營商環境優化、雙重關系與企業產能利用率

劉 軍 ， 付建棟

（山西財經大學 國際貿易學院，山西 太原 030006）

一、引 言

供給側結構性改革迫切需要解決的一個關鍵問題是企業產能利用率的提升，這也是當前轉變經濟發展方式和推動新舊動能轉換的必然要求（鞠蕾等，2016）。為了提升企業的產能利用率，化解過剩產能，政府雖制定了一系列的政策措施，但仍未能達到這一目的（干春暉等，2015）。鑒于此，政策制定者和學者們開始反思政府的行政干預能否有效地提升企業的產能利用率，并探尋提升企業產能利用率的長效促進機制。由此，企業面臨的營商環境受到多方關注。2017年，中央財經領導小組工作會議提出，要改善投資及市場環境，加快對外開放步伐，降低市場運行成本，營造穩定、公平、透明和可預期的營商環境，加快建設開放型經濟新體制，推動中國經濟持續健康發展，提高企業的產能利用率。可見，減少行政干預，維護市場公平競爭，為企業營造良好的營商環境是現階段提高企業產能利用率的一個長效促進機制。

從已有文獻來看，早期學者們認為企業較低的產能利用率是其理性選擇的結果，目的是為了應對外部經濟波動和阻止同類企業進入市場。Fair（1969）和Abel（1983）的窖藏理論指出，由于存在調整成本，企業在面對外部經濟波動時會貯存部分生產要素，導致產能利用率降低。Spence（1977）以及Mathis和Koscianski（1996）的企業競爭策略選擇理論認為，企業通過主動降低產能利用率，以阻止其他企業進入市場并顯示自身的實力。之后，學者們發現較低的產能利用率可能不是企業自身理性選擇的結果。企業在生產經營過程中面臨的外部環境能夠導致其呈現出非理性的產能利用率降低的現象（Deng等，2017；張亞斌等，2018）。通過梳理文獻，發現國內外學者對影響產能利用率的外部環境的關注重點不一致，國外學者更加注重市場環境（Nyaoga等，2015），而國內學者的關注重點是制度環境（韓國高，2017）。

雖然已有文獻分別從市場環境和制度環境的維度考察了其對企業產能利用率的影響，但忽略了企業在生產經營過程中面臨的外部環境。外部環境不僅包括市場環境和制度環境，還包括要素環境、政治環境和基礎設施環境等，即總體的營商環境。企業面臨的營商環境在促進其產能利用率提升的過程中扮演著十分重要的角色。營商環境優化意味著企業面臨的政企關系與商業關系都得到較大程度的改善（Kljucnikov等，2016）。一方面，政企關系改善，即企業與政府之間的關系改善，意味著企業得到政府的優惠政策以及獲取的有效信息增多，避免過度投資，促進產能利用率提升（張龍鵬和蔣為，2015；Tian，2016）；另一方面，商業關系改善，即企業與下游客戶和上游供應商之間關系的改善，有助于解決企業之間的信息不對稱，降低市場和政策的不確定性以及不必要的交易成本，使得企業生產的產品迅速得到流通（王永進，2012；Marn等，2016），達到提升產能利用率的目的。然而，上述理論機制在中國的現實經濟中是否存在？營商環境優化能否提升企業的產能利用率？政企關系和商業關系的改善是否為其內在的作用機制？此外，考慮到中國企業面臨的營商環境和產能利用率在不同類型的企業、行業及地區存在較大的差異，那么，營商環境優化影響企業產能利用率的現實效應是否存在異質性？

為了解答上述問題，本文將基于政企關系和商業關系的雙重關系視角，采取世界銀行提供的中國企業調查數據，實證研究營商環境優化對中國企業產能利用率的影響效應，并進一步基于企業、行業及地區三個維度考察上述影響效應的異質性表現。研究結果顯示，營商環境優化能夠提升企業的產能利用率，其內在機制是營商環境優化改善了企業面臨的政企關系和商業關系。分樣本考察發現，上述現象存在于民營企業、大規模企業以及非產能過剩行業和沿海地區的企業中。由于產能過剩意味著產能利用率較低（Shen和Chen，2017），①董敏杰等（2015）、張亞斌等（2018）指出，產能利用率是反映企業的產能利用情況、判斷其是否存在產能過剩的最直接指標。故本文的研究結論能夠在中國經濟轉軌時期，為企業尤其是產能過剩企業提升自身的產能利用率，緩解產能過剩壓力，提供營商環境優化維度下具體的政策啟示。

本文可能的邊際貢獻體現在四個方面：一是整體營商環境的考察。突破已有成果主要集中于某一方面的營商環境的局限，從整體層面考察營商環境優化影響企業產能利用率的現實效應，所得結論更具現實解釋力。二是構建了企業層面的營商環境指數。采取企業面臨的要素環境、市場環境、政治環境、法制環境和基礎設施環境五方面14類營商環境指標，構建企業層面的營商環境指數，彌補了整體營商環境在微觀企業層面衡量的不足。三是明晰其內在作用機制。基于政企關系和商業關系的雙重關系視角對營商環境優化影響企業產能利用率的內在機制進行了系統研究，明晰了營商環境優化作用于企業產能利用率的具體機制。四是考察了企業、行業及地區維度下的異質性表現，進一步對不同的企業、行業和地區的異質性表現進行考察，豐富和深化了現有的研究體系。

本文的結構安排如下：第二部分是文獻回顧；第三部分是理論分析；第四部分是實證檢驗；第五部分是內生性處理與結果分析；第六部分基于企業、行業及地區維度進一步考察異質性表現；最后是結論與政策啟示。

