制度競爭、空間策略互動與營商環境優化

王瑩瑩，邵傳林

(華僑大學 a.數學科學學院；b.經濟與金融學院，福建 泉州 362021)

一、問題提出

國務院于2015年8月印發的《關于推進國內貿易流通現代化建設法治化營商環境的意見》首次提出“法治化營商環境”的概念。此后，國務院出臺了《優化營商環境條例》，開始從國家層面推進營商環境建設，各地亦紛紛加快推動營商環境建設，并出臺了一系列具體舉措來推進地區營商環境優化。

其實，早在20世紀90年代中期，就有地區在推進營商環境建設，例如深圳在1995年率先試水行政審批制度改革，精簡行政審批事項，主動轉變政府服務職能。此后，在深圳改革實踐的示范作用下，各地區逐步推動營商環境優化。

時至今日，各地區在推進營商環境優化方面不斷試驗新的政府服務方式和手段，不斷在改革的邊際上進行突破，“敢為天下先”，開展著區域營商環境優化升級“錦標賽”。那么，究竟是什么因素驅動了一些地區在中央政府明確提出“建設營商環境”之前就主動實施營商環境改革？或者說一些地區推動營商環境優化的內生動力機制是什么？顯然，上述問題的答案關系到如何在新形勢下持續向縱深推進中國營商環境優化，確保“放管服”改革不斷取得新成效，不斷縮小與國際一流營商環境的差距，進而充分釋放市場主體活力和社會創造力。

為了對上述問題進行回答，本文基于中國式分權制度背景考察地方政府之間的制度競爭在地區營商環境優化中的動力作用，并應用空間面板計量模型對該動力機制進行實證檢驗。本文的研究既有助于正確理解中國營商環境優化的動力機制，也有助于為持續推動地區營商環境建設提供政策啟示。

本文的邊際貢獻包括：(1)從體制改革動力的形成角度豐富有關營商環境優化的文獻。目前，尚未有研究基于中國式分權背景考察地方政府之間的制度競爭在地區營商環境優化中的動力及其作用，本文首次基于制度競爭這一獨特視角揭示地區營商環境優化的內在動力機制，并應用空間面板計量模型證實該動力機制的存在。(2)本文補充地方政府競爭實現方式方面的研究。無疑，中國地方政府之間存在著激烈的競爭，既有研究對此進行了深入考察和檢驗，但尚未系統考察制度競爭作為地方政府間橫向競爭的一種新手段所具有的當代現實意義及其經濟效應，因此，有必要基于中國的數據資料確認地區間確實存在這種新形態的制度競爭方式。(3)本文還拓展財政分權經濟后果方面的研究。盡管地方政府制度競爭促進了地區營商環境優化向縱深推進，但當前的轉移支付政策弱化了地方政府推動營商環境優化的空間策略互動強度，而本文的分析拓展中國式分權的經濟后果方面的研究。

二、文獻綜述

中國營商環境優化問題已成為經濟管理領域中的熱門研究議題。通過文獻梳理可發現，已有研究側重于考察營商環境建設狀況、決定因素、影響機制、優化策略等，具體可概括為三個方面。

一是實證考察中國營商環境建設狀況及其決定因素。有學者基于世界銀行指標體系對中國營商環境建設狀況進行評價和測度[1-3]。有學者研究發現，在創業融資、辦理施工許可證等方面仍不夠完善[4]；還有學者指出，法律制度、權力結構、放權方式、審批制度變革等因素均會影響營商環境優化狀況[5]；進一步的研究表明，政商關系畸形、簡政放權片面化、稅費負擔過重等因素制約了營商環境改善[6]，政府規模、法治化、分權等因素會正向影響營商環境建設狀況[7]。

二是側重于考察中國營商環境優化的功能和影響。有學者研究發現，好的營商環境反映了政府更多地表現為“援助之手”，這有助于市場主體形成穩定預期，愿意將資源用于創新創業，而非用于尋租[8]；好的營商環境還有助于保護市場主體產權免遭侵占[9]；進一步的研究表明，好的營商環境反映了政府能為實體經濟發展提供高質量公共服務[10]，包括良好的知識產權保護[11]、更有效率的財稅政策[12]以及更具瞄準性的激勵手段[13]；還有實證研究發現，營商環境顯著影響企業經營績效[14]，有助于改善資源錯配問題[15]，行政效率提升和政企關系改善均有助于激發創新創業活力[16]。

