中國(guó)企業(yè)家精神對(duì)水足跡影響的實(shí)證分析

闞大學(xué)，呂連菊，葉興婭，昝冰

（1. 南昌工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌 330099；2. 南昌工程學(xué)院 工商管理學(xué)院，江西 南昌 330099）

0 引言

2019年，中國(guó)用水總量為5 990.9億立方米，人均綜合用水量為429立方米，與2018年相比均有所下降，分別減少了24.6億立方米和3立方米。但中國(guó)人均擁有水資源嚴(yán)重不足，整體處于水資源短缺狀況，且水污染問題較為嚴(yán)重，致使水資源供需矛盾惡化?！?019中國(guó)生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》的數(shù)據(jù)顯示，2019年，在10 168個(gè)國(guó)家級(jí)地下水水質(zhì)監(jiān)測(cè)點(diǎn)中，達(dá)不到飲用水源標(biāo)準(zhǔn)的Ⅳ類～Ⅴ類水質(zhì)占85.7%，同時(shí)酸雨導(dǎo)致水質(zhì)進(jìn)一步被破壞，2019年全國(guó)酸雨區(qū)面積約為47.4萬平方千米，占國(guó)土面積的5.0%。因此，如何緩解水資源短缺成為中國(guó)一個(gè)亟須解決的問題。為此，學(xué)術(shù)界從水資源的供給側(cè)和需求端兩個(gè)角度進(jìn)行了大量研究，發(fā)現(xiàn)降低需求端的水足跡是緩解水資源短缺的一個(gè)重要手段。故一些學(xué)者圍繞影響水足跡的影響因素進(jìn)行了卓有成效的分析，但卻未關(guān)注企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響。眾所周知，企業(yè)家精神是中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的重要內(nèi)生動(dòng)力，企業(yè)家精神的培育和釋放將會(huì)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的方方面面產(chǎn)生重要影響，其會(huì)通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)等影響水足跡。據(jù)此，本文將研究企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響。

1 文獻(xiàn)回顧

國(guó)外文獻(xiàn)主要測(cè)算了歐盟、韓國(guó)、中國(guó)澳門、澳大利亞等地區(qū)的水足跡，如Li & Chen[1]、Okadera等[2]、 Yoo等[3]、Ge等[4]、Nouri等[5]的 研 究；部 分 國(guó) 外文獻(xiàn)則將測(cè)度對(duì)象深入到農(nóng)產(chǎn)品水足跡的計(jì)算，如Castellanos等[6]、Casolani等[7]、Jahani等[8]、Cao等[9]、Masud等[10]、Song & Chen[11]等測(cè)算了瓜類、水稻、高粱和谷物等農(nóng)產(chǎn)品的水足跡。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)主要是針對(duì)中國(guó)具體流域和省市進(jìn)行計(jì)算分析，如鄧曉軍等[12]、吳兆丹等[13]、王奕淇和李國(guó)平[14]、李寧等[15]、馮變變等[16]測(cè)度了長(zhǎng)江流域、渭河流域、長(zhǎng)江中游城市群、上海、重慶、北京、遼寧、山西等地區(qū)的水足跡，少部分國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)則測(cè)算了玉米、小麥等農(nóng)產(chǎn)品的水足跡。

關(guān)于水足跡的影響因素研究，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)主要探討了自然層面（氣候變化、氣候條件、水資源稟賦）、制度層面（政策變化、環(huán)境規(guī)制、稅制）、技術(shù)層面（采水技術(shù)、水資源循環(huán)利用技術(shù)、污水處理技術(shù)）、人口層面（人口規(guī)模、人力資本、城鎮(zhèn)化率）、產(chǎn)業(yè)層面（農(nóng)業(yè)擴(kuò)張、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)）、經(jīng)濟(jì)層面（國(guó)民總收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)水平、對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資、對(duì)外直接投資）的因素對(duì)一國(guó)（地區(qū)）水足跡的影響。

綜上研究可知，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于水足跡測(cè)度及其影響因素的研究較為深入，但遺憾的是在研究?jī)?nèi)容上，鮮有分析企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響。因此，文章在以下兩方面豐富現(xiàn)有文獻(xiàn)：（1）基于2003—2018年省級(jí)層面數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型，利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法（Sys-GMM）處理內(nèi)生性問題，實(shí)證研究企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響；（2）進(jìn)一步實(shí)證分析企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的影響，并分地區(qū)實(shí)證檢驗(yàn)。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 模型構(gòu)建

