區域創業、空間溢出與經濟增長效應研究

陳 娟，張菲菲，楊雪怡

(浙江工商大學 統計與數學學院,浙江 杭州 310018)

0 引言

近年來，全球創業活動越來越活躍，已經成為有效服務國家創新發展戰略的重要支撐之一。尤其是，當前我國經濟已由高速增長階段進入高質量發展階段，這對推動“大眾創業萬眾創新”提出了新的更高要求。企業作為推動我國經濟高質量發展的主體，需要不斷進行創新、增強企業活力與創造力，進一步促進我國產業結構升級和經濟穩定增長，不斷提高我國在世界大變局中的影響力和競爭力。全球創業觀察(GEM)依據創業目的不同，將創業活動分為生存型與機會型創業兩類，認為不同類型創業活動對經濟發展的貢獻不同。Baumol[1]從制度對創業活動提供激勵的角度提出生產性和非生產性創業理論，認為正向激勵會產生生產性創業，進而推動經濟增長。之后，Sobel[2]實證檢驗了鮑莫爾理論，發現生產性創業能夠顯著促進經濟增長，而非生產性創業則會阻礙經濟增長；Desai[3]認為，企業家能在生產性、非生產性和破壞性創業活動中對發展中世界產生重要影響；Sautet[4]將生產性創業劃分為本地創業和系統創業，其中系統創業可以促進經濟增長，而本地創業對經濟增長的推動作用非常有限；Matos[5]通過對巴西某社區的調查研究發現，在貧困地區有許多人從事創業活動，但由于個人特征和機構環境的影響，使得大多數非生產型創業并未取得成功。

從國外學者研究成果發現，部分學者認為創業與經濟增長正相關。如Pernia[6]使用2003-2013年西班牙區域數據分析創業對區域經濟增長的影響發現，在機會驅動型創業活動水平較高地區，經濟增長率也較高。此外，Adusei[7]以12個非洲國家為研究對象，發現生存型創業有助于當代經濟增長。有些學者認為創業與經濟增長呈U型關系。如Carree等[8]基于23個OECD國家1976-1996年數據證明創業與經濟發展水平存在U型關系；Wennekers等[9]實證檢驗36個國家創業率與經濟發展水平間存在U型關系；Valliere[10]認為，創業對經濟增長的影響具有不確定性，企業家進入正式經濟存在門檻效應，且在發達國家，經濟增長率很大一部分歸因于機會型創業，而在新興國家，這種效應并不存在；Crnoga等[11]通過對24個發達國家進行縱向分析并研究創業與經濟發展間的因果關系發現，這種關系受經濟發展階段及某些年份特定特征的影響。國內學者研究成果基本認為創新創業會促進經濟增長。如石書德和高健[12]從知識過濾角度考察創業對中國省級層面經濟增長的影響，發現創業是中國經濟增長的重要驅動力；翟慶華[13]認為，創業活躍程度對經濟增長具有滯后2年的翹尾效應，二者具有相互促進作用，且在短期內，該作用效果更加明顯；儲珩和紀春禮[14]認為，創業之所以能夠促進經濟發展，其根本原因在于創業有利于促進創業資本、非技術勞動、人力資本和技術的合理投入及有效整合，加劇市場競爭，調整與重構產業結構，從而促進和推動經濟增長；王琨和閆偉[15]以中國1998-2013年省級面板數據為例，結合新古典增長回歸模型對創業影響經濟增長效果進行研究，發現創業對經濟增長具有顯著正效應；張明妍、王巖等[16]認為在不同國家，創業活動對經濟發展的作用程度不同，其對創新驅動國家經濟增長的促進作用最大，其次是效率驅動國家，再次是要素驅動國家；王葉軍[17]以我國2003-2016年城市層面數據進行研究發現，創業活力與創業層次對城市經濟增長具有顯著促進效應。

盡管上述學者均在不同層面研究了創業活動對經濟增長的促進作用，但這些文獻大多忽略了創業的空間溢出效應。首先，本文在模型中引入地理鄰接空間權重矩陣和創業水平經濟距離矩陣，研究創業水平對區域經濟增長的影響，可在一定程度上彌補這方面實證研究的不足；其次，由于我國大多數省份經濟發展水平不高，尤其是中西部地區，創業類型以需求型創業為主，但是大部分學者在衡量區域創業活動水平時，采用的是私營企業創業指數，忽略了個體戶創業對經濟增長的影響。因此，本文采用私營企業創業指數和個體戶創業指數共同衡量地區創業水平，能夠較為全面地反映不同類型創業活動發展對區域經濟增長的影響。

