营商环境如何改善企业资源错配

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营商环境如何改善企业资源错配
——效应评估与机制分析
邹 薇 雷 浩

〔摘要〕 经济要实现高质量发展必须促进企业不断地提高生产率，化解资源错配问题。使用企业全要素生产率的离散度衡量中国企业资源错配程度，并将分省份的市场化指数与工业企业数据库进行匹配进而研究营商环境对企业资源错配的具体效应和影响机制，发现：营商环境每提升一个百分点，改善企业资源错配0.011个百分点；东部地区效应最为明显，中部次之，西部最弱；对私人控股企业资源错配的作用较为明显，对国有控股企业的效应较弱；对全要素生产率较高企业的资源错配改善程度较大。营商环境对资源错配的影响还存在三阶段“阈值效应”，其中第二阶段营商环境对改善企业资源错配的影响最大，当处于第一阶段营商环境后，需要跨越临界值进入第二阶段才能有效地降低企业的资源错配。目前我国正在建构以国内大循环为主、国内国际双循环的新发展格局，宜采取放宽市场准入条件，维护竞争秩序等推进要素市场化改革和进一步改善企业资源错配的政策。

〔关键词〕 营商环境；企业资源错配；新发展格局；要素市场化改革；门槛回归

一、引言
随着全球化的推进，跨国界的要素流动、商品与服务贸易以及企业的跨国经营活动日益频繁，如何评估各国营商环境及其经济影响已引起理论界和实践界的广泛关注。自2003年起，世界银行推出了“Doing Business”项目①，对各经济体中的企业所面临的商业监管环境进行评估。我们从世界银行发布的历年营商环境报告中发现，发达国家的营商环境排名普遍比较靠前，大多数发展中国家则较为落后，各经济体的营商环境与经济增长具有比较显著的关联。②近几年来，随着中国加快优化营商环境的举措陆续落地，营商环境排名连续攀升：2017年中国排名190个经济体中第78名，2018年首次进入前50名，2019年迅速升至第31名。营商环境涉及市场制度、商事制度的各部门，影响到市场资源配置和企业经营活动的整个生命周期，量化地评估营商环境对资源配置的效应，有利于更好地明确营商环境的改革领域和政策取向。然而，营商环境是否能够以及究竟是怎样在改善企业资源错配与提高企业生产率的，相关理论和实证研究相对不足，尤其是基于微观企业数据的研究更为不足。

基于目前的条件，要验证我国的营商环境与资源配置、经济增长的关系存在两个突出难点：其一，目前尚没有测度中国各省份营商环境的多年份权威数据。世界银行的营商环境报告主要针对的是国家(地区)而不是国内省份的营商环境水平。近年来，政府部门、新闻媒体和民间组织通过现场访谈、调查问卷、数据采集等多种方式，试图搜集中国营商环境的相关信息并进行评估③，但这些指标体系涵盖的城市有限、不具有可比性，且均为单一年份评估。其二，该如何有效测度资源错配程度存在争议。资源错配通常由全要素生产率(TFP)分布的离散度体现(Hsieh and Klenow, 2009)④，而测度资源错配的核心在于准确地计算全要素生产率。如果测算省(市、区)级的全要素生产率，Malmquist指数法需要使用城市的投入和产出数据，然而2019年11月，国家统计局只对2018年的GDP初步核算数进行了修订，历史数据的修订工作目前尚未完成⑤，因此直接使用GDP历史数据测算可能会产生明显偏误。

针对以上问题，本文采用《中国分省份市场化指数报告(2016)》中2010、2012年全国各省份市场化指数作为营商环境的代理变量，市场化指数由五项基础指标加权，是对各省份营商环境水平的一个综合刻画。同时将2010、2012年各省(市、区)营商环境数据与中国工业企业数据库进行匹配后得到超过45万家企业样本，在此基础上通过度量企业全要素生产率测度资源错配程度。本文旨在研究并回答以下问题：营商环境对改善资源错配的作用有多大？对于不同地区、不同所有制、不同行业的企业，其营商环境对于资源错配的效应是否具有一致性？营商环境的效应是否存在某种“门槛效应”或“阈值效应”？

相较于既有文献，本文可能的贡献主要有三点：第一，匹配中国工业企业数据库，通过微观层面的数据揭示营商环境与资源错配的关系。就我们所知，国内外既有的文献对营商环境的研究主要立足于国家或省份层面，因此采用微观企业数据测算和评估资源错配的变化，为评估营商环境的效应提供了新的视角。第二，探讨影响企业资源错配的深层原因。现有文献通常将资源错配的原因分别归结到产业集聚、企业是否出口、市场不完善、政府干预等因素上，而营商环境涵盖了企业生存的全周期和各环节，本文在营商环境背景下，通过对不同地区、不同所有制、不同行业企业资源错配的分析，探讨影响资源错配的机制。第三，选取反映营商环境的不同指标做稳健性检验，使用Lewbel法⑥和开埠通商历史作为工具变量等计量方法，克服分析中可能存在的内生性、遗漏变量等问题。此外，通过门槛回归本文发现营商环境还可划分为三个不同阶段，由此进一步探讨我国现阶段可行的政策取向。

