转型期的企业家精神、 地方政府与中国经济增长——基于三期滞后动态增长模型的SYS-GMM分析

刘志永， 马 伟， 米 雪

(晋中学院 旅游管理系， 山西 晋中 030619)

“政府与市场”关系是中国转型期这一复杂系统当中的重要特征， 由此而来的“中国奇迹”特殊性在于： 在肯定企业家之于经济增长重要性的同时也无法忽视政府的独特作用。 当然， 尽管转轨中形成的政府主导型经济带来了“粗放型增长”以及增长乏力等诸多问题， 但从根本上看， 并不能否定中国体制下政府的积极作用， 其关键在于如何更好地处理市场与政府的作用。 进入新时代后， 如何更好地处理“政府与市场”关系成为了中国深化改革中的关键性问题， 其中的焦点在于两者如何耦合而不是要不要政府的问题， 或者只要企业家的问题。 换言之， 到底是企业家现象引致了中国经济增长还是经济增长促发了企业家现象？ 更为直接地说， 政府与市场(企业家)的关系必然是西方主流经济理论所揭示的非此即彼吗？

学者们的研究极大地推进了“中国企业家”理论的发展。 从实证文献来看， 大部分文献都以创新、 创业作为企业家精神的代理变量,把企业家精神作为外生因素纳入静态增长模型(如： C-D函数等)进行了时间序列和面板数据等回归分析。 还有少数文献关注到了企业家精神的内生性以及经济增长动态性的问题， 比如， 李杏[1](2011年)、 马晓静等[2](2013年)等学者采用Barro and Sala-i-Martin[3](1995年)提出的稳定状态开放经济模型， 分别使用滞后30期国有企业职工数量比例、 人均耕地面积等作为工具变量， 利用GMM估计法解决了企业家内生性问题。 这些成果极大地推进了企业家理论的实证研究， 但也存在一些不足： 一是虽然在工具变量的选择上有较大突破， 但工具变量的有效性存在进一步说明和证实的需要； 二是基于动态经济模型的分析只关注到了因变量滞后一期影响， 这与企业家“破坏性创新”的时间间隔和中国经济惯性的现状不太吻合， 部分影响了模型的解释力。

鉴于此， 在前人研究的成果基础上， 依据中国经济特征， 扩展Barro and Sala-i-Martin的动态经济模型为三期滞后动态模型， 利用中国1995年-2016年29个省级单位的面板数据， 采用SYS-GMM方法来解决其内生性问题， 分析企业家的创新和创业精神对中国经济增长的因果性关系； 不同于其他文献， 本文在考察企业家精神作用的同时， 还关注地方政府与企业家的关系， 试图为中国特色社会主义市场经济中“政府与市场”关系提供一定的理论借鉴。

1 文献综述及研究假设

对企业家的关注最早可以追溯到理查德·坎蒂隆(1755年)的洞见。 遗憾的是， 随后占主流地位的新古典经济增长理论边缘化了企业家， 进而使得其消失在经济增长模型的范畴之外。 熊彼特(1943年)及其之后的新(内生)经济增长理论[4-9]认为， 内生于经济中的企业家是经济增长的最根本力量， “欧洲悖论”等经济实践也佐证了跨区域经济差异主要是源于企业家的差异， 而不是知识投资。 目前， 企业家被业界普遍认为是经济发展的发动机, 更是转型经济国家能否取得成功的关键因素， 以至于20世纪被描述为“企业家世纪”。 自此， 企业家回到了经济增长“舞台”的中央， 日益成为各国经济增长中的“国王”。

中国转型过程其实就是企业家回归主体的过程。 中国改革开放是在向市场经济机制转轨中逐步释放被压制的企业家的生产力的， 改革开放之前， 不存在企业家发挥作用的空间， 即使是国有企业的“内部人企业家”也主要是确定环境下的生产者属性， 而不是应对不确定性或者追求经济利润的， 体制外的“市场企业家”尚属非法行为。 计划经济的机制僵化和资源配置低效等加大了经济的不确定性， 在1978年政策转换前后， 自发地涌现出一批还没有被政策认可的“乡镇企业家”， 随后， 有利于企业家的“时空”才逐步显现， 尤其是邓小平92南巡讲话之后， 企业家才真正走上了中国经济发展的舞台， 这种内生于经济中的企业家才最接近西方经济理论中的“企业家”特征。 在市场化进程中， 随着国有企业产权制度与市场经济制度的不断契合， 使得具有“党政企业家”特征的国有企业“内部人企业家”开始向真正意义上的企业家转型。

