王雪艷，廖信林，吳友群，b

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.宏觀經(jīng)濟(jì)研究中心，安徽蚌埠233030）

長(zhǎng)三角地區(qū)文化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響
——基于企業(yè)家精神視角

王雪艷a，廖信林a，吳友群a，b

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.宏觀經(jīng)濟(jì)研究中心，安徽蚌埠233030）

本文利用2006-2014年長(zhǎng)三角地區(qū)16個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，對(duì)該地區(qū)傳統(tǒng)文化中的企業(yè)家精神進(jìn)行了測(cè)量，綜合運(yùn)用多種靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)企業(yè)家精神與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的影響關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)三角地區(qū)企業(yè)家精神的形成和發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，更高的創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，從而有利于地區(qū)商業(yè)文化和創(chuàng)新文化的形成和發(fā)展。

企業(yè)家精神；自我雇傭比率；創(chuàng)新精神；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；系統(tǒng)GMM

長(zhǎng)期以來，主流經(jīng)濟(jì)學(xué)派一直將投資、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素視為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要來源，而往往忽略了文化因素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮的重要作用。文化作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生動(dòng)力并非直接對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，而是通過一定的媒介發(fā)揮作用。優(yōu)秀的傳統(tǒng)文化主要是通過企業(yè)家這個(gè)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響。改革開放以來，長(zhǎng)三角地區(qū)迅速崛起，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一直處于全國前列，這與當(dāng)?shù)匚幕g的影響密不可分。長(zhǎng)三角地區(qū)自古以來深受“吳越文化”的影響，商業(yè)氣息濃厚，加之與現(xiàn)代西方工業(yè)文明的交流融合，形成了一種相對(duì)開放自由的商業(yè)文化氛圍。在這種文化的影響下，企業(yè)家作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的主體大都具有先進(jìn)的創(chuàng)新精神和冒險(xiǎn)精神。企業(yè)家精神正是地區(qū)文化的重要體現(xiàn)。本文以長(zhǎng)三角地區(qū)企業(yè)家精神為代表，對(duì)地區(qū)文化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

1 文獻(xiàn)綜述

從已有文獻(xiàn)來看，盡管企業(yè)家精神還沒有正式作為生產(chǎn)要素被引入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中，但是不少國內(nèi)外學(xué)者都對(duì)企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究。

魯傳一，李子奈[1]提出將企業(yè)家精神引入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的構(gòu)想，并對(duì)其可行性進(jìn)行了理論闡述。肖建忠，唐艷艷[2]就企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的演變和發(fā)展進(jìn)行了論述，并詳細(xì)說明了國內(nèi)外對(duì)企業(yè)家精神實(shí)證研究進(jìn)展。莊子銀[3]通過建立一個(gè)內(nèi)生化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，并將企業(yè)家精神作為一種資本納入模型中，認(rèn)為企業(yè)家精神是才是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要來源。楊宇，鄭垂勇[4]采用皮爾森相關(guān)系數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與企業(yè)家精神之間進(jìn)行實(shí)證論述，結(jié)果表明中國不同地區(qū)企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)聯(lián)性是不同的。李宏彬，李杏等[5]分別對(duì)企業(yè)家精神中的創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神進(jìn)行測(cè)量，認(rèn)為企業(yè)家精神有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。王然，鄧偉根[6]采用隨機(jī)前沿分析法對(duì)企業(yè)家創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神與我國產(chǎn)業(yè)技術(shù)生產(chǎn)效率之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高均有顯著的正向影響。馬曉靜，周亞軍[7]采用廣義矩估計(jì)對(duì)企業(yè)家精神與中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，企業(yè)家精神有利于中國各省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向影響。唐國華[8]以企業(yè)家替換人力資本構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，采用靜態(tài)面板分析方法深入探討企業(yè)家精神以及產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響，認(rèn)為這兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在顯著的正向推動(dòng)作用。

