陳 翊

(溫州大學(xué) a.商學(xué)院，b.溫州人經(jīng)濟研究中心,浙江 溫州 325035)

引 言

創(chuàng)業(yè)活動是經(jīng)濟發(fā)展的不竭動力。經(jīng)濟進入新常態(tài)后，創(chuàng)業(yè)活動既有利于改變就業(yè)方式，又能夠轉(zhuǎn)化剩余產(chǎn)能，轉(zhuǎn)變增長方式。目前我國正處在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的熱潮中，在政府以及各方的指引下，創(chuàng)業(yè)活動成為當今中國社會的一種價值導(dǎo)向和生活方式，充滿時代氣息。

創(chuàng)業(yè)活動在我國的發(fā)展還有許多問題，其一就是創(chuàng)業(yè)活動在地區(qū)之間的分布不均衡，東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動活躍度相對較高，而中西部相對較弱。創(chuàng)業(yè)活動的地區(qū)差異和地區(qū)要素稟賦的異質(zhì)性直接相關(guān)。要素稟賦充足的地區(qū)，往往也是創(chuàng)業(yè)活動水平較高的地區(qū)。已有研究表明，制度、人力、金融、技術(shù)等要素稟賦與地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動水平密切相關(guān)[1]。然而，要素稟賦能否有效促進區(qū)域創(chuàng)業(yè)水平，不僅與要素稟賦本身的數(shù)量、質(zhì)量相關(guān)，還與該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平是要素稟賦激勵創(chuàng)業(yè)活動的土壤，是要素稟賦發(fā)揮作用的外部經(jīng)濟基礎(chǔ)。地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平處于動態(tài)變化，同一要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動所能發(fā)揮的激勵作用也會發(fā)生動態(tài)變化。

一、文獻綜述

為什么創(chuàng)業(yè)活動在不同地區(qū)之間的發(fā)展水平不同？對于這個問題的實證解釋主要有“偏好驅(qū)動”和“環(huán)境約束”兩個視角。前者強調(diào)微觀個體對創(chuàng)業(yè)有不同偏好，有的人更具備企業(yè)家傾向。從事微觀視角研究的主要是心理學(xué)家，他們認為能否成為企業(yè)家和人的責(zé)任心、開放性、冒險精神等性格特征密切相關(guān)，而性格特征是具有地域性的。因此，具有企業(yè)家傾向的人集聚的地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動出現(xiàn)得更頻繁，從而導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)活動的集聚出現(xiàn)。Jeff et al.(2013)通過成熟的心理量表測量了美國、德國和英國州(郡)級的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)美國和德國的情況和該理論相符[2]?！碍h(huán)境約束”則認為，人口分布、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)差異等地區(qū)特質(zhì)約束了創(chuàng)業(yè)活動的開展，導(dǎo)致空間異質(zhì)性。早在1994年Guesnier就發(fā)現(xiàn)法國的創(chuàng)業(yè)活動存在著向巴黎和南部地區(qū)集中的趨勢，他將原因歸結(jié)為生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變——福特制的瓦解、制造業(yè)地位不再，企業(yè)規(guī)模逐漸萎縮，中小企業(yè)成為拉動經(jīng)濟增長的核心，這意味著地區(qū)特性在創(chuàng)業(yè)活動中的作用日益增強[3]。Keeble (1997)發(fā)現(xiàn)，英國的區(qū)域創(chuàng)業(yè)水平差異來自于私人財富和小企業(yè)環(huán)境等方面因素[4]；Armington & Acs(2002)的研究發(fā)現(xiàn)，美國地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的差異來自市場需求和人力資本因素[5]；Ejaz et al.(2014)研究了印度在制造業(yè)和服務(wù)業(yè)兩個產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動的空間分布，指出基礎(chǔ)設(shè)施和勞動力受教育水平是影響空間分布最主要的地區(qū)特征，而現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雖然也起作用，但影響力并不大[6]。德國、日本、芬蘭等國家的學(xué)者也分別進行了實證研究。然而，這些實證研究并未得到一致的結(jié)論，原因在于各個國家情景差異巨大，影響創(chuàng)業(yè)發(fā)展的因素也不同。具體到中國的情況，高建、石書德(2009)將問題置于中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的背景之外，發(fā)現(xiàn)人力資本、私人財富和失業(yè)是地區(qū)創(chuàng)業(yè)差異的重要因素，市場需求增長則通過人口收入的變化對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響[7]。黎常(2014)則從創(chuàng)業(yè)失敗的社會烙印和創(chuàng)業(yè)角色榜樣出發(fā)，探討社會文化特征對區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動的影響[8]。

