薄文廣，周燕愉，陸定坤

(1.南開大學 經濟學院，天津 300071；2.中國特色社會主義經濟建設協同創(chuàng)新中心，天津 300071)

一、 引 言

由更注重規(guī)模的高速度發(fā)展轉向更注重效率的高質量發(fā)展，是當前黨中央根據國外環(huán)境變化以及中國經濟自身發(fā)展特征做出的一項重大決策部署。根據索洛模型，全要素生產率的提高為一國經濟的可持續(xù)發(fā)展提供了可能，通過機制創(chuàng)新和技術進步能夠促進經濟增長轉向質量效率型，并依靠全要素生產率實現我國的可持續(xù)性經濟增長[1]。一國全要素生產率的提高從宏觀上依賴于政策環(huán)境的改善以及區(qū)域間的協調與合作[2]；從微觀上則取決于企業(yè)的技術創(chuàng)新、資本和人力配置等因素。在經濟發(fā)展新常態(tài)的背景下，企業(yè)更應該在適應新常態(tài)的環(huán)境下積極探索提高全要素生產率和改善企業(yè)績效的方法。

實際上，影響企業(yè)全要素生產率的因素非常多，比如產業(yè)集聚[3]、知識資本[4]、環(huán)境規(guī)制[5]、政府補貼[6]、研發(fā)投入[7]和其他一系列公司特征[8]等。作為企業(yè)發(fā)展過程中非常重要的隱性生產要素，企業(yè)家可以通過發(fā)現機會、創(chuàng)造和轉化價值等綜合應變能力為微觀企業(yè)績效做出貢獻。熊彼特(1990)[9]從創(chuàng)新角度出發(fā)，探討企業(yè)家精神對企業(yè)成長和經濟發(fā)展的作用。賀小剛(2006)[10]從組織能力角度出發(fā)，認為企業(yè)的組織能力在很大程度上受到企業(yè)家才能的影響，企業(yè)家才能直接或間接地對企業(yè)成長產生作用。

企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的重要作用不可忽視，同時對于當前處于經濟和社會轉型期的中國而言，企業(yè)家在設立和運營企業(yè)的過程中顯而易見地需要和地方政府及相關職能部門頻繁打交道，進行各種要件準備及報備等審批和監(jiān)管手續(xù)。從宏觀經濟層面看，地方政府對于轄區(qū)內的企業(yè)發(fā)展甚至發(fā)揮著“點頭不算搖頭算”[注]“點頭不算搖頭算”是指雖然地方政府希望扶持轄區(qū)內企業(yè)發(fā)展，但也不能確保企業(yè)發(fā)展的成功，因為實際上一個企業(yè)發(fā)展的成功與否取決于非常多的因素，如企業(yè)家才能、技術水平、高素質的員工甚至營商的文化等，但如果地方政府想限制轄區(qū)內相關企業(yè)的發(fā)展，則會有非常多的方法。的作用。因此，地方政府主導下的營商環(huán)境[注]實際上，從某種程度而言，地方政府營商環(huán)境的好與壞相當于給企業(yè)減少或增加了一些時間和人力物力耗費等制度成本，因而在所有其他成本不變的時候，營商環(huán)境較佳地區(qū)的企業(yè)與營商環(huán)境較差地區(qū)的企業(yè)相比，競爭優(yōu)勢會更大，也更有助于相關企業(yè)取得更大的利潤；在其他條件相同的情況下，理性的企業(yè)家自然會優(yōu)先選擇營商環(huán)境較佳的地區(qū)運營，在招商引資發(fā)展轄區(qū)經濟的大背景下，營商環(huán)境近些年來自然也受到了越來越多地方政府的高度重視。建設自然也受到越來越多的關注，國務院總理李克強在2017年6月的全國深化“放管服”改革電視會議上更是提出了“營商環(huán)境就是生產力”這一新理念，強調了營商環(huán)境對企業(yè)運營的決定性作用。從微觀企業(yè)層面看，營商環(huán)境是企業(yè)創(chuàng)立和發(fā)展的前提和基礎，良好的營商環(huán)境將有益于企業(yè)的設立、運營、融資和績效，企業(yè)運作的全過程都離不開營商環(huán)境的滲透作用[11]。正是由于營商環(huán)境對企業(yè)家才能是否發(fā)揮作用具有巨大的影響，企業(yè)家才能在對企業(yè)全要素生產率發(fā)揮積極作用時是否會受到當地營商環(huán)境的制約則成為本文的關注點。

本文擬應用中國上市公司的微觀企業(yè)數據來深入分析企業(yè)家才能以及營商環(huán)境對企業(yè)全要素生產率的影響，本文的結構安排如下：文章第二部分提出研究假設，給出一些有待證實的命題；第三部分說明樣本來源、變量構建和具體實證研究方法；第四部分為實證分析結果及解釋，最后給出主要結論和相應的政策建議。

