營商環境對區域協同創新的影響研究
——基于中部六省的面板數據

馬燕飛,王成城

(安徽大學 管理學院,合肥 230000)

一、引言

創新是支撐經濟高質量發展的主要驅動力[1]。黨的二十大報告提出,創新要始終貫徹于黨和國家的一切工作中,同時必須擺正創新在我國現代化建設全局中的重要戰略地位。區域協同創新不同于以往的“創新”,需要整合區域間的創新主體和創新資源,形成協調發展、優勢互補的格局。但區域間的合作往往面臨諸多挑戰,協同創新活動的開展會受到區際間地理、制度、文化等因素的制約,各地區之間能否無障礙合作成了一個備受關注的話題。

作為重要的制度安排,營商環境在提升政府治理效能、突破發展瓶頸等方面發揮著極其重要的作用。一方面,營商環境的優化有助于增強研發投入、促進技術創新[2]、提高全要素生產率[3],進而助推經濟的高質量發展[4]。另一方面,區域營商環境的優化能夠降低生產成本、打破地域藩籬,大大減小成本和距離對跨區域創新的影響。那么,營商環境能否推動區域間的協同創新?營商環境中的哪些環境要素會對區域協同創新產生影響?現有研究尚未對以上問題給出較好的回應。在中國經濟全面轉型的時期,厘清營商環境和區域協同創新之間的關系,推動產業轉型升級,將為全力實現高質量發展目標貢獻新思路。

二、文獻綜述

關于營商環境的研究主要基于以下三個方面:一是理論方面。婁成武和張國勇[5]認為營商環境是地區市場主體所面臨的發展環境的總和。李燕凌和鐘傳康[6]指出政府外部引導的技術、人才和基礎設施因素與內部直接管轄的政務服務因素相互交織,共同影響了政府營商環境的建設。二是構建評價體系和測度方面。李志軍和張世國(2019)[7]基于科學性和可量化原則,構建了包含政府效率在內的6個一級指標和17個二級指標的營商環境綜合評價體系,研究表明優化營商環境水平可以從破解融資困境、提高政府服務效率及優化人才供給等方面著手。張三保、康璧成[8]將“十三五”規劃綱要關于營商環境建設的四個環境層面,納入中國省份營商環境評價指標體系內,最大程度地反映中國各省份的營商環境建設情況。三是經濟后果方面。杜運周和劉秋辰[9]結合NCA和QCA兩種新興方法,分析發現不同營商環境生態會導致有差異性的城市創業活躍度。Gogokhia和Berulava[10]通過主觀估值的方法來衡量營商環境指數,發現營商環境指數能顯著促進勞動生產率。Estev?o和Lopes[11]以非洲國家為研究樣本,認為只有創造出一個有利于企業成長和發展的營商環境才是消除貧窮的根本之策。

區域協同創新作為一種高效的創新,需要通過一定區域內經濟、資源等的互相協同來實現整個區域效益的最大化[12]。現有文獻涉及區域協同創新的研究主要體現在:一是理論層面。陳勁和陽銀娟[13]指出協同創新是在國家意志的引導和機制安排下,促進各創新主體發揮出各自優勢、整合互補性資源,促進科技創新活動的開展和創新成果的轉化。Kashani和Roshani[14]提出并豐富了國家創新系統、區域創新系統等多尺度創新概念。顏廷標[15]認為創新是以知識增值為核心,以企業、高效及科研機構等為創新主體的價值創造過程。二是實證層面。魯繼通[16]構建復合系統協同度模型對京津冀區域各子系統協同創新有序度及整體協同度,進行實證研究。李琳和劉瑞[17]運用拓展DEA法對長三角和長江中游兩大城市群的協同創新水平進行測度,并采用空間計量模型實證考察創新要素對城市群協同創新的影響作用。汪凌和鄒建輝[18]構建了協同創新水平指標,并結合Theil指數及莫蘭指數等對長江經濟帶各省的協同創新水平的區域差異和空間分布進行分析。