二、文獻回顧

（一）市場環境與企業產能利用率

部分學者基于市場環境中投資環境的視角考察了其影響企業產能利用率的機理及效應。Abrahamson和Rosenkopf（1993）發現，在市場環境不確定的情況下，某些生產經營行為被多數企業實施后，引發其他企業采取相同的行為，進而形成“攀比效應”。比如，企業在進行投資決策時，會考慮其他企業的投資行為和動機，使得投資到同一行業的可能性增大，造成市場內的過度投資，引致行業內發生產能過剩，降低企業的產能利用率（Li等，2016）。此外，林毅夫等（2010）認為，市場的不確定性以及自身調節機制的缺陷，導致企業呈現出產能利用率較低的現象，通過以“行業內企業總數目不確定”作為主要因素，發現企業較低的產能利用率不僅受到行業外部條件或經濟周期波動的影響，而且其非理性投資的“潮涌現象”也導致產能利用率降低（林毅夫等，2010）。白讓讓（2016）基于企業產能投資行為的競爭戰略視角，發現企業的新增投資與市場中競爭者的擴張行為息息相關，較強的市場競爭導致企業過度投資，降低其產能利用率（Tian，2016）。楊振兵（2016）在有偏技術進步視角下考察了產能利用率的決定因素，發現企業在生產經營過程中面臨的投資環境對資本投資的偏好較大，增強了投資環境對企業產能利用率的負向影響效應。

此外，還有部分學者基于市場環境中市場需求、市場競爭和市場壁壘等視角，對企業較低的產能利用率現象進行了解釋（Bain，1968；Caves，1998；韓國高等，2011）。由于現有研究缺乏系統性和完整性，研究結論不一致。進一步地，徐朝陽和周念利（2015）發現，當市場需求存在不確定性時，高效率的企業為了規避風險會謹慎投資，為大量低效率的企業留下市場空間，導致較低的市場集中度和產能利用率。但是，約束管理對企業的產能利用率存在較強的正向促進作用（Nyaoga等，2015）。Jakubovskis（2017）基于市場的供給及需求視角，研究了市場需求不確定下獲取靈活技術對企業產能利用率的影響，發現由于供給與需求之間存在顯著的差別，企業總體產量無法充分利用，但增加靈活產量的比例可以提高企業的產能利用率。Liu等（2017）指出，在出口繁忙的季節，“銷售效應”和“競爭效應”促使企業擴大產量以滿足市場需求，而在出口淡季時會出現銷售過度的問題，導致大量的過剩產能產生，降低了企業的產能利用率。Shen和Chen（2017）的研究發現，僵尸企業通過排擠健康公司加劇了其產能利用率低下的現象。

（二）制度環境與企業產能利用率

在制度環境影響企業的產能利用率方面，相關的研究成果主要集中在針對發展中國家的研究上。從研究結論來看，多數研究認為發展中國家處于經濟轉軌時期，其體制扭曲導致企業的投資行為也產生扭曲，最終出現重復建設的現象，降低企業的產能利用率（江飛濤等，2012）。具體而言，多年來的財政分權體制和以考核GDP增長為核心的政府官員政治晉升體制，導致地方政府扭曲了企業的投資行為，使其呈現出過度投資的現象，降低了產能利用率（江飛濤等，2012）。王文甫等（2014）認為，地方政府通過各種方式的干預，刺激企業進行過度投資，最終造成企業大量的過剩產能，即產能利用率降低。Chen等（2011）和Deng等（2017）也發現，政府干預會扭曲企業的投資行為以及損害投資效率。因此，地方政府的不正當干預、不正當競爭以及政策性補貼都對企業的產能利用率產生顯著的負向影響（董敏杰等，2015；張亞斌等，2018；Tong，2017）。主要原因在于，地方政府的上述行為，惡化了企業面臨的制度環境，并破壞了產能利用率的周期性規律和行業性特征。此外，干春暉等（2015）和席鵬輝等（2017）指出，地方官員的任期制度和財政壓力使得企業獲取資源的成本降低，加快了能夠帶來較大財政收入的產能利用率較低行業的發展速度，進而影響企業的產能利用率。程俊杰（2015）基于產業政策視角的研究發現，經濟轉軌時期的產業政策降低了企業的產能利用率，但Aghion等（2015）認為，分配給競爭性部門或某一部門的產業政策可以提高其產能利用率，且供給型產業政策存在顯著的“扶小”政策傾向，需求型產業政策能夠提升企業的生產率以及促使企業占據更大的市場份額，從而提升其產能利用率（韓超等，2017）。韓國高（2017）認為，利用制度環境的調控政策能夠迫使企業對其生產和投資行為進行調整，提高了企業的產能利用率。

通過對相關研究成果的梳理可以看出，企業面臨的市場環境和制度環境等外部營商環境能夠影響其產能利用率。然而，企業在生產經營過程中面臨的外部營商環境涉及多個方面。國務院發展研究中心（2015）指出，產能利用率的影響因素既包括市場環境與制度環境的因素，也涉及要素環境、政治環境和基礎設施環境等因素。因此，考察外部營商環境對企業產能利用率的影響，需要考慮到外部營商環境的各個方面，即基于總體營商環境視角研究其對企業產能利用率的影響機制及現實效應。

三、理論分析

（一）營商環境與企業產能利用率

企業面臨的營商環境是其賴以生存的外部條件，營商環境的優劣影響著企業的生產經營行為和發展戰略決策。因為企業面臨的營商環境直接影響其資本和勞動力等要素的流動以及在生產經營過程中的活力，進而對生產經營績效產生重要的影響（Mazzi等，2016）。營商環境能夠通過各種途徑誘發、促進或者限制企業生產經營的行為和活動。因此，企業面臨的營商環境可以視為影響其生產經營活動的發生、進行及其成效的外部要素總和。接下來，本文主要從外部環境的不確定性及技術創新兩個方面對營商環境優化影響企業產能利用率的內在機制進行分析。

1. 外部環境的不確定性

企業在生產經營過程中面臨外部環境的不確定性，包括市場中的不確定性和政府政策的不確定性。其中，市場中的不確定性包括客戶需求的不確定、競爭對手的不確定、投資信息的不確定以及技術變革的不確定等方面（Cadman等，2016；Latan等，2018）；政府政策的不確定性包括財政政策、貨幣政策、稅收政策和產業政策等方面的不確定性（Baker等，2016；Gulen和Ion，2015；Bonaime等，2018）。外部環境的不確定性會制約企業的組織行為和生產經營活動（Marn等，2016），使得其成為企業生產經營成本之外的額外成本。但是，當企業面臨的營商環境優化時，可以降低其在生產經營過程中面臨的上述外部環境的不確定性。外部環境不確定性的降低，一方面，使得企業維護外部環境的成本降低，可以將更多的資本用于產品研發和技術改進，提高產品的質量和技術含量，增加企業生產產品在市場中的競爭力，促進其產能利用率的提升；另一方面，企業的機會主義行為以及利用內部資源牟取私利的動機降低，提高了資產利用率和投資效率，促進產能利用率的提升。

