營(yíng)商制度環(huán)境對(duì)企業(yè)家精神的影響研究
——以中國(guó)地方行政審批改革為例

張 敏

一、引言

中國(guó)過去四十年經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和成功轉(zhuǎn)型離不開企業(yè)家精神的支持(Mcmillan和Woodruff，2002[1]；He等，2019[2])。熊彼特在其代表作《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》[3]中提出，企業(yè)家“創(chuàng)造性的破壞”活動(dòng)推動(dòng)了創(chuàng)新，企業(yè)家精神是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本動(dòng)力，其中企業(yè)家精神被定義為實(shí)施創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)體(包括個(gè)人和企業(yè))。已有的國(guó)內(nèi)外理論和實(shí)證研究也都普遍揭示出企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用(Li等，2012[4]；Glaeser等，2015[5]；Zheng和Zhao，2017[6]；李宏彬等，2009[7])。一方面，企業(yè)家精神有助于推動(dòng)地區(qū)就業(yè)增長(zhǎng)(如Li等，2012[4]；Stephens等，2013[8]； Glaeser等，2015[5]；Zheng和Zhao，2017[6]；He等，2019[2])；另一方面，通過激勵(lì)個(gè)體和企業(yè)將新知識(shí)應(yīng)用到市場(chǎng)中，企業(yè)家精神還促進(jìn)了知識(shí)的傳遞和外溢(Acs等，2013[9])，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率提升(Qian，2018[10])。

企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)體如此重要，如何提升企業(yè)家精神呢？除了企業(yè)家個(gè)人因素，企業(yè)家所處的制度環(huán)境是企業(yè)家精神發(fā)揮的先決條件(Audretsch和Keilbach，2008[11]；Lu和Tao，2010[12];張龍鵬等，2016[13])。制度框架決定經(jīng)濟(jì)體的激勵(lì)結(jié)構(gòu)，與企業(yè)交易成本緊密相關(guān)(夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，2017[14]；孫艷陽，2019[15])，是決定企業(yè)家活動(dòng)方向和密度的重要因素(Baumol，1996[16])。對(duì)于個(gè)體和企業(yè)而言，良好的營(yíng)商制度是其進(jìn)行經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要前提，倘若營(yíng)商制度無法保護(hù)個(gè)體和企業(yè)財(cái)產(chǎn)權(quán)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)，理性的個(gè)體、企業(yè)將不會(huì)進(jìn)行任何創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動(dòng)，企業(yè)家精神也就無從說起。以我國(guó)為例，在新中國(guó)成立后的較長(zhǎng)一段時(shí)間，由于制度不允許私營(yíng)經(jīng)濟(jì)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)的存在，我國(guó)企業(yè)家精神幾乎為零。改革開放以后，隨著市場(chǎng)化改革導(dǎo)向的制度允許個(gè)體戶、城鎮(zhèn)企業(yè)家等自由進(jìn)行市場(chǎng)活動(dòng)，我國(guó)企業(yè)家精神才開始萌芽，并在不斷深入的制度改革激勵(lì)下快速釋放，成為推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心動(dòng)力。然而，我國(guó)企業(yè)家精神在多大程度上受益于營(yíng)商制度環(huán)境的改善？營(yíng)商制度還存在哪些優(yōu)化空間？

近年來我國(guó)推行的“簡(jiǎn)政放權(quán)”改革為這一研究問題提供了較好的實(shí)證分析樣本。其中，行政審批改革是我國(guó)簡(jiǎn)政放權(quán)改革的“先手棋”，1995 年，我國(guó)首個(gè)具有行政審批中心性質(zhì)的機(jī)構(gòu)在深圳市設(shè)立；2001年，在改革工作領(lǐng)導(dǎo)小組的推動(dòng)下，“一站式”行政審批中心開始在全國(guó)推廣，配套的審批制度改革還包括下放行政審批事項(xiàng)，取消不必要的審批環(huán)節(jié)，簡(jiǎn)化辦事流程，公開行政審批信息與進(jìn)度等(張?zhí)烊A等，2019[17])。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2001—2008年間，我國(guó)絕大部分地級(jí)市完成“一站式”行政審批中心的設(shè)立，截至2014年，在283個(gè)樣本城市中，有278個(gè)地級(jí)及以上城市已完成“一站式”行政審批中心的建立，改革幾乎覆蓋了所有樣本城市。作為進(jìn)行較早且覆蓋面廣的制度改革，行政審批中心改革被認(rèn)為是地方營(yíng)商制度改革的重要舉措，這一制度改革背景為評(píng)估地方企業(yè)家精神如何受營(yíng)商制度的影響提供了較好的實(shí)證分析樣本。

在實(shí)踐中，我國(guó)行政審批改革是階梯式推進(jìn)的，改革先在一部分城市試點(diǎn)推行，進(jìn)而全面推進(jìn)，并在2013年以后進(jìn)入到全面深化的階段(畢青苗等，2018[18])。由于行政審批改革在不同城市間推行的時(shí)點(diǎn)和力度存在差異，一個(gè)地區(qū)行政審批制度改革不僅對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)家精神產(chǎn)生影響，還可能通過企業(yè)家精神要素的空間流動(dòng)對(duì)周圍地區(qū)的企業(yè)家精神產(chǎn)生影響。與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)要素類似，企業(yè)家精神要素亦具有稀缺性和追逐自身價(jià)值最大化的特征，會(huì)從邊際收益率低的區(qū)域向邊際收益率高的區(qū)域流動(dòng)(楊省貴和顧新，2011[19])。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的營(yíng)商制度環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，逐利的企業(yè)家可能流動(dòng)到商業(yè)機(jī)會(huì)更多、制度更加完善的區(qū)域從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。我國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的日趨完善和信息通訊技術(shù)的高速發(fā)展為勞動(dòng)力的高頻流動(dòng)也創(chuàng)造了條件?；诖怂悸?，梯度式推進(jìn)的行政審批改革可能引起人口和資本的空間流動(dòng)，導(dǎo)致企業(yè)家精神資源在區(qū)域間的重新配置，倘若未將這一空間資源再配置效應(yīng)考慮在內(nèi)，將不利于從宏觀層面上把握行政審批中心改革的宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果。基于此，在實(shí)證探究營(yíng)商制度改革對(duì)企業(yè)家精神的影響時(shí)，本文將重點(diǎn)關(guān)注營(yíng)商制度環(huán)境變化引致的企業(yè)家精神空間效應(yīng)。

綜上所述，本文將以行政審批改革為例，實(shí)證探究營(yíng)商制度改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響，除了分析營(yíng)商制度改革對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)家精神的影響，還將探究營(yíng)商制度改革的空間資源配置效應(yīng)。本文接下來的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分進(jìn)行文獻(xiàn)綜述；第三部分介紹行政審批改革制度背景并梳理制度改革對(duì)企業(yè)家精神影響的理論基礎(chǔ)；第四部分介紹模型、變量與數(shù)據(jù)；第五部分報(bào)告與分析實(shí)證結(jié)果；第六部分總結(jié)全文并提出政策性建議。

