政府創新偏好、企業家精神與省域創新效率
——基于門檻效應的經驗解釋

秦 甄，謝璐華，郭娟娟

（1.南昌理工學院 工商學院，江西 南昌 330044；2.江西財經大學 財稅與公共管理學院，江西 南昌 330013）

一、引言及文獻綜述

創新是引領高質量發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的重要抓手。在黨和國家高度重視創新發展的背景下，科創在經濟社會發展的核心優勢逐步顯現，各地政府創新偏好不斷增強并積極推出創新政策，加大科技創新投入強度，科技創新領域的制度保障日漸完備，科技創新環境日益優化。然而，地方政府創新偏好增強并不是最終目的，提高省域創新效率才是終極目標。實踐中省域政府的創新效率并沒有顯著提升，緣何政府創新偏好增強帶來的要素投入無法有效轉化為創新產出呢？

已有研究發現，政府創新偏好能促進區域創新活動，其原因在于有效增強了地區創新資金供給能力，消除了創新活動的風險，彌合了轄區內創新主體的私人收益與社會收益的差距［1-2］。現有文獻也論證了政府創新偏好對區域創新績效的提升效果未必顯著，地方政府創新偏好會產生創新的擠出效應，如王豐龍等人（2017）認為，地方政府財政科技投入對中西部地區創新效率提升沒有顯著影響，原因可能在于相較于東部地區其要素市場扭曲程度較大［3］。盧盛峰、劉潘（2015）研究發現，政府的創新偏好對區域創新質量的影響呈現“倒U”型［4］。可見，政府創新偏好與區域創新效率的議題備受關注，但從實證結果來看，政府創新偏好與區域創新效率的關系研究尚未得到統一的結論。

近年來，不少學者就政府創新偏好對區域創新效率的作用機制進行了有益的探索。卞元超等（2020）研究發現，地方政府創新偏好帶來地方財政科技支出競爭，并借助研發要素流動這一影響機制作用于區域創新效率，帶來區域創新空間格局的變動［5］。馬海濤等（2019）研究認為，由于借助了企業的融資約束和企業人力資本積累的傳導路徑，政府創新偏好才能影響創新效率［6］。周業安等（2012）發現，地方政府的創新偏好可以通過財政投入優化人力資本和創新知識配置，進而提高創新效率［7］。可見，在政府創新偏好如何影響區域創新效率的研究中，人力資本要素是不可忽略的重要因素。轄區內企業的技術創新實質在于企業家精神作用下，實現人力資本最優配置。

2017 年《關于營造企業家健康成長環境弘揚優秀企業家精神更好發揮企業家作用的意見》明確指出，國家要對企業家創新精神進行保護，并以政府為導向弘揚企業家精神。黨的十九大報告也指出要持續發揮新時代企業家精神。企業家精神作為特殊的人力資本，在創新活動中發揮著重要作用，能夠實現研發人員、研發資本和創新環境的組合，有助于創新要素投入轉化為創新成果［8-10］。對于政府創新偏好、企業家精神和區域創新效率之間的關系，王柏杰等（2020）認為政府創新偏好是企業家精神作用于軍工企業技術創新的媒介［11］，陳紅梅等（2021）認為政府財政支持是企業家精神影響區域創新績效的調節變量［12］。現有文獻未能論證政府創新偏好通過創新主體的人力資源配置，進而影響區域創新活動的可能性。結合現實情況分析，企業家精神作為一個企業決策的主要意志，必然會對轄區內企業創新效率產生影響。

綜上所述，現有理論和研究未能清晰探究政府創新偏好、企業家精神與省域創新效率之間的關系，本文主要進行以下拓展：①采用隨機前沿模型對省域創新效率進行測算；②拓展政府創新偏好和企業家精神對區域創新效率影響的理論研究；③基于中國現實情景，考察政府創新偏好對省域創新效率的影響，并引入企業家精神作為門檻變量，剖析政府創新偏好影響省域創新效率的結構性變化特征。

二、機理分析與研究假設

為了深入分析企業家創新精神調節下政府創新偏好對區域創新績效的影響，借鑒靳衛東、高波（2008）構建的企業家精神與經濟增長關系的理論模型，從理論層面構建關于政府創新偏好、轄區內企業家創新精神和轄區內企業創新效益三者關系的模型，并進行機理分析［13］。