現(xiàn)有文獻(xiàn)大都基于企業(yè)家精神與中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，缺少對(duì)以企業(yè)家精神為代表的地區(qū)文化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的研究，長(zhǎng)三角地區(qū)創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)意愿明顯高于全國其他地區(qū)，以企業(yè)家精神為代表的地區(qū)文化更具有代表性，因此本文選擇以長(zhǎng)三角為例來探討地區(qū)文化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響機(jī)制，增加結(jié)果可靠性，并以此來豐富相關(guān)理論體系。

2 機(jī)理分析、數(shù)據(jù)描述和模型設(shè)定

2.1 企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的機(jī)理分析

隨著現(xiàn)代工業(yè)文明程度的提高，一種文化是否能夠與現(xiàn)代社會(huì)相適應(yīng)，關(guān)鍵是看這種文化中是否具有創(chuàng)新精神和冒險(xiǎn)精神[9]。自古以來，東南沿海地區(qū)以長(zhǎng)三角為代表的地區(qū)憑借其得天獨(dú)厚的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，形成了濃厚的商業(yè)文化氛圍。在這種文化的影響下，企業(yè)家作為微觀經(jīng)濟(jì)的主體勇于冒險(xiǎn)，不怕失敗，積極參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)家精神的形成和發(fā)展。反觀中西部地區(qū)，觀念陳舊，拘泥于小農(nóng)經(jīng)濟(jì)思想，害怕承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展速度緩慢。因此，地區(qū)文化是企業(yè)家精神形成和發(fā)展的最深層次的原因。

圖1 企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)理圖

企業(yè)家精神的核心在于創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)。企業(yè)家精神主要通過以下幾個(gè)渠道影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先，一個(gè)地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的提高會(huì)直接促進(jìn)當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)，提高勞動(dòng)參與率，進(jìn)而增加地區(qū)產(chǎn)出。其次，企業(yè)在創(chuàng)建初期需要資金和廠房等方面的支持，進(jìn)而導(dǎo)致當(dāng)?shù)毓潭ㄙY產(chǎn)投資及其他投資增加，因此創(chuàng)業(yè)程度的提高必然會(huì)帶來投資需求的增加。最后，由于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的提高，創(chuàng)新成為企業(yè)發(fā)展的必經(jīng)之路，技術(shù)創(chuàng)新會(huì)直接帶來企業(yè)生產(chǎn)效率的提高，降低企業(yè)生產(chǎn)成本，同時(shí)提高企業(yè)產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，最終提高總產(chǎn)值，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的機(jī)理如圖1所示。

2.2 數(shù)據(jù)描述

企業(yè)家精神作為地區(qū)文化中一部分，一直以來都難以采用具體的指標(biāo)進(jìn)行衡量，因此學(xué)術(shù)界至今都沒有形成統(tǒng)一的定論。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，各學(xué)者在對(duì)企業(yè)家精神衡量時(shí)主要采用的指標(biāo)包括企業(yè)自我雇傭比率、企業(yè)進(jìn)入和退出比率、企業(yè)所有權(quán)比率等。企業(yè)自我雇傭比率一般是指私營企業(yè)及個(gè)體從業(yè)人員在社會(huì)從業(yè)人員中所占比重，該指標(biāo)能較好的反映地區(qū)文化中的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神，企業(yè)進(jìn)入和退出率僅僅反映地區(qū)行業(yè)進(jìn)入和退出壁壘以及當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度。企業(yè)所有權(quán)比率指?jìng)€(gè)人創(chuàng)業(yè)的比率，但對(duì)這一指標(biāo)進(jìn)行確切度量時(shí)存在較大爭(zhēng)議。因此，文中選擇企業(yè)自我雇傭比率來對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)的企業(yè)家精神中的創(chuàng)業(yè)精神進(jìn)行衡量。在對(duì)創(chuàng)新精神衡量時(shí)主要采用千人發(fā)明數(shù)量、發(fā)明說明除以生產(chǎn)總值、地區(qū)專利申請(qǐng)數(shù)量。綜合考慮，本文采用地區(qū)專利申請(qǐng)數(shù)量對(duì)企業(yè)家精神中的創(chuàng)新精神進(jìn)行衡量。

