企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響

企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響

JELClassification:L26,O15,O53一、引言熊彼特(Schumpeter，1934)在其巨著《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》中指出，創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)發(fā)展最重要的驅(qū)動力，而創(chuàng)新則依賴于企業(yè)家的“創(chuàng)造性破壞”活動。熊彼特的這一“創(chuàng)造性破壞”思想受到了許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家的關(guān)注，引發(fā)了一系列關(guān)于企業(yè)家精神（創(chuàng)新）和增長的理論研究（包括但不限于Leibenstein，1968；Leff，1979；Baumol，1990；Schmitz，1989；GrossmanandHelpman，1991；AghionandHowitt，1992；莊子銀，2003；等）。例如，Baumol(1990)進(jìn)一步分析了企業(yè)家精神在生產(chǎn)性部門和非生產(chǎn)性部門的差異化配置帶來的經(jīng)濟(jì)影響。Baumol認(rèn)為一個經(jīng)濟(jì)體能否實現(xiàn)持續(xù)增長，關(guān)鍵在于企業(yè)家精神是配置到創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動中，還是配置到尋租等非生產(chǎn)性活動中。GrossmanandHelpman(1991)以及AghionandHowitt(1992)等人則內(nèi)生化了知識創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新等“創(chuàng)造性破壞”活動對經(jīng)濟(jì)增長的影響，形成了新增長理論的一個重要分支。國內(nèi)學(xué)者莊子銀(2003)在克魯格曼的南北貿(mào)易框架下，將南方企業(yè)家的模仿活動納入到內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長分析。他的理論模型暗示擁有較多企業(yè)家的經(jīng)濟(jì)會有更高的增長率?？傮w來看，大多數(shù)理論文獻(xiàn)都認(rèn)為，一個經(jīng)濟(jì)體所擁有的企業(yè)家精神對其長期持續(xù)增長是至關(guān)重要的。除了在理論方面的進(jìn)一步探索，研究者也試圖定量地分析企業(yè)家精神對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)①（如BeugelsdijkandNoorderhaven，2004；Lazear，2004；Glaear，2007；等）。BeugelsdijkandNoorderhaven(2004)使用自我雇用率(self-employmentrate)作為企業(yè)家精神的代理指標(biāo)，分析了戰(zhàn)后歐洲54個地區(qū)的增長差異。他們發(fā)現(xiàn)企業(yè)家精神是導(dǎo)致這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異的一個重要因素。Glaeser(2007)基于美國城市級數(shù)據(jù)的實證研究也顯示企業(yè)家精神②有助于解釋美國城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異。他發(fā)現(xiàn)，就美國城市而言，用1970年城市具有的企業(yè)家精神（自我雇用率）水平可以預(yù)測該城市未來三十年的人口和收入增長。本文將沿襲現(xiàn)有理論文獻(xiàn)的思路，在增長回歸框架下，利用中國的省級面板數(shù)據(jù)實證分析企業(yè)家精神對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響。我們認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)過去30年來取得的增長奇跡在很大程度上與私營和個體經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展是分不開的。例如統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2006年私營和個體企業(yè)吸納的城鎮(zhèn)就業(yè)已達(dá)1.35億以上，占總就業(yè)人員的18.3%，而在1990年則只有2275萬，占總就業(yè)人口的不到4%，③在改革開放以前則幾乎沒有私營企業(yè)。本文的貢獻(xiàn)在于三個方面：首先，已有的一些研究表明，在一個轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中，企業(yè)家精神對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成功與否是極其重要的。④不幸的是，雖然不少研究者從不同視角考察了中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型取得巨大成功的原因，⑤但是從企業(yè)家精神這一角度來定量分析的實證文獻(xiàn)仍然缺乏。⑥本文的分析將在一定程度上彌補(bǔ)國內(nèi)這方面實證研究的不足。其次，在實證研究中，數(shù)據(jù)測量是否一致往往會對估計結(jié)果產(chǎn)生重大影響?？