金融結構市場化轉型對企業家精神的非線性影響

摘" "要：金融結構市場化轉型為激發企業家精神發揮了重要作用。本文利用1995—2022年省際面板數據，借助于分樣本檢驗、調節效應檢驗和內生動態面板門檻檢驗，考察了金融結構市場化轉型對企業家精神的非線性影響。研究結果表明：金融結構市場化轉型對企業家精神存在顯著的激發效應，該結論在經過穩健性檢驗后依然存在。其激發效應存在非線性影響，即在經濟發展水平較低和市場發育程度較低的階段，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應較弱；在經濟發展水平較高和市場發育程度較高的階段，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應較強。因此，在新發展階段，需要進一步推動金融市場化轉型，建立多元化金融服務體系，完善金融治理體系，以強化金融結構市場化轉型對企業家精神的激發作用。

關" 鍵" 詞：金融結構；企業家精神；市場化轉型

中圖分類號：F832" " " "文獻標識碼：Ａ" " " "文章編號：2096-2517（２０24）０4－0０44－16

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2024.04.005

一、引言

改革開放以來， 中國經濟經歷了40多年的高速增長，逐步實現了從落后的農業國向工業國的轉變，創造了“中國奇跡”，使人民的生活水平和福利狀況得到了顯著改善。中國經濟之所以能夠實現快速發展，其中一個關鍵因素是企業家精神[1-2]。企業家精神的內涵非常豐富，本文借鑒文獻中通常的劃分方法，將企業家精神界定為企業家創業精神和企業家創新精神[3]。隨著要素成本的不斷上升，傳統比較優勢逐漸喪失， 經濟增長速度出現大幅下降，為此需要進一步營造良好的環境， 更好地激發企業家精神，優化企業家精神的配置，以創新經濟增長動力，推動經濟高質量發展[4]。

2023年10月中央金融工作會議提出建設金融強國，推動金融高質量發展。改革開放以來，中國逐步從計劃經濟體制下的金融體系向市場經濟體制下的金融體系轉變，為推動企業家創新創業發揮了重要作用。一方面，金融結構逐漸由四大國有銀行為主導的金融體系向市場化金融結構轉型， 極大地降低了企業家創新創業的融資約束，激發了企業家精神；另一方面，企業家精神的孕育與經濟發展階段和市場發育程度緊密相關，在不同的經濟發展階段和市場發育程度下，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應可能存在不同。因此，需要充分探討改革開放以來金融結構轉型對企業家精神的影響及其非線性效應，這一方面有利于總結改革開放以來金融體系演變在激發企業家精神方面的作用，另一方面為新發展階段通過建設金融強國以激發企業家精神提供重要的借鑒意義。

基于此，本文利用動態面板門檻模型考察金融結構市場化轉型對企業家精神的非線性影響，研究結果表明：第一，金融結構市場化轉型顯著激發了企業家精神；第二，分樣本檢驗表明，相對于經濟發展水平較低和市場發育程度較低的地區而言，在經濟發展水平較高和市場發育程度較高的地區，金融結構市場化轉型更有利于激發企業家精神； 第三，交互協調效應檢驗表明，隨著經濟發展水平和市場發育程度的提高，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應會逐漸增強；第四，內生動態門檻檢驗表明，只有當經濟發展水平和市場發育程度達到一定門檻值以后，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應才顯著增強。

本文的邊際貢獻：第一，研究視角新穎。既有文獻在研究制度環境對企業家精神的影響時主要側重于市場營商環境，而忽視了市場化改革過程中金融系統制度變革對企業家精神的影響。第二，研究方法新穎。既有文獻在利用面板門檻模型時往往選擇靜態面板門檻模型，本文則采用內生動態面板門檻模型，既考慮了被解釋變量的動態效應，又考慮了解釋變量和被解釋變量之間的內生關系，從而可以更好地檢驗門檻閾值。

