营商环境对新质生产力发展影响的实证检验

摘 要：为研究营商环境在推动新质生产力过程中的关键作用，采用熵值法对营商环境与新质生产力进行量化评估。通过构建固定效应模型，发现营商环境对新质生产力的发展具有显著的正向推动作用。机制研究表明：营商环境能够通过增加当地上市公司数量进而提高新质生产力发展水平；从空间分布视角考察，营商环境对新质生产力发展水平的影响具有区域异质性，其可以显著提高东中西部地区新质生产力发展水平，未能显著提高东北地区新质生产力发展水平。针对空间溢出效应，文中采用空间杜宾模型进行分析，结果显示：营商环境的改善有助于提升邻近地区的新质生产力发展水平。

关键词：营商环境；新质生产力；空间计量；溢出效应

中图分类号：F 270.3 文献标识码：A 文章编号：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

新质生产力意味着生产力质的跃迁。习近平总书记指出：“新质生产力是创新起主导作用，摆脱传统经济增长方式、生产力发展路径，具有高科技、高效能、高质量特征，符合新发展理念的先进生产力质态。”

这些特性赋予了新质生产力独特的优势：它能有效激发社会的创新活力，打破对传统经济发展模式的过度依赖，规避潜在的发展瓶颈，开辟出更加智慧、高效、可持续的经济增长新途径。

由于新质生产力的崛起标志着生产力发展进入到了一个全新阶段，构建与之相匹配的新型生产关系显得尤为重要。习近平总书记指出“发展新质生产力，必须进一步全面深化改革，形成与之相适应的新型生产关系。”

这一新型生产关系将精准对接新质生产力的需求，为其持续健康发展创造有利环境，确保资源的高效配置与创新潜能的充分释放。

营商环境指市场主体在市场准入、日常运营及有序退出等全生命周期内，所面临并受其影响的政务服务体系、市场结构特征、法治保障框架、社会文化环境等诸多外部因素。优质的营商环境能够为各类市场主体提供更为公平的竞争舞台，从而确保它们能够基于平等原则，获取各类生产要素，实现高质量发展。营商环境的改善是构建新型生产关系的重要一环，能够对新质生产力的发展产生至关重要的影响。因此，通过系统收集与分析相关数据，科学评估营商环境对新质生产力发展的促进或制约作用，具有重大理论与现实意义，不仅能丰富相关领域的理论研究，还能为政策制定者提供宝贵的实践依据，推动营商环境与新质生产力的长远健康发展。

1 文献综述

目前，关于新质生产力的研究主要可以分为以下三大类型。

1）新质生产力的本体性研究。该领域深入探究新质生产力的本质属性与评价体系，张林等表明新质生产力不仅在本质上区别于既往的传统生产力模式，更在质量维度上实现了对旧质生产力的全面超越。魏崇辉追溯其历史脉络与实践路径，认为新质生产力的出现与党持续深入的实践探索活动紧密相连，这些研究增强了人们对新质生产力的认知。此外，王珏等从劳动者、劳动对象、生产资料三大维度构建了新质生产力评价指标体系，实现了对新质生产力发展的量化评估，有效促进了区域间新质生产力水平的客观比较。

2）探索新质生产力的价值。研究表明新质生产力在制造业转型升级、对外贸易赋能、共同富裕推进等多个关键领域均展现出显著的推动作用，彰显了其作为新型驱动力的独特优势。

3）研究如何促进新质生产力发展。现有研究认为财税政策在塑造适合新质生产力的生产关系方面发挥着关键作用，能够有效调控新质生产力的产出分配机制，确保资源的合理分配，驱动新质生产力发展。资本市场能够凭借其独特的创新激励效应、高效的要素配置能力以及对产业发展的强大支撑，成为赋能新质生产力发展的又一重要驱动力。

营商环境作为重要的外部环境要素，研究表明优化营商环境能够促进就业增长、提高全要素生产率，然而经济政策的不确定性也会抑制企业的投资决策，这些研究表明营商环境在塑造市场主体行为，进而驱动社会经济发展的关键作用。新质生产力作为与第四次工业革命紧密契合的新型生产力质态，需要与之相匹配的新型生产关系。为促进新质生产力的培育与发展，杜运周等强调要优化法治与政务环境，强化市场与创新的协同效应，激发新质生产力快速发展。王曙光认为需构建一种深度融合政府、市场、企业及产业逻辑的弹性体制框架，营造出一种有利于新质生产力成长的优越营商环境。刘德宇基于上市公司数据，通过实证的方式验证了营商环境改善对新质生产力发展的正面推动作用，表明新质生产力的发展需要良好营商环境支持。

