营商环境、创新与经济发展*

袁 正，乔瑞敏

(1.西南财经大学 经济学院，成都 611130；
2.四川银行股份有限公司，成都 610299)

近年来，全国上下非常重视营商环境。习近平总书记强调，营商环境没有最好，只有更好。要不断完善市场化、法治化、国际化的营商环境。李克强总理强调：营商环境就是生产力，各地既要积极抓项目建设，更要着力抓环境建设，由过去追求优惠政策洼地，转为打造营商环境高地，真正做到审批更简、监管更强、服务更优。2019年10月，国务院通过了《优化营商环境条例》。世界银行《全球营商环境报告2020》显示，中国营商环境在全球190个经济体中排名第31位，较去年的第46位大幅提升。中国连续两年居营商环境改善幅度全球前十，国家、媒体、学者对此给予高度关注。

营商环境为何重要？本文从古老的斯密传统出发，结合科斯的交易费用理论，对营商环境的重要性给出解释。优化营商环境可以降低交易费用，促进专业化分工，促进创新和投资，进而促进经济发展。基于2006—2016年中国省际面板数据，2013—2019年跨国面板数据以及2018年我国100个城市的截面数据，本文验证了营商环境对人均GDP有显著的正向影响，创新是营商环境影响人均GDP的一种传导机制。为缓解内生性问题，以开埠通商历史或滞后一期的营商环境指数作为营商环境的工具变量，回归结论依然显著。

本文的贡献主要有二：一是为营商环境促进经济发展建立理论机制，基于斯密-科斯框架，从专业化分工视角建立理论模型。营商环境改善可以降低交易成本，促进分工演进，从而实现创新，为营商环境与经济发展建立传导机制。二是使用省际面板数据、城市截面数据、跨国面板数据验证了营商环境对经济发展的正向影响。由于营商环境评价方法尚不成熟，多维度的数据来源可以减少结论的偏差，尽量使用最新的数据进行分析。

国务院《优化营商环境条例》将营商环境定义为企业等市场主体在市场经济活动中所涉及的体制机制性因素和条件。世界银行将营商环境界定为企业从开办到结束各环节中所面临的环境状况。自世界银行2003年开始发布各国营商环境指数之后，营商环境这一概念逐渐受到全球的广泛关注。关于营商环境的衡量，并没有形成一致的评估方法。最具权威性、影响最为深远的是世界银行的营商环境指数(1)世界银行的营商环境指数叫作商业便利度(ease of doing business)。；
国家发改委发布的《中国营商环境报告2020》主要参考的就是世界银行的评价指标。

营商环境是国家或地区发展的重要软实力，对经济发展十分重要。Djankov et al.(2008)[1]认为影响经济增长的主要因素是管理商业活动的法规，参照世界银行的相应改革措施能够加速经济增长。Eifert(2009)[2]证明监管改革能够带来更高的投资率，促进经济发展，制度变革在相对贫穷和治理良好的国家产生积极影响，在实施改革一年后，经济增速分别加快了0.4和0.2个百分点，投资率都增长了约0.6个百分点。Haidar(2012)[3]通过172个国家的研究，发现商业监管制度改革和GDP增长率正相关。Messaoud & Teheni(2014)[4]发现除了跨境交易和办理建筑施工许可外，其他营商环境指标与经济发展之间均存在强关联。Godowska(2017)[5]研究28个欧盟国家的经济增长和营商环境数据，验证了商业环境与经济增长之间的正向关联。Bah & Fang(2015)[6]对非洲国家的研究发现糟糕的营商环境会造成资源错配，严重降低全要素生产率，影响产出，其中信贷约束造成的负面效应尤为突出。Fabová(2015)[7]认为，斯洛伐克没有一个友好的商业环境，抑制了创新活动。Hamplová & Provazníková(2014)[8]认为法律制度不健全和行政审批流程过于复杂，导致捷克共和国的营商环境表现不佳。

