营商环境对不同所有制企业研发投入的影响

李园园 张广胜

创新是引领发展的第一动力，是构建双循环发展新格局、推动高质量发展的强力引擎。在新一轮科技和产业变革蓬勃兴起之际，持续加大技术研发投入是中国企业攻克“卡脖子”关键技术、切实增强创新能力的关键着力点。根据欧盟委员会发布的全球TOP2500榜单企业显示，美国共775家企业（占比38%），中国共624家企业（占比25%），无论研发投入总量还是研发投入平均值，与美国相比，中国整体头部企业的研发投入仍有一定差距。处于大有作为的战略机遇期，如何激励企业加大研发投入、提升研发能力是企业在破浪前行、行稳致远过程中迈向高质量发展“快车道”的现实问题。

营商环境是企业所面临的外部环境，是企业从事融资、投资、创新等活动时所面临“外部环境的一个综合性的生态系统”（The World Bank，2019［1］；
李志军，2019［2］）。近年来，营商环境受到理论界广泛关注，从营商环境视角分析企业创新问题的文献逐渐增多。一方面，已有文献从营商环境单一要素视角探究企业创新投入行为，如市场化营商环境（Griffith等，2006［3］；
邵传林和李晓慧，2020［4］）、国际营商环境（王雄元和卜落凡，2019［5］）、政务营商环境（左晶晶等，2016［6］）等，侧重探讨营商环境单一要素的作用，而缺乏对营商环境整体概念的把握。另一方面，部分研究基于不同层面的营商环境调查数据，如世界银行企业营商环境调查数据（何凌云和陶东杰，2018［7］；
夏后学等，2019［8］）、中国省份营商环境数据（许志端和阮舟一龙，2019［9］）等，探究营商环境对企业创新投入与产出的影响，但忽略了城市层面宏观营商环境对企业研发投入的影响。城市是企业直接面对的外部环境载体，城市营商环境对企业研发投入具有最直接、最密切的影响。尽管上述文献为营商环境影响企业研发投入提供了经验证据，却忽略了国有企业和民营企业的差异。基于企业所有制视角，营商环境对国有企业与民营企业研发投入的影响是否存在显著差异？影响机制是怎样的？这是值得关注的问题，但已有文献对此缺乏深入讨论。基于上述分析，本文通过借鉴李志军（2019）［2］的做法，从政府效率、人力资源、金融服务、公共服务、市场环境、创新环境六个要素，构建城市营商环境综合指数，匹配上市公司数据，探究营商环境对不同所有制企业研发投入的影响。考虑到中国企业创新发展普遍受到融资约束问题的困扰，加入融资约束这一中介变量，构建“营商环境——融资约束——研发投入”的中介效应模型，探究优化营商环境能否通过降低企业融资约束程度进而提升企业研发投入水平。

本文可能的创新：第一，考察城市营商环境，弥补了当前国内对营商环境研究的不足，丰富了营商环境经济后果领域的研究成果。不同于现有文献侧重考察营商环境单一要素对企业创新行为的影响，本文从城市层面构建宏观营商环境指标，分析城市营商环境对企业研发投入的促进作用，是对现有文献的有益补充。第二，基于企业所有制视角，探究营商环境对国有企业与民营企业研发投入的差异化影响，分析“营商环境——融资约束——研发投入”的影响路径，拓展了国有企业与民营企业研发投入差异及其驱动因素的研究成果。本文不仅考察营商环境对国有企业与民营企业研发投入的影响差异，还探究融资约束的中介作用，加深了对宏观营商环境影响微观企业创新的认识。第三，通过进一步的异质性分析，阐明不同情境下营商环境作用于国有企业与民营企业研发投入的效果差异，丰富了营商环境对企业研发投入促进作用的边界条件研究。根据营商环境各要素差异与企业所处行业差异，进行分样本研究，揭示营商环境影响不同所有制企业研发投入的差异性情境效应，为不同情境下如何优化营商环境、加大企业研发投入提供经验证据。