借鑒上述水足跡影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)，分別以水足跡（WF）和企業(yè)家精神（EE）作為因變量和自變量，同時(shí)限于省級(jí)層面數(shù)據(jù)的可獲得性，納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（EI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（CH）、技術(shù)進(jìn)步（TF）、城鎮(zhèn)化率（UR）、收入水平（IL）、用水效率（UE）、對(duì)外貿(mào)易（TR）、外資（FI）、水資源稟賦（WR）和氣候因素（QH）等相關(guān)控制變量，構(gòu)建如下模型：

式中：t、k分別表示年份（樣本區(qū)間為2003—2018年）、第k個(gè)省域；C、β0、β1、β2分別為常數(shù)項(xiàng)、滯后一期水足跡的估計(jì)系數(shù)、企業(yè)家精神的估計(jì)系數(shù)、交叉項(xiàng)Z的估計(jì)系數(shù)，其中交叉項(xiàng)包括企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnEE·lnEI）、企業(yè)家精神與出口（lnEE·lnEX）、企業(yè)家精神與水污染（lnEE·lnWP）、企業(yè)家精神與要素配置（lnEE·lnEC）、企業(yè)家精神與技術(shù)進(jìn)步（lnEE·lnTF）、企業(yè)家精神與產(chǎn)業(yè)集聚（lnEE·lnIG）、企業(yè)家精神與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnEE·lnCH）；X為控制變量，μ和φ分別為個(gè)體和時(shí)間虛擬變量，回歸過程中分別用來控制個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于影響水足跡的因素較多，設(shè)定計(jì)量模型不可能將所有影響因素都考慮進(jìn)去，因此，在模型右邊加入了β0lnWFt-1。此外，鑒于上述宏觀變量一般存在異方差，故構(gòu)建對(duì)數(shù)形式的回歸模型。

2.2 變量測(cè)度與數(shù)據(jù)說明

首先，關(guān)于水足跡WF的測(cè)度，計(jì)算公式為：

式中：EF1、EF2、aw、Ai、Pw、b、F分別為淡水水足跡（淡水包括農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水、生態(tài)環(huán)境補(bǔ)水和虛擬水五類，其中虛擬水含量采用生產(chǎn)樹法計(jì)算得到）、水污染足跡、水資源均衡因子、某類水資源使用量（m3）、全球水資源平均生產(chǎn)能力（m3/hm2）、水資源倍數(shù)因子、廢水排放總量。基于WWF2002年核算的均衡因子計(jì)算出水資源均衡因子為5.19，全球水資源平均生產(chǎn)能力為全球多年平均產(chǎn)水模數(shù)，取3 140 m3/hm2。依據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，水資源倍數(shù)因子取4。各類水資源使用量、廢水排放總量數(shù)據(jù)源自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)水資源公報(bào)》和各省域水資源公報(bào)、各省域水利統(tǒng)計(jì)年報(bào)和水利廳網(wǎng)站。

其次，企業(yè)家精神測(cè)度。由于要進(jìn)一步檢驗(yàn)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的影響，故先測(cè)度企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神。一般現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用新企業(yè)數(shù)占人口數(shù)或企業(yè)數(shù)的比率、企業(yè)進(jìn)入退出率、新增民營(yíng)企業(yè)數(shù)量和自我雇傭比率衡量企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。限于數(shù)據(jù)，本文借鑒李小平和李小克[17]的做法，利用私營(yíng)和個(gè)體戶企業(yè)數(shù)/總?cè)丝跀?shù)、私營(yíng)和個(gè)體戶企業(yè)就業(yè)人數(shù)/就業(yè)總?cè)藬?shù)兩個(gè)指標(biāo)的乘積測(cè)度，具體采用如下公式計(jì)算：

式 中：eskt為 企 業(yè) 家 創(chuàng) 業(yè) 精 神，quakt、popkt、empkt、aempkt分別表示k省域的私營(yíng)和個(gè)體戶企業(yè)數(shù)、k省域的總?cè)丝跀?shù)、k省域的私營(yíng)和個(gè)體戶企業(yè)就業(yè)人數(shù)、k省域的全部就業(yè)總?cè)藬?shù)。eskt指標(biāo)包含了創(chuàng)業(yè)活力、創(chuàng)業(yè)數(shù)量及其吸納的就業(yè)狀況。

