馬忠新

一、引言

改革開放四十多年來，一大批優(yōu)秀的民營企業(yè)家和具有核心競爭力的民營企業(yè)在市場競爭中迅速成長，截至2017年底，我國民營企業(yè)數(shù)量達2726.3萬家，對國家財政收入、GDP和新增就業(yè)貢獻分別超過50%、60%和90%，民營經(jīng)濟已成為推動國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要力量。然而近年來，由于國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變化，以中小企業(yè)為主的民營經(jīng)濟遇到了巨大的發(fā)展壓力，社會上也因此出現(xiàn)了一些“國進民退”的擔憂。高尚全(2010) 的研究指出：“市場經(jīng)濟本身就是有進有退、有生有死，問題的關(guān)鍵是有沒有壟斷，是不是競爭，是否存在歧視?！睋Q言之，營商環(huán)境才是“國進民退”問題的核心，也是影響民營經(jīng)濟和整個國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。

營商環(huán)境對企業(yè)發(fā)展的影響，尤其是對中小企業(yè)發(fā)展的影響，一直是經(jīng)濟學界研究的熱點。Bah and Fang(2015)、Gaganis et al.(2019)的研究表明，政府廉潔、基礎設施、信貸融資、減少干預等營商環(huán)境因素對中小企業(yè)發(fā)展具有重要影響，獲得同樣結(jié)論的研究還包括Arraiz et al.(2014)、Sharma and Mitra(2015)、Eling and Schaper(2017)等文獻。從國內(nèi)的研究文獻來看，自2013年以來，由于中國推動了自上而下的強制性制度變遷和自下而上的誘致性制度變遷相結(jié)合的營商制度優(yōu)化改革，相應的研究也不斷深入，代表性的研究包括魏下海等(2015)、畢青苗等(2018)、夏后學等(2019)。從既有文獻來看，對營商環(huán)境歷史傳承問題的研究較為少見，同時，在實證研究中，由于營商環(huán)境與民營經(jīng)濟發(fā)展的指標之間存在較大的內(nèi)生性，即：營商環(huán)境和民營經(jīng)濟發(fā)展存在著互相影響的可能性，也可能受到其他因素的共同影響，以往的研究文獻對這種內(nèi)生性問題較為忽視。

根據(jù)世界銀行《營商環(huán)境報告》、《中國城市營商環(huán)境指數(shù)評價報告》等研究文獻，營商環(huán)境既包括產(chǎn)權(quán)、稅收、商事、法治、行政干預等營商制度環(huán)境，也包括水電、交通等營商基礎設施環(huán)境，以及勞動力、資本可獲得性等營商要素環(huán)境。與基礎設施、要素等營商“硬環(huán)境”不同，營商制度環(huán)境是影響民營經(jīng)濟發(fā)展的“軟約束”。本文聚焦于營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展影響的研究，在既有研究文獻的基礎上，基于歷史的視角探討了營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和質(zhì)量的影響，在以下兩個方面進行了研究拓展：一是闡述并檢驗了明清商幫、開埠通商等歷史營商文化“基因”對城市營商制度環(huán)境的影響，為理解城市營商制度環(huán)境差異和推動營商制度改革提供了歷史的視角。二是通過尋找合適的歷史工具變量進行2SLS估計，在一定程度上緩解了既有文獻普遍存在的內(nèi)生性問題，較好的識別營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展的影響。

余文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析和假說，研究了城市營商文化“基因”傳承，以及營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展的機制，并在此基礎上構(gòu)建了理論假說。第三部分是變量指標選擇，闡述了變量指標的構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計性描述。第四部分是營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模的實證檢驗。第五部分是營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的實證檢驗。第六部分是研究結(jié)論和政策啟示。

二、理論分析與假說

(一)營商文化“基因”的歷史考察

本文所考察的營商文化“基因”是指影響當今各地營商制度環(huán)境的歷史文化因素，在“重農(nóng)抑商”的儒家倫理占主導地位的歷史進程中，明清商幫所傳承的地域營商文化，以及歷史上開埠通商給各地所帶來的外部制度-文化沖擊，構(gòu)成了各地營商文化“基因”的重要方面。

1.本地營商文化“基因”：明清商幫的歷史傳承

如恩格斯所指出，“商人來到這個世界，他應當是這個世界發(fā)生變革的起點”。明清地方“商幫”的崛起在中國從封建小農(nóng)經(jīng)濟向現(xiàn)代工商業(yè)發(fā)展過程中發(fā)揮了重要作用。明清商幫被認為是以地域為中心，以血緣、鄉(xiāng)誼為紐帶，以相親相助為宗旨，自發(fā)形成的，既親密又松散的商人群體(張海鵬等，1993)，商幫的興起是封建社會晚期商品經(jīng)濟發(fā)展的必然結(jié)果，但由于其自身的弱點，明清時期的商人未能像歐洲商人階級一樣成為封建制度的瓦解者，但其在一定程度上影響了社會制度的變遷(林楓，2008)。地域商幫的產(chǎn)生是當時各地的自然條件、商品特點、國家政策以及人們的社會觀念等各種因素綜合影響的結(jié)果(范金民，2006)。此外，科舉文化、宗族文化等地方制度文化因素也影響了明清商幫興起(吳琦等，2019)。中國商人具有人格特質(zhì)的文化傳承以及區(qū)域人格特質(zhì)的獨特性和連續(xù)性，各地商幫具有明顯的地域文化特點，在一定程度上代表了一個地域的營商文化。