2.1 营商环境对不同所有制企业研发投入的影响

企业的研发投入是由自身资源禀赋与外部环境共同决定的。优化营商环境，可以为企业创新活动提供相应的资源，激发企业创新活力（雷挺和栗继祖，2020［10］），提升企业创新质量（霍春辉和张银丹，2022［11］），从而提升企业研发投入。由于企业所有制差异导致的代理问题，国有企业与民营企业在规模、资金、人才、技术等方面具有差异，同样在创新资源和创新意愿方面也有所不同。那么，营商环境对不同企业研发投入的影响程度存在差异。一方面，基于资源基础观，良好的营商环境能为企业带来充足的创新资源，与国有企业相比，这种资源支持效应对民营企业研发投入的促进作用更大。通常来讲，国有企业在资源获取与风险承担能力方面具有比较优势，有实力、有能力开展投入大、周期长、风险高的研发活动。但由于不同程度的政府干预，加上创新剩余权和索取权存在分离，国有企业的创新决策受到一定程度的约束，这可能影响营商环境对国有企业研发促进效果。相比之下，受到中国金融系统“所有制歧视”影响，民营企业普遍存在融资约束问题（Guo等，2016［12］），获得创新投资的机会较小，创新资源较少。优化营商环境，政府效率、人力资源、金融服务、公共服务、市场环境、创新环境等多方面的改善能够为民营企业带来更多的创新资源和要素，对民营企业开展创新活动具有更强的激励作用。另一方面，基于交易成本观，良好的营商环境通过降低交易成本，激发企业创新意愿，与国有企业相比，这种成本节约效应更有利于提升民营企业研发投入。从制度角度来看，国有企业与政府的联系更加紧密，可以获取更多的政府支持和信用贷款，而民营企业面临激烈的市场竞争，交易成本较高（Chong等，2013［13］）。优化营商环境，可以帮助企业在研发创新活动减少花费时间、简化手续、提升效率，从而有利于降低企业交易费用（熊凯军，2020［14］）。特别是缩减市场准入负面清单、深化“放管服”改革等举措，促进了市场公平竞争，使民营企业享有公平的政府服务、金融服务及公共服务等，更大程度上降低民营企业交易成本，推动民营企业加大研发投入。

基于以上分析，提出假设H1：营商环境显著提升企业研发投入，与国有企业相比，营商环境对民营企业研发投入的促进作用更大。

2.2 营商环境、融资约束与企业研发投入

根据机会成本理论，在完备资本市场条件且不存在融资约束时，受经济周期波动影响，企业研发投入呈现逆周期性（Aghion和Saint-Paul，1998［15］）。然而，由于市场不完备、信息不对称等因素，企业研发投入面临不同程度的融资约束问题（Hall，2002［16］）。当面临较高程度的融资约束时，进行研发创新活动必然要考虑外部融资成本和风险报酬的影响，为了规避风险，企业更倾向缩减高成本、高风险的研发支出，而将有限的资金投入“短平快”项目（周开国等，2017［17］）。国有企业信用评价成本更低，融资获取能力更强。相比之下，由于政策性融资担保支持不足及信息不对称问题，民营企业的创新活动将更受益于营商环境的改善。首先，从不同所有制企业来看，国有企业与民营企业在资金依赖度、融资决策以及融资渠道等方面存在差异，融资约束程度也有不同。研究表明，中国银行贷款对民营企业存在“所有制歧视”，而国有企业由于与政府的天然联系及自身禀赋优势，具有较软的预算约束，融资约束程度相对较低（Brown等，2012［18］）。优化营商环境，积极开展融资服务工作，落实融资优惠政策，能够为民营企业获取更多的创新资金提供支撑。改善营商环境，强化“政银企”对接、消除货币信贷传导的“中梗阻”等多项融资优惠政策，能够帮助民营企业突破“融资难、融资贵、融资慢”瓶颈，拓宽融资渠道，降低融资门槛（严若森等，2020［19］），从而缓解民营企业融资约束，增加研发投入。其次，基于信息不对称理论和信号传递理论，良好的营商环境能够降低信息不对称程度，缓解融资约束，进而加大企业研发投入。由于市场各主体之间的信息不对称等问题导致融资溢价，并且出于商业机密保护目的，民营企业往往不愿意主动披露研发创新相关信息，更容易遭受外部融资短缺、融资成本上升的影响（Hall和Lerner，2010［20］），导致创新活动得不到必要资源的支撑。作为一种“优质”信号，营商环境越好，越能减少由逆向选择引起的“价格保护”，民营企业随之可以调动的额外资源就越多。这些资源作为资金短缺的缓冲，降低融资束缚，成为民营企业开展创新活动的资源支撑。

由此，提出假设H2：相对于国有企业，优化营商环境更有助于缓解民营企业的融资约束，进而提升民营企业研发投入。

3.1 样本选择与数据来源

营商环境基础数据来自历年中国城市统计年鉴、EPS全球统计/分析平台、历年《中国地方政府效率研究报告》以及《中国城市和产业创新力报告》（寇宗来和刘学悦，2017［21］）。企业层面数据来自CSMAR数据库与Wind数据库，通过上市公司年报、新浪财经等权威信息渠道进行补充。考虑到《中国地方政府效率研究报告》起始于2011年，各城市年鉴数据更新至2018年，将样本研究期间定为2011-2018年。

