摘要 演基于中國省際層面的數(shù)據(jù)資料實證檢驗了民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中所扮演的角色與功能。實證結果表明：民營企業(yè)家群體在中國市場化制度變革中更多地扮演著正面角色，其正面作用要大于負面作用；各種穩(wěn)健性檢驗均表明本文結論具有較強的穩(wěn)健性；基于面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程組控制中國式制度變遷對民營企業(yè)家變量的逆向因果影響后仍表明，民營企業(yè)家群體促進了中國式制度變遷進程。研究結論對激勵制度企業(yè)家打破制度均衡進而促進市場化改革走向縱深具有一定的理論與政策含義。

關鍵詞 民營企業(yè)家；中國式制度變遷；制度企業(yè)家；非生產性行為；聯(lián)立方程組

[中圖分類號]F270 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2015）11-0020-09

一、引 言

近年來，有不少經濟學者基于不同視角詮釋了中國制度變遷過程。著名制度經濟學家North（1990）在其代表作《制度、制度變遷與經濟績效》一書中指出，相對價格的變化會導致制度變遷，組織及其企業(yè)家是制度變遷的主角，他們型塑了制度變遷的方向[1]。楊瑞龍（1998）認為North教授的制度變遷理論很難解釋中國的制度變遷過程[2]。他認為，在解釋中國制度變遷過程時，應該突出強調地方政府的作用，不僅如此，事實上，地方政府在中國市場化制度變遷過程中充當了“第一行動集團”，對推進市場化改革具有特殊作用。此后，楊瑞龍和楊其靜（2000）基于階梯式的漸進制度變遷模型進一步指出，在向市場經濟的過渡過程中，作為“政治企業(yè)家”的地方政府官員為了獲得政績有動機積極利用政治組織和政治手段捕捉制度創(chuàng)新的潛在收益，并且，當政治企業(yè)家階層的出現(xiàn)并成為制度創(chuàng)新的第一行動集團時也就標志著中國制度變遷方式已開始由供給主導型向中間擴散型轉變[3]。鄧宏圖（2004）以中國民營經濟的演化為例指出，轉軌經濟時期地方政府的意識形態(tài)偏好對民營經濟政策和民營企業(yè)家預期具有影響，進而決定了不同地區(qū)的制度變遷過程具有分岔性特征[4]。

此外，有學者為了突出強調企業(yè)家在中國制度變遷過程中的作用還特地提出了“制度企業(yè)家”的概念。譬如，胡祖光和張銘（2010）基于組織新制度主義的研究表明，制度企業(yè)家是利益導向的，他們嵌入于場域之中，以成本—收益分析為原則推動制度變遷過程[5]。Douhan和 Henrekson（2010）[6]指出，制度企業(yè)家是打破制度均衡的潛在行為者，其變革當前制度的行為是企業(yè)潛在利潤的源泉，并且，制度企業(yè)家變革無效率制度的行為能夠增加社會福利。張維迎（2013）認為，制度企業(yè)家在人類社會博弈的游戲規(guī)則形成過程中具有舉足輕重的作用，制度企業(yè)家不同于商界企業(yè)家，他們以改變社會規(guī)范或設立新規(guī)范為主要任務，從事游戲規(guī)則的創(chuàng)新[7]。周陽敏（2014）研究發(fā)現(xiàn)，制度企業(yè)家的職能不僅包括產品創(chuàng)新、品牌創(chuàng)新、管理創(chuàng)新和技術創(chuàng)新，還包括制度創(chuàng)新，即創(chuàng)造性地解釋制度、創(chuàng)新性地運用制度、直接或間接地參與或主導制度的修訂、完善與創(chuàng)建等，并借助制度資本的正外部性溢出效應而推動制度變遷與社會進步[8]。邵傳林和金立民（2015）基于中國省級層面的非平衡面板數(shù)據(jù)實證研究了商業(yè)文化傳統(tǒng)影響地區(qū)制度變遷的內在機制，結果發(fā)現(xiàn)，歷史上傳承下來的商業(yè)文化傳統(tǒng)資源有助于市場化制度變遷進程的推進，而企業(yè)家是傳承傳統(tǒng)商業(yè)文化的重要載體[9]。Henrekson 和 Sanandaji（2011）[10]、Elert 和Henrekson（2014）[11]等學者探討了企業(yè)家行為與制度變遷的關系，結果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家的規(guī)避性行為會間接影響法律制度和規(guī)制性制度的有效性，進而引發(fā)制度變遷。總之，上述文獻側重于企業(yè)家對制度變遷的影響。但是，事實上，企業(yè)家的成長與中國市場化制度變遷進程是同一過程的兩個方面，一方面企業(yè)家的出現(xiàn)是市場化制度變遷的前提條件，另一方面中國市場化改革為企業(yè)家群體的培育和成長提供了機會；并且，有證據(jù)表明，市場化制度變遷過程確實有助于企業(yè)家精神的有效發(fā)揮[12]。