二、文獻(xiàn)綜述

企業(yè)家精神(entrepreneurship)的概念有多重含義，其首次被經(jīng)濟(jì)學(xué)家熊彼特提出時(shí)，指代地區(qū)實(shí)施創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)體(包括個(gè)人和企業(yè))(Schumpeter，1934[3])。在管理學(xué)領(lǐng)域，企業(yè)家精神多被定義為一種善于發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)機(jī)會(huì)并進(jìn)行實(shí)踐、敢于冒險(xiǎn)的能力，這種能力與企業(yè)家個(gè)人的性格特質(zhì)以及行為有關(guān)(Tavassoli等，2017[20])。在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，企業(yè)家精神多指代能夠創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)效益的個(gè)體和企業(yè)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)(Li，2017[21]；Zheng和Zhao，2017[6])。本研究采用最后一種定義，將個(gè)體和企業(yè)基于逐利目的進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)定義為企業(yè)家精神。

(一) 企業(yè)家精神的決定因素

關(guān)于企業(yè)家精神的決定因素，已有研究表明，企業(yè)家精神的形成與企業(yè)家個(gè)人特質(zhì)和企業(yè)家所處的區(qū)域環(huán)境均有關(guān)(Sutter，2008[22]；Stuetzer等，2016[23])。其中，影響企業(yè)家精神的個(gè)人因素包括天賦、年齡、性別、受教育程度、導(dǎo)師情況、領(lǐng)導(dǎo)力、個(gè)人意愿等(Michelacci和Silva，2007[24]；Spigel，2017[25])；影響企業(yè)家精神的區(qū)域環(huán)境因素包括文化、歷史、政治制度、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、高校、政策、對(duì)外開放度、失業(yè)率(Guo等，2016[26]；Zheng和Zhao，2017[6])、技術(shù)發(fā)達(dá)程度(He等，2019[2])、人口特征和文化多樣性(Rodríguez-Pose和Hardy，2015[27]；Guo等，2016[26]；Zheng和Zhao，2017[6])以及市場(chǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等(Guo等，2016[26]；Zheng和Zhao，2017[6]；He等，2019[2])。

制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派認(rèn)為，制度是企業(yè)家精神形成的先決條件(Lu和Tao，2010[12])，也是解釋個(gè)人和國(guó)家層面企業(yè)家精神的重要因素(Audretsch和Keilbach，2008[11])。作為規(guī)范和約束人們之間互動(dòng)行為的社會(huì)規(guī)則，制度有較多形式，如管制、合同、程序、文化、價(jià)值和社會(huì)規(guī)則等，其中對(duì)企業(yè)家精神影響較大的是涵蓋私有產(chǎn)權(quán)保護(hù)和合同執(zhí)行保障的經(jīng)濟(jì)制度(North，1990[28])。與個(gè)體和企業(yè)經(jīng)營(yíng)相關(guān)的管制制度直接決定了個(gè)體和企業(yè)的入市門檻和交易成本，并對(duì)地區(qū)的知識(shí)溢出有較大影響(Veciana和Urbano，2008[29]；Ghio等，2015[30])。

然而，與探究企業(yè)家精神如何受個(gè)人和區(qū)域其他特征影響相比，探究制度尤其是正式的營(yíng)商制度對(duì)企業(yè)家精神的影響在實(shí)證研究中存在困難。這是由于，首先，制度涵蓋的內(nèi)容廣泛，有關(guān)于制度的定義與測(cè)度存在較大分歧(Gertler，2010[31]；Rodríguez-Pose，2013[32]；Rodríguez-Pose和Zhang，2019[33])。其次，地區(qū)營(yíng)商制度往往在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)維持不變，并與非制度因素共同影響經(jīng)濟(jì)主體行為，這使得測(cè)算正式制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際貢獻(xiàn)變得困難(Acemoglu等，2001[34])。再次，針對(duì)中國(guó)情況的實(shí)證研究普遍采用指數(shù)性指標(biāo)來衡量地區(qū)營(yíng)商制度環(huán)境，如采用樊綱等(2010)[35]、王小魯?shù)?2016)[36]編制的“中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)”(陶長(zhǎng)琪和彭永樟，2018[37])，世界銀行編制的營(yíng)商環(huán)境指數(shù)等(董志強(qiáng)等，2012[38]；魏下海等， 2015[39])，這類衡量指標(biāo)的主要問題在于指標(biāo)選取存在一定的主觀性。相比之下，本文的研究思路為，通過比較一項(xiàng)具體制度改革事件發(fā)生前后地區(qū)企業(yè)家精神的變化來評(píng)估該項(xiàng)制度對(duì)企業(yè)家精神的影響，基于該思路的研究結(jié)論預(yù)期更加可靠。

(二) 企業(yè)家精神的空間外溢效應(yīng)

企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的一個(gè)重要機(jī)制是促進(jìn)了知識(shí)溢出，而是否支持知識(shí)溢出的制度環(huán)境對(duì)企業(yè)家精神形成也有重要影響。Acs等(2013)[9]指出，個(gè)體和企業(yè)往往從外溢的知識(shí)中發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，并通過運(yùn)用新知識(shí)讓外溢的知識(shí)產(chǎn)生市場(chǎng)價(jià)值，由此，知識(shí)溢出意味著學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，無論是個(gè)體還是企業(yè)，其在“用腳投票”進(jìn)行區(qū)位選擇時(shí)，均會(huì)考慮到地區(qū)知識(shí)溢出的程度。企業(yè)家精神的知識(shí)外溢理論(the Knowledge Spillover Theory of Entrepreneurship)同樣強(qiáng)調(diào)，知識(shí)溢出與企業(yè)家精神可能存在雙向因果關(guān)系，一方面，企業(yè)家精神是知識(shí)溢出的重要載體；另一方面，知識(shí)溢出也是吸引企業(yè)家進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的重要因素(Ghio等，2015[30])。

然而，正如Tavassoli等(2017)[20]所指出的，已有研究中，企業(yè)間的知識(shí)溢出得到較多討論，區(qū)域間的知識(shí)溢出較少得到討論。少數(shù)注意到區(qū)域間知識(shí)溢出的研究基于不同的研究樣本和實(shí)證模型得出了不同的結(jié)論。例如：楊勇等(2014)[40]基于中國(guó)2000—2009年省份層面數(shù)據(jù)研究得出，一個(gè)地區(qū)的企業(yè)家精神對(duì)周圍省份的企業(yè)家精神有顯著為正的知識(shí)溢出效應(yīng)；基于美國(guó)2002—2011年375個(gè)大都市數(shù)據(jù)，Bologna(2014)[41]研究得出，一個(gè)有助于提升地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)以及保障個(gè)人參與市場(chǎng)權(quán)益的營(yíng)商制度不僅促進(jìn)了當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)業(yè)活動(dòng)，還激勵(lì)了地理臨近地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)；進(jìn)一步，基于2008年337家德國(guó)企業(yè)的數(shù)據(jù)，Pijnenburg和Kholodilin(2014)[42]研究得出，企業(yè)家精神資本的空間溢出效應(yīng)既可能為正，也可能為負(fù)，其研究結(jié)論取決于空間權(quán)重矩陣的選擇；基于1996—2011年402家德國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)和運(yùn)用模擬脈沖響應(yīng)方程，F(xiàn)ossen和Martin(2016)[43]研究指出，企業(yè)家精神的空間外溢效應(yīng)存在于一定范圍內(nèi)的地理空間中，且外溢效應(yīng)約在兩年后顯現(xiàn)出來。由此可知，已有研究關(guān)于企業(yè)家精神的發(fā)展在空間上存在可能的外溢效應(yīng)存在不同觀點(diǎn)，有必要搜集更多的證據(jù)來實(shí)證探究企業(yè)家精神空間外溢的規(guī)律。