2.外來營商文化“基因”：開埠通商的外部沖擊

十九世紀中后期的開埠通商是晚清政府在西方列強逼迫下實施的被動開放，一方面，西方列強大肆掠奪財富和其他政治經(jīng)濟利益，對中國傳統(tǒng)的經(jīng)濟發(fā)展和社會文化造成了巨大的負面影響，使中國逐漸淪為半封建半殖民地社會；另一方面，通商口岸的對外貿(mào)易往來在一定程度上推動了商品經(jīng)濟的發(fā)展，也促進了開埠城市的營商制度環(huán)境變化。開埠通商對各城市的制度文化影響研究已有頗豐的文獻支撐，如：李峻等(2007)認為，開埠通商的演變歷程構(gòu)成了近代中國對外開放、制度變遷與現(xiàn)代化發(fā)展的基本前提。董志強(2012)的研究表明，開埠通商的歷史越長，其受西方市場經(jīng)濟制度文化的影響就越深。吳巍巍(2015)的研究認為，晚晴開埠通商的口岸城市在西方制度文化沖擊和本土經(jīng)濟驅(qū)動力的雙重影響下，經(jīng)濟發(fā)展在延續(xù)傳統(tǒng)格局的同時，也加快了與西方經(jīng)濟模式的融合。李嘉楠等(2019)的研究認為，開埠通商作為近代開放的外部沖擊，促進了開埠通商口岸自身的市場繁榮。

(二)營商文化“基因”與地區(qū)營商制度環(huán)境

營商文化“基因”對當今各城市營商制度環(huán)境的影響首先歸因于營商文化的歷史傳承性，中國近代以來的經(jīng)濟制度變遷，雖然最初未必是直接源于民間商業(yè)倫理，但它終究或遲或早地要以其特定的形式創(chuàng)造出市場經(jīng)濟成長和民間商業(yè)精神理性化的制度性條件(孔涇源，1993)。又如馬克斯·韋伯在《新教倫理與資本主義精神》一書所指出，西方資本主義精神來源于歷史傳承下來的“精于職業(yè)、精于賺錢是一種‘天職’”的宗教倫理文化。尤其是對于轉(zhuǎn)型國家而言，各地的社會文化背景顯著影響了整個社會對企業(yè)家及其營商活動的態(tài)度(Smallbone and Welter，2001)；Fritsch and Wyrwich(2014)的實證檢驗表明，經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌前后各地區(qū)營商活動具有顯著的歷史傳承性，不受政治經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生改變的影響。Landes et al.(2010)也指出，盡管相隔超過百年，中國目前的經(jīng)濟和營商活動與帝制晚期具有明顯的連續(xù)性。營商制度環(huán)境受到營商文化“基因”影響的內(nèi)在邏輯還體現(xiàn)在制度變遷的路徑依賴性。歷史文化是一種與正式制度密切相關(guān)的非正式制度因素，制度變遷和技術(shù)變遷一樣，存在規(guī)模報酬遞增和自我強化機制的特征，制度一旦進入某條路徑，由于報酬遞增的自我強化機制，就會“鎖入”這條路徑(諾斯，1990)，營商相關(guān)的制度也會在其自身的變遷路徑上自我強化，長期“駐存”。Acemoglu et al.(2001)、方穎等(2011)、董志強等(2012)的實證研究都檢驗了制度模式會長期“駐存”的觀點。因此，各地歷史上的營商文化“基因”對當今的營商制度環(huán)境產(chǎn)生持久影響的觀點，具有堅實的理論和實證支撐。

(三)營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展的機制分析

行政干預、法治、產(chǎn)權(quán)、稅收、商事等方面的營商制度環(huán)境主要通過以下路徑影響民營經(jīng)濟的發(fā)展規(guī)模和質(zhì)量：

1.減少行政權(quán)力對市場行為的干預，避免了國有企業(yè)依靠行政權(quán)力“擠壓”民營企業(yè)發(fā)展，為民營企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造更加自由平等的市場競爭環(huán)境。馬光榮等(2015)的研究表明，相比于小微企業(yè)和民營企業(yè)，大企業(yè)、國有企業(yè)和外資企業(yè)享有更好的經(jīng)營環(huán)境，市場競爭中存在著基于企業(yè)規(guī)模和所有權(quán)的經(jīng)營環(huán)境歧視。譚語嫣等(2017)的研究表明，僵尸企業(yè)對私有非僵尸企業(yè)投資的擠出在國家干預程度更強的地區(qū)和外部融資依賴程度更高的行業(yè)表現(xiàn)得更為明顯。Eling and Schaper(2017)的研究表明，放松管制等營商制度環(huán)境的變化促進了歐洲保險公司在2002-2013年間全要素生產(chǎn)率的顯著增長。從信貸角度來看，在國有銀行控制的金融體系中，民營企業(yè)缺少獲得信貸支持的內(nèi)生性制度(張杰，2000)。

2.法治環(huán)境的提升有利于優(yōu)化民營企業(yè)的資源配置和民營企業(yè)家的時間資源配置，激勵了生產(chǎn)和創(chuàng)新要素私人所有者的投入，進而促進了民營經(jīng)濟發(fā)展。夏后學等(2019)的研究表明，營商制度環(huán)境的優(yōu)化抑制了企業(yè)的尋租行為，影響了企業(yè)的創(chuàng)新傾向，優(yōu)化了資源的配置。Sharma and Mitra(2015)、Bah and Fang(2015)的研究表明，腐敗問題通過影響資源配置進而影響企業(yè)生產(chǎn)效率、產(chǎn)品質(zhì)量升級、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)、經(jīng)營周期等績效。從企業(yè)家時間配置來看，更好的營商制度環(huán)境下，企業(yè)家的經(jīng)濟活動時間將更長，并且在有限的經(jīng)濟活動時間中，用于生產(chǎn)性經(jīng)營活動的時間占比將更高，而用于非生產(chǎn)性活動的時間占比將更低(魏下海等，2015)。何軒等(2016)的研究也表明，腐敗問題越嚴重地區(qū)的企業(yè)家將不得不配置更多的非盈利性工作時間去應對政府部門以獲得發(fā)展空間，從而影響企業(yè)的績效。而Gaganis et al.(2019)的研究也表明，政府的廉潔度對創(chuàng)業(yè)活動和中小企業(yè)的獲利能力產(chǎn)生重要影響。

