摘" "要：金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型為激發(fā)企業(yè)家精神發(fā)揮了重要作用。本文利用1995—2022年省際面板數(shù)據(jù)，借助于分樣本檢驗(yàn)、調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)和內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻檢驗(yàn)，考察了金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響。研究結(jié)果表明：金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神存在顯著的激發(fā)效應(yīng)，該結(jié)論在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然存在。其激發(fā)效應(yīng)存在非線性影響，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低和市場(chǎng)發(fā)育程度較低的階段，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)較弱；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和市場(chǎng)發(fā)育程度較高的階段，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)較強(qiáng)。因此，在新發(fā)展階段，需要進(jìn)一步推動(dòng)金融市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型，建立多元化金融服務(wù)體系，完善金融治理體系，以強(qiáng)化金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用。

關(guān)" 鍵" 詞：金融結(jié)構(gòu)；企業(yè)家精神；市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型

中圖分類號(hào)：F832" " " "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ" " " "文章編號(hào)：2096-2517（２０24）０4－0０44－16

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2024.04.005

一、引言

改革開放以來， 中國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了40多年的高速增長，逐步實(shí)現(xiàn)了從落后的農(nóng)業(yè)國向工業(yè)國的轉(zhuǎn)變，創(chuàng)造了“中國奇跡”，使人民的生活水平和福利狀況得到了顯著改善。中國經(jīng)濟(jì)之所以能夠?qū)崿F(xiàn)快速發(fā)展，其中一個(gè)關(guān)鍵因素是企業(yè)家精神[1-2]。企業(yè)家精神的內(nèi)涵非常豐富，本文借鑒文獻(xiàn)中通常的劃分方法，將企業(yè)家精神界定為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神[3]。隨著要素成本的不斷上升，傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)逐漸喪失， 經(jīng)濟(jì)增長速度出現(xiàn)大幅下降，為此需要進(jìn)一步營造良好的環(huán)境， 更好地激發(fā)企業(yè)家精神，優(yōu)化企業(yè)家精神的配置，以創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[4]。

2023年10月中央金融工作會(huì)議提出建設(shè)金融強(qiáng)國，推動(dòng)金融高質(zhì)量發(fā)展。改革開放以來，中國逐步從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的金融體系向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下的金融體系轉(zhuǎn)變，為推動(dòng)企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)揮了重要作用。一方面，金融結(jié)構(gòu)逐漸由四大國有銀行為主導(dǎo)的金融體系向市場(chǎng)化金融結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型， 極大地降低了企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的融資約束，激發(fā)了企業(yè)家精神；另一方面，企業(yè)家精神的孕育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度緊密相關(guān)，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度下，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)可能存在不同。因此，需要充分探討改革開放以來金融結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響及其非線性效應(yīng)，這一方面有利于總結(jié)改革開放以來金融體系演變?cè)诩ぐl(fā)企業(yè)家精神方面的作用，另一方面為新發(fā)展階段通過建設(shè)金融強(qiáng)國以激發(fā)企業(yè)家精神提供重要的借鑒意義。

基于此，本文利用動(dòng)態(tài)面板門檻模型考察金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響，研究結(jié)果表明：第一，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型顯著激發(fā)了企業(yè)家精神；第二，分樣本檢驗(yàn)表明，相對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低和市場(chǎng)發(fā)育程度較低的地區(qū)而言，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和市場(chǎng)發(fā)育程度較高的地區(qū)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型更有利于激發(fā)企業(yè)家精神； 第三，交互協(xié)調(diào)效應(yīng)檢驗(yàn)表明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)會(huì)逐漸增強(qiáng)；第四，內(nèi)生動(dòng)態(tài)門檻檢驗(yàn)表明，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度達(dá)到一定門檻值以后，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)才顯著增強(qiáng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)：第一，研究視角新穎。既有文獻(xiàn)在研究制度環(huán)境對(duì)企業(yè)家精神的影響時(shí)主要側(cè)重于市場(chǎng)營商環(huán)境，而忽視了市場(chǎng)化改革過程中金融系統(tǒng)制度變革對(duì)企業(yè)家精神的影響。第二，研究方法新穎。既有文獻(xiàn)在利用面板門檻模型時(shí)往往選擇靜態(tài)面板門檻模型，本文則采用內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻模型，既考慮了被解釋變量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，又考慮了解釋變量和被解釋變量之間的內(nèi)生關(guān)系，從而可以更好地檢驗(yàn)門檻閾值。

二、文獻(xiàn)綜述

作為經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力[5]，企業(yè)家精神的理論內(nèi)涵極為豐富，迄今為止，學(xué)術(shù)界對(duì)企業(yè)家精神尚未形成一個(gè)清晰而全面的定義。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)家精神的討論主要有三個(gè)方面：一是強(qiáng)調(diào)企業(yè)家的創(chuàng)新精神；二是注重企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和冒險(xiǎn)精神以及應(yīng)對(duì)市場(chǎng)失衡的能力；三是關(guān)注企業(yè)家對(duì)市場(chǎng)機(jī)會(huì)的識(shí)別能力[1]。李小平等（2017）認(rèn)為企業(yè)家精神包括但不限于創(chuàng)業(yè)意識(shí)、 創(chuàng)新意識(shí)、冒險(xiǎn)意識(shí)、競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)、合作意識(shí)、機(jī)會(huì)敏銳性等[6]。程銳（2019） 認(rèn)為企業(yè)家精神表現(xiàn)為內(nèi)置于每一個(gè)個(gè)體決策者內(nèi)部的企業(yè)家才能， 使決策者具有強(qiáng)烈的冒險(xiǎn)精神，在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中進(jìn)行創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)[7]。本文借鑒文獻(xiàn)中通常的劃分方法，即Hébert等（1989）提出的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將企業(yè)家精神界定為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神（Business Entrepreneurship）和企業(yè)家創(chuàng)新精神（Innovation Entrepreneurship）[3]。