地方政府的創新偏好直接體現在科技方面的財政支出數量，多數學者用地方科技方面的財政支出占地方財政支出的比重來衡量地方政府的創新偏好的大小［14］。為此，本文引入政府創新偏好因子β（0<β<1），β越大代表地方政府創新偏好和創新意愿越強烈，體現為地方科技方面的財政支出占地方財政支出的比重越大。

轄區內企業家決策可由三部分決定，即生產決策比重（D1）、創新決策比重（D2）和其他決策比重（D3），可得到企業家的總決策公式為：

考慮企業決策帶來的風險成本，生產決策和其他決策的風險小，設轄區內的企業進行生產決策的概率為1（P1=1），轄區內企業進行其他決策的概率為1（P3=1），轄區內的企業家面對地方政府創新偏好帶來的制度層面影響會改變創新決策（D2）的概率（P2）。企業家進行創新決策的概率公式設定為：

其中，P2的概率密度函數為：

生產決策和創新決策會直接帶來產量的增加，因而設定由生產決策帶來的產量函數Y1和創新決策帶來的產量函數Y2為：

其中：A為全要素生產率；η為一次創新成功的比例。由生產決策帶來的產量函數的當期收益為π1，創新決策帶來的產量函數的遠期收益為π2，具體設定如下：

其中：r為無風險利率；ρ為折現因子。企業的效用取決于生產決策、創新決策和其他決策帶來的收益，企業效用函數設定為：

為了求得轄區內企業效用最大化，結合公式（1）和公式（2）構造拉格朗日函數：

根據公式（9）可知：

依據公式（10）至公式（13）可知：

在公式（14）中，等號的左邊為f（D2），依據公式（14）可知，三次項D23的系數為負，f（D2）在區間（X1，X2）遞減，以點（-b/3a，f（-b/3a））呈現對稱。

為了簡化分析，設定η為 1，α為 0.5，r為 1，β為 0.5，繪制圖 1 的D2和f（D2）的函數圖，圖形以（-1.67，-14）為對稱呈現，f（D2）在圖中遞減區間有個實數解。

圖1 D2和f（D2）的函數

為了進一步探究在企業效用最大化前提下，政府創新偏好β與企業創新決策比重為D2的關系，依舊設定η為1，α為0.5，r為1，又因為β∈（0，1），可以得出f（D2）的中心對稱點為（-0.83/β，-6.25/β-1.5），也即D2=-0.83/β，圖2 所示，β∈（0，1）區間內，隨著β增大，中心點橫坐標和縱坐標也逐漸增大，中心對稱點不斷向右上方向移動，f（D2）的圖像也不斷向右上方向移動。可見，在企業家的效用最大化前提下，隨著政府創新偏好（β）越大，在企業家精神影響下分配于創新決策（D2）的權重越大，進行創新的概率（P2）越大。企業家的創新性增強，是否會提高創新的預期效益和企業家的效用水平，在理論模型中還受到其他因素（如η）的影響，因而具有不確定性。

圖2 β與對稱點的橫、縱坐標函數關系

基于以上分析，提出本文研究假設：

如果轄區內企業家精神集聚程度在合理范圍內，則政府創新偏好增強會對省域創新效率產生促進作用；但超過這個范圍，則會產生抑制作用。即以轄區內的企業家精神為門檻變量，政府偏好對省域創新效率的影響存在門檻效應。

三、研究設計

為了更好地探究政府創新偏好、企業家精神和省域創新效率的關系，依據上述研究假設，設計了4個研究步驟：①選定合適的指標評價省域創新效率；②構建合適的面板門檻模型；③主要變量說明；④闡明數據來源。

（一）省域創新效率評價指標體系

借鑒已有研究成果，考慮可操作性和代表性，從創新投入和創新產出兩個維度考慮，最終選取較為典型的4個指標衡量區域創新效率水平，分別為研發經費、研發人員、知識產權保護和專利授權數。變量說明及數據來源見表1所列。

表1 省域創新效率評價指標體系

（二）計量模型

1.省域創新效率測算模型

鑒于隨機前沿模型能夠有效評價多投入單一產出類型的效率，本文采用隨機前沿模型進行省份創新效率評估與測算，并借助stata 軟件予以實現。數據選取的時間范圍為2007—2018 年，全部數據來源于《中國科技統計年鑒》。具體模型設定如下：