二、文獻綜述

作為經濟增長的動力[5]，企業家精神的理論內涵極為豐富，迄今為止，學術界對企業家精神尚未形成一個清晰而全面的定義。經濟學理論文獻對企業家精神的討論主要有三個方面：一是強調企業家的創新精神；二是注重企業家的風險承擔能力和冒險精神以及應對市場失衡的能力；三是關注企業家對市場機會的識別能力[1]。李小平等（2017）認為企業家精神包括但不限于創業意識、 創新意識、冒險意識、競爭意識、合作意識、機會敏銳性等[6]。程銳（2019） 認為企業家精神表現為內置于每一個個體決策者內部的企業家才能， 使決策者具有強烈的冒險精神，在激烈的市場競爭中進行創新和創業活動[7]。本文借鑒文獻中通常的劃分方法，即Hébert等（1989）提出的劃分標準，將企業家精神界定為企業家創業精神（Business Entrepreneurship）和企業家創新精神（Innovation Entrepreneurship）[3]。

綜合既有文獻發現，研究影響企業家精神的因素主要從兩個方面展開：一是微觀個體特質對創業行為的影響，二是宏觀市場環境對企業家精神的影響。前者主要表現為個體性別差異、年齡差異、教育水平、認知能力、風險偏好、家庭財富、社會資本和戶籍身份等[8-13]；后者主要表現為宏觀層面經濟集聚特征、城市房價水平、市場制度環境、宗教文化特征、數字經濟等[14-17]。

作為一個發展中轉型國家，中國制度環境發生了巨大變化，越來越多的研究開始關注中國制度環境變遷對企業家精神的影響[18]，這些研究主要集中于市場營商環境。程銳等（2019）研究指出市場化改革強化了市場競爭機制，從而激發了企業家精神[19]。黃亮雄等（2020）研究指出商事制度改革顯著提高了地區創業水平[20]。張敏（2021）發現行政審批制度改革改善了市場營商環境從而激發了企業家精神[21]。張菀洺（2024）認為市場化改革通過降低創業成本、改善融資環境激發了企業家精神[22]。此外，在制度變遷過程中，中國的金融體系也發生了重大變化，逐漸由傳統的銀行主導型金融系統向市場化的金融系統轉型。林毅夫（2014）研究發現，金融體系的市場化轉型在提高資金配置效率、降低企業家決策的融資約束和承擔更高風險等方面發揮著不可忽視的作用[23]。張雪蘭等（2022）研究認為降低銀行集中度，提高銀行競爭程度有利于激發企業家精神[24]。盧盼盼等（2023） 認為新一代信息技術的快速發展促進數字技術與金融融合，推動了數字金融快速發展，為激發企業家精神提供了重要的融資渠道[25]。

由此可見， 關于金融與企業家精神的關系，現有文獻主要集中于金融體系中某一個具體的金融模式，而從宏觀層面來看，我國金融體系經歷了從計劃體制向市場化轉型的過程，因此需要深入梳理和總結中國金融結構的市場化轉型對企業家精神的影響。既有文獻在研究制度環境對企業家精神的影響時主要側重于市場營商環境，而忽視了市場化改革過程中金融系統制度變革對企業家精神的影響。鑒于此， 本文在既有文獻的基礎上，利用1995—2022年省際面板數據，借助于分樣本檢驗、調節效應檢驗和內生動態面板門檻檢驗，考察金融結構市場化轉型對企業家精神的非線性影響。這一方面有利于深化發展中國家金融結構市場化轉型與企業家精神之間的內在關系，另一方面對進一步強化金融服務實體經濟具有一定的指導意義。

三、理論分析與研究假設

企業家精神的發揮需要金融系統的支持。金融的本質在于資金的融通，金融系統利用其獨特的甄別篩選機制，將資金配置給最能夠實施創新和創業活動的企業家，從而有效地篩選出具有較高企業家才能的個體[5]。金融系統通過將經濟體系中閑置、分散的資金集中起來，通過金融機構將集中起來的資金分配給需要資金支持的企業家，緩解企業家的信貸約束，釋放企業家精神[26]。一方面，金融系統通過提供各類資金和金融工具，為企業家提供生產性活動資金；另一方面，金融系統利用其完善的風險分散機制，為企業家提供制度性保險和風險對沖保障[27]。好的金融體系，繁榮的金融市場，完善的金融體制，能夠使企業家在相對較低的成本和風險下進行融資[28]。因此，金融系統通過提供多樣性的融資渠道和分散投資風險，能夠有效地培育和激發企業家精神。