總體上，雖然營(yíng)商制度對(duì)企業(yè)家精神形成的重要性存在廣泛共識(shí)，但相關(guān)的實(shí)證分析并不多。在實(shí)證研究中，選用科學(xué)的指標(biāo)量化制度環(huán)境是研究的關(guān)鍵。此外，企業(yè)家精神與知識(shí)溢出密切相關(guān)，有必要探究制度對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)。本文將在中國(guó)行政審批制度改革的制度背景下，實(shí)證探究地區(qū)營(yíng)商制度環(huán)境對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響及其空間效應(yīng)。企業(yè)家精神是一項(xiàng)重要資源，研究企業(yè)家精神受我國(guó)行政審批制度改革的影響，一方面可以評(píng)估中國(guó)行政審批改革政策效果，為我國(guó)深化“簡(jiǎn)政放權(quán)”改革建言獻(xiàn)策；另一方面有助于從制度改革層面深入挖掘我國(guó)企業(yè)家精神發(fā)展?jié)摿Α?/p>

三、制度背景與理論基礎(chǔ)

(一) 制度背景

長(zhǎng)期以來，我國(guó)的行政審批制度為“尋租”“進(jìn)入壁壘”創(chuàng)造了條件，漫長(zhǎng)且不夠透明的審批流程成為企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)的阻礙之一(劉澤照，2016[44]；畢青苗等，2018[18])。為了減少行政審批環(huán)節(jié)的弊病，自1997年起，我國(guó)國(guó)務(wù)院開始明確發(fā)文以“效率、質(zhì)量、服務(wù)” 為宗旨推動(dòng)地方進(jìn)行行政審批制度的改革，改革舉措包括設(shè)立行政審批中心，取消和下放多項(xiàng)行政審批項(xiàng)目，精簡(jiǎn)審批流程等。值得注意的是，從行政審批中心建設(shè)的時(shí)間線來看，我國(guó)湖北、福建、江蘇、浙江、湖南、江西、廣東等東南部省份為行政審批改革的先行試點(diǎn)區(qū)域，而貴州、山東、云南、廣西、甘肅、新疆等省份的試點(diǎn)改革相對(duì)較晚，且在時(shí)間線上改革多從省會(huì)城市或經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地級(jí)市中進(jìn)行，進(jìn)而推廣至全省其他地區(qū)?？傮w而言，行政審批制度改革呈現(xiàn)由沿海相對(duì)發(fā)達(dá)省份或地區(qū)逐漸向內(nèi)陸欠發(fā)達(dá)省份或地區(qū)推進(jìn)的趨勢(shì)，并最終實(shí)現(xiàn)在全國(guó)范圍內(nèi)的全覆蓋。

行政審批制度是我國(guó)營(yíng)商制度的重要組成部分。通過“集中一地辦公、跨部門業(yè)務(wù)協(xié)同”，行政審批中心的設(shè)立實(shí)現(xiàn)了企業(yè)和個(gè)人的登記注冊(cè)、證照辦理等審批事項(xiàng)的簡(jiǎn)化。目前，絕大部分評(píng)估行政審批改革效果的研究聚焦于其對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)主體的影響，如評(píng)估行政審批改革對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)活動(dòng)(張龍鵬等，2016[13])、企業(yè)進(jìn)入率(畢青苗等，2018[18])、對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(王永進(jìn)和馮笑，2018[45])、企業(yè)價(jià)值(孫艷陽，2019[15])、企業(yè)資源配置效率(張?zhí)烊A等，2019[17])等的影響?？傮w上，微觀層面的實(shí)證研究從多角度肯定了我國(guó)行政審批制度改革的正面效應(yīng)，部分研究強(qiáng)調(diào)行政審批改革效果的發(fā)揮與企業(yè)特征有緊密關(guān)系(張?zhí)烊A等，2019[17]；孫艷陽，2019[15])。相比之下，從宏觀層面考察行政審批改革政策效應(yīng)的研究并不多。其中，夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)(2017)[14]考察行政審批改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，得出了中國(guó)漸進(jìn)式的行政審批改革通過減少企業(yè)交易費(fèi)用而促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究結(jié)論。雖然掌握行政審批改革對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)主體的影響有助于理解行政審批改革的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響還有待補(bǔ)充更多的實(shí)證證據(jù)?；诖耍疚膹钠髽I(yè)家精神的視角評(píng)估我國(guó)行政審批制度改革的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。由于中國(guó)地方政府在改革中具有很大自主權(quán)，在全國(guó)統(tǒng)一政策上的落實(shí)力度與執(zhí)行效率也存在差異(Qian 和 Xu，1993[46]；夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，2017[14])，本文選擇地級(jí)市層面數(shù)據(jù)來開展相關(guān)的實(shí)證研究。

(二) 理論基礎(chǔ)

本文考察行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響及其空間效應(yīng)。根據(jù)已有的微觀層面的研究，理論上，行政審批中心的設(shè)立可能通過以下三種方式影響地區(qū)企業(yè)家精神：第一，行政審批中心設(shè)立簡(jiǎn)化了審批手續(xù)，降低了微觀經(jīng)濟(jì)個(gè)體和企業(yè)的制度性交易成本(夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，2017[14])，創(chuàng)業(yè)成本的降低對(duì)個(gè)體和企業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是一種激勵(lì)，也進(jìn)而促進(jìn)了地區(qū)的企業(yè)家精神；第二，隨著審批程序的簡(jiǎn)化，市場(chǎng)進(jìn)入門檻降低，選擇創(chuàng)業(yè)的企業(yè)和個(gè)體數(shù)量增加(畢青苗等，2018[18])，地區(qū)的企業(yè)家精神得到更好的發(fā)揮；第三，隨著越來越多的企業(yè)和個(gè)體進(jìn)入市場(chǎng)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)加劇，市場(chǎng)中出現(xiàn)“強(qiáng)者更強(qiáng)，弱者更弱”的局面(王永進(jìn)和馮笑，2018[45])，創(chuàng)業(yè)難度提升，創(chuàng)業(yè)的個(gè)體和企業(yè)數(shù)量下降，地區(qū)整體企業(yè)家精神被抑制。由于三種可能的影響機(jī)制方向并不一致，行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響方向存在不確定性。