不容置疑，已有的文獻通過理論和實證研究方法探討了企業(yè)家行為與制度變遷的關系，尤其強調企業(yè)家在中國制度變遷過程中的各種作用和功能，但鮮有學者基于中國省際層面的數(shù)據(jù)資料探討轉型時期民營企業(yè)家影響市場化制度變遷過程的效應、機制及其經濟后果，也未能對地區(qū)市場化制度變遷橫向差異的成因做出理論自洽的解釋，且尚未有充足的證據(jù)穩(wěn)健地表明，民營企業(yè)家群體究竟是促進抑或阻滯了中國市場化制度變遷進程。事實上，鑒于民營企業(yè)家的出現(xiàn)和市場化制度變遷具有逆向因果關系，在考察民營企業(yè)家對制度變遷的推動作用時，須謹慎處理制度變遷對民營企業(yè)家變量的逆向作用，否則就有可能得出有偏的估計結果。這就為本文的進一步研究提供了可選方向。需要特別強調的是，盡管企業(yè)家既包括民營企業(yè)家也包括國有企業(yè)家，但為了突出重點本文僅分析企業(yè)家中的民營企業(yè)家。

基于上述分析，本文考察民營企業(yè)家群體在中國近30多年來市場化制度變遷過程中的作用和角色，而這種市場化制度變遷具有鮮明的中國特色，本文將其稱為“中國式制度變遷”。何謂“中國式”呢？作為市場化制度變遷過程特征的“中國式”包含三層涵義：一是指中國式制度變遷的方式是混合型的，既包含自上而下的強制型制度變遷，也包含自下而上的需求誘致型變遷，在某些方面還具有中間擴散型制度變遷的特征；其二，隨著市場化經濟體制改革進程的不斷推進，以市場經濟體制為最終目標將各種權力不斷從中央向地方和民間釋放，故中國式制度變遷過程以市場化為特征；其三，由于中國經濟體制變革遵循“先試點、后推廣”的辦法，在中央下放各種權力的現(xiàn)實背景下各地區(qū)因地制宜地從現(xiàn)實出發(fā)，積極探索各種制度創(chuàng)新形式，最終形成了類似于財政聯(lián)邦主義式的制度變遷競爭錦標賽，于是，縱向地看，盡管所有地區(qū)的市場化制度變遷進程均在向前推進，但在同一時點上各地區(qū)具有不同程度的市場化改革進程（邵傳林，金立民，2015）[9]。這就為本文基于企業(yè)家行為視角探討中國各地區(qū)市場化制度變遷進程的區(qū)域差異性提供了現(xiàn)實可能性。endprint

本文后續(xù)章節(jié)安排如下：第二部分基于制度經濟學的相關理論探討民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的角色和功能，第三部分為研究設計，第四部分為實證結果的估計和分析，最后是研究結論與政策啟示。