不同的金融結構在配置資金和分散風險方面各有優劣。 銀行主導型金融結構在配置資源、 篩選項目、監督企業和管理風險等方面具有優勢，因而擅長降低那些標準化程度較高、期限較短、風險較低且抵押質量良好的投資項目的市場摩擦[29]。市場主導型金融結構在技術進步和分散風險方面具有優勢，因而更擅長多樣化投資和風險投資，更強調競爭，更有利于激發企業家的創新和創業精神[30]。因此，相對于銀行主導型金融結構，市場主導型金融結構承擔的風險更高，融資渠道更多，融資難度更低[31]。企業家在實施創新和創業活動時， 其投資項目風險往往比既有企業更高，融資難度更高，因此風險承受能力更強、融資渠道更多、融資難度更低的市場主導型金融結構更能夠滿足企業家精神的創業和創新活動[23]。

改革開放以來， 中國金融體制不斷發生變遷。從改革開放初期的以四大國有銀行為主導的金融體系，逐步引入多樣化金融市場，金融結構市場化轉型不斷深入。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，對中小企業尤其是需要實施創業和創新活動企業家的資金配置更少[32]。我國銀行業經過40多年的改革發展， 逐漸引入城市商業銀行等地方型商業銀行，但是銀行業結構依然以大型國有商業銀行為主，其他中小銀行在融資方面占比依然有限， 對培育和激發企業家精神的作用仍然十分微弱。在直接融資市場中，我國逐步引入各類直接融資渠道，包括證券市場、債券市場、風險投資市場、信托市場、期貨市場等，尤其是借助于大數據、云計算發展起來的互聯網金融，提供了更加便捷、高效、多樣的融資工具，極大地緩解了企業家實施創業和創新活動的融資約束，降低了風險系數[33]。直接融資渠道的快速發展， 極大地降低了資金融資成本，擴大了融資渠道，更重要的是能夠承擔更高風險。因此，經過改革開放40多年的發展，我國金融結構市場化轉型彌補了銀行主導型金融體系的融資成本高、 融資渠道單一和風險承受能力低的不足，為培育和激發企業家精神提供了良好的金融市場環境。據此提出以下假設。

假設1：金融結構市場化轉型能夠激發企業家精神。

不同的經濟發展階段對應著不同的金融結構。在經濟發展的不同階段，要素稟賦結構、產業結構、市場風險程度也不同，銀行主導型金融結構和市場主導型金融結構提供的金融服務也不同。在經濟發展水平較低的階段，要素稟賦結構表現為非熟練低技能結構和相對稀缺的資本，產業結構表現為低技術風險可模仿的成熟產業，金融結構往往表現為以銀行主導型為主； 在經濟發展水平較高的階段，要素稟賦結構表現為熟練高技能結構和相對充裕的資本，產業結構表現為高技術風險的無可模仿的原創性新興產業，金融結構往往表現為以市場主導型為主[34]。前者風險低、融資需求少，企業家實施創業和創新活動的創新性、風險性相對較低，對企業家精神的釋放作用有限；后者風險高、融資需求多，企業家實施創業和創新活動具有更大的創新性、風險性，更能釋放企業家精神。當經濟水平不斷提高時，產業風險也會越高， 資金需求也呈現出多樣化、高風險化的特征，而這正是企業家實施創業和創新活動的集中體現[23]。市場主導型金融結構更有助于風險性較高、創新性較強的企業家實施創業和創新活動。因此，隨著經濟發展水平的不斷提高，金融結構也逐漸由銀行主導型向市場主導型轉型，對企業家精神的激發作用也逐漸增強。

金融結構市場化轉型過程中資金配置效率的高低受到市場發育程度的制約，市場發育程度越高的經濟體，資金配置效率越高[35]。金融結構市場化轉型解決了資金配置效率的供給面，即可以提供更多樣化、承受更高風險的金融工具；市場發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家精神的個體考慮實施創業和創新活動。隨著市場發育程度的提高，市場競爭程度越來越高，市場激勵機制越來越健全， 企業家精神越來越活躍[36]。企業家精神只有在市場體制下才能夠得到更好的發揮。當市場發育程度達到一定水平時，企業家精神得到快速激發，此時對能夠承擔高風險且多樣化的資金需求量大幅增加，而金融結構市場化轉型能夠提供更多樣化、承擔風險更大的金融工具和融資渠道，滿足更多企業家實施創業和創業活動所需要的高風險、多樣化資金需求，更有助于激發企業家精神。據此提出以下假設。