1 理論模型方法

1.1 空間權重矩陣設定

在建立空間計量模型時，需要引入空間權重矩陣W度量空間距離，其形式如下：

(1)

式(1)中，ωij表示區域i與j的鄰近關系。這里的“距離”既可以代表地理距離，也可以代表經濟合作關系距離，甚至還可以代表人際關系親疏。

1.1.1 地理空間權重矩陣

地理空間矩陣有3種常規定義：一是簡單的二進制空間鄰接矩陣；二是基于距離的二進制空間權重矩陣；三是基于地理距離的空間權重矩陣。本文采用簡單的二進制空間鄰接矩陣，基于地理位置差異研究區域創業水平對經濟增長的影響，該距離矩陣第i行和第j列元素為：

(2)

1.1.2 經濟距離權重矩陣

經濟距離權重矩陣以經濟發展水平差異程度衡量地區間密切程度，通過對各區域間經濟指標之差的絕對值取倒數來定義：

(3)

傳統經濟距離權重矩陣為對稱矩陣，即空間單元間的相互影響程度相同，但這不符合實際情況。因此，有學者對其進行了改進，比較有代表性的如李婧[18]。本文構建一種復合型創業水平經濟距離矩陣，并將其定義為：

ω=ωd*ωc

(4)

1.2 空間計量模型設定

當研究對象存在空間分布特征時，表明各地理單元間存在空間相互作用效應，此時需要考慮空間計量模型。常見的空間回歸模型主要有3種：空間滯后模型、空間誤差模型及空間杜賓模型。

1.2.1 空間滯后模型

空間滯后模型(SAR)考慮了空間交互效應，模型表達式為：

Y=ρWY+Xβ+Iε,ε～N[0,σ2I]

(5)

式(5) 中，Y=(Y1，…，YN)'表示被解釋變量，X=(X1，…，XK)表示解釋變量矩陣，ρ為空間效應系數，β=(β1，…，βk)'為參數向量；W為空間權重矩陣。

1.2.2 空間誤差模型

空間誤差模型(SEM)在考慮空間總體相關的同時，加入了空間擾動相關，模型表達式為：

Y=Xβ+ε，ε=λWε+u，u～N[0，σ2I]

(6)

式(6)中，λ表示空間自相關系數；ε和u表示擾動項。

1.2.3 空間杜賓模型

空間杜賓模型(SDM)同時考慮解釋變量與被解釋變量間的空間相關性，模型表達式為：

(7)

2 模型構建

2.1 數據來源與變量說明

本文利用空間面板模型研究創業水平對區域經濟增長的影響。模型中的因變量為人均國內生產總值(PGDP)，用以反映區域經濟發展水平。自變量為創業水平指標，一般用私營和個體雇傭率、新創企業數量、私營企業比率等指標衡量。考慮到不同創業類型對經濟增長的作用存在差異，本文采用私營企業創業指數(CPEA)、個體戶創業指數(IE)分別衡量機會型創業水平和需求型創業水平。

控制變量設定如下：在內生增長理論模型中，物質資本、人力資本與技術進步是推動經濟增長的主要因素。其中，人力資本存量(Hcapital)采用彭國華的計算方法，將各地區人均受教育年數按照教育回報率轉換成人力資本存量；物質資本存量(Mcapital)采用張軍的物質資本存量估算方法；技術進步作為內生變量，與其它經濟變量間存在相互影響關系，從投入角度上，采用人均研發支出投入(PR&D)，用地區人口數除R&D經費內部支出計算得到；從產出角度上，考慮到技術交易作為連接科技與經濟的關鍵紐帶，本文使用人均技術市場成交額(PTT)，用地區人口數除以技術市場交易額計算得到，用以反映知識、技術市場化程度；此外，隨著經濟全球化步伐的加快，我國對外貿易水平不斷提高，國際貿易已經成為我國經濟增長的重要來源，因此本文使用國內生產總值除以進出口總額衡量對外開放程度(Open)。

