何文劍 苗 妙 張紅霄

一、引言

企業(yè)家精神是企業(yè)發(fā)展乃至經(jīng)濟發(fā)展的重要生產(chǎn)要素和持久的驅(qū)動力。尤其是企業(yè)家的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神，被廣泛認為是一種“追尋私人王國的夢想與意志，在尋利和追逐財富的過程中能有效地發(fā)現(xiàn)和利用機會”[注]Schumpeter J.A.， The Theory of Economic Development，Cambridge: Harvard University Press， 1934，p.61.。2017年9月25日，中共中央國務院出臺了《關于營造企業(yè)家健康成長環(huán)境弘揚優(yōu)秀企業(yè)家精神更好發(fā)揮企業(yè)家作用的意見》，更是首次以政策文件明確了企業(yè)家精神的地位和價值，強調(diào)在“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”背景下完善企業(yè)家正向激勵機制，激發(fā)企業(yè)家創(chuàng)新活力和創(chuàng)造潛能。然而，Baumol指出企業(yè)家精神也是人性的體現(xiàn)，企業(yè)家不僅可以在市場領域通過創(chuàng)新活動進而創(chuàng)造財富，也會在政治和司法領域進行“套利”，展開非生產(chǎn)性財富再分配行為，為企業(yè)帶來潛在好處[注]Baumol W. J.，“Entrepreneurship: Productive，Unproductive，and Destructive”，Journal of Political Economy， 1990， 98(5)， pp.893-921.。不言而喻的是，只有生產(chǎn)性努力才能促進經(jīng)濟進一步發(fā)展。因此，如何正確引導企業(yè)家精神的差異化配置，完善企業(yè)家精神的正向激勵，是經(jīng)濟發(fā)展的關鍵所在。

大量文獻證實，制度環(huán)境是影響企業(yè)家精神差異化配置的重要因素之一，決定了企業(yè)家各項行為的激勵結構[注]Estrin S.， Korosteleva J.， Mickiewicz T.， et al.，“Which Institutions Encourage Entrepreneurial Growth Aspirations?”， Journal of Business Venturing， 2013，28(4)， pp.564-580.[注]陳剛、陳敬之：《產(chǎn)權保護與企業(yè)家精神》，《經(jīng)濟社會體制比較》2016年第1期。。具體來說，在“良法”環(huán)境中，企業(yè)往往面臨穩(wěn)定的產(chǎn)權制度、強有力的執(zhí)行手段，以及公平的司法體制，企業(yè)家的生產(chǎn)性努力預期能夠得到保障，而通過影響政府和司法獲得財富再分配收益的可能性則大幅度下降，此時企業(yè)家精神會被配置到生產(chǎn)性領域。反之，在“惡法”環(huán)境中，企業(yè)家非生產(chǎn)性行為偏好更加突出。更為重要的是，制度環(huán)境所導致的企業(yè)家精神差異化配置的結果最終體現(xiàn)在企業(yè)績效上。在好的制度環(huán)境下，企業(yè)家有激勵對企業(yè)的制度、管理及技術等進行創(chuàng)新，以實現(xiàn)企業(yè)資源的更優(yōu)配置，這顯著增強企業(yè)市場競爭優(yōu)勢，提高了企業(yè)績效[注]Li H.，Yang Z.，Yao X.，et al.，“Entrepreneurship，Private Economy and Growth: Evidence from China”，China Economic Review， 2012，23(4)， pp.948-961.。然而，較差的制度環(huán)境則會引導企業(yè)進行更多的非生產(chǎn)性活動，以期獲得更多資源或機會，但這類活動也會增加企業(yè)運行的代理成本，對企業(yè)績效產(chǎn)生影響[注]Tian L. H.，Estrin S.，“Retained State Shareholding in Chinese PLCs: Does Government Ownership Always Reduce Corporate Value”，Journal of Comparative Economics， 2008，36(1)， pp.74-89.。由此認為，企業(yè)家精神應是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的微觀傳導機制。

為探究制度環(huán)境、企業(yè)家精神與企業(yè)績效的三者關系，本文在理論分析基礎上，選擇中國制造業(yè)為研究對象，利用市場化指數(shù)與A股上市的制造業(yè)企業(yè)匹配后的數(shù)據(jù)進行實證檢驗。需強調(diào)的是，以制造業(yè)為研究對象，是因為制造業(yè)發(fā)展與轉型不僅需要技術創(chuàng)新等內(nèi)源動力，也需要金融等外在支持[注]張峰、黃玖立、王睿：《政府管制、非正規(guī)部門與企業(yè)創(chuàng)新:來自制造業(yè)的實證依據(jù)》，《管理世界》2016年第2期。，這決定了制造業(yè)企業(yè)對制度環(huán)境變化的高敏感度。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：(1)提出了制度環(huán)境作用于企業(yè)績效的微觀傳導機制。在制度環(huán)境影響企業(yè)績效的實證研究層面，多數(shù)文獻采用了“黑箱”分析模式，即僅檢驗制度環(huán)境與企業(yè)績效的關系，來反向推斷制度的優(yōu)劣，雖也得出了許多有益的結論，但是均未直接觸及問題的本源。本文試圖解釋制度環(huán)境如何差異化企業(yè)家精神，進而影響企業(yè)績效，為制度環(huán)境績效研究提供了微觀機理層面上的解釋，豐富了制度環(huán)境與微觀企業(yè)行為關系的相關文獻。(2)豐富了企業(yè)家精神差異化配置的研究。已有研究證實了社會制度對企業(yè)家精神的引導作用，并圍繞企業(yè)家精神與生產(chǎn)率、就業(yè)、經(jīng)濟增長等進行探討。本文則認為企業(yè)家精神是宏觀制度環(huán)境與微觀主體績效間的傳導機制，突出了企業(yè)家精神差異化配置在這一過程中的地位和作用。(3)為實體經(jīng)濟發(fā)展提供了啟示和發(fā)展路徑。本文采用我國制造業(yè)數(shù)據(jù)研究企業(yè)家精神的作用機理，是對當前振興實體經(jīng)濟的回應和思考，得到的結論可以為振興實體經(jīng)濟提供可行的路徑和啟示。

