王 東

(哈爾濱學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150086)

1957年，索洛提出規(guī)模報(bào)酬不變特性的總量生產(chǎn)函數(shù)和增長(zhǎng)方程，形成了全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，簡(jiǎn)稱TFP)理論。其理論主張經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行體制創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向質(zhì)量效率型發(fā)展。從微觀視域來看，TFP理論同樣適用于企業(yè)，通過技術(shù)創(chuàng)新、資本和人力的合理配置實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量成長(zhǎng)。

企業(yè)TFP影響因素很多，如知識(shí)資本、融資約束、市場(chǎng)化程度、政府補(bǔ)貼、基礎(chǔ)設(shè)施等。[1-5]相對(duì)于這些“硬實(shí)力”，企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境則是一個(gè)經(jīng)濟(jì)體和地區(qū)的重要“軟實(shí)力”。作為企業(yè)創(chuàng)新和發(fā)展的土壤，良好的經(jīng)營(yíng)環(huán)境能為企業(yè)通過發(fā)現(xiàn)機(jī)會(huì)、創(chuàng)造和轉(zhuǎn)化價(jià)值提供保障；能夠激發(fā)企業(yè)自主的創(chuàng)新意愿，自主地提高TFP，進(jìn)而為中小企業(yè)績(jī)效做出貢獻(xiàn)。我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，黨中央高度重視經(jīng)營(yíng)環(huán)境的改善和優(yōu)化，提出“優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境就是提升競(jìng)爭(zhēng)力”。

本文以東北中小企業(yè)為樣本，分析創(chuàng)新意愿、經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)企業(yè)層面TFP的影響。結(jié)果表明，東北地域中小企業(yè)創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP的影響存在著經(jīng)營(yíng)環(huán)境的門限效應(yīng)(Threshold Effect)，即當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新意愿在一定水平的經(jīng)營(yíng)環(huán)境下，才會(huì)對(duì)企業(yè)TFP的提升產(chǎn)生積極作用。東北各地區(qū)應(yīng)更好地發(fā)揮政府作用，不斷深化營(yíng)造穩(wěn)定、公平和透明的經(jīng)營(yíng)環(huán)境，加快經(jīng)濟(jì)體制建設(shè)，以主動(dòng)和優(yōu)質(zhì)服務(wù)協(xié)助企業(yè)發(fā)展，促進(jìn)地域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量成長(zhǎng)。各中小企業(yè)亦應(yīng)積極進(jìn)取，主動(dòng)提高企業(yè)研發(fā)投入水平，促進(jìn)TFP提升，實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量成長(zhǎng)。

一、理論分析與研究假設(shè)

1.TFP。生產(chǎn)函數(shù)理論問世后，學(xué)術(shù)界就將焦點(diǎn)投放到了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的效率問題。學(xué)者們認(rèn)為生產(chǎn)要素以外，是技術(shù)導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并將其稱為全要素生產(chǎn)率。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了深入的研究，從測(cè)算TFP的方法來看，張杰等采用OP方法測(cè)算企業(yè)TFP，[6]任曙明等采用ACF方法測(cè)算生產(chǎn)率，從政府補(bǔ)助、融資約束的角度研究二者之間的關(guān)系，[4]郭家堂等將TFP分為技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，利用DEA方法測(cè)算TFP。[7]另外，亦有學(xué)者嘗試?yán)肔P法或GMM法估計(jì)TFP。

2.創(chuàng)新意愿(Innovation Intention)。Zaltman等將創(chuàng)新意愿定義為用來衡量組織或個(gè)體對(duì)新事物、新思想及創(chuàng)新接受的變量。創(chuàng)新意愿的研究以行為意向?yàn)榛A(chǔ)，以影響創(chuàng)新意愿的因素為焦點(diǎn)，創(chuàng)新意愿通常被作為中介變量使用。[8]趙斌等認(rèn)為，在科技創(chuàng)新行為中，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為等控制變量一般通過創(chuàng)新意愿中介作用于創(chuàng)新行為。從企業(yè)層面探究創(chuàng)新意愿的研究相對(duì)較少，主要側(cè)重于創(chuàng)新意愿對(duì)創(chuàng)新行為和應(yīng)變能力的影響。[9]韓飛等研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新意愿越強(qiáng)，對(duì)待創(chuàng)新的態(tài)度就越積極，也更傾向于通過創(chuàng)新來應(yīng)對(duì)不斷變化的外部環(huán)境。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的順利開展還需要相應(yīng)的創(chuàng)新能力。[10]