二、理論分析

中國30余年市場化改革的實踐表明，民營企業(yè)家不僅是中國市場化制度變遷過程中的被動接受者，還在關鍵領域中發(fā)揮了重要作用、充當了正面“角色”，并在某種意義上為中國式制度變遷過程提供了不可或缺的條件。鑒于此，本文首先從理論上論證民營企業(yè)家在中國市場化制度變遷過程中的促進作用，即“制度變遷促進假說”。

首先，民營企業(yè)家作為需求誘致型制度變遷的供給者倒逼了中國式制度變遷進程。在中國經濟體制從計劃體制轉向市場體制的過程中，涌現(xiàn)出了很多利潤機會，作為理性經濟人的民營企業(yè)家不僅會抓住各種利潤機會，甚至還在官方政策尚未放開的情況下挖掘各種潛在利潤機會。比如，在20世紀80年代初期創(chuàng)辦傻子瓜子公司的著名企業(yè)家年廣九在中央政策尚未允許私人資本雇傭工人的情況下率先成立了雇工超過8人的私營企業(yè)。年廣九的行為意義非凡，以至到后來影響了中央對待私營企業(yè)的政策（張軍等，2008）[13]。不論是中國農村家庭聯(lián)產責任制度的建立，抑或鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的崛起，還是民間金融的興起，或者互聯(lián)網產業(yè)“異軍突起”，民營企業(yè)家均在上述制度創(chuàng)新過程中發(fā)揮了積極作用，充當了制度變遷的第一行為集團。事實上，根據(jù)吳曉波（2014）[14]的敘述，在中國30余年的改革史中，在很多領域中均是先由私人企業(yè)家或民營企業(yè)家在體制外自發(fā)進程制度創(chuàng)新試驗，等取得一定的經濟社會績效后，再由官方機構追認或給予合法性，最后在全國范圍內推廣其經驗和做法，此即為需求誘致型制度變遷過程。

其次，民營企業(yè)家還會聯(lián)合地方政府共同游說中央政府推進中間擴散型制度變遷。一方面，實踐表明，為了最大程度地獲得政府的各種優(yōu)惠政策支持，民營企業(yè)家有動力也有實力游說所在地政府為其破例“開小灶”。另一方面，自分稅制改革之后，地方政府有了自己的利益訴求函數(shù)，地方政府收入與轄區(qū)內民營企業(yè)發(fā)展之間的聯(lián)系日趨緊密，此時的地方政府已不只是一個向社會提供法律秩序、保護公民產權、保障契約執(zhí)行、供給公共品的行政組織，還具有了獨立的經濟利益目標，具有較強的逐利性，往往會默許轄區(qū)內民營企業(yè)家進行各種“創(chuàng)造性破壞”式制度試驗，盡管地方政府為轄區(qū)內企業(yè)“開小灶”的行為可能與中央政府的政策相違背（邵傳林等，2015）[15]。當民營企業(yè)家的制度創(chuàng)新試驗取得一定的經濟社會效益后，地方政府會利益其政治影響力游說中央政府變革或廢止既有的不合時宜的舊體制。這會在一定程度上推進中國市場化改革走向縱深。正如楊瑞龍（1998）[2]教授所言，具有獨立利益目標與擁有資源配置權的地方政府在中國市場經濟體制轉軌過程中發(fā)揮了特殊作用，充當了中間擴散型制度變遷方式的第一行動集團。但是，民營企業(yè)家作為第二行動集團所發(fā)揮的重要作用也不容忽視（周陽敏，2014）[7]。