二、 理論分析和假設

(一) 企業(yè)家才能與全要素生產率

企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響可以從以下幾個方面思考：(1)包含創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神的企業(yè)家精神來源于企業(yè)家的才能[12]，企業(yè)家才能是企業(yè)家發(fā)現資源、創(chuàng)新利用和創(chuàng)造價值的必備才能[13]，因此較高的企業(yè)家才能有利于企業(yè)的創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)，提高企業(yè)全要素生產率。(2)雖然企業(yè)家才能對企業(yè)績效的直接影響非常有限，但是企業(yè)家可以通過其才能提高企業(yè)的組織能力，進而促進企業(yè)績效[10]，因此企業(yè)家才能可以間接促進企業(yè)績效進而利于企業(yè)全要素生產率。(3)李唐(2016)[14]分析了企業(yè)家年齡效應與企業(yè)全要素生產率之間的U型關系，認為40到50歲的企業(yè)家所在企業(yè)的全要素生產率明顯低于其他年齡段的企業(yè)全要素生產率，而企業(yè)家年齡是企業(yè)家經驗和能力的一部分，企業(yè)家才能會隨著年齡和任期的增長而提高?；诖?，本文認為企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率會發(fā)揮正向促進作用，因此做出如下假設：

H1:企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率具有正向促進作用。

(二) 企業(yè)家才能、營商環(huán)境與全要素生產率

作為整個營商環(huán)境的微觀個體，企業(yè)和企業(yè)家顯然會受到項目所在地營商環(huán)境的影響。營商環(huán)境是企業(yè)開設和經營所面臨的一系列外部環(huán)境因素的總和，是衡量營商難易程度的一種綜合概念。營商環(huán)境通常是包括制度軟環(huán)境、市場環(huán)境、商務成本環(huán)境、基礎設施環(huán)境和生態(tài)環(huán)境等在內的一系列企業(yè)設立和運營過程中必須與之打交道的綜合體系。作為政府管理和影響微觀經濟個體的綜合表現，營商環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)立、運營、融資、績效等各個方面都會產生影響。Wach(2008)[15]在調研波蘭南部中小企業(yè)后發(fā)現，營商環(huán)境越好越有利于當地中小企業(yè)的發(fā)展。Klapper等(2011)[16]通過對世界銀行2008年的營商環(huán)境調查數據研究，驗證了創(chuàng)業(yè)與營商環(huán)境之間的正向關系，認為良好的營商環(huán)境(比如高效率和低成本的商業(yè)注冊登記)會促進更多的創(chuàng)業(yè)活動發(fā)生。謝海東(2006)[17]建立起投資經營環(huán)境和民營企業(yè)績效的直接聯系，認為在利潤增長機制和投資誘導的兩重作用下，營商環(huán)境與民營企業(yè)績效顯著正相關，并提出了融資政策的改善對企業(yè)績效增長具有非常強的影響這一觀點，說明了營商環(huán)境會影響企業(yè)融資和績效。

而對于當下處于經濟和社會轉型期的中國而言，在中央政府的政治集權和經濟分權的制度設計下，中央和地方之間權利義務關系的不對等(例如當前更有利于中央政府的分稅制改革)使得地方政府具有發(fā)展轄區(qū)經濟的巨大動力和政治激勵機制，因此地方政府紛紛出臺各種改革舉措來吸引企業(yè)入駐并發(fā)展經濟。而對于廣大企業(yè)家而言，企業(yè)家才能是在地方政府主導的營商環(huán)境背景下發(fā)揮的，其創(chuàng)業(yè)、投融資決策等都會受到營商環(huán)境的約束。例如，行政審批制度的繁瑣在一定程度上約束了企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)行為[18]，行政干預的減少、合同執(zhí)行時間的縮短和成本的降低、司法的效率與公正、市場化等制度對企業(yè)全要素生產率都有顯著的正向影響關系[19]。因此，本文認為企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響會受到當地營商環(huán)境的制約，因此在上面H1的基礎上，繼續(xù)做出如下假設：

H2：在當前中國經濟和社會都處于深刻轉型期的大背景下，企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響可能存在著地方政府主導的營商環(huán)境的“門檻效應”。

三、 模型設定

(一) 樣本和數據來源

本文利用我國A股上市公司2016年的橫截面數據為樣本，在剔除公共事業(yè)行業(yè)和金融保險行業(yè)樣本以及非正常的* ST和ST公司樣本后，匹配我國35個大城市營商環(huán)境指標和企業(yè)家才能指標，剔除樣本數據缺失企業(yè)，最終剩余1285個觀測樣本。其中，營商環(huán)境指標數據來源于粵港澳大灣區(qū)研究院發(fā)布的《2017年中國城市營商環(huán)境報告》[20]，有關企業(yè)家才能指標的詳細數據來源于國泰安數據庫，其余公司治理的相關數據均來源于Wind數據庫。

(二) 變量解釋

1.企業(yè)全要素生產率。對企業(yè)全要素的估計方法已有多位學者進行分析和修正，本文借鑒魯曉東和連玉君(2012)[21]、柳荻和尹恒(2015)[22]以及Yasar和Raciborski(2008)[23]學者對企業(yè)全要素生產率的估計方法，采用OP方法和LP方法分別計算企業(yè)全要素生產率(TFP_OP和TFP_LP)。

OP半參數方法克服了傳統(tǒng)OLS方法的樣本選擇偏差和內生性問題。傳統(tǒng)OLS最常用的方法是利用如下C-D生產函數來估算企業(yè)全要素生產率：