本文剩余部分的結構安排如下：第二部分在對相關文獻分析基礎上，探討制度環(huán)境、企業(yè)家精神配置與企業(yè)績效之間的關系；第三部分是數(shù)據(jù)與變量；第四部分為實證檢驗及計量結果；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為結論與政策含義。

二、文獻綜述與理論假說

制度環(huán)境通過差異化企業(yè)家精神配置，決定了企業(yè)不同績效水平?？梢?，企業(yè)家精神在制度環(huán)境與企業(yè)績效間起到了傳導作用，這為我們打開了制度環(huán)境與企業(yè)績效之間的“黑箱”。因此，以下分別探討制度環(huán)境對企業(yè)家精神配置，以及不同制度環(huán)境下企業(yè)家精神差異化配置的結果對企業(yè)績效的影響。

(一)制度環(huán)境與企業(yè)家精神

Baumol發(fā)現(xiàn)企業(yè)家精神不僅具有生產(chǎn)性一面，也可以是非生產(chǎn)性、甚至是破壞性的[注]Baumol W. J.， “Entrepreneurship: Productive，Unproductive， and Destructive”， Journal of Political Economy，1990，98(5)， pp.893-921.。其中生產(chǎn)性行為是對經(jīng)濟產(chǎn)出有貢獻的活動，屬于社會財富的創(chuàng)造，而非生產(chǎn)性活動包括企業(yè)家對外違約、尋租、侵占股東利益，或勾結大股東侵占小股東利益等，其實質(zhì)是對既有財富再分配[注]Bhagwati J. N.， “Directly Unproductive，Profit-seeking Activities”，Journal of Political Economy， 1982， 90(5)， pp.988-1002.。Ostrom認為兩種行為配置的結構取決于相對利潤大小，而各項行為的利潤(報酬結構)又內(nèi)生于該地區(qū)的制度環(huán)境。因此，制度環(huán)境所產(chǎn)生的報酬(激勵)結構是企業(yè)家精神配置的關鍵[注]Ostrom E.， “Microconstitutional Change in Multiconstitutional Political Systems”，Rationality & Society， 1989， 1(1)， pp.11-50.。

產(chǎn)權保護制度是制度環(huán)境的重要組成部分[注]Williamson O.， “New Institutional Economics”，Journal of Economic Literature， 2000，38， pp.595-613.。根據(jù)Acemoglu和Johnson的界定，產(chǎn)權保護制度包括垂直層面與平行層面[注]Acemoglu D.，Johnson S.， “Unbundling Institutions”，Journal of Political Economy， 2005，113(5)， pp.949-995.。其中平行層面是指，國家為解決交易糾紛所提供的機制(如合同法)[注]Estrin S.，Korosteleva J.，Mickiewicz T.，et al.， “Which Institutions Encourage Entrepreneurial Growth Aspirations?”，Journal of Business Venturing, 2013，28(4)， pp.564-580.。在弱產(chǎn)權保護制度下，由于缺乏相應保護機制，交易雙方違約成本較低，企業(yè)家在對外交易中實施違約行為概率增加。而在企業(yè)內(nèi)部的科層管理中，企業(yè)家又會將大量時間與精力投入于權力斗爭，而非生產(chǎn)性投資。

垂直層面的產(chǎn)權保護是指，限制政府對企業(yè)各項權利的侵犯，維護產(chǎn)權穩(wěn)定，譬如減少政府肆意征收、征用。在嚴格的產(chǎn)權保護制度下，企業(yè)家的生產(chǎn)性經(jīng)營活動具有收益保障，因而能形成穩(wěn)定預期，使其有激勵進行新市場開拓、生產(chǎn)要素重組等創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動[注]Baumol W. J.，Strom R. J.， “Entrepreneurship and Economic Growth”，Strategic Enterpreneurship Journal, 2007，1(3-4)， pp.233-237.。而且由于產(chǎn)權保護制度的完善，企業(yè)家對內(nèi)侵占中小投資者利益的行為能被大概率地發(fā)現(xiàn)，并予以嚴懲，因此，對內(nèi)的非生產(chǎn)性活動會顯著減少。但當產(chǎn)權保護較弱時，政府會肆意征收、征用企業(yè)財產(chǎn)，企業(yè)家剩余索取權被政府所攫取[注]Desai M. A.，Gompers P. A.，Lerner J.， “Institutions，Capital Constraints and Entrepreneurial Firm Dynamics: Evidence from Europe”，Harvard Negotiation，Organizations and Markets Research Paper， 2003，No. 03-59.，其營商環(huán)境面臨嚴重不確定性，產(chǎn)權激勵效應無法實現(xiàn)，企業(yè)家理性決策即減少創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動，同時積極侵占中小股東利益[注]Porta R. L.，Lopez-de-Silane F.，et al.，“Investor Protection and Corporate Valuation”，Journal of Finance，American Finance Association， 2002，57(3)， pp.1147-1170.，增加非生產(chǎn)性活動。因此，本文提出如下研究假說：

H1a：產(chǎn)權制度保護力度越強，企業(yè)家生產(chǎn)性投入越多，而非生產(chǎn)性投入越少。

政府管制也是制度環(huán)境的重要組成部分，是衡量政府運行效率的重要指標。過強的政府管制易產(chǎn)生“擠壓效應”，減少企業(yè)家生產(chǎn)性活動。具體來說，首先，在高管制環(huán)境下，政府往往在資源配置中起主導性作用，傾向于將稀缺資源配置給國有企業(yè)[注]余明桂、潘紅波：《政治關系、制度環(huán)境與民營企業(yè)銀行貸款》，《管理世界》2008年第8期。。在資源總量既定的情況下，由于政府部門的進入或干預，多數(shù)私營企業(yè)所需要的生產(chǎn)資料價格大幅度提高，加大了企業(yè)運行成本[注]Luo Y.， “An Organizational Perspective of Corruption”， Management and Organization Review， 2005，1 (1)， pp.119-154.。此時，私營企業(yè)家進行生產(chǎn)性活動的利潤空間不大，生產(chǎn)性行為發(fā)生概率降低。而對于國有企業(yè)，為保持自身在政府保護下的競爭優(yōu)勢，傾向于將資金配置于粗放型生產(chǎn)項目，甚至會出現(xiàn)“尋扶持”的策略性創(chuàng)新活動[注]黎文靖、鄭曼妮：《實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新?——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響》，《經(jīng)濟研究》2016年第4期。，創(chuàng)新質(zhì)量未能明顯提高。可見，高強度管制下政府對國有企業(yè)的資源傾斜不僅會降低私營企業(yè)的生產(chǎn)性投入，同時也會減少國有企業(yè)的生產(chǎn)性行為。

