制度竞争、空间策略互动与营商环境优化

王莹莹，邵传林

(华侨大学 a.数学科学学院；b.经济与金融学院，福建 泉州 362021)

一、问题提出

国务院于2015年8月印发的《关于推进国内贸易流通现代化建设法治化营商环境的意见》首次提出“法治化营商环境”的概念。此后，国务院出台了《优化营商环境条例》，开始从国家层面推进营商环境建设，各地亦纷纷加快推动营商环境建设，并出台了一系列具体举措来推进地区营商环境优化。

其实，早在20世纪90年代中期，就有地区在推进营商环境建设，例如深圳在1995年率先试水行政审批制度改革，精简行政审批事项，主动转变政府服务职能。此后，在深圳改革实践的示范作用下，各地区逐步推动营商环境优化。

时至今日，各地区在推进营商环境优化方面不断试验新的政府服务方式和手段，不断在改革的边际上进行突破，“敢为天下先”，开展着区域营商环境优化升级“锦标赛”。那么，究竟是什么因素驱动了一些地区在中央政府明确提出“建设营商环境”之前就主动实施营商环境改革？或者说一些地区推动营商环境优化的内生动力机制是什么？显然，上述问题的答案关系到如何在新形势下持续向纵深推进中国营商环境优化，确保“放管服”改革不断取得新成效，不断缩小与国际一流营商环境的差距，进而充分释放市场主体活力和社会创造力。

为了对上述问题进行回答，本文基于中国式分权制度背景考察地方政府之间的制度竞争在地区营商环境优化中的动力作用，并应用空间面板计量模型对该动力机制进行实证检验。本文的研究既有助于正确理解中国营商环境优化的动力机制，也有助于为持续推动地区营商环境建设提供政策启示。

本文的边际贡献包括：(1)从体制改革动力的形成角度丰富有关营商环境优化的文献。目前，尚未有研究基于中国式分权背景考察地方政府之间的制度竞争在地区营商环境优化中的动力及其作用，本文首次基于制度竞争这一独特视角揭示地区营商环境优化的内在动力机制，并应用空间面板计量模型证实该动力机制的存在。(2)本文补充地方政府竞争实现方式方面的研究。无疑，中国地方政府之间存在着激烈的竞争，既有研究对此进行了深入考察和检验，但尚未系统考察制度竞争作为地方政府间横向竞争的一种新手段所具有的当代现实意义及其经济效应，因此，有必要基于中国的数据资料确认地区间确实存在这种新形态的制度竞争方式。(3)本文还拓展财政分权经济后果方面的研究。尽管地方政府制度竞争促进了地区营商环境优化向纵深推进，但当前的转移支付政策弱化了地方政府推动营商环境优化的空间策略互动强度，而本文的分析拓展中国式分权的经济后果方面的研究。

二、文献综述

中国营商环境优化问题已成为经济管理领域中的热门研究议题。通过文献梳理可发现，已有研究侧重于考察营商环境建设状况、决定因素、影响机制、优化策略等，具体可概括为三个方面。

一是实证考察中国营商环境建设状况及其决定因素。有学者基于世界银行指标体系对中国营商环境建设状况进行评价和测度[1-3]。有学者研究发现，在创业融资、办理施工许可证等方面仍不够完善[4]；还有学者指出，法律制度、权力结构、放权方式、审批制度变革等因素均会影响营商环境优化状况[5]；进一步的研究表明，政商关系畸形、简政放权片面化、税费负担过重等因素制约了营商环境改善[6]，政府规模、法治化、分权等因素会正向影响营商环境建设状况[7]。

二是侧重于考察中国营商环境优化的功能和影响。有学者研究发现，好的营商环境反映了政府更多地表现为“援助之手”，这有助于市场主体形成稳定预期，愿意将资源用于创新创业，而非用于寻租[8]；好的营商环境还有助于保护市场主体产权免遭侵占[9]；进一步的研究表明，好的营商环境反映了政府能为实体经济发展提供高质量公共服务[10]，包括良好的知识产权保护[11]、更有效率的财税政策[12]以及更具瞄准性的激励手段[13]；还有实证研究发现，营商环境显著影响企业经营绩效[14]，有助于改善资源错配问题[15]，行政效率提升和政企关系改善均有助于激发创新创业活力[16]。