假設2：金融結構市場化轉型對企業家精神的激發作用存在非線性關系，即隨著經濟發展水平和市場發育程度的提高，金融結構市場化轉型會更有助于激發企業家精神。

四、研究設計

（一）模型設計

本文首先檢驗金融結構與企業家精神之間的關系，隨后考察金融結構影響企業家精神的非線性關系。因此，本文主要涉及兩個不同的方法：線性系統廣義矩方法（linear system GMM）和動態面板門檻模型（dynamic panel threshold）。其中，線性系統廣義矩又包括兩個方面：第一，分樣本檢驗，以考察不同經濟發展階段和市場發育程度下金融結構市場化轉型對企業家精神的異質性影響；第二，協調效應檢驗，以考察隨著經濟發展階段和市場發育程度的提高，金融結構市場化轉型對企業家精神的邊際遞增效應。

1.線性系統廣義矩

本文首先從全樣本角度考察金融結構市場化轉型對企業家精神的總體影響，隨后利用分樣本考察金融結構市場化轉型對企業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表示企業家精神，entreit-1表示滯后一期的企業家精神；fsit表示金融結構；？琢j表示金融結構對企業家精神的估計系數，主要包括總體層面金融結構市場化轉型對企業家精神的影響程度、高（低）經濟發展程度、高（低）市場化水平下金融結構市場化轉型對企業家精神的影響程度；Xit代表相關控制變量，包括經濟增長率、人力資本水平、城市化率、市場化程度、產業結構、外商直接投資、交通基礎設施、 城鄉收入差距。？淄i表示省份固定效應，？滋t表示時間固定效應，？孜it表示隨機擾動項。 為了克服企業家精神與金融結構之間的反向因果關系，將金融結構滯后項作為工具變量并利用系統廣義矩（SYS-GMM）方法進行估計[37]。

進一步地，為了檢驗金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應會隨著經濟發展水平和市場發育程度的提高而呈現邊際遞增效應，借鑒Zhu等（2020）[37]的做法，即采用金融結構市場化轉型與經濟發展階段、市場化水平交互項進行估計。具體設定如下：

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

？茁Xit+？淄i+？滋t+？孜it （2）

其中，金融結構市場化轉型對企業家精神的邊際效用為■+■fsit。根據理論可知，隨著經濟發展水平的提高，經濟活動風險更高，企業家需要承擔更高風險， 而金融結構市場化轉型能夠更好地滿足要求，從而有利于激發企業家精神；與此同時，隨著市場發育程度的提高， 市場競爭程度越來越激烈，而金融結構市場化轉型能夠為競爭程度更強的企業家提供資金支持。因此，可以預期到■估計系數顯著為正，■估計系數顯著為正。

2.內生動態面板門檻模型

利用分樣本檢驗和交互項檢驗可以論證在不同經濟發展階段和市場發育程度下金融結構市場化轉型對企業家精神的影響是非線性的，但是其忽視了經濟發展階段和市場發育程度的門檻值。因此，為了檢驗經濟發展階段和市場發育程度的門檻值，本文借助Seo等（2016）提出的動態面板門檻模型[38]進行檢驗。動態面板門檻模型發展了靜態面板門檻模型（SPTM）和面板平滑轉換模型（PSTR），將模型擴展為具有潛在內生閾值變量的動態面板，并利用FD-GMM方法進行估計。動態內生面板門檻模型通過放松解釋變量外生假設和閾值變量，以保證解釋變量滿足正態分布。據此設定如下內生動態面板門檻模型：

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的估計系數。當門檻變量小于門檻閾值時，I（pergdpit≤？酌）=1，或者I（markit≤？酌）=1，此時估計得到的系數為？琢L，即當經濟發展階段或市場發育程度低于門檻閾值時，金融結構市場化轉型對企業家精神的影響程度為？琢L；當門檻變量大于門檻閾值時，I（pergdpitgt;？酌）=1，或者I（markitgt;？酌）=1，此時估計得到的系數為？琢H，即當經濟發展階段或市場發育程度高于門檻閾值時，金融結構市場化轉型對企業家精神的影響程度為？琢H。根據前文的分析可知，在模型估計中，？琢H會顯著高于？琢L且表現為顯著為正，即當經濟發展階段和市場發育程度高于門檻閾值時，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發作用得到顯著提高。 工具變量包括外生變量、內生變量的滯后項、時間變量和個體變量。利用supW=supWn（？酌）統計量進行非線性檢驗。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

