營商制度環境與民營經濟發展
——基于營商文化“基因”的歷史考察與實證

馬忠新

一、引言

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

營商環境對企業發展的影響，尤其是對中小企業發展的影響，一直是經濟學界研究的熱點。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、減少干預等營商環境因素對中小企業發展具有重要影響，獲得同樣結論的研究還包括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合的營商制度優化改革，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，由于營商環境與民營經濟發展的指標之間存在較大的內生性，即：營商環境和民營經濟發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生性問題較為忽視。

根據世界銀行《營商環境報告》、《中國城市營商環境指數評價報告》等研究文獻，營商環境既包括產權、稅收、商事、法治、行政干預等營商制度環境，也包括水電、交通等營商基礎設施環境，以及勞動力、資本可獲得性等營商要素環境。與基礎設施、要素等營商“硬環境”不同，營商制度環境是影響民營經濟發展的“軟約束”。本文聚焦于營商制度環境對民營經濟發展影響的研究，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境對民營經濟發展規模和質量的影響，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”對城市營商制度環境的影響，為理解城市營商制度環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生性問題，較好的識別營商制度環境對民營經濟發展的影響。

余文的結構安排如下：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，以及營商制度環境影響民營經濟發展的機制，并在此基礎上構建了理論假說。第三部分是變量指標選擇，闡述了變量指標的構建、數據來源和統計性描述。第四部分是營商制度環境影響民營經濟發展規模的實證檢驗。第五部分是營商制度環境影響民營經濟發展質量的實證檢驗。第六部分是研究結論和政策啟示。

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境的歷史文化因素，在“重農抑商”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生變革的起點”。明清地方“商幫”的崛起在中國從封建小農經濟向現代工商業發展過程中發揮了重要作用。明清商幫被認為是以地域為中心，以血緣、鄉誼為紐帶，以相親相助為宗旨，自發形成的，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濟發展的必然結果，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的文化傳承以及區域人格特質的獨特性和連續性，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濟利益，對中國傳統的經濟發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，通商口岸的對外貿易往來在一定程度上推動了商品經濟的發展，也促進了開埠城市的營商制度環境變化。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成了近代中國對外開放、制度變遷與現代化發展的基本前提。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濟驅動力的雙重影響下，經濟發展在延續傳統格局的同時，也加快了與西方經濟模式的融合。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”與地區營商制度環境

營商文化“基因”對當今各城市營商制度環境的影響首先歸因于營商文化的歷史傳承性，中國近代以來的經濟制度變遷，雖然最初未必是直接源于民間商業倫理，但它終究或遲或早地要以其特定的形式創造出市場經濟成長和民間商業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、精于賺錢是一種‘天職’”的宗教倫理文化。尤其是對于轉型國家而言，各地的社會文化背景顯著影響了整個社會對企業家及其營商活動的態度(Smallbone and Welter，2001)；Fritsch and Wyrwich(2014)的實證檢驗表明，經濟體制轉軌前后各地區營商活動具有顯著的歷史傳承性，不受政治經濟環境發生改變的影響。Landes et al.(2010)也指出，盡管相隔超過百年，中國目前的經濟和營商活動與帝制晚期具有明顯的連續性。營商制度環境受到營商文化“基因”影響的內在邏輯還體現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的非正式制度因素，制度變遷和技術變遷一樣，存在規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境產生持久影響的觀點，具有堅實的理論和實證支撐。

(三)營商制度環境影響民營經濟發展的機制分析

行政干預、法治、產權、稅收、商事等方面的營商制度環境主要通過以下路徑影響民營經濟的發展規模和質量：

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

2.法治環境的提升有利于優化民營企業的資源配置和民營企業家的時間資源配置，激勵了生產和創新要素私人所有者的投入，進而促進了民營經濟發展。夏后學等(2019)的研究表明，營商制度環境的優化抑制了企業的尋租行為，影響了企業的創新傾向，優化了資源的配置。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生產效率、產品質量升級、資產周轉、經營周期等績效。從企業家時間配置來看，更好的營商制度環境下，企業家的經濟活動時間將更長，并且在有限的經濟活動時間中，用于生產性經營活動的時間占比將更高，而用于非生產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的企業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展空間，從而影響企業的績效。而Gaganis et al.(2019)的研究也表明，政府的廉潔度對創業活動和中小企業的獲利能力產生重要影響。