3.經(jīng)營(yíng)環(huán)境(Business Environment)。Klapper等通過對(duì)世界銀行2008年經(jīng)營(yíng)環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)研究，實(shí)證了創(chuàng)業(yè)與經(jīng)營(yíng)環(huán)境之間存在正向關(guān)系，良好的經(jīng)營(yíng)環(huán)境會(huì)促進(jìn)更多的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)生。[11](P108-123)Carlin等認(rèn)為營(yíng)商環(huán)境是不受企業(yè)控制，但影響其經(jīng)營(yíng)的成本費(fèi)用、便捷性、穩(wěn)定性的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，其包括基礎(chǔ)設(shè)施、法律體系、金融體系、宏微觀政策環(huán)境以及其他社會(huì)因素。[12]Limno、Elbadawi等對(duì)發(fā)展中國(guó)家考察時(shí)發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施落后、交易成本高昂、信用風(fēng)險(xiǎn)多發(fā)與出口規(guī)模存在顯著的負(fù)相關(guān)性，造成地區(qū)經(jīng)營(yíng)環(huán)境水平低下，制約了地區(qū)的出口增長(zhǎng)。[13-14]

近年來，東北地區(qū)發(fā)展乏力，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)排名連年靠后，很多企業(yè)不同程度的受到政策壁壘、行政壁壘、服務(wù)環(huán)境壁壘等經(jīng)營(yíng)環(huán)境的約束，這些都抑制了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的意愿，即便企業(yè)經(jīng)營(yíng)者有創(chuàng)新意愿和能力，但“臉難看、事難辦”的客觀環(huán)境讓滿懷創(chuàng)新熱忱的經(jīng)營(yíng)者卻步，提高企業(yè)TFP更無(wú)從談起。但隨著各地《優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境條例》相繼出臺(tái)落實(shí)，東北地區(qū)完善經(jīng)營(yíng)環(huán)境的力度不斷加強(qiáng)。在先行文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文將焦點(diǎn)投射到企業(yè)創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)層面TFP的影響，并提出本文的兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：中小企業(yè)創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP具有正向促進(jìn)作用。

假設(shè)2：東北地區(qū)中小企業(yè)的創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP的影響存在經(jīng)營(yíng)環(huán)境門限效應(yīng)。

二、變量說明與模型構(gòu)建

(一)變量說明

1.被解釋變量：TFP

FP法(固定效應(yīng)方法)和OP法(Olley & Pakes法)都可以用來測(cè)算全要素生產(chǎn)率，并在一定程度上緩解樣本選擇偏差、估計(jì)偏差和內(nèi)生性問題，本文參考先行文獻(xiàn)[15-16]的做法，利用OP法測(cè)算企業(yè)層面的TFP，構(gòu)建模型，考慮到LP方法可以有效解決OP方法產(chǎn)生的遺漏樣本的問題，能夠更好地反映生產(chǎn)率的變化，本文以LP法做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。模型(1)如下：

lnSALEit=α0+α1lnASSEit+α2lnEMPOit+β1YEAR+β2PROV+β3INDU+εit

(1)

其中，SALEit表示企業(yè)i在t年的營(yíng)業(yè)額增加值，ASSE和EMPO分別為企業(yè)固定資產(chǎn)和員工人數(shù)，YEAR、PROV和IND分別代表企業(yè)年份、地域和行業(yè)的虛擬變量。ε表示在生產(chǎn)函數(shù)中無(wú)法體現(xiàn)的隨機(jī)干擾以及測(cè)量誤差等因素，按照TFP定義可得到企業(yè)TFP的絕對(duì)水平值，如模型(2)：