鐕鲩L回歸分析的一個重要不足就在于各國統(tǒng)計方法的不一致導(dǎo)致變量統(tǒng)計口徑的不一致(Barro，1991)，進(jìn)而影響結(jié)論的可靠性。本文采用中國的省級面板數(shù)據(jù)，可以統(tǒng)一定義企業(yè)家精神的衡量標(biāo)準(zhǔn)，從而可以有效地避免跨國回歸中的變量統(tǒng)計口徑不一致問題。具體而言，我們將企業(yè)家精神分為創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神。最后，本文使用系統(tǒng)廣義矩估計法(systemgeneralizedmethodofmoments)來克服動態(tài)方程中滯后因變量的內(nèi)生性問題，⑦并在這一估計框架下，將滯后30年的國有企業(yè)職工數(shù)占職工總數(shù)的比例(SOE)作為企業(yè)家精神的工具變量，從而一致地估計企業(yè)家精神對經(jīng)濟(jì)增長的因果效應(yīng)。已有關(guān)于企業(yè)家精神和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證文獻(xiàn)大多沒有考慮到企業(yè)家精神這一變量可能的內(nèi)生性問題。經(jīng)濟(jì)增長越快的地區(qū)也可能更容易催生在多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中善于把握市場機(jī)會的企業(yè)家群體。也就是說，企業(yè)家精神可能是經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)果而不是原因。不僅如此，企業(yè)家精神也可能與一些不可觀測的但會影響經(jīng)濟(jì)增長的變量相關(guān)。前者可能導(dǎo)致估計結(jié)果的聯(lián)立性偏誤(simultaneousbias)，后者則可能帶來省略變量偏誤(omittedvariablebias)。不論哪種情況發(fā)生，都將導(dǎo)致企業(yè)家精神變量的內(nèi)生性。此外，由于本文所遵循的增長回歸框架是一個動態(tài)方程，其滯后的因變量一般而言也面臨內(nèi)生性問題。傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)方法（如固定效應(yīng)變換）能在一定程度上減輕這種內(nèi)生性的影響，但這些固定效應(yīng)估計量仍可能是不一致的。在計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，應(yīng)對變量內(nèi)生性問題的一個有效方法便是尋找外生變化的工具變量。本文的實證分析結(jié)果顯示，在1983-2003年的樣本區(qū)間內(nèi)，企業(yè)家精神的確對中國的經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正效應(yīng)。這一估計結(jié)果在控制了可能影響經(jīng)濟(jì)增長的其他人口以及制度變量后依然是穩(wěn)健的。平均而言，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神每增長1個標(biāo)準(zhǔn)差，將提高年均增長率2.88個百分點；企業(yè)家創(chuàng)新精神每增長1個百分點，將提高年均增長率3個百分點。本文余下部分的安排如下：第二部分概述企業(yè)家精神的理論內(nèi)涵和實證測量；第三部分介紹模型設(shè)定和估計方法；第四部分描述數(shù)據(jù)；第五部分報告估計結(jié)果，并對結(jié)果作相應(yīng)的解釋；第六部分總結(jié)全文。二、企業(yè)家與企業(yè)家精神自薩伊以來⑧，經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍將企業(yè)家精神視作是一種重要的生產(chǎn)要素（參見Baumol，1968；Schultz，1980；HébertandLink，1989；等），也是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的最重要驅(qū)動力(Schumpeter，1934；Leff，1979；WennekersandThurik，1999；Glaeser，2007；等）。然而在概念上，學(xué)術(shù)界至今尚未形成關(guān)于企業(yè)家精神的一個清晰而全面的定義。⑨根據(jù)HébertandLink(1989)以及WennekersandThurik(1999)的綜述，經(jīng)濟(jì)學(xué)理論文獻(xiàn)對企業(yè)家精神的討論可以劃分為三個相互聯(lián)系但又各有側(cè)重的流派：一是以熊彼特(Schumpeter，1934)和Baumol(1968，1990)為代表的德國學(xué)派，強(qiáng)調(diào)企業(yè)家的創(chuàng)新精神；二是以奈特(Knight，1921)和舒爾茨(Schultz，1980)為代表的新古典學(xué)派，注重于企業(yè)家的風(fēng)險承擔(dān)能力和冒險精神以及應(yīng)付市場失衡的能力；三是Mises(1951)和Kirzner(1973)為代表的奧地利學(xué)派，關(guān)注于企業(yè)家對市場機(jī)會的識別能力。然而在實證研究中，我們無法對上述企業(yè)家精神的所有理論內(nèi)涵進(jìn)行準(zhǔn)確的測度。此外，由于本文是基于宏觀數(shù)據(jù)的實證分析，因而我們也不可能衡量企業(yè)家精神的微觀特質(zhì)（如自信心）。盡管如此，已有的研究顯示宏觀數(shù)據(jù)的企業(yè)家精神指標(biāo)在一定程度上仍能體現(xiàn)微觀的加總效應(yīng)?？