李元旭 曾 鋮

(復旦大學 管理學院，上海 200433；南京郵電大學 現(xiàn)代郵政學院，南京 210003)

自2010年以來，中國經(jīng)濟震蕩下行。GDP增速換擋的背后是全要素生產(chǎn)率(TFP)增速的持續(xù)下滑。研究顯示，中國TFP增速在2008年迅速回落，即使在全球經(jīng)濟危機影響逐步消除、歐美發(fā)達國家和金磚國家TFP反彈或恢復平穩(wěn)增長的情況下，我國TFP增速的下降趨勢仍然沒有停止。TFP對經(jīng)濟增長的拉動作用在2013年接近于零，2014年轉(zhuǎn)向負拉動。[注]劉明康：《中國的全要素生產(chǎn)率研究——現(xiàn)狀、問題和對策》，香港中文大學《全球經(jīng)濟及金融研究所研究專論》第四十四號，2016年。朱子云：《中國經(jīng)濟增長的動力轉(zhuǎn)換與政策選擇》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2017年第3期。中國經(jīng)濟開始經(jīng)歷增長階段的根本轉(zhuǎn)換。不同階段以其不同的質(zhì)態(tài)相區(qū)別，高速增長和高質(zhì)量發(fā)展即是區(qū)別這兩個發(fā)展階段不同質(zhì)態(tài)的概念表達。[注]金碚：《關(guān)于“高質(zhì)量發(fā)展”的經(jīng)濟學研究》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2018年第4期。正如十九大報告所指出的，“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段”。

從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，不僅僅是經(jīng)濟增長方式和動力轉(zhuǎn)變，也是一個體制改革和機制轉(zhuǎn)換過程。關(guān)于增長方式和動力轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新被普遍認為是高質(zhì)量發(fā)展的第一動力。[注]任保平、文豐安：《新時代中國高質(zhì)量發(fā)展的判斷標準、決定因素與實現(xiàn)途徑》，《改革》2018年第4期。陳昌兵：《新時代我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展動力轉(zhuǎn)換研究》，《上海經(jīng)濟研究》2018年第5期。如果不能適時轉(zhuǎn)換經(jīng)濟增長的動力機制，從要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向效率驅(qū)動乃至創(chuàng)新驅(qū)動，將會面臨“中等收入陷阱”鎖定的危險。[注]張德榮：《“中等收入陷阱”發(fā)生機理與中國經(jīng)濟增長的階段性動力》，《經(jīng)濟研究》2013年第9期。創(chuàng)新具有不同的類型，[注]如技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、商業(yè)模式創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、戰(zhàn)略創(chuàng)新等。其中技術(shù)創(chuàng)新具有特別重要的意義，因而受到更大的關(guān)注。關(guān)于體制機制轉(zhuǎn)換，國內(nèi)學者普遍認為傳統(tǒng)增長方式的根源在于政府主導型經(jīng)濟體制，[注]吳敬璉著：《中國增長模式抉擇》，上海：遠東出版社，2006年，第160頁。改革的關(guān)鍵在于政府必須重新定位自己應(yīng)該在多大程度上參與經(jīng)濟社會事務(wù)。[注]張勇、古明明：《政府規(guī)模究竟該多大?——中國政府規(guī)模與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究》，《中國人民大學學報》2014年第6期。但是關(guān)于政府對經(jīng)濟發(fā)展的作用，以及政府規(guī)模究竟該多大，卻始終存在爭議。為此，本文嘗試將政府規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、高質(zhì)量發(fā)展納入同一個分析框架。

進一步地，中國經(jīng)濟要轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，經(jīng)濟活動的微觀基礎(chǔ)也要發(fā)生相應(yīng)的變化，需要有更多有效配置資源、創(chuàng)造高價值、優(yōu)秀商業(yè)模式的企業(yè)出現(xiàn)，而這離不開企業(yè)家精神的微觀支持。企業(yè)家作為一種稀缺性人力資源，是推動高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵主體。[注]張軍擴：《高質(zhì)量發(fā)展需要大力弘揚企業(yè)家精神》，《中國發(fā)展觀察》2018年第8期。此外，通過文獻梳理和前期研究，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)家精神與政府規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新之間存在著密切的互動關(guān)系，并可能在二者推動高質(zhì)量發(fā)展的過程中扮演了重要的“中樞”角色。基于這種認識，本文以企業(yè)家精神作為關(guān)鍵的中介變量，構(gòu)建政府規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的理論假說，并運用我國省級面板數(shù)據(jù)和結(jié)構(gòu)方程模型實施概念化建模和驗證性分析。

本文的研究意義和可能的創(chuàng)新點在于：(1)本文嘗試在同一個分析框架內(nèi)，以企業(yè)家精神為中介變量，與政府規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、高質(zhì)量發(fā)展等變量產(chǎn)生聯(lián)系與互動，希望從經(jīng)濟運行的全局視角刻畫新時代我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的機理和路徑，以凸顯企業(yè)家精神作為熊彼特意義上“經(jīng)濟增長的國王”的重要地位。這有助于更好地理解新常態(tài)下中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，也是對近期中共中央、國務(wù)院頒布《關(guān)于營造企業(yè)家健康成長環(huán)境 弘揚優(yōu)秀企業(yè)家精神 更好發(fā)揮企業(yè)家作用的意見》(以下簡稱《意見》)的及時回應(yīng)。(2)本文研究表明，政府規(guī)模對高質(zhì)量發(fā)展的影響作用具有兩面性，這支持了一種辯證性的觀點，即更好地發(fā)揮政府的作用是促進高質(zhì)量發(fā)展的不可或缺因素，但是政府的不當或過度干預又可能成為損害發(fā)展質(zhì)量的不利因素。本文基于中國式分權(quán)的制度語境進行了理論分析，并從政府支出結(jié)構(gòu)調(diào)整、職能轉(zhuǎn)變、政績考核方式等角度給出了政策建議。(3)R&D是技術(shù)創(chuàng)新的重要表現(xiàn)，實證結(jié)果顯示R&D并不能直接推動高質(zhì)量發(fā)展，而是必須經(jīng)由企業(yè)家精神的中介作用而間接地實現(xiàn)。本文援引“知識溢出創(chuàng)業(yè)”理論予以解釋，指出R&D投資并不會自動地帶來創(chuàng)新領(lǐng)先，在創(chuàng)新政策導向上應(yīng)從片面強調(diào)擴大R&D投入轉(zhuǎn)向更加重視企業(yè)家精神的相關(guān)制度。這有助于認清和規(guī)避創(chuàng)新發(fā)展的誤區(qū)，為創(chuàng)新型國家和創(chuàng)新型城市建設(shè)提供有益的政策啟示。