TFPit=lnSALEit-α1lnASSEit-α2lnEMPOit

(2)

lnSALEit=α0+α1lnASSEit+α2lnEMPOit+α3AGE+α4lnSOEit+α5lnEXit+α6lnIVEit+β1YEAR+β2PROV+β3INDU+εit

(3)

模型(3)中，AGE、SOE和EX分別代表企業(yè)年齡、是否為國(guó)有企業(yè)和是否進(jìn)行出口的虛擬變量，INVE為企業(yè)投資。其他變量含義同(1)。

本文從wind數(shù)據(jù)庫(kù)選取地域?yàn)楹邶埥?、吉林和遼寧的中小企業(yè)為數(shù)據(jù)樣本。為保證研究結(jié)果質(zhì)量，刪除經(jīng)營(yíng)不善、數(shù)據(jù)缺失企業(yè)，最終得到2014—2017年1 280個(gè)公司的平衡面板數(shù)據(jù)。利用模型(1)-(3)對(duì)企業(yè)TFP進(jìn)行估計(jì)。

2.解釋變量

(1)創(chuàng)新意愿。學(xué)者們對(duì)測(cè)量創(chuàng)新意愿進(jìn)行了很多嘗試。Wiklund等通過實(shí)證得出創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新投入具有明顯相關(guān)性的結(jié)論，認(rèn)為創(chuàng)新投入能夠表征創(chuàng)新意愿；[17]王燕妮認(rèn)為，企業(yè)要想獲得創(chuàng)新成果，必要的R&D投入是一個(gè)不可缺少的前提條件，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入也反映了企業(yè)的創(chuàng)新意愿；[18]蘇敬勤等采用案例分析法研究企業(yè)創(chuàng)新意愿；[19]姚瑤等利用問卷多維度測(cè)量創(chuàng)新意愿。[20]鑒于一些測(cè)量方法存在主觀性，本文借鑒Wiklund和王燕妮的文獻(xiàn)采用R&D投入來衡量創(chuàng)新意愿。

(2)經(jīng)營(yíng)環(huán)境。經(jīng)營(yíng)環(huán)境評(píng)價(jià)的體系較為復(fù)雜，政府管理能力、制度質(zhì)量等不易量化的指標(biāo)較多，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)匹配性不高。亦有學(xué)者利用問卷抽樣的評(píng)分指標(biāo)來量化經(jīng)營(yíng)環(huán)境指標(biāo)，但其主觀性的評(píng)分結(jié)果存在爭(zhēng)議。鑒于此，本文從王小魯?shù)?013年與2018年出版的《中國(guó)分省企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境指數(shù)》[21-22]中摘取數(shù)據(jù)作為本文實(shí)證研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

3.控制變量

本文將一系列表征企業(yè)特征的因素作為模型的控制變量。另外，選取行業(yè)、年度變量作為虛擬變量。具體變量定義如表1所示。

(二)模型構(gòu)建

根據(jù)假設(shè)1，首先檢驗(yàn)企業(yè)創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP具有正向促進(jìn)作用，構(gòu)建模型如下：

TFPit=η0+η1INNIit+η2BENit+η3controlsit+ξit

(4)

其中，TFP為企業(yè)TFP，模型的被解釋變量；INNI為企業(yè)創(chuàng)新意愿模型的解釋變量；用BEN表示經(jīng)營(yíng)環(huán)境，其為區(qū)域?qū)用娴目刂谱兞浚籧ontrols是其他控制變量。

表1 變量定義

根據(jù)假設(shè)2，向模型(4)導(dǎo)入創(chuàng)新意愿與經(jīng)營(yíng)環(huán)境的交叉項(xiàng)，考察創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP影響存在的經(jīng)營(yíng)環(huán)境門限效應(yīng)，模型如(5)：

TFPit=η0+η1INNIit+η2BENit+η3controlsit+η4INNIitBENit+ξit

(5)

