数字基础设施、国家创新能力与制度质量对新兴和转型经济体正式创业进入的异质性关联：基于2006—2024年动态面板与分位数证据

《Economies》：Entrepreneurial Dynamics in Emerging and Transition Economies: The Role of Digital Infrastructure, National Innovation Capacity, and Institutional Quality

　　

创业在结构转型、就业创造和生产率增长中发挥重要作用。本研究考察数字基础设施、国家创新能力与制度质量如何与二十个新兴和转型经济体的正式创业进入相关联，该平衡面板按年度观测于2006—2024年。主成分分析（principal component analysis, PCA）将十三项基础指标压缩为三个综合指数，同时样本被划分为十个后社会主义经济体和十个其他新兴市场。在确立一阶单整（first-order integration）和异质面板协整（heterogeneous panel cointegration）后，长期关联采用组均值完全修正普通最小二乘（group-mean fully modified ordinary least squares, FMOLS）、动态普通最小二乘（dynamic ordinary least squares, DOLS）、均值组（mean group, MG）和混合均值组（pooled mean group, PMG）估计量进行估计。Hausman检验评估PMG估计量施加的共同长期限制。控制变量增强固定效应（control-augmented fixed effects）、滞后指数设定（lagged-index specifications）和系统广义矩估计（system generalised method of moments, system GMM）提供额外稳健性检验，而方法矩分位数回归（Method of Moments Quantile Regression, MMQR）考察分布异质性。三项指数均与新企业密度（new business density, NBD）呈正向且统计显著的长期关联。数字基础设施的关联沿条件分布单调下降，而国家创新能力的关联随分位数升高而上升。这些发现表明，创业进入与使能经济条件之间的关系在创业活动分布上存在系统性差异。

研究背景与问题。创业被置于现代经济发展理论的重要位置：新进入者引入新产品与新过程、侵蚀在位者租金、吸收剩余劳动力，并将大学和研究机构产生的知识转化为商业价值。对新兴和转型经济体而言，创业还是摆脱资源依赖和低附加值制造、正式化大规模非正规部门并创造青年就业的主要机制。然而世界银行创业数据库显示，各经济体每1000名劳动年龄人口的新企业注册数从不足1到超过20不等，且长期持续，这一差异构成发展经济学与创业研究的核心问题。既有文献主要从三方面解释：数字基础设施降低企业设立固定成本、扩展市场、支持平台型和数字原生商业模式并减少信息摩擦；国家创新能力通过研发投入、人力资本和知识溢出促进新企业形成；制度质量通过产权保护、监管质量、腐败控制与法治决定创业才能配置。问题在于：第一，联合建模技术、创新与制度决定因素的研究仍少，单维度估计易受遗漏变量偏误影响，因为三者高度相关；第二，现有证据多基于发达经济体或混合样本，新兴和转型经济体占少数；第三，多数面板研究估计条件均值，隐含假设数字基础设施、创新能力和制度质量对不同创业密度经济体具有相同边际关联，忽视分布异质性。研究人员因此构建2006—2024年20个新兴和转型经济体的平衡面板，共380个国家—年观测，数据来自国际货币基金组织《世界经济展望》2024年4月新兴市场与发展中经济体分组、世界银行创业数据库、世界发展指标（World Development Indicators, WDI）和世界治理指标（Worldwide Governance Indicators, WGI）。样本按明确规则分为10个后社会主义经济体和10个其他新兴市场，并以每1000名15—64岁人口新注册有限责任公司数衡量新企业密度（new business density, NBD），即正式创业进入。其意义在于将三个高相关维度纳入统一框架、聚焦新兴和转型经济体、以分布敏感方法检验异质性关联，并为差异化政策提供可复现证据。

