营商环境与企业创新

李春涛 闫宇聪 李嘉琪

摘 要：营商环境作为影响市场主体活动的综合环境，对企业的生产经营活动产生重要影响。本文使用国家工商行政管理总局的企业注册信息，计算各城市企业五年存续率、年度创业率和企业密度等数据，并通过主成分分析法构建城市营商环境发展水平指数。在此基础上利用2011-2020 年的A 股上市公司数据，实证检验营商环境对企业创新的影响。研究发现：好的营商环境能显著促进当地企业创新，在更换被解释变量、更换回归模型、剔除创新中心城市样本（直辖市）等稳健性检验后，以上结论依然成立。本文进一步使用周围城市营商环境均值作为营商环境的工具变量，缓解内生性问题后以上结论依然成立。机制检验表明，营商环境主要通过提高金融发展水平、增强知识产权保护力度的途径促进企业创新。拓展研究发现，营商环境在政府补贴与企业创新的正向关系中发挥促进作用，在外部审计与企业创新的正向关系中发挥替代效应。本文的结论为进一步优化营商环境、加快建设创新型国家提供了重要的政策参考。

關键词：营商环境；企业创新；金融发展；知识产权保护

一、引 言

近年来，中国成功跃居世界第二大经济体。但这种高投资、高储蓄的发展模式会带来资源消耗巨大、经济结构不平衡和增长难以持续的隐患。同时，伴随着世界经济形势的不稳定性和不确定性因素增加以及中美贸易摩擦事件频发，中国迫切需要提高经济内生增长驱动力，实现经济发展的转型。为此，我国政府在2020 年提出了“加快形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。技术进步是经济持续增长的决定因素（Romer，1990），也是实现经济内生增长的核心动力。所以，在新发展格局的时代背景下，企业创新成为了推动我国经济迈向高质量发展的核心要素。我国政府也多次强调创新对经济发展的重要性①。因此，在推进中国“双循环”新发展格局的现实背景下，深入探究如何引导和激励企业开展创新研发活动，是实现经济高质量发展的必然要求。

营商环境是指“企业在生产经营中所面临的由政府所塑造的制度软环境和基础设施等硬环境”（李志军等，2021），即市场环境、法治环境、政务环境、人文环境和基础设施等企业在整个生命周期中所面临的综合外部环境②。自2013 年11 月习近平总书记在党的十八届三中全会上首次提到“营商环境”的概念以来，中国政府高度重视营商环境的营造，近年来相继提出了一系列优化营商环境的政策①。以往研究表明，较好的营商环境能够加速一国的物质财富积累，促进经济高速增长（Acemoglu 等，2001；董志强等，2012）。除了经济增速外，营商环境对我国经济高质量发展也尤其重要（周泽将等，2022）。中国正处在实现经济高质量增长的关键转型期，面临着外部需求不足、全球产业链调整、消费者信心下降等不利影响，进一步改善国内经济发展环境刻不容缓。因此，深入探究营商环境如何提高企业创新，从而促进经济高质量发展，不仅具有重要的理论价值，还具有十分重要的现实意义。

在新发展格局的现实背景下，优化营商环境能否通过增加企业的创新活动、激发实体经济的活力、助推“双循环”的发展呢？理论上看，良好的营商环境有助于促进企业创新，这种促进作用至少可以通过以下渠道来实现。其一，良好的营商软环境有利于降低创业的开办成本，可以为各种商业创意提供更多的实现机会和激励机制，有助于帮助企业家用更好的方法来组织生产和销售产品（董志强等，2012）。其二，更频繁的创业活动有助于促进市场的竞争，产生熊彼特所谓的“创造性破坏”过程（Schumpeter，1942），在这一动态过程中，企业家的各种商业创意和构想将在市场中得到检验，被市场拣选或淘汰。其三，营商环境好的地区，各类生产要素可以实现跨区域、行业的自由流动，资源配置效率获得迅速提升，因此，当地企业可以接触到更多的资源、获得更多的融资机会和渠道，获得更为充沛、灵活的资金支持。因此，进一步改善现有营商环境，对鼓励企业创新意义重大。然而，从已有文献来看，现有关于营商环境经济结果或企业创新影响因素的研究并未对这一问题进行深入的探讨，仅有学者通过世界银行的问卷调查数据，从寻租的视角探讨营商环境对市场创新的影响（夏后学等，2019）；或是从商事制度改革的视角构建DID 探讨对企业创新的影响（孙湘湘等，2023）。本文认为这可能是因为营商环境难以准确测度造成的。

