营商制度环境与民营经济发展——基于营商文化“基因”的历史考察与实证

马忠新

一、引言

改革开放四十多年来，一大批优秀的民营企业家和具有核心竞争力的民营企业在市场竞争中迅速成长，截至2017年底，我国民营企业数量达2726.3万家，对国家财政收入、GDP和新增就业贡献分别超过50%、60%和90%，民营经济已成为推动国民经济高质量发展的重要力量。然而近年来，由于国内外宏观经济环境的变化，以中小企业为主的民营经济遇到了巨大的发展压力，社会上也因此出现了一些“国进民退”的担忧。高尚全(2010) 的研究指出：“市场经济本身就是有进有退、有生有死，问题的关键是有没有垄断，是不是竞争，是否存在歧视。”换言之，营商环境才是“国进民退”问题的核心，也是影响民营经济和整个国民经济高质量发展的关键。

营商环境对企业发展的影响，尤其是对中小企业发展的影响，一直是经济学界研究的热点。Bah and Fang(2015)、Gaganis et al.(2019)的研究表明，政府廉洁、基础设施、信贷融资、减少干预等营商环境因素对中小企业发展具有重要影响，获得同样结论的研究还包括Arraiz et al.(2014)、Sharma and Mitra(2015)、Eling and Schaper(2017)等文献。从国内的研究文献来看，自2013年以来，由于中国推动了自上而下的强制性制度变迁和自下而上的诱致性制度变迁相结合的营商制度优化改革，相应的研究也不断深入，代表性的研究包括魏下海等(2015)、毕青苗等(2018)、夏后学等(2019)。从既有文献来看，对营商环境历史传承问题的研究较为少见，同时，在实证研究中，由于营商环境与民营经济发展的指标之间存在较大的内生性，即：营商环境和民营经济发展存在着互相影响的可能性，也可能受到其他因素的共同影响，以往的研究文献对这种内生性问题较为忽视。

根据世界银行《营商环境报告》、《中国城市营商环境指数评价报告》等研究文献，营商环境既包括产权、税收、商事、法治、行政干预等营商制度环境，也包括水电、交通等营商基础设施环境，以及劳动力、资本可获得性等营商要素环境。与基础设施、要素等营商“硬环境”不同，营商制度环境是影响民营经济发展的“软约束”。本文聚焦于营商制度环境对民营经济发展影响的研究，在既有研究文献的基础上，基于历史的视角探讨了营商制度环境对民营经济发展规模和质量的影响，在以下两个方面进行了研究拓展：一是阐述并检验了明清商帮、开埠通商等历史营商文化“基因”对城市营商制度环境的影响，为理解城市营商制度环境差异和推动营商制度改革提供了历史的视角。二是通过寻找合适的历史工具变量进行2SLS估计，在一定程度上缓解了既有文献普遍存在的内生性问题，较好的识别营商制度环境对民营经济发展的影响。

余文的结构安排如下：第二部分是理论分析和假说，研究了城市营商文化“基因”传承，以及营商制度环境影响民营经济发展的机制，并在此基础上构建了理论假说。第三部分是变量指标选择，阐述了变量指标的构建、数据来源和统计性描述。第四部分是营商制度环境影响民营经济发展规模的实证检验。第五部分是营商制度环境影响民营经济发展质量的实证检验。第六部分是研究结论和政策启示。

二、理论分析与假说

(一)营商文化“基因”的历史考察

本文所考察的营商文化“基因”是指影响当今各地营商制度环境的历史文化因素，在“重农抑商”的儒家伦理占主导地位的历史进程中，明清商帮所传承的地域营商文化，以及历史上开埠通商给各地所带来的外部制度-文化冲击，构成了各地营商文化“基因”的重要方面。

1.本地营商文化“基因”：明清商帮的历史传承

如恩格斯所指出，“商人来到这个世界，他应当是这个世界发生变革的起点”。明清地方“商帮”的崛起在中国从封建小农经济向现代工商业发展过程中发挥了重要作用。明清商帮被认为是以地域为中心，以血缘、乡谊为纽带，以相亲相助为宗旨，自发形成的，既亲密又松散的商人群体(张海鹏等，1993)，商帮的兴起是封建社会晚期商品经济发展的必然结果，但由于其自身的弱点，明清时期的商人未能像欧洲商人阶级一样成为封建制度的瓦解者，但其在一定程度上影响了社会制度的变迁(林枫，2008)。地域商帮的产生是当时各地的自然条件、商品特点、国家政策以及人们的社会观念等各种因素综合影响的结果(范金民，2006)。此外，科举文化、宗族文化等地方制度文化因素也影响了明清商帮兴起(吴琦等，2019)。中国商人具有人格特质的文化传承以及区域人格特质的独特性和连续性，各地商帮具有明显的地域文化特点，在一定程度上代表了一个地域的营商文化。