一、 理論分析與假設(shè)界定

(一) 核心概念界定

高質(zhì)量發(fā)展具有豐富性內(nèi)涵和多維性特征。金碚(2018)認為高質(zhì)量發(fā)展是能夠更好滿足人民不斷增長的真實需要的經(jīng)濟發(fā)展方式、結(jié)構(gòu)和動力狀態(tài)，其質(zhì)態(tài)體現(xiàn)在經(jīng)濟、社會、政治、文化等多領(lǐng)域。[注]金碚：《關(guān)于“高質(zhì)量發(fā)展”的經(jīng)濟學研究》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2018年第4期。任保平(2018)認為高質(zhì)量發(fā)展的判斷標準應(yīng)包含經(jīng)濟發(fā)展的有效性、協(xié)調(diào)性、創(chuàng)新性、持續(xù)性和分享性等方面。[注]任保平、文豐安：《新時代中國高質(zhì)量發(fā)展的判斷標準、決定因素與實現(xiàn)途徑》，《改革》2018年第4期。陳昌兵(2018)認為，高質(zhì)量發(fā)展的根本在于提高勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率，要求向人力資本積累和創(chuàng)新驅(qū)動的增長方式轉(zhuǎn)型。[注]陳昌兵：《新時代我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展動力轉(zhuǎn)換研究》，《上海經(jīng)濟研究》2018年第5期?；趯嵶C研究的需要，本文借鑒陳昌兵(2018)的觀點，以增長方式集約化轉(zhuǎn)變作為高質(zhì)量發(fā)展的主要內(nèi)涵，以生產(chǎn)率(特別是勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率)作為高質(zhì)量發(fā)展的衡量標準。

政府規(guī)模(government size)反映了政府在經(jīng)濟活動中的擴張程度。一般來說，政府規(guī)模越大，其控制的經(jīng)濟資源越多，這意味著它更容易滲透到經(jīng)濟運行的各個方面，對于市場具有更強的干預和控制能力。[注]汪德華、張再金、白重恩：《政府規(guī)模、法治水平與服務(wù)業(yè)發(fā)展》，《經(jīng)濟研究》2007年第6期。財政收支規(guī)模被認為是衡量政府經(jīng)濟活動擴張程度的最明顯指標，而實證文獻多以財政支出作為衡量尺度，這是因為現(xiàn)代經(jīng)濟中增值稅、所得稅等稅收手段大大加強，財政收入一般不再是困擾政府的主要問題，政府關(guān)注的重點是確定合理的財政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)。[注]呂冰洋：《從市場扭曲看政府擴張:基于財政的視角》，《中國社會科學》2014年第12期。遵循這一慣例，本文以財政支出規(guī)模反映地方政府規(guī)模的大小。

企業(yè)家精神(entrepreneurship)是本文的分析重點。與關(guān)注個體層面的企業(yè)家特質(zhì)不同，近年來的經(jīng)驗研究普遍借鑒產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學的思想，利用企業(yè)家活動的宏觀數(shù)據(jù)作為代理指標，廣泛分析一個地區(qū)或國家范圍內(nèi)基于企業(yè)家精神的就業(yè)、增長、貿(mào)易、知識溢出等經(jīng)濟社會效應(yīng)，[注]Z.J.Acs, D.B.Audretsch, P.Braunerhjelm, B.Carlsson, “The Missing Link: The Knowledge Filter and Entrepreneurship in Endogenous Growth,”CEPR Discussion PaperNo. 4783 (2004).[注]李宏彬、李杏、姚先國、張海峰、張俊森：《企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對中國經(jīng)濟增長的影響》，《經(jīng)濟研究》2009年第10期。以及制度、文化、人口、教育、集聚經(jīng)濟等因素對企業(yè)家精神的影響作用。[注]E.L.Glaeser, “Entrepreneurship and the City,”NBER Working PaperNo.13551 (2007).[注]D.Audretsch, D.Dohse, A.Niebuhr, “Cultural Diversity and Entrepreneurship: A Regional Analysis for Germany,”The Annals of Regional Science45.1 (2010): 55-85.[注]張萃：《什么使城市更有利于創(chuàng)業(yè)?》，《經(jīng)濟研究》2018年第4期。其背后的邏輯在于：(1)企業(yè)家精神的內(nèi)涵非常豐富，經(jīng)驗研究很難對其全部內(nèi)涵進行準確的量化。退而求其次，通過其具象化形式——企業(yè)家活動作為反映一個地區(qū)企業(yè)家精神狀況的代理變量。(2)企業(yè)家精神受到地理相似性或生態(tài)特點的影響，以其產(chǎn)生和成長空間為背景，具有鮮明的區(qū)域性特征。[注]O.Sorenson, P.G.Audia, “The Social Structure of Entrepreneurial Activity: Geographic Concentration of Footwear Production in the United States 1940-1989,”American Journal of Sociology106.2 (2000): 424-462.遵循這種邏輯，本文以省域范圍內(nèi)企業(yè)家建立新企業(yè)、擴大雇傭規(guī)模等活動的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，衡量和反映該地區(qū)的企業(yè)家精神。

(二) 研究假設(shè)創(chuàng)立

1.政府規(guī)模對高質(zhì)量發(fā)展的影響

究竟是大政府還是小政府對經(jīng)濟增長有利，在理論上還是一個充滿爭議的話題。[注]R.La Porta, F.Lopez-de-Silanes, A.Shleifer, et al., “The Quality of Government,”The Journal of Law,Economics,and Organization15.1 (1999): 222-279.一方面，政府可以為市場運行提供各種必要的條件，幫助緩解各種市場失靈問題。例如，基礎(chǔ)設(shè)施支出和公共人力資本支出可以糾正基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本投資的外部性，增強企業(yè)獲得資源的便利性，降低生產(chǎn)和出口成本，提高資本和勞動的邊際產(chǎn)出。另一方面，政府的運行需要將資源從生產(chǎn)性部門轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟效率相對較低的政府部門；在這一過程中，稅收可能會導致一定的扭曲，政府也可能錯誤地介入和干涉市場，這些都可能使政府規(guī)模過大，擠出經(jīng)濟中有效率的部分?？梢?，從理論上而言，政府規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響方向并不確定。

中國情境下，政府規(guī)模影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的實際效應(yīng)可能受到“中國式分權(quán)”體制的影響。中國式分權(quán)的獨特性在于經(jīng)濟分權(quán)與垂直的政治管理體制緊密結(jié)合。[注]傅勇、張晏：《中國式分權(quán)與財政支出結(jié)構(gòu)偏向:為增長而競爭的代價》，《管理世界》2007年第3期。一方面，中國于1994年進行了分稅制改革，地方政府獲得了一定的財政自治權(quán)，并承擔起地方公共品供給和資源配置的責任。這極大地強化了地方政府的財稅激勵，使得地方政府積極地通過擴大財政支出規(guī)模來推動經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長反過來又促進了地方財政收支的進一步提高。Zhang(1996)將地方政府在促進經(jīng)濟發(fā)展過程中所表現(xiàn)出的“營利取向、對市場機制的敏感性、擔當風險的準備以及高度的理性和效率”描述為“企業(yè)家型政府”(local state entrepreneurship)。[注]Y.Zhang, “The Entrepreneurial Role of Local Bureaucracy in China: A Case Study of Shandong Province,”Issues&Studies32.12 (1996): 89-110.另一方面，在垂直的政治管理體制下，地方官員的政治晉升取決于中央對地方的政績考核結(jié)果，而在多任務(wù)的委托代理關(guān)系下，考核往往側(cè)重于可測度的經(jīng)濟指標。配合著政府官員手中擁有的巨大行政權(quán)和自由處置權(quán)，形成了以GDP增長為基礎(chǔ)、強激勵特征的“晉升錦標賽”模式。[注]周黎安：《中國地方官員的晉升錦標賽模式研究》，《經(jīng)濟研究》2007年第7期。企業(yè)家型政府與晉升錦標賽模式相輔相成，提供了晉升激勵下的增長沖動。