其中：i代表省份；t表示時間；RDO為專利授權數；RDP 為研發人員數；RDM 為研發經費強度；RDE為知識產權保護強度；v-μ為隨機誤差項；α1為研發人員數的產出彈性；α2為研發經費的產出彈性；α3為知識產權保護強度的產出彈性。

2.面板門檻模型

地方政府的創新偏好與企業家精神有著一定的聯系，借助政府的“有形之手”能夠較大程度影響省域的企業家精神集聚，進而影響省域創新活動進行。基于此，借助面板門檻模型，進一步從企業家精神的視角剖析政府創新偏好對省域創新效率影響的結構性變化情況。面板門檻模型能夠克服人為分組的主觀性，較為客觀地探究地方政府創新偏好與省域創新效率的非線性關系，能夠檢驗在企業家創新精神影響下政府創新偏好對省域創新效率的影響是否存在門檻效應。面板門檻模型設定如下：

其中：i表示各個省份；t表示時間；τn為內生的門檻數量；I（·）為示性函數；β1、β2、…、βn為不同門檻區間的影響系數，若通過顯著性檢驗，則代表模型存在n重門檻特征。

（三）變量選擇

（1）被解釋變量：省域創新效率（TE）。現有省域創新效率的測度主要有三種方法，即隨機前沿方法、數據包絡分析方法和因子得分方法。借鑒相關文獻，考慮本文采用的數據類型為面板數據，在模型設定合理的前提下，借助隨機前沿方法能夠得到比數據包絡分析法和因子得分法更好的估計效果。因此，本文選用隨機前沿模型測算省域創新效率。

（2）解釋變量：政府創新偏好（GOV）。地方政府對省際層面創新活動的影響主要借助于財政支出行為測度，具有創新偏好的政府會試圖增加財政科學與技術支出，支持轄區內創新主體的創新活動。基于此，本文借鑒李政和楊思瑩（2018）的做法，選取地方政府科技支出占地方財政支出的比重衡量政府創新偏好的大小［14］。

（3）門檻變量：企業家精神（EN）。企業家精神的內涵非常豐富，實證研究難以準確量化企業家精神，現有學者采用自雇比例、企業進退比例和企業家活動指數測度企業家精神。借鑒學者齊結斌和安同良（2014），陳紅梅等（2021）定義企業家精神的方法，本文采用私人企業比率測度，即個體和私營企業所雇傭的工人數占就業人口的比重［12，15］。

（4）控制變量（Xlist）。參考相關文獻，選取物質資本（GD）、經濟發展水平（JJ）、可支配收入（GN）、對外經濟水平（OP）作為本研究控制變量。其中，物質資本采用永續盤存法后進行對數處理，經濟發展水平選取人均GDP 衡量，可支配收入選取城鎮居民可支配收入，對外經濟水平選取對外貿易總額的對數表示。

（四）數據說明

本文以中國30 個省份（不包括西藏和港澳臺地區）為研究對象，鑒于省域財政科技投入數據截止至2018 年，故設定樣本時間跨度為2007—2018 年，數據來源于《中國統計年鑒》《中國科技年鑒》、中經網和EPS 數據庫。其中，就業人數的數據截止至2017 年，故采用插值法推算至2018 年。

四、實證結果與分析

依據相關的研究設計，進行如下步驟的實證分析：①借助隨機前沿模型測算省域創新效率；②主要變量的描述性統計分析；③以企業家精神為門檻變量進行政府創新偏好與省域創新效率的門檻效應分析；④進行相關穩健性檢驗。

（一）省域創新效率測度結果分析

表2 匯總的是2007—2018 年省域創新效率測算結果，系數均為正且具有統計意義，表明借助隨機前沿模型測算省域創新效率是合理的。

表2 隨機前沿模型的實證結果

在對省域創新效率進行測度的基礎上，進一步繪制2007—2018年我國省域創新效率的時間演化圖，如圖3所示。圖3顯示，考察期內我國省域創新效率逐年提高，創新能力逐年增強。

