李園園 張廣勝

1 引 言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是構(gòu)建雙循環(huán)發(fā)展新格局、推動高質(zhì)量發(fā)展的強力引擎。在新一輪科技和產(chǎn)業(yè)變革蓬勃興起之際，持續(xù)加大技術(shù)研發(fā)投入是中國企業(yè)攻克“卡脖子”關(guān)鍵技術(shù)、切實增強創(chuàng)新能力的關(guān)鍵著力點。根據(jù)歐盟委員會發(fā)布的全球TOP2500榜單企業(yè)顯示，美國共775家企業(yè)（占比38%），中國共624家企業(yè)（占比25%），無論研發(fā)投入總量還是研發(fā)投入平均值，與美國相比，中國整體頭部企業(yè)的研發(fā)投入仍有一定差距。處于大有作為的戰(zhàn)略機遇期，如何激勵企業(yè)加大研發(fā)投入、提升研發(fā)能力是企業(yè)在破浪前行、行穩(wěn)致遠過程中邁向高質(zhì)量發(fā)展“快車道”的現(xiàn)實問題。

營商環(huán)境是企業(yè)所面臨的外部環(huán)境，是企業(yè)從事融資、投資、創(chuàng)新等活動時所面臨“外部環(huán)境的一個綜合性的生態(tài)系統(tǒng)”（The World Bank，2019［1］；李志軍，2019［2］）。近年來，營商環(huán)境受到理論界廣泛關(guān)注，從營商環(huán)境視角分析企業(yè)創(chuàng)新問題的文獻逐漸增多。一方面，已有文獻從營商環(huán)境單一要素視角探究企業(yè)創(chuàng)新投入行為，如市場化營商環(huán)境（Griffith等，2006［3］；邵傳林和李曉慧，2020［4］）、國際營商環(huán)境（王雄元和卜落凡，2019［5］）、政務(wù)營商環(huán)境（左晶晶等，2016［6］）等，側(cè)重探討營商環(huán)境單一要素的作用，而缺乏對營商環(huán)境整體概念的把握。另一方面，部分研究基于不同層面的營商環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)，如世界銀行企業(yè)營商環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)（何凌云和陶東杰，2018［7］；夏后學(xué)等，2019［8］）、中國省份營商環(huán)境數(shù)據(jù)（許志端和阮舟一龍，2019［9］）等，探究營商環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的影響，但忽略了城市層面宏觀營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入的影響。城市是企業(yè)直接面對的外部環(huán)境載體，城市營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入具有最直接、最密切的影響。盡管上述文獻為營商環(huán)境影響企業(yè)研發(fā)投入提供了經(jīng)驗證據(jù)，卻忽略了國有企業(yè)和民營企業(yè)的差異?；谄髽I(yè)所有制視角，營商環(huán)境對國有企業(yè)與民營企業(yè)研發(fā)投入的影響是否存在顯著差異？影響機制是怎樣的？這是值得關(guān)注的問題，但已有文獻對此缺乏深入討論?；谏鲜龇治?，本文通過借鑒李志軍（2019）［2］的做法，從政府效率、人力資源、金融服務(wù)、公共服務(wù)、市場環(huán)境、創(chuàng)新環(huán)境六個要素，構(gòu)建城市營商環(huán)境綜合指數(shù)，匹配上市公司數(shù)據(jù)，探究營商環(huán)境對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的影響?？紤]到中國企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展普遍受到融資約束問題的困擾，加入融資約束這一中介變量，構(gòu)建“營商環(huán)境——融資約束——研發(fā)投入”的中介效應(yīng)模型，探究優(yōu)化營商環(huán)境能否通過降低企業(yè)融資約束程度進而提升企業(yè)研發(fā)投入水平。