其次，在“管制”世界中，政府具有強大的自由裁量權，其往往利用已設置的門檻限制、政策優(yōu)惠等權力進行設租抽租。此時價格機制失效，企業(yè)家為獲得發(fā)展資源，不得不采取尋租手段以俘獲政府官員，并以此構建與政府官員間的非正式關系網(wǎng)絡[注]Peng M. W.，Luo Y.，“Managerial Tie and Firm Performance in a Transition Economy: The Nature of a Micro-Macro Link”，Academy of Management Journal, 2000，43(3)， pp.486-501.。而且，實施以上非生產(chǎn)性活動還能有效降低企業(yè)家侵占中小股東利益可能受到的政府懲罰與融資懲罰成本，強化了企業(yè)家實施非生產(chǎn)性行為的欲望[注]許年行、江軒宇、伊志宏、袁清波：《政治關聯(lián)影響投資者法律保護的執(zhí)法效率嗎？》，《經(jīng)濟學(季刊)》2013年第12期第2卷。?？梢姡^強管制促使企業(yè)家將更多時間與金錢投到非生產(chǎn)性活動中，生產(chǎn)性投入受到擠壓。

更為關鍵的是，政府長時期實施的高強度管制制度易在社會中形成腐敗文化[注]Estrin S.，Korosteleva J.，Mickiewicz T.，“Which Institutions Encourage Entrepreneurial Growth Aspirations?”，Journal of Business Venturing， 2013，28(4)， pp.564-580.，政府官員與企業(yè)家之間的不正當交易因社會的普遍認同而被視為合法化，這進一步保障了雙方設租尋租的效率，強化了企業(yè)家的非生產(chǎn)性活動傾向。因此，本文提出如下研究假說：

H1b：政府管制越弱，企業(yè)家生產(chǎn)性投入越多，而非生產(chǎn)性投入越少。

綜合H1a-H1b，本文提出以下研究假說：

H1：某地區(qū)制度環(huán)境越完善，企業(yè)家生產(chǎn)性活動投入越多，而非生產(chǎn)性投入越少。

(二)制度環(huán)境下企業(yè)家精神配置與公司績效

不同制度環(huán)境下所激發(fā)的企業(yè)家精神配置的結果最終體現(xiàn)為差異化的企業(yè)績效[注]Hambrick D. C.，“An Empirical Typology of Mature Industrial-Product Environments”，Academy of Management journal，1983，26(2)， pp.213-230。面對穩(wěn)定且完備的產(chǎn)權制度和較少的政府干預，企業(yè)家一方面可從技術、制度以及管理創(chuàng)新等生產(chǎn)性投入中獲得更多收益。因為，好的制度環(huán)境給企業(yè)所帶來的技術創(chuàng)新，有利于企業(yè)開拓出新產(chǎn)品，增強其市場競爭優(yōu)勢，最終提升企業(yè)價值[注]Sobel R. S.，“Testing Baumol: Institutional Quality and the Productivity of Entrepreneurship”，Journal of Business Venturing， 2008，23(6)， pp.641-655.；而為企業(yè)所帶來的制度或管理方式的創(chuàng)新能顯著降低企業(yè)管理者與股東之間的信息不對稱，減少企業(yè)運行中的交易成本，提高企業(yè)經(jīng)營效率[注]Healy P. M.，Palepu K. G.，“Information Asymmetry，Corporate Disclosure and the Capital Markets: A Review of the Empirical Disclosure Literature”，Journal of Accounting and Economics， 2001 (31)， pp.405-440.。另一方面，好的制度環(huán)境能夠有效遏制企業(yè)家為謀取私利而實施剽竊、濫用股東財富，甚至與大股東合謀侵占小股東利益等非生產(chǎn)性活動，降低了企業(yè)的第一類和第二類代理成本，企業(yè)績效進一步提高[注]甄紅線、張先治、遲國泰：《制度環(huán)境,終極控制權對公司績效的影響——基于代理成本的中介效應檢驗》，《金融研究》2015年第12期。。

當產(chǎn)權制度不穩(wěn)定，且政府干預過強時，企業(yè)家的理性決策往往增加非生產(chǎn)性投入。這種非生產(chǎn)性活動主要表現(xiàn)在，企業(yè)家為獲取資源、獲得市場準入資格以及稅費減免等優(yōu)惠條件，而采取的公關、招待，甚至是直接性貨幣轉移等行為，并期望建立與政府官員的非正式社會關系網(wǎng)絡[注]高向飛、鄒國慶：《制度環(huán)境約束下的企業(yè)績效分析——基于中國東北地區(qū)企業(yè)的實證研究》，《管理學(季刊)》2008年第3期第4卷。。事實上，企業(yè)家實施該活動并不是為了實現(xiàn)個人自身利益，而是對“壞”制度環(huán)境的適應性策略，以期實現(xiàn)公司績效的提高。短期來看，俘獲政府官員等非生產(chǎn)性活動能為企業(yè)帶來可觀的收益。

然而，為維持與政府官員長期穩(wěn)定的社會關系，企業(yè)家不得不持續(xù)為此支付額外費用，此時非生產(chǎn)性投入無直接獲利，企業(yè)績效受到負面影響。而且，政府管制強度的增大意味著產(chǎn)權公共域中的租值增加[注]李寧、何文劍、仇童偉、陳利根：《農(nóng)地產(chǎn)權結構、生產(chǎn)要素效率與農(nóng)業(yè)績效》，《管理世界》2017年第03期。，在利益驅(qū)使下為攫取租值的企業(yè)家也會增多，結果是企業(yè)家的追租成本也會因“競爭者”數(shù)量的增加而提高[注]何文劍、張紅霄、徐靜文：《森林采伐限額管理制度能否起到保護森林資源的作用:一個文獻綜述》，《中國農(nóng)村觀察》2016年第2期。。而且“壞”的制度環(huán)境為企業(yè)家實施企業(yè)內(nèi)部型非生產(chǎn)性活動創(chuàng)造條件，增加了企業(yè)運行的代理成本，進一步降低企業(yè)績效。可見，非生產(chǎn)性活動的投入在初期是有利于企業(yè)績效的提高，但其超過最優(yōu)比例時企業(yè)績效則隨之下降。綜上分析，本文提出：

