營商環境對新質生產力發展影響的實證檢驗

2024-12-03 00:00:00張優智魚淵

技術與創新管理 2024年6期

摘要：為研究營商環境在推動新質生產力過程中的關鍵作用，采用熵值法對營商環境與新質生產力進行量化評估。通過構建固定效應模型，發現營商環境對新質生產力的發展具有顯著的正向推動作用。機制研究表明：營商環境能夠通過增加當地上市公司數量進而提高新質生產力發展水平；從空間分布視角考察，營商環境對新質生產力發展水平的影響具有區域異質性，其可以顯著提高東中西部地區新質生產力發展水平，未能顯著提高東北地區新質生產力發展水平。針對空間溢出效應，文中采用空間杜賓模型進行分析，結果顯示：營商環境的改善有助于提升鄰近地區的新質生產力發展水平。

關鍵詞：營商環境；新質生產力；空間計量；溢出效應

中圖分類號：F 270.3 文獻標識碼：A 文章編號：1672-7312（2024）06-0659-09

An Empirical Test of the Impact of Business Environment on the Development of New Quality Productivity

ZHANG Youzhi，YU Yuan

（School of Economics and Management，Xi’an Shiyou University，Xi’an 710065，China）

Abstract：To investigate the critical role of the business environment in promoting new quality productivity，this study employs the entropy method to quantitatively assess the relationship between the business environment and new quality productivity.By constructing a fixedeffects model，it is found that the business environment has a significant positive driving effect on the development of new quality productivity.The mechanism study shows that the business environment can increase the number of local listed companies and thus improve the development of new quality productivity.From the perspective of spatial distribution，the impact of business environment on the development level of new quality productivity is regionally heterogeneous，which can significantly improve the development level of new quality productivity in the East，Central and West regions，and fails to significantly improve the development level of new quality productivity in the Northeast region.For the spatial spillover effect，this paper adopts the spatial Durbin model to analyze，and the results show that the improvement of business environment can help to enhance the development level of new quality productivity in the neighboring regions.

Key words：business environment；new quality productivity；spatial measurement；spillover effects

0 引言

新質生產力意味著生產力質的躍遷。習近平總書記指出：“新質生產力是創新起主導作用，擺脫傳統經濟增長方式、生產力發展路徑，具有高科技、高效能、高質量特征，符合新發展理念的先進生產力質態?！?/p>

這些特性賦予了新質生產力獨特的優勢：它能有效激發社會的創新活力，打破對傳統經濟發展模式的過度依賴，規避潛在的發展瓶頸，開辟出更加智慧、高效、可持續的經濟增長新途徑。

由于新質生產力的崛起標志著生產力發展進入到了一個全新階段，構建與之相匹配的新型生產關系顯得尤為重要。習近平總書記指出“發展新質生產力，必須進一步全面深化改革，形成與之相適應的新型生產關系?！?/p>

這一新型生產關系將精準對接新質生產力的需求，為其持續健康發展創造有利環境，確保資源的高效配置與創新潛能的充分釋放。

營商環境指市場主體在市場準入、日常運營及有序退出等全生命周期內，所面臨并受其影響的政務服務體系、市場結構特征、法治保障框架、社會文化環境等諸多外部因素。優質的營商環境能夠為各類市場主體提供更為公平的競爭舞臺，從而確保它們能夠基于平等原則，獲取各類生產要素，實現高質量發展。營商環境的改善是構建新型生產關系的重要一環，能夠對新質生產力的發展產生至關重要的影響。因此，通過系統收集與分析相關數據，科學評估營商環境對新質生產力發展的促進或制約作用，具有重大理論與現實意義，不僅能豐富相關領域的理論研究，還能為政策制定者提供寶貴的實踐依據，推動營商環境與新質生產力的長遠健康發展。

