企業(yè)家精神何以促進共同富裕*
——中國式現代化的視角

潘熙慶 楊德才

問題提出

“治國之道,富民為始。”實現全體人民共同富裕是中國式現代化的本質要求,也是實現中華民族偉大復興中國夢的必由之路。自黨的十九屆五中全會正式提出“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”的遠景目標以來,如何穩(wěn)步推進共同富裕,成為社會各界廣泛討論的議題。作為驅動創(chuàng)新發(fā)展、激發(fā)創(chuàng)業(yè)行為的重要因素,企業(yè)家精神為推動經濟高質量發(fā)展提供了有力支持。首先,從實踐發(fā)展來看,改革開放四十余年來,以中小企業(yè)為主體的民營經濟為我國貢獻了50%以上的稅收、60%以上的GDP、70%以上的技術創(chuàng)新成果、80%以上的城鎮(zhèn)勞動就業(yè)、90%以上的企業(yè)數量,成為推動經濟社會發(fā)展不可或缺的力量。(1)《十九大以來重要文獻選編》(上),中央文獻出版社2019年版,第673頁。正是基于企業(yè)家精神在推動經濟發(fā)展、增強綜合國力方面的重要貢獻,習近平總書記多次強調要“激發(fā)和保護企業(yè)家精神”,“弘揚優(yōu)秀企業(yè)家精神”,并就培育企業(yè)家精神提出指導建議。其次,從理論研究來看,現有文獻主要聚焦企業(yè)家精神的優(yōu)化配置、(2)胡永剛、石崇:《扭曲、企業(yè)家精神與中國經濟增長》,《經濟研究》2016年第7期。企業(yè)家精神的創(chuàng)新效應(3)[美]彼得·德魯克:《創(chuàng)新與企業(yè)家精神》,蔡文燕譯,機械工業(yè)出版社2007年版,第20頁。等方面,關于企業(yè)家精神與共同富裕間關系的研究文獻并不多見,且尚未形成一致的研究結論。一種觀點認為,企業(yè)家精神是加劇居民收入差距、阻礙共同富裕目標實現的根源所在;(4)Halvarsson D., Korpi M., Wennberg K., “Entrepreneurship and Income Inequality”, Journal of Economic Behavior and Organization, Vol.145, 2018, pp.275-293.相反的觀點則認為,企業(yè)家精神拓寬了社會成員向上流動的通道,使更多低收入群體有機會跨入中等收入群體行列,實現全體人民共同富裕。(5)Lippmann S., Davis A., Aldrich H. E., “Entrepreneurship and Inequality”, Research in the Sociology of Work, Vol.15, 2005, pp. 3-31.鑒于此,本文擬以中國式現代化為背景,從理論和實證兩個層面分析企業(yè)家精神對共同富裕的影響效應與作用機制,以期為促進共同富裕提供政策依據。

企業(yè)家精神促進共同富裕的理論機理與研究假設

共同富裕是中國式現代化的鮮明特質,推進共同富裕取得實質性突破和跨越式發(fā)展是全面建設社會主義現代化強國的題中應有之義。區(qū)別于西方以資本為中心的現代化模式,中國式現代化是中國共產黨領導的現代化,是以人民為中心的社會主義現代化,這就決定了共同富裕的核心不是以分配手段為主的“均貧富”,而是“共發(fā)展”,共同發(fā)展是共同富裕的硬道理。(6)金碚:《社會主義市場經濟的共同富裕路徑邏輯》,《北京工業(yè)大學學報(社會科學版)》2023年第3期。作為新時代現代化建設的重要目標,共同富裕蘊含著對經濟增長和社會發(fā)展的新要求,主要體現在兩個方面:一是收入差距的縮小;二是發(fā)展成果的共享。換言之,縮小收入差距、消除貧富分化,實現發(fā)展與共享的統(tǒng)一、效率與公平的協同,是新時代推進共同富裕的根本要義所在。

