企業(yè)家精神與全要素生產(chǎn)率提升研究
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

孫英杰,林 春,劉融冰

(1.遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036;2.遼寧大學(xué)商學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036)

1 文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

一國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展源泉是創(chuàng)新，而創(chuàng)新的主體是企業(yè)家，故企業(yè)家精神是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力。Schumpeter在 《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》專著中將企業(yè)家精神納入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析理論框架，認(rèn)為這種由不斷創(chuàng)新的企業(yè)家所帶來(lái)的動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)平衡才是最穩(wěn)健的[1]。企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)行為既能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的多樣化發(fā)展，又能增強(qiáng)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)度，并以此來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著推動(dòng)作用[2-4]。故此，企業(yè)家精神得到學(xué)術(shù)界的持續(xù)關(guān)注，并逐步演化成三大學(xué)派(德國(guó)學(xué)派、芝加哥學(xué)派和奧地利學(xué)派)。①德國(guó)學(xué)派(企業(yè)家精神)：Schumpeter指出，企業(yè)家的 “創(chuàng)造性破壞”活動(dòng)是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)態(tài)過(guò)程，并能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供持續(xù)的動(dòng)力源[5]；Baumol指出，企業(yè)家精神在生產(chǎn)部門和非生產(chǎn)部門都被視為一種不可或缺的要素，它能夠給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)積極的正向促進(jìn)作用[6]。②芝加哥學(xué)派(企業(yè)家精神)：Knight指出，真正的企業(yè)家在于具有冒險(xiǎn)精神和能夠承擔(dān)不確定的潛在風(fēng)險(xiǎn)[7]；Schultz指出，企業(yè)家才能在彌補(bǔ)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)失衡中發(fā)揮著重要的作用[8]。③奧地利學(xué)派(企業(yè)家精神)：Mises指出，企業(yè)家可以被看作是消除市場(chǎng)上人們不確定行為的行動(dòng)者，故對(duì)市場(chǎng)化的向前推進(jìn)是非常重要的[9]；Kirzner指出，現(xiàn)實(shí)世界存在的市場(chǎng)失衡為企業(yè)家的才能提供了更廣闊的施展空間[10]。由此可以看出，企業(yè)家精神在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和發(fā)展中扮演著舉足輕重的角色，其所促成的創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力和重要引擎[11]。

在改革開放的40年里，中國(guó)所創(chuàng)造的 “增長(zhǎng)奇跡”與企業(yè)家精神是密不可分的，企業(yè)家精神是具有正的外部經(jīng)濟(jì)性的[12]，它在激發(fā)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活力、創(chuàng)造再就業(yè)機(jī)會(huì)、催生產(chǎn)業(yè)升級(jí)、提升全要素生產(chǎn)率和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變等方面都發(fā)揮著極其重要的作用[13-14]。鑒于此，莊子銀構(gòu)建了一個(gè)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)理論增長(zhǎng)模型，佐證企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和人均收入提高具有積極的促進(jìn)作用[15]。為了進(jìn)一步驗(yàn)證該理論所得結(jié)果的準(zhǔn)確性和科學(xué)性，專家和學(xué)者們采用實(shí)證檢驗(yàn)方法進(jìn)行了更深層次的挖掘。高波等采用1996—2005年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，以自我雇傭率作為企業(yè)家精神代理變量，探討企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響，結(jié)果表明，企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有顯著的正向影響[16]。李宏彬等采用1983—2003年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法探討企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明，企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新精神都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響[17]。程銳采用1999—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，探討了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響，結(jié)果表明，企業(yè)家精神只有同市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)有效結(jié)合才能夠?qū)崿F(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)，以此來(lái)縮小地區(qū)間的差距[18]。李占風(fēng)等采用2002—2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型探討企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明，企業(yè)家精神具有明顯的空間溢出效應(yīng)，并對(duì)本省份和鄰近省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用[19]。由此可見，發(fā)揮企業(yè)家精神對(duì)當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是至關(guān)重要的。

