李磊 王棟磊

摘要：“雙創(chuàng)”背景下，深入研究創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的影響及作用機制具有重要意義。文章將創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)分為直接參與主體、間接參與主體、創(chuàng)業(yè)環(huán)境3個構成部分，構建相應的評價指標體系，基于2015—2019年我國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度較高的96個大中城市面板數(shù)據(jù)，測度創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)不同構成部分的發(fā)展水平，并建立空間計量模型探究創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的直接和間接影響機制。結果顯示：城市創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)3個構成部分的發(fā)展水平存在明顯差異，城市創(chuàng)業(yè)活力表現(xiàn)出空間集聚特征；直接主體參與度、間接主體參與度、創(chuàng)業(yè)環(huán)境均對城市創(chuàng)業(yè)活力具有顯著的正向影響，創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的演進與完善可直接提升區(qū)域創(chuàng)業(yè)活力；中介效應檢驗結果顯示，區(qū)域創(chuàng)新效應是創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)間接促進創(chuàng)業(yè)活力提升的重要機制。

關鍵詞：創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)；創(chuàng)業(yè)活力；區(qū)域創(chuàng)新；中介效應

中圖分類號：F279.2? ? ? ? ? ? ? ?文獻標識碼：A? ? ? ? ? ? ? ?文章編號：1007-8576（2023）03-0057-12

DOI：10.16716/j.cnki.65-1030/f.2023.03.006

Abstract： In the background of "mass entrepreneurship and innovation era"， it is of great significance to explore the impact of entrepreneurial ecosystem on entrepreneurial vitality and its mechanism. The specific composition of entrepreneurial ecosystem is divided into direct participants， indirect participants and entrepreneurial environment， and the corresponding evaluation index system is constructed. Based on the panel data of 96 cities with high innovation and entrepreneurship activity in China from 2015 to 2019， the development level of different components of the entrepreneurial ecosystem is measured， and a spatial econometric model is established to explore the direct and indirect impact mechanism of the entrepreneurial ecosystem on entrepreneurial vitality. The results show that there are obvious differences in the development level of the three components of the entrepreneurial ecosystem in different cities， and the entrepreneurial vitality of cities shows the characteristics of spatial agglomeration. Direct subject participation， indirect subject participation and entrepreneurial environment index all have a significant positive impact on urban entrepreneurial vitality. The evolution and improvement of entrepreneurial ecosystem can directly enhance regional entrepreneurial vitality. On the basis of intermediary effect model test， it is found that the regional innovation effect is an important mechanism for the entrepreneurial ecosystem to indirectly promote entrepreneurial vitality.

Key words： entrepreneurial ecosystem; entrepreneurial vitality; regional innovation; mediating effect

一、問題的提出

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，經(jīng)濟下行壓力突出，產(chǎn)業(yè)結構面臨轉型升級，迫切需要推進新舊動能轉換，保持經(jīng)濟持續(xù)中高速增長。在此背景下，2015年3月李克強在第十二屆全國人民代表大會第三次會議上所作的政府工作報告中提出推動大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新；2015年6月國務院發(fā)布《國務院關于大力推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干政策措施的意見》，指出“經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，需要從要素驅動、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動”，以創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展和科技進步?！吨袊嗄陝?chuàng)業(yè)發(fā)展報告（2021）》數(shù)據(jù)顯示，全國新增企業(yè)和個體工商戶數(shù)量由2013年的1132萬戶上升至2020年的2735萬戶，增長141.6%，創(chuàng)業(yè)活動成效顯著。與此同時，我國創(chuàng)業(yè)活躍程度存在明顯的區(qū)域差異，西南交通大學創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)中心發(fā)布的《中國大眾創(chuàng)業(yè)指數(shù)》顯示，2018年東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)指數(shù)為85.23，中部地區(qū)為75.51，西部地區(qū)為67.75，呈現(xiàn)東強西弱態(tài)勢。

創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)是支持和促進創(chuàng)業(yè)活動開展的有機整體，其不斷發(fā)展有利于提高創(chuàng)業(yè)成功率［1］。學界對創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的界定主要分為兩類：一類將其視為創(chuàng)業(yè)主體的外部環(huán)境，包括文化、市場、制度等環(huán)境因素［2-3］；另一類將其視為多種參與主體及所處創(chuàng)業(yè)環(huán)境構成的有機體系，其中參與主體包括創(chuàng)業(yè)企業(yè)、創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)、政府、高校及科研機構等［4-5］，該界定方式為大多數(shù)研究所采用。進入“雙創(chuàng)”時代，創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的構建與發(fā)展是否有效激發(fā)了創(chuàng)業(yè)活力？創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)影響創(chuàng)業(yè)活力的具體機制是怎樣的？對這些問題的深入研究具有十分重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有文獻集中考察了創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的某個具體構成部分對創(chuàng)業(yè)活力的直接影響。如在創(chuàng)業(yè)參與主體層面：創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用經(jīng)濟社會資源為潛在消費群體提供產(chǎn)品或服務，以提高創(chuàng)業(yè)績效和創(chuàng)業(yè)活力［6］；創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)以投資帶動創(chuàng)業(yè)企業(yè)突破資金瓶頸，正向促進區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動［7］；政府通過設立創(chuàng)業(yè)引導基金等方式提升創(chuàng)業(yè)活力［8］；高校及科研機構為創(chuàng)業(yè)活動提供必要的技術和人力資源，有利于創(chuàng)業(yè)活動開展［9］。創(chuàng)業(yè)環(huán)境層面：市場制度與開放環(huán)境是影響創(chuàng)業(yè)活力的重要因素［10-12］。此外，有學者研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)調整和區(qū)域創(chuàng)新在創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的影響中發(fā)揮了中介作用。一方面，政府通過引導創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)將資源投入特定產(chǎn)業(yè)，以吸引上下游相關產(chǎn)業(yè)集聚，培育完整的產(chǎn)業(yè)鏈。創(chuàng)業(yè)企業(yè)依托產(chǎn)業(yè)鏈進行合作以謀求生存發(fā)展，降低創(chuàng)業(yè)風險，提升創(chuàng)業(yè)活力［13］。創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)憑借其匯聚的多元化資源，促使系統(tǒng)內不同企業(yè)間相互滲透、融合，形成新的產(chǎn)業(yè)組織形態(tài)，在產(chǎn)業(yè)結構升級的過程中創(chuàng)造機會［14］。另一方面，創(chuàng)業(yè)企業(yè)往往具備較強的學習能力和創(chuàng)新動機，有利于更新價值創(chuàng)造機制，提高創(chuàng)新績效［15］。創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)可通過財務、聲譽資源效應和信息不對稱弱化效應來提高企業(yè)創(chuàng)新能力，拓展企業(yè)盈利空間，增加創(chuàng)業(yè)機會［16］。