(1)

其中，Yit表示在企業(yè)i在t年的產出，Ait表示企業(yè)的全要素生產率，Lit表示企業(yè)的勞動投入，Kit表示企業(yè)的資本投入。對方程式(1)取對數得式(2)：

lnYit=αlnLit+βlnKit+lnAit

(2)

為方便起見，分別用yit,lit,kit，表示企業(yè)產出、勞動投入和資本投入的對數，得到式(3)：

yit=αlit+βkit+uit

(3)

此時殘差項uit包含了企業(yè)全要素生產率對數形式的信息，由于有些企業(yè)的生產效率在當期會被觀測到，進而影響企業(yè)當期投入決策，所以使用OLS估計方法容易產生同時性偏差和內生性問題。從樣本選擇角度上講，樣本中包含的僅有生產率較高或不至于被淘汰的企業(yè)，因此容易高估企業(yè)全要素生產率。對于前一個問題，可通過將殘差項分拆成兩項，一項為影響企業(yè)當期選擇的生產效率wit，一項為真正意義上不可觀測的生產效率eit,則有：

yit=αlit+βkit+wit+eit

(4)

而對于樣本選擇偏差，OP方法通過考慮到企業(yè)的生產概率而得到解決。OP方法采用企業(yè)投資作為企業(yè)全要素生產率的代理變量：

Kit+1=(1-δ)Kit+Iit

(5)

其中Iit是企業(yè)i在時間t的投資，Kit是企業(yè)i在時間t的資本存量。企業(yè)基于利潤最大化的角度進行投資，除了考慮資本存量外，還會考慮可觀測到的影響當期生產效率wit的要素?？紤]到后期求資本(取對數)系數時的一致性，且取對數之后不會改變數據的性質和關系，因此投資(對數)函數由式(6)表示,并通過反函數法則求出式(7)，將式(7)代入(4)得(8)：

iit=gi(wit,kit)

(6)

(7)

(8)

yit=αlit+φit+eit

(9)

OP方法首先估計勞動力在生產函數中的比例(α)，求出不考察資本的OLS回歸殘差(φit+eit)；再令?it=yit-αlit，以擬合的殘差作為因變量，投資和資本作為自變量：

(10)

?it=βkit+h(φit-1-βkit-1)+ρit+eit

(11)

由此估計資本系數β，最后結合勞動系數和資本系數，利用索羅殘值方法估算TFP[21]。

作為對OP方法的修正，LP半參數方法選取中間投入作為工具變量，擴大了工具變量的可選擇性，在解決聯立性和樣本選擇性偏差的同時也解決了投資作為中間投入的偏差[24]。本文采用LP方法計算的企業(yè)全要素生產率(TFP_LP)作為模型穩(wěn)健性檢驗的因變量。

2.企業(yè)家才能。對企業(yè)家才能的度量，已有大量學者進行了深入探究，賀小剛(2006)[10]認為企業(yè)家才能的發(fā)揮在于發(fā)現機遇、建立合作關系、經營創(chuàng)新、應變戰(zhàn)略和資源整合，企業(yè)家將從戰(zhàn)略和創(chuàng)新角度、組織能力角度、社會關系角度等不同方面直接或間接對企業(yè)績效產生正面影響。也有學者認為組織才能是衡量企業(yè)家才能的一個重要維度，是企業(yè)家所必備的囊括全局的能力[25]?？茉?2015)[26]基于此提出了企業(yè)家才能的三個維度：行業(yè)資本、政府資本和創(chuàng)新洞察能力，認為行業(yè)資本是企業(yè)家從行業(yè)中獲取信息資源的能力，政府資本是企業(yè)家獲取政府資信和資源的能力，創(chuàng)新洞察能力則與企業(yè)家精神高度相關，是企業(yè)家發(fā)現機遇和挑戰(zhàn)，敏銳地做出決策并提高企業(yè)價值的能力。

本文部分參考上述學者的分析角度，將企業(yè)家才能分為三個維度：政府關系能力、社會關系能力和專業(yè)能力。考慮到后期模型的數據對應關系，本文將討論的企業(yè)家限定為公司的總經理(若無則用CEO替代)，基于國泰安數據庫中高管數據的可得性，本文將這三個維度細分為8個詳細指標，并且沿用寇元虎(2015)[26]的計量方法，采用主成分分析方法度量企業(yè)家才能。

政府關系能力維度衡量企業(yè)家的政府背景，具有政府背景的企業(yè)家更容易從“關系”中獲得潛在的利益和好處，比如財政支持和對財產權的保護等[27]。本文采用政府的任職機構層級和任職狀態(tài)來衡量企業(yè)家的政府關系能力。任職機構越高的企業(yè)家將有更高的政府關系能力，政府職位在任的企業(yè)家比曾任或沒有政府背景的企業(yè)家更具有政府關系。