綜上所述，值得肯定的就是企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用的越發(fā)凸顯，尤其在向高質(zhì)量發(fā)展階段過(guò)渡的中國(guó)更是如此。蔡昉指出，中國(guó)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升[20]。企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？如何通過(guò)改善企業(yè)家精神來(lái)提升全要素生產(chǎn)率？這樣的議題是非常值得深入思考的。已有文獻(xiàn)研究無(wú)法給予我們明確答案，筆者嘗試從理論數(shù)理推導(dǎo)與實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方式來(lái)做系統(tǒng)性的分析，以期獲得有價(jià)值的參考結(jié)論，為加速推進(jìn) “十三五”規(guī)劃主體目標(biāo)建言獻(xiàn)策。

2 企業(yè)家精神與全要素生產(chǎn)率的理論分析

為了分析企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理，基于Romer的研究[21]，本文建立了一個(gè)包括最終品生產(chǎn)部門、中間品生產(chǎn)部門、創(chuàng)新部門和消費(fèi)者部門的封閉的經(jīng)濟(jì)體系。假設(shè)最終品生產(chǎn)部門是完全競(jìng)爭(zhēng)的，中間品生產(chǎn)部門是壟斷的。

2.1 模型構(gòu)建

(1)最終品生產(chǎn)部門。最終品生產(chǎn)部門以勞動(dòng)力和中間品作為投入，其生產(chǎn)函數(shù)表示為：

(1)

其中，Y是最終品的產(chǎn)出，Lp是勞動(dòng)力投入，xi是第i種中間產(chǎn)品數(shù)量，A代表最終品生產(chǎn)部門的生產(chǎn)技術(shù)，即全要素生產(chǎn)率。

將最終品的價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)化，其最終品生產(chǎn)部門的利潤(rùn)可表達(dá)為：

(2)

根據(jù)利潤(rùn)最大化原則可得：

(3)

(4)

(2)中間品生產(chǎn)部門。該部門沒(méi)有勞動(dòng)力投入，從創(chuàng)新部門購(gòu)買新產(chǎn)品的設(shè)計(jì)方案或生產(chǎn)方法。在購(gòu)買生產(chǎn)技術(shù)之后，中間品生產(chǎn)部門需要花費(fèi)1單位中間品來(lái)生產(chǎn)1單位最終品。其利潤(rùn)函數(shù)可表示為：

(5)

求解最大化可得：Pi=P=1/α

(6)

將式(6)帶入式(1)、(3)、(4)和(5)，可求出中間品量、中間品生產(chǎn)部門利潤(rùn)、最終品生產(chǎn)部門的產(chǎn)出以及勞動(dòng)力工資分別為：

xi=α2/(1-α)Lp

(7)

πi=(1-α)α(1+α)/(1-α)Lp

(8)

Y=α2α/(1-α)ALp

(9)

wp=(1-α)α2α/(1-α)A

(10)

(3)創(chuàng)新部門。在該部門，企業(yè)家不僅投入勞動(dòng)力、技術(shù)，還投入知識(shí)，因此，本文將創(chuàng)新部門的總投入作為企業(yè)家精神的衡量，將其表示為：

(11)

(12)

(13)

(4)消費(fèi)者部門。根據(jù)拉姆齊模型，均衡時(shí)的消費(fèi)增長(zhǎng)率應(yīng)為：

(14)

其中，ρ為預(yù)期貼現(xiàn)率，σ為相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)。

2.2 均衡分析

當(dāng)經(jīng)濟(jì)體達(dá)到長(zhǎng)期均衡時(shí)，g=gy=gc=gA，wp=wN=w。聯(lián)立式(10)、(13)、(14)可得：

(15)

3 模型設(shè)定、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

3.1 實(shí)證模型設(shè)定

在上述理論分析所得結(jié)論的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步采用實(shí)證檢驗(yàn)來(lái)考察企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的內(nèi)在影響，建立基本模型如下：

(16)