上述研究雖然探究了創(chuàng)業(yè)活動地區(qū)差異的原因，但是都集中在要素對創(chuàng)業(yè)活動的靜態(tài)效應(yīng)上，并不考慮長期的動態(tài)變化。事實上，要素稟賦對創(chuàng)業(yè)水平的影響可能受到外部約束因素的影響而變得非線性。一旦外部約束條件發(fā)生動態(tài)變化，要素稟賦的溢出效應(yīng)也會發(fā)生動態(tài)變化。因此，有必要將經(jīng)濟發(fā)展、要素稟賦和地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動三者結(jié)合起來，動態(tài)考慮三者之間的聯(lián)系。

二、理論基礎(chǔ)和基本假設(shè)

制度、人力、金融、技術(shù)四項要素稟賦是創(chuàng)業(yè)活動的基本要素稟賦。不同區(qū)域的人力、資金、技術(shù)和制度存在差異化配置，必然會導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)活動在地區(qū)間的不同水平。然而，四大要素稟賦要發(fā)揮其作用，必須考察其所處的經(jīng)濟發(fā)展水平。

(一)經(jīng)濟發(fā)展與制度要素稟賦

Baumol(1990)曾經(jīng)指出，法治水平和市場化程度等制度環(huán)境會影響創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)精神配置的方向[9]，創(chuàng)業(yè)者既可以將創(chuàng)業(yè)精神配置到創(chuàng)造財富的生產(chǎn)性活動中，也可以將創(chuàng)業(yè)精神配置到分配財富的非生產(chǎn)性尋租活動中。這一理論假說后來得到Murphy(1991)[10]、Sobel(2008)[11]等學(xué)者的實證支持。完善法律制度、提高法治水平是糾正創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)精神誤配置的有效手段，更能激發(fā)創(chuàng)業(yè)者將創(chuàng)業(yè)精神配置在生產(chǎn)性活動領(lǐng)域中[12-14]。然而，考慮到各個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展仍處在動態(tài)變化中，法律制度要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動影響存在著更復(fù)雜的可能，并非呈現(xiàn)單一的線性規(guī)律。

首先，經(jīng)濟水平比較落后時，生存型創(chuàng)業(yè)的比例較大。當經(jīng)濟發(fā)展到一定程度后，機會型創(chuàng)業(yè)占總體創(chuàng)業(yè)活動的比例會增大。法律法規(guī)所代表的制度要素稟賦對機會型創(chuàng)業(yè)有明顯的正效應(yīng)。其次，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高階段，創(chuàng)業(yè)者機會主義傾向較弱，內(nèi)部成本外部化的沖動較低，對投入產(chǎn)出存在較為理性的認知，嚴格完善的法律法規(guī)不會影響創(chuàng)業(yè)者的正常經(jīng)濟預(yù)期，不會對創(chuàng)業(yè)活動造成負面影響。再次，當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后，市場中的創(chuàng)業(yè)主體較多，競爭激烈。為了滿足創(chuàng)業(yè)活動的需求，需要一個完善的、成熟的、能解決各個層面問題的法律制度體系。若在此階段設(shè)立詳細的法律法規(guī)對微觀主體經(jīng)濟行為設(shè)定條條框框，反而會抑制潛在創(chuàng)業(yè)者的熱情，起到適得其反的效果。最后，完善的法律制度為更加嚴格的政府管制提供了機會。當經(jīng)濟水平處于相對落后的階段時，政府存在利用管制尋租的經(jīng)濟沖動，官僚可以借助完善的法律法規(guī)增加對創(chuàng)業(yè)活動的干預(yù)，如延長行政審批和許可的時間，使得創(chuàng)業(yè)者不得不花費大量的時間成本和精力成本去處理這種過度的監(jiān)管[9]。法律法規(guī)越完善，政府通過行政管制的尋租空間越大，創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)成本越高，創(chuàng)業(yè)的積極性反而越受到限制。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度會影響正規(guī)法律制度對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用，經(jīng)濟水平的提升會提高正規(guī)法律制度對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用