關(guān)于制度改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)，著名經(jīng)濟(jì)地理學(xué)者繆爾達(dá)爾提出了理解空間效應(yīng)的兩大模式：擴(kuò)散效應(yīng)(spread effects)和回波效應(yīng)(backwash effects)(Myrdal， 1957[47])。其中，擴(kuò)散效應(yīng)(spread effects)(也稱溢出效應(yīng)、輻射效應(yīng))指代某一地區(qū)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張給另一地區(qū)帶來的有利變化，包括技術(shù)、信息、市場(chǎng)機(jī)會(huì)、就業(yè)機(jī)會(huì)等的溢出；回波效應(yīng)(backwash effects)(也稱回流效應(yīng)、虹吸效應(yīng))指代某一地區(qū)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張給另一地區(qū)帶來的不利變化，包括從另一地區(qū)吸引人口、資本等稀缺資源，導(dǎo)致另一地區(qū)資源的匱乏和發(fā)展的受限。在現(xiàn)實(shí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)中，擴(kuò)散效應(yīng)主要由發(fā)達(dá)地區(qū)(或中心地區(qū))指向落后地區(qū)(或外圍地區(qū))，是縮小地區(qū)之間發(fā)展差距的重要推力；而回波效應(yīng)主要是由落后地區(qū)(或外圍地區(qū))指向發(fā)達(dá)地區(qū)(或中心地區(qū))，是擴(kuò)大地區(qū)之間發(fā)展差距的重要力量。擴(kuò)散效應(yīng)和回波效應(yīng)相對(duì)力量的強(qiáng)弱將決定空間效應(yīng)的方向(Damborsky，2007[48]；韓紀(jì)江和郭熙保，2014[49])。后續(xù)，赫希曼提出了極化-涓滴效應(yīng)(polarization and trickling-down effects)的分析工具(Hirschman,1958[50])，但其內(nèi)在原理與擴(kuò)散-回波效應(yīng)異曲同工。

隨著空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)的發(fā)展與成熟，研究者們開始運(yùn)用實(shí)證方法分析經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的擴(kuò)散-回波效應(yīng)，以更好理解空間經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象背后的機(jī)理。除了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題，從擴(kuò)散-回波效應(yīng)的角度分析空間效應(yīng)的規(guī)律還被廣泛應(yīng)用于就業(yè)、科技創(chuàng)新等領(lǐng)域以及改革效果、投資效果評(píng)估等領(lǐng)域(柯善咨，2009a[51]，2009b[52]；Chen 和 Partridge，2013[53]；羅巍等，2020[54]； 黃振宇和吳立春，2020[55]；曹翔等，2020[56])。同樣地，本文將從擴(kuò)散-回波效應(yīng)的視角探究并解讀行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)。其中，空間上，行政審批改革產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)的可能機(jī)理為：一個(gè)地區(qū)的制度改革促進(jìn)了當(dāng)?shù)刂R(shí)溢出，并對(duì)周圍地區(qū)的制度形成輻射和示范效應(yīng)，刺激另一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)需求和城市功能互補(bǔ)需求，并進(jìn)一步激勵(lì)另一地區(qū)的創(chuàng)業(yè)和企業(yè)家精神的培育。另一方面，行政審批改革產(chǎn)生回波效應(yīng)的可能機(jī)理為：行政審批改革降低了地區(qū)行政審批成本和企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)的門檻，對(duì)周圍地區(qū)形成了投資的巨大吸引力，將人才、資本、技術(shù)等稀缺資源從周圍地區(qū)吸引至本地，進(jìn)而削弱了周圍地區(qū)的企業(yè)家精神。

探究行政審批制度改革的空間效應(yīng)具有重要的研究意義。倘若制度改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)以擴(kuò)散效應(yīng)為主導(dǎo)，則意味著制度改革促進(jìn)了多方共贏；倘若制度改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)以回波效應(yīng)為主導(dǎo)，則意味著制度改革主要實(shí)現(xiàn)的是企業(yè)家精神資源在空間上的重新分配，一部分地區(qū)的企業(yè)家精神發(fā)展是以犧牲另外一部分地區(qū)企業(yè)家精神的發(fā)展為代價(jià)，制度的改革效果是有限的。此外，時(shí)間上來看，回波效應(yīng)往往發(fā)展在中心地區(qū)形成的初期，而擴(kuò)散效應(yīng)往往在中心地區(qū)形成的后期主導(dǎo)著外圍地區(qū)，且擴(kuò)散效應(yīng)多在中心城市出現(xiàn)嚴(yán)重的擁擠、污染等負(fù)外部性問題后才開始主導(dǎo)空間效應(yīng)的方向(Chen 和Partridge，2013[53])?；诖艘?guī)律，本文將選擇在較長(zhǎng)的時(shí)間段考察行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)，以更全面地掌握營(yíng)商制度改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)規(guī)律。

與已有研究相比，本文主要的研究邊際貢獻(xiàn)在于：在研究?jī)?nèi)容上，本文考察行政審批制度改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響，拓展了行政審批改革實(shí)施效果的評(píng)估范疇，同時(shí)為促進(jìn)地區(qū)企業(yè)家精神提供了一個(gè)新思路；其次，本文增加了空間效應(yīng)視角的分析，令我國(guó)行政審批制度改革宏觀政策效果的評(píng)估更加全面。

四、模型設(shè)定，變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一) 模型與變量

為考察行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響，設(shè)定回歸模型如下：

lnentrepreneurshipi,t=β0+β1administrativereformi,t

+β2lneconomicfactori,t

+β3lnstructuralfactori,t

+β4salc_seti,t+β5alc_capitali,t

+ui+?t+i,t

(1)

其中，enterpreneurshipi,t為地區(qū)企業(yè)家精神變量;administrativereformi,t為行政審批制度改革的變量，包括是否建立“一站式”行政審批中心的虛擬變量(alc_set)、行政審批中心建立的時(shí)間長(zhǎng)短(alc_age)、行政審批中心服務(wù)覆蓋范圍(如進(jìn)駐部門數(shù)量、事項(xiàng)數(shù)、窗口數(shù)量等)，考慮到政策對(duì)個(gè)體和企業(yè)的影響存在滯后性，后續(xù)研究將在模型中引入行政審批制度改革的滯后變量；economicfactori,t為城市經(jīng)濟(jì)變量，包括城市人均GDP(gdppc)、人口規(guī)模(popu)、失業(yè)率(unemprate)、人力資本(sharecoll)等變量；structuralfactori,t為城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變量，包括城市集聚經(jīng)濟(jì)程度(popudensi)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(prosecond)變量；ui為城市固定效應(yīng)；?t為年份固定效應(yīng)；i,t為誤差項(xiàng)。

此外，模型還運(yùn)用0～1空間權(quán)重矩陣(1)0～1空間權(quán)重矩陣指代對(duì)城市i而言，將與其地理臨近地區(qū)設(shè)為1，地理不相鄰的地區(qū)設(shè)為0。構(gòu)建了周圍地區(qū)是否建立行政審批中心的變量salc_seti,t，以考察周圍地區(qū)設(shè)立行政審批中心對(duì)本地區(qū)企業(yè)家精神的影響；模型同時(shí)包括了該城市所在省份省會(huì)城市(2)若該城市為省會(huì)城市，則以該城市當(dāng)年是否擁有行政審批中心構(gòu)建虛擬變量。是否設(shè)立行政審批中心的虛擬變量alc_capitali,t，以考察省會(huì)城市設(shè)立行政審批中心對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)家精神的影響。由于企業(yè)家精神數(shù)據(jù)為比率數(shù)據(jù)，本文的實(shí)證模型采用雙對(duì)數(shù)實(shí)證模型，除了行政審批制度改革變量，被解釋變量及解釋變量均為對(duì)數(shù)形式。