二、相关文献综述
与本文研究相关的文献主要有两条线索：其一，围绕营商环境的测度和经验研究；其二，围绕资源错配的测度与经验研究。所谓营商环境，实际上是经济主体从事经济活动的制度背景和市场条件的总称。经济学界通过验证“制度至关重要”(institution matters)假说，围绕制度质量、制度效率及其对经济绩效的影响展开了跨国比较研究(Knack and Keefer，1995；Acemoglu et al.，2001；Easterly and Levine, 2003)。⑦也有许多学者从不同的层面，考虑营商环境及其各分项指标对经济增长的影响。Gabriel (2004)采用类似“城市宜居性”测度法构建了营商环境测度方法，发现对企业有吸引力的城市往往不是宜居型的，而营商环境的改善能提升城市劳动力水平。⑧董志强(2012)的研究证实了良好的城市营商软环境对城市经济发展有显著促进作用。⑨而有关行业层面的研究主要是针对不同区域的产业链或者不同的产业特征探讨营商环境的影响机制。Zhang(2012)研究了营商环境改变对珠三角地区产业链的作用，发现对劳动密集型企业有显著影响，导致该类企业更倾向于转移到国内外成本更低的区域。理论上，优良的营商环境对企业绩效应该有明显的促进作用，但是在对各国的实证研究中却并没有得到一致的结论。⑩曹琪格等(2014)和夏后学等(2019)研究了营商环境对企业创新的影响，发现市场中介组织和要素市场发育对企业技术创新产生显著的正向影响，但引进外资的程度和劳动力流动没有展现理论上所预期的效应。width=15,height=15,dpi=110

资源配置关系到市场运行效率，因此也有许多研究者从资源错配的视角探讨不同国家经济增长存在的差异。在最有代表性的Hsieh和Klenow(2009)的论文中，通过引入资本和劳动力扭曲，运用C-D生产函数构建衡量资源错配的研究框架，揭示了中国与美国全要素生产率差异的49%竟然是由资源配置效率的差异造成的。Banerjee和Moll(2010)定义了外延型错配(市场中的企业在要素边际产出相同情况下，如果对要素重新分配会带来产量的增加)，并从理论上论证了内涵型错配会逐渐消失，外延型错配会一直存在。width=15,height=15,dpi=110近年来，国内外学者也采用中国的经验数据研究了改革开放进程中的资源错配问题，主要从三个方面展开：一是研究企业改革措施对企业资源错配的影响，例如聂辉华等(2011)运用TFP分布测算，发现国有企业资源错配程度高，不同地区资源错配的程度有明显收敛趋势。width=15,height=15,dpi=110二是一些文献采用Melitz(2003)的异质性企业贸易分析框架width=15,height=15,dpi=110，从微观企业层面探讨出口贸易对资源错配的影响，例如王雅琦等(2015)发现降低出口退税率能使出口企业提升生产率并且改善行业的资源配置效率width=15,height=15,dpi=110；宋结焱等(2014)研究发现，要素市场价格扭曲、政府政策干预等非市场因素推动的中国出口导致了更深程度的市场扭曲和资源错配。width=15,height=15,dpi=110三是研究产业结构对资源错配的影响，一些研究者基于Krugman(1991)的不完全竞争与产业研究视角，指出产业集聚等特征对企业资源错配有影响width=15,height=15,dpi=110，季书涵等(2016)的研究发现，产业集聚能够在资本配置过度和劳动力配置不足时改善资源错配，但在资本配置不足和劳动力配置过度时则会加剧资源错配。width=15,height=15,dpi=110

既有研究表明，国家或地区的制度软环境会对行业和企业的活动产生影响，资源错配可能会受到各种不同政策的影响。然而，迄今尚没有文献将多年份的省级营商环境指标与相应的企业微观数据进行匹配，因而也无法回答以下问题：营商环境的改进究竟是否能够以及能够在多大程度上改善企业层次的资源错配？营商环境对资源错配的影响在不同地区、不同行业、不同领域具有怎样的异质性？营商环境对资源错配的影响是否存在某种非线性影响或阈值效应？本文在匹配中国工业企业数据库与分省份市场化指数报告的基础上，拟就上述问题开展研究。