與本文研究聯系較為密切的研究多集中于探討營商環境對創新的影響。研究主要集中于以下兩個方面:一是從局部出發考察營商單一環境要素對創新的影響,如Cai和Chen[19]指出創新的產出數量與質量可以同時受到稅收優惠的作用。吉赟和楊青[20]認為高鐵的開通,能拉近高級技術人才和企業之間的距離,沿線企業的專利授權和申請量也會隨之增長,進而對企業創新產生影響。鐘騰、羅吉罡和汪昌云[21]以地方人才引進政策為研究樣本,發現我國地方政府人才引進計劃對創新的作用是通過擴大研發投入來實現的。二是基于全局的視角考察營商環境綜合指標體系對創新的影響,如魏下海、董志強和張永璟[22]等認為良好的制度環境下,企業家能將更多的時間精力投入到企業的日常經驗管理活動中來。何凌云和陶東杰[23]指出良好營商環境的打造,對企業投資信心的增加、研發投入力度都具有助推作用。夏后學、譚清美和白俊紅[24]發現優化營商環境能有效調節尋租對企業創新的負面影響,從而提高市場創新活力。楊仁發和魏琴琴[25]肯定了營商環境對城市創新能力的顯著提升,但會因區域、城市行政等級和城市規模的不同存在差異。可見,有關營商環境對創新影響的相關研究已較為豐富,但在兩個方面仍略有欠缺:①大多研究僅僅強調了營商環境對地區創新的靜態影響,忽略了對一定范圍內地區間相互合作的動態創新的影響。②研究多集中于從國家、企業等宏微觀層面考察營商環境對創新的作用,缺乏區域層面的中觀分析視角。

鑒于此,本文選取2012—2022年中國中部六省的面板數據,將營商環境納入區域協同創新的分析框架,試圖在以下三個方面有所貢獻:①通過構建了雙向固定效應模型實證檢驗營商環境這種制度性環境對區域協同創新的影響,為進一步促進區域協同創新提供了一個新視角。②中部六省作為全國經濟的重要樞紐,其營商環境的優化對推動我國新發展格局、實現高質量發展過程中具有重要戰略意義。本文將中部六省納入本文研究對象,提供中觀層面的分析視角。③基于異質性視角,檢驗營商環境不同子環境要素對區域協同創新的差異化影響,為進一步優化營商環境,營造良好的協同創新氛圍提供可行路徑。

三、研究設計

(一)模型構建

為了檢驗營商環境對區域協同創新的影響,構建了以下雙向固定效應基準回歸模型:

Synit=β0+β1beit+μXit+λi+vt+εit

(1)

在公式(1)中,Synit表示i地區t時期的區域協同創新,beit表示i地區t時期營商環境,Xit表示為其他影響區域協同創新的控制變量集,λi為個體固定效應,vt為時間固定效應,εit為隨機擾動項。

(二)變量選取

(1)被解釋變量:區域協同創新(Syn)。本文借鑒白俊紅等(2015)[26]的研究,通過構建復合系統協同度模型對中部各個省份區域協同創新的協同度進行測算,以此來衡量區域協同創新水平。協同理論認為協同就是各個子系統間的交互協調,從而形成整個系統的有序聯合,具體見表1所示,并根據以下公式對各個子系統序參量的有序度進行計算:

(2)

表1 區域協同創新序參量指標體系及賦權表

(3)

(4)

上述公式(2)～(4)中,公式(2)中hji為序參量,指標屬性可正可負,uj(hji)的值大小體現出對系統有序的貢獻性大小。公式(3)中uj(hj)為子系統Sj的有序度,其中wi表示各個序參量的權重,權重越大,影響越大。公式(4)計算整個系統的協同度,syn表示的是復合系統整體協同度,取值范圍為[1,-1],值越大,取值表示整體的協同水平。

各個序參量的權重通過熵值法計算得出。首先將指標分為正向指標和負向指標,并對依次對其進行標準化處理;其次計算出各個指標的信息熵;最后根據信息熵計算出指標權重,具體過程可參見劉新智和黎佩雨(2022)的研究[27]。