綜上，現(xiàn)有研究主要存在以下不足：一方面，在創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的理論框架下，因研究視角存在差異，所關注的影響因素較為具體和分散；另一方面，諸多因素對創(chuàng)業(yè)活力的影響存在多樣化傳導路徑，全面考察不同影響機制的文獻較為缺乏。本文嘗試在以下方面作出邊際貢獻：一是將創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)視為一個有機整體，對其不同構成部分進行較為全面準確的評價和測度，進而探究各構成部分對創(chuàng)業(yè)活力的影響效應；二是全面分析創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的直接和間接影響機制，探究多樣化傳導路徑的具體作用機理；三是檢驗城市層面創(chuàng)業(yè)活力的空間相關性，分析創(chuàng)業(yè)活力空間效應的演變特點，構建合適的計量模型以獲得更為準確可靠的實證結論。

二、理論分析與研究假說

（一）創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的直接影響機制

本文借鑒蔡莉［17］的研究，認為創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)由直接參與主體、間接參與主體、創(chuàng)業(yè)環(huán)境三部分構成。創(chuàng)業(yè)企業(yè)與其關聯(lián)企業(yè)在創(chuàng)業(yè)過程中具有協(xié)同共生性，將其歸為直接參與主體。政府、高校及科研機構是對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生間接影響的重要主體，將其歸為間接參與主體。市場監(jiān)管環(huán)境決定了創(chuàng)業(yè)環(huán)境的公平性和有序性，區(qū)域人員流動性反映了創(chuàng)業(yè)環(huán)境的開放程度，二者均是創(chuàng)業(yè)活動的主要影響因素，將其歸為創(chuàng)業(yè)環(huán)境。創(chuàng)業(yè)活力指創(chuàng)業(yè)企業(yè)對各種創(chuàng)業(yè)因素進行重新組合的能力，這種重新組合多表現(xiàn)為創(chuàng)建新組織、開發(fā)新產(chǎn)品、提供新服務，從而獲取更好的經(jīng)濟效益，通?？蓮膭?chuàng)業(yè)成果這一視角對創(chuàng)業(yè)活力進行衡量和評價。

從直接參與主體來看，創(chuàng)業(yè)企業(yè)基于其競爭戰(zhàn)略，選擇合適的時機進入市場，以“創(chuàng)造性模仿”的商業(yè)模式進行經(jīng)營管理，獲得市場份額，其生存能力直接決定了區(qū)域創(chuàng)業(yè)活力［18］。創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)與創(chuàng)業(yè)企業(yè)基于各自的資源稟賦進行合作，共同開拓新市場［19］。創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)主要通過投資和綜合服務平臺對創(chuàng)業(yè)企業(yè)進行監(jiān)督管理，并為其提供咨詢、孵化等創(chuàng)業(yè)服務以及便利化、低成本的基礎設施，以降低創(chuàng)業(yè)企業(yè)的運營成本，助推創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生增值效應，進而提升區(qū)域創(chuàng)業(yè)活力。據(jù)此，本文提出研究假說1：直接參與主體能夠顯著提升創(chuàng)業(yè)活力。

從間接參與主體來看，政府、高校及科研機構通過提供必要的財政和人才支持來影響創(chuàng)業(yè)活動。政府在財政撥款、融資渠道等方面為創(chuàng)業(yè)活動建立較為完整的政策支持體系［20］：一是擴張性財政支出能夠拉動消費需求，有助于企業(yè)持續(xù)經(jīng)營；二是通過創(chuàng)業(yè)基金引導社會資本進入投資領域，降低創(chuàng)業(yè)融資難度，促進企業(yè)發(fā)展。高校及科研機構能為創(chuàng)業(yè)活動實現(xiàn)人力資本的積累［21］：人力資本水平越高，意味著受教育程度高的潛在創(chuàng)業(yè)者越多，創(chuàng)業(yè)者資源整合能力越強，越容易識別和開發(fā)市場機會。據(jù)此，本文提出研究假說2：間接參與主體對創(chuàng)業(yè)活力的提升有顯著的促進作用。

從創(chuàng)業(yè)環(huán)境來看，有力的市場監(jiān)管有助于減輕市場低效與市場失靈，保障市場主體的公平競爭［22］。市場監(jiān)管水平較高能夠減少惡性競爭或壟斷現(xiàn)象，降低企業(yè)進入市場的門檻，減少企業(yè)可能面臨的潛在市場風險，提高創(chuàng)業(yè)積極性。人員流動性與區(qū)域間經(jīng)濟互動密切相關［12］，人員流動性提高，經(jīng)濟往來密切頻繁，可增加區(qū)域資源要素供給和資源組合的多樣性，創(chuàng)造更多的創(chuàng)業(yè)機會。據(jù)此，本文提出研究假說3：創(chuàng)業(yè)環(huán)境改善有助于提升創(chuàng)業(yè)活力。

