创业、创新精神与经济增长企业家的创业与创新精神对中国经济增长的影响

创业、创新精神与经济增长企业家的创业与创新精神对中国经济增长的影响

一、企业家精神对中国经济增长效应的量化评估熊培泰（schumpeter，1934）指出，创新是经济发展的最重要推动力，创新依赖于企业家的“创造性损害”活动。熊彼特的这一“创造性破坏”思想受到了许多经济学家的关注,引发了一系列关于企业家精神(创新)和增长的理论研究(包括但不限于Leibenstein,1968;Leff,1979;Baumol,1990;Schmitz,1989;GrossmanandHelpman,1991;AghionandHowitt,1992;庄子银,2003;等)。例如,Baumol(1990)进一步分析了企业家精神在生产性部门和非生产性部门的差异化配置带来的经济影响。Baumol认为一个经济体能否实现持续增长,关键在于企业家精神是配置到创新等生产性活动中,还是配置到寻租等非生产性活动中。GrossmanandHelpman(1991)以及AghionandHowitt(1992)等人则内生化了知识创新和产品创新等“创造性破坏”活动对经济增长的影响,形成了新增长理论的一个重要分支。国内学者庄子银(2003)在克鲁格曼的南北贸易框架下,将南方企业家的模仿活动纳入到内生经济增长分析。他的理论模型暗示拥有较多企业家的经济会有更高的增长率。总体来看,大多数理论文献都认为,一个经济体所拥有的企业家精神对其长期持续增长是至关重要的。除了在理论方面的进一步探索,研究者也试图定量地分析企业家精神对经济增长的效应1(如BeugelsdijkandNoorderhaven,2004;Lazear,2004;Glaear,2007;等)。BeugelsdijkandNoorderhaven(2004)使用自我雇用率(self-employmentrate)作为企业家精神的代理指标,分析了战后欧洲54个地区的增长差异。他们发现企业家精神是导致这些地区经济增长差异的一个重要因素。Glaear(2007)基于美国城市级数据的实证研究也显示企业家精神2有助于解释美国城市经济发展的差异。他发现,就美国城市而言,用1970年城市具有的企业家精神(自我雇用率)水平可以预测该城市未来三十年的人口和收入增长。本文将沿袭现有理论文献的思路,在增长回归框架下,利用中国的省级面板数据实证分析企业家精神对中国经济增长的影响。我们认为,中国经济过去30年来取得的增长奇迹在很大程度上与私营和个体经济的迅速发展是分不开的。例如统计数据显示,2006年私营和个体企业吸纳的城镇就业已达1.35亿以上,占总就业人员的18.3%,而在1990年则只有2275万,占总就业人口的不到4%,3在改革开放以前则几乎没有私营企业。本文的贡献在于三个方面:首先,已有的一些研究表明,在一个转型经济中,企业家精神对于经济发展的成功与否是极其重要的。4不幸的是,虽然不少研究者从不同视角考察了中国经济转型取得巨大成功的原因,5但是从企业家精神这一角度来定量分析的实证文献仍然缺乏。6本文的分析将在一定程度上弥补国内这方面实证研究的不足。其次,在实证研究中,数据测量是否一致往往会对估计结果产生重大影响。跨国增长回归分析的一个重要不足就在于各国统计方法的不一致导致变量统计口径的不一致(Barro,1991),进而影响结论的可靠性。本文采用中国的省级面板数据,可以统一定义企业家精神的衡量标准,从而可以有效地避免跨国回归中的变量统计口径不一致问题。具体而言,我们将企业家精神分为创业精神和创新精神。最后,本文使用系统广义矩估计法(systemgeneralizedmethodofmoments)来克服动态方程中滞后因变量的内生性问题,7并在这一估计框架下,将滞后30年的国有企业职工数占职工总数的比例(SOE)作为企业家精神的工具变量,从而一致地估计企业家精神对经济增长的因果效应。已有关于企业家精神和经济增长关系的实证文献大多没有考虑到企业家精神这一变量可能的内生性问题。经济增长越快的地区也可能更容易催生在多变的经济环境中善于把握市场机会的企业家群体。也就是说,企业家精神可能是经济增长的结果而不是原因。不仅如此,企业家精神也可能与一些不可观测的但会影响经济增长的变量相关。前者可能导致估计结果的联立性偏误(simultaneousbias),后者则可能带来省略变量偏误(omittedvariablebias)。不论哪种情况发生,都将导致企业家精神变量的内生性。此外,由于本文所遵循的增长回归框架是一个动态方程,其滞后的因变量一般而言也面临内生性问题。传统的面板数据方法(如固定效应变换)能在一定程度上减轻这种内生性的影响,但这些固定效应估计量仍可能是不一致的。