營商環境與企業創新

李春濤 閆宇聰 李嘉琪

摘 要：營商環境作為影響市場主體活動的綜合環境，對企業的生產經營活動產生重要影響。本文使用國家工商行政管理總局的企業注冊信息，計算各城市企業五年存續率、年度創業率和企業密度等數據，并通過主成分分析法構建城市營商環境發展水平指數。在此基礎上利用2011-2020 年的A 股上市公司數據，實證檢驗營商環境對企業創新的影響。研究發現：好的營商環境能顯著促進當地企業創新，在更換被解釋變量、更換回歸模型、剔除創新中心城市樣本（直轄市）等穩健性檢驗后，以上結論依然成立。本文進一步使用周圍城市營商環境均值作為營商環境的工具變量，緩解內生性問題后以上結論依然成立。機制檢驗表明，營商環境主要通過提高金融發展水平、增強知識產權保護力度的途徑促進企業創新。拓展研究發現，營商環境在政府補貼與企業創新的正向關系中發揮促進作用，在外部審計與企業創新的正向關系中發揮替代效應。本文的結論為進一步優化營商環境、加快建設創新型國家提供了重要的政策參考。

關鍵詞：營商環境；企業創新；金融發展；知識產權保護

一、引 言

近年來，中國成功躍居世界第二大經濟體。但這種高投資、高儲蓄的發展模式會帶來資源消耗巨大、經濟結構不平衡和增長難以持續的隱患。同時，伴隨著世界經濟形勢的不穩定性和不確定性因素增加以及中美貿易摩擦事件頻發，中國迫切需要提高經濟內生增長驅動力，實現經濟發展的轉型。為此，我國政府在2020 年提出了“加快形成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”。技術進步是經濟持續增長的決定因素（Romer，1990），也是實現經濟內生增長的核心動力。所以，在新發展格局的時代背景下，企業創新成為了推動我國經濟邁向高質量發展的核心要素。我國政府也多次強調創新對經濟發展的重要性①。因此，在推進中國“雙循環”新發展格局的現實背景下，深入探究如何引導和激勵企業開展創新研發活動，是實現經濟高質量發展的必然要求。

營商環境是指“企業在生產經營中所面臨的由政府所塑造的制度軟環境和基礎設施等硬環境”（李志軍等，2021），即市場環境、法治環境、政務環境、人文環境和基礎設施等企業在整個生命周期中所面臨的綜合外部環境②。自2013 年11 月習近平總書記在黨的十八屆三中全會上首次提到“營商環境”的概念以來，中國政府高度重視營商環境的營造，近年來相繼提出了一系列優化營商環境的政策①。以往研究表明，較好的營商環境能夠加速一國的物質財富積累，促進經濟高速增長（Acemoglu 等，2001；董志強等，2012）。除了經濟增速外，營商環境對我國經濟高質量發展也尤其重要（周澤將等，2022）。中國正處在實現經濟高質量增長的關鍵轉型期，面臨著外部需求不足、全球產業鏈調整、消費者信心下降等不利影響，進一步改善國內經濟發展環境刻不容緩。因此，深入探究營商環境如何提高企業創新，從而促進經濟高質量發展，不僅具有重要的理論價值，還具有十分重要的現實意義。

在新發展格局的現實背景下，優化營商環境能否通過增加企業的創新活動、激發實體經濟的活力、助推“雙循環”的發展呢？理論上看，良好的營商環境有助于促進企業創新，這種促進作用至少可以通過以下渠道來實現。其一，良好的營商軟環境有利于降低創業的開辦成本，可以為各種商業創意提供更多的實現機會和激勵機制，有助于幫助企業家用更好的方法來組織生產和銷售產品（董志強等，2012）。其二，更頻繁的創業活動有助于促進市場的競爭，產生熊彼特所謂的“創造性破壞”過程（Schumpeter，1942），在這一動態過程中，企業家的各種商業創意和構想將在市場中得到檢驗，被市場揀選或淘汰。其三，營商環境好的地區，各類生產要素可以實現跨區域、行業的自由流動，資源配置效率獲得迅速提升，因此，當地企業可以接觸到更多的資源、獲得更多的融資機會和渠道，獲得更為充沛、靈活的資金支持。因此，進一步改善現有營商環境，對鼓勵企業創新意義重大。然而，從已有文獻來看，現有關于營商環境經濟結果或企業創新影響因素的研究并未對這一問題進行深入的探討，僅有學者通過世界銀行的問卷調查數據，從尋租的視角探討營商環境對市場創新的影響（夏后學等，2019）；或是從商事制度改革的視角構建DID 探討對企業創新的影響（孫湘湘等，2023）。本文認為這可能是因為營商環境難以準確測度造成的。