三是考察了中國營商環境優化的實施路徑和實踐邏輯[17-18]，總結西方發達國家和地區推進營商環境建設的經驗[19]。有學者指出，可以從允許部分地區先行先試、重構政商關系、加大行政審批改革等方面降低企業制度性成本[20]；還有學者認為，中國營商環境優化的重點是系統性制度變革，應以“放管服”改革為抓手，為激發市場主體活力創造條件[21]，同時以減少行政干預、破除過度管制、提高公共服務效率為重點[22]，加大投資者保護力度[5]；還有學者指出，應以制度協同助推營商環境優化，在政策頂層設計、政府間協調、多主體聯動等方面為激發民營經濟活力營造良好的營商環境[23]。

已有研究為本文考察營商環境優化問題提供了扎實的理論支撐和方法論基礎，但仍存在一些不足：其一，就研究視角而言，尚未有學者基于制度競爭視角分析地方政府在推進營商環境優化中所呈現的橫向競爭作用。已有研究側重于考察營商環境的決定因素及其經濟作用，但問題的關鍵不在于描述營商環境的決定因素或闡釋營商環境所發揮的功能，而是如何持續推進營商環境優化。其二，就核心問題的破解而言，關于應如何構建一流營商環境的研究仍處在描述性分析階段，既有研究尚未能深入考察一流營商環境建設中的制度性動力重塑問題，所提出的對策建議缺乏持續性。其三，就對策研究的可操作性而言，已有研究未能基于地區層面的橫向競爭來設計一流營商環境建設的推進機制，給出的政策建議缺乏制度瞄準性，并未提出立足地區層面的橫向競爭現狀改進營商環境優化策略的方式。

此外，與本文主題相關的另一類文獻主要關注地方政府競爭機制及其經濟效應。比如，有學者分析了中國地方政府競爭的生成邏輯和實現形式[24]，考察了地方政府競爭的經濟后果問題[25-26]，討論并檢驗了地方政府競爭的存在性問題[27-28]，但尚未有研究探討地方政府競爭對營商環境優化的影響，未能分析地方政府競爭的重要形式之一，即制度競爭在區域營商環境建設的作用，這為本文基于制度競爭視角考察地方營商環境優化的空間策略互動效應提供了啟示。

三、制度背景與理論假設

自1994年分稅制改革以來，各地區地方政府之間借助各類政策和地方性法規的出臺展開橫向競爭的態勢越來越明顯。

已有研究表明，在實踐中，地方政府間的橫向競爭已不容忽視，其主要的手段和形式包括稅收競爭、財政補貼競爭、“招商引資”競爭、土地政策競爭、研發補貼競爭、開發區設立競爭、財政支出競爭等[29-34]。不僅如此，近年來在經濟體制改革進程中一些地方政府開始通過加快推進營商制度變革展開橫向制度競爭，即通過加快推進本轄區營商環境建設進而達到吸引外部生產要素不斷流入和本地區經濟快速發展的目的。

為了便于刻畫地方政府間的制度競爭，假設可將各地區劃分為兩類：一類地區在時序上率先實施營商環境優化，擬借助地區營商環境的優化和完善吸引人才、資本、技術等外部生產要素的流入，進而做大本地區稅基，可將這類地區看成制度變革的先發地區；另一類地區在時序上尚未進行營商環境優化，對其他地區的營商環境改革仍持觀望態度，但會對相鄰地區改革所帶來的競爭壓力漸進做出反應，可將這類地區看成制度變革的后發地區。無疑，在既定的資源和要素剛性供給約束下，先發地區的地方政府若率先實施營商環境優化改革，則不僅會降低本地區企業運營的制度性交易成本，還能為轄區內各類企業提供更優質的公共服務，使本地區里的企業具有更強的市場競爭能力，進而吸引各類優質生產要素競相流入本地區。一旦周邊相鄰地區(后發地區)的地方政府發覺先發地區的營商環境優化改革已對本地區發展造成了“負外部性”，即將本地區的優質生產要素“吸走”，則后發地區的地方政府就會模仿地理相鄰的先發地區的營商環境優化改革實踐，從而加快推進本地區營商環境建設。后發地區為了最大限度降低或規避相鄰的先發地區改革對本地區造成的不利影響，會通過制度學習來模仿相鄰地區的營商環境優化改革實踐，以吸引更多外部生產要素流入，進而加快推進本地區經濟發展。