本文基于2006-2014年長(zhǎng)三角地區(qū)16個(gè)地級(jí)市①的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。所有原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》及《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，文中以實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值（自然對(duì)數(shù)形式）作為被解釋變量來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以企業(yè)自我雇傭比率和地區(qū)專利申請(qǐng)數(shù)量作為解釋核心變量，其中企業(yè)自我雇傭比率為城鎮(zhèn)私營企業(yè)及個(gè)體從業(yè)人員占勞動(dòng)從業(yè)人員的比重，地區(qū)專利申請(qǐng)量取自然對(duì)數(shù)，為了保證檢驗(yàn)結(jié)果更具有可靠性，文中還選用在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中已被證實(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響的變量作為控制變量，分別是勞動(dòng)參與率、人力資本存量。其中，勞動(dòng)參與率由全社會(huì)就業(yè)人員數(shù)占年末常駐人口比重表示，人力資本存量由各高等學(xué)校在校人數(shù)占年末總?cè)丝谟?jì)算得出。各變量的含義及描述見表1

表1 各變量定義及統(tǒng)計(jì)描述

2.3 模型構(gòu)建

文中采用靜態(tài)面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型相結(jié)合的方式對(duì)企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行探討。具體模型構(gòu)建如下。

2.3.1 靜態(tài)面板模型 通過上述對(duì)各變量的選取及企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響機(jī)制分析，本文以人均地區(qū)生產(chǎn)總值為被解釋變量，企業(yè)自我雇傭比率和專利申請(qǐng)數(shù)量為核心解釋變量，以勞動(dòng)參與率和人力資本主要控制變量，構(gòu)建Greene（2000）提出的靜態(tài)面板模型。

在（1）式中，i表示第i個(gè)地級(jí)市，t表示時(shí)間。ai為截距項(xiàng)，表示各截面中不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)，β1,β2,β3,分別為對(duì)應(yīng)變量的參數(shù)估計(jì)值，μi,t則表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。lnyi,t為第i個(gè)市第t年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)，sei,t為第i個(gè)市第t年的企業(yè)自我雇傭比率，invit為第i個(gè)市第t年的專利申請(qǐng)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)，empi,t為第i個(gè)市第t年的社會(huì)勞動(dòng)參與率，edui,t為第i個(gè)市第t年的人力資本存量。

2.3.2 動(dòng)態(tài)面板模型 經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)作為一個(gè)統(tǒng)一的有機(jī)體，是一個(gè)長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)影響過程，各變量的上期值必然會(huì)對(duì)當(dāng)期值產(chǎn)生不同程度的影響。靜態(tài)面板模型不能較好的反應(yīng)出這種動(dòng)態(tài)影響過程，而動(dòng)態(tài)面板模型恰好彌補(bǔ)了這一點(diǎn)，在動(dòng)態(tài)面板模型中，將被解釋變量的滯后一期作為解釋變量引入模型中，因此模型構(gòu)建如下：

在（2）中，由于被解釋變量滯后一期的引入，必然會(huì)導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問題，進(jìn)而造成各變量參數(shù)估計(jì)值的有偏性和非一致性。為了克服模型中的內(nèi)生性問題，本文將分別采用差分廣義矩估計(jì)方法（D-GMM）②以及系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法（S-GMM）③進(jìn)行對(duì)比分析，相比D-GMM而言，S-GMM不易出現(xiàn)弱工具變量，樣本缺失值較少，利用了較多的樣本信息，因此，S-GMM估計(jì)更有效。為了保證結(jié)果的可靠性，對(duì)兩種方法下的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。文中以Wald檢驗(yàn)值判定各變量對(duì)被解釋變量整體影響是否顯著，以Sargan檢驗(yàn)值對(duì)工具變量選擇是否合理進(jìn)行判定，以AR（1）和AR（2）項(xiàng)對(duì)差分后的序列自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 實(shí)證分析

