營商環境優化、數字經濟發展與經濟發展質量提升

摘 要：營商環境優化是經濟發展質量提升的外部保障與動力引擎?；?81個城市2011-2020年的面板數據，實證分析了營商環境對經濟發展質量的影響。結果表明，營商環境優化顯著提升了經濟發展質量，該結論在一系列穩健性檢驗后仍然成立；異質性分析發現，城市能級越高、地理位置越靠東，營商環境對經濟發展質量的影響越強；空間效應顯示，營商環境優化提高了鄰近城市經濟發展質量；機制分析發現，數字經濟是營商環境影響經濟發展質量的作用路徑；門檻效應分析表明，營商環境與數字經濟水平越高，營商環境對經濟發展質量的促進作用越強。最后從營商環境、數字平臺和集群發展等角度提出政策建議。

關鍵詞：營商環境;經濟發展質量;數字經濟;溢出效應；中介效應；門檻效應

DOI：10.13948/j.cnki.hgzlyj.2024.03.003

劉新智，西南大學經濟管理學院、中國西部非公經濟發展與扶貧反哺協同創新中心、西南大學成渝地區雙城經濟圈研究院，電子郵箱：liuxinzhi53@163.com；黎佩雨，山東大學經濟學院，電子郵箱：paperyu97@163.com；周韓梅，西南大學經濟管理學院，電子郵箱：1434210336@qq.com。本文是重慶市教委人文社會科學研究項目階段性成果。感謝匿名審稿人對本文提出的意見，文責自負。

一、引言

改革開放以來，我國經濟發展取得了巨大成效，然而，過去粗放式發展所帶來的資源錯配、創新不足及產業鏈低端等問題制約著經濟發展質量的提升。在此背景下，“十四五”規劃指出，“把握新發展階段、構建新發展格局，為實現高質量發展提供根本保障”，“二十大”報告進一步強調，“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”。2024年4月，習近平總書記在主持召開新時代推動西部大開發座談會時再次指出，要進一步形成大保護、大開放、高質量發展新格局，提升區域整體實力和可持續發展能力。不難發現，高質量發展已成為新發展階段下中國經濟社會發展的主旋律。營商環境優化是基于經濟高質量發展的現實需求，對制度“軟”環境與基礎設施“硬”環境提出更高標準的回應，推動營商環境優化能改善資本配置效率、激發市場活力、鼓勵企業創新，提升經濟發展質量（賀曉宇和沈坤榮，2018），決策層對此日益重視。2022年，中央發布《關于復制推廣營商環境創新試點改革舉措的通知》，鼓勵各地區持續優化營商環境，培育新興發展動力，提升發展質量。由此可見，營商環境優化是提升經濟發展質量的外部保障和創新動力。此外，作為高質量發展的重要形態，數字經濟在我國轉變經濟發展方式、提升發展質量的過程中扮演著重要角色。一方面，數字經濟特有的要素共享和知識溢出功能弱化了區域壁壘，進一步通過大數據識別提升了市場信息完全性，降低了搜尋成本，強化了營商環境的資源配置效應；另一方面，在數字經濟發展初期，大量的要素投入及產業轉型時滯，可能造成要素錯配，抑制營商環境的作用。

那么，營商環境優化能否提升經濟發展質量？營商環境對經濟發展質量的影響是否存在溢出效應？營商環境對經濟發展質量的影響是否存在非線性特征？圍繞上述問題，我們基于281個地級及以上城市2011-2020年的面板數據進行實證分析。

本研究的創新之處在于：一是引入了經濟發展質量的二級指標，細化了營商環境對經濟發展質量的影響；二是運用空間模型和中介效應，探究了營商環境對經濟發展質量的溢出效應，進一步分析了數字經濟在直接效應和溢出效應中的機制作用，打開了“營商環境-經濟發展質量”之間的黑箱系統；三是運用門檻效應模型，分析了營商環境影響經濟發展質量的非線性特征。

二、文獻綜述

營商環境是涉及現代化體系建設、產業結構升級和經濟動能轉變的重大工程，涵括了經濟、社會和法制等多個維度（李志軍等，2019），包括制度“軟”環境與基礎設施“硬”環境，其內涵界定具有狹義與廣義之分（李言和張智，2021）。狹義的營商環境是市場主體在進行經濟活動時所遵循的一系列制度安排所花費的成本總和，是市場環境和行政環境等約束條件的集合（宋林霖和何成祥，2018）。廣義的營商環境內涵更具綜合性，包括制度約束和非制度安排（董志強等，2012）。營商環境的測度以綜合性指標為主，代表性指標體系包括世界銀行發布的《營商環境報告》、“中國城市營商環境評價研究”課題組等（2021）發布的指標體系，二者基于市場環境、政務環境、人力資源環境等維度測算營商環境。此外，現有文獻測算營商環境主要基于省級層面（蔡璐，2020），且未考慮營商環境優化的空間相關性（孫萍和陳詩怡，2019），一定程度上降低了結論的準確性。