关键技术方法（不超过250字）。研究人员以主成分分析（principal component analysis, PCA）将13项指标分别压缩为数字基础设施指数（Digital Infrastructure Index, DII）、国家创新能力指数（National Innovation Capacity Index, NICI）和制度质量指数（Institutional Quality Index, IQI）；以第一代和第二代面板单位根检验确定一阶单整；以Westerlund误差修正检验和Pedroni残差检验考察异质面板协整；以组均值FMOLS、DOLS、MG和PMG估计长期系数，并用Hausman检验PMG的共同长期限制；以控制变量增强固定效应、滞后指数和系统GMM作稳健性检验；以MMQR及跨分位系数相等检验分析分布异质性。样本队列来源为上述20国2006—2024年平衡面板。

研究结果。描述统计与相关矩阵：NBD均值为2.845，标准差1.921，范围0.120—8.650；DII、NICI、IQI与NBD的相关系数分别为0.428、0.512、0.385，三指数间相关为0.392—0.485，方差膨胀因子最大1.95，说明综合指数构建后多重共线性不构成主要威胁。预估计诊断：Pesaran CD、Frees和Friedman检验均不拒绝横截面独立；Pesaran和Yamagata delta及调整delta统计量拒绝斜率同质，表明合并系数是异质国家响应的平均，协整检验须允许异质协整向量并检验共同长期限制。面板单位根：四个主序列在水平上不拒绝单位根、在一阶差分后拒绝，故为一阶单整；收入对数、私人信贷和高等教育入学率亦为一阶单整，失业率水平平稳。异质面板协整：Westerlund四个误差修正统计量和Pedroni检验均支持NBD与三指数存在稳定长期关系；加入四个控制变量后Westerlund组均值G_t为?3.842，p<0.001，控制增强水平关系亦协整。长期估计：组均值FMOLS和DOLS估计DII为0.238和0.215、NICI为0.345和0.328、IQI为0.141和0.129，均在1%水平显著；MG估计为0.242、0.351、0.138；Hausman检验统计量1.84、p=0.606，不拒绝共同长期系数，PMG估计0.225、0.339、0.142可保留；误差修正项在PMG为?0.392、MG为?0.428，表明每年约39%—43%的长期偏离被纠正，估计量在处理斜率异质性、短期动态和内生性上的差异未改变长期关联。遗漏变量与反向因果稳健性：滞后指数固定效应模型系数为0.185、0.521、0.119，加入控制变量后降至0.165、0.248、0.105，within R²由0.428升至0.552；系统GMM中滞后因变量为0.621，三指数仍显著但幅度降至0.148、0.212、0.091，Arellano–Bond一阶序列相关p=0.002、二阶p=0.452，Hansen J检验p=0.315，17个工具变量少于20个国家，作者明确这些程序降低但不消除识别问题，故使用关联性语言。子组分析：后社会主义经济体DII为0.188、IQI为0.121，分别高于其他新兴市场的0.152、0.092；NICI为0.215，低于其他新兴市场的0.278；三指数与后社会主义指示变量交互项差异为0.036、?0.063、0.029，p=0.658、0.672、0.495，联合Wald检验统计量2.14、p=0.544，差异不显著；排除中国和越南后三指数为0.192、0.208、0.125，仍显著。MMQR：DII系数从第10分位0.278降至第75分位0.118，并在第90分位降至不显著0.079，首尾相等检验F=6.82、p=0.009，支持H1；NICI从第10分位不显著0.098升至第90分位0.341，呈上升梯度，支持H2；IQI从0.108至0.121，各分位均在1%水平显著，首尾相等检验F=0.12、p=0.729，不能拒绝常数系数，支持H3。缺失值处理稳健性：去除插补、外推和投影值、缩短至2006—2021年及排除中国和越南后，各指数符号和显著性保持；固定效应系数范围DII 0.158—0.168、NICI 0.215—0.252、IQI 0.098—0.108，MG范围0.228—0.240、0.320—0.355、0.131—0.140；Westerlund G_t在全部设定中p=0.001—0.008；仅在去除全部插补观测、样本降至331时NICI为0.215并在10%水平显著，反映创新指标缺失导致精度下降。