三、特征化事实与模型设定
随着改革开放的推进，中国更多地发挥了市场机制在资源配置中的作用，以市场化指数所体现的各省份营商环境得到不同程度改善。图1描绘了2010年和2012年两个年度全国各省份市场化指数情况。一方面，总体营商环境有明显改善，2012年30个省份营商环境的均值(6.18)比2010年提升10.16%，30个省份中仅有云南位于直线右下方，另有5个省份位于直线上，剩下24个省份均位于直线左上方。另一方面，省际差异十分明显，东部地区营商环境明显优于中西部地区。

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图1 中国分省(市、区)市场化指数

我们之所以选择考察2010年和2012年这两轮营商环境省际评估，其特殊意义在于，此间正逢中国宏观经济政策经历由“十一五”(2006-2010年)后期更多强调政府经济干预，到“十二五”以来转向加快市场化改革的明显变化。具体而言，2010年的营商环境评估是对“十一五”后期宏观经济强刺激的一个反映。在2008-2009年，为了应对金融海啸的冲击，中国政府采取了较大规模的投资和刺激性货币政策，2008年和2009年的固定资产投资增速分别达到25.9%和30%，在对短期经济增长起到拉动作用的同时，一定程度上也强化了行政力量对市场的干预。随着“十二五”规划的开局，宏观调控政策转向扩大内需，政府减少了投资刺激和经济干预，2012年的固定资产投资增速回落至20.3%，远低于“十一五”时期的平均增速(25.5%)，略持平于“十五”时期(2001-2005年)的平均增速(20.2%)。width=15,height=15,dpi=110因此，本文采用2010年、2012年的省级营商环境数据，并与对应时期的中国工业企业数据相匹配，量化考察中国宏观经济调控是怎样转向了更多地发挥市场机制的作用以及对微观企业层面的资源错配产生了怎样的影响。

参考Hsieh和Klenow(2009)、聂辉华和贾瑞雪(2011)关于国家与行业层面资源错配的测度思路，本文拟采用|TFPijt-TFPjt|/TFPjt，即企业效率离散度刻画企业资源错配程度。其中TFPijt表示企业的全要素生产率，TFPjt表示该企业所处行业的全要素生产率的平均水平。图2报告了中国工业企业按二位数制造业行业进行划分后，30个行业资源错配的变化情况。有关各行业资源错配程度由行业内所有企业资源错配指数取平均值测算而得。整体上，2010年与2012年的资源错配情况有缓解，错配指数由0.1786下降到0.1780，下降了0.34%。不过根据中国工业企业分行业的分析，资源错配加剧的有14个行业，资源错配缓解的有15个行业，不同行业资源错配的变化参差不齐。对比图1和图2，我们发现，尽管多数省份的营商环境都有不同程度的提升，但是不同行业资源错配的变化趋势却非常不同。

为了检验营商环境对企业资源错配的影响，使用的基本计量模型如下：

MISit=β0+β1ENVit+β2lnEXit+β3HHIjt+β4lnYRit+β5lnSALit+β6lnGDPst+β7lnUEst+εit

(1)

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图2 中国工业企业分行业资源错配趋势
注：行业代码所代表的行业分别为: 13、农副产品加工业; 14、食品制造业;15、饮料制造业; 16、烟草制品业; 17、纺织业; 18、纺织服装鞋帽制造业; 19、皮革、毛皮、羽毛制造业; 20、木材加工制造业; 21、家具制造业;22、造纸及纸制品业; 23、印刷业; 24、文体教育用品制造业; 25、石油加工业; 26、化学原料及化学制品制造业; 27、医药制造业; 28、化学纤维制造业; 29、橡胶制品业; 30、塑料制品业; 31、非金属矿物制品业; 32、黑色金属冶炼业; 33、有色金属冶炼业; 34、金属制品业; 35、通用设备制造业; 36、专用设备制造业; 37、交通运输设备制造业; 39、电气机械及器材制造业; 40、通信设备、计算机及其他电子设备制造业; 41、仪器仪表及文化、办公用机械制造业; 42、工艺品及其他制造业;43、废弃资源和废旧材料回收加工业

式(1)中的i、j、s、t分别表示观测到的企业、行业、所在省份、时间。被解释变量MISit表示资源错配的程度，我们采用全要素生产率(TFP)的分布进行测算。在完全市场情形下，市场充分竞争使得高效率企业淘汰低效率企业，最终市场会逐步达到企业生产效率的一致，不存在资源错配(Hsieh和Klenow，2009；聂辉华和贾瑞雪，2011)，因此，在不完全市场中，可以通过企业生产效率的分布刻画其错配程度。考虑到企业所处的行业差异性较大，我们在衡量企业错配程度的生产率离散度时加入了行业层面因素，行业的界定按照国民经济行业分类与代码(GB/T4754-2011)标准进行划分，并选取制造业中的30个二位数行业，采用LP估计法测算企业全要素生产率。

