賀建風(fēng) 陳茜儒

摘要：本文基于我國(guó)1999—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，以金融發(fā)展為門限變量，構(gòu)建Hansen門限模型，探討腐敗與大眾創(chuàng)業(yè)之間的非線性關(guān)系。研究表明：腐敗程度提高對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生顯著的抑制作用，且存在金融發(fā)展的雙重門限效應(yīng)。在低水平金融發(fā)展區(qū)制中，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)十分顯著，但隨著金融發(fā)展水平的提升，這種負(fù)效應(yīng)顯著減小甚至不明顯。在不同的創(chuàng)業(yè)形式中，公司制比個(gè)體戶需要更高的金融發(fā)展門限值才能弱化腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)。進(jìn)一步的區(qū)域分析結(jié)果顯示，相比東部地區(qū)，中西部地區(qū)的金融發(fā)展門限值更高。根據(jù)金融發(fā)展有利于弱化腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)負(fù)向效應(yīng)的結(jié)論，為推動(dòng)大眾創(chuàng)業(yè)，政府堅(jiān)持做好反腐工作的同時(shí)，還應(yīng)加強(qiáng)區(qū)域金融發(fā)展水平的協(xié)同共進(jìn)。

關(guān)鍵詞：腐敗；大眾創(chuàng)業(yè)；金融發(fā)展；門限模型；非線性關(guān)系

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1002-2848-2018（03）-0075-11

一、 引 言

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)于增加就業(yè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步均能產(chǎn)生積極的作用。近年來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入轉(zhuǎn)型發(fā)展期，在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”①的新時(shí)代背景下，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)受到廣泛關(guān)注，大眾創(chuàng)業(yè)的熱情不斷高漲，創(chuàng)業(yè)活躍度大幅提升。清華大學(xué)發(fā)布的《全球創(chuàng)業(yè)觀察2015/2016中國(guó)報(bào)告》顯示，目前中國(guó)的早期創(chuàng)業(yè)活動(dòng)指數(shù)②為12.84%，比大多數(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)國(guó)家③更為活躍。2018年中國(guó)政府再次強(qiáng)調(diào)創(chuàng)業(yè)發(fā)展，致力于打造“雙創(chuàng)升級(jí)版”④。為推動(dòng)民間的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)展，中央和地方政府部門多管齊下采取了全方位的激勵(lì)措施，成效顯著。針對(duì)創(chuàng)業(yè)的具體影響因素，學(xué)術(shù)界也在不斷進(jìn)行研究?，F(xiàn)有研究通常分別從微觀方面的個(gè)人基本特征、教育狀況、婚姻和家庭背景、房產(chǎn)擁有情況等以及宏觀方面的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)化進(jìn)程、行業(yè)壟斷等視角進(jìn)行探索，對(duì)于腐敗因素如何影響創(chuàng)業(yè)的研究還不夠深入。

腐敗是人類社會(huì)歷史過(guò)程中普遍存在的現(xiàn)象。對(duì)于處在經(jīng)濟(jì)社會(huì)從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)逐漸過(guò)渡的中國(guó)來(lái)說(shuō)，腐敗問(wèn)題在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)都比較突出。據(jù)透明國(guó)際最新公布的《2016年全球清廉指數(shù)排名》可知，中國(guó)清廉指數(shù)得分僅為40分，低于全球平均水平，排在第80位，反映出目前中國(guó)的腐敗程度依然很嚴(yán)重。黨的十八大以來(lái)，中央政府加大了對(duì)腐敗的打擊力度，很多政府高官和國(guó)企高管因腐敗問(wèn)題被查處。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2003—2012年平均每年被查處的副廳級(jí)以上干部?jī)H有30人，但2013年猛增至186人，2014年甚至高達(dá)380人之多。高壓反腐持續(xù)開展的新環(huán)境下，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的發(fā)展將可能受到正反兩方面的影響，一方面反腐敗為市場(chǎng)機(jī)制的公開、透明和規(guī)范運(yùn)行提供了保證，有利于提供良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和公平的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)會(huì)；另一方面官員利用為創(chuàng)業(yè)提供便利而獲取權(quán)力租金變得困難，很多官員傾向于不作為，部分違規(guī)企業(yè)難以借助政治優(yōu)勢(shì)規(guī)避政府管制，一定程度上打擊了這些企業(yè)家創(chuàng)業(yè)的積極性。腐敗與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系到底是怎樣的，是值得我們深入探究的。

在過(guò)去的二十多年里，腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系受到越來(lái)越多國(guó)內(nèi)外學(xué)者的重視。已有的研究?；诶碚搶用骈_展論述，實(shí)證研究為數(shù)并不多，而且多基于兩者之間簡(jiǎn)單的線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，由于所選數(shù)據(jù)或使用方法的差異，實(shí)證所得出的結(jié)論并未達(dá)成一致的看法。針對(duì)外在體制差異如何影響腐敗與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，學(xué)者們分別從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場(chǎng)化進(jìn)程、制度環(huán)境、政府官員協(xié)調(diào)度等角度開展研究[1-3]。除了以上提及的因素之外，金融發(fā)展水平也是造成這種差異的重要因素之一。金融發(fā)展水平的提高不僅能夠推動(dòng)制度進(jìn)步和市場(chǎng)交易透明化，弱化政府對(duì)資源的配置能力，進(jìn)而減少政府官員在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中的暗箱操作，還可以為初始資金受約束的企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供外部融資。