最后，民營企業(yè)家群體的出現(xiàn)為國有企業(yè)的市場化改革提供了必要條件。無疑，國有企業(yè)的私有化和民營化是中國式制度變遷過程中的重要事件，也是中國市場化改革的重點內容。資料表明，從1978年改革至今，國有企業(yè)在國民經濟中的重要性已大幅下降，譬如，國有企業(yè)就業(yè)占比已從最初的23.8%下降到2013年的8.27%。細言之，當權力當局對國有企業(yè)進行改制時，在那些擁有較豐富的民營企業(yè)家資源和初步形成市場經濟萌芽的地區(qū)，更容易實施國有企業(yè)私有化方案，而不是簡單關閉國有企業(yè)、讓工人下崗；這是因為由民營企業(yè)家創(chuàng)辦的私人企業(yè)可以為容納廣大下崗職工提供就業(yè)機會和出路。與之相反，在那些民營企業(yè)家資源比較匱乏的地區(qū)，當?shù)胤秸鋵崱白ゴ蠓判　闭哌M而賣出國有企業(yè)時，限于當?shù)厝狈γ駹I企業(yè)家資源，很難順利推進國企民營化政策，不得不直接關閉國有企業(yè)，但這勢必會遭遇強大的改制阻力（邵傳林，金立民，2015）[9]。事實上，在國企市場化改革過程中，正是由于廣大民營企業(yè)家群體充當了買方的作用，才使中國式制度變遷進程在社會穩(wěn)定中有序推進。

綜上所述，民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中發(fā)揮了積極作用，一方面，他們作為理性人會主動發(fā)起需求誘致型制度變遷，另一方面還會聯(lián)合地方政府實施中間擴散型制度變遷，并為國有企業(yè)市場化改革提供條件，進而助推市場化制度變遷進程走向縱深。

但是，在中國經濟向市場體制轉軌過程中，由于市場化改革政策的執(zhí)行不力和改革進行得不夠徹底，民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的作用也會發(fā)生變異，在某種意義上還扮演了阻擾改革走向縱深的“反面人物”，即從最初的積極支持者演變?yōu)榧鹊美娓窬值念B固維護者。為了與前文中的“制度變遷促進假說”形成對比，本文將民營企業(yè)家在市場化制度變遷過程中的負面作用及影響歸結為“制度變遷阻滯說”。經過30多年的“放權簡政”改革已有大量的權力被釋放給了民間，不過，時至今日各級政府仍掌握著關系經濟發(fā)展的關鍵性要素資源，如配套資金、土地審批、政府補貼、稅收減免、勞動力政策等，對其轄區(qū)內企業(yè)依然具有較強的影響力，在此背景下，某些擁有行政權力的政府官員為了謀取個人私利會利用手中的權力主動進行設租行為（邵傳林等，2015）[15]。與此同時，市場化改革的不徹底性和漸進性特征使制度變遷過程中出現(xiàn)了各種制度缺陷和較多的過渡性制度安排，為民營企業(yè)家的各種非生產性行為提供了空間，誘使一部分民營企業(yè)家為了攫取各種潛在利潤機會冒險進行尋租活動（周云波，2004）[16]。于是，權力和資本迅速結盟，腐敗現(xiàn)象盛行（陳裔金，1997）[17]。有證據(jù)表明，一旦民營企業(yè)家通過其尋租活動獲得“甜頭”，他們就會成為市場化改革的阻擾力量，一部分民營企業(yè)家甚至還會利用其人大代表或政協(xié)委員身份游說當局政策、阻擾市場化改革的推進（黃少安，趙建，2009）[18]。毋庸諱言，在市場化改革進程中，政治權力與民間資本的聯(lián)接不僅會固化既有的利益格局，還會構成市場化制度變遷的強大阻力（吳敬璉，2007）[19]。endprint

上述邏輯表明，民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的作用具有二重性，既充當了正面人物，也扮演了反面角色。隨之而來的一個問題是，民營企業(yè)家之于中國式制度變遷的作用究竟是促進效應大于阻滯效應，還是阻滯效應大于促進效應？顯然，就理論層面而言，我們很難準確斷定民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的“凈效應”一定大于零，或者說民營企業(yè)家究竟在中國式制度變遷過程中發(fā)揮了怎樣的作用仍是一個需要進一步考證的經驗問題。接下來，本文基于中國省際層面的面板數(shù)據(jù)實證檢驗“制度變遷促進假說”與“制度變遷阻滯說”，并以此評判民營企業(yè)家的作用。