從共同富裕的實現機理來看,共同富裕強調要在堅持社會主義基本經濟制度的基礎上,積極發(fā)揮先富帶后富、先富幫后富的作用,這就意味著企業(yè)家需要在共同富裕的建設道路上充分發(fā)揮引領作用。自熊彼特提出企業(yè)家的創(chuàng)新者角色以及企業(yè)家精神在資本主義經濟發(fā)展過程中的獨特作用以來,企業(yè)家精神已成為現代經濟增長的重要驅動要素。在共同富裕的戰(zhàn)略視野下,企業(yè)家精神被賦予了開拓創(chuàng)新、積極進取、敢于冒險、勇于擔當等內涵,其中創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神是企業(yè)家精神的核心。據此,本文將企業(yè)家精神的內涵限定在兩方面:一是企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神反映了企業(yè)家對市場機會的識別利用以及敢于冒險的價值觀念等特質,這些特質集中體現在各種建立新企業(yè)的行為過程中。二是企業(yè)家創(chuàng)新精神。企業(yè)家創(chuàng)新精神作為企業(yè)家精神最本質的特征要求,是企業(yè)家從事“創(chuàng)造性破壞”活動的重要基礎。企業(yè)家創(chuàng)新精神集中體現在其創(chuàng)新活動中,通過不同的表現形式,推動經濟社會高質量發(fā)展。由此可見,作為我國經濟活動的重要參與者、就業(yè)機會的重要提供者、技術創(chuàng)新的重要推動者,企業(yè)家及其承載的企業(yè)家精神是共同富裕目標在市場經濟體制中得以實現的關鍵力量。除了憑借自身特征對共同富裕水平產生直接影響以外,企業(yè)家精神形成的區(qū)域空間關聯網絡也會呈現空間溢出效應,間接促進共同富裕。為此,本文將從影響機制和空間溢出效應等視角分析企業(yè)家精神促進共同富裕的理論機理,并提出相應的研究假設。

(一)企業(yè)家精神對共同富裕的影響機制

共同富裕的核心內涵是在全社會富裕的基礎上實現全體人民共享發(fā)展成果,主要涵蓋提高收入水平與縮小收入差距兩個方面。作為市場經濟發(fā)展的重要引擎,企業(yè)家精神具有的創(chuàng)業(yè)性、創(chuàng)新性等特征,既為宏觀經濟增長提供了動力機制,也為實現共同富裕提供了可行路徑。具體而言,企業(yè)家精神對共同富裕的影響機制可以細化為知識溢出效應與資源配置效應。

1.知識溢出效應

根據羅默的人力資本分級思想,人力資本可以劃分為企業(yè)家人力資本和一般人力資本。(7)Romer P. M., “Endogenous Technological Change”, Journal of Political Economy, Vol.98, No.5, 1990, pp.S71-S102.相較于只掌握單一生產要素的一般人力資本,企業(yè)家通常在知識信息方面具有顯著優(yōu)勢,既體現在核心技術、專利許可、生產流程等顯性知識方面的絕對優(yōu)勢,也包括在組織文化、發(fā)展戰(zhàn)略、競爭策略等隱性知識方面的比較優(yōu)勢。(8)趙勇、白永秀:《知識溢出:一個文獻綜述》,《經濟研究》2009年第1期。企業(yè)家精神的釋放使得一般人力資本有機會通過觀察、學習、模仿獲取企業(yè)家先進的科學技術和生產管理經驗,并將這些知識應用到自己的實踐中,進而縮小與領先企業(yè)家之間的收入差距。具體而言,包括以下兩種知識溢出機制。

一是來自企業(yè)家精神的直接示范效應。在企業(yè)家資源相對匱乏的地區(qū),對企業(yè)家特別是優(yōu)秀企業(yè)家的培育存在一定的難度,領先企業(yè)家的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)成功會產生較強的示范效應,吸引大批潛在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)者學習模仿。這種示范效應既可能成為當地“集體企業(yè)家精神”的催化劑,也可能改變當地的產業(yè)結構。隨著企業(yè)家精神示范效應的不斷增強,會產生越來越多的創(chuàng)業(yè)跟進者,提升地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的普惠性和正外部性,有助于提高經濟落后地區(qū)尤其是農村地區(qū)的收入水平,加快促進全體居民共同富裕。