核心解释变量ENVit是企业所在省份的营商环境指标。我们考虑的是省(市、区)一级的营商环境，所以选取《中国分省份市场化指数报告(2016)》中的市场化指数表示营商环境。市场化指数由政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育程度和法律制度环境等5个方面的指标权重合成，每个指标下设二级分项指标，共有18个二级基础指标。

鉴于许多研究均表明产业集聚可能是影响企业资源错配的一个因素(例如季书涵等，2016)，我们采用赫芬达尔指数(HHIjt)反映行业集聚程度，其计算公式为width=136,height=15,dpi=110其中yk为企业的生产值、y为行业的生产总值。HHI指数越大，表明行业的集聚度越高(在实证分析中取ln)。企业层面的控制变量包括：EXit、YRit和SALit，分别衡量企业出口水平、企业成立时间、企业销售额，其中EXit所代表的出口指数，采用Commander(2011)构造的(1+出口货值/总产值)width=15,height=15,dpi=110进行测算，其原始数据均来自中国工业企业数据库。企业所处地域的控制变量包括GDPst和UEst，分别表示企业所在省(市、区)的GDP和城镇登记失业率，所有数据均来自《中国统计年鉴》对应年份。εit为其他随机误差。

本文选取2010年和2012年中国工业企业数据库中相关数据，通过与《中国分省份市场化指数报告(2016)》进行匹配，得到超过45万个企业数据。为了进一步研究营商环境对资源错配的影响，将企业样本按照不同类型、不同区域进行划分。具体而言是将企业划分为国有控股企业、集体控股企业、私人控股企业、港澳台商控股企业、外商投资企业和其他企业共六类；将地域按东、中、西分为三个地区。width=15,height=15,dpi=110主要变量的描述性统计见表1。

表1 变量的统计性描述

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四、计量结果及稳健性检验
1.计量结果分析

表2报告了营商环境的五个分项指标对全样本企业资源错配的影响。将五个分项指标分别加入模型，发现各项指标的系数均显著，然而产品市场发育程度和要素市场发育程度的系数为正值。理论上，加强产品与劳务、生产要素的流动性以及扩大市场规模等会有助于改善企业资源错配，这里之所以出现这个似乎费解的结论，一个可能的原因是，2008-2010年以“四万亿”投资为代表的大幅度固定资产投资和扩张性财政政策挤出了私人投资和市场的资源配置机制，对各类产品和要素市场的发育都形成抑制性的长尾效应(Bai, Hsieh and Song, 2016)width=15,height=15,dpi=110，而在所考察的年份，产品市场、要素市场的发育尚不充分，未达到改善资源错配的效应。这个观察启示我们，营商环境对资源配置的效应可能并非一蹴而就的，而是需要越过某个门槛值之后才能对改善资源错配发挥作用。

我们发现，将5个分项指标同时加入模型(回归6)，各项指标的系数仍保持显著，但是系数的符号出现变化，究其原因，可能源于5项指标所包含的二级基础指标之间存在相关性，因此后续分析中我们主要采纳回归1-5的结果。在所有回归模型中，行业集聚程度越高，企业资源错配的程度也越高；出口导向型的企业、成立时间较长的企业更有可能改善资源错配；企业销售额与企业资源错配正相关，表明规模较大的企业更有可能出现资源错配。所在省份的GDP反映企业所在地的经济总规模，在各回归中，GDP与企业资源错配的关系都显著，但是符号并不一致；在回归1、2、4和5中该系数符号显著为正，说明各地区GDP的增长不一定伴随着政府效率提升、非国有经济主体的发展、要素市场发育，也不一定伴随着市场法治环境改善，因而企业资源错配会加剧；在回归3中，该系数符号显著为负，说明所在地区的经济规模越大，产品市场发育越有深度和广度，市场机制发挥作用的空间也越大，因而企业资源错配能够得到改善。各省份的城镇登记失业率在一定程度上反映了劳动力供给水平、市场内需水平，在回归1-5中，该系数均显著为正，表明失业率上升，劳动力市场供需失衡，劳动力要素不能在企业间有效配置，进而会加剧企业资源错配。

表2 营商环境各分项指标对资源错配的影响：全样本

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注：***p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；括号内为标准差

下面我们考察营商环境复合指数对企业资源错配影响的异质性，按照全样本、不同所有制类型的企业、不同区域的企业分别做比较，结果参见表3。就全样本看，核心解释变量营商环境的系数显著为负值，说明优化营商环境显著有利于改善资源错配，营商环境指数改善一个百分点，能带来资源错配0.011%的改善。