綜合既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，研究影響企業(yè)家精神的因素主要從兩個(gè)方面展開：一是微觀個(gè)體特質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響，二是宏觀市場(chǎng)環(huán)境對(duì)企業(yè)家精神的影響。前者主要表現(xiàn)為個(gè)體性別差異、年齡差異、教育水平、認(rèn)知能力、風(fēng)險(xiǎn)偏好、家庭財(cái)富、社會(huì)資本和戶籍身份等[8-13]；后者主要表現(xiàn)為宏觀層面經(jīng)濟(jì)集聚特征、城市房價(jià)水平、市場(chǎng)制度環(huán)境、宗教文化特征、數(shù)字經(jīng)濟(jì)等[14-17]。

作為一個(gè)發(fā)展中轉(zhuǎn)型國家，中國制度環(huán)境發(fā)生了巨大變化，越來越多的研究開始關(guān)注中國制度環(huán)境變遷對(duì)企業(yè)家精神的影響[18]，這些研究主要集中于市場(chǎng)營商環(huán)境。程銳等（2019）研究指出市場(chǎng)化改革強(qiáng)化了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，從而激發(fā)了企業(yè)家精神[19]。黃亮雄等（2020）研究指出商事制度改革顯著提高了地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平[20]。張敏（2021）發(fā)現(xiàn)行政審批制度改革改善了市場(chǎng)營商環(huán)境從而激發(fā)了企業(yè)家精神[21]。張菀洺（2024）認(rèn)為市場(chǎng)化改革通過降低創(chuàng)業(yè)成本、改善融資環(huán)境激發(fā)了企業(yè)家精神[22]。此外，在制度變遷過程中，中國的金融體系也發(fā)生了重大變化，逐漸由傳統(tǒng)的銀行主導(dǎo)型金融系統(tǒng)向市場(chǎng)化的金融系統(tǒng)轉(zhuǎn)型。林毅夫（2014）研究發(fā)現(xiàn)，金融體系的市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型在提高資金配置效率、降低企業(yè)家決策的融資約束和承擔(dān)更高風(fēng)險(xiǎn)等方面發(fā)揮著不可忽視的作用[23]。張雪蘭等（2022）研究認(rèn)為降低銀行集中度，提高銀行競(jìng)爭(zhēng)程度有利于激發(fā)企業(yè)家精神[24]。盧盼盼等（2023） 認(rèn)為新一代信息技術(shù)的快速發(fā)展促進(jìn)數(shù)字技術(shù)與金融融合，推動(dòng)了數(shù)字金融快速發(fā)展，為激發(fā)企業(yè)家精神提供了重要的融資渠道[25]。

由此可見， 關(guān)于金融與企業(yè)家精神的關(guān)系，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要集中于金融體系中某一個(gè)具體的金融模式，而從宏觀層面來看，我國金融體系經(jīng)歷了從計(jì)劃體制向市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的過程，因此需要深入梳理和總結(jié)中國金融結(jié)構(gòu)的市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響。既有文獻(xiàn)在研究制度環(huán)境對(duì)企業(yè)家精神的影響時(shí)主要側(cè)重于市場(chǎng)營商環(huán)境，而忽視了市場(chǎng)化改革過程中金融系統(tǒng)制度變革對(duì)企業(yè)家精神的影響。鑒于此， 本文在既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，利用1995—2022年省際面板數(shù)據(jù)，借助于分樣本檢驗(yàn)、調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)和內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻檢驗(yàn)，考察金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響。這一方面有利于深化發(fā)展中國家金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型與企業(yè)家精神之間的內(nèi)在關(guān)系，另一方面對(duì)進(jìn)一步強(qiáng)化金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有一定的指導(dǎo)意義。

三、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)家精神的發(fā)揮需要金融系統(tǒng)的支持。金融的本質(zhì)在于資金的融通，金融系統(tǒng)利用其獨(dú)特的甄別篩選機(jī)制，將資金配置給最能夠?qū)嵤﹦?chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的企業(yè)家，從而有效地篩選出具有較高企業(yè)家才能的個(gè)體[5]。金融系統(tǒng)通過將經(jīng)濟(jì)體系中閑置、分散的資金集中起來，通過金融機(jī)構(gòu)將集中起來的資金分配給需要資金支持的企業(yè)家，緩解企業(yè)家的信貸約束，釋放企業(yè)家精神[26]。一方面，金融系統(tǒng)通過提供各類資金和金融工具，為企業(yè)家提供生產(chǎn)性活動(dòng)資金；另一方面，金融系統(tǒng)利用其完善的風(fēng)險(xiǎn)分散機(jī)制，為企業(yè)家提供制度性保險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖保障[27]。好的金融體系，繁榮的金融市場(chǎng)，完善的金融體制，能夠使企業(yè)家在相對(duì)較低的成本和風(fēng)險(xiǎn)下進(jìn)行融資[28]。因此，金融系統(tǒng)通過提供多樣性的融資渠道和分散投資風(fēng)險(xiǎn)，能夠有效地培育和激發(fā)企業(yè)家精神。