其中，TFP代表全要素生產(chǎn)率，ES代表企業(yè)家精神，i代表省份，t代表年份，j代表控制變量種類，CV代表控制變量，ε代表隨機(jī)干擾項(xiàng)。

考慮到當(dāng)期全要素生產(chǎn)率水平會(huì)受到上一期的影響，即全要素生產(chǎn)率的提升是一個(gè)動(dòng)態(tài)調(diào)整的過(guò)程，為了避免該模型設(shè)置的遺漏，筆者對(duì)上面模型進(jìn)行有效修正，具體如下：

(17)

對(duì)于上述模型的估計(jì)，不可回避的就是存在內(nèi)生性問(wèn)題和短面板數(shù)據(jù)的局限性。企業(yè)家精神對(duì)于全要素生產(chǎn)率提升的作用可能是內(nèi)生的。鑒于全要素生產(chǎn)率滯后項(xiàng)的使用會(huì)使OLS估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤，而廣義矩估計(jì)可以通過(guò)差分來(lái)消除固定效應(yīng)并解決內(nèi)生問(wèn)題[22]，此時(shí)，一階差分矩估計(jì)的矩條件為：

E[(εi,t-εi,t-1)Zi,t-j]=0，j=2,3,;

t= 2005,,2015

(18)

其中，Zi,t為方程中任一變量，變量的二階滯后項(xiàng)作為差分方程的工具變量。

Arellano等和Blundell等進(jìn)一步提出，引入差分變量的滯后項(xiàng)作為水平方程的工具變量[23-24]。此時(shí)，水平方程的矩條件為：

E[εi,tΔZi,t-j]=0，j=1,2,;t=2005,,

2015

(19)

此時(shí)，差分方程和水平方程相結(jié)合的矩條件便構(gòu)成了系統(tǒng)矩估計(jì)(SYS-GMM)。限于系統(tǒng)矩估計(jì)對(duì)矩條件所要求的苛刻性，故其估計(jì)出來(lái)的結(jié)果也相對(duì)更為準(zhǔn)確。因此，筆者采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)所建立的模型進(jìn)行有效估計(jì)。

3.2 指標(biāo)選取

(1)被解釋變量——全要素生產(chǎn)率(TFP)。關(guān)于全要素生產(chǎn)率的測(cè)算，常見的有索羅余值法、隨機(jī)前沿法、SBM方向性距離函數(shù)法以及包絡(luò)分析法[25-29],鑒于包絡(luò)分析法是非參數(shù)方法，不需要事前已知生產(chǎn)函數(shù)的形式，不需要設(shè)定復(fù)雜的假設(shè)，能夠有效避免因生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定偏差而產(chǎn)生的偏誤，具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，因此，本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。具體從資本、勞動(dòng)、能源和環(huán)境四個(gè)方面選擇投入指標(biāo)：資本投入借鑒計(jì)算資本存量的方法計(jì)算得到[30]；勞動(dòng)投入采用各地區(qū)就業(yè)人數(shù)；能源投入采用各地區(qū)能源消費(fèi)總量；環(huán)境投入采用各地區(qū)工業(yè) “三廢”排放量。產(chǎn)出變量采用GDP平減指數(shù)折算的實(shí)際GDP。指標(biāo)選擇詳細(xì)說(shuō)明參見林春的方法[29]，部分測(cè)算結(jié)果見圖1。從圖1可以看出，我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)并不是持續(xù)上升的，即在不同的時(shí)間段有升有降。其各地區(qū)全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)大體上與全國(guó)保持一致。進(jìn)一步從全要素生產(chǎn)率的內(nèi)部構(gòu)成來(lái)看，技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素生產(chǎn)率作用存在差異性，其技術(shù)效率的貢獻(xiàn)度總體上大于技術(shù)進(jìn)步，這也襯托出現(xiàn)階段我國(guó)從要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的現(xiàn)實(shí)國(guó)情需要。