综上所述，学术界针对新质生产力、营商环境两大核心议题已经展开了深入的探讨，为文中奠定了坚实的理论基础与丰富的实践参考。然而，聚焦于营商环境如何影响新质生产力发展的专项研究依旧比较匮乏，这一现状难以满足日益增长的社会实践与政策制定需求。文中将聚焦于营商环境视角，通过实证检验，深入剖析营商环境对新质生产力发展的影响及其内在机制。同时，考虑到区域间经济环境、自然环境的差异性，文中还将探讨营商环境对新质生产力影响的区域异质性。此外，为进一步拓宽研究视野，文中还将引入空间计量模型，探索一个地区的营商环境优化能否通过空间关联机制，对邻近地区的新质生产力产生影响，从而全面揭示营商环境优化对新质生产力所起到的作用。

2 理论分析与研究假设

从劳动者视角出发，健康的营商环境通过构筑优质的职业发展空间和福利待遇体系，有效保障了劳动者努力与回报之间的正相关关系，从而极大地激发了劳动者的创新潜能。这不仅促使劳动者在更加公正透明的平台上充分发挥个人才能，还促进了社会发展。营商环境的优化显著提升了当地对高素质人才的吸引力，为新质生产力的发展构建了坚实的人才支撑体系。就劳动资料层面而言，营商环境的优化显著促进了资源配置效率的提升，有效加速了落后产能的自然淘汰进程。这一过程迫使企业在激烈的市场竞争中不断加强技术创新与设备更新换代，以应对市场挑战。此举不仅全面推动了生产资料向现代化、高效化方向转型，更为新质生产力的发展奠定坚实而稳固的物质基础。转向劳动对象层面，营商环境的持续优化一方面促进了国内消费市场的扩容与深化，为消费者提供了更多元化的商品与服务选择，为企业构建了坚实的内需基础；另一方面有效推动了国际市场的开拓与融入，助力企业跨越国界，参与全球竞争与合作，助力形成国内国际双循环的新发展格局。此举不仅极大地拓宽了企业运营的地理边界，使企业能够触及更广泛的客户群体，还显著强化了其市场适应性与竞争力。企业将在更广阔的舞台上接受挑战与机遇，逐步走向世界，这一过程成为驱动新质生产力蓬勃发展的又一关键引擎。基于以上分析，提出假设H1。

H1：营商环境能够显著提高新质生产力发展。

营商环境的优化有效削弱了行业壁垒，促进了资源的有效流通与优化配置机制的形成，确保了资源利用的充分性和合理性。在良好的营商环境中，具备核心竞争力的企业能够更为高效地获取各类关键生产要素，如资金、技术和人才等，进而加速其成长，提升市场竞争力，为其实现上市目标奠定了坚实基础。同时，营商环境的持续改善对地区经济的高速增长起到了显著的推动作用，经济的繁荣不仅为企业提供了更广阔的发展平台与市场空间，还激发了企业间的良性竞争与合作氛围，使得更多具备创新能力和市场潜力的新兴企业能够脱颖而出，满足上市的各项严格要求。因此，营商环境的不断优化不仅是推动企业快速成长与成功上市的关键驱动力，也是促进当地上市公司数量稳步增加、增强资本市场活力的重要保障。

上市公司作为我国经济体系中的高端引领者，拥有着前瞻性的战略视野与雄厚的资金实力，为巩固并提升其在市场中的竞争优势地位，有意愿且有能力推动新技术、新产品的研发创新与实践应用，这些努力将优化上市公司的生产流程，提高产品质量，增强核心竞争力。与此同时，上市公司作为技术创新与行业发展的风向标，通过产业链的纵向延伸与横向拓展，还将激发上下游企业的技术革新热情与产品升级动力，形成显著的正向溢出效应。这种效应不仅促进了技术知识在产业内的快速流动与深度融合，还将推动整个地区的技术迭代与产品优化，为新质生产力的发展注入强劲动力。基于以上分析，提出假设H2。

