何 地，趙炫焯，齊 琦

（1.遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽 110036；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國西部經(jīng)濟(jì)研究院，四川 成都 610074；3.中共遼寧省委黨校 決策咨詢部，遼寧 沈陽 110004）

面對新一輪科技革命與產(chǎn)業(yè)變革的蓬勃興起及新冠肺炎疫情、地緣政治沖突等多重因素疊加沖擊，黨中央提出要堅(jiān)持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，依靠創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展[1]。實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵之舉是激發(fā)企業(yè)家精神。黨的十八大以來，黨中央高度重視企業(yè)家在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用，黨的二十大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)要弘揚(yáng)企業(yè)家精神[2]29。企業(yè)家精神被視為一種重要的生產(chǎn)要素，是推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展的重要力量[3-5]。從理論來看，企業(yè)家精神的激發(fā)來源于地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚；從實(shí)踐來看，產(chǎn)業(yè)集聚水平高的地區(qū)往往也呈現(xiàn)出更高水平的企業(yè)家精神[6-7]。當(dāng)前，理論界將產(chǎn)業(yè)集聚分為多樣化集聚和專業(yè)化集聚兩種模式，現(xiàn)有研究從理論和實(shí)證方面探討了產(chǎn)業(yè)多樣化集聚和專業(yè)化集聚與企業(yè)家精神之間關(guān)系的問題[8-10]。一方面，關(guān)于產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚和產(chǎn)業(yè)多元化集聚的效果效應(yīng)存在爭議[11-12]；另一方面，相關(guān)實(shí)證研究往往忽略從區(qū)域空間相關(guān)性角度探索產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)家精神的關(guān)系。鑒于此，為彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足，本文從空間溢出視角出發(fā)，探討產(chǎn)業(yè)多樣化與專業(yè)化兩種集聚模式對企業(yè)家精神的影響效果，嘗試為產(chǎn)業(yè)集聚悖論提供解答，并進(jìn)一步豐富產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)家精神在空間關(guān)系方面研究，為指導(dǎo)實(shí)踐發(fā)展提供理論依據(jù)。

一、理論分析與研究假設(shè)

產(chǎn)業(yè)多元化集聚是指處于不同產(chǎn)業(yè)但相互關(guān)聯(lián)行業(yè)的企業(yè)在特定區(qū)域內(nèi)聚集的現(xiàn)象，所產(chǎn)生的外部性稱為Jacobs 外部性[13]。首先，產(chǎn)業(yè)多樣化能夠促進(jìn)知識(shí)、技術(shù)在產(chǎn)業(yè)間的擴(kuò)散從而產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)[14]。知識(shí)溢出有助于促進(jìn)企業(yè)家交流學(xué)習(xí)。其次，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚通過提高產(chǎn)業(yè)間互補(bǔ)性，能夠降低外部沖擊的負(fù)面影響，充分發(fā)揮“蓄水池”功能，降低勞動(dòng)力流失風(fēng)險(xiǎn)，為企業(yè)家精神的形成提供基礎(chǔ)[15]。此外，產(chǎn)業(yè)多樣化還能夠帶來貨幣外部性和需求多樣性[16-17]。前者有助于降低企業(yè)交易、運(yùn)輸成本，有助于企業(yè)家開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，后者能夠促進(jìn)企業(yè)家識(shí)別市場機(jī)會(huì)并加以利用轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。根據(jù)以上分析，本文提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1：產(chǎn)業(yè)多樣化集聚有利于企業(yè)家精神的激發(fā)與提升。