目前使用的營商環境測度方法主要有以下幾種：第一，世界銀行每年發布的《營商環境報告》，使用企業發展過程的11 個指標衡量營商環境，但數據年份少，城市少，整體數據不夠豐富。第二，《管理世界》經濟研究院發布的營商環境水平的指標，精確到地級市層面，綜合了7 個維度，評估地級市的營商環境指數，目前發布2017 年到2020 年的營商環境報告，但是其指標前后衡量方式有變化，存在一定的離散度問題（牛志偉等，2023），且年份較少，因此不適用于本文的研究。第三，北京大學—武漢大學營商研究聯合課題組發布的《中國省份/城市營商環境數據庫2023》，為31 個省份以及各地級市逐一給出了營商環境的總體以及各分項指標的評分。但省份營商環境數據針對省份，沒有精確到地級市，中國地域遼闊，且具有分割性，各個地級市的營商環境不能由省級的營商環境指標概括（周澤將等，2020）；城市層面的營商環境數據目前發布起始日期是2017 年，不支持本文研究的時間跨度。第四，粵港澳大灣區研究院發布的《中國城市營商環境報告》，選取了我國296 個城市，分別從軟環境和硬環境兩方面分析各個城市的營商環境水平，年份較少。鑒于此，本文創新性地構造營商環境指標，注意到當地企業整體發展情況其實就是當地營商環境優劣的“濃縮”，根據當地企業存活情況，運用主成分分析法衡量營商環境。首先，根據國家工商行政管理總局的注冊企業信息，收集地級市企業的注冊資本和注冊地址。根據注冊資金量的大小，將企業劃分為2 000 萬人民幣以上、500 萬～2 000 萬人民幣、100 萬～500 萬人民幣、100 萬人民幣以下四類，分別計算每個城市的這四類企業每年的新注冊率、每萬人企業數、企業五年存活率①。其中，企業五年存活率是指五年前注冊的企業在當年的存活比率。然后，按照年度信息將上述變量進行主成分分析，選取第一大主成分進行加總得到營商環境的綜合指標，測度出2011-2020 年地級市的營商環境發展水平。這種測算方法科學嚴謹，是在對營商環境的定義、內涵、外延以及核心理論問題深入研究的基礎上構建的，具有一定合理性：其一，營商環境包括企業在整個生命周期內所面臨的資源條件和環境狀況，是所有影響企業的綜合因素構成的環境，若一個地區營商環境好，企業的存活率、注冊率、企業密度都會高。因此，區別于其他研究中衡量營商環境時采用幾種影響因素的加和（董志強等，2012；李志軍等，2021），本文用該行政區劃中整體企業的注冊和存活情況衡量營商環境。其二，區別于已有文獻使用的省級指標或者世界銀行等缺失比較嚴重的指標，本文的指標為地級市層面數據，數據量豐富，對后續研究有參考性作用。

本文通過國家工商注冊數據計算企業存續率，運用主成分分析法測度2011-2020 年地級市的營商環境發展水平，使用中國A 股上市公司數據，考察營商環境發展水平與企業創新的關系及其機制。研究發現，營商環境對企業創新投入、創新產出和創新質量都有顯著的正向驅動作用，多種穩健性檢驗后，結論依然成立。

與既有文獻相比，本文可能的貢獻在于：一是本文創新性地提出了營商環境的度量指標。根據國家工商行政管理總局的注冊企業信息，收集地級市企業的注冊資本和注冊地址，使用主成分分析法測度營商環境，為后續關于營商環境的研究提供了有益的借鑒。二是豐富了企業創新的研究維度。已有的研究營商環境與企業創新關系的實證研究中，使用創新產出、創新投入、創新質量等單一維度衡量企業創新，本文將分析的角度進行擴展，將三個維度同時納入，綜合考慮營商環境對于企業創新的影響。三是本文詳細探究了營商環境影響企業創新的作用機制和路徑，從營商環境這種外部環境的視角豐富和拓展了企業創新影響因素的相關文獻。

二、理論分析與假設提出

（一）營商環境與企業創新

營商環境作為區域內影響市場主體活動的綜合環境，會直接影響企業生產和經營方式（董志強等，2012；李志軍等，2021）。企業作為微觀市場主體，其研發投入和其所在地的公共服務水平、人力資源狀況、金融服務能力、法制環境、政務能力等高度相關，而這些因素共同構成了當地的營商環境水平。從理論上來看，良好的營商環境可以通過提升金融發展水平和強化知識產權保護兩個渠道促進企業創新。