2.外来营商文化“基因”：开埠通商的外部冲击

十九世纪中后期的开埠通商是晚清政府在西方列强逼迫下实施的被动开放，一方面，西方列强大肆掠夺财富和其他政治经济利益，对中国传统的经济发展和社会文化造成了巨大的负面影响，使中国逐渐沦为半封建半殖民地社会；另一方面，通商口岸的对外贸易往来在一定程度上推动了商品经济的发展，也促进了开埠城市的营商制度环境变化。开埠通商对各城市的制度文化影响研究已有颇丰的文献支撑，如：李峻等(2007)认为，开埠通商的演变历程构成了近代中国对外开放、制度变迁与现代化发展的基本前提。董志强(2012)的研究表明，开埠通商的历史越长，其受西方市场经济制度文化的影响就越深。吴巍巍(2015)的研究认为，晚晴开埠通商的口岸城市在西方制度文化冲击和本土经济驱动力的双重影响下，经济发展在延续传统格局的同时，也加快了与西方经济模式的融合。李嘉楠等(2019)的研究认为，开埠通商作为近代开放的外部冲击，促进了开埠通商口岸自身的市场繁荣。

(二)营商文化“基因”与地区营商制度环境

营商文化“基因”对当今各城市营商制度环境的影响首先归因于营商文化的历史传承性，中国近代以来的经济制度变迁，虽然最初未必是直接源于民间商业伦理，但它终究或迟或早地要以其特定的形式创造出市场经济成长和民间商业精神理性化的制度性条件(孔泾源，1993)。又如马克斯·韦伯在《新教伦理与资本主义精神》一书所指出，西方资本主义精神来源于历史传承下来的“精于职业、精于赚钱是一种‘天职’”的宗教伦理文化。尤其是对于转型国家而言，各地的社会文化背景显著影响了整个社会对企业家及其营商活动的态度(Smallbone and Welter，2001)；Fritsch and Wyrwich(2014)的实证检验表明，经济体制转轨前后各地区营商活动具有显著的历史传承性，不受政治经济环境发生改变的影响。Landes et al.(2010)也指出，尽管相隔超过百年，中国目前的经济和营商活动与帝制晚期具有明显的连续性。营商制度环境受到营商文化“基因”影响的内在逻辑还体现在制度变迁的路径依赖性。历史文化是一种与正式制度密切相关的非正式制度因素，制度变迁和技术变迁一样，存在规模报酬递增和自我强化机制的特征，制度一旦进入某条路径，由于报酬递增的自我强化机制，就会“锁入”这条路径(诺斯，1990)，营商相关的制度也会在其自身的变迁路径上自我强化，长期“驻存”。Acemoglu et al.(2001)、方颖等(2011)、董志强等(2012)的实证研究都检验了制度模式会长期“驻存”的观点。因此，各地历史上的营商文化“基因”对当今的营商制度环境产生持久影响的观点，具有坚实的理论和实证支撑。

(三)营商制度环境影响民营经济发展的机制分析

行政干预、法治、产权、税收、商事等方面的营商制度环境主要通过以下路径影响民营经济的发展规模和质量：

1.减少行政权力对市场行为的干预，避免了国有企业依靠行政权力“挤压”民营企业发展，为民营企业发展创造更加自由平等的市场竞争环境。马光荣等(2015)的研究表明，相比于小微企业和民营企业，大企业、国有企业和外资企业享有更好的经营环境，市场竞争中存在着基于企业规模和所有权的经营环境歧视。谭语嫣等(2017)的研究表明，僵尸企业对私有非僵尸企业投资的挤出在国家干预程度更强的地区和外部融资依赖程度更高的行业表现得更为明显。Eling and Schaper(2017)的研究表明，放松管制等营商制度环境的变化促进了欧洲保险公司在2002-2013年间全要素生产率的显著增长。从信贷角度来看，在国有银行控制的金融体系中，民营企业缺少获得信贷支持的内生性制度(张杰，2000)。