2. 技術創新

營商環境優化能夠推動技術創新，鼓勵企業在對原有產品線升級改造的同時，加大對高新技術產品的研發與生產（魯桐和黨印，2015）。因此，營商環境優化能夠改善各行業中高新技術產品生產經營過程中面臨的外部環境，使得企業的技術水平和產品質量得到提升，增強了企業的創新能力和產品的技術含量，提高以產品質量、標準和技術為核心要素的市場競爭力，促進產能利用率提升。因此，本文提出以下總體層面針對營商環境與企業產能利用率之間關系的理論假設1。

假設1：優化企業面臨的營商環境，能夠促進其產能利用率提升，即營商環境與企業產能利用率之間呈正相關關系。

（二）營商環境、政企關系與企業產能利用率

政企關系是指在經濟活動中政府與企業之間相互影響、相互作用的關系。由于政府在市場經濟活動中掌握大量資源，較易對企業進行不正當干預，增加了企業在生產經營過程中承擔的制度性交易成本（干春暉等，2015）。然而，營商環境優化意味著行政效率的提高和制度性交易成本的降低，使得掌握重要資源的政府更好地為企業服務，而不是過多地干預企業的生產經營行為（Mendoza等，2015）。因此，營商環境優化意味著企業面臨的政企關系得到改善，即形成良好的政企關系。政企關系的改善有助于企業產能利用率的提升（張龍鵬和蔣為，2015），主要路徑體現在政府服務能力和制度性交易成本兩個方面。

1. 政府服務能力

政企關系的改善使得政府提高對企業的服務能力，促進企業產能利用率提升。由于國內的市場經濟體制存在著嚴重的信息不對稱，導致企業對未來市場的不確定性以及競爭對手信息的缺失程度較高。然而，政府掌握了企業在生產經營活動過程中所需要的大量信息。比如：企業面臨的潛在競爭對手信息；政府政策的最新動態；等等。良好的政企關系意味著政府服務于企業的能力提高，有助于企業獲得政府提供的有效信息，及時對市場的變動進行準確預判，降低信息滯后帶來的過度投資風險（黨力等，2015），提升了企業的產能利用率。因此，政企關系改善帶來的政府服務能力提升，使得企業能夠掌握充分的市場信息，提升自身的產能利用率。此外，良好的政企關系帶來的政府服務能力的提高，在一定程度上也避免了政府對企業的不正當干預，有利于企業產能利用率的提升。

2. 制度性交易成本

政企關系改善帶來了制度性交易成本的降低，促進企業產能利用率提升。制度性交易成本是企業面臨政企關系時必須承擔的非生產經營性成本，對企業的創新、融資和生產等都具有非常重要的作用（Hoffman等，2016）。若企業面臨的政企關系較差，其承擔的制度性交易成本在總成本中占據的比重較大，導致資源配置偏離最優水平，降低其產能利用率。然而，政企關系的改善能夠降低企業面臨的制度性交易成本，使得其加大對已有產品的改進力度以及新產品的研發投入規模，提高生產產品的質量和技術含量，增加產品的銷售規模和市場占有率（王永進和馮笑，2018），促進產能利用率的提升。

根據以上分析，營商環境優化意味著政企關系改善，而政企關系的改善能夠提高政府的服務能力和降低企業面臨的制度性交易成本，進而提升企業的產能利用率。因此，本文提出基于政企關系維度的營商環境與企業產能利用率之間關系的理論假設2。

假設2：優化企業面臨的營商環境，能夠通過提高政府服務能力和降低制度性交易成本，即改善政企關系，促進其產能利用率的提升。

（三）營商環境、商業關系與企業產能利用率

企業在市場中具有雙重身份，即客戶身份與供應商身份。這種雙重身份使得企業的商業關系也表現在兩方面：一是作為供應商身份與下游客戶之間的關系；二是作為客戶身份與上游供應商之間的關系。當企業面臨的營商環境優化時，意味著企業所處的市場環境得到改善。在能夠規范行業內的市場競爭秩序的同時，企業間的信息不對稱程度也得到有效改善，企業與上下游企業之間信息溝通的有效性增強，進而改善其面臨的商業關系（Jiang等，2016）。因此，營商環境優化意味著企業面臨的商業關系得到改善，即形成良好的商業關系。企業面臨的商業關系對其生產經營具有重要的作用。良好的商業關系能夠提高企業生產產品的規模、效率和質量，進而增強產品的銷售量和市場競爭力（Park等，2017），促進企業產能利用率的提升。

1. 與下游客戶之間的關系

企業作為供應商，與下游客戶之間關系的改善能夠通過生產產品的規模和效率路徑促進產能利用率的提升。商業關系的改善意味著企業與下游客戶之間的誠信度增強，對未來市場的需求規模的預判能力加強（Jeong和Oh，2017）。一方面，能夠使企業更好地掌握預期市場的需求規模，避免了因盲目投資帶來的生產規模擴張，有利于產能利用率的提升；另一方面，避免了企業在市場拓展過程中的機會主義傾向，提高生產產品的效率，促進產能利用率的提升。

2. 與上游供應商之間的關系

企業作為客戶，與上游供應商之間關系的改善能夠通過生產產品的效率及質量路徑促進產能利用率的提升。企業面臨的商業關系改善，增強了其與上游供應商之間信息溝通的有效性，帶來了誠信度的提高，降低了原材料或中間投入品的質量不符合要求的幾率，使得上游供應商能夠為企業提供較高質量的原材料或中間投入品（Franklin和Marshall，2019）。一方面，降低了企業尋找新供應商需要承擔的交易成本，使得其可以將更多的資金用于新產品研發或已有產品的改進上，增強產品的市場競爭力，促進產能利用率的提升；另一方面，使得企業能夠利用高質量的原材料或中間投入品生產高質量的產品，增強了產品的市場競爭力，擴大了銷售規模，進而產能利用率得到提升。

根據以上分析，營商環境優化意味著企業與上下游企業之間的商業關系改善，而商業關系的改善能夠通過生產產品的規模、效率和質量路徑，促進產能利用率的提升。因此，本文提出基于商業關系維度的營商環境與企業產能利用率之間關系的理論假設3。