三是考察了中国营商环境优化的实施路径和实践逻辑[17-18]，总结西方发达国家和地区推进营商环境建设的经验[19]。有学者指出，可以从允许部分地区先行先试、重构政商关系、加大行政审批改革等方面降低企业制度性成本[20]；还有学者认为，中国营商环境优化的重点是系统性制度变革，应以“放管服”改革为抓手，为激发市场主体活力创造条件[21]，同时以减少行政干预、破除过度管制、提高公共服务效率为重点[22]，加大投资者保护力度[5]；还有学者指出，应以制度协同助推营商环境优化，在政策顶层设计、政府间协调、多主体联动等方面为激发民营经济活力营造良好的营商环境[23]。

已有研究为本文考察营商环境优化问题提供了扎实的理论支撑和方法论基础，但仍存在一些不足：其一，就研究视角而言，尚未有学者基于制度竞争视角分析地方政府在推进营商环境优化中所呈现的横向竞争作用。已有研究侧重于考察营商环境的决定因素及其经济作用，但问题的关键不在于描述营商环境的决定因素或阐释营商环境所发挥的功能，而是如何持续推进营商环境优化。其二，就核心问题的破解而言，关于应如何构建一流营商环境的研究仍处在描述性分析阶段，既有研究尚未能深入考察一流营商环境建设中的制度性动力重塑问题，所提出的对策建议缺乏持续性。其三，就对策研究的可操作性而言，已有研究未能基于地区层面的横向竞争来设计一流营商环境建设的推进机制，给出的政策建议缺乏制度瞄准性，并未提出立足地区层面的横向竞争现状改进营商环境优化策略的方式。

此外，与本文主题相关的另一类文献主要关注地方政府竞争机制及其经济效应。比如，有学者分析了中国地方政府竞争的生成逻辑和实现形式[24]，考察了地方政府竞争的经济后果问题[25-26]，讨论并检验了地方政府竞争的存在性问题[27-28]，但尚未有研究探讨地方政府竞争对营商环境优化的影响，未能分析地方政府竞争的重要形式之一，即制度竞争在区域营商环境建设的作用，这为本文基于制度竞争视角考察地方营商环境优化的空间策略互动效应提供了启示。

三、制度背景与理论假设

自1994年分税制改革以来，各地区地方政府之间借助各类政策和地方性法规的出台展开横向竞争的态势越来越明显。

已有研究表明，在实践中，地方政府间的横向竞争已不容忽视，其主要的手段和形式包括税收竞争、财政补贴竞争、“招商引资”竞争、土地政策竞争、研发补贴竞争、开发区设立竞争、财政支出竞争等[29-34]。不仅如此，近年来在经济体制改革进程中一些地方政府开始通过加快推进营商制度变革展开横向制度竞争，即通过加快推进本辖区营商环境建设进而达到吸引外部生产要素不断流入和本地区经济快速发展的目的。

为了便于刻画地方政府间的制度竞争，假设可将各地区划分为两类：一类地区在时序上率先实施营商环境优化，拟借助地区营商环境的优化和完善吸引人才、资本、技术等外部生产要素的流入，进而做大本地区税基，可将这类地区看成制度变革的先发地区；另一类地区在时序上尚未进行营商环境优化，对其他地区的营商环境改革仍持观望态度，但会对相邻地区改革所带来的竞争压力渐进做出反应，可将这类地区看成制度变革的后发地区。无疑，在既定的资源和要素刚性供给约束下，先发地区的地方政府若率先实施营商环境优化改革，则不仅会降低本地区企业运营的制度性交易成本，还能为辖区内各类企业提供更优质的公共服务，使本地区里的企业具有更强的市场竞争能力，进而吸引各类优质生产要素竞相流入本地区。一旦周边相邻地区(后发地区)的地方政府发觉先发地区的营商环境优化改革已对本地区发展造成了“负外部性”，即将本地区的优质生产要素“吸走”，则后发地区的地方政府就会模仿地理相邻的先发地区的营商环境优化改革实践，从而加快推进本地区营商环境建设。后发地区为了最大限度降低或规避相邻的先发地区改革对本地区造成的不利影响，会通过制度学习来模仿相邻地区的营商环境优化改革实践，以吸引更多外部生产要素流入，进而加快推进本地区经济发展。