對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)新精神egkt，采用專利授權(quán)量/總?cè)丝跀?shù)、大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入/總銷售收入、研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出/固定資產(chǎn)投資三個(gè)指標(biāo)的乘積來測(cè)度。進(jìn)一步利用衡量企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神的五個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，依據(jù)這些指標(biāo)的主成分分析特征值、方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率，最終決定選取兩個(gè)主成分，然后依據(jù)得到的因子得分系數(shù)矩陣，可知兩個(gè)主成分的線性組合表達(dá)式，再以他們各自的貢獻(xiàn)率/總貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)，即可計(jì)算得到衡量企業(yè)家精神的綜合得分值，由于該值存在負(fù)值，運(yùn)用Max-Min標(biāo)準(zhǔn)化法將衡量企業(yè)家精神的綜合得分值標(biāo)準(zhǔn)化來測(cè)度企業(yè)家精神。

最后，關(guān)于其他變量的測(cè)度。分別采用各省域的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值原始數(shù)據(jù)按照國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)折算為2003年不變價(jià)格）、非農(nóng)產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值/勞動(dòng)力數(shù)、城鎮(zhèn)人口數(shù)/人口總數(shù)衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、城鎮(zhèn)化率；利用城鎮(zhèn)居民可支配收入×城鎮(zhèn)人口數(shù)/人口總數(shù)+農(nóng)村人均純收入×農(nóng)村人口數(shù)/人口總數(shù)測(cè)度收入水平；運(yùn)用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值/用水總量、進(jìn)出口額/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際利用外資金額/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均水資源量、降水量、出口額衡量用水效率、對(duì)外貿(mào)易、外資、水資源稟賦、氣候因素、出口；對(duì)于水污染、要素配置和產(chǎn)業(yè)集聚變量，分別采用工業(yè)廢水排放量/用水總量、1/要素市場(chǎng)扭曲程度、省域二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重/中國(guó)二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重測(cè)度。其中，要素市場(chǎng)扭曲程度用(產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù)-要素市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù))/產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù)來衡量。原始數(shù)據(jù)源自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)》《中國(guó)環(huán)境年鑒》《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》（該報(bào)告涵蓋了2008—2016年市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)，余下年份數(shù)據(jù)依據(jù)王小魯?shù)萚18]的方法計(jì)算得到）以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、各省份環(huán)境狀況公報(bào)、氣象局網(wǎng)站等。

2.3 實(shí)證結(jié)果

（1）企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響。由于因變量水足跡與其滯后項(xiàng)存在相關(guān)性，還會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城鎮(zhèn)化率、用水效率、水資源稟賦等控制變量，自變量企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、對(duì)外貿(mào)易等控制變量存在相關(guān)性，導(dǎo)致的內(nèi)生性問題致使估計(jì)結(jié)果不可靠。因此，利用Sys-GMM法實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

表1 企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響

由表1可知，在沒有納入企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等交叉項(xiàng)時(shí)，企業(yè)家精神lnEE的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，企業(yè)家精神變量提高1%，水足跡增加0.321%，說明在其他條件不變的前提下，企業(yè)家精神提高了中國(guó)水足跡。當(dāng)加入lnEE·lnEI、lnEE·lnEX、lnEE·lnWP、lnEE·lnEC、lnEE·lnTF、lnEE·lnIG、lnEE·lnCH等交叉項(xiàng)時(shí)，估計(jì)結(jié)果顯示lnEE的估計(jì)系數(shù)明顯降低，但依然在10%水平上顯著為正，說明控制交叉項(xiàng)后，企業(yè)家精神還是提高了中國(guó)水足跡，原因在于企業(yè)家精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)促進(jìn)了水足跡提高，該提高作用高于企業(yè)家精神通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用。從交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)可看出，企業(yè)家精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)提高了水足跡，通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)降低了水足跡，其中通過產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的降低作用不顯著。