3.1 靜態(tài)面板模型篩選

靜態(tài)面板模型包括混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，這三種模型分別適用于不同類型的數(shù)據(jù)。所以，采用F檢驗(yàn)值對(duì)固定效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型進(jìn)行篩選，利用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)一步對(duì)隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型進(jìn)行篩選。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 靜態(tài)面板模型篩選結(jié)果

通過表2檢驗(yàn)結(jié)果可知，F(xiàn)檢驗(yàn)值為23.26，伴隨概率為0.000，明顯小于顯著性水平，表明拒絕原假設(shè)，固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型，同時(shí)，Hausman檢驗(yàn)值為122.90，伴隨概率為0.000，也意味著拒絕原假設(shè)，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。所以，應(yīng)構(gòu)建固定效應(yīng)的靜態(tài)面板模型。

3.2 穩(wěn)健性靜態(tài)面板模型

在靜態(tài)面板模型中，無可避免的會(huì)出現(xiàn)異方差，截面相關(guān)和序列相關(guān)問題。如果直接使用固定效應(yīng)靜態(tài)面板模型進(jìn)行分析，可能會(huì)致使結(jié)果出現(xiàn)一定的誤差。因此，為了增強(qiáng)模型結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，必須對(duì)靜態(tài)面板模型進(jìn)行穩(wěn)健性處理，消除其中存在的異方差和自相關(guān)問題。在以下結(jié)果對(duì)比分析中，固定效應(yīng)靜態(tài)面板模型均已通過穩(wěn)健性處理。

3.3 結(jié)果對(duì)比分析

在結(jié)果對(duì)比分析中，主要包括五個(gè)模型結(jié)果，分別是經(jīng)過穩(wěn)健性處理的固定效應(yīng)模型（模型1）、一步D-GMM（模型2）、兩步D-GMM（模型3）、一步S-GMM（模型4）和兩步S-GMM（模型5），具體模型結(jié)果如表3所示。

由表3中模型結(jié)果對(duì)比可知，在這五個(gè)模型結(jié)果中，企業(yè)自我雇傭比率均能通過各顯著性水平下的檢驗(yàn)，且符號(hào)和方向均呈現(xiàn)出一致性，這也表明各模型估計(jì)結(jié)果是可靠的。在各動(dòng)態(tài)面板模型中，相比D-GMM，S-GMM的損失的樣本值較少，Wald檢驗(yàn)的伴隨概率P值均為0.000，這表明各變量對(duì)被解釋變量的整體影響是顯著的，意味著模型的選擇是可取的。在模型2和模型4中，Sargan檢驗(yàn)P值均小于顯著性水平，表明拒絕原假設(shè)，工具變量的選擇不可取，而在模型3和模型5中，Sargan檢驗(yàn)P值明顯大于顯著性水平，因此無法拒絕原假設(shè)，意味著模型中的工具變量選擇是合理的。在模型3和模型5中，從AR（1）和AR（2）的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%顯著水平下，拒絕原假設(shè)，差分后的干擾項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，表明模型3和模型5的設(shè)定是可取的。在上述結(jié)果對(duì)比中，模型5中的各變量均能通過1%顯著水平下的檢驗(yàn)。綜合考慮，以模型5中的結(jié)果作為主要分析依據(jù)。