產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚是指在特定區(qū)域內(nèi)同一產(chǎn)業(yè)的企業(yè)和勞動(dòng)力大規(guī)模聚集的現(xiàn)象，所產(chǎn)生的外部性稱為MAR 外部性[11]。首先，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化可能導(dǎo)致知識(shí)溢出在本產(chǎn)業(yè)中實(shí)現(xiàn)壟斷，無法形成產(chǎn)業(yè)間的知識(shí)溢出，并且由產(chǎn)業(yè)專業(yè)化導(dǎo)致的競爭優(yōu)勢不利于新企業(yè)的進(jìn)入[9]，從而不利于企業(yè)家精神水平的提高。其次，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化的垂直結(jié)構(gòu)形成的貨幣外部性可能不利于下游企業(yè)的進(jìn)入，尤其是充當(dāng)創(chuàng)業(yè)主力軍的民營企業(yè)[18]，從而不利于企業(yè)家精神水平的提升。最后，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化無法滿足需求的多樣化，容易造成市場縮小，勞動(dòng)力流失，不利于新企業(yè)成長。根據(jù)以上分析，本文提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)2：產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚不利于企業(yè)家精神的激發(fā)與提升。

產(chǎn)業(yè)集聚是一種經(jīng)濟(jì)地理學(xué)上的空間集聚現(xiàn)象，能夠?qū)︵徑貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生一定影響。產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的外部性能夠促進(jìn)各類生產(chǎn)要素跨地區(qū)流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)信息、技術(shù)、知識(shí)等資源在不同區(qū)域間的擴(kuò)散，從而被本地區(qū)和鄰近地區(qū)的企業(yè)家活動(dòng)所利用。已有研究也驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)形成知識(shí)溢出進(jìn)而產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)[19]。進(jìn)一步來看，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚可以產(chǎn)生更強(qiáng)的技術(shù)外部性、就業(yè)吸納能力和更開放的資源流動(dòng)，而產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)主要出現(xiàn)在行業(yè)內(nèi)部，有可能導(dǎo)致空間范圍的鎖定效應(yīng)[20]。根據(jù)以上分析，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)3：產(chǎn)業(yè)多樣化對企業(yè)家精神產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)專業(yè)化對企業(yè)家精神產(chǎn)生負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為了檢驗(yàn)企業(yè)家精神是否存在空間相關(guān)性，需要使用空間自相關(guān)指數(shù)，即莫蘭指數(shù)I作為衡量指數(shù)進(jìn)行分析。莫蘭指數(shù)I 的計(jì)算公式如下：

2.空間面板模型構(gòu)建

空間面板模型一般包括空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）與空間杜賓模型（SDM）。其中，空間杜賓模型考慮了所有變量的空間滯后性。一般的空間面板模型估計(jì)如下：

其中，yi，t-1為yit的一階滯后項(xiàng)，d'iXiδ 表示解釋變量的空間滯后，Xi為解釋變量與控制變量矩陣，γt為時(shí)間效應(yīng)，mi為擾動(dòng)項(xiàng)空間權(quán)重矩陣的第i 行。當(dāng)λ=0 且δ=0 時(shí)，該模型為空間自回歸模型；當(dāng)τ=0，ρ=0 且δ=0 時(shí)，該模型為空間誤差模型；當(dāng)λ=0 時(shí)，該模型為空間杜賓模型。

（二）變量測度

1.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)家精神（ENTRE）。本文結(jié)合企業(yè)家精神構(gòu)成的多維特征和宏觀區(qū)域?qū)用娴膬?nèi)涵，參考任佳、張建民等關(guān)于企業(yè)家精神的測度方式，從企業(yè)家創(chuàng)新精神和企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神兩個(gè)維度構(gòu)建企業(yè)家精神評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[21-22]，如表1 所示。在此基礎(chǔ)上，采用主成分分析法測算我國各省級(jí)地區(qū)企業(yè)家精神發(fā)展水平。

表1 企業(yè)家精神評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

2.解釋變量

產(chǎn)業(yè)多樣化（DIV）：本文采用改進(jìn)的赫芬達(dá)爾指數(shù)來衡量，公式如下：

其中，DIVit代表地區(qū)i 在第t 年的產(chǎn)業(yè)多樣化程度，Eijt代表地區(qū)i 中j 產(chǎn)業(yè)在第t 年的就業(yè)人數(shù)；n 代表地區(qū)i 產(chǎn)業(yè)數(shù)量，參考聯(lián)合國制定的產(chǎn)業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)將產(chǎn)業(yè)分為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、流通性服務(wù)業(yè)、社會(huì)性服務(wù)業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與消費(fèi)性服務(wù)業(yè)六大類行業(yè)。