H2：营商环境通过增加上市公司数量进而提高新质生产力发展。

尽管我国各地区间地理上相隔甚远，但在政治、经济、科技等多维度上均保持着频繁的互动与交流，构建了一个紧密相连的网络体系。在此背景下，本地营商环境的优化能够借助其显著的示范效应，迅速跨越地域界限，对周边地区产生影响。从政府视角出发，政治晋升锦标赛与区域经济增长的竞争态势激发了地方政府间的积极模仿与相互追赶，推动各地区营商环境不断趋同并寻求超越，从而为新质生产力的孕育与壮大创造了有利条件。在企业层面，营商环境的优化直接激发了本地企业的繁荣与成长，同时也加剧了外地企业所面临的市场竞争态势，增加了其被市场边缘化的风险。在此背景下，外地企业基于强烈的危机意识，倾向于加大科技创新的投资力度，以加速产业升级与转型进程。这一战略转变旨在通过提升新质生产力，积极应对市场挑战，确保在日益激烈的市场竞争中保持并增强竞争优势。在科技领域，营商环境的持续优化显著推动了技术创新活动的蓬勃发展。此过程不仅显著强化了本地区新质生产力的发展基础，还凭借知识固有的正外部性特征，对周边地区的科技生态系统产生了积极的溢出效应，促进了科技的整体繁荣。这种积极的科技互动进而推动了周边地区新质生产力的快速发展，形成了科技创新与生产力提升的良性循环。基于以上分析，提出假设H3。

H3：本地营商环境优化能够推动邻近地区新质生产力发展。

3 研究设计

3.1 模型设定

为研究营商环境对新质生产力发展水平的影响，文中采用多元回归法进行探究，基准回归模型的设定见式（1）。

NQP=α+βBE+γcontrol+λ+η+ε（1）

式中，NQPit为省份i在t年的新质生产力发展水平；α0 为常数项；β0为衡量营商环境对新质生产力发展水平的影响程度；BEit为省份i在t年的营商环境发展水平；γ为衡量控制变量对新质生产力发展水平的影响；controlit为文中所涉及的控制变量；λi为省份固定效应；ηt为年份固定效应；εit为随机误差项。

为更深入地剖析营商环境对新质生产力发展水平的影响机制，文中参考温忠麟、杨雪娇等的研究，在式（1）基础上，构建式（2）和式（3），以检验中介效应。

Med=α+βBE+γcontrol+λ+η+ε（2）

NQP=α+βBE+βMed+γcontrol+λ+η+ε（3）

式中，Medit为中介变量，其余变量的含义和式（1）相同。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

新质生产力作为生产力发展的尖端形态，展现了劳动者、劳动资料及劳动对象的深刻升华，是中国式现代化进程中的核心驱动力。文中借鉴任宇新等、韩文龙等的研究，聚焦于劳动者、劳动资料、劳动对象三大维度，构建新质生产力综合评价指标体系，各指标的详细信息见表1。

为评估新质生产力发展水平，文中采用熵值法进行计算，计算过程如下所示：

首先，进行标准化处理

正向指标：X*ij=X-min（X）max（X）-min（X）（4）

负向指标：X*ij=max（X）-Xmax（X）-min（X）（5）

其次，计算特征比重

P=X*ij∑mi=1X*ij（6）

再次，计算信息熵

e=-K∑mi=1（P×lnP）（7）

K=1lnm（8）

然后，计算指标权重

w=1-e∑nj=1（1-e）（9）

最后，计算综合得分

S=∑nj=1（w×X*it）（10）

3.2.2 核心解释变量

文中旨在从市场环境、贸易互动、社会氛围3个维度出发，构建营商环境综合评价指标体系，以反映营商环境的整体状况。表2列示了各评价指标的具体内容。营商环境发展水平同样由熵值法计算得出。

3.2.3 控制变量

参照已有研究，选择如下控制变量：产业结构（indus），使用第三产业与第二产业的比值进行衡量；财政开支（fisc），使用一般预算支出与一般预算收入的比值进行衡量；人口密度（lnpopde），使用常住人口数与行政区划面积的比值的对数进行衡量；人均道路面积（proad）使用道路面积与常住人口数的比值进行衡量。

3.2.4 中介变量

文中选择上市公司数量作为中介变量，上市公司数量（lncomp）使用上市公司数量的对数值进行衡量。

3.3 数据来源及说明

研究样本选取我国30个省份2012—2022年的面板数据，鉴于西藏与港澳台地区存在数据缺失的情况，为确保研究结果的严谨性与准确性，故未将其纳入研究样本。文中所涉数据来自国家统计局、中经数据平台、国泰安数据库、EPS数据平台、北京大学数字金融研究中心，以及