圖3 省域創新效率時間演化

（二）主要變量描述性統計

主要變量的描述性統計見表所列。

（1）從主要變量的總體描述性統計來看。①創新效率（TE）的均值為0.005，標準差為0.004，可見，各個省份的創新效率水平低下且省份之間的創新效率相差不大；②政府創新偏好（GOV）的均值為0.020，標準差為0.014，表明各個省份的創新偏好差別不大；③企業家精神的均值為0.294，標準差為0.171，說明企業家精神集聚程度在省際層面的差異大，省份間的企業家精神集聚程度差異對創新效率是否產生影響，有待實證探析。

（2）從主要變量的區域分組描述性統計來看。①東部地區的創新效率（TE）最強為0.007，中西部略弱為0.003；②東部地區的政府創新偏好（GOV）最強為0.027，西部地區次之為0.016，中部地區最弱為0.015；③東部地區的企業家精神集聚程度（EN）最強為0.352，西部地區次之為0.304，中部地區最弱為0.222。可見，東部地區的政府創新偏好、企業家精神和省域創新效率均最強，中部地區的政府創新偏好、企業家精神和省域創新能力最弱，三者之間是否呈線性關系有待進一步研究。

表3 主要變量描述性統計

續表3

為分析企業家精神影響下政府創新偏好與省域創新效率的門檻效應，需要進行三個步驟的檢驗：第一步判斷模型中是否存在門檻效應；第二步對存在的門檻值進行顯著性水平測試，明確門檻值具體的個數；第三步選定合適的門檻效應模型，并對模型的參數進行估計。

（三）面板門檻模型結果分析

1.門檻效應檢驗

經STATA 軟件測算，面板門檻模型檢驗結果匯總見表4所列。可以看出，財政科技投入沒有通過三重門檻模型的檢驗，故其適用雙重門檻模型，對應的兩個門檻值分別為0.170 0 和0.400 0，為了后續分析需要，結合兩個門檻值，劃分了低、中、高區別三個區間段。

表4 門檻效應檢驗

為檢驗門檻值估計是否有效，繪制了似然比函數圖，如圖4 所示。圖4 顯示了兩個門檻估計值和95%置信區間，LR 值為0 時，對應的門檻估計值為0.170 0和0.400 0，區間［0.160 0，0.190 0］和［0.380 0，0.410 0］，都處于95%的置信區間，門檻值有效性檢驗通過。

圖4 門檻值估計與置信區間

2.面板門檻模型估計結果

雙固定面板模型與面板門檻模型的參數估計結果，見表5所列。①從（1）列和（2）列的固定效應面板模型結果來看，無論是否增加控制變量，政府創新偏好能夠在一定程度上提高省域創新效率，企業家精神能夠顯著促進省際層面的創新效率提升；②通過擬合值可以看出，門檻模型的擬合效果好于固定效應的面板回歸模型；③從門檻模型的估計結果來看，企業家精神存在低、中、高三個區制，且政府創新偏好的系數有所差異。

表5 門檻效應檢驗

以擬合效果最佳的（4）列為例，當企業家精神集聚程度處于低區制（EN≤0.170 0）時，政府創新偏好的系數估計值不顯著，說明轄區內企業家精神較低，會弱化政府創新偏好對省域創新效率的促進作用；當轄區內企業創新精神集聚程度處于中區制（0.170 0＜EN≤0.400 0）時，政府創新偏好的系數估計值顯著為正，即企業家精神的集聚程度適中時，會強化政府創新偏好對省域創新效率的提升作用；當企業家精神集聚程度跨越中區制進入高區制時（EN＞0.400 0），政府創新偏好的系數顯著為正，說明轄區內企業家精神越高越能增強政府創新偏好對省域創新效率的促進作用。可見，在不同企業家精神影響下，政府創新偏好對省域創新效率的影響存在差異，當前只有繼續強化轄區內的企業家精神，才能強化政府創新偏好對省域創新效率的正向效應，即前述假設得到了驗證。

3.各個門檻區間省份分布情況分析

根據表4測算出的門檻值，將2007—2018年各省份分別歸集至低區制、中區制和高區制三個轄區內企業家精神的區間，結果見表6 所列。結果顯示：一方面，絕大部分省份企業家精神集聚程度處于低區制，說明絕大部分省份創新效率不高的原因在于轄區內企業家精神集聚程度偏低，政府創新偏好未能有效轉為企業創新偏好，說明絕大部分省份的企業家精神亟須提升；另一方面，歸屬于高區制的省份數量由2007年的3個逐步上升至2018年的6 個，歸屬于低區制的省份數量由2007 年的19 個逐年減少至2018 年的13 個，說明企業家精神集聚程度的優化是中國整體創新效率得以提升的關鍵因素。