目前使用的营商环境测度方法主要有以下几种：第一，世界银行每年发布的《营商环境报告》，使用企业发展过程的11 个指标衡量营商环境，但数据年份少，城市少，整体数据不够丰富。第二，《管理世界》经济研究院发布的营商环境水平的指标，精确到地级市层面，综合了7 个维度，评估地级市的营商环境指数，目前发布2017 年到2020 年的营商环境报告，但是其指标前后衡量方式有变化，存在一定的离散度问题（牛志伟等，2023），且年份较少，因此不适用于本文的研究。第三，北京大学—武汉大学营商研究联合课题组发布的《中国省份/城市营商环境数据库2023》，为31 个省份以及各地级市逐一给出了营商环境的总体以及各分项指标的评分。但省份营商环境数据针对省份，没有精确到地级市，中国地域辽阔，且具有分割性，各个地级市的营商环境不能由省级的营商环境指标概括（周泽将等，2020）；城市层面的营商环境数据目前发布起始日期是2017 年，不支持本文研究的时间跨度。第四，粤港澳大湾区研究院发布的《中国城市营商环境报告》，选取了我国296 个城市，分别从软环境和硬环境两方面分析各个城市的营商环境水平，年份较少。鉴于此，本文创新性地构造营商环境指标，注意到当地企业整体发展情况其实就是当地营商环境优劣的“浓缩”，根据当地企业存活情况，运用主成分分析法衡量营商环境。首先，根据国家工商行政管理总局的注册企业信息，收集地级市企业的注册资本和注册地址。根据注册资金量的大小，将企业划分为2 000 万人民币以上、500 万～2 000 万人民币、100 万～500 万人民币、100 万人民币以下四类，分别计算每个城市的这四类企业每年的新注册率、每万人企业数、企业五年存活率①。其中，企业五年存活率是指五年前注册的企业在当年的存活比率。然后，按照年度信息将上述变量进行主成分分析，选取第一大主成分进行加总得到营商环境的综合指标，测度出2011-2020 年地级市的营商环境发展水平。这种测算方法科学严谨，是在对营商环境的定义、内涵、外延以及核心理论问题深入研究的基础上构建的，具有一定合理性：其一，营商环境包括企业在整个生命周期内所面临的资源条件和环境状况，是所有影响企业的综合因素构成的环境，若一个地区营商环境好，企业的存活率、注册率、企业密度都会高。因此，区别于其他研究中衡量营商环境时采用几种影响因素的加和（董志强等，2012；李志军等，2021），本文用该行政区划中整体企业的注册和存活情况衡量营商环境。其二，区别于已有文献使用的省级指标或者世界银行等缺失比较严重的指标，本文的指标为地级市层面数据，数据量丰富，对后续研究有参考性作用。

本文通过国家工商注册数据计算企业存续率，运用主成分分析法测度2011-2020 年地级市的营商环境发展水平，使用中国A 股上市公司数据，考察营商环境发展水平与企业创新的关系及其机制。研究发现，营商环境对企业创新投入、创新产出和创新质量都有显著的正向驱动作用，多种稳健性检验后，结论依然成立。

与既有文献相比，本文可能的贡献在于：一是本文创新性地提出了营商环境的度量指标。根据国家工商行政管理总局的注册企业信息，收集地级市企业的注册资本和注册地址，使用主成分分析法测度营商环境，为后续关于营商环境的研究提供了有益的借鉴。二是丰富了企业创新的研究维度。已有的研究营商环境与企业创新关系的实证研究中，使用创新产出、创新投入、创新质量等单一维度衡量企业创新，本文将分析的角度进行扩展，将三个维度同时纳入，综合考虑营商环境对于企业创新的影响。三是本文详细探究了营商环境影响企业创新的作用机制和路径，从营商环境这种外部环境的视角丰富和拓展了企业创新影响因素的相关文献。

二、理论分析与假设提出

（一）营商环境与企业创新

营商环境作为区域内影响市场主体活动的综合环境，会直接影响企业生产和经营方式（董志强等，2012；李志军等，2021）。企业作为微观市场主体，其研发投入和其所在地的公共服务水平、人力资源状况、金融服务能力、法制环境、政务能力等高度相关，而这些因素共同构成了当地的营商环境水平。从理论上来看，良好的营商环境可以通过提升金融发展水平和强化知识产权保护两个渠道促进企业创新。