具體而言，由表1可知，lnEE·lnEI、lnEE·lnEX、lnEE·lnWP、lnEE·lnCH的估計(jì)系數(shù)分別在不同水平上顯著為正，這證實(shí)了企業(yè)家精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)導(dǎo)致水足跡增加，說明中國(guó)企業(yè)家精神缺失，企業(yè)家精神尚未顯著促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)由粗放型增長(zhǎng)向集約型增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，致使中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致用水總量增加，水足跡提高。中國(guó)企業(yè)家精神尚未明顯促進(jìn)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，更多促進(jìn)的是耗水較多的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口增長(zhǎng)，導(dǎo)致用水總量增加，水足跡提高。中國(guó)企業(yè)家精神雖然能通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、落實(shí)環(huán)境規(guī)制、提高收入，促使消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)等減少污水排放，但企業(yè)家精神帶來的中國(guó)企業(yè)數(shù)量和企業(yè)規(guī)模增加產(chǎn)生了大量水污染，導(dǎo)致了水足跡提高。中國(guó)企業(yè)家精神尚未顯著促進(jìn)以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主的低級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向以知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)為主的高級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化在中國(guó)尚未實(shí)現(xiàn)。樣本期內(nèi)企業(yè)家精神提高了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重，推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，但更多是促進(jìn)了中低端制造業(yè)和傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù)量增加與占比提高，這提升了用水總量和用水強(qiáng)度，導(dǎo)致水足跡提高。lnEE·lnEC、lnEE·lnTF的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，均通過了顯著性檢驗(yàn)，證實(shí)了企業(yè)家精神通過要素配置效應(yīng)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)降低了中國(guó)水足跡，但兩者的估計(jì)系數(shù)均較小，說明中國(guó)企業(yè)家精神雖然促進(jìn)了資本、勞動(dòng)力、土地和資源等要素的市場(chǎng)化進(jìn)程，提高了要素配置效率，但國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲程度仍然較高；中國(guó)企業(yè)家精神雖然有助于企業(yè)擴(kuò)大研發(fā)投入，提高技術(shù)水平，但技術(shù)進(jìn)步存在水資源利用回彈效應(yīng)。lnEE·lnIG的估計(jì)系數(shù)也為負(fù)，未通過顯著性檢驗(yàn)，說明企業(yè)家精神未能顯著通過產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)降低中國(guó)水足跡，可能是由于中國(guó)企業(yè)家精神較為缺失，樣本期內(nèi)企業(yè)家精神促使的產(chǎn)業(yè)集聚并非產(chǎn)業(yè)鏈高端集聚。

（2）企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神與企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的影響。由表2可知，當(dāng)加入交叉項(xiàng)時(shí)，lnes的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明控制交叉項(xiàng)后企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神促進(jìn)了中國(guó)水足跡提高，原因在于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)促進(jìn)了水足跡提高，該提高作用高于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用。從lnes·lnEI、lnes·lnEX、lnes·lnWP、lnes·lnCH交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)可看出，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)提高了水足跡，從lnes·lnEC、lnes·lnTF、lnes·lnIG交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)可知，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)降低了水足跡，其中通過要素配置效應(yīng)的降低作用顯著，通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的降低作用不顯著，前者可能是由于中國(guó)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神促進(jìn)了要素在地區(qū)間、產(chǎn)業(yè)間和企業(yè)間流動(dòng)，提高了要素配置效率；后者原因可能在于中國(guó)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用較為有限，且技術(shù)進(jìn)步存在水資源利用回彈效應(yīng)；企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神促使的產(chǎn)業(yè)集聚更多偏向于勞動(dòng)密集型企業(yè)的集聚。

從表2還可發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入交叉項(xiàng)時(shí)，lneg的估計(jì)系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，說明控制交叉項(xiàng)后，企業(yè)家創(chuàng)新精神有利于中國(guó)水足跡降低，原因在于企業(yè)家創(chuàng)新精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)降低了中國(guó)水足跡。

表2 企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神與企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的影響