表3 营商环境对资源错配的整体影响

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

根据表3，不同所有制、不同区域的企业显示了明显的差异性结果。从企业不同所有制视角看，营商环境改善，国有企业的资源错配程度不仅没有改善，反而略有加剧。关于这一异常结果，我们探究其原因发现，如同表1所示，国有控股企业的全要素生产率平均水平(3.67)低于全样本企业全要素生产率平均水平(3.79)，并且国有控股企业的资源配置效率受市场环境的影响相对较小，因此当营商环境改善后，国有控股企业全要素生产率水平上升速度慢于行业平均水平的上升速度，造成了资源错配程度的加剧。同时，当营商环境改善后，集体控股企业、私人控股企业、港澳台商控股企业、外商投资企业所对应的系数均显著为负，表明这些所有制类型的企业在资源配置上受到市场环境的影响更大，营商环境的优化有利于这类企业提高全要素生产率水平。

就企业所在的不同区域而论，企业对生产要素的需求存在明显差异，发达地区的企业对技术要素和资本要素的需求更高，而欠发达地区的企业趋于劳动密集型。由于资本和技术的高度集聚，东部经济发达地区的资源错配程度高于中西部地区，营商环境的优化对东部企业资源错配的改善也最为明显；另外，GDP增长对西部地区资源错配的加剧程度高于东部和中部地区。同时，城镇登记失业率上升对西部、东部地区的企业资源错配都有加剧效应，其可能的原因是大量劳动力由西部流动到东部，致使这些地区出现劳动力要素相对不足或过剩，因此加剧了错配程度。但是，城镇登记失业率上升显著降低了中部地区的企业资源错配，可能的原因则在于中部地区处在承接沿海产业转移的位置，企业全要素生产率的提高是伴随着由劳动密集型生产转向资本密集型、技术密集型生产而实现的。

表4 营商环境对企业资源错配的影响:企业出口/非出口

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

表4的对比显示，无论是出口企业与非出口企业，营商环境改善都具有显著改善企业资源错配的效应，尤其出口企业的改善程度更大。同时产业聚集程度越大，无论对出口和非出口企业的资源错配都会产生显著的不利影响，且对出口企业的影响明显更大。城镇登记失业率对出口企业的资源错配不产生显著影响。此外，企业规模(以销售额计)、所在地区经济规模(以GDP计)对出口或非出口企业资源错配的影响方向相同，程度类似。

表5 营商环境对企业资源错配的影响：市场集聚程度

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

前文分析了市场集聚度(HHI)如何显著加剧资源错配(表2-4)，进一步地，我们按照赫芬达尔指数进行行业的市场集聚程度划分，如表5。其中，烟草制品业、废弃资源和废旧材料回收加工业两行业的集聚程度明显高于其他行业并且具有鲜明的行业特征，予以排除；剩下行业按赫芬达尔指数分为四个等分区间，即竞争市场(HHI处于最低的25%)、集中市场Ⅰ(HHI处于25%-50%)、集中市场Ⅱ(HHI处于50%-75%)、集中市场Ⅲ(HHI处于最高的25%)。我们发现，营商环境对集中市场Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的作用具有较高的一致性，不妨将以上三个市场合并为集中市场。竞争市场中的企业数目约占全样本的80%，营商环境对竞争市场企业资源错配的改善作用远高于对集中市场企业的改善作用。由于竞争市场中的企业数目较大，将竞争市场按照赫芬达尔指数四等分，形成对应的竞争市场Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ。回归结果表明，营商环境对细分后的四个竞争市场中的企业资源错配具有一致性的改善作用，且作用是随市场集聚程度提高而趋于增大的。

2.稳健性检验

营商环境是企业经营的制度基础和运行保障，但企业作为市场主体也是营商环境的组成部分，因此，营商环境与企业资源配置可能存在双向的反馈机制。由于可能存在的内生性问题会对模型的估计结果产生偏误，我们采取了三种方法进行稳健性检验。见表6。

表6 稳健性检验

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

具体而言，第一种方法是采用开埠通商历史作为营商环境的工具变量(董志强，2012)。制度是具有路径依赖特性的。营商环境或多或少会受到开埠通商历史的影响width=15,height=15,dpi=110，开埠通商历史通过影响营商环境间接对企业资源错配产生影响，而企业资源错配不能对开埠通商历史产生影响。我们手动整理了各省(区、市)开埠通商的时间，其开埠通商历史是按照从开埠通商之日到2010年底和到2012年底的年份进行计算的。第二种方法是采用Lewbel(1997)寻找工具变量的方法，将width=134,height=15,dpi=110(即第k个省(区、市)市场化指数减去所有省(区、市)市场化指数的均值，再对所得到的差值做三次方后作为第k个省(区、市)营商环境指数的工具变量。第三种方法是采用“企业经营指数”指标替代营商环境，建立指数的基础数据来自《中国分省份企业经营环境指数2017年报告》。