二是基于人力資本流動的知識溢出效應。以盧卡斯為代表的新增長理論將人力資本視作經濟增長的引擎,強調人力資本的“干中學”及其外部效應對經濟增長的重要促進作用。(9)Lucas R. E., “On the Mechanics of Economic Development”, Journal of Monetary Economics, Vol.22, No.1, 1988, pp.3-42.人力資本流動作為知識溢出的重要載體,通過企業(yè)家精神共享勞動力市場,使得隱性知識能夠在不同區(qū)域和群體之間傳遞、交流,不同區(qū)域和群體在吸收知識的過程中借助學習模仿效應,帶動自身技術創(chuàng)新能力的提升。同時,當流入發(fā)達地區(qū)的人力資本選擇回鄉(xiāng)就業(yè)或創(chuàng)業(yè)時,會將他們所習得的生產技術、知識經驗帶回農村,這既能幫助落后地區(qū)快速掌握先進的技術知識和管理模式,也有助于有效彌補落后地區(qū)在企業(yè)家人力資本上的欠缺,進而幫助落后地區(qū)實現“蛙跳型經濟增長”。

2.資源配置效應

資源配置失衡是制約共同富裕目標實現的重要因素,而企業(yè)家精神的核心能力就是“成功應對經濟體系中發(fā)生的各種失衡”,即“重新配置資源,以獲得各種可觀察到的報酬”,(10)[美]西奧多·W.舒爾茨:《報酬遞增的源泉》,姚志勇、劉群藝譯,北京大學出版社2001年版,第46頁。企業(yè)家精神通過不斷糾正市場的不均衡,推動資源配置向更有效的方向發(fā)展,為共同富裕實現提供了客觀的可行性條件。

一方面,企業(yè)家精神通過發(fā)揮勞動力池效應、人力資本效應等,提高勞動者技能與工作崗位的適配程度,有效緩解了勞動力資源錯配對共同富裕的不利影響。勞動力有效配置是推動經濟高質量發(fā)展的關鍵所在,然而勞動力市場中存在大量具備企業(yè)家才能的個體,其工作崗位與先天稟賦存在錯配,表現為高技能勞動力從事低技術工作崗位,個體的生產率特征未得到合理定價與充分回報。當企業(yè)家精神推動這部分人群尤其是中低收入群體轉向創(chuàng)業(yè)活動時,企業(yè)家能力得到充分釋放,將在很大程度上改善整體收入不平等狀況、提升共同富裕水平。

另一方面,企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神不僅推動潛在企業(yè)家實現自我就業(yè),也為社會提供了大量就業(yè)機會,促使更多剩余勞動力有機會從低生產率、低收益率的農業(yè)部門抽離出來,流向高生產率、高收益率的現代產業(yè)部門,在提高自身收入水平的同時,推動地區(qū)經濟規(guī)模擴張、產業(yè)升級,進而釋放和創(chuàng)造更多就業(yè)崗位。同時,如果某個地區(qū)企業(yè)家精神較為活躍,往往意味著該地區(qū)在空間情境上具備了公平的市場經營環(huán)境、良好的社會網絡效應以及完善的人才流動機制,能夠顯著降低勞動力跨部門轉移成本。已有文獻證明,勞動力資源在地區(qū)間的優(yōu)化配置對于調節(jié)居民收入差距、促進經濟增長的貢獻是非常突出的。(11)伍山林:《農業(yè)勞動力流動對中國經濟增長的貢獻》,《經濟研究》2016年第2期。在勞動力等生產要素向現代產業(yè)部門集聚的同時,其所獲得的收入也會通過多種形式流回農村,進而提高農村地區(qū)尤其是貧困地區(qū)的收入水平,實現居民共同富裕?；诖?提出如下研究假設:

假設1:企業(yè)家精神有助于推動共同富裕。

假設2:企業(yè)家精神通過知識溢出效應和資源配置效應助力共同富裕目標實現。

(二)企業(yè)家精神對共同富裕的空間溢出效應

企業(yè)家精神在集聚過程中會在產業(yè)層面實現規(guī)模報酬遞增,進而形成產業(yè)集聚。而無論是企業(yè)集聚還是產業(yè)集聚,各地區(qū)因企業(yè)家精神形成的區(qū)域空間關聯網絡,以及由此產生的學習效應、規(guī)模經濟效應等外溢效應,勢必成為共同富裕發(fā)展的重要驅動因素。其一,對于農村居民而言,不僅因企業(yè)家精神對當地轉移就業(yè)環(huán)境的優(yōu)化,直接改善了農民的收入水平和生計狀況,也因為空間溢出效應的存在,農民有機會進入其他區(qū)域工作,拓寬了農村居民的非農就業(yè)渠道。其二,企業(yè)家精神形成的空間溢出效應會加速資本、勞動力等要素在不同地區(qū)間的流動,推動城鄉(xiāng)居民在人力資源服務等方面的均等化、統(tǒng)一化。人力資本差異是市場經濟環(huán)境下影響居民收入差距的重要因素,因此企業(yè)家精神空間溢出效應的存在必然有助于促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)收入差距。其三,企業(yè)家精神在促進本地經濟發(fā)展的同時,通過外部的網絡連接和地區(qū)間的經濟聯系,會對周邊地區(qū)和相關產業(yè)形成拉動效應,帶動周邊地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力提升,提高周邊地區(qū)的共同富裕水平。基于此,提出如下研究假設:

假設3:企業(yè)家精神可通過空間外溢效應對鄰近地區(qū)的共同富裕水平產生正向影響。

企業(yè)家精神對共同富裕的影響效應:基于省級面板數據的實證檢驗

(一)模型設定

為考察企業(yè)家精神對共同富裕的直接影響,基準回歸模型設定如下:

Theili,t=β0+β1Entrei,t+βkControli,t+μi+θt+εi,t

(1)

其中,Theili,t為共同富裕水平,Entrei,t為企業(yè)家精神,Controli,t為一系列控制變量,下標i表示樣本省份,t表示相應年份。模型中同時控制省份固定效應μi及年份固定效應θt,用以控制各省份不隨時間變化的特征,以及各年度宏觀經濟沖擊對于省份共同富裕水平的系統(tǒng)性影響。εi,t為隨機擾動項。

為探究企業(yè)家精神影響共同富裕的作用機制,本文參考江艇的方法進行中介效應檢驗。(12)江艇:《因果推斷經驗研究中的中介效應與調節(jié)效應》,《中國工業(yè)經濟》2022年第5期。由于在理論分析部分探討了知識溢出和資源配置兩個中介變量對共同富裕的影響,因而在實證部分只重點考察企業(yè)家精神對中介變量的影響,以避免傳統(tǒng)中介效應分析中存在的渠道識別不清等問題。模型設定如下:

Spilloveri,t=η0+η1Entrei,t+ηkControli,t+μi+θt+εi,t

(2)

Transferi,t=α0+α1Entrei,t+αkControli,t+μi+θt+εi,t

(3)

為進一步討論企業(yè)家精神對共同富裕的空間溢出效應,在式(1)中引入共同富裕水平、企業(yè)家精神以及控制變量的空間交互項,將其拓展為空間計量模型:

Theili,t=β0+ρωTheili,t+β1Entrei,t+βkControli,t+φ1ωEntrei,t+φkωControli,t+μi+θt+εi,t

(4)

其中,ρ為空間自回歸系數,ω為空間權重矩陣,φ1、φk為解釋變量及控制變量空間交互項系數。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為共同富裕水平(Theil)。已有研究對共同富裕水平的測度多以收入差距為核心,鑒于泰爾指數既反映人口結構變化,又考慮了收入分布狀況,本文最終選擇泰爾指數表示共同富裕水平。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為企業(yè)家精神(Entre)。由于其內涵的豐富性與多樣性,至今尚無一致衡量標準。本文依照李宏彬等提出的劃分標準,將企業(yè)家精神界定為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神。(13)李宏彬等:《企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對中國經濟增長的影響》,《經濟研究》2009年第10期。其中,企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神(Entre_Pre)用私營企業(yè)和個體從業(yè)人員占總就業(yè)人員的比重表示,企業(yè)家創(chuàng)新精神(Entre_Inno)用發(fā)明專利申請量(取對數)表示。