表2中，交叉項(xiàng)lneg·lnEI、lneg·lnEX、lneg·lnWP、lneg·lnCH、lneg·lnEC、lneg·lnTF、lneg·lnIG的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說明企業(yè)家創(chuàng)新精神促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變，使得用水總量降低，水足跡下降。企業(yè)家創(chuàng)新精神有助于促進(jìn)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，提高耗水較少的知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比重，促使用水總量降低，水足跡下降。中國(guó)企業(yè)家創(chuàng)新精神不僅通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、落實(shí)環(huán)境規(guī)制、提高收入促使消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)等減少污水排放，降低水足跡，也有助于中國(guó)高新技術(shù)企業(yè)數(shù)量及其規(guī)模增加，減少水污染，降低水足跡。中國(guó)企業(yè)家創(chuàng)新精神在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的同時(shí)，更加有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，提高了高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù)量及其占比，降低了用水強(qiáng)度，提高了用水效率，使得水足跡下降。中國(guó)企業(yè)家創(chuàng)新精神促進(jìn)了資本、勞動(dòng)力、土地和資源等要素的市場(chǎng)化進(jìn)程，提高了要素配置效率，也促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入增加、研發(fā)效率提高，提升了技術(shù)水平，促使產(chǎn)業(yè)集聚向產(chǎn)業(yè)鏈高端集聚方向發(fā)展，進(jìn)而通過降低用水強(qiáng)度提高用水效率，使得水足跡下降。由于中國(guó)企業(yè)家創(chuàng)新精神較為缺失，使得企業(yè)家創(chuàng)新精神通過上述每種效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用較小。

（3）分地區(qū)檢驗(yàn)。進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)家精神對(duì)東部、中部和西部地區(qū)水足跡的影響。從表3可知，納入交叉項(xiàng)時(shí)，企業(yè)家精神變量提高1%，三大地區(qū)水足跡分別提高0.072%、0.164%、0.188%，均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明三大地區(qū)企業(yè)家精神均促進(jìn)了水足跡增長(zhǎng)，比較發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)企業(yè)家精神對(duì)水足跡的提高作用較小。原因可從表3中交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)得知，具體為東部地區(qū)lnEE·lnEI、lnEE·lnEX、lnEE·lnWP、lnEE·lnCH的估計(jì)系數(shù)分別為0.089%、0.068%、0.055%、0.038%，中部、西部地區(qū)lnEE·lnEI、lnEE·lnEX、lnEE·lnWP、lnEE·lnCH的估計(jì)系數(shù)分別為0.127%和0.146%、0.099%和0.113%、0.080%和0.091%、0.054%和0.069%，均通過了顯著性檢驗(yàn)；東部地區(qū)lnEE·lnEC、lnEE·lnTF、lnEE·lnIG的估計(jì)系數(shù)分別為-0.067%、-0.056%和-0.074%，中部、西部地區(qū)lnEE·lnEC、lnEE·lnTF、lnEE·lnIG的估計(jì)系數(shù)分別為-0.055%和-0.040%、-0.042%和-0.034%、-0.061%和-0.047%，中部、西部地區(qū)lnEE·lnIG的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。

表3 三大地區(qū)企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響

因此，相對(duì)中西部地區(qū)，東部地區(qū)企業(yè)家精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)水足跡的提高作用更小，通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用更大。原因可能是東部地區(qū)在企業(yè)家精神培育和激發(fā)方面相對(duì)中西部地區(qū)做得更好，使得東部地區(qū)企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、企業(yè)質(zhì)量提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的促進(jìn)作用較大，也使得東部地區(qū)企業(yè)家精神對(duì)要素市場(chǎng)的市場(chǎng)化進(jìn)程推進(jìn)、研發(fā)水平提高、產(chǎn)業(yè)非低端集聚的促進(jìn)作用較大。但由于東部地區(qū)企業(yè)家精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)水足跡的提高作用依然高于其通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用，故東部地區(qū)企業(yè)家精神還是促進(jìn)了水足跡提高。

進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的影響。首先，從表4可知，當(dāng)加入交叉項(xiàng)時(shí)，三大地區(qū)lnes的估計(jì)系數(shù)分別為0.083%、0.202%和0.219%，均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神促進(jìn)了水足跡提高，其中東部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對(duì)水足跡的提高作用較小。原因在于相對(duì)中西部地區(qū)，東部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)水足跡的提高作用更小，通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用更大，這也被表4中各交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)所證實(shí)。其次，從表5可知，當(dāng)加入交叉項(xiàng)時(shí)，三大地區(qū)lneg的估計(jì)系數(shù)分別為-0.094%、 -0.051%和-0.040%，均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神有助于水足跡降低，其中東部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的降低作用較大。原因在于相對(duì)中西部地區(qū)，東部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用更大，這也被表5中各交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)所證實(shí)。