另外，地區間在營商環境優化改革上所呈現的制度競爭還會影響民營企業等市場主體的進入或退出決策。市場主體會對各地區營商環境建設狀況進行評判，并在事前比較營商環境欠佳的地區和營商環境優良的地區給其生產經營活動帶來的成本差異。一旦營商環境優良的地區能夠為其生產運營活動帶來更低的成本，那些業已進入市場的在位企業可能會主動選擇退出營商環境建設落后的地區并遷入營商環境優良的地區，并且那些計劃進入市場的投資者和創業者也會選擇到營商環境優良的地區創業投資。這必然會對營商環境欠佳地區的地方政府造成一種無形的壓力，即面臨稅基流失問題。于是，營商環境欠佳的地區為了不讓本轄區的企業外遷，也為了能吸引更多的優質企業落戶或投資，就不得不借鑒先發地區營商環境建設經驗，即借助制度學習以更優的營商環境吸引外部投資者進入。無疑，地方政府在營商制度變革和制度學習過程中所呈現出的“你追我趕”之博弈態勢，最終引致了地方政府間的橫向制度競爭[35]。

顯然，上文所述的地區制度競爭是地區之間在選擇營商規則或營商規則體系時所呈現的競爭[36]。各地區為了設計出更有利于本轄區市場主體健康發展的營商制度規則而開展制度變革“競賽”，例如，在實踐中地方政府在商事制度、行政服務平臺建設、司法制度改革、公共品供給、稅務營商環境提升等領域積極推進各類制度變革試驗，通過營商環境建設試驗來吸引外部生產要素的流入[37]。在此，本文特別強調在地理上相鄰的同級地方政府之間的制度競爭，例如江蘇和浙江。這兩個地區不僅在地理上相近，而且具有相似的經濟發展水平、基礎設施建設狀況、區位條件和地方亞文化，中央政府對這兩個地區的行政官員進行績效考核，不是基于絕對績效進行考核，而是基于相對績效進行考核，也就是說將這兩個地區進行橫向比較則更具可比性，因此這兩個地區在營商環境建設方面所呈現出來的制度競爭強度會更大。當這兩個地區中的某個地區在營商環境優化改革方面“敢為天下先”時，則會觸發另一個地區的策略性反應。例如，江蘇于2019年初頒布了《加快推進“不見面審批(服務)”進一步優化營商環境的實施意見》，該方案不可謂不具體、不可謂不詳細，所涉及的部門非常多；此后，與其相鄰的浙江制定了《浙江省優化營商環境辦理破產便利化行動方案》，后者的營商環境優化改革力度大、實施措施詳細、可操作性較強，特別是在國內首次試點個人破產制度，可謂開改革之先河。可見，就江蘇和浙江兩省的實際競爭狀況而言，地區之間的橫向制度競爭是異常激烈的；當相鄰地區率先推進營商環境優化改革時，則本地區也會加快推進營商環境優化改革。基于此，本文提出假設1。

假設1：在地方政府橫向制度競爭的作用下，地理上相鄰地區的地方政府在營商環境優化改革競爭中會采取相互模仿的空間競爭策略。

地方政府在營商環境優化改革上所展現的制度競爭效應還依賴于地區財政分權程度、地方財政自給能力、地區經濟增長狀況及經濟開放程度。

首先，地方政府間橫向制度競爭的強度依賴于地區財政分權程度。一個地區的財政分權程度越高，則意味著該地區財政支出與收入相關聯的程度越高，也就越能有效調動地方政府官員發展經濟的積極性[38]。這類地方政府往往也具有較強的財政能力、市場維護能力及為轄區內市場主體提供更優公共服務的能力，因而有能力對轄區內市場主體的訴求和偏好做出快速響應。尤其是在分稅制設立之后，地方政府為了獲得更大的稅基，有動力也有能力在管轄區內塑造營商制度軟環境，主動發起營商環境優化改革，為轄區內的市場主體營造好的營商環境。因此，可以推斷，財政分權強化了中國地區間的橫向制度競爭，即一個地區的財政分權程度越高，其營商環境優化改革的空間策略互補效應就越大。