鑒于此，本文試圖從金融發(fā)展的視角，運(yùn)用門限模型檢驗(yàn)我國(guó)腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的非線性關(guān)系。文章可能的貢獻(xiàn)主要有三個(gè)方面：第一，在發(fā)展中國(guó)家，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生極其重要的影響，然而在已有的眾多研究創(chuàng)業(yè)影響因素的文獻(xiàn)中，從腐敗這一角度進(jìn)行實(shí)證分析的并不多見，本文將彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)在這方面研究的不足。第二，以往的研究從理論角度設(shè)定腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)，常常提出“非正即負(fù)”的結(jié)論，未能考慮不同體制下可能出現(xiàn)的影響差異，本文從非線性關(guān)系視角來(lái)研究腐敗與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，首次考察了二者之間存在的金融發(fā)展門限效應(yīng)。第三，與以往對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)影響因素的研究相比，本文的研究更為細(xì)化和全面，在創(chuàng)業(yè)概念上，將創(chuàng)業(yè)者進(jìn)一步界定為新進(jìn)入市場(chǎng)的企業(yè)主或個(gè)體戶；在實(shí)證分析中，在全國(guó)樣本實(shí)證的基礎(chǔ)上，還按照東、中、西三個(gè)區(qū)域進(jìn)行深入比較分析。

二、 文獻(xiàn)綜述

針對(duì)腐敗與創(chuàng)業(yè)及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，理論界大致存在三種看法。首先是“腐敗有效論”，認(rèn)為腐敗是創(chuàng)業(yè)的“潤(rùn)滑劑”和“保護(hù)費(fèi)”。一方面，在規(guī)章制度較為煩瑣的發(fā)展中國(guó)家，行賄等腐敗行為有助于企業(yè)家在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中避開無(wú)效率的政府行政管制，并且得到優(yōu)先獲取資源或是降低市場(chǎng)準(zhǔn)入條件的資格，這樣腐敗就發(fā)揮著“潤(rùn)滑劑”的作用，為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)提供便利進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4-7]。另一方面，市場(chǎng)機(jī)制尚不完善的經(jīng)濟(jì)體往往伴隨著體制的頻繁更改和政策的非連貫性，處于這種環(huán)境的企業(yè)通過(guò)賄賂的方式可以降低政府行為帶來(lái)的潛在風(fēng)險(xiǎn)，以確保在未來(lái)致力于創(chuàng)新和發(fā)展，腐敗就變相地成為創(chuàng)業(yè)的“保護(hù)費(fèi)”。但目前關(guān)于“腐敗有效論”的研究大多僅限于理論層面，極少通過(guò)實(shí)證進(jìn)行檢驗(yàn)。

與“腐敗有效論”對(duì)立的觀點(diǎn)是“腐敗有害論”。早期的尋租理論認(rèn)為貪污、腐敗、賄賂等形式的尋租行為不僅導(dǎo)致社會(huì)資源的大量浪費(fèi)，而且降低了經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行效率和社會(huì)福利水平[8-9]。此外，由于尋租活動(dòng)比從事生產(chǎn)活動(dòng)更容易獲得資源并提高收益，因此許多從事生產(chǎn)活動(dòng)的人才會(huì)放棄生產(chǎn)活動(dòng)而選擇尋租[10]，這樣腐敗現(xiàn)象必然打擊企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。20世紀(jì)90年代以后，“腐敗有害論”在實(shí)證方面得到進(jìn)一步證實(shí)，發(fā)現(xiàn)腐敗會(huì)扭曲資源配置，阻礙有能力卻無(wú)政治關(guān)系的企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)[11-12]。Baumol[13]的理論研究表明，普遍存在的腐敗會(huì)扭曲資源配置從而減少創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，主要是因?yàn)橄啾容^創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)而言，腐敗降低了生產(chǎn)性收入?yún)s增加了非生產(chǎn)性尋租活動(dòng)的回報(bào)。Mauro[11]發(fā)現(xiàn)腐敗造成了大量的資源浪費(fèi)，不利于企業(yè)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，阻礙了資本的流入，而這些影響都會(huì)阻礙企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。腐敗不僅對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所需的各種資源配置產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)，也對(duì)企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)傾向和動(dòng)機(jī)產(chǎn)生了不利影響。Acemoglu[4]的研究表明腐敗會(huì)影響企業(yè)家的才能配置，如果賄賂官員能夠帶來(lái)大量的經(jīng)濟(jì)利益，將誘使企業(yè)家放棄創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)而選擇尋租等非生產(chǎn)性活動(dòng)。以上實(shí)證研究在分析腐敗與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步說(shuō)明了腐敗影響創(chuàng)業(yè)的內(nèi)在機(jī)制，如腐敗對(duì)資源配置、企業(yè)融資、企業(yè)家才能配置等的影響。