2.法治环境的提升有利于优化民营企业的资源配置和民营企业家的时间资源配置，激励了生产和创新要素私人所有者的投入，进而促进了民营经济发展。夏后学等(2019)的研究表明，营商制度环境的优化抑制了企业的寻租行为，影响了企业的创新倾向，优化了资源的配置。Sharma and Mitra(2015)、Bah and Fang(2015)的研究表明，腐败问题通过影响资源配置进而影响企业生产效率、产品质量升级、资产周转、经营周期等绩效。从企业家时间配置来看，更好的营商制度环境下，企业家的经济活动时间将更长，并且在有限的经济活动时间中，用于生产性经营活动的时间占比将更高，而用于非生产性活动的时间占比将更低(魏下海等，2015)。何轩等(2016)的研究也表明，腐败问题越严重地区的企业家将不得不配置更多的非盈利性工作时间去应对政府部门以获得发展空间，从而影响企业的绩效。而Gaganis et al.(2019)的研究也表明，政府的廉洁度对创业活动和中小企业的获利能力产生重要影响。

3.有效的产权制度安排所形成的激励机制，促进了生产要素和创新要素所有者的要素投入，尤其是私有产权保护制度的完善，调动了民营企业家创新创业的积极性，进而促进了民营经济发展。如North et al.(1973)在《西方世界的兴起》一书中指出，以产权为核心的有效率的制度结构使个人努力从事经济活动的私人收益率接近社会收益率，从而形成高效的激励机制。郭华(2016)、钱雪松等(2017)的研究也表明，保护产权等营商制度的完善，激励了资本要素的投入，促进了民营企业发展。

4.税收、商事等方面的营商制度环境优化，降低了民营企业开办、经营、退出等环节的营商活动成本，从而促进了民营企业发展。吉赟、王贞(2019)的研究表明，税收负担的加重阻碍了企业创新。张龙鹏等(2016)的研究表明，行政审批的优化对当地居民的创业倾向和规模具有显著的正向影响。毕青苗等(2018)的研究表明，行政审批改革显著提升了企业进入率。夏后学等(2019)的研究也表明，营商制度环境的改善降低了新生企业进入市场的门槛和成本。

(四)假说

综合以上文献和理论分析，本文构建了“营商文化‘基因’-营商制度环境-民营经济发展”的理论假说，即：受历史上营商文化“基因”影响的地区营商制度环境，通过多种路径影响民营经济发展，营商制度环境的优化，不仅扩大了民营经济发展规模，也提升了民营经济发展质量。

三、变量指标选择

(一)被解释变量：民营经济发展

本文从民营经济发展规模和质量两个维度构建民营经济发展的变量指标。

民营经济发展规模分别使用人均私营和个体企业数，人均民营上市企业数量和营业收入，以及人均新三板企业数量和营业收入，代表不同规模水平的民营企业在各城市的发展规模情况。具体地，人均私营和个体企业数量采用各城市私营和个体企业数量与常住人口的比值，由于城市层级的私营和个体企业数量无法获得数据，本文使用各城市的企业法人数量乘以私营和个体从业人员占从业人员比例，估算各城市的私营和个体企业数量，数据来源于《中国城市统计年鉴·2018》(2017年数据)；人均民营上市企业使用深沪A股民营企业数量与城市常住人口的比值，深沪A股企业(截止2018年底)包括深沪主板、中小板、创业板、科创板的所有民营企业；人均民营新三板企业使用新三板民营企业数量与城市常住人口的比值，根据国务院发布的《关于全国中小企业股份转让系统有关问题的决定》，新三板试点自2013年底由区域性试点转变为面向全国中小企业的股转系统正式运行，本文采用截止2018年底各城市的民营新三板企业数量。同时，还采用民营上市企业、新三板企业的营业收入之和代替企业数量获得替代指标，以获得包含民营企业规模的替代性指标，分别记为人均民营上市企业营收、人均民营新三板企业营收。人均上市企业和新三板企业数据来源于WIND数据库。

