優化營商環境能提高企業風險承擔嗎

李君銳 劉磊 買生

【摘要】營商環境對企業經營戰略決策具有重要影響。本文以2008 ～ 2020年滬深A股非金融類上市公司為研究樣本， 實證檢驗營商環境對企業風險承擔的影響。研究發現， 優化營商環境有助于提高企業風險承擔； 作用機制檢驗發現， 優化營商環境可以通過降低信息不對稱、 提升企業內外部信心、 加劇產品市場競爭三條路徑促進企業風險承擔； 拓展性檢驗表明， 對處于成長期的企業、 非國有企業以及非高新技術企業，? 營商環境的優化對企業風險承擔的促進作用更加明顯； 經濟后果研究表明， 良好的營商環境能夠促使企業風險承擔轉化為較高的創新績效水平。本文結論充分驗證了“市場在資源配置中起決定性作用和更好發揮政府作用”的重要論斷， 體現了發展社會主義市場經濟的優越性， 并為政府推進營商環境建設、 企業管理者科學制定經營決策提供了依據。

【關鍵詞】營商環境；企業風險承擔；信息不對稱；企業內外部信心；產品市場競爭

【中圖分類號】 F275.5；F270.7；F273.1? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）09-0027-8

一、 引言

企業風險承擔是指企業為獲取高額利潤和市場發展機會而愿意承擔的風險水平和傾向， 主要體現在企業對風險投資項目的決策上。作為企業的一項重要戰略決策， 風險承擔在微觀層面上能助力企業抓住市場機遇、 增加研發創新投入， 以增加股東財富和提高企業績效（Nakano 和Nguyen，2012）； 在宏觀層面上有利于加速資本積累、 推進技術進步， 以加快產業轉型和促進經濟高質量發展（周澤將等，2019）。因此， 在經濟轉型的關鍵時期， 研究企業風險承擔的影響因素并給予適當激勵， 不僅有助于企業增強風險抵御能力、 保持市場競爭優勢， 而且能夠促進我國宏觀經濟社會領域重大風險的防范和化解， 推進經濟結構調整和動能轉換（楚曉光，2021）。

以往學者研究了管理者過度自信（余明桂等，2013）等個人特質， 以及社會網絡（張敏，2021；尉曉亮等，2022））等企業屬性對企業風險承擔的影響。同時， 外部環境會作用于管理者的信心和公司治理進而影響企業的風險承擔（吳倩等，2019）， 也有學者指出政策不確定性（王菁華和茅寧，2019；鄒美鳳等，2021）、 數字金融（馬連福和杜善重，2021）等都會通過一定的機制對企業風險承擔產生影響。在眾多外部影響因素中， 地方政府對區域內企業的經營起著“點頭不算搖頭算”的作用， 因而地方政府主導的營商環境改善也得到越來越多學者的關注。在2017年全國深化“放管服”工作會議上國務院總理李克強提出了“營商環境就是生產力”的重要理念， 國家“十四五”規劃中也強調要持續優化營商環境。營商環境是企業生存和發展的“土壤”， 對企業的經營決策具有重要影響， 而以往少有學者研究營商環境對企業風險承擔的影響。

基于以上分析， 本文選取2008 ～ 2020年滬深A股非金融類上市公司作為研究樣本， 檢驗營商環境對企業風險承擔的影響， 并試圖回答以下問題： 一是優化營商環境是否會對企業風險承擔產生影響， 其作用路徑是什么； 二是基于企業和行業異質性視角分析優化營商環境如何影響企業風險承擔； 三是優化營商環境影響企業風險承擔的經濟后果是否會促進企業創新績效的提升。本研究的貢獻在于： 第一， 基于資源依賴理論， 從微觀視角拓展了營商環境經濟后果的有關研究； 第二， 關注營商環境這一熱點話題， 從宏觀視角擴充了企業風險承擔影響因素的有關研究； 第三， 深入分析了營商環境對企業風險承擔的作用機制， 并從產權性質、 企業生命周期、 行業特性等視角， 細化了營商環境對企業風險承擔的作用差異， 有利于深刻理解營商環境對企業風險承擔的促進作用， 并驗證了“市場在資源配置中起決定性作用和更好發揮政府作用”的重要論斷， 充分體現了發展社會主義市場經濟的優越性。