回归之前，对样本做如下处理：剔除ST、PT、企业性质无法判定的样本；
剔除异常离群值、数据缺失严重的样本；
考虑到直辖市在行政级别上与省级行政区同级，且直辖市和计划单列市数量较少，剔除直辖市和计划单列市样本；
对连续变量进行1%水平的缩尾处理。最终，获得2011-2018年共6234个观测值。

3.2 变量定义

（1）被解释变量。研发投入（RD）。参考多数研究做法，采用企业研发支出的自然对数进行衡量，该值越大，代表企业研发投入越多。

（2）解释变量。营商环境（BV）。考虑到本文是从城市层面构建营商环境指标，李志军（2019）［2］《中国城市营商环境评价》报告中营商环境评价覆盖范围较广，指标测算来源数据权威且公开，但他们使用的数据是2015-2016年各城市统计数据，不足以支撑面板数据回归分析。因此，借鉴其具体做法，通过主观与客观的方法确定权重，采用效用值法进行无量纲化处理（值域为［0，100］），并运用插值法，从政府效率、人力资源、金融服务、公共服务、市场环境、创新环境六个要素，构建2011-2018年度各城市营商环境综合指标。

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（3）中介变量。融资约束（KZ）。借鉴Kaplan和Zingales（1997）［22］的做法，采用KZ指数衡量融资约束。

（4）控制变量。参考严若森等（2020）、夏后学等（2019）的研究做法，选取以下控制变量：企业规模（Size）、企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、企业绩效（Roa）、股权结构变更（Cown）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Indd）、股权集中度（Ec）以及城市规模（Pop）。同时，对行业、年份、城市与省份进行控制。变量具体说明如表1所示。

表1 变量定义

3.3 模型设定

为区分企业所有制差异，本文分别对全样本、国有企业和民营企业样本进行回归，构建如下基准模型式：

其中，被解释变量为研发投入（RD），解释变量为营商环境（BV），Controls为一系列控制变量。为检验“营商环境——融资约束——研发投入”影响路径，构建如下中介效应模型：

其中，被解释变量为研发投入（RD），解释变量为营商环境（BV），中介变量为融资约束（KZ），其余变量与上述模型一致。

4.1 主要变量的描述性统计和相关系数

变量描述性统计结果如表2所示。研究样本分为国有企业样本和民营企业样本，国有企业研发投入均值略大于民营企业（17.737>17.581），国有企业研发投入标准差是1.877，最小值是8.795，最大值是22.707，而民营企业研发投入标准差是1.483，最小值是4.745，最大值是23.007，说明说明国有企业研发投入整体水平略高于民营企业，与国有企业相比，民营企业之间的研发投入差异更大。营商环境（BV）均值在两个样本中分别为2.782、2.835，最大值为3.763，表明不同城市之间的营商环境存在较大差异。

表2 描述性统计结果

续表

变量Pearson相关性如表3所示。其中，对角线左下方为国有企业样本，BV与RD在1%水平下显著正相关，系数是0.092；
右上方为民营企业样本，BV与RD在1%水平下显著正相关，系数是0.202，表明相比国有企业，营商环境对民营企业研发投入的影响更大，初步支持了营商环境对民营企业的促进作用更为显著的研究假设，还有待进一步检验。其余控制变量之间的相关关系均在合理范围之内。

表3 相关性系数分析

4.2 营商环境对不同所有制企业研发投入的回归分析

采用多维面板固定效应，分别对全样本、国有企业样本和民营企业样本进行回归。回归结果见表4，列（1）、（3）、（5）仅控制年度、行业、城市和省份层面固定效应，列（2）、（3）、（4）分别加入控制变量进行回归。表4列（2）BV的回归系数在5%水平下显著为正，表明在全样本中，营商环境正向影响企业研发投入。表4列（4）、（6）BV回归系数分别在10%、1%水平下显著为正，估计系数分别为0.956、1.051，表明营商环境对民营企业研发投入的正向影响大于国有企业，H1得到验证。这一结果说明，营商环境能够促进企业研发投入，与国有企业相比，营商环境对民营企业研发投入的促进作用更大。

