制度供給、企業家精神與區域創新

林瑤鵬，林柳琳

（1.廣州市社會科學院 財政金融研究所，廣東 廣州 510410；2.中國社會科學院 工業經濟研究所，北京 100732；3.中共廣州市委黨校 習近平新時代中國特色社會主義思想研究中心，廣東 廣州 510030）

一、引言

隨著中國經濟進入新發展階段，改革步入攻堅期與深水區，社會進入轉型期，粗放式經濟增長掩蓋下的創新能力不足、經濟風險與金融風險加劇、生態環境惡化等一系列深層次的問題逐步顯現。當前，中國正處在世界百年未有之大變局和中華民族偉大復興全局的歷史交匯期，經濟發展環境面臨深刻復雜變化。2018 年以來，中美貿易摩擦逐步升溫，引致產業鏈供應鏈動蕩并且以美國為代表的西方國家對中國實施嚴厲的技術封鎖以全面遏制中國崛起[1]。2020 年，由于新冠肺炎疫情防控的嚴峻形勢，世界深處“五失”（疫情失控、經濟失速、政策失靈、民主失范、治理失序）境地[2]。面對國內外發展環境的深刻變化，黨的十九屆五中全會指出，堅持創新在中國現代化建設全局中的核心地位。創新成為應對風險與挑戰的堅實支撐[3]。

一個有效的制度供給有利于突破發展不確定性的困境[4]，有利于促進創新，獲得更多數量與更高水平的創新產出[5]。高照軍、武常歧(2014)認為，制度對創新的作用機制是通過信息與技術在各任務單位間進行稀缺資源的配置，以此激勵員工創新和提升創新能力，進而使創新績效達到最大化[6]。張夢婷、鐘昌標(2015)通過實證研究發現，金融制度與技術成果市場化制度對創新產出的影響并非簡單的線性關系，而是呈倒“U”型關系[7]。Soskice(2001)認為不同的制度環境將產生差異化創新系統[8]。中國區域之間存在制度環境差異，具有知識產權力度大、環境監管有力與鼓勵創新創業的制度環境的區域，往往會走出創新驅動的高質量發展之路，反之，則會導致以山寨取代創新、合謀弱化監管等諸多亂象[9]。

在新發展階段，以新一輪制度供給驅動全面深化改革，激發微觀經濟主體創新創業活力，是提升國家創新能力，釋放增長勢能的關鍵。一個經濟體的內在增長動力源于人力資本、創新和創業的企業家精神[10]。良好的制度環境能為企業家提供好的營商環境[11]，改善企業家境況，促使企業家加大研發投入[12]，并維持高水平的創新產出[13]。因此，制度供給、企業家精神與創新的邏輯與影響機制理應引起學術界更多的關注。那么，區域制度供給怎樣影響創新數量與創新質量？企業家精神在制度供給與區域創新中發揮了何種作用？文章將重點圍繞這幾個方面的問題進行理論與實證研究。除引言部分外，文章其余結構的安排如下：第二部分為研究設計，通過設定研究模型，對變量選取和數據處理作出說明，進行基本統計量的分析；第三部分為實證分析，進行基準回歸參數估計和穩健性檢驗；第四部分為研究結論及啟示，通過對研究觀點進行總結歸納，提出相應的政策措施。

相較于現有研究，文章的主要貢獻在于：第一，將制度供給分為環境保護制度、知識產權制度以及創業制度三個維度予以量化；第二，基于文本檢索方式，文章重點收集并整理2005—2019 年中國各省區市涉及知識產權、環境保護與創業的地方法規、政府規章、規范性文件和工作文件共計102891 份，突破以往分析中難以量化制度供給的瓶頸；第三，研究將企業家精神引入制度供給與創新間的關系討論，細化制度供給對創新的影響機制。