其次，在分稅制改革之后，為了應對地方政府財權和事權不匹配問題，中央向地方提供了大量的轉移支付[39]。轉移支付作為中央政府協調區域發展的財政手段，在發揮積極作用的同時，還可能會弱化地區間的橫向制度競爭。一個地區的地方政府對中央政府財政支持的依賴程度高，則該地區通過優化營商環境改革來做大轄區稅基的動力會不足。有研究表明，轉移支付未能對地方政府供給公共品產生有效激勵[40]。顯然，推進營商環境優化改革即是供給“制度”這類特殊公共品，轉移支付會弱化地方政府對一流營商環境的制度供給。本文的一個判斷是，轉移支付作為中央政府協調區域發展的財政手段會弱化地區間的制度競爭，中央轉移支付的力度越大則越不利于地方政府間的橫向競爭。

再次，地區經濟增長狀況會對地方政府間的營商環境制度競爭產生間接性影響。如果將地區經濟增長率看作地方政府官員推動地區經濟發展所取得績效的一種衡量指標，那么一個地區的經濟增長較快，則意味著該地區地方政府通過推進營商環境優化改革所能實現的未來回報率就較高，即該地區官員發展經濟所取得的“預期成績”會較好。地方政府官員在經濟增長較快的地區有更強的動力推進轄區實施營商環境優化改革，以便分享營商制度變革所帶來的高經濟增長回報率，進而彰顯其經濟發展“成績”；在轄區經濟增長較慢的地區，地方政府官員通過推進營商環境優化改革所能獲得的未來回報率不高，因而其推進營商環境優化改革的動力會不足。因此，地區經濟增長會強化地方政府間的橫向制度競爭程度，即一個地區經濟增長越快，其地方政府推動營商環境優化改革的空間策略互補效應就越大。

最后，地區開放程度也會影響地方間的橫向制度競爭。在對外開放程度較高的地區，該地區會面臨來自國內外的各種競爭壓力，該地區地方政府對國內外競爭壓力的感知會比較敏感，因而更愿意加快推進本地區營商環境優化改革。如在跨國公司、世界500強等外資企業較多的地區，該地區地方政府常面對各類外部市場主體對其營商環境建設狀況的不滿甚至是指責，一些國際企業甚至要求所在地政府向國際一流營商環境看齊，這必然給地方政府帶來較大外部壓力，使其不得不基于市場主體的各類“訴求”來供給“制度”。與之相反，在地區開放程度較低的地區，由于該地區相對封閉，來自國內外市場主體的輿論壓力較小，該地區地方政府對外部競爭壓力的感知較“木訥”，因而推進本地區營商環境優化改革的動力會不足。因此，地區經濟開放度會強化地方政府間的橫向制度競爭，即一個地區的開放程度越高，其地方政府推進營商環境優化改革的空間策略互補效應就越大。由此，本文提出假設2。

假設2：在財政分權程度較大、轉移支付較小、經濟增長較快及開放度較高的地區，地方政府通過加快推進營商環境優化改革來實施制度競爭的強度會更大，地區間制度競爭所帶來的空間策略互補效應就越大。

四、研究設計

(一)空間計量模型的設定

考慮到各地區推進營商環境優化改革在時序上是動態博弈的，且各地方政府間的制度競爭是漸次展開的，接下來，本文基于空間面板模型進行實證檢驗。為了檢驗假設1和假設2，設定如下空間面板計量模型：

(1)

(2)

在式(1)和式(2)中，ρ為空間自回歸系數，wij為空間權重矩陣元素，μi為地區固定效應，νt為年度固定效應，εit為隨機擾動項；因變量Do-businessit表示地區i第t年的營商環境；Xit為控制變量集；為了檢驗假設2，式(2)在式(1)的基礎上增加了空間滯后因變量與調節變量Intermit的交乘項，在具體的估計過程中可分別使用財政分權(Fisal)、轉移支付(Transfer)、經濟增長率(Growth)和開放程度(Trade)等變量替換式(2)中的Intermit變量。相關變量的定義見表1。

表1 變量定義

(二)空間權重矩陣的設定與說明

首先，在空間計量研究中，最常用的空間權重矩陣就是地理相鄰矩陣W1，即若地區i與地區j在地理上相鄰，即當i≠j時，wij=1，否則wij=0；其次，地理距離矩陣W2也較常用，其中wij為地區i的省會城市與地區j的省會城市之間的歐氏距離dij的倒數，即當i≠j時，wij=1/dij，否則wij=0；最后一種常用的矩陣是經濟距離矩陣W3，其中wij為地區i的人均實際GDP與地區j的人均實際GDP的逆距離，即當i≠j時，wij=1/abs(PGDPi-PGDPj)，否則wij=0。為了保證結論的穩健性，本文將綜合運用上述三類空間權重矩陣展開分析。當然，上述所有空間權重矩陣均須進行行標準化處理[41]。