各地区的统计年鉴、统计公报。表3为描述性统计。

4 实证结果与分析

4.1 基准回归

表4展示了营商环境对新质生产力发展水平的回归结果，在第（1）列中，控制了省份与年份固定效应，但未纳入任何控制变量，在第（2）列至第（5）列中，逐步加入控制变量。由表4可知，营商环境能够在1%的显著性水平上提高新质生产力发展水平，假设H1得到了证实。此外，产业结构会显著提高新质生产力发展水平，表明产业结构的优化升级是提升新质生产力的重要因素。财政开支、人均道路面积会显著降低新质生产力发展水平，表明社会需要进一步优化财政使用效率、基础设施利用程度，从而减少不利影响。人口密度未能显著影响新质生产力发展水平。

4.2 稳健性检验

4.2.1 工具变量法

为应对潜在的内生性问题，文中参照刘建民等的研究，使用营商环境滞后一期作为工具变量，实施工具变量检验，检验结果见表5。营商环境对新质生产力发展水平的回归结果在1%水平上显著为正，与基准回归保持一致，表明其促进作用具有的稳健性，通过了工具变量检验。

4.2.2 缩尾和截尾

极端观测值可能对回归结果的稳健性产生重大影响，为确保数据分析的严谨性，文中将在表6的第（1）、（2）、（3）、（4）列中，对被解释变量新质生产力分别采取1%和5%水平的缩尾处理，以及同样标准的截尾处理，以调整或剔除极端值，从而减少其对回归结果的潜在影响。在经过上述处理后，回归结果显示，营商环境对新质生产力的影响在1%的显著性水平上为正，这一结论与之前的基准回归结果保持一致，表明其积极影响是稳健且显著的。

4.2.3 滞后一期与滞后两期

由于营商环境对新质生产力发展水平的影响可能存在时间滞后效应，为确保研究结论的严谨性与准确性，文中将对解释变量、控制变量实施滞后一期、滞后两期的调整，旨在剔除潜在时间因素对回归分析结果的干扰。表7第（1）列与第（2）列分别为滞后一期、滞后两期的回归结果，表明营商环境的优化能够在1%显著性水平上提升新质生产力发展水平，进一步验证了营商环境对新质生产力发展的积极推动作用。

4.2.4 更换样本区间

由于2018年后中美贸易争端日益严重，此后的国际经济格局与先前相比发生了显著变化。为确保研究结论的准确性与适用性，故决定更换样本区间，剔除2017年及以前的数据，对2018—2022年的数据进行回归分析。经过样本区间的合理调整，表7第（3）列的回归结果与前文保持一致，进一步确保了文章结论的稳健性。

5 进一步分析

5.1 中介效应分析

表8第（1）列展示了营商环境对上市公司数量的回归情况，估计系数在1%的显著性水平上为正，表明营商环境的持续优化对于上市公司数量增长具有显著促进作用。表8第（2）列展示了营商环境、上市公司数量对新质生产力的回归结果，两者的估计系数均在1%的显著性水平上为正，说明营商环境的改善以及上市公司数量的增加都能有效提升新质生产力水平。综合表8中第（1）与第（2）列的回归结果，可知营商环境的优化对上市公司数量的增长具有显著的促进作用，而这一增长又进一步推动了新质生产力的提升，即上市公司数量在其中起到了中介效应，且该效应在1%的水平上表现显著。因此，假设H2得到了验证。

5.2 异质性分析

文中依据地理位置，将研究样本划分为东、中、西、东北4部分，之后进行分样本回归。表9第（1）、（2）、（3）列为我国东、中、西部地区营商环境对新质生产力的回归结果，回归系数为正且在至少5%的水平上显著，表明营商环境能够在这些地区显著提高新质生产力发展水平。在东部地区，有着较为成熟的市场经济体系，使得营商环境优化能够迅速转化为技术创新、产业升级的强劲动力，进而显著提升新质生产力水平。在中部地区，营商环境的优化不仅促进了本地企业的转型升级，还吸引了大量东部沿海地区的产业转移与技术溢出，形成了良好的产业协同效应，加速了新质生产力的形成与发展。在西部地区，营商环境的改善不仅具备中部地区所具有的优势，还由于其经济基础相对薄弱，而存在后发优势，因此当西部地区优化营商环境时，同样可以有效加速新质生产力的形成与发展。表9第（4）列表示东北地区营商环境对新质生产力的回归结果，其系数为正，但是不具备显著性，原因在于：东北地区产业结构偏重，人口流失严重，营商环境的优化虽然在一定程度上改善了企业所面临的外部环境，但未能大面积地促使企业向高技术、高附加值方向转型，从而影响到了营商环境对新质生产力的提升效果，因此回归结果不具有显著性。