本文可能的創(chuàng)新：第一，考察城市營商環(huán)境，彌補了當前國內(nèi)對營商環(huán)境研究的不足，豐富了營商環(huán)境經(jīng)濟后果領(lǐng)域的研究成果。不同于現(xiàn)有文獻側(cè)重考察營商環(huán)境單一要素對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，本文從城市層面構(gòu)建宏觀營商環(huán)境指標，分析城市營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用，是對現(xiàn)有文獻的有益補充。第二，基于企業(yè)所有制視角，探究營商環(huán)境對國有企業(yè)與民營企業(yè)研發(fā)投入的差異化影響，分析“營商環(huán)境——融資約束——研發(fā)投入”的影響路徑，拓展了國有企業(yè)與民營企業(yè)研發(fā)投入差異及其驅(qū)動因素的研究成果。本文不僅考察營商環(huán)境對國有企業(yè)與民營企業(yè)研發(fā)投入的影響差異，還探究融資約束的中介作用，加深了對宏觀營商環(huán)境影響微觀企業(yè)創(chuàng)新的認識。第三，通過進一步的異質(zhì)性分析，闡明不同情境下營商環(huán)境作用于國有企業(yè)與民營企業(yè)研發(fā)投入的效果差異，豐富了營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入促進作用的邊界條件研究。根據(jù)營商環(huán)境各要素差異與企業(yè)所處行業(yè)差異，進行分樣本研究，揭示營商環(huán)境影響不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的差異性情境效應(yīng)，為不同情境下如何優(yōu)化營商環(huán)境、加大企業(yè)研發(fā)投入提供經(jīng)驗證據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 營商環(huán)境對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的影響

企業(yè)的研發(fā)投入是由自身資源稟賦與外部環(huán)境共同決定的。優(yōu)化營商環(huán)境，可以為企業(yè)創(chuàng)新活動提供相應(yīng)的資源，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力（雷挺和栗繼祖，2020［10］），提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量（霍春輝和張銀丹，2022［11］），從而提升企業(yè)研發(fā)投入。由于企業(yè)所有制差異導(dǎo)致的代理問題，國有企業(yè)與民營企業(yè)在規(guī)模、資金、人才、技術(shù)等方面具有差異，同樣在創(chuàng)新資源和創(chuàng)新意愿方面也有所不同。那么，營商環(huán)境對不同企業(yè)研發(fā)投入的影響程度存在差異。一方面，基于資源基礎(chǔ)觀，良好的營商環(huán)境能為企業(yè)帶來充足的創(chuàng)新資源，與國有企業(yè)相比，這種資源支持效應(yīng)對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大。通常來講，國有企業(yè)在資源獲取與風(fēng)險承擔(dān)能力方面具有比較優(yōu)勢，有實力、有能力開展投入大、周期長、風(fēng)險高的研發(fā)活動。但由于不同程度的政府干預(yù)，加上創(chuàng)新剩余權(quán)和索取權(quán)存在分離，國有企業(yè)的創(chuàng)新決策受到一定程度的約束，這可能影響營商環(huán)境對國有企業(yè)研發(fā)促進效果。相比之下，受到中國金融系統(tǒng)“所有制歧視”影響，民營企業(yè)普遍存在融資約束問題（Guo等，2016［12］），獲得創(chuàng)新投資的機會較小，創(chuàng)新資源較少。優(yōu)化營商環(huán)境，政府效率、人力資源、金融服務(wù)、公共服務(wù)、市場環(huán)境、創(chuàng)新環(huán)境等多方面的改善能夠為民營企業(yè)帶來更多的創(chuàng)新資源和要素，對民營企業(yè)開展創(chuàng)新活動具有更強的激勵作用。另一方面，基于交易成本觀，良好的營商環(huán)境通過降低交易成本，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新意愿，與國有企業(yè)相比，這種成本節(jié)約效應(yīng)更有利于提升民營企業(yè)研發(fā)投入。從制度角度來看，國有企業(yè)與政府的聯(lián)系更加緊密，可以獲取更多的政府支持和信用貸款，而民營企業(yè)面臨激烈的市場競爭，交易成本較高（Chong等，2013［13］）。優(yōu)化營商環(huán)境，可以幫助企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新活動減少花費時間、簡化手續(xù)、提升效率，從而有利于降低企業(yè)交易費用（熊凱軍，2020［14］）。特別是縮減市場準入負面清單、深化“放管服”改革等舉措，促進了市場公平競爭，使民營企業(yè)享有公平的政府服務(wù)、金融服務(wù)及公共服務(wù)等，更大程度上降低民營企業(yè)交易成本，推動民營企業(yè)加大研發(fā)投入。

