營商環境優化推動區域創新效率提升
——基于中國省級面板數據的實證分析

0 引言

伴隨著以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局的確立，作為暢通雙循環的主要抓手，優化營商環境被置于越來越突出的重要位置。著力優化營商環境以激發市場活力和促進經濟轉型得到了學術界和實踐界的不斷討論。背后的邏輯本質強調要掃除制度、觀念和利益羈絆，破除體制機制障礙，以構建高水平社會主義市場經濟體制。顯然，營商環境作為綜合的頂層制度安排，必然會在降低全社會交易成本、促進生產要素充分流動等的基礎上，形成鼓勵創新的制度環境，推動創新水平的提升，進而釋放巨大持久的動能。然而推動經濟的高質量發展，不僅要求能以創新作為發展的根本動力，也要求實現創新的高效性，綜合形成平穩健康的經濟發展。那么，營商環境的改善是否能夠帶來區域創新效率的提升呢？是否可能存在因政策導向造成盲目創新投入而損失了創新資源要素效率的問題？因此，從創新效率層面進一步考察優化營商環境的效力,對檢驗和調整當下優化營商環境的思路以實現經濟健康長效發展具有重要的理論與現實意義。

1 理論假說

近年來，商事制度改革、行政審批制度改革對創新活動的推動作用得到了許多學者實證認可，學界普遍認為這類簡政放權舉措對企業創新有著積極的推動作用。良好的政務環境意味著行政審批時間周期的縮短、亂收費、重復收費現象的減少以及各種費用標準的規范化，時間和資金的合理化配置，不僅提升了當地企業進行創新投入的可能性和投入水平，還顯著提升了企業的創新水平。除了這類制度硬環境方面的研究，另一支關于契約精神、社會信用等反映制度軟環境因素的研究同樣顯示出制度優化的創新效能。信用監督體系的搭建、良好的契約精神推動了市場競爭，利于市場機會的培育，進而對地區的資源配置效率產生提升作用，由于科研成功以及創新成果商業化轉化的不確定性，資源配置的優化是提高創新產出的關鍵。綜合上述兩類研究，無論從創新投入還是產出的角度，營商環境內含的正式制度的改革以及非正式制度的改善都積極影響著創新活動。基于此，學者們開始突破單一的制度視角，直接研究營商環境對于創新的可能性影響。首先，從微觀角度，營商環境改善通過緩解企業的融資約束、降低企業創新外部環境不確定性，不僅帶動了企業創新水平的提升，也促進了企業技術創新效率和全要素生產率的提升。其次從區域角度來看，營商環境的改善吸引了資金以及高素質、高技能人才的流入，創新要素的集聚激發了地區的創新活力，帶來了創新產出的增加和效率的提升。同時營商環境的改善推動了地方產業結構升級，產業結構升級倒逼研發技術和服務升級，推動了區域創新效率提升。綜上所述，無論是交易成本、創新資源配置還是技術創新的角度，都對營商環境與區域創新效率之間的關系起到了正向的預測。故本文提出如下假說：營商環境的優化可以提升區域創新效率。

2 變量、數據與模型

為將營商環境納入區域創新效率的分析框架，構建了如下的基本計量模型（1）：

其中，te為i省份第t年的創新效率；lnbe為i省份第t年的營商環境對數值；X為j個可能影響區域創新效率的控制變量，其估計系數為β；λ表示i省份不可觀測的個體固定效應；ε表示隨機干擾項；β表示截距項；β為營商環境變量的系數。

被解釋變量：區域創新效率（te）。本文選擇了SFA方法測度區域創新效率。以專利申請授權量度量產出，以研發人員全時當量及R&D資本存量度量投入。

解釋變量：營商環境（be）。本文參考何冰等的研究，選取中國市場化指數評價體系的三個分項指標來測度營商環境，分項指標分別為“政府與市場的關系”、“非國有經濟的發展“和”市場中介組織的發育和法律制度環境”。

控制變量：①互聯網發展水平（lninte）采用互聯網接入端口數衡量。②地區生產總值（lntotal）來表征地區經濟發展水平的差異。③產業結構（ind）以第三產業與第二產業產值比重來衡量。④研發投入強度（rd）以地區研發經費投入占地區生產總值的比例表征。⑤產學研程度（lncxy）以企業對高校和科研機構的支出占企業研發經費總支出的比重來反映。⑥貿易開放度（tra）用進出口總額與地區生產總值的比值度量。⑦城市化水平（urb）采用年末城鎮人口占總人口的比值度量。

研究數據來源于《中國分省份市場化指數報告》、《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》，采用了2008-2016年中國30個省份的面板數據，剔除港澳臺地區及西藏自治區，樣本量為270。