據(jù)此，本文判斷地方政府規(guī)模擴張不利于我國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。理由是：(1)財政分權(quán)強化了地方政府的自利意識和擴張沖動，誘發(fā)重投資建設(shè)性支出、輕公共服務(wù)性支出的結(jié)構(gòu)性偏向。地方政府推動GDP增長的最直接途徑是基礎(chǔ)設(shè)施投資，其本質(zhì)是依靠投資來拉動經(jīng)濟，并未提高企業(yè)的生產(chǎn)率，卻對資本、勞動和能源投入產(chǎn)生更大的推動作用，強化了以要素驅(qū)動為特征的粗放型增長方式。[注]唐未兵、伍敏敏：《財政分權(quán)與資源配置效率關(guān)系研究進展》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2017年第4期。(2)在缺乏地方問責機制的情況下，財政分權(quán)帶來的高強度經(jīng)濟激勵容易誘發(fā)政府官員腐敗、地方保護主義和被利益集團俘獲等機會主義行為。[注]R.Enikolopov, E.Zhuravskaya, “Decentralization and Political Institutions,”Journal of Public Economics91.11-12 (2007): 2261-2290.特別是在基礎(chǔ)設(shè)施投資領(lǐng)域，不僅腐敗問題易發(fā)、高發(fā)，極大降低了投資效率，低下的基礎(chǔ)設(shè)施利用率也令地方政府背負了大量債務(wù)，嚴重阻礙TFP增長。[注]D.A.Aschauer, “Public Capital and Economic Growth: Issues of Quantity, Finance, and Efficiency,”Economic Development and Cultural Change48.2 (2000): 391-406.(3)財政分權(quán)促進了地方政府競爭，但由于缺乏相應(yīng)的協(xié)調(diào)機制，很容易誘發(fā)地方政府之間的惡性競爭。而晉升錦標賽所具有的“贏家通吃”與“零和博弈”特征，又進一步促使這種激烈的政治競爭轉(zhuǎn)化為地方政府之間不計成本和效益的惡性經(jīng)濟競爭，成為粗放和扭曲型經(jīng)濟增長的制度根源之一。[注]周黎安：《晉升博弈中政府官員的激勵與合作——兼論我國地方保護主義和重復建設(shè)問題長期存在的原因》，《經(jīng)濟研究》2004年第6期。這得到了諸多研究的經(jīng)驗支持。例如，基于1991～2004年[注]祝接金、胡永平：《地方政府支出、效率改進與區(qū)域經(jīng)濟增長——中國地區(qū)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析》，《中國軟科學》2006年第11期。、2005～2012年[注]薛鋼、陳思霞、蔡璐：《城鎮(zhèn)化與全要素生產(chǎn)率差異：公共支出政策的作用》，《中國人口·資源與環(huán)境》2015年第3期。等不同時期省級樣本的實證研究均發(fā)現(xiàn)財政支出對TFP具有抑制效應(yīng)。

但是，企業(yè)家型政府的行為特征卻可能有利于地方的企業(yè)家精神的發(fā)展。Oi(1992)[注]J.C.Oi, “Fiscal Reform and the Economic Foundations of Local State Corporatism in China,”World Politics45.1 (1992): 99-126.將中國地方的政企關(guān)系比喻為一個巨型的集團公司，地方政府扮演董事會的角色，企業(yè)家扮演負責企業(yè)具體經(jīng)營的經(jīng)理人角色。本文認為：(1)在晉升錦標賽模式之下，地方官員的政治前途與當?shù)仄髽I(yè)的興衰緊密聯(lián)系在一起。由于要素流動下的財政競爭增加了政府援助國有企業(yè)的機會成本，地方政府不再有激勵向經(jīng)營績效不佳的國有企業(yè)提供援助，[注]傅勇、張晏：《中國式分權(quán)與財政支出結(jié)構(gòu)偏向:為增長而競爭的代價》，《管理世界》2007年第3期。因此，地方政府的利益和私人部門的企業(yè)家精神發(fā)展趨于一致。(2)地方政府對重要的經(jīng)濟資源(如資金、土地和產(chǎn)業(yè)政策)的支配能力仍然很大，傾向于運用各類政策工具支持和引導轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的發(fā)展，通過建立各類開發(fā)區(qū)和大規(guī)模招商引資促進當?shù)氐募夹g(shù)、產(chǎn)品、市場發(fā)展。在企業(yè)家精神較為缺乏的初始條件下，不失為一種外部“引進”手段，傳播了企業(yè)家精神。[注]張曄：《政府干預、經(jīng)濟自由與企業(yè)家精神》，《南京大學學報》2005年第2期。(3)地方政府不斷鼓勵企業(yè)家創(chuàng)新，積極扶持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)立科技園區(qū)，建立科技孵化器。據(jù)統(tǒng)計，各地區(qū)的科技活動經(jīng)費約1/4來源于財政資金?；谑〖壝姘鍞?shù)據(jù)的實證研究也發(fā)現(xiàn)，當政府規(guī)模超過一定的臨界點，由政府提供的公共物品存量將會發(fā)揮邊際遞增的溢出效應(yīng)，企業(yè)投資和經(jīng)營環(huán)境顯著改善，政府規(guī)模與機會型企業(yè)家精神[注]曾鋮、李元旭、周瑛：《我國地方政府規(guī)模對異質(zhì)性企業(yè)家精神的影響分析——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析》，《研究與發(fā)展管理》2017年第6期。該文區(qū)分了生存型、機會型企業(yè)家精神，前者是以個體工商戶為代表的“自我雇傭”型創(chuàng)業(yè)，后者是以企業(yè)投資者為代表的“自我當老板”型創(chuàng)業(yè)。本文認為，生存型創(chuàng)業(yè)主要是勞動力市場上缺少就業(yè)機會的弱勢群體避免失業(yè)的主要途徑，在產(chǎn)品創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級等方面存在較大的劣勢，對經(jīng)濟增長方式集約化轉(zhuǎn)變的影響作用不大，故本文僅考慮機會型企業(yè)家精神。呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

因此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：政府規(guī)模與高質(zhì)量發(fā)展負相關(guān)