基于以上分析，提出假設(shè)H1：營商環(huán)境顯著提升企業(yè)研發(fā)投入，與國有企業(yè)相比，營商環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大。

2.2 營商環(huán)境、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入

根據(jù)機會成本理論，在完備資本市場條件且不存在融資約束時，受經(jīng)濟周期波動影響，企業(yè)研發(fā)投入呈現(xiàn)逆周期性（Aghion和Saint-Paul，1998［15］）。然而，由于市場不完備、信息不對稱等因素，企業(yè)研發(fā)投入面臨不同程度的融資約束問題（Hall，2002［16］）。當面臨較高程度的融資約束時，進行研發(fā)創(chuàng)新活動必然要考慮外部融資成本和風(fēng)險報酬的影響，為了規(guī)避風(fēng)險，企業(yè)更傾向縮減高成本、高風(fēng)險的研發(fā)支出，而將有限的資金投入“短平快”項目（周開國等，2017［17］）。國有企業(yè)信用評價成本更低，融資獲取能力更強。相比之下，由于政策性融資擔(dān)保支持不足及信息不對稱問題，民營企業(yè)的創(chuàng)新活動將更受益于營商環(huán)境的改善。首先，從不同所有制企業(yè)來看，國有企業(yè)與民營企業(yè)在資金依賴度、融資決策以及融資渠道等方面存在差異，融資約束程度也有不同。研究表明，中國銀行貸款對民營企業(yè)存在“所有制歧視”，而國有企業(yè)由于與政府的天然聯(lián)系及自身稟賦優(yōu)勢，具有較軟的預(yù)算約束，融資約束程度相對較低（Brown等，2012［18］）。優(yōu)化營商環(huán)境，積極開展融資服務(wù)工作，落實融資優(yōu)惠政策，能夠為民營企業(yè)獲取更多的創(chuàng)新資金提供支撐。改善營商環(huán)境，強化“政銀企”對接、消除貨幣信貸傳導(dǎo)的“中梗阻”等多項融資優(yōu)惠政策，能夠幫助民營企業(yè)突破“融資難、融資貴、融資慢”瓶頸，拓寬融資渠道，降低融資門檻（嚴若森等，2020［19］），從而緩解民營企業(yè)融資約束，增加研發(fā)投入。其次，基于信息不對稱理論和信號傳遞理論，良好的營商環(huán)境能夠降低信息不對稱程度，緩解融資約束，進而加大企業(yè)研發(fā)投入。由于市場各主體之間的信息不對稱等問題導(dǎo)致融資溢價，并且出于商業(yè)機密保護目的，民營企業(yè)往往不愿意主動披露研發(fā)創(chuàng)新相關(guān)信息，更容易遭受外部融資短缺、融資成本上升的影響（Hall和Lerner，2010［20］），導(dǎo)致創(chuàng)新活動得不到必要資源的支撐。作為一種“優(yōu)質(zhì)”信號，營商環(huán)境越好，越能減少由逆向選擇引起的“價格保護”，民營企業(yè)隨之可以調(diào)動的額外資源就越多。這些資源作為資金短缺的緩沖，降低融資束縛，成為民營企業(yè)開展創(chuàng)新活動的資源支撐。

由此，提出假設(shè)H2：相對于國有企業(yè)，優(yōu)化營商環(huán)境更有助于緩解民營企業(yè)的融資約束，進而提升民營企業(yè)研發(fā)投入。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

營商環(huán)境基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自歷年中國城市統(tǒng)計年鑒、EPS全球統(tǒng)計/分析平臺、歷年《中國地方政府效率研究報告》以及《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告》（寇宗來和劉學(xué)悅，2017［21］）。企業(yè)層面數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫，通過上市公司年報、新浪財經(jīng)等權(quán)威信息渠道進行補充。考慮到《中國地方政府效率研究報告》起始于2011年，各城市年鑒數(shù)據(jù)更新至2018年，將樣本研究期間定為2011-2018年。