產(chǎn)業(yè)專業(yè)化（SPEC）：本文采用Krugman 專業(yè)化指數(shù)來衡量，公式如下：

其中，SPECit代表地區(qū)i 在第t 年的產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度，Eijt代表地區(qū)i 中j 產(chǎn)業(yè)在第t 年的就業(yè)人數(shù)；n 代表地區(qū)i 產(chǎn)業(yè)數(shù)量，參考聯(lián)合國制定的產(chǎn)業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)將產(chǎn)業(yè)分為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、流通性服務(wù)業(yè)、社會(huì)性服務(wù)業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與消費(fèi)性服務(wù)業(yè)六大類行業(yè)；m 代表所有省際地區(qū)（除西藏、香港、澳門和臺(tái)灣）。

3.控制變量

本文選取的控制變量包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模（GDP），采用各省份人均實(shí)際GDP 作為衡量，以2012 年為基期，利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減處理，并取對數(shù)進(jìn)行計(jì)算；金融發(fā)展水平（FD），采用地區(qū)金融業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為衡量；基礎(chǔ)設(shè)施水平（INFRA），采用固定資產(chǎn)投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取中國大陸30 個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）作為研究樣本（鑒于數(shù)據(jù)缺失，西藏、香港、澳門和臺(tái)灣不納入研究樣本），研究區(qū)間為2012—2021年。樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。權(quán)重矩陣中地理信息數(shù)據(jù)源于國家基礎(chǔ)地理信息中心，并利用ArcMap 10.8 與Stata15.0 軟件進(jìn)行處理。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）企業(yè)家精神的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

經(jīng)測算，2012—2021 年間企業(yè)家精神的莫蘭指數(shù)I 值均大于零，且p 值小于0.05，說明企業(yè)家精神存在空間上的正向相關(guān)性，即呈現(xiàn)出具有較高水平企業(yè)家精神的省域相鄰、較低水平企業(yè)家精神的省域相鄰的現(xiàn)象。從空間視角來看，2012—2021 年我國省際企業(yè)家精神水平在空間布局上呈現(xiàn)從東南沿海向中西部內(nèi)陸梯度遞減的態(tài)勢。企業(yè)家精神水平高的省域集中在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，而企業(yè)家精神水平低的省域則分布于西北部等經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后的地區(qū)。空間自相關(guān)性檢驗(yàn)說明了考慮空間溢出效應(yīng)進(jìn)行空間計(jì)量分析的必要性。

（二）實(shí)證分析

首先，通過Hausman 檢驗(yàn)值分析認(rèn)為，應(yīng)選取固定效應(yīng)模型?；旌螼LS 回歸的拉格朗日乘數(shù)統(tǒng)計(jì)量（LM）均顯著；基于對SDM模型與SAR 模型、SDM 模型與SEM 模型的似然比（LR）檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量均顯著，故選擇SDM模型較優(yōu)。從空間杜賓模型（SDM）的回歸結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對企業(yè)家精神影響的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對企業(yè)家精神影響的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，假設(shè)2 得到驗(yàn)證。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平對企業(yè)家精神的影響系數(shù)均在1%的水平下顯著為正（見表2）。

表2 產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)家精神面板回歸結(jié)果

進(jìn)一步對空間杜賓模型（SDM）的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進(jìn)行分析，如表3 所示。由直接效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚、經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，影響系數(shù)分別為0.532、-1.018、0.719、0.893和0.351，表明產(chǎn)業(yè)多樣化集聚、經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平均對本地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生了積極的驅(qū)動(dòng)作用，而產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚則對本地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生了抑制作用。由間接效應(yīng)評(píng)估結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚、經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，影響系數(shù)分別為1.269、-2.105、0.983、0.902和0.386，表明產(chǎn)業(yè)多樣化集聚、經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平均對鄰近地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生了正向空間溢出效應(yīng)，而產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對本地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生了負(fù)向空間溢出效應(yīng)。綜上可知，假設(shè)3 得到驗(yàn)證。由總效應(yīng)評(píng)估結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚、經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平都顯著影響企業(yè)家精神，并且如果忽視空間溢出效應(yīng)，會(huì)低估這些變量對企業(yè)家精神的影響效果。