大量涌现出的形形色色的“企业家”和数以万计的中小企业促进了中国经济的高速增长。 可以说， 伴随着市场改革进程出现的企业家使得中国从农业经济迈进了工业经济， 进而从要素驱动阶段逐步转向了规模经济、 效率驱动的发展阶段。 从文献梳理看， 企业家功能是从创业和创新两个角度来表征的， 源于奥地利学派的“警觉的套利者”的创业功能发挥着经济转型中的“包容所效应”， 而熊彼特的企业家创新功能则是引致经济增长跃上更高增长轨道的决定性力量， 尽管理论上是可以分类的， 但中国的改革开放中的企业家现象是其创业和创新功能的合织为一， 既有改革开放带来的机会和压力的创业效应， 也有源于知识积累和技术进步的创新效应。 正是在改革开放逐步释放的企业家精神的驱动下， 中国经济才取得了如此巨大的成就。 由此， 本文提出第1个假设：

H1: 企业家精神对经济增长发挥着积极的因果关系， 且创业与创新效应是异质性的。

在肯定企业家精神的同时无法忽视政府的作用。 政府与市场关系是经济学的一个核心命题， 也是中国深化改革中不得不面对的关键问题。 关于政府作用， 既有延续西方主流经济学传统的“大市场小政府”， 也有发展经济学的因结构问题而强调政府作用； 在非左即右的理论分歧中， 学者们对转型期改革实践中的中国政府作用的观点也不尽一致， 支持一方的观点必然受到另一方证据的抗争。 周黎安(2018年)的嵌入市场竞争之中的政府“有形之手”发挥着重要影响作用[10]、 刘志永(2020年)的地方创新系统中政府积极策略对企业家创新策略选择的挤入效应[11]、 张晔(2005年)的政府作用对企业家精神的挤出效应[12]、 曾铖等(2017年)的政府与企业家之间的“U”关系[13]、 刘志永等(2021年)认为政府官员与市场企业家的博弈决定着经济增长的方式、 速度和增长等。 总体来看， 由于渐进式改革的复杂性以及中国经济社会的系统性， 改革开放中的政府与经济增长和企业家现象必然是一个复杂的非线性关系， 很难像西方国家那样给出政府与市场之间的清晰关系以及公共政府的定位。 显然， 西方范式的“大市场小政府”不适于中国特色社会主义市场经济。 从中国实践看， 企业家现象不只是一个经济问题， 而是一个涉及到制度变迁、 经济阶段和文化认同等的综合性问题， 政府的作用自然不能如同处于制度边际贡献较小的西方发达国家那样的“公共人”一样： 一方面， 基于中国特色政治治理体系下的地方政府的发展经济的主要任务和企业家在地区经济增长中的主体地位， 地方政府必然会采取政策以活跃本地区的企业家精神； 另一方面， 企业家的创业和创新精神发挥所需要的支持环境是异质性的， 政策发挥作用的时效性也不尽相同， 造成政策上的顾此失彼。 因此， 本文提出第2个假设：

H2： 活跃企业家创业和创新精神的政策效应是异质性的， 总体效应相对模糊。

2 实证模型和估计方法

动态经济增长模型提供了一个更贴近经济实际的动态开放经济增长分析的框架， 诸多中国学者也采用此框架构建了实证分析模型， 如式(1)所示：

log (yi,t/yi,t-1)=α1logyi,t+α2Ei,t+

∑α3Xi,t+ηi+εi,t,

(1)

其中： 下标i、t分别表示省级单位和年份；ηi表示省级单位固定效应，εi,t表示误差项； log (yi,t/yi,t-1)是代表t期的人均实际GDP增长率，logyi,t-1为滞后一期的人均实际GDP对数,Ei,t为企业家精神变量，Xi,t是为达到稳定状态的控制变量集合。