世界银行《中国营商环境报告》评估了中国30个城市的营商环境，董志强等(2012)[9]使用这一数据，加入工具变量解决内生性，发现营商环境对经济发展存在正向影响。崔鑫生(2020)[10]分析“一带一路”沿途58个经济体的营商环境和人均GDP的关系，发现营商环境的改善可以促进国家经济发展，部分二级指标有利于提振经济，如开办企业、处理破产、获取电力和跨境交易等。张瑄(2014)[11]认为好的营商环境有利于招商引资，而投资是拉动经济增长的重要因素。江静(2017)[12]得出，一国或地区营商环境排名与服务业占GDP的比例有显著的正向关系，其中作用最强的是中小投资者保护这个指标。

宋德勇等(2017)[13]认为制度对经济增长有积极影响，商业制度法规的改进能够激励社会组织，推动经济发展。张会清(2017)[14]认为，高质量的营商环境有利于减少企业的营运成本，提升企业出口贸易绩效，进而带动地区经济增长。许志端等(2019)[15]得出，持续优化营商环境可以促进企业的技术研发投入，提高专利产出，研发投入能促进企业绩效。薄文广等(2018)[16]发现企业家的才能不能直接对TFP产生积极影响，只有在一定的营商环境条件下，才能提升企业全要素生产率。陈颖(2019)[17]匹配了城市的营商环境指数和创新的微观数据，发现两者呈正相关，加入工具变量后结论仍然一致。夏后学等(2019)[18]认为，良好的营商环境有助于消除或改善寻租危害，进而激发企业的创新活力与创业热情。魏下海等(2015)[19]聚焦民营企业家的时间分配，当企业外部经营环境好的时候，更多时间被用于生产性活动，糟糕的营商环境则会增加非生产性的对外公关活动时间。于文超等(2019)[20]认为，不确定性对企业经营活力的负向影响随着地区营商环境的改善而减弱，市场化、法治化的营商环境是民营企业缓解不确定性冲击、保持经营活力的保障。

现有文献至少有两方面的不足：一是欠缺理论基础。现有研究多为实证分析，没有从理论上解释为什么营商环境的改善可以促进经济发展，普遍缺乏理论模型。二是数据维度较为单一，有的用跨国数据，有的用省际数据，有的用城市数据。目前，营商环境的评价尚不成熟，单一维度的数据可能存在结论不稳健的问题。

斯密定理指出，分工是经济增长的源泉，分工受限于市场范围。劳动生产力上最大的增进，以及运用劳动时所表现的更大的熟练、技巧和判断力，似乎都是分工的结果[21]。有了分工，同样数量的劳动者可以完成比过去多得多的产量。分工离不开交易，分工和交易是同一事物的两个方面。从事专业化生产的劳动者供给他拥有的东西，但必须购买他不拥有的东西。交易离不开交易成本。交易成本是指完成交易需要花费的费用[22]。Williamson(1975)[23]认为交易成本包括搜寻成本、信息成本、议价成本、决策成本、监督交易进行的成本、违约成本(2)分别指搜寻商品与交易对象的成本，获取交易信息的成本，谈判及讨价还价的成本，进行相关决策与签订契约所需的成本，监督交易是否依照契约内容进行的成本，例如追踪产品、监督、验货等，违约时所需付出的事后救济成本。。借鉴杨小凯的新兴古典经济学建立专业化分工模型[24]，把营商环境、交易效率纳入到经济主体的理性选择。

假设H1：经济中有两个人A和B，每个人有两种选择，一种选择是自给自足，每个人都生产且消费x、y两种产品，彼此老死不相往来，如图1所示。另一种选择是专业化分工，一个人(A)生产x，另一个人(B)生产y，两者形成交易关系，生产x的人卖出x，买入y，生产y的人卖出y，买入x，如图2所示。

图1 自给自足的两个人

图2 专业化分工的两个人

假设H2：两个人既是生产者，也是消费者，每个人拥有的时间L=1，即Lx+Ly=1。每个人把时间分配在两种产品的生产中，且都要消费x、y两种产品，每个消费者的效用函数为：

U=(x+kxd)(y+kyd)

x、y是自产自消的产品数量，xd、yd是购买的产品数量，k是交易效率系数。人们每购买1单位商品，只能得到其中的k单位，交易成本会带来1-k单位的损耗。交易效率越高，交易造成的损耗越小(3)交易成本为0时，可称之为无摩擦经济。。本文认为交易效率由营商环境决定，营商环境越好，交易效率越高，即k越大。