另外，地区间在营商环境优化改革上所呈现的制度竞争还会影响民营企业等市场主体的进入或退出决策。市场主体会对各地区营商环境建设状况进行评判，并在事前比较营商环境欠佳的地区和营商环境优良的地区给其生产经营活动带来的成本差异。一旦营商环境优良的地区能够为其生产运营活动带来更低的成本，那些业已进入市场的在位企业可能会主动选择退出营商环境建设落后的地区并迁入营商环境优良的地区，并且那些计划进入市场的投资者和创业者也会选择到营商环境优良的地区创业投资。这必然会对营商环境欠佳地区的地方政府造成一种无形的压力，即面临税基流失问题。于是，营商环境欠佳的地区为了不让本辖区的企业外迁，也为了能吸引更多的优质企业落户或投资，就不得不借鉴先发地区营商环境建设经验，即借助制度学习以更优的营商环境吸引外部投资者进入。无疑，地方政府在营商制度变革和制度学习过程中所呈现出的“你追我赶”之博弈态势，最终引致了地方政府间的横向制度竞争[35]。

显然，上文所述的地区制度竞争是地区之间在选择营商规则或营商规则体系时所呈现的竞争[36]。各地区为了设计出更有利于本辖区市场主体健康发展的营商制度规则而开展制度变革“竞赛”，例如，在实践中地方政府在商事制度、行政服务平台建设、司法制度改革、公共品供给、税务营商环境提升等领域积极推进各类制度变革试验，通过营商环境建设试验来吸引外部生产要素的流入[37]。在此，本文特别强调在地理上相邻的同级地方政府之间的制度竞争，例如江苏和浙江。这两个地区不仅在地理上相近，而且具有相似的经济发展水平、基础设施建设状况、区位条件和地方亚文化，中央政府对这两个地区的行政官员进行绩效考核，不是基于绝对绩效进行考核，而是基于相对绩效进行考核，也就是说将这两个地区进行横向比较则更具可比性，因此这两个地区在营商环境建设方面所呈现出来的制度竞争强度会更大。当这两个地区中的某个地区在营商环境优化改革方面“敢为天下先”时，则会触发另一个地区的策略性反应。例如，江苏于2019年初颁布了《加快推进“不见面审批(服务)”进一步优化营商环境的实施意见》，该方案不可谓不具体、不可谓不详细，所涉及的部门非常多；此后，与其相邻的浙江制定了《浙江省优化营商环境办理破产便利化行动方案》，后者的营商环境优化改革力度大、实施措施详细、可操作性较强，特别是在国内首次试点个人破产制度，可谓开改革之先河。可见，就江苏和浙江两省的实际竞争状况而言，地区之间的横向制度竞争是异常激烈的；当相邻地区率先推进营商环境优化改革时，则本地区也会加快推进营商环境优化改革。基于此，本文提出假设1。

假设1：在地方政府横向制度竞争的作用下，地理上相邻地区的地方政府在营商环境优化改革竞争中会采取相互模仿的空间竞争策略。

地方政府在营商环境优化改革上所展现的制度竞争效应还依赖于地区财政分权程度、地方财政自给能力、地区经济增长状况及经济开放程度。

首先，地方政府间横向制度竞争的强度依赖于地区财政分权程度。一个地区的财政分权程度越高，则意味着该地区财政支出与收入相关联的程度越高，也就越能有效调动地方政府官员发展经济的积极性[38]。这类地方政府往往也具有较强的财政能力、市场维护能力及为辖区内市场主体提供更优公共服务的能力，因而有能力对辖区内市场主体的诉求和偏好做出快速响应。尤其是在分税制设立之后，地方政府为了获得更大的税基，有动力也有能力在管辖区内塑造营商制度软环境，主动发起营商环境优化改革，为辖区内的市场主体营造好的营商环境。因此，可以推断，财政分权强化了中国地区间的横向制度竞争，即一个地区的财政分权程度越高，其营商环境优化改革的空间策略互补效应就越大。