還有觀點(diǎn)認(rèn)為腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響是否有利，取決于特定的外部環(huán)境。這種觀點(diǎn)認(rèn)為腐敗與創(chuàng)業(yè)之間具有復(fù)雜的非線性關(guān)系。Méndez等[14]研究發(fā)現(xiàn)，腐敗的發(fā)生率會(huì)影響腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。在腐敗發(fā)生率較高時(shí)，腐敗會(huì)損害企業(yè)家精神；腐敗發(fā)生率較低時(shí)，腐敗則會(huì)促進(jìn)企業(yè)家精神發(fā)展。Faccio[15]發(fā)現(xiàn)企業(yè)家是否借助政治關(guān)系進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，往往會(huì)隨著法律體系完善程度、司法獨(dú)立程度、外資進(jìn)入難易程度等因素的變化而發(fā)生改變。Dong等[16]利用中國(guó)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響存在不確定性，在特定的制度環(huán)境下，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響可能是正負(fù)雙面效應(yīng)平衡的結(jié)果。Aidt[17]的研究表明，僅在體制存在缺陷的國(guó)家里腐敗才有益于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。此外，也有一些研究深入探究腐敗與創(chuàng)業(yè)之間非線性關(guān)系的根源。杜巨瀾[18]采用國(guó)際透明度指數(shù)和各國(guó)分散持股比例研究了腐敗對(duì)企業(yè)融資模式造成的影響，結(jié)果表明腐敗會(huì)影響企業(yè)融資模式，導(dǎo)致公司治理惡化，外部融資縮減。余明桂[1]證實(shí)了“政治關(guān)系的貸款效應(yīng)”的存在，發(fā)現(xiàn)政治關(guān)系為企業(yè)貸款提供了便利，提高了企業(yè)貸款額度并延長(zhǎng)了貸款期限。李后建[2]通過(guò)構(gòu)建腐敗與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神之間的非線性關(guān)系模型，發(fā)現(xiàn)二者之間存在市場(chǎng)化進(jìn)程的門檻效應(yīng)。

已有文獻(xiàn)大多討論了腐敗對(duì)以創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可能作用結(jié)果，也有一些研究在腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的具體影響路徑上進(jìn)行探索，如前文提到的規(guī)避無(wú)效率管制，增加尋租成本等，并提出了腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)影響的外部環(huán)境決定論。具體而言還存在以下幾個(gè)問(wèn)題需要進(jìn)一步完善：一是多數(shù)學(xué)者的研究重點(diǎn)在于腐敗對(duì)企業(yè)家精神或企業(yè)家才能的影響，或者將研究對(duì)象轉(zhuǎn)向已成立企業(yè)的融資行為，少有研究專門分析腐敗對(duì)市場(chǎng)中新創(chuàng)企業(yè)的影響。本文將關(guān)注腐敗對(duì)新創(chuàng)企業(yè)的影響。二是雖然部分學(xué)者談及腐敗對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入影響，但僅基于理論層面的分析，本文將從實(shí)證研究的視角加以補(bǔ)充。三是學(xué)者們提到了腐敗程度本身、法律體系、制度環(huán)境等會(huì)導(dǎo)致腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響差異，還沒(méi)有學(xué)者考慮到金融發(fā)展水平對(duì)腐敗與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的影響。本文將選取金融發(fā)展為門限變量，深入探討腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的金融發(fā)展門限問(wèn)題，對(duì)以上提到的腐敗影響創(chuàng)業(yè)的第三種觀點(diǎn)加以完善。

三、 變量選擇與模型設(shè)定

（一）變量與數(shù)據(jù)

本文主要的研究問(wèn)題是腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響效應(yīng)，結(jié)合門限回歸理論模型的設(shè)定結(jié)構(gòu)，變量包括被解釋變量、重要解釋變量、門限變量和控制變量幾個(gè)方面。

（1）被解釋變量：創(chuàng)業(yè)活躍度。在以往的實(shí)證研究中，國(guó)內(nèi)外學(xué)者多采用私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)比總就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量地區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神或創(chuàng)業(yè)水平。但由于本文考察的是腐敗對(duì)企業(yè)（或個(gè)體戶）能否進(jìn)入市場(chǎng)的影響，對(duì)創(chuàng)業(yè)的衡量主要采用新增的企業(yè)或創(chuàng)業(yè)人數(shù)。私營(yíng)企業(yè)數(shù)、私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)、個(gè)體戶數(shù)和個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)等四個(gè)指標(biāo)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，利用當(dāng)年私營(yíng)企業(yè)數(shù)與上年私營(yíng)企業(yè)數(shù)的差值得到當(dāng)年新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)，其余三個(gè)指標(biāo)做同樣處理得到新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)、新增個(gè)體戶數(shù)和新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)。據(jù)此，我們構(gòu)造了寬口徑創(chuàng)業(yè)變量，定義為“新增企業(yè)數(shù)（ent）”“新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)（ent_p）”，分別是新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)和新增個(gè)體戶數(shù)之和、新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)和新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)之和。為進(jìn)一步分析腐敗對(duì)不同創(chuàng)業(yè)類型的影響，我們細(xì)分為窄口徑的公司制和個(gè)體戶兩種類型的創(chuàng)業(yè)變量，分別定義為“新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)（pte）”“新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)（pte_p）”“新增個(gè)體戶數(shù)（ind）”和“新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)（ind_p）”。