二、 理論分析與研究假設

資源依賴理論提出， 企業的生存發展與其賴以生存的外部環境休戚相關（周澤將等，2020）， 且企業的風險承擔是一項資源消耗活動， 具有很強的資源依賴性（張敏，2021）。營商環境是企業在生產經營過程中接觸到的政務環境、 法治環境、 市場環境、 人文環境等外部環境條件的總和， 為企業發展提供了資源支持。良好的營商環境能夠發揮外部治理功能， 利用信息獲取優勢提高企業風險承擔， 還能通過提供政策支持增強企業發展信心， 并通過提供公平透明的市場競爭氛圍加劇產品市場競爭， 從而提高企業風險承擔。

第一， 良好的營商環境具有治理效應。優化營商環境能夠發揮其外部治理功能， 通過降低信息不對稱提高企業風險承擔。一方面， 公平的市場競爭環境為保障各類市場主體的權益而對企業信息披露要求較高， 使得披露的信息能夠真實反映企業的經營情況（連俊華和于炳剛，2019）， 進而降低企業內外部之間的信息不對稱； 另一方面， 良好的法治環境能夠有效監督和約束高層管理者的自利行為和機會主義行為， 緩解管理者和股東間的代理問題， 確保外部投資者能夠獲得相對完善的信息。Kahneman和Tversky（1979）指出， 企業對風險項目的投資決策建立在掌握完全信息的基礎之上。因此， 信息透明度的提高為企業投資決策提供了充分的信息保障， 從而降低管理者的保守程度， 提高企業風險承擔（余明桂等，2013）。

第二， 良好的營商環境具有信心效應。優化營商環境能夠增強企業對自身未來發展的信心， 即內部信心效應， 以及由于外部市場主體對企業未來發展的預期而引發的企業“正向反饋”， 即外部信心效應， 提升企業家的安全感， 進而降低企業的風險感知， 提高企業的風險接受度。從企業內部信心效應來看， 良好的營商環境為企業經營提供了健全的硬件基礎設施， 以及公平、 法治的市場環境和金融環境等軟件設施（許志端和阮舟一龍，2019）。這些軟硬件環境一方面有利于幫助企業快速高效地解決生產經營中遇到的各種難題， 如耗時耗力的行政審批、 融資困境等， 另一方面能夠提高企業對所處行業地位、 市場前景的預期， 從而增強企業發展信心。當企業對未來發展的自信度高時， 就會對風險投資項目持有積極態度， 從而強化風險選擇傾向， 增加投資風險較高但凈現值為正的項目（Heath 和Tverskya，1991）。從企業外部信心效應來看， 在良好的營商環境中， 當政府、 銀行等市場主體為企業發展提供政策、 融資支持時， 企業為了契合政府主導思想和區域發展方向， 也會為爭取外部信心而采取迎合策略， 形成外部信心效應。企業的行為能否增強外部市場主體尤其是政府和銀行的信心， 是企業獲得政府補貼、 銀行貸款的關鍵。在相同條件下， 獲得政府和銀行機構的支持越多， 外部市場主體對企業發展的信心越足， 反過來又進一步增強企業信心， 并使企業按照政府主導和銀行期望方向發展， 從而形成一種正向循環。因而， 優化營商環境能夠形成企業的內外部信心效應。根據能力效應假說， 企業對投資機會的選擇受到企業本身某些“主觀”認識的影響。當企業信心充足時， 往往會具有風險偏好， 抓住投資機會； 當企業缺乏信心時， 則會選擇規避風險， 放棄風險較大的投資機會。因此， 企業在內外部信心的加持下會提高風險承擔。