不同的金融結(jié)構(gòu)在配置資金和分散風(fēng)險(xiǎn)方面各有優(yōu)劣。 銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)在配置資源、 篩選項(xiàng)目、監(jiān)督企業(yè)和管理風(fēng)險(xiǎn)等方面具有優(yōu)勢(shì)，因而擅長降低那些標(biāo)準(zhǔn)化程度較高、期限較短、風(fēng)險(xiǎn)較低且抵押質(zhì)量良好的投資項(xiàng)目的市場(chǎng)摩擦[29]。市場(chǎng)主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)在技術(shù)進(jìn)步和分散風(fēng)險(xiǎn)方面具有優(yōu)勢(shì)，因而更擅長多樣化投資和風(fēng)險(xiǎn)投資，更強(qiáng)調(diào)競(jìng)爭(zhēng)，更有利于激發(fā)企業(yè)家的創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)精神[30]。因此，相對(duì)于銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)，市場(chǎng)主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)更高，融資渠道更多，融資難度更低[31]。企業(yè)家在實(shí)施創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)時(shí)， 其投資項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)往往比既有企業(yè)更高，融資難度更高，因此風(fēng)險(xiǎn)承受能力更強(qiáng)、融資渠道更多、融資難度更低的市場(chǎng)主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)更能夠滿足企業(yè)家精神的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)[23]。

改革開放以來， 中國金融體制不斷發(fā)生變遷。從改革開放初期的以四大國有銀行為主導(dǎo)的金融體系，逐步引入多樣化金融市場(chǎng)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型不斷深入。在銀行體系下我國存在較為明顯的金融抑制和所有制歧視，銀行部門更傾向于將資金放貸給大型國有企業(yè)，對(duì)中小企業(yè)尤其是需要實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)企業(yè)家的資金配置更少[32]。我國銀行業(yè)經(jīng)過40多年的改革發(fā)展， 逐漸引入城市商業(yè)銀行等地方型商業(yè)銀行，但是銀行業(yè)結(jié)構(gòu)依然以大型國有商業(yè)銀行為主，其他中小銀行在融資方面占比依然有限， 對(duì)培育和激發(fā)企業(yè)家精神的作用仍然十分微弱。在直接融資市場(chǎng)中，我國逐步引入各類直接融資渠道，包括證券市場(chǎng)、債券市場(chǎng)、風(fēng)險(xiǎn)投資市場(chǎng)、信托市場(chǎng)、期貨市場(chǎng)等，尤其是借助于大數(shù)據(jù)、云計(jì)算發(fā)展起來的互聯(lián)網(wǎng)金融，提供了更加便捷、高效、多樣的融資工具，極大地緩解了企業(yè)家實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)的融資約束，降低了風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)[33]。直接融資渠道的快速發(fā)展， 極大地降低了資金融資成本，擴(kuò)大了融資渠道，更重要的是能夠承擔(dān)更高風(fēng)險(xiǎn)。因此，經(jīng)過改革開放40多年的發(fā)展，我國金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型彌補(bǔ)了銀行主導(dǎo)型金融體系的融資成本高、 融資渠道單一和風(fēng)險(xiǎn)承受能力低的不足，為培育和激發(fā)企業(yè)家精神提供了良好的金融市場(chǎng)環(huán)境。據(jù)此提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠激發(fā)企業(yè)家精神。

不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對(duì)應(yīng)著不同的金融結(jié)構(gòu)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，要素稟賦結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)程度也不同，銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)提供的金融服務(wù)也不同。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的階段，要素稟賦結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為非熟練低技能結(jié)構(gòu)和相對(duì)稀缺的資本，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為低技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)可模仿的成熟產(chǎn)業(yè)，金融結(jié)構(gòu)往往表現(xiàn)為以銀行主導(dǎo)型為主； 在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的階段，要素稟賦結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為熟練高技能結(jié)構(gòu)和相對(duì)充裕的資本，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為高技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)的無可模仿的原創(chuàng)性新興產(chǎn)業(yè)，金融結(jié)構(gòu)往往表現(xiàn)為以市場(chǎng)主導(dǎo)型為主[34]。前者風(fēng)險(xiǎn)低、融資需求少，企業(yè)家實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)的創(chuàng)新性、風(fēng)險(xiǎn)性相對(duì)較低，對(duì)企業(yè)家精神的釋放作用有限；后者風(fēng)險(xiǎn)高、融資需求多，企業(yè)家實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)具有更大的創(chuàng)新性、風(fēng)險(xiǎn)性，更能釋放企業(yè)家精神。當(dāng)經(jīng)濟(jì)水平不斷提高時(shí)，產(chǎn)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)越高， 資金需求也呈現(xiàn)出多樣化、高風(fēng)險(xiǎn)化的特征，而這正是企業(yè)家實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)的集中體現(xiàn)[23]。市場(chǎng)主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)更有助于風(fēng)險(xiǎn)性較高、創(chuàng)新性較強(qiáng)的企業(yè)家實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)。因此，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，金融結(jié)構(gòu)也逐漸由銀行主導(dǎo)型向市場(chǎng)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)型，對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用也逐漸增強(qiáng)。