二、研究設計

1.模型設定

區域制度供給水平，如環境保護、知識產權保護等的缺位導致山寨創新或“微創新”的出現，從而影響區域創新質量，掣肘區域經濟增長質量[5]。為此，制度供給以環境保護制度供給、知識產權保護制度供給以及創業制度供給三個維度衡量，對制度供給與區域創新的內在邏輯進行研究，具體的模型設定如式(1)：

其中，Innovit為i 區域t 時期的區域創新。INSTit為制度供給水平。為了控制其他因素對區域創新的影響，借鑒孔令池(2020)的做法[13]，文章選取外商直接投資、金融發展水平、人力資本水平、經濟開放程度作為控制變量納入到模型(1)中。μi為不隨時間變化的個體異質性，εit為隨機擾動項。

完善的制度環境為微觀主體的創新創業活動提供了良好的環境，有利于地區企業家精神的崛起。根據熊彼特的理論，創新依賴于企業家的“創造性破壞”活動，而企業家精神在該活動中發揮著重要作用。從知識外溢視角來看，企業家精神推動知識溢出進而推動區域創新，為此文章借鑒Baron &Kenny(1999)提出的依次檢驗法設定了模型(2)和(3)對企業家精神是否為制度供給影響區域創新的中介變量進行中介效應檢驗，具體模型設定如下：

其中，ENTRit為地區企業家精神，Innovit為i 區域t 時期的區域創新，INSit為制度供給水平，μi為不隨時間變化的個體異質性，εit為隨機擾動項。。根據依次檢驗法模型(1)中制度供給對區域創新的影響系數α1顯著，模型(2)中制度供給對企業家精神的影響系數β1顯著，模型(3)中企業家精神對區域創新的影響系數θ2顯著、θ1的系數不顯著，則說明企業家精神對制度供給影響區域創新具有完全中介效應。若θ1的系數顯著，但是較α1，絕對值下降，則說明企業家精神對制度供給影響區域創新具有部分中介效應。

2.變量選取與數據處理

（1）被解釋變量

制度供給對區域創新的影響可能存在量與質的差異，為此分別進行制度供給對創新數量和創新質量的影響進行分析。文中借鑒袁航、朱承亮(2019)[5]的做法，用專利申請授權量占地區總人口的比，即每萬人專利授權量對創新數量(INN)進行量化；市場的接受程度直接反映了創新質量，為此采用新產品銷售收入占GDP 的比重，即技術商業化程度對創新質量(INQ)進行量化。

（2）解釋變量

核心解釋變量為制度供給(INST)，根據前面的分析，從環境保護制度、知識產權制度以及創業制度的角度對制度供給進行量化。

一是環境保護制度(ENVS)：從北大法寶數據庫收集2005—2019 年中國各省區市涉及污染治理的地方法規、政府規章、規范性文件和地方工作文件的全文文本（文件時效性為“現行有效”，檢索關鍵詞為“環境污染”），然后用地區每萬人的環境保護文件數作為環境制度供給水平。

二是知識產權制度(IPRS)：從北大法寶數據庫收集2005—2019 年中國各省區市涉及知識產權的地方法規、政府規章、規范性文件和地方工作文件的全文文本（文件時效性為“現行有效”，檢索關鍵詞為“知識產權”），然后用地區每萬人的知識產權文件數作為知識產權制度供給水平。

三是創業制度(ENSS)：從北大法寶數據庫收集2005—2019年中國各省區市涉及創業的地方法規、政府規章、規范性文件和地方工作文件的全文文本（文件時效性為“現行有效”，檢索關鍵詞為“創業”），然后用地區每萬人的創業制度文件數作為創業制度供給水平。

（3）中介變量

根據現有研究企業家精神(ENTR)涵蓋了企業家創新精神和企業家創業精神，因此從企業家創新精神和創業精神兩個角度運用熵值法對企業家精神進行綜合評價。測量所用的變量分別為：反映企業家創新精神的專利申請數量、R&D 人員全時當量、R&D 經費內部支出以及反映企業家創業精神的私營企業和個體企業從業人員，以上指標均為正向指標。