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2顯示，利用OP法測(cè)得TFP的均值、最小值和最大值分別為8.205、0.662和12.206，表明東北三省各中小企業(yè)有較大的TFP差異。LP法測(cè)得TFP的均值為0.566，相對(duì)OP法的均值較小。經(jīng)營(yíng)環(huán)境指標(biāo)的均值為3.322，標(biāo)準(zhǔn)差為0.303，最小值為2.960，最大值為3.670，說明東北三省份之間經(jīng)營(yíng)環(huán)境差異不大。創(chuàng)新意愿均值為0.104，最小值為0，最大值為15.002，說明東北地區(qū)中小企業(yè)間創(chuàng)新意愿存在較大差異，亦可說明有些企業(yè)沒有資本性研發(fā)支出，有些企業(yè)在研發(fā)投入上投入的資金取得了研發(fā)成果。技術(shù)開發(fā)人員占比數(shù)值說明有些企業(yè)很少進(jìn)行研發(fā)人力資本的投入，有些企業(yè)則在智力投入上支出相對(duì)較大。企業(yè)年齡平均為3.432年，最低為3年，最高為16年，說明企業(yè)年齡差異很大，數(shù)據(jù)覆蓋了處于成長(zhǎng)期的中小企業(yè)和處于成熟期的中小企業(yè)。

(二)相關(guān)系數(shù)

從表3可知，整體來看，TFP顯著性水平和擬合度較高，企業(yè)的創(chuàng)新意愿和經(jīng)營(yíng)環(huán)境與企業(yè)TFP的關(guān)系在OP和LP法下都非常顯著，且在1%的顯著性水平上正相關(guān)，即企業(yè)的創(chuàng)新意愿越高，企業(yè)TFP越大。經(jīng)營(yíng)環(huán)境與企業(yè)TFP在1%的顯著水平上正相關(guān)，同樣說明一般情況下經(jīng)營(yíng)環(huán)境水平越高，企業(yè)TFP越大，亦可說明研發(fā)的資金資本投入在1%的顯著性水平上與企業(yè)TFP正相關(guān)；企業(yè)的技術(shù)人員占比也與企業(yè)TFP具有較高顯著性的正相關(guān)性，可說明研發(fā)的人力資本投入亦會(huì)對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生正相關(guān)影響；年齡和資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)TFP的關(guān)系較小。另外，變量間的相關(guān)系數(shù)大多低于0.5，說明變量間存在多重共線性的可能性很小。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)的分析

(三)實(shí)證分析

本文采用平衡性面板數(shù)據(jù)，通過檢驗(yàn)個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)顯示統(tǒng)計(jì)量顯著為零，表明固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型均優(yōu)于混合OLS模型。通過Hausman檢驗(yàn)，顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。為了分析假設(shè)1，首先對(duì)模型(4)、模型(5)進(jìn)行固定效應(yīng)模型回歸；為了分析假設(shè)2，對(duì)模型(5)進(jìn)行了門限效應(yīng)回歸。其中Reg2-6為逐步向模型Reg1中導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境、技術(shù)人員占比、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)年齡變量。Reg7導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項(xiàng)代替創(chuàng)新意愿變量，觀察交叉項(xiàng)與TFP的相關(guān)性。Reg8再次導(dǎo)入創(chuàng)新意愿變量考察假設(shè)2的門限效應(yīng)。回歸結(jié)果如表4：

表4 回歸結(jié)果(OP法測(cè)得TFP)