（2）重要解釋變量：腐敗程度（corr）。腐敗的一般解釋是“利用政府權(quán)力或資源以獲得私人收益”[17]。中國(guó)法律對(duì)腐敗沒(méi)有明確界定，但對(duì)貪污和受賄分別定義如下：“國(guó)家工作人員利用職務(wù)上的便利，侵吞、竊取、騙取或者以其他手段非法占有公共財(cái)物的，是貪污罪”“國(guó)家工作人員利用職務(wù)上的便利，索取他人財(cái)物的，或者非法收受他人財(cái)物，為他人謀取利益的，是受賄罪”。本文采用貪腐瀆職立案數(shù)來(lái)界定腐敗程度，利用每萬(wàn)公職人員涉案數(shù)（貪腐瀆職立案數(shù)/當(dāng)?shù)毓毴藛T數(shù)）來(lái)衡量各地區(qū)的腐敗程度。其中貪腐瀆職立案數(shù)來(lái)自相應(yīng)年份《中國(guó)檢察年鑒》中各地區(qū)人民檢察院的年度工作報(bào)告，當(dāng)?shù)毓毴藛T數(shù)來(lái)自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（3）門限變量：金融發(fā)展（fd）。關(guān)于衡量金融發(fā)展的指標(biāo)，學(xué)者們有不同的看法，國(guó)外大部分研究者采用戈氏指標(biāo)（全部金融資產(chǎn)/GDP）和麥?zhǔn)现笜?biāo)（M2/GDP）衡量金融發(fā)展水平，但由于中國(guó)缺乏各地區(qū)金融資產(chǎn)和M2的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，只能利用人民幣存貸款余額與GDP之比來(lái)衡量金融發(fā)展水平。人民幣存貸款余額數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，GDP數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（4）控制變量：由于影響創(chuàng)業(yè)的因素比較多，為避免因控制變量過(guò)多而產(chǎn)生多重共線性的問(wèn)題，本文選擇彼此間相關(guān)系數(shù)不高的貿(mào)易開放程度（open）、教育年限（edu）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（traffic）和城市化水平（urban）作為主要控制變量。貿(mào)易開放程度是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)市場(chǎng)對(duì)外開放程度的基本指標(biāo)，由于Dahlander等[19]指出經(jīng)濟(jì)體中的貿(mào)易開放程度對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有關(guān)鍵性影響，本文將貿(mào)易開放程度（open）作為控制變量，納入回歸模型，利用進(jìn)出口貿(mào)易額與名義GDP的比值來(lái)衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。教育年限（edu）是指全國(guó)6歲以上人口平均受教育年限，它根據(jù)傳統(tǒng)計(jì)算方法加權(quán)平均計(jì)算得到，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份全國(guó)人口變動(dòng)情況抽樣調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，其中2000年和2010年的數(shù)據(jù)分別為第五次和第六次全國(guó)人口普查匯總的當(dāng)年11月1日零時(shí)數(shù)。交通基礎(chǔ)設(shè)施（traffic）采用鐵路和公路運(yùn)輸總里程之和比年末總?cè)丝跀?shù)來(lái)衡量。城市化水平（urban）采用地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)比常住總?cè)丝跀?shù)來(lái)衡量。原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

由于1998年我國(guó)大刀闊斧進(jìn)行國(guó)企改革，大量政府官員和國(guó)企高管的權(quán)力配置出現(xiàn)控制權(quán)和行政權(quán)縮小的現(xiàn)象，因此在1998年之后，國(guó)家工作人員腐敗現(xiàn)象在很大程度上得以減少；2012年中央開始加大反腐力度，此后年份國(guó)家工作人員腐敗立案數(shù)激增，這并不能說(shuō)明此后幾年腐敗程度更加突出，腐敗的數(shù)據(jù)與2012年之前不具有可比性?？紤]到與1998年之前和2012年之后的腐敗數(shù)據(jù)相比，1999—2011年這13年的數(shù)據(jù)更具穩(wěn)定性，本文主要采用1999—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于相應(yīng)年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)檢察年鑒》。表1給出了各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

（二）模型設(shè)定

借鑒Hansen[20]提出的門限回歸模型，為了考察腐敗和創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系是否存在金融發(fā)展的門限效應(yīng)，這里以金融發(fā)展水平作為門限變量，設(shè)定腐敗與創(chuàng)業(yè)的單門限面板模型為：