假设H3：任何一个“生产者-消费者”的生产函数为：

生产的产品总量一部分自己消费(x或y)，一部分卖出(xs或ys)。

假设H4：均衡时，每一个“生产者-消费者”要满足预算约束，即销售收入与购买支出相等，px，py是x和y的均衡价格。

pxxs+pyys=pxxd+pyyd

对于自给自足的两个人来说：

xs=ys=xd=yd=0

以任何一个“生产者-消费者”来分析，他的最大化效用决策为：

maxU=xy

约束条件是:

x=Lxα,y=Lyα,Lx+Ly=1

求解最优化得到：

代入约束条件，求得：

x=2-α,y=2-α

代入效用函数，求得：

U=xy=2-2α

社会福利等于两个“生产者-消费者”的总效用：

W=2U=21-2α

如果两个人选择专业化分工，其中A只生产x，B只生产y，且两者形成交易，A出售x，购买y，B出售y，购买x。对于A而言，它不生产y，也不购买x，所以y=xd=0，其效用最大化决策为：

maxUA=xkyd

A的生产条件是:

x+xs=Lxα,Lx=1

A的预算约束是：

pxxs=pyyd

求解最优化得到：

代入预算约束，可求得:

代入效用函数，可得：

对于B而言，根据对称性原理，他的最优化均衡结果为：

这时，社会福利为:

比较自给自足和专业化分工两种均衡：

对A来说，若：

当且仅当：

对B同理。

对社会福利来说，若:

当且仅当：

模型可以得出，只要营商环境足够好，交易效率足够高，任意两个人可以实现专业化分工，彼此的效用都会变好，社会福利也会变好。若营商环境不好，交易费用太高，分工就没有意义。营商环境变好，分工的潜力增大，分工从自给自足向局部分工、完全分工不断演进。

分工演进的过程就是创新。一个人从什么都做演进到只做最擅长的事情，就会有生产组织创新和产品创新。亚当·斯密在论述分工的好处时讲到，分工使劳动者终身专于一业，做到熟能生巧，熟能生巧的劳动者常常发明机械，也能发明新产品。分工演进是由具有创新精神的人来实现的。试验分工的投资也会增加。通过分工来促进生产力和经济增长，预储资财是绝对必要的，储蓄和投资是发展分工的必要工具[21]。当积累有限的时候，人们不敢冒试验分工失败的风险，例如，当余粮不足时，农民不敢轻易改种收成更高的经济作物，因为一旦试验失败，将面临断粮挨饿的风险。

(一)模型设定

为检验营商环境对经济发展的影响，本文构建以下回归模型：

pgdpi,t=β0+β1bei,t+β2Xi,t+αi+λt+εi,t

(1)

其中，i和t分别代表地区和年份，因变量pgdpi,t表示人均GDP，核心解释变量是bei,t，表示营商环境指数，Xi,t表示其他影响经济发展的控制变量。αi表示不随时间变化的地区差异性，λt表示时间效应。

为分析营商环境影响经济发展的机制，本文引入创新作为中介变量，计量模型如下所示：

Mi,t=β0+β1bei,t+β2Xi,t+αi+λt+εi,t

(2)

pgdpi,t=γ0+γ1bei,t+γ2Mi,t+γ3Xi,t+αi+λt+εi,t

(3)

其中，M为中介变量，即区域创新水平。创新用(发明)专利授权数表示；
X表示其他控制变量。方程(2)表示营商环境对中介变量创新的影响。方程(3)同时引入中介变量和营商环境，系数γ1为营商环境对经济发展的直接效应，若β1、γ2系数显著，则存在中介效应，即营商环境通过影响M(创新)进而影响经济发展。

(二)数据来源

本文使用2006—2016年29个省级行政区(不包含青海、西藏、港澳台)的面板数据，其中营商环境指数来自王小鲁等编制的《中国分省企业经营环境指数》2013年和2017年的报告。其余变量数据来自EPS全球统计数据分析平台的“中国宏观经济数据库”“中国区域经济数据库”。同时使用2018年的城市截面数据和2013—2019年的跨国面板数据验证结论的稳健性。城市截面数据来自中国战略文化促进会、中国经济传媒协会、万博新经济研究院和第一财经研究院联合发布的《中国城市营商环境指数评价报告2019》，有100个城市样本。跨国数据来自世界银行《全球营商环境报告2020》及世界发展指标数据库，剔除缺失样本后，有151个国家或地区样本。2019年各省份统计年鉴、2018年各城市国民经济和社会发展统计公报，有100个城市样本。虽然省际、城市和跨国层面的营商环境指数衡量方式有所差异，但是总体而言都较好地衡量了各个层面的营商环境。