1. 营商环境改善有利于提升地区金融发展水平，促进企业创新。

营商环境的改善可以提升企业金融发展水平。现有研究发现，好的营商环境可以降低信息不对称，提高上下游企业的沟通效率，缓解不确定性冲击的不利影响（于文超和梁平汉，2019），从而规范金融市场（何冰和刘钧霆，2018；牛志伟等，2023）。制度因素通过扩大金融规模、提高金融效率、增加金融深度来影响一国金融发展水平（滑冬玲和肖强，2012），营商环境作为反映一国制度和政策环境的有机组成，既通过更好的法制环境和简单的行政审批制度吸引更多的金融机构，又通过更高的信息披露水平帮助金融中介快速捕捉、处理、甄别出潜在的优质创新项目，从多方面影响金融发展水平。

地区金融机构的增多会促进企业创新。其一，企业日常经营中，研发支出需要挤占大量现金流，且往往具有投入高、风险大、结果不确定、回报周期长的特点，这导致企业融资的难度上升（李春涛等，2020）。仅仅依靠企业的内部资金很难承担研发活动的资金，而从资金来源角度来看，银行授信是企业获取稳定、持续的外部资金的重要来源，稳定的资金来源对企业创新尤为重要（张璇等，2017），在一定时期内，地区金融发展水平的提升有助于减少企业进行融资的信息成本、丰富企业的融资渠道，使得企业能够获得更加便利的信贷资源，从而促进自身发展、带动创新投资。其二，银行可以凭借自身的信息和人才优势，在企业的经营活动中起到监督作用，从而有利于提升企业资金使用的合理性和科学性（徐昕等，2010）。银行作为企业投资的“大贷款人”，出于自身投资回报考虑，拥有对借款企业经营情况和财务情况进行监督的内在动力。商业银行可以从事前选择、日常监控以及事后监督上对企业的经营管理进行约束，从而规避商业银行和企业利益不一致的委托代理问题。其三，商业银行的介入也可以优化企业的资金管理，引导企业把日常经营的重心转到改进经营模式、优化产品设计、提升产品竞争力的方向，从而助推企业研发活动的活跃程度，提升企业创新行为的广度和深度（张瑾华等，2016）。

2. 营商环境改善有助于加强知识产权保护，助推企业创新。

营商环境改善有助于加强知识产权保护。持续优化营商环境对于完善我国法制环境具有重要的积极效应。法制化建设成为我国营商环境持续优化工作中的重要任务。我国一方面在立法层面不断完善相关的法律制度建设，另一方面，在司法层面结合新技术的应用，全面推进司法制度建设（牛志伟等，2023；Acemoglu 等，2001）。据最新的世界银行《全球营商环境报告（2020）》中“司法程序质量”指数显示，我国的得分为16.5 分（满分18 分）。这说明，持续优化营商环境对于完善我国法制环境具有重要的积极效应。

知识产权保护好的地区会保障权利人以更低的费用、更短的时间、更有效的方式保护其知识产权，解决纠纷，履行事中和事后监督，为知识产权保护提供全方位保障，激发企业创新行为（李健等，2022；方晓晖等，2023）。其一，企业创新的研发过程具有投入成本高、收益见效慢的特点，因此，企业在进行研发前会对未来生产产品的收益进行预测（潘健平，2015）。由于企业创新所带来的技术发明具有非竞争性和非排他性，且被复刻的边际成本不高（钟腾和汪昌云，2017），如果知识产权保护力度较弱，花费巨额成本取得的产品和发明无法获得有效保护，后续收益无法得到保障，企业预测创新行为的收益可能无法覆盖成本，企业创新投资意愿会遭到严重打击。与此相反，若当地知识产权保护力度较大，一旦企业创新的成果受到剽窃或者侵害，地方政府将会对侵权方进行严厉的打击，从根本上减少专利侵权发生的概率（尹志锋等，2013），有利于企业从创新中获得超额利润，增大企业创新意愿。其二，在对地区知识产权保护建立足够信心之后，企业披露创新信息的意愿增强，客观上减少了其他企业的搜寻成本，便于同类企业在已有基础上进行递进创新，最终形成创新协同效应（钟腾和汪昌云，2017）。其三，营商环境的持续优化不仅有助于知识产权保护，而且有助于完善相关法律制度，改善法制环境，并进一步约束企业行为，促使其增强对员工的关注，从而有利于营造增长、包容、友善的劳工关系，因此员工在此过程中也更易受到鼓舞，增加為公司创造更多价值的意愿，并提升工作的积极性，主动提高创新工作效率（牛志伟等，2023）。

