楊東亮 王皓然

摘要：市場經(jīng)濟條件下的政商關系對經(jīng)濟增長的影響日益獲得廣泛關注。政商關系通過影響企業(yè)經(jīng)營和企業(yè)家精神來影響區(qū)域經(jīng)濟增長。利用樊綱市場化指數(shù)中的政府與市場關系指標來測量政商關系，以2000—2014年省級數(shù)據(jù)為樣本，采用固定效應面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗政商關系對中國區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，同時考慮到模型內(nèi)生性問題，應用差分廣義矩估計法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行再次估計。結果發(fā)現(xiàn)：政府與市場關系和減少政府干預均對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響，而腐敗程度對區(qū)域經(jīng)濟增長存在較強的抑制作用，即健康的政商關系能顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長。進而提出不斷優(yōu)化營商環(huán)境、實施簡政放權和加大查處腐敗力度等有利于構建健康政商關系的對策建議。

關鍵詞：政商關系;企業(yè)家精神;腐敗程度;區(qū)域經(jīng)濟增長

中圖分類號：D630，F(xiàn)127 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1007-2101（2020）03-0064-08

一、引言

2016年3月，習近平在民建工商聯(lián)委員聯(lián)組會上首次提出構建新型“親”“清”政商關系的觀點。對領導干部“親”“清”提出了明確要求：“要坦蕩真誠同民營企業(yè)接觸交往，特別是在民營企業(yè)遇到困難和問題的情況下更要積極作為、靠前服務，對非公有制經(jīng)濟人士多關注、多談心、多引導，幫助解決實際困難”;“同民營企業(yè)家的關系要清白、純潔，不能有貪心私心，不能以權謀私，不能搞權錢交易”。同時要求民營企業(yè)家：要“積極主動同各級黨委和政府及部門多溝通多交流，講真話，說實情，建諍言，滿腔熱情支持地方發(fā)展”;“要潔身自好、走正道，做到遵紀守法辦企業(yè)、光明正大搞經(jīng)營”。①

自我國經(jīng)濟進入新常態(tài)以來，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展面臨較大的下行壓力，不斷釋放改革紅利，持續(xù)改善政商關系，成為中央和地方政府促進區(qū)域經(jīng)濟增長的重要手段。邊燕杰和丘海雄（2000）認為政商關系的存在便于企業(yè)提高市場競爭能力和績效水平，進而促進地區(qū)經(jīng)濟增長。[1]Kim（2017）研究韓國的政商關系，發(fā)現(xiàn)二戰(zhàn)后韓國親密而又秩序井然的政商關系對產(chǎn)業(yè)政策的實施有重要作用，產(chǎn)業(yè)政策的精準實施，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟增長。[2]與此同時，陳艷艷和羅黨論（2012）研究中國的政商關系，發(fā)現(xiàn)扭曲的政商關系降低了企業(yè)的投資效率，增加投資支出，使經(jīng)濟增長率下降，地區(qū)經(jīng)濟增長動力減弱。[3]邵傳林等（2015）研究發(fā)現(xiàn)扭曲的政商關系對企業(yè)家精神的發(fā)揮產(chǎn)生強烈的抑制作用，可能會使企業(yè)家精神從生產(chǎn)性活動領域錯配到非生產(chǎn)性活動領域，影響企業(yè)家在生產(chǎn)領域的決策，影響企業(yè)的經(jīng)營效率，進而對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。[4]因此，構建新型政商關系對于當前我國區(qū)域經(jīng)濟的持續(xù)向好發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

研究政商關系的經(jīng)濟效應，必須準確測量政商關系這一關鍵變量。中國人民大學國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院發(fā)布了《中國城市政商關系排行榜2017》，率先建立了中國政商關系量化的三級指標體系，選擇政府對企業(yè)的關心、政府廉潔度等指標構成測量政商關系的親近指數(shù)、清白指數(shù)及總指數(shù)。[5]由于指標較多且需要多次加權獲得總的政商關系指數(shù)，使得反映政商關系水平的指數(shù)得分未必是政商關系的真實水平，多因素指標合成的全面性優(yōu)點也是其長期穩(wěn)定性弱難以解決的缺點，這對圍繞政商關系開展實證研究是非常不便利的。對此，本文選擇一個相對簡單且經(jīng)濟含義明顯的關鍵指標來測量政商關系。借鑒邵傳林等（2015）的研究，本文采用樊綱等在中國市場化指數(shù)研究中的政府與市場關系指標和政府干預指標來測量政商關系。[4]