社會關系能力維度衡量企業(yè)家的社會關系網絡，本文采用海外背景和金融背景度量其社會關系能力。賀小剛和李新春(2005)[12]檢驗了企業(yè)家背景因素對企業(yè)家才能發(fā)揮的重要作用，認為企業(yè)家背景因素越好將會顯著提高企業(yè)家的才能。本文采用企業(yè)家是否參加海外求學或者海外任職作為衡量海外背景的標準。另一個度量指標是企業(yè)家是否具有金融背景，具備金融背景的企業(yè)家更具有財務分析能力和資金籌資能力，將間接促進企業(yè)的成長和發(fā)展。

專業(yè)能力維度衡量企業(yè)家的知識儲備和實踐經驗程度，本文采用企業(yè)家年齡、任職時間、學歷和是否具有高級職稱這四個指標來度量企業(yè)家的專業(yè)能力。企業(yè)家的實踐經驗和管理能力會隨著企業(yè)家年齡和任職時間的增加而提高，學歷和高級職稱則衡量企業(yè)家的專業(yè)知識水平，相關研究表明企業(yè)家學歷越高越有利于提高企業(yè)家的戰(zhàn)略能力[12]。由企業(yè)家的年齡和教育水平所反映的信息處理能力和知識基礎也有利于促進公司對外部知識和資源的獲取[27]。企業(yè)家才能度量指標及涵義具體如表1所示。

表1 企業(yè)家才能度量指標及涵義

3.營商環(huán)境。關于營商環(huán)境的數據化度量最初來源于世界銀行發(fā)布的營商環(huán)境報告，這些報告以國際化視角撰寫，其中對中國的營商環(huán)境度量采用上海(權重為55%)和北京(權重為45%)兩個代表城市的綜合指標。世界銀行在2008年發(fā)布了《中國營商環(huán)境報告》[28]，報告中包含2007年35個城市的營商環(huán)境排名，報告選取了四項與營商環(huán)境有密切關系的指標:開辦企業(yè)、登記物權、獲取信貸、強制執(zhí)行合同。雖然這幾方面對于企業(yè)都至關重要，但該報告的指標數據年份較早，沒有考慮到企業(yè)營商所面臨的市場環(huán)境、商務成本環(huán)境、基礎設施環(huán)境、生態(tài)環(huán)境等因素。其中，軟環(huán)境是企業(yè)決定投資的最重要的因素，市場環(huán)境決定了盈利的空間大小，且生態(tài)環(huán)境和商務成本越來越重要。因此本文的營商環(huán)境指標將采用粵港澳大灣區(qū)研究院發(fā)布的《2017年中國城市營商環(huán)境報告》[20]的度量方法和數據，把營商環(huán)境分為六大類指標，即軟環(huán)境(權重25%)、市場環(huán)境(權重20%)、商務成本環(huán)境(權重15%)、基礎設施環(huán)境(權重15%)、生態(tài)環(huán)境(權重15%)、社會服務環(huán)境(權重10%)，來測算中國35個大城市的營商環(huán)境指數。其中，軟環(huán)境指標的數據來源是世界銀行公布的營商環(huán)境數據，其余環(huán)境指標的來源是各個城市環(huán)境公報和城市統(tǒng)計公報。

4.其他控制變量。以往的研究中，有大量文獻認為企業(yè)的特征因素對企業(yè)全要素生產率有顯著影響[29]，因此本文加入企業(yè)內部的一系列特征因素作為模型的控制變量，包括資產負債率(DTOA)、資產回報率(ROA)、企業(yè)的成立時間(AGE)和資本性研發(fā)支出(RESEARCH)。

(三) 研究模型

根據假設H1，構建橫截面回歸模型進行檢驗，考慮到模型的遺漏變量問題和穩(wěn)健性，在分析時采用逐步加入控制變量的做法，構建模型1：

TFPi=α+β1TALENTi+β2ENVIRi+β3controlsi+εi

(12)

其中，TFPi為企業(yè)全要素生產率，是被解釋變量。TALENTi是企業(yè)家才能，是模型的解釋變量。ENVIRi為營商環(huán)境，是區(qū)域層面的控制變量;controlsi是企業(yè)特征層面的控制變量，包括資產負債率(DTOA)、資產回報率(ROA)、企業(yè)的成立時間(AGE)和資本性研發(fā)支出(RESEARCH)。

根據假設H2，本文借鑒薄文廣等(2005)[30]以及張宇和蔣殿春(2014)[31]關于門檻效應的分析方法，加入營商環(huán)境與企業(yè)家才能的聯乘項，構建模型2：[注]需要特別指出的是，基于微觀數據可得性，本文的數據樣本是截面數據而非面板數據，因而無法使用當前主流的門檻回歸模型如Hansen(1999)。為了減小引入的聯乘項可能造成的變量之間的多重共線或自相關，本文在計量模型后分別進行了穩(wěn)健性和內生性分析，以更好支撐計量結果。

TFPi=α+γ1TALENTi+γ2ENVIRi+γ3ENVIRiTALENTi+γ4controlsi+μi

(13)

四、 實證分析

(一) 企業(yè)家才能的主成分分析

表2 KMO和Bartlett的檢驗

本文采用SPSS軟件進行主成分分析。主成分分析能從選定的指標體系中歸納出大部分信息，主成分的權數根據其方差貢獻率來確定，因為方差貢獻率反映了各個主成分的信息含量多少。本文在度量企業(yè)家才能綜合指標前先做KMO和Bartlett檢驗，KMO檢驗是對變量是否適合做因子分析的檢驗，具體檢驗結果如表2所示，根據常用度量標準，KMO=0.608>0.5，可以做主成分分析。表中巴特利特球形度檢驗的p值接近于0，遠小于0.05，同樣說明可以做因子分析。