综上所述，我们提出如下假设：

假设H1：营商环境改善有助于企业创新。

三、研究设计与变量说明

（一）数据来源

本文的公司治理数据来自CSMAR 数据库，企业创新专利数据来自CNRDS 数据库，城市人口和经济发展水平数据来自《中国统计年鉴》，行业分类参照中国证监会2012 年行业分类标准。为了保证数据的合理性和研究结果的一般性，本文对样本数据进行了以下处理：第一，剔除ST、ST*和退市公司；第二，剔除主要变量存在数据缺失的样本；第三，考虑到金融业部分指标的特殊性，删除行业类别为金融类的公司样本；第四，对连续型变量进行上下1%的缩尾处理；第五，手动查验并删除变量中存在的未分配利润为负、资不抵债等异常值。经过以上处理，最终得到2011-2020年沪深A 股3 058 家上市公司的22 046 个年度观测值。

（二）模型构建

为了检验本文提出的研究假设，我们构建了如下的计量回归模型分析营商环境对企业创新产出的影响：

（三）关键变量度量

1. 企业创新

关于企业创新的测度，本文借鉴已有学者的做法，从创新投入、创新产出与创新质量三个角度来衡量企业创新。

首先，在创新产出方面，本文使用专利申请数量来进行衡量。依据中国《专利法实施细则》，企业专利分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利三类。发明专利是对产品和方法的创新，技术含量最高，体现了企业核心竞争力。实用新型专利只保护产品，主要针对其形状和构造，技术含量相对于发明专利较低，被称为“小专利”。外观设计专利则注重产品外表的设计，不涉及产品本身的技术性能，技术含量最低（李春涛等，2020）。因此，为了进一步考察营商环境发展对不同类型专利的影响，本文不仅使用企业专利申请量的自然对数（Pat），也使用企业发明专利申请量的自然对数（Pat1）、实用新型专利申请量的自然对数（Pat2）、外观设计专利申请量的自然对数（Pat3）进行分析。考虑到专利产出往往具有滞后性，本文对所有解释变量采用滞后一期处理。

其次，在创新质量方面，考虑到专利申请和授予仅能在数量层面衡量创新产出、难以反映质量层面的差异，而技术水平高、经济意义强、重要性大的专利往往引用量较高，本文参考李建强等（2020）、郝项超等（2018）、孟庆斌（2019）的方法使用企业去除自引的专利被引数量衡量创新质量。考虑到专利质量往往具有滞后性，本文对所有解释变量采用滞后一期处理。最后，在创新投入方面，本文认为营商环境所带来的效应也会通过影响企业的创新投入来影响企业创新行为。本文参考冯根福和温军（2008）、蒋为（2015）的做法，采用企业研发强度（&/）衡量企业创新投入，作为稳健性检验部分企业创新的代理指标。

2. 营商环境

本文根据国家工商行政管理总局的注册企业信息，收集地级市企业的注册资本和注册地址。根据注册资金量的大小，将企业划分为2 000 万人民币以上、500 万-2 000 万、100 万-500 万、100 万以下四类，分别计算每个城市的这四类企业每年的新注册率、每万人企业数、五年存活率。企业五年存活率是指五年前注册的企业在当年的存活比率。然后按照年度信息将上述变量主成分进行分析，选取第一大主成分进行加总得到营商环境的综合指标。

3. 控制变量

本文参考以往对企业创新的研究，选取上市年限（Age）、资产负债率（Lev）、公司规模（Size）董事会独立性（Indep）、第一大股东持股比例（Top1）、成长性（Growth）、净利润收益率（ROE）、现金持有（Cash）、产权性质（SOE）、两权分离（Dual）、企业位于东中西部（Area）等作为本文的控制变量。主要解释变量、被解释变量和控制变量的定义见表1。

4. 描述性统计表

表2 报告了主要变量的基本统计特征。从中可以看出，（1）专利申请总数的中位数是16，表明大部分企业有很少的专利申请；年均专利申请数量均值有58.427 个，专利总数均值远大于中位数，说明专利申请存在着明显的右偏特征。因此，本文对专利总数进行对数变换来计算企业创新指标。（2）专利申请总数的中位数是16，标准差达到140.970，不但表明我国整体创新水平和创新能力普遍较低，更能反映出创新在不同类别的企业中间可能存在较大差异。（3）营商环境的标准差3.908，表明各城市营商环境存在较大差异，广泛提高营商环境任重而道远。以上控制变量的取值分布均在合理范围内，不存在异常情况。