（二）創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的間接影響機制

在趨于飽和的市場環(huán)境中，有限的市場資源和需求決定了企業(yè)的數(shù)量和質量。創(chuàng)業(yè)活動的核心是創(chuàng)新，企業(yè)必須通過創(chuàng)新活動參與市場競爭，挖掘潛在消費群體，拓展盈利空間，以獲得生存發(fā)展的機會。創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的不斷完善和優(yōu)化能夠引發(fā)區(qū)域創(chuàng)新效應。首先，直接參與主體中，創(chuàng)業(yè)企業(yè)主要通過兩種方式來實現(xiàn)創(chuàng)新績效的提升：即通過不斷積累創(chuàng)新經(jīng)驗、更新創(chuàng)新知識，增強企業(yè)對創(chuàng)新資源的識別和利用能力，以及通過商業(yè)模式創(chuàng)新來更新價值創(chuàng)造機制以推動產(chǎn)品和技術創(chuàng)新［15］。創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)通過與創(chuàng)業(yè)企業(yè)合作，將創(chuàng)新資源如知識、技術等［16］進行成果轉化，助推區(qū)域創(chuàng)新水平提升。其次，間接參與主體中，政府引導市場加大對技術創(chuàng)新成果的示范應用和普及推廣［20］，財政科技支出從補償研發(fā)風險、獎勵研發(fā)創(chuàng)新成果等方面激勵企業(yè)開展技術創(chuàng)新活動；高校及科研機構通過研發(fā)合作、研發(fā)服務、委派專家等方式實現(xiàn)產(chǎn)學融合發(fā)展［23］，解決企業(yè)技術創(chuàng)新能力不足和創(chuàng)新資源匱乏等問題，將科研成果轉化為現(xiàn)實的生產(chǎn)力，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力。再次，良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境不僅有利于穩(wěn)定企業(yè)的創(chuàng)新收益，還有利于減少企業(yè)的尋租行為，促使企業(yè)投入更多資源開展創(chuàng)新活動。良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境往往擁有完善的法治體系［22］，能為技術創(chuàng)新活動提供有效的產(chǎn)權保護，降低創(chuàng)新活動中可能面臨的“掠奪、剽竊”等風險；反之，不良的創(chuàng)業(yè)環(huán)境則會增加創(chuàng)業(yè)企業(yè)的尋租成本，擠占創(chuàng)新資源，削弱企業(yè)的創(chuàng)新積極性。最后，區(qū)域創(chuàng)新主要通過增值效應和擴散效應對創(chuàng)業(yè)活力產(chǎn)生影響［24］。創(chuàng)業(yè)企業(yè)進入市場后面臨激烈的市場競爭，需要通過創(chuàng)新來提高生產(chǎn)效率和運營能力，增強市場競爭力，從而有利于提升創(chuàng)業(yè)活力。當創(chuàng)新活動能夠產(chǎn)生較大收益時，會吸引更多市場主體和資源進入，推動創(chuàng)新成果商業(yè)化應用，進而帶動行業(yè)發(fā)展并帶來新的商機，為創(chuàng)業(yè)活動的開展創(chuàng)造條件。據(jù)此，本文提出研究假說4：直接參與主體、間接參與主體、創(chuàng)業(yè)環(huán)境均可通過區(qū)域創(chuàng)新效應提升創(chuàng)業(yè)活力。

三、研究設計

（一）變量選取與說明

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為創(chuàng)業(yè)活力（Ev），其測度指標為新創(chuàng)企業(yè)數(shù)，本文將當年注冊成立的企業(yè)界定為新創(chuàng)企業(yè)，采用人口法進行標準化處理，即用每萬人新創(chuàng)企業(yè)數(shù)來衡量創(chuàng)業(yè)活力。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)（Dpct、Ipct、Eenv），根據(jù)直接參與主體、間接參與主體和創(chuàng)業(yè)環(huán)境在創(chuàng)業(yè)活動中的參與程度，采用熵權法進行綜合評價與測度。直接參與主體主要通過創(chuàng)業(yè)活力和協(xié)同合作來影響創(chuàng)業(yè)活動的開展。創(chuàng)業(yè)活力方面，創(chuàng)業(yè)企業(yè)的競爭戰(zhàn)略及資源整合能力直接影響著創(chuàng)業(yè)活力，但目前尚無法對其進行直接測度；協(xié)同合作方面，創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)主要通過投融資、技術資源共享等方式協(xié)同創(chuàng)業(yè)企業(yè)開展創(chuàng)業(yè)活動，故借鑒孫勇［7］、程洪漪［25］的做法，分別構建代理變量刻畫創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資可及性和技術服務共享度，以衡量直接主體參與度（Dpct）。間接參與主體主要通過財政支出、人才、政策等因素影響創(chuàng)業(yè)活動的開展，本文從政府科技投入強度、創(chuàng)業(yè)政策支持度、科研機構人力資本支持度、高校人力資本支持度4個方面［8-9］衡量間接主體參與度（Ipct）。創(chuàng)業(yè)環(huán)境（Eenv）以政府管制程度和區(qū)域人員流動性衡量，借鑒曾婧婧［11］的做法測度政府管制程度，借鑒朱盼［10］的做法，使用區(qū)域客運量數(shù)據(jù)構建指標測度人員流動性。創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)評價指標體系及具體構建方式如表1所示。

3.中介變量。本文的中介變量為區(qū)域創(chuàng)新（RI）。專利授權量是區(qū)域創(chuàng)新成果的直接體現(xiàn)，目前我國將專利分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利3類?？紤]到發(fā)明專利所體現(xiàn)的創(chuàng)新成果具有較強的獨創(chuàng)性和新穎性，更能反映區(qū)域創(chuàng)新水平，本文以發(fā)明專利授權指數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新的代理變量。