表3 直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

（三）區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

本文按照東、中、西部三大區(qū)域進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、遼寧、海南；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林和黑龍江；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

表4 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化集聚在直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)方面都通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對本地區(qū)及鄰近地區(qū)的企業(yè)家精神產(chǎn)生了顯著的正向空間溢出效應(yīng)。而中部地區(qū)與西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化影響系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明空間產(chǎn)業(yè)集聚未對企業(yè)家精神產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。這主要是由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更為合理，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚水平程度更高，產(chǎn)業(yè)分工更加完善，資源流動(dòng)更加充分，促進(jìn)了跨地區(qū)的企業(yè)家活動(dòng)，形成了企業(yè)家精神的空間溢出效應(yīng)。相較而言，中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為滯緩，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚的外部性不充分，不利于資源要素跨地區(qū)流動(dòng)，未能對企業(yè)家精神產(chǎn)生有效的空間溢出效應(yīng)。東部、中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚在直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)方面都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，說明產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對本地區(qū)和鄰近地區(qū)的企業(yè)家精神產(chǎn)生了負(fù)向空間溢出效應(yīng)。并且，這種空間溢出效應(yīng)在中部地區(qū)比東部地區(qū)的顯著性水平更高，而西部地區(qū)未通過顯著性檢驗(yàn)。導(dǎo)致這樣結(jié)果的原因在于，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，且長期以資源型產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)，形成了高度專業(yè)化的產(chǎn)業(yè)集聚特征，可能導(dǎo)致的環(huán)境污染、生產(chǎn)成本上升等問題進(jìn)而影響了本地企業(yè)家精神水平的提高，同時(shí)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚容易造成對周邊地區(qū)的虹吸效應(yīng)，從而對鄰近地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生抑制作用。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力不足，勞動(dòng)力供需不平衡、經(jīng)濟(jì)通達(dá)性不高，產(chǎn)業(yè)集聚弱，未能產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模對東部、中部和西部地區(qū)企業(yè)家精神均產(chǎn)生顯著的正向影響；金融發(fā)展水平對東部地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生顯著的正向影響，但在中部、西部不顯著。

表4 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

四、結(jié)論與啟示

基于空間溢出視角，本文通過構(gòu)建空間杜賓模型分析了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)家精神的影響作用，得出如下結(jié)論：第一，我國企業(yè)家精神存在顯著的空間正相關(guān)性，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對本地區(qū)和鄰近地區(qū)的企業(yè)家精神均產(chǎn)生顯著的正向影響，而產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚則對本地區(qū)和鄰近地區(qū)的企業(yè)家精神產(chǎn)生抑制作用。第二，產(chǎn)業(yè)多樣化對企業(yè)家精神影響在東部地區(qū)呈現(xiàn)正向的空間溢出效應(yīng)，而在中、西部地區(qū)不顯著。產(chǎn)業(yè)專業(yè)化對企業(yè)家精神的影響在東、中部地區(qū)呈現(xiàn)負(fù)向的空間溢出效應(yīng)，在西部地區(qū)仍然不顯著。第三，經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平均對企業(yè)家精神具有促進(jìn)作用。

同時(shí)，得到以下政策啟示：第一，各地區(qū)在大力發(fā)展主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)業(yè)的同時(shí)，應(yīng)該大力構(gòu)建多元化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈上下協(xié)同發(fā)展和產(chǎn)學(xué)研合作，兼顧產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和多樣化平衡發(fā)展，形成激發(fā)企業(yè)家精神的新動(dòng)能。第二，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，因地制宜制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)有序向中、西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，加強(qiáng)區(qū)域間交流與合作。第三，為產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展、企業(yè)家精神培育提供良好的支撐條件，充分考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、金融發(fā)展及基礎(chǔ)設(shè)施等因素的比較優(yōu)勢，推動(dòng)各類要素集聚形成合力。