H2a：企業(yè)家生產(chǎn)性活動投入越大，企業(yè)績效越好；

H2b：企業(yè)家非生產(chǎn)性活動投入與企業(yè)績效呈現(xiàn)倒U型關系。

根據(jù)上述理論分析，我們提出研究假說3：

H3：企業(yè)家生產(chǎn)性與非生產(chǎn)性行為是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量。

三、研究設計

(一)模型設計與估計方法

1.模型設定。為驗證制度環(huán)境會差異化企業(yè)家精神進而影響企業(yè)績效，即企業(yè)家精神是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量，本文采用Baron和Kenny提出的依次檢驗法[注]Baron，R. M.，Kenny，D. A.， “The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual，Strategic and Statistical Considerations”，Journal of Personality and Social Psychology， 1986(51)， pp.1173-1182.。具體來說，首先構建制度環(huán)境影響企業(yè)家精神的回歸模型(模型1)，判斷制度環(huán)境是否會顯著差異化企業(yè)家精神。當該影響顯著時則需進一步構建制度環(huán)境與企業(yè)家精神對企業(yè)績效的計量模型(模型2與模型3)，判斷企業(yè)家精神是否會顯著影響企業(yè)績效，若影響具有統(tǒng)計學意義即說明中介效應存在。需要說明的是，只有在模型1中制度環(huán)境對企業(yè)績效的影響與模型2或模型3中企業(yè)家精神對企業(yè)績效的影響均不顯著時，企業(yè)家精神的中介效應才無法得以驗證，否則還需要進一步進行Sobel聯(lián)合檢驗，若通過檢驗則中介效應依舊存在。檢驗思路見圖1。

圖1 企業(yè)家精神中介效應的檢驗思路

制度環(huán)境與企業(yè)家精神的差異化配置。通過構建面板回歸模型1來驗證制度環(huán)境對企業(yè)家精神配置的影響。模型中E用來表征企業(yè)家精神的生產(chǎn)性一面與非生產(chǎn)性一面，即研發(fā)投資與企業(yè)招待費。INSIT為制度環(huán)境，β1則為本文所關注的制度效應。Z為控制變量，具體包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡以及分支機構數(shù)量。μ、λ以及υ分別為不隨時間變化的個體效應、不隨個體變化的時間效應，以及既隨時間變化也隨個體變化的隨機誤差項。

(1)

企業(yè)家精神差異化配置與企業(yè)績效。通過構建模型2與3來驗證不同制度環(huán)境下企業(yè)家不同行為對企業(yè)績效的影響。模型中Perf為企業(yè)績效，α1與α2為本研究所關心的企業(yè)家精神效應與制度效應。為進一步驗證假說H2b，本文在模型3中加入非生產(chǎn)性投入的二次項，觀察非生產(chǎn)性行為對企業(yè)績效影響是否為倒U型，同時為防止一次項與二次型之間存有嚴重多重共線性問題，本文對其進行中心化處理。Z為控制變量，具體包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及分支機構數(shù)量。μ、λ以及υ分別為不隨時間變化的個體效應、不隨個體變化的時間效應，以及既隨時間變化也隨個體變化的隨機誤差項。

(2)

(3)

2.估計方法。根據(jù)已有研究，模型1-3不僅應控制企業(yè)特征變量，還應加入企業(yè)家個體特征。然而，數(shù)據(jù)庫中企業(yè)家個體特征缺失太多，控制意義不大。有幸的是，諸如企業(yè)家性別、教育程度、政治關系等個體特征不隨時間變化，因此擬采用固定效應模型，其可達到同樣的控制效果。但為保證模型估計方法選擇的科學性，本文依舊對模型1-3使用LM檢驗以及Huasman檢驗。檢驗結果均拒絕原假設，即表明固定效應或隨機效應是模型中重要的影響因素，且個體效應與隨機誤差具有相關性，故確定使用固定效應模型作為基準回歸。同時，考慮到企業(yè)層面異方差問題，本文采用聚類穩(wěn)健性標準誤。

然而，已有研究表明企業(yè)家并不是制度環(huán)境的被動接受者，企業(yè)的經(jīng)濟績效水平與創(chuàng)新能力會對一個地區(qū)的制度產(chǎn)生重要影響[注]Johnson S.， Porta R.L.，Shleifer A.， “Tunneling”，American Economic Review， 2000， 90(2)， pp.22-27.。因此，模型1-3中存在因反向因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。本文借鑒多數(shù)文獻做法，以省會城市開埠通商的歷史，即開埠通商日到上市公司數(shù)據(jù)匯報日的年限作為該城市所在省份的制度環(huán)境的工具變量，采用2SLS對模型1-3再次進行估計[注]何軒、馬駿、朱麗娜、李新春：《腐敗對企業(yè)家活動配置的扭曲》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2016年第12期。。事實上，某地區(qū)開通商埠的時間越早，意味著其受西方制度的影響越高，因而從理論上符合工具變量的相關性要求。就外生性而言，歷史上商埠開放時間并不會對企業(yè)家當下的生產(chǎn)性或非生產(chǎn)性投入產(chǎn)生直接影響，工具變量外生性要求可以滿足。

(二)樣本與數(shù)據(jù)

本研究選取2009-2016年滬深兩市全部制造業(yè)上市公司為研究對象。根據(jù)多數(shù)文獻的做法，按以下標準對樣本公司進行篩選：(1)考慮到ST和*ST公司的特殊性，將其從樣本中剔除；(2)為剔除變量異常數(shù)據(jù)，對主要連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司。公司財務數(shù)據(jù)主要來自國泰安(CSMAR)與萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫，公司注冊地點等信息來自CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)染幹频氖袌龌笖?shù)中法制環(huán)境、政府與市場關系[注]王小魯、樊綱、余靜文：《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》，北京：社會科學文獻出版社，2017年。。