企業家精神。 由于其內涵的豐富性與多樣性，研究和考量企業家精神成為學術界一大難題，至今尚無一致性的衡量標準。為了盡可能地反映企業家精神，本文借鑒文獻中通常的劃分方法，即Hébert等（1989）提出的劃分標準，將企業家精神界定為企業家創業精神和企業家創新精神[3]。具體而言，第一，企業家創業精神（entre）。本文借鑒李宏彬等（2009）[1]的方法，采用私營企業比率進行衡量，即私營企業和個體企業從業人員占全部從業人員的比重。第二，企業家創新精神（pergranted）。關于企業家創新精神指標的衡量相對統一，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授權數來衡量，即發明、實用新型和外觀設計申請授權數之和除以15～64歲人口總數。企業家創業精神原始數據來源于歷年的《中國統計年鑒》，企業家創新精神原始數據來源于歷年的《中國科技統計年鑒》。

2.核心解釋變量

金融結構市場化轉型。既有文獻將金融結構劃分為銀行主導型金融體系和市場主導型金融體系兩類[39-40]。銀行主導型金融體系強調間接融資，市場主導型金融體系強調直接融資。 本文借鑒Demirguc-Kunt等（2001）[39]的做法，從規模、活力和效率三個維度衡量金融結構。首先，金融結構規模（fssize）反映的是股票市場相對于銀行系統的比重大小，其具體衡量指標為股票市場總市值/銀行貸款；其次，金融結構活力（fsactivity）反映的是股票市場相對于銀行系統的活力， 其衡量指標為股票市場總交易量/銀行貸款；第三，金融結構效率（fsefficiency）反映的是股票市場相對于銀行系統的效率，其衡量指標為（股票市場總交易量/GDP）×銀行凈利差。三個指標數值越大， 金融結構市場化轉型程度越高。股票市場總交易額和股票市場總市值原始數據來源于WIND數據庫，銀行機構貸款余額來源于歷年的《中國金融年鑒》。

3.調節變量

經濟發展階段（pergdp）。借鑒楊子榮等（2018）[41]的做法，采用人均實際GDP表示經濟發展階段，并利用動態面板門檻模型對數據進行自動識別以確定經濟發展階段的門檻值。

市場化程度（mark）。借鑒程銳等（2019）[19]的做法，采用市場化指數表示市場發育程度，經測算得到1995—2022年省際層面市場化指數。

4.控制變量

為了消除因遺漏變量導致內生性問題而引起估計偏誤， 綜合既有文獻加入如下其他控制變量：第一，經濟增長率（rate_gdp）。經濟增長對企業家精神會產生一定的作用， 采用地區人均實際GDP增長率進行衡量。第二，城市化率（urb）。采用非農業人口占總人口比重進行衡量， 加入城市化發展水平，主要考慮到集聚所形成的規模經濟和打破傳統關系網絡的現代城市文化特質。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行衡量，即（小學學歷人口數×6+初中人口數×9+高中學歷×12+大專及以上×16）÷6歲以上人口數。 受教育程度會影響企業家風險預期，從而影響企業家創業和創新。第四，產業結構（ind）。采用產業結構高度進行衡量， 即第三產業比重/第二產業比重。第五，外商直接投資（fdi）。采用外商直接投資占GDP的比重進行衡量。 第六， 交通基礎設施（tran）。采用人均道路面積進行衡量，即（公路+鐵路+水運）/總人口。第七，收入差距（income_gap）。已有文獻研究表明，收入差距對企業家精神存在一定的影響，適度的收入差距對個體決策者提供一定的激勵作用，激發具有企業家才能的個體進行企業家創業和創新活動。 收入差距采用城鄉收入比衡量， 即城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均純收入。

（三）數據說明

以上所用到的原始數據來源于歷年的《中國金融統計年鑒》、WIND數據庫、《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國工業統計年鑒》和各省份歷年的統計年鑒?；跀祿目色@得性和本文研究目標， 本文選取了1995—2022年的相關數據進行實證檢驗，其中刪除了因早年數據缺失相對較多的西藏。