圖1 全國(guó)及地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的趨勢(shì)圖 (上)和歷年全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)及內(nèi)部構(gòu)成要素的趨勢(shì)圖 (下)

(2)解釋變量——企業(yè)家精神(ES)。關(guān)于企業(yè)家精神指標(biāo)的衡量，大多數(shù)學(xué)者都是從創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)兩個(gè)角度來(lái)衡量的。關(guān)于創(chuàng)新精神指標(biāo)的衡量，已有文獻(xiàn)通常采用專利授權(quán)或發(fā)明數(shù)量以及R&D投入強(qiáng)度來(lái)衡量[31]；關(guān)于創(chuàng)業(yè)精神指標(biāo)的衡量，已有文獻(xiàn)通常采用自我雇傭率以及企業(yè)進(jìn)入比率等來(lái)衡量[16,18]。鑒于對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的查閱，筆者認(rèn)為企業(yè)家精神是在長(zhǎng)期實(shí)踐中成長(zhǎng)起來(lái)的，它不僅具有內(nèi)在的特質(zhì)性，還具有與外在環(huán)境的緊密聯(lián)系性，是一個(gè)有機(jī)的整體，故對(duì)企業(yè)家精神指標(biāo)的真實(shí)性衡量應(yīng)該是一個(gè)較為綜合的評(píng)價(jià)體系。因此，本文嘗試從創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)兩個(gè)方面來(lái)選擇指標(biāo)，并采用因子分析法分別計(jì)算企業(yè)家精神(ES)的綜合因子得分。在因子分析的過(guò)程中，筆者選取特征根大于1的主成分進(jìn)行評(píng)分，并以各主成分方差貢獻(xiàn)率占提取因子總方差貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均，最終得到企業(yè)家精神(ES)的綜合因子得分，具體構(gòu)建指標(biāo)見表1。

表1 企業(yè)家精神指標(biāo)體系

從表2可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的企業(yè)家精神評(píng)分最高，其均值達(dá)到0.4492；中部地區(qū)評(píng)分居中，其均值為-0.2029；西部地區(qū)評(píng)分最低，其均值為-0.3309。企業(yè)家精神綜合能力評(píng)分大于0的有8個(gè)省份，占所考察的29個(gè)省份的27.6%，得分小于0的有21個(gè)省份，即全國(guó)有近四分之三省份的企業(yè)家精神綜合能力評(píng)分處于平均水平之下，折射出企業(yè)家精神總體水平不高的現(xiàn)狀，并呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差距。因此，要實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)活力的不斷提升，就必須要激發(fā)和保護(hù)企業(yè)家精神。

(3)控制變量。控制變量有以下幾個(gè)指標(biāo)：

對(duì)外貿(mào)易(Trade):對(duì)外貿(mào)易既對(duì)提高技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生間接促進(jìn)效應(yīng)[32]，又對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高具有顯著的推動(dòng)作用[33]。鑒于外商直接投資作為中國(guó)對(duì)外貿(mào)易中獲得技術(shù)溢出的重要一環(huán)，故對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響作用是不可回避的。故此，本文采用外商直接投資 (按當(dāng)年匯率折算)與GDP比值來(lái)衡量。

政府干預(yù)(Government)：政府推動(dòng)技術(shù)吸收帶來(lái)的效率提高是促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的重要源泉[34]，其政府的不同種類生產(chǎn)性支出必然會(huì)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生重要影響。故此，本文采用政府財(cái)政支出占 GDP 的比重來(lái)衡量。

人力資本質(zhì)量(Labor)：人力資本是高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的循環(huán)基點(diǎn)[35]，隨著各地區(qū)人力資本水平增長(zhǎng)的差異，其地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的差距也會(huì)被逐年拉大，進(jìn)一步對(duì)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生影響。由此，本文采用平均受教育年限來(lái)衡量，其計(jì)算公式為L(zhǎng)abor=Primary×6 + Middle ×9 +High ×12 +Junior ×16，其中Primary、Middle 、High和Junior分別為小學(xué)、初中、高中、中專和大專以上教育程度居民占地區(qū)6歲及以上人口的比重。