1. 營商環境改善有利于提升地區金融發展水平，促進企業創新。

營商環境的改善可以提升企業金融發展水平。現有研究發現，好的營商環境可以降低信息不對稱，提高上下游企業的溝通效率，緩解不確定性沖擊的不利影響（于文超和梁平漢，2019），從而規范金融市場（何冰和劉鈞霆，2018；牛志偉等，2023）。制度因素通過擴大金融規模、提高金融效率、增加金融深度來影響一國金融發展水平（滑冬玲和肖強，2012），營商環境作為反映一國制度和政策環境的有機組成，既通過更好的法制環境和簡單的行政審批制度吸引更多的金融機構，又通過更高的信息披露水平幫助金融中介快速捕捉、處理、甄別出潛在的優質創新項目，從多方面影響金融發展水平。

地區金融機構的增多會促進企業創新。其一，企業日常經營中，研發支出需要擠占大量現金流，且往往具有投入高、風險大、結果不確定、回報周期長的特點，這導致企業融資的難度上升（李春濤等，2020）。僅僅依靠企業的內部資金很難承擔研發活動的資金，而從資金來源角度來看，銀行授信是企業獲取穩定、持續的外部資金的重要來源，穩定的資金來源對企業創新尤為重要（張璇等，2017），在一定時期內，地區金融發展水平的提升有助于減少企業進行融資的信息成本、豐富企業的融資渠道，使得企業能夠獲得更加便利的信貸資源，從而促進自身發展、帶動創新投資。其二，銀行可以憑借自身的信息和人才優勢，在企業的經營活動中起到監督作用，從而有利于提升企業資金使用的合理性和科學性（徐昕等，2010）。銀行作為企業投資的“大貸款人”，出于自身投資回報考慮，擁有對借款企業經營情況和財務情況進行監督的內在動力。商業銀行可以從事前選擇、日常監控以及事后監督上對企業的經營管理進行約束，從而規避商業銀行和企業利益不一致的委托代理問題。其三，商業銀行的介入也可以優化企業的資金管理，引導企業把日常經營的重心轉到改進經營模式、優化產品設計、提升產品競爭力的方向，從而助推企業研發活動的活躍程度，提升企業創新行為的廣度和深度（張瑾華等，2016）。

2. 營商環境改善有助于加強知識產權保護，助推企業創新。

營商環境改善有助于加強知識產權保護。持續優化營商環境對于完善我國法制環境具有重要的積極效應。法制化建設成為我國營商環境持續優化工作中的重要任務。我國一方面在立法層面不斷完善相關的法律制度建設，另一方面，在司法層面結合新技術的應用，全面推進司法制度建設（牛志偉等，2023；Acemoglu 等，2001）。據最新的世界銀行《全球營商環境報告（2020）》中“司法程序質量”指數顯示，我國的得分為16.5 分（滿分18 分）。這說明，持續優化營商環境對于完善我國法制環境具有重要的積極效應。

知識產權保護好的地區會保障權利人以更低的費用、更短的時間、更有效的方式保護其知識產權，解決糾紛，履行事中和事后監督，為知識產權保護提供全方位保障，激發企業創新行為（李健等，2022；方曉暉等，2023）。其一，企業創新的研發過程具有投入成本高、收益見效慢的特點，因此，企業在進行研發前會對未來生產產品的收益進行預測（潘健平，2015）。由于企業創新所帶來的技術發明具有非競爭性和非排他性，且被復刻的邊際成本不高（鐘騰和汪昌云，2017），如果知識產權保護力度較弱，花費巨額成本取得的產品和發明無法獲得有效保護，后續收益無法得到保障，企業預測創新行為的收益可能無法覆蓋成本，企業創新投資意愿會遭到嚴重打擊。與此相反，若當地知識產權保護力度較大，一旦企業創新的成果受到剽竊或者侵害，地方政府將會對侵權方進行嚴厲的打擊，從根本上減少專利侵權發生的概率（尹志鋒等，2013），有利于企業從創新中獲得超額利潤，增大企業創新意愿。其二，在對地區知識產權保護建立足夠信心之后，企業披露創新信息的意愿增強，客觀上減少了其他企業的搜尋成本，便于同類企業在已有基礎上進行遞進創新，最終形成創新協同效應（鐘騰和汪昌云，2017）。其三，營商環境的持續優化不僅有助于知識產權保護，而且有助于完善相關法律制度，改善法制環境，并進一步約束企業行為，促使其增強對員工的關注，從而有利于營造增長、包容、友善的勞工關系，因此員工在此過程中也更易受到鼓舞，增加為公司創造更多價值的意愿，并提升工作的積極性，主動提高創新工作效率（牛志偉等，2023）。