(三)指數設定、數據來源及說明

為了評價地區營商環境，本文基于法治化營商環境指標體系、市場化營商環境指標體系、金融營商環境指標體系、基礎設施營商環境指標體系、政務營商環境指標體系等五個一級指標體系計算地區營商環境總指數，該總指數基于23個基礎指標構建組成，其計算過程參考邵傳林(2021)[43]的研究。需要特別說明的是，本文中的地區是指省級層面，即不包括西藏、香港、臺灣和澳門地區的30個省份。在地區營商環境指標體系的構建中，需要搜集的數據主要來自《中國統計年鑒》(2001—2018)、《中國勞動年鑒》《中國法律年鑒》及各省份統計年鑒；轉移支付變量的數據來自《中國財政年鑒》(2001—2018)；其他地區層面的宏觀變量的數據來自《中國統計年鑒》和各省份統計年鑒。本文樣本的時間范圍為2000年至2017年。

五、實證分析

(一)對空間相關性的檢驗

為了判斷各地區營商環境優化改革是否在空間上存在策略互動的可能，須先檢驗作為因變量的地區營商環境(Do-business)是否具有空間相關性。基于莫蘭指數(Moran’sI)檢驗結果可知，除了金融營商環境變量(Finance)之外，就地區營商環境變量及其分指標變量而言，Moran’sI的檢驗結果總是高于Moran’sI的期望值(-0.002)且在1%的水平上顯著，這表明地區營商環境變量在空間上存在顯著正向關系，即各地區在推進營商環境優化改革上存在顯著的空間策略互補特征(1)此外，基于Geary’s C檢驗進行分析，結果再次證實了地區間的空間策略互補特征。受限于篇幅，未呈現相應的檢驗結果。。

(二)對假設1的檢驗

表2給出了以地區營商環境作為因變量的空間策略互動模型(1)的回歸結果。在表2中列(1)和列(2)是在不考慮因變量空間相關性的條件下基于常用的雙向固定效應模型進行估計。在表2中列(3)和列(4)是采用極大似然估計法并基于地理相鄰矩陣W1對式(1)進行空間計量估計。結果顯示，空間滯后因變量(W·Do-business)的估計系數顯著大于0，也即空間策略互動系數ρ大于0且在統計上顯著，這表明相鄰地區地方政府推進營商環境優化改革的空間互動策略為相互模仿，即假設1成立。在表2中列(5)和列(6)是基于地理距離矩陣W2對式(1)進行空間計量估計，結果也顯示空間策略互動系數ρ的估計值大于0且在統計上顯著，再次印證了假設1。表2中列(7)和列(8)是基于經濟距離權重矩陣W3對式(1)進行空間計量估計，結果顯示，空間策略互動系數ρ的估計值小于0但不顯著，這與假設1不一致。本文認為，地方政府在推動營商環境優化改革上主要參考地理上相鄰或相近的“鄰居”地區的營商制度變革實踐做出自身決策，且這種空間效應在地理距離相近的地區之間更顯著，而不是參考在經濟發展程度上更具相似性的地區地方政府的行為來做出是否推進本地區營商環境優化改革的決策，因而也就不難理解為何列(7)和列(8)顯示了與假設1不一致的回歸結果。這與鄧慧慧等(2019)[33]的研究發現相似。因此，在下文中，主要基于地理相鄰權重矩陣W1和地理距離權重矩陣W2進行實證估計。

表2 對地方政府制度競爭的空間策略互動效應進行檢驗

為保證結論的穩健性，接下來，使用營商環境的5個分指標作為因變量，估計結果見表3。在列(1)、列(2)和列(3)中，空間滯后因變量(W·Do-business)的估計系數顯著大于0；在列(5)中，空間滯后因變量(W·Do-business)的估計系數大于0但不顯著；在列(4)中，空間滯后因變量(W·Do-business)估計系數的方向與假設1的預期不一致，但并不顯著。綜上，表3的結果表明，地理上相鄰地區的地方政府在營商環境優化改革中會采取相互模仿的空間競爭策略，尤其是在法治化營商環境、市場化營商環境、金融營商環境等領域均采取了空間互補策略(2)基于地理距離矩陣和經濟距離矩陣的檢驗結果再次表明假設1是成立的。受限于篇幅，未呈現這部分估計結果。。