第三， 良好的營商環境具有市場競爭效應。優化營商環境能夠激發市場主體的活力， 加劇產品市場競爭， 從而提高企業風險承擔。其一， 行政環境的改善意味著企業發展過程中較少受到政府干預， 充分發揮了市場在資源配置中的決定性作用， 產品市場競爭環境趨于完全競爭（許志端和阮舟一龍，2019）。寬松的政府管制進一步削減了新企業注冊程序和資金、 時間成本， 增加了企業家創業行為， 市場競爭隨之加劇。Amici等（2016）指出， 地方行政審批程序越復雜， 企業家創業意愿越低。其二， 良好的營商環境提供了公開、 公平、 公正的政策服務， 企業的知識產權等合法權利能被很好地保護， 剽竊行為將會受到嚴重懲罰， 企業為了獲取核心競爭優勢會加大研發投入力度， 進而加劇市場競爭。其三， 完善的金融服務降低了企業融資壁壘和融資成本， 更多的“尾部群體”因此獲益而加入市場競爭行列。金融危機爆發后， 眾多學者認為激烈的市場競爭是企業風險的根源（Irvine 和Pontiff ，2009）。姜付秀等（2008）也提出， 在激烈的市場競爭中企業不得不采取一系列增加運營風險的行為來獲取競爭優勢， 如放寬商業信用、 壓縮盈利空間等。高風險與高收益并存， 當企業經營面臨風險時， 企業會增加通過高風險投資獲取競爭優勢以維持可持續發展的動機， 此時企業風險承擔較高。此外， 激烈的產品市場競爭導致企業更加關注經濟效益和價值的最大化， 從而較少放棄高風險但預期凈現值為正的投資機會， 此時企業風險承擔也較高。

綜合以上分析， 本文提出以下假設：

H1： 優化營商環境有助于提高企業風險承擔。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

鑒于上市公司數據完整性、 準確性及可獲得性較強， 本文選擇2008 ～ 2020年我國A股上市公司為研究對象， 并按照以下要求對數據進行處理以保證有效性： （1）剔除所有ST和?ST類上市公司； （2）剔除金融保險類上市公司； （3）剔除相關變量缺失的上市公司； （4）對主要變量進行1%和99%水平的縮尾處理， 以減少極端值影響。最終， 得到8473個樣本觀測值。文中營商環境有關數據來自中國社會科學院發布的《中國城市競爭力報告》、 王小魯等（2019）編制的《中國分省企業經營環境指數報告》， 其他數據來源于CSMAR和Wind數據庫。

（二）變量設計

1. 被解釋變量： 企業風險承擔（Risk）。由于股票市場波動性較大， 我國企業風險承擔度量方式廣泛采用特定時段內企業的盈余波動程度來衡量， 盈余波動程度越大則表示企業風險承擔越高。本文參考以往學者的研究（余明桂等， 2013）， 使用經行業調整過的三年資產收益率的標準差來度量。公式如下：

其中： Aijt為t年企業i在行業j的期末總資產； EBITijt是t年企業i在行業j的息稅前利潤； njt為t年行業j的公司數； Riskit代表企業風險承擔， 以三年為一個特定觀測時段， 采用以滾動計算方法求得行業、 年度均值并經調整后的t年至t-2年的資產收益率標準差來度量， 其中行業劃分根據證監會發布的《上市公司行業分類指引》（2012年修訂）進行。

2. 解釋變量： 營商環境（Envir）。本文參考以往學者的研究， 采用城市層面和省級層面營商環境作為代理變量（周澤將等，2020）。城市層面營商環境 （Envir1 ）用“綜合經濟競爭力指數”來衡量， 該指數從企業主體、 市場要素、 軟件環境、 硬件環境等多方面綜合度量各城市的經濟競爭力情況， 數據來源于《中國城市競爭力報告》（2008 ～ 2020年）。省級層面營商環境（Envir2） 用“經營環境指數”來衡量， 該指數從政策公開、 公平、 公正， 行政干預和政府廉潔效率， 企業經營的法治環境， 金融服務和融資成本， 市場環境和中介服務等多方面綜合度量各省的企業經營環境情況， 數據來自《中國分省企業經營環境指數報告》。由于該報告不是每年發布， 截至2020年， 有數據的年份為2006年、 2008年、 2010年、 2012年、 2016年、 2019年， 因此采用近似替代的方法對缺失年份數據進行補充， 即： 用2008年數據替代2009年數據， 用2010年數據替代2011年數據， 用2012年數據替代2013 ～ 2015年數據， 用2016年數據替代2017年、 2018年數據， 用2019年數據替代2020年數據。

3. 控制變量（controls）。本文參考相關研究， 在公司特征層面選取企業性質（soe）、 企業上市年限（listyears）、 企業規模（size， 期末總資產的自然對數）、 資產負債率（lev）、 資產流動比率（liquid， 流動資產/流動負債）、 自由現金流（cf， 經營活動現金流/總資產）、 高管平均年齡（age， 董監高平均年齡）、 薪酬激勵（compen， 高管薪酬取對數）、 股權激勵（opition， 期末高管持股數/總股數）為控制變量； 在公司治理層面選取股權集中度（first， 前十大股東持股占比）、 兩職合一（dual， 董事長兼任總經理取1， 否則取0）、 獨董比例（ddbl， 獨立董事人數/所有董事人數）為控制變量。此外， 還設定行業（industry）與年度（year）虛擬變量。