1 文獻綜述

目前，關于新質生產力的研究主要可以分為以下三大類型。

1）新質生產力的本體性研究。該領域深入探究新質生產力的本質屬性與評價體系，張林等表明新質生產力不僅在本質上區別于既往的傳統生產力模式，更在質量維度上實現了對舊質生產力的全面超越。魏崇輝追溯其歷史脈絡與實踐路徑，認為新質生產力的出現與黨持續深入的實踐探索活動緊密相連，這些研究增強了人們對新質生產力的認知。此外，王玨等從勞動者、勞動對象、生產資料三大維度構建了新質生產力評價指標體系，實現了對新質生產力發展的量化評估，有效促進了區域間新質生產力水平的客觀比較。

2）探索新質生產力的價值。研究表明新質生產力在制造業轉型升級、對外貿易賦能、共同富裕推進等多個關鍵領域均展現出顯著的推動作用，彰顯了其作為新型驅動力的獨特優勢。

3）研究如何促進新質生產力發展。現有研究認為財稅政策在塑造適合新質生產力的生產關系方面發揮著關鍵作用，能夠有效調控新質生產力的產出分配機制，確保資源的合理分配，驅動新質生產力發展。資本市場能夠憑借其獨特的創新激勵效應、高效的要素配置能力以及對產業發展的強大支撐，成為賦能新質生產力發展的又一重要驅動力。

營商環境作為重要的外部環境要素，研究表明優化營商環境能夠促進就業增長、提高全要素生產率，然而經濟政策的不確定性也會抑制企業的投資決策，這些研究表明營商環境在塑造市場主體行為，進而驅動社會經濟發展的關鍵作用。新質生產力作為與第四次工業革命緊密契合的新型生產力質態，需要與之相匹配的新型生產關系。為促進新質生產力的培育與發展，杜運周等強調要優化法治與政務環境，強化市場與創新的協同效應，激發新質生產力快速發展。王曙光認為需構建一種深度融合政府、市場、企業及產業邏輯的彈性體制框架，營造出一種有利于新質生產力成長的優越營商環境。劉德宇基于上市公司數據，通過實證的方式驗證了營商環境改善對新質生產力發展的正面推動作用，表明新質生產力的發展需要良好營商環境支持。

綜上所述，學術界針對新質生產力、營商環境兩大核心議題已經展開了深入的探討，為文中奠定了堅實的理論基礎與豐富的實踐參考。然而，聚焦于營商環境如何影響新質生產力發展的專項研究依舊比較匱乏，這一現狀難以滿足日益增長的社會實踐與政策制定需求。文中將聚焦于營商環境視角，通過實證檢驗，深入剖析營商環境對新質生產力發展的影響及其內在機制。同時，考慮到區域間經濟環境、自然環境的差異性，文中還將探討營商環境對新質生產力影響的區域異質性。此外，為進一步拓寬研究視野，文中還將引入空間計量模型，探索一個地區的營商環境優化能否通過空間關聯機制，對鄰近地區的新質生產力產生影響，從而全面揭示營商環境優化對新質生產力所起到的作用。

2 理論分析與研究假設

從勞動者視角出發，健康的營商環境通過構筑優質的職業發展空間和福利待遇體系，有效保障了勞動者努力與回報之間的正相關關系，從而極大地激發了勞動者的創新潛能。這不僅促使勞動者在更加公正透明的平臺上充分發揮個人才能，還促進了社會發展。營商環境的優化顯著提升了當地對高素質人才的吸引力，為新質生產力的發展構建了堅實的人才支撐體系。就勞動資料層面而言，營商環境的優化顯著促進了資源配置效率的提升，有效加速了落后產能的自然淘汰進程。這一過程迫使企業在激烈的市場競爭中不斷加強技術創新與設備更新換代，以應對市場挑戰。此舉不僅全面推動了生產資料向現代化、高效化方向轉型，更為新質生產力的發展奠定堅實而穩固的物質基礎。轉向勞動對象層面，營商環境的持續優化一方面促進了國內消費市場的擴容與深化，為消費者提供了更多元化的商品與服務選擇，為企業構建了堅實的內需基礎；另一方面有效推動了國際市場的開拓與融入，助力企業跨越國界，參與全球競爭與合作，助力形成國內國際雙循環的新發展格局。此舉不僅極大地拓寬了企業運營的地理邊界，使企業能夠觸及更廣泛的客戶群體，還顯著強化了其市場適應性與競爭力。企業將在更廣闊的舞臺上接受挑戰與機遇，逐步走向世界，這一過程成為驅動新質生產力蓬勃發展的又一關鍵引擎?；谝陨戏治?，提出假設H1。