3.有效的產權制度安排所形成的激勵機制，促進了生產要素和創新要素所有者的要素投入，尤其是私有產權保護制度的完善，調動了民營企業家創新創業的積極性，進而促進了民營經濟發展。如North et al.(1973)在《西方世界的興起》一書中指出，以產權為核心的有效率的制度結構使個人努力從事經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，保護產權等營商制度的完善，激勵了資本要素的投入，促進了民營企業發展。

4.稅收、商事等方面的營商制度環境優化，降低了民營企業開辦、經營、退出等環節的營商活動成本，從而促進了民營企業發展。吉赟、王貞(2019)的研究表明，稅收負擔的加重阻礙了企業創新。張龍鵬等(2016)的研究表明，行政審批的優化對當地居民的創業傾向和規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進入率。夏后學等(2019)的研究也表明，營商制度環境的改善降低了新生企業進入市場的門檻和成本。

(四)假說

綜合以上文獻和理論分析，本文構建了“營商文化‘基因’-營商制度環境-民營經濟發展”的理論假說，即：受歷史上營商文化“基因”影響的地區營商制度環境，通過多種路徑影響民營經濟發展，營商制度環境的優化，不僅擴大了民營經濟發展規模，也提升了民營經濟發展質量。

三、變量指標選擇

(一)被解釋變量：民營經濟發展

本文從民營經濟發展規模和質量兩個維度構建民營經濟發展的變量指標。

民營經濟發展規模分別使用人均私營和個體企業數，人均民營上市企業數量和營業收入，以及人均新三板企業數量和營業收入，代表不同規模水平的民營企業在各城市的發展規模情況。具體地，人均私營和個體企業數量采用各城市私營和個體企業數量與常住人口的比值，由于城市層級的私營和個體企業數量無法獲得數據，本文使用各城市的企業法人數量乘以私營和個體從業人員占從業人員比例，估算各城市的私營和個體企業數量，數據來源于《中國城市統計年鑒·2018》(2017年數據)；人均民營上市企業使用深滬A股民營企業數量與城市常住人口的比值，深滬A股企業(截止2018年底)包括深滬主板、中小板、創業板、科創板的所有民營企業；人均民營新三板企業使用新三板民營企業數量與城市常住人口的比值，根據國務院發布的《關于全國中小企業股份轉讓系統有關問題的決定》，新三板試點自2013年底由區域性試點轉變為面向全國中小企業的股轉系統正式運行，本文采用截止2018年底各城市的民營新三板企業數量。同時，還采用民營上市企業、新三板企業的營業收入之和代替企業數量獲得替代指標，以獲得包含民營企業規模的替代性指標，分別記為人均民營上市企業營收、人均民營新三板企業營收。人均上市企業和新三板企業數據來源于WIND數據庫。

民營經濟發展質量采用民營上市企業創新能力和微觀調查的民營企業經營活力兩個指標。民營上市企業創新能力采用CSMAR數據庫的上市企業專利數據，并與民營上市企業所在城市匹配，獲得各城市人均的民營上市公司自身專利數據和包括子公司、聯營公司在內的所有專利數據，分別記為：民營上市公司專利I和民營上市公司專利II。民營企業經營活力具體使用產能使用率作為度量指標，原始數據來源于世界銀行企業調查數據，世界銀行較全面的調查數據有2004年和2012年的兩份調查數據，2004年涉及121個城市12400個企業，剔除非民營企業樣本后獲得7867個民營企業樣本；2012年涉及25個大城市2700個企業，剔除非民營企業樣本后獲得578個民營企業樣本；兩期數據共8445個民營企業樣本。