四、实证回归结果

（一）营商环境对企业创新能力的影响

表3 报告了营商环境对企业创新产出和企业创新质量影响的基准回归结果，每列回归均控制了年份、行业的固定效应。考虑到营商环境指标是城市层面，且同一个城市的企业之间相关性较高，因此回归模型中均使用城市聚类效应对标准误进行修正。第（1）、（3）列中仅控制了年份、行业的固定效应，在1%的统计显著性检验下，营商环境对企业创新投入、企业创新产出的影响显著为正。第（2）、（4）列中加入了企业层面的控制变量，在1%的统计显著性水平下，营商环境对企业创新能力仍然具有显著的提升作用。上述估计结果表明，营商环境改善会显著促进企业创新，本文的假设H1 得到验证。从经济意义上，以第（2）列为例，考虑到未取对数的创新产出的均值为16，城市的营商环境发展水平每提高1%，当地每家企业专利申请数量平均会增加约0.608 项（即16×0.038=0.608）。

（二）营商环境改善对企业创新影响的动态效应

为精准刻画营商环境改善对企业创新能力的动态影响，参考李健等（2022）的研究，本文将所有解释变量分别滞后2～4 年再次进行回归，结果如表4 所示。可以发现，营商环境对企业创新产出的积极影响依然在1%的水平下显著，即好的营商环境会与当地企业经济活动深度结合，通過持续提供好的环境，为微观企业个体提供跨行业的创新交流学习平台，深化企业的创新意愿，持续助力企业创新。

（三）细分专利类型的估计结果

为了深入评估营商环境改善对企业创新的影响，表5 第（1）、（2）、（3）列分别报告了营商环境对企业发明专利、实用新型专利和外观设计专利的影响。可以看出，在控制了年份、行业后，发明专利、实用新型专利和外观设计专利在1%的统计显著性水平下呈现出正向关系，表明营商环境对企业发明专利、实用新型专利和外观设计专利均存在正向影响。从营商环境BE 的系数来看，营商环境对企业发明专利的正向影响最大。考虑到发明专利技术含量最高，本文进一步讨论营商环境对发明专利的长期影响，表5 第（4）～（6）列是第2-4 年的发明专利与当年的营商环境水平的回归结果，在1%的统计水平下显著，说明营商环境改善对企业发明专利的产出具有显著的提升作用。

（四）稳健性检验与内生性处理

为了确保研究结论的可靠性，本文采用多种方法进行稳健性检验，包括更换核心解释变量与被解释变量、剔除城市、更换样本区间、取消滞后期、使用工具变量和替换回归模型等，主要估计结论如下。

1. 更换解释变量

本文在稳健性检验中，使用多种方法更换营商环境的度量指标。首先，将已注册企业的五年存活率替换为三年存活率和四年存活率重新构建营商环境指标BE1 和BE2，结果如表6 第（1）～（4）列所示，BE1 的系数均在1%的水平下显著正相关，BE2 的系数均在1%的水平下显著正相关。其次，因为本文指标中的部分样本可能间接反映了上市公司的R&D 水平，因此本文将注册资金500 万人民币以上的企业剔除，重新构造营商环境指标BE_l500，结果如表6 第（5）～（6）列所示，BE_l500 的系数均在1%的水平下显著为正。之后，本文使用李志军等（2021）计算的中国城市营商环境指数作为本文营商环境的替代指标（BE_L）。结果如表6 第（7）～（8）列所示，BE_L的系数均至少在10%的水平下显著为正，证明了本文结论的稳健。此外，本文还采用北京大学—武汉大学联合发布的《中国城市营商环境数据库2023》中营商环境指数作为营商环境的替代指标（BE_Z）。结果如表6 第（9）～（10）列所示，BE_Z 的系數均在1%的水平下显著为正。最后，因为本文使用主成分分析进行指标构建，所以有必要使用其他方法再进行营商环境的测算。因此，本文又使用了熵权法和变异系数法对营商环境进行了重新的测算，并将其作为营商环境的替代变量（BE_EWM 和BE_CV），纳入本文的稳健性检验中。熵权法和变异系数法计算的营商环境对企业创新的影响结果如表6 第（11）～（14）列所示，BE_EWM 和BE_CV 的系数均在1%的水平下显著为正。