三、研究設計

（一）模型設定與變量界定

為了檢驗民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的作用和影響，本文構建如下回歸模型：

marit=？茁0+？茁1entreit+■？茁j*Xit+ut+？著it （1）

上式中，因變量marit表示第i地區(qū)第i期的市場化制度變遷進程。借鑒嚴成樑和沈超（2014）[20]、劉慧龍和吳聯(lián)生（2014）[21]、鄧路等（2014）[22]學者的研究，本文采用樊綱等（2011）[23]編著的《中國市場化指數(shù)（2011）》一書中的市場化進程指數(shù)衡量地區(qū)制度變遷程度。本文還將使用衡量市場化進程的其他各項分指標如非國有經濟發(fā)展（mar1）、產品市場發(fā)育（mar2）、要素市場發(fā)育（mar3）、中介組織發(fā)育與法律（mar4）、政府與企業(yè)的關系（mar5）等進行穩(wěn)健性測試。其二，核心解釋變量表示第地區(qū)第期的民營企業(yè)家數(shù)量；根據(jù)李宏彬等（2009）[24]、李后建（2013）[25]、邵傳林和韓磊（2014）[12]等學者的前期研究，本文使用地區(qū)私人企業(yè)的數(shù)量（entre）、地區(qū)民營企業(yè)的數(shù)量（entre1）及地區(qū)個體戶的數(shù)量（entre2）衡量民營企業(yè)家的多寡，在穩(wěn)健性檢驗部分還將采用自我雇傭比率與專利數(shù)量衡量民營企業(yè)家資源的數(shù)量①。

另外，依據(jù)楊瑞龍和楊其靜（2000）[3]、金太軍和汪波（2003）[26]、鄧宏圖（2004）[4]等學者有關中國制度變遷決定因素的前期理論研究，本文選取地區(qū)經濟發(fā)展水平（GDP）、政府的資源控制力（exp）、財政分權（decen）、國有經濟（soe）、教育水平（edu）、產業(yè)結構（struc）、地區(qū)開放程度（trade）、基礎設施建設（lnroad）、城市化進程（urban）、市場分割（MFI）等變量構建控制變量集。其中，實際人均產出（GDP）用來衡量地區(qū)經濟發(fā)展階段，顯然，不同經濟發(fā)展階段的地區(qū)具有不同的市場化制度變遷水平，因此有必要控制經濟發(fā)展階段對地區(qū)制度變遷的影響；政府的資源控制力（exp）代表地方政府對經濟資源的控制程度，當?shù)胤秸哂休^強的控制能力時往往也具有較強的干預經濟發(fā)展的動機，因而需要控制地方政府干預經濟的能力對制度變遷的不利影響；財政分權（decen）代表地方政府的財政平衡能力與獨立性，而具有不同財政平衡能力與獨立性的地方政府有可能實施不同的地方政策，進而會對制度變遷產生不一樣的影響，因而有必要控制財政分權對制度變遷的影響；國有經濟（soe）占比反映了地區(qū)既得利益集團力量的大小，作為既得利益主體的國有企業(yè)有可能反對市場化改革的實施；教育水平（edu）反映了地區(qū)人力資本水平的高低，顯然，人力資本不僅影響人們對改革重要性的認識，還有可能影響人們對市場經濟的接受程度，進而對市場化制度變遷產生影響；產業(yè)結構（struc）用第二產業(yè)占比來衡量，以重化工業(yè)為主的地區(qū)更不易受“小農意識”或“農耕文化”的影響，有可能在對待市場化改革的態(tài)度上明顯不同于農業(yè)占比高的地區(qū)；地區(qū)開放程度（trade）在某種程度上反映了外來文化對本土文化的沖擊與影響，因此需要控制地區(qū)開放程度在制度變遷過程中的可能影響；基礎設施建設（lnroad）反映了地區(qū)交通便利程度，顯然，越是交通便利的地區(qū)，越有可能促進市場經濟的發(fā)展，另一方面由于中國基礎設施建設多由各級地方政府負責，這有可能對當?shù)孛駹I經濟的發(fā)展產生擠出效應，進而抑制市場化制度變遷進程的推進；城市化水平（urban）不僅反映了地區(qū)現(xiàn)代化進程的水平，還反映出地區(qū)農耕文化所遭受的外部沖擊程度，進而影響到制度變遷的推進；市場分割（MFI）在一定程度上反映了地方保護主義[27]，而地方保護主義不利于市場化制度變遷在全國各地區(qū)迅速展開。最后，為確定在固定效應模型和隨機效應模型之間選擇哪個模型估計方程（1）更為合適，本文基于Hausman檢驗進行了計量檢驗，但各方程檢驗結果均支持本文采取固定效應模型估計方程（1）。若無特殊說明，本文所有模型均采用面板固定效應模型進行估計。由于中國式制度變遷進程還受宏觀經濟走勢、國家政策等隨時間發(fā)生變化的因素的影響，在估計模型（1）時，還考慮了時間效應ut。εit為殘差項。相關變量的詳細界定見表1。