金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型過程中資金配置效率的高低受到市場(chǎng)發(fā)育程度的制約，市場(chǎng)發(fā)育程度越高的經(jīng)濟(jì)體，資金配置效率越高[35]。金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型解決了資金配置效率的供給面，即可以提供更多樣化、承受更高風(fēng)險(xiǎn)的金融工具；市場(chǎng)發(fā)育程度解決了資金配置效率的需求面，即釋放更多具有企業(yè)家精神的個(gè)體考慮實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)。隨著市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越來越高，市場(chǎng)激勵(lì)機(jī)制越來越健全， 企業(yè)家精神越來越活躍[36]。企業(yè)家精神只有在市場(chǎng)體制下才能夠得到更好的發(fā)揮。當(dāng)市場(chǎng)發(fā)育程度達(dá)到一定水平時(shí)，企業(yè)家精神得到快速激發(fā)，此時(shí)對(duì)能夠承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)且多樣化的資金需求量大幅增加，而金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠提供更多樣化、承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)更大的金融工具和融資渠道，滿足更多企業(yè)家實(shí)施創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所需要的高風(fēng)險(xiǎn)、多樣化資金需求，更有助于激發(fā)企業(yè)家精神。據(jù)此提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用存在非線性關(guān)系，即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型會(huì)更有助于激發(fā)企業(yè)家精神。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

本文首先檢驗(yàn)金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)家精神之間的關(guān)系，隨后考察金融結(jié)構(gòu)影響企業(yè)家精神的非線性關(guān)系。因此，本文主要涉及兩個(gè)不同的方法：線性系統(tǒng)廣義矩方法（linear system GMM）和動(dòng)態(tài)面板門檻模型（dynamic panel threshold）。其中，線性系統(tǒng)廣義矩又包括兩個(gè)方面：第一，分樣本檢驗(yàn)，以考察不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度下金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的異質(zhì)性影響；第二，協(xié)調(diào)效應(yīng)檢驗(yàn)，以考察隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的邊際遞增效應(yīng)。

1.線性系統(tǒng)廣義矩

本文首先從全樣本角度考察金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的總體影響，隨后利用分樣本考察金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響， 其基本回歸方程如下：

entreit=？籽entreit-1+？琢j fsit+？茁Xit+？淄i+？滋t+？孜it （1）

其中，entreit表示企業(yè)家精神，entreit-1表示滯后一期的企業(yè)家精神；fsit表示金融結(jié)構(gòu)；？琢j表示金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)家精神的估計(jì)系數(shù)，主要包括總體層面金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響程度、高（低）經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、高（低）市場(chǎng)化水平下金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響程度；Xit代表相關(guān)控制變量，包括經(jīng)濟(jì)增長率、人力資本水平、城市化率、市場(chǎng)化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資、交通基礎(chǔ)設(shè)施、 城鄉(xiāng)收入差距。？淄i表示省份固定效應(yīng)，？滋t表示時(shí)間固定效應(yīng)，？孜it表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。 為了克服企業(yè)家精神與金融結(jié)構(gòu)之間的反向因果關(guān)系，將金融結(jié)構(gòu)滯后項(xiàng)作為工具變量并利用系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）方法進(jìn)行估計(jì)[37]。

進(jìn)一步地，為了檢驗(yàn)金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高而呈現(xiàn)邊際遞增效應(yīng)，借鑒Zhu等（2020）[37]的做法，即采用金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、市場(chǎng)化水平交互項(xiàng)進(jìn)行估計(jì)。具體設(shè)定如下：

entreit=？籽entreit-1+？琢 fsit+？茲fsit×pergdpit（markit）+

？茁Xit+？淄i+？滋t+？孜it （2）

其中，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的邊際效用為■+■fsit。根據(jù)理論可知，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)更高，企業(yè)家需要承擔(dān)更高風(fēng)險(xiǎn)， 而金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠更好地滿足要求，從而有利于激發(fā)企業(yè)家精神；與此同時(shí)，隨著市場(chǎng)發(fā)育程度的提高， 市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越來越激烈，而金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠?yàn)楦?jìng)爭(zhēng)程度更強(qiáng)的企業(yè)家提供資金支持。因此，可以預(yù)期到■估計(jì)系數(shù)顯著為正，■估計(jì)系數(shù)顯著為正。

2.內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻模型

利用分樣本檢驗(yàn)和交互項(xiàng)檢驗(yàn)可以論證在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度下金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響是非線性的，但是其忽視了經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度的門檻值。因此，為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度的門檻值，本文借助Seo等（2016）提出的動(dòng)態(tài)面板門檻模型[38]進(jìn)行檢驗(yàn)。動(dòng)態(tài)面板門檻模型發(fā)展了靜態(tài)面板門檻模型（SPTM）和面板平滑轉(zhuǎn)換模型（PSTR），將模型擴(kuò)展為具有潛在內(nèi)生閾值變量的動(dòng)態(tài)面板，并利用FD-GMM方法進(jìn)行估計(jì)。動(dòng)態(tài)內(nèi)生面板門檻模型通過放松解釋變量外生假設(shè)和閾值變量，以保證解釋變量滿足正態(tài)分布。據(jù)此設(shè)定如下內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻模型：

entreit=？籽entreit-1+？琢L fsitI（pergdpit≤？酌）+

？琢H fsitI（pergdpitgt;？酌）+？茁Xit+？淄i+？滋t+？孜it （3）

entreit=？籽entreit-1+？琢L fsitI（markit≤？酌）+

？琢H fsitI（markitgt;？酌）+？茁Xit+？淄i+？滋t+？孜it" （4）

其中，I（·）是指示變量，？酌是門檻閾值，？琢L和？琢H分別表示低于門檻閾值和高于門檻閾值時(shí)的估計(jì)系數(shù)。當(dāng)門檻變量小于門檻閾值時(shí)，I（pergdpit≤？酌）=1，或者I（markit≤？酌）=1，此時(shí)估計(jì)得到的系數(shù)為？琢L，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段或市場(chǎng)發(fā)育程度低于門檻閾值時(shí)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響程度為？琢L；當(dāng)門檻變量大于門檻閾值時(shí)，I（pergdpitgt;？酌）=1，或者I（markitgt;？酌）=1，此時(shí)估計(jì)得到的系數(shù)為？琢H，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段或市場(chǎng)發(fā)育程度高于門檻閾值時(shí)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響程度為？琢H。根據(jù)前文的分析可知，在模型估計(jì)中，？琢H會(huì)顯著高于？琢L且表現(xiàn)為顯著為正，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度高于門檻閾值時(shí)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用得到顯著提高。 工具變量包括外生變量、內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)、時(shí)間變量和個(gè)體變量。利用supW=supWn（？酌）統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行非線性檢驗(yàn)。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