2. 更换被解释变量

前文使用企业的专利申请数量测量企业的创新产出水平，使用专利去除自引的数量反映企业的创新质量。然而营商环境所带来的效应要通过影响企业的创新投入，进而改变其创新行为。为了进一步检验营商环境的创新效应，本文参考冯根福和温军（2008）与李春涛等（2020）的研究，运用企业研发支出总额占资产总额的比例（R&D/Asset）和企业研发支出占营业收入的比例（R&D/Sale）作为研发支出的代理变量。此外，本文还使用（企业的研发投入+1）取对数作为企业研发投入的绝对量。回归结果如表7 所示。本文发现，营商环境对企业创新仍然在1%的水平下正向显著，这说明营商环境的发展加大了企业研发投入资金，进而促进了企业的创新行为，与前文的结论一致。

3. 剔除创新中心城市样本

中国的直辖市相对于其他城市来说，具有明显的先发优势，属于创新中心城市。一般来说，直辖市的经济总量、市场发育程度、法制环境、人力资本水平都明显更好，这可能导致企业创新活动在直辖市和非直辖市之间存在明显的差异。因此本文借鉴唐松等（2020）、李健（2022）的研究，剔除直辖市样本重新验证现有结论，估计结果如表8 第（1）～（2）列所示。同时，基于以上原因，本文剔除省会城市进行稳健性检验，估计结果如表8 第（3）～（4）列所示。可以看出营商环境仍然对企业创新存在积极影响，表明现有估计结果较为稳健。

4. 更换Tobit 模型

本文的被解释变量专利数量有截尾数据特征，呈现出正值连续分布与零值共存的特点，针对此种类型的数据，本文参考李春涛等（2020）和Faleye 等（2015）的研究，采用Tobit 模型重新检验营商环境与企业创新之间的关系，以保证研究结果的有效性。估计结果如表9 所示，结果与基准回归结果完全一致。

5. 更换样本区间

本文研究的样本期为2011-2020 年，而自2019 年底，中国遭受新冠肺炎疫情，由于疫情对企业发展存在负面影响，其可能会对于中国各个地级市的企业存活率、创业率和企业密度造成异质性影响，因此，2020 年的数据可能因为受到新冠这类突发公共卫生安全事件的影响而造成测量误差。为避免疫情对本文回归结果的影响，本文剔除了2020 年的样本，重新进行回归，回归结果如表10 第（1）～（4）列所示，BE 的系数均在1%的水平下显著为正，从而验证了本文结论的稳健性。

6. 取消滞后期

为保证本文的回归结果更加稳健，我们取消了核心解释变量的滞后期进行回归，回归结果如表11 第（1）～（4）列所示，BE 的系数均在1%的水平下显著为正，从而验证了本文结论的稳健性。

7. 工具变量

第一，地区营商环境发展水平与企业创新行为可能存在反向因果的关系，即创新型企业更喜欢去营商环境好的地方注册；第二，本文主回归模型依然可能存在遗漏变量偏差，从而导致估计结果有偏；第三，本文对营商环境的测量可能存在误差，导致结果出现偏误。鉴于此，本文采用两阶段最小二乘法进行内生性处理。

本文借鉴Chong 等（2013）、张杰等（2017）、张璇等（2019）的思路，手工整理了所有城市的接壤城市，使用相同年度该城市所有接壤城市的营商环境均值（BE_mean）作为工具变量。该工具变量符合相关性和外生性两个约束条件：一方面，邻近的地级市通常具有相似的经济发展水平，营商环境发展程度相近，满足相关性条件；另一方面，由于各城市有一定的地域分割性，邻近地区营商环境发展水平难以直接影响当地企业创新产出和创新质量，满足外生性条件。

表12 报告了工具变量的回归结果，一阶段F 统计量为40.98，大于常规的临界值10，表明工具变量对内生变量具有较强的解释力。弱工具变量检验结果显示，弱工具变量沃尔德检验值为40.98，大于10%偏误下的临界值16.38，因此拒绝所选工具变量为弱工具变量的原假设，即不存在弱工具变量问题。工具变量的可识别检验结果显示，Kleibergen-Paap rk 的LM 统计量为7.623，P 值为0.005，在1%水平下拒绝了“工具变量不可识别”的原假设。第（1）列结果可以看出城市均值在为正且在1%统计水平下显著，符合上述猜想。第（2）列和第（3）列使用专利申请和专利质量作为被解释变量时，回归结果在1%的水平下显著为正，再次表明本文的核心结论较为稳健。