3.中介變量

基于前文理論分析,選取知識溢出(Spillover)和資源配置(Transfer)作為中介變量。其中知識溢出程度使用各省份技術市場成交額占GDP比重測度;(14)潘文卿、李子奈、劉強:《中國產業(yè)間的技術溢出效應:基于35個工業(yè)部門的經驗研究》,《經濟研究》2011年第7期。資源配置程度使用鄉(xiāng)村從業(yè)人員和農林牧漁業(yè)從業(yè)人員數量之差與農林牧漁業(yè)從業(yè)人員的比值測度。

4.控制變量

為確保因果識別的可靠性,本文引入如下控制變量:經濟發(fā)展水平(Eco),取各省份地區(qū)生產總值的對數表示;基礎設施水平(Road),取各省份人均公路里程數表示;政府財政支出(Gov),取地方財政一般預算支出占地區(qū)生產總值比重表示;產業(yè)結構(Stru),取各省份第三產業(yè)增加值與第二產業(yè)增加值比重表示;對外開放度(FDI),取各省份外商直接投資占地區(qū)生產總值比重表示;物質資本存量(Cap),采用永續(xù)盤存法核算各省份物質資本存量;(15)單豪杰:《中國資本存量K的再估算:1952～2006年》,《數量經濟技術經濟研究》2008年第10期。人力資本水平(Hum),取各省份每萬人普通高等學校在校學生數表示。

(三)數據來源

本文選取1992—2017年我國30個省份的面板數據作為基礎分析數據。(16)由于考察期內中國港澳臺地區(qū)和重慶的數據存在明顯缺失,故做了剔除處理。研究使用的數據來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》以及各省、自治區(qū)、直轄市的統(tǒng)計年鑒。

(四)實證結果分析

1.基準回歸結果分析

表1從收入差距層面報告了企業(yè)家精神影響共同富裕的回歸結果。其中,模型I和模型II僅控制省份、年份固定效應,未加入任何控制變量,模型III和模型IV中則加入了一系列控制變量。結果顯示,無論是否納入控制變量,企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)家創(chuàng)新精神的系數均顯著為負,說明企業(yè)家精神有助于縮小居民收入差距,助力共同富裕目標實現,假設1得以驗證。究其原因,一方面,企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神通過創(chuàng)造大量新的就業(yè)機會,為不同群體尤其是低收入群體實現多元增收致富提供了可能,有助于提高低收入群體收入水平、縮小不同群體之間的收入差距。同時,地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的提升有利于推動地區(qū)經濟快速增長,在經濟增長“涓滴效應”和“收入再分配效應”的雙重作用下,低收入群體得以享受更高的增長紅利,進而改善收入不平等狀況、提升共同富裕水平。另一方面,企業(yè)家創(chuàng)新精神通過推進創(chuàng)新活動,加快產業(yè)結構優(yōu)化升級和發(fā)展方式轉變。隨著產業(yè)結構高級化水平不斷提高,企業(yè)家創(chuàng)新精神“紅利”得以充分釋放,財富創(chuàng)造效應和共享發(fā)展效應也得到進一步強化,進而為共同富裕目標實現提供持續(xù)動力。

表1 基準回歸模型結果

2.機制檢驗

表2報告了企業(yè)家精神影響共同富裕的機制檢驗結果。結果顯示,企業(yè)家精神對知識溢出和資源配置的影響系數均顯著為正,說明企業(yè)家精神有助于促進知識溢出、優(yōu)化資源配置,進而提升共同富裕水平,假設2成立。

表2 機制檢驗結果

一方面,企業(yè)家精神通過創(chuàng)辦新企業(yè)、開拓新市場、開展創(chuàng)新活動,降低知識過濾器對知識轉化的阻礙作用,增強知識的流動性、促進知識共享和溢出。而知識溢出既有利于增進各類創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體之間的交流與學習,也能夠強化不同區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體之間的借鑒模仿行為,使不同社會群體(尤其低收入群體)都能從外界知識溢出中受益,進而實現共同富裕。另一方面,企業(yè)家創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新精神的釋放,有助于改善勞動力資源配置效率、打破資源配置僵化格局、創(chuàng)造新的勞動力配置空間,并通過其帶來的勞動力配置紅利緩解居民收入差距、推進共同富裕。