企業(yè)家精神。 由于其內(nèi)涵的豐富性與多樣性，研究和考量企業(yè)家精神成為學(xué)術(shù)界一大難題，至今尚無一致性的衡量標(biāo)準(zhǔn)。為了盡可能地反映企業(yè)家精神，本文借鑒文獻(xiàn)中通常的劃分方法，即Hébert等（1989）提出的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將企業(yè)家精神界定為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神[3]。具體而言，第一，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神（entre）。本文借鑒李宏彬等（2009）[1]的方法，采用私營企業(yè)比率進(jìn)行衡量，即私營企業(yè)和個(gè)體企業(yè)從業(yè)人員占全部從業(yè)人員的比重。第二，企業(yè)家創(chuàng)新精神（pergranted）。關(guān)于企業(yè)家創(chuàng)新精神指標(biāo)的衡量相對(duì)統(tǒng)一，借鑒李宏彬等（2009）[1]的方法，采用15～64歲人口中每萬人專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)來衡量，即發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)申請(qǐng)授權(quán)數(shù)之和除以15～64歲人口總數(shù)。企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，企業(yè)家創(chuàng)新精神原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.核心解釋變量

金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型。既有文獻(xiàn)將金融結(jié)構(gòu)劃分為銀行主導(dǎo)型金融體系和市場(chǎng)主導(dǎo)型金融體系兩類[39-40]。銀行主導(dǎo)型金融體系強(qiáng)調(diào)間接融資，市場(chǎng)主導(dǎo)型金融體系強(qiáng)調(diào)直接融資。 本文借鑒Demirguc-Kunt等（2001）[39]的做法，從規(guī)模、活力和效率三個(gè)維度衡量金融結(jié)構(gòu)。首先，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模（fssize）反映的是股票市場(chǎng)相對(duì)于銀行系統(tǒng)的比重大小，其具體衡量指標(biāo)為股票市場(chǎng)總市值/銀行貸款；其次，金融結(jié)構(gòu)活力（fsactivity）反映的是股票市場(chǎng)相對(duì)于銀行系統(tǒng)的活力， 其衡量指標(biāo)為股票市場(chǎng)總交易量/銀行貸款；第三，金融結(jié)構(gòu)效率（fsefficiency）反映的是股票市場(chǎng)相對(duì)于銀行系統(tǒng)的效率，其衡量指標(biāo)為（股票市場(chǎng)總交易量/GDP）×銀行凈利差。三個(gè)指標(biāo)數(shù)值越大， 金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型程度越高。股票市場(chǎng)總交易額和股票市場(chǎng)總市值原始數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，銀行機(jī)構(gòu)貸款余額來源于歷年的《中國金融年鑒》。

3.調(diào)節(jié)變量

經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段（pergdp）。借鑒楊子榮等（2018）[41]的做法，采用人均實(shí)際GDP表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，并利用動(dòng)態(tài)面板門檻模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自動(dòng)識(shí)別以確定經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的門檻值。

市場(chǎng)化程度（mark）。借鑒程銳等（2019）[19]的做法，采用市場(chǎng)化指數(shù)表示市場(chǎng)發(fā)育程度，經(jīng)測(cè)算得到1995—2022年省際層面市場(chǎng)化指數(shù)。

4.控制變量

為了消除因遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性問題而引起估計(jì)偏誤， 綜合既有文獻(xiàn)加入如下其他控制變量：第一，經(jīng)濟(jì)增長率（rate_gdp）。經(jīng)濟(jì)增長對(duì)企業(yè)家精神會(huì)產(chǎn)生一定的作用， 采用地區(qū)人均實(shí)際GDP增長率進(jìn)行衡量。第二，城市化率（urb）。采用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎剡M(jìn)行衡量， 加入城市化發(fā)展水平，主要考慮到集聚所形成的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和打破傳統(tǒng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的現(xiàn)代城市文化特質(zhì)。第三，人力資本水平（hc）。借鑒程銳等（2019）[19]的研究，采用平均受教育年限進(jìn)行衡量，即（小學(xué)學(xué)歷人口數(shù)×6+初中人口數(shù)×9+高中學(xué)歷×12+大專及以上×16）÷6歲以上人口數(shù)。 受教育程度會(huì)影響企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，從而影響企業(yè)家創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新。第四，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）。采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度進(jìn)行衡量， 即第三產(chǎn)業(yè)比重/第二產(chǎn)業(yè)比重。第五，外商直接投資（fdi）。采用外商直接投資占GDP的比重進(jìn)行衡量。 第六， 交通基礎(chǔ)設(shè)施（tran）。采用人均道路面積進(jìn)行衡量，即（公路+鐵路+水運(yùn)）/總?cè)丝?。第七，收入差距（income_gap）。已有文獻(xiàn)研究表明，收入差距對(duì)企業(yè)家精神存在一定的影響，適度的收入差距對(duì)個(gè)體決策者提供一定的激勵(lì)作用，激發(fā)具有企業(yè)家才能的個(gè)體進(jìn)行企業(yè)家創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)。 收入差距采用城鄉(xiāng)收入比衡量， 即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入。