為了探究行政審批改革產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，本文拓展的模型采用同時(shí)包含內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng)的空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM)。模型設(shè)定如下：

lnentrepreneurshipi,t=β0+β1administrativereformi,t

+β2lneconomicfactori,t

+β3lnstructuralfactori,t

+ui+?t+i,t

(2)

(二) 變量選擇

借鑒前人研究(李宏彬等，2009[7]；袁紅林和蔣含明，2013[57]；程俊杰，2016[58]；曾鋮等，2017[59]；謝智敏等，2019[60])，本文的企業(yè)家精神采用個(gè)體和私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重來衡量。反映地區(qū)營(yíng)商制度環(huán)境的變量為行政審批改革變量，包括是否設(shè)立“一站式”行政審批服務(wù)中心的虛擬變量(alc_set)、行政審批中心設(shè)立時(shí)間長(zhǎng)短變量(alc_age)，反映行政審批中心服務(wù)范圍的變量包括審批中心進(jìn)駐部門數(shù)量(acl_department)、事項(xiàng)數(shù)量(alc_item)和窗口數(shù)量(acl_window)等。最后，借鑒前人研究(Stephens等，2013[8]；Rodríguez-Pose和Hardy，2015[27]；袁紅林和蔣含明，2013[57]；畢青苗等，2018[18])，模型控制變量包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdppc)、人口規(guī)模(popu)、人力資本(sharecoll)、集聚經(jīng)濟(jì)(popudensi)、失業(yè)率(unemprate)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(prosecond)等。本文模型涉及變量的定義與統(tǒng)計(jì)性描述如表1和表2所示。

表1 變量定義與描述

表2 變量統(tǒng)計(jì)性描述

(三) 數(shù)據(jù)來源

本文中國(guó)地級(jí)市層面的行政審批中心數(shù)據(jù)來自于中山大學(xué)嶺南學(xué)院產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中心分享數(shù)據(jù)(畢青苗等，2018[18])，對(duì)于直轄市等部分城市缺失數(shù)據(jù)，本文進(jìn)行手動(dòng)數(shù)據(jù)補(bǔ)充，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行逐個(gè)查驗(yàn)和校正，以確保數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性，數(shù)據(jù)來源有百度百科網(wǎng)站、各地行政審批服務(wù)中心的官方主頁，地級(jí)市人民政府網(wǎng)站和當(dāng)?shù)孛襟w發(fā)布的新聞報(bào)道等。本文地級(jí)市層面?zhèn)€體和私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)、總就業(yè)人數(shù)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、年末人口數(shù)、人口密度、第二產(chǎn)業(yè)比重，城鎮(zhèn)失業(yè)率等數(shù)據(jù)來自于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，為減少價(jià)格差異導(dǎo)致的影響，本文對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)以2003年為基期進(jìn)行了價(jià)格平滑處理。人力資本數(shù)據(jù)從《中國(guó)人口普查分縣資料》(2000/2010)整理獲得，其中2010年以外的其他年份數(shù)據(jù)運(yùn)用線性插值法基于2000年和2010年數(shù)據(jù)估算得出。本文最終研究樣本包含283個(gè)主要地級(jí)市2003—2014年間的變量。

五、結(jié)果分析

(一) 基準(zhǔn)模型結(jié)果分析

表3匯報(bào)了模型(1)的回歸結(jié)果，其中列(1)結(jié)果中僅包含控制變量，列(2)～列(9)結(jié)果中除了控制變量，還包含滯后兩期的行政審批制度改革變量(3)為了最好地反映行政審批制度改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響，本文比較行政審批改革變量無滯后、滯后一期、二期及多期的回歸結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)主要的行政審批中心變量系數(shù)在滯后兩期及以后才顯著，這說明行政審批制度改革的政策效應(yīng)存在至少兩年的滯后期，基于此，本文選擇將行政審批變量滯后兩期的結(jié)果作為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。若讀者感興趣，可來信索要無滯后、滯后一期及多期的回歸結(jié)果。。從控制變量的影響來看，決定地區(qū)企業(yè)家精神的區(qū)域因素有地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度，失業(yè)率水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。其他條件不變的情況下，提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度和降低失業(yè)率水平有助于促進(jìn)企業(yè)家精神。根據(jù)Acs (2006)[61]，市場(chǎng)中的企業(yè)家精神可分為兩種類型：“生存型企業(yè)家精神”(entrepreneurship of necessity)和“機(jī)會(huì)型企業(yè)家精神”(entrepreneurship of opportunity)。其中，生存型企業(yè)家精神是為了解決失業(yè)和生存問題進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，這種活動(dòng)不一定能帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，而機(jī)會(huì)型企業(yè)家精神則是通過發(fā)現(xiàn)和利用市場(chǎng)機(jī)會(huì)，發(fā)明新產(chǎn)品和新服務(wù)，提高競(jìng)爭(zhēng)能力來實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)，這類創(chuàng)業(yè)活動(dòng)能夠激發(fā)創(chuàng)新和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)(Audretsch等，2008[11])。研究結(jié)果中地區(qū)失業(yè)率水平對(duì)企業(yè)家精神的影響顯著為負(fù)，反映出地區(qū)企業(yè)家精神可能多為“機(jī)會(huì)型企業(yè)家精神”類型。企業(yè)家精神與第二產(chǎn)業(yè)比重呈反向變動(dòng)關(guān)系，表明地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)能引致地區(qū)企業(yè)家精神變化，去工業(yè)化在一定程度上能促進(jìn)企業(yè)家精神。相比之下，地區(qū)的人口規(guī)模、人力資本和集聚程度對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響不顯著?？赡艿脑?yàn)?，在人口集聚的地區(qū)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，競(jìng)爭(zhēng)雖然有助于提升企業(yè)效率和激勵(lì)企業(yè)家精神，但同時(shí)也提升了創(chuàng)業(yè)難度，不利于企業(yè)家數(shù)量增長(zhǎng)(Pijnenburg和Kholodilin，2014[42])，兩種相反的力量相互作用，令市場(chǎng)規(guī)模和集聚經(jīng)濟(jì)對(duì)企業(yè)家精神的影響方向不確定。

表3 地區(qū)企業(yè)家精神的決定因素:雙重固定效應(yīng)回歸結(jié)果

從行政審批制度改革的影響來看，滯后二期的行政審批中心變量(alc_set_lag2)不顯著，而行政審批改革時(shí)長(zhǎng)變量(alc_age)系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著，這說明行政審批改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響存在滯后效應(yīng)。對(duì)比回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)行政審批改革時(shí)長(zhǎng)變量只有在滯后兩期及更多期后才變得顯著，說明行政審批中心的建立到其企業(yè)家精神促進(jìn)效應(yīng)顯現(xiàn)需要至少兩年的時(shí)間。此外，反映行政審批中心改革強(qiáng)度的變量系數(shù)顯著為正，表明行政審批中心對(duì)企業(yè)家精神的影響隨著行政審批中心入駐的審批部門數(shù)量和審批窗口數(shù)量的增加而變大。平均來看，其他條件不變的情況下，入駐地區(qū)行政審批中心的部門數(shù)量每增加100個(gè)，地區(qū)企業(yè)家精神將提升0.028%；入駐地區(qū)行政審批中心的窗口數(shù)量每增加100個(gè)，地區(qū)企業(yè)家精神將提升0.015%；此外，其他條件不變的情況下，行政審批中心對(duì)企業(yè)家精神影響的邊際效應(yīng)以每年0.023%速度遞增。對(duì)比回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，相比設(shè)立行政審批中心，行政審批中心服務(wù)范圍對(duì)企業(yè)家精神激勵(lì)效應(yīng)更加顯著，即行政審批改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的激勵(lì)效應(yīng)隨著行政審批中心服務(wù)范圍的擴(kuò)大而增強(qiáng)。