在經濟發展質量方面，西方主流經濟學派認為經濟發展質量涉及國民財富、人均產出和社會產品的持續增加，需要從多個維度進行全面考察，是一個綜合性概念（亞當·斯密，1972）。國內學者則基于時代背景和研究視角，從各個維度定義了經濟發展質量。狹義的經濟發展質量關注生產效率，通常采用投入產出法（黃清煌和高明，2016）、人均產出進行測度（沈坤榮和傅元海，2010）；廣義的經濟發展質量內涵更具綜合性。十九大“高質量發展”概念提出后，大多數學者基于“創新、協調、綠色、開放、共享”五位一體發展理念構建經濟發展質量測評體系（周永道等，2018），部分學者基于經濟發展過程進行測度（劉新智等，2022），另外一些學者則強調經濟系統的平衡性，重點關注物質、社會、政治和生態的總體系統協調發展（趙劍波等，2019）。此外，經濟發展質量影響因素的文獻也比較豐富，大體上分為兩派，一是基于發展動力視角，研究技術進步、勞動力流動和資本積累等要素的影響（金碚，2018；陳曉等，2020）；二是基于發展環境，考察外部條件對經濟發展質量的影響（何地和林木西，2021；王帥，2021）。

在二者的關系上，蔡璐（2020）基于省級層面，分析發現營商環境優化提升了經濟發展質量；申爍等（2021）研究發現，營商環境優化提高了產出效率。王靜和賀大興（2022）分析表明，經濟水平越高，營商環境對經濟發展質量的提升作用越強。隨著信息技術的不斷發展，數字經濟逐步滲透到社會的各個領域，引起了學界的廣泛關注。Zhong和Chen（2023）分析了數字經濟在營商環境影響經濟發展質量中的作用；任宗強等（2021）分析發現，營商環境優化提升了數字經濟水平；劉誠和夏杰長（2023）探究了數字經濟背景下營商環境的優化方向；張蕊和余進韜（2021）研究發現，數字金融通過優化營商環境提升了經濟發展質量；何地和林木西（2021）研究發現，數字經濟和營商環境的交互效應推動了產業結構升級；周磊和龔志民（2022）、王玨和呂德勝（2022）研究發現，數字經濟對經濟發展質量的影響存在非線性特征。

上述文獻對本研究有一定啟示作用，但仍然存在有待完善的研究空間。一是關注整體效應，加強營商環境對經濟發展質量的細化影響分析。二是注重區域間營商環境優化的協同性，分析營商環境影響經濟發展質量的溢出效應。三是考察營商環境影響經濟發展質量的非線性特征。因此，本研究引入了經濟發展質量的二級指標，并結合空間模型、中介效應和門檻效應模型，分析了營商環境影響經濟發展質量的溢出效應、中介效應和非線性特征，以期做出邊際改進。

三、機理分析與研究假說

（一）營商環境優化與經濟發展質量提升

1.營商環境對當地城市經濟發展質量的影響

營商環境優化創造了良好的外部條件，包括政府服務環境、金融服務環境和創新環境等，有利于吸引要素流入?？偟膩碚f，營商環境優化對經濟發展質量的提升是多維度、全方面的（邵傳林，2021）。首先，營商環境刻畫了市政關系，好的營商環境代表著清廉、高效的政府和公平、有效的市場，通過提升政府服務能力，包括提高調控效率和優化服務水平等，抑制微觀主體的尋租動機（夏后學等，2019），鼓勵微觀主體通過創新獲取市場優勢，提升經濟發展質量（顧元媛和沈坤榮，2012）。其次，制度環境優化伴隨著資源的流入，有利于轉換經濟發展動力，為提升經濟發展質量奠定基礎（Pisan，2015）。此外，營商環境優化有利于完善法律制度，增強市場主體投資信心，從而激發行業科研動力，培育創新發展動力，推動經濟由粗放式增長轉向集約式發展，提升經濟發展質量（覃飛等，2020）。據此，提出假說1：

H1：營商環境優化提高了經濟發展質量。

進一步地，我們分析營商環境對經濟發展質量子維度的影響。

（1）營商環境對經濟發展動力的影響

經濟發展“提質減檔”的關鍵在于產業轉型升級、創新能力提升和區域協調發展（任保平，2013）。營商環境優化為市場主體創造了更加完善的制度軟環境和基礎設施硬環境，是經濟發展動能轉換的外部保障。首先，好的營商環境代表著高效的政府和透明的市場，能有效抑制企業尋租動機（夏后學等，2019），激勵市場主體通過技術進步獲取競爭優勢，帶動經濟增長由要素驅動向創新驅動轉變；其次，營商環境優化能吸引要素流入，有利于提升行業技術水平（World Bank， 2021）。此外，營商環境優化伴隨著軌道交通等基礎設施的完善，有利于降低企業運行的顯性成本，并不斷創新要素流動渠道，打破行政區劃“藩籬”，為經濟發展動力提升創造良好的外部環境（Liu 等， 2019）。據此，提出假說1a：