4.控制變量。借鑒已有研究，本文選取經(jīng)濟水平（Pgdp）、金融水平（Fdvp）、非公有制水平（Npe）、產(chǎn)業(yè)結構（Indstr）、對外開放水平（Open）、信息化水平（Infdvp）、交通設施（Tf）等作為影響城市創(chuàng)業(yè)活力的控制變量。其中：經(jīng)濟水平?jīng)Q定創(chuàng)業(yè)企業(yè)所需的資源數(shù)量和面臨的市場規(guī)模，對創(chuàng)業(yè)活動的開展具有重要推動作用，本文采用人均實際GDP（以2015年為基期）衡量區(qū)域經(jīng)濟水平；金融水平反映了創(chuàng)業(yè)企業(yè)面臨的金融約束，對企業(yè)生存發(fā)展具有重要影響，本文以金融機構各項貸款余額占GDP的比值衡量金融水平；非公有制水平與市場競爭難易程度密切相關，對外開放水平在一定程度上決定了先進技術和管理知識的可及性，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化則有利于釋放更多的市場機會，本文分別以城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員占比、外商直接投資額與GDP的比值、第三產(chǎn)業(yè)在GDP中的占比來衡量；信息化水平反映了信息化設施建設情況，影響著創(chuàng)業(yè)企業(yè)的信息交流能力，交通設施建設情況則會影響創(chuàng)業(yè)資源的流動性，二者均會對創(chuàng)業(yè)活力的提升產(chǎn)生影響，本文分別以移動電話年末用戶數(shù)與總人口數(shù)的比值、道路面積與總人口數(shù)的比值來衡量。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

考慮到2015年是“雙創(chuàng)”時代的開局之年，而2020年以來新冠疫情對我國創(chuàng)業(yè)活動造成了較大的外生性沖擊，為保證研究結果的穩(wěn)健性，在城市層面獲得更加全面準確的創(chuàng)業(yè)活動相關數(shù)據(jù)，本文將研究期設定為2015—2019年。同時，目前大多數(shù)地級以上中小城市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活躍度較低，創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)發(fā)展水平不高，為使樣本更具代表性和可比性，根據(jù)《2020中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)城市生態(tài)指數(shù)研究報告》、2020年《“中國100城”城市創(chuàng)新生態(tài)指數(shù)報告》，本文選取創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)水平排名前100位的大中城市，剔除相關數(shù)據(jù)缺失的城市，最終確定96個城市作為研究對象1。

創(chuàng)業(yè)引導基金個數(shù)、創(chuàng)業(yè)企業(yè)當年獲得投融資總額2數(shù)據(jù)來自清科私募通數(shù)據(jù)庫，當年新注冊企業(yè)數(shù)據(jù)來自天眼查數(shù)據(jù)平臺，發(fā)明專利授權指數(shù)來自《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)》，政府與市場關系得分數(shù)據(jù)來自中國分省份市場化指數(shù)數(shù)據(jù)庫，對公共技術服務平臺投資額數(shù)據(jù)來自《中國火炬統(tǒng)計年鑒》，一般公共預算支出省級數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。其余指標數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

對創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)3個構成部分的評價測度結果進行分析后發(fā)現(xiàn)，從直接主體參與度來看，2015—2019年，各城市的直接主體參與度指數(shù)總體呈上升趨勢。其中：東部地區(qū)城市的直接主體參與度最高，中部地區(qū)城市次之，西部地區(qū)城市最低；中部地區(qū)城市的直接主體參與度指數(shù)增幅最大，為64.8%，東部地區(qū)城市增幅為40.1%，西部地區(qū)城市增幅最小，僅為25.7%。從間接主體參與度來看，西部地區(qū)城市的間接主體參與度最高，表明政府、高校及科研機構在統(tǒng)籌創(chuàng)業(yè)資源方面發(fā)揮了重要作用，但西部地區(qū)城市間接主體參與度指數(shù)僅提高了10.6%。從創(chuàng)業(yè)環(huán)境來看，東部地區(qū)城市創(chuàng)業(yè)環(huán)境指數(shù)高于樣本城市的平均水平，且遠遠領先于中、西部地區(qū)城市，說明不同區(qū)域的創(chuàng)業(yè)環(huán)境發(fā)展狀況明顯不平衡，但中、西部地區(qū)城市的創(chuàng)業(yè)環(huán)境也在持續(xù)改善，其中西部地區(qū)城市的創(chuàng)業(yè)環(huán)境指數(shù)提高了19%。變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。

（三）模型構建

為深入探究創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力的影響，本文針對研究假說1～3構建基準模型，具體形式如下：

式（1）中：[Evit]為i區(qū)域第t年的創(chuàng)業(yè)活力，[Dpct]、[Ipct]、[Eenv]為解釋變量，[CntrVar]為控制變量向量，[μi]為個體效應，[γt]為時間效應，[εit]為隨機誤差項。

基于前文論述，區(qū)域創(chuàng)新在創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的影響中具有中介作用，本文借鑒溫忠麟［26］的研究，構建模型（2）～（4）檢驗中介效應是否存在，具體形式如下：

上式中：[RI]為中介變量區(qū)域創(chuàng)新；[Eem]為從不同維度對創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的測度，在中介效應檢驗中分別使用變量Dpct、Ipct、Eenv表示；控制變量向量[CntrVar]根據(jù)[Eem]的具體測度內容進行適當調整，以避免出現(xiàn)多重共線性問題。

四、實證分析

（一）空間自相關檢驗及模型選擇

城市創(chuàng)業(yè)活動可能具有空間溢出效應，本文使用全局莫蘭指數(shù)（Morans I）檢驗創(chuàng)業(yè)活力是否存在地理空間上的相互依賴和集聚特征。先采用逆距離矩陣構建空間權重矩陣，以市政府所在地的經(jīng)緯度計算得到不同城市之間的直線歐氏距離，矩陣元素為直線歐氏距離倒數(shù)的平方；再對權重矩陣進行標準化處理，使各行元素之和為1?；跇藴驶目臻g權重矩陣，計算出2015—2019年樣本城市創(chuàng)業(yè)活力的全局莫蘭指數(shù)，結果如表3所示。由表3可知，所有指數(shù)均在1%水平通過顯著性檢驗，說明城市創(chuàng)業(yè)活力呈顯著的全局空間正相關。