（三）模型構建

參考周澤將等（2020）的研究， 本文建立回歸模型（1）用以檢驗H1。

Riski，t=β0+β1Enviri，t+∑βjcontrolsi，t+∑industry+∑year+εi，t? ? ?（1）

其中， Risk表示企業風險承擔， Envir表示營商環境， controls表示除行業和年份以外的控制變量，year表示年度虛擬變量， industry 表示行業虛擬變量， ε表示隨機干擾項， 下標i表示第i個公司， 下標t表示年度。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表1列示了變量的描述性統計結果?？煽闯?， 企業風險承擔的標準差是0.07， 最小值和最大值分別為0和0.35， 表明樣本企業間的風險承擔有較大差異。城市層面營商環境的標準差為0.28， 最小值和最大值分別為0.04和1， 省級層面營商環境的標準差為0.31， 最小值和最大值分別是2.86、 3.92， 表明我國不同區域之間營商環境有很大差異， 但總體不高， 還有很大改善空間。

（二）營商環境與企業風險承擔： 總體效應檢驗

表2列示了營商環境和企業風險承擔的OLS和FE估計結果?？梢钥闯?， Envir1對企業風險承擔的OLS和FE估計系數分別為1.153、 0.640， 且分別在1%和10%的水平上顯著； Envir2對企業風險承擔的OLS和FE估計系數分別為0.620、 0.976， 且均在5%的水平上顯著。因此， 無論做何種形式的回歸， 結果都表明企業所處的營商環境越好， 企業對風險投資項目越偏好， 即企業風險承擔越高， 這驗證了H1。

（三）穩健性檢驗

良好的營商環境能夠提高企業風險承擔， 一些企業基于投資需要或是技術創新需要會主動遷址到營商環境較好的地區。因此， 為解決互為因果產生的內生性問題而影響研究結果的穩健性， 本文采用工具變量法進行IV-2SLS回歸。各地區的數字化程度體現了當地數字基礎設施、 硬件設備配備情況， 與該地區營商環境顯著正相關。然而數字化程度與企業風險承擔無關， 這在馬連福和杜善重（2021）的研究中也得以驗證， 因此選擇數字化程度（digitization_level）作為工具變量， 數據來源于《數字普惠金融指數》①（郭峰等，2020）。同時， 垃圾無害化處理率在一定程度上反映了一個城市的公共服務水平， 體現了政府在改善公共基礎設施建設方面所做的努力， 而如果一個城市的公共服務水平較高也勢必會在營造良好營商環境方面付出更多努力， 因此選擇城市垃圾無害化處理率（Carbage）作為另一工具變量， 數據源于2009 ～ 2018年的《中國城市建設統計年鑒》?；貧w結果如表3所示， 當采用工具變量數字化程度（digitization_level）時， 第一階段回歸結果顯示， digitization_level與Envir1、 Envir2的回歸系數均在1%的水平上顯著， 且F統計值為160.91、 292.90， 均大于10， 表明不存在弱工具變量； 第二階段回歸結果顯示， Envir1、 Envir2與企業風險承擔的回歸系數分別為1.454、 0.312， 且均在1%的水平上顯著。當采用工具變量城市垃圾無公害化處理率（Carbage）時， 第一階段回歸結果顯示， Carbage與Envir1、 Envir2的回歸系數均在1%的水平上顯著， 且F統計值為213.02、 352.22； 第二階段回歸結果顯示， Envir1、 Envir2與企業風險承擔的回歸系數分別為0.871、 0.069， 且均在1%的水平上顯著。因此， 進一步說明了在控制內生性問題后優化營商環境對企業風險承擔具有提升作用。