考慮到政商關系與區(qū)域經(jīng)濟增長存在著相互影響的關系，準確反映政商關系對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，必須考慮實證模型估計中的內(nèi)生性問題。對此，本文在選用2000—2014年省級面板數(shù)據(jù)為樣本，建立固定效應面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析的基礎上，進一步應用差分廣義矩估計方法來解決內(nèi)生性問題，實證結果證實了政商關系對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響，這對于我國構建發(fā)展新型政商關系提供了可靠的經(jīng)驗支持。

二、文獻綜述

針對政商關系的定義，不同學者有不同的定義標準。Johnson（1982）將政商關系概括為官僚系統(tǒng)與私人經(jīng)濟部門的一種特殊關系，在這種關系中雙方形成了密切的合作，官僚系統(tǒng)通過資金支持、稅收優(yōu)惠和產(chǎn)業(yè)政策等促進私營經(jīng)濟企業(yè)的發(fā)展。[6]邊燕杰和丘海雄（2000）將政商關系歸為企業(yè)的縱向聯(lián)系，即企業(yè)與上級領導機關、當?shù)卣块T以及下屬企業(yè)、部門的聯(lián)系，屬于社會資本的范疇。[1]于天遠和吳能全（2012）在研究中將政商關系定義為民營企業(yè)與地方政府和國有企業(yè)之間的聯(lián)系。[7]孫麗麗（2016）指出政商關系包括政治與經(jīng)濟、政府與民營企業(yè)以及政府官員與民營企業(yè)家之間的關系。[8]褚紅麗（2018）認為政商關系不僅局限于商人和官員的關系，而是涉及官員與企業(yè)主、政府與企業(yè)、政府與市場三個方面。[9]現(xiàn)實生活中，政商關系往往指政府官員與私營企業(yè)、國有企業(yè)的關系。政府部門作為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的監(jiān)督保障部門，為企業(yè)發(fā)展提供政策支持和基礎設施服務，保證政府職能的有效發(fā)揮。企業(yè)在政府許可下開展合法經(jīng)營，從事各種生產(chǎn)活動，帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，促進政府公共目標的實現(xiàn)。政商雙方之間的良性互動，成為促進地區(qū)經(jīng)濟增長的重要因素。

影響政商關系的因素有很多，國外學者普遍關注企業(yè)的慈善獻金問題。Ma（2006）認為企業(yè)的慈善行為有利于企業(yè)建立政商關系，有利于企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營。[10]在中國這樣的轉型經(jīng)濟國家中，民營企業(yè)一般通過社會責任行為來構建利益導向的政商關系（張曉盈和楊榛，2017）。[11]戴亦一等（2014）發(fā)現(xiàn)，慈善捐款在構建新的政商關系中發(fā)揮重要作用，通過慈善獻金，企業(yè)樹立了良好的形象，使政商關系更容易被公眾接受，有利于企業(yè)發(fā)展。[12]張曉盈和楊榛（2017）在研究中發(fā)現(xiàn)，通過慈善獻金建立的政商關系使得民營企業(yè)更容易獲得政府補貼，且在市場化程度高的地區(qū)這種關系更加明顯。[11]此外，還有學者從制度環(huán)境角度研究政商關系的表現(xiàn)。褚紅麗（2018）認為制度環(huán)境是影響政商關系的關鍵因素，在實證研究政商關系中的“親”對“清”的影響時，以產(chǎn)權保護、市場準入、融資環(huán)境、政府公共服務和基礎設施作為衡量營商環(huán)境的指標，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權保護是影響政商關系最重要的因素，產(chǎn)權保護水平越低，越不利于“清”的政商關系的構建;市場準入和融資環(huán)境也分別影響政商關系，即市場準入條件和融資環(huán)境越差，越不利于構建“清”型政商關系。[9]