(三)變量選擇

根據(jù)國內(nèi)外關于企業(yè)績效相關研究，并結合本文研究特點對變量進行如下選擇與測度。

1.被解釋變量：企業(yè)績效。單一指標法與指標體系法是評價企業(yè)財務績效的主要方法。盡管指標體系法可涵蓋公司財務的多個方面，評價較為全面，但測算結果會因權重測度方法的不同而存在較大差異。基于此，本文采用單一指標法。鑒于中國資本市場中非流通股沒有市場價格，對其市場價值無法進行準確計算。為此，使用資本回報率(ROA)與股東凈資產(chǎn)回報率(ROE)作為衡量公司財務績效的指標。

2.核心變量：制度環(huán)境。由于制度環(huán)境主要表現(xiàn)為產(chǎn)權保護力度與政府管制強度，因此本文以上市公司注冊地所在省份的產(chǎn)權保護與政府管制制度來反映該企業(yè)所處的制度環(huán)境。王小魯?shù)染幹频氖袌鲋笖?shù)中的“政府與市場關系”“中介組織結構與法制制度環(huán)境”這兩個分指標能測度出某地區(qū)的政府管制與產(chǎn)權保護強度。具體來說，“政府與市場關系”中“市場配置經(jīng)濟資源的比重”“減少政府對企業(yè)的干預”“縮小政府規(guī)?！薄笆袌鲋薪榻M織發(fā)育”是從經(jīng)濟控制與行政管制來表征政府管制強度?！胺芍贫拳h(huán)境”中的“市場法制環(huán)境”是產(chǎn)權保護的基礎，而“知識產(chǎn)權保護”是產(chǎn)權保護的重要內(nèi)容之一。然而，上述數(shù)據(jù)只更新到2014年，本文依多數(shù)文獻做法，采用歷史平均增長率計算2015-2016年相應指數(shù)，并在此基礎上，對兩項指數(shù)取算術平均以獲得制度環(huán)境(Index)的綜合結果。同時，為防止人為推算的制度指數(shù)存有偏誤進而影響回歸結果，因此本文在穩(wěn)健性檢驗部分剔除了2015-2016年的樣本數(shù)據(jù)。

3.核心變量：企業(yè)家精神。由于企業(yè)家精神的生產(chǎn)性主要表現(xiàn)在創(chuàng)新能力上，故以公司研發(fā)支出予以衡量。但數(shù)據(jù)庫中公司研發(fā)支出缺失較為嚴重，因此借鑒徐浩和馮濤的做法對數(shù)據(jù)進行補充[注]徐浩、馮濤：《制度環(huán)境優(yōu)化有助于推動技術創(chuàng)新嗎?——基于中國省際動態(tài)空間面板的經(jīng)驗分析》，《財經(jīng)研究》2018年第4期。：首先，優(yōu)先選擇經(jīng)會計師事務所審計的年報中數(shù)據(jù)；其次，查找財務報告附注中“無形資產(chǎn)”科目下“公司開發(fā)項目支出”；最后，以管理費用中“研究與開發(fā)費”與“開發(fā)支出”相加。

企業(yè)家非生產(chǎn)性一面通常表現(xiàn)為企業(yè)為與政府部門建立長期穩(wěn)定關系而實施的尋租腐敗行為。Cai等證實招待與差旅費(ETC)是衡量企業(yè)尋租腐敗有效指標[注]Cai H.，F(xiàn)ang H.，Xu C.， “Eat, Drink，F(xiàn)irms and Government: An Investigation of Corruption from the Entertainment and Travel Costs of Chinese Firms”，Journal of Law and Economics， 2011，54(1): 55-78.。然而差旅費中正常開支比重往往很高，故借鑒黃玖立、吳敏做法，以企業(yè)招待費來測度企業(yè)非生產(chǎn)性行為[注]黃玖立、吳敏：《腐敗影響勞動收入份額嗎》，《經(jīng)濟學報》2017年第4期。。

4.控制變量。在借鑒大量國內(nèi)外文獻基礎上，選擇企業(yè)規(guī)模、分支機構數(shù)量等作為企業(yè)家精神配置模型的控制變量，其中企業(yè)規(guī)模用企業(yè)總資產(chǎn)測度。在企業(yè)績效模型中控制企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、企業(yè)年齡等[注]Bowen H. P.， Clercq D. D.， “Institutional Context and the Allocation of Entrepreneurial Effort”，Journal of International Business Studies， 2008，39(4)， pp.747-767.[注]魏下海、董志強、金釗：《腐敗與企業(yè)生命力:尋租和抽租影響開工率的經(jīng)驗研究》，《世界經(jīng)濟》2015年第1期。。本文變量定義如表1所示。各變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

表1 主要變量定義

表2 變量描述性統(tǒng)計結果(2009-2016)

四、實證結果與分析

(一)制度環(huán)境與企業(yè)家精神的差異化配置

1.基準回歸。結果如表3所示，其中1-4列為生產(chǎn)性投入模型估計結果。具體來說，第1、2列為當期制度對生產(chǎn)性投入的影響。在控制其他變量不變的情況下，政府管制制度、產(chǎn)權制度以及制度環(huán)境整體均在1%水平上對企業(yè)研發(fā)投資對數(shù)具有正向影響，系數(shù)分別為0.121、0.067、0.062。這說明某地區(qū)管制制度弱化、產(chǎn)權與制度環(huán)境整體改善1個單位，制造業(yè)上市公司的研發(fā)投資將分別增加12.1%、6.7%與6.2%，這驗證了研究假說H1、H1a-H1b的前半部分，即某地區(qū)制度環(huán)境及各制度分項越完善，企業(yè)家生產(chǎn)性偏好越明顯，也與Dong等對我國微觀企業(yè)以及Sobel(2008)對跨國層面的經(jīng)驗結果保持一致[注]Dong Z.，Wei X.，Zhang Y.， “The Allocation of Entrepreneurial Efforts in a Rent -Seeking Society：Evidence from China”，Journal of Comparative Economics， 2016，44(2)， pp.353-371.[注]Sobel R. S.，“Testing Baumol: Institutional Quality and the Productivity of Entrepreneurship”，Journal of Business Venturing， 2008，23(6)， pp.641-655.。需要強調(diào)的是，各項子制度環(huán)境中，管制制度的弱化是影響企業(yè)家進行生產(chǎn)性投資最重要的制度因素。對此可做出的解釋是，國家早在2007年之前就已頒布并實施《合同法》《物權法》等一系列法律制度，企業(yè)的物權與債權得以有力保護，企業(yè)交易成本大幅度下降。然而，隨著時間推移，產(chǎn)權改革紅利的邊際收益開始下降。但樣本數(shù)據(jù)期限內(nèi)，中國制造業(yè)企業(yè)仍面臨著政府高強度管制約束，此階段弱化政府管制所帶來的邊際收益要大于產(chǎn)權制度。表3第3、4列則考慮制度效應的滯后性。滯后一期的管制制度、產(chǎn)權制度與制度整體也均對企業(yè)研發(fā)支出存有正向影響，且系數(shù)大小與第1、2列結果相比，變動幅度不大。