五、机制分析

前文仅针对营商环境对企业创新能力的影响进行了分析，其中的渠道机制尚未进行检验。对此，本部分尝试从金融发展水平、知识产权保护两个渠道探讨营商环境对企业创新能力的影响。具体而言，本部分研究模型设置如下：

（一）金融发展水平

地区金融发展水平的提升，不仅可以通过拓宽企业融资渠道的方式缓解企业的融资约束，而且在有效处理企业代理问题、改善创新决策依赖的管理问题上也发挥着不可或缺的作用（郝项超等，2018）。本文使用企业所在地的金融机构数量衡量地区金融发展水平，具体使用的是当地金融机构数量的自然对数。表13 的第（1）列展示了营商环境影响企业创新能力的金融发展水平渠道检验。研究结果显示，营商环境的改善对当地金融机构数量的提升呈现显著的正向作用，系数为正并在1%的统计水平下显著。这说明营商环境的发展激励了地区金融机构的入驻行为，为当地金融发展水平的提升创造了条件，当地企业不仅有了更加丰富的融资渠道，而且在金融机构的参与下优化自身的生产经营及创新事务的管理，更加合理、科学地使用创新资金，即营商环境通过带动地区金融发展水平提升了企业创新能力。

（二）知识产权保护

知识产权保护和企业创新行为高度相关，知识产权保护体系的完善可以为企业高投入、长周期的研发投资提供制度保护，进一步鼓励企业家进行创新投资的信心，最终形成创新协同效应。国家知识产权局对于专利侵权相关案件分为专利侵权纠纷、其他纠纷、查处冒充专利行为和查处假冒他人专利行为四类。史宇鹏和顾全林（2013）使用专利侵权纠纷立案数相对于当地专利拥有数的比率作为知识产权侵权的代理变量，本文用常数1 减去知识产权侵权比值作为知识产权保护的代理变量。

表13 的第（2）列是营商环境影响企业创新能力的知识产权保护的机制检验。研究结果显示，营商环境好的地方知识产权保护力度很大，两者的正相关关系通过了1%的统计显著性检验，表明营商环境的发展使得地区的知识产权保护体系进一步完善，从而减少了企业投资研发过程中的外部风险，高管得以更专心于企业生产经营以及创新事务的管理，从而推动了企业的创新投资行为和创新投资绩效，即营商环境通过完善知识产权保护体系提升了企业创新能力。

六、营商环境助力企业创新的经验证据

已有研究发现，政府补贴、高质量外部审计会促进企业创新。本部分将分析营商环境在各个关系中的作用，以获得营商环境助力企业创新的经验。

（一）营商环境在政府补贴促进企业创新中的作用

创新过程的高风险特征（李春涛等，2020）和企业创新成果的公共产品特征（解维敏等，2009）导致政府补贴和企业创新之间存在联系。政府的创新补贴对企业产生“成本效应”和“融资效应”，进而支持企业研发活动并促进企业提高研发支出（杨洋等，2015；Kleer，2010）。从资源基础观出发，政府补贴补充了企业的创新资源，从而降低企业自身创新努力的边际成本和不确定性、分散企业创新活动的风险，使企业有更多的现金流从事创新研发活动（杨洋等，2015）；从信号理论出发，政府的补贴行为可以作为投资者和企业之间的好的信号传导媒介，降低外部投资者和企业之间的信息不对称，有利于企业的融资（Kleer，2010）。本文认为营商环境的改善将会助力政府补贴对企业创新的提升作用，即营商环境会强化政府补贴对企业创新的提升作用。

（二）营商环境在外部审计促进企业创新中的作用

一方面，外部审计具有企业外部治理功能，可减缓由信息不对称导致的代理冲突，审计越充分越能抑制企业管理者的盈余管理能力，从而克服企业决策者的短视行为，推动包括企业创新活动在内的一系列支撐企业价值长期增长的决策（许建伟等，2020）。另一方面，外部审计还具备信号传递功能，高质量企业审计报告在一定程度上能够真实客观地反映企业经济活动，降低企业与外部资金提供方之间的信息不对称，进而缓解企业融资约束，推动资金提供方对包括创新在内的一系列促进企业价值增长的活动予以支持。本文认为营商环境会在外部审计促进企业创新中起到促进或者替代作用。