在计量经济学中,应对变量内生性问题的一个有效方法便是寻找外生变化的工具变量。本文的实证分析结果显示,在1983—2003年的样本区间内,企业家精神的确对中国的经济增长有显著的正效应。这一估计结果在控制了可能影响经济增长的其他人口以及制度变量后依然是稳健的。平均而言,企业家创业精神每增长1个标准差,将提高年均增长率2.88个百分点;企业家创新精神每增长1个百分点,将提高年均增长率3个百分点。本文余下部分的安排如下:第二部分概述企业家精神的理论内涵和实证测量;第三部分介绍模型设定和估计方法;第四部分描述数据;第五部分报告估计结果,并对结果作相应的解释;第六部分总结全文。二、企业家精神的内涵和衡量自萨伊以来8,经济学家普遍将企业家精神视作是一种重要的生产要素(参见Baumol,1968;Schultz,1980;HébertandLink,1989;等),也是经济持续增长的最重要驱动力(Schumpeter,1934;Leff,1979;WennekersandThurik,1999;Glaear,2007;等)。然而在概念上,学术界至今尚未形成关于企业家精神的一个清晰而全面的定义。9根据HébertandLink(1989)以及WennekersandThurik(1999)的综述,经济学理论文献对企业家精神的讨论可以划分为三个相互联系但又各有侧重的流派:一是以熊彼特(Schumpeter,1934)和Baumol(1968,1990)为代表的德国学派,强调企业家的创新精神;二是以奈特(Knight,1921)和舒尔茨(Schultz,1980)为代表的新古典学派,注重于企业家的风险承担能力和冒险精神以及应付市场失衡的能力;三是Mises(1951)和Krizner(1973)为代表的奥地利学派,关注于企业家对市场机会的识别能力。然而在实证研究中,我们无法对上述企业家精神的所有理论内涵进行准确的测度。此外,由于本文是基于宏观数据的实证分析,因而我们也不可能衡量企业家精神的微观特质(如自信心)。尽管如此,已有的研究显示宏观数据的企业家精神指标在一定程度上仍能体现微观的加总效应。考虑到企业家精神诸内涵的相对重要性以及数据的可得性,本文借鉴HébertandLink(1989),将企业家精神限制在两个方面:一是“新的进入”,即企业家的创业精神(BusinessEntrepreneurship,简记为BE)。企业家创业精神是指任何建立新企业的行为,包括自我雇佣、建立新企业等。从理论上来说,企业家所拥有的成就需要、内部控制和冒险精神等特质都可能影响其创业行为。现有文献关于企业家创业精神的衡量,一般选用自我雇佣比率、企业所有权比率、企业进入率和退出率等(如GeorgellisandWall,2000;BeugelsdijkandNoorderhaven,2004;AudretschandFritsch,2003;Glaear,2007;等)。遵循这一传统,本文选择个体和私营企业所雇佣的工人数占总就业人口的比率(简称私人企业比率)作为衡量企业家创业精神的指标。二是企业家的创新精神(InnovationEntrepreneurship,简记为IE)。企业家的创新精神是熊彼特“创造性破坏”思想的核心。现有的实证研究对企业家创新精神的衡量主要是专利或发明数量(如Acs,1996;Wongetal.,2005等)。Acs(1996)采用每千人发明数量作为衡量创新活动的指标,而Wongetal.(2005)使用发明专利数量除以生产总值作为创新活动的指标。总的来说,由于专利数量计算比较简单,且较易获得,所以被广泛采用。我们用专利申请量来衡量企业家的创新精神。三、计量模型回归模型沿袭基于稳定状态的经典增长回归框架(参见BarroandSala-i-Martin,1995),本文的实证模型如下式所示:10log(yi,t/yi,t−1)=β1logyi,t−1+β2Ei,t+Xi,tβ3+τt+ηi+εi,t(1)log(yi,t/yi,t-1)=β1logyi,t-1+β2Ei,t+Xi,tβ3+τt+ηi+εi,t(1)其中log(yi,t/yi,t-1)是从t-1期到t期人均实际产出的增长率,logyi,t-1是初始的人均实际产出的对数,Ei,t为企业家精神,具体而言,包括创业精神(BE)和创新精神(IE),Xi,t是一组影响稳定状态的控制变量,11τt是时间虚拟变量,ηi是地区(省)固定效应,εi,t表示干扰项,下标i和t分别表示省份和时间。一般而言,大多数实证研究中的Xi,t都包含储蓄率和人力资本等变量(参见LevineandRenelt,1992)。