(三)描述性统计

本文使用了省际、城市、跨国三个层次的数据，因变量和核心解释变量是相同的，控制变量因数据获取限制略有差异，表1给出了主要变量的定义与描述性统计。

表1 主要变量定义与描述性统计

绘制人均GDP与营商环境的散点图，图3是省份营商环境与人均GDP的散点图。图4是城市营商环境与人均GDP的散点图。图5是跨国营商环境与人均GDP的散点图。可以看出营商环境与经济发展有明显的正向关系。

图3 省份营商环境与人均GDP散点图

图4 城市营商环境与人均GDP散点图

图5 跨国营商环境与人均GDP散点图

(一)省际层面的分析

本文采用省际面板数据检验营商环境对经济发展的影响。因变量是省份人均GDP，核心解释变量是省份企业经营环境指数。王小鲁、樊纲、胡李鹏(2020)[25]从8个方面31个指标评价省市的营商环境，即政策公开公平公正、行政干预和政府廉洁效率、企业经营的法治环境、企业税费负担、金融服务和融资成本、人力资源供应、基础设施条件、市场环境与中介服务条件。

控制变量包括资本投入，以省份全社会固定资产投资额表示；
劳动力投入以省份从业人口数表示；
外商直接投资以省份当年实际利用外商投资额表示；
进出口贸易以省份进出口总额表示；
城镇化水平以城镇化率表示；
产业结构以第三产业增加值比第二产业增加值表示。

首先通过Hausman检验决定使用固定效应(FE)还是随机效应(RE)的估计方法。检验结果显示，卡方值为67.42，P值=0.000 0<0.01，拒绝原假设，故选择固定效应模型，回归结果如表2所示。模型(1)控制了地区固定效应，结果显示营商环境指数的系数显著为正，说明营商环境对人均GDP有显著的正向影响。控制变量方面，全社会固定资产投资额、进出口贸易对人均GDP的影响显著为正。劳动力投入、外商直接投资和城镇化水平的系数为正，但不显著；
回归方程的拟合系数R2达到0.968，模型解释了96.8%的省份人均GDP的变化，说明模型拟合效果很好。

表2 省际营商环境对经济发展影响

营商环境和经济发展水平互为因果，良好的营商环境促进经济发展，反过来，经济发展水平越高的地区，改进营商环境的潜力更大。除此之外，还可能出现遗漏变量和数据的测量误，因此，模型存在内生性问题，营商环境指数是内生变量，本文引入工具变量，使用两阶段最小二乘法进行估计。

本文使用各省开埠通商的历史作为营商环境的工具变量，以该省份最早有开埠城市的时间来计算开埠通商的时长(4)工具变量开埠通商的历史数据来源于吴慧主编的《中国商业通史(第5卷)》、吴松弟等(2013)的《近代中国开埠通商的时空考察》以及严中平等(1955)所著的《中国近代经济史统计资料选辑》。。董志强等(2012)[9]以被迫或主动设立对外通商口岸的开埠地、租借地和殖民地的开埠时间到当前年份的时长作为该城市的开埠时长。开埠时间越长，说明商业发展越早，营商环境一般更为优越。开埠通商时间的长短取决于地理条件和历史事件，可以认为满足一定的独立性；
另外，开埠时长不会受到当前人均GDP的影响，不存在反向因果导致的内生性问题。开埠通商历史影响经济发展的途径除了营商环境外，其他途径较难被独立解释，例如开埠通商历史越久导致外贸更活跃进而促进经济发展，外贸更活跃其实也是更好营商环境的结果。因此，开埠通商历史这一工具变量的排他性约束一定程度上可以成立。