H1a：營商環境優化提升了經濟發展動力。

（2）營商環境對城市經濟發展結構的影響

理性預期理論認為，個體決策同時受到過去和現在信息的影響（張雙鵬和周建，2018）。營商環境優化意味著有效的市場機制、公平的競爭環境和健全的基礎設施，有利于經濟主體對未來發展環境形成良好預期，抑制企業的尋租動機，鼓勵企業增加科研投入（李言和張智，2021）。首先，營商環境優化有利于吸引資本流入和降低融資約束，擴大了區域內資本規模，能有效緩解企業的資金壓力，為企業的人才引進、技術研發等提供資金保障（World Bank，2021）；其次，營商環境優化能提升市場的透明度，打造公平競爭的市場環境，有利于生產要素合理配置，帶動要素的高效匹配，提高產出效率，推動產業轉型升級（Hsieh和Klenow，2009）；最后，營商環境優化存在技術、資本偏向性，通過投資特定行業，營造良好的創新氛圍，為經濟結構升級提供動力（齊蘭和徐云松，2017）。據此，提出假說1b：

H1b：營商環境優化改善了經濟發展結構。

（3）營商環境對經濟發展成果的影響

營商環境優化能有效提升經濟發展效率、社會服務效率和環境治理效率，通過完善基礎設施建設、提高治理水平和創造就業崗位等措施實現發展成果共享（杜運周等，2022）。首先，營商環境優化引致的發展動力轉換、發展結構升級對提升微觀主體管理水平、運行效益和降低運行成本等方面有著正向作用（李志軍，2021）。其次，營商環境優化在一定程度上代表了公共服務升級、法制環境和稅收環境等制度軟環境的完善，以及交通基建等基礎設施硬環境的興建，能逐步實現教育資源共享，豐富文化娛樂產品和設施，推動醫療衛生事業等民生領域的發展，并吸納各種民間資本參與投資，提供個性化服務，促進經濟發展成果共享（于文超和梁平漢，2019）。據此，提出假說1c：

H1c：營商環境優化擴大了經濟發展成果。

2.營商環境對鄰近城市經濟發展質量的影響

營商環境優化能逐步打破地方“保護主義”，暢通要素流動渠道，促進城市間要素自由流動，推動全國統一大市場的形成，提升鄰近城市經濟發展質量。此外，溢出效應能進一步提升技術水平、降低融資約束，促進城市經濟發展質量提升（覃飛等，2020）。首先，營商環境優化伴隨著傳統基建與新型基建的完善，包括交通、電力和城市配套設施等傳統基建，以及數字化平臺、5G通訊等新基建，有利于打造新的要素流通渠道，提升要素流動速率，降低微觀主體運行的顯性成本，增強企業的創新意愿，培育新興增長極，提升經濟發展質量（Liu等，2019）。其次，營商環境具有“示范效應”，營商環境優化不僅能帶動城市內經濟發展質量提升，同時會對周圍地區營商環境產生“擴散效應”，帶動周邊城市營商環境優化，進而對經濟發展質量產生溢出效應（毛琦梁和王菲，2020）。據此，提出假說2：

H2：營商環境優化提高了鄰近城市經濟發展質量。

（二）營商環境優化、數字經濟發展與經濟發展質量提升

數字經濟是以現代化網絡為載體，推動信息技術的高效運用和產業結構優化的一系列經濟活動。數字經濟發展伴隨的顛覆性創新，在深度和廣度上都遠遠超過傳統領域（王定祥等，2023）。首先，營商環境優化了創新和社會服務環境，帶動了技術進步，這是數字經濟發展的關鍵（劉新智等，2023）。一方面，技術進步與基礎設施建設水平正相關，提升了企業間的聯系密度，刺激了創新活動的產生，生活基礎設施建設優化了居民的生活條件，吸引了人才流入以及企業入駐，并且其帶來的潛在物質資本也會對技術進步產生積極影響（王自鋒等，2014）。另一方面，創新環境優化顯著提升了技術水平，這不僅體現在政府創新投入對技術進步的促進作用上，更重要的是，政府創新投入能激發企業的創新熱情，提升整體創新氛圍（余子鵬和金晶，2020）。其次，營商環境優化伴隨著市場環境和融資服務的完善，為“數字產業化+產業數字化”提供了應用場景（馬忠新，2021）。一方面，市場水平提升伴隨著經濟規模擴大、收入增長和產業結構完善等，為“信息技術＋傳統產業”的結合提供了現實場景；另一方面，金融環境優化擴大了市場的資金規模，降低了企業的融資難度，為企業進行技術創新和數字化轉型提供了資金支持。此外，營商環境優化提高了政府服務效率（唐天偉，2021）。一方面，政府服務環境優化有利于打造良好的政商關系，從而推動企業進行技術創新活動；另一方面，企業的知識產權與權益保護離不開制度保障，加強政府服務環境建設可以更好地維護企業合法權利，激發企業進行技術創新。