3.空間溢出效應分析

運用空間計量模型估計的前提是存在空間相關性,為此,本文采用Moran’s I指數法計算地理距離矩陣下各年度共同富裕水平的空間效應。結果顯示,1992—2017年各省份共同富裕水平的Moran指數均顯著為正,表明各省份共同富裕水平在空間上并非隨機分布,而是呈空間正相關(限于篇幅,Moran指數檢驗結果省略備索)。

空間相關性的存在說明可以采用空間計量方法。為此,本文借鑒Elhorst的檢驗思路,依次進行LM檢驗、SDM固定效應檢驗、Hausman檢驗、SDM模型簡化檢驗,(17)Elhorst J. P., “Matlab Software for Spatial Panels”, International Regional Science Review, Vol.37, No.3, 2014, pp.389-405.結果顯示,采用時間空間雙重固定效應的SDM模型為最優(yōu)選擇。表3模型I和模型II報告了地理距離空間權重矩陣下企業(yè)家精神對共同富裕影響的估計結果。為了保證結果的穩(wěn)健性,本文還構建了經濟空間權重矩陣進行估計,結果見模型III和模型IV?？梢钥闯?無論在地理距離空間權重矩陣還是經濟空間權重矩陣下,空間自回歸系數、空間交互項系數均顯著為負,表明各省份在空間上不僅存在外生的企業(yè)家精神交互效應,共同富裕水平之間也存在內生交互效應。

表3 空間溢出效應檢驗結果

基于簡單的點估計結果來分析空間溢出效應可能會產生估計偏誤,需要將其影響進一步分解為直接效應、間接效應和總效應。表4顯示,在地理距離空間權重矩陣下,企業(yè)家精神的直接效應和間接效應均顯著為負,表明企業(yè)家精神不僅能有效緩解本地居民收入差距,其所引致的空間溢出效應對縮小周邊地區(qū)居民收入差距亦有顯著促進作用,假設3得以驗證。可能的解釋:一是企業(yè)家精神以產業(yè)匹配、商業(yè)聯盟等多種形式建立外部關系網絡,并通過社會關系網絡、產業(yè)關系網絡、技術關系網絡等渠道,將創(chuàng)業(yè)經驗和創(chuàng)新知識傳遞給周邊地區(qū)居民,帶動周邊地區(qū)居民開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為、改善周邊地區(qū)居民生活水平。二是企業(yè)家精神依托地區(qū)間經濟聯系與產業(yè)內分工合作,促進生產要素與研發(fā)要素跨區(qū)域流動,在優(yōu)化本地區(qū)要素配置效率的同時,也會帶動周邊地區(qū)通過學習模仿改善其資源配置效率,進而對本地區(qū)和鄰近地區(qū)的共同富裕水平產生積極影響。觀察企業(yè)家精神的空間溢出效應和總效應可以發(fā)現,企業(yè)家精神產生的空間溢出效應占總效應的50%以上,且與表1中不考慮空間溢出效應的估計結果相比,SDM模型的直接效應更小,這在一定程度上說明,不考慮空間溢出效應將會低估企業(yè)家精神對共同富裕的總體影響。

表4 直接效應、間接效應和總效應

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.縮尾處理。考慮到樣本異常值可能會影響估計結果的可靠性,本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。結果顯示,企業(yè)家精神的估計系數均未發(fā)生符號和顯著性的變化,進一步印證了基準回歸結論的穩(wěn)健性(限于篇幅,結果省略備索,下同)。

2.替換企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神指標。鑒于前文使用的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神指標不僅包含私營企業(yè)投資者,也包含被雇傭者,而將被雇傭者納入統(tǒng)計可能會高估企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的影響。因此參考蔡慶豐等的研究,(18)蔡慶豐、田霖、林志偉:《地區(qū)融資模式與創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新——基于空間面板模型的實證發(fā)現》,《財貿經濟》2017年第7期。使用私營企業(yè)投資者數量占比替換企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神指標?；貧w結果顯示,研究結論未發(fā)生明顯變化。