本文數據包括2005-2017年中國內地30個省市人口和各經濟變量，因為西藏地區較多變量數據缺失，故未納入統計。本文數據來源于《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》、《中國科技年鑒》以及各省市統計年鑒等相關資料。以2005年價格為基期，對部分變量(國內生產總值、固定資本投入、R&D經費投入、進出口總額、技術市場成交額)價格進行平滑。

2.2 空間相關性診斷

莫蘭指數可以反映區域屬性值分布是否為集聚、離散或者隨機分布模式，全局吉爾里指數統計量能判斷空間數據呈現高值還是低值集聚。2005-2017年，我國內地30個省市在地理鄰接空間權重矩陣W1和創業水平經濟距離矩陣W2下，各區域經濟水平的全局莫蘭指數和吉爾里指數計算結果見表1。

表1 2005-2017年我國各地區莫蘭指數及吉爾里指數結果

注： ***表示1%顯著性水平

表1結果顯示，我國區域經濟水平全局莫蘭指數均大于0，且各年份均通過z值檢驗，呈現出較強的空間正相關性，說明經濟水平具有集聚特征，即地理位置鄰近和創業水平相近地區間的經濟水平具有較強的互補性及依賴性。我國區域經濟水平全局吉爾里指數均大于0、小于1，且通過5%顯著性水平檢驗，說明空間數據存在高值聚集。莫蘭指數與吉爾里指數所得結論一致，說明無論是地理位置鄰近還是創業水平相近，我國區域經濟水平在空間上均非隨機分布，具有相似經濟水平的地區呈現集聚狀態和空間依賴性。

2.3 空間計量模型選取

基于前文對創業與經濟增長關系的研究，本文對柯布—道格拉斯生產函數進行一定修改并建立區域創業與經濟增長空間面板模型。

(8)

其中，PGDP表示人均國內生產總值；CPEA代表私營企業創業指數；IE代表個體戶創業指數；C為控制變量，包括Mcapital物質資本存量、Hcapital人力資本存量、PTT人均技術市場成交額、PR&D人均研發支出投入、Open對外開放程度。ωi為空間權重矩陣的第i行；μ代表個體異質性截距項；γ代表時間異質性截距項；ε代表隨個體和時間而變的擾動項。當δ=0時為空間自回歸模型；當δ=0且ρ=0時為空間誤差模型。

根據Anselin的判斷準則：如果LM lag和 LM error均通過顯著性檢驗，且Robust LM lag通過顯著性檢驗，而Robust LM error沒有通過顯著性檢驗，則認為空間滯后模型較優；反之，如果LM lag和LM error均通過顯著性檢驗，且Robust LM error通過顯著性檢驗，而Robust LM lag沒有通過顯著性檢驗，則認為空間誤差模型較優。從表2中LM和Robust LM檢驗結果可知，無論是空間誤差模型還是空間滯后模型的LM值均通過1%顯著性檢驗，而Robust LM lag通過1%顯著性檢驗，Robust LM error未通過顯著性檢驗，表明對于地理位置鄰近和創業水平相近區域創業水平對經濟增長的影響而言，空間滯后模型更加合理。

本文通過Hausman檢驗判斷采用固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果如表2所示。基于地理鄰接空間權重矩陣W1，Hausman檢驗結果為12.65，未通過5%顯著性檢驗，無法拒絕原假設，即在衡量地理位置鄰近區域創業水平經濟增長效應時應采用隨機效應模型；基于創業水平經濟距離矩陣W2，Hausman檢驗結果為77.00，通過5%顯著性檢驗，說明應采用固定效應模型。

表 2 LM與Hausman檢驗結果

通過Wald和似然比LR檢驗判斷空間杜賓模型是否能夠轉化成空間誤差模型或者空間滯后模型，檢驗結果見表3。無論是基于地理鄰接空間權重矩陣W1，還是創業水平經濟距離矩陣W2，各檢驗結果均通過1%顯著性水平檢驗，說明應該拒絕ζ(ξ)=0和ζ(ξ)+λα(β)=0即空間杜賓模型能夠轉化成空間誤差模型或者空間滯后模型的原假設。因此，選擇空間杜賓模型為最優擬合模型。