H1：營商環境能夠顯著提高新質生產力發展。

營商環境的優化有效削弱了行業壁壘，促進了資源的有效流通與優化配置機制的形成，確保了資源利用的充分性和合理性。在良好的營商環境中，具備核心競爭力的企業能夠更為高效地獲取各類關鍵生產要素，如資金、技術和人才等，進而加速其成長，提升市場競爭力，為其實現上市目標奠定了堅實基礎。同時，營商環境的持續改善對地區經濟的高速增長起到了顯著的推動作用，經濟的繁榮不僅為企業提供了更廣闊的發展平臺與市場空間，還激發了企業間的良性競爭與合作氛圍，使得更多具備創新能力和市場潛力的新興企業能夠脫穎而出，滿足上市的各項嚴格要求。因此，營商環境的不斷優化不僅是推動企業快速成長與成功上市的關鍵驅動力，也是促進當地上市公司數量穩步增加、增強資本市場活力的重要保障。

上市公司作為我國經濟體系中的高端引領者，擁有著前瞻性的戰略視野與雄厚的資金實力，為鞏固并提升其在市場中的競爭優勢地位，有意愿且有能力推動新技術、新產品的研發創新與實踐應用，這些努力將優化上市公司的生產流程，提高產品質量，增強核心競爭力。與此同時，上市公司作為技術創新與行業發展的風向標，通過產業鏈的縱向延伸與橫向拓展，還將激發上下游企業的技術革新熱情與產品升級動力，形成顯著的正向溢出效應。這種效應不僅促進了技術知識在產業內的快速流動與深度融合，還將推動整個地區的技術迭代與產品優化，為新質生產力的發展注入強勁動力?；谝陨戏治?，提出假設H2。

H2：營商環境通過增加上市公司數量進而提高新質生產力發展。

盡管我國各地區間地理上相隔甚遠，但在政治、經濟、科技等多維度上均保持著頻繁的互動與交流，構建了一個緊密相連的網絡體系。在此背景下，本地營商環境的優化能夠借助其顯著的示范效應，迅速跨越地域界限，對周邊地區產生影響。從政府視角出發，政治晉升錦標賽與區域經濟增長的競爭態勢激發了地方政府間的積極模仿與相互追趕，推動各地區營商環境不斷趨同并尋求超越，從而為新質生產力的孕育與壯大創造了有利條件。在企業層面，營商環境的優化直接激發了本地企業的繁榮與成長，同時也加劇了外地企業所面臨的市場競爭態勢，增加了其被市場邊緣化的風險。在此背景下，外地企業基于強烈的危機意識，傾向于加大科技創新的投資力度，以加速產業升級與轉型進程。這一戰略轉變旨在通過提升新質生產力，積極應對市場挑戰，確保在日益激烈的市場競爭中保持并增強競爭優勢。在科技領域，營商環境的持續優化顯著推動了技術創新活動的蓬勃發展。此過程不僅顯著強化了本地區新質生產力的發展基礎，還憑借知識固有的正外部性特征，對周邊地區的科技生態系統產生了積極的溢出效應，促進了科技的整體繁榮。這種積極的科技互動進而推動了周邊地區新質生產力的快速發展，形成了科技創新與生產力提升的良性循環?；谝陨戏治?，提出假設H3。