根据表6，三种方法检验，均证实营商环境改善对资源错配具有改善作用。

五、进一步的分析
前文分析中我们不仅发现营商环境改善对于资源错配的影响具有显著异质性，同时还发现，尽管各个省份都在努力改善营商环境指标，但是体现在经济绩效上的差异却很大，因此需要进一步考虑的问题是，营商环境对于资源错配效应的大小是否与企业自身的生产率水平相关，营商环境对企业资源错配的效应是否并非线性的而是存在某种门槛(阈值)效应。

1.营商环境对不同TFP水平企业资源错配的影响

先计算每个行业全要素生产率(TFP)水平。我们将全样本的45万余个企业按照其全要素生产率(TFP)高于还是低于行业平均水平进行区分，检测营商环境变化对这两类企业资源错配的影响有怎样的差异。如表7所示，一方面，无论是TFP高于还是低于行业平均水平的企业，营商环境变好都有利于改善其资源错配。另一方面，行业集聚、出口和企业存续时间对两类企业产生的影响都很显著，但是符号却相反。

表7 不同TFP水平下的检验

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

在原有模型的基础上加入营商环境与企业TFP的交乘项，进一步分析营商环境对不同效率的企业资源错配的异质性影响。构建模型如下：

MISit=β0+β1ENVit+β2ENVit·TFPit+β3lnEXit+β4HHIjt+β5lnYRit+β6lnSALit+β7lnGDPst+β8lnPOPst+εit

(2)

通过表8可以看出，在全样本中，不仅营商环境提升对企业资源错配仍保持显著的改善效果，而且营商环境与企业全要素生产率交乘项的系数为负并显著，说明在省份层面考察营商环境提升，TFP较高的企业比TFP较低企业的资源错配改善程度更大。此时，营商环境对企业资源错配的非对称关系可以表示为：δ=β1+β2TFPit。全样本企业TFP的平均值为3.79，δ的均值为-0.01179。另外，在加入营商环境与企业TFP交乘项的情况下，全样本回归得到的其他各项控制变量的系数均显著，并且系数符号和显著性与表3是一致的。

从企业所有制角度比较发现，除国有控股企业和其他企业外，营商环境提升对其他各类企业都具有改善资源错配的效应。同时发现，私人控股企业、外商投资企业的TFP与企业资源错配改善的关联不大，但对国有控股企业而言情况却十分不同，一方面，营商环境改善反而导致其资源错配加剧，另一方面，营商环境与企业TFP交乘项系数的绝对值高达0.008，远高于全样本平均水平(0.001)。这表明，国有控股企业的TFP越高，提升营商环境对其资源错配的改善程度越显著。然而，国有控股企业整体的TFP水平偏低，平均为3.67，远低于全样本平均值，因此，在营商环境提升的情况下，资源配置更有利于其他市场导向型企业，而不利于国有控股企业。

从企业所在地区角度比较发现，营商环境改善对各地区企业资源错配的影响都是显著的，在东部、中部地区能够带来企业资源配置的优化，但是在西部地区则反而导致资源错配加剧。再看营商环境与企业TFP交乘项，中部地区企业资源错配几乎不受企业TFP的影响，东部、西部地区营商环境与企业TFP交乘项的系数均显著为负，且西部地区的系数的绝对值(0.004)更大，说明对西部地区TFP较高的企业产生了改善资源错配的作用，只不过由于规模以上工业企业数目明显偏少(仅占全样本的8.85%)，其中TFP较高的企业更少，难以改变企业资源错配加剧的状况。

表8 营商环境对不同效率企业资源错配的影响

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

2.门槛效应分析

我们注意到了现实中各个省份都在采取措施改善营商环境，但是其对企业资源错配的效应却存在较大异质性，因此理论上需要检验一个假设，即营商环境对改善企业资源错配的影响并不是单调线性的，而是有可能存在某些门槛，只有当营商环境跨越某个水平之后才能产生改善资源错配的效应。我们使用Hansen(2000)门槛回归模型width=15,height=15,dpi=110，借助数据的自身特点将营商环境水平划分为不同的区间。将资源错配指数仍作为被解释变量，衡量营商环境的市场化指数作为门槛变量。门槛效应的检验结果如表9所示。通过门槛回归模型发现存在两个门槛，分别为7.73和6.36。而图3门槛变量的似然比曲线则清晰地展现了各门槛值及其显著性程度。