讨论总结与结论翻译。讨论部分将三渠道解释为不同功能角色：数字基础设施主要在创业密度较低处与正式进入最强相关，可替代缺失的市场基础设施、中介和本地需求，在创业密集处则接近已满足前提，边际关联趋近于零，这与电信和互联网扩散的饱和逻辑一致，并与Imomkulov et al.关于BRICS connectivity收益分布不均的证据相呼应；NICI的上升分位剖面与Acs等知识溢出理论及Cohen & Levinthal、Lundvall、Edquist的系统视角一致，即研究投入只有在接收能力、金融和企业能力以及知识生产者与企业部门联系足够密集时才更多转化为新企业，Torres & Godinho的瓶颈逻辑和Leendertse et al.的生态系统质量证据均预示这种条件性，Aidis et al.所述部分转型经济体研究投入更多对应论文而非注册的配置亦与之相符；IQI在全分布稳定，表明North和Baumol强调的产权、公正执行、低腐败和可预测监管与各类潜在进入者均相关，Klapper et al.、Djankov et al.、van Stel et al.、Sobel、Estrin et al.等关于进入监管、制度质量与生产性创业配置的证据支持这一解读，且作者指出WGI只测正式治理，Granovetter和Welter强调的非正式规范与网络结构不在指数内。子组点估计方向符合路径依赖文献：后社会主义经济体制度点估计更大，与David、Stark、Smallbone & Welter所述中央计划遗产和行政惯例的持续影响一致；其他新兴市场创新点估计更大；但交互检验不显著，作者强调十国一组检验功效有限，不能据此断言两组关系相同。原文还以推测性表述提出政策排序逻辑、制度作为其他两渠道基底等命题，并明确这些并非本加性模型所检验。年度固定效应吸收2008—2009年金融危机、2014—2016年商品价格下跌和COVID-19冲击的平均全球成分，故系数描述穿越严重宏观扰动的持续关联，但不证明疫情前连通性维持了危机期创业活动。局限包括：NBD仅测正式有限责任公司注册，遗漏非正规创业且不含创新性、生产率或增长导向信息；综合指数抹去块内异质性；制度指数限于正式治理；样本排除注册序列不连续的大型新兴经济体且不能进行精细区域推断；分位数估计在水平上进行且未检验分位数协整，故为条件分布关联而非分位数特定长期关系；系统GMM中N与T接近，工具有效性检验功效有限；12%—14%的研究投入观测经插值或外推，创新指数最易受测量误差影响；后社会主义分组混合欧洲、中亚和东亚转型路径。结论部分的研究结论可译为：第一，三个维度在长期均与NBD正向且显著相关，DII约为每1000名劳动年龄人口0.22—0.24个注册，NICI约0.33—0.35，IQI约0.13—0.14；控制收入、信贷、教育和失业并对三指数取一年滞后后，幅度降至0.09—0.25。第二，平均值掩盖不同分布剖面：数字关联沿分布下降，创新关联沿分布上升，二者差异统计显著；制度关联不能与常数区分。第三，后社会主义经济体与其他新兴市场的子组估计在符号、显著性和排序上一致，正式交互检验不拒绝相等，故合并模式并非组合结构不同群体的假象。政策含义均以关联性证据为条件：低创业密度经济体应关注可负担宽带、移动互联网覆盖、降低注册与合规成本的数字政府服务，以及针对腐败控制、监管质量和法治的治理改革；此类环境中研究支出更可能在与技术教育、研究者培训和企业部门合作等知识生产者与企业联系措施相伴时更具生产力。高进入率经济体边际资源更宜投向深化研究基础和融资知识密集型创业，因为分布顶端数字关联与零不可区分。对所有经济体而言，制度系数稳定性表明治理改革是与进入关联随经济分布位置变化最小的渠道。上述表述描述最强相关所在，转化为成本化干预仍需国别分析。