民营经济发展质量采用民营上市企业创新能力和微观调查的民营企业经营活力两个指标。民营上市企业创新能力采用CSMAR数据库的上市企业专利数据，并与民营上市企业所在城市匹配，获得各城市人均的民营上市公司自身专利数据和包括子公司、联营公司在内的所有专利数据，分别记为：民营上市公司专利I和民营上市公司专利II。民营企业经营活力具体使用产能使用率作为度量指标，原始数据来源于世界银行企业调查数据，世界银行较全面的调查数据有2004年和2012年的两份调查数据，2004年涉及121个城市12400个企业，剔除非民营企业样本后获得7867个民营企业样本；2012年涉及25个大城市2700个企业，剔除非民营企业样本后获得578个民营企业样本；两期数据共8445个民营企业样本。

(二)核心解释变量：营商制度环境

世界银行《营商环境报告》自2003年首次发布至今，已经形成了比较权威的用以衡量和评估各国私营经济发展环境的营商环境指标体系，具体包括开办企业、办理施工许可证、获得电力、登记财产、获得信贷、保护中小投资者、纳税、跨境贸易、执行合同和办理破产等维度。但由于世界银行历年发布的营商环境指数只有极少数的城市层级数据，无法获得足够大的研究样本，因此，在以城市为研究对象的宏观研究中，引用了“中国城市政商关系指数”(聂辉华等，2018，中国人民大学国家发展与战略研究院)，该指数从政府为企业提供服务、政府与企业廉洁关系的角度切入，更加微观和深入地探究了中国地市级以上城市的2017年营商制度环境差别，具体包括政府对企业的服务、政府对企业的关心、企业的税费负担、政府廉洁度、政府透明度等5个一级子指标，11个二级子指标，以及17个三级子指标，是目前以地市级以上城市为研究对象的较为全面和权威的营商制度环境指标，记为：营商制度环境I。同时，本文还引用了中国战略文化促进会等机构2018年联合发布的《中国城市营商环境指数评价报告》，报告发布了中国GDP前100名城市的营商环境指数(2017年)，记为：营商制度环境II，作为营商制度环境I的替代指标进行稳健性检验。

在从微观企业层面研究营商制度环境对民营企业发展活力的影响时，引用了上小节所述的2004年和2012年世界银行调查数据库中的营商环境障碍评分，根据数据的可获得性，具体使用腐败严重度、不正当竞争、犯罪、地方保护等营商环境障碍子指标构建营商制度环境障碍综合指标，调查数据已经给予各子指标障碍严重度评分，营商制度环境障碍综合指标的计算方法参照了世界银行《营商环境报告》，赋予各子指标相同的权重。

(三)工具变量选择：开埠时长和明清商帮发源地

既有的相关研究文献已经在寻找制度的工具变量方面进行了探索，如Acemoglu et al.(2001)使用殖民者的死亡率作为制度质量的工具变量，方颖等(2011)使用基督教会小学生的数量作为制度的工具变量，董志强等(2012)使用开埠通商作为制度软环境的工具变量。本文借鉴了这些研究文献，并基于上文对营商文化“基因”的历史考察，从内部的营商制度-文化传承和外部的营商制度-文化冲击两个维度构建当今营商制度环境的历史工具变量，所构建的两个工具变量组合，也为下文在实证研究中运用过度识别检验方法去验证工具变量外生性条件提供了可能。

本文首先根据上文对营商制度-文化的内部传承研究，选择明清商帮发源地作为营商制度环境的工具变量。根据陈阿兴(2015)、吴慧(2005)、戴鞍钢(1999)所著的历史资料考证，明清商帮主要包括：安徽的徽州、宁国商帮，山西商帮，陕西商帮，广东的广府、潮州、嘉应商帮，福建的泉州、漳州、福州、建宁、福宁等商帮，江西商帮，山东商帮，河南武安商帮，浙江的龙游、宁波、绍兴、台州等商帮，江苏的洞庭、句容等商帮。基于史料中有关商帮发源地的记载，与当今城市所辖范围进行匹配，获得各城市是否为明清商帮发源地的虚拟变量，作为当今营商制度环境的一个历史工具变量。

其次，根据上文对历史上营商制度-文化的外部冲击研究，选择开埠时长作为营商制度环境的另一个工具变量。具体地，通商口岸的开埠时间参考吴松弟等(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》，自1842年开放广州、上海等通商口岸，晚清和民国时期通过签订条约形式被迫开放或自行开放了多个通商口岸、租借地、殖民地，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1949年建国的时长，作为其所在城市的开埠时长。