其次，在分税制改革之后，为了应对地方政府财权和事权不匹配问题，中央向地方提供了大量的转移支付[39]。转移支付作为中央政府协调区域发展的财政手段，在发挥积极作用的同时，还可能会弱化地区间的横向制度竞争。一个地区的地方政府对中央政府财政支持的依赖程度高，则该地区通过优化营商环境改革来做大辖区税基的动力会不足。有研究表明，转移支付未能对地方政府供给公共品产生有效激励[40]。显然，推进营商环境优化改革即是供给“制度”这类特殊公共品，转移支付会弱化地方政府对一流营商环境的制度供给。本文的一个判断是，转移支付作为中央政府协调区域发展的财政手段会弱化地区间的制度竞争，中央转移支付的力度越大则越不利于地方政府间的横向竞争。

再次，地区经济增长状况会对地方政府间的营商环境制度竞争产生间接性影响。如果将地区经济增长率看作地方政府官员推动地区经济发展所取得绩效的一种衡量指标，那么一个地区的经济增长较快，则意味着该地区地方政府通过推进营商环境优化改革所能实现的未来回报率就较高，即该地区官员发展经济所取得的“预期成绩”会较好。地方政府官员在经济增长较快的地区有更强的动力推进辖区实施营商环境优化改革，以便分享营商制度变革所带来的高经济增长回报率，进而彰显其经济发展“成绩”；在辖区经济增长较慢的地区，地方政府官员通过推进营商环境优化改革所能获得的未来回报率不高，因而其推进营商环境优化改革的动力会不足。因此，地区经济增长会强化地方政府间的横向制度竞争程度，即一个地区经济增长越快，其地方政府推动营商环境优化改革的空间策略互补效应就越大。

最后，地区开放程度也会影响地方间的横向制度竞争。在对外开放程度较高的地区，该地区会面临来自国内外的各种竞争压力，该地区地方政府对国内外竞争压力的感知会比较敏感，因而更愿意加快推进本地区营商环境优化改革。如在跨国公司、世界500强等外资企业较多的地区，该地区地方政府常面对各类外部市场主体对其营商环境建设状况的不满甚至是指责，一些国际企业甚至要求所在地政府向国际一流营商环境看齐，这必然给地方政府带来较大外部压力，使其不得不基于市场主体的各类“诉求”来供给“制度”。与之相反，在地区开放程度较低的地区，由于该地区相对封闭，来自国内外市场主体的舆论压力较小，该地区地方政府对外部竞争压力的感知较“木讷”，因而推进本地区营商环境优化改革的动力会不足。因此，地区经济开放度会强化地方政府间的横向制度竞争，即一个地区的开放程度越高，其地方政府推进营商环境优化改革的空间策略互补效应就越大。由此，本文提出假设2。

假设2：在财政分权程度较大、转移支付较小、经济增长较快及开放度较高的地区，地方政府通过加快推进营商环境优化改革来实施制度竞争的强度会更大，地区间制度竞争所带来的空间策略互补效应就越大。

四、研究设计

(一)空间计量模型的设定

考虑到各地区推进营商环境优化改革在时序上是动态博弈的，且各地方政府间的制度竞争是渐次展开的，接下来，本文基于空间面板模型进行实证检验。为了检验假设1和假设2，设定如下空间面板计量模型：

(1)

(2)

在式(1)和式(2)中，ρ为空间自回归系数，wij为空间权重矩阵元素，μi为地区固定效应，νt为年度固定效应，εit为随机扰动项；因变量Do-businessit表示地区i第t年的营商环境；Xit为控制变量集；为了检验假设2，式(2)在式(1)的基础上增加了空间滞后因变量与调节变量Intermit的交乘项，在具体的估计过程中可分别使用财政分权(Fisal)、转移支付(Transfer)、经济增长率(Growth)和开放程度(Trade)等变量替换式(2)中的Intermit变量。相关变量的定义见表1。

表1 变量定义

(二)空间权重矩阵的设定与说明

首先，在空间计量研究中，最常用的空间权重矩阵就是地理相邻矩阵W1，即若地区i与地区j在地理上相邻，即当i≠j时，wij=1，否则wij=0；其次，地理距离矩阵W2也较常用，其中wij为地区i的省会城市与地区j的省会城市之间的欧氏距离dij的倒数，即当i≠j时，wij=1/dij，否则wij=0；最后一种常用的矩阵是经济距离矩阵W3，其中wij为地区i的人均实际GDP与地区j的人均实际GDP的逆距离，即当i≠j时，wij=1/abs(PGDPi-PGDPj)，否则wij=0。为了保证结论的稳健性，本文将综合运用上述三类空间权重矩阵展开分析。当然，上述所有空间权重矩阵均须进行行标准化处理[41]。