(二)經(jīng)濟發(fā)展水平和人力要素稟賦

人力要素稟賦是流動的要素稟賦。當經(jīng)濟水平處于較高階段時，地區(qū)工資、福利、機會等各方面待遇較好，能夠吸引周邊經(jīng)濟水平較弱地區(qū)的高學(xué)歷人才流入，形成人才高地；而當經(jīng)濟處于較低水平的階段時，地區(qū)自身培養(yǎng)的人才容易外流，引入其他地區(qū)的人才也很困難，因而常常是人才洼地。因此，處于經(jīng)濟水平較高階段的地區(qū)往往人力要素稟賦的儲備更充分。不僅數(shù)量上存在差異，經(jīng)濟發(fā)展不同階段地區(qū)潛在創(chuàng)業(yè)者的質(zhì)量也有所不同。地區(qū)若處于經(jīng)濟水平較高階段，由于人才的空間集聚以及大量前輩的示范效應(yīng)，潛在創(chuàng)業(yè)者能夠獲得知識溢出的額外效應(yīng)，創(chuàng)業(yè)能力和技巧迅速提升；相對而言，若地區(qū)處于經(jīng)濟不發(fā)達階段，潛在創(chuàng)業(yè)者無法通過人才集聚獲得額外的知識收益，創(chuàng)業(yè)能力和水平只能通過自身實踐試錯積累，在創(chuàng)業(yè)活動中相對處于弱勢地位。因而，同樣數(shù)目的創(chuàng)業(yè)人才儲備，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的階段能產(chǎn)生更多的創(chuàng)業(yè)活動實踐。

當然，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不同，高素質(zhì)人才的就業(yè)傾向也不同。當經(jīng)濟發(fā)展達到一定水平時，高素質(zhì)的人力資本傾向于投身到市場化程度高的行業(yè)中，通過市場經(jīng)濟活動實現(xiàn)自身價值；而在經(jīng)濟水平處于較低階段時，高素質(zhì)的人力資本更傾向于集中到市場化程度較低的行業(yè)和部門，如在體制內(nèi)成為公務(wù)員。中國經(jīng)濟增長前沿課題組的研究發(fā)現(xiàn)，在中國市場化程度低的行業(yè)和部門，勞動者的受教育程度很高，與發(fā)達國家相差無幾，但市場化程度很高的行業(yè)部門人力資本水平卻很低。李世剛和尹恒(2017)在計算了中國282個城市政府和企業(yè)部門員工的平均教育年限比時發(fā)現(xiàn)，該比值最小的三個城市分別為中山市1.10、東莞市1.13和淄博市1.19，都屬于經(jīng)濟發(fā)達的東部省份，而該比值較高的昭通市、亳州市、固原市都屬于落后的中西部地區(qū)[15]。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度會影響人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用，經(jīng)濟水平的提升會提高人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用