此外， 本文還做了以下穩健性檢驗： 第一， 替換營商環境度量指標。前文運用城市的綜合經濟競爭力指數和省份的經營環境指數度量營商環境， 可能會造成度量方法過于單一問題， 基于穩健性的考慮， 本文尋找營商環境的其他代理變量重新進行回歸。采用“政府和市場關系得分”“市場中介組織的發育和法治環境”“要素市場的發育程度”等指標衡量營商環境發展的不同方面， 數據來自王小魯等（2019）編寫的《中國分省份市場化指數報告（2018）》。第二， 替換企業風險承擔度量指標。進一步使用觀測年度內（三年）企業經行業年度調整過的資產收益率的極值之差來重新度量企業風險承擔， 以驗證研究結論的穩健性。第三， 將變量滯后。由于優化營商環境對企業的影響需要一定的時間才能發揮效應， 故本文對主要變量通過滯后一期的方式采用OLS和FE估計來進一步驗證基準回歸結論。上述穩健性檢驗回歸結果與前文結果一致， 限于篇幅而未列出。

（四）機制檢驗

根據上文理論推導， 營商環境主要通過三條路徑對企業風險承擔產生影響： 一是良好的營商環境能夠發揮外部治理功能， 降低信息不對稱， 從而降低管理者投資決策的保守程度； 二是良好的營商環境能夠增強企業對自身未來發展前景的信心， 以及由于外部市場主體對企業發展預期的反饋而間接增強企業的發展信心， 從而進一步提升企業的風險偏好； 三是優化營商環境能夠活躍市場， 加劇產品市場競爭， 從而激發企業的投資熱情。因此， 本文構建如下模型（2）和（3）來驗證營商環境提升企業風險承擔的機制， 其中Mediating代表中介變量。

Mediatingi，t=α0+α1Enviri，t+∑γjcontrolsi，t+∑year+∑industry+εi，t? ?（2）

Riski，t=α0+α1Enviri，t+α2Mediatingi，t+∑γjcontrolsi，t+∑year+∑industry+εi，t （3）

1. 治理效應， 即信息不對稱的中介作用。信息不對稱會導致投資者逆向選擇的成本較高， 投資者會操縱熟悉的股票來達到降低交易成本的目的， 因此可用表示股票流動性的相關指標間接度量信息不對稱程度。本文參考以往學者的研究（李莉等，2014）， 用股票非流動比率（ILL）作為信息不對稱的代理變量， 非流動比率越小， 表示信息不對稱程度越低， 計算公式如下：

運用模型（2）和（3）進行回歸的結果如表4的Panel A前四列所示， Envir1、 Envir2與ILL的回歸系數分別為-0.004、 -0.025， 且在10%和1%的水平上顯著， 當加入信息不對稱中介變量時， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的影響系數降低為0.504、 0.322， 且在10%的水平上顯著， 而ILL對風險承擔的影響系數在5%的水平上依然顯著。因此， 信息不對稱在營商環境提升企業風險承擔的過程中起到中介作用， 這表示營商環境越好， 企業信息不對稱程度越低， 進而為管理層投資決策提供更多的信息支持， 以降低其投資決策的保守程度。

2. 信心效應， 即企業內部、 外部信心的中介作用。外部市場主體對企業的發展評價往往會體現在實際行動上， 并對企業形成正向反饋。外部支持越多， 說明對企業的發展信心越足， 進而影響企業的實際發展。企業獲得的政府補貼和借款所收到的現金分別反映了企業從政府和銀行獲得的外部資源情況。外部信心采用政府補貼/營業收入（exfai1）、 企業取得借款收到的現金/營業收入（exfai2）兩個指標來衡量。內部信心采用infai1和infai2表示。其中： infai1根據企業營業收入增長率是否低于行業中值確定， 大于行業中值時取1， 否則為0； infai2根據企業營業收入增長（當年與上年營業收入相比）是否為正確定， 增長為正時取1， 否則為0。

外部信心中介效應的回歸結果如表4的Panel B所示。運用模型（2）進行回歸， Envir1、 Envir2對exfai1、 exfai2的影響系數均顯著， 當運用模型（3）加入企業外部信心中介變量時， Envir1、 Envir2對Risk的影響系數依次是0.113、 0.143、 0.087、 0.049， 且在1%、 5%或10%的水平上顯著， 而此時exfai1、 exfai2對Risk的影響也都依然顯著， 因此， 優化營商環境能夠通過增強企業外部信心提升企業風險承擔。內部信心中介效應的回歸結果如表4的Panel C所示， Envir1、 Envir2對infai1、 infai2的影響系數均在1%或10%的水平上顯著， 當運用模型（3）加入企業內部信心中介變量時， Envir1、 Envir2對Risk的影響系數分別為0.043、 0.065、 0.280、 0.109， 且在1%、 5%或10%的水平上顯著， 而此時infai1、 infai2對Risk的影響依然顯著， 因此， 優化營商環境能通過增強企業內部信心提高企業風險承擔。