3.有效的產(chǎn)權(quán)制度安排所形成的激勵機制，促進了生產(chǎn)要素和創(chuàng)新要素所有者的要素投入，尤其是私有產(chǎn)權(quán)保護制度的完善，調(diào)動了民營企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的積極性，進而促進了民營經(jīng)濟發(fā)展。如North et al.(1973)在《西方世界的興起》一書中指出，以產(chǎn)權(quán)為核心的有效率的制度結(jié)構(gòu)使個人努力從事經(jīng)濟活動的私人收益率接近社會收益率，從而形成高效的激勵機制。郭華(2016)、錢雪松等(2017)的研究也表明，保護產(chǎn)權(quán)等營商制度的完善，激勵了資本要素的投入，促進了民營企業(yè)發(fā)展。

4.稅收、商事等方面的營商制度環(huán)境優(yōu)化，降低了民營企業(yè)開辦、經(jīng)營、退出等環(huán)節(jié)的營商活動成本，從而促進了民營企業(yè)發(fā)展。吉赟、王貞(2019)的研究表明，稅收負擔的加重阻礙了企業(yè)創(chuàng)新。張龍鵬等(2016)的研究表明，行政審批的優(yōu)化對當?shù)鼐用竦膭?chuàng)業(yè)傾向和規(guī)模具有顯著的正向影響。畢青苗等(2018)的研究表明，行政審批改革顯著提升了企業(yè)進入率。夏后學等(2019)的研究也表明，營商制度環(huán)境的改善降低了新生企業(yè)進入市場的門檻和成本。

(四)假說

綜合以上文獻和理論分析，本文構(gòu)建了“營商文化‘基因’-營商制度環(huán)境-民營經(jīng)濟發(fā)展”的理論假說，即：受歷史上營商文化“基因”影響的地區(qū)營商制度環(huán)境，通過多種路徑影響民營經(jīng)濟發(fā)展，營商制度環(huán)境的優(yōu)化，不僅擴大了民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模，也提升了民營經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

三、變量指標選擇

(一)被解釋變量：民營經(jīng)濟發(fā)展

本文從民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和質(zhì)量兩個維度構(gòu)建民營經(jīng)濟發(fā)展的變量指標。

民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模分別使用人均私營和個體企業(yè)數(shù)，人均民營上市企業(yè)數(shù)量和營業(yè)收入，以及人均新三板企業(yè)數(shù)量和營業(yè)收入，代表不同規(guī)模水平的民營企業(yè)在各城市的發(fā)展規(guī)模情況。具體地，人均私營和個體企業(yè)數(shù)量采用各城市私營和個體企業(yè)數(shù)量與常住人口的比值，由于城市層級的私營和個體企業(yè)數(shù)量無法獲得數(shù)據(jù)，本文使用各城市的企業(yè)法人數(shù)量乘以私營和個體從業(yè)人員占從業(yè)人員比例，估算各城市的私營和個體企業(yè)數(shù)量，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒·2018》(2017年數(shù)據(jù))；人均民營上市企業(yè)使用深滬A股民營企業(yè)數(shù)量與城市常住人口的比值，深滬A股企業(yè)(截止2018年底)包括深滬主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板的所有民營企業(yè)；人均民營新三板企業(yè)使用新三板民營企業(yè)數(shù)量與城市常住人口的比值，根據(jù)國務院發(fā)布的《關(guān)于全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)有關(guān)問題的決定》，新三板試點自2013年底由區(qū)域性試點轉(zhuǎn)變?yōu)槊嫦蛉珖行∑髽I(yè)的股轉(zhuǎn)系統(tǒng)正式運行，本文采用截止2018年底各城市的民營新三板企業(yè)數(shù)量。同時，還采用民營上市企業(yè)、新三板企業(yè)的營業(yè)收入之和代替企業(yè)數(shù)量獲得替代指標，以獲得包含民營企業(yè)規(guī)模的替代性指標，分別記為人均民營上市企業(yè)營收、人均民營新三板企業(yè)營收。人均上市企業(yè)和新三板企業(yè)數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

民營經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量采用民營上市企業(yè)創(chuàng)新能力和微觀調(diào)查的民營企業(yè)經(jīng)營活力兩個指標。民營上市企業(yè)創(chuàng)新能力采用CSMAR數(shù)據(jù)庫的上市企業(yè)專利數(shù)據(jù)，并與民營上市企業(yè)所在城市匹配，獲得各城市人均的民營上市公司自身專利數(shù)據(jù)和包括子公司、聯(lián)營公司在內(nèi)的所有專利數(shù)據(jù)，分別記為：民營上市公司專利I和民營上市公司專利II。民營企業(yè)經(jīng)營活力具體使用產(chǎn)能使用率作為度量指標，原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，世界銀行較全面的調(diào)查數(shù)據(jù)有2004年和2012年的兩份調(diào)查數(shù)據(jù)，2004年涉及121個城市12400個企業(yè)，剔除非民營企業(yè)樣本后獲得7867個民營企業(yè)樣本；2012年涉及25個大城市2700個企業(yè)，剔除非民營企業(yè)樣本后獲得578個民營企業(yè)樣本；兩期數(shù)據(jù)共8445個民營企業(yè)樣本。