紤]到企業(yè)家精神諸內(nèi)涵的相對重要性以及數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒HébertandLink(1989)，將企業(yè)家精神限制在兩個方面：一是“新的進(jìn)入”，即企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)精神（BusinessEntrepreneurship，簡記為BE）。企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神是指任何建立新企業(yè)的行為，包括自我雇傭、建立新企業(yè)等。從理論上來說，企業(yè)家所擁有的成就需要、內(nèi)部控制和冒險精神等特質(zhì)都可能影響其創(chuàng)業(yè)行為?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的衡量，一般選用自我雇傭比率、企業(yè)所有權(quán)比率、企業(yè)進(jìn)入率和退出率等（如GeorgellisandWall，2000；BeugelsdijkandNoorderhaven，2004；AudretschandFritsch，2003；Glaeser，2007；等）。遵循這一傳統(tǒng)，本文選擇個體和私營企業(yè)所雇傭的工人數(shù)占總就業(yè)人口的比率（簡稱私人企業(yè)比率）作為衡量企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的指標(biāo)。二是企業(yè)家的創(chuàng)新精神（InnovationEntrepreneurship，簡記為IE）。企業(yè)家的創(chuàng)新精神是熊彼特“創(chuàng)造性破壞”思想的核心?，F(xiàn)有的實證研究對企業(yè)家創(chuàng)新精神的衡量主要是專利或發(fā)明數(shù)量（如Acsetal.，1996；Wongetal.,2005等）。Acs(1996)采用每千人發(fā)明數(shù)量作為衡量創(chuàng)新活動的指標(biāo)，而Wongetal.(2005)使用發(fā)明專利數(shù)量除以生產(chǎn)總值作為創(chuàng)新活動的指標(biāo)?？偟膩碚f，由于專利數(shù)量計算比較簡單，且較易獲得，所以被廣泛采用。我們用專利申請量來衡量企業(yè)家的創(chuàng)新精神。三、模型設(shè)定和估計方法沿襲基于穩(wěn)定狀態(tài)的經(jīng)典增長回歸框架（參見BarroandSala-I-Martin，1995），本文的實證模型如下式所示：⑩為了克服動態(tài)方程中滯后因變量的內(nèi)生性問題，本文采用廣義矩估計法(GMM)(12)來估計增長回歸方程(1)。根據(jù)ArellanoandBond(1991)，GMM估計法的基本思路可分為兩步：首先是對回歸方程進(jìn)行一階差分變換以消除地區(qū)固定效應(yīng)，然后將滯后變量作為差分方程中相應(yīng)的內(nèi)生變量的工具變量(instrumentalvariable)估計差分方程，(13)由此得到的估計量為一階差分廣義矩估計量（firstdifferencedGMMestimator，簡記為DIF-GMM）。不過，DIF-GMM估計較易受弱工具變量和小樣本偏誤的影響，ArellanoandBover(1995)和BlundellandBond(1998)在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步提出了系統(tǒng)廣義矩估計量（systemGMMestimator，簡記為SYS-GMM）。SYS-GMM估計量在DIF-GMM估計量的基礎(chǔ)上進(jìn)一步使用了水平方程的矩條件，將滯后變量的一階差分作為水平方程中相應(yīng)的水平變量的工具。(14)本文將報告SYS-GMM估計值。如我們在引言中所述，企業(yè)家精神（BE和IE）在回歸中可能是一個內(nèi)生變量。差分變換并不能消除企業(yè)家精神變量潛在的聯(lián)立性偏誤，而且，如果其他隨時間變化的未觀測因素影響企業(yè)家精神變量的話，那么省略這些變量仍將導(dǎo)致參數(shù)估計的偏誤。為了克服上述企業(yè)家精神變量的內(nèi)生性，本文使用滯后30年的國有企業(yè)職工數(shù)占職工總數(shù)的比率(15)(SOE)作為解釋企業(yè)家精神（BE和IE）的工具變量。在改革開放前，國有企業(yè)只需按部就班地執(zhí)行政府計劃，這不僅抹煞了企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人和職工的生產(chǎn)積極性，也在很大程度上限制甚至扼殺了他們的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新精神。因而從理論上，我們預(yù)期改革開放前國有企業(yè)就業(yè)人員比重較大的省份其企業(yè)家精神較低或企業(yè)家較少。四、數(shù)據(jù)本文使用的數(shù)據(jù)根據(jù)《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》等相關(guān)的統(tǒng)計資料整理計算而得。數(shù)據(jù)涉及1983-2003年間中國大陸29個省份的人口和經(jīng)濟(jì)變量，其中西藏因為數(shù)據(jù)不完整沒有被包括，重慶與四川合并以保證統(tǒng)計口徑的一致性。需要說明的是，為了減少產(chǎn)出變量的序列相關(guān)性以及經(jīng)濟(jì)波動對變量測量誤差的影響，(16)除了滯后變量取初始值外，其他解釋變量均取五年平均值。