(四)主要控制变量的选择

参考Acemoglu et al.(2001)、方颖等(2011)、董志强等(2012)的研究文献，在IV估计中首先选择“地理纬度”、“距海港距离”和“自然资源城市”等外生变量作为控制变量。具体地，“距海港距离”使用城市市政府距离最近海港的距离表示，以控制东部沿海因地理位置而拥有的海运成本及政策优势进而对民营经济发展的影响；“地理纬度”使用城市中心的地理纬度值表示，以控制南北温度等气候差异对民营企业发展的影响；“自然资源”以国务院公布的“资源型城市”名单为依据构造虚拟变量，以控制自然资源禀赋对营商制度“锁定效应”及对民营经济发展的影响。其次，还加入了城市相关经济特征的控制变量，如：人均GDP，产业结构，城市级别，以及高铁、机场等，以控制这些经济因素对民营企业发展的影响。在基于微观企业调查数据的估计中，加入了总经理工作经历、国内销售额占比、企业规模、企业开办时长、创新投入等控制变量，以控制民营企业自身的因素对其经营活力的影响。

表1报告了被解释变量、核心解释变量和工具变量的观测数量、最小值、最大值、均值和标准差。

四、营商制度环境影响民营经济发展规模的实证检验

(一)研究模型

实证研究主要考虑了城市营商制度环境与民营经济发展之间的内生性问题。从近些年的相关研究文献来看，寻找合适的历史外生工具变量进行IV估计以缓解内生性问题的思路在文献中被广泛应用，如：Acemoglu et al.(2001)、方颖等(2011)、董志强等(2012)、Glaeser et al.(2015)。本文借鉴了这些经典文献的研究思路，选择开埠时长和明清商帮发源地作为当今城市营商制度环境的历史工具变量，其适用性阐述如下：

表1 主要变量的统计性描述

首先，作为营商文化“基因”的量化指标，开埠时长和明清商帮发源地与当今城市营商制度环境具有很大的相关性。根据上文的文献梳理，这种相关性的逻辑具有文化传承和制度变迁路径依赖等理论基础，以及丰富的研究文献支撑。同时，下文表2中2SLS第一阶段的估计结果表明，开埠时长和明清商帮发源地对当今城市营商制度环境的影响均显著，进一步支持了工具变量的相关性特征，缓解了对弱工具变量问题的担忧。

其次，开埠时长和明清商帮发源地作为工具变量的外生性问题主要考虑了以下三个方面：一是在2SLS估计模型中加入了相关的控制变量，在一定程度上控制着气候、交通、经济特征等因素的影响，使工具变量尽可能的满足与方程(1)误差项不相关的条件，在一定程度上缓解这些因素所引起的内生性问题。二是从开埠通商和明清商帮的发展历史事实来看，两者都具有外生变量的基本特征。根据开埠通商的相关研究文献，“条约开埠”更多的是西方侵略者势力范围的争夺，以及晚清政府与地方势力的政治博弈，而清政府作出自开商埠的决策则有着政治、经济方面的双重原因(杨天宏,1998)，自开商埠的初衷是隐杜觊觎、增加关税、抵御侵略，以维护其统治(张践，1999)，开埠地点的选择多是国内外政治势力的博弈和税收利益分割等方面的考量，因而开埠地点整体分布较为分散，既有交通地理位置优越的沿海、沿江城市，如广州、上海、厦门、宁波、重庆、武汉等，又有地理位置交通不便的沿边、内陆城市，如济南、丹东、包头、赤峰、蚌埠、常德等。同样，从明清商帮的分布来看，既有广东、浙江、江苏等东部沿海省份的商帮，又有山西、江西、安徽等内陆省份的商帮。三是本文获得了开埠时长和明清商帮发源地两个历史工具变量的组合，因而可以借助多工具变量的过度识别检验方法进行外生性的辅助性判断，下文的2SLS估计的过度识别检验均通过了检验，这也进一步缓解了对工具变量外生性问题的担忧。

营商制度环境影响城市民营经济发展的2SLS估计模型设定如模型(1)和(2)。其中，Private_enterprii为民营企业发展指标，Business_environi是营商制度环境指标，Open_porti、Mingqing_bangi分别代表开埠时长和明清商帮发源地，作为工具变量组合。Controli为控制变量向量组。α为营商制度环境影响民营经济发展的估计系数，β1、β2为营商文化“基因”影响当今营商制度环境的估计系数，Φ1、Φ2为控制变量的估计系数，μi、ηi为随机变量。所有估计均使用稳健标准误估计，以缓解截面数据的异方差问题。