(二)核心解釋變量：營商制度環(huán)境

世界銀行《營商環(huán)境報告》自2003年首次發(fā)布至今，已經(jīng)形成了比較權(quán)威的用以衡量和評估各國私營經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的營商環(huán)境指標體系，具體包括開辦企業(yè)、辦理施工許可證、獲得電力、登記財產(chǎn)、獲得信貸、保護中小投資者、納稅、跨境貿(mào)易、執(zhí)行合同和辦理破產(chǎn)等維度。但由于世界銀行歷年發(fā)布的營商環(huán)境指數(shù)只有極少數(shù)的城市層級數(shù)據(jù)，無法獲得足夠大的研究樣本，因此，在以城市為研究對象的宏觀研究中，引用了“中國城市政商關(guān)系指數(shù)”(聶輝華等，2018，中國人民大學國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院)，該指數(shù)從政府為企業(yè)提供服務、政府與企業(yè)廉潔關(guān)系的角度切入，更加微觀和深入地探究了中國地市級以上城市的2017年營商制度環(huán)境差別，具體包括政府對企業(yè)的服務、政府對企業(yè)的關(guān)心、企業(yè)的稅費負擔、政府廉潔度、政府透明度等5個一級子指標，11個二級子指標，以及17個三級子指標，是目前以地市級以上城市為研究對象的較為全面和權(quán)威的營商制度環(huán)境指標，記為：營商制度環(huán)境I。同時，本文還引用了中國戰(zhàn)略文化促進會等機構(gòu)2018年聯(lián)合發(fā)布的《中國城市營商環(huán)境指數(shù)評價報告》，報告發(fā)布了中國GDP前100名城市的營商環(huán)境指數(shù)(2017年)，記為：營商制度環(huán)境II，作為營商制度環(huán)境I的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗。

在從微觀企業(yè)層面研究營商制度環(huán)境對民營企業(yè)發(fā)展活力的影響時，引用了上小節(jié)所述的2004年和2012年世界銀行調(diào)查數(shù)據(jù)庫中的營商環(huán)境障礙評分，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，具體使用腐敗嚴重度、不正當競爭、犯罪、地方保護等營商環(huán)境障礙子指標構(gòu)建營商制度環(huán)境障礙綜合指標，調(diào)查數(shù)據(jù)已經(jīng)給予各子指標障礙嚴重度評分，營商制度環(huán)境障礙綜合指標的計算方法參照了世界銀行《營商環(huán)境報告》，賦予各子指標相同的權(quán)重。

(三)工具變量選擇：開埠時長和明清商幫發(fā)源地

既有的相關(guān)研究文獻已經(jīng)在尋找制度的工具變量方面進行了探索，如Acemoglu et al.(2001)使用殖民者的死亡率作為制度質(zhì)量的工具變量，方穎等(2011)使用基督教會小學生的數(shù)量作為制度的工具變量，董志強等(2012)使用開埠通商作為制度軟環(huán)境的工具變量。本文借鑒了這些研究文獻，并基于上文對營商文化“基因”的歷史考察，從內(nèi)部的營商制度-文化傳承和外部的營商制度-文化沖擊兩個維度構(gòu)建當今營商制度環(huán)境的歷史工具變量，所構(gòu)建的兩個工具變量組合，也為下文在實證研究中運用過度識別檢驗方法去驗證工具變量外生性條件提供了可能。

本文首先根據(jù)上文對營商制度-文化的內(nèi)部傳承研究，選擇明清商幫發(fā)源地作為營商制度環(huán)境的工具變量。根據(jù)陳阿興(2015)、吳慧(2005)、戴鞍鋼(1999)所著的歷史資料考證，明清商幫主要包括：安徽的徽州、寧國商幫，山西商幫，陜西商幫，廣東的廣府、潮州、嘉應商幫，福建的泉州、漳州、福州、建寧、福寧等商幫，江西商幫，山東商幫，河南武安商幫，浙江的龍游、寧波、紹興、臺州等商幫，江蘇的洞庭、句容等商幫?；谑妨现杏嘘P(guān)商幫發(fā)源地的記載，與當今城市所轄范圍進行匹配，獲得各城市是否為明清商幫發(fā)源地的虛擬變量，作為當今營商制度環(huán)境的一個歷史工具變量。

其次，根據(jù)上文對歷史上營商制度-文化的外部沖擊研究，選擇開埠時長作為營商制度環(huán)境的另一個工具變量。具體地，通商口岸的開埠時間參考吳松弟等(2013)的《近代中國開埠通商的時空考察》，以及嚴中平等(1955)所著的《中國近代經(jīng)濟史統(tǒng)計資料選輯》，自1842年開放廣州、上海等通商口岸，晚清和民國時期通過簽訂條約形式被迫開放或自行開放了多個通商口岸、租借地、殖民地，以被迫或主動設立對外通商口岸的開埠地、租借地和殖民地的開埠時間到1949年建國的時長，作為其所在城市的開埠時長。