基于上述分析，提出假說3：

H3：營商環境優化通過促進數字經濟發展，提高了經濟發展質量。

（三）營商環境影響經濟發展質量的非線性特征

1.營商環境的門檻效應

上述分析表明，營商環境優化能提升經濟發展質量，但營商環境的溢出效應受限于網絡外部性，并且營商環境優化具有產業關聯性特征。因此，營商環境對經濟發展質量的影響可能存在非線性特征。自2013年我國正式提出“營商環境”概念以來，各地在營商環境領域進行了大量改革，營商環境優化效果初見成效。目前，我國營商環境處于優化提升階段百年民生路系列研究——中國營商環境發展歷程回顧。網址：https：//www.thepaper.cn/newsDetail_forward_13647817。，但受制于經濟發展水平等差異，城市間營商環境水平差異較大，營商環境的影響作用尚未完全釋放（邱康權等，2022）。因此，營商環境優化對經濟發展質量的影響部分取決于城市營商環境所處階段，即可能存在非線性特征。據此，提出假說4：

H4：營商環境對經濟發展質量的影響存在非線性特征

2.數字經濟的門檻效應

數字經濟是以信息技術為載體的新型經濟形態，其重要特征是通過大數據的“識別—選擇—過濾—使用”功能，促進要素的優化配置，以實現高質量發展（劉新智和孔芳霞，2021）。一方面，數字經濟突破了傳統經濟發展模式，提供了線上要素流動渠道，能有效打破時空限制，強化營商環境的資源配置作用；另一方面，隨著數字經濟的廣泛應用，行業和部門的邊界弱化，信息完全度也逐步提升，跨區域聯動的成本下降，有助于推動城市間高質量發展的協調演進，激發營商環境的溢出效應（周磊和龔志民，2022）。與此相對應的是，數字經濟發展初期也存在一定代價（周曉輝等，2021）。首先，大量要素投入到新興基礎設施建設當中，一定程度上擠占了城市發展資源，弱化了城市資源利用效率；其次，數字經濟發展初期存在新舊產業迭代和信息技術普及的時滯，可能導致在發展初期并不能完全釋放數字經濟發展紅利，進而抑制營商環境的作用（蔡玲和汪萍，2022）。據此，提出假說5：

H5：數字經濟發展有利于增強營商環境對經濟發展質量的促進作用

四、研究設計

（一）計量模型設定

1.基準模型

我們參考張蕊和余進韜（2021）的做法，構建固定效應模型進行實證分析。另外，考慮到經濟發展是一個持續性過程，本研究加入被解釋變量的滯后項參與回歸。綜上，構建動態面板模型：

yi，t=α0+α1yi，t－1+α2envi，t+α3controli，t+μt+vi+εi，t（1）

式（1）中，α0為常數項，y為被解釋變量，yt－1為滯后一期的被解釋變量，包括經濟發展質量（qed）、經濟發展動力（ded）、經濟發展結構（sed）、經濟發展成果（eed），env為核心解釋變量營商環境，control為控制變量，μt為時間效應，vi為個體效應，εi，t為隨機擾動項。

2.空間模型

首先，選擇全局Moran′I指數檢驗營商環境是否存在空間相關性；其次，構建空間模型。我們在此處假設空間杜賓模型為最優模型，具體模型選擇依據后文分析得出。

空間權重矩陣是模型回歸的關鍵。現有研究大多采用鄰接矩陣（W1）和二階地理距離矩陣（W2）參與回歸。為保證研究結果的穩健性，我們選擇上述兩種矩陣參與回歸?？臻g模型如下：

①全局Moran′I指數

I=∑ni=1wij（Yi－Y）（Yj－Y）S2∑ni=1∑ni=1Wij（2）

②空間杜賓模型

qedi，t=α′0+ρWqedi，t+α′1envi，t+α′2controli，t+β′1Wenvi，t+β′2Wcontroli，t+μi+vi+εi，t（3）

式中，ρ為空間自回歸系數，W為空間權重矩陣，其余變量含義與式（1）相同。

3.中介效應模型

參考Dai等（2022）的做法，構建考慮空間特征的中介效應模型：

qedi，t=α″0+ρWqedi，t+α″1envi，t+α″2controli，t+β″1Wenvi，t+β″2Wcontroli，t+μi+vi+εi，t（4）

lndigi，t=α′″0+ρWlndigi，t+α′″1envi，t+α′″2controli，t+β′″1Wenvi，t+β′″2Wcontroli，t++β′″2Wcontroli，t+μi+vi+εi，t（5）

qedi，t=α″″0+ρWqedi，t+α″″1envi，t+α″″2lndigi，t+α″″3controli，t+β″″1Wenvi，t+β″″2Wlndigi，t+β″″3Wcontroli，t+μi+vi+εi，t（6）