表3 靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板模型結(jié)果對(duì)比

通過對(duì)模型5中的估計(jì)結(jié)果可知，企業(yè)自我雇傭比率和企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的正向作用，企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用明顯大于創(chuàng)業(yè)精神。其中企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的系數(shù)估計(jì)值為0.004，這表明企業(yè)自我雇傭比率每增加1%，實(shí)際人均地區(qū)GDP便會(huì)增加0.004%。企業(yè)家創(chuàng)新精神的系數(shù)估計(jì)值為0.015，表明，企業(yè)家創(chuàng)新精神每增加1%，實(shí)際人均地區(qū)GDP便會(huì)增加0.015%。因此，企業(yè)家精神的形成和發(fā)展有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的上期值對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的正向影響，這也證實(shí)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是一個(gè)長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)影響過程。在各控制變量估計(jì)結(jié)果中，勞動(dòng)參與率和人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)出顯著的正向作用，有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與相關(guān)文獻(xiàn)研究一致，表明文中結(jié)果具有一定的客觀現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

4 結(jié)論及建議

本文以長(zhǎng)三角地區(qū)為例，通過綜合運(yùn)用多種靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板模型，以企業(yè)家精神作為衡量地區(qū)文化的重要指標(biāo)，對(duì)地區(qū)文化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)文化對(duì)于企業(yè)家精神的形成具有深遠(yuǎn)影響，同時(shí)企業(yè)家精神對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向作用，除此之外，相比企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神，企業(yè)家的創(chuàng)新精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更加明顯。針對(duì)上述結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)建議。

4.1 企業(yè)家自主創(chuàng)新

地區(qū)文化主要通過企業(yè)家精神這個(gè)重要載體對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，同時(shí)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展又會(huì)作用于地區(qū)文化，因此，文化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間具有雙向影響關(guān)系。企業(yè)家精神代表了地區(qū)文化中創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的快速發(fā)展，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度日趨激烈，就企業(yè)家本身而言，應(yīng)該積極自主創(chuàng)新，引進(jìn)和開發(fā)新技術(shù)，提高企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)效率，增加企業(yè)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，形成地區(qū)獨(dú)有的創(chuàng)新文化氛圍，最終推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為地區(qū)文化的注入新活力。

4.2 政府政策傾斜

從估計(jì)結(jié)果可知，企業(yè)自我雇傭比率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向推動(dòng)作用，這也意味著城鎮(zhèn)私營及個(gè)體從業(yè)人員在勞動(dòng)從業(yè)人員中所占比重上升有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，政府在制定宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策可以有意識(shí)的向這一類從業(yè)人員傾斜，在保障他們利益的同時(shí)又能提高整個(gè)社會(huì)的創(chuàng)業(yè)積極性，增加地區(qū)商業(yè)文化氛圍，從而保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。

本文不足之處表現(xiàn)在兩個(gè)方面（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)由眾多影響因素共同作用的結(jié)果，在對(duì)控制變量選取時(shí)，文中只選擇幾個(gè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著影響的變量作為控制變量，沒有做出盡可能多的選取，這會(huì)導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)一定程度的誤差。（2）地區(qū)文化包括很多方面，本文僅對(duì)其中一方面做出研究，沒有進(jìn)一步對(duì)其他方面做出探討。

注釋：

①根據(jù)《長(zhǎng)江三角洲地區(qū)區(qū)域規(guī)劃2006-2010》，長(zhǎng)三角城市帶包括上海市、南京市、蘇州市、無錫市、常州市、鎮(zhèn)江市、揚(yáng)州市、泰州市、南通市、杭州市、紹興市、臺(tái)州市、舟山市、湖州市、寧波市、嘉興市16個(gè)城市。長(zhǎng)三角地區(qū)城市帶發(fā)展至今已擴(kuò)展為包括安徽省在內(nèi)的26個(gè)城市，因此長(zhǎng)三角地區(qū)城市帶便有了廣義和狹義之分。本文僅以狹義長(zhǎng)三角城市帶的16個(gè)城市作為研究對(duì)象。

②差分廣義矩估計(jì)法由L.Hansen（1982）及Arellano and Bond（1991）提出，包括一步鏟分廣義矩估計(jì)和兩步差分矩估計(jì)。

③系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法是Arellano and Bover（1995）在差分廣義矩估計(jì)法的基礎(chǔ)上發(fā)展而來，分為一步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)和兩步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)。

[1]魯傳一，李子奈.企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論[J].清華大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2000（3）:43-49.