(2)解釋變量:營商環境(be)。目前學界關于營商環境的測量指標并不統一,大多基于《中國城市競爭力藍皮書》中的營商環境競爭力排名以及采用世界銀行集團每年發布的《全球營商環境報告》中的指標進行測量,本文借鑒了《管理世界》經濟研究院“中國城市營商環境評價研究”課題組[28]的研究成果,并在此基礎上考慮到數據的可獲得性,構建了5個一級指標和16個二級指標。具體如下:一級指標市場環境(0.188)包含了人均GDP(0.064)、固定資產投資總額(0.062)、當年實際使用外資金額(0.062)這3個二級指標;一級指標公共服務環境(0.247)包含了年末實有道路面積(0.062)、全年供水總量(0.064)、醫療衛生支出(0.060)、供氣能力(0.061)這4個二級指標;一級指標金融環境(0.180)包含了年末金融機構各項存款余額(0.059)、年末金融機構各項貸款余額(0.059)、金融從業人員(0.061)這3個二級指標;一級指標人力環境(0.190)包含高等院校在校學生(0.063)、年末單位從業人數(0.064)、平均工資水平(0.063)這3個二級指標;一級指標創新環境(0.196)包含科學支出(0.066)、發明專利授權量(0.067)、R&D人員全時當量(0.063)這3個二級指標;權重采用熵值法對區域營商環境進行測算,具體流程同上。

(3)控制變量:影響區域協同創新的因素是多種多樣的,為盡可能地控制其他因素對其產生影響,從而避免估計結果產生偏差,在借鑒已有研究經驗[29-30]的基礎上,本文將金融發展水平(Fin)、基礎設施水平(Infra)、地區人力資本(Inhum)、對外開放程度(Inopen)、產業結構(Ind)和政府支持(Gov)這六個變量納入控制變量的范圍。

(三)數據選取與來源

中部地區作為全國經濟發展的骨干支撐,在我國向高質量發展轉型的過程中擔負著重要時代使命。中部地區承東啟西、連南接北,在東、西部輸送電力、能源、礦物質和原材料的過程中擔任了重要傳送樞紐的作用,同時中部地區的崛起也有利于協調東西失衡、縮小南北差距,是我國區域協調發展戰略的關鍵一環。

鑒于此,本文采用山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南六個中部省份2012—2022年的數據作為研究樣本,研究數據來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《各省統計年鑒》等數據庫,部分缺失數據通過手動搜索獲取,個別仍搜集不到的數據利用線性插值法進行補齊,變量的描述性統計如表2所示。

表2 各變量的描述性統計

四、實證檢驗與結果分析

(一)基準回歸

為了避免多重共線性可能造成的影響,在進行基準回歸之前,先對所有回歸變量的方差膨脹因子進行計算,結果表明所有變量的VIF值均小于10,其中最大為3.69,均值為2.53。為了選擇適當的回歸模型,本文進行了Hausman檢驗,檢驗結果拒絕原假設,故采用了控制時間變量和個體變量的雙向固定效應模型進行實證分析,所得結果如表3所示。列(1)為混合OLS模型的回歸結果,列(2)～列(5)報告了雙向固定效應模型依次加入控制變量的估計結果。從表4的估計結果來看,營商環境均在1%的水平上對區域協同創新產生作用,這說明持續優化的營商環境能顯著推動區域協同創新水平的提高。良好的營商環境能夠營造寬松、自由的創新氛圍,從而促進創新要素在地區間的自由流動,并將不同的創新主體聯合起來,形成一個相互交流、相互合作的研發合作網絡,從而促進協同創新活動的順利開展。

表3 基準回歸

表4 穩健性檢驗結果

(二)穩健性檢驗

為了確保前文分析的可靠性,從以下五個方面進行穩健性檢驗:

(1)更換解釋變量。本文基準回歸中的營商環境測度是通過熵權法進行綜合指標的衡量,這里進一步采用主成分分析法重新衡量營商環境的綜合水平。在這之前,需要對營商環境的16個指標進行和檢驗,檢驗結果顯示值為0.830,檢驗結果在1%的水平上顯著,表示適合進行主成分分析。將基于主成分分析的營商環境綜合指標重新進行雙重固定效應回歸,表4列(1)的估計結果表明,營商環境仍在1%的水平上顯著促進區域協同創新水平,支持了基準回歸的結論。

(2)考慮到營商環境作為一種制度環境,對區域協同創新所產生的影響需要一定的時間,同時緩解可能存在的反向因果問題,選擇營商環境的滯后一階與滯后二階作為替代變量,分別重新參與回歸,估計結果如表4列(2)～(3)所示,結果表明在進行了變量替換以后,營商環境對區域協同創新的影響仍然顯著為正,進一步支持了基準回歸的結果。

(3)增加城市化水平(urban)作為控制變量,重新進行回歸,結果如表4列(4)所示,營商環境的系數估計值仍然在1%的顯著水平下為正,進一步證明了營商環境能顯著促進區域協同創新這一結果的穩健性。

(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法進行估計,結果如表4列(5)所示。首先,檢驗顯著拒絕了原假設,即所選工具變量沒有識別不足的問題,結果也顯著大于中10%偏誤的臨界值,拒絕原假設,說明選取的工具變量是合理有效的。其次,第二階段回歸中營商環境對區域協同創新的影響系數同樣顯著為正,與基準回歸一致,再次驗證了中部六省營商環境的持續優化對區域間的協同創新水平有著正向促進作用。

(三)異質性檢驗

營商環境由各個子環境要素組成,各個要素對區域協同創新的影響必然存在差異,因此,以營商環境的5個子環境分別作為解釋變量,被解釋變量仍然為區域協同創新,回歸結果如表5所示。根據表5的估計結果來看,在營商環境的各個環境要素中,市場環境、公共服務環境、人力環境、創新環境均促進了區域協同創新水平的提升,而金融環境對區域協同創新起到阻礙作用,表明營商環境各要素對區域協同創新的影響存在顯著差異。具體而言,列(5)的系數在1%的水平上顯著為正,表明創新環境對區域協同創新的促進作用最強。協同創新需要不同的創新主體和創新資源跨越時間、空間的約束在區際之間流動,只有在開放的創新環境中才能順利進行。列(1)的和列(2)的回歸系數均在5%水平下顯著,表明市場環境、公共服務環境對區域協同創新的促進作用次之。良好的市場環境和公共服務環境,有利于優化創新主體開展創新活動的資源配置,在一定程度上規避可能存在的風險,促進協同創新活動的進一步開展。列(4)的回歸系數為正但不顯著,表明人力環境對區域協同創新的促進作用較小,這說明當前中部六省人力資源較為匱乏,優秀人才主要向北上廣深等一線城市流動,人才保有率較低。列(3)的對區域協同創新起到了阻礙作用,說明受到全球金融波動的影響,致使國內金融環境不甚樂觀,很多企業和科研機構仍在為緊張的資金問題而奔波,在一定程度上阻礙了區域協同創新水平的提升。總的來說,相較于提升金融環境和人力環境水平,提升創新環境、市場環境和公共服務環境對推動區域協同創新具有更重要的意義。