表2 各地區(qū)2005—2015年企業(yè)家精神平均評(píng)分

市場(chǎng)化程度(Market)：市場(chǎng)化水平越高，它所蘊(yùn)涵的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)就越多，其開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所必需的資金和技術(shù)等就越容易獲取，極大地降低了企業(yè)家創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的障礙，從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，故市場(chǎng)化的發(fā)達(dá)程度會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生重要影響。故此，本文采用王小魯?shù)葴y(cè)算的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)表示各地區(qū)市場(chǎng)的發(fā)展程度[36]。對(duì)于缺失年份的市場(chǎng)化數(shù)據(jù)，筆者采用外插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。

城鎮(zhèn)化水平(Urban)：城鎮(zhèn)化加速了資源的有效整合，提高其資源的配置效率，并以此促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，并且因各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的差異也表現(xiàn)出促進(jìn)效果的不同[37]。故此，本文采用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口與各地區(qū)總?cè)丝诘谋戎祦?lái)衡量。

3.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所采用的2005—2015年29個(gè)省 (市、自治區(qū)) (剔除西藏，將重慶計(jì)入四川)的面板數(shù)據(jù)，均來(lái)源于 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國(guó)環(huán)境年鑒》 《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國(guó)財(cái)政年鑒》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站等。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升影響的路徑分析

從表3可以看出，方程 (1)的企業(yè)家精神與全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為0.3330，并在1%顯著水平上，說(shuō)明企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向促進(jìn)作用；方程 (2)的企業(yè)家精神與技術(shù)效率的估計(jì)系數(shù)為0.0896，并在1%顯著水平上，說(shuō)明企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)效率改善具有顯著的正向促進(jìn)作用；方程 (3)的企業(yè)家精神與技術(shù)進(jìn)步的估計(jì)系數(shù)為0.4762，并在1%顯著水平上，說(shuō)明企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)進(jìn)步提高具有顯著的正向促進(jìn)作用。由此可見，企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升及其技術(shù)效率改善和技術(shù)進(jìn)步提高均具有顯著的促進(jìn)作用，這與李宏彬等得出企業(yè)家精神是決定全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)重要因素的觀點(diǎn)保持了高度的一致性[17]。從估計(jì)系數(shù)來(lái)看，企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用較大。這可能是因?yàn)椋孩倨髽I(yè)家精神的核心是持續(xù)技術(shù)創(chuàng)新和模仿[15]，通過(guò)引進(jìn)新技術(shù)、新產(chǎn)品和新方法等創(chuàng)新活動(dòng)創(chuàng)造出新的市場(chǎng)均衡，提高生產(chǎn)效率和效益，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)資源的有效配置，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的提高。②企業(yè)家這種創(chuàng)新行為會(huì)帶來(lái)更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，增加創(chuàng)業(yè)的成功概率，并以此優(yōu)化和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)格局，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)趨于合理化和高級(jí)化，以此推動(dòng)科技進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新。③技術(shù)效率改善和技術(shù)進(jìn)步提高分別歸因于企業(yè)家精神的 “水平效應(yīng)”和 “增長(zhǎng)效應(yīng)”，水平效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間的流逝而消失，而增長(zhǎng)效應(yīng)不但不會(huì)消失，而且會(huì)維持或增大，加之技術(shù)的溢出和擴(kuò)散效應(yīng)也會(huì)帶來(lái)企業(yè)間、地區(qū)間的技術(shù)流動(dòng)和創(chuàng)新，可以實(shí)現(xiàn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步變革的持續(xù)推動(dòng)。

表3 企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的影響路徑估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著水平，下同。