假設3：優化企業面臨的營商環境，能夠通過改善企業與上下游企業之間的關系，即改善商業關系，促進其產能利用率的提升。

四、實證檢驗

（一）模型設定

1. 總體影響效應的實證模型

為了驗證上文的理論假設1，同時考慮到企業的產能利用率為受限被解釋變量，其在下文樣本中具有上下限。因此，本文構建tobit模型進行估計，具體形式設定如下：

其中，i代表企業； c u 代 表企業的產能利用率； b index 代 表企業層面的營商環境指數； Σ contro代表一系列的控制變量，以控制其他影響企業產能利用率的因素；dum_ind和dum_pro分別代表行業虛擬變量和省份虛擬變量；ε代表隨機誤差項。根據估計結果中系數 β的符號和顯著性，可以判斷是否驗證了上文的理論假設1。若 β顯著為正，表明營商環境優化能夠提升企業的產能利用率，理論假設1得以驗證；否則，說明理論假設1不成立。

2. 內在機制的實證模型

對于上文的理論假設2和理論假設3的驗證，根據理論分析，營商環境優化能夠通過政企關系和商業關系路徑影響企業的產能利用率。為此，本文在式（1）的基礎上，納入營商環境指數與政企關系和商業關系的交互項，具體形式設定如下：

其中， b index×relation 代表營商環境指數與政企關系或商業關系的交互項。為了避免較強的相關性對估計結果造成實質性影響，本文分別將政企關系和商業關系變量納入模型中進行估計。

在政企關系變量（gl）的選取上，上文理論分析指出，營商環境優化對政企關系的改善，涉及政府服務能力的提高和制度性交易成本的降低兩方面。但是，下文采取的樣本中，難以尋找到兩個合適的指標分別衡量政府服務能力和制度性交易成本。為此，本文選取一個能夠同時反映政府服務能力和制度性交易成本的指標，即采取企業與稅務部門之間的關系衡量政企關系（申廣軍和鄒靜嫻，2017）。原因在于，稅務部門作為向企業征稅的主管部門，其與企業之間的關系能夠在較好地反映政府服務能力的同時，目前的稅收制度也為企業帶來了一定程度的制度性交易成本。因此，企業與稅務部門之間的關系能夠同時反映政府服務能力和制度性交易成本，即較好地反映政企關系。本文將政企關系變量（gl）與營商環境指數相乘構建交互項bindex×gl，并納入式（2）以考察政企關系路徑的現實作用。

在商業關系變量（firm）的選取上，由上文理論分析可知，營商環境優化對商業關系的改善，涉及與下游客戶之間的關系以及與上游供應商之間的關系兩方面。因此，為了能夠明晰在商業關系的作用路徑下，是哪類關系的改善在營商環境優化影響企業產能利用率的現實效應中發揮主要作用，本文將與下游客戶之間的關系（firm1）和與上游供應商之間的關系（firm2）兩個變量分別與營商環境指數（bindex）相乘構建交互項，即將 b index× firm1和 b index× firm2分別納入式（2）中，以考察商業關系路徑的現實作用。

根據三個交互項 b index×gl、 b index× firm1和 b index× firm2的 系數 β 的符號和顯著性，可以驗證上文的理論假設2和理論假設3是否成立。若 b index×gl的 系數 β的估計結果顯著為正，表明營商環境優化能夠通過改善政企關系提升企業的產能利用率；否則，表明政企關系路徑下的現實作用不存在。同理，若 b index× firm1和 b index× firm2的 系數 β的估計結果顯著為正，表明營商環境優化能夠通過改善與上下游企業之間的商業關系提升企業的產能利用率；否則，表明商業關系路徑下的現實作用不存在。

（二）變量選取與衡量

1. 被解釋變量（cu）的衡量

企業的產能利用率采取下文樣本中給出的產能利用率指標進行衡量。該樣本將產能利用率定義為，企業的實際產出與其現有條件下利用全部資源所能達到的最大產出之比。

2. 主要解釋變量的衡量

（1）企業層面營商環境指數的衡量。本文采取下文樣本針對中國企業的調查數據構建企業層面的營商環境指數。該樣本數據給出了企業面臨的14類營商環境對其生產經營的阻礙程度，數值從0-4，分別代表沒有阻礙、較小阻礙、中等阻礙、較大阻礙和嚴重阻礙，共涉及要素環境、市場環境、政治環境、法制環境和基礎設施環境五方面的營商環境。此外，該樣本數據還給出了企業在上述14類營商環境中對其生產經營造成最大阻礙的某一類營商環境信息。本文據此構造企業層面的營商環境指數，具體如下：

其中，i、j分別代表企業和營商環境類別； b index 是 企業層面的營商環境指數； b usiness是某一類營商環境對企業生產經營的阻礙程度；w是各類營商環境的權重，將各類營商環境對企業生產經營造成最大阻礙的企業數目構成作為權重。采取上述權重的原因是，本文基于生產經營的阻礙程度構造營商環境指數，若所有企業中較大比重的企業認為，某一類營商環境對其生產經營的阻礙最大，意味著該類營商環境相對較差，其應在14類營商環境的阻礙程度中所占的比重較高。為了使所構建的營商環境指數值與其代表的營商環境良好程度保持一致，采用4減去初始營商環境值，詳見式（3）。因此，bindex的范圍為0-4，值越大，代表營商環境越好。

（2）政企關系和商業關系變量的衡量。關于變量gl的衡量，采取企業與稅務部門之間關系的類別變量進行衡量，其取值范圍是1-5，分別代表關系較差、關系一般、關系中等、關系較好和關系很好。可以看出，gl值越大，表明企業與稅務部門之間的關系越好，面臨的政企關系越好。關于變量firm1和firm2的衡量，以企業與下游客戶和上游供應商之間合作的持續時間進行衡量，其為類別變量，取值范圍是1-7，分別代表低于1年、1-2年、2-3年、3-4年、4-6年、6-10年和大于10年。可以看出，其值越大，代表企業與下游供應商和上游客戶之間合作的持續時間越長，說明企業與上下游企業之間已經建立了互為信賴、穩定的合作關系，面臨的商業關系較好。