(二)核心解釋變量：營商制度環境

世界銀行《營商環境報告》自2003年首次發布至今，已經形成了比較權威的用以衡量和評估各國私營經濟發展環境的營商環境指標體系，具體包括開辦企業、辦理施工許可證、獲得電力、登記財產、獲得信貸、保護中小投資者、納稅、跨境貿易、執行合同和辦理破產等維度。但由于世界銀行歷年發布的營商環境指數只有極少數的城市層級數據，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“中國城市政商關系指數”(聶輝華等，2018，中國人民大學國家發展與戰略研究院)，該指數從政府為企業提供服務、政府與企業廉潔關系的角度切入，更加微觀和深入地探究了中國地市級以上城市的2017年營商制度環境差別，具體包括政府對企業的服務、政府對企業的關心、企業的稅費負擔、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威的營商制度環境指標，記為：營商制度環境I。同時，本文還引用了中國戰略文化促進會等機構2018年聯合發布的《中國城市營商環境指數評價報告》，報告發布了中國GDP前100名城市的營商環境指數(2017年)，記為：營商制度環境II，作為營商制度環境I的替代指標進行穩健性檢驗。

在從微觀企業層面研究營商制度環境對民營企業發展活力的影響時，引用了上小節所述的2004年和2012年世界銀行調查數據庫中的營商環境障礙評分，根據數據的可獲得性，具體使用腐敗嚴重度、不正當競爭、犯罪、地方保護等營商環境障礙子指標構建營商制度環境障礙綜合指標，調查數據已經給予各子指標障礙嚴重度評分，營商制度環境障礙綜合指標的計算方法參照了世界銀行《營商環境報告》，賦予各子指標相同的權重。

(三)工具變量選擇：開埠時長和明清商幫發源地

既有的相關研究文獻已經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量的工具變量，方穎等(2011)使用基督教會小學生的數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建當今營商制度環境的歷史工具變量，所構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。

本文首先根據上文對營商制度-文化的內部傳承研究，選擇明清商幫發源地作為營商制度環境的工具變量。根據陳阿興(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。基于史料中有關商幫發源地的記載，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源地的虛擬變量，作為當今營商制度環境的一個歷史工具變量。

其次，根據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《中國近代經濟史統計資料選輯》，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勢進而對民營經濟發展的影響；“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發展的影響；“自然資源”以國務院公布的“資源型城市”名單為依據構造虛擬變量，以控制自然資源稟賦對營商制度“鎖定效應”及對民營經濟發展的影響。其次，還加入了城市相關經濟特征的控制變量，如：人均GDP，產業結構，城市級別，以及高鐵、機場等，以控制這些經濟因素對民營企業發展的影響。在基于微觀企業調查數據的估計中，加入了總經理工作經歷、國內銷售額占比、企業規模、企業開辦時長、創新投入等控制變量，以控制民營企業自身的因素對其經營活力的影響。

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量、最小值、最大值、均值和標準差。

四、營商制度環境影響民營經濟發展規模的實證檢驗

(一)研究模型

實證研究主要考慮了城市營商制度環境與民營經濟發展之間的內生性問題。從近些年的相關研究文獻來看，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)。本文借鑒了這些經典文獻的研究思路，選擇開埠時長和明清商幫發源地作為當今城市營商制度環境的歷史工具變量，其適用性闡述如下：

表1 主要變量的統計性描述

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源地與當今城市營商制度環境具有很大的相關性。根據上文的文獻梳理，這種相關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第一階段的估計結果表明，開埠時長和明清商幫發源地對當今城市營商制度環境的影響均顯著，進一步支持了工具變量的相關性特征，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的控制變量，在一定程度上控制著氣候、交通、經濟特征等因素的影響，使工具變量盡可能的滿足與方程(1)誤差項不相關的條件，在一定程度上緩解這些因素所引起的內生性問題。二是從開埠通商和明清商幫的發展歷史事實來看，兩者都具有外生變量的基本特征。根據開埠通商的相關研究文獻，“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、增加關稅、抵御侵略，以維護其統治(張踐，1999)，開埠地點的選擇多是國內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、安徽等內陸省份的商幫。三是本文獲得了開埠時長和明清商幫發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。

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

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

(1)

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

(2)

(二)城市營商制度環境影響民營企業發展規模的估計結果

實證研究首先估計了城市營商制度環境對民營經濟發展規模的影響，分別以人均私營和個體企業數量、人均民營上市企業和民營新三板企業的數量與營業收入為被解釋變量，以營商制度環境為解釋變量，進行2SLS估計。