局部LISA集聚圖（限于篇幅未列示）顯示，空間集聚特征在研究期內較為穩(wěn)定，以東部地區(qū)城市的高—高集聚型為主，此類城市占總樣本的48.96%，主要集中在京津地區(qū)、廈漳泉大都市區(qū)、深圳都市圈、廣州都市圈以及濟南、徐州、上海。城市經(jīng)濟發(fā)達程度與創(chuàng)業(yè)活力的空間集聚表現(xiàn)出一致性特點。

在基準模型基礎上依據(jù)Anselin［27］提出的判別準則確定適用的空間計量模型。表4空間計量模型的設定檢驗結果顯示，LM-Error、LM-Lag檢驗值均拒絕原假設， Robust LM檢驗中僅Robust LM-Error的檢驗結果顯著，故選擇SEM模型。結合Hausman檢驗結果，最終采用固定效應SEM模型進行實證分析。

（二）創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的影響效應分析

表5為創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)影響城市創(chuàng)業(yè)活力的估計結果，其中列（a）、列（b）為模型（1）的基準回歸結果，列（c）為考慮空間誤差的SEM模型回歸結果。由列（a）、列（b）、列（c）結果可知，Dpct、Ipct、Eenv均通過了顯著性檢驗，且系數(shù)估計值符號一致，表明城市的創(chuàng)業(yè)活力與創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)之間存在穩(wěn)定的相關關系?？臻g誤差項相關系數(shù)[λ]為正且在1%水平顯著，說明各城市的創(chuàng)業(yè)活力之間存在顯著的空間依賴性，且主要表現(xiàn)為空間誤差相關，即城市創(chuàng)業(yè)活力不僅受到創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的影響，還受到鄰近城市創(chuàng)業(yè)活力的正向空間影響，這一結果也符合空間自相關檢驗結果。

列（c）結果顯示，直接主體參與度（Dpct）系數(shù)為0.360且在1%水平顯著，說明直接參與主體能夠顯著提升創(chuàng)業(yè)活力，研究假說1得以驗證。直接主體參與度較高，意味著創(chuàng)業(yè)企業(yè)會不斷調整發(fā)展方向，通過整合資源以緩解外部環(huán)境的約束，提高自身生存能力，創(chuàng)業(yè)企業(yè)生存能力越強，區(qū)域的創(chuàng)業(yè)活力就越強。同時，創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)向創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供的資源和服務越多，越有利于創(chuàng)業(yè)企業(yè)生存發(fā)展，此良性互動過程會不斷激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力。北京和武漢是兩個典型的創(chuàng)業(yè)活力提升較快的城市，樣本期內其直接主體參與度指數(shù)分別上升了182%和123.4%?？茖W技術部火炬高技術產(chǎn)業(yè)開發(fā)中心數(shù)據(jù)顯示：2019年北京市獲得投資的創(chuàng)業(yè)企業(yè)有400余家，全國排名第四；截至2019年，武漢市已建成108個眾創(chuàng)空間、66個創(chuàng)業(yè)特區(qū)，國家級孵化器的數(shù)量僅次于北京，居副省級城市首位。創(chuàng)業(yè)企業(yè)和創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)是開展創(chuàng)業(yè)活動的主導力量，提高直接參與主體在創(chuàng)業(yè)活動中的參與程度是提升城市創(chuàng)業(yè)活力的關鍵。

間接主體參與度（Ipct）系數(shù)為0.246且在5%水平顯著，說明間接參與主體對創(chuàng)業(yè)活力提升有顯著的促進作用，研究假說2得以驗證。間接主體參與度越高，意味著地方政府對創(chuàng)業(yè)活動的財政扶持力度越大，城市的創(chuàng)業(yè)人才儲備量也越大，越有利于創(chuàng)業(yè)活動的開展。2015—2019年間，東、西部地區(qū)城市間接主體參與度提高較快的是杭州和成都。杭州市政府為鼓勵高層次人才創(chuàng)業(yè)，對引進的高層次人才按照不同層次給予住房補貼和創(chuàng)業(yè)項目啟動資金；成都市于2015年出臺《成都“創(chuàng)業(yè)天府”行動計劃（2015-2025年）》，提出完善青年人才創(chuàng)業(yè)的“無償資助+無息借款+基金跟投”服務體系，以賦能創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)展。可見，政府統(tǒng)籌創(chuàng)業(yè)資源，支持高校及科研機構參與創(chuàng)業(yè)活動，加強產(chǎn)學研合作，是促進城市創(chuàng)業(yè)活力提升的重要途徑。

創(chuàng)業(yè)環(huán)境（Eenv）系數(shù)為0.349且在5%水平顯著，說明創(chuàng)業(yè)環(huán)境的改善有助于創(chuàng)業(yè)活力的提升，研究假說3得以驗證。創(chuàng)業(yè)環(huán)境越好，意味著創(chuàng)業(yè)企業(yè)所處的營商環(huán)境質量越高，城市中的創(chuàng)業(yè)機會越多，越有利于創(chuàng)業(yè)企業(yè)發(fā)展，進而提升創(chuàng)業(yè)活力。中、西部地區(qū)省會城市的創(chuàng)業(yè)環(huán)境改善較快，鄭州市自2015年開始持續(xù)推進城市營商環(huán)境建設，全面下放企業(yè)登記審批許可權，政府對市場的管制水平大幅提升，5年間鄭州市的創(chuàng)業(yè)環(huán)境指數(shù)上升了56.3%。烏魯木齊市按照“非禁即入”原則，取消了不必要的管理制度，實現(xiàn)了3個工作日完成企業(yè)開辦；此外，“一帶一路”倡議下烏魯木齊市成為聯(lián)結中亞和西亞的物流中轉站和對外開放新高地，5年間創(chuàng)業(yè)環(huán)境指數(shù)上升了42.9%?？梢?，提高市場監(jiān)管水平、促進區(qū)域開放是改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境進而提升創(chuàng)業(yè)活力的關鍵。