该模型中只包含了人均实际GDP的滞后一期对经济增长的影响， 考虑到我们研究的目的是企业家精神与经济增长的关系， 而企业家的“破坏性创新”是有时间间隔的。 一般而言， 企业家t期投资对t+1期是有效率的， 接着企业家又会再一次的“破坏性创新”， 但t期投资已固化难以抽取出来， 这就意味着t期对t+2期及以后各期是不利的。 因此， 从当期来看， 模型中应该包括滞后二期及以上的变量。 为了模型的简洁， 考虑到中国经济5年发展规划周期的现实， 假设只存在一个三期的企业家“破坏性创新”经济过程， 上述(1)式扩展为如式(2)所示

log (yi,t/yi,t-1)=α1logyi,t-1+α2logyi,t-2+

α3Ei,t+∑α4Xi,t+ηi+εi,t,

(2)

式(2)中的符号含义同式(1)， logyi,t-2为滞后二期的人均实际GDP对数。

企业家的功能是多维度的， 尤其是奈特式的应对不确定性的企业家、 柯兹纳式的警觉而套利的企业家等在实证中无法准确刻画和测度， 因而， 多数学者认为： 创新和创业是联系企业家与经济增长的关键变量， 实证中一般用企业所有权、 企业进入和退出率， 自我雇佣率、 企业研发支出、 专利许可、 每万人口的私企数量等来衡量。 考虑到数据的可得性和遵循实证文献传统， 本文以自我雇佣率(个体和私营企业所雇佣人数/就业总人数)、 专利申请数量分别作为企业家的创业精神(BE)和创新精神(IE)的代理变量进行分析。

为了准确估计企业家精神的作用， 我们沿袭前人的成果[14-15]， 选择每万人口在校大学生人数(HCapital)、 老龄人口赡养率(Dep)、 人口出生率(Birth)、 固定资产投资占GDP比例(Inv)、 政府支出占GDP比例(Gov)、 外商直接投资占GDP比例(FDI)作为控制变量， 把这些变量逐步引入模型来控制企业家变量对经济增长的影响。 依据经济理论， 对控制变量与经济增长的效应做如下理论预期： Dep、 Birth会对代表经济增长的人均GDP产生负的效应， FDI、 Inv、 HCapital等变量会产生积极的效应， Gov在传统经济理论中一般对经济增长的效应是积极的， 但在企业家型经济中其作用是模糊的， 我们无法提前给出准确的判断。

解决内生性问题的最优方法一般是寻找通过内生变量对因变量发生作用的外生变量,或者是内生变量的滞后项来作为工具变量的。 实证中， 外生工具变量一般难以获得或者无法证实， 而且， 本文中的企业家精神是用创业、 创新两个指标来衡量的， 这就更增加了寻找外生工具变量的难度， 也即很难找到一个合适的外生工具变量以满足多个内生变量对工具变量的要求。 鉴于本文的目的以及中国经济发展中存在5年规划的阶段性特征， 考虑到我们“只存在三期的企业家创新过程”的模型假设， 在估计中我们使用了BE、 IE滞后五期量作为相应企业家精神的工具变量进行处理； 最后， 为了检验估计结果的稳健性， 我们按照Bond(2001年)的研究成果[16]， 对滞后项的系数进行了稳健性检验(滞后项系数应该处于混合OLS和固定效应两者估计系数之间)。 为了获得较为详尽的关于企业家与经济增长关系的信息， 我们在下面的模型回归中使用SYS-GMM估计方法， 并分两步进行估计结果报告： 首先， 把企业家精神作为外生变量纳入模型， 并逐步加入控制变量进行估计， 以期获得相对稳健性的估计结果； 其次， 把企业家精神作为内生性变量来进行估计。

3 模型数据及估计结果

1978年的十一届三中全会开启了中国改革开放的大幕， 具有市场经济属性的个体和私营企业家和企业的大量涌现是在邓小平1992年南巡之后开始显现的。 鉴于考察的目的和政策的滞后性， 选用1995年—2016年的数据来考察企业家对中国经济增长的影响。 中国经济发展在各省份之间存在着较大的不均衡， 单纯从整体上来考察可能会掩盖经济的真实情况， 导致分析结果与经济状况之间出现偏离， 为了能更加真实地刻画经济状况， 我们使用中国大陆29个省份和直辖市作为分析样本截面。 数据来自于相关年份的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》， 并根据模型要求计算得出。

3.1 变量定义及统计特征

表 1 给出了模型中所涉及变量的相关定义和统计特征， 变量为29个省份1995年-2016年期间的638个观察变量。

表 1 变量定义和统计特征

从表 1 中可以看出， 各省份之间的大部分变量差异较大， 分布不均匀。 比如， Inv均值为45.45%(标准差为17.24)， Gov均值为15.64%(标准差为7.816)， FDI均值为6.8%(标准差为8.2)， BE均值为15.87%(标准差为11.02)， HCapital的均值为97.31(标准差为78.09)。 这些变量的变化基本能真实地反映各省份经济发展不均衡的现状。