（四）變量的描述性統計

相關變量的統計描述如表1所示。

五、金融結構市場化轉型對企業家精神的線性系統廣義矩檢驗

（一）基準檢驗

本文首先需要檢驗金融結構市場化轉型是否能夠顯著激發企業家精神，即假設1。表2給出了相關檢驗結果。為了更準確地檢驗金融結構市場化轉型對企業家精神的影響，在實證檢驗時需要排除金融結構市場化轉型與企業家精神之間的內生性問題。一方面，在既有文獻的基礎上加入相關控制變量和時間固定效應、省份固定效應，從而克服遺漏變量偏誤；另一方面，在既有文獻的基礎上采用兩階段系統廣義矩（Two Step SYS-GMM）方法進行估計。從表2的AR（1）、AR（2）統計量估計結果來看，AR（1）顯著、AR（2）不顯著，說明隨機擾動項的差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，故擾動項不存在自相關問題。Hansen統計量不顯著，說明不存在弱工具變量問題。由此可見，采用兩階段系統廣義矩進行估計是有效的。

表2的列（1）～列（3）匯報了金融結構規模、金融結構活力和金融結構效率對企業家創業精神的影響。從估計結果來看，三者的估計系數均顯著為正，即金融結構規模、金融結構活力和金融結構效率均能顯著激發企業家的創業精神。 由此說明，金融結構市場化轉型程度越高， 企業家創業精神越活躍。表2的列（4）～列（6）匯報了金融結構規模、金融結構活力和金融結構效率對企業家創新精神的影響。從估計結果來看，三者的估計系數均顯著為正，即金融結構規模、金融結構活力和金融結構效率均能顯著激發企業家創新精神。 由此說明，金融結構市場化轉型程度越高，企業家創新精神越活躍。因此，綜合表2估計結果可知，金融結構市場化轉型能夠顯著激發企業家精神。

（二）穩健性檢驗

為了驗證金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應具有穩健性，本部分主要從如下兩個方面進行穩健性檢驗。

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家創業精神。具體做法為綜合考慮企業家創業精神的數量效應和就業效應以構建省級層面的企業家創業精神。

beit=■×■" （5）

其中，quait表示私營和個體企業戶數，popit表示總人口數，empit表示私營和個體企業從業人員，emp′it表示全部從業人員。■表示人均私營和個體企業數量， 反映企業家創業精神的數量效應；■表示人均私營和個體從業人員數量，反映企業家創業精神的就業效應。根據式（5）計算得到企業家創業精神，估計結果如表3的列（1）～列（3）所示，金融結構規模、活力和效率估計系數均顯著為正。

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受理數替換15～64歲人口中每萬人專利申請授權數。專利申請受理數能夠反映潛在企業家創新能力。 潛在創新能力越高，企業家創新精神就越高。估計結果如表3的列（4）～列（6）所示，金融結構規模、活力和效率估計系數均顯著為正。

因此，綜合表3的估計結果可知，在重新衡量企業家創業精神和創新精神之后，金融結構市場化轉型依然顯著激發了企業家精神。

2.替換解釋變量

本部分重新衡量金融結構規模、金融結構活力和金融結構效率。具體衡量方式如下：金融結構規模采用股票市場總市值除以銀行存款，金融結構活力采用（股票市場總交易/GDP）/（銀行貸款/銀行存款）， 金融結構效率采用股票市場總交易額/GDP。重新衡量金融結構指標后的估計結果如表4所示。表4的列（1）～列（3）匯報了金融結構對企業家創業精神的影響，從估計結果來看，金融結構規模、活力和效率估計系數均顯著為正；表4的列（4）～列（6）匯報了金融結構對企業家創新精神的影響，從估計結果來看，金融結構規模、活力和效率估計系數也均顯著為正。綜合表4的估計結果來看，在重新衡量金融結構之后，金融結構規模、活力和效率均能顯著激發企業家精神，從而進一步說明金融結構市場化轉型能夠顯著激發企業家精神，假設1得證。