H1b：政府規(guī)模與企業(yè)家精神正相關(guān)

H1c：政府規(guī)模會經(jīng)由企業(yè)家精神促進高質(zhì)量發(fā)展，具有正向顯著關(guān)系

2. 技術(shù)創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的影響

新經(jīng)濟增長理論將技術(shù)進步內(nèi)生化，突出了R&D在經(jīng)濟增長中的重要作用，成為一個地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的重要表現(xiàn)。如果說在1880年以前科學研究和發(fā)明創(chuàng)造還被看作是發(fā)明者“天才的火花”和“靈光閃現(xiàn)”的話，那么隨著現(xiàn)代工業(yè)實驗室在德國、美國相繼出現(xiàn)，科學研究和技術(shù)開發(fā)越來越依賴于組織和團隊協(xié)作，必須有大量經(jīng)費投入的R&D活動作保障。大量的經(jīng)驗研究表明，R&D具有提高創(chuàng)新能力和吸收能力的兩面性，[注]W.Cohen, D.Levinthal, “Innovation and Learning: the Two Faces of R&D,”Economic Journal99.397 (1989): 569-596.是促進技術(shù)進步和生產(chǎn)率提高的重要因素。因此，作為一種基本的政策反應(yīng)，近年來我國地方政府也不斷加大R&D投資力度。

但是，內(nèi)生增長模型假定知識溢出是自動發(fā)生的，傳遞與外溢成本為零，這種觀點在現(xiàn)實中受到了挑戰(zhàn)。以美國大學為例，僅有一半的發(fā)明公開申請專利，僅有一半的專利申請得到授權(quán)，僅有1/3的授權(quán)專利得到許可，僅有10～20%的專利許可帶來顯著的產(chǎn)出效應(yīng)。[注]B.Carlsson, A.C.Fridh, “Technology Transfer in United States Universities,”Journal of Evolutionary Economics12.1 (2002): 199-232.近年來興起的“知識溢出創(chuàng)業(yè)”理論對此給出了解釋：由于新知識本身的不確定性、非對稱性、高交易成本屬性以及商業(yè)化過程的結(jié)構(gòu)性和體制性障礙而存在廣泛的“知識過濾器”，[注]Z.J.Acs, D.B.Audretsch, P.Braunerhjelm, B.Carlsson, “The Missing Link: The Knowledge Filter and Entrepreneurship in Endogenous Growth,”CEPR Discussion PaperNo. 4783 (2004).知識溢出不可能自動發(fā)生。也就是說，企業(yè)、大學或科研機構(gòu)R&D活動所產(chǎn)生的新知識只有一部分能夠穿透“知識過濾器”得以商業(yè)化，形成內(nèi)生增長模型中的“經(jīng)濟知識”，而大量的新知識仍然滯留在組織內(nèi)部、游離于市場結(jié)構(gòu)之外。這部分未商業(yè)化的新知識構(gòu)成了創(chuàng)業(yè)機會的內(nèi)生性來源，企業(yè)家準確識別新知識的潛在市場價值，通過自主創(chuàng)業(yè)或雇傭技術(shù)人員[注]雇傭技術(shù)人員不僅可以實現(xiàn)隱性知識的組織間轉(zhuǎn)移，還可以間接地得到“技術(shù)人員已有的社會網(wǎng)絡(luò)、吸收其母公司在工作流程和市場營銷中的各種管理知識”等額外收益。參見：S.Loane, J.Bell, “Rapid Internationalization among Entrepreneurial Firms in Australia, Canada, Ireland and New Zealand: An Extension to the Network Approach,”International Marketing Review23.5 (2006): 467-485.的方式予以商業(yè)化，并承擔由此帶來的不確定風險。這個過程集中體現(xiàn)了企業(yè)家精神的核心特征：創(chuàng)新精神、冒險精神、風險承擔能力以及對市場機會的識別能力。[注]R.F.Hébert, A.N.Link, “In Search of the Meaning of Entrepreneurship,”Small Business Economics1.1 (1989): 39-49.

據(jù)此，可以得出兩點推論：(1)一個地區(qū)的R&D活動越豐富，知識溢出的來源就越多，可供開發(fā)的潛在創(chuàng)業(yè)機會也相應(yīng)越多，也就有更大概率成為孕育企業(yè)家精神的肥沃土壤。例如，Audretsch等人(2005)基于大學周邊高科技創(chuàng)業(yè)率的數(shù)據(jù)分析，認為大學的知識生產(chǎn)功能對當?shù)貏?chuàng)業(yè)活動具有顯著的促進作用。[注]D.B.Audretsch, E.E.Lehmann, S.Warning, “University Spillovers and New Firm Location,”Research Policy34.7 (2005):1113-1122.(2)一個地區(qū)的企業(yè)家精神越豐富，不僅表示在個體因素上企業(yè)家(或潛在創(chuàng)業(yè)者)能夠敏感地洞察到新知識蘊含的潛在市場價值，更意味著該地區(qū)在空間情境上具備了良好的空間集聚效應(yīng)、社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)、人才流動機制。[注]陶鋒、韋錦祥、陳秀英：《基于知識溢出過程的區(qū)域創(chuàng)業(yè)體系模型構(gòu)建》，《產(chǎn)經(jīng)評論》2015年第3期。個體因素和情境因素兩者合力，才能穿透知識過濾器，形成通暢的知識溢出渠道。通過這種知識溢出創(chuàng)業(yè)的方式，原本R&D投入低的小企業(yè)或新企業(yè)可以對大企業(yè)、大學或科研機構(gòu)生產(chǎn)的新知識進行探索，從而大大提高創(chuàng)新的產(chǎn)出效應(yīng)。這也可以解釋為何美國的硅谷和128公路、印度的班加羅爾、中國臺灣的新竹與北京的中關(guān)村等既是研究型大學云集的科研重鎮(zhèn)，又是科技型企業(yè)集群的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)中心。

因此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：技術(shù)創(chuàng)新與高質(zhì)量發(fā)展正相關(guān)

H2b：技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)家精神正相關(guān)

H2c：技術(shù)創(chuàng)新會經(jīng)由企業(yè)家精神促進高質(zhì)量發(fā)展，具有正向顯著關(guān)系

3. 企業(yè)家精神對高質(zhì)量發(fā)展的影響

自薩伊以來，經(jīng)濟學家就普遍將企業(yè)家精神視作一種重要的生產(chǎn)要素，[注]R.F.Hébert, A.N.Link, “In Search of the Meaning of Entrepreneurship,”Small Business Economics1.1 (1989): 39-49.對經(jīng)濟增長方式具有直接的影響作用。曾鋮等(2015)[注]曾鋮、郭兵、羅守貴：《企業(yè)家精神與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變關(guān)系的文獻述評》，《上海經(jīng)濟研究》2015年第2期。對此進行了文獻綜述。進一步地，曾鋮和李元旭(2017)[注]曾鋮、李元旭：《試論企業(yè)家精神驅(qū)動經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變——基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《上海經(jīng)濟研究》2017年第10期。采用非均衡和信息不對稱的研究框架，構(gòu)建了企業(yè)家精神驅(qū)動經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的機理模型，指出企業(yè)家對機會的識別和利用不斷推動著市場邁向更高水平的均衡。在此過程中企業(yè)家的套利精神和創(chuàng)新精神相互激發(fā)，推動技術(shù)效率和技術(shù)進步的螺旋式上升，從而驅(qū)動經(jīng)濟增長方式的集約化轉(zhuǎn)變。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：企業(yè)家精神與高質(zhì)量發(fā)展正相關(guān)