綜上所述，我們提出如下假設：

假設H1：營商環境改善有助于企業創新。

三、研究設計與變量說明

（一）數據來源

本文的公司治理數據來自CSMAR 數據庫，企業創新專利數據來自CNRDS 數據庫，城市人口和經濟發展水平數據來自《中國統計年鑒》，行業分類參照中國證監會2012 年行業分類標準。為了保證數據的合理性和研究結果的一般性，本文對樣本數據進行了以下處理：第一，剔除ST、ST*和退市公司；第二，剔除主要變量存在數據缺失的樣本；第三，考慮到金融業部分指標的特殊性，刪除行業類別為金融類的公司樣本；第四，對連續型變量進行上下1%的縮尾處理；第五，手動查驗并刪除變量中存在的未分配利潤為負、資不抵債等異常值。經過以上處理，最終得到2011-2020年滬深A 股3 058 家上市公司的22 046 個年度觀測值。

（二）模型構建

為了檢驗本文提出的研究假設，我們構建了如下的計量回歸模型分析營商環境對企業創新產出的影響：

（三）關鍵變量度量

1. 企業創新

關于企業創新的測度，本文借鑒已有學者的做法，從創新投入、創新產出與創新質量三個角度來衡量企業創新。

首先，在創新產出方面，本文使用專利申請數量來進行衡量。依據中國《專利法實施細則》，企業專利分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三類。發明專利是對產品和方法的創新，技術含量最高，體現了企業核心競爭力。實用新型專利只保護產品，主要針對其形狀和構造，技術含量相對于發明專利較低，被稱為“小專利”。外觀設計專利則注重產品外表的設計，不涉及產品本身的技術性能，技術含量最低（李春濤等，2020）。因此，為了進一步考察營商環境發展對不同類型專利的影響，本文不僅使用企業專利申請量的自然對數（Pat），也使用企業發明專利申請量的自然對數（Pat1）、實用新型專利申請量的自然對數（Pat2）、外觀設計專利申請量的自然對數（Pat3）進行分析。考慮到專利產出往往具有滯后性，本文對所有解釋變量采用滯后一期處理。

其次，在創新質量方面，考慮到專利申請和授予僅能在數量層面衡量創新產出、難以反映質量層面的差異，而技術水平高、經濟意義強、重要性大的專利往往引用量較高，本文參考李建強等（2020）、郝項超等（2018）、孟慶斌（2019）的方法使用企業去除自引的專利被引數量衡量創新質量。考慮到專利質量往往具有滯后性，本文對所有解釋變量采用滯后一期處理。最后，在創新投入方面，本文認為營商環境所帶來的效應也會通過影響企業的創新投入來影響企業創新行為。本文參考馮根福和溫軍（2008）、蔣為（2015）的做法，采用企業研發強度（&/）衡量企業創新投入，作為穩健性檢驗部分企業創新的代理指標。

2. 營商環境

本文根據國家工商行政管理總局的注冊企業信息，收集地級市企業的注冊資本和注冊地址。根據注冊資金量的大小，將企業劃分為2 000 萬人民幣以上、500 萬-2 000 萬、100 萬-500 萬、100 萬以下四類，分別計算每個城市的這四類企業每年的新注冊率、每萬人企業數、五年存活率。企業五年存活率是指五年前注冊的企業在當年的存活比率。然后按照年度信息將上述變量主成分進行分析，選取第一大主成分進行加總得到營商環境的綜合指標。

3. 控制變量

本文參考以往對企業創新的研究，選取上市年限（Age）、資產負債率（Lev）、公司規模（Size）董事會獨立性（Indep）、第一大股東持股比例（Top1）、成長性（Growth）、凈利潤收益率（ROE）、現金持有（Cash）、產權性質（SOE）、兩權分離（Dual）、企業位于東中西部（Area）等作為本文的控制變量。主要解釋變量、被解釋變量和控制變量的定義見表1。

4. 描述性統計表

表2 報告了主要變量的基本統計特征。從中可以看出，（1）專利申請總數的中位數是16，表明大部分企業有很少的專利申請；年均專利申請數量均值有58.427 個，專利總數均值遠大于中位數，說明專利申請存在著明顯的右偏特征。因此，本文對專利總數進行對數變換來計算企業創新指標。（2）專利申請總數的中位數是16，標準差達到140.970，不但表明我國整體創新水平和創新能力普遍較低，更能反映出創新在不同類別的企業中間可能存在較大差異。（3）營商環境的標準差3.908，表明各城市營商環境存在較大差異，廣泛提高營商環境任重而道遠。以上控制變量的取值分布均在合理范圍內，不存在異常情況。