（三）分樣本檢驗

為了考察金融結構對企業家精神的非線性影響，借鑒Zhu等（2020）[37]的做法，首先根據經濟發展階段和市場發育程度不同，將樣本劃分為經濟發展水平較高和較低樣本、市場發育程度較高和較低樣本， 然后采用兩階段系統廣義矩方法進行估計。同時，為了檢驗分組樣本估計系數的差異性，本文借鑒連玉君等（2010）[42]的做法，利用經驗P值檢驗組間系數差異性。

1.經濟發展階段的分樣本檢驗

按照傳統的做法，將東部地區劃分為經濟發展水平較高的樣本，將中西部地區劃分為經濟發展水平較低的樣本。表5匯報了相關估計結果。從表5來看，在東部地區樣本中，金融結構規模、活力和效率變量的估計系數均顯著為正，而在中西部地區樣本 中，金融結構規模、活力和效率變量的估計系數基本不顯著。由此說明，相對于經濟發展水平較低的階段而言，在經濟發展水平較高的階段，金融結構市場化轉型更有利于激發企業家精神。

2.市場發育程度的分樣本檢驗

采用均值方法將樣本劃分為市場發育程度較高的樣本和市場發育程度較低的樣本。表6匯報了相關估計結果。從表6來看，在市場發育程度較高的樣本中，金融結構規模、活力和效率變量的估計系數均顯著為正； 而在市場發育程度較低的樣本中，金融結構規模、活力和效率變量的估計系數基本顯著為負。由此說明，相對于市場發育程度較低的階段而言，在市場發育程度較高的階段，金融結構市場化轉型更有利于激發企業家精神。

因此，綜合表5和表6的估計結果可知，在經濟發展的不同階段、市場發育的不同水平下，金融結構市場化轉型對企業家精神的影響存在非線性關系，在經濟發展水平較高和市場發育程度較高的階段，金融結構市場化轉型能夠有效地激發企業家精神。

（四）交互調節效應檢驗

上文利用分樣本方式檢驗了在不同經濟發展階段和市場發育程度下金融結構市場化轉型對企業家精神的非線性影響。為了進一步考察金融結構市場化轉型對企業家精神的影響是否會隨著經濟發展水平和市場發育程度的提高而呈現出邊際遞增效應，本部分借助方程（2）的調節效應模型進行檢驗，結果如表7、表8所示。

表7匯報了金融結構市場化轉型對企業家精神的影響是否會隨著經濟發展水平的提高而呈現出非線性效應。從表7的估計結果來看，金融結構規模、 活力和效率變量的估計系數依然顯著為正，并且其與經濟發展階段變量交互項系數顯著為正。該估計結果符合預期，即■估計系數顯著為正，■估計系數也顯著為正。由此說明，隨著經濟發展水平的提高，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發作用會不斷得到強化。

表8匯報了金融結構市場化轉型對企業家精神的影響是否會隨著市場發育程度的提高而呈現出非線性效應。從表8的估計結果來看，金融結構規模、 活力和效率變量的估計系數依然顯著為正，并且其與市場發育程度變量交互項系數顯著為正。該估計結果符合預期，估計系數也顯著為正。由此說明，隨著市場發育程度的提高，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發作用會不斷得到強化。

因此，綜合表7和表8的估計結果可知，經濟發展階段和市場發育程度在金融結構市場化轉型對企業家精神的影響中存在顯著的調節效應，即隨著經濟發展水平和市場發育程度的提高，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應會逐漸增強。

六、金融結構市場化轉型對企業家精神的內生動態面板門檻效應檢驗

前文通過分樣本和交互項研究發現，金融結構市場化轉型對企業家精神的影響會隨著經濟發展階段和市場發育程度的不同而存在非線性效應。但是其并沒有明確指出經濟發展階段和市場發育程度的門檻值。此外，既有文獻在檢驗門檻值時往往采用靜態面板門檻模型，此模型一方面沒有考慮到被解釋變量的滯后效應，另一方面也沒有考慮到解釋變量和被解釋變量之間的內生性問題。 基于此，Seo等（2016）擴展了靜態面板門檻模型和面板平滑轉換模型[38]，其提出的動態內生面板門檻模型既考慮了模型被解釋變量的動態效應，又考慮了解釋變量與被解釋變量之間的內生性問題。 因此， 在估計時，本文運用Seo等（2016）的模型[38]進行分析，以因變量滯后項、 門檻變量和控制變量作為工具變量。檢驗結果如表9和表10所示。