二、 研究設(shè)計

(一) 研究方法

借鑒Audretsch等人(2008)[注]D.B.Audretsch, W.B?nte, M.Keilbach, “Entrepreneurship Capital and Its Impact on Knowledge Diffusion and Economic Performance,”Journal of Business Venturing23.6 (2008): 687-698.和張曄(2005)[注]張曄：《政府干預、經(jīng)濟自由與企業(yè)家精神》，《南京大學學報》2005年第2期。的研究工作，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)作為實證研究方法。他們的共同觀點是[注]Audretsch等人(2008)分析了創(chuàng)新努力、科技知識、企業(yè)家資本(Entrepreneurship Capital)、經(jīng)濟績效的影響機制，認為這些內(nèi)涵相對模糊且無法直接度量的抽象概念，并不符合OLS估計要求的界定清晰、無測量誤差的特點，采用OLS等傳統(tǒng)回歸估計模型將導致估計結(jié)果是有偏的，因而將以上概念作為“潛變量”納入SEM。張曄(2005)分析了政府干預、經(jīng)濟自由、企業(yè)家精神的影響機制，她認為這些概念只能根據(jù)其表現(xiàn)而選取指標來間接衡量，但觀測數(shù)據(jù)可能包含著大量誤差，且OLS無法表現(xiàn)中介變量的作用，因而也使用SEM構(gòu)建研究模型。：企業(yè)家精神、經(jīng)濟績效、政府干預等都是內(nèi)涵相對模糊的抽象概念，觀測數(shù)據(jù)可能包含著大量誤差，傳統(tǒng)回歸模型得到的估計結(jié)果可能是有偏的；同時，這些變量之間既有直接影響，也有間接影響，而OLS等廣義線性模型只容許模型中有一個因變量，無法表現(xiàn)中介變量的作用。相反，SEM方法的優(yōu)點在于：允許回歸方程的自變量含有測量誤差；可以同時處理多個因變量，能對多變量的整體關(guān)聯(lián)做出檢驗，適合進行路徑分析；允許更具彈性的模型設(shè)定，如允許自變量之間存在共變方差關(guān)系等。不難看出，這些優(yōu)點很好地滿足了本文的研究要求。為此，本文將各個核心概念界定為“潛變量”，并選取合適的觀察變量，然后借助SEM進行概念化建模和驗證分析。

(二) 變量

1. 政府規(guī)模。本文以政府規(guī)模反映政府在經(jīng)濟活動中的擴張程度和控制能力，并以財政支出作為衡量尺度。常見的度量指標有：預算內(nèi)與預算外支出之和占GDP比重、預算內(nèi)支出占GDP比重、政府消費支出占GDP比重。由于《中國財政年鑒》公布的各地區(qū)預算外資金支出的可得數(shù)據(jù)年份只到2010年，2011年以后數(shù)據(jù)缺失，因此，本文以地方財政一般預算支出占GDP比重(簡稱“財政支出”)和政府消費支出占GDP比重(簡稱“政府消費”)作為政府規(guī)模的兩個觀察變量。

2. 企業(yè)家精神。相關(guān)文獻主要從企業(yè)數(shù)量、勞動力數(shù)量兩個視角，使用自我雇傭率、[注]E.L.Glaeser, “Entrepreneurship and the City,”NBER Working PaperNo.13551 (2007).企業(yè)所有權(quán)比率、[注]D.Cumming, S.Johan, M.Zhang, “The Economic Impact of Entrepreneurship: Comparing International Datasets,”Corporate Governance:An International Review22.2 (2014): 162-178.企業(yè)進入率和退出率、[注]L.Foster, J.Haltiwanger, C.J.Krizan, “Market Selection, Reallocation, and Restructuring in the US Retail Trade Sector in the 1990s,”The Review of Economics and Statistics88.4 (2006): 748-758.雇傭人數(shù)占就業(yè)人口比例[注]李宏彬、李杏、姚先國、張海峰、張俊森：《企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對中國經(jīng)濟增長的影響》，《經(jīng)濟研究》2009年第10期。等作為企業(yè)家精神的代理指標。自我雇傭在我國的主要表現(xiàn)形態(tài)是個體工商戶，由于在產(chǎn)品創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級等方面存在較大劣勢，對高質(zhì)量發(fā)展的影響意義不大，故不予考慮；企業(yè)進入率和退出率則缺乏相應(yīng)口徑的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。因此，本文選取私營企業(yè)投資者人數(shù)占就業(yè)人口比重(簡稱“創(chuàng)業(yè)密度”)和私營企業(yè)從業(yè)人員數(shù)占就業(yè)人口比重(簡稱“用工規(guī)模”)作為企業(yè)家精神的兩個觀察變量。用工規(guī)模反映了企業(yè)家精神的就業(yè)效應(yīng)，降低了可能存在的無效創(chuàng)業(yè)或低水平創(chuàng)業(yè)的干擾，[注]李小平、李小克：《企業(yè)家精神與地區(qū)出口比較優(yōu)勢》，《經(jīng)濟管理》2017年第9期。兼顧了企業(yè)家精神的數(shù)量和質(zhì)量效應(yīng)。

3. 技術(shù)創(chuàng)新。R&D是技術(shù)創(chuàng)新的重要表現(xiàn)。在R&D投入端，一般用R&D經(jīng)費支出占GDP比重為衡量指標；在產(chǎn)出端，由于專利指標的通用性、一致性、易得性等優(yōu)點，一般采用專利申請量為衡量指標。故本文以各地區(qū)R&D經(jīng)費支出占GDP比重(簡稱“R&D強度”)和每萬就業(yè)人口專利申請受理量(簡稱“專利密度”)作為技術(shù)創(chuàng)新的兩個觀察變量。