(三)指数设定、数据来源及说明

为了评价地区营商环境，本文基于法治化营商环境指标体系、市场化营商环境指标体系、金融营商环境指标体系、基础设施营商环境指标体系、政务营商环境指标体系等五个一级指标体系计算地区营商环境总指数，该总指数基于23个基础指标构建组成，其计算过程参考邵传林(2021)[43]的研究。需要特别说明的是，本文中的地区是指省级层面，即不包括西藏、香港、台湾和澳门地区的30个省份。在地区营商环境指标体系的构建中，需要搜集的数据主要来自《中国统计年鉴》(2001—2018)、《中国劳动年鉴》《中国法律年鉴》及各省份统计年鉴；转移支付变量的数据来自《中国财政年鉴》(2001—2018)；其他地区层面的宏观变量的数据来自《中国统计年鉴》和各省份统计年鉴。本文样本的时间范围为2000年至2017年。

五、实证分析

(一)对空间相关性的检验

为了判断各地区营商环境优化改革是否在空间上存在策略互动的可能，须先检验作为因变量的地区营商环境(Do-business)是否具有空间相关性。基于莫兰指数(Moran’sI)检验结果可知，除了金融营商环境变量(Finance)之外，就地区营商环境变量及其分指标变量而言，Moran’sI的检验结果总是高于Moran’sI的期望值(-0.002)且在1%的水平上显著，这表明地区营商环境变量在空间上存在显著正向关系，即各地区在推进营商环境优化改革上存在显著的空间策略互补特征(1)此外，基于Geary’s C检验进行分析，结果再次证实了地区间的空间策略互补特征。受限于篇幅，未呈现相应的检验结果。。

(二)对假设1的检验

表2给出了以地区营商环境作为因变量的空间策略互动模型(1)的回归结果。在表2中列(1)和列(2)是在不考虑因变量空间相关性的条件下基于常用的双向固定效应模型进行估计。在表2中列(3)和列(4)是采用极大似然估计法并基于地理相邻矩阵W1对式(1)进行空间计量估计。结果显示，空间滞后因变量(W·Do-business)的估计系数显著大于0，也即空间策略互动系数ρ大于0且在统计上显著，这表明相邻地区地方政府推进营商环境优化改革的空间互动策略为相互模仿，即假设1成立。在表2中列(5)和列(6)是基于地理距离矩阵W2对式(1)进行空间计量估计，结果也显示空间策略互动系数ρ的估计值大于0且在统计上显著，再次印证了假设1。表2中列(7)和列(8)是基于经济距离权重矩阵W3对式(1)进行空间计量估计，结果显示，空间策略互动系数ρ的估计值小于0但不显著，这与假设1不一致。本文认为，地方政府在推动营商环境优化改革上主要参考地理上相邻或相近的“邻居”地区的营商制度变革实践做出自身决策，且这种空间效应在地理距离相近的地区之间更显著，而不是参考在经济发展程度上更具相似性的地区地方政府的行为来做出是否推进本地区营商环境优化改革的决策，因而也就不难理解为何列(7)和列(8)显示了与假设1不一致的回归结果。这与邓慧慧等(2019)[33]的研究发现相似。因此，在下文中，主要基于地理相邻权重矩阵W1和地理距离权重矩阵W2进行实证估计。

表2 对地方政府制度竞争的空间策略互动效应进行检验

为保证结论的稳健性，接下来，使用营商环境的5个分指标作为因变量，估计结果见表3。在列(1)、列(2)和列(3)中，空间滞后因变量(W·Do-business)的估计系数显著大于0；在列(5)中，空间滞后因变量(W·Do-business)的估计系数大于0但不显著；在列(4)中，空间滞后因变量(W·Do-business)估计系数的方向与假设1的预期不一致，但并不显著。综上，表3的结果表明，地理上相邻地区的地方政府在营商环境优化改革中会采取相互模仿的空间竞争策略，尤其是在法治化营商环境、市场化营商环境、金融营商环境等领域均采取了空间互补策略(2)基于地理距离矩阵和经济距离矩阵的检验结果再次表明假设1是成立的。受限于篇幅，未呈现这部分估计结果。。