H3：本地營商環境優化能夠推動鄰近地區新質生產力發展。

3 研究設計

3.1 模型設定

為研究營商環境對新質生產力發展水平的影響，文中采用多元回歸法進行探究，基準回歸模型的設定見式（1）。

NQP=α+βBE+γcontrol+λ+η+ε（1）

式中，NQPit為省份i在t年的新質生產力發展水平；α0 為常數項；β0為衡量營商環境對新質生產力發展水平的影響程度；BEit為省份i在t年的營商環境發展水平；γ為衡量控制變量對新質生產力發展水平的影響；controlit為文中所涉及的控制變量；λi為省份固定效應；ηt為年份固定效應；εit為隨機誤差項。

為更深入地剖析營商環境對新質生產力發展水平的影響機制，文中參考溫忠麟、楊雪嬌等的研究，在式（1）基礎上，構建式（2）和式（3），以檢驗中介效應。

Med=α+βBE+γcontrol+λ+η+ε（2）

NQP=α+βBE+βMed+γcontrol+λ+η+ε（3）

式中，Medit為中介變量，其余變量的含義和式（1）相同。

3.2 變量說明

3.2.1 被解釋變量

新質生產力作為生產力發展的尖端形態，展現了勞動者、勞動資料及勞動對象的深刻升華，是中國式現代化進程中的核心驅動力。文中借鑒任宇新等、韓文龍等的研究，聚焦于勞動者、勞動資料、勞動對象三大維度，構建新質生產力綜合評價指標體系，各指標的詳細信息見表1。

為評估新質生產力發展水平，文中采用熵值法進行計算，計算過程如下所示：

首先，進行標準化處理

正向指標：X*ij=X-min（X）max（X）-min（X）（4）

負向指標：X*ij=max（X）-Xmax（X）-min（X）（5）

其次，計算特征比重

P=X*ij∑mi=1X*ij（6）

再次，計算信息熵

e=-K∑mi=1（P×lnP）（7）

K=1lnm（8）

然后，計算指標權重

w=1-e∑nj=1（1-e）（9）

最后，計算綜合得分

S=∑nj=1（w×X*it）（10）

3.2.2 核心解釋變量

文中旨在從市場環境、貿易互動、社會氛圍3個維度出發，構建營商環境綜合評價指標體系，以反映營商環境的整體狀況。表2列示了各評價指標的具體內容。營商環境發展水平同樣由熵值法計算得出。

3.2.3 控制變量

參照已有研究，選擇如下控制變量：產業結構（indus），使用第三產業與第二產業的比值進行衡量；財政開支（fisc），使用一般預算支出與一般預算收入的比值進行衡量；人口密度（lnpopde），使用常住人口數與行政區劃面積的比值的對數進行衡量；人均道路面積（proad）使用道路面積與常住人口數的比值進行衡量。

3.2.4 中介變量

文中選擇上市公司數量作為中介變量，上市公司數量（lncomp）使用上市公司數量的對數值進行衡量。

3.3 數據來源及說明

研究樣本選取我國30個省份2012—2022年的面板數據，鑒于西藏與港澳臺地區存在數據缺失的情況，為確保研究結果的嚴謹性與準確性，故未將其納入研究樣本。文中所涉數據來自國家統計局、中經數據平臺、國泰安數據庫、EPS數據平臺、北京大學數字金融研究中心，以及

各地區的統計年鑒、統計公報。表3為描述性統計。

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸

表4展示了營商環境對新質生產力發展水平的回歸結果，在第（1）列中，控制了省份與年份固定效應，但未納入任何控制變量，在第（2）列至第（5）列中，逐步加入控制變量。由表4可知，營商環境能夠在1%的顯著性水平上提高新質生產力發展水平，假設H1得到了證實。此外，產業結構會顯著提高新質生產力發展水平，表明產業結構的優化升級是提升新質生產力的重要因素。財政開支、人均道路面積會顯著降低新質生產力發展水平，表明社會需要進一步優化財政使用效率、基礎設施利用程度，從而減少不利影響。人口密度未能顯著影響新質生產力發展水平。