表6 各個門檻區間的省份分布

（四）穩健性檢驗

為了使實證結果更加穩健，本文進行了替換被解釋變量和替換門檻變量的門檻效應檢驗。

參考于驚濤、楊大力（2018）的研究，用DEA 方法測度省域創新效率，并進行政府創新偏好、企業家精神和省域創新效率的門檻面板模型回歸［16］。如圖5 所示，LR 值為0 時，對應的門檻估計值為0.090 0 和 0.160 0，區間［0.080 0，0.100 0］和［0.145 0，0.170 0］都處于95%的置信區間，門檻值有效性檢驗通過。可見，本文的結論依舊穩健。

圖5 替換被解釋變量下門檻值估計與置信區間

借鑒曾鋮等（2018）的研究，用私營企業就業人數占比測度轄區內企業家精神，并檢驗政府創新偏好、企業家精神和省域創新效率的門檻效應［17］。如圖 6 所示，LR 值為 0 時，對應的門檻估計值為0.260 0 和0.400 0，區間［0.230 0，0.270 0］和［0.400 0，0.400 0］都處于95%的置信區間，門檻值有效性的檢驗通過。可見，本文的結論是穩健的。

圖6 替換門檻變量下門檻值估計與置信區間

五、主要結論與政策啟示

（一）主要結論

厘清政府創新偏好、企業家精神和省域創新效率三者之間的關系，對提高國家創新能力、推動創新型國家建設具有重要的意義。一方面，構建數理模型，從理論層面系統探析了政府創新偏好對省域創新效率的影響效應與作用路徑；另一方面，選取2007—2018 年30 個省份的面板數據，基于隨機前沿模型測算省域創新效率，構建面板門檻模型檢驗企業家精神影響下政府創新偏好對省域創新效率的門檻效應。實證結果表明：①政府創新偏好能提高省域創新效率；②引入企業家精神后，政府創新偏好對省域創新效率的影響存在結構性變化，當前亟須提升轄區內企業家精神，強化政府創新偏好對省域創新效率提升的正向影響效應；③考察期內絕大部分省份的企業家精神集聚程度較弱，阻礙了中國創新效率的持續優化。

（二）政策啟示

一是營造良好的制度環境，培育和壯大轄區內企業家精神。鑒于企業家精神對省際創新效率的促進作用，現階段轄區內企業家精神優化的空間較大，故政府應該營造公平公正的營商環境，完善與創新相關的制度體系，重視知識產權保護制度，確保政府創新目標與企業創新目標具有一致性，優化各區域尤其是中西部地區企業家精神的資源配置，進而提升轄區內企業的創新活動積極性，提升整體的創新效率。

二是優化地區人力資源布局體系，確保企業家精神的合理流向。企業家精神作為特殊的人力資源，其配置情況是否最優對創新效率提升至關重要。各省份要在明晰人力資源布局的基礎上，結合自身的優勢要素和劣勢要素，基于市場供求關系，加快地區要素布局力量的建設，提升地區企業家精神的集聚能力，消除要素集聚能力分化現象。政府也應持續完善創新活動的公共服務機制，搭建地區創新人力資源的合作平臺，紓緩企業家精神流動的障礙，拓寬企業家精神流入創新主體的渠道。

三是強化政府創新偏好，優化投入結構，健全財政科技支出績效評價機制。由于低水平的政府創新偏好會抑制地區創新效率的提高，理應秉承創新驅動發展理念，結合政府創新偏好與經濟發展相適應的原則，優化科技財政投入的結構，確保在科技財政政策支持下，要素合理流動到最有效率的創新活動上。同時，由于政府偏好對于不同省份創新影響效果不一，有必要建立科學合理的績效考評機制，動態觀察省域層面的財政資金投入與創新產出協調情況，以創新產出質量和產出貢獻度為導向，細化評價的規則和流程，全面評估考察省域創新的社會和經濟效益。