表3 基于地理相邻矩阵(W1)的营商环境分指标检验结果

(三)对假设2的检验

为了检验假设2，表4和表5基于式(2)给出了空间面板计量模型的实证结果。

首先，用财政分权(Fisal)和转移支付(Transfer)替换式(2)中的调节变量Intermit，再分别与因变量的空间滞后项相乘。据表4列(1)的估计结果可知，空间滞后项与财政分权变量的交乘项(W·Do-business×Fisal)的估计系数φ为0.716 5且在1%的水平上显著，这说明地区财政分权强化了地区间在推动营商环境优化改革上所实施的空间策略互补效应；列(2)和列(3)分别是基于W2、W3进行稳健性检验，交乘项(W·Do-business×Fisal)的估计系数均显著大于0，这与列(1)的回归结果相一致，表明财政分权强化了地区间的横向制度竞争，即一个地区的财政分权程度越高，其营商环境优化改革的空间策略互补效应就越大。其次，在表4列(5)和列(6)中，空间滞后项与转移支付变量的交乘项(W·Do-business×Transfer)的估计系数φ显著为负，在列(4)中为负值但不显著，这表明中央的转移支付政策弱化了地区间的制度竞争。

表4 财政分权与转移支付的异质性影响

在表5列(1)、列(2)和列(3)中，空间滞后项与地区经济增长变量的交乘项(W·Do-business×Growth)的估计系数φ均大于0，且在列(1)和列(2)中至少在5%的水平上显著，这表明地区经济增长强化了地方政府间的横向制度竞争。在表5列(4)、列(5)和列(6)中，空间滞后项与地区开放度变量的交乘项(W·Do-business×Trade)的估计系数φ均大于0，且在列(4)和列(5)中均在1%的水平上显著，这表明地区经济开放度强化了地方政府间的横向制度竞争。

表5 地区经济增长与地区开放程度的异质性影响

六、进一步分析

(一)基于不同空间权重矩阵的稳健性检验

为了综合测度地区间的空间相关关系，本文基于地理与经济距离嵌套矩阵进行稳健性检验，估计结果见表6。在列(1)至列(6)中分别使用地区营商环境总指数及5个分指标作为因变量对式(1)进行空间计量估计，结果显示，在列(1)、列(2)、列(4)、列(5)和列(6)中，空间滞后因变量(W·Do-business)的估计系数显著大于0，这再次印证了假设1。此外，在列(7)至列(10)中基于式(2)进行空间计量估计，结果显示，在列(7)中，空间滞后因变量与财政分权变量的交乘项(W·Do-business×Fisal)的估计系数为0.8179且在1%的水平上显著；在列(8)中，空间滞后因变量与转移支付变量的交乘项(W·Do-business×Transfer)的估计系数为-0.150 5且在1%的水平上显著；在列(9)中，空间滞后因变量与地区经济增长变量的交乘项(W·Do-business×Growth)的估计系数为4.294 3且在1%的水平上显著；在列(10)中，空间滞后因变量与地区开放程度变量的交乘项(W·Do-business×Trade)的估计系数为10.984 2且在1%的水平上显著。总之，表6列(7)至列(10)的估计结果再次印证了假设2是成立的。

表6 基于地理与经济距离嵌套矩阵的稳健性检验

(二)对关键解释变量的再衡量和说明

有研究指出，财政分权的不同度量指标在不同时段具有不同适用性[38]。上文主要使用支出指标衡量财政分权，但这难以全面刻画地区财政分权程度，有必要使用收入指标和财政自主度指标进行稳健性检验。在表7列(1)、列(2)和列(3)中，使用“省人均财政收入与全国人均财政收入的比值”度量财政分权变量(Fisal_in)，结果显示，空间滞后因变量与财政分权变量的交乘项(W·Do-business×Fisal_in)的估计系数均大于0，且在列(1)和列(2)中通过了显著性检验。不同于前文仅使用转移支付与财政收入的比值度量转移支付变量(Transfer)，接下来，使用人均转移支付自然对数重新衡量转移支付(Transfer_m)，进而替代式(2)中的调节变量(Intermit)，其估计结果参见表7列(4)、列(5)和列(6)。据此可知，转移支付与空间滞后因变量的交乘项(W·Do-business×Transfer_m)的估计系数均显著小于0，再次表明，中央转移支付政策弱化了地区间在营商环境优化改革上的空间策略互补效应，这与假设2是一致的(3)此外，使用“财政收入与财政支出的比值” 或是使用“财政收入除以财政收入和转移支付之和”度量财政自主度变量，均发现假设2仍成立。。