表3中5-8列為非生產(chǎn)性投入模型估計結果。其中第5、6列為當期制度對非生產(chǎn)性投入的影響。在其他變量不變情況下，政府管制制度、產(chǎn)權制度與制度環(huán)境整體對招待費對數(shù)均在1%水平上呈現(xiàn)負向影響，系數(shù)分別為-0.036、-0.047、-0.053，這即表明某地區(qū)政府管制強度弱化、產(chǎn)權與制度環(huán)境完善1個單位，企業(yè)家在對外招待等非生產(chǎn)性活動投入將分別減少3.6%、4.7%和5.3%，該結果證實研究H1、H1a-H1b的后半部分，即某地區(qū)制度環(huán)境整體及各制度分項越不完善，企業(yè)家非生產(chǎn)性偏好越明顯。進一步考慮制度滯后效應時(第7、8列)，政府管制、產(chǎn)權制度與制度環(huán)境整體對招待費對數(shù)仍在1%上呈現(xiàn)負向影響，且系數(shù)較之第5、6列變動不大，可見結果具有穩(wěn)健性。

表3 制度環(huán)境與企業(yè)家精神配置

注：括號內(nèi)為企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01；此部分的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、分支機構數(shù)量。

2.內(nèi)生性問題。表4為以開通商埠時間為工具變量的2SLS估計結果，其中的1-4列為企業(yè)家生產(chǎn)性投入的模型估計結果。無論是否控制其他變量，政府管制制度、產(chǎn)權制度與制度環(huán)境整體均在1%水平上對企業(yè)生產(chǎn)性投入具有顯著正向影響，這充分驗證了研究假說H1、H1a-H1b的前半部分，且政府管制強度的弱化依舊是影響企業(yè)家生產(chǎn)性投入的最重要制度因素。但較之基準回歸，3、4列的制度回歸系數(shù)要更大，這一定程度證明未考慮聯(lián)立因果問題可能會低估制度效果。5-8列則為企業(yè)家非生產(chǎn)性投入的模型估計結果。該結果與基本回歸結果基本一致，政府管制、產(chǎn)權保護與制度環(huán)境整體仍對企業(yè)生產(chǎn)性投入具有統(tǒng)計學意義上的負向影響，進一步驗證了研究假說H1、H1a-H1b的后半部分，結論具有穩(wěn)健性。

表4 制度環(huán)境與企業(yè)家精神：工具變量估計

續(xù)表4

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)property0.170***0.078***0.029***0.091***(0.00546)(0.00672)(0.009)(0.009)index0.340***0.089***0.082***0.098***(0.0122)(0.0128)(0.025)(0.015)控制變量NONOYESYESNONOYESYES個體效應YESYESYESYESYESYESYESYES_cons8.633***5.324***1.996***1.512***14.53***15.10***8.586***11.58***(0.181)(0.103)(0.410)(0.295)(0.161)(0.184)(2.501)(2.245)F統(tǒng)計量3520.113392.622158.071732.82158.19275.90399.83402.61N107481074810748107485104510451045104R20.01260.00560.04720.42570.16730.13480.22700.2253

注：括號內(nèi)為企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤；*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01；此部分的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、分支機構數(shù)量；F統(tǒng)計量為2SLS第一階段F檢驗結果。

(二)企業(yè)家精神差異化配置與企業(yè)績效

依上述分析，本文證實制度環(huán)境確實會差異化企業(yè)家精神配置，故根據(jù)圖1以下進一步對模型2、模型3進行估計，以探究企業(yè)家精神配置的中介效應，即制度環(huán)境是否會通過企業(yè)家精神配置影響企業(yè)績效?？紤]到制度環(huán)境在模型中依舊存在內(nèi)生性問題，因此仍以商埠開放時間為工具變量，采用2SLS對模型2與模型3進行估計。

1.研究假說H2a驗證。表5第1、2列為制度環(huán)境下企業(yè)家生產(chǎn)性投入對企業(yè)績效影響的2SLS估計結果。當模型中控制其他變量，無論是以ROA抑或ROE衡量企業(yè)績效，企業(yè)的生產(chǎn)性投入均對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響，且均在1%水平上顯著，系數(shù)分別為0.977、1.601。這表明在控制制度環(huán)境后，企業(yè)家生產(chǎn)性投入越多，企業(yè)績效越高。具體來說，企業(yè)家每增加1單位的企業(yè)研發(fā)投資，制造業(yè)上市公司的ROA、ROE將分別增加0.977與1.534個單位，這驗證了研究假說H2a，企業(yè)家生產(chǎn)性投入是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量。

制度環(huán)境指數(shù)對企業(yè)績效的影響為正向，尤其是對ROE的影響在10%水平上具有統(tǒng)計學意義，這意味著在控制企業(yè)生產(chǎn)性投入后，完善的產(chǎn)權保護與弱化的管制制度依舊是企業(yè)績效提高的原因，以ROE為例，制度環(huán)境指數(shù)改善1個單位，企業(yè)的ROE將增加2.79個單位。這表明除生產(chǎn)性投入以外還存在其他中介因素，因而生產(chǎn)性投入對制度環(huán)境影響企業(yè)績效的影響為部分中介效應。