引入开埠通商历史作为工具变量进行两阶段最小二乘估计。模型(3)给出了第一阶段回归结果，开埠通商历史的回归系数显著为正，说明开埠通商时间越长，营商环境越好。第一阶段回归的Cragg-Donald Wald F统计值为18.68，拒绝弱工具变量假设，满足了工具变量的相关性条件。模型(2)为第二阶段回归，结果显示，加入工具变量进行回归后，营商环境的系数显著为正，企业经营环境指数每增加1%，平均而言，人均GDP增加3.178%。回归系数在IV估计下大幅度增加，说明内生性问题使得模型(1)中营商环境对经济发展的影响被严重低估。

营商环境促进经济发展的机制是什么呢？前文在理论模型部分给出，营商环境越好，交易效率越高，会促进分工演进，试验分工的创新会增加。因此，本文以创新作为营商环境与经济发展的中介变量，这里采用每万人发明专利授权数(inventpatents)作为省份创新能力的代理变量。以省份创新水平为中介变量的回归结果见表3所示，模型(1)表明营商环境对区域创新水平存在显著的正向影响。企业经营环境指数每增加1%，平均而言，每万人发明专利授权数增加1.135%。模型(2)显示，营商环境与发明专利授权数的系数均显著为正，说明营商环境对人均GDP存在显著的直接效应；
且省份创新水平存在显著的中介效应(5)属于部分中介效应。，省份营商环境通过提高当地的创新水平，进而促进经济发展。

表3 营商环境、创新与经济发展

(二)城市层面的分析

为验证营商环境影响经济发展的结论是否稳健，本文使用城市截面数据和跨国面板数据进一步分析，首先是城市层面的分析。

因变量是城市的人均GDP，核心解释变量是营商环境指数。中国战略文化促进会、中国经济传媒协会、万博新经济研究院和第一财经研究院发布的《中国城市营商环境指数评价报告2019》将营商环境指数评价体系分为硬环境指数和软环境指数，硬环境指数包括自然环境和基础设施环境共2个二级指标，软环境指数包括技术创新环境、人才环境、金融环境、文化环境和生活环境共5个二级指标，评价了100个城市2018年的营商环境，因此这里使用截面数据进行回归。

控制变量包括全社会固定资产投资增速、贸易开放度(用进出口总额占GDP比重表示)、人均外商直接投资额、产业结构(用第二产业增加值占GDP比重表示)、到海的距离(用距沿海港口最近距离表示)。

表4报告了城市营商环境对人均GDP影响的回归结果。模型(1)为OLS估计结果，营商环境的系数为正，且在1%显著性水平上统计显著。固定资产投资增速与人均GDP呈现显著负向关系，这与经济增长的收敛特征有关，发展越是落后的地区，固定资产投资增速往往越快。用第二产业增加值占GDP比重表示的产业结构对人均GDP有显著的正向影响。模型的拟合系数为0.64，表现良好。

表4 城市营商环境对经济发展影响的回归结果

为缓解内生性问题，选取清代各城市成为通商口岸的历史时长作为工具变量(6)该工具变量的合理性说明同省际层面的分析部分。。模型(2)和模型(3)报告了2SLS回归的估计结果。结果表明，在控制其他因素的条件下，城市营商环境每增加1分，平均而言，人均GDP增加1.33%。工具变量开埠通商历史对营商环境的回归系数显著为正，但是Cragg-Donald Wald F统计值仅为5.5，未能通过弱工具变量检验。继续使用对弱工具变量不太敏感的有限信息极大似然法(LIML)进行估计，见模型(4)，结果发现LIML估计与2SLS估计的结果是一致的。

仍以创新为机制变量，采用每万人专利授权数(patents)和每万人发明专利授权数(inventpatents)来衡量创新，回归结果如表5所示。模型(1)和(3)的回归结果说明，营商环境对每万人专利授权数和每万人发明专利授权数都存在显著的正向影响，均在1%显著性水平上显著。营商环境指数每提高1分，平均而言，每万人专利授权数增加3.17%，每万人发明专利授权数增加5.46%。模型(2)同时加入了营商环境和专利授权数，营商环境和专利授权数的系数均显著为正，说明营商环境对人均GDP存在直接效应，且存在部分中介效应，即营商环境促进专利授权数进而促进人均GDP。模型(4)同时加入了营商环境和发明专利授权数，结果和模型(2)很接近，不再赘述。