表2報告了城市營商制度環境對人均私營和個體企業數量影響的估計結果，第(1)、(2)列使用了2SLS估計，第(1)列的營商制度環境的估計系數是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，估計系數變化較小(2.437)，且有5%的置信水平，這表明，營商制度環境對各城市私營和個體企業發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估計的結果，營商制度環境的估計系數為0.425，比第(2)列的估計系數偏小，顯著性也達到1%的置信水平，說明忽略內生性問題的OLS估計顯著低估了營商制度環境對私營和個體企業發展規模的影響。第(4)列報告了2SLS第一階段的回歸結果表明，“開埠時長”和“明清商幫發源地”均在1%的置信水平對營商制度環境產生顯著的正向影響，支持了本文所構建的“營商文化‘基因’對當今各城市營商制度環境產生正向影響”的假說。

表2 營商制度環境影響私營和個體企業規模的估計

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

表3 營商制度環境影響民營上市企業規模的估計

表4是城市營商制度環境對民營新三板企業發展規模影響的2SLS估計。第(1)和第(2)列以人均民營新三板企業數量為被解釋變量，第(3)和第(4)列以人均民營新三板企業營收為被解釋變量，核心解釋變量(營商制度環境)的估計系數分別為0.467、0.450、0.885和0.756，置信水平1%、5%、1%和5%，結果表明，城市營商制度環境對民營新三板企業的數量和營收規模均具有顯著的正向影響，增加更多的控制變量之后，估計結果仍然穩健，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交易企業數量的影響。

綜合表2、表3和表4的估計結果發現，無論是大型的民營上市企業，還是正在成長中的新三板民營企業，或是眾多的私營和個體企業，其發展規模均受到城市營商制度環境顯著的正向影響，即：優化營商制度環境對不同規模的民營企業發展均具有顯著的促進作用，較好的營商制度環境顯著促進了地區民營經濟的發展，而較差的營商制度環境將阻礙地區民營企業發展。尤其是在城市之間經濟競爭日益激烈的市場環境中，優質的營商制度環境也是一個城市吸引民營企業聚集和民營企業家創業的重要因素。

表4 營商制度環境影響民營新三板企業規模的估計

(三)穩健性檢驗與異質性分析

考慮到營商制度環境指標構建的差異，可能影響估計結果的穩健性，本節使用營商制度環境II代替營商制度環境I，使用該替代指標重新估計營商制度環境對民營企業經濟發展規模和質量的影響。表5報告了2SLS估計的結果。第(1)列核心解釋變量(營商制度環境II)的估計系數為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分別為0.293和0.384，置信水平分別為10%和5%。估計結果表明，營商制度環境對民營上市企業、新三板企業發展規模具有顯著的正向影響，對私營和個體企業發展規模也具有一定程度的影響。綜合來看，使用營商制度環境的替代指標的估計結果與表2、3和4的估計結果較為一致，實證結論比較穩健。

本節借助分位數回歸模型檢驗營商制度環境對民營經濟發展規模影響的異質性，估計結果如表6。估計結果整體顯示，營商制度環境對民營經濟發展規模的影響均為正向，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數量為被解釋變量的估計結果來看，核心解釋變量的估計系數分別是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數量為被解釋變量的估計結果中，核心解釋變量的估計系數分別是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數量為被解釋變量的估計結果中，核心解釋變量的估計系數分別是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)。隨著估計分位數的提高，估計系數存在較明顯的增加趨勢。以上估計結果表明，營商制度環境對不同民營企業發展水平地區的民營企業發展的影響都具有顯著性，但從影響程度來看,民營經濟發展越好的地區，營商制度環境對民營經濟發展的影響程度越大。

表5 更換營商制度環境指標的估計結果

表6 分位數回歸中營商制度環境(營商制度環境I)的估計系數

五、營商制度環境與民營經濟發展質量的實證檢驗

(一)城市營商制度環境與民營企業創新能力：基于各地民營上市公司專利數據的檢驗

本節基于各地區民營上市公司的專利密度，從創新能力的視角，檢驗了營商制度環境對民營企業發展質量的影響。表7報告了營商制度環境對民營上市公司專利密度影響的2SLS估計結果。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果十分穩健。第(5)列是更換核心解釋變量指標數據的估計，估計系數為0.113，置信水平為10%，更換變量指標數據之后的估計結果仍較為穩健。綜上估計結果表明，城市營商制度環境對民營企業創新能力具有顯著的正向影響，即：較好的營商制度環境促進民營企業的創新能力，較差的營商制度環境抑制民營企業創新能力，營商制度環境的優化有利于民營經濟發展質量的提升。