表3 基于地理相鄰矩陣(W1)的營商環境分指標檢驗結果

(三)對假設2的檢驗

為了檢驗假設2，表4和表5基于式(2)給出了空間面板計量模型的實證結果。

首先，用財政分權(Fisal)和轉移支付(Transfer)替換式(2)中的調節變量Intermit，再分別與因變量的空間滯后項相乘。據表4列(1)的估計結果可知，空間滯后項與財政分權變量的交乘項(W·Do-business×Fisal)的估計系數φ為0.716 5且在1%的水平上顯著，這說明地區財政分權強化了地區間在推動營商環境優化改革上所實施的空間策略互補效應；列(2)和列(3)分別是基于W2、W3進行穩健性檢驗，交乘項(W·Do-business×Fisal)的估計系數均顯著大于0，這與列(1)的回歸結果相一致，表明財政分權強化了地區間的橫向制度競爭，即一個地區的財政分權程度越高，其營商環境優化改革的空間策略互補效應就越大。其次，在表4列(5)和列(6)中，空間滯后項與轉移支付變量的交乘項(W·Do-business×Transfer)的估計系數φ顯著為負，在列(4)中為負值但不顯著，這表明中央的轉移支付政策弱化了地區間的制度競爭。

表4 財政分權與轉移支付的異質性影響

在表5列(1)、列(2)和列(3)中，空間滯后項與地區經濟增長變量的交乘項(W·Do-business×Growth)的估計系數φ均大于0，且在列(1)和列(2)中至少在5%的水平上顯著，這表明地區經濟增長強化了地方政府間的橫向制度競爭。在表5列(4)、列(5)和列(6)中，空間滯后項與地區開放度變量的交乘項(W·Do-business×Trade)的估計系數φ均大于0，且在列(4)和列(5)中均在1%的水平上顯著，這表明地區經濟開放度強化了地方政府間的橫向制度競爭。

表5 地區經濟增長與地區開放程度的異質性影響

六、進一步分析

(一)基于不同空間權重矩陣的穩健性檢驗

為了綜合測度地區間的空間相關關系，本文基于地理與經濟距離嵌套矩陣進行穩健性檢驗，估計結果見表6。在列(1)至列(6)中分別使用地區營商環境總指數及5個分指標作為因變量對式(1)進行空間計量估計，結果顯示，在列(1)、列(2)、列(4)、列(5)和列(6)中，空間滯后因變量(W·Do-business)的估計系數顯著大于0，這再次印證了假設1。此外，在列(7)至列(10)中基于式(2)進行空間計量估計，結果顯示，在列(7)中，空間滯后因變量與財政分權變量的交乘項(W·Do-business×Fisal)的估計系數為0.8179且在1%的水平上顯著；在列(8)中，空間滯后因變量與轉移支付變量的交乘項(W·Do-business×Transfer)的估計系數為-0.150 5且在1%的水平上顯著；在列(9)中，空間滯后因變量與地區經濟增長變量的交乘項(W·Do-business×Growth)的估計系數為4.294 3且在1%的水平上顯著；在列(10)中，空間滯后因變量與地區開放程度變量的交乘項(W·Do-business×Trade)的估計系數為10.984 2且在1%的水平上顯著。總之，表6列(7)至列(10)的估計結果再次印證了假設2是成立的。

表6 基于地理與經濟距離嵌套矩陣的穩健性檢驗

(二)對關鍵解釋變量的再衡量和說明

有研究指出，財政分權的不同度量指標在不同時段具有不同適用性[38]。上文主要使用支出指標衡量財政分權，但這難以全面刻畫地區財政分權程度，有必要使用收入指標和財政自主度指標進行穩健性檢驗。在表7列(1)、列(2)和列(3)中，使用“省人均財政收入與全國人均財政收入的比值”度量財政分權變量(Fisal_in)，結果顯示，空間滯后因變量與財政分權變量的交乘項(W·Do-business×Fisal_in)的估計系數均大于0，且在列(1)和列(2)中通過了顯著性檢驗。不同于前文僅使用轉移支付與財政收入的比值度量轉移支付變量(Transfer)，接下來，使用人均轉移支付自然對數重新衡量轉移支付(Transfer_m)，進而替代式(2)中的調節變量(Intermit)，其估計結果參見表7列(4)、列(5)和列(6)。據此可知，轉移支付與空間滯后因變量的交乘項(W·Do-business×Transfer_m)的估計系數均顯著小于0，再次表明，中央轉移支付政策弱化了地區間在營商環境優化改革上的空間策略互補效應，這與假設2是一致的(3)此外，使用“財政收入與財政支出的比值” 或是使用“財政收入除以財政收入和轉移支付之和”度量財政自主度變量，均發現假設2仍成立。。