为了进一步分析模型中所涉及变量之间的关系程度， 我们给出了变量间通过5%显著性水平检验的Spearman相关系数， 如表 2 所示。 从表 2 中可看出， 因变量log(y)与每个自变量之间的相关系数值都较高， 且都通过了5%显著性水平检验， 其中， 与人均实际GDP的滞后一阶、 二阶的相关系数高达0.996、 0.989 5， 这说明了中国经济发展中存在着较大的惯性和发展路径的依赖性， 与Inv、 Gov的相关系数分别为0.585 2、 0.286 4， 表明在考察期间， 中国经济具有投资驱动的特征， 政府在经济发展中依然发挥着较强的作用。

表 2 各变量之间的Spearman相关系数

从人均实际GDP的当期、 滞后一期、 滞后二期与各个变量的相关系数来看， 相关系数指虽然相对于当期略有下降， 但依然显著， 尤其是我们所考察的代表企业家创业、 创新功能的BE和IE变量系数仍在0.7以上， 这说明动态方程模型相对于静态模型更适于分析中国经济的问题。 同时， 这也在一定程度上佐证了企业家精神可能具有经济内生性的理论假设。

3.2 企业家精神对经济增长的作用

3.2.1 基于企业家创业精神的分析

把企业家的创业功能作为外生变量、 内生变量分别引入模型中， 估计结果如表 3 所示。 第1列-第4列表示外生企业家变量估计结果， 第5列-第8列是内生企业家变量估计结果。 从表3来看， 大部分变量都通过了显著性水平5%以上的检验， 尤其是我们关心的企业家变量通过了1%的显著性检验。 8个估计的Sargan检验显示不能拒绝SYS-GMM估计中工具变量有效性的原假设， 这表明我们选择的工具变量是有效的； Arelleno-Bond AR(1)、 AR(2)序列相关检验表明， 误差项存在一阶相关(p<0.1)和二阶不相关(p>0.1)， 符合SYS-GMM估计的只需要二阶不相关要求(一致估计的条件)。

表 3 基于创业功能的企业家精神对经济增长的影响

从外生处理的第1列-第4列看， 企业家变量的系数都通过了5%以上的显著性检验， 系数都为正， 意味着企业家创业变量对人均实际GDP增长率有正的影响， 验证了前述的理论假设。 人均实际GDP变量的滞后一阶、 二阶的系数也通过了1%的显著性检验， 滞后一阶的系数为正， 滞后二阶的系数为负， 意味着中国经济增长有着较强的路径依赖性(t期依赖于t-1期)， 前两期(t-1期和t-2期)资源固化占用对当期(t期)增长率存在递减性影响， 这符合前述模型中企业家活动的预期假设。 具体来看， 第1列中我们仅仅引入了企业家变量， 企业家变量的系数为0.002 4； 第2列中引入Inv后企业家精神的变量系数下降为0.001 8； 在第3列中引入代表人力资本的变量HCapital， 第四列中引入人口出生率(Birth)、 老年人口赡养率(Dep)、 政府投资(Gov)、 外商直接投资(FDI)后， 除FDI变量不显著且符号不符合预期外， 其他变量都是显著的且变量符号都符合前述的效应预期。 加入这些变量后， 企业家创业变量的估计系数呈现逐步小幅减小的趋势， 系数从0.002 4逐步下降到0.001 3， 而且符号没有发生变化。 这在一定程度上说明， 我们的估计是相对稳健的。

企业家精神可能是内生的， 也就是说存在着经济增长导致了企业家精神活跃而不是企业家精神促进了经济增长的可能性， 如果忽略了企业家精神的内生性会导致上述估计结果的不一致和因果关系的混乱。 为了证实两者之间的因果关系， 有必要进一步把企业家精神作为内生变量来处理， 如上面所述， 我们采用滞后5期项作为其工具变量进行估计。 为了进行对比， 我们按照第1列-第4列的办法， 逐步把外生控制变量引入模型， 结果报告在表3中的第5列-第8列。 从第5列-第8列可以看出， 4个估计的Sargan工具变量过度识别检验显示， 接受SYS-GMM估计中工具变量有效性的原假设， Arelleno-Bond AR(1)、 AR(2)序列相关检验表明， 误差项存在一阶相关、 二阶不相关， 这表明我们的企业家内生变量的滞后5阶工具变量是有效合适的。 估计结果表明， 除了Gov不显著且符号不符合预期、 FDI不显著外， 其他变量符号都符合预期效应且最低都通过了10%的检验， 其中， 人均实际GDP的滞后一期、 二期， BE、 Inv、 HCapital都通过了显著性水平1%的检验， 变量的符号也与第1列-第4列的估计保持一致。