（三）數(shù)據(jù)說明

以上所用到的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、WIND數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省份歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒?；跀?shù)據(jù)的可獲得性和本文研究目標(biāo)， 本文選取了1995—2022年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其中刪除了因早年數(shù)據(jù)缺失相對(duì)較多的西藏。

（四）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)描述如表1所示。

五、金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的線性系統(tǒng)廣義矩檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)檢驗(yàn)

本文首先需要檢驗(yàn)金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型是否能夠顯著激發(fā)企業(yè)家精神，即假設(shè)1。表2給出了相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果。為了更準(zhǔn)確地檢驗(yàn)金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響，在實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)需要排除金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型與企業(yè)家精神之間的內(nèi)生性問題。一方面，在既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上加入相關(guān)控制變量和時(shí)間固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)，從而克服遺漏變量偏誤；另一方面，在既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上采用兩階段系統(tǒng)廣義矩（Two Step SYS-GMM）方法進(jìn)行估計(jì)。從表2的AR（1）、AR（2）統(tǒng)計(jì)量估計(jì)結(jié)果來看，AR（1）顯著、AR（2）不顯著，說明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)問題。Hansen統(tǒng)計(jì)量不顯著，說明不存在弱工具變量問題。由此可見，采用兩階段系統(tǒng)廣義矩進(jìn)行估計(jì)是有效的。

表2的列（1）～列（3）匯報(bào)了金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力和金融結(jié)構(gòu)效率對(duì)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的影響。從估計(jì)結(jié)果來看，三者的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，即金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力和金融結(jié)構(gòu)效率均能顯著激發(fā)企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)精神。 由此說明，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型程度越高， 企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神越活躍。表2的列（4）～列（6）匯報(bào)了金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力和金融結(jié)構(gòu)效率對(duì)企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響。從估計(jì)結(jié)果來看，三者的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，即金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力和金融結(jié)構(gòu)效率均能顯著激發(fā)企業(yè)家創(chuàng)新精神。 由此說明，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型程度越高，企業(yè)家創(chuàng)新精神越活躍。因此，綜合表2估計(jì)結(jié)果可知，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠顯著激發(fā)企業(yè)家精神。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)具有穩(wěn)健性，本部分主要從如下兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.替換被解釋變量

第一，借鑒李小平等（2017）[6]的方法重新衡量企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。具體做法為綜合考慮企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的數(shù)量效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)以構(gòu)建省級(jí)層面的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。

beit=■×■" （5）

其中，quait表示私營和個(gè)體企業(yè)戶數(shù)，popit表示總?cè)丝跀?shù)，empit表示私營和個(gè)體企業(yè)從業(yè)人員，emp′it表示全部從業(yè)人員。■表示人均私營和個(gè)體企業(yè)數(shù)量， 反映企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的數(shù)量效應(yīng)；■表示人均私營和個(gè)體從業(yè)人員數(shù)量，反映企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的就業(yè)效應(yīng)。根據(jù)式（5）計(jì)算得到企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神，估計(jì)結(jié)果如表3的列（1）～列（3）所示，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率估計(jì)系數(shù)均顯著為正。

第二，借鑒李宏彬等（2009）[1]的做法，采用15～64歲人口中每萬人專利申請(qǐng)受理數(shù)替換15～64歲人口中每萬人專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)。專利申請(qǐng)受理數(shù)能夠反映潛在企業(yè)家創(chuàng)新能力。 潛在創(chuàng)新能力越高，企業(yè)家創(chuàng)新精神就越高。估計(jì)結(jié)果如表3的列（4）～列（6）所示，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率估計(jì)系數(shù)均顯著為正。

因此，綜合表3的估計(jì)結(jié)果可知，在重新衡量企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神之后，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型依然顯著激發(fā)了企業(yè)家精神。

2.替換解釋變量

本部分重新衡量金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力和金融結(jié)構(gòu)效率。具體衡量方式如下：金融結(jié)構(gòu)規(guī)模采用股票市場(chǎng)總市值除以銀行存款，金融結(jié)構(gòu)活力采用（股票市場(chǎng)總交易/GDP）/（銀行貸款/銀行存款）， 金融結(jié)構(gòu)效率采用股票市場(chǎng)總交易額/GDP。重新衡量金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)后的估計(jì)結(jié)果如表4所示。表4的列（1）～列（3）匯報(bào)了金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的影響，從估計(jì)結(jié)果來看，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率估計(jì)系數(shù)均顯著為正；表4的列（4）～列（6）匯報(bào)了金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響，從估計(jì)結(jié)果來看，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率估計(jì)系數(shù)也均顯著為正。綜合表4的估計(jì)結(jié)果來看，在重新衡量金融結(jié)構(gòu)之后，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率均能顯著激發(fā)企業(yè)家精神，從而進(jìn)一步說明金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠顯著激發(fā)企業(yè)家精神，假設(shè)1得證。

（三）分樣本檢驗(yàn)

為了考察金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響，借鑒Zhu等（2020）[37]的做法，首先根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度不同，將樣本劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和較低樣本、市場(chǎng)發(fā)育程度較高和較低樣本， 然后采用兩階段系統(tǒng)廣義矩方法進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)，為了檢驗(yàn)分組樣本估計(jì)系數(shù)的差異性，本文借鑒連玉君等（2010）[42]的做法，利用經(jīng)驗(yàn)P值檢驗(yàn)組間系數(shù)差異性。