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 工具變量法

為應對潛在的內生性問題，文中參照劉建民等的研究，使用營商環境滯后一期作為工具變量，實施工具變量檢驗，檢驗結果見表5。營商環境對新質生產力發展水平的回歸結果在1%水平上顯著為正，與基準回歸保持一致，表明其促進作用具有的穩健性，通過了工具變量檢驗。

4.2.2 縮尾和截尾

極端觀測值可能對回歸結果的穩健性產生重大影響，為確保數據分析的嚴謹性，文中將在表6的第（1）、（2）、（3）、（4）列中，對被解釋變量新質生產力分別采取1%和5%水平的縮尾處理，以及同樣標準的截尾處理，以調整或剔除極端值，從而減少其對回歸結果的潛在影響。在經過上述處理后，回歸結果顯示，營商環境對新質生產力的影響在1%的顯著性水平上為正，這一結論與之前的基準回歸結果保持一致，表明其積極影響是穩健且顯著的。

4.2.3 滯后一期與滯后兩期

由于營商環境對新質生產力發展水平的影響可能存在時間滯后效應，為確保研究結論的嚴謹性與準確性，文中將對解釋變量、控制變量實施滯后一期、滯后兩期的調整，旨在剔除潛在時間因素對回歸分析結果的干擾。表7第（1）列與第（2）列分別為滯后一期、滯后兩期的回歸結果，表明營商環境的優化能夠在1%顯著性水平上提升新質生產力發展水平，進一步驗證了營商環境對新質生產力發展的積極推動作用。

4.2.4 更換樣本區間

由于2018年后中美貿易爭端日益嚴重，此后的國際經濟格局與先前相比發生了顯著變化。為確保研究結論的準確性與適用性，故決定更換樣本區間，剔除2017年及以前的數據，對2018—2022年的數據進行回歸分析。經過樣本區間的合理調整，表7第（3）列的回歸結果與前文保持一致，進一步確保了文章結論的穩健性。

5 進一步分析

5.1 中介效應分析

表8第（1）列展示了營商環境對上市公司數量的回歸情況，估計系數在1%的顯著性水平上為正，表明營商環境的持續優化對于上市公司數量增長具有顯著促進作用。表8第（2）列展示了營商環境、上市公司數量對新質生產力的回歸結果，兩者的估計系數均在1%的顯著性水平上為正，說明營商環境的改善以及上市公司數量的增加都能有效提升新質生產力水平。綜合表8中第（1）與第（2）列的回歸結果，可知營商環境的優化對上市公司數量的增長具有顯著的促進作用，而這一增長又進一步推動了新質生產力的提升，即上市公司數量在其中起到了中介效應，且該效應在1%的水平上表現顯著。因此，假設H2得到了驗證。

5.2 異質性分析

文中依據地理位置，將研究樣本劃分為東、中、西、東北4部分，之后進行分樣本回歸。表9第（1）、（2）、（3）列為我國東、中、西部地區營商環境對新質生產力的回歸結果，回歸系數為正且在至少5%的水平上顯著，表明營商環境能夠在這些地區顯著提高新質生產力發展水平。在東部地區，有著較為成熟的市場經濟體系，使得營商環境優化能夠迅速轉化為技術創新、產業升級的強勁動力，進而顯著提升新質生產力水平。在中部地區，營商環境的優化不僅促進了本地企業的轉型升級，還吸引了大量東部沿海地區的產業轉移與技術溢出，形成了良好的產業協同效應，加速了新質生產力的形成與發展。在西部地區，營商環境的改善不僅具備中部地區所具有的優勢，還由于其經濟基礎相對薄弱，而存在后發優勢，因此當西部地區優化營商環境時，同樣可以有效加速新質生產力的形成與發展。表9第（4）列表示東北地區營商環境對新質生產力的回歸結果，其系數為正，但是不具備顯著性，原因在于：東北地區產業結構偏重，人口流失嚴重，營商環境的優化雖然在一定程度上改善了企業所面臨的外部環境，但未能大面積地促使企業向高技術、高附加值方向轉型，從而影響到了營商環境對新質生產力的提升效果，因此回歸結果不具有顯著性。