从第1列-第8列总体来看， 随着控制变量的逐步引入， 企业家创业变量系数外生时从0.002 4稳定到0.001 3、 内生时从0.003逐步稳定在0.001 1， 各变量系数逐步小幅度变小， 这说明我们的估计结果是初步稳健的。 如上所述， 除Gov、 FDI变量系数表面上与理论预期不太符合外， 其他变量的估计系数符号都符合预期。

GMM估计是否稳健的一个简单有效检验是滞后项的系数在相应的混合OLS估计和固定效应估计之间。 数据的混合OLS估计和固定效应估计显示， 一阶滞后项的系数范围为(0.030， 0.192 8)、 二阶滞后项的范围为(-0.248 4， -0.124 7)， 表 3 中的第四列估计滞后一阶系数为0.129、 二阶滞后项系数为-0.216， 第八列估计的滞后一阶系数为0.112、 二阶滞后项系数为-0.211， 均处于相应的混合OLS估计和固定效应估计系数之间。 在分别作为外生和内生变量处理的八个估计中， 各变量的系数符号符合理论预期或者符合中国经济现状。 可以认为， 我们的估计结果通过了稳健性检验。

Gov在企业家内生化处理中的估计系数为负似乎与现实不相符合， 政府支出一般意义上会产生促进经济增长的直接效应， 但其同时也存在着间接效应： 一方面， 政府支出中存在的低效等现象会使其促进经济发展的效率不高以及对经济的“挤出”效应； 另一方面， 也意味着政府对经济的控制以及对市场制度环境的破坏， 在一定程度上阻碍了企业家精神的发挥。 具体来看， 企业家外生时企业家Gov的系数为0.002 6且通过10%的显著性水平； 企业家内生时， Gov的系数变为 -0.002 0 且不显著。 这也说明政府支出在对经济起着直接促进作用的同时， 也间接地抑制了企业家的创业精神， 当直接的促进作用小于间接的抑制作用时， 总体效应就表现为负作用， 张晔(2005年)等[12]学者也得出了相似的Gov与经济增长之间的负相关结论。 因此， 可以接受企业家变量(BE)内生性处理时， Gov估计系数为负的估计结果。 同时， 我们的估计结果在一定程度上也支持了“鲍莫尔命题”： 游戏规则(制度)决定了企业家资源对经济的最终影响。

令人费解的是， FDI的系数符号和显著性水平， 很多文献都认为FDI具有正的效应[2]。 在我们的模型中， 把企业家创业变量作为外生处理时， 估计符号是负的且不显著； 内生处理时， 该符号变为正但依然不显著， 而且在内生化处理中系数有所减小。 究其原因， 首先， 由于中国在FDI产业链中只从事了加工组装环节， 所获收益只占整个利润的5%左右， FDI与人均实际GDP各期的相关系数(0.145 5、 0.117 6、 0.143 7)都相对较小， 表明在1994年之后FDI在地区经济增长中的贡献率在逐渐下降； 其次， FDI对TFP的溢出效应正在逐渐淡出， 外源性效率提高的因素在下降[17]， 而且从事FDI行业的经济资源失去了投入其他组合的可能性， 产生了较大的机会成本。 因此， FDI在短期内可能会提高人均实际GDP， 但在长期内却会对人均实际GDP的增长率产生负面的影响； 再者， 各省份在吸引FDI时， 普遍给予的超国民待遇等优惠政策挤压了当地企业家的创业发展空间， 企业家被排除在潜在市场之外。 综上， 这些因素可能是导致FDI符号不符合理论预期的原因。