首先，對(duì)門限回歸進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。在給定某一門限值的情況下，采用個(gè)體固定效應(yīng)模型對(duì)式（2）進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)Chan[21]的研究，本文從所有可能的金融發(fā)展門限值γ中選擇使得回歸模型的殘差平方和Sn（γ）最小的[AKγ^]作為估計(jì)值，并采用格柵搜索法（Grid Search）對(duì)門限值進(jìn)行估計(jì)。

接下來(lái)，對(duì)金融發(fā)展門限效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，原假設(shè)為H0：β1=β2，對(duì)應(yīng)備擇假設(shè)為H1：β1≠β2。當(dāng)門限效應(yīng)不存在時(shí)，在原假設(shè)的條件下門限參數(shù)無(wú)法識(shí)別。Hansen[22]提出采用自抽樣法（Bootstrap）來(lái)構(gòu)造漸進(jìn)分布進(jìn)而得到相應(yīng)概率P值可以解決這一問(wèn)題。因此本文采用Hansen[22]的LM檢驗(yàn)考察腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的金融發(fā)展門限效應(yīng)是否顯著存在，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

在原假設(shè)成立的條件下，表明腐敗與創(chuàng)業(yè)之間不存在金融發(fā)展門限效應(yīng)，二者為線性關(guān)系。如果拒絕則認(rèn)為存在金融發(fā)展門限效應(yīng)，接下來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)門限估計(jì)值的真實(shí)性，確定金融發(fā)展門限值的置信區(qū)間，即檢驗(yàn)[AKγ^]=γ0，似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

對(duì)式（5）的估計(jì)是在確定單一門限條件下再估計(jì)金融發(fā)展的第二個(gè)門限，其估計(jì)和檢驗(yàn)過(guò)程與單門限相同，門限值的估計(jì)值為使式（5）的殘差平方和最小的門限值γ2。雙門限效應(yīng)檢驗(yàn)的原假設(shè)為H3：存在唯一門限；備擇假設(shè)為H4：存在兩個(gè)門限。如果檢驗(yàn)結(jié)果存在雙門限效應(yīng)，則可重復(fù)上述的門限估計(jì)和檢驗(yàn)過(guò)程，直至對(duì)應(yīng)的門限效應(yīng)不再顯著，可確定金融發(fā)展門限值的個(gè)數(shù)。

基于上述門限效應(yīng)檢驗(yàn)方法，采用我國(guó)1999—2011年的面板數(shù)據(jù)對(duì)金融發(fā)展門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。不同被解釋變量模型的單一門限效應(yīng)均在1%的顯著性水平下存在，因此金融發(fā)展水平的門限效應(yīng)不容忽視。進(jìn)一步的雙重門限檢驗(yàn)結(jié)果反映，分別以新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)和新增企業(yè)數(shù)為被解釋變量的模型，雙重門限在1%顯著性水平下存在；新增企業(yè)數(shù)、新增個(gè)體戶數(shù)和新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)三個(gè)模型的雙重門限顯著性水平為5%；新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)模型的雙重門限效應(yīng)也在10%的顯著性水平下顯著；除新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)模型外，其余模型的三重門限效應(yīng)都不顯著。綜合以上門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，本文擬采用雙重門限模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

（一）全樣本回歸結(jié)果分析

為了能夠更全面地分析腐敗對(duì)各類型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響，本文將創(chuàng)業(yè)變量分為寬口徑和窄口徑兩個(gè)維度，其中寬口徑泛指所有的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，包括私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體戶；窄口徑則是將兩者分開來(lái)討論。此外，在討論新建企業(yè)數(shù)量的同時(shí)，也將新增就業(yè)人數(shù)納入被解釋變量進(jìn)行回歸分析，具體的結(jié)果見表3。

全樣本門限估計(jì)結(jié)果表明：腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)呈顯著的負(fù)向影響的情況居多，兩者之間的關(guān)系存在非線性的金融發(fā)展門限效應(yīng)。從寬口徑創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果來(lái)看，兩個(gè)門限估計(jì)值（[AKγ^]）分別為1.6071和2.1628，將樣本劃分為低水平金融發(fā)展區(qū)制（fd≤[AKγ^]1）、中等水平金融發(fā)展區(qū)制（[AKγ^]1[AKγ^]2）三部分，各部分的樣本數(shù)分別為26、134和243。在金融發(fā)展水平低于1.6071時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-1.2157，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和2.1628之間時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6360，系數(shù)的絕對(duì)值下降了將近一半，且在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平高于2.1628時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.4026，在5%的顯著性水平下顯著。隨著金融發(fā)展水平的提高，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的負(fù)向影響程度不斷減弱，這種負(fù)效應(yīng)的顯著性也明顯降低。類似的，在金融發(fā)展水平低于1.6071時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-3.0367，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和1.9812之間時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-1.5402，系數(shù)絕對(duì)值同樣下降近一半；當(dāng)金融發(fā)展水平高于1.9812時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響不再顯著。這表明當(dāng)金融發(fā)展水平較高時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的負(fù)效應(yīng)并不明顯。