政商關系的經(jīng)濟增長效應直接體現(xiàn)在微觀企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的多個方面。親密的政商關系便于企業(yè)提高市場競爭能力和績效水平（Xin和Pearce，1996;張建君和張志學，2005）。[13-14]市場競爭能力是企業(yè)生存發(fā)展的關鍵，競爭能力越強，企業(yè)發(fā)展動力越強，績效水平越高，企業(yè)盈利水平越高，越能帶動地區(qū)經(jīng)濟增長。此外，李捷瑜和黃宇豐（2010）發(fā)現(xiàn)政商關系可以對企業(yè)起到“潤滑劑”和“保護費”的作用，當政商關系為企業(yè)減少政府的限制、放松相關政策的束縛或使企業(yè)通過非市場途徑獲得稀缺資源時，發(fā)揮“潤滑劑”作用;當政商關系為企業(yè)逃避稅收或減少政府“掠奪”時，發(fā)揮“保護費”的作用。[15]政府借助政商關系，向企業(yè)提供的各種便利服務，為企業(yè)經(jīng)營發(fā)展帶來便利，使企業(yè)有更多的時間和精力從事生產(chǎn)性活動，提高企業(yè)收益水平。羅黨論和唐清泉（2009a和2009b）研究指出越是落后的地區(qū)，民營企業(yè)越可能通過與政府建立緊密的聯(lián)系獲得政府支持;同樣的在房地產(chǎn)行業(yè)和政府管制行業(yè)這種政商關系緊密的現(xiàn)象就更為明顯。[16-17]

政商關系還會對企業(yè)家精神產(chǎn)生重要影響，進而影響經(jīng)濟增長的效果。企業(yè)家的創(chuàng)新精神與創(chuàng)業(yè)行為，在一定程度上推動了技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、就業(yè)增加、新產(chǎn)品出現(xiàn)、生產(chǎn)效率提升等，促進地區(qū)經(jīng)濟的長期高質量增長。良好的政商關系有利于企業(yè)家精神的培育與形成（余菁，2018）。[18]Lukas等（2014）指出企業(yè)家精神對發(fā)達國家或地區(qū)長期的經(jīng)濟增長起到了關鍵性的作用。[19]Vallier（2009）指出企業(yè)家精神對發(fā)展中國家或落后地區(qū)的作用更顯著。[20]但是，扭曲的政商關系對企業(yè)家精神的發(fā)揮產(chǎn)生強烈的抑制作用，使企業(yè)家精神從生產(chǎn)性活動領域錯配到非生產(chǎn)性活動領域，降低創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力，產(chǎn)生權力尋租現(xiàn)象，擾亂公平的市場秩序，惡化政治生態(tài)，對企業(yè)經(jīng)營帶來不利影響（邵傳林，2015）。[4]經(jīng)濟增長還可以通過市場機制和制度安排下的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)選擇來解釋?？紤]到企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)行為會起到強大的示范作用，良好的政商關系有利于增強企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意識，增加企業(yè)新創(chuàng)數(shù)量，促進市場競爭來促進經(jīng)濟增長。張敏和林志剛（2019）指出日本在泡沫經(jīng)濟破滅后通過行政審批精簡、放松規(guī)制等措施來改革政府與市場的關系，以便形成有利于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的政商關系來促進經(jīng)濟發(fā)展。[21]

三、政商關系的區(qū)域比較分析

根據(jù)不同學者對政商關系的定義，政商關系可被視為政府與企業(yè)的關系，雙方分別代表了政府與市場兩種力量，因此，政商關系也可以視為政府與市場的關系。樊綱連續(xù)多年的市場化指數(shù)研究是我國市場化導向經(jīng)濟改革研究的重要成果，其中的政府與市場關系指標是構建市場化指數(shù)的重要變量，其不僅客觀地測量了我國不同地區(qū)政府與市場的關系，還是我國不同地區(qū)政商關系表現(xiàn)的測量指標。這里，我們利用政府與市場關系指標來測量政商關系，并進行區(qū)域比較分析。

根據(jù)2000—2014年我國政商關系變化趨勢（見圖1），發(fā)現(xiàn)我國政商關系呈現(xiàn)了先上升后下降再上升的N型波動特征。2007年我國政商關系水平達到最高，為8.21分。在2007年以前，我國政商關系水平逐年上升，從2000年的5.76分，上升到2007年的8.21分，上升幅度為42.53%。從2007年后，該指數(shù)不斷下降，到2013年下降為5.3分，這凸顯了十八大以來我國開展反腐倡廉活動的重要性;2014年開始，我國政商關系扭轉下降勢頭，表現(xiàn)出緩慢上升的態(tài)勢，2014年的政商關系指數(shù)得分為5.62分，這反映了我國反腐倡廉取得的成效正在不斷釋放。