表4 三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對(duì)水足跡的影響

表5 三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的影響

2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用以下方法驗(yàn)證上述實(shí)證結(jié)果是否穩(wěn)?。海?）替換工具變量。現(xiàn)有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高，一方面導(dǎo)致企業(yè)用工成本增加，抑制了企業(yè)家創(chuàng)業(yè)意愿；一方面使得企業(yè)內(nèi)部資金結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，降低企業(yè)R&D投資和員工培訓(xùn)支出，對(duì)企業(yè)家創(chuàng)新意愿產(chǎn)生不利影響。故選取最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為工具變量再次檢驗(yàn)企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響。（2）重新測(cè)度自變量。利用私營(yíng)和個(gè)體戶企業(yè)數(shù)/總?cè)丝跀?shù)、專利授權(quán)量/總?cè)丝跀?shù)分別衡量企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神，用兩者乘積測(cè)度企業(yè)家精神再次實(shí)證檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)加入交叉項(xiàng)和控制變量后，基于總樣本和分地區(qū)樣本回歸，得到的企業(yè)家精神對(duì)水足跡影響的估計(jì)系數(shù)符號(hào)以及交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號(hào)均未改變，僅是估計(jì)系數(shù)大小和顯著性水平有所變化，但并沒有實(shí)質(zhì)性改變，表明上文中的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健可靠。

3 結(jié)論與政策啟示

文章基于2003—2018年省級(jí)層面數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型，利用Sys-GMM法處理內(nèi)生性問題，實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)家精神對(duì)水足跡的影響，主要得到以下結(jié)論：

（1）企業(yè)家精神提高了中國(guó)水足跡，其通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)促進(jìn)了水足跡提高，該提高作用高于其通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用，其中企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神促進(jìn)了中國(guó)水足跡提高，企業(yè)家創(chuàng)新精神有利于中國(guó)水足跡降低，后者通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)降低了中國(guó)水足跡。據(jù)此，中國(guó)需積極培植、激發(fā)和弘揚(yáng)企業(yè)家精神，尤其是在注重發(fā)揮企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神、提高企業(yè)家創(chuàng)業(yè)質(zhì)量的同時(shí)，更要注重企業(yè)家創(chuàng)新精神培育。具體而言，可通過傳統(tǒng)媒體、網(wǎng)絡(luò)媒體和新媒體等渠道積極宣傳創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，營(yíng)造尊重和激發(fā)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的社會(huì)氛圍；構(gòu)建完善的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新制度體系和法治環(huán)境，進(jìn)一步加大政府支持高質(zhì)量創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的政策力度，為企業(yè)家高質(zhì)量創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新搭建信息平臺(tái)、項(xiàng)目平臺(tái)、融資平臺(tái)、人才平臺(tái)、技術(shù)平臺(tái)和服務(wù)平臺(tái)等，對(duì)企業(yè)家高質(zhì)量創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新給予財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠，對(duì)于創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新方面做出貢獻(xiàn)的企業(yè)家可給予一定的物質(zhì)精神獎(jiǎng)勵(lì)，同時(shí)積極宣傳，帶動(dòng)其他企業(yè)家高質(zhì)量創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新。

（2）三大地區(qū)企業(yè)家精神均促進(jìn)了水足跡增長(zhǎng)，其中，東部地區(qū)企業(yè)家精神對(duì)水足跡的提高作用較小，相對(duì)中西部地區(qū)，東部地區(qū)企業(yè)家精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)水足跡的提高作用更小，通過要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用更大。三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神也促進(jìn)了水足跡提高，其中，東部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神對(duì)水足跡的提高作用較小，三大地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神則有助于水足跡降低，其中東部地區(qū)企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)水足跡的降低作用較大。據(jù)此，中西部地區(qū)更要在制度構(gòu)建、法治建設(shè)、平臺(tái)打造、服務(wù)提供等方面積極培育和激發(fā)企業(yè)家精神，提高企業(yè)家創(chuàng)業(yè)質(zhì)量，以扭轉(zhuǎn)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)水足跡的提高作用。中西部地區(qū)企業(yè)更需充分利用政府政策，依托政府服務(wù)，基于市場(chǎng)環(huán)境培植和弘揚(yáng)創(chuàng)新精神，提高創(chuàng)新活力和創(chuàng)新質(zhì)量，進(jìn)一步發(fā)揮其通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、出口規(guī)模效應(yīng)、水污染效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)水足跡的降低作用。