四、實證回歸結果

（一）營商環境對企業創新能力的影響

表3 報告了營商環境對企業創新產出和企業創新質量影響的基準回歸結果，每列回歸均控制了年份、行業的固定效應。考慮到營商環境指標是城市層面，且同一個城市的企業之間相關性較高，因此回歸模型中均使用城市聚類效應對標準誤進行修正。第（1）、（3）列中僅控制了年份、行業的固定效應，在1%的統計顯著性檢驗下，營商環境對企業創新投入、企業創新產出的影響顯著為正。第（2）、（4）列中加入了企業層面的控制變量，在1%的統計顯著性水平下，營商環境對企業創新能力仍然具有顯著的提升作用。上述估計結果表明，營商環境改善會顯著促進企業創新，本文的假設H1 得到驗證。從經濟意義上，以第（2）列為例，考慮到未取對數的創新產出的均值為16，城市的營商環境發展水平每提高1%，當地每家企業專利申請數量平均會增加約0.608 項（即16×0.038=0.608）。

（二）營商環境改善對企業創新影響的動態效應

為精準刻畫營商環境改善對企業創新能力的動態影響，參考李健等（2022）的研究，本文將所有解釋變量分別滯后2～4 年再次進行回歸，結果如表4 所示。可以發現，營商環境對企業創新產出的積極影響依然在1%的水平下顯著，即好的營商環境會與當地企業經濟活動深度結合，通過持續提供好的環境，為微觀企業個體提供跨行業的創新交流學習平臺，深化企業的創新意愿，持續助力企業創新。

（三）細分專利類型的估計結果

為了深入評估營商環境改善對企業創新的影響，表5 第（1）、（2）、（3）列分別報告了營商環境對企業發明專利、實用新型專利和外觀設計專利的影響。可以看出，在控制了年份、行業后，發明專利、實用新型專利和外觀設計專利在1%的統計顯著性水平下呈現出正向關系，表明營商環境對企業發明專利、實用新型專利和外觀設計專利均存在正向影響。從營商環境BE 的系數來看，營商環境對企業發明專利的正向影響最大。考慮到發明專利技術含量最高，本文進一步討論營商環境對發明專利的長期影響，表5 第（4）～（6）列是第2-4 年的發明專利與當年的營商環境水平的回歸結果，在1%的統計水平下顯著，說明營商環境改善對企業發明專利的產出具有顯著的提升作用。

（四）穩健性檢驗與內生性處理

為了確保研究結論的可靠性，本文采用多種方法進行穩健性檢驗，包括更換核心解釋變量與被解釋變量、剔除城市、更換樣本區間、取消滯后期、使用工具變量和替換回歸模型等，主要估計結論如下。

1. 更換解釋變量

本文在穩健性檢驗中，使用多種方法更換營商環境的度量指標。首先，將已注冊企業的五年存活率替換為三年存活率和四年存活率重新構建營商環境指標BE1 和BE2，結果如表6 第（1）～（4）列所示，BE1 的系數均在1%的水平下顯著正相關，BE2 的系數均在1%的水平下顯著正相關。其次，因為本文指標中的部分樣本可能間接反映了上市公司的R&D 水平，因此本文將注冊資金500 萬人民幣以上的企業剔除，重新構造營商環境指標BE_l500，結果如表6 第（5）～（6）列所示，BE_l500 的系數均在1%的水平下顯著為正。之后，本文使用李志軍等（2021）計算的中國城市營商環境指數作為本文營商環境的替代指標（BE_L）。結果如表6 第（7）～（8）列所示，BE_L的系數均至少在10%的水平下顯著為正，證明了本文結論的穩健。此外，本文還采用北京大學—武漢大學聯合發布的《中國城市營商環境數據庫2023》中營商環境指數作為營商環境的替代指標（BE_Z）。結果如表6 第（9）～（10）列所示，BE_Z 的系數均在1%的水平下顯著為正。最后，因為本文使用主成分分析進行指標構建，所以有必要使用其他方法再進行營商環境的測算。因此，本文又使用了熵權法和變異系數法對營商環境進行了重新的測算，并將其作為營商環境的替代變量（BE_EWM 和BE_CV），納入本文的穩健性檢驗中。熵權法和變異系數法計算的營商環境對企業創新的影響結果如表6 第（11）～（14）列所示，BE_EWM 和BE_CV 的系數均在1%的水平下顯著為正。