總方差解釋(表3)給出了各主成分解釋原始變量總方差的情況，表中保留了五個主成分，集中了原始變量總信息的80.903%，說明所保留的五個主成分的構建效度良好。根據成分得分系數矩陣(表4)，可以寫出主成分表達式，主成分表達式為：

Fi=z1iX1+z2iX2+…+z10iX8

(14)

其中X1～X8是指標標準化后的變量值。根據方差貢獻率以及主成分表達式，企業(yè)家才能指標的綜合評分公式為：

TALENT=0.301F1+0.216F2+0.178F3+0.165F4+0.141F5

(15)

表3解釋的總方差

成份初始特征值提取平方和載入合計方差的%積累%合計方差的%積累%11.94824.34624.3461.94824.34624.34621.39917.48241.8271.39917.48241.82731.15014.37656.2031.15014.37656.20341.06613.32769.5301.06613.32769.53050.91011.37380.9030.91011.37380.90360.7659.56290.46670.6748.42398.88980.0891.111100.000

表4成份得分系數矩陣

元件12345Age0.1340.4930.139-0.1790.069Peri0.0700.3730.336-0.423-0.093Edu0.032-0.1030.4930.628-0.019Title0.0630.4310.1220.4790.244Oback-0.009-0.2050.587-0.183-0.526ServiSts0.490-0.141-0.052-0.0170.019InstiLv0.493-0.121-0.038-0.0040.014Fback-0.044-0.2430.360-0.2630.865

(二) 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表5所示。

表5 主要變量描述性統(tǒng)計

從表5中可以看出，TFP_OP的均值為21.695，最大值為28.846，最小值為17.140，說明不同公司的全要素生產率差異較大，而相對于TFP_OP，TFP_LP的均值較小，為17.289，說明LP算法下企業(yè)的全要素生產率整體比OP方法小。營商環(huán)境指標的均值為0.545，最小值為0.403，最大值為0.658，說明不同城市的營商環(huán)境差異不大。對于企業(yè)家才能，企業(yè)家才能均值為0，最小值為-1.285，最大值為1.804，說明不同企業(yè)家才能差異較大。企業(yè)家才能均值為0，企業(yè)家才能低于0的樣本含義是這類企業(yè)家才能低于平均水平，企業(yè)家才能高于0說明企業(yè)家才能高于平均水平，由于SPSS主成分分析法默認為采用Z-score標準化，因此企業(yè)家才能出現負值從數據和算法上是正常的。企業(yè)年齡的平均水平為19.3年，最低為4年，最高為66年，說明企業(yè)的年齡差異很大，既包含處于成長期的企業(yè)也包含處于成熟期的企業(yè)。本文采用企業(yè)資本性研發(fā)支出的對數衡量其研發(fā)投入水平，最小值為0，最大值為21.414，說明有些企業(yè)沒有資本性研發(fā)支出，有些企業(yè)在研發(fā)投入上投入的大量資金取得了研發(fā)成果。

表6是主要變量Pearson相關系數。TFP_OP和TFP_LP三者在1%顯著水平上正相關，相關系數為0.916，證明兩種方法描述的企業(yè)全要素生產率雖然在數量上有些許差異，但是顯著性水平和擬合度都很高，因此可以在模型中作為替代變量。整體來看，營商環(huán)境和企業(yè)家才能與企業(yè)全要素生產率的關系在OP方法和LP方法下都非常顯著，營商環(huán)境與企業(yè)全要素生產率在1%的顯著水平下正相關，說明在大多數情況下營商環(huán)境越高，企業(yè)全要素生產率越大。企業(yè)家才能與在OP和LP算法下的企業(yè)全要素生產率在1%的顯著性水平下正相關，同樣說明一般情況下企業(yè)家才能越高，企業(yè)全要素生產率越大。資本性研發(fā)支出在1%的顯著性水平下與企業(yè)全要素生產率正相關，而年齡和資產回報率與企業(yè)全要素生產率的關系較小。除了兩種算法下的企業(yè)全要素生產率，其余變量間的相關系數均低于0.5，說明變量間存在多重共線性的可能性很小。主要變量間具有較為顯著的相關性，因此可以進行模型分析。