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的分樣本檢驗(yàn)

按照傳統(tǒng)的做法，將東部地區(qū)劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的樣本，將中西部地區(qū)劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的樣本。表5匯報(bào)了相關(guān)估計(jì)結(jié)果。從表5來看，在東部地區(qū)樣本中，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，而在中西部地區(qū)樣本 中，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率變量的估計(jì)系數(shù)基本不顯著。由此說明，相對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的階段而言，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的階段，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型更有利于激發(fā)企業(yè)家精神。

2.市場(chǎng)發(fā)育程度的分樣本檢驗(yàn)

采用均值方法將樣本劃分為市場(chǎng)發(fā)育程度較高的樣本和市場(chǎng)發(fā)育程度較低的樣本。表6匯報(bào)了相關(guān)估計(jì)結(jié)果。從表6來看，在市場(chǎng)發(fā)育程度較高的樣本中，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正； 而在市場(chǎng)發(fā)育程度較低的樣本中，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率變量的估計(jì)系數(shù)基本顯著為負(fù)。由此說明，相對(duì)于市場(chǎng)發(fā)育程度較低的階段而言，在市場(chǎng)發(fā)育程度較高的階段，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型更有利于激發(fā)企業(yè)家精神。

因此，綜合表5和表6的估計(jì)結(jié)果可知，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段、市場(chǎng)發(fā)育的不同水平下，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響存在非線性關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和市場(chǎng)發(fā)育程度較高的階段，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型能夠有效地激發(fā)企業(yè)家精神。

（四）交互調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

上文利用分樣本方式檢驗(yàn)了在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度下金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響。為了進(jìn)一步考察金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響是否會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高而呈現(xiàn)出邊際遞增效應(yīng)，本部分借助方程（2）的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表7、表8所示。

表7匯報(bào)了金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響是否會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而呈現(xiàn)出非線性效應(yīng)。從表7的估計(jì)結(jié)果來看，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、 活力和效率變量的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，并且其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段變量交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。該估計(jì)結(jié)果符合預(yù)期，即■估計(jì)系數(shù)顯著為正，■估計(jì)系數(shù)也顯著為正。由此說明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用會(huì)不斷得到強(qiáng)化。

表8匯報(bào)了金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響是否會(huì)隨著市場(chǎng)發(fā)育程度的提高而呈現(xiàn)出非線性效應(yīng)。從表8的估計(jì)結(jié)果來看，金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、 活力和效率變量的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，并且其與市場(chǎng)發(fā)育程度變量交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。該估計(jì)結(jié)果符合預(yù)期，估計(jì)系數(shù)也顯著為正。由此說明，隨著市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用會(huì)不斷得到強(qiáng)化。

因此，綜合表7和表8的估計(jì)結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度在金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響中存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)會(huì)逐漸增強(qiáng)。

六、金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

前文通過分樣本和交互項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的影響會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度的不同而存在非線性效應(yīng)。但是其并沒有明確指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度的門檻值。此外，既有文獻(xiàn)在檢驗(yàn)門檻值時(shí)往往采用靜態(tài)面板門檻模型，此模型一方面沒有考慮到被解釋變量的滯后效應(yīng)，另一方面也沒有考慮到解釋變量和被解釋變量之間的內(nèi)生性問題。 基于此，Seo等（2016）擴(kuò)展了靜態(tài)面板門檻模型和面板平滑轉(zhuǎn)換模型[38]，其提出的動(dòng)態(tài)內(nèi)生面板門檻模型既考慮了模型被解釋變量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，又考慮了解釋變量與被解釋變量之間的內(nèi)生性問題。 因此， 在估計(jì)時(shí)，本文運(yùn)用Seo等（2016）的模型[38]進(jìn)行分析，以因變量滯后項(xiàng)、 門檻變量和控制變量作為工具變量。檢驗(yàn)結(jié)果如表9和表10所示。

表9匯報(bào)了以經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段為門檻變量的檢驗(yàn)結(jié)果。從估計(jì)結(jié)果來看，統(tǒng)計(jì)量Treshold均高度顯著，表明存在門檻效應(yīng)；統(tǒng)計(jì)量Linearity Test通過檢驗(yàn)，表明模型拒絕接受線性關(guān)系，即存在非線性關(guān)系。從門檻估計(jì)結(jié)果來看，無論是金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力還是效率，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段越過門檻值以后，其系數(shù)才顯著為正。也就是說，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定程度以后，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型才能夠顯著激發(fā)企業(yè)家精神。根據(jù)門檻值可以計(jì)算得到跨越門檻值的樣本比例。從全樣本來看，跨越門檻值的樣本占比為10%～35%。由此說明，大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平尚未達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的門檻值。因此，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，強(qiáng)化金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)作用刻不容緩。