3. 產品市場競爭效應。對于產品市場競爭強度， 本文參考Gaspar和Massa（2006）的方法， 采用赫芬達爾指數度量， 公式如下：

其中， HHI體現了行業集中度， Xi指第i個公司的銷售收入， X指行業內所有公司總銷售收入總額。HHI越小， 則表示市場競爭越激烈。

運用模型（2）和（3）進行回歸的結果如表4的Panel A后四列所示， Envir1、 Envir2對HHI的回歸系數分別為

-0.270、 -0.045， 且分別在10%和5%的水平上顯著。當加入產品市場競爭中介變量時， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的影響系數降低為0.111、 0.030， 且在1%和5%的水平上顯著， 此時， HHI對企業風險承擔的影響系數在1%的水平上顯著為負。由于HHI是反向指標， 因此， 產品市場競爭在營商環境對企業風險承擔的影響過程中起到中介作用， 這表明優化營商環境能夠加劇產品市場競爭， 進而提高企業對高風險高收益項目的投資偏好和積極性。

五、 拓展性檢驗

（一）企業生命周期異質性分析

生命周期理論認為， 企業是一個有生命的社會經濟組織， 存在由生到死、 由盛轉衰的發展過程。企業在生命周期的不同階段有著不同的發展需求和戰略行為。本文借鑒以往學者的分類方法（陳紅等，2019）， 并考慮A股上市公司的特點， 根據企業的經營活動現金流和投資、 籌資活動現金流組合情況來判斷企業所處的生命周期， 不同階段企業的現金流特征如表5所示。

成長期的企業忙于拓展業務、 提高知名度， 資金需求較高， 從而會時刻警惕市場投資項目， 對政府、 銀行等市場主體的依賴性強。因此， 在成長期企業風險決策受到營商環境的影響很大。相比之下， 成熟期的企業內部有完善的組織架構和運營機制， 外部有穩定的合作伙伴、 銷售渠道， 政企關系、 銀企關系相對牢靠， 企業能熟練應對外部環境的變化， 全方位考慮投資項目的可行性， 對風險高但凈現值為正的投資項目的選擇很大程度上依靠自身實力和理性判斷， 降低了對營商環境的過度依賴。因此， 在成熟期營商環境對企業風險承擔的影響不大。

表6前四列報告了處于不同生命周期企業的營商環境對企業風險承擔的回歸結果?？梢钥闯?， 當企業處于成長期時， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的回歸系數分別為1.544、 0.219， 且分別在1%和5%的水平上顯著； 而當企業處于成熟期時， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的影響不顯著。因此， 驗證了前面的推測， 在成長期企業風險承擔很大程度上會受到營商環境的影響， 而在成熟期企業風險承擔不受營商環境的影響。

（二）產權性質異質性分析

國有企業和非國有企業在資源配置、 使命目標、 管理體系等方面的不同導致營商環境對企業風險承擔的影響可能會因產權性質的差異有所區別。一方面， 國有企業實際控制人由政府委派， 受政府管控， 擁有源于政府的資源和市場優勢， 實際受到外部營商環境的影響較小， 而非國有企業作為一個獨立經營主體， 抵抗風險能力有限， 經營期間容易受到外部市場環境和政策變化的影響（申爍等，2021）。另一方面， 國有企業具有政治屬性和社會屬性， 肩負更多的政策性責任， 其財務行為和運行機制受到政府約束， 對潛在風險性投資機會較為規避（周澤將等，2020）， 而民營企業追求股東價值最大化， 企業家具有冒險精神， 對營商環境帶來的投資機遇具有風險偏好?；诖?， 本文根據產權性質將樣本企業分為國有企業、 非國有企業組， 探索營商環境對企業風險承擔的影響在不同企業中的差異， 回歸結果如表6后四列所示。在非國有企業組， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的回歸系數分別為0.198、 0.276， 且均在1%的水平上顯著； 在國有企業組， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的回歸系數雖然為正但不顯著。因此， 相比國有企業， 非國有企業對風險投資項目的選擇更容易受到營商環境的影響。