據(jù)窄口徑公司制創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果可知，新增私營(yíng)企業(yè)模型的門限值（[AKγ^]）分別為1.9344和3.7814，樣本數(shù)分別為104、227和22。在金融發(fā)展水平低于1.9344時(shí)，腐敗對(duì)新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.0602，在10%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.9344和3.7814之間時(shí)，負(fù)向影響效應(yīng)下降近一半，僅為-0.0348，金融發(fā)展水平高于3.7814之后，腐敗對(duì)新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)的影響并不顯著。就新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)而言，門限值（[AKγ^]）的數(shù)值分別為1.5837和1.911，樣本數(shù)分別為19、75和309。在金融發(fā)展水平低于1.5837時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6255，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平高于1.5837時(shí)，腐敗對(duì)新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響不再顯著。就窄口徑個(gè)體戶創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果來(lái)看，新增個(gè)體戶模型的門限值（[AKγ^]）分別為1.6071和2.1682，樣本數(shù)分別為26、134和243。在金融發(fā)展水平低于1.6071時(shí)，腐敗對(duì)新增個(gè)體戶數(shù)量的影響系數(shù)為-1.156，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和2.1682之間時(shí)，腐敗對(duì)新增個(gè)體戶數(shù)量的影響系數(shù)為-0.5957；當(dāng)金融發(fā)展水平高于2.1682時(shí)，腐敗對(duì)新增個(gè)體戶數(shù)量的影響系數(shù)為-0.3756，在5%的顯著性水平下顯著。相比低水平金融發(fā)展區(qū)制，高水平金融發(fā)展區(qū)制中的新增個(gè)體戶數(shù)量受到腐敗的負(fù)向影響大幅減弱，顯著性水平也有所下降。從新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)來(lái)看，門限值（[AKγ^]）分別為1.6071和2.215，樣本數(shù)分別為26、143和234。在金融發(fā)展水平低于1.6071時(shí)，腐敗對(duì)新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-3.0453；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和2.215之間時(shí)，腐敗對(duì)新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-1.5415；當(dāng)金融發(fā)展水平高于2.215時(shí)，腐敗對(duì)新增個(gè)體戶就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-0.9528，不僅顯著性逐級(jí)降低，腐敗對(duì)新增私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)負(fù)向效應(yīng)也呈現(xiàn)很大幅度的削弱。

就控制變量的回歸系數(shù)而言，對(duì)外開放程度、受教育水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施和城市化率對(duì)創(chuàng)業(yè)都發(fā)揮著正向推動(dòng)作用，大多數(shù)結(jié)果均顯著，這些結(jié)論與已有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)基本一致。最后需要指出的是，腐敗對(duì)寬口徑創(chuàng)業(yè)的新增企業(yè)數(shù)以及窄口徑中的新增個(gè)體戶數(shù)影響的金融發(fā)展第一門限值都為1.6071，第二門限值分別為2.1682和2.215，而對(duì)新增私營(yíng)企業(yè)數(shù)的硬性的金融發(fā)展第一門限值為1.9344，第二門限值為3.7814。這反映出相比個(gè)體戶形式的創(chuàng)業(yè)而言，私營(yíng)企業(yè)面臨更復(fù)雜的市場(chǎng)機(jī)制和更煩瑣的準(zhǔn)入流程，需要更加寬松自由的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和更高水平的金融發(fā)展。

以上全樣本的回歸結(jié)果表明：第一，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)有顯著的負(fù)面影響，腐敗的存在會(huì)阻礙包括私營(yíng)以及個(gè)體等不同形式的創(chuàng)業(yè)。第二，隨著金融發(fā)展水平的提高，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響效應(yīng)會(huì)大幅減弱，甚至出現(xiàn)影響不顯著的情況?？赡艿脑蚴?，金融發(fā)展落后會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)品和信用市場(chǎng)更加不發(fā)達(dá)，支配市場(chǎng)發(fā)展的制度欠缺，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)資源有更強(qiáng)的支配力，所以在金融發(fā)展水平較低時(shí)，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響更大也更為顯著；而當(dāng)金融發(fā)展到一定水平時(shí)，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)資源的支配力受到更加完善的市場(chǎng)機(jī)制的約束，此時(shí)金融發(fā)展會(huì)弱化腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)，為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)提供更加合理公平的市場(chǎng)環(huán)境。

（二）分區(qū)域樣本回歸結(jié)果分析

我國(guó)幅員遼闊，區(qū)域發(fā)展極不平衡，在東、中、西部不同程度的金融發(fā)展水平下，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響也會(huì)存在一定的差異。因此，我們根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)局2017年公布的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將全國(guó)樣本分為東、中、西三個(gè)子樣本。對(duì)各自的寬口徑創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果見表4。