我們采用Baronh和Kenny（1986）提出的逐步回歸法驗證數字經濟的中介效應。

4．門檻回歸模型

為探討營商環境影響經濟發展質量的非線性特征，我們采用門檻效應模型進行分析。模型如下：

qedi，t=η0+η1envi，t（τi，t≤γ）I（·）+η2envi，t（τi，t>γ）I（·）+η3controli，t+εi，t（7）

式（7）中，τ為門檻變量，包括營商環境與數字經濟，γ為單一門檻值，其余變量含義與式（1）相同，I（·）為示性函數，若τi，t≤γ，則I（·）=1，反之為0。

式（7）為單一門檻檢驗，在其顯著的基礎上，構建雙門檻回歸模型：

qedi，t=η0+η1envi，t（τi，t≤γ1）I（·）+η2envi，t（γ1<τi，t≤γ2）I（·）+η3controli，t+η3envi，t（τi，t>γ1）I（·）+εi，t（8）

式（8）中，γ1、γ2（γ1<γ2）為數字經濟的兩個門檻值。

（二）變量選取

1.被解釋變量

經濟發展質量（qed）：我們參考范柏乃等（ 2021 ） 的做法，從經濟發展動力、經濟發展結構、經濟發展成果三個層面構建指標體系，使用熵值法賦權并計算指標得分。

2.核心解釋變量

營商環境（env）：本文綜合數據的可得性和科學性，結合“中國城市營商環境評價研究”課題組（2021） 的成果，從政府服務、金融服務、人力要素等方面，運用熵值法測算營商環境得分。具體指標如下：

3.門檻變量

數字經濟：本文選擇郭峰等（2020）編制的數字普惠金融指數代表數字經濟。

4.控制變量

參考李翠妮等（2020）的研究成果，選擇控制變量如下：工業發展水平（lnind），使用城市工業企業數量測度；外商投資水平（lnfdi），使用外商直接投資衡量；人均收入水平（lnpi），使用城市人均可支配收入測度；公共交通水平（lnpub），使用年末實有公共汽（電）車營運車與出租汽車營運車輛數之和代表城市公共交通水平；城市化水平（lnurb），采用常住人口城鎮化率表示。

（三）數據來源與描述性統計

鑒于數據的可得性，剔除數據缺失嚴重和行政區劃改變的城市，選取281個地級及以上城市2011-2020年的數據為樣本。城市數據數據取自《中國城市統計年鑒》，缺失數據采用插值法進行預測；數字經濟數據來自北京大學數字普惠金融指數。機制變量和控制變量進行了對數化處理。變量描述性統計見表3。

五、實證分析

（一）營商環境與經濟發展質量演變趨勢限于篇幅，營商環境與經濟發展質量趨勢圖未報告，留存備索。

1.營商環境時空演變特征

2011-2020年城市營商環境得分呈現空間差異性與發展階段性特征。在空間差異性上，東部沿海城市營商環境發展水平明顯優于中西部城市和東北城市，省會城市營商環境發展水平總體上優于省內其他城市，此外，營商環境優化還存在集群發展現象。

在發展階段性上，2011年，營商環境優化水平較低，大多數地級市處于第四、第五分位數區間，省會城市和直轄市發展水平較高，主要處于第一、第二分位數區間。2014年，營商環境優化水平顯著提升，不同區域、能級城市營商環境水平顯著上漲，并且基礎較好城市的上漲幅度更大，這在一定程度上導致了營商環境優化的空間異質性。此外，大部分城市處于第三、第四分位數區間，最低分位數區間的城市數量明顯下降，營商環境得分結構逐步由“金字塔形”向“橢圓形”轉變。2014-2020年，城市營商環境優化速度明顯下降，但區域內部差距有縮小的趨勢。

2.經濟發展質量時空演變特征

2011-2020年經濟發展質量整體呈現上漲趨勢，空間格局逐步由以省會城市為核心的“多點式”向“集群式”轉變。2011年，城市經濟發展質量水平偏低，僅有直轄市和部分省會城市處于第一分位數區間，東部城市經濟發展質量得分大部分處于第二、第三區間內，中西部與東北大部分城市經濟發展質量得分處于第三、第四區間內；2011-2014年，東部經濟發展質量得分穩步上升，大部分城市經濟發展質量得分處于第二分位數區間，中西部與東北城市經濟發展質量水平相應提升了一個等級，經濟發展質量得分均值處于第三分位數區間內，這一時間段內區域間經濟發展質量得分差距逐步擴大；2014-2017年，城市經濟發展質量保持穩定；2017-2020年，部分非省會城市經濟發展質量得分上漲到最高分位數區間，中西部城市經濟發展質量提升更加顯著，整體發展差距縮小。