Reg1—Reg6的回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)新意愿在1%和5%的顯著性水平上對(duì)企業(yè)TFP有正向影響，從而驗(yàn)證了假設(shè)1。另外，經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)企業(yè)TFP也具有顯著的正向作用。其他控制變量的分析結(jié)果表明，資產(chǎn)負(fù)債率以外的變量都對(duì)企業(yè)TFP具有不同程度地正向作用。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)TFP為顯著負(fù)相關(guān)，可以說明融資約束可能影響到企業(yè)的R&D投入進(jìn)而對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生負(fù)面影響。Reg7的回歸結(jié)果表明，以經(jīng)營(yíng)環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項(xiàng)代替創(chuàng)新意愿變量時(shí)，其在5%的顯著性水平對(duì)企業(yè)TFP有正向影響。Reg8再次導(dǎo)入創(chuàng)新意愿變量時(shí)，結(jié)果變?yōu)?%顯著性水平的負(fù)相關(guān)，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。根據(jù)Hansen的做法，[23]本文通過模型(5)和Reg8結(jié)果計(jì)算經(jīng)營(yíng)環(huán)境門限值，即(η1/η4)=-(-5.236/1.727)=3.032，說明在經(jīng)營(yíng)環(huán)境高于門限值3.032的東北地區(qū)，企業(yè)創(chuàng)新意愿才對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性問題

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

如前所述，本文利用OP法測(cè)算企業(yè)TFP，以LP法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5是以LP法企業(yè)TFP作為被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果。LP法測(cè)得的經(jīng)營(yíng)環(huán)境門限值為3.571，高于OP法的相應(yīng)測(cè)得值。從顯著性水平、系數(shù)符號(hào)、相關(guān)系數(shù)和擬合度水平等情況來看，與OP法回歸結(jié)果并無(wú)大異，可以說明本文樣本具有良好隨機(jī)抽樣效果。

表5 回歸結(jié)果(LP法測(cè)得TFP)

(續(xù)表)

(二)內(nèi)生性問題

本文數(shù)據(jù)樣本全部來自中小企業(yè)，相比大型企業(yè)，其對(duì)區(qū)域經(jīng)營(yíng)環(huán)境產(chǎn)生的影響有限，特別是在東北地區(qū)，大型、超大型國(guó)有企業(yè)眾多，中小企業(yè)對(duì)經(jīng)營(yíng)環(huán)境的影響力更顯弱小?？紤]到東北三省之間亦存在政府行為等區(qū)域特征差異，本文按照區(qū)域分布進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。將區(qū)域樣本分成三部分，分別為黑龍江省400、吉林省400、遼寧省480?；貧w結(jié)果如表6。

表6 區(qū)域區(qū)分回歸

表6的Reg1、Reg4、Reg7表明，未導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項(xiàng)時(shí)，黑龍江、吉林、遼寧區(qū)域內(nèi)經(jīng)營(yíng)環(huán)境分別在10%、10%、1%的顯著性水平對(duì)TFP有正向作用；Reg2、Reg5、Reg8說明，導(dǎo)入交叉項(xiàng)代替創(chuàng)新意愿后，黑龍江、吉林、遼寧區(qū)域內(nèi)經(jīng)營(yíng)環(huán)境分別在5%、10%、10%的顯著性水平對(duì)TFP有正向作用；Reg3、Reg6、Reg9顯示黑吉遼三省均門限效應(yīng)，門限值分別為3.459、3.575和3.169?？紤]到遼寧省有兩個(gè)副省級(jí)城市，沈陽(yáng)的外國(guó)領(lǐng)事館集中、大連等沿海城市的地理優(yōu)勢(shì)相對(duì)更能吸引有創(chuàng)新意愿的企業(yè)，或激發(fā)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新意愿。這些可能是遼寧在各項(xiàng)數(shù)值上相對(duì)黑龍江和吉林更顯著的原因。

除了以上按照區(qū)域分布進(jìn)行分析和檢驗(yàn)，本文進(jìn)一步對(duì)產(chǎn)業(yè)分類亦進(jìn)行了檢驗(yàn)，將樣本分為兩部分，分別為制造業(yè)668與非制造業(yè)612。分析結(jié)果如表7。