（三）行業特性異質性分析

行業特性可以影響企業對不同戰略的決策。與非高新技術企業相比， 高新技術企業有著高風險、 高投入、 高收益的特點， 對技術創新有強烈的需求和依賴， 因而更容易受到外部環境和不確定因素的影響， 這也導致高新技術企業的風險決策行為比非高新技術企業受到營商環境的影響更加顯著?；诖?， 根據行業特性將企業劃分為高新技術企業組和非高新技術企業組， 以檢驗營商環境對企業風險承擔的提升作用是否因企業所處行業的差異而不同， 回歸結果如表7前四列所示?？梢钥闯?， 在非高新技術企業組， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的回歸系數分別為0.103、 0.080， 且分別在1%和5%的水平上顯著。而在高新技術企業組， Envir1、 Envir2對企業風險承擔的回歸系數雖然為正但不顯著。原因可能在于： 一方面， 高新技術企業對風險高但凈現值為正的投資項目表現得很積極， 受到客觀因素影響較小， 營商環境的改善可能不會明顯改變高新技術企業對風險項目的投入； 另一方面， 國家對高新技術企業保護充分， 使其受到政策等各方面環境變化的影響較小。

（四）營商環境影響企業風險承擔的經濟后果

營商環境能夠提高企業風險承擔， 而創新是一種風險投入， 那么營商環境是否有助于企業風險承擔轉化為創新績效呢？為驗證這一推測， 本文采用專利授權數量來衡量創新績效（Pat）， 實證檢驗企業營商環境調節作用下企業風險承擔對創新績效的影響， 回歸結果如表7后兩列所示?？梢钥闯?， Envir1、 Envir2與企業風險承擔的交互項對創新績效的影響分別在5%和10%的水平上顯著為正， 因此， 良好的營商環境促進了企業風險承擔向創新績效的轉化。

六、 研究結論與啟示

（一）研究結論

目前， 優化營商環境已被列入各級政府的工作目標。本文采用城市層面和省級層面營商環境作為代理變量， 考察營商環境的優化對企業風險承擔的影響， 得出以下結論： （1）優化營商環境能夠提高企業風險承擔， 且可以通過降低信息不對稱、 提高企業內外部信心、 加劇產品市場競爭三條路徑提高企業風險承擔； （2）優化營商環境對企業風險承擔的促進作用會因企業所處生命周期、 產權性質、 行業特性的不同而有所差異， 具體來說， 對于處于成長期的企業、 非國有企業、 非高新技術企業， 營商環境優化帶來的風險承擔提升效應更加明顯； （3）優化營商環境最終能夠促進企業風險承擔轉化為良好的創新績效， 即在較好的營商環境支持下， 企業對風險項目的投資偏好更容易促進創新績效的提升。

（二）啟示

基于以上分析， 本文得出如下啟示： 第一， 企業管理者要理性決策。營商環境作為企業生存環境的典型代表， 會通過企業內部治理和發展信心、 市場結構等因素影響企業的風險投資戰略， 管理者在進行經營決策時要充分考慮外部環境因素的影響， 把握好地方政策契機和良好的投資機遇， 并根據企業所處生命周期、 產權性質、 行業特性來評估其抵抗外界風險的能力， 有針對性地選擇投資項目， 最終促進企業績效的提升。第二， 持續推進營商環境建設， 全面深化經濟體制改革。營商環境對企業風險承擔的影響研究充分驗證了“市場在資源配置中起決定性作用和更好發揮政府作用”的重要論斷， 為政府構建良好營商環境（“看得見的手”）在市場機制運行下（“看不見的手”）影響微觀主體行為提供了證據， 并充分體現了社會主義市場經濟制度的優越性。因此， 要加快政府職能轉化， 充分發揮市場主體作用和營商環境政策導向功能， 為企業提供公平、 法治、 包容、 透明的市場環境， 增添企業發展信心。

【 注 釋 】

①該指數由北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服合作編制而成。

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【基金項目】國家自然科學基金項目“遺忘企業社會責任缺失的形成機理與緩沖策略研究”（項目編號：72162006）；國家社會科學基金項目（項目編號：21CRK010）

【作者單位】石河子大學經濟與管理學院， 新疆石河子 832000