2.假說H2b的驗證。表5第3、4列為制度環(huán)境下企業(yè)家非生產(chǎn)性投入活動對企業(yè)績效的影響結果。無論是采用哪種企業(yè)績效指標，招待費對數(shù)對企業(yè)績效均在1%水平上呈現(xiàn)正向影響，這說明回歸結果具有穩(wěn)健性，證實非生產(chǎn)性投入對企業(yè)績效的提高具有“潤滑劑”作用，該結論與何軒等研究一致[注]何軒、馬駿、朱麗娜、李新春：《腐敗對企業(yè)家活動配置的扭曲》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2016年第12期。。招待費二次項對企業(yè)績效具有負向影響，但不具有統(tǒng)計學意義，這一定程度表明現(xiàn)階段企業(yè)非生產(chǎn)性投入的抑制效應還未顯現(xiàn)，這可能與我國現(xiàn)階段的法律環(huán)境依舊不完善，尤其是政府管制依舊過強有關。具體來說，盡管政府對諸多領域?qū)嵤昂喺艡唷?，一定程度弱化政府對市場的控制，但國家仍控制著制造業(yè)企業(yè)發(fā)展的關鍵資源，而對國有及地方企業(yè)的加大保護又強化了這一效應。因而，在其他因素不變的情況下，企業(yè)家開展尋租等非生產(chǎn)性行為依舊能提高企業(yè)績效，可見，非生產(chǎn)性行為也是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量。綜上，現(xiàn)階段證據(jù)部分證實了研究假說H2b，即非生產(chǎn)性行為首先起到潤滑劑作用，即隨著招待費不斷增大會提升企業(yè)績效，但抑制效應拐點還未出現(xiàn)。

無論采用何種企業(yè)績效的測度方法，制度環(huán)境對企業(yè)績效均在1%水平上呈現(xiàn)正向影響，這表明控制住企業(yè)家非生產(chǎn)性行為后，產(chǎn)權保護與政府管制制度仍是企業(yè)績效提升的重要原因，仍以ROE為例，制度環(huán)境改善1單位，企業(yè)ROE將增加0.78個單位。這證實非生產(chǎn)性投入為制度環(huán)境影響企業(yè)績效的部分中介效應。

表5 制度環(huán)境下企業(yè)家精神與企業(yè)績效

注：括號內(nèi)為企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤；*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01；F統(tǒng)計量為2SLS第一階段F檢驗結果，本部分控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及企業(yè)年齡。

綜上，結合模型1的回歸結果，即制度環(huán)境確實能夠差異化企業(yè)家精神配置，本文證實企業(yè)家精神確實是制度環(huán)境影響公司績效的中介變量，即研究假說H3得以驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

為保障本文結論的可信性，我們從以下兩方面進行穩(wěn)健性檢驗。

(一)剔除2015-2016年樣本

考慮到本文所使用2015-2016年的制度環(huán)境指數(shù)是根據(jù)歷史平均增長率計算所得，為防止人為推算出的制度指數(shù)存有偏誤，因此本部分剔除了2015-2016年的樣本數(shù)據(jù)，依舊采用固定效應模型，最終估計結果見表6。制度環(huán)境綜合指數(shù)對企業(yè)家研發(fā)創(chuàng)新在1%水平上具有正向影響，而對招待費用在1%水平上具有負向影響，這表明產(chǎn)權保護力度越強，且政府管制越弱，也即制度環(huán)境越優(yōu)化，企業(yè)家的生產(chǎn)性行為偏好越明顯，而非生產(chǎn)性行為越不容易發(fā)生，這驗證了研究假說H1、H1a-b。進一步考察模型2、3的估計結果(第3-4列)，在控制制度環(huán)境情況下，企業(yè)研發(fā)投資、招待費均對企業(yè)績效在1%水平上具有正向影響，而招待費二次項與基本回歸一致，即雖不具有統(tǒng)計學意義，但仍對企業(yè)績效具有負向影響，這表明企業(yè)家的生產(chǎn)性行為確實是企業(yè)發(fā)展的內(nèi)源動力，而非生產(chǎn)性行為在現(xiàn)階段依舊能夠帶來制造業(yè)上市公司績效的增長，上述結果也驗證了H2a與H2b的前半部分?；诖?，研究假說H3也得以驗證，可見模型結果具有穩(wěn)健性。

表6 剔除2015-2016年樣本后的制度環(huán)境、企業(yè)家精神配置與企業(yè)績效

注：括號內(nèi)為企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤；*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01，第1-2列控制變量包括企業(yè)規(guī)模、分支機構數(shù)量；第3-4列控制變量為企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及企業(yè)年齡。

(二)東、中、西部地區(qū)樣本

考慮到我國東、中、西部地區(qū)的制度環(huán)境質(zhì)量存在著遞減趨勢，因此本文將樣本拆分成東、中、西三部分，仍采用固定效應模型進行子樣本回歸?；谀Ｐ偷暮喖s化考慮，分樣本回歸中只考慮制度環(huán)境總體指數(shù)的效應，同時只以ROA來測度制度績效。第一，制度環(huán)境綜合指數(shù)對東、中部制造業(yè)上市公司研發(fā)投資均在1%水平上呈現(xiàn)正向影響，且東部的回歸系數(shù)要大于中部，而制度環(huán)境對西部制造業(yè)上市公司研發(fā)投資的影響為負，且不具有統(tǒng)計學意義，該結果進一步證實制度環(huán)境越完備，企業(yè)家生產(chǎn)性一面更加突出，而對于產(chǎn)權保護較弱，但政府管制較強的西部地區(qū)，制度無法起到刺激企業(yè)進行創(chuàng)新等生產(chǎn)性行為，這再次驗證了H1的前半部分。

第二，制度環(huán)境綜合指數(shù)對東、中、西部地區(qū)企業(yè)招待費均在1%水平上具有負向影響，且系數(shù)絕對值分別為0.046、0.238、0.316，這表明由東部到西部，制度總體環(huán)境的逐漸惡化所帶來的是企業(yè)家非生產(chǎn)性偏好不斷凸顯，該結果進一步驗證了H1、H1a與H1b的后半部分。

第三，在控制制度環(huán)境指數(shù)下，企業(yè)研發(fā)投資對東、中、西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)績效分別在1%、5%與10%水平上具有正向影響，回歸系數(shù)分別為1.177、0.634、0.499，這表明企業(yè)家生產(chǎn)性活動確實能刺激企業(yè)績效的提高。但值得注意的是，隨著制度環(huán)境的惡化，企業(yè)家生產(chǎn)性活動對企業(yè)績效的影響是下降的。以上結果再次證實研究假說H2a。