表7 基于调节变量的稳健性检验

(三)基于其他空间计量模型的检验

上文仅基于空间误差模型(SAC)对式(1)和式(2)进行估计，未使用其他模型进行估计。首先，基于空间自回归模型(SAR)对式(1)和式(2)进行估计，结果显示，空间自回归系数ρ的估计值仍显著大于0，且交乘项的估计系数φ大于0且显著，并与SAC模型的估计结果非常接近，再次印证了上文假设。其次，基于空间误差模型(SEM)估计地区营商环境的空间效应，结果显示，在SEM模型中空间误差系数λ的估计值显著大于0，这表明各地区在推动营商环境优化改革上具有空间策略互补特征，但考虑到空间误差模型(SEM)难以刻画地区间的空间策略互动特征，无法使用该模型作为基准模型估计式(1)和式(2)。再次，当使用空间杜宾模型(SDM)进行估计时发现，其回归结果未能通过Wald检验和LR检验，于是，空间杜宾模型(SDM)退回到了空间自回归模型(SAR)和空间误差模型(SAC)。最后，考虑到广义空间面板随机效应模型(GSPRE)的假设条件过于严格，本文样本无法满足，本文仅基于固定效应模型估计式(1)和式(2)。总之，即使选用其他空间面板计量模型估计式(1)和式(2)，本文假设仍成立。

七、结论及启示

在中国式分权背景下，地方政府之间的横向制度竞争在推进营商环境优化改革上具有促进作用。本文基于省级面板数据并运用空间计量模型估计地区营商环境优化改革的空间策略反应特征，得到了较稳健的实证结果：在地方政府横向制度竞争的作用下，地理上相邻地区的地方政府在营商环境优化改革竞争中会采取相互模仿的空间竞争策略；在财政分权程度较大、转移支付较小、经济增长较快及地区开放度较高的地区，地方政府通过加快推进营商环境优化改革来实施制度竞争的强度会更大，地区间制度竞争所带来的空间策略互补效应也较大。不论是基于不同空间权重矩阵进行各类稳健性检验，如基于地理与经济距离嵌套矩阵作为空间权重矩阵重新估计空间计量模型，还是基于收入指标和财政自主度指标衡量财政分权变量进行稳健性检验，或是基于其他各类常用空间计量模型进行检验，均表明上述研究结论具有较好的稳健性。

上述结论对引导地方政府行为和促进国际一流营商环境建设具有重要现实意义。第一，既然同级地方政府间的制度竞争促进了相邻地区采取相互模仿的空间竞争策略，进而加快推进本地区营商环境优化改革，以减少与先发地区间的“制度距离”，这就要求中央政府在对同级别地方政府官员进行绩效考核时，可借助标尺竞争激励地方政府进一步将国际化、法治化、市场化营商环境建设纳入官员绩效考核体系，并通过营商环境建设的相对绩效进行排序，充分发挥地方政府制度竞争机制在进一步深化“放管服”改革中的助推作用。第二，注意防范财政转移支付政策在地区营商环境建设中的负面效应，谨防个别过度依赖转移支付政策的地区的地方政府在推动营商环境建设上所表现出来的“不作为”现象，建议将转移支付额度适当与地区营商环境建设的相对绩效进行挂钩，应基于营商环境建设的相对排序增减转移支付额度，以提高地方政府实施营商环境优化改革的积极性。第三，地方政府在推进营商环境建设时应协同推进地区对外对内开放，重视本地市场主体的制度诉求问题，尤其是外资企业和外来内资民营企业对本地区营商环境建设过程中“痛点”问题的反映，基于市场主体的制度需求提高营商制度供给的精准度，进而提高民营企业等市场主体对营商环境建设的获得感。