表5 营商环境、创新与人均GDP

(三)跨国层面的分析(7)限于篇幅，跨国层面的分析没报告机制分析结果。

使用跨国面板数据检验营商环境对经济发展的影响。因变量是人均GDP，核心解释变量是营商环境指数。世界银行《全球营商环境报告2020》评价了全球190个经济体的营商环境指数，涉及12项一级指标、49 项二级指标，包括开办企业、办理建筑施工许可、获得电力、登记财产、获得信贷、保护少数投资者、纳税、跨境贸易、执行合同、办理破产、劳动力市场监管和政府采购。

控制变量包括资本形成总额、外商直接投资(用FDI净流入占GDP比重表示)、贸易开放度(用贸易总额占GDP比重表示)、产业结构(用第二产业占GDP比重表示)、城镇化率。进行Hausman检验，卡方值为134.62，P值=0.0000<0.01，故使用固定效应模型。回归结果见表6，模型(1)同时控制了时间固定效应和地区固定效应，营商环境的系数为0.165，在5%显著性水平上统计显著，营商环境指数每提高1%，平均而言人均GDP提高0.165%。控制变量方面，资本形成总额、产业结构、城镇化率对人均GDP也存在显著的正向作用。模型拟合系数为0.586，表现良好。

表6 跨国营商环境对经济发展影响的回归结果

营商环境指数是内生变量，因为跨国数据难以获得更好的工具变量，本文使用滞后一期的营商环境指数作为工具变量进行两阶段最小二乘估计。以滞后一期的营商环境指数作为工具变量，可消除反向因果导致的内生性问题，但工具变量的独立性和排他性仍存在一定的欠缺。模型(3)报告了第一阶段的回归结果，工具变量的系数显著为正，Cragg-Donald Wald F统计值为465.32，不存在弱工具变量问题。模型(2)是第二阶段回归结果，进行IV估计后，营商环境的系数仍然显著为正，营商环境指数每增加1%，平均而言，人均GDP增加0.324%。内生性问题使得模型(1)中营商环境对经济发展的影响被严重低估。

本文对营商环境的重要性给出理论证明，优化营商环境可以降低交易成本、提高交易效率、促进分工演进，从而实现创新，促进经济发展。基于省际、城市、跨国三个层面的数据做实证分析，得出营商环境对人均GDP有显著的正向促进作用，借助工具变量回归缓解内生性问题，结论稳健。营商环境促进经济发展的机制是创新，营商环境促进创新，进而促进经济发展。因此，良好的营商环境是一个国家或地区经济软实力的重要体现，是提升综合竞争力的重要方面。

如何优化营商环境？世界银行和国家发改委的营商环境评价只涉及法律政策环境，不涉及基础设施等硬环境。国务院《优化营商环境条例》以及一些省市的优化营商环境条例同样只涉及法律政策环境。这有一定的局限性，不利于准确把握营商环境的本质内涵。

参照杨小凯对交易费用(8)杨小凯将交易费用区分为外生交易费用和内生交易费用。的区分，营商环境既包括硬环境，如交通物流、通信、能源、生态环境等，也包括软环境，如良好的产权保护和契约实施的制度、政务服务、教育等。李克强总理强调：“软硬环境都重要，硬环境要继续改善，更要在软环境建设上不断有新突破，让企业和群众更多受益。”良好的硬环境和软环境都能降低交易成本，都是促进创新，进而促进经济发展的重要手段。

要着力提升硬环境。要加大基础设施建设，提升交通、物流、通信、能源、水利、生态环境等基础条件。着力降低运输、物流成本，提高运输速度；
建设数字中国，降低通信成本，提高通信速度和质量；
降低能源成本，提升接入能源的便利性；
完善水利设施，提升用水便利，保障用水安全；
改善生态环境，打造美丽宜居幸福家园。这些基础设施条件个个重要，缺一不可，任一短板都会制约经济发展(9)木桶原理提出，水桶能装多少水取决于最短的那块短板。。

要着力优化软环境，贯彻国务院《优化营商环境条例》。建立有效的法律制度降低商业活动的交易成本，提升企业从开办到破产全过程的便利度，激发市场活力、社会创造力和发展动力。深化“放管服”改革，营造公平竞争的市场环境，加强市场主体保护，持续优化政务服务，完善监管执法。

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