5.3 空間效應分析

在先前的研究中，文中已通過構建多元回歸模型，探討了營商環境對新質生產力發展水平的作用機制及其在不同區域間的異質性表現。然而，這一分析框架尚存局限，主要在于未將空間溢出效應納入考量范疇。鑒于此，文中旨在進一步深化對該議題的探討，通過引入空間維度，系統分解并剖析營商環境對新質生產力產生的復雜影響。

5.3.1 空間相關性檢驗

文中使用二元鄰接矩陣構建空間權重矩陣，使用莫蘭指數（Moran’s I）檢驗分析營商環境的空間相關性，具體檢驗結果見表10。由下表可知，營商環境表現出顯著的空間相關性，這一相關性在統計上達到了至少5%的顯著性水平，表明區域間的營商環境是相互關聯、相互影響的，且莫蘭指數為正數，揭示了不同地區營商環境之間存在著正向空間關聯，即一個地區營商環境的優化往往伴隨著鄰近地區營商環境的相應改善。

5.3.2 選擇空間計量模型

文中參考郭炳南等的研究

，先后實施了LR檢驗、Wald檢驗以及Hausman檢驗，旨在精準選定最適配的空間計量模型。檢驗結果見表11，LR檢驗與Wald檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，說明在本研究情境下，空間杜賓模型并未退化為空間滯后模型或空間誤差模型，從而表明使用空間杜賓模型的合理性。此外，Hausman檢驗的結果表明，固定效應模型相較于隨機效應模型在解釋營商環境對新質生產力溢出效應上具有優越性，因此，文中決定采用時間與空間雙固定效應模型作為分析工具，以精確評估并驗證營商環境對新質生產力的空間溢出效應。

5.3.3 空間計量模型的結果分析

表12里的第（1）列報告了整體回歸結果，第（2）、（3）、（4）列分別報告了直接效應、空間溢出效應、總效應。在直接效應方面，第（2）列的數據表明，營商環境的優化能夠顯著提升新質生產力的發展水平，這一結果與先前研究結論相契合。至于空間溢出效應，第（3）列的數據表明營商環境的改善對鄰近地區產生了顯著的正向空間溢出作用，即本地區營商環境的優化通過空間機制的有效傳導，能夠有效促進鄰近地區新質生產力的提升?？臻g杜賓模型的實證分析結果在至少5%的顯著性水平上，有力地支持了文中提出的研究假設H3，表明營商環境的改善對鄰近地區新質生產力的發展具有顯著的正向空間溢出效應，假設H3從而得到了證實。

6 結論與建議

6.1 結論

1）營商環境優化能夠顯著提升新質生產力發展水平，并成功通過穩健性檢驗。

2）良好的營商環境能夠通過增加上市公司數量，進而提高新質生產力發展水平。

3）營商環境對新質生產力的影響具有區域異質性。營商環境能夠顯著提高東中西部地區的新質生產力發展水平，未能顯著提高東北地區的新質生產力發展水平。

4）營商環境的優化能夠提高臨近地區的新質生產力發展水平，具有顯著的空間溢出效應。

6.2 建議

1）政府應當致力于持續改善營商環境，通過實施一攬子針對性策略，包括但不限于完善制度規則、強化法治保障、提升政務服務效率等，從而有效推動營商環境升級，為市場主體打造公平、透明、可預期的經營環境，進而為新質生產力的發展奠定堅實基礎。

2）積極推動符合條件的企業上市，并鼓勵其展開科學研究、技術成果轉化。依托上市公司強大的資金與研發實力，加之其在產業鏈內的標桿示范作用，使上市公司成為推動當地新質生產力發展的先鋒力量。

3）加強跨區域合作。通過建立跨區域的經濟合作框架與機制，促進資源要素的自由流動，暢通經濟循環，為新質生產力發展水平提供不竭動力。

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