最后，根據空間杜賓模型各效應下的sigma2、R2、log-likelihood等統計量判斷基于不同權重矩陣的最優模型，擬合結果見表3。從中可見，基于地理鄰接空間權重矩陣W1，空間杜賓隨機效應模型的sigma2值為0.004，log-likelihood值為473.87，R2值為0.98，擬合結果較好，因此其為衡量地理位置鄰近區域創業水平經濟增長效應的最適宜模型；基于創業水平經濟距離矩陣W2，空間杜賓雙固定效應模型sigma2值為0.004，log-likelihood值為544.71，R2值為0.99，在空間杜賓模型固定效應模型中擬合結果最優，即空間杜賓雙固定效應模型對創業水平相近區域創業水平經濟增長效應的描述最準確。

3 實證分析

3.1 區域創業對經濟增長的空間回歸模型

本文基于地理鄰接空間權重矩陣W1下的空間杜賓隨機效應模型和基于創業水平經濟距離矩陣W2下的空間杜賓雙固定效應模型，分別構建區域經濟增長與私營企業創業指數、個體戶創業指數及5個控制變量人均研發支出投入、物質資本存量、人力資本存量、人均技術市場成交額、對外開放程度間的回歸模型，見表4。

由表4可知各變量對區域經濟增長的影響關系。具體來說，基于地理鄰接空間權重矩陣W1和創業水平經濟距離矩陣W2，私營企業創業指數(CPEA)的回歸系數均為正，分別為0.040和0.051，且均通過1%顯著性水平檢驗；個體戶創業指數(IE)回歸系數均不顯著為負，說明無論在地理位置鄰近區域還是創業水平相近區域，機會型創業均對區域經濟增長具有顯著拉動作用，而需求型創業在一定程度上會制約區域經濟發展，但這種負面影響并不顯著。該結論與齊瑋娜等[19]的實證研究結果相似，其認為個體戶創業大多屬于生存型局部創業，對經濟增長的貢獻十分有限。

表3 空間模型擬合結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平下通過檢驗，下同

在控制變量中，基于地理鄰接空間權重矩陣W1和創業水平經濟距離矩陣W2，物質資本存量(Mcapital)和人力資本存量(Hcapital)回歸系數均在1%水平上顯著為正，分別為0.268和0.406，系數值明顯高于其它變量，說明物質資本投入與人力資本投入是我國區域經濟增長的重要推動力。隨著社會現代化的發展，我國勞動力受教育程度普遍提高，勞動力質量得到顯著改善，有利于提高創業水平質量，顯著促進經濟增長。人均研發支出投入(PR&D)、人均技術市場成交額(PTT)和對外開放程度(Open)回歸系數均顯著為正，分別為0.063、0.035、0.029，說明增加R&D經費投入、提高區域對外開放水平，有利于推動地區經濟增長。此外，技術交易作為連接科技與經濟的關鍵紐帶，有利于加速技術與勞動、資本等生產要素的融合，提高資源配置效率，促進經濟發展。

與基于地理鄰接空間權重矩陣W1構建的空間杜賓模型相比，引用創業水平經濟距離矩陣W2構建的模型各變量系數值明顯更高，且顯著性水平有所提升，說明在創業水平相近區域，各變量變動對區域經濟水平有較大影響。區位優勢是區域經濟增長過程中不可忽視的重要因素，由于地理位置鄰近區域具有固定性，且各相鄰地區間創業水平存在差異，難以形成創業機會及創業資源的有效共享。通過創業水平相近區域間的合作，一方面，充分利用區位優勢更能夠促進內生性技術進步；另一方面，良好的創新創業環境能夠吸引更多外部資源流入，促進創新創業平臺發展，顯著增強經濟發展活力。

在創業水平鄰近地區，機會型創業溢出效應顯著。在地理位置鄰近區域，需求型創業溢出效應顯著。考慮到空間杜賓模型所得系數值不能準確反映區域間溢出效應，因此需要進一步采用偏微分方法，將其分解為直接效應、間接效應和總效應，以便更加準確地度量創業水平對省域內部與省域間經濟增長的影響。