本部分在基准回归的模型上引入了变量和营商环境的交互项，将基准估计模型改进为下式，其中M 代表引入的新变量。具体如下：

1. 营商环境强化政府补贴对企业创业的促进作用

已有研究表明，政府补贴会通过缓解企业的融资约束、改善信号传递等方面影响创新。参考解维敏等（2009）的研究，使用政府研发资助的虚拟变量，如果企业当年享受了政府补贴，则取值为1，否则取值为0。表14 第（1）～（2）列采用政府补贴与营商环境的交互项分析，政府补贴的系数为正，说明政府补贴会促进企业创新；政府补贴与营商环境的交乘项的系数为正且统计显著，说明营商环境强化政府补贴与公司创新之间的正向关系。

2. 营商环境在高质量外部审计促进企业创新中的替代作用

已有研究证实，外部审计质量和企业创新之间存在联系。一方面，外部审计具有企业外部治理功能，可减缓由信息不对称导致的代理冲突，从而克服企业决策者的短视行为（许建伟等，2020）。另一方面，外部审计还具备信号传递功能，降低企业与外部资金提供方之间的信息不对称，进而缓解企业融资约束。本文参考许建伟等（2020）的研究，使用审计费用与资产总计的比值作为外部审计质量的代理变量。根据表14 第（3）～（4）列的结果，外部审计质量的系数为正，说明高质量的外部审计会促进企业创新；交乘项的系数为负且统计显著，说明在营商环境较好的地区，企业创新对于高质量审计的依赖变小，即在高质量审计促进企业创新的活动中，营商环境产生替代效应。

七、结论与建议

我国正处于加速推进经济转型、实现经济高质量发展的关键时期，提升企业创新能力对于实现我国经济高质量发展至关重要。营商环境作为区域内影响市场主体活动的综合环境，贯穿了企业发展的全生命周期，为企业进行创新活动奠定了基础，研究营商环境对企业创新的影响具有重要的理论和现实意义。本文利用国家工商行政管理总局企业注册数据得到企业存活率、新注册率以及企业密度，通过主成分分析法构建地级市营商环境指标，科学评估了地级市的营商环境发展，在此基础上实证检验了营商环境对企业创新的影响及其作用渠道。研究发现：好的营商环境能显著促进当地企业的创新产出、创新投入、创新质量，更换被解释变量、更换回归模型、剔除创新中心城市样本（直辖市）、工具变量等稳健性检验也证实了以上结论的可靠性。本文进一步发现，营商环境可以提高金融发展水平，增强知识产权保护力度，从而促进企业创新。此外，本文也提供了营商环境在促进企业创新方面的经验证据。本文的研究结论为促进营商环境发展与加快建设创新型国家提供了如下政策启示：

1. 营商环境改善有助于企业创新，因此各地要进一步优化营商环境，为企业创新提供良好的政策土壤。在推进经济高质量发展的背景下，各级政府要进一步深化市场经济体制改革、坚持改革行政管理体制、完善市场信用体系建设，为进一步优化营商环境创造条件。更具体的，首先，政府应该深化市场经济体制改革，全面实施“市场准入负面清单制度”，完善公平竞争审查制度，建立健全实施机制。其次，政府内部的审批和服务部门应该深化行政管理体制改革，简政放权，优化审批流程。应充分借助数字技术，实现办理流程的智能化和便捷化，为企业提供高效优质的服务环境。最后，还应充分完善市场信用体系建设，推动建设社会信用网络，严格保护商业秘密和个人隐私，推动政务诚信、商务诚信、社会诚信的发展。

2. 营商环境可以通过提高金融发展水平、加大知识产权保护力度促进企业创新。因此，相关部门要进一步完善知识产权保护制度，在公平公正的基础上，制定新兴领域的知识产权保护法规，依法严肃查处侵害他人产权的行为，保护个人和法人的权益，营造良好的创新氛围。与此同时，地方政府要进一步提升区域金融发展水平，建设多层次的资本市场，优化金融市场结构，提高金融服务专业能力，建设高效且开放的金融体系，加大对创新企业的信贷支持和风险补偿，缓解企业的融资约束，促进企业创新。要建立完善的金融市场体系，提高市场机制对金融资源的配置效率。政府应大力发展多层次资本市场，为创新型企业的研发资金“解渴”。加快银行信贷资源配置制度的建立和完善，消除对民营和中小企业的信贷歧视，让市场在资本配置中起决定性作用。

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〔執行编辑：周冬〕