回歸之前，對樣本做如下處理：剔除ST、PT、企業(yè)性質(zhì)無法判定的樣本；剔除異常離群值、數(shù)據(jù)缺失嚴重的樣本；考慮到直轄市在行政級別上與省級行政區(qū)同級，且直轄市和計劃單列市數(shù)量較少，剔除直轄市和計劃單列市樣本；對連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理。最終，獲得2011-2018年共6234個觀測值。

3.2 變量定義

（1）被解釋變量。研發(fā)投入（RD）。參考多數(shù)研究做法，采用企業(yè)研發(fā)支出的自然對數(shù)進行衡量，該值越大，代表企業(yè)研發(fā)投入越多。

（2）解釋變量。營商環(huán)境（BV）?？紤]到本文是從城市層面構(gòu)建營商環(huán)境指標，李志軍（2019）［2］《中國城市營商環(huán)境評價》報告中營商環(huán)境評價覆蓋范圍較廣，指標測算來源數(shù)據(jù)權(quán)威且公開，但他們使用的數(shù)據(jù)是2015-2016年各城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，不足以支撐面板數(shù)據(jù)回歸分析。因此，借鑒其具體做法，通過主觀與客觀的方法確定權(quán)重，采用效用值法進行無量綱化處理（值域為［0，100］），并運用插值法，從政府效率、人力資源、金融服務(wù)、公共服務(wù)、市場環(huán)境、創(chuàng)新環(huán)境六個要素，構(gòu)建2011-2018年度各城市營商環(huán)境綜合指標。

內(nèi)蒙古地區(qū)飼用谷子種植優(yōu)勢分析…………………………………………………………… 陳茜午，張永虎，溫 蕊，楊 海（18）

（3）中介變量。融資約束（KZ）。借鑒Kaplan和Zingales（1997）［22］的做法，采用KZ指數(shù)衡量融資約束。

（4）控制變量。參考嚴若森等（2020）、夏后學(xué)等（2019）的研究做法，選取以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)績效（Roa）、股權(quán)結(jié)構(gòu)變更（Cown）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Indd）、股權(quán)集中度（Ec）以及城市規(guī)模（Pop）。同時，對行業(yè)、年份、城市與省份進行控制。變量具體說明如表1所示。

表1 變量定義

3.3 模型設(shè)定

為區(qū)分企業(yè)所有制差異，本文分別對全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本進行回歸，構(gòu)建如下基準模型式：

其中，被解釋變量為研發(fā)投入（RD），解釋變量為營商環(huán)境（BV），Controls為一系列控制變量。為檢驗“營商環(huán)境——融資約束——研發(fā)投入”影響路徑，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，被解釋變量為研發(fā)投入（RD），解釋變量為營商環(huán)境（BV），中介變量為融資約束（KZ），其余變量與上述模型一致。

4 實證檢驗與結(jié)果分析

4.1 主要變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)

變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。研究樣本分為國有企業(yè)樣本和民營企業(yè)樣本，國有企業(yè)研發(fā)投入均值略大于民營企業(yè)（17.737>17.581），國有企業(yè)研發(fā)投入標準差是1.877，最小值是8.795，最大值是22.707，而民營企業(yè)研發(fā)投入標準差是1.483，最小值是4.745，最大值是23.007，說明說明國有企業(yè)研發(fā)投入整體水平略高于民營企業(yè)，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)之間的研發(fā)投入差異更大。營商環(huán)境（BV）均值在兩個樣本中分別為2.782、2.835，最大值為3.763，表明不同城市之間的營商環(huán)境存在較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

續(xù)表

變量Pearson相關(guān)性如表3所示。其中，對角線左下方為國有企業(yè)樣本，BV與RD在1%水平下顯著正相關(guān)，系數(shù)是0.092；右上方為民營企業(yè)樣本，BV與RD在1%水平下顯著正相關(guān)，系數(shù)是0.202，表明相比國有企業(yè)，營商環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入的影響更大，初步支持了營商環(huán)境對民營企業(yè)的促進作用更為顯著的研究假設(shè)，還有待進一步檢驗。其余控制變量之間的相關(guān)關(guān)系均在合理范圍之內(nèi)。