2. 更換被解釋變量

前文使用企業的專利申請數量測量企業的創新產出水平，使用專利去除自引的數量反映企業的創新質量。然而營商環境所帶來的效應要通過影響企業的創新投入，進而改變其創新行為。為了進一步檢驗營商環境的創新效應，本文參考馮根福和溫軍（2008）與李春濤等（2020）的研究，運用企業研發支出總額占資產總額的比例（R&D/Asset）和企業研發支出占營業收入的比例（R&D/Sale）作為研發支出的代理變量。此外，本文還使用（企業的研發投入+1）取對數作為企業研發投入的絕對量。回歸結果如表7 所示。本文發現，營商環境對企業創新仍然在1%的水平下正向顯著，這說明營商環境的發展加大了企業研發投入資金，進而促進了企業的創新行為，與前文的結論一致。

3. 剔除創新中心城市樣本

中國的直轄市相對于其他城市來說，具有明顯的先發優勢，屬于創新中心城市。一般來說，直轄市的經濟總量、市場發育程度、法制環境、人力資本水平都明顯更好，這可能導致企業創新活動在直轄市和非直轄市之間存在明顯的差異。因此本文借鑒唐松等（2020）、李健（2022）的研究，剔除直轄市樣本重新驗證現有結論，估計結果如表8 第（1）～（2）列所示。同時，基于以上原因，本文剔除省會城市進行穩健性檢驗，估計結果如表8 第（3）～（4）列所示。可以看出營商環境仍然對企業創新存在積極影響，表明現有估計結果較為穩健。

4. 更換Tobit 模型

本文的被解釋變量專利數量有截尾數據特征，呈現出正值連續分布與零值共存的特點，針對此種類型的數據，本文參考李春濤等（2020）和Faleye 等（2015）的研究，采用Tobit 模型重新檢驗營商環境與企業創新之間的關系，以保證研究結果的有效性。估計結果如表9 所示，結果與基準回歸結果完全一致。

5. 更換樣本區間

本文研究的樣本期為2011-2020 年，而自2019 年底，中國遭受新冠肺炎疫情，由于疫情對企業發展存在負面影響，其可能會對于中國各個地級市的企業存活率、創業率和企業密度造成異質性影響，因此，2020 年的數據可能因為受到新冠這類突發公共衛生安全事件的影響而造成測量誤差。為避免疫情對本文回歸結果的影響，本文剔除了2020 年的樣本，重新進行回歸，回歸結果如表10 第（1）～（4）列所示，BE 的系數均在1%的水平下顯著為正，從而驗證了本文結論的穩健性。

6. 取消滯后期

為保證本文的回歸結果更加穩健，我們取消了核心解釋變量的滯后期進行回歸，回歸結果如表11 第（1）～（4）列所示，BE 的系數均在1%的水平下顯著為正，從而驗證了本文結論的穩健性。

7. 工具變量

第一，地區營商環境發展水平與企業創新行為可能存在反向因果的關系，即創新型企業更喜歡去營商環境好的地方注冊；第二，本文主回歸模型依然可能存在遺漏變量偏差，從而導致估計結果有偏；第三，本文對營商環境的測量可能存在誤差，導致結果出現偏誤。鑒于此，本文采用兩階段最小二乘法進行內生性處理。

本文借鑒Chong 等（2013）、張杰等（2017）、張璇等（2019）的思路，手工整理了所有城市的接壤城市，使用相同年度該城市所有接壤城市的營商環境均值（BE_mean）作為工具變量。該工具變量符合相關性和外生性兩個約束條件：一方面，鄰近的地級市通常具有相似的經濟發展水平，營商環境發展程度相近，滿足相關性條件；另一方面，由于各城市有一定的地域分割性，鄰近地區營商環境發展水平難以直接影響當地企業創新產出和創新質量，滿足外生性條件。

表12 報告了工具變量的回歸結果，一階段F 統計量為40.98，大于常規的臨界值10，表明工具變量對內生變量具有較強的解釋力。弱工具變量檢驗結果顯示，弱工具變量沃爾德檢驗值為40.98，大于10%偏誤下的臨界值16.38，因此拒絕所選工具變量為弱工具變量的原假設，即不存在弱工具變量問題。工具變量的可識別檢驗結果顯示，Kleibergen-Paap rk 的LM 統計量為7.623，P 值為0.005，在1%水平下拒絕了“工具變量不可識別”的原假設。第（1）列結果可以看出城市均值在為正且在1%統計水平下顯著，符合上述猜想。第（2）列和第（3）列使用專利申請和專利質量作為被解釋變量時，回歸結果在1%的水平下顯著為正，再次表明本文的核心結論較為穩健。