3.2.2 基于企业家的创新功能的分析

在熊彼特的企业家创新模型中， 创新是企业家的唯一标签， “欧洲悖论”“硅谷效应”等经济现象也证明了企业家的创新精神是各国经济发展差异的主要原因。 对于正处于经济转型期的中国而言， 企业家的创新精神是中国经济转型的根本动力， 因此， 需要进一步验证企业家的创新功能对经济增长的影响。 延续大多数文献的做法， 以专利申请数量作为企业家创新精神的代理变量来进行分析， 具体做法同上， 把创新作为外生变量和内生变量来分别进行估计， 在估计过程中逐步引入控制变量， 结果如表 4 所示。 第1列-第4列为外生变量估计结果， 第5列-第8列为内生变量估计结果。 从整体上来看， 除Gov、 FDI、 Birth外， 其他变量都通过了1%的显著性水平检验， 除FDI外， 其他变量的符号都符合理论预期且没有发生突变； Sargan检验和Arelleno-Bond AR(1)、 AR(2)检验都表明可以接受模型估计结果。 同时， 我们按照Bond(2001年)研究成果进行稳健性检验， 混合OLS估计和固定效应估计显示， 一阶滞后项的系数范围为(0.027 5～0.182 9)， 二阶滞后项的范围为(-0.252 5～-0.132 6)， 表 4 中的第4列(企业家精神外生)估计滞后一阶系数为0.126、 二阶滞后项系数为-0.146， 第8列(企业家精神内生)估计的滞后一阶系数为0.121、 二阶滞后项系数为 -0.158， 均处于相应的混合OLS估计和固定效应估计系数之间， 这说明我们的估计结果是稳健的。

表 4 基于创新功能的企业家精神对经济增长的影响

从代表企业家创新功能的专利申请变量来看， 无论是外生变量还是内生变量都通过了1%以上的显著性检验， 说明在考察期间企业家的创新功能对中国经济增长产生了积极的影响。 以内生化处理的估计系数为例， 随着控制变量的引入， 该系数从 0.025 1 增加到0.026 0最终稳定在0.026 6， 企业家变量的系数呈现逐步扩大的趋势。 这充分说明， 在中国经济肌体中， 存在着较强的企业家创新功能自我促进机制。 Gov的系数符号符合理论预期， 在外生、 内生处理时没有发生变化， 系数从外生的 0.001 5 不显著转变为内生时的0.002 6且通过10%显著性检验。 数据变化说明， 在中国经济增长的过程中， 政府积极构建和逐步改善包括知识产权在内的正式制度有效地激发了企业家的创新精神。

从上述的分别代表企业家精神的BE和IE的估计系数看， 外生化处理时， BE、 IE的系数分别为0.001 3、 0.029 7； 内生化估计时该系数分别是 0.001 1 和0.026 6。 结果表明， 代表企业家精神的IE和BE对中国经济增长的作用是显著的； 而且， 从考察期看， 企业家的创新精神对经济增长的作用明显大于其创业效应， 这也充分证实了我们的理论预期H1。

3.3 Gov和Inv的影响

就Inv来看， 不管是外生化处理还是内生化处理， 其对中国经济增长的影响都是积极的， 且在内生化处理时， 系数值还有所提高， 具体为： BE时从 0.000 8 提高为0.002 7， IE时从0.001 4提高为0.001 6。 从企业家理论来看， 最初源自于政策等的外生原因带来了短期的Inv的增加， 这为潜在的企业家提供了市场机会， 企业家活动的进一步活跃提升了内生性Inv对经济增长的作用， 而且， Inv通过BE对经济增长的作用要强于通过IE渠道的作用， 宏观上Inv增加提高了企业家的创业机会从而促进了经济增长， 同时， 这也说明企业家创新不是投资等宏观层面的问题， 而是基于企业家追求经济利润的判断。 因此， 要提高企业家的创新精神， 从宏观总量层面入手是缺乏效率的， 应该从微观层面的供给侧制度优化来引导企业家活动在创新上的配置。

根据发展经济学理论， 政府和投资因素对经济增长也发挥着重要的作用。 Gov估计系数的符号和显著性随着企业家变量的选择而呈现出不同的变化， 以内生化估计为例来说明。 在对BE进行考察时， Gov估计系数为负且不显著， 对IE而言， 则为正且显著。 正如下文分析， Gov对经济增长存在着直接和间接的效应， 其间接效应是通过制度环境影响企业家精神从而对经济增长产生作用的。 数据变化表明， 在中国的市场经济制度框架中， 存在着诸如市场准入门槛、 金融“玻璃门”、 社会保障缺乏等不利于中小企业家创业的制度环境和产权保护、 税收优惠、 创新扶持等有利于企业家创新的制度环境， 这种Gov对企业家创业和创新精神上的不均衡效应， 在验证了假设H2的同时也给予我们重要启示： 我们需要重新审视在中国渐进式市场化改革路径中关于政府作用与企业家作用的关系。