[2]肖建忠，唐艷艷.企業(yè)家精神與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論與經(jīng)驗(yàn)研究綜述[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，2004（1）：2-7.

[3]莊子銀.企業(yè)家精神、持續(xù)技術(shù)創(chuàng)新和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的微觀機(jī)制[J].世界經(jīng)濟(jì)，2005（12）：32-43.

[4]楊宇，鄭垂勇.企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].生產(chǎn)力研究，2008（18）：11-13.

[5]李宏彬，李杏,等.企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（10）：99-108.

[6]王然，鄧偉根.企業(yè)家精神對(duì)我國產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響—基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的實(shí)證研究[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論，2011（2）：30-37.

[7]馬曉靜，周亞軍.企業(yè)家精神與中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—基于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)[J].管理縱橫，2013（4）：48-53.

[8]唐國華.企業(yè)家精神、產(chǎn)品創(chuàng)新與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—理論模型和基于中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2014（3）：11-16.

[9]楊雅琳.傳統(tǒng)文化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)管理，2006（5）：57-60.

[10]葉勤.企業(yè)家精神的興起對(duì)美國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用及啟示[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，2000（10）：16-20.

[11]于瀟，毛雅萍.長(zhǎng)三角地區(qū)人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的比較研究[J].人口學(xué)刊，2015（3）：41-50.

[12]郭琳，車士義.中國的勞動(dòng)參與率、人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（9）：45-51.

[13]鄭君君，朱德勝，等.勞動(dòng)人口、老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響—基于中國9個(gè)省市的實(shí)證研究[J].中國軟科學(xué)，2014（4）：149-159.

[14]侯祥鵬.長(zhǎng)三角地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[J].江蘇大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（4）：81-83.

[15]陳俊龍,齊平,李夏冰.企業(yè)家精神、企業(yè)成長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].云南社會(huì)科學(xué),2014(3)：84-88.

[責(zé)任編輯：余義兵]

Influence of Culture of the Yangtze River Delta on Regional Economic Development——Based on the Perspective of Entrepreneurial Spirit

Wang Xueyana,Liao Xinlina,Wu Youquna,b
（a.School of Economics;b.Research Center of Macro Economy,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu,233030）

With the panel data of 16 prefecture level cities in the Yangtze River Delta from 2006 to 2014,the paper measures the entrepreneurial spirit in the traditional regional culture,comprehensively uses static panel data models and dynamic panel data models and explores the relationship between entrepreneurship and regional economic development.The results show that the entrepreneurial spirit in the Yangtze River delta formation and development and economic growth presents significant positive correlation,the higher entrepreneurial spirit and the spirit of innovation will bring economic rapid development,which is conducive to the formation and development of regional business and innovation of culture.

Entrepreneurship;Self employment Rate;Innovative Spirit;Economic Growth;System GMM

F015

A

1674-1102(2017)04-0056-05

2016-12-01

安徽省自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（1408085QG144）；安徽省教育廳高校人文社科重點(diǎn)項(xiàng)目（SK2015A217）；安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目（AHSKQ2014D39）；高校優(yōu)秀青年人才支持計(jì)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（gxyqZD2016090）；安徽省社會(huì)科學(xué)創(chuàng)新發(fā)展研究課題重大研究項(xiàng)目（2016ZD007）；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生創(chuàng)新基金項(xiàng)目（ACYC2016104）。

王雪艷（1994-），女，安徽阜陽人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)政策研究；廖信林（1979-），男，江西贛州人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，博士，研究方向?yàn)樨?cái)政政策，R&D政策，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；吳友群（1979-），女，重慶萬州人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，博士研究生，研究方向?yàn)檎畟鶆?wù)，居民消費(fèi)。

10.13420/j.cnki.jczu.2017.04.013