根據(jù)回歸結(jié)果可知，東、中、西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)影響情況與全國(guó)樣本類似，均與該地區(qū)腐敗程度存在非線性的金融發(fā)展門限效應(yīng)。在東部地區(qū)，新增企業(yè)數(shù)的模型中金融發(fā)展水平門限值（[AKγ^]）分別為1.6439和2.0323，在金融發(fā)展水平低于1.6439時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-2.2098，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6439和2.0323之間時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.9038；當(dāng)金融發(fā)展水平高于-2.0323時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.5774，且僅在10%的顯著性水平下顯著。當(dāng)金融發(fā)展水平較高時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響程度較低水平金融發(fā)展程度時(shí)出現(xiàn)大幅減弱，下降了約73.87%，并且顯著性水平也降低。東部地區(qū)的新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)受到腐敗因素的影響情況與此類似，以金融發(fā)展水平1.6439和1.9881為界，分為金融發(fā)展水平高、中、低三個(gè)區(qū)制。與低水平金融發(fā)展區(qū)制相比，高水平金融發(fā)展區(qū)制中腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響下降了84.29%，顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。

在中部地區(qū)，新增企業(yè)數(shù)的模型中金融發(fā)展水平的門限值（[AKγ^]）分別為1.7786和2.4046，在金融發(fā)展水平低于1.7786時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.9078，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.7786和2.4046之間時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6998，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平在2.4046之上時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響下降了約47.95%，并且顯著性水平也有所降低。同樣，腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)影響系數(shù)也因金融發(fā)展水平的不同存在較大差異，在高水平金融發(fā)展區(qū)制中，腐敗對(duì)新增創(chuàng)業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)比在低水平金融發(fā)展區(qū)制中下降了約65.76%，顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。

在西部地區(qū)，新增企業(yè)數(shù)的模型中金融發(fā)展水平的門限值（[AKγ^]）分別為2.1848和2.6206，在金融發(fā)展水平低于2.1848時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6247，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平位于2.1848和2.6206之間時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.0910，在10%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平在2.1848之上時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)降低62.7%，并且顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。類似的，在西部地區(qū)，金融發(fā)展水平較高時(shí)，腐敗對(duì)新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)比在金融發(fā)展水平較低時(shí)的影響系數(shù)的絕對(duì)值下降了99.03%，顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。

通過(guò)以上分析，東、中、西部地區(qū)的腐敗程度對(duì)該地區(qū)的創(chuàng)業(yè)均存在金融發(fā)展雙重門限效應(yīng)，其中西部地區(qū)的門限值最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最小。我國(guó)東部地區(qū)由于對(duì)外開放程度高，教育資源豐富，交通更加便利，創(chuàng)業(yè)環(huán)境更加優(yōu)越，在金融發(fā)展水平達(dá)到2.0323時(shí)，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)已經(jīng)顯著降低。相比之下，我國(guó)中西部地區(qū)，金融發(fā)展水平分別要達(dá)到2.4046和2.6206時(shí)，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)才會(huì)消失。這說(shuō)明在政務(wù)透明度較低、市場(chǎng)開放不足的中西部地區(qū)，需要更高的金融發(fā)展水平才能弱化腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)向效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文嘗試從以下兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)來(lái)印證以上回歸結(jié)果的可靠性：第一，將腐敗指標(biāo)替換為貪污瀆職立案數(shù)；第二，在回歸中加入市場(chǎng)化指數(shù)，以控制各地區(qū)之間存在的市場(chǎng)化程度差異。

（1）采用不同指標(biāo)衡量腐敗的穩(wěn)健性分析。以貪污瀆職立案數(shù)作為解釋變量的回歸結(jié)果見表5。我們發(fā)現(xiàn)：第一，金融發(fā)展水平較低時(shí)，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響顯著，而當(dāng)金融發(fā)展水平較高時(shí)，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)降低甚至不再顯著，這與前文的回歸結(jié)論基本一致；第二，各組回歸結(jié)果的門限值與表4的全樣本回歸結(jié)果極為相似，均表明創(chuàng)立私營(yíng)企業(yè)比個(gè)體戶創(chuàng)業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻更高，需要更高的金融發(fā)展水平才能充分刺激公司制創(chuàng)業(yè)。

（2）加入市場(chǎng)化指數(shù)的穩(wěn)健性分析。在模型中加入市場(chǎng)化指數(shù)的回歸結(jié)果見表6?；貧w結(jié)果顯示：第一，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響仍然是非線性的，并且隨著金融發(fā)展水平的提高腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)減弱甚至消失；第二，各組回歸中的門限值與全樣本回歸結(jié)果有所不同，但腐敗對(duì)新增私營(yíng)企業(yè)影響的金融發(fā)展門限值仍然高于對(duì)新增個(gè)體戶影響的金融發(fā)展門限值。

綜合上述采用不同指標(biāo)衡量腐敗和加入市場(chǎng)化指數(shù)的穩(wěn)健性分析結(jié)果，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的金融發(fā)展門限效應(yīng)基本是穩(wěn)健的。

五、 結(jié)論與政策建議

本文基于我國(guó)1999—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，以金融發(fā)展為門限變量，運(yùn)用雙重門限模型考察腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)影響的金融發(fā)展門限效應(yīng)，得到以下主要結(jié)論：