表4 营商环境对不同所有制企业研发投入的回归结果

续表

4.3 融资约束的中介效应检验

融资约束的中介效应回归结果如表5所示。其中，表5列（1）、（3）、（5）BV回归系数分别在1%、10%、1%水平下显著为负，表明在全样本、国有企业和民营企业样本中，营商环境均显著降低融资约束程度。在全样本中，列（2）BV回归系数在1%水平下显著为正，融资约束的部分中介效应成立，表明优化营商环境能够缓解融资约束，从而增加企业研发投入。在国有企业与民营企业样本中，列（4）、（6）BV回归系数分别在5%、10%水平下显著为正，系数分别为0.210、0.414，表明与国有企业相比，营商环境降低民营企业融资约束、增加企业研发投入的促进作用更为显著，H2得到验证。

表5 融资约束的中介效应检验结果

4.4 稳健性检验

（1）工具变量法。针对全样本、国有企业与民营企业样本，将同年度同行业除本企业外其他所有企业的营商环境均值（BV_Av）作为工具变量，采用两阶段最小二乘法重新回归，回归结果见表6。第一阶段回归结果显示，表6列（1）、（3）、（5）BV_Av回归系数均在1%水平下显著为正；
第二阶段回归结果显示，表6列（1）、（3）、（5）营商环境回归系数依然显著为正。弱工具变量检验P值为0，进一步运用有限信息最大似然法，显示不存在弱工具变量问题，表明研究结论是稳健的。

表6 工具变量法回归结果

（2）Heckman两阶段模型。在第一阶段回归中，设置被解释变量RD的虚拟变量RD_1、RD_2、RD_3，分别将大于全样本、国有企业、民营企业中RD中位数的样本赋值为1，否则为0，利用此阶段的dprobit模型计算IMR。在第二阶段回归中，将估计得到的IMR作为控制变量放到回归方程。回归结果如表7所示，在全样本及民营企业中第二阶段回归中IMR显著，表明存在样本自选择问题，因此使用Heckman两阶段模型是有必要的，研究结论是稳健的。对于国有企业样本，IMR的回归不显著，表明不存在样本自选择问题，回归结果依然稳健。

表7 Heckman两阶段回归结果

（3）其他稳健性检验。首先，采用混合OLS模型重新进行回归，回归结果如表8前3列所示。表8列（1）、（3）BV回归系数均在1%水平下显著为正，列（2）BV回归系数在5%水平下显著为正。这一结果说明，在更换回归模型后，研究结论仍然成立。其次，考虑到行业竞争的影响，增加行业竞争度（HHI）作为控制变量，重新进行回归，回归结果如表8后3列所示。表8列（4）、列（6）BV回归系数均在1%水平下显著为正，列（5）BV回归系数在10%水平下显著为正，表明在控制行业竞争的影响后，营商环境仍显著提升企业研发投入，并且营商环境对民营企业研发投入的促进作用大于国有企业，研究结论依然稳健。

表8 其他稳健性检验结果

5.1 考虑营商环境要素的异质性

营商环境作为企业发展赖以生存的土壤，为企业创新发展“充电续航”。

不同的营商环境要素对研发投入的促进作用可能存在差异，对国有企业与民营企业的研发促进效果也同样存在差异。例如，技术研发人员、知识管理人员占比越大，营商环境当中的人力资本水平就越高，越能为民营企业创新活动提供人力资本支撑。由此，考虑到营商环境各要素的不同作用，此部分将营商环境六个要素分别作为解释变量，被解释变量仍为研发投入。

营商环境各要素与国有企业研发投入的回归结果如表9所示，六个要素的回归系数均显著为正，但显著性水平有所差异。表9列（5）、列（6）的回归系数均在1%水平下显著为正，表明市场环境与创新环境要素对国有企业研发投入的促进作用最强；
列（1）、列（4）的回归系数均在5%平下显著为正，表明政府效率和公共服务要素对国有企业研发投入的影响次之；
列（2）、列（3）金融服务的回归系数均在10%水平下显著为正，表明人力资源与金融服务要素对国有企业研发投入的影响最小。

表9 营商环境各要素与国有企业研发投入的回归结果

营商环境各要素与民营企业研发投入的回归结果如表10所示。其中，表10列（5）回归系数在5%水平下显著为正，其余要素的回归系数均在1%水平下显著为正，表明与市场环境要素相比，政府效率、人力资源、金融服务、公共服务、创新环境要素对民营企业研发投入的促进作用更加明显。此外，通过和表9回归结果相比发现，与国有企业相比，营商环境各要素对民营企业研发投入的促进作用更大，从营商环境要素层面印证了前文假设。