（二）數(shù)據(jù)來源說明

本文基于中國省際層面的非平衡面板數(shù)據(jù)進行實證研究。其中，衡量地區(qū)制度變遷程度的指標（Mar）來源于樊綱等（2011）編著的《中國市場化指數(shù)（2011）》一書，時間范圍均為1997年～2009年。值得強調的是，由于本文的核心解釋變量——制度變遷指標（Mar）及其5個分指數(shù)均來自《中國市場化指數(shù)（2011）》，但該書最新版數(shù)據(jù)僅更新到2009年，最早的數(shù)據(jù)起始于1997年，到目前尚未發(fā)現(xiàn)有更新的數(shù)據(jù)，限于此，本文無法將數(shù)據(jù)更新到2014年，但這已經是本文可以獲取的最長時間段了。因此，在本文回歸模型中凡是采用市場化指數(shù)及其分指標作為因變量時，時間范圍均為1997～2009年。此外，其他變量的原始數(shù)據(jù)取自《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、各年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒。地區(qū)進出口總額的原始數(shù)據(jù)單位為美元，通過各年中間匯率進行相應換算；由于重慶市1997年從四川分離出來，本文對重慶與四川省的數(shù)據(jù)重新進行了調整。需要特別說明的是，由于無法獲得西藏地區(qū)實際人均GDP的資料，若無特殊說明則在本文所有回歸中均不包括西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)。endprint

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

表2列出了基于模型（1）的計量結果。列（1）僅控制了地區(qū)經濟發(fā)展水平變量（GDP）和年份固定效應，結果發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)家變量（entre）的估計系數(shù)為38.4529，且在1%的水平上顯著，這初步表明，民營企業(yè)家正向影響了中國式制度變遷進程；同時地區(qū)人均收入（GDP）的估計系數(shù)也符合理論預期，與地區(qū)市場化制度變遷正相關。列（2）在列（1）的基礎上又加入了地方政府對資源的控制力變量（exp），發(fā)現(xiàn)entre的系數(shù)估計值下降到37.4563，且在1%的水平上顯著，同時exp變量的估計系數(shù)顯著小于零，這表明地方政府在資源配置中的作用越強，越不利于地區(qū)市場化制度變遷進程的推進，這也符合理論預期。列（3）、列（4）、列（5）及列（6）又進一步控制了財政分權（decen）、國有經濟（soe）、教育水平（edu）、產業(yè)結構（struc）等變量，結果發(fā)現(xiàn)，這些控制變量的加入尚未對民營企業(yè)家變量（entre）的系數(shù)估計值及其顯著性水平產生重大影響，民營企業(yè)家變量（entre）的估計系數(shù)仍顯著大于0。這進一步表明，民營企業(yè)家對中國式制度變遷具有獨立的影響能力，其影響方向并不因其他控制變量的加入而改變。最后，列（7）在列（6）的基礎上又加入了地區(qū)開放程度（trade）、基礎設施建設（lnroad）、城市化進程（urban）、市場分割（MFI）等控制變量，發(fā)現(xiàn)entre的系數(shù)估計值下降到29.4098，且在1%的水平上顯著，這再次表明，民營企業(yè)家對中國式制度變遷的影響更多地表現(xiàn)為正面影響，而非負面影響，或者說民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中發(fā)揮了積極作用，“制度變遷促進假說”比“制度變遷阻滯說”更符合中國實際情況。