4. 高質(zhì)量發(fā)展。如前所述，借鑒陳昌兵(2018)[注]陳昌兵：《新時代我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展動力轉(zhuǎn)換研究》，《上海經(jīng)濟研究》2018年第5期。的觀點，以勞動生產(chǎn)率[注]勞動生產(chǎn)率的計算方法是按1952年不變價計算的GDP除以就業(yè)人口數(shù)。和全要素生產(chǎn)率(TFP)作為高質(zhì)量發(fā)展的兩個觀察變量。TFP采用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測算，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)涉及歷年GDP、勞動力和資本存量，其中，GDP數(shù)據(jù)根據(jù)各省份的GDP平減指數(shù)將歷年GDP折算為以1952年不變價計的GDP；勞動力數(shù)據(jù)采用各省份的年末從業(yè)人員數(shù)；資本存量測算采用永續(xù)盤存法，借鑒了單豪杰(2008)的計算過程[注]先按各省的隱含平減指數(shù)將歷年的固定資本形成額統(tǒng)一折算成1952年不變價的數(shù)值，然后根據(jù)所設(shè)定的折舊率和基期資本存量，運用PIM公式對歷年資本存量進行估算。具體如下：(1)投資價格指數(shù)。根據(jù)《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料(1952～2004)》提供的全國和分省的固定資本形成價格指數(shù)，計算出以1952年為基期的價格平減指數(shù)，2005年以后缺省的指數(shù)則借用各省的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行替代；(2)折舊率。采用不區(qū)分時間段的折舊率10.96%；(3)1952年基期的物質(zhì)資本存量用1953年固定資本形成總額除以折舊率與1953～1957年固定資本形成平均增長率之和來估算。詳見單豪杰：《中國資本存量K的再估算:1952～2006年》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2008年第10期。。同時，根據(jù)郭慶旺等人(2005)的建議，本文采用累積形式的TFP[注]郭慶旺、趙志耘、賈俊雪：《中國省份經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率分析》，《世界經(jīng)濟》2005年第5期。該文認為，以Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)計算的原始TFP是一個環(huán)比指數(shù)，僅表示樣本的跨期生產(chǎn)率變化，數(shù)值穩(wěn)定在1.0左右，不是一個穩(wěn)定增長的絕對數(shù)。本文在模型預估計過程中，發(fā)現(xiàn)若以原始形態(tài)的TFP數(shù)值作為高質(zhì)量發(fā)展的觀察變量，它與其他觀察變量的相關(guān)性較低，不符合SEM要求。故參照該文做法，本文將環(huán)比形態(tài)的原始TFP值進行連乘處理，即以1998年生產(chǎn)率指數(shù)為1，將以后年份的生產(chǎn)率指數(shù)以1998年為基期進行變換。若無說明，下文所指TFP均是累積形式。。

(三) 樣本與數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)觀測期為1998～2013年，理由如下：(1)我國正式提出轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式始于九五計劃(1996～2000年)。(2)自1994年分稅制改革以來，我國以財政支出占GDP比重衡量的政府規(guī)模在1996年達到最低值之后，于1997年開啟新一輪的連續(xù)上升期。(3)中國的企業(yè)家產(chǎn)生具有典型的代際特征：第一代出現(xiàn)在1978年農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制到1988年《憲法(修正案)》頒布期間；第二代出現(xiàn)在1992年鄧小平“南巡”講話之后；第三代始于1998～2003年實施的國有企業(yè)“抓大放小”和戰(zhàn)略性重組等改革之時，國有企業(yè)民營化浪潮席卷全國。綜合以上三點考慮，囿于數(shù)據(jù)的可得性，將數(shù)據(jù)觀測期限定為1998～2013年，選取我國27個省、自治區(qū)、直轄市(不含西藏、海南、四川、重慶[注]不包含西藏、海南、四川、重慶的具體原因是：(1)西藏歷年數(shù)據(jù)缺失較多；(2)海南缺少1952～1977年間的固定資本形成總額數(shù)據(jù)和GDP平減指數(shù)；(3)重慶的直轄時間較短，在歷史數(shù)據(jù)中無法從四川省中精確區(qū)分出重慶直轄之前的相關(guān)數(shù)據(jù)，故樣本也不考慮四川、重慶。和港澳臺地區(qū)，以下簡稱省)為研究樣本，構(gòu)成N=27、T=15的平衡面板數(shù)據(jù)[注]由于本文采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法計算TFP，計算結(jié)果為樣本的跨期生產(chǎn)率，故TFP測算結(jié)果不包含1998年。，共計405個觀察值。數(shù)據(jù)來源為各省統(tǒng)計年鑒以及EPS全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)與分析平臺(http://www.epsnet.com.cn)的中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫、勞動經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫、固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)庫等。各變量的定義和描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 觀察變量的定義和描述性統(tǒng)計

資源來源：本文作者自制。

SEM分析還需考慮樣本量與整體模型適配度的平衡問題。在適配度檢驗中，χ2值受樣本數(shù)的影響很大。當研究者使用較多的受試樣本時，χ2容易達到顯著水平，表示模型被拒絕的機會增大，即假設(shè)模型與實際數(shù)據(jù)不契合的機會上升。一般認為，樣本量介于200～500之間是一個較好的選擇。[注]吳明隆著：《結(jié)構(gòu)方程模型》，重慶：重慶大學出版社，2010年，第5頁。照此標準，本文的樣本量是合適的。

三、 模型分析與假設(shè)檢驗

(一) 理論模型構(gòu)建

根據(jù)上文的研究假設(shè)和變量設(shè)定，利用SEM符號構(gòu)建整體理論模型(如圖1所示)。圖中潛變量以橢圓形表示，觀察變量以矩形表示。變量之間的關(guān)系用線條表示，單向箭頭表示變量之間具有因果關(guān)系。

資源來源：本文作者自制。圖1 本文的整體理論模型

(二) 理論模型評估

理論模型適配度評估的意義在于評價其能否較好地解釋觀察到的資料，這需要綜合多方面指標做出判斷。根據(jù)Bagozzi & Yi(1988)[注]R.P.Bagozzi, Y.Yi, “On the Evaluation of Structural Equation Models,”Journal of the Academy Of Marketing Science16.1 (1988): 74-94.的建議，本文從基本適配度(preliminary fit criteria)、整體模型適配度(overall model fit)、模型內(nèi)在結(jié)構(gòu)適配度(fit of internal structure model)三個方面進行評定，并輔以χ2值檢驗。

評估結(jié)果如表2所示。(1)基本適配度，檢驗?zāi)Ｐ偷男蛄姓`差、辨認問題或數(shù)據(jù)文件輸入錯誤等。要求估計參數(shù)中不能有負的誤差方差，所有誤差須達到顯著水平，且因子載荷不能太低(<0.5)。結(jié)果顯示，在本研究中，潛變量的因子載荷除λy42外全都大于0.5，且均達到顯著水平，測量誤差也不存在負的誤差變異，基本滿足要求。(2)整體模型適配度，評定整體模型與數(shù)據(jù)的契合程度。常用指標有近似誤差均方根RMSEA(<0.05，優(yōu)良；<0.08，良好)、適配度指數(shù)GFI(>0.90)、調(diào)整后適配度指數(shù)AGFI(>0.90)、比較適配指數(shù)CFI(>0.90)、規(guī)準適配指標NFI(>0.90)、相對適配指數(shù)RFI(>0.90)、簡約適配指數(shù)PGFI(>0.50)以及AIC、CAIC(要求理論模型值小于獨立模型值，且小于飽和模型值)。結(jié)果顯示，除PGFI之外的所有指標均達到理想水平，表明整體模型的匹配度是合理的。此外，χ2值為11.106，顯著性概率值p為0.269，大于0.05，未達顯著水平，不能拒絕虛無假設(shè)，表示假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)可以適配；χ2自由度比值(CMIN/DF)小于2.0，表明假設(shè)模型與實際樣本數(shù)據(jù)適配程度良好。(3)模型內(nèi)在結(jié)構(gòu)適配度，評定各測量模型的信度和效度。要求各指標的信度與潛變量的平均方差抽取大于0.5，潛變量的組合信度大于0.6。結(jié)果顯示，觀察變量的信度系數(shù)基本都大于0.5，組合信度全部大于0.6，平均方差抽取量全部大于0.5，說明本研究模型的內(nèi)在結(jié)構(gòu)適配度也是合理的。