表10 营商环境各要素与民营企业研发投入的回归结果

5.2 企业是否处于高科技行业的区别

高科技行业具有知识与技术密集度较高、产品较为丰富、更新周期较短等特征，高科技行业企业通常需要更多的研发投入。为进一步检验营商环境对企业研发投入在不同行业之间的异质性，参考李春涛等（2020）［23］的做法，根据国家统计局的行业分类标准（GB/T4754），将制造业中的设备制造行业与文化、办公用机械行业划为高科技行业（High），其他则为非高科技行业（NHigh）。回归结果如表11所示。首先，表11列（1）、（2）回归系数均在1%水平下显著为正，但系数差异明显（0.393>0.333），且经验P值具有显著差异，表明在全样本中，与非高科技行业企业相比，营商环境对高科技行业企业研发投入的促进作用更加明显。其次，表11列（3）回归系数显著为正，列（4）回归系数为正但不显著，表明与非高科技行业国有企业相比，营商环境对高科技行业国有企业研发投入具有更大的促进作用。最后，表11列（5）、（6）回归系数均在1%水平下显著为正，但系数差异明显（0.536>0.482），且经验P值具有显著差异，表明在民营企业样本中，与非高科技行业民营企业相比，营商环境对高科技行业民营企业研发投入的促进作用更加明显。总的来说，与非高科技行业企业相比，营商环境对企业研发投入的促进作用在高科技行业企业中更加明显，且在高科技行业民营企业中最为显著。

表11 是否处于高科技行业的分组回归结果

本文实证检验了营商环境对不同所有制企业研发投入的影响差异以及融资约束的中介作用，得到以下结论。第一，营商环境正向影响企业研发投入，与国有企业相比，营商环境对民营企业研发投入的促进作用更为显著。第二，营商环境通过缓解融资约束进而提升企业研发投入，与国有企业相比，营商环境通过缓解融资约束更能加大民营企业研发投入。第三，营商环境各要素对不同所有制企业研发投入的促进作用存在显著差异，市场环境与创新环境要素对国有企业研发投入的影响最强，政府效率和公共服务的影响次之，人力资源与金融服务的影响最小；
与市场环境要素相比，政府效率、人力资源、金融服务、公共服务、创新环境要素对民营企业研发投入的促进作用更加明显。第四，不论是在全样本、国有企业样本还是民营企业样本中，与非高科技行业企业相比，营商环境对企业研发投入的促进作用在高科技行业企业中更为显著。

本文研究启示体现在以下方面：第一，重视营商环境对不同所有制企业研发投入的促进效果差异，激发企业增加研发投入。营造公平、法治、高效、廉洁的营商环境，减轻民营企业受到的政府寻租压力，为其增加研发投入提供便利条件；
鼓励国有企业与民营企业建立创新研发合作平台，聚焦前沿引领技术、颠覆性技术、卡脖子技术等硬科技。第二，完善营商环境，提升政府效率和人力资本、改善金融服务和公共服务、营造良好的市场环境和创新环境，缓解企业融资约束程度。结合企业创新潜力设定指标与等级，对具有创新潜力的民营企业提供资金支持；
营造更加公平的市场竞争环境，推进“保障与激励”政策双管齐下，降低民营企业的融资成本与融资难度，减少民营企业研发投入风险。第三，充分发挥营商环境各要素的作用，增加公共服务有效供给、提升政府服务效能、落实创新服务举措、提高金融服务水平、打造竞争中性市场环境、营造和谐人力资源环境，提升国有企业创新动机，激发民营企业创新活力。第四，支持高科技行业企业创新发展，加速培育高科技产业群，更大程度地激发营商环境对高科技民营企业的创新促进作用，真正激励高新技术企业追求“攻难关、补短板、追前沿”。

本文存在以下不足：首先，受限于城市数据可得性，在指标构建方面，本研究并未对全部城市营商环境进行研究，一定程度上影响结论的可推广性。其次，受篇幅所限，基于不同所有制视角探究营商环境对企业研发投入的影响，本文仅从融资约束视角进行了深入探讨，未来有待从以下方面继续展开。一是进一步探究城市营商环境指标构建，使其能够更加全面准确地衡量城市营商环境；
二是我国不同城市间营商环境发展存在显著差异，并且对于城市间营商环境差距背后的理论研究相对匮乏，值得深入探讨。三是后疫情时代营商环境对企业创新行为的影响是否发生改变及改变的机理值得深入研究。

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