(四)主要控制變量的選擇

參考Acemoglu et al.(2001)、方穎等(2011)、董志強等(2012)的研究文獻，在IV估計中首先選擇“地理緯度”、“距海港距離”和“自然資源城市”等外生變量作為控制變量。具體地，“距海港距離”使用城市市政府距離最近海港的距離表示，以控制東部沿海因地理位置而擁有的海運成本及政策優(yōu)勢進而對民營經(jīng)濟發(fā)展的影響；“地理緯度”使用城市中心的地理緯度值表示，以控制南北溫度等氣候差異對民營企業(yè)發(fā)展的影響；“自然資源”以國務院公布的“資源型城市”名單為依據(jù)構(gòu)造虛擬變量，以控制自然資源稟賦對營商制度“鎖定效應”及對民營經(jīng)濟發(fā)展的影響。其次，還加入了城市相關(guān)經(jīng)濟特征的控制變量，如：人均GDP，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，城市級別，以及高鐵、機場等，以控制這些經(jīng)濟因素對民營企業(yè)發(fā)展的影響。在基于微觀企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的估計中，加入了總經(jīng)理工作經(jīng)歷、國內(nèi)銷售額占比、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)開辦時長、創(chuàng)新投入等控制變量，以控制民營企業(yè)自身的因素對其經(jīng)營活力的影響。

表1報告了被解釋變量、核心解釋變量和工具變量的觀測數(shù)量、最小值、最大值、均值和標準差。

四、營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模的實證檢驗

(一)研究模型

實證研究主要考慮了城市營商制度環(huán)境與民營經(jīng)濟發(fā)展之間的內(nèi)生性問題。從近些年的相關(guān)研究文獻來看，尋找合適的歷史外生工具變量進行IV估計以緩解內(nèi)生性問題的思路在文獻中被廣泛應用，如：Acemoglu et al.(2001)、方穎等(2011)、董志強等(2012)、Glaeser et al.(2015)。本文借鑒了這些經(jīng)典文獻的研究思路，選擇開埠時長和明清商幫發(fā)源地作為當今城市營商制度環(huán)境的歷史工具變量，其適用性闡述如下：

表1 主要變量的統(tǒng)計性描述

首先，作為營商文化“基因”的量化指標，開埠時長和明清商幫發(fā)源地與當今城市營商制度環(huán)境具有很大的相關(guān)性。根據(jù)上文的文獻梳理，這種相關(guān)性的邏輯具有文化傳承和制度變遷路徑依賴等理論基礎，以及豐富的研究文獻支撐。同時，下文表2中2SLS第一階段的估計結(jié)果表明，開埠時長和明清商幫發(fā)源地對當今城市營商制度環(huán)境的影響均顯著，進一步支持了工具變量的相關(guān)性特征，緩解了對弱工具變量問題的擔憂。

其次，開埠時長和明清商幫發(fā)源地作為工具變量的外生性問題主要考慮了以下三個方面：一是在2SLS估計模型中加入了相關(guān)的控制變量，在一定程度上控制著氣候、交通、經(jīng)濟特征等因素的影響，使工具變量盡可能的滿足與方程(1)誤差項不相關(guān)的條件，在一定程度上緩解這些因素所引起的內(nèi)生性問題。二是從開埠通商和明清商幫的發(fā)展歷史事實來看，兩者都具有外生變量的基本特征。根據(jù)開埠通商的相關(guān)研究文獻，“條約開埠”更多的是西方侵略者勢力范圍的爭奪，以及晚清政府與地方勢力的政治博弈，而清政府作出自開商埠的決策則有著政治、經(jīng)濟方面的雙重原因(楊天宏,1998)，自開商埠的初衷是隱杜覬覦、增加關(guān)稅、抵御侵略，以維護其統(tǒng)治(張踐，1999)，開埠地點的選擇多是國內(nèi)外政治勢力的博弈和稅收利益分割等方面的考量，因而開埠地點整體分布較為分散，既有交通地理位置優(yōu)越的沿海、沿江城市，如廣州、上海、廈門、寧波、重慶、武漢等，又有地理位置交通不便的沿邊、內(nèi)陸城市，如濟南、丹東、包頭、赤峰、蚌埠、常德等。同樣，從明清商幫的分布來看，既有廣東、浙江、江蘇等東部沿海省份的商幫，又有山西、江西、安徽等內(nèi)陸省份的商幫。三是本文獲得了開埠時長和明清商幫發(fā)源地兩個歷史工具變量的組合，因而可以借助多工具變量的過度識別檢驗方法進行外生性的輔助性判斷，下文的2SLS估計的過度識別檢驗均通過了檢驗，這也進一步緩解了對工具變量外生性問題的擔憂。

營商制度環(huán)境影響城市民營經(jīng)濟發(fā)展的2SLS估計模型設定如模型(1)和(2)。其中，Private_enterprii為民營企業(yè)發(fā)展指標，Business_environi是營商制度環(huán)境指標，Open_porti、Mingqing_bangi分別代表開埠時長和明清商幫發(fā)源地，作為工具變量組合。Controli為控制變量向量組。α為營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展的估計系數(shù)，β1、β2為營商文化“基因”影響當今營商制度環(huán)境的估計系數(shù)，Φ1、Φ2為控制變量的估計系數(shù)，μi、ηi為隨機變量。所有估計均使用穩(wěn)健標準誤估計，以緩解截面數(shù)據(jù)的異方差問題。

Private_enterprii=c1+α*Business_environi+Φ1*Controlsi+μi

(1)

Business_environi=c2+β1*Open_porti+β2*Mingqing_bangi+Φ2*Controlsi+ηi

(2)