表2 理論模型的適配度評估結(jié)果

注：χ2=11.106(p=0.269)；RMSEA=0.024；GFI=0.993；AGFI=0.973；CFI=0.999；NFI=0.996；RFI=0.988；PGFI=0.248；AIC和CAIC的理論模型值均小于獨立模型值、飽和模型值。模型參數(shù)估計采用極大似然估計法(MLE)；因子載荷為標準化估計值；#表示該觀察變量的因子載荷在非標準化情況下為固定參數(shù)(a fixed parameter in the unstandardized solution)；*p<0.1；**p<0.05；***p<0.001。

資源來源：本文作者自制。

(三) 假設(shè)關(guān)系檢驗

首先，根據(jù)模型估計的潛變量路徑系數(shù)對假設(shè)關(guān)系進行檢驗。檢驗結(jié)果如表3所示。從表3可知，政府規(guī)模對高質(zhì)量發(fā)展的直接影響顯著為負(γ21=-0.121，p<0.001)，H1a獲得支持。政府規(guī)模對企業(yè)家精神有顯著的正向影響(γ11=0.077，p<0.1)，H1b獲得支持。技術(shù)創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的直接影響不顯著(γ22=-0.012，p<0.05)，H2a未獲支持。技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)家精神有顯著的正向影響(γ12=0.944，p<0.001)，H2b獲得支持。企業(yè)家精神對高質(zhì)量發(fā)展有顯著的正向影響(β21=0.947，p<0.001)，H3獲得支持。

表3 理論模型的路徑系數(shù)與假設(shè)檢驗結(jié)果

注：路徑系數(shù)為標準化估計值。*p<0.1；**p<0.05；***p<0.001。

資源來源：本文作者自制。

其次，借鑒董保寶等人(2011)[注]董保寶、葛寶山、王侃：《資源整合過程、動態(tài)能力與競爭優(yōu)勢:機理與路徑》，《管理世界》2011年第3期。的做法，采用嵌套模型比較法(nested model comparisons)進一步驗證。設(shè)定5個關(guān)系假設(shè)模型，分別將欲檢驗的5個路徑系數(shù)設(shè)定為零，其中,M1模型檢驗政府規(guī)模對高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，M2模型檢驗政府規(guī)模對企業(yè)家精神的關(guān)系，M3模型檢驗技術(shù)創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，M4模型檢驗技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)家精神的關(guān)系，M5模型檢驗企業(yè)家精神對高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，即5個模型依次對應(yīng)本文的研究假設(shè)H1a、H1b、H2a、H2b、H3。然后比較M1～M5與Mt的卡方值差異程度(χ2)。若χ2達到顯著水平，則表示相應(yīng)關(guān)系假設(shè)模型和理論模型(Mt)之間是有差異的，拒絕此路徑系數(shù)為零的假設(shè)。計算結(jié)果如表4所示?？梢钥闯觯?1)除M4未通過模型適配度評估(RMSEA、GFI、AGFI、CFI值均不符合評價標準)之外，其余模型均通過模型適配度評估。(2)M2模型的χ2達到0.05顯著水平，M1、M5模型的χ2達到0.001顯著水平，均拒絕相應(yīng)路徑系數(shù)為零的假設(shè)，表明政府規(guī)模對企業(yè)家精神和高質(zhì)量發(fā)展、企業(yè)家精神對高質(zhì)量發(fā)展都具有顯著影響。(3)M3模型的χ2未達到0.1顯著水平，接受γ22=0的假設(shè)，表明技術(shù)創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展沒有顯著影響。總之，嵌套模型比較法的驗證結(jié)果未對H2b做出判斷，但進一步支持了H1a、H1b、H3，不支持H2a。

表4 嵌套模型比較法的分析結(jié)果

注：卡方值差異程度(χ2)的計算以理論模型Mt為準(Assuming model Mt to be correct)。*p<0.1；**p<0.05；***p<0.001。

資源來源：本文作者自制。

最后，繪制修正后的理論模型，并計算變量間的影響效應(yīng)。上述假設(shè)檢驗過程表明，技術(shù)創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的直接影響不顯著，因此刪除路徑γ22，繪制修正后整體理論模型的變量間關(guān)系(如圖2所示)。區(qū)分直接影響、間接影響、總影響這三種效應(yīng)，計算各變量對高質(zhì)量發(fā)展的影響效果(如表5所示)，其中總效應(yīng)等于直接、間接影響效應(yīng)之和。據(jù)圖2和表5所示：(1)在“政府規(guī)模—企業(yè)家精神—高質(zhì)量發(fā)展”路徑中，政府規(guī)模經(jīng)由企業(yè)家精神的中介作用而促進高質(zhì)量發(fā)展，其所透過的路徑為γ11β21，因此H1c獲得支持。不過，由于政府規(guī)模對高質(zhì)量發(fā)展的直接影響(γ21，值為-0.121)大于間接影響(γ11β21，值為0.073)，使得總效應(yīng)為負(值為-0.048)。(2)在“技術(shù)創(chuàng)新—企業(yè)家精神—高質(zhì)量發(fā)展”路徑中，技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)由企業(yè)家精神的中介作用而促進高質(zhì)量發(fā)展，其所透過的路徑為γ12β21，因此H2c獲得支持，這也支持了知識溢出創(chuàng)業(yè)理論的觀點。

資源來源：本文作者自制。圖2 修正后整體理論模型的變量間關(guān)系

效果變量 直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)政府規(guī)模-0.1210.073-0.048技術(shù)創(chuàng)新—0.8940.894企業(yè)家精神0.947—0.947

資源來源：本文作者自制。

四、 結(jié)論與啟示

高質(zhì)量發(fā)展是經(jīng)濟增長動力轉(zhuǎn)變和體制機制轉(zhuǎn)換相結(jié)合的過程，前者要求從要素和投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，后者要求改變傳統(tǒng)的政府主導型經(jīng)濟體制，二者皆離不開企業(yè)和企業(yè)家的微觀支持。本文以企業(yè)家精神為中介變量，并與政府規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、高質(zhì)量發(fā)展互動，嘗試從經(jīng)濟運行的全局視角刻畫新時代我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的機理和路徑。具體地，本文援引中國式分權(quán)和知識溢出創(chuàng)業(yè)等相關(guān)理論，構(gòu)建理論假說，進而運用省級面板數(shù)據(jù)和結(jié)構(gòu)方程模型實施了概念化建模和驗證性分析。研究的主要結(jié)論是：