Private_enterprii=c1+α*Business_environi+Φ1*Controlsi+μi

(1)

Business_environi=c2+β1*Open_porti+β2*Mingqing_bangi+Φ2*Controlsi+ηi

(2)

(二)城市营商制度环境影响民营企业发展规模的估计结果

实证研究首先估计了城市营商制度环境对民营经济发展规模的影响，分别以人均私营和个体企业数量、人均民营上市企业和民营新三板企业的数量与营业收入为被解释变量，以营商制度环境为解释变量，进行2SLS估计。

表2报告了城市营商制度环境对人均私营和个体企业数量影响的估计结果，第(1)、(2)列使用了2SLS估计，第(1)列的营商制度环境的估计系数是2.954，显著性达到1%置信水平，第(2)列增加了更多的控制变量，估计系数变化较小(2.437)，且有5%的置信水平，这表明，营商制度环境对各城市私营和个体企业发展具有显著的正向影响，Hansen检验都通过了过度识别检验，缓解了对工具变量外生问题的担忧。第(3)列为OLS估计的结果，营商制度环境的估计系数为0.425，比第(2)列的估计系数偏小，显著性也达到1%的置信水平，说明忽略内生性问题的OLS估计显著低估了营商制度环境对私营和个体企业发展规模的影响。第(4)列报告了2SLS第一阶段的回归结果表明，“开埠时长”和“明清商帮发源地”均在1%的置信水平对营商制度环境产生显著的正向影响，支持了本文所构建的“营商文化‘基因’对当今各城市营商制度环境产生正向影响”的假说。

表2 营商制度环境影响私营和个体企业规模的估计

表3报告了城市营商制度环境对民营上市企业发展规模影响的2SLS估计。第(1)和第(2)列以人均民营上市企业数量为被解释变量，第(3)和第(4)列以人均民营上市企业营收为被解释变量，核心解释变量(营商制度环境)的估计系数分别为0.171、0.178、0.075和0.071，置信水平1%、5%、1%和10%，这表明，城市营商制度环境对民营上市企业的数量和营收规模均具有显著的正向影响，增加更多的控制变量之后，估计结果也十分稳健。

表3 营商制度环境影响民营上市企业规模的估计

表4是城市营商制度环境对民营新三板企业发展规模影响的2SLS估计。第(1)和第(2)列以人均民营新三板企业数量为被解释变量，第(3)和第(4)列以人均民营新三板企业营收为被解释变量，核心解释变量(营商制度环境)的估计系数分别为0.467、0.450、0.885和0.756，置信水平1%、5%、1%和5%，结果表明，城市营商制度环境对民营新三板企业的数量和营收规模均具有显著的正向影响，增加更多的控制变量之后，估计结果仍然稳健，其中，增加了新三板交易试点这一虚拟控制变量(是新三板交易试点为1，否为0)，以控制新三板交易试点城市对新三板股权交易企业数量的影响。

综合表2、表3和表4的估计结果发现，无论是大型的民营上市企业，还是正在成长中的新三板民营企业，或是众多的私营和个体企业，其发展规模均受到城市营商制度环境显著的正向影响，即：优化营商制度环境对不同规模的民营企业发展均具有显著的促进作用，较好的营商制度环境显著促进了地区民营经济的发展，而较差的营商制度环境将阻碍地区民营企业发展。尤其是在城市之间经济竞争日益激烈的市场环境中，优质的营商制度环境也是一个城市吸引民营企业聚集和民营企业家创业的重要因素。

表4 营商制度环境影响民营新三板企业规模的估计

(三)稳健性检验与异质性分析

考虑到营商制度环境指标构建的差异，可能影响估计结果的稳健性，本节使用营商制度环境II代替营商制度环境I，使用该替代指标重新估计营商制度环境对民营企业经济发展规模和质量的影响。表5报告了2SLS估计的结果。第(1)列核心解释变量(营商制度环境II)的估计系数为5.135，尽管置信水平未达到10%，但仍有一定程度的显著性(P=0.174)。第(2)、(3)列的核心解释变量估计系数分别为0.293和0.384，置信水平分别为10%和5%。估计结果表明，营商制度环境对民营上市企业、新三板企业发展规模具有显著的正向影响，对私营和个体企业发展规模也具有一定程度的影响。综合来看，使用营商制度环境的替代指标的估计结果与表2、3和4的估计结果较为一致，实证结论比较稳健。