以1983-1988年這一增長區(qū)間為例，系1983年人均實際產(chǎn)出的對數(shù)值；企業(yè)家精神、人力資本、儲蓄率以及其他人口和制度變量則取五年內(nèi)的平均值。表1給出了各變量的定義性描述和統(tǒng)計特性?？梢园l(fā)現(xiàn)，在樣本區(qū)間內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)都經(jīng)歷了快速增長，人均實際產(chǎn)出年均增長在8%左右。企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神指標(biāo)(BE)相對較低(6.9)，且分布不均勻（標(biāo)準(zhǔn)差為6.0）；企業(yè)家創(chuàng)新精神指標(biāo)(IE)為7.09，標(biāo)準(zhǔn)差為1.32。其他變量的地區(qū)差異也較顯著。以學(xué)齡兒童入學(xué)率為例，貴州、云南和青海三地平均只有40%，而浙江、上海和北京則接近100%。五、估計結(jié)果這一節(jié)中，我們分別報告企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神對經(jīng)濟(jì)增長的影響的估計結(jié)果。（一）企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對經(jīng)濟(jì)增長的影響我們首先將企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量(BE)作為外生變量進(jìn)入增長回歸，估計結(jié)果報告在表2的第(1)—(3)列中。表2的第(1)列僅在標(biāo)準(zhǔn)的增長回歸中引入了企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量。可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量的系數(shù)為0.01，且在1%置信水平下顯著。這表明企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)。初始產(chǎn)出水平的系數(shù)為負(fù)且在統(tǒng)計上顯著異于零，表明省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)增長存在收斂跡象。此外，回歸的漢森工具變量過度識別檢驗(17)顯示，我們不能拒絕GMM估計中工具變量有效的原假設(shè)(p＞0.1)。Arelleno-Bond序列相關(guān)檢驗(18)也表明，統(tǒng)計上不能夠拒絕不存在二階序列相關(guān)性的原假設(shè)。不過，第(1)列回歸可能遺漏了增長方程中的其他重要變量。新增長理論認(rèn)為人力資本對經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用(Romer，1986)。直覺上，人力資本與企業(yè)家精神變量可能是相關(guān)的，因而遺漏人力資本變量可能導(dǎo)致省略變量偏誤。為盡可能減少這種估計偏誤，我們在第(2)列中分別引入了學(xué)齡兒童入學(xué)率和中學(xué)入學(xué)率兩個變量以控制人力資本積累率的影響。結(jié)果顯示，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量的系數(shù)略有上升(0.011)，且系數(shù)依舊在1%水平上統(tǒng)計顯著。人力資本變量也具有理論預(yù)期的符號。進(jìn)一步地，已有研究也表明諸如出生率(LiandZhang，2007)、撫養(yǎng)率(BloomandWilliamson，1998)、政府規(guī)模(Barro，1991)、開放程度等市場環(huán)境和制度變量(LevineandRenelt，1992)也可能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。如果企業(yè)家的產(chǎn)生與這些因素相關(guān)(19)，遺漏這些變量亦會影響企業(yè)家精神的系數(shù)估計。在表2的第(3)列中，我們進(jìn)一步加入了出生率、老年人口撫養(yǎng)率、政府支出規(guī)模和FDI份額等變量以控制人口結(jié)構(gòu)、市場環(huán)境和制度對經(jīng)濟(jì)增長的影響。我們發(fā)現(xiàn)，在引入所有這些變量后，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量的系數(shù)(0.011)和統(tǒng)計顯著性沒有發(fā)生大的變化。這表明，我們的估計結(jié)果是相當(dāng)穩(wěn)健的?；貧w結(jié)果也顯示，出生率和政府支出規(guī)模等變量對于經(jīng)濟(jì)增長有預(yù)期的負(fù)效應(yīng)，而人力資本、FDI份額等變量對經(jīng)濟(jì)增長有預(yù)期的正效應(yīng)，盡管有些變量的估計系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著。(20)盡管如此，如第三節(jié)所述的那些原因，企業(yè)家精神這一變量有可能是內(nèi)生的，所以這些系數(shù)估計仍有可能是不一致的。為了進(jìn)一步證實這種正效應(yīng)是因果性的，我們進(jìn)而使用滯后30年的國有企業(yè)職工比率作為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量的工具（表2第(4)—(6)列）。第(4)列回歸依舊只包括企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神、初始的產(chǎn)出水平、投資率和時期虛擬變量。