（4）控制變量

為了控制其他因素區域創新的影響，文章選取人力資本水平、外商直接投資、經濟開放度、金融發展規模以及城市污染處理能力作為控制變量納入模型中。人力資本反映了地區的人才累積水平，一般而言，人才資本水平越高，地區潛在創新能力越強；外商直接投資反映了地區的境外投資能力以及發生技術逆向溢出實現技術創新的潛在概率；經濟開放度反映了地區的貿易開放程度；金融發展規模反映了地區的金融水平；城市治理能力反映了該地區環境治理能力，上述指標均對區域創新具有一定的影響。

具體的變量量化整理見表1。

表1 變量說明表

（5）數據來源與基本統計量分析

變量為創新數量、創新質量、企業家精神、外商直接投資、經濟開放程度、人力資本、金融發展規模與城市治理能力的相關原始數據（2005—2019 年）均來自于《中國統計年鑒》、中國宏觀數據庫、中國區域經濟數據庫與EPS 數據庫。環境保護制度供給、知識產權保護制度供給與創業制度供給均從北大法寶數據庫采集2005—2019 中國各省區市關于環境、知識產權保護與創業的地方法規、政府規章、規范性文件和地方工作文件的全文文本，并整理所得。

為了避免極端值對研究的影響，文章對上述變量進行了縮尾處理，后續的分析均采用縮尾處理后的數據。表2 為所選變量的描述性統計表，披露了各變量均值、標準差、最大最小值以及峰度和偏度等數字特征。

表2 描述性統計分析表

三、實證分析

1.基準回歸參數估計

經過多重共線性、LM檢驗與固定效應和隨機效應等檢驗，應選擇個體固定效應模型進行上述模型的參數估計。由于異方差性和截面同期相關性等的存在會導致估計的偏誤，為此采用方差-協方差穩健標準誤的PCSE 估計對模型進行修正。最終的參數估計結果見表3。

表3 環境保護制度供給與區域創新的參數估計表

由表3 可知，第二列中ENVS 的系數為-0.3645 且通過了0.05 顯著性水平的檢驗，說明環境保護制度供給對創新數量呈現顯著的反向變動關系；第三列ENVS 的系數為-0.9769 且通過了顯著性檢驗，說明環境保護制度供給對企業家精神具有顯著的影響；第四列ENVS 的系數未通過顯著性檢驗，而ENTR的系數在0.05 的顯著性水平下顯著為正。綜合上述結果可知，環境保護制度供給對創新數量具有顯著的阻礙作用，且企業家精神對環境保護制度供給阻礙創新數量具有完全中介效應。這是因為環境保護制度供給提高了創新門檻，因此對于不符合環境制度要求的專利未能被授權，從而抑制了企業創新數量。第五列ENVS 對創新質量在0.1 的顯著性水平下顯著；第六列ENVS 的系數不顯著，而企業家精神對創新質量具有顯著的積極影響，說明環境保護制度供給雖然不利于創新數量的提升但是提高了創新質量，并且企業家精神在環境保護制度供給推動創新質量的進程中起到完全中介效應。

表4 反映了知識產權保護、企業家精神以及區域創新的關系。第二列IPRS 的系數為0.1666，通過了0.1 顯著性水平的檢驗，說明知識產權保護對創新數量具有顯著的促進作用。第三列IPRS 的系數在0.05 的顯著性水平下顯著為正，第四列IPRS的系數不顯著，而企業家精神在0.05 的顯著性水平下顯著為正，由此結果可知，知識產權保護制度供給促進了創新數量的提升，并且企業家精神在知識產權保護對創新數量中起到完全中介效應。第五列IPRS 的系數在0.05 的顯著性水平下顯著，第六列IPRS 在0.1 的顯著性水平下顯著，企業家精神對創新質量仍然呈現顯著的積極影響，說明知識產權保護制度供給對創新質量的促進作用存在企業家精神的部分中介效應。上述結果表明，知識產權保護推動了創新數量和創新質量，且企業家精神是知識產權保護推動創新的中介變量，這是因為知識產權保護制度使發明創造的價值從無代價模仿到重歸發明者，通過授予發明者專利壟斷權，緩解外部融資約束、降低研發溢出損失、刺激企業創新創業活動的積極性等方面來提高創新水平。