（二）基準回歸分析

1.基準回歸

依據Hausman 檢驗結果， 我們選擇動態固定效應模型進行回歸分析。由表4列（1）可知，營商環境優化顯著提升了經濟發展質量，具體來說，營商環境提升1個單位，經濟發展質量上漲0.0421個單位，假說1得到驗證。由表4列（2）可知，營商環境系數為0.0329，即營商環境每提升1個單位，經濟發展動力水平上漲0.0329個單位，假說1a得到驗證；由表4列（3）可知，營商環境系數顯著為正，說明營商環境優化推動了經濟發展結構升級；由表4列（4）可知，營商環境優化對經濟發展成果的影響顯著為負，系數為-0.0444，這與理論分析相悖，原因是城市間營商環境優化水平不均衡，核心城市在營商環境優化上具有絕對領先地位，進而引致外圍城市資本、技術和人才等生產要素向核心城市集聚，而囿于城市間產業結構差異、交通設施不健全等客觀因素，核心城市經濟發展的擴散效應較弱，營商環境優化水平差異所導致的虹吸效應在城市之間占據主導地位。因此，現階段營商環境優化對經濟發展成果的影響呈現負向作用?？刂谱兞刻卣髋c相關文獻基本一致（李翠妮等，2020）。

2.內生性檢驗限于篇幅，內生性檢驗回歸結果未報告，留存備索。

本部分通過兩種方式進行內生性檢驗：第一，系統GMM。系統GMM有效克服了內生性和弱工具變量問題，能有效緩解模型的內生性問題；第二，工具變量法。借鑒Lewbel（1997）的處理方式，以營商環境指數得分與平均值做差的3次方為工具變量，該方法使用變量的高階矩構造工具變量，通過降低樣本觀測誤差緩解內生性問題。

根據系統GMM回歸結果，各模型回歸結果的AR（1）在1%的水平上顯著，AR（2）檢驗的伴隨概率大于10%的顯著性水平，即模型殘差無自相關，Hansen過度識別檢驗通過，說明工具變量選擇有效。并且，營商環境系數與基準回歸結果的差異較小，驗證了結果的穩健性。

工具變量回歸結果顯示，第一階段回歸結果顯示，iv_env的系數顯著，驗證了工具變量的相關性；第二階段回歸結果顯示，KP-LM統計量與在1%的水平上顯著，拒絕原假設“工具變量識別不足”，KP-Wald-F統計量顯著大于Stock-Yogo弱識別檢驗10%水平上的臨界值，說明工具變量選擇有效，營商環境系數與基準回歸結果基本一致。模型不存在嚴重的內生性問題。

3.穩健性檢驗限于篇幅，穩健性檢驗回歸結果未報告，留存備索。

第一，刪減樣本。北京、上海、重慶、杭州、廣州和深圳是營商環境創新試點城市，營商環境水平明顯優于其他城市，因此，刪減后進行回歸。第二，滯后處理。我們使用營商環境的滯后項參與回歸分析。結果顯示，營商環境的系數與顯著性較基準回歸結果變化較小，驗證了結論的穩健性。

4.異質性分析

（1）區域異質性

該部分將研究區域劃分為東部、中部、西部和東北四大板塊，探究區域異質性。

表5列（1）～列（4）為區域異質性回歸結果。易知，區域間營商環境系數和顯著性差異明顯。系數大小呈現“東部>中部>西部>0>東北”的區域特征；顯著性上，東部城市營商環境系數顯著，中西部和東北城市營商環境系數不顯著。究其原因：一是營商環境優化水平差異。營商環境優化水平呈現“東部>中部≈西部>東北”的空間特征。并且，營商環境優化水平與營商環境系數在空間上近似匹配，從而導致了營商環境影響經濟發展質量的區域異質性。二是經濟發展質量差異。經濟發展質量在一定程度上決定了經濟基礎、產業類型和增長方式等條件。具體而言，東部城市經濟發展質量水平較高，發展基礎較好，城市支柱產業為金融、科學研究和休閑娛樂等第三產業，經濟發展高度依賴外部環境；相反，中西部和東北大部分城市經濟發展較差，并且城市核心產業主60d048be5f457936ff36533a64a8e3f5a93137ab031ba1a84075926cf56e999b要為工業制造等一、二產業，經濟發展方式相對粗放，對外部環境的要求也相對較低，致使經濟發展質量對營商環境優化不敏感。