3. 控制變量的選取與衡量

在控制變量的選取上，已有的關于企業產能利用率的影響因素研究表明，企業的年齡、規模、研發投入、出口、固定資產利用率和融資能力是影響其產能利用率的主要因素（干春暉等，2015；張龍鵬和蔣為，2015；Tian，2016；馬紅旗等，2018）。因此，本文選取上述變量作為控制變量。年齡（age）采取企業成立年限進行衡量。規模（size）采取企業雇員人數進行衡量，并結合下文樣本的界定標準，即根據雇員人數將企業規模設定為類別變量。具體為：若雇員人數（worker）小于20人，定義為小規模企業，賦值為1；若20≤worker≤99，為中等規模企業，賦值為2；若worker≥100，為大規模企業，賦值為3。研發投入（ln_rd）采取企業的研發投入（自然對數形式）進行衡量。出口（exporter）采取企業是否出口的二元變量進行衡量，即：若企業存在出口交貨值，定義為出口企業，賦值為1；否則，賦值為0。固定資產利用率（ln_cap）采用企業固定資產凈值與銷售額的比值（自然對數形式）進行衡量，其值越大，意味著企業的固定資產利用率越低。融資能力（credit）采取企業是否擁有銀行透支額度的二元變量進行衡量，即：若企業擁有銀行的透支額度，賦值為1；否則，賦值為0。

（三）樣本選取與數據說明

世界銀行企業調查數據庫提供了2002年、2003年、2005年和2012年的中國企業調查數據。但是，相對于2005年的中國企業調查數據，其他年份的調查數據，一方面，涵蓋的地區及行業范圍較小；另一方面，本文所需的部分變量的樣本損失較大，且僅2005年樣本給出了反映企業與下游客戶和上游供應商之間關系的數據。因此，本文選取2005年的樣本數據作為實證樣本。除了樣本涵蓋范圍和變量缺失等原因外，本文所采取的樣本對于從微觀層面考察營商環境優化影響企業產能利用率的現實效應具有獨特的優勢。具體表現在四方面：第一，該樣本通過對企業進行問卷調查，直接給出了企業的產能利用率指標，即企業的實際產出與其現有條件下利用全部資源所能達到的最大產出之比。該指標以百分位形式給出，范圍是0—100，避免了因自行測算產能利用率而產生的偏誤。第二，該樣本給出了企業面臨的14類營商環境對其生產經營的阻礙程度及最大阻礙等相關指標，使得企業層面的營商環境指數得以測算。第三，該樣本調研企業的數目較多，共計12 400家企業，且涵蓋的地域范圍較廣，即除西藏自治區和港澳臺之外的30個省（市、自治區）。各地區具體的企業數目為：北京、上海、天津和重慶四個直轄市的企業數目均為200家；其他省份和自治區的省會城市的企業數目都為100家。此外，從行業領域來看，該樣本涉及國際標準產業分類（ISIC Rev. 3.1）的所有二分位制造業行業。第四，該樣本的樣本期處于中國發生第二次大規模產能過剩階段，屬于“非周期性產能過剩”。近年來，中國經歷的新一輪產能過剩也產生于經濟正常運行時期，與第二次產能過剩有著較多的相似之處（王文甫等，2014），增強了研究結論對于當前現實經濟的解釋能力和適用性。同時，產能過剩導致企業的產能利用率普遍較低，且樣本期內中國的營商環境相對較差，為本文考察營商環境優化影響企業產能利用率的現實效應提供了得天獨厚的優勢。

此外，該樣本給出了企業前三年的生產經營數據。但是，部分指標僅給出前一年的數據，如商業關系變量、政企關系變量、營商環境指數等。為了保持各變量的調查年份一致，本文采用前一年的各變量數據進行估計。因此，本文的實證樣本為截面數據。考慮到截面數據可能存在較強的組間異方差，在估計過程中采取穩健標準差以消除組間異方差。①限于微觀層面的面板數據的可得性較低，目前多數學者采取世界銀行中國企業調查數據進行實證研究時，都采取截面數據作為實證樣本。比如，李坤望等（2015）采取與本文相同的2005年截面數據，考察了信息化密度和信息基礎設施對企業出口選擇的影響效應。具體至與本文營商環境優化相關的研究成果，夏后學等（2019）采取2012年的截面數據考察了營商環境優化對企業市場創新的影響效應。當然，由于截面數據能夠反映不同企業面臨的營商環境的差異，故采取截面數據也能夠實證考察營商環境優化影響企業產能利用率的現實效應。各變量衡量所需的數據都來源于上述樣本數據庫，并剔除了各變量的缺失值和異常值。最終，樣本企業數目為11 596家。行業虛擬變量和省份虛擬變量根據樣本企業所處行業和所屬省份生成。

（四）變量的描述性統計與統計關系

表1給出了各變量的描述性統計結果，且圖1進一步給出了營商環境指數（bindex）與產能利用率變量（cu）之間關系的散點圖，以反映二者之間的統計關系。

表 1 變量的描述性統計

可以看出，size的均值為2.721，表明樣本企業中大規模企業所占比重較高；exporter的標準差大于均值，意味著樣本企業中出口企業與非出口企業之間在數量上的差異相對較大，主要是因為能夠克服出口沉沒成本從事出口活動的企業較少。credit的均值為0.288，且標準差大于均值，說明多數企業面臨一定的融資約束。

此外，根據圖1的散點圖可以看出，變量bindex與cu之間呈正相關關系，意味著營商環境優化能夠提升企業的產能利用率，初步驗證了理論假說1。當然，考慮到可能存在的內生性問題，變量bindex與cu之間是否存在正相關關系，下文將對其進行系統地實證檢驗。

圖 1 bindex與cu的散點圖

五、內生性處理與結果分析

（一）內生性處理

在對上文的理論假說進行驗證之前，需要處理模型中可能存在的內生性問題，以避免估計結果產生偏差。主要體現在，變量bindex與cu之間可能存在反向因果關系帶來的內生性問題。雖然企業面臨的外部營商環境是一個相對宏觀的概念，其難以受到企業自身的生產經營狀況的顯著影響，但上文營商環境指數是基于企業面臨的各類營商環境對其生產經營的阻礙程度的維度構建的。若企業擁有較高的產能利用率，意味著其生產經營狀況相對較好，那么，該企業面臨的部分營商環境（如金融成本）對其生產經營的阻礙程度較小。此外，良好的生產經營狀況可能會得到地方政府的青睞與扶持，從而降低要素環境（如土地）、市場環境（如貿易規制）和基礎設施環境（如電力和交通）對其生產經營的阻礙程度。因此，本文所采取的營商環境指數可能會受到企業產能利用率的反向影響，導致自變量與因變量之間存在雙向因果關系，進而帶來內生性問題。