表3 相關(guān)性系數(shù)分析

4.2 營商環(huán)境對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的回歸分析

采用多維面板固定效應(yīng)，分別對全樣本、國有企業(yè)樣本和民營企業(yè)樣本進行回歸?；貧w結(jié)果見表4，列（1）、（3）、（5）僅控制年度、行業(yè)、城市和省份層面固定效應(yīng)，列（2）、（3）、（4）分別加入控制變量進行回歸。表4列（2）BV的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，表明在全樣本中，營商環(huán)境正向影響企業(yè)研發(fā)投入。表4列（4）、（6）BV回歸系數(shù)分別在10%、1%水平下顯著為正，估計系數(shù)分別為0.956、1.051，表明營商環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入的正向影響大于國有企業(yè)，H1得到驗證。這一結(jié)果說明，營商環(huán)境能夠促進企業(yè)研發(fā)投入，與國有企業(yè)相比，營商環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大。

表4 營商環(huán)境對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果

續(xù)表

4.3 融資約束的中介效應(yīng)檢驗

融資約束的中介效應(yīng)回歸結(jié)果如表5所示。其中，表5列（1）、（3）、（5）BV回歸系數(shù)分別在1%、10%、1%水平下顯著為負，表明在全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本中，營商環(huán)境均顯著降低融資約束程度。在全樣本中，列（2）BV回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，融資約束的部分中介效應(yīng)成立，表明優(yōu)化營商環(huán)境能夠緩解融資約束，從而增加企業(yè)研發(fā)投入。在國有企業(yè)與民營企業(yè)樣本中，列（4）、（6）BV回歸系數(shù)分別在5%、10%水平下顯著為正，系數(shù)分別為0.210、0.414，表明與國有企業(yè)相比，營商環(huán)境降低民營企業(yè)融資約束、增加企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更為顯著，H2得到驗證。

表5 融資約束的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.4 穩(wěn)健性檢驗

（1）工具變量法。針對全樣本、國有企業(yè)與民營企業(yè)樣本，將同年度同行業(yè)除本企業(yè)外其他所有企業(yè)的營商環(huán)境均值（BV_Av）作為工具變量，采用兩階段最小二乘法重新回歸，回歸結(jié)果見表6。第一階段回歸結(jié)果顯示，表6列（1）、（3）、（5）BV_Av回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正；第二階段回歸結(jié)果顯示，表6列（1）、（3）、（5）營商環(huán)境回歸系數(shù)依然顯著為正。弱工具變量檢驗P值為0，進一步運用有限信息最大似然法，顯示不存在弱工具變量問題，表明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 工具變量法回歸結(jié)果

（2）Heckman兩階段模型。在第一階段回歸中，設(shè)置被解釋變量RD的虛擬變量RD_1、RD_2、RD_3，分別將大于全樣本、國有企業(yè)、民營企業(yè)中RD中位數(shù)的樣本賦值為1，否則為0，利用此階段的dprobit模型計算IMR。在第二階段回歸中，將估計得到的IMR作為控制變量放到回歸方程?；貧w結(jié)果如表7所示，在全樣本及民營企業(yè)中第二階段回歸中IMR顯著，表明存在樣本自選擇問題，因此使用Heckman兩階段模型是有必要的，研究結(jié)論是穩(wěn)健的。對于國有企業(yè)樣本，IMR的回歸不顯著，表明不存在樣本自選擇問題，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表7 Heckman兩階段回歸結(jié)果

（3）其他穩(wěn)健性檢驗。首先，采用混合OLS模型重新進行回歸，回歸結(jié)果如表8前3列所示。表8列（1）、（3）BV回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，列（2）BV回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正。這一結(jié)果說明，在更換回歸模型后，研究結(jié)論仍然成立。其次，考慮到行業(yè)競爭的影響，增加行業(yè)競爭度（HHI）作為控制變量，重新進行回歸，回歸結(jié)果如表8后3列所示。表8列（4）、列（6）BV回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，列（5）BV回歸系數(shù)在10%水平下顯著為正，表明在控制行業(yè)競爭的影響后，營商環(huán)境仍顯著提升企業(yè)研發(fā)投入，并且營商環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用大于國有企業(yè)，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表8 其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