控制變量中，經(jīng)濟水平（Pgdp）、非公有制水平（Npe）、產(chǎn)業(yè)結構（Indstr）、信息化水平（Infdvp）對創(chuàng)業(yè)活力均具有顯著的正向影響，結果符合預期。金融水平（Fdvp）、對外開放水平（Open）、交通設施（Tf）對創(chuàng)業(yè)活力的影響不顯著，可能的原因在于：第一，新創(chuàng)企業(yè)一般缺乏有效的抵押與擔保，難以獲得金融機構貸款［28］，故金融水平對創(chuàng)業(yè)活力的影響有限；第二，外商直接投資對創(chuàng)業(yè)活力既有正向溢出效應，又有負向擠出效應［29］，這兩種效應的抵減導致對外開放水平對創(chuàng)業(yè)活力的影響不顯著；第三，使用人均道路面積尚不能較為全面、準確地刻畫區(qū)域內創(chuàng)業(yè)資源的流動性，可能導致該代理變量對創(chuàng)業(yè)活力的影響不顯著，后續(xù)在數(shù)據(jù)許可的情況下，可進一步完善對資源流動性的測度。

（三）區(qū)域創(chuàng)新的中介效應檢驗

本文采用固定效應SEM模型，使用Bootstrap方法檢驗區(qū)域創(chuàng)新在創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)影響創(chuàng)業(yè)活力中的中介作用，樣本容量設定為5000次，中介效應檢驗結果見表6。

表6中，模型（5）～（7）、模型（8）～（10）、模型（11）～（13）分別檢驗了直接主體參與度、間接主體參與度、創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過區(qū)域創(chuàng)新對創(chuàng)業(yè)活力的間接影響機制，并對不同路徑下控制變量的選取進行了一定調整，剔除了對外開放水平和交通設施2個不顯著的控制變量。模型（5）～（7）中增加了人力資本水平、科技投入水平、市場化水平3個變量，模型（8）～（10）中增加了市場化水平變量，模型（11）～（13）中增加了人力資本水平和科技投入水平2個變量，以控制對區(qū)域創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活力有較大影響的技術和市場因素。檢驗結果表明，直接主體參與度、間接主體參與度、創(chuàng)業(yè)環(huán)境均通過區(qū)域創(chuàng)新對創(chuàng)業(yè)活力產(chǎn)生顯著的促進作用。由模型（7）、模型（10）、模型（13）的回歸結果可知，Dpct、Ipct、Eenv的回歸系數(shù)同樣顯著，說明區(qū)域創(chuàng)新在其中發(fā)揮了部分中介效應，占總效應的比重分別為39.2%、39.6%、31.5%。Bootstrap檢驗中，中介效應系數(shù)的95%偏差校正置信區(qū)間均不包含0，再次證實中介效應的存在，結論支持研究假說4。

（四）內生性處理與穩(wěn)健性檢驗

1.內生性處理。由于創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與創(chuàng)業(yè)活力之間可能存在反向因果關系，實證結果會受到內生性問題的影響而產(chǎn)生偏誤。為解決可能存在的內生性問題，對固定效應SEM模型采用兩階段最小二乘估計方法（2SLS）進行回歸。本文借鑒張杰［30］的做法，對核心解釋變量作如下處理：將變量觀測值減去樣本均值后取三次方，再進行滯后一期處理，構建得到工具變量。直接主體參與度、間接主體參與度、創(chuàng)業(yè)環(huán)境的工具變量分別記為Dpct_IV、Ipct_IV、Eenv_IV，由第一階段得到的估計值分別記為Dpct_value、Ipct_value、Eenv_value回歸結果見表7。將表7中第二階段內生性處理的回歸結果與表5中SEM模型的估計結果進行對比可知，核心解釋變量的系數(shù)顯著性和符號均未發(fā)生實質性變化，表明可能存在的內生性問題未對實證結果產(chǎn)生重大影響。

2.穩(wěn)健性檢驗。本文采用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：首先，選取2016—2020年《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)》中的新建企業(yè)進入指數(shù)作為創(chuàng)業(yè)活力的代理變量，重新估計創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的影響效應；其次，在替換因變量的同時，將樣本劃分為東部地區(qū)城市和中、西部地區(qū)城市兩個子樣本1，分別進行回歸分析，結果見表8。表8中更換代理變量的回歸結果顯示，研究假說1～3依然成立。分子樣本回歸結果顯示，創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對城市創(chuàng)業(yè)活力的顯著提升作用始終存在，而且不受地域差異性的影響。同時，控制變量的作用也保持相對穩(wěn)定。

為進一步檢驗區(qū)域創(chuàng)新這一中介變量效應的穩(wěn)健性，首先選取2016—2020年《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)》中的實用新型專利指數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新的代理變量，帶入中介效應模型中重新進行估計；其次仍將樣本劃分為東部地區(qū)城市和中、西部地區(qū)城市兩個子樣本分別進行中介效應檢驗。結果（限于篇幅未列示）與表6的回歸結果相符，說明前文結果穩(wěn)健。

五、結論與啟示

（一）研究結論

“雙創(chuàng)”背景下，深入研究創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的影響及作用機制具有重要意義。本文將創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)分為直接參與主體、間接參與主體、創(chuàng)業(yè)環(huán)境3個構成部分，構建相應的評價指標體系，基于2015—2019年我國96個大中城市的面板數(shù)據(jù)，對各城市創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的構成部分進行綜合評價和測度，建立空間計量模型探究創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的直接影響機制，并檢驗區(qū)域創(chuàng)新對創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)影響創(chuàng)業(yè)活力的中介作用，得到以下主要結論：

1.不同城市的創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)發(fā)展情況各異?？傮w來看，東部地區(qū)城市的直接主體參與度和創(chuàng)業(yè)環(huán)境指數(shù)均明顯高于中、西部地區(qū)，相應地，該地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活力水平也最高。西部地區(qū)城市的直接主體參與度最低，但間接主體參與度最高，且創(chuàng)業(yè)環(huán)境的改善效果最好。中部地區(qū)城市創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的發(fā)展水平?jīng)]有絕對優(yōu)勢，但其直接主體參與度提升最快。此外，城市創(chuàng)業(yè)活力存在明顯的空間集聚特征，主要表現(xiàn)為高—高集聚，且東部地區(qū)城市創(chuàng)業(yè)活力呈現(xiàn)出由一般地級市向經(jīng)濟發(fā)達、具有地理區(qū)位優(yōu)勢的中心城市集聚的特征。