表4 知識產權保護制度供給與區域創新的參數估計表

表5 反映了創業制度供給、企業家精神以及區域創新的關系。第二列估計結果顯示創業制度供給在0.1 的顯著性水平下對創新數量具有顯著的積極影響，第三列在0.1 的顯著性水平下創業制度供給對企業家精神具有顯著的影響，第四列創業制度供給對創新數量的影響有所下降，而企業家精神對創新數量具有顯著的積極影響，說明創業制度供給對創新數量具有微弱的促進作用，企業家精神對創業制度供給促進創新數量的影響具有部分中介效應。第五列結果表明在0.1 的顯著性水平下創業制度供給對創新質量具有顯著的積極影響，第六列企業家精神對創新質量具有顯著的積極影響，創業制度供給對創新質量的影響呈現一定的下降，說明企業家精神對創業制度供給影響創新質量起到部分中介作用。上述結果表明，創業制度供給對區域創新的影響比較微弱，說明創業制度供給推動創新的力度較弱，可能是由于創業制度供給相對于需求而言，仍然是低水平的。

表5 創業制度供給與區域創新的參數估計

2.穩健性檢驗

在前面的基準回歸中，通過靜態面板回歸對制度供給、企業家精神與區域創新的關系進行了檢驗。靜態面板忽略了被解釋變量的滯后變量對研究的影響，且制度供給與區域創新之間可能存在反向因果關系，因此，靜態面板回歸可能存在內生性估計偏誤問題，需要進一步對基準回歸結果進行穩健性檢驗。

文章采用動態面板系統GMM 估計對基準回歸進行再次估計，由于系統GMM 估計可以避免內生性估計偏誤問題，若穩健性檢驗結論與基準回歸結論基本一致，則說明基準回歸是穩健的。文章分別就制度供給對創新數量和創新質量的影響以及企業家精神對上述影響的中介效應進行檢驗，最終結果詳見表6、表7。

由系統GMM估計（表6）可知，AR(1)檢驗的P 值均小于0.05，AR(2)檢驗的P 值均大于0.05，說明上述方程均存在一階序列相關，不存在二階序列相關，滿足系統GMM估計的條件。Sargan 檢驗的P 值均大于0.05，說明上述方程工具變量過度識別是有效的。綜合上述檢驗可知，系統GMM的結果是有效的，并且系統GMM估計結果與基準回歸基本一致，驗證了模型的穩健性。需要說明的是，滯后一期的創新數量對當期的創新數量具有顯著的積極影響，說明創新數量的變動具有一定的持續性。

表6 制度供給、企業家精神與創新數量關系的穩健性檢驗

由AR 檢驗和Sargan 檢驗的結果（表7）可知，上述GMM估計均是有效的。第2～4 列的估計結果表明，環境保護制度對創新質量具有顯著的積極影響，企業家精神是環境保護制度影響創新質量的中介變量。第5～7 列結果表明，知識產權保護制度在0.05 的顯著性水平下對創新質量具有顯著的積極影響，企業家精神是知識產權保護制度影響創新質量的中介變量。第8～10 列結果表明，創業制度供給對創新質量具有顯著的促進作用，企業家精神對創業制度供給對創新質量的影響起到中介作用。綜上，系統GMM 估計結果發現，制度供給提高了創新質量，而企業家精神在制度供給促進創新質量的過程中起到中介變量的作用。