表7 基于調節變量的穩健性檢驗

(三)基于其他空間計量模型的檢驗

上文僅基于空間誤差模型(SAC)對式(1)和式(2)進行估計，未使用其他模型進行估計。首先，基于空間自回歸模型(SAR)對式(1)和式(2)進行估計，結果顯示，空間自回歸系數ρ的估計值仍顯著大于0，且交乘項的估計系數φ大于0且顯著，并與SAC模型的估計結果非常接近，再次印證了上文假設。其次，基于空間誤差模型(SEM)估計地區營商環境的空間效應，結果顯示，在SEM模型中空間誤差系數λ的估計值顯著大于0，這表明各地區在推動營商環境優化改革上具有空間策略互補特征，但考慮到空間誤差模型(SEM)難以刻畫地區間的空間策略互動特征，無法使用該模型作為基準模型估計式(1)和式(2)。再次，當使用空間杜賓模型(SDM)進行估計時發現，其回歸結果未能通過Wald檢驗和LR檢驗，于是，空間杜賓模型(SDM)退回到了空間自回歸模型(SAR)和空間誤差模型(SAC)。最后，考慮到廣義空間面板隨機效應模型(GSPRE)的假設條件過于嚴格，本文樣本無法滿足，本文僅基于固定效應模型估計式(1)和式(2)。總之，即使選用其他空間面板計量模型估計式(1)和式(2)，本文假設仍成立。

七、結論及啟示

在中國式分權背景下，地方政府之間的橫向制度競爭在推進營商環境優化改革上具有促進作用。本文基于省級面板數據并運用空間計量模型估計地區營商環境優化改革的空間策略反應特征，得到了較穩健的實證結果：在地方政府橫向制度競爭的作用下，地理上相鄰地區的地方政府在營商環境優化改革競爭中會采取相互模仿的空間競爭策略；在財政分權程度較大、轉移支付較小、經濟增長較快及地區開放度較高的地區，地方政府通過加快推進營商環境優化改革來實施制度競爭的強度會更大，地區間制度競爭所帶來的空間策略互補效應也較大。不論是基于不同空間權重矩陣進行各類穩健性檢驗，如基于地理與經濟距離嵌套矩陣作為空間權重矩陣重新估計空間計量模型，還是基于收入指標和財政自主度指標衡量財政分權變量進行穩健性檢驗，或是基于其他各類常用空間計量模型進行檢驗，均表明上述研究結論具有較好的穩健性。

上述結論對引導地方政府行為和促進國際一流營商環境建設具有重要現實意義。第一，既然同級地方政府間的制度競爭促進了相鄰地區采取相互模仿的空間競爭策略，進而加快推進本地區營商環境優化改革，以減少與先發地區間的“制度距離”，這就要求中央政府在對同級別地方政府官員進行績效考核時，可借助標尺競爭激勵地方政府進一步將國際化、法治化、市場化營商環境建設納入官員績效考核體系，并通過營商環境建設的相對績效進行排序，充分發揮地方政府制度競爭機制在進一步深化“放管服”改革中的助推作用。第二，注意防范財政轉移支付政策在地區營商環境建設中的負面效應，謹防個別過度依賴轉移支付政策的地區的地方政府在推動營商環境建設上所表現出來的“不作為”現象，建議將轉移支付額度適當與地區營商環境建設的相對績效進行掛鉤，應基于營商環境建設的相對排序增減轉移支付額度，以提高地方政府實施營商環境優化改革的積極性。第三，地方政府在推進營商環境建設時應協同推進地區對外對內開放，重視本地市場主體的制度訴求問題，尤其是外資企業和外來內資民營企業對本地區營商環境建設過程中“痛點”問題的反映，基于市場主體的制度需求提高營商制度供給的精準度，進而提高民營企業等市場主體對營商環境建設的獲得感。