2.創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)中，直接參與主體對創(chuàng)業(yè)活力提升有顯著的促進作用，表明創(chuàng)業(yè)企業(yè)與創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)是推動創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的主導力量。間接參與主體對創(chuàng)業(yè)活力提升有顯著的正向影響，表明政府、高校及科研機構所提供的技術和人才支持對于創(chuàng)業(yè)活動的開展不可或缺。其他因素不變的情況下，創(chuàng)業(yè)環(huán)境指數(shù)越高，城市創(chuàng)業(yè)活力就越強，表明創(chuàng)業(yè)環(huán)境所包含的無形支撐要素對區(qū)域創(chuàng)業(yè)活力提升具有重要的推動作用。此外，經(jīng)濟水平、非公有制水平、產(chǎn)業(yè)結構、信息化水平等對創(chuàng)業(yè)活力提升也具有顯著的正向影響。

3.區(qū)域創(chuàng)新在直接參與主體、間接參與主體、創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活力的影響中具有顯著的部分中介效應，中介效應占總效應的比例分別為39.2%、39.6%、31.5%，表明創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的3個構成部分均能引發(fā)區(qū)域創(chuàng)新效應，有助于提高創(chuàng)業(yè)企業(yè)的生存能力，增加市場機會，進而提升區(qū)域創(chuàng)業(yè)活力。在進行內生性處理和穩(wěn)健性檢驗后，關于創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的直接和間接影響機制的主要研究結論仍然成立。

（二）啟示與建議

1.制定差異化創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)發(fā)展戰(zhàn)略，縮小各地區(qū)城市之間創(chuàng)業(yè)活力的差距。東部地區(qū)城市可進一步放寬創(chuàng)業(yè)投資機構在資產(chǎn)規(guī)模、注冊資金等方面的限制，統(tǒng)籌運用市場、行政、法律等手段，調動各方力量參與市場環(huán)境治理，構建高度市場化的創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)；中部地區(qū)城市直接主體參與度提升較快，可鼓勵創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)搭建全要素、低成本、一站式的創(chuàng)業(yè)合作平臺，以提高創(chuàng)業(yè)企業(yè)的市場運營能力；西部地區(qū)城市應著重發(fā)揮地方政府統(tǒng)籌協(xié)調創(chuàng)業(yè)資源的作用，構建以政府為主導的創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)，加大“放管服”改革力度，提升市場監(jiān)管水平，打造國內大循環(huán)的西部高地，為創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展提供支持和保障。

2.結合各地區(qū)創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)發(fā)展優(yōu)勢，充分發(fā)揮區(qū)域創(chuàng)新的中介效應。東、中部地區(qū)城市應加強科技創(chuàng)新活動與創(chuàng)業(yè)的融合，提高全社會創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)企業(yè)的比重，鼓勵創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)和創(chuàng)業(yè)企業(yè)共享創(chuàng)新資源，提高創(chuàng)新資源的利用率，促進技術創(chuàng)新水平提升。西部地區(qū)政府可設立創(chuàng)新專項基金，引導創(chuàng)業(yè)關聯(lián)企業(yè)和創(chuàng)業(yè)企業(yè)積極參與創(chuàng)新活動，重點資助處于試驗開發(fā)和中試階段的技術創(chuàng)新項目，將政府采購納入創(chuàng)新體系，鼓勵和扶持創(chuàng)新產(chǎn)品的研發(fā)與應用；同時探索產(chǎn)學研相結合的人才鏈式培養(yǎng)模式，加快引進創(chuàng)新能力強的科研團隊，培育科技創(chuàng)業(yè)人才，推動西部地區(qū)創(chuàng)新活動的開展。

3.強化中心城市的輻射效應，帶動周邊城市創(chuàng)業(yè)活力的整體提升。創(chuàng)業(yè)活力高—高集聚型地區(qū)應加強中心城市與相鄰城市的經(jīng)濟交往與人員流動，提高創(chuàng)業(yè)要素資源在城市間的流動效率，保障不同區(qū)域內企業(yè)能夠以較低的成本開展經(jīng)濟合作，從而提升城市創(chuàng)業(yè)活躍度。鑒于創(chuàng)業(yè)活力低—低集聚型城市普遍分布在高—高集聚型中心城市的外圍，因此應破除中心城市與外圍城市的利益藩籬和政策壁壘，對不同城市產(chǎn)業(yè)進行合理的結構調整與空間布局，完善跨區(qū)域資源優(yōu)化組合制度，進一步發(fā)揮潛在比較優(yōu)勢，走出城市間低效競爭的窘境，弱化中心城市對外圍城市創(chuàng)業(yè)資源的虹吸效應，進而實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)活力的共同提升。

（三）研究局限及展望

本研究存在一定的局限性，為未來的進一步研究提供了可能的研究方向。首先，在直接影響機制的研究中，僅考察了創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)不同構成部分對創(chuàng)業(yè)活力的影響，未考慮不同構成部分的交互作用對創(chuàng)業(yè)活力的影響。如何在準確測度不同構成部分交互效應的基礎上，擴充對直接影響機制的研究內容，是未來的研究方向之一。其次，在創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)活力的間接影響機制中，可能存在其他中介途徑，對其中介效應的存在性、重要性及影響作用的量化分析，也是值得深入研究的內容。

參考文獻：

［1］ROUNDY P T.Hybrid organizations and the logics of entrepreneurial ecosystems［J］.International entrepreneurship? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? and management journal，2017（4）：1221-1237.

［2］ISENBERG D J.How to start an entrepreneurial revolution［J］.Harvard business review，2010（6）：40-50.