表7 產(chǎn)業(yè)區(qū)分回歸

表7的Reg1、Reg2顯示未導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項(xiàng)時(shí)，制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)意愿對(duì)TFP具有顯著的正向作用；導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境代替交叉項(xiàng)后表現(xiàn)出了顯著的負(fù)相關(guān)性；Reg3門限回歸結(jié)果表明，創(chuàng)新意愿在1%的顯著性水平與TFP負(fù)相關(guān)，證明創(chuàng)新意愿的門限效應(yīng)存在，交叉項(xiàng)系數(shù)為正且在5%的水平上顯著。Reg4、5顯示非制造業(yè)情況，未導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項(xiàng)時(shí)，經(jīng)營(yíng)意愿對(duì)TFP具有不顯著的負(fù)相關(guān)性；導(dǎo)入經(jīng)營(yíng)環(huán)境代替交叉項(xiàng)時(shí)表現(xiàn)出了顯著的負(fù)相關(guān)性；Reg6門限回歸結(jié)果可以看到，創(chuàng)新意愿與TFP負(fù)相關(guān)，但不夠顯著。交叉項(xiàng)系數(shù)為正，不顯著。

從產(chǎn)業(yè)分類的分析結(jié)果來看，創(chuàng)新意愿對(duì)制造業(yè)中小企業(yè)TFP的影響大于其對(duì)非制造業(yè)中小企業(yè)TFP的影響，可以理解為進(jìn)入新常態(tài)后，成本攀升使制造業(yè)面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。東北地區(qū)中小企業(yè)處境相同，為實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量和可持續(xù)增長(zhǎng)，舊有的以要素成本驅(qū)動(dòng)競(jìng)爭(zhēng)力的觀念正在發(fā)生改變，相對(duì)與非制造業(yè)中小企業(yè)，制造業(yè)中小企業(yè)更關(guān)注能夠體現(xiàn)生產(chǎn)效率和技術(shù)水平的TFP。

五、結(jié)論

本文通過對(duì)東北地區(qū)中小企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)論。

第一，經(jīng)營(yíng)環(huán)境與企業(yè)TFP存在顯著的正向關(guān)系。改善經(jīng)營(yíng)環(huán)境并不容易，其本質(zhì)是處理好政府和市場(chǎng)的關(guān)系。為了發(fā)揮經(jīng)營(yíng)環(huán)境促進(jìn)企業(yè)TFP提升的更大作用，各地政府應(yīng)在優(yōu)化部門機(jī)構(gòu)設(shè)置、明確社會(huì)組織屬性、提升基層政府治理水平和減輕企業(yè)負(fù)擔(dān)等優(yōu)先問題上多下功夫，下狠功夫。

第二，企業(yè)創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP具有正向促進(jìn)作用。東北地區(qū)有過輝煌的工業(yè)歷史，這片土地上不乏有富于創(chuàng)新精神的企業(yè)經(jīng)營(yíng)者。新形勢(shì)下，“大眾創(chuàng)新”深入人心，東北中小企業(yè)經(jīng)營(yíng)者積極進(jìn)行研發(fā)投入，提高自身競(jìng)爭(zhēng)力。但應(yīng)看到，東北地區(qū)與東部發(fā)達(dá)地區(qū)存在認(rèn)識(shí)和理念的差距，部分企業(yè)亦然存在“等、靠、要”的心理，這需要東北企業(yè)家適時(shí)調(diào)整思維，進(jìn)一步開拓進(jìn)取，勇于創(chuàng)新。

第三，企業(yè)創(chuàng)新意愿對(duì)企業(yè)TFP的影響存在經(jīng)營(yíng)環(huán)境的門限效應(yīng)，換言之，創(chuàng)新意愿只有在一定水平的經(jīng)營(yíng)環(huán)境內(nèi)，才能對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生正面效應(yīng)。本文的分析結(jié)果表明，東北地區(qū)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境門限值均分別低于同時(shí)期王小魯?shù)葴y(cè)得的中國(guó)分省企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境指數(shù)，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)各地中小企業(yè)的創(chuàng)新意愿沒有顯著性抑制作用。東北各地中小企業(yè)應(yīng)該積極主動(dòng)地提高企業(yè)研發(fā)投入，促進(jìn)TFP提升，實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量成長(zhǎng)。同時(shí)，東北各地政府在營(yíng)造和改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境方面的努力絕不能放松，只能加強(qiáng)。企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境沒有最好，只有更好。