5 進一步研究

5.1 考慮營商環(huán)境要素的異質(zhì)性

營商環(huán)境作為企業(yè)發(fā)展賴以生存的土壤，為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展“充電續(xù)航”。 不同的營商環(huán)境要素對研發(fā)投入的促進作用可能存在差異，對國有企業(yè)與民營企業(yè)的研發(fā)促進效果也同樣存在差異。例如，技術(shù)研發(fā)人員、知識管理人員占比越大，營商環(huán)境當中的人力資本水平就越高，越能為民營企業(yè)創(chuàng)新活動提供人力資本支撐。由此，考慮到營商環(huán)境各要素的不同作用，此部分將營商環(huán)境六個要素分別作為解釋變量，被解釋變量仍為研發(fā)投入。

營商環(huán)境各要素與國有企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果如表9所示，六個要素的回歸系數(shù)均顯著為正，但顯著性水平有所差異。表9列（5）、列（6）的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，表明市場環(huán)境與創(chuàng)新環(huán)境要素對國有企業(yè)研發(fā)投入的促進作用最強；列（1）、列（4）的回歸系數(shù)均在5%平下顯著為正，表明政府效率和公共服務(wù)要素對國有企業(yè)研發(fā)投入的影響次之；列（2）、列（3）金融服務(wù)的回歸系數(shù)均在10%水平下顯著為正，表明人力資源與金融服務(wù)要素對國有企業(yè)研發(fā)投入的影響最小。

表9 營商環(huán)境各要素與國有企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果

營商環(huán)境各要素與民營企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果如表10所示。其中，表10列（5）回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，其余要素的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，表明與市場環(huán)境要素相比，政府效率、人力資源、金融服務(wù)、公共服務(wù)、創(chuàng)新環(huán)境要素對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更加明顯。此外，通過和表9回歸結(jié)果相比發(fā)現(xiàn)，與國有企業(yè)相比，營商環(huán)境各要素對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大，從營商環(huán)境要素層面印證了前文假設(shè)。

表10 營商環(huán)境各要素與民營企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果

5.2 企業(yè)是否處于高科技行業(yè)的區(qū)別

高科技行業(yè)具有知識與技術(shù)密集度較高、產(chǎn)品較為豐富、更新周期較短等特征，高科技行業(yè)企業(yè)通常需要更多的研發(fā)投入。為進一步檢驗營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入在不同行業(yè)之間的異質(zhì)性，參考李春濤等（2020）［23］的做法，根據(jù)國家統(tǒng)計局的行業(yè)分類標準（GB/T4754），將制造業(yè)中的設(shè)備制造行業(yè)與文化、辦公用機械行業(yè)劃為高科技行業(yè)（High），其他則為非高科技行業(yè)（NHigh）。回歸結(jié)果如表11所示。首先，表11列（1）、（2）回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，但系數(shù)差異明顯（0.393>0.333），且經(jīng)驗P值具有顯著差異，表明在全樣本中，與非高科技行業(yè)企業(yè)相比，營商環(huán)境對高科技行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更加明顯。其次，表11列（3）回歸系數(shù)顯著為正，列（4）回歸系數(shù)為正但不顯著，表明與非高科技行業(yè)國有企業(yè)相比，營商環(huán)境對高科技行業(yè)國有企業(yè)研發(fā)投入具有更大的促進作用。最后，表11列（5）、（6）回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，但系數(shù)差異明顯（0.536>0.482），且經(jīng)驗P值具有顯著差異，表明在民營企業(yè)樣本中，與非高科技行業(yè)民營企業(yè)相比，營商環(huán)境對高科技行業(yè)民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更加明顯?？偟膩碚f，與非高科技行業(yè)企業(yè)相比，營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用在高科技行業(yè)企業(yè)中更加明顯，且在高科技行業(yè)民營企業(yè)中最為顯著。