(三)經(jīng)濟發(fā)展和金融要素稟賦

創(chuàng)業(yè)活動需要資金支持。創(chuàng)業(yè)活動的資金支持來自兩個方面：一是內(nèi)部融資，即創(chuàng)業(yè)者自身積累的原始經(jīng)濟資本；二是外部融資，來自創(chuàng)業(yè)者之外其他途徑的資金支持。

在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的促進作用會發(fā)生變化。經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，外部融資渠道不發(fā)達，能夠提供的創(chuàng)業(yè)支持資金非常有限，因而創(chuàng)業(yè)者主要依靠內(nèi)部融資手段獲得資金。而創(chuàng)業(yè)者此時創(chuàng)業(yè)所需的起始資金要求也比較低，依靠個人資本積累是有可能達到創(chuàng)業(yè)啟動資金的要求。即便存在差距，創(chuàng)業(yè)者也會盡力動員家庭甚至家族成員予以支持。而到了經(jīng)濟發(fā)展水平較高階段，一方面創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)所需要的初始資金會提高，難以通過個人資本積累滿足；另一方面創(chuàng)業(yè)者所能夠觸及的融資方式和融資渠道也會有所增加，所以外部融資渠道會逐漸成為主要的資金獲取方式。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度與個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用呈反向關(guān)系。經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用較大；經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用較小

正規(guī)金融在從事貸款業(yè)務(wù)時，首先考慮的是貸款資金的安全性和收益性。雖然正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動有重要意義，但由于創(chuàng)業(yè)者本身償貸能力有限和信息不對稱問題，向創(chuàng)業(yè)者提供正規(guī)金融服務(wù)仍然面臨著較高的成本。尤其是在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的階段，對資金的需求及其旺盛，比起貸款給具有較大不確定性的創(chuàng)業(yè)者，正規(guī)金融機構(gòu)顯然有更穩(wěn)妥的其他選擇。因而創(chuàng)業(yè)者較難從正規(guī)金融渠道獲得資金支持，這意味著在經(jīng)濟發(fā)展水平較低階段，正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的支持力度較小。

正規(guī)金融體系的發(fā)展規(guī)模和地區(qū)經(jīng)濟總量水平正相關(guān)。當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟達到一定水平時，經(jīng)濟總量上升，正規(guī)金融體系也隨之擴大，信貸規(guī)模上升，支持創(chuàng)業(yè)活動的資金總量也隨之上升，對創(chuàng)業(yè)活動能起到更好的支持作用。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度會影響正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用。經(jīng)濟水平的提升會提高正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用

主流觀點認為，非正規(guī)金融主要服務(wù)于低端市場。它的比較優(yōu)勢在于向居民提供零星的、小額的貸款[15]。經(jīng)濟越不發(fā)達階段，地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)規(guī)模越小，所需要的啟動資金也越少，而這正是正規(guī)金融不愿意涉及的領(lǐng)域，由此非正規(guī)金融具有了得天獨厚的優(yōu)勢。所以，在經(jīng)濟發(fā)展水平較低階段，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)的支持力度會更大。

從現(xiàn)實情況看，許多中國私營企業(yè)在初始階段都是依賴非正規(guī)金融而不是銀行來獲取資金，但是企業(yè)進一步的發(fā)展卻是與銀行信貸聯(lián)系在一起[16]。換句話說，創(chuàng)業(yè)獲得初步成功后，創(chuàng)業(yè)者的融資渠道會逐步轉(zhuǎn)向正規(guī)金融。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度與非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用呈反向關(guān)系。經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用較大；經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用較小