進一步考慮我國政商關系與經(jīng)濟增長之間的關系，發(fā)現(xiàn)在2000—2007年我國政商關系上升階段，我國經(jīng)濟增長速度保持上升態(tài)勢，從2000年的8.50%上升到2007年的14.2%，上升幅度高于政商關系的變化幅度;在2007—2013年我國政商關系下降階段，我國經(jīng)濟增長速度在2013年逐步下降到7.8%，下降幅度接近一半，雖然2008年國際金融危機的爆發(fā)對我國經(jīng)濟造成較大沖擊，但是同期的政商關系表現(xiàn)對經(jīng)濟增長形成了負向沖擊②。總體而言，我國政商關系與經(jīng)濟增長速度的變化趨勢基本保持一致，這意味著我國政商關系與經(jīng)濟增長速度存在著緊密的相關關系。

為了比較我國政商關系的區(qū)域差異情況，對我國31個省份（未包括中國香港、澳門、臺灣）的政商關系指數(shù)時間序列進行描述性分析（見表1）。由表1可知，政商關系平均得分最高的是江蘇省，為9.13分，江蘇省作為東部地區(qū)的重要省份，在高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)方面處于全國領先地位，創(chuàng)新發(fā)展能力和國際競爭能力的提高，使政商關系水平顯著提高，同時經(jīng)濟發(fā)展水平也不斷增強。政商關系平均得分最低的是西藏，為-1.92分，且西藏政商關系得分的標準差較大，得分最大值和最小值分別為1.13分和-6.75分，這反映了2000—2014年西藏政商關系水平的劇烈變化。西藏地區(qū)由于地理位置偏遠，歷史上經(jīng)濟發(fā)展起步較晚，地區(qū)經(jīng)濟實力明顯落后，但目前西藏政商關系發(fā)展已經(jīng)有了長足的進步?？傮w上，我國大部分地區(qū)的政商關系平均得分在6～8分之間，如北京、遼寧等16個中東部省份，這些地區(qū)也是引領我國經(jīng)濟增長的核心地區(qū)。此外，從各省份政商關系的標準差上看，各個省份的政商關系變動幅度不大，保持了相對穩(wěn)定的水平，這也反映了政商關系是一個粘性較強的變量，改善政商關系需要一個長期的過程。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與模型設定

本文選取2000—2014年我國31個省份數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒、中國人民銀行、《中國市場化指數(shù)2009》《中國分省份市場化指數(shù)報告2016》和萬德數(shù)據(jù)庫。[22-23]面板數(shù)據(jù)模型能夠解決因個體異質性而產(chǎn)生的遺漏變量問題，可以更加全面地揭示各個自變量對因變量的影響效果。同時考慮到因變量可能存在著時間相依關系，有必要建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，因此本文采用的實證模型形式如下：

lnYit=α+β0lnYit-1+β1lnXit+β2lnWit+β3lnZit+εit（1）

其中，Yit是被解釋變量，由地區(qū)生產(chǎn)總值增速來刻畫各省份的經(jīng)濟增長速度。Xit是核心解釋變量，即測度政商關系的政府與市場關系指標（rea），同時選擇政府干預（int）作為備選指標③。Wit是重要解釋變量，由與政商關系密切相關的指標構成。Zit為控制變量。

借鑒聶輝華等（2018）的研究，選擇腐敗程度（cor）和法律制度環(huán)境（law）指標作為重要解釋變量。[5]除了測量政商關系的政府與市場關系指標外，腐敗程度（cor）和法律制度環(huán)境（law）可以視為一個地區(qū)政商關系好壞表現(xiàn)的直接反映，因此，腐敗程度和法律制度環(huán)境是與政商關系密切相關的變量。腐敗程度作為政府廉潔的反向測量指標，可以反映政商關系中政府官員的廉潔自律情況，法律制度環(huán)境作為市場經(jīng)濟發(fā)展的前提，可以反映政商關系中企業(yè)的生存狀態(tài)。其中，腐敗程度（cor）借鑒楊東亮和李朋驁（2019）的研究，以每萬名公職人員中貪污腐敗、瀆職人數(shù)來度量。[24]法律制度環(huán)境（law）來自于樊綱等《中國市場化指數(shù)》中的市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境數(shù)據(jù)。