（二）進一步檢驗

1. 穩(wěn)健性檢驗

表2采用市場化總體指數(shù)（Mar）衡量地區(qū)制度變遷程度，但這僅反映了中國式改革的整體進程。接下來，本文基于樊綱等（2011）《中國市場化指數(shù)（2011）》一書中的衡量市場化進程的各項分指標（即非國有經濟發(fā)展（mar1）、產品市場發(fā)育（mar2）、要素市場發(fā)育（mar3）、中介組織發(fā)育與法律（mar4）、政府與企業(yè)的關系（mar5））衡量中國式制度變遷進程，并在表3中列出了穩(wěn)健性檢驗的計量結果。在表3列（1）、列（2）和列（3）中分別采用mar1、mar3和mar4衡量地區(qū)制度變遷程度，民營企業(yè)家變量的估計系數(shù)均大于0，且在5%的水平上顯著，這與前文的研究結果相一致。需要特別強調的是，當使用mar2和mar5指標衡量地區(qū)制度變遷程度時，民營企業(yè)家變量（entre）的估計系數(shù)均大于0，但不顯著。這表明，民營企業(yè)家群體對中國式制度變遷的促進作用，更多地體現(xiàn)在非國有經濟發(fā)展（mar1）、要素市場發(fā)育（mar3）和中介組織發(fā)育與法律（mar4）上。事實上，產品市場發(fā)育（mar2）在20世紀90年代末期就已很成熟，再用1997～2009年的數(shù)據(jù)進行實證檢驗必然會得出不顯著的估計系數(shù)；而政企關系（mar5）從1978年經濟體制改革到目前尚未完全合理化，政府與企業(yè)的關系依然存在錯位、缺位、扭曲等問題，故民營企業(yè)家群體對政企關系未呈現(xiàn)出顯著的影響結果。另外，為了控制自變量與因變量可能同期內生，在列（4）和列（5）中分別取因變量的超前1期和超前2期作為因變量進行回歸，發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)家變量（entre）的估計系數(shù)仍大于零且顯著，從而進一步印證了上文結論。企業(yè)家群體既包括經濟規(guī)模較大企業(yè)中的民營企業(yè)家，還包括微型企業(yè)和小微企業(yè)中的個體戶企業(yè)家，在表3列（6）和列（7）中分別采用entre1和entre2衡量民營企業(yè)家變量，估計結果表明，這兩種類型的企業(yè)家群體均正向影響地區(qū)市場化制度變遷進程?？傊?中的穩(wěn)健性檢驗結果再次表明中國民營企業(yè)家群體在市場化制度變遷過程中扮演了正面角色，確實在經濟體制改革中發(fā)揮了積極作用。

2. 對內生性問題的處理

在民營企業(yè)家對中國式制度變遷產生影響時，中國式制度變遷也會反向影響民營企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動和創(chuàng)新活動，即制度變遷本身也會影響民營企業(yè)家資源的培育和成長（邵傳林，韓磊，2014；Braunerhjelm和Henrekson，2013）[12，28]，因此這種逆向因果關系有可能影響方程（1）式的估計結果。為了處理此類內生性問題，本文構建如下的面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程組：