(二)城市營商制度環(huán)境影響民營企業(yè)發(fā)展規(guī)模的估計結(jié)果

實證研究首先估計了城市營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模的影響，分別以人均私營和個體企業(yè)數(shù)量、人均民營上市企業(yè)和民營新三板企業(yè)的數(shù)量與營業(yè)收入為被解釋變量，以營商制度環(huán)境為解釋變量，進行2SLS估計。

表2報告了城市營商制度環(huán)境對人均私營和個體企業(yè)數(shù)量影響的估計結(jié)果，第(1)、(2)列使用了2SLS估計，第(1)列的營商制度環(huán)境的估計系數(shù)是2.954，顯著性達到1%置信水平，第(2)列增加了更多的控制變量，估計系數(shù)變化較小(2.437)，且有5%的置信水平，這表明，營商制度環(huán)境對各城市私營和個體企業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響，Hansen檢驗都通過了過度識別檢驗，緩解了對工具變量外生問題的擔憂。第(3)列為OLS估計的結(jié)果，營商制度環(huán)境的估計系數(shù)為0.425，比第(2)列的估計系數(shù)偏小，顯著性也達到1%的置信水平，說明忽略內(nèi)生性問題的OLS估計顯著低估了營商制度環(huán)境對私營和個體企業(yè)發(fā)展規(guī)模的影響。第(4)列報告了2SLS第一階段的回歸結(jié)果表明，“開埠時長”和“明清商幫發(fā)源地”均在1%的置信水平對營商制度環(huán)境產(chǎn)生顯著的正向影響，支持了本文所構(gòu)建的“營商文化‘基因’對當今各城市營商制度環(huán)境產(chǎn)生正向影響”的假說。

表2 營商制度環(huán)境影響私營和個體企業(yè)規(guī)模的估計

表3報告了城市營商制度環(huán)境對民營上市企業(yè)發(fā)展規(guī)模影響的2SLS估計。第(1)和第(2)列以人均民營上市企業(yè)數(shù)量為被解釋變量，第(3)和第(4)列以人均民營上市企業(yè)營收為被解釋變量，核心解釋變量(營商制度環(huán)境)的估計系數(shù)分別為0.171、0.178、0.075和0.071，置信水平1%、5%、1%和10%，這表明，城市營商制度環(huán)境對民營上市企業(yè)的數(shù)量和營收規(guī)模均具有顯著的正向影響，增加更多的控制變量之后，估計結(jié)果也十分穩(wěn)健。

表3 營商制度環(huán)境影響民營上市企業(yè)規(guī)模的估計

表4是城市營商制度環(huán)境對民營新三板企業(yè)發(fā)展規(guī)模影響的2SLS估計。第(1)和第(2)列以人均民營新三板企業(yè)數(shù)量為被解釋變量，第(3)和第(4)列以人均民營新三板企業(yè)營收為被解釋變量，核心解釋變量(營商制度環(huán)境)的估計系數(shù)分別為0.467、0.450、0.885和0.756，置信水平1%、5%、1%和5%，結(jié)果表明，城市營商制度環(huán)境對民營新三板企業(yè)的數(shù)量和營收規(guī)模均具有顯著的正向影響，增加更多的控制變量之后，估計結(jié)果仍然穩(wěn)健，其中，增加了新三板交易試點這一虛擬控制變量(是新三板交易試點為1，否為0)，以控制新三板交易試點城市對新三板股權(quán)交易企業(yè)數(shù)量的影響。

綜合表2、表3和表4的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是大型的民營上市企業(yè)，還是正在成長中的新三板民營企業(yè)，或是眾多的私營和個體企業(yè)，其發(fā)展規(guī)模均受到城市營商制度環(huán)境顯著的正向影響，即：優(yōu)化營商制度環(huán)境對不同規(guī)模的民營企業(yè)發(fā)展均具有顯著的促進作用，較好的營商制度環(huán)境顯著促進了地區(qū)民營經(jīng)濟的發(fā)展，而較差的營商制度環(huán)境將阻礙地區(qū)民營企業(yè)發(fā)展。尤其是在城市之間經(jīng)濟競爭日益激烈的市場環(huán)境中，優(yōu)質(zhì)的營商制度環(huán)境也是一個城市吸引民營企業(yè)聚集和民營企業(yè)家創(chuàng)業(yè)的重要因素。

表4 營商制度環(huán)境影響民營新三板企業(yè)規(guī)模的估計

(三)穩(wěn)健性檢驗與異質(zhì)性分析

考慮到營商制度環(huán)境指標構(gòu)建的差異，可能影響估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本節(jié)使用營商制度環(huán)境II代替營商制度環(huán)境I，使用該替代指標重新估計營商制度環(huán)境對民營企業(yè)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和質(zhì)量的影響。表5報告了2SLS估計的結(jié)果。第(1)列核心解釋變量(營商制度環(huán)境II)的估計系數(shù)為5.135，盡管置信水平未達到10%，但仍有一定程度的顯著性(P=0.174)。第(2)、(3)列的核心解釋變量估計系數(shù)分別為0.293和0.384，置信水平分別為10%和5%。估計結(jié)果表明，營商制度環(huán)境對民營上市企業(yè)、新三板企業(yè)發(fā)展規(guī)模具有顯著的正向影響，對私營和個體企業(yè)發(fā)展規(guī)模也具有一定程度的影響。綜合來看，使用營商制度環(huán)境的替代指標的估計結(jié)果與表2、3和4的估計結(jié)果較為一致，實證結(jié)論比較穩(wěn)健。