在下文的敏感性分析中,Xi,t还包括一些人口学变量和制度变量,如出生率、人口结构、FDI比重和政府支出规模。由于方程(1)右边未观测到的地区固定效应ηi通常与企业家精神有关,因而对方程(1)的单截面回归估计一般来说是有偏且不一致的。Islam在一篇颇有影响力的论文(1995)中建议将增长区间划分为几个子区间,构造面板数据结构,从而应用固定效应或差分变换消除地区固定效应的影响。在这之后,许多增长回归的实证文献也遵循了这一做法(Topel,1999)。根据这一做法,我们将样本区间(1983—2003)分为4个五年间隔的子增长区间,即1983—1988、1988—1993、1993—1998和1998—2003,从而可以应用面板数据方法估计方程(1)。对方程(1)的一阶差分变换可以有效地消除不随时间变化的地区固定效应,但是由于差分方程中的(logyi,t-1-logyi,t-2)与误差项(εi,t-εi,t-1)是相关的,因而从本质上来说,差分后的滞后因变量(logyi,t-1-logyi,t-2)是内生的。为了克服动态方程中滞后因变量的内生性问题,本文采用广义矩估计法(GMM)12来估计增长回归方程(1)。根据ArellanoandBond(1991),GMM估计法的基本思路可分为两步:首先是对回归方程进行一阶差分变换以消除地区固定效应,然后将滞后变量作为差分方程中相应的内生变量的工具变量(instrumentalvariable)估计差分方程,13由此得到的估计量为一阶差分广义矩估计量(firstdifferencedGMMestimator,简记为DIF-GMM)。不过,DIF-GMM估计较易受弱工具变量和小样本偏误的影响,ArellanoandBover(1995)和BlundellandBond(1998)在此基础上进一步提出了系统广义矩估计量(systemGMMestimator,简记为SYS-GMM)。SYS-GMM估计量在DIF-GMM估计量的基础上进一步使用了水平方程的矩条件,将滞后变量的一阶差分作为水平方程中相应的水平变量的工具。14本文将报告SYS-GMM估计值。如我们在引言中所述,企业家精神(BE和IE)在回归中可能是一个内生变量。差分变换并不能消除企业家精神变量潜在的联立性偏误,而且,如果其他随时间变化的未观测因素影响企业家精神变量的话,那么省略这些变量仍将导致参数估计的偏误。为了克服上述企业家精神变量的内生性,本文使用滞后30年的国有企业职工数占职工总数的比率15(SOE)作为解释企业家精神(BE和IE)的工具变量。在改革开放前,国有企业只需按部就班地执行政府计划,这不仅抹煞了企业领导人和职工的生产积极性,也在很大程度上限制甚至扼杀了他们的创业和创新精神。因而从理论上,我们预期改革开放前国有企业就业人员比重较大的省份其企业家精神较低或企业家较少。四、解释变量和统计特性本文使用的数据根据《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》等相关的统计资料整理计算而得。数据涉及1983—2003年间中国大陆29个省份的人口和经济变量,其中西藏因为数据不完整没有被包括,重庆与四川合并以保证统计口径的一致性。需要说明的是,为了减少产出变量的序列相关性以及经济波动对变量测量误差的影响,16除了滞后变量logyi,t-1取初始值外,其他解释变量均取五年平均值。以1983—1988年这一增长区间为例,logyi,t-1系1983年人均实际产出的对数值;企业家精神、人力资本、储蓄率以及其他人口和制度变量则取五年内的平均值。表1给出了各变量的定义性描述和统计特性。可以发现,在样本区间内各地区经济都经历了快速增长,人均实际产出年均增长在8%左右。企业家创业精神指标(BE)相对较低(6.9),且分布不均匀(标准差为6.0);企业家创新精神指标(IE)为7.09,标准差为1.32。其他变量的地区差异也较显著。以学龄儿童入学率为例,贵州、云南和青海三地平均只有40%,而浙江、上海和北京则接近100%。五、评估结果表明这一节中,我们分别报告企业家创业精神和创新精神对经济增长的影响的估计结果。(一)企业家精神系数估计的有效性我们首先将企业家创业精神变量(BE)作为外生变量进入增长回归,估计结果报告在表2的第(1)—(3)列中。表2的第(1)列仅在标准的增长回归中引入了企业家创业精神变量。可以发现,企业家创业精神变量的系数为0.01,且在1%置信水平下显著。这表明企业家创业精神对经济增长具有正效应。初始产出水平的系数为负且在统计上显著异于零,表明省区之间的经济增长存在收敛迹象。此外,回归的汉森工具变量过度识别检验17显示,我们不能拒绝GMM估计中工具变量有效的原假设(p>0.1)。