為此，需要尋找或構造bindex的工具變量，并采取iv_tobit模型進行估計。在工具變量的選取上，本文難以在樣本數據庫中尋找到較為合適的指標作為bindex的工具變量。因此，本文將構造bindex的工具變量。具體而言，借鑒余林徽等（2014）基于行業層面構建企業制度變量的工具變量的思路，且考慮到較之行業層面，營商環境的差異更多地體現在地區層面。因此，本文根據企業所在城市的信息，采取各城市的平均營商環境指數作為企業層面營商環境指數的工具變量。由于各城市的營商環境能夠影響城市內企業面臨的營商環境，而單個企業面臨的營商環境對其所在城市的整體營商環境的影響有限。因此，本文構建的工具變量能夠較好地避免因雙向因果關系帶來的內生性問題。

（二）總體影響效應的估計結果

表2給出了采取式（1）的估計結果。為了考察模型中可能存在的內生性問題是否對估計結果帶來實質性影響，本文也報告了未采取工具變量，即采取tobit模型的基準估計結果。其中，第（1）列至第（3）列是采取tobit模型的基準估計結果；第（4）列至第（6）列是克服內生性之后的估計結果。

表 2 總體影響效應的估計結果

續表 2 總體影響效應的估計結果

根據表2報告的估計結果，AR檢驗結果的P值都為0，表明本文采取的工具變量不是弱工具變量，即工具變量與內生變量之間具有較強的相關性。Wald外生性檢驗結果的P值都小于0.05，即工具變量的有效性通過了檢驗，表明本文采取的工具變量是有效的。與基準估計結果相比，克服內生性之后的估計結果中，主要解釋變量和控制變量的系數符號和顯著性未發生實質性變化，表明模型中可能存在的內生性問題未對估計結果造成實質性影響。可以看出，主要解釋變量bindex的系數估計結果顯著為正，說明營商環境與產能利用率之間呈正相關關系，即營商環境優化能夠提升企業的產能利用率，驗證了上文的理論假設1。主要原因如上文所述，營商環境優化能夠降低企業在生產經營過程中面臨的市場及政策的不確定性，并推動企業進行技術創新，在對原有產品線升級改造的同時，加大對高新技術產品的研發與生產，進而降低企業承擔的額外成本，提高產品的質量和技術含量，促進企業產能利用率提升。

在各控制變量的估計結果上，年齡變量（age）的估計系數顯著為負，表明企業的存續時間越長，其產能利用率越低。可能的原因有三方面：一是較之存續時間較長的企業，新企業的創新積極性較高，但創新激勵總體上呈現出倒U形趨勢（Balasubramanian和Lieberman，2011）。因此，存續時間較長企業的創新激勵可能下降，導致其產能利用率降低。二是存續時間較長的企業所處的行業趨于成熟，行業發展的規模經濟效應逐漸降低，導致產能利用率下降。三是由于企業的存續時間較長，遺留的陳舊機器較多，且設備耗費的成本較高，從而陳舊機器設備的生產效率較低，導致企業的產能利用率偏低。規模變量（size）的估計系數顯著為正，說明企業規模越大，其產能利用率越高。原因可能在于，規模較大的企業可以通過產品多元化應對市場需求結構的變化，能夠保持較高的產能利用率。研發投入變量（ln_rd）的估計系數顯著為正，說明研發投入對產能利用率具有正向促進作用，即企業的研發投入越多，其產能利用率越高。主要原因在于，企業加大研發投入可以提高其技術創新能力，較高的技術創新能力促進產能利用率提升（劉和旺等，2015）。是否出口的二元虛擬變量（exporter）的估計系數顯著為正，意味著企業從事出口活動能夠提升其產能利用率。原因在于，較之非出口企業，出口企業面臨著更為廣闊的市場空間，能夠通過增加產出規模和銷售規模，提升自身的產能利用率。固定資產利用率變量（ln_cap）的估計系數顯著為負，說明企業的固定資產利用率越高，其產能利用率越高。原因在于，若企業的固定資產利用率較低，意味著其存在一定程度的盲目投資現象，導致產能利用率降低。融資能力變量（credit）的估計系數顯著為正，說明企業的融資能力越強，其產能利用率越高。主要原因是，融資能力較強的企業承擔風險的能力較強，且資源配置效率和經營效率較高，進而擁有較高的產能利用率。

（三）內在作用機制的估計結果

本文通過估計式（2）以驗證上文的理論假設2和理論假設3，估計結果如表3所示。其中，第（1）列至第（2）列是政企關系路徑下的估計結果；第（3）列至第（6）列是商業關系路徑下的估計結果。

表 3 內在作用機制的估計結果

由表3可以看出，AR檢驗結果表明本文工具變量不是弱工具變量，其與內生變量之間的相關性較強，且Wald外生性檢驗結果表明工具變量是有效的。考慮到估計結果的嚴謹性，接下來將根據納入控制變量之后的估計結果進行分析。根據估計結果，反映政企關系的交互項bindex×gl的估計結果顯著為正，說明企業的營商環境優化能夠通過改善政企關系提升其產能利用率，驗證了上文的理論假設2。此外，反映商業關系的兩個交互項 b index×firm1和bindex×firm2的估計系數也都顯著為正，表明營商環境優化能夠通過改善企業與下游客戶和上游供應商之間的關系，即改善商業關系，促進其產能利用率的提升，驗證了上文的理論假設3。上述結論表明，營商環境優化能夠通過改善企業面臨的政企關系和商業關系兩個路徑，促進其產能利用率的提升。