為了避免遺漏能夠影響地區(qū)經(jīng)濟增長速度的其他解釋變量，選擇國有經(jīng)濟比重（gown）、基礎設施（ji）、產(chǎn)業(yè)結構（str）和開放程度（open）為控制變量。其中，國有經(jīng)濟比重（gown）由規(guī)模以上國有控股工業(yè)企業(yè)單位數(shù)占所有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)的比重表示;基礎設施由人均公路里程變量表示;產(chǎn)業(yè)結構由第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示;開放程度由進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示④。

（二）描述性統(tǒng)計和相關性分析

對各變量進行描述性統(tǒng)計分析。由表2可知，地區(qū)經(jīng)濟增長速度（rgdp）的平均值為11.66%，這表明我國各省份在2000—2014年實現(xiàn)了較快的經(jīng)濟增長。政府與市場關系（rea）的平均值為6.55，部分地區(qū)和年份出現(xiàn)負值情況，這反映了我國不同省份的政商關系水平。國有經(jīng)濟比重的平均值分別為21.3%，這表明我國民營企業(yè)在數(shù)量上遠大于國有企業(yè)，是市場活動主體，部分地區(qū)的國有企業(yè)數(shù)量占比高達95%以上，這顯示了部分地區(qū)國有企業(yè)的絕對主導地位，一般認為過度發(fā)達的國有經(jīng)濟會導致市場化的政企關系的建立困難。

為了更好地考察各變量間的相關關系，給出所有變量的相關系數(shù)結果（見表3）。由表3可知，地區(qū)生產(chǎn)總值增速（rgdp）與政府與市場關系（rea）、政府干預（int）的相關系數(shù)分別為0.2和0.13，這表明政商關系與區(qū)域經(jīng)濟增長存在正相關關系，即政商關系越健康的地區(qū)，經(jīng)濟增長速度越快。地區(qū)生產(chǎn)總值增速與腐敗程度（cor）的相關系數(shù)為-0.16，這與事實情況相吻合，腐敗嚴重的地方，市場經(jīng)濟秩序容易發(fā)生錯亂，對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響。地區(qū)生產(chǎn)總值增速與法律制度環(huán)境（law）正相關，但相關系數(shù)較小;政府與市場關系和法律制度環(huán)境的相關系數(shù)為0.56，這反映了法律制度環(huán)境與政府與市場關系之間緊密的關系，其作為測量政商關系的輔助指標是合適的。地區(qū)生產(chǎn)總值增速、政府與市場關系與國有經(jīng)濟比重（gown）的相關系數(shù)均顯著為負，這意味著當前我國的國有經(jīng)濟比重對我國經(jīng)濟增長與良好政商關系構建存在著一定阻礙作用。

（三）模型估計與實證結果分析

首先，建立靜態(tài)面板模型實證分析政商關系對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。選擇政府與市場關系作為政商關系的測量指標（模型1）進行模型估計。為了判定選用固定效應模型還是隨機效應模型進行估計，進行Hausman檢驗，開方統(tǒng)計量值為55.62，在1%置信水平上拒絕原假設，選擇固定效應面板模型進行估計。根據(jù)估計結果（見表4），發(fā)現(xiàn)政府與市場關系（rea）的參數(shù)估計結果為0.88，且在1%置信水平上顯著，這表明政商關系能夠顯著地促進區(qū)域經(jīng)濟增長，健康的政商關系為經(jīng)濟發(fā)展提供了良好的保障，在政策法規(guī)、資源配置等方面，保證市場競爭公平進行，進而有利于地區(qū)經(jīng)濟的快速增長。

重要解釋變量腐敗程度（cor）的系數(shù)估計值為-0.02，對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的抑制作用，這與楊東亮和李朋驁（2019）的研究結論相一致。[24]腐敗會破壞市場公平，嚴重的腐敗還會惡化政治生態(tài)，是扭曲政商關系的反映，不利于經(jīng)濟增長。法律制度環(huán)境（law）的系數(shù)估計結果顯著為負，完善的法律制度環(huán)境是良好的政商關系的反映，法律制度環(huán)境好的地方會形成尊重規(guī)則制度、依靠市場力量辦事的行為規(guī)范，其對經(jīng)濟的長期發(fā)展是有利的，實證結果與預期相悖的原因可能是我國的法律制度仍然處于發(fā)展建設期，滯后于地區(qū)實際經(jīng)濟發(fā)展的需求，這意味著要加快法律制度的完善，發(fā)揮其對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。