表9 门槛估计及效应检验

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图3 门槛变量似然比曲线

门槛值6.36和7.73将市场化指数划分成三个区间，不妨将其分别定义为营商环境的初级阶段、发展阶段和稳定阶段。在全样本企业中，27.59%的企业所在省份处于营商环境初期阶段，28.23%的企业所在省份处于营商环境发展阶段，44.18%的企业所在省份处于营商环境稳定阶段。width=15,height=15,dpi=110

表10 营商环境对企业资源错配的影响：不同省份企业的营商环境所处阶段

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注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1；括号内为标准差

在表10中，我们按照两个门槛值将营商环境划分为三个阶段，研究发现：首先，在营商环境初级阶段(营商环境≤6.36)，营商环境与企业资源错配存在显著的负相关关系。营商环境的系数绝对值为0.01和0.009，低于发展阶段的0.016和0.025，表明当营商环境处于初级阶段，即使采取了措施改善企业经营的市场环境、要素环境、法制环境等，如果幅度未突破门槛值，对企业资源错配的改善作用也将是有限的。在该阶段，营商环境和全要素生产率的交乘项系数为0，表明企业的TFP与企业资源错配改善的关联不大。其次，在营商环境发展阶段(6.36≤营商环境≤7.73)，营商环境对企业资源错配的影响程度有明显提升。在此阶段，营商环境和全要素生产率交乘项的系数为正值，说明企业的TFP越高对资源错配的改善作用越小。而企业规模(以销售额计)与资源错配成正相关，说明第一阶段企业依靠规模扩张改善资源错配的做法到第二阶段已不再可行，这一阶段企业资源配置的优化并不是通过外延式规模扩张实现的。同时发现，在第二阶段失业的负面效应突现，由第一阶段对劳动力资源的优化转变为对人力资本的浪费，加剧了企业资源错配。最后，在营商环境稳定阶段(营商环境≥7.73)，营商环境的系数显示为正值。通过对加入了营商环境和全要素生产率交乘项的模型的分析发现，在此阶段，企业的TFP需要达到4才能通过提升营商环境改善企业资源错配状况。在不加入营商环境和全要素生产率交乘项的模型中，提升营商环境不能改善企业资源错配。随着营商环境的优化，经济增长对企业资源错配的加剧作用则有了明显下降。

六、结论
本文实证分析了营商环境对企业资源错配的影响机制，结果表明，优化营商环境能够显著改善企业资源错配，但是按企业类型、所在区域、行业存在异质性效应。进一步将与企业资源错配关系密切的企业全要素生产率加入模型中展开分析的结果显示，营商环境提升对全要素生产率较高企业资源错配的改善程度更大。本文还从资源错配视角对营商环境水平进行了划分，发现营商环境可分为三个区间，即营商环境的初级阶段、发展阶段和稳定阶段。处于营商环境发展阶段的区域，营商环境提升对企业资源错配的改善程度最为显著，当营商环境进入稳定阶段，优化营商环境仅对高全要素生产率企业的资源错配有改善作用。基于以上研究，建议：

1.放宽市场准入条件，维护竞争秩序。本文研究表明，营商环境提升仅对全要素生产率较高的国有企业资源错配有改善效果，而对国有企业整体改善效果并不明显。2019年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于促进中小企业健康发展的指导意见》中要求“按照竞争中性原则，打造公平便捷营商环境，进一步激发中小企业活力和发展动力”，因此本着“法不禁止即可为”的规则，应放宽非国有企业进入各行业的门槛，促进行业内竞争，激发各类企业提升全要素生产率，改善资源错配。

2.坚持对外开放，以开放倒逼改革。本文研究表明，一方面，对外开放(以出口指数测度)能够显著降低不同地区、不同所有制企业的资源错配；另一方面，全要素生产率较低的企业通过压低要素收益实现出口贸易会加剧资源错配。因此要更坚定地扩大对外开放，积极主动地参与全球经济治理和变革，同时要警惕盲目推动的贸易出口规模扩张，并在开放中提升企业生产率水平和竞争优势。

3.促进要素市场化改革，整合国内大市场。本文研究表明，我国不同地区分别存在劳动力过剩或劳动力不足导致资源错配的问题。2020年中央制定的《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》中就扩大要素市场化配置范围、促进要素自主有序流动、加快要素价格市场化改革、健全要素市场运行机制等方面进行了部署。下一步应切实打通各地区间的要素流通渠道，特别是要深化户籍制度改革、完善社会保障制度、创建有效的劳动用工服务平台、加强职业培训基础能力建设，促进劳动力自由流动。

4.优化产业结构，促进内生增长。我们发现，处于不同营商环境阶段的区域，产业集聚因素均表现出规模不经济效应，加剧了资源错配；同时当企业所在区域处于营商环境的稳定阶段，营商环境优化仅对高全要素生产率的企业资源错配有改善作用。应通过产业结构调整实现转型升级，促进中高端制造业和现代服务业的发展，对生产要素和创新要素进行有效组合，在促进各类企业提高生产率的进程中实现规模经济，更好地发挥营商环境对企业资源错配的改善作用。