表9匯報了以經濟發展階段為門檻變量的檢驗結果。從估計結果來看，統計量Treshold均高度顯著，表明存在門檻效應；統計量Linearity Test通過檢驗，表明模型拒絕接受線性關系，即存在非線性關系。從門檻估計結果來看，無論是金融結構規模、活力還是效率，只有當經濟發展階段越過門檻值以后，其系數才顯著為正。也就是說，只有當經濟發展達到一定程度以后，金融結構市場化轉型才能夠顯著激發企業家精神。根據門檻值可以計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，大部分地區經濟發展水平尚未達到經濟發展階段的門檻值。因此，促進經濟發展，強化金融結構市場化轉型對企業家精神的激發作用刻不容緩。

表10匯報了以市場發育程度為門檻變量的檢驗結果。從估計結果來看，統計量Treshold均高度顯著，表明存在門檻效應；統計量Linearity Test通過檢驗，表明模型拒絕接受線性關系，即存在非線性關系。從門檻估計結果來看，無論是金融結構規模、活力還是效率，只有當市場發育程度越過門檻值以后，其系數才顯著為正。也就是說，只有當市場發育達到一定程度以后，金融結構市場化轉型才能夠顯著激發企業家精神。根據門檻值可以計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，部分樣本市場發育程度已經達到市場發育水平的門檻值。因此，穩步推進市場化改革，促進市場發育，是強化金融結構市場化轉型激發企業家精神的重要舉措。

因此，綜合表9和表10的估計結果可知，經濟發展階段和市場發育程度存在顯著的門檻效應，只有當經濟發展水平和市場發育程度達到一定門檻值以后，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應才顯著增強。

七、結論與啟示

資金融通是制約企業家精神的重要因素，而金融結構市場化轉型是優化資金配置的重要體現，因此，金融結構市場化轉型對企業家精神具有重要的影響。本文利用1995—2022年省際面板數據，借助于分樣本檢驗、交互調節效應檢驗和內生動態面板門檻檢驗，考察了金融結構市場化轉型對企業家精神的非線性影響。研究結果表明：第一，金融結構市場化轉型顯著激發了企業家精神；第二，分樣本檢驗表明，相對于經濟發展水平較低和市場發育程度較低的地區而言，在經濟發展水平較高和市場發育程度較高的地區，金融結構市場化轉型更有利于激發企業家精神；第三，交互協調效應檢驗表明，隨著經濟發展水平和市場發育程度的提高，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應會逐漸增強；第四，內生動態門檻檢驗表明，只有當經濟發展水平和市場發育程度達到一定門檻值以后，金融結構市場化轉型對企業家精神的激發效應才顯著增強。

新發展階段需要持續不斷地激勵激發企業家精神。為培育企業家精神，根據本文的研究結論可得到如下啟示：

第一，堅持金融市場化改革方向，助力金融強國建設。 金融強國的建設離不開金融市場化改革，進一步深化并完善市場導向型金融體系，強化直接融資在企業家決策過程中的作用，充分發揮直接融資在促進企業家創業和創新活動方面的作用。加快金融國際化水平，以建設金融強國為目標，推動金融體系高標準建設。

第二，建立多元化的金融服務體系，降低企業家創新和創業的融資約束。一方面，建立健全地方性中小金融機構，降低金融機構的服務門檻。另一方面，加快發展數字金融、金融科技、科技金融，為培育企業家精神提供多元化的金融服務。

第三，完善金融治理，降低金融結構的扭曲程度，實現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行創新和創業活動的領域，減少影子銀行對金融市場的阻礙作用，提高金融市場的運作效率。同時，在促進金融市場化轉型的過程中，也要強調經濟發展和市場發育在金融體系激發企業家精神中的作用。因此，在高質量發展階段，需要重視經濟發展速度和堅持市場化改革，從而更好地發揮金融在激發企業家精神中的作用。

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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

（責任編輯：龍會芳；校對：李丹）

收稿日期：2024-03-22

基金項目：安徽省高校科研社科重點項目“股票回購與企業創新關系研究”（2022AH051610）

作者簡介：岳文忠，男，安徽鳳陽人，副教授，研究方向為數量經濟學。