從空間自變量的結(jié)果來看，周圍地區(qū)設(shè)立行政審批中心(salc_set_lag2)能夠顯著促進(jìn)本地區(qū)企業(yè)家精神，即行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響存在正向的空間擴(kuò)散效應(yīng)。結(jié)合理論基礎(chǔ)的分析可知，行政審批改革的擴(kuò)散效應(yīng)主導(dǎo)著空間效應(yīng)，地區(qū)行政審批制度改革不僅激勵(lì)了當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)業(yè)和企業(yè)家精神，也激勵(lì)了周圍地區(qū)企業(yè)家精神的發(fā)揮。其背后的影響機(jī)制可能為，制度改革促進(jìn)了地區(qū)的知識(shí)溢出，對(duì)周圍地區(qū)形成輻射效應(yīng)，引致周圍地區(qū)的產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)和城市功能互補(bǔ)需求并激勵(lì)地區(qū)更多個(gè)體和企業(yè)創(chuàng)業(yè)?？紤]到擴(kuò)散效應(yīng)的方向主要由中心城市指向外圍城市，而回波效應(yīng)的方向主要由外圍城市指向中心城市，本文進(jìn)一步分城市類型考察行政審批改革的空間效應(yīng)。相比之下，在我國(guó)不同等級(jí)的城市中，直轄市和省會(huì)城市往往具有較高的政治地位，表現(xiàn)為省會(huì)城市服務(wù)于全省甚至鄰省部分地區(qū),而非省會(huì)城市則面向當(dāng)?shù)?柯善咨，2009a[51])，本文構(gòu)建了省會(huì)城市是否建立行政審批中心的虛擬變量(alccapital_lag2)進(jìn)行回歸，在表3的回歸結(jié)果中，省會(huì)城市是否建立行政審批中心這一變量(alccapital_lag2)的影響顯著為負(fù)，表明雖然總體上行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響存在地理上的空間擴(kuò)散效應(yīng)，但中心城市(省會(huì)城市)的行政審批改革對(duì)非中心城市(非省會(huì)城市)依然存在著負(fù)向的回波效應(yīng)。負(fù)向的回波效應(yīng)也意味著，當(dāng)省會(huì)城市較其他城市先進(jìn)行制度改革時(shí)，周圍地區(qū)優(yōu)質(zhì)的企業(yè)家精神資源將有可能被吸引至省會(huì)城市，拉大省會(huì)城市與非省會(huì)城市的要素稟賦和發(fā)展差距。兩個(gè)空間變量結(jié)果對(duì)比說明，不同類型城市的行政審批制度改革可能產(chǎn)生不同的空間效應(yīng)，總體上，中心城市的行政審批改革對(duì)周圍非中心城市的企業(yè)家精神形成負(fù)向的“回流效應(yīng)”，而非中心城市的行政審批改革則更多呈現(xiàn)的是正向的擴(kuò)散效應(yīng)，擴(kuò)散效應(yīng)和回流效應(yīng)力量相互作用的結(jié)果是擴(kuò)散效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，令加總的空間效應(yīng)為正。由此，雖然已有研究強(qiáng)調(diào)了企業(yè)家的空間流動(dòng)是知識(shí)溢出的重要渠道，但也必須認(rèn)識(shí)到空間資源的再配置效應(yīng)對(duì)區(qū)域均衡發(fā)展帶來的影響。在我國(guó)，中心城市先行的營(yíng)商制度改革容易導(dǎo)致企業(yè)家精神資源流動(dòng)和集中至中心城市，拉大中心城市與其周圍城市的企業(yè)家精神發(fā)展差距。

(二) 分樣本結(jié)果分析

Lu和Tao(2010)[12]指出，決定發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)家精神的關(guān)鍵因素是個(gè)人特征因素，而決定發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)家精神的因素是制度環(huán)境因素。雖然中國(guó)各地區(qū)共享相同的制度框架，但中國(guó)地域廣闊，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，行政審批制度改革對(duì)企業(yè)家精神的影響是否存在地區(qū)異質(zhì)性呢？為探究這一問題，本文以2003年樣本城市人均GDP中位數(shù)為劃分標(biāo)準(zhǔn)將283個(gè)地級(jí)市分為經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)城市和經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)城市兩個(gè)分樣本(4)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)界定為2003年人均GDP排名前50%的地級(jí)市；對(duì)應(yīng)地，相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)界定為2003年人均GDP排名后50%的地級(jí)市。若根據(jù)歐盟劃分發(fā)達(dá)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)，將2003年人均GDP排名前25%的城市劃分為相對(duì)發(fā)達(dá)城市，其他定義劃分為相對(duì)欠發(fā)達(dá)城市，模型回歸的主要結(jié)果保持不變。進(jìn)行回歸。

從回歸結(jié)果(5)受篇幅所限，文中沒有列出地區(qū)企業(yè)家精神的決定因素：發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)比的回歸結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。可知，企業(yè)家精神的動(dòng)力機(jī)制在相對(duì)發(fā)達(dá)城市和欠發(fā)達(dá)城市間存在較大差異。第一，經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)家精神受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響顯著為正，而經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)家精神受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響不顯著，說明在樣本研究期間，提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能夠促進(jìn)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)家精神，而提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)企業(yè)家精神發(fā)展無顯著作用。第二，市場(chǎng)規(guī)模的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)家精神無顯著影響，而縮小市場(chǎng)規(guī)模有利于經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)家精神?？赡艿脑?yàn)?，市?chǎng)規(guī)?？s小一方面加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，另一方面可能降低了市場(chǎng)進(jìn)入門檻，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，當(dāng)市場(chǎng)規(guī)模縮小降低市場(chǎng)門檻時(shí)，大量私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體將選擇進(jìn)入市場(chǎng)，且這一效應(yīng)超過市場(chǎng)規(guī)?？s小帶來的競(jìng)爭(zhēng)加劇效應(yīng)。第三，在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)，其他條件不變的情況下，降低第二產(chǎn)業(yè)比重可促進(jìn)企業(yè)家精神，而在經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)企業(yè)家精神的影響不顯著。

就行政審批改革的影響來看，在以經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)為研究樣本的回歸結(jié)果中，行政審批改革相關(guān)變量均不顯著，表明行政審批制度改革在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的政策效果并不明顯；相反，在以相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)為研究樣本的回歸結(jié)果中，無論是設(shè)立行政審批中心時(shí)長(zhǎng)變量，還是行政審批覆蓋范圍變量均顯著為正，表明行政審批改革對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)產(chǎn)生了顯著的正向政策效果。同理，在經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，行政審批中心設(shè)立的時(shí)間越長(zhǎng)，行政審批中心服務(wù)范圍越廣，其對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)家精神的激勵(lì)作用越大。對(duì)比兩個(gè)分樣本的回歸結(jié)果可知，行政審批改革的政策效果在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)更加顯著。這一現(xiàn)象背后可能的原因?yàn)椋谖覈?guó)，經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)往往同時(shí)也具備相對(duì)較好的制度環(huán)境，設(shè)立行政審批中心帶來的邊際企業(yè)家精神效應(yīng)較?。欢?jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)發(fā)展在較大程度上受制于制度的不完善，由此優(yōu)化營(yíng)商制度環(huán)境在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)產(chǎn)生了較大的邊際企業(yè)家精神效應(yīng)。這一結(jié)果突出了制度改革在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)的重要性和迫切性。