（1）我國(guó)腐敗程度對(duì)大眾創(chuàng)業(yè)的影響存在金融發(fā)展門限效應(yīng)。在低水平金融發(fā)展區(qū)制，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響極為顯著，而在高水平金融發(fā)展區(qū)制里，腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響變得極小并且顯著性降低甚至不顯著。這意味著我國(guó)腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)始終存在負(fù)面影響，而金融發(fā)展水平的提高能夠弱化腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)。

（2）相比個(gè)體戶形式的創(chuàng)業(yè)，腐敗對(duì)我國(guó)公司制創(chuàng)業(yè)影響的金融發(fā)展門限值更高。這說(shuō)明我國(guó)私營(yíng)企業(yè)面臨更為煩瑣和嚴(yán)格的準(zhǔn)入規(guī)則，受到的準(zhǔn)入限制更大，只有當(dāng)金融發(fā)展到更高水平時(shí)，私營(yíng)企業(yè)形式的創(chuàng)業(yè)受到腐敗的負(fù)向影響才會(huì)顯著減弱。

（3）我國(guó)東、中、西部地區(qū)的腐敗程度對(duì)大眾創(chuàng)業(yè)影響的金融發(fā)展門限效應(yīng)存在差異。東部地區(qū)金融發(fā)展水平達(dá)到1.6439時(shí)，對(duì)腐敗影響創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)的弱化已經(jīng)非常顯著，而中西部地區(qū)需要更高的金融發(fā)展水平才能弱化這種負(fù)效應(yīng)。這反映了我國(guó)區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，我國(guó)中西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)受到來(lái)自體制機(jī)制、經(jīng)濟(jì)環(huán)境等多方面的制約。

根據(jù)文章的研究結(jié)論，為了更好地推動(dòng)我國(guó)大眾創(chuàng)業(yè)的活躍發(fā)展，提出以下幾點(diǎn)政策建議供相關(guān)部門決策參考。

第一，我國(guó)各級(jí)政府要堅(jiān)定不移地開展反腐敗工作，為打造“雙創(chuàng)升級(jí)版”提供良好的創(chuàng)業(yè)制度性生態(tài)環(huán)境。在開展反腐工作的同時(shí)，也要通過(guò)加快金融發(fā)展來(lái)遏制腐敗對(duì)創(chuàng)業(yè)的負(fù)面影響。一方面，金融規(guī)模較大、金融效率較高的地區(qū)由于資金來(lái)源廣泛、資金流動(dòng)速率高效，會(huì)在一定程度上緩解創(chuàng)業(yè)者融資約束問(wèn)題。另一方面，金融體系的不發(fā)達(dá)會(huì)降低銀行等金融機(jī)構(gòu)融資貸款的透明度，這會(huì)滋生因監(jiān)督不嚴(yán)而產(chǎn)生的“潛規(guī)則下的貸款尋租”問(wèn)題。因此我國(guó)政府要加快金融改革創(chuàng)新，提升金融市場(chǎng)功能，促進(jìn)資金在各市場(chǎng)之間有序流動(dòng)，增強(qiáng)配置金融資源能力，從而為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供更好的制度性融資環(huán)境。

第二，應(yīng)適當(dāng)降低公司制創(chuàng)業(yè)的準(zhǔn)入門檻。相比個(gè)體戶創(chuàng)業(yè)而言，我國(guó)公司制創(chuàng)業(yè)更多表現(xiàn)為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，大多以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)為主，符合十九大報(bào)告中提出的“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略”的要求。同時(shí)這類創(chuàng)業(yè)活動(dòng)也能夠解決更多的社會(huì)就業(yè)問(wèn)題，真正實(shí)現(xiàn)以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)。但由于公司制創(chuàng)業(yè)往往投入資金多、登記注冊(cè)程序煩瑣、納稅高且流程冗長(zhǎng)，更易受腐敗行為左右，有時(shí)甚至不得不被迫退出市場(chǎng)。因此，政府應(yīng)該適當(dāng)簡(jiǎn)化公司的注冊(cè)登記手續(xù)，在合理范圍內(nèi)降低最低注冊(cè)資本要求，并進(jìn)一步擴(kuò)大眾多小微企業(yè)的稅收優(yōu)惠范圍。

第三，要為中西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)提供更多優(yōu)惠政策，加快中西部地區(qū)的金融發(fā)展，并且在反腐過(guò)程中著重關(guān)注中西部省區(qū)市的腐敗行為。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均導(dǎo)致了各地區(qū)的人民幣購(gòu)買力差異較大，而東部地區(qū)的發(fā)展水平遠(yuǎn)超中西部，相同的腐敗金額在東部地區(qū)代表的財(cái)富和購(gòu)買力低于中西部地區(qū)。一定范圍內(nèi)，同樣的腐敗金額在中西部地區(qū)帶來(lái)的社會(huì)危害性可能相對(duì)高于東部地區(qū)。因此，為推動(dòng)中西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的提高，政府要在創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策、金融發(fā)展和打擊腐敗等方面給予更多關(guān)注和支持。

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