表7 制度供給、企業家精神與創新質量關系的穩健性檢驗

四、主要研究結論與啟示

1.研究結論

文章以環境保護制度供給、知識產權保護制度供給與創業制度供給來衡量制度供給的三個維度，突破了難以量化的制度供給與區域創新的局限，并考慮企業家精神在制度供給與區域創新中的中介作用。

文章基于2005—2019 年省際面板數據，運用面板回歸對制度供給對區域創新數量與質量的關系進行檢驗，并對制度供給的差異引起區域創新的影響是否存在企業家精神的中介效應進行檢驗。研究發現：

第一，環境保護制度供給不僅沒有對區域創新數量起到促進作用，而是具有顯著的阻礙作用，且企業家精神對環境保護制度供給阻礙創新數量具有完全中介效應。這可能是因為地方環境保護制度供給提高了創新門檻，對于不符合環境制度要求的專利未能被授權，從而抑制了企業創新數量。然而，環境保護制度供給雖然不利于區域創新數量的提升，但是提高了區域的創新質量，并且企業家精神在環境保護制度供給推動創新質量的進程中起到完全中介效應。

第二，知識產權保護有利于提升區域創新的數量與質量，且企業家精神是知識產權保護推動創新的中介變量，這是因為知識產權保護制度使發明創造的價值從無代價的模仿到重歸發明者，如此，企業家創新精神會被進一步激發，通過授予發明者專利壟斷權，緩解外部融資約束、降低研發溢出損失、刺激企業創新創業活動的積極性等方式來提高創新水平。

第三，創業制度供給僅對區域創新數量具有微弱的促進作用，企業家精神對創業制度供給促進創新數量的影響也只發揮部分中介效應。這表明，當前區域創業制度供給對創新的影響力有待提高，區域創業制度供給并未完全激發企業家創業、創新與冒險精神。

2.啟示

文章的政策啟示在于：

第一，全面鞏固“高質量發展需要高質量創新”的理念。環境保護制度供給雖然在某種程度上抑制了區域創新數量增加，但卻有利于區域創新質量的提升。當前中國已進入環境高風險期，環境承載能力已達到或接近上限，守住環境安全底線的任務尤為艱巨。應從頂層設計、長效機制的高度出發，加大環境保護制度供給，一方面，要攻克污染治理和生態保護的技術瓶頸，推進環保科技體制改革，提升環保科技創新能力；另一方面，地方政府要從戰略層面到操作層面始終貫穿創新質量的理念，充分發揮環境保護制度對綠色創新、高質量創新的倒逼機制，推動創新的高質量發展。

第二，以提質增效為目標，進一步完善知識產權相關法律法規。加強創新保護，強化知識產權保護的頂層制度設計，優化知識產權制度環境能促進區域創新數量與創新質量的雙向提升。加強創新保護是從制度的源頭增強了創新激勵。在微觀領域，通過提高企業間知識侵權的違法成本來保護企業創新，以期激發企業家創新、創業與冒險精神，加大生產技術性投入，強化生產率的獲得效應，提升企業核心競爭力，進而推動區域創新數量與創新質量的提升；在宏觀領域，有助于建設現代化經濟體系，是構建新發展格局的重要舉措。

第三，加大創業制度供給，增強區域創業吸引力，提升區域創新數量與質量。創業企業是區域創新系統的重要組成部分，是知識、技術與人才等創新要素的聚合體，培育與吸引創業企業、創業人才是加快提升區域創新水平的重要途徑。應進一步營造寬松的市場開放環境，吸引更多的創新創業主體進入，增加各類創業主體的數量；進一步完善創業創新平臺建設、著重提高創新創業平臺的質量與效率效益；提高創新創業服務質量、搭建創新創業教育實踐平臺；提供優質的金融支持政策，加大創業引導基金投入，健全創業企業信用擔保體系與風險投資體系。