此外，行政審批改革的空間效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)并不明顯，而其在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)中表現(xiàn)為整體的正向擴(kuò)散效應(yīng)。這一結(jié)果說明，無論是從當(dāng)?shù)匦?yīng)還是空間效應(yīng)來看，行政審批改革對(duì)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的企業(yè)家精神培育均有正向的影響。此外，在經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，中心城市(省會(huì)城市)的回波效應(yīng)并不顯著，而在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)，中心城市的行政審批改革對(duì)非省會(huì)發(fā)達(dá)城市的企業(yè)家精神要素產(chǎn)生了顯著的回波效應(yīng)，這說明對(duì)企業(yè)家精神資源的空間競(jìng)爭(zhēng)主要存在于省會(huì)城市與相對(duì)發(fā)達(dá)的非省會(huì)城市之間，省會(huì)城市與周圍的欠發(fā)達(dá)地區(qū)則不存在明顯的空間競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。綜上所述，行政審批改革在不同類型城市中的政策效果存在差異，總體上，從促進(jìn)地區(qū)企業(yè)家精神發(fā)展的角度，行政審批改革在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)效果明顯，而其在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)并不明顯；此外，從行政審批改革空間效應(yīng)來看，其總體上促進(jìn)了不同地區(qū)之間企業(yè)家精神發(fā)展的共贏；然而，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的非省會(huì)城市，其仍然受到來自于省會(huì)城市行政審批改革回波效應(yīng)的負(fù)面影響。

(三)工具變量結(jié)果分析

遺漏變量與互為因果關(guān)系的存在可能使得基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果有偏，為克服模型潛在的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步引入工具變量回歸實(shí)證模型，以檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。具體地，本文引用的行政審批改革工具變量包括地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率(netrate)和市場(chǎng)化指數(shù)(marketindex)。有效的工具變量需滿足相關(guān)性和外生性兩個(gè)條件。在互聯(lián)網(wǎng)信息時(shí)代，地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率越高意味著信息在當(dāng)?shù)氐膫鞑ニ俣雀?，中?guó)行政審批改革的一個(gè)重要舉措是推動(dòng)線上服務(wù)，地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率越高，其行政審批改革的真正受惠面將更廣。此外，從政府效率的角度，一個(gè)地區(qū)信息技術(shù)設(shè)施條件越好，其對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)主體的訴求與需求響應(yīng)時(shí)間更短，行政審批改革效果越好，由此互聯(lián)網(wǎng)普及率作為行政審批改革工具變量的相關(guān)性條件滿足。與此同時(shí)，已有研究普遍將樊綱等(2010)[35]、王小魯?shù)?2016)[36]編制的市場(chǎng)化指數(shù)作為地區(qū)營(yíng)商制度環(huán)境的代理變量，由此將市場(chǎng)化指數(shù)作為行政審批改革工具變量的相關(guān)性條件也滿足。進(jìn)一步地，地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率主要用來反映地區(qū)通信基礎(chǔ)設(shè)施狀況，與地區(qū)企業(yè)家精神無直接相關(guān)關(guān)系，滿足工具變量外生性要求；樊綱等(2010)[35]、王小魯?shù)?2016)[36]編制的省份市場(chǎng)化指數(shù)并未包括反映地級(jí)市企業(yè)家精神的指標(biāo)，可認(rèn)為省份市場(chǎng)化指數(shù)與地區(qū)企業(yè)家精神無直接相關(guān)關(guān)系，其作為工具變量的外生性條件也滿足。以上互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)來自于中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心每年發(fā)布的中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展統(tǒng)計(jì)報(bào)告，省份市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)來自于樊綱等(2010)[35]、王小魯?shù)?2016)[36]編制的中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告。

引入以上兩個(gè)工具變量,并運(yùn)用兩階段最小二乘法對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸(6)受篇幅所限，文中沒有列出工具變量回歸結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。。從第一階段回歸結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)普及率變量和市場(chǎng)化指數(shù)變量在大多數(shù)回歸結(jié)果中顯著為正，且模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示回歸結(jié)果無過度擬合問題，說明本文工具變量選取較為合適。從第二階段的回歸結(jié)果可知，對(duì)于經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)，行政審批改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家的影響不顯著，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，控制其他變量的影響后，地區(qū)企業(yè)家精神與地區(qū)行政審批改革范圍顯著正相關(guān)。這一結(jié)果表明，相比于設(shè)立行政審批中心舉措本身，行政審批改革覆蓋范圍是決定地區(qū)企業(yè)家精神發(fā)展的更為關(guān)鍵的因素。

從空間效應(yīng)的結(jié)果來看，行政審批改革在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)存在顯著的空間擴(kuò)散效應(yīng)，在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)空間效應(yīng)不顯著；相比之下，省會(huì)城市是否設(shè)立行政審批中心對(duì)其周圍的經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)有顯著為負(fù)的影響，表明行政審批改革存在中心城市對(duì)非中心城市的回波效應(yīng)，且其更多局限于省會(huì)城市與其周圍的非省會(huì)發(fā)達(dá)城市之間?？傮w上，工具變量回歸結(jié)果支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的主要結(jié)論。

(四) 空間計(jì)量結(jié)果分析

為檢驗(yàn)行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神影響的空間效應(yīng)，本文進(jìn)一步運(yùn)用空間計(jì)量方法來回歸模型。根據(jù)模型(2)，本文的空間計(jì)量模型設(shè)定為空間杜賓模型，該模型除了考慮行政審批改革產(chǎn)生的空間效應(yīng)，還考慮了被解釋變量即企業(yè)家精神的空間溢出效應(yīng)。由于空間杜賓模型在數(shù)據(jù)出現(xiàn)空值時(shí)無法回歸，在行政審批改革變量中模型只能對(duì)沒有缺失值的設(shè)立行政審批中心虛擬變量。運(yùn)用三種不同空間權(quán)重矩陣的模型回歸結(jié)果分別如表4列(1)～列(3)所示。從結(jié)果可知，設(shè)立行政審批中心變量(alc_set_lag2)的系數(shù)不顯著，而行政審批中心設(shè)立時(shí)長(zhǎng)變量(alc_age)顯著為正，這表明行政審批中心改革對(duì)地區(qū)企業(yè)家精神的影響存在時(shí)滯效應(yīng)，且設(shè)立行政審批中心對(duì)企業(yè)家精神影響的邊際效應(yīng)隨著時(shí)間遞增。同樣地，和基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果類似，地區(qū)的企業(yè)家精神與地區(qū)設(shè)立行政審批中心相關(guān)性并不大，其可能更多地與行政審批改革覆蓋范圍相關(guān)。從空間效應(yīng)的結(jié)果來看，模型的空間自相關(guān)系數(shù)(ρ)反映周圍地區(qū)的企業(yè)家精神對(duì)本地區(qū)企業(yè)家精神的影響，表4的回歸結(jié)果中空間自相關(guān)系數(shù)在三列結(jié)果中均顯著為正，這表明企業(yè)家精神本身存在顯著的空間溢出效應(yīng)，周圍地區(qū)企業(yè)家精神水平的提高能夠顯著激勵(lì)本地區(qū)的企業(yè)家精神。企業(yè)家精神知識(shí)溢出理論強(qiáng)調(diào)知識(shí)溢出是企業(yè)家精神增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?，本文?shí)證研究結(jié)果也支持這一結(jié)論。