(四)經(jīng)濟發(fā)展水平和技術(shù)要素稟賦

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的變化，技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用會發(fā)生變化。第一，有兩種技術(shù)成果形式可以推動創(chuàng)業(yè)活動的開展：一種是專有技術(shù)，另一種是基礎(chǔ)性的技術(shù)變革。專有技術(shù)具有私人產(chǎn)業(yè)的性質(zhì)，通常是創(chuàng)業(yè)者或企業(yè)以私人資金投入和研發(fā)?；A(chǔ)性的技術(shù)具有公共產(chǎn)品的性質(zhì)，通常由政府主導(dǎo)進行研發(fā)，而研發(fā)則需要大量的資金投入。經(jīng)濟不發(fā)達階段，無論是私人還是政府都受制于經(jīng)濟總量的限制，研發(fā)投入資金相對較少，能夠推動創(chuàng)業(yè)活動的技術(shù)成果也較少；在經(jīng)濟發(fā)展到一定水平之后，經(jīng)濟總量增長帶來了研發(fā)投入的增加，技術(shù)成果也隨之增加，對創(chuàng)業(yè)活動的推動作用愈加明顯。第二，技術(shù)要素稟賦本身不能單獨發(fā)揮對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)，必須和人力、資金、基礎(chǔ)設(shè)施等其他條件共同發(fā)揮作用。在經(jīng)濟不發(fā)達階段，地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施條件較差，其他要素稟賦的供給也不充裕，這就限制了技術(shù)要素發(fā)揮作用的空間；到了經(jīng)濟發(fā)達階段，其他配套條件的供給得以改善，它們和技術(shù)要素稟賦結(jié)合在一起，提升了技術(shù)要素稟賦發(fā)揮作用的效率，拓寬了技術(shù)要素稟賦發(fā)揮作用的空間。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度會影響技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)的激勵作用。經(jīng)濟水平的提升會提高技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用

三、實證研究

(一)模型設(shè)定

本文設(shè)計了以下計量模型：

Entit=α+βinstitutionit+βlnhumanit+βlnincomeit+βploanit+βpinformalit+βlnqsryit+βconit+ci+ut+vit

(1)

其中，i表示省份，t表示年份，因變量Entit為省份i在t期的創(chuàng)業(yè)水平，用工商登記注冊的私營企業(yè)和個體戶的數(shù)量之和的對數(shù)來表示；institutionit、lnhumanit、lnincomeit、ploanit、pinformalit、lnqsryit分布表示法律制度水平、創(chuàng)業(yè)者人才儲備、個人資本積累、正規(guī)金融規(guī)模、非正規(guī)金融規(guī)模和要素稟賦投入這六個核心變量，conit表示控制變量，ci、ut分別為個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，vit為隨機誤差項。

(二)變量說明

本文使用法律制度發(fā)展水平、大學(xué)畢業(yè)生人數(shù)、個人可支配收入、年末金融機構(gòu)貸款、固定資產(chǎn)自籌部分和研發(fā)全時人員數(shù)來表示地區(qū)的制度、人力、資金和技術(shù)要素稟賦；使用人均GDP表示地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，使用登記注冊的個體工商戶和私營企業(yè)總數(shù)表示區(qū)域創(chuàng)業(yè)水平。

表1 各變量內(nèi)容

從上述所有的代理變量指標中選取2008—2014年度的數(shù)據(jù)。制度指數(shù)來源于王小魯、樊綱的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》，研發(fā)全部人員來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其他數(shù)據(jù)均來源于各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。各個代理變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

(三)回歸方法

本文實證基礎(chǔ)是經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)變化，考察的是經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)變化與各要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動激勵作用之間的關(guān)系。要挖掘各要素稟賦在不同經(jīng)濟發(fā)展程度對創(chuàng)業(yè)活動地區(qū)分異的影響，適合使用“門檻回歸方法”。

Hansen的模型可以表示為：

yit=α+β1XitI(qit<γ)+β2XitI(qit≥γ)+ui+eit

(2)

其中，i代表各個不同的地區(qū)，t代表不同的時期，yit是各個地區(qū)在不同時期的因變量，Xit代表各個地區(qū)不同時期的自變量，I(·)為指標函數(shù)。qit是門檻變量，γ是未知門檻參數(shù)，它將公式分成兩種情況，當qit<γ時，自變量的系數(shù)為β1；當qit≥γ時，自變量的系數(shù)為β2。ui代表個體效應(yīng)，eit為隨機擾動項。該公式也可以寫成：

yit=α+Xit(qit,γ)β+ui+eit

(3)