entreit=？琢0+？琢1marit+■？琢j*Xit+μt+？著itmarit=？茁0+？茁1enterit+■？茁j*Xit+ut+？淄it （2）

在（2）式中，entreit表示第i地區(qū)第t期的民營企業(yè)家數(shù)量變量，marit表示第i地區(qū)第t期的地區(qū)制度變遷進程，其他變量的定義同（1）式。本文將使用系統(tǒng)矩估計（GMM）估計（2）式，估計結果見表4。在表4中，列（1）和列（2）是采用固定效應模型的估計結果（即未考慮逆向因果關系），列（3）和列（4）均采用GMM法進行估計。在列（1）和列（3）中，中國式制度變遷變量（mar）的估計系數(shù)分別為0.0049和0.0067，這表明制度變遷在一定程度上會影響民營企業(yè)家數(shù)量的多寡；而列（2）和列（4）中的民營企業(yè)家變量（entre）的估計系數(shù)分別為28.91和29.1856，這表明，若不考慮內生性問題，則會低估民營企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的作用，盡管這種低估程度不是很大。進言之，若以列（4）為例，經過簡單的計算可發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)家數(shù)量每增加1個標準差，則地區(qū)市場化制度變遷進程將增加0.35個標準差，可見，民營企業(yè)家對地區(qū)制度變遷的影響程度是不容忽視的。最后，在列（5）和列（6）中，本文進一步使用內生變量的滯后2期作為工具變量，并繼續(xù)采用GMM進行估計，也得出了類似的研究結論。綜上所述，上述分析表明，即使是考慮內生性問題，民營企業(yè)家群體仍在中國式制度變遷過程中發(fā)揮著重要作用。

五、研究結論與政策啟示endprint

在中國經濟進入新常態(tài)的現(xiàn)實背景下，對企業(yè)家在中國式制度變遷過程中的作用進行角色定位和功能界定，這不僅有利于駁斥當前流行的觀點——“在商言商”論調，還有助于為新一輪經濟體制全面改革提供新的動力源。本文的實證結果表明：民營企業(yè)家群體在中國式制度變遷過程中的推進作用大于其負面作用，“制度變遷促進假說”比“制度變遷阻滯說”更符合中國實際情況，即民營企業(yè)家在市場化制度變革中更多扮演了正面角色；不論是采用中國式制度變遷變量的其他衡量指標，抑或控制自變量與因變量的同期相關性問題，還是使用民營企業(yè)家變量的其他衡量指標，各種穩(wěn)健性檢驗均表明中國民營企業(yè)家群體在市場化制度變遷過程中扮演了正面角色、發(fā)揮了積極作用。本文還基于面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程組考察了中國式制度變遷對民營企業(yè)家變量的逆向因果影響，結果發(fā)現(xiàn)：制度變遷和民營企業(yè)家變量互為因果關系；若不考察中國式制度變遷對民營企業(yè)家變量的反向影響，則會得出有偏誤的估計系數(shù)；并且，基于面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程組控制中國式制度變遷對民營企業(yè)家變量的逆向因果影響后仍表明，本文假說具有較強的穩(wěn)健性，即民營企業(yè)家群體在中國式制度變遷過程中發(fā)揮了正面作用。本文的政策啟示是，為了促進當前經濟體制更進一步的市場化改革，要充分利用民營企業(yè)家在市場化制度變遷中的正向促進作用，應根據(jù)民營企業(yè)家群體的呼聲和要求變革當前不合理的行政審批制度，給予民營企業(yè)家更多的空間進行制度創(chuàng)新，允許局部地區(qū)以試點的形式進行各種形式的制度創(chuàng)新（包括政治制度），同時還要想方設法地抑制民營企業(yè)家群體在中國式制度變遷過程中的負面作用，嚴厲打擊企業(yè)家的尋租行為和政府官員的設租行為，借助簡政放權政策最大程度地減少權力與資本合謀的機會。

[注 釋]

① 限于篇幅，本文未報告這部分估計結果，但使用自我雇傭比率與專利數(shù)量衡量民營企業(yè)家資源得出的計量結果與本文其他部分的計量結果非常一致。

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（責任編輯：張丹郁）endprint