5.3 空间效应分析

在先前的研究中，文中已通过构建多元回归模型，探讨了营商环境对新质生产力发展水平的作用机制及其在不同区域间的异质性表现。然而，这一分析框架尚存局限，主要在于未将空间溢出效应纳入考量范畴。鉴于此，文中旨在进一步深化对该议题的探讨，通过引入空间维度，系统分解并剖析营商环境对新质生产力产生的复杂影响。

5.3.1 空间相关性检验

文中使用二元邻接矩阵构建空间权重矩阵，使用莫兰指数（Moran’s I）检验分析营商环境的空间相关性，具体检验结果见表10。由下表可知，营商环境表现出显著的空间相关性，这一相关性在统计上达到了至少5%的显著性水平，表明区域间的营商环境是相互关联、相互影响的，且莫兰指数为正数，揭示了不同地区营商环境之间存在着正向空间关联，即一个地区营商环境的优化往往伴随着邻近地区营商环境的相应改善。

5.3.2 选择空间计量模型

文中参考郭炳南等的研究

，先后实施了LR检验、Wald检验以及Hausman检验，旨在精准选定最适配的空间计量模型。检验结果见表11，LR检验与Wald检验均在1%的显著性水平上拒绝了原假设，说明在本研究情境下，空间杜宾模型并未退化为空间滞后模型或空间误差模型，从而表明使用空间杜宾模型的合理性。此外，Hausman检验的结果表明，固定效应模型相较于随机效应模型在解释营商环境对新质生产力溢出效应上具有优越性，因此，文中决定采用时间与空间双固定效应模型作为分析工具，以精确评估并验证营商环境对新质生产力的空间溢出效应。

5.3.3 空间计量模型的结果分析

表12里的第（1）列报告了整体回归结果，第（2）、（3）、（4）列分别报告了直接效应、空间溢出效应、总效应。在直接效应方面，第（2）列的数据表明，营商环境的优化能够显著提升新质生产力的发展水平，这一结果与先前研究结论相契合。至于空间溢出效应，第（3）列的数据表明营商环境的改善对邻近地区产生了显著的正向空间溢出作用，即本地区营商环境的优化通过空间机制的有效传导，能够有效促进邻近地区新质生产力的提升。空间杜宾模型的实证分析结果在至少5%的显著性水平上，有力地支持了文中提出的研究假设H3，表明营商环境的改善对邻近地区新质生产力的发展具有显著的正向空间溢出效应，假设H3从而得到了证实。

6 结论与建议

6.1 结论

1）营商环境优化能够显著提升新质生产力发展水平，并成功通过稳健性检验。

2）良好的营商环境能够通过增加上市公司数量，进而提高新质生产力发展水平。

3）营商环境对新质生产力的影响具有区域异质性。营商环境能够显著提高东中西部地区的新质生产力发展水平，未能显著提高东北地区的新质生产力发展水平。

4）营商环境的优化能够提高临近地区的新质生产力发展水平，具有显著的空间溢出效应。

6.2 建议

1）政府应当致力于持续改善营商环境，通过实施一揽子针对性策略，包括但不限于完善制度规则、强化法治保障、提升政务服务效率等，从而有效推动营商环境升级，为市场主体打造公平、透明、可预期的经营环境，进而为新质生产力的发展奠定坚实基础。

2）积极推动符合条件的企业上市，并鼓励其展开科学研究、技术成果转化。依托上市公司强大的资金与研发实力，加之其在产业链内的标杆示范作用，使上市公司成为推动当地新质生产力发展的先锋力量。

3）加强跨区域合作。通过建立跨区域的经济合作框架与机制，促进资源要素的自由流动，畅通经济循环，为新质生产力发展水平提供不竭动力。

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（责任编辑：严焱）

基金项目：陕西省软科学研究计划项目“数字经济对陕西传统制造业转型升级的影响机制及提升路径研究”（2024ZC-YBXM-090）

作者简介：张优智（1977—），男，陕西鄠邑人，博士，副教授，主要从事产业经济的研究工作。