① 关于世界银行“Doing Business”项目的介绍，参见：https://chinese.doingbusiness.org/zh/about-us。

② 以2019年发布的营商环境报告为例，发达国家的营商环境排名普遍较为靠前，在190个经济体中美国位列第6、英国第8、法国第32、德国第22、日本第29。大多数发展中国家的营商环境水平落后于发达国家，以金砖国家为例，2019年，中国排名第31位、印度第63位、俄罗斯第28位、巴西第124位、南非第84位。

③ 例如，国家发改委牵头，参照世界银行标准结合中国特色构建了中国营商环境评价指标体系，并于2018年对中国22个城市开展了试评价。中央广播电视总台、粤港澳大湾区研究院、厦门大学、中山大学、武汉大学的自贸区研究机构，参照世界银行指标也分别构建了部分城市的营商环境评价体系。

④ Hsieh C T, Klenow P J.,“Misallocation and manufacturing TFP in China and India，”The Quarterly Journal of Economics，no.4, 2009, pp.1403-1448.

⑤ 资料来源：为何修订？怎样修订？有何影响？——国家统计局核算司负责人就2018年GDP数据修订答记者问，中国政府网：http://www.gov.cn/xinwen/2019-11/22/content_5454543.htm。

⑥ Lewbel, Arthur, “Constructing Instruments for Regressions with Measurement Error when No Additional Data are Available, With an Application to Patents and R&D,”Econometrica: Journal of the Econometric Society,1997, pp.1201-1213.

⑦ Knack S, Keefer P., “Institutions and Economic Performance: Cross‐Country Tests Using Alternative Institutional Measures,”Economics & Politics,no.3, 1995, pp.207-227.

⑧ Gabriel, Stuart A., Stuart S. Rosenthal, “Quality of the Business Environment Versus Quality of Life: Do Firms and Households Like the Same Cities?”Review of Economics and Statistics, no.1, 2004, pp.438-444.

⑨ 董志强、魏下海、汤灿晴：《制度软环境与经济发展——基于30个大城市营商环境的经验研究》，《管理世界》2012年第4期。

⑩ Zhang A, Huang G Q, Liu X., “Impacts of Business Environment Changes on Global Manufacturing in the Chinese Greater Pearl River Delta: A Supply Chain Perspective,”Applied Economics,no.34, 2012, pp.4505-4514.

width=15,height=15,dpi=110 曹琪格、任国良、骆雅丽：《区域制度环境对企业技术创新的影响》，《财经科学》2014年第1期; 夏后学、谭清美、白俊红：《营商环境、企业寻租与市场创新——来自中国企业营商环境调查的经验证据》，《经济研究》2019年第4期。

width=15,height=15,dpi=110 Banerjee A V, Moll B., “Why does Misallocation Persist?”American Economic Journal: Macroeconomics, no.1,2010,pp.189-206.

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width=15,height=15,dpi=110 固定资产投资数据出自《中国统计摘要2013》，北京：中国统计出版社，2013年。

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width=15,height=15,dpi=110 东部包括：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、山东、福建、广东、海南、辽宁；中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林、黑龙江；西部包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

width=15,height=15,dpi=110 Bai, Chong-en, Hsieh, Chang-tai and Song, Zheng(Micheal), “The Long Shadow of China’s Fiscal Expansion,”Brookings Papers on Economic Activity, Fall 2016.

width=15,height=15,dpi=110 董志强(2012)认为，受到西方影响更深的城市具有更为强烈的商业和市场意识，开埠通商的历史越久，说明向西方学习的时间越长，其受影响程度更深刻，也很可能由于这样的原因而产生良好的商业制度、优良的营商环境。

width=15,height=15,dpi=110 Hansen B E.,“Sample Splitting and Threshold Estimation.，”Econometrica，no.3, 2000, pp.575-603.

width=15,height=15,dpi=110 两个年度同一省份营商环境所处的阶段可能不同，计算方法是：第一年度处于某个阶段的所有省份的企业求总数，和第二年度处于该阶段的所有省份的企业总数一起求和，再计算与两个年度企业总数的比值。

〔中图分类号〕123.93

〔文献标识码〕A

〔文章编号〕1000-4769(2021)01-0092-13

〔基金项目〕国家自然科学基金面上项目“代际传递、邻里效应与教育贫困：基于社会网络经济学视角”(71973102)

〔作者简介〕邹薇，武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师；

雷浩，武汉大学经济与管理学院博士研究生，湖北武汉 430072。

(责任编辑：张 琦)