五、機制分析

前文僅針對營商環境對企業創新能力的影響進行了分析，其中的渠道機制尚未進行檢驗。對此，本部分嘗試從金融發展水平、知識產權保護兩個渠道探討營商環境對企業創新能力的影響。具體而言，本部分研究模型設置如下：

（一）金融發展水平

地區金融發展水平的提升，不僅可以通過拓寬企業融資渠道的方式緩解企業的融資約束，而且在有效處理企業代理問題、改善創新決策依賴的管理問題上也發揮著不可或缺的作用（郝項超等，2018）。本文使用企業所在地的金融機構數量衡量地區金融發展水平，具體使用的是當地金融機構數量的自然對數。表13 的第（1）列展示了營商環境影響企業創新能力的金融發展水平渠道檢驗。研究結果顯示，營商環境的改善對當地金融機構數量的提升呈現顯著的正向作用，系數為正并在1%的統計水平下顯著。這說明營商環境的發展激勵了地區金融機構的入駐行為，為當地金融發展水平的提升創造了條件，當地企業不僅有了更加豐富的融資渠道，而且在金融機構的參與下優化自身的生產經營及創新事務的管理，更加合理、科學地使用創新資金，即營商環境通過帶動地區金融發展水平提升了企業創新能力。

（二）知識產權保護

知識產權保護和企業創新行為高度相關，知識產權保護體系的完善可以為企業高投入、長周期的研發投資提供制度保護，進一步鼓勵企業家進行創新投資的信心，最終形成創新協同效應。國家知識產權局對于專利侵權相關案件分為專利侵權糾紛、其他糾紛、查處冒充專利行為和查處假冒他人專利行為四類。史宇鵬和顧全林（2013）使用專利侵權糾紛立案數相對于當地專利擁有數的比率作為知識產權侵權的代理變量，本文用常數1 減去知識產權侵權比值作為知識產權保護的代理變量。

表13 的第（2）列是營商環境影響企業創新能力的知識產權保護的機制檢驗。研究結果顯示，營商環境好的地方知識產權保護力度很大，兩者的正相關關系通過了1%的統計顯著性檢驗，表明營商環境的發展使得地區的知識產權保護體系進一步完善，從而減少了企業投資研發過程中的外部風險，高管得以更專心于企業生產經營以及創新事務的管理，從而推動了企業的創新投資行為和創新投資績效，即營商環境通過完善知識產權保護體系提升了企業創新能力。

六、營商環境助力企業創新的經驗證據

已有研究發現，政府補貼、高質量外部審計會促進企業創新。本部分將分析營商環境在各個關系中的作用，以獲得營商環境助力企業創新的經驗。

（一）營商環境在政府補貼促進企業創新中的作用

創新過程的高風險特征（李春濤等，2020）和企業創新成果的公共產品特征（解維敏等，2009）導致政府補貼和企業創新之間存在聯系。政府的創新補貼對企業產生“成本效應”和“融資效應”，進而支持企業研發活動并促進企業提高研發支出（楊洋等，2015；Kleer，2010）。從資源基礎觀出發，政府補貼補充了企業的創新資源，從而降低企業自身創新努力的邊際成本和不確定性、分散企業創新活動的風險，使企業有更多的現金流從事創新研發活動（楊洋等，2015）；從信號理論出發，政府的補貼行為可以作為投資者和企業之間的好的信號傳導媒介，降低外部投資者和企業之間的信息不對稱，有利于企業的融資（Kleer，2010）。本文認為營商環境的改善將會助力政府補貼對企業創新的提升作用，即營商環境會強化政府補貼對企業創新的提升作用。

（二）營商環境在外部審計促進企業創新中的作用

一方面，外部審計具有企業外部治理功能，可減緩由信息不對稱導致的代理沖突，審計越充分越能抑制企業管理者的盈余管理能力，從而克服企業決策者的短視行為，推動包括企業創新活動在內的一系列支撐企業價值長期增長的決策（許建偉等，2020）。另一方面，外部審計還具備信號傳遞功能，高質量企業審計報告在一定程度上能夠真實客觀地反映企業經濟活動，降低企業與外部資金提供方之間的信息不對稱，進而緩解企業融資約束，推動資金提供方對包括創新在內的一系列促進企業價值增長的活動予以支持。本文認為營商環境會在外部審計促進企業創新中起到促進或者替代作用。