本节借助分位数回归模型检验营商制度环境对民营经济发展规模影响的异质性，估计结果如表6。估计结果整体显示，营商制度环境对民营经济发展规模的影响均为正向，且具有较高的显著性(均在1%的置信水平上)；具体地，从以人均私营和个体企业数量为被解释变量的估计结果来看，核心解释变量的估计系数分别是0.277(50分位)、0.348(60分位)、0.517(70分位)、0.672(80分位)和1.227(90分位)；在以人均民营上市企业数量为被解释变量的估计结果中，核心解释变量的估计系数分别是0.016(50分位)、0.022(60分位)、0.029(70分位)、0.041(80分位)和0.088(90分位)；在以人均民营新三板企业数量为被解释变量的估计结果中，核心解释变量的估计系数分别是0.051(50分位)、0.065(60分位)、0.086(70分位)、0.126(80分位)和0.183(90分位)。随着估计分位数的提高，估计系数存在较明显的增加趋势。以上估计结果表明，营商制度环境对不同民营企业发展水平地区的民营企业发展的影响都具有显著性，但从影响程度来看,民营经济发展越好的地区，营商制度环境对民营经济发展的影响程度越大。

表5 更换营商制度环境指标的估计结果

表6 分位数回归中营商制度环境(营商制度环境I)的估计系数

五、营商制度环境与民营经济发展质量的实证检验

(一)城市营商制度环境与民营企业创新能力：基于各地民营上市公司专利数据的检验

本节基于各地区民营上市公司的专利密度，从创新能力的视角，检验了营商制度环境对民营企业发展质量的影响。表7报告了营商制度环境对民营上市公司专利密度影响的2SLS估计结果。第(1)、(2)列以民营上市公司专利I为被解释变量，第(3)、(4)列以民营上市公司专利II为被解释变量。第(1)、(3)列的估计系数分别为0.040和0.102，置信水平分别为1%和5%。第(2)、(4)列分别在第(1)和(3)列的基础上增加了更多的控制变量，估计系数分别为0.063和0.154，置信水平均为10%，增加更多控制变量之后的估计结果十分稳健。第(5)列是更换核心解释变量指标数据的估计，估计系数为0.113，置信水平为10%，更换变量指标数据之后的估计结果仍较为稳健。综上估计结果表明，城市营商制度环境对民营企业创新能力具有显著的正向影响，即：较好的营商制度环境促进民营企业的创新能力，较差的营商制度环境抑制民营企业创新能力，营商制度环境的优化有利于民营经济发展质量的提升。

(二)营商制度环境与民营企业经营活力：基于世界银行企业调查数据的检验

营商制度环境对民营企业发展的影响不仅有城市宏观样本层面的经验证据，也具有微观企业层面的经验证据。本节基于世界银行2004年和2012年的微观企业调查数据，进一步检验了营商制度环境对民营企业经济活力的影响，世界银行2004年和2012年的微观企业调查数据是目前现有的有关微观企业营商制度环境的比较权威的最新数据，两年的数据各有优缺，2004年的数据样本量大，但时间较早，2012年数据相对较新，但样本量相对较小，本文分别使用了两期的数据以及两期的混合数据。实证估计以民营企业的产能利用率为被解释变量，企业的产能利用率在很大程度上代表了一个企业的经营活力，经营状况不好、缺少活力的企业通常产能利用率低，甚至处于半停产、停产状态。核心解释变量使用民营企业面临的营商制度环境障碍，营商制度环境障碍越大说明营商制度环境较差，障碍越小说明营商制度环境较好。估计模型如模型(3)，其中，Utilized_capacityi为民营企业经营活力的微观指标(产能利用率)，Anti_business_environi为营商制度环境障碍，γ为营商制度环境障碍影响民营企业经营活力的估计系数，Controli为控制变量向量组,Φ3为控制变量的估计系数，νi为随机变量。所有估计同样使用了稳健标准误估计，以缓解截面数据的异方差问题。

表7 营商制度环境影响民营企业创新能力的估计

Utilized_capacityi=c3+γ*Anti_business_environi+Φ3*Controlsi+νi

(3)

