技型企業(yè)可通過銀行信貸的方式獲取資金支持；此外，當區(qū)域金融發(fā)展越高時，區(qū)域創(chuàng)新的融資風險則會降低。區(qū)域創(chuàng)新資金需要求的特點往往是資金量大，時間跨度長，風險較大。當地區(qū)的金融發(fā)展越高時，各類不同的投資主體會通過自身的專業(yè)技術降低融資風險。如風險投資機構通過豐富的投資經驗判斷項目的成長性與風險性，投資獲得部分股權并直接參與經營；銀行機構會通過企業(yè)報表審計與跟蹤企業(yè)相關信息，部分項目會派專員入駐企業(yè)以監(jiān)督企業(yè)運營等。以上表明，健全成熟的金融市場對降低科技型企業(yè)融資成本、管理創(chuàng)新風險，促進企業(yè)創(chuàng)新行為，提升區(qū)域創(chuàng)新能力至關重要。

（2）影響效果來看，市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響強于金融發(fā)展水平，考慮市場化程度與金融發(fā)展水平交互相后發(fā)現，市場化程度、金融發(fā)展的協同效應也對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的積極影響。這表明要提升區(qū)域創(chuàng)新能力，推進市場化進程至關重要。隨著市場化改革的不斷推進與深入，會促進更多的創(chuàng)新要素（如創(chuàng)新人才、資本與技術）匯聚至創(chuàng)新活動當中，更大程度提升創(chuàng)新資源配置效率，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，進一步促進先進技術的擴散與溢出，完善產品市場的發(fā)展程度。此外，在推進市場化程度的同時，不能忽視金融發(fā)展的作用，創(chuàng)新投資的特性是高風險與高收益并存，市場投資主體十分謹慎。金融發(fā)展水平越高，市場信息透明度則越高，一方面避免了因信息的不對稱性造成的價值低估，另一方面又能為創(chuàng)新主體提供有效的資金支持。因此，同時提升區(qū)域的市場化程度和金融發(fā)展水平，對繁榮區(qū)域創(chuàng)新，提升區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用更加顯著。

（3）企業(yè)家精神均為金融發(fā)展、市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的中介變量，且具有完全中介效應?？紤]模型內生性問題，采用不同衡量指標與估計方法進行穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現，上述結果依然穩(wěn)健。這表明企業(yè)家精神均是金融發(fā)展水平與市場化程度對區(qū)域創(chuàng)新能力影響作用的通道。企業(yè)家精神越高的地區(qū)，區(qū)域創(chuàng)新能力越高，市場化程度與金融發(fā)展水平對區(qū)域創(chuàng)新能力產生的影響作用需要通過企業(yè)家精神的傳導。企業(yè)是創(chuàng)新的主體，創(chuàng)新、冒險與變革是企業(yè)家精神的主要特征，企業(yè)家精神的充分發(fā)揮有助于企業(yè)更有能力去克服市場與經濟政策的不確性，以冒險和變革精神去推進創(chuàng)新活動開展，增強企業(yè)創(chuàng)新動力。再者，企業(yè)家精神是一種知識溢出機制，可視為一個知識傳播的渠道，這有助于克服知識與商業(yè)化間的鴻溝，促進科技成果的轉換，提升創(chuàng)新成果轉化率，同時也有助于促進創(chuàng)新專業(yè)技術服務中介機構形成空間集聚，分散創(chuàng)新中的潛在風險；有助于企業(yè)更好地利用外部資源，使外部資源內生化，如利用區(qū)域更加成熟的市場化程度和更高的金融發(fā)展水平的有利環(huán)境，提升企業(yè)創(chuàng)新水平，降低創(chuàng)新成本和風險，提高區(qū)域創(chuàng)新能力。

綜合以上研究結論，結合國家“十四五”規(guī)劃精神，本文提出以下政策建議：（1）進一步加強市場化改革力度，健全市場微觀基礎，減少政府對企業(yè)不必要的行政干預，明晰市場與政府界限，建立服務型政府，營造公平公開的創(chuàng)新環(huán)境，充分發(fā)揮市場配置資源的優(yōu)勢，明確企業(yè)是市場創(chuàng)新主體作用，激發(fā)微觀創(chuàng)新主體活力，暢通要素市場，完善要素市場體制機制，培育和發(fā)展要素市場和產品市場，提升要素市場配置效率，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，為市場主體開展創(chuàng)新活動提供良好的基礎，以提升區(qū)域創(chuàng)新水平。（2）進一步提升區(qū)域金融發(fā)展水平，完善多層次資本市場，優(yōu)化金融市場結構，持續(xù)提升金融開放水平，提高金融服務專業(yè)能力，優(yōu)化資本與技術配置結構，建設更為開放，更具有競爭力的金融體系，為市場化帶來的創(chuàng)新要素流動創(chuàng)造完善的資本支持體系，加大對創(chuàng)新企業(yè)的信貸支持和風險補償，舒緩其融資約束；進一步發(fā)揮金融支持實體經濟的引領作用，推進金融科技的深度應用，增強金融服務的便捷性，優(yōu)化金融信貸流程，降低區(qū)域創(chuàng)新能力的融資成本；開展信用體系全覆蓋，降低創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)項目的信息不對稱，健全金融信貸容錯機制，降低區(qū)域創(chuàng)新能力的融資門檻，為區(qū)域創(chuàng)新能力的培育提供更好的金融環(huán)境。（3）大力培育與強化企業(yè)家精神，將企業(yè)家精神的培育與實施創(chuàng)新強國的國家戰(zhàn)略和經濟高質量發(fā)展結合起來。完善對企業(yè)家創(chuàng)新精神的激勵機制，進一步優(yōu)化營商環(huán)境，切實保護產權，完善制度層面的頂層設計，促進企業(yè)家精神的充分發(fā)揮；構建創(chuàng)新人才引進的長效機制，創(chuàng)新柔性引才政策，結合區(qū)域重點發(fā)展領域，積極引進培養(yǎng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)團隊和拔尖人才，優(yōu)化高層次人才引進政策。進一步形成企業(yè)家等高級人力資本的空間集聚，以提高企業(yè)家精神的知識溢出效應，促進區(qū)域創(chuàng)新效率和創(chuàng)新能力的提升。