控制變量國有經(jīng)濟比重（gown）、產(chǎn)業(yè)結構（str）和開放程度（open）對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著影響，基礎設施影響不顯著。國有企業(yè)數(shù)量占比的系數(shù)估計結果為-0.04，這意味著國有經(jīng)濟比重過高不利于地區(qū)經(jīng)濟增長。這與多數(shù)學者的國有企業(yè)配置資源效率低于私營企業(yè)，進而對經(jīng)濟增長的貢獻率低的觀點相一致。產(chǎn)業(yè)結構和開放程度的系數(shù)估計結果分別為0.15和0.28，這表明較高的第二產(chǎn)業(yè)占比和進出口總量對地區(qū)經(jīng)濟增長具有促進作用，即工業(yè)化和外向型經(jīng)濟是我國區(qū)域經(jīng)濟增長的重要動力。

選擇政府干預作為政商關系的測量指標（模型2）進行模型估計。同樣進行Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)開方統(tǒng)計量值為30.05，顯著拒絕原假設，建立固定效應面板模型并進行估計。根據(jù)估計結果（見表4），發(fā)現(xiàn)政府干預（int）的參數(shù)估計結果為0.27，且在1%置信水平上顯著，這同樣證實了政商關系能夠顯著的促進區(qū)域經(jīng)濟增長。減少政府對市場的干預，實施簡政放權，釋放市場活力，給企業(yè)更多的發(fā)展自由，有利于企業(yè)在市場機制的作用下，自發(fā)調(diào)節(jié)企業(yè)經(jīng)營決策和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)投入，提高市場效率，進而對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極的帶動作用。與模型1相比，模型2各解釋變量的參數(shù)估計結果的符合沒有發(fā)生變化，只是系數(shù)值有略微的增大⑤。這表明本文關于政商關系對經(jīng)濟增長影響的實證研究結果具有較好的穩(wěn)健性。

其次，建立動態(tài)面板模型實證分析政商關系對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。同時考慮政商關系對經(jīng)濟增長相互影響產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，使用差分廣義矩估計方法再次進行模型估計⑥。選擇政府與市場關系作為政商關系的測量指標（模型3）進行模型估計⑦。根據(jù)估計結果（見表4），發(fā)現(xiàn)政府與市場關系（rea）的參數(shù)估計結果為0.83，且在5%置信水平上顯著，這表明政商關系能夠顯著地促進區(qū)域經(jīng)濟增長。腐敗程度（cor）、法律制度環(huán)境（law）的系數(shù)估計結果不顯著?？刂谱兞恐兄挥挟a(chǎn)業(yè)結構（str）對地區(qū)經(jīng)濟增長具有10%置信水平上的正向影響，系數(shù)估計結果為0.33。選擇政府干預作為政商關系的測量指標（模型4）進行模型估計，發(fā)現(xiàn)政府干預（int）的參數(shù)估計結果為0.42，在10%置信水平上顯著，同樣獲得政商關系有利于區(qū)域經(jīng)濟增長的結論。

五、結論與對策建議

構建新型的親清政商關系是新時期我國政府改革的重要目標，政商關系能夠對市場經(jīng)濟活動主體的企業(yè)經(jīng)營與企業(yè)家精神產(chǎn)生深刻影響，進而對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。以中國數(shù)據(jù)實證檢驗政商關系的經(jīng)濟增長效應具有重要的現(xiàn)實意義。通過上述研究，本文獲得如下主要研究結論：一是我國政商關系總體上呈N型波動特征，2000—2007年是上升階段，2008—2013年是下降階段，2014年開始我國政商關系表現(xiàn)出緩慢上升的態(tài)勢，反映了我國反腐倡廉正在不斷地取得顯著成效;二是我國政商關系存在明顯的區(qū)域差異。東部沿海地區(qū)的政商關系優(yōu)于中西部地區(qū)，江蘇、廣東、上海、浙江和福建等省的政商關系水平排名靠前;三是實證結果表明政商關系能夠顯著地影響區(qū)域經(jīng)濟增長，政府與市場的關系越親密，越有利于經(jīng)濟增長，減少政府對市場的干預能夠顯著促進經(jīng)濟增長，腐敗程度對經(jīng)濟增長的抑制作用明顯，即健康的政商關系促進區(qū)域經(jīng)濟增長。