（2）城市能級異質性

我們以國務院2014年印發的城市規模標準為依據，將城市劃分為大、中、小三類進行分析。

表5列（5）～列（7）為城市能級異質性回歸結果。不難發現，各類型城市營商環境系數的大小與顯著性存在較大差異。營商環境系數大小呈現“大城市>中等城市>小城市”的特征。由此推斷，城市規模越大，營商環境作用越強，原因是營商環境與城市規模互為因果。一方面，城市規模的提升伴隨著基礎設施完善和市場規模擴大，為營商環境優化提供了現實條件；另一方面，營商環境優化能營造良好制度環境，有利于吸引要素集聚，為城市規模擴張奠定基礎。在顯著性上，大城市和中等城市的系數顯著，小城市的系數不顯著，其原因如下：大城市和中等城市的支柱產業為金融、技術研發等，對外部環境更加敏感；相反，小城市發展落后，處于產業鏈上游，受營商環境的影響較小。

（三）空間回歸分析

1.全局Moran′I指數分析

由表6可知，在鄰接矩陣和二階地理距離矩陣下，營商環境的全局Moran′I指數均在1%的水平上顯著為正，營商環境的空間相關性得到驗證。

2. 模型適配檢驗

在進行回歸前，需要對空間模型進行適配檢驗，適配檢驗結果見表7。首先，進行LM檢驗，SEM模型與SAR模型均在1%的水平上顯著，表明二者均適合進行空間分析；其次，由Hausman檢驗可知，固定效應模型優于隨機效應模型；然后，通過Wald檢驗可知，SDM模型不能簡化為SEM模型與SAR模型；最后，由LR檢驗可知，模型可擴展為個體和時間雙固定效應模型。因此，我們選擇雙向固定SDM模型進行回歸分析。

表8顯示，營商環境系數、空間溢出系數、空間自回歸系數均顯著為正，假說2得到驗證。

3.空間效應分解

本部分參考李勇輝等（2021）的做法，將空間效應分解為總效應、直接效應和間接效應。

表9為營商環境系數的分解結果。在直接效應上，營商環境優化顯著提升了本地經濟發展質量，原因包括：第一，營商環境優化隨著制度環境和基礎設施完善，有效降低了企業運行成本，為經濟發展質量提升奠定了基礎；第二，營商環境優化代表著清廉、高效的政府和公平、有效的市場，能有效理清政府與市場關系，有利于提升政府調控效率、激發市場作用，促進資源合理配置、帶動產業轉型升級；第三，營商環境優化能吸引要素流入，有利于培育創新動力，帶動產業轉型升級。分析間接效應，營商環境優化顯著提升了鄰近城市經濟發展質量，原因是我國目前聚焦于城市群和區域板塊聯動發展，城市間要素流動頻繁，營商環境優化能有效打破地方“保護主義”，推動全國統一大市場的形成，提高了“企業-要素”匹配度，助推鄰近城市提升經濟發展質量。

（四）中介效應分析

表10顯示，列（1）～列（6）中的營商環境系數、營商環境空間系數、數字經濟系數、數字經濟空間系數和空間自回歸系數均顯著，數字經濟的中介效用得到驗證。

（五）門檻回歸分析

我們通過Bootstrap抽樣法，檢驗門檻效應。表11顯示，營商環境為單門檻效應，數字經濟為雙門檻效應。我們按照門檻值進行分組回歸。

表12顯示，當營商環境得分小于門檻值時，營商環境的系數為0.0545；當營商環境得分跨越門檻值之后，營商環境的系數上漲到0.1366。此外，營商環境對經濟發展質量的影響均顯著。數字經濟為雙門檻效應，門檻值為5.5900和5.6771，當數字經濟得分小于5.5900時，營商環境對經濟發展質量的系數為0.0587，并且在1%的水平上顯著；當數字經濟得分位于5.5900～5.6771之間時，營商環境回歸系數上漲到0.0960；當數字經濟得分突破5.6771后，營商環境系數進一步提升。綜上，營商環境和數字經濟水平越高，營商環境對經濟發展質量的作用力度就越強，假說4、假說5得到驗證。

六、結論與建議

（一）結論

基于營商環境影響經濟發展質量的理論分析與現實考察，選取281個地級及以上城市2011-2020年的面板數據為研究對象，運用動態面板模型、空間杜賓模型、中介效應模型和門檻效應模型，探究了營商環境影響經濟發展質量的直接效應、溢出效應、中介效應和非線性特征。結論如下：

一是直接影響。營商環境優化顯著提升了經濟發展質量，并且，對經濟發展質量二級指標的影響也顯著。其中，對經濟發展動力、經濟發展結構起促進作用，對經濟發展成果起負向作用。異質性分析發現，城市能級和區域差異會影響營商環境對經濟發展質量的作用力度和顯著性。區域異質性上，營商環境系數大小呈現“東部>中部>西部>0>東北”的空間特征，此外，僅有東部的營商環境系數顯著；城市能級異質性上，營商環境系數大小呈現“大城市>中等城市>小城市”的特征，其中，大城市與中等城市營商環境系數顯著，小城市營商環境系數不顯著。