此時：

(4)

(四)回歸結(jié)果報告

門檻模型的第一步是門檻效應(yīng)檢驗。為了達到目的，本文假設(shè)存在單一門檻、雙重門檻和三重門檻而分別進行門檻檢驗。檢驗過程使用stata14.0軟件，使用自抽樣法(Bootstrap)反復(fù)抽樣300次，得到結(jié)果如表3所示。

表3 門檻效應(yīng)檢驗

由表3可知，制度和非正規(guī)金融兩個因素存在單一門檻，其余變量存在雙重門檻。

門檻效應(yīng)檢驗之后，門檻模型估計的第二步是要找出對應(yīng)的門檻估計值。門檻變量的估計值是似然比檢驗統(tǒng)計量為零時γ的取值。表4列出了不同核心變量情況下經(jīng)濟發(fā)展狀況作為門檻變量的門檻估計值及其95%置信水平上的置信區(qū)間。

表4 門檻值估計結(jié)果

以制度作為核心變量時，經(jīng)濟發(fā)展水平的單一門檻值為10.5074；以非正規(guī)金融為核心變量時，經(jīng)濟發(fā)展水平的單一門檻值為10.6538；以個人資本積累為核心變量時，經(jīng)濟發(fā)展水平的雙重門檻值為9.5133和10.5694；以人力要素稟賦、正規(guī)金融為核心變量時，經(jīng)濟發(fā)展的雙重門檻值完全相同，均為9.7607和10.5771；以技術(shù)為核心變量時，經(jīng)濟發(fā)展水平的雙重門檻值為9.5133和10.5335。

圖1是以制度作為核心變量時，單一門檻模型中似然比函數(shù)序列LR的趨勢圖。圖中虛線代表的是顯著性為5%時的臨界值7.35。由圖1(a)可知，當經(jīng)濟發(fā)展水平門檻估計值處于[10.4712,10.5153]區(qū)間時，似然比值小于5%的顯著性水平下的臨界點，處于原假設(shè)的接受域內(nèi)，即單一門檻值與實際門檻值相等。圖1(b)-(f)分別列出了以人力要素稟賦、個人資本積累、正規(guī)金融、非正規(guī)金融和技術(shù)要素稟賦為核心變量時，經(jīng)濟發(fā)展水平的第一個和第二個門檻估計值的識別圖，可結(jié)合表4進行驗證。

圖1 各個核心變量的門檻識別圖

四、實證結(jié)果分析

根據(jù)門檻識別的結(jié)果，將各個變量值代入模型進行回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

表5中模型(1)報告了不同經(jīng)濟發(fā)展水平下正規(guī)法律制度對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)。門檻檢驗顯示，當經(jīng)濟發(fā)展水平低于單一門檻值10.5074時，制度對創(chuàng)業(yè)活動水平的影響估計系數(shù)-0.0101是一個不顯著的負數(shù)，說明盡管法律法規(guī)對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動差異表現(xiàn)出一定的負向影響效應(yīng)，但存在很大的不確定性。當經(jīng)濟發(fā)展水平跨越這一門檻值后，正規(guī)法律制度對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動水平的影響從負轉(zhuǎn)正，參數(shù)估計值為0.02，通過了1%的顯著性水平檢驗，表現(xiàn)出正效應(yīng)。這一變化過程充分證明，當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，正規(guī)法律法規(guī)制度不僅無法促進創(chuàng)業(yè)水平提高，還有可能起到抑制作用；但是當經(jīng)濟總體水平達到一定程度、越過10.5074的門檻之后，法律法規(guī)與地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動水平呈明顯正相關(guān)。這一結(jié)果驗證了假設(shè)1。