本部分在基準回歸的模型上引入了變量和營商環境的交互項，將基準估計模型改進為下式，其中M 代表引入的新變量。具體如下：

1. 營商環境強化政府補貼對企業創業的促進作用

已有研究表明，政府補貼會通過緩解企業的融資約束、改善信號傳遞等方面影響創新。參考解維敏等（2009）的研究，使用政府研發資助的虛擬變量，如果企業當年享受了政府補貼，則取值為1，否則取值為0。表14 第（1）～（2）列采用政府補貼與營商環境的交互項分析，政府補貼的系數為正，說明政府補貼會促進企業創新；政府補貼與營商環境的交乘項的系數為正且統計顯著，說明營商環境強化政府補貼與公司創新之間的正向關系。

2. 營商環境在高質量外部審計促進企業創新中的替代作用

已有研究證實，外部審計質量和企業創新之間存在聯系。一方面，外部審計具有企業外部治理功能，可減緩由信息不對稱導致的代理沖突，從而克服企業決策者的短視行為（許建偉等，2020）。另一方面，外部審計還具備信號傳遞功能，降低企業與外部資金提供方之間的信息不對稱，進而緩解企業融資約束。本文參考許建偉等（2020）的研究，使用審計費用與資產總計的比值作為外部審計質量的代理變量。根據表14 第（3）～（4）列的結果，外部審計質量的系數為正，說明高質量的外部審計會促進企業創新；交乘項的系數為負且統計顯著，說明在營商環境較好的地區，企業創新對于高質量審計的依賴變小，即在高質量審計促進企業創新的活動中，營商環境產生替代效應。

七、結論與建議

我國正處于加速推進經濟轉型、實現經濟高質量發展的關鍵時期，提升企業創新能力對于實現我國經濟高質量發展至關重要。營商環境作為區域內影響市場主體活動的綜合環境，貫穿了企業發展的全生命周期，為企業進行創新活動奠定了基礎，研究營商環境對企業創新的影響具有重要的理論和現實意義。本文利用國家工商行政管理總局企業注冊數據得到企業存活率、新注冊率以及企業密度，通過主成分分析法構建地級市營商環境指標，科學評估了地級市的營商環境發展，在此基礎上實證檢驗了營商環境對企業創新的影響及其作用渠道。研究發現：好的營商環境能顯著促進當地企業的創新產出、創新投入、創新質量，更換被解釋變量、更換回歸模型、剔除創新中心城市樣本（直轄市）、工具變量等穩健性檢驗也證實了以上結論的可靠性。本文進一步發現，營商環境可以提高金融發展水平，增強知識產權保護力度，從而促進企業創新。此外，本文也提供了營商環境在促進企業創新方面的經驗證據。本文的研究結論為促進營商環境發展與加快建設創新型國家提供了如下政策啟示：

1. 營商環境改善有助于企業創新，因此各地要進一步優化營商環境，為企業創新提供良好的政策土壤。在推進經濟高質量發展的背景下，各級政府要進一步深化市場經濟體制改革、堅持改革行政管理體制、完善市場信用體系建設，為進一步優化營商環境創造條件。更具體的，首先，政府應該深化市場經濟體制改革，全面實施“市場準入負面清單制度”，完善公平競爭審查制度，建立健全實施機制。其次，政府內部的審批和服務部門應該深化行政管理體制改革，簡政放權，優化審批流程。應充分借助數字技術，實現辦理流程的智能化和便捷化，為企業提供高效優質的服務環境。最后，還應充分完善市場信用體系建設，推動建設社會信用網絡，嚴格保護商業秘密和個人隱私，推動政務誠信、商務誠信、社會誠信的發展。

2. 營商環境可以通過提高金融發展水平、加大知識產權保護力度促進企業創新。因此，相關部門要進一步完善知識產權保護制度，在公平公正的基礎上，制定新興領域的知識產權保護法規，依法嚴肅查處侵害他人產權的行為，保護個人和法人的權益，營造良好的創新氛圍。與此同時，地方政府要進一步提升區域金融發展水平，建設多層次的資本市場，優化金融市場結構，提高金融服務專業能力，建設高效且開放的金融體系，加大對創新企業的信貸支持和風險補償，緩解企業的融資約束，促進企業創新。要建立完善的金融市場體系，提高市場機制對金融資源的配置效率。政府應大力發展多層次資本市場，為創新型企業的研發資金“解渴”。加快銀行信貸資源配置制度的建立和完善，消除對民營和中小企業的信貸歧視，讓市場在資本配置中起決定性作用。

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〔執行編輯：周冬〕