3.4 稳健性检验

关于稳健性检验， 我们在上述分类模型中都做了相应的检验， 即分别以企业家的创业精神(BE)和创新精神(IE)进行分析的稳健性都通过了Bond(2001年)的“滞后项系数在相应的混合OLS估计和固定效应估计之间”规则的初步检验。 同时， 企业家精神的BE和IE相互检验， 即不管是哪个模型， 其系数都是显著的， 且随着控制变量的加入其系数变化趋势是一致的， 这说明我们的模型可以通过稳健性检验。

4 主要结论及启示

利用中国1995年-2016年29个省级面板数据， 以企业家为中心逐步把控制变量引入到扩展后的动态经济增长模型中进行分析， 以期探究企业家精神对经济增长的影响， 相关检验表明估计结果是稳健的。 主要结论和启示如下：

第一， 企业家对中国经济增长产生了因果性的显著效应， 验证了我们的理论假设。 企业家活动越活跃的地方其经济增长越快、 转型越顺利， 我国江浙地区的经济实践充分佐证了这一结论。 其中， 代表企业家创业精神的BE和代表企业家创新精神的IE对人均GDP增长率都有显著的正效应， 而且， IE对中国经济增长的作用要远远高于BE的作用。 因此， 企业家精神是中国经济增长的源泉， 尤其是代表其核心特征的创新精神是中国经济转型的核心动力。 同时也表明， 在中国经济转型期间， 只有真正回归企业家的主体地位和充分发挥企业家的基于创业和创新的主体作用， 顺利实现从效率驱动阶段向创新驱动阶段的转变， 中国经济才能借此跳出“中等收入陷阱”的漩涡。

第二， 企业家具有内生性的主体地位特征和作用。 企业家在经济增长过程中处于“牵一发而动全身”的主体地位， 不仅其本身作为一种特殊的人力资源会对经济产生直接影响， 而且， 作为“管道”也对经济增长产生间接作用。 从总体来看， 代表经济增长的人均实际GDP的滞后一期和滞后二期对当期的影响较大， 其主要原因在于微观主体企业家的经济活动特点： 企业家在当期“破坏性创新”对资源再组合需要和滞后期对资源占用固化的合力所导致。 因此， 中国经济政策的施力点要从宏观总量调整向微观制度优化转变， 进一步培育和优化有利于企业家活动的经济制度， 从而起到“事半功倍”的效应。

第三， 政府作用效应相对模糊。 从本文代表政府作用的数据看， Gov对人均GDP的作用是明显正效应的(部分系数为负时但不显著)， 且Gov对BE、 IE的影响效应不一致， 主要表现为： 相对有利于企业家创新和不利于企业家创业。 无论是内生模型还是外生模型， 代表政府作用的Gov对企业家的BE、 IE的影响效应除了在内生中的对BE为负且不显著外， 其他基本都是显著的正效应， 只不过是效应大小存在着差异。 虽然模型中的政府效应是模糊的， 但并没有支持政府作用必然阻碍企业家发挥作用的观点。 究其原因， 主要是因为企业家是在中国渐进式市场化改革中逐渐成长起来的， 制度环境中的正式制度与非正式制度之间的不对称性严重制约着企业家主体作用的发挥， 政府在培育企业家发挥作用的制度环境和市场环境中依然发挥着不可或缺的重要作用； 而且， 这种作用可能会因为地区的经济起点、 文化特征等出现异质性， 比如， 温州模式和苏南模式中截然不同的政府作用机制。 这也说明中国经济的体量和柔性是可以容纳不同的政府作用， “政府与市场”静态机械边界思维是不符合中国现实的。

第四， 政府与市场(企业家)耦合符合中国转型期实际。 转型期背景下的政府与市场边界是动态， 也就是说在充分肯定企业家之于中国经济增长的主体性作用的同时， 应该准确认识政府功能和精准发挥政府作用； 换言之， 区域经济增长不均衡的原因与其说是地区间的企业家及其精神差异所致， 不如说是地区禀赋特别是文化禀赋约束下的地方政府与企业家“耦合”差异。