表5中模型(2)報告了不同經(jīng)濟發(fā)展水平下人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用。門檻模型結(jié)果顯示，當經(jīng)濟發(fā)展水平低于門檻值9.7607時，人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的影響參數(shù)估計值為0.149但不顯著，表明此時盡管人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動有正面影響，但是該影響力存在巨大的不確定性。當經(jīng)濟發(fā)展水平超過門檻值9.7607但未達到10.5771時，人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的影響估計值上升到0.187且通過了5%的顯著性統(tǒng)計檢驗，說明此時人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動已經(jīng)存在比較確定性的正面推動效應(yīng)了。當經(jīng)濟繼續(xù)發(fā)展超過門檻值10.5771后，人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動影響的參數(shù)估計值進一步上升，達到0.228且通過了5%的顯著性檢驗，說明人力資本要素稟賦對經(jīng)濟活動的溢出效應(yīng)進一步增強。三個系數(shù)值的變化強有力地證明了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的動態(tài)變化會影響到人力要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)。隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，人力要素稟賦在提升創(chuàng)業(yè)活動水平方面發(fā)揮出越來越重要的作用。假設(shè)2得到證實。

表5中模型(3)報告了不同經(jīng)濟發(fā)展水平狀況下個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用。門檻模型結(jié)果顯示，當經(jīng)濟發(fā)展水平低于9.5133時，個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動拉動作用的估計系數(shù)為0.105，且通過了5%的顯著性水平檢驗，即每增加1個單位的個人資本積累，就可以帶來0.105個單位的創(chuàng)業(yè)活動增量；當經(jīng)濟水平提高、發(fā)展程度達到[9.5133, 10.5694]區(qū)間時，個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用上升，估計系數(shù)為0.126，且通過1%的顯著性檢驗，即每1個單位的個人資本積累增量可以帶來0.126個單位的創(chuàng)業(yè)活動增量；當經(jīng)濟水平高于10.5694時，個人資本累積對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用也進一步上升，估計系數(shù)為0.141，通過了1%的顯著性水平檢驗，即每1單位個人資本積累增量帶來0.141個單位創(chuàng)業(yè)活動增量。由此可見，無論經(jīng)濟水平是高還是低，個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)都始終顯著存在，與線性回歸保持一致。三個系數(shù)逐漸變大的事實強有力地證明了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的動態(tài)變化會影響個人資本積累對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)。隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，個人資本積累在推動創(chuàng)業(yè)活動水平方面的作用力度越來越強。假設(shè)3未得到驗證。

表5 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

表5中模型(4)報告了不同經(jīng)濟發(fā)展水平狀況下正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用。門檻模型結(jié)果顯示，當經(jīng)濟發(fā)展水平低于9.7607時，正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的參數(shù)估計值為-0.0376，且無法通過顯著性檢驗；當經(jīng)濟水平提高，發(fā)展程度達到[9.7607, 10.5771]區(qū)間時，正規(guī)金融規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用轉(zhuǎn)負為正，其估計系數(shù)為0.09，但仍然無法通過顯著性檢驗；當經(jīng)濟進一步發(fā)展，水平高于10.5771時，正規(guī)金融規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用估計系數(shù)為0.216，且通過了1%的顯著性水平檢驗，可見正規(guī)金融規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動拉動作用的估計參數(shù)在三個區(qū)間出現(xiàn)巨大差異。第一，正規(guī)金融規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用不是線性的而是非線性的。第二，正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應(yīng)是以一定的經(jīng)濟發(fā)展水平作為前提條件的。第三，經(jīng)濟發(fā)展水平太低，無法通過擴大正規(guī)金融的規(guī)模拉動創(chuàng)業(yè)水平，因為正規(guī)金融規(guī)模的增量部分不會用于支持創(chuàng)業(yè)活動。甚至個人資本積累和非正規(guī)金融的資金都流入了正規(guī)金融規(guī)模系統(tǒng)，使得創(chuàng)業(yè)活動受到負面的影響。第四，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的上升，正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的支持作用逐漸得以顯現(xiàn)，一旦經(jīng)濟水平跨過10.5771階段，對創(chuàng)業(yè)活動的支持作用就大幅度提高，而且這種支持作用是確定的、顯著的。第五，在經(jīng)濟發(fā)達程度水平較高時，正規(guī)金融規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動的支持力度會大于個人資本積累所能貢獻的力量。這一實證結(jié)果證實了假設(shè)4。