表5 營商環境各要素與區域協同創新的回歸結果

五、結論和建議

(一)結論

在國內國際雙循環的新發展格局背景下,促進區域各環節暢通尤為緊迫,營商環境在這個過程中發揮著舉足輕重的作用。而協同創新作為區域間創新合作的高級形態,能有效構建區域的經濟高質量發展。因此,探究營商環境對區域協同創新的影響顯然更加具有現實意義。鑒于此,本文以我國中部六個省份2012—2022年面板數據為樣本,構建了雙向固定效應模型考察營商環境對區域協同創新的影響。研究發現:(1)營商環境能明顯促進區域協同創新水平的提升。從表3中可看出營商環境的影響系數在1%的水平上顯著促進了區域協同創新水平的提高。(2)營商環境能顯著促進區域協同創新這一結論具有穩健性。如表4所示,在變更解釋變量的測量方式、更換解釋變量和增加控制變量等一系列穩健性檢驗后,結果均仍支持營商環境能顯著影響區域協同創新這一結論。(3)營商環境各個子環境要素對區域協同創新的影響存在異質性。從表5中可以看出,系數在1%的水平上顯著為正;ME和PSE回歸系數均在5%水平下顯著;HE回歸系數為正但不顯著;FE的回歸系數為負。因此,市場環境、公共服務環境和創新環境對區域協同創新都存在顯著的正向影響,人力環境對區域協同創新有正向作用但不明顯,而金融環境則對區域協同創新起到阻礙作用。

(二)建議

根據研究結論,本文提出如下建議:

1.進一步優化營商環境,借助制度環境引導各區域創新主體的合作交流、創新資源的合理配置以及推動區域間創新要素的暢通流動,營造出一個良好的區域協同創新環境。本文研究結論表明營商環境的優化總體上有利于區域協同創新水平的增強,但實際上各地營商環境水平高低不均,將會對我國總體經濟的高質量發展產生不利影響。只有良好的營商環境才能夠激勵各協同創新主體積極參與到創新活動中去,吸引眾多高素質人才的流入,充分激發整個城市集群的創新熱情和創新氛圍。因此,中部六省在各具地方特色和優勢的情況下,持續優化營商環境,加強彼此之間的聯動合作,各揚所長、齊頭并進,不斷縮小地區差異,使得中部地區的整體實力和綜合競爭力得到進一步提升。

2.政府應出臺相關創新規劃和政策,不斷加大對協同創新的支持力度,避免區域的分割或封鎖,更好發揮協同作用。通過政府補貼、政策優惠、設立創新技術資金等一系列有力措施,有效減小創新主體協同創新的阻力,滿足區域創新的人才需求和資金需求,同時,協調好政府、企業和市場三者的關系,高效地結合市場在創新資源配置中的決定性作用與更好發揮政府作用,促進區域協調發展。中部六省產業結構較為單一,需要在核心技術上不斷攻關克難,在加快新舊動能和高質量發展的道路上不斷發力,全力發展戰略性新興產業。

3.鑒于營商環境各子環境對區域協同創新的影響存在差異性,各區域應結合自身的經濟情況、資源稟賦和發展需求,因地制宜地制定營商環境優化戰略,促進區域間的協同水平。中部六省應根據各地區情況進一步優化和完善營商各要素環境,“環境就是生產力”,創新環境是促進區域創新活動順利進行的重要保障,是對區域“軟環境”和“硬環境”好壞程度的重要展現,提升創新環境是推動實現區域間可持續創新的抓手,根據本文的數據結論,營商環境建設的人力環境和金融環境是未來攻克的重點方向;公平、透明、可預期的良好市場競爭環境,能夠激發各大創新主體的創新熱情,更好深入實施公平競爭政策;提高公共服務水平能為創新主體提供更優質的服務,對吸引優秀創新人才聚集、帶動先進研發技術的流入具有重要拉動作用。

(三)研究不足與展望

本文雖進一步厘清了營商環境與區域協同創新的關系,但僅僅只是針對二者關系的基礎性研究,還存在一定的局限性:本文研究時間為2012—2022年,但期間受公共突發衛生事件擾動,研究結論的普適性方面可能會存在一定不足,未來研究可以擴大時間跨度,進一步探索營商環境對區域協同創新的長效影響機制;受制于數據收集的可得性,本文主要基于中部六個省份總體10年的數據進行研究,樣本量較少,對其他區域的借鑒性可能存在不足。后期研究可以擴展至全國范圍內各個中小型城市的營商環境和區域協同創新情況,全面分析不同區域間的差異性問題。