根據(jù)上述研究結論，為了更好地構建又親又清的新型政商關系，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，本文提出以下建議：

1. 加快政府職能轉化，建立健全相關法律法規(guī)，強化監(jiān)督機構執(zhí)法力度。大力推進政府簡政放權，深化行政體制改革，清晰界定政商權力邊界，政商雙方不得跨越權利底線。政府通過簡政放權，逐步退出市場，將市場主動權放還給企業(yè)，給企業(yè)留下充足的空間自由發(fā)展，實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新升級。建立健全相關法律法規(guī)，強化法治政府。只有將政商交往活動限定在法律范圍內(nèi)，對不正當?shù)慕煌袨椴庞辛藨土P依據(jù)，才能依法執(zhí)行處罰。需要強調(diào)的是，在制定約束政商關系的相關法律時，要采用科學的方式做到依法授權與科學配權。強化監(jiān)管機構執(zhí)法力度。有了明確的法律規(guī)定只是具備了制度條件，我們還應強化監(jiān)管機構的執(zhí)法力度，提高行政執(zhí)法人員的執(zhí)法能力和執(zhí)法意識，從源頭杜絕執(zhí)法方面產(chǎn)生的違規(guī)行為。

2. 樹立企業(yè)家誠信經(jīng)營的理念，提高法律意識，加強企業(yè)文化建設，實現(xiàn)企業(yè)家精神合理發(fā)揮。作為經(jīng)營者要嚴格按照法律規(guī)定的方式進行經(jīng)營，強化對自身的約束，不得因利益誘惑而觸犯法律底線。政商關系是政府履行自身職能和企業(yè)滿足社會需要之間的關系，是非人格化的，而不是政府官員與經(jīng)營者之間的個人關系，因此在政商交往中應盡量減少個人因素，促進公共關系的發(fā)展。另外經(jīng)營者應意識到，企業(yè)要想在市場競爭中贏得勝利，單依靠政府權力是不行的，要不斷提高自身競爭力，抵御抗風險能力，增強核心競爭力。只有這樣才能夠在激烈的市場競爭中站穩(wěn)腳跟。嚴格遵守政府相關政策，根據(jù)政府的引導安排企業(yè)的投資和經(jīng)營。為了更好地理解相關政策，企業(yè)可通過行業(yè)協(xié)會、商會等組織，對政府相關政策進行分析和反饋，把握政策方向，并與自身優(yōu)勢相結合，實施既完成經(jīng)濟發(fā)展目標又實現(xiàn)企業(yè)發(fā)展的經(jīng)營行為。構建“親”“清”新型政商關系，要求明確約束機制在企業(yè)文化中的重要作用，強化對企業(yè)中所有成員的道德要求和法律約束，充分發(fā)揮企業(yè)家精神，在企業(yè)內(nèi)部樹立良好的經(jīng)營理念，提高每一位成員的素質。

3. 搭建政商溝通橋梁，提升行業(yè)協(xié)會競爭力和凝聚力，利用新技術促進政商交往。行業(yè)協(xié)會作為政商溝通的橋梁，應努力保證政商之間的密切溝通，及時了解政府工作的重點方向和發(fā)展規(guī)劃，將其傳遞給協(xié)會成員，及時了解企業(yè)的經(jīng)營需要和發(fā)展訴求并向政府部門反饋，在政與商之間搭建合作平臺，提高解決企業(yè)問題的效率，減少政企之間的信息不對稱，精準落實政府政策，使政府和企業(yè)的發(fā)展要求能夠共同實現(xiàn)。依靠行業(yè)協(xié)會商會的“中間人”身份，充分發(fā)揮協(xié)會商會的溝通、協(xié)調(diào)、監(jiān)督作用，強化企業(yè)間的橫向合作和聯(lián)系，提高整個行業(yè)的競爭力和凝聚力，以此增強企業(yè)與政府合作中的自主權與話語權。充分利用網(wǎng)絡平臺、大數(shù)據(jù)等新技術、新方式促進政府與企業(yè)之間的交往，增加雙方溝通的途徑，提高溝通效率，將政府與企業(yè)的交往放在陽光下，公開透明，接受大家監(jiān)督。