Arelleno-Bond序列相关检验18也表明,统计上不能够拒绝不存在二阶序列相关性的原假设。不过,第(1)列回归可能遗漏了增长方程中的其他重要变量。新增长理论认为人力资本对经济增长具有重要的促进作用(Romer,1986)。直觉上,人力资本与企业家精神变量可能是相关的,因而遗漏人力资本变量可能导致省略变量偏误。为尽可能减少这种估计偏误,我们在第(2)列中分别引入了学龄儿童入学率和中学入学率两个变量以控制人力资本积累率的影响。结果显示,企业家创业精神变量的系数略有上升(0.011),且系数依旧在1%水平上统计显著。人力资本变量也具有理论预期的符号。进一步地,已有研究也表明诸如出生率(LiandZhang,2007)、抚养率(BloomandWilliamson,1998)、政府规模(Barro,1991)、开放程度等市场环境和制度变量(LevineandRenelt,1992)也可能对经济增长产生影响。如果企业家的产生与这些因素相关19,遗漏这些变量亦会影响企业家精神的系数估计。在表2的第(3)列中,我们进一步加入了出生率、老年人口抚养率、政府支出规模和FDI份额等变量以控制人口结构、市场环境和制度对经济增长的影响。我们发现,在引入所有这些变量后,企业家创业精神变量的系数(0.011)和统计显著性没有发生大的变化。这表明,我们的估计结果是相当稳健的。回归结果也显示,出生率和政府支出规模等变量对于经济增长有预期的负效应,而人力资本、FDI份额等变量对经济增长有预期的正效应,尽管有些变量的估计系数在统计上不显著。20尽管如此,如第三节所述的那些原因,企业家精神这一变量有可能是内生的,所以这些系数估计仍有可能是不一致的。为了进一步证实这种正效应是因果性的,我们进而使用滞后30年的国有企业职工比率作为企业家创业精神变量的工具(表2第(4)—(6)列)。第(4)列回归依旧只包括企业家创业精神、初始的产出水平、投资率和时期虚拟变量。结果显示,企业家创业精神变量对经济增长仍然具有显著的正效应,且系数有较大幅度的上升(0.022)。在第(5)和(6)列中,我们相继引入了其他控制变量。我们发现,企业家创业精神变量的系数和显著性程度均没有发生大的变动(0.026和0.024),其他变量也都有预期的符号。为了粗略地检验GMM估计的有效性,21我们做了包含所有协变量的混合OLS估计和固定效应估计,结果显示滞后变量logyt-1的系数区间为(-0.575,-0.163)。该区间包含了第(6)列回归中logyt-1的系数-0.21,表明SYS-GMM估计是可靠的。22此外,与第(3)列相比,老年人口抚养率仍有不合预期的正效应,但显著性水平有所下降。上述稳健性分析表明企业家创业精神变量的确对经济增长有显著的促进效应。给定企业家创业精神的系数估计值为0.024,简单计算表明,企业家创业精神(BE)每增加一个标准差将促进年均经济增长率提高2.88个百分点。23数量上,企业家创业精神对经济增长的促进作用是显著的。(二)企业家精神变量的系数和显著性作为对企业家创业精神的补充,我们现在转而使用专利申请数量作为企业家创新精神的指标,分析这一变量的增长效应。在表3的第(1)—(3)列回归中,我们假定企业家创新精神变量(IE)是外生的。第(1)列回归仅包含了企业家创新精神、初始的人均产出水平、投资率和三个时期虚拟变量。我们发现,企业家创新精神变量对经济增长尽管有理论预期的正效应,但系数即使在10%水平上也不显著。不过,初始的人均产出水平和投资率的系数具有理论预期的符号,而且汉森过度识别检验显示不能拒绝工具变量有效的原假设。在第(2)—(3)列回归中,我们进一步控制了入学率、出生率、抚养率、政府支出规模以及FDI份额等可能影响经济增长的因素,发现企业家创新精神变量的系数和统计显著性程度均大幅下降,其他协变量的系数或者不具有预期的符号或者统计不显著。不仅如此,除了第(3)列回归通过了所有统计检验外,前两列或者不能通过汉森工具变量过度识别检验或者不能通过序列相关检验。此外,初始的人均产出水平的系数符号也出现或正或负的变化。企业家创新精神变量的系数大幅变动暗示这些控制变量可能与企业家创新精神是相关的。如前所述,企业家精神可能是内生的。为了克服这一潜在的内生性,我们在第(4)—(6)列回归中同样使用滞后30年的国有企业职工比率作为企业家创新精神的工具变量。与第(1)—(3)列相比,第(4)列回归显示,企业家创新精神变量的系数大小和统计显著性程度均大幅地增加。企业家创新精神每增加1个百分点,将促进5年期间经济增长率提高15%(或提高年均经济增长率3%)。汉森过度识别检验和Arelleno-Bond序列相关检验的p值均显示,模型能很好地通过这些统