二是溢出效應?？臻g模型回歸結果顯示，營商環境系數、空間溢出系數、空間自回歸系數均顯著為正，溢出效應顯著。進一步地，營商環境對經濟發展質量的空間滯后項系數顯著為正，并且溢出效應系數較直接效應系數更大。最后，我們使用空間效應分解方法再次進行回歸，驗證了溢出效應的穩健性。

三是中介效應。基于考慮空間特征的中介效應模型，通過三步法檢驗數字經濟的中介效應，結果顯示：數字經濟是營商環境影響經濟發展質量直接效應與溢出效應的中介變量。

四是非線性特征?；跔I商環境與數字經濟兩個門檻變量，實證檢驗營商環境影響經濟發展質量的非線性特征，結果顯示：隨著營商環境水平的提升，營商環境對經濟發展質量的促進作用增強；數字經濟發展水平越高，營商環境對經濟發展質量的提升作用越強。

（二）政策建議

第一，推動制度“軟”環境完善和基礎設施“硬”環境建設，持續優化營商環境。首先，應擴大營商環境創新試點城市范圍，釋放決策層對持續推進營商環境優化的決心，并對試點效果較好的城市給予政策優待和財政支持，激發地方政府優化營商環境的主動性。其次，地方政府應基于中央相關文件出臺扶持政策，為優化市政關系、營造公平和開放的市場環境提供制度保障。此外，地方政府應積極推進城市基礎設施建設，提升城市內部、城市之間的交通通達度，逐步打破地方保護主義，強化營商環境對經濟發展質量的溢出效應。整體而言，推進營商環境優化應兩手抓，既要完善市場主體參與經濟活動面臨的制度“軟”環境，也要建設區域間經濟交流和要素流動等依賴的基礎設施“硬”環境，推動全國大市場和國內大循環的形成，為市場主體發展搭建更開放、更寬松的平臺，逐步提升經濟發展質量。

第二，構建互聯網平臺，促進數字經濟發展。應大力發展數字經濟，提升營商環境對經濟發展質量的促進作用。首先，針對西部、東北等數字經濟發展相對滯后的地區，未來建設重點在于新型基建，包括網絡平臺、5G通訊和工業互聯網等方面，逐步提高數字經濟發展水平，跨越發展門檻，同時加強數字經濟與地方產業融合，為營商環境優化及經濟發展質量提升助力；其次，針對中部與東部及數字經濟發展引領城市，應重點關注數字經濟與經濟發展質量提升的結合點與適配度，創造更多、更好的發展模式，以全面激發數字經濟作用，為經濟發展質量提升助力。

第三，立足于城市群，走協同發展道路。由營商環境與經濟發展質量演變趨勢分析可知，二者的區域間差距呈現縮小趨勢，但區域內部差距依舊顯著。為此，各城市須立足于城市群，基于整體角度制定營商環境發展規劃，做到城市之間政策相互聯動，減少政策之間的沖突與孤立性，搭建區域間溝通交流平臺，探索區域間合作新模式，縮小區域差距，協同提升區域經濟發展質量。

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Optimizing the Business Environment， Improving the Digital

Economy

and the Quality of Economic Development

—An Empirical Study Based on 281 Cities

Liu Xinzhi1，2，3， Li Peiyu4 and Zhou Hanmei1

（1.School of Economics and Management， Southwest University;

2.InnoBoO9jUOmycED7Do1tF/ZNw==vation Center of Non-public Economic Development and Anti-compensation for Poverty in West China;

3.Chengdu-Chongqing Double City Economic Circle Research Institute，Southwest University

4.School of Economics， Shandong University）

Abstract：The optimization of business environment is the external guarantee and power engine for the improvement of economic development quality. Based on the panel data of 281 cities from 2011 to 2020， the impact of business environment on the quality of economic development is empirically analyzed. The results show that the optimization of business environment significantly improves the quality of economic development， and this conclusion still holds after a series of robustness tests; the heterogeneity analysis finds that the higher the city grade and the further east the geographical location， the stronger the impact of business environment on the quality of economic development; the spatial effect shows that the optimization of business environment significantly improves the quality of economic development of neighboring cities; the mechanism analysis finds that the digital economy is the role path of business environment in affecting the quality of economic development; the threshold effect shows that the optimization of business environment is a key factor in the quality of economic development， development quality; the threshold effect analysis shows that the higher the level of business environment and digital economy， the stronger the promotion of business environment on the quality of economic development. To this end， we provide policy recommendations from three perspectives： optimizing the business environment， building digital platforms and cluster development.

Key Words：business environment; quality of economic development; digital economy; spillover effect; intermediary effect; threshold effect

■責任編輯 鄧 悅