表6 Pearson相關系數

注：***、**和*分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著

(三) 實證結果

本文首先對模型1和2進行OLS回歸，如表7所示，回歸式(1)顯示企業(yè)家才能與TFP在1%的顯著性水平上存在正相關關系，但擬合優(yōu)度很小?？紤]到模型的遺漏變量問題和穩(wěn)健性，回歸式(2)～(6)分別逐步加入控制變量：營商環(huán)境(ENVIR)、資產負債率(DTOA)、資產回報率(ROA)、企業(yè)成立時間(AGE)、資本性研發(fā)支出(RESEARCH)。隨著控制變量的增加，模型的擬合優(yōu)度逐漸增大到0.287，表明企業(yè)全要素生產率的影響因素有很多。隨著控制變量的增多，企業(yè)家才能與企業(yè)全要素生產率的相關系數由0.372逐漸降低到了0.240，但企業(yè)家才能都在1%的顯著性水平對全要素生產率有積極影響。從結果來看，營商環(huán)境對企業(yè)全要素生產率也具有非常顯著的正向作用，營商環(huán)境每提高1個單位，企業(yè)全要素生產率就會增加大約2個單位水平。在表征公司特征的控制變量中，資產負債率、資產回報率、資本性研發(fā)支出對企業(yè)全要素生產率都有顯著的正向作用，說明企業(yè)業(yè)績、技術水平的提高均有利于企業(yè)全要素生產率的提升。而企業(yè)的經營年限與企業(yè)全要素生產率在5%的顯著性水平上負相關，其原因可能是由于初創(chuàng)期的企業(yè)處于資本報酬遞增的階段，創(chuàng)新效率和產出效率較高，企業(yè)全要素生產率也較高，但是隨著時間的增加，企業(yè)發(fā)展階段轉向成熟期或衰退期，企業(yè)的資本報酬率達到最高點或處于資本報酬遞減階段，不利于企業(yè)生產率的提高。

回歸式(7)用營商環(huán)境與企業(yè)家才能的乘積替代了企業(yè)家才能指標，發(fā)現聯乘項與企業(yè)全要素生產率存在著非常顯著的正相關性。但是出現這一結果的原因可能是回歸式(7)缺少了企業(yè)家才能這一非常重要的變量。因此在回歸式(8)中重新引入企業(yè)家才能這一指標，以便區(qū)分是企業(yè)家才能本身影響了企業(yè)全要素生產率，還是營商環(huán)境與企業(yè)家才能的交叉項對企業(yè)全要素生產率有影響[30]。式(8)表明在加入聯乘項后，企業(yè)家才能由原來的顯著正影響變成了不顯著的負影響，但交叉項在5%的顯著性水平上對企業(yè)全要素生產率具有正向作用，這就證明了營商環(huán)境門檻的存在[32]，根據式(8)的回歸結果，當且僅當γ1TALENTi+γ3ENVIRiTALENTi>0，即ENVIRi>-γ1/γ3時，企業(yè)家才能對全要素生產率的影響才為正。此時-γ1/γ3(-(-1.007)/2.297=0.438)即為營商環(huán)境門檻值，只有在營商環(huán)境高于門檻值的地區(qū)，企業(yè)家才能才對企業(yè)全要素生產率產生正向影響。

表7 模型的OLS回歸結果

注：***、**和*分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。表中數字表示相關系數,括號內的數字表示系數的Z檢驗值，下同

(四) 穩(wěn)健性分析

從表8中可以看出，在回歸式(1)～(3)中，企業(yè)家才能在1%的顯著性水平上與全要素生產率正相關。在加入資產負債率、資本性支出變量和企業(yè)年齡變量后，企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的作用強度有所下降，顯著性水平由1%下降到5%?；貧w式(7)表明，在采用聯乘項代替企業(yè)家才能時，聯乘項在5%的顯著性水平上與企業(yè)全要素生產率正相關?；貧w式(8)表明，同時加入企業(yè)家才能和聯乘項時，企業(yè)家才能與企業(yè)全要素生產率呈現負相關性，而聯乘項在10%的顯著性水平上與企業(yè)全要素生產率正相關。從采用替代變量重新回歸的結果來看，企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率具有較為穩(wěn)健的正向作用，但是企業(yè)家才能的發(fā)揮在某種程度上受地區(qū)營商環(huán)境的制約。此時的營商環(huán)境門檻值為0.458(-(-0.653)/1.427=0.458)，即只有在門檻值達到0.458的地區(qū)，企業(yè)家才能對全要素生產率的綜合影響才為正。此時的門檻值0.458高于原始估計的門檻值0.438，由于OP方法更傾向于高估企業(yè)全要素生產率，采用LP方法替代的企業(yè)全要素生產率相對來說更符合真實水平，因此0.458門檻值也更符合真實水平。

表8 OLS回歸結果

2.內生性分析。為了計量模型結果的穩(wěn)健性，本文分析了易出現的內生性問題，對于在計算企業(yè)全要素生產率時所面臨的內生性問題，本文采用OP方法克服了OLS方法計算企業(yè)全要素生產率所面臨的內生性問題和樣本選擇偏差問題，并用LP方法計算的企業(yè)全要素生產率作為模型穩(wěn)健性檢驗的替代變量。對于實證模型可能會出現的內生性問題，本文認為出現內生性問題的可能性很小或者內生性很弱。因為營商環(huán)境和企業(yè)全要素生產率從理論上看不會存在反向因果關系。區(qū)域營商環(huán)境的高低可能對企業(yè)全要素生產率產生很大影響，但是作為微觀個體的企業(yè)來說，其生產力水平不會對營商環(huán)境有影響，即使有影響，影響力也十分微小。對于企業(yè)家才能來說，企業(yè)家才能很可能會對企業(yè)全要素生產率產生正向影響，但是企業(yè)全要素生產率對企業(yè)家才能的影響較小。企業(yè)家才能構成要素中的政府背景、金融背景、海外背景、年齡、學歷等信息不會因企業(yè)全要素生產率的提高而提高，所以本文認為解釋變量與被解釋變量間存在內生性問題和聯立性問題的可能性較小或幾乎沒有。