4.2 企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升影響的地區(qū)差異分析

從表4可以看出，方程 (4)的企業(yè)家精神與全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為0.8044，并在1%顯著水平上，說(shuō)明東部地區(qū)的企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向促進(jìn)作用。方程 (5)的企業(yè)家精神與全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為2.0747，并在1%顯著水平上，說(shuō)明中部地區(qū)的企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向促進(jìn)作用。方程 (6)的企業(yè)家精神與全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為1.7115，并在5%顯著水平上，說(shuō)明西部地區(qū)的企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向促進(jìn)作用。由此可見，不同地區(qū)的企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升均具有顯著的促進(jìn)作用，但其作用效果是有所差異的。從估計(jì)系數(shù)來(lái)看，企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用最大的是中部，其次是西部，最后是東部。這可能是因?yàn)椋孩倨髽I(yè)家精神會(huì)存在邊際效用遞減規(guī)律，中西部地區(qū)的企業(yè)家精神投入較低，而東部地區(qū)企業(yè)家精神投入較高，根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，西部地區(qū)企業(yè)家精神投入所帶來(lái)的促進(jìn)效果應(yīng)大于東部地區(qū)；②地區(qū)間經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、要素稟賦和環(huán)境政策等差異會(huì)導(dǎo)致企業(yè)家精神所帶來(lái)的創(chuàng)新和變革效果的不同，進(jìn)而帶來(lái)地區(qū)間資源配置效率的差距，以此實(shí)現(xiàn)了有差別化的全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)。

表4 企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升影響的地區(qū)估計(jì)結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證結(jié)果的科學(xué)性和準(zhǔn)確性，筆者采用替換變量的方法對(duì)前文的結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。采用樊綱等計(jì)算的市場(chǎng)化指數(shù)作為替換變量[38]，并基于已有市場(chǎng)化指數(shù)得分?jǐn)?shù)據(jù)，運(yùn)用回歸方法得到外插值2005—2015年的數(shù)據(jù)。結(jié)果表明：企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率及其技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步均存在顯著的促進(jìn)作用，其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用較大；企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用存在地區(qū)差異，對(duì)中部的促進(jìn)作用最大，西部次之，東部最小(見表5)。綜上，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與上述估計(jì)結(jié)果保持了高度的一致性，由此得出本文的實(shí)證結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

表5 企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率影響估計(jì)結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗(yàn))

5 結(jié)論與政策啟示

本文通過(guò)理論模型論證了企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的積極影響，運(yùn)用2005—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)一步檢驗(yàn)了企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的影響。結(jié)果表明：①企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升及其技術(shù)效率改善和技術(shù)進(jìn)步提高均存在顯著的促進(jìn)作用，其對(duì)技術(shù)進(jìn)步提高的促進(jìn)作用較大；②企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用存在地區(qū)差異，對(duì)中部的促進(jìn)作用最大，西部次之，東部最小。由此可見，企業(yè)家精神在促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升中發(fā)揮著不可替代的作用。更高的企業(yè)家精神的投入意味著更高的要素配置效率和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量，因此，相應(yīng)的政策引導(dǎo)和報(bào)酬激勵(lì)是不可或缺的。目前，我國(guó)企業(yè)家精神投入總體上偏低，地區(qū)間投入差距較大。因此，各地政府應(yīng)通過(guò)相應(yīng)的政策引導(dǎo)和扶持刺激企業(yè)家精神的發(fā)揮，并通過(guò)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度、稅收制度以及創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略等為企業(yè)家精神的發(fā)揮創(chuàng)造良好的環(huán)境。同時(shí)，應(yīng)培養(yǎng)具有冒險(xiǎn)精神和創(chuàng)新精神的企業(yè)家，鼓勵(lì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展，并拉大創(chuàng)新活動(dòng)與非創(chuàng)新活動(dòng)之間的報(bào)酬差距，改變社會(huì)的報(bào)酬結(jié)構(gòu)，并引導(dǎo)企業(yè)家精神輿論的形成，提高企業(yè)家的社會(huì)地位，促進(jìn)企業(yè)家精神對(duì)全要素生產(chǎn)率提升作用的精準(zhǔn)發(fā)揮，以此來(lái)加速推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。