結(jié)果顯示，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量對經(jīng)濟(jì)增長仍然具有顯著的正效應(yīng)，且系數(shù)有較大幅度的上升(0.022)。在第(5)和(6)列中，我們相繼引入了其他控制變量。我們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量的系數(shù)和顯著性程度均沒有發(fā)生大的變動（0.026和0.024），其他變量也都有預(yù)期的符號。為了粗略地檢驗GMM估計的有效性，(21)我們做了包含所有協(xié)變量的混合OLS估計和固定效應(yīng)估計，結(jié)果顯示滯后變量logy[,t-1]的系數(shù)區(qū)間為(-0.575，-0.163)。該區(qū)間包含了第(6)列回歸中l(wèi)ogy[,t-1]的系數(shù)-0.21，表明SYS-GMM估計是可靠的。(22)此外，與第(3)列相比，老年人口撫養(yǎng)率仍有不合預(yù)期的正效應(yīng)，但顯著性水平有所下降。上述穩(wěn)健性分析表明企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神變量的確對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。給定企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的系數(shù)估計值為0.024，簡單計算表明，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神(BE)每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差將促進(jìn)年均經(jīng)濟(jì)增長率提高2.88個百分點。(23)數(shù)量上，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是顯著的。（二）企業(yè)家創(chuàng)新精神對經(jīng)濟(jì)增長的影響作為對企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的補(bǔ)充，我們現(xiàn)在轉(zhuǎn)而使用專利申請數(shù)量作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的指標(biāo)，分析這一變量的增長效應(yīng)。在表3的第(1)—(3)列回歸中，我們假定企業(yè)家創(chuàng)新精神變量(IE)是外生的。第(1)列回歸僅包含了企業(yè)家創(chuàng)新精神、初始的人均產(chǎn)出水平、投資率和三個時期虛擬變量。我們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家創(chuàng)新精神變量對經(jīng)濟(jì)增長盡管有理論預(yù)期的正效應(yīng)，但系數(shù)即使在10%水平上也不顯著。不過，初始的人均產(chǎn)出水平和投資率的系數(shù)具有理論預(yù)期的符號，而且漢森過度識別檢驗顯示不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)。在第(2)—(3)列回歸中，我們進(jìn)一步控制了入學(xué)率、出生率、撫養(yǎng)率、政府支出規(guī)模以及FDI份額等可能影響經(jīng)濟(jì)增長的因素，發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神變量的系數(shù)和統(tǒng)計顯著性程度均大幅下降，其他協(xié)變量的系數(shù)或者不具有預(yù)期的符號或者統(tǒng)計不顯著。不僅如此，除了第(3)列回歸通過了所有統(tǒng)計檢驗外，前兩列或者不能通過漢森工具變量過度識別檢驗或者不能通過序列相關(guān)檢驗。此外，初始的人均產(chǎn)出水平的系數(shù)符號也出現(xiàn)或正或負(fù)的變化。企業(yè)家創(chuàng)新精神變量的系數(shù)大幅變動暗示這些控制變量可能與企業(yè)家創(chuàng)新精神是相關(guān)的。如前所述，企業(yè)家精神可能是內(nèi)生的。為了克服這一潛在的內(nèi)生性，我們在第(4)—(6)列回歸中同樣使用滯后30年的國有企業(yè)職工比率作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的工具變量。與第(1)—(3)列相比，第(4)列回歸顯示，企業(yè)家創(chuàng)新精神變量的系數(shù)大小和統(tǒng)計顯著性程度均大幅地增加。企業(yè)家創(chuàng)新精神每增加1個百分點，將促進(jìn)5年期間經(jīng)濟(jì)增長率提高15%（或提高年均經(jīng)濟(jì)增長率3%）。漢森過度識別檢驗和Arelleno-Bond序列相關(guān)檢驗的p值均顯示，模型能很好地通過這些統(tǒng)計檢驗。第(5)—(6)列回歸進(jìn)一步控制了其他協(xié)變量。我們發(fā)現(xiàn)，與第(4)列相比，企業(yè)家創(chuàng)新精神變量的系數(shù)略有變動（0.118和0.182），統(tǒng)計顯著性程度也略有提高。值得注意的是，與表3中的第(6)列相比，在控制所有其他變量的第(6)列中，撫養(yǎng)率的系數(shù)符號變?yōu)樨?fù)，且在5%水平上顯著異于0，而政府支出規(guī)模對增長表現(xiàn)為顯著的正效應(yīng)。如前所述，這些系數(shù)的變化暗示這些變量可能也是內(nèi)生的。