表10匯報(bào)了以市場(chǎng)發(fā)育程度為門檻變量的檢驗(yàn)結(jié)果。從估計(jì)結(jié)果來看，統(tǒng)計(jì)量Treshold均高度顯著，表明存在門檻效應(yīng)；統(tǒng)計(jì)量Linearity Test通過檢驗(yàn)，表明模型拒絕接受線性關(guān)系，即存在非線性關(guān)系。從門檻估計(jì)結(jié)果來看，無論是金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力還是效率，只有當(dāng)市場(chǎng)發(fā)育程度越過門檻值以后，其系數(shù)才顯著為正。也就是說，只有當(dāng)市場(chǎng)發(fā)育達(dá)到一定程度以后，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型才能夠顯著激發(fā)企業(yè)家精神。根據(jù)門檻值可以計(jì)算得到跨越門檻值的樣本比例。 從全樣本來看， 跨越門檻值的樣本占比為16%～51%。 由此說明，部分樣本市場(chǎng)發(fā)育程度已經(jīng)達(dá)到市場(chǎng)發(fā)育水平的門檻值。因此，穩(wěn)步推進(jìn)市場(chǎng)化改革，促進(jìn)市場(chǎng)發(fā)育，是強(qiáng)化金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型激發(fā)企業(yè)家精神的重要舉措。

因此，綜合表9和表10的估計(jì)結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和市場(chǎng)發(fā)育程度存在顯著的門檻效應(yīng)，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度達(dá)到一定門檻值以后，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)才顯著增強(qiáng)。

七、結(jié)論與啟示

資金融通是制約企業(yè)家精神的重要因素，而金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型是優(yōu)化資金配置的重要體現(xiàn)，因此，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神具有重要的影響。本文利用1995—2022年省際面板數(shù)據(jù)，借助于分樣本檢驗(yàn)、交互調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)和內(nèi)生動(dòng)態(tài)面板門檻檢驗(yàn)，考察了金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的非線性影響。研究結(jié)果表明：第一，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型顯著激發(fā)了企業(yè)家精神；第二，分樣本檢驗(yàn)表明，相對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低和市場(chǎng)發(fā)育程度較低的地區(qū)而言，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和市場(chǎng)發(fā)育程度較高的地區(qū)，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型更有利于激發(fā)企業(yè)家精神；第三，交互協(xié)調(diào)效應(yīng)檢驗(yàn)表明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)會(huì)逐漸增強(qiáng)；第四，內(nèi)生動(dòng)態(tài)門檻檢驗(yàn)表明，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)發(fā)育程度達(dá)到一定門檻值以后，金融結(jié)構(gòu)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)家精神的激發(fā)效應(yīng)才顯著增強(qiáng)。

新發(fā)展階段需要持續(xù)不斷地激勵(lì)激發(fā)企業(yè)家精神。為培育企業(yè)家精神，根據(jù)本文的研究結(jié)論可得到如下啟示：

第一，堅(jiān)持金融市場(chǎng)化改革方向，助力金融強(qiáng)國建設(shè)。 金融強(qiáng)國的建設(shè)離不開金融市場(chǎng)化改革，進(jìn)一步深化并完善市場(chǎng)導(dǎo)向型金融體系，強(qiáng)化直接融資在企業(yè)家決策過程中的作用，充分發(fā)揮直接融資在促進(jìn)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)方面的作用。加快金融國際化水平，以建設(shè)金融強(qiáng)國為目標(biāo)，推動(dòng)金融體系高標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)。

第二，建立多元化的金融服務(wù)體系，降低企業(yè)家創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)的融資約束。一方面，建立健全地方性中小金融機(jī)構(gòu)，降低金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)門檻。另一方面，加快發(fā)展數(shù)字金融、金融科技、科技金融，為培育企業(yè)家精神提供多元化的金融服務(wù)。

第三，完善金融治理，降低金融結(jié)構(gòu)的扭曲程度，實(shí)現(xiàn)資金供給與資金需求的合理匹配，使得金融資本流向真正進(jìn)行創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的領(lǐng)域，減少影子銀行對(duì)金融市場(chǎng)的阻礙作用，提高金融市場(chǎng)的運(yùn)作效率。同時(shí)，在促進(jìn)金融市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的過程中，也要強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)發(fā)育在金融體系激發(fā)企業(yè)家精神中的作用。因此，在高質(zhì)量發(fā)展階段，需要重視經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和堅(jiān)持市場(chǎng)化改革，從而更好地發(fā)揮金融在激發(fā)企業(yè)家精神中的作用。

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The Nonlinear Impact of Financial Structure Marketization Transformation on Entrepreneurship

Yue Wenzhong

（School of Finance and Economics， Anhui Science and Technology University， Bengbu 233000， China）

Abstract： The financial structure marketization transformation has played an important role in stimulating entrepreneurship.Using provincial panel data from 1995 to 2022， this paper examines the non-linear impact of financial structure marketization on entrepreneurship by means of sub-sample test， moderating effect test and endogenous dynamic panel threshold test. The results show that financial marketization transformation has a significant promoting effect on entrepreneurship， the conclusion still exists after a series of robustness tests. The promoting effect exhibits a nonlinear impact， at stages where the level of economic development and market maturity are low， the financial structure marketization transformation has a weaker effect on promoting entrepreneurship. Conversely， at stages where the level of economic development and market maturity are high， the financial structure marketization transformation has a stronger effect on promoting entrepreneurship. Therefore， in the new development stage， it is necessary to further promote the transformation of financial marketization， establish a diversified financial service system and improve the financial governance system， in order to strengthen the role of the financial structure marketization transformation in promoting entrepreneurship.

Key words： financial structure; entrepreneurship; marketization

（責(zé)任編輯：龍會(huì)芳；校對(duì)：李丹）

收稿日期：2024-03-22

基金項(xiàng)目：安徽省高校科研社科重點(diǎn)項(xiàng)目“股票回購與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系研究”（2022AH051610）

作者簡(jiǎn)介：岳文忠，男，安徽鳳陽人，副教授，研究方向?yàn)閿?shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。