表5中模型(5)報告了不同經(jīng)濟發(fā)展水平狀況下非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用。門檻模型結(jié)果顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平只有單一門檻，其門檻值為10.6538。當經(jīng)濟發(fā)展水平低于10.6538時，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動拉動作用的估計系數(shù)為0.618，通過了1%的顯著性水平檢驗；當經(jīng)濟水平提高、越過門檻值10.6538后，非正規(guī)金融規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用上升，估計系數(shù)為0.882，且通過1%的顯著性檢驗。這一區(qū)間估計系數(shù)方向與前一區(qū)間保持一致，然而此時的正向效應(yīng)程度大大提高，比前者高出42%。這說明經(jīng)濟發(fā)展跨過門檻水平之后，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用大大增強。由此可見，無論地區(qū)經(jīng)濟水平是否發(fā)生變化，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的推動作用都無法予以否認，但是經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)變化能影響非正規(guī)金融到底起多大作用。顯然，經(jīng)濟越發(fā)達，非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的支持力度就越大。假設(shè)5未得到驗證。

表5中模型(6)報告了不同經(jīng)濟發(fā)展水平狀況下技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用。門檻模型結(jié)果顯示，當經(jīng)濟發(fā)展水平低于9.7607這個第一門檻值時，技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動拉動作用的估計系數(shù)為0.327且非常顯著；當經(jīng)濟水平提高、發(fā)展程度達到[9.7607, 10.5771]區(qū)間時，技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用上升，估計系數(shù)為0.349，也很顯著；當經(jīng)濟進一步發(fā)展、水平高于10.5771時，技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的拉動作用也進一步上升，估計系數(shù)為0.362，通過了1%的顯著性水平檢驗。由此可見，無論經(jīng)濟水平是高還是低，技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)都是顯著存在的，與線性回歸保持高度一致。三個系數(shù)逐漸變大的事實證明，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的動態(tài)變化會影響到技術(shù)要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)。隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，技術(shù)要素稟賦在推動創(chuàng)業(yè)活動水平方面的作用穩(wěn)步增長。假設(shè)6得到證實。

結(jié) 論

綜上，我們發(fā)現(xiàn)，提高經(jīng)濟發(fā)展水平是發(fā)揮要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動貢獻率的重要前提。某些要素稟賦要對創(chuàng)業(yè)活動起到激勵作用，本身要以經(jīng)濟發(fā)展到一定水平作為前提條件，如制度要素和正規(guī)金融要素。另外一些要素稟賦隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升能夠發(fā)揮更大的功能，如人才要素稟賦、個人資本積累、非正規(guī)金融和科技要素。創(chuàng)業(yè)活動是一項復(fù)雜的、綜合的、系統(tǒng)性的工程，一個地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的提高，需要要素稟賦和其他條件的配合。經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度，其他條件如基礎(chǔ)設(shè)施、社會中介、市場化水平等條件都會改善，它們?yōu)橐胤A賦發(fā)揮作用提供了基本的土壤和營養(yǎng)。我們也注意到，使用不同的核心變量，門檻模型判斷的門檻個數(shù)和門檻值雖然都不同，但[10.5074,10.6538]是一個非常重要的區(qū)間，這意味著人均國民收入在36 586-42 353元是一個關(guān)口，越過了這個關(guān)口，各個要素稟賦對創(chuàng)業(yè)活動的溢出效應(yīng)就能達到較高的水平。