营商制度环境障碍对民营企业经营活力影响的估计如表8，第(1)列是基于2012年世界银行企业营商制度环境调查数据的估计结果，核心解释变量(营商制度环境障碍)的估计系数为-1.235，置信水平为1%，这说明营商制度环境障碍对民营企业产能利用率具有显著的负向影响，即：民营企业所面临的营商制度环境障碍抑制了其经营活力，优化营商制度环境有利于提高民营企业经营活力。第(2)列是基于2004年世界银行企业营商制度环境调查数据的估计结果，核心解释变量(营商制度环境障碍)的估计系数为-0.599，置信水平为1%，这说明2004年营商制度环境障碍对民营企业产能利用率同样具有显著的负向影响，与2012年的影响基本一致。第(3)列是基于2004和2012年世界银行企业营商环境调查混合数据的估计结果，结果表明，营商制度环境障碍对民营企业产能利用率的影响同样为负向(估计系数为-0.609)，且置信水平也达1%，与第(1)和(2)列分别基于2012和2004年的估计结果基本一致，估计结果表明，民营企业所面临的营商制度环境障碍抑制了其经营活力，这种影响不因样本时期选择的不同而改变，估计结果较为稳健。此外，实证检验还控制了民营企业的总经理工作经历、公司开办时长、国内销售占比、公司规模、创新投入、行业等特征变量，公司规模对民营企业经营活力的影响为正向显著，国内销售占比对民营企业经营活力影响为负向显著，其他控制变量的影响不够显著。

表8 营商制度环境障碍对民营企业产能利用率影响的估计

综合以上估计结果发现，营商制度环境障碍对民营企业的产能利用率具有显著的负向影响，民营企业所面临的营商制度环境障碍越大，民营企业的产能使用率越低，经营活力越弱，反之，则民营企业经营活力越强。推动营商制度环境优化改革，破除民营企业发展所面临的营商制度环境障碍，有利于增强民营企业经营活力，促进了民营企业发展质量的提升。

六、研究结论和政策启示

营商制度环境与民营经济发展问题不仅是政府和社会各界广泛关注的焦点问题，也是近些年经济学界研究的热点之一。本文在文献梳理的基础上，研究了城市营商文化“基因”及其历史传承，以及营商制度环境影响民营经济发展的内在机制，构建了“营商文化‘基因’-营商制度环境-民营经济发展”的理论逻辑，即：因文化的传承性和制度变迁的路径依赖，各个城市的营商制度环境在很大程度上依赖于历史上的营商文化“基因”，而营商制度环境的不同带来了城市民营经济发展规模和质量的差异。

实证研究以开埠时长和明清商帮发源地为历史工具变量，基于281个地市级以上城市的数据，检验了城市营商制度环境对民营企业发展规模和创新能力的影响，结果表明：营商制度环境对私营和个体企业数量，民营上市公司、新三板公司的数量和营业收入，以及民营上市公司的专利密度都具有显著的正向影响(置信水平1%)。增加控制变量或更换营商制度环境的指标数据，不改变估计的符号和显著性，估计系数变化微小，实证结论十分稳健；分位数回归结果表明，不同民营经济发展水平地区受营商制度环境影响的程度呈现出显著的异质性，民营经济发展越好的地区，营商制度环境对民营经济发展的影响作用越大；基于2004年和2012年世界银行企业调查数据的估计结果表明，营商制度环境障碍对民营企业产能利用率产生显著的负向影响，民营企业所面临的营商制度环境障碍越大，民营企业的产能使用率越低，经营活力越弱。实证研究还表明，开埠时长、明清商帮作为营商“基因”对城市营商制度环境具有较为显著的正向影响。

在推动全面深化改革和高质量发展的宏观经济背景下，研究结论为推动新时代优化营商制度环境改革，进而推动民营经济高质量发展提供了政策启示。第一，更加注重营商制度环境的顶层设计，推动构建现代化的营商制度体系。加快对各地营商环境改革成果的制度集成，以法律形式保障公平公正、自由竞争的营商制度环境。第二，更加注重传承和培育地区营商文化。尽管城市营商文化“基因”受到历史上营商制度文化的影响，但营商文化的“后天培养”同样重要，大力传承和弘扬地区营商文化的同时，加快形成新时代的城市营商精神，清除部分地区社会文化中“残存”的“轻商、抑商”观念。第三，全方位确立民营企业平等的市场主体地位和民营企业家的社会地位，引导民营企业与国有集体企业、外资企业自由竞争、公平竞争和良性竞争。全面检视现有法律和行政制度体系对民营企业和民营企业家的或显性、或隐性的歧视制度，给予民营企业家应有的社会荣誉和尊崇地位。