根據表3中交互項的邊際效應，可以得出兩個有益結論。一是政企關系的邊際效應大于商業關系的邊際效應，說明營商環境優化對企業產能利用率的提升中，政企關系改善的中介作用大于商業關系改善。可能的原因在于，國內企業較低的產能利用率更多的是由政府導致的，即政府過多的不正當干預和較高的制度性交易成本對企業產能利用率的負向效應，大于企業自身在市場中與上下游企業之間較差關系帶來的負向效應。因此，營商環境優化帶來了政府服務能力的提高和制度性交易成本的降低，即政企關系的改善能夠在更大程度上提升企業的產能利用率。這一結論也反映出在提升企業產能利用率的進程中，營商環境優化的重點應放在改善政企關系上。二是 b index× firm1的 邊際效應大于 b index× firm2，說明營商環境優化通過改善與下游客戶之間關系的路徑，對企業產能利用率的提升作用大于改善與上游供應商之間關系的路徑。主要原因是：與下游客戶之間關系的改善，一方面，能夠掌握產品的預期需求規模，進而有效地控制生產規模，避免盲目投資，降低潛在產能；另一方面，能夠擴大企業對下游客戶的產品銷售規模，提高生產產品的效率，增加實際產能。因此，潛在產能的降低和實際產能的提高，雙管齊下對產能利用率的提升作用，大于僅改善與上游供應商之間關系路徑下新產品研發或已有產品改進，以及提供較高質量的原材料或中間投入品帶來的產能利用率提升。

（四）估計結果的穩健性檢驗

1. 剔除小規模樣本

本文采取的樣本中未剔除小規模企業。為了檢驗小規模企業的存在是否會對估計結果產生實質性影響，本文剔除企業雇員人數小于10人的樣本企業。剔除樣本之后的估計結果見表4的第（1）列至第（4）列。可以看出，變量bindex以及交互項的系數符號及顯著性都未發生實質性變化，且從控制變量的估計結果來看，控制變量的系數符號及顯著性與上文也是一致的，表明上文所得結論是穩健的。

2. 改變估計方法

本文進一步改變估計方法，即采取iv_2SLS估計方法，以驗證估計結果的可靠性。估計結果見表4的第（5）列至第（8）列。可以看出，估計結果中第一階段的F統計量都顯著大于10，且AR檢驗的P值都為0，說明工具變量與內生變量的相關性較強。此外，除第（5）列外，其他各列的Hausman檢驗結果的P值都通過了內生性檢驗，表明估計結果與OLS估計結果之間存在一定的差異，采取工具變量進行估計是有效的。根據估計結果，變量bindex以及交互項的系數符號和顯著性都未發生實質性變化，且系數值的大小關系也與上文的邊際效應關系保持一致。在控制變量方面，各控制變量的估計結果與上文相比也未發生實質性變化，表明上文所得結論是穩健的。

表 4 穩健性檢驗結果

續表 4 穩健性檢驗結果

六、進一步研究：異質性表現

由于企業的產能利用率以及其面臨的外部營商環境，在不同的企業、行業及地區都存在一定的差異，可能導致營商環境優化對企業產能利用率的影響效應呈現異質性。為此，本文進一步將樣本細分，基于企業、行業及地區維度考察異質性表現。

（一）樣本劃分依據

在樣本的劃分上，按照企業類型維度主要將樣本分為國有企業與民營企業、中小規模企業與大規模企業；按照行業層面維度將樣本分為產能過剩行業與非產能過剩行業；按照地區特征維度將樣本分為沿海地區與內陸地區。主要依據在于以下四方面：（1）考慮到國有企業的特殊性，其擁有地方政府給予的特惠資源和市場優勢。但是，多年來國有企業較低的生產經營效率和產能利用率，可能使得營商環境優化難以影響其產能利用率。因此，需要明晰國有企業與民營企業之間的異質性。在樣本劃分標準上，采取上文樣本數據庫給出的劃分標準，即：若企業的國有股權比重大于50%，為國有企業；否則，為民營企業。（2）由上文分析可知，企業規模能夠顯著地影響其產能利用率。但是，考慮到地方政府限于資源的有限性，對企業進行服務時，可能會選擇經濟和社會效應較大的企業為其提供資源和服務，進而弱化了營商環境優化帶來的政企關系改善，以及在中小規模企業的產能利用率提升中的作用。因此，本文需要進一步明晰中小規模企業與大規模企業之間的異質性表現，以期能夠得出更具針對性的政策啟示。（3）產能過剩行業與非產能過剩行業在資金、技術和設備等方面存在顯著的差異，導致營商環境優化對企業產能利用率的作用機制可能存在一定的差異。因此，本文根據歐美等國家利用產能利用率判斷企業產能是否過剩的思路，即：若產能利用率在79%—83%之間，為產能正常；若產能利用率超過90%，為產能不足，存在生產設備超負荷現象；若產能利用率低于79%，為產能過剩（韓國高等，2011）。在此基礎上，本文計算了各行業的平均產能利用率，將平均產能利用率低于79%的行業定義為產能過剩行業，而平均產能利用率大于或等于79%的行業定義為非產能過剩行業。（4）沿海發達地區與內陸欠發達地區之間在經濟發展水平、市場機制完備性、政府服務水平以及企業的技術水平、產能利用率和開放程度等方面存在較大的差異，可能會導致營商環境優化對企業產能利用率的影響效應呈現異質性。因此，需要明晰沿海地區和內陸地區的營商環境優化對企業產能利用率的異質性影響。

（二）異質性表現考察

1. 國有企業與民營企業

表5的第（1）列和第（2）列給出了國有企業和民營企業兩個子樣本的估計結果。可以看出，bindex及其三個交互項在國有企業樣本中的系數都不顯著，但在民營企業樣本中都顯著為正。上述估計結果意味著：營商環境優化不會提升國有企業的產能利用率，也無法通過改善政企關系和商業關系促進其產能利用率的提升；民營企業的營商環境優化，能夠通過改善政企關系和商業關系促進其產能利用率的提升。原因可能在于，一方面，相對于民營企業，國有企業享受了地方政府給予的較多優惠和偏向性政策，加之中央政府的產業鼓勵政策與地方政府的財政補貼政策的雙重疊加，導致了國有企業的產能利用率偏低（顧振華和陳強遠，2017）；另一方面，張天華和張少華（2016）指出，地方政府給予的較多特惠資源導致國有企業的生產經營效率較低，加之其較低的產能利用率，使得國有企業的營商環境優化難以促進其產能利用率的提升。