［3］SPIGEL B，HARRISON R.Toward a process theory of entrepreneurial ecosystems［J］.Strategic entrepreneurship? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?journal，2018（1）：151-168.

［4］CAVALLO A，GHEZZI A，BALOCCO R.Entrepreneurial ecosystem research：present debates and future directions? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?［J］.International entrepreneurship and management journal，2019（4）：1291-1321.

［5］CARAYANNIS E G，GRIGOROUDIS E，WURTH B.OR for entrepreneurial ecosystems：a problem-oriented review? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? and agenda［J］.European journal of operational research，2022（3）：791-808.

［6］歐紹華，張志偉.創(chuàng)業(yè)激情、創(chuàng)業(yè)拼湊與新企業(yè)績效關系研究［J］.科技進步與對策，2019（7）：26-32.

［7］孫勇，樊杰，張亞峰，等.知識產(chǎn)權產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)時空分布及影響因素研究：以黃河流域為例［J］.科技進步與? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 對策，2021（17）：51-60.

［8］陳旭東，劉暢.政府創(chuàng)業(yè)投資引導基金帶動創(chuàng)業(yè)了嗎？［J］.上海經(jīng)濟研究，2017（11）：22-32.

［9］HAYTER C S，NELSON A，ZAYED S，et al.Conceptualizing academic entrepreneurship ecosystems：a review，analy-? ? ? ? ? ? ? ? ?sis and extension of the literature［J］.The journal of technology transfer，2018（4）：1039-1082.

［10］朱盼，孫斌棟.中國城市的企業(yè)家精神：時空分布與影響因素［J］.人文地理，2017（5）：105-112.

［11］曾婧婧，溫永林.政府創(chuàng)業(yè)政策對城市創(chuàng)業(yè)的影響及其作用機制：基于國家創(chuàng)業(yè)型城市的準自然實驗［J］.? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 經(jīng)濟管理，2021（4）：55-70.

［12］葉文平，李新春，陳強遠.流動人口對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響：機制與證據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，2018（6）：157-170.

［13］高捷，趙天舒，欒峰.上海中心城區(qū)“軟件設計業(yè)”的空間集聚與總體分布特征：基于企業(yè)選址的分析［J］.城? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?市發(fā)展研究，2021（7）：105-114.

［14］BARAKAT A.The impact of finance structure，financial leverage and profitability on industrial companies share? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?value—Applied study on a sample of saudi industrial companies［J］.Research journal of finance and accounting，? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 2014（1）：145-162.

［15］陳寒松，牟筱笛，賈竣云.創(chuàng)業(yè)企業(yè)何以提高創(chuàng)新績效：基于創(chuàng)業(yè)學習與商業(yè)模式創(chuàng)新協(xié)同聯(lián)動視角的? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? QCA方法［J］.科技進步與對策，2020（6）：19-26.

［16］周莉，許佳慧.創(chuàng)業(yè)投資對企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響［J］.山西財經(jīng)大學學報，2020（12）：81-96.

［17］蔡莉，彭秀青，NAMBISAN S，等.創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)研究回顧與展望［J］.吉林大學社會科學學報，2016（1）：5-? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?16+187.

［18］尹苗苗，王晶，彭建娟，等.新企業(yè)市場進入的前因、過程及后果：一個整合框架［J］.外國經(jīng)濟與管理，2019? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）：45-56.

［19］ZAHRA S A，NAMBISAN S.Entrepreneurship and strategic thinking in business ecosystems［J］.Business horizons，? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 2012（3）：219-229.

［20］LI J F，GARNSEY E.Policy-driven ecosystems for new vaccine development［J］.Technovation，2014（12）：762-772.

［21］SPIGEL B.The relational organization of entrepreneurial ecosystems［J］.Entrepreneurship theory and practice，? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 2017（1）：49-72.

［22］陳怡安，趙雪蘋.制度環(huán)境與企業(yè)家精神：機制、效應及政策研究［J］.科研管理，2019（5）：90-100.

［23］王曉紅，李娜.企業(yè)創(chuàng)新需求、高校技術轉移與區(qū)域創(chuàng)新能力：高校科研能力的調節(jié)作用［J］.軟科學，2021? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（12）：1-6.

［24］唐家龍，周子琳，張興國，等.創(chuàng)新能否促進大眾創(chuàng)業(yè)：基于微觀調查與地級市匹配數(shù)據(jù)的實證研究［J］.? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 中國科技論壇，2021（2）：169-178.

［25］程洪漪，阮博，楊詩煒，等.廣東省科技企業(yè)孵化器發(fā)展現(xiàn)狀與運行效率評價［J］.科技管理研究，2020，? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（11）：29-37.

［26］溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學進展，2014（5）：731-745.

［27］ANSELIN L.Spatial econometrics：methods and models［M］.Boston：Kluwer Academic Publishers，1988.

［28］丁玥，朱華晟，賀清燦.廣東省創(chuàng)業(yè)活動的地區(qū)差異及其影響因素［J］.經(jīng)濟地理，2017（11）：92-98.

［29］張開迪，吳群鋒，高建，等.外商直接投資對大眾創(chuàng)業(yè)的影響［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（12）：79-96.

［30］張杰，周曉艷，李勇.要素市場扭曲抑制了中國企業(yè)R&D？［J］.經(jīng)濟研究，2011（8）：78-91.

（責任編輯：畢春暉）

收稿日期：2022-09-21

基金項目：國家自然科學基金項目“新疆特色農產(chǎn)品線上市場中信任感知、再購買意愿及競爭策略研究”（71762028）

作者簡介：李磊（1973—），女，經(jīng)濟學博士，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學學院教授，新疆社會經(jīng)濟統(tǒng)計與大數(shù)據(jù)應用研究中心教授，研究方向為計量經(jīng)濟、區(qū)域經(jīng)濟；王棟磊（1997—），男，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學學院碩士研究生，研究方向為經(jīng)濟統(tǒng)計、城市創(chuàng)業(yè)。