表4 空間杜賓模型回歸結果

注：括號內為t檢驗值

3.2 區域創業對經濟增長的空間溢出效應

對基于地理鄰接空間權重矩陣W1建立的空間杜賓隨機效應模型和基于創業水平經濟距離矩陣W2建立的空間杜賓雙固定效應模型分別求偏微分，即對空間溢出效應進行分解，結果見表5。

(1)直接效應。基于地理鄰接空間權重矩陣W1和創業水平經濟距離矩陣W2，私營企業創業指數(CPEA)區域內溢出效應均為正，分別為0.039和0.053，且均通過1%顯著性水平檢驗；個體戶創業指數(IE)對經濟增長的直接效應為負，但不顯著，說明機會型創業會促進區域內部經濟增長，而需求型創業對區域內部經濟增長可能具有一定的消極影響。在控制變量中，在地理位置鄰近區域，人均研發支出投入、物質資本存量、人力資本存量、人均技術市場成交額和對外開放程度對經濟增長的直接效應均顯著為正，分別為0.066、0.264、0.421、0.038和0.035；在創業水平相近區域，各控制變量系數值分別為0.072、0.293、0.432、0.036和0.058，且均通過1%顯著性水平檢驗，說明這些因素對區域內部經濟增長具有顯著促進作用。物質資本存量和人力資本存量系數值明顯高于其它變量，說明我國經濟增長主要來源于人力與物力資本投入，勞動力質量水平提高有助于促進我國勞動要素投入向人力資本要素投入轉變，更好地發揮高質量人才在經濟增長過程中的作用。此外，隨著我國生產方式的不斷變革，地區經濟發展將更多依賴于技術改造與技術革新。因此，由研發活動帶來的技術進步將對經濟增長發揮越來越大的作用。

(2)間接效應。在地理位置鄰近區域，私營企業創業指數系數為負，但不顯著；個體戶創業指數系數為0.068，且通過1%顯著性水平檢驗。在創業水平相近區域，私營企業創業指數系數為0.134，且通過5%顯著性水平檢驗；個體戶創業指數系數為正，但不顯著。這說明，機會型創業會促進創業水平相近區域的經濟增長，但可能抑制地理位置鄰近區域的經濟增長，而需求型創業對地理位置鄰近區域的經濟增長具有顯著促進作用，但在創業水平鄰近地區溢出效應不顯著。在控制變量中，在地理位置鄰近區域，人均研發支出投入、人力資本存量、人均技術市場成交額和對外開放程度區域間溢出效應均顯著為正，分別為0.080、0.343、0.049和0.120，而物質資本存量系數值為-0.137且在5%水平下顯著為負，說明本地區物資資本投入會抑制地理鄰近地區經濟增長，而其余變量的溢出效應均對相鄰省份生產率提高具有促進作用。例如，本地區R&D投入量與技術市場成交額增加，有利于提高地理鄰近區域技術水平，進而促進地區生產率提升。此外，人力資本存量系數值相應較大，說明人力資本作為知識和技術的載體，流動性較強，可以通過多種方式作用于經濟增長，因此與其它變量相比，人力資本存量溢出效應最大，對鄰近空間的經濟增長具有更為顯著的促進作用。但是，在創業水平鄰近地區，控制變量系數均不顯著，說明創業水平鄰接地區間各變量對地區間經濟增長的影響不顯著，由此表明地理區位特征對經濟增長的溢出效應高于創業水平因素，生產要素投入對地理區位的依賴性更強。這可能是因為，盡管區域間互動不斷增強，但受制于行政體制以及稅收、財政等諸多體制性障礙，區域間市場壁壘仍然存在，區域協作多局限于相鄰地理區域間。

表5 空間模型溢出效應

4 結論與建議

4.1 研究結論

本文利用我國內地2005-2017年省級面板數據，基于不同類型空間權重矩陣，分別構建區域創業與經濟增長間的空間杜賓模型。通過建立空間溢出模型，對區域創業對經濟增長效應進行實證分析，得出如下結論：