3 實證結果及分析

3.1 基本估計結果

表1分別報告了混合OLS模型、固定效應模型的結果，表中第（2）、（4）列是各模型加入控制變量的估計結果。就估計結果來看，模型（4）中，營商環境的估計系數顯著為正，表明營商環境的優化顯著提升了區域創新的效率。本文對此的解釋是：政務環境的改善、服務型政府的角色轉變，大大降低了制度性交易成本；市場在資源配置中的決定性作用得到充分發揮，具備高創新潛力的企業得到更大的發展空間進而不斷提升自主創新能力，而創新能力不足的企業自然更少地被市場認可，從而提高了區域整體的創新效率。

表1 基準回歸模型估計結果

3.2 異質性分析

就地區異質性來說，目前營商環境存在一種地區間的不平衡發展，平均意義上來看，東部地區的營商環境要優于中部地區，而中部地區優于西部地區，不同營商環境現況對區域創新效率的影響效力可能存在差異，故本文考慮分地區樣本來檢驗是否存在這樣的差異效應。估計結果如表2中第（1）列-第（3）列所示。另外，各創新主體在創新價值鏈上存在不同定位，基于各主體資源配置、創新行為偏好等方面的差異，本文考察了不同創新主體在營商環境改善中獲益的異質性差別。估計結果如表2中第（4）列-第（6）列所示。

表2 異質性估計結果

由回歸結果來看，無論對于哪個地區，營商環境對區域創新效率都存在顯著的正向推動作用，但營商環境改善的效果存在顯著的區域差異，具體表現為“東部＞中部＞西部”，相較于中西部，東部區域創新效率更能從營商環境改善中獲益，這也就預示著，如果不著力打造更優化的營商環境，將可能加劇區域間的不平衡發展。西部地區從營商環境中獲益的效果不如東部地區和中部地區明顯，考慮是由于營商環境指數值還相對偏低，對區域創新效率的帶動作用不夠明顯。創新主體異質性估計結果顯示，高校的營商環境估計系數要顯著大于科研機構和企業的營商環境估計系數，考慮可能的原因是高校相對于科研機構和企業而言，創新的投入水平相對較低，而創新產出在營商環境改善的過程中得到推動，因而放大了營商環境對創新效率的影響。

3.3 內生性檢驗

營商環境也被稱為制度環境，而制度安排往往具有內生性，本文借鑒董志強等的研究，使用開埠通商歷史作為營商環境的工具變量，制度具有一定的歷史依存性，通商的歷史會影響當前的營商環境，但不會直接作用于當前的區域創新效率，并且作為歷史因素也不可能受到當前經濟相關變量的影響。本文采用2SLS法進行估計，報告結果如表3，同時表4報告了第一階段的估計結果。兩個模型第一階段工具變量的系數均在1%的顯著性水平上顯著為正，且F值均大于10故不存在弱工具變量問題。表3第（2）列的結果顯示，營商環境的系數為正，則考慮內生性問題后，本文的研究假設得到進一步驗證。

表3 2SLS估計結果

表4 2SLS第一階段估計結果

3.4 其他穩健性檢驗

本文從以下四個方面進行穩健性檢驗：①選用市場化總指數作為營商環境的替代變量來進行回歸；②采用發明專利申請授權量作為創新的產出變量重新測算區域創新效率進行回歸；③增加控制變量進行重新估計，加入創新投入偏向性變量，以研發經費中資產性支出的比重來表征；④選擇營商環境的一階滯后項作為其自身的工具變量并采用2SLS法進行估計。結果如表5所示，營商環境等變量的系數均和前文不存在明顯區別，說明本文的核心結論具有較好的穩健性。

表5 穩健性檢驗結果

4 結論與政策建議

新發展格局的確立下，作為暢通雙循環的主要抓手，營商環境發揮著重要作用。在當前國家著重強調經濟高質量、高效率發展的背景下，深入考察營商環境對區域創新效率的影響顯然具有重要的理論和現實意義。鑒于此，本文選取了中國省際面板數據進行實證分析，考察營商環境改善對區域創新效率的影響。研究發現，營商環境對區域創新效率有顯著正向影響，并且營商環境的影響存在顯著的地區和創新主體異質性。

根據實證研究結論，本文提出以下幾點政策建議：

第一，優化營商環境的本質邏輯就是處理好政府與市場的關系，明確服務型政府的定位以及充分發揮市場的決定性作用。要深入推進簡政放權和行政審批制度改革，積極推動地方改革政策的實際落地，讓地方政府形成整體性的改革謀劃，破除碎片化的變革創新。第二，政府充當好守業人，主動承接創新領域的基礎性工作。聚焦于充分資助有高度潛力領域的基礎研究，提供基礎技術支持，比如建立國家實驗室等等，以此減少重復的研發投入，發揮基礎知識和技術的正外部性，增加市場整體的產出，提高整體創新效率。第三，加強知識產權保護力度，加快實現創新資源的市場化配置。建全社會信用體系，實現多種借貸形式，擴大金融市場規模，促進中小企業發展，充分引入創新市場的競爭機制，實現區域創新效率的提升。