本節(jié)借助分位數(shù)回歸模型檢驗營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模影響的異質(zhì)性，估計結(jié)果如表6。估計結(jié)果整體顯示，營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模的影響均為正向，且具有較高的顯著性(均在1%的置信水平上)；具體地，從以人均私營和個體企業(yè)數(shù)量為被解釋變量的估計結(jié)果來看，核心解釋變量的估計系數(shù)分別是0.277(50分位)、0.348(60分位)、0.517(70分位)、0.672(80分位)和1.227(90分位)；在以人均民營上市企業(yè)數(shù)量為被解釋變量的估計結(jié)果中，核心解釋變量的估計系數(shù)分別是0.016(50分位)、0.022(60分位)、0.029(70分位)、0.041(80分位)和0.088(90分位)；在以人均民營新三板企業(yè)數(shù)量為被解釋變量的估計結(jié)果中，核心解釋變量的估計系數(shù)分別是0.051(50分位)、0.065(60分位)、0.086(70分位)、0.126(80分位)和0.183(90分位)。隨著估計分位數(shù)的提高，估計系數(shù)存在較明顯的增加趨勢。以上估計結(jié)果表明，營商制度環(huán)境對不同民營企業(yè)發(fā)展水平地區(qū)的民營企業(yè)發(fā)展的影響都具有顯著性，但從影響程度來看,民營經(jīng)濟發(fā)展越好的地區(qū)，營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展的影響程度越大。

表5 更換營商制度環(huán)境指標的估計結(jié)果

表6 分位數(shù)回歸中營商制度環(huán)境(營商制度環(huán)境I)的估計系數(shù)

五、營商制度環(huán)境與民營經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的實證檢驗

(一)城市營商制度環(huán)境與民營企業(yè)創(chuàng)新能力：基于各地民營上市公司專利數(shù)據(jù)的檢驗

本節(jié)基于各地區(qū)民營上市公司的專利密度，從創(chuàng)新能力的視角，檢驗了營商制度環(huán)境對民營企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響。表7報告了營商制度環(huán)境對民營上市公司專利密度影響的2SLS估計結(jié)果。第(1)、(2)列以民營上市公司專利I為被解釋變量，第(3)、(4)列以民營上市公司專利II為被解釋變量。第(1)、(3)列的估計系數(shù)分別為0.040和0.102，置信水平分別為1%和5%。第(2)、(4)列分別在第(1)和(3)列的基礎上增加了更多的控制變量，估計系數(shù)分別為0.063和0.154，置信水平均為10%，增加更多控制變量之后的估計結(jié)果十分穩(wěn)健。第(5)列是更換核心解釋變量指標數(shù)據(jù)的估計，估計系數(shù)為0.113，置信水平為10%，更換變量指標數(shù)據(jù)之后的估計結(jié)果仍較為穩(wěn)健。綜上估計結(jié)果表明，城市營商制度環(huán)境對民營企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著的正向影響，即：較好的營商制度環(huán)境促進民營企業(yè)的創(chuàng)新能力，較差的營商制度環(huán)境抑制民營企業(yè)創(chuàng)新能力，營商制度環(huán)境的優(yōu)化有利于民營經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。

(二)營商制度環(huán)境與民營企業(yè)經(jīng)營活力：基于世界銀行企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗

營商制度環(huán)境對民營企業(yè)發(fā)展的影響不僅有城市宏觀樣本層面的經(jīng)驗證據(jù)，也具有微觀企業(yè)層面的經(jīng)驗證據(jù)。本節(jié)基于世界銀行2004年和2012年的微觀企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，進一步檢驗了營商制度環(huán)境對民營企業(yè)經(jīng)濟活力的影響，世界銀行2004年和2012年的微觀企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)是目前現(xiàn)有的有關(guān)微觀企業(yè)營商制度環(huán)境的比較權(quán)威的最新數(shù)據(jù)，兩年的數(shù)據(jù)各有優(yōu)缺，2004年的數(shù)據(jù)樣本量大，但時間較早，2012年數(shù)據(jù)相對較新，但樣本量相對較小，本文分別使用了兩期的數(shù)據(jù)以及兩期的混合數(shù)據(jù)。實證估計以民營企業(yè)的產(chǎn)能利用率為被解釋變量，企業(yè)的產(chǎn)能利用率在很大程度上代表了一個企業(yè)的經(jīng)營活力，經(jīng)營狀況不好、缺少活力的企業(yè)通常產(chǎn)能利用率低，甚至處于半停產(chǎn)、停產(chǎn)狀態(tài)。核心解釋變量使用民營企業(yè)面臨的營商制度環(huán)境障礙，營商制度環(huán)境障礙越大說明營商制度環(huán)境較差，障礙越小說明營商制度環(huán)境較好。估計模型如模型(3)，其中，Utilized_capacityi為民營企業(yè)經(jīng)營活力的微觀指標(產(chǎn)能利用率)，Anti_business_environi為營商制度環(huán)境障礙，γ為營商制度環(huán)境障礙影響民營企業(yè)經(jīng)營活力的估計系數(shù)，Controli為控制變量向量組,Φ3為控制變量的估計系數(shù)，νi為隨機變量。所有估計同樣使用了穩(wěn)健標準誤估計，以緩解截面數(shù)據(jù)的異方差問題。

表7 營商制度環(huán)境影響民營企業(yè)創(chuàng)新能力的估計

Utilized_capacityi=c3+γ*Anti_business_environi+Φ3*Controlsi+νi

(3)