(1)總體來看，樣本期間內我國區域經濟水平在空間上呈現集聚狀態和空間依賴性。區域創業水平對經濟增長的空間回歸結果表明，無論是在地理位置鄰近區域還是創業水平相近區域，機會型創業均對區域經濟增長具有顯著拉動作用，而需求型創業在一定程度上會制約區域經濟發展，但這種負面影響并不明顯。造成這一現象的原因在于：一是由于需求型創業規模較小，其創業動因主要是為解決個人就業問題，所以對經濟增長起到的促進作用有限；二是由于個體戶創業成本低，對創業者與創業技術要求低，主要以模仿型創業為主，容易造成過多的“錯誤進入”，擾亂市場，從而不利于區域經濟增長[20]。

(2)區域創業水平對經濟增長的空間溢出效應表明，機會型創業會促進該區域內部經濟增長，地理位置鄰近區域機會型創業可能抑制其它相鄰區域經濟增長，創業水平相近區域機會型創業會促進其它相鄰區域經濟增長；需求型創業可能抑制該區域內部經濟增長，但會促進地理位置鄰近區域的經濟增長。這是因為，隨著我國互聯網技術迅速發展、軌道交通迅速普及，地理位置不再成為制約技術與知識的主要因素，從而使得在創業水平鄰近地區，更容易形成技術交流與模仿，對鄰近地區生產率水平提高發揮了示范效應。而本省創業水平提高，同時也會導致地理鄰近省份部分生產要素內流，放緩相鄰省份經濟增長。這進一步說明，高質量創業集聚區的涌現能夠有效發揮國家“雙創”示范基地優勢，形成資源共享，有利于構建良好的創新創業平臺，對創業水平相近區域間經濟增長產生正向顯著作用。

(3)在控制變量中，人均研發支出投入、物質資本存量、人力資本存量、人均技術市場成交額、對外開放程度均對促進區域經濟增長具有積極作用。而且，無論是在地理位置鄰近區域還是創業水平相近區域，人力資本存量系數均最大，對該區域內及區域間經濟增長的促進作用最強，溢出效應最大。這表明，隨著知識經濟的到來，人們對教育事業更加重視，使得我國人力資源質量得到顯著改善，在推動我國經濟增長過程中扮演越來越重要的角色。增加R&D經費投入、提高區域對外開放水平，有利于推動地區經濟增長。同時，技術交易作為連接科技與經濟的關鍵紐帶，有利于加速技術與勞動、資本等生產要素的融合，提高資源配置效率，促進經濟發展。

4.2 政策建議

基于以上結論，結合各區域發展特點，本文提出以下建議：

(1)政府部門應當進一步完善技術交易市場，通過制度創新、政策突破、體系完善等措施不斷提高知識流動性與轉化率。鼓勵并保護創新型企業發展，提高知識商業化水平，將自主研發技術和引進的新技術投入市場，提高企業創新能力與市場競爭力。同時，重點加強對創新型中小企業的政策扶持，實現以機會型創業帶動就業，降低低質量需求型創業比例。

(2)政府部門應進一步下放政府管理權限，營造良好的創新創業環境。在充分調動本區域內企業參與科技創新成果轉化積極性的同時，還應該加強區域間聯系，鼓勵企業間進行技術交流與合作，提高生產要素外溢效應，提高企業創業質量，進一步促進區域經濟發展。

(3)人力資本投入依舊是推動地區經濟增長的關鍵因素，因此地方政府應加大引才力度，緩解區域內人才流失現象。例如，可采用放寬落戶條件、提高工資福利、高技術人才子女享受優惠入學等激勵措施。同時，政策制定還應加大創新和技術人才比重、擴大就業崗位類型選擇，為各層次人才提供施展才華的舞臺，加速實現經濟發展方式由主要依靠物質資本投入向主要依靠科技進步轉變。

4.3 研究不足與展望

本文研究仍然存在以下不足：①由于數據可得性，本文選取的控制變量多屬于區域變量，且數據均來源于國家統計年鑒，雖然有助于分析創業對經濟增長的宏觀效應，但無法從創業企業微觀屬性進行更深入分析，未來研究需要作出改善；②本文從空間計量角度對創業的就業增長效應進行研究，由于篇幅原因，僅研究地理權重矩陣和經濟權重矩陣下創業對經濟的影響，未來還可以引入新的空間權重矩陣，分析其空間溢出效應。事實上，除不同創業類型對經濟增長影響不同外，還有不同創業水平、不同地理區域、不同創業行業等均會對經濟增長產生影響。未來研究可以從多角度完善創業對經濟增長效應的影響。