表4 空間杜賓模型回歸結(jié)果

從行政審批改革的空間效應(yīng)來看，周圍地區(qū)建立行政審批中心對(duì)本地區(qū)企業(yè)家精神的影響隨著空間權(quán)重矩陣設(shè)定的不同而不同。具體地，在距離倒數(shù)空間權(quán)重矩陣(W2)關(guān)系設(shè)定下，周圍地區(qū)設(shè)立行政審批中心對(duì)本地區(qū)企業(yè)家精神影響顯著為正，表明設(shè)立行政審批中心推動(dòng)了企業(yè)家精神空間上的擴(kuò)散效應(yīng)，這一結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。當(dāng)空間權(quán)重矩陣由倒數(shù)空間權(quán)重矩陣(W2)調(diào)整為地理臨近矩陣(W1)和距離二次方倒數(shù)矩陣(W3)時(shí)，周圍地區(qū)設(shè)立行政審批中心變量(alc_set_lag2)的系數(shù)不顯著，說明行政審批改革空間效應(yīng)不顯著。在三類不同權(quán)重矩陣下行政審批改革空間效應(yīng)的結(jié)果存在差異，說明企業(yè)家精神擴(kuò)散在空間上存在地域局限性。由于一些隱性知識(shí)需要面對(duì)面地進(jìn)行交流傳遞和溢出，知識(shí)溢出范圍往往有限(Gertler，2003[31]；Fossen和Martin，2016[43])。對(duì)比之下，企業(yè)家精神在地區(qū)間的空間擴(kuò)散效應(yīng)較為普遍存在，而行政審批改革促進(jìn)的企業(yè)家精神在地區(qū)間的空間擴(kuò)散存在固定路徑?？傮w上，采用空間計(jì)量模型的分析結(jié)果支持基準(zhǔn)模型的主要結(jié)論。

六、結(jié)論與建議

良好的營(yíng)商制度環(huán)境對(duì)企業(yè)家精神的形成與發(fā)展至關(guān)重要。本文以行政審批改革為例探究地區(qū)企業(yè)家精神受營(yíng)商制度環(huán)境影響的規(guī)律。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響存在時(shí)滯效應(yīng)，總體上，行政審批改革促進(jìn)了地區(qū)的企業(yè)家精神發(fā)展，政策效果明顯。其中，相比設(shè)立行政審批中心，行政審批中心的服務(wù)范圍對(duì)企業(yè)家精神激勵(lì)效應(yīng)更加顯著；行政審批改革的企業(yè)家精神效應(yīng)在地區(qū)之間存在差異，相比之下，行政審批改革的政策效果在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)更加突出，表明行政審批改革之前營(yíng)商制度環(huán)境對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)家精神的制約作用更為突出。此外，行政審批改革對(duì)企業(yè)家精神的影響還存在著空間效應(yīng)，表現(xiàn)為中心城市(省會(huì)城市)的行政審批改革對(duì)其周圍城市的企業(yè)家精神產(chǎn)生負(fù)向的回波效應(yīng)，而非中心城市(非省會(huì)城市)的行政審批改革對(duì)其周圍城市的企業(yè)家精神產(chǎn)生正向的擴(kuò)散效應(yīng)。整體上，企業(yè)家精神空間擴(kuò)散的力量大于空間回波的力量，雖然行政審批改革在一定程度上促使企業(yè)家精神資源由非中心城市流向中心城市(省會(huì)城市)，實(shí)現(xiàn)的是地區(qū)間企業(yè)家精神的“此消彼長(zhǎng)”，但總體上行政審批空間效應(yīng)為正，其整體促進(jìn)的是企業(yè)家精神發(fā)展在地區(qū)之間的共贏。

本文研究結(jié)論對(duì)企業(yè)家精神發(fā)展以及營(yíng)商制度改革帶來的啟示有：第一，要讓營(yíng)商制度改革真正發(fā)揮作用，需要重視營(yíng)商制度改革的質(zhì)量，只有徹底而深入的制度改革才能激勵(lì)地區(qū)企業(yè)家精神。第二，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)的發(fā)展可能更多受制于營(yíng)商制度的不完善，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)應(yīng)當(dāng)充分挖掘營(yíng)商制度改革潛力，以此為突破口激發(fā)當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)活力和經(jīng)濟(jì)活力。第三，非中心城市可充分與地理臨近城市建立溝通、聯(lián)系與合作，聯(lián)動(dòng)多部門多領(lǐng)域“跨界”合作，促進(jìn)企業(yè)間學(xué)習(xí)和隱性知識(shí)溢出，實(shí)現(xiàn)聯(lián)動(dòng)企業(yè)家精神增長(zhǎng)。和知識(shí)轉(zhuǎn)移不同，知識(shí)溢出更多是宏觀層面的，企業(yè)家并不需要為此付費(fèi)。第四，從全局來看，不同時(shí)間節(jié)點(diǎn)推行的行政審批改革產(chǎn)生了中心地區(qū)(省會(huì)城市)對(duì)非中心地區(qū)(非省會(huì)城市)的回波效應(yīng)，即促使資源進(jìn)一步流入到中心城市，拉大中心城市與其周圍的非中心城市的企業(yè)家精神發(fā)展差距，本文建議落后地區(qū)的制度改革先行或者與中心城市改革同步進(jìn)行，這將在一定程度上避免階梯式制度改革產(chǎn)生的回波效應(yīng)。第五，由于政策實(shí)施到政策效果顯現(xiàn)需要一定時(shí)間，在評(píng)估營(yíng)商制度改革帶來的政策效應(yīng)時(shí)，應(yīng)當(dāng)充分考慮可能的時(shí)滯效應(yīng)，基于較長(zhǎng)的時(shí)間段來評(píng)估政策效應(yīng)。

本文研究從時(shí)間和空間的維度上揭示地區(qū)營(yíng)商環(huán)境變化對(duì)區(qū)域企業(yè)家精神的影響，由于研究數(shù)據(jù)限制，本文研究未能區(qū)分成本型企業(yè)家精神與機(jī)會(huì)型企業(yè)家精神，進(jìn)而未能評(píng)估行政審批改革通過促進(jìn)企業(yè)家精神帶來的就業(yè)增長(zhǎng)效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。此外，受到數(shù)據(jù)限制，本文研究在實(shí)證上未進(jìn)行行政審批制度對(duì)企業(yè)家精神影響機(jī)制的檢驗(yàn)探索工作，以上研究不足是后續(xù)研究的目標(biāo)。