營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)經(jīng)營活力影響的估計如表8，第(1)列是基于2012年世界銀行企業(yè)營商制度環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，核心解釋變量(營商制度環(huán)境障礙)的估計系數(shù)為-1.235，置信水平為1%，這說明營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)產(chǎn)能利用率具有顯著的負向影響，即：民營企業(yè)所面臨的營商制度環(huán)境障礙抑制了其經(jīng)營活力，優(yōu)化營商制度環(huán)境有利于提高民營企業(yè)經(jīng)營活力。第(2)列是基于2004年世界銀行企業(yè)營商制度環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，核心解釋變量(營商制度環(huán)境障礙)的估計系數(shù)為-0.599，置信水平為1%，這說明2004年營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)產(chǎn)能利用率同樣具有顯著的負向影響，與2012年的影響基本一致。第(3)列是基于2004和2012年世界銀行企業(yè)營商環(huán)境調(diào)查混合數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，結(jié)果表明，營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響同樣為負向(估計系數(shù)為-0.609)，且置信水平也達1%，與第(1)和(2)列分別基于2012和2004年的估計結(jié)果基本一致，估計結(jié)果表明，民營企業(yè)所面臨的營商制度環(huán)境障礙抑制了其經(jīng)營活力，這種影響不因樣本時期選擇的不同而改變，估計結(jié)果較為穩(wěn)健。此外，實證檢驗還控制了民營企業(yè)的總經(jīng)理工作經(jīng)歷、公司開辦時長、國內(nèi)銷售占比、公司規(guī)模、創(chuàng)新投入、行業(yè)等特征變量，公司規(guī)模對民營企業(yè)經(jīng)營活力的影響為正向顯著，國內(nèi)銷售占比對民營企業(yè)經(jīng)營活力影響為負向顯著，其他控制變量的影響不夠顯著。

表8 營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)產(chǎn)能利用率影響的估計

綜合以上估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)的產(chǎn)能利用率具有顯著的負向影響，民營企業(yè)所面臨的營商制度環(huán)境障礙越大，民營企業(yè)的產(chǎn)能使用率越低，經(jīng)營活力越弱，反之，則民營企業(yè)經(jīng)營活力越強。推動營商制度環(huán)境優(yōu)化改革，破除民營企業(yè)發(fā)展所面臨的營商制度環(huán)境障礙，有利于增強民營企業(yè)經(jīng)營活力，促進了民營企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升。

六、研究結(jié)論和政策啟示

營商制度環(huán)境與民營經(jīng)濟發(fā)展問題不僅是政府和社會各界廣泛關(guān)注的焦點問題，也是近些年經(jīng)濟學界研究的熱點之一。本文在文獻梳理的基礎上，研究了城市營商文化“基因”及其歷史傳承，以及營商制度環(huán)境影響民營經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在機制，構(gòu)建了“營商文化‘基因’-營商制度環(huán)境-民營經(jīng)濟發(fā)展”的理論邏輯，即：因文化的傳承性和制度變遷的路徑依賴，各個城市的營商制度環(huán)境在很大程度上依賴于歷史上的營商文化“基因”，而營商制度環(huán)境的不同帶來了城市民營經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和質(zhì)量的差異。

實證研究以開埠時長和明清商幫發(fā)源地為歷史工具變量，基于281個地市級以上城市的數(shù)據(jù)，檢驗了城市營商制度環(huán)境對民營企業(yè)發(fā)展規(guī)模和創(chuàng)新能力的影響，結(jié)果表明：營商制度環(huán)境對私營和個體企業(yè)數(shù)量，民營上市公司、新三板公司的數(shù)量和營業(yè)收入，以及民營上市公司的專利密度都具有顯著的正向影響(置信水平1%)。增加控制變量或更換營商制度環(huán)境的指標數(shù)據(jù)，不改變估計的符號和顯著性，估計系數(shù)變化微小，實證結(jié)論十分穩(wěn)??；分位數(shù)回歸結(jié)果表明，不同民營經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)受營商制度環(huán)境影響的程度呈現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性，民營經(jīng)濟發(fā)展越好的地區(qū)，營商制度環(huán)境對民營經(jīng)濟發(fā)展的影響作用越大；基于2004年和2012年世界銀行企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的估計結(jié)果表明，營商制度環(huán)境障礙對民營企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生顯著的負向影響，民營企業(yè)所面臨的營商制度環(huán)境障礙越大，民營企業(yè)的產(chǎn)能使用率越低，經(jīng)營活力越弱。實證研究還表明，開埠時長、明清商幫作為營商“基因”對城市營商制度環(huán)境具有較為顯著的正向影響。

在推動全面深化改革和高質(zhì)量發(fā)展的宏觀經(jīng)濟背景下，研究結(jié)論為推動新時代優(yōu)化營商制度環(huán)境改革，進而推動民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。第一，更加注重營商制度環(huán)境的頂層設計，推動構(gòu)建現(xiàn)代化的營商制度體系。加快對各地營商環(huán)境改革成果的制度集成，以法律形式保障公平公正、自由競爭的營商制度環(huán)境。第二，更加注重傳承和培育地區(qū)營商文化。盡管城市營商文化“基因”受到歷史上營商制度文化的影響，但營商文化的“后天培養(yǎng)”同樣重要，大力傳承和弘揚地區(qū)營商文化的同時，加快形成新時代的城市營商精神，清除部分地區(qū)社會文化中“殘存”的“輕商、抑商”觀念。第三，全方位確立民營企業(yè)平等的市場主體地位和民營企業(yè)家的社會地位，引導民營企業(yè)與國有集體企業(yè)、外資企業(yè)自由競爭、公平競爭和良性競爭。全面檢視現(xiàn)有法律和行政制度體系對民營企業(yè)和民營企業(yè)家的或顯性、或隱性的歧視制度，給予民營企業(yè)家應有的社會榮譽和尊崇地位。