盡管如此，企業(yè)家精神這一變量對經(jīng)濟(jì)增長仍具有顯著的正效應(yīng)。初始的人均產(chǎn)出水平的系數(shù)和顯著性程度雖略有變化，但符號始終為負(fù)且都在1%水平上顯著。這表明使用外生工具變量后的GMM估計結(jié)果是穩(wěn)健的。六、結(jié)論在中國經(jīng)濟(jì)從計劃向市場、從封閉到開放這樣一個特殊的轉(zhuǎn)型環(huán)境下，企業(yè)家所特有的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新精神不僅對微觀企業(yè)的生存和發(fā)展會帶來決定性的影響，而且對整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也是極其重要的。本文利用中國1983-2003年省級面板數(shù)據(jù)，將企業(yè)家精神變量引入增長回歸分析，實證分析了企業(yè)家精神對經(jīng)濟(jì)增長的影響。我們將企業(yè)家精神更具體地區(qū)分為創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神，并使用私營企業(yè)比率和專利申請數(shù)量來衡量這些變量。我們使用滯后30年的國有企業(yè)職工比率作為企業(yè)家精神變量的工具，以克服該變量可能的內(nèi)生性。本文的估計結(jié)果顯示，在樣本區(qū)間內(nèi)，企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新精神都對中國的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了顯著的正效應(yīng)。平均而言，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神每增長1個標(biāo)準(zhǔn)差，將提高年均增長率2.88個百分點；企業(yè)家創(chuàng)新精神每增長1個百分點，將提高年均增長率3個百分點。也就是說，企業(yè)家精神越集中的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快。這一結(jié)論在控制了一些人口結(jié)構(gòu)和制度變量后仍然是穩(wěn)健的。本文的結(jié)論為熊彼特等人關(guān)于企業(yè)家精神是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動力這一論斷提供了來自轉(zhuǎn)型國家的經(jīng)驗證據(jù)。本文的結(jié)論也有助于解釋所謂的“浙江現(xiàn)象”。就自然資源稟賦和國家的資本投入而言，浙江省并不優(yōu)越甚至落后于全國平均水平，但是憑借活躍的私營經(jīng)濟(jì)，浙江自改革開放來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度遠(yuǎn)高于其他大多數(shù)省份。這表明能否制定有利于發(fā)揮企業(yè)家精神的制度和政策對于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展來說是至關(guān)重要的。注釋：①還有一些實證研究著重討論了企業(yè)家精神的決定因素（如BlanchflowerandOswald，1998；GeorgellisandWall，2000）。②除了自我雇用率外，Glaeser(2007)還使用小企業(yè)數(shù)量來衡量企業(yè)家精神。③數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局，《中國統(tǒng)計年鑒2007》，中國統(tǒng)計出版社，表5-2。④例如McMillanandWoodruff(2002)對俄羅斯、波蘭、中國以及越南等轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的分析認(rèn)為，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)能否取得成功在很大程度上取決于企業(yè)家的活動。那些對企業(yè)家活動限制過多的經(jīng)濟(jì)體往往經(jīng)濟(jì)績效也較差。BerkowitzandDejong(2005)對前蘇聯(lián)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異的研究結(jié)果表明，考慮了初始條件和政策改革措施的差異，企業(yè)家活躍程度與蘇聯(lián)解體后該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長在統(tǒng)計上呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)系。⑤這些研究集中于探討發(fā)展戰(zhàn)略、經(jīng)濟(jì)開放程度、外商直接投資或者基礎(chǔ)設(shè)施等因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響(ChenandFleisher，1996；Baoetal.,2002；魏后凱，2002；林毅夫和劉培林，2003；等）。⑥國內(nèi)學(xué)者也曾做過一些理論分析和綜述分析，如莊子銀(2003)，魯傳一和李子奈(2000)等。ChenandFeng(2000)在分析1978-1989年各省區(qū)增長差異時，認(rèn)為私營企業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中起到了關(guān)鍵的促進(jìn)作用。⑦對估計方法的詳細(xì)介紹請參見本文第二節(jié)。關(guān)于GMM方