3.分類回歸。為進一步考慮企業(yè)家才能對不同區(qū)域特征和產業(yè)特征的企業(yè)全要素生產率帶來的影響差異，本文按照區(qū)域分布、產業(yè)類型兩種細分標準對相關計量模型進行進一步分析和檢驗。

首先，按照區(qū)域分布將樣本分成兩大類，一類為東部沿海地區(qū)的企業(yè)樣本，樣本數為953；一類為中西部內陸地區(qū)的企業(yè)樣本，樣本數為332。我國不同地區(qū)營商環(huán)境差異較大，但是營商環(huán)境整體呈現東部優(yōu)于中西部的狀態(tài)。根據測算，東部沿海城市的營商環(huán)境最好，排名前十名中有八名為東部以及沿海城市，重慶和武漢是前十名中僅有的中西部城市。

按區(qū)域分類的OLS回歸結果如表9所示。

表9 按區(qū)域分類的OLS回歸結果

從表9中可以看出，對東部地區(qū)而言，式(1)表明不加入交叉項時企業(yè)家才能對全要素生產率具有非常顯著的正向作用；式(2)表明采用交叉項替代企業(yè)家才能也表現出了非常顯著的正相關性；式(3)表明營商環(huán)境門檻的存在，OP算法下的營商環(huán)境門檻為0.395。而對于中西部地區(qū)而言，企業(yè)家才能與營商環(huán)境對全要素生產率的影響不顯著。式(6)中交叉項系數為負，企業(yè)家才能系數為正，二者都不顯著，本文因此認為企業(yè)家才能對中西部地區(qū)的全要素生產率影響很小。出現這種現象的原因大概是東部沿海城市所具有先天的地理優(yōu)勢和資源優(yōu)勢吸引了大多數企業(yè)和更有才能的企業(yè)家，而中西部地區(qū)的營商環(huán)境和資源條件都比較弱，因此較難獲得企業(yè)家才能的外溢效應。

其次，按照產業(yè)類型分類，將樣本分為戰(zhàn)略性新興產業(yè)和傳統(tǒng)產業(yè)，細分樣本數分別為170和1115。其中，戰(zhàn)略性新興產業(yè)的劃分標準為國家統(tǒng)計局發(fā)布的《戰(zhàn)略性新興產業(yè)分類(2012)》，其構成包括節(jié)能環(huán)保產業(yè)、新一代信息技術、生物產業(yè)、高端裝備制造業(yè)、新能源產業(yè)、新材料產業(yè)和新能源汽車。而傳統(tǒng)產業(yè)則是排除了戰(zhàn)略性新興產業(yè)后的其余產業(yè)。

按照產業(yè)類型分類的OLS回歸結果如表10所示。

方法：一般泡腳水的溫度以40～45℃為宜，最好不要超過50℃；泡腳時間最好選擇在晚上臨睡前，以15～20分鐘為宜。

從表10中可以看出，對新興產業(yè)企業(yè)，式(1)～(3)顯示不加入交叉項時企業(yè)家才能對全要素生產率具有不顯著的負向作用；采用交叉項替代企業(yè)家才能也表現出了不顯著的負相關性；同時加入企業(yè)家才能和交叉項時，企業(yè)家才能系數為負，交叉項系數為正，但是不夠顯著。對傳統(tǒng)產業(yè)企業(yè)，式(4)表明不加入交叉項時企業(yè)家才能對全要素生產率在1%的顯著性水平上具有正向作用；式(5)表明采用交叉項替代企業(yè)家才能也表現出了1%的顯著性水平上的正相關性；式(6)同時加入交叉項和企業(yè)家才能，交叉項在10%的顯著性水平下系數為1.959，企業(yè)家才能系數為負且具有顯著性，證明了營商環(huán)境門檻的存在。

對比不同產業(yè)類型發(fā)現，企業(yè)家才能對于傳統(tǒng)產業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響要遠大于其對戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響，相對于發(fā)展較為成熟的傳統(tǒng)產業(yè)而言，技術領先但同時在某種程度上充滿著更多不確定的戰(zhàn)略新興產業(yè)對于單純廉價土地等硬要素之外的人才、行業(yè)氛圍、地方政府管理等軟要素或軟支撐要求也日益提高，且越是高端人才，對除了工資之外的社會軟環(huán)境如科教文衛(wèi)等以及地方政府高效的管理服務越為看重。地方政府營商環(huán)境在戰(zhàn)略新興產業(yè)和一些新業(yè)態(tài)的產業(yè)發(fā)展中將發(fā)揮更加重要的作用。各級地方政府特別是一些營商環(huán)境欠優(yōu)的中西部地區(qū)地方政府在戰(zhàn)略新興產業(yè)發(fā)展中將面臨著更為嚴峻的挑戰(zhàn)。