首先，政府規(guī)模對高質(zhì)量發(fā)展的影響作用具有兩面性。一方面，政府規(guī)模擴張對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有負向的直接影響，其原因在于：財政分權(quán)體制為地方政府提供了高強度的財稅激勵，具有擴大政府支出規(guī)模的內(nèi)在沖動，并形成了重投資建設(shè)性支出、輕公共服務(wù)性支出的結(jié)構(gòu)性偏向，強化了以要素驅(qū)動為特征的粗放型增長方式；與此相伴，低下的投資效率和高企的政府債務(wù)、頻發(fā)的官員腐敗和惡性的經(jīng)濟競爭，也都削弱了資源配置的有效性。另一方面，政府規(guī)模擴張經(jīng)由企業(yè)家精神的中介作用，間接地促進了高質(zhì)量發(fā)展。其原因在于：為增長而競爭的晉升錦標賽模式，使得地方官員的政治前途與當?shù)仄髽I(yè)的興衰緊密聯(lián)系在一起，地方政府熱衷于使用各種政策工具來招攬和支持本地企業(yè)發(fā)展；同時，政府支出擴張所帶來的基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本改善，增加了企業(yè)家的產(chǎn)生概率和投資回報。這些措施都有助于企業(yè)家發(fā)揮應(yīng)付市場失衡的能力，優(yōu)化資源配置，從而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

由此而帶來的政策啟示是：(1)對于政府支出的管控方向不在總量調(diào)節(jié)，而在結(jié)構(gòu)優(yōu)化。建議有定力地把政府的投資性支出限制在最低程度，嚴格限制行政經(jīng)費支出，提高政府公共服務(wù)性支出的力度和效能，推動發(fā)展型政府向民生服務(wù)型政府轉(zhuǎn)型。(2)面對經(jīng)濟形勢不景氣，企業(yè)家很可能遁形，政府別無選擇而只能通過刺激政策來干預經(jīng)濟，造成政府干預與企業(yè)家精神退化的惡性循環(huán)。[注]陳憲：《企業(yè)家精神和政府有效性》，《金融市場研究》2013年第5期。近年來在我國經(jīng)濟不景氣的形勢下，政府規(guī)模相對于GDP有著更快的增長，這不得不引起我們的警惕。從行政體制改革的角度而言，要更加清晰地界定政府在市場經(jīng)濟中的作用范圍，以法治化的方式管住政府干預市場活動的內(nèi)在沖動。[注]劉明康：《中國的全要素生產(chǎn)率研究——現(xiàn)狀、問題和對策》，香港中文大學《全球經(jīng)濟及金融研究所研究專論》第四十四號，2016年。(3)地方政府不僅有著推動地方經(jīng)濟發(fā)展的強烈動機，而且在執(zhí)行中央的經(jīng)濟和社會發(fā)展目標要求時也有強大的力度和良好的效果，因此，中央政府對地方政績的考核方式應(yīng)從以GDP為核心轉(zhuǎn)向以生產(chǎn)率特別是TFP為核心，[注]蔡昉：《中國經(jīng)濟增長如何轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率驅(qū)動型》，《中國社會科學》2013年第1期。從而激勵和引導地方政府轉(zhuǎn)向更加集約化、可持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展方式。當然，這也要求加強官員教育，樹立效率思維，讓官員的思維從增長速度轉(zhuǎn)變到增長效率、發(fā)展質(zhì)量上來。

其次，企業(yè)家精神是連接R&D投資和創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵一環(huán)。本文實證結(jié)果表明，R&D并不能直接推動高質(zhì)量發(fā)展，而是必須經(jīng)由企業(yè)家精神的中介作用而間接地實現(xiàn)。通過援引知識溢出創(chuàng)業(yè)理論，指出由于新知識的不確定性、非對稱性等，知識溢出和商業(yè)轉(zhuǎn)化過程存在著廣泛的知識過濾器，有相當大比例的新知識仍然滯留在組織內(nèi)部，造成知識資源的冗余和低效。聯(lián)系到當前我國的經(jīng)濟實踐，地方政府不斷加大R&D投入力度，效果卻不盡人意，甚至呈現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出和生產(chǎn)率回報“雙低”的局面。[注]李小平：《自主R& D、技術(shù)引進和生產(chǎn)率增長——對中國分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)的實證研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2007年第7期。本文認為，其原因除了R&D投入結(jié)構(gòu)和使用效率不合理之外，或許更在于忽視了對企業(yè)家精神的相關(guān)制度安排，導致R&D產(chǎn)生的新知識無法穿透知識過濾器的阻礙。

這啟示我們，在創(chuàng)新政策導向上應(yīng)從片面強調(diào)擴大R&D投入轉(zhuǎn)向關(guān)注疏通知識溢出渠道，破除限制新知識轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟知識的各種結(jié)構(gòu)性和制度性障礙。具體而言：(1)在知識的生產(chǎn)源方面，各類創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)園區(qū)和孵化器的規(guī)劃建設(shè)應(yīng)靠近大學或產(chǎn)業(yè)集群等知識生產(chǎn)的密集區(qū)域。(2)在知識的溢出渠道方面，要打通“產(chǎn)學研”人才流動機制，推動公共服務(wù)平臺建設(shè)，發(fā)揮各類協(xié)會的社會網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)功能。(3)與傳統(tǒng)的企業(yè)家精神有所不同，知識型創(chuàng)業(yè)的成功與創(chuàng)業(yè)者的吸收能力密切相關(guān)。因此，創(chuàng)業(yè)教育的著力點在于突破傳統(tǒng)的課程體系設(shè)計，在知識結(jié)構(gòu)上注意商業(yè)知識與科學知識并重，在社會網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)上突出商業(yè)聯(lián)系和技術(shù)聯(lián)系并舉。[注]陶鋒、韋錦祥、陳秀英：《基于知識溢出過程的區(qū)域創(chuàng)業(yè)體系模型構(gòu)建》，《產(chǎn)經(jīng)評論》2015年第3期。

最后，也是最為重要的一點，企業(yè)家精神在高質(zhì)量發(fā)展進程中扮演著不可或缺的“中樞”角色。如本文實證結(jié)果所示，無論是代表制度供給的政府規(guī)模，還是代表技術(shù)創(chuàng)新的R&D，都經(jīng)由企業(yè)家精神的中介作用而間接地促進高質(zhì)量發(fā)展。我們必須從戰(zhàn)略高度重視、培育和激發(fā)企業(yè)家精神，以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的方式重塑中國經(jīng)濟的微觀基礎(chǔ)，使企業(yè)家精神真正成為熊彼特意義上的“經(jīng)濟增長的國王”。