3.替換企業(yè)家創(chuàng)新精神指標。為避免部分關鍵數據遺漏,使用發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利三種專利申請量之和衡量企業(yè)家創(chuàng)新精神,估計結果依然穩(wěn)健。

4.替換被解釋變量。為避免被解釋變量選取造成估計偏誤,將被解釋變量替換為城鄉(xiāng)收入比后重新檢驗,結果顯示企業(yè)家精神的系數顯著為負,與基本結論保持一致。

5.工具變量法。本文參考潘健平等的研究,(19)潘健平、潘越、馬奕涵:《以“合”為貴?合作文化與企業(yè)創(chuàng)新》,《金融研究》2019年第1期。選取1978年各省人均糧食播種面積和相應年份的交互項作為企業(yè)家精神的工具變量。一方面,1978年中國處于改革開放起步階段,農業(yè)生產仍是人們賴以生存的主要方式,各省份人均糧食播種面積反映了該地區(qū)自然資源的豐厚程度,而自然資源豐厚與否直接影響到當地企業(yè)家精神的成長,滿足相關性要求。另一方面,1978年各省人均糧食播種面積很難對近年來共同富裕水平產生直接影響,滿足外生性假定。工具變量法的回歸結果顯示,在考慮可能存在的內生性問題后,企業(yè)家精神的影響系數依舊顯著為負,與之前的研究結論相吻合。

結論與政策建議

本文以中國式現代化為背景,深入分析了企業(yè)家精神影響共同富裕的理論機理,并且基于1992—2017年省級面板數據進行了實證檢驗,研究結果表明:第一,企業(yè)家精神能夠顯著縮小居民收入差距、提高共同富裕水平;第二,企業(yè)家精神通過促進知識溢出、優(yōu)化資源配置推動共同富裕實現;第三,企業(yè)家精神對共同富裕的影響存在顯著的空間溢出效應,即企業(yè)家精神不僅有助于提升本地區(qū)共同富裕水平,也對周邊地區(qū)共同富裕水平產生顯著促進作用。

基于上述結論,本文提出如下政策建議:第一,積極營造有利于企業(yè)家精神發(fā)展的社會環(huán)境,在更大范圍培育、配置和保護企業(yè)家精神。在共同富裕成為社會主義現代化建設重要目標指向的時代背景下,各級政府應當高度重視營商環(huán)境建設,包括穩(wěn)定可預期的政策環(huán)境、公平有序的市場環(huán)境、平等有效的法治環(huán)境、開放包容的文化環(huán)境等,引導企業(yè)家將更多資源和精力配置到創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等生產性活動之中,減少企業(yè)家在尋租等非生產性活動中的無謂消耗,以便更好地發(fā)揮企業(yè)家精神對共同富裕的積極作用。第二,立足知識溢出和資源配置兩大作用渠道,探索企業(yè)家精神驅動共同富裕的多維路徑。一方面,積極搭建知識產出協作平臺,推動區(qū)域間潛在的知識溢出向實際的知識生產合作轉化,同時,通過區(qū)域合作強化本地區(qū)及周邊地區(qū)對知識溢出效應的有效吸收和利用。對于目前尚難以開展知識生產合作的區(qū)域,要建立相應的扶持與補貼機制,促進知識溢出效應的擴散,進而帶動區(qū)域創(chuàng)新能力和水平的穩(wěn)步提升。另一方面,努力消除區(qū)域之間、部門之間阻礙生產要素流動的制度性壁壘,降低要素流動的制度性成本,促進生產要素跨區(qū)域、跨部門充分、有序、高效流動,助力共同富裕。第三,各地區(qū)在制定高質量發(fā)展戰(zhàn)略時,要統(tǒng)籌考慮不同地區(qū)資源稟賦、經濟基礎等因素,構建區(qū)域聯動機制、優(yōu)化區(qū)域互助機制、深化區(qū)域合作機制,消除影響空間溢出效應的制度約束和地理障礙,以便更有效地發(fā)揮企業(yè)家精神的空間溢出效應,實現全體人民共同富裕。