表10 按產業(yè)類型分類的OLS回歸結果

五、 結論和政策建議

本文首先提出了在中國經濟轉型過程中，企業(yè)家才能可能對企業(yè)全要素生產率產生影響以及這種影響可能取決于地方政府營商環(huán)境的門檻效應等相關理論假設，在此基礎上，采用35個城市2016年的上市公司橫截面數據，[注]由于本文計算的是微觀企業(yè)全要素生產率，因此論文使用的數據是中國A股上市的公司數據。而實際上，由于A股上市公司均為規(guī)模較大、發(fā)展較為成熟且在當地具有較大的影響的企業(yè)，而對于許多發(fā)展實力不如A股上市公司的企業(yè)，特別是民營企業(yè)而言，這種地方政府營商環(huán)境主導的門檻效應和“閥門”作用可能會發(fā)揮更大影響。定量研究了企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響，實證結果發(fā)現：(1)營商環(huán)境、資產負債率、資本性研發(fā)支出和資產回報率都與企業(yè)全要素生產率存在顯著的正向關系，但是企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響存在著營商環(huán)境門檻，即企業(yè)家才能只有與一定的營商環(huán)境相結合，才能對我國企業(yè)全要素生產率產生積極作用。(2)企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響存在著區(qū)域特征差異，由于營商環(huán)境的差異，東部地區(qū)的企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響要強于中西部地區(qū)的企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響。(3)企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率影響也存在著產業(yè)特征差異，企業(yè)家才能對傳統(tǒng)產業(yè)全要素生產率的影響要大于對戰(zhàn)略新興產業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響。

本文的實證結果也呼應了李克強總理提出的“營商環(huán)境就是生產力”這一新理念。營商環(huán)境優(yōu)勢比較明顯的城市更能吸引人才、資金和技術，更有利于企業(yè)的長遠發(fā)展和當地的經濟發(fā)展。但企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的影響會受到地方政府主導的營商環(huán)境門檻的制約，在某種程度上，營商環(huán)境發(fā)揮著類似“閥門”的作用。因此，要想提高企業(yè)全要素生產率乃至整個地區(qū)的全要素生產率，除了提高作為微觀的企業(yè)家才能外，宏觀上提高地區(qū)的營商環(huán)境，以更好地發(fā)揮企業(yè)家才能對企業(yè)全要素生產率的正向促進作用也同樣重要。

對于當下的國內區(qū)域經濟發(fā)展而言，企業(yè)家才能、資本、技術、土地等生產要素要發(fā)揮協同效應和彼此增進效應在當前階段很大程度上需要地方政府的高效管理和服務。國內任何企業(yè)的運營往往涉及土地、水、電、氣、人才、社保等諸多手續(xù)，常需要和政府的多個審批部門打交道，而實際上,企業(yè)從意向簽訂-項目引進-項目投產-后期發(fā)展的整個鏈條中，必須辦理的各種手續(xù)和要件數以百計，而這些手續(xù)辦理往往是企業(yè)家所不擅長或是異常頭疼的。良好的營商環(huán)境顯然有助于降低企業(yè)支付包括時間成本在內的制度成本，使其在與制度成本較高的區(qū)域競爭對手相比，無疑在市場競爭中會處于更加有利的位置。因此，當前全國許多發(fā)達地區(qū)都通過提升營商環(huán)境，吸引更多優(yōu)質企業(yè)入駐，來促進經濟可持續(xù)發(fā)展。

在提升地方政府營商環(huán)境上，首先，地方政府應自上而下地構建“清和親”的政商關系，營造一個透明化、公平化、便利化和法治化的營商環(huán)境。政府作為營商環(huán)境的主要營造方，應努力提高辦事效率，進行機制體制創(chuàng)新，制定優(yōu)化營商環(huán)境的相關合理性政策，并讓相關企業(yè)有一直長期和穩(wěn)定的預期，以此來打造優(yōu)勝劣汰的公平競爭的市場環(huán)境。

其次，地方政府應深入推進“放管服”改革，實行“不見面”審批、“承諾制”無審批等簡化企業(yè)辦事流程、“讓企業(yè)家只跑一次”等節(jié)約時間和經濟成本的舉措，并聽取更多自下而上的企業(yè)訴求，協同企業(yè)、高校等科研機構以及社會組織等，找到相關行業(yè)發(fā)展的痛點或難點(應更多集中于非企業(yè)家可以控制的一些制度或政策壁壘)，以先行先試的名義去除一些制度和政策壁壘，更好地激發(fā)企業(yè)活力。

最后，從營商環(huán)境的內涵出發(fā)，雖然政企相關的辦事程序和市場環(huán)境是營商環(huán)境的重要組成成分，但隨著百姓收入水平和提升以及對美好生活的期待，之前的“人隨產動”日益轉向為“產隨人走”，且越是高端人才越是對單純工資之外的軟環(huán)境愈發(fā)看重，優(yōu)美的生態(tài)環(huán)境以及高水平的教育衛(wèi)生等社會精英配套產業(yè)對于營商環(huán)境的提升以及高層次人才的吸引正發(fā)揮著日益重要的作用。因此，在提高營商環(huán)境的過程中，優(yōu)美的生態(tài)環(huán)境和配套完善的社會公共服務業(yè)也是應有之義。