(二)營商制度環境與民營企業經營活力：基于世界銀行企業調查數據的檢驗

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

表7 營商制度環境影響民營企業創新能力的估計

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

(3)

營商制度環境障礙對民營企業經營活力影響的估計如表8，第(1)列是基于2012年世界銀行企業營商制度環境調查數據的估計結果，核心解釋變量(營商制度環境障礙)的估計系數為-1.235，置信水平為1%，這說明營商制度環境障礙對民營企業產能利用率具有顯著的負向影響，即：民營企業所面臨的營商制度環境障礙抑制了其經營活力，優化營商制度環境有利于提高民營企業經營活力。第(2)列是基于2004年世界銀行企業營商制度環境調查數據的估計結果，核心解釋變量(營商制度環境障礙)的估計系數為-0.599，置信水平為1%，這說明2004年營商制度環境障礙對民營企業產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年世界銀行企業營商環境調查混合數據的估計結果，結果表明，營商制度環境障礙對民營企業產能利用率的影響同樣為負向(估計系數為-0.609)，且置信水平也達1%，與第(1)和(2)列分別基于2012和2004年的估計結果基本一致，估計結果表明，民營企業所面臨的營商制度環境障礙抑制了其經營活力，這種影響不因樣本時期選擇的不同而改變，估計結果較為穩健。此外，實證檢驗還控制了民營企業的總經理工作經歷、公司開辦時長、國內銷售占比、公司規模、創新投入、行業等特征變量，公司規模對民營企業經營活力的影響為正向顯著，國內銷售占比對民營企業經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 營商制度環境障礙對民營企業產能利用率影響的估計

綜合以上估計結果發現，營商制度環境障礙對民營企業的產能利用率具有顯著的負向影響，民營企業所面臨的營商制度環境障礙越大，民營企業的產能使用率越低，經營活力越弱，反之，則民營企業經營活力越強。推動營商制度環境優化改革，破除民營企業發展所面臨的營商制度環境障礙，有利于增強民營企業經營活力，促進了民營企業發展質量的提升。

六、研究結論和政策啟示

營商制度環境與民營經濟發展問題不僅是政府和社會各界廣泛關注的焦點問題，也是近些年經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，以及營商制度環境影響民營經濟發展的內在機制，構建了“營商文化‘基因’-營商制度環境-民營經濟發展”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”，而營商制度環境的不同帶來了城市民營經濟發展規模和質量的差異。

實證研究以開埠時長和明清商幫發源地為歷史工具變量，基于281個地市級以上城市的數據，檢驗了城市營商制度環境對民營企業發展規模和創新能力的影響，結果表明：營商制度環境對私營和個體企業數量，民營上市公司、新三板公司的數量和營業收入，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境的指標數據，不改變估計的符號和顯著性，估計系數變化微小，實證結論十分穩健；分位數回歸結果表明，不同民營經濟發展水平地區受營商制度環境影響的程度呈現出顯著的異質性，民營經濟發展越好的地區，營商制度環境對民營經濟發展的影響作用越大；基于2004年和2012年世界銀行企業調查數據的估計結果表明，營商制度環境障礙對民營企業產能利用率產生顯著的負向影響，民營企業所面臨的營商制度環境障礙越大，民營企業的產能使用率越低，經營活力越弱。實證研究還表明，開埠時長、明清商幫作為營商“基因”對城市營商制度環境具有較為顯著的正向影響。

在推動全面深化改革和高質量發展的宏觀經濟背景下，研究結論為推動新時代優化營商制度環境改革，進而推動民營經濟高質量發展提供了政策啟示。第一，更加注重營商制度環境的頂層設計，推動構建現代化的營商制度體系。加快對各地營商環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境。第二，更加注重傳承和培育地區營商文化。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”同樣重要，大力傳承和弘揚地區營商文化的同時，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平等的市場主體地位和民營企業家的社會地位，引導民營企業與國有集體企業、外資企業自由競爭、公平競爭和良性競爭。全面檢視現有法律和行政制度體系對民營企業和民營企業家的或顯性、或隱性的歧視制度，給予民營企業家應有的社會榮譽和尊崇地位。