表 5 不同維度下子樣本的估計結果

2. 中小規模企業與大規模企業

表5的第（3）列和第（4）列給出了中小規模企業和大規模企業兩個子樣本的估計結果。可以看出，除了 b index×gl在中小規模企業樣本中的估計系數不顯著外，bindex及其三個交互項在兩個子樣本的估計系數都顯著為正。這一結果表明，大規模企業的營商環境優化，能夠通過改善政企關系和商業關系促進其產能利用率的提升。但是，營商環境優化僅能通過改善商業關系促進中小規模企業的產能利用率的提升。主要原因在于，地方政府掌握資源的有限性，使得其傾向于選擇經濟和社會效應較大的大規模企業，給予其相應的資源，導致中小規模企業的營商環境優化，難以通過改善政企關系促進其產能利用率的提升。

3. 產能過剩行業與非產能過剩行業

表5的第（5）列和第（6）給出了產能過剩行業與非產能過剩行業兩個子樣本的估計結果。可以看出，除了產能過剩行業中的 b index×firm2外，bindex和其他三個交互項的系數符號及顯著性與總體樣本的估計結果相一致，表明營商環境優化會通過改善政企關系與商業關系促進非產能過剩行業中企業的產能利用率提升。對于產能過剩行業的企業而言，營商環境優化只能通過改善政企關系以及與下游客戶之間的關系促進企業的產能利用率提升。原因可能在于，產能過剩行業中企業相對較低的產能利用率，使得其產品出現積壓，降低了向上游供應商購買原材料或中間品的規模，導致其與上游供應商之間的關系出現惡化。

4. 沿海地區與內陸地區

表5的第（7）列和第（8）列給出了沿海地區和內陸地區兩個子樣本的估計結果。可以看出，除了 b index×firm2在內陸地區樣本中的估計系數不顯著外，bindex和其他三個交互項在兩個子樣本的系數符號及顯著性與總體樣本的估計結果相一致。這一結果表明，沿海地區企業的營商環境優化能夠通過改善政企關系和商業關系促進其產能利用率的提升。但是，內陸地區的營商環境優化只能通過改善政企關系以及與下游客戶之間的關系促進企業的產能利用率的提升。可能的原因在于，內陸地區企業相對較低的資本存量和技術水平，使得其營商環境優化帶來的與上游供應商之間關系改善，一方面，較低的資本存量難以加大新產品研發或已有產品改進力度；另一方面，較高質量的原材料或中間投入品在較低技術水平下對產品質量的提升作用較小。因此，內陸地區的營商環境優化難以通過改善與上游供應商之間的關系改善，對企業產能利用率產生顯著的促進作用。

七、結論與政策啟示

本文基于政企關系和商業關系的雙重關系視角，理論分析了營商環境優化影響企業產能利用率的內在機制，并采取世界銀行企業調查數據庫提供的中國企業調查數據進行了實證檢驗。之后，基于企業、行業及地區維度考察了異質性表現。主要的研究結論為：第一，營商環境優化能夠提升企業的產能利用率。理論分析及實證檢驗的結果表明，企業的營商環境優化，能夠提升其產能利用率。這一結論在采取工具變量克服內生性之后以及基于多維度的穩健性檢驗都是成立的。第二，營商環境優化可以通過改善政企關系和商業關系的雙重關系，促進企業產能利用率的提升。企業的營商環境優化，一方面，能夠通過改善政企關系，提升企業產能利用率；另一方面，能夠通過改善與下游客戶及上游供應商之間的關系，即改善商業關系，促進其產能利用率的提升。第三，在邊際效應上呈現出以下規律：政企關系路徑的邊際效應最大；與下游客戶之間關系路徑的邊際效應次之；與上游供應商之間關系路徑的邊際效應最小。這一規律意味著，營商環境優化通過改善政企關系對企業產能利用率的提升作用大于商業關系改善。同時，在商業關系改善的路徑下，與下游客戶之間關系的改善帶來的企業產能利用率提升效應相對更大。第四，營商環境優化對企業產能利用率的總體及雙重關系路徑下的提升效應，存在于民營企業、大規模企業以及非產能過剩行業和沿海地區的企業中。對于民營企業、大規模企業以及非產能過剩行業和沿海地區的企業，營商環境優化能夠通過改善政企關系和商業關系促進其產能利用率的提升；對于國有企業，營商環境優化無法提升其產能利用率；對于中小規模企業，營商環境優化只能通過改善商業關系促進其產能利用率的提升；對于產能過剩行業和內陸地區的企業，營商環境優化只能通過改善政企關系以及商業關系中與下游客戶之間的關系促進其產能利用率的提升。

本文的研究結論對于當前中國在經濟轉軌時期，提升企業的產能利用率，進一步緩解過剩產能壓力，提供了營商環境優化維度下具體的政策啟示。第一，營商環境優化的重點應更多地以改善政企關系為主。營商環境優化在深化和形成企業之間良好的商業關系的同時，應重點改善政企關系，即提升政府服務水平和減少制度性交易成本。尤其是產能過剩行業和內陸地區的企業，在營商環境優化的進程中，應充分發揮政企關系改善帶來的較大產能利用率的提升作用。具體而言，政府應逐步建立信息發布的服務制度，發揮政府的總量信息優勢，推動信息公開化、透明化，以促進企業理性投資，推動市場調節機制的順利實現，減少企業的過度投資以及制度性交易成本，使得企業擁有更多的資金投入到產品的研發和創新上，進而提升產品的市場競爭力（劉京星等，2017）。第二，在營商環境優化的進程中，政府應將服務和扶持的重心由國有企業、大規模企業以及非產能過剩行業和沿海地區的企業，轉向民營企業、中小規模企業以及產能過剩行業和內陸地區的企業。一方面，中央和地方政府應逐步減少對國有企業的財政補貼、融資擔保和政府采購等一系列幫扶措施，使國有企業真正回歸市場，依靠自身的經營和資源解決內部嚴重的產能利用率偏低問題。只有激發國有企業自身的生產經營活力，才能使其健康、持續地發展。另一方面，地方政府應將服務重心和優惠措施更多地轉向中小規模企業和民營企業，加強對中小規模企業和民營企業的政策、資金和技術等方面的支持，以形成與中小規模企業和民營企業之間良好的政企關系，進而發揮政企關系在促進產能利用率的提升上的積極作用。此外，政府應積極改善產能過剩行業以及內陸地區的企業與上游供應商之間的關系，給予產能過剩行業和內陸地區更多的資金支持，促進企業更新機器設備和生產技術，提升資本存量和技術水平，促進其產能利用率的提升。