第四，在控制制度環(huán)境總指數(shù)下，企業(yè)招待費對東、中、西制造業(yè)上市公司的績效均在5%水平以上具有正向影響，且隨著制度環(huán)境的惡化，即由東部到西部，企業(yè)家非生產(chǎn)性投入對企業(yè)績效的影響逐漸增大，系數(shù)分別為0.072、0.143、0.158。招待費二次項對各地區(qū)企業(yè)績效的影響均不顯著。可見在制度環(huán)境不完備地區(qū)，企業(yè)家非生產(chǎn)性行為確實是企業(yè)績效提高的原因，但在好的制度環(huán)境下，企業(yè)家非生產(chǎn)性活動提高企業(yè)績效的作用有限。該結果與整體樣本回歸結果一致，也驗證了H2b的前半部分，同時證實企業(yè)家非生產(chǎn)性行為抑制效應的拐點還未出現(xiàn)。

整理上述回歸結果發(fā)現(xiàn)，東部、中部地區(qū)的制度環(huán)境對企業(yè)家生產(chǎn)性與非生產(chǎn)性行為影響，以及企業(yè)家行為對企業(yè)績效影響均具有統(tǒng)計學意義，可見企業(yè)家精神配置是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量，即研究假說H3在東部與中部上市公司樣本中得以證實。而西部地區(qū)樣本在既定制度環(huán)境下，制度環(huán)境對企業(yè)家生產(chǎn)性投入的影響不具有統(tǒng)計學意義。進一步采用Sobel檢驗，發(fā)現(xiàn)其t值為-1.091，對應的P值為0.275，可見在西部地區(qū)，企業(yè)家生產(chǎn)性行為并非是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量。究其原因是較之于東中部地區(qū)，西部地區(qū)企業(yè)所面臨的營商環(huán)境較差，表現(xiàn)為產(chǎn)權保護力度不強，無法為交易糾紛提供良好的解決機制，并且政府干預過多，政府服務質(zhì)量不高。結果是在西部地區(qū)創(chuàng)新等生產(chǎn)性行為收益不高，企業(yè)績效不會因此增加。

表7 東、中、西部地區(qū)制度環(huán)境、企業(yè)家精神配置與企業(yè)績效

續(xù)表7

(1)(2)(3)(4)(5)(6)R&D0.634**0.499*(0.275)(0.254)Entertain0.143**0.158**(0.065)(0.068)Entertain^20.0010.001(0.001)(0.001)控制變量YESYESYESYESYESYES個體效應YESYESYESYESYESYES_cons55.20***9.321***1.812*13.90***33.10***5.889***(3.840)(1.985)(1.011)(2.455)(6.998)(0.801)N2228116512908801290880R20.2550.0570.2780.1200.2230.021

注：括號內(nèi)為企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤；*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01，第1、2、5、6、9、10列控制變量包括企業(yè)規(guī)模、分支機構數(shù)量；其余各列控制變量為企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及企業(yè)年齡。

六、研究結論

本文借鑒產(chǎn)權激勵與政府管制理論，系統(tǒng)剖析制度環(huán)境、企業(yè)家精神與企業(yè)績效三者關系，分析出企業(yè)家精神配置是制度環(huán)境影響企業(yè)績效的中介變量。在此基礎上，將2009-2016年滬深兩市全部制造業(yè)上市公司財務數(shù)據(jù)與王小魯?shù)染幹频母魇∈袌龌笖?shù)相匹配，采用固定效應模型進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度環(huán)境的優(yōu)化，即擁有強有力的產(chǎn)權保護與較少的政府干預，會顯著增強企業(yè)家生產(chǎn)性偏好，降低非生產(chǎn)性行為發(fā)生概率，其中政府管制強弱是影響企業(yè)家行為的最重要因素。而在既定制度環(huán)境下，企業(yè)家生產(chǎn)性行為確實是公司績效提高的內(nèi)源動力，同時現(xiàn)階段諸如尋租等非生產(chǎn)性行為也給中國制造業(yè)上市公司的發(fā)展帶來諸多優(yōu)勢。在考察制度滯后效應、解決模型內(nèi)生性，以及剔除2015-2016年樣本后，上述結果依舊具有穩(wěn)健性。對東、中、西部子樣本分組回歸也證實，隨著東、中、西部地區(qū)制度環(huán)境的不斷惡化，企業(yè)家生產(chǎn)性行為激勵減弱，企業(yè)績效也因此不斷降低，但與此同時非生產(chǎn)行為投資會增加，企業(yè)績效也會有所提高。

基于此，本文的研究結論具有多重政策啟示。第一，為培育企業(yè)家精神，促進中國制造業(yè)企業(yè)的轉型與升級，應進一步加大產(chǎn)權保護力度，減少政府對公司財產(chǎn)的攫取。具體來說，應從憲法高度切實保護企業(yè)財產(chǎn)權，對于侵犯企業(yè)財產(chǎn)的任何個體或組織均應追責，同時不斷完善交易糾紛解決機制，減少政府對司法部門的干涉，以提高司法救濟效率與公平度。第二，為減少尋租等非生產(chǎn)行為，實現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)良性發(fā)展，需進一步在全國范圍內(nèi)“簡政放權”，減少政府干預。具體來說，政府應繼續(xù)放開制造業(yè)市場的準入門檻，減少對國有企業(yè)和地方企業(yè)的扶持力度，同時最大限度清理不符合市場發(fā)展規(guī)律的審批程序，將政府公共服務質(zhì)量納入官員評價考核體系，進而提高政府的服務效率。第三，考慮到地區(qū)制度環(huán)境以及制度績效的差異，國家應出臺有利于地區(qū)平衡發(fā)展的產(chǎn)權保護與政府管制制度?，F(xiàn)實中，中西部地區(qū)往往擁有更為豐富的自然資源，但該地區(qū)卻對資源獲取設定較高門檻，且產(chǎn)權保護力度更為不足，這導致當?shù)刂圃鞓I(yè)企業(yè)發(fā)展面臨更多的約束。因此，國家放松中西部地區(qū)的政府管制力度，提高對企業(yè)財產(chǎn)權的保護力度能夠帶來更高的制度邊際收益。