4. 促進全社會的道德建設，促進全體公民的法律意識，實現(xiàn)社會共同監(jiān)督，共同進步的約束機制。健全社會監(jiān)督機制，利用多渠道多方式履行社會監(jiān)督職能。分散權力制約機制，采用以權力制約權力、以法律制約權力、以道德制約權力和以社會制約權力的多種方式，相互協(xié)調(diào)相互促進，共同形成全面的權力監(jiān)督和約束體系。社會公民、社會組織、新聞媒體、大眾網(wǎng)絡都是進行社會監(jiān)督的組成部分，要積極動員各方勢力，在整個社會中形成約束和監(jiān)督體系。提高公民道德水平，加強社會主義道德建設。政府官員服務意識的養(yǎng)成和企業(yè)經(jīng)營者誠信理念的培育，既是官員和企業(yè)經(jīng)營者作為普通社會公眾的基本要求，也是“親”“清”政商關系得以規(guī)范建立的必然要求。不斷加強社會主義道德建設，樹立全社會的道德意識，引導每個社會公民自覺養(yǎng)成良好的行為習慣，將對“親”“清”政商關系的科學構建產(chǎn)生實質性的帶動作用。

注釋：

①內(nèi)容來自新華網(wǎng)《新華社評論員：構建新型政商關系 促進非公經(jīng)濟健康發(fā)展》，http：//www.xinhuanet.com/politics/2016lh/2016-03/04/c_128774806.htm，2016年3月4日。

②2010年我國經(jīng)濟增長速度上升，這是我國在國際金融危機后擴張性宏觀經(jīng)濟政策刺激的結果，伴隨4萬億大規(guī)模固定資產(chǎn)投資項目的建設，政府主導的保增長并沒有改善原有的經(jīng)濟結構與經(jīng)濟產(chǎn)出效率，且政府的強勢對市場經(jīng)濟中良好政商關系的形成產(chǎn)生一定的影響，這也導致我國經(jīng)濟增長速度在2011年恢復到原有水平。

③樊綱的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2009年報告》和《中國分省份市場化指數(shù)報告2016》。起初政府與市場的關系可以由市場分配經(jīng)濟資源的比重、減輕農(nóng)民的稅費負擔、減少政府對企業(yè)的干預、減輕企業(yè)的稅外負擔和縮小政府規(guī)模五個分項指標來衡量，后來去掉了減輕農(nóng)民的稅費負擔和減輕企業(yè)的稅外負擔兩項指標。因此，政府干預是唯一持續(xù)的統(tǒng)計指標，在選擇政府與市場的關系指標的同時，也選擇政府干預指標。

④美元與人民幣的匯率牌價來自于中國人民銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用月度算術平均值。

⑤基礎設施（ji）對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的負向影響，這與基礎設施有利于地區(qū)經(jīng)濟增長的預期相矛盾。其可能原因是由于人均擁有公路里程不能很好地反映地區(qū)的基礎設施全貌，解釋變量的測量偏差導致參數(shù)估計結果失真。

⑥基本思想是對原模型進行一階差分變換消除模型中的個體異質項，將內(nèi)生變量的水平滯后項作為差分項的工具變量。

⑦模型3和模型4的AR（1）檢驗的P值分別為0.03和0.02，顯著拒絕 “擾動項不存在一階自相關”的原假設，同時AR（2）檢驗的P值分別為0.42和0.11，均接受 “不存在二階自相關”的原假設。通過Sargan檢驗，顯示具變量不存在工過度識別問題。

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責任編輯：武玲玲

Abstract： Under the condition of market economy， the effect of Government-Business relations on economic growth was a hot issue. Government-Business relations affected regional economic growth by influencing the enterprise management and entrepreneurship. This paper used the government market relationship indicator of Fan's market-oriented index to measure the Government-Business relations， taking the provincial data from 2000 to 2014 as samples， the influence of relationship between government and business on the regional economic growth in China was empirically tested by using the fixed-effect panel data model， and the dynamic panel data model was re-estimated by using the differential generalized moment estimation method considering the model endogeneity. The results show that the relationship between government and market and the reduction of government intervention have positive impacts on regional economic growth， while the degree of corruption has a strong inhibitory effect on regional economic growth， that is， the healthy relationship between government and business can significantly promote regional economic growth. Furthermore， it puts forward countermeasures and suggestions that are conducive to building a healthy relationship between government and business， such as continuously optimizing the business environment， streamlining administration and delegating power， and intensifying the investigation and punishment of corruption.

Key words： government-business relations; entrepreneurship; corruption; regional economic growth