表11 是否處于高科技行業(yè)的分組回歸結(jié)果

6 研究結(jié)論與啟示

本文實證檢驗了營商環(huán)境對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的影響差異以及融資約束的中介作用，得到以下結(jié)論。第一，營商環(huán)境正向影響企業(yè)研發(fā)投入，與國有企業(yè)相比，營商環(huán)境對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更為顯著。第二，營商環(huán)境通過緩解融資約束進而提升企業(yè)研發(fā)投入，與國有企業(yè)相比，營商環(huán)境通過緩解融資約束更能加大民營企業(yè)研發(fā)投入。第三，營商環(huán)境各要素對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的促進作用存在顯著差異，市場環(huán)境與創(chuàng)新環(huán)境要素對國有企業(yè)研發(fā)投入的影響最強，政府效率和公共服務(wù)的影響次之，人力資源與金融服務(wù)的影響最?。慌c市場環(huán)境要素相比，政府效率、人力資源、金融服務(wù)、公共服務(wù)、創(chuàng)新環(huán)境要素對民營企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更加明顯。第四，不論是在全樣本、國有企業(yè)樣本還是民營企業(yè)樣本中，與非高科技行業(yè)企業(yè)相比，營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用在高科技行業(yè)企業(yè)中更為顯著。

本文研究啟示體現(xiàn)在以下方面：第一，重視營商環(huán)境對不同所有制企業(yè)研發(fā)投入的促進效果差異，激發(fā)企業(yè)增加研發(fā)投入。營造公平、法治、高效、廉潔的營商環(huán)境，減輕民營企業(yè)受到的政府尋租壓力，為其增加研發(fā)投入提供便利條件；鼓勵國有企業(yè)與民營企業(yè)建立創(chuàng)新研發(fā)合作平臺，聚焦前沿引領(lǐng)技術(shù)、顛覆性技術(shù)、卡脖子技術(shù)等硬科技。第二，完善營商環(huán)境，提升政府效率和人力資本、改善金融服務(wù)和公共服務(wù)、營造良好的市場環(huán)境和創(chuàng)新環(huán)境，緩解企業(yè)融資約束程度。結(jié)合企業(yè)創(chuàng)新潛力設(shè)定指標與等級，對具有創(chuàng)新潛力的民營企業(yè)提供資金支持；營造更加公平的市場競爭環(huán)境，推進“保障與激勵”政策雙管齊下，降低民營企業(yè)的融資成本與融資難度，減少民營企業(yè)研發(fā)投入風(fēng)險。第三，充分發(fā)揮營商環(huán)境各要素的作用，增加公共服務(wù)有效供給、提升政府服務(wù)效能、落實創(chuàng)新服務(wù)舉措、提高金融服務(wù)水平、打造競爭中性市場環(huán)境、營造和諧人力資源環(huán)境，提升國有企業(yè)創(chuàng)新動機，激發(fā)民營企業(yè)創(chuàng)新活力。第四，支持高科技行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，加速培育高科技產(chǎn)業(yè)群，更大程度地激發(fā)營商環(huán)境對高科技民營企業(yè)的創(chuàng)新促進作用，真正激勵高新技術(shù)企業(yè)追求“攻難關(guān)、補短板、追前沿”。

本文存在以下不足：首先，受限于城市數(shù)據(jù)可得性，在指標構(gòu)建方面，本研究并未對全部城市營商環(huán)境進行研究，一定程度上影響結(jié)論的可推廣性。其次，受篇幅所限，基于不同所有制視角探究營商環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文僅從融資約束視角進行了深入探討，未來有待從以下方面繼續(xù)展開。一是進一步探究城市營商環(huán)境指標構(gòu)建，使其能夠更加全面準確地衡量城市營商環(huán)境；二是我國不同城市間營商環(huán)境發(fā)展存在顯著差異，并且對于城市間營商環(huán)境差距背后的理論研究相對匱乏，值得深入探討。三是后疫情時代營商環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響是否發(fā)生改變及改變的機理值得深入研究。