營商環境對企業產品質量的影響

陳天一　趙貝貝　洪卓睿

摘要：我國經濟已經進入高質量發展時代，經濟高質量發展要求營商環境高質量發展和產品質量高質量發展。本文基于中國2011—2019年30個省、市、自治區的面板數據，實證分析營商環境對企業產品質量的影響，并利用多種方法來驗證基準回歸的穩健性。研究表明，營商環境優化能夠顯著地促進企業產品質量的提升。中介效應檢驗表明，營商環境優化能夠通過增強企業家的企業家精神來顯著提升企業的產品質量。調節效應檢驗表明，企業研發投入和研發產出均能夠在營商環境對企業產品質量的影響中起到調節作用。異質性分析結果表明，地區異質性、所有制異質性、企業家精神異質性、研發投入異質性和研發產出異質性均存在顯著差異。

關鍵詞：營商環境；產品質量；中介效應；調節效應；異質性

一、引言

營商環境這一概念進入中國公眾的視野得益于世界銀行在2003年發布的首份《營商環境報告》。早在20世紀八九十年代，當時有投資環境這一概念，并沒有營商環境的概念，之后隨著經濟社會的發展和人們對于經濟和制度認知的深入，逐漸出現了營商環境這一概念（王光榮，2019），并逐漸取代了投資環境這一概念。世界銀行對于營商環境的定義是，企業從開辦到結束的各個環節中所面臨的外部環境狀況的總和（World Bank，2019）。根據世界銀行發布的歷年《營商環境報告》可以看出，從世界范圍來看，中國營商環境的總體狀況從2005年到2019年得到了很大的改觀，根據《營商環境報告》的數據顯示，中國營商環境總體狀況的世界排名從2005年的第91位進步到2019年的第31位，尤其是自2017年以來，進步最為迅速，從2017年到2019年短短兩年，進步了47位。進入新時代之后，我國經濟發展方式有了一個根本性的轉變，即經濟從高速增長階段轉向為高質量發展階段。將改革開放前30年和改革開放后40多年的經濟發展作對比可以看出，中國從過去生產力落后的舊局面轉變為成為世界第二大經濟體的新局面，從以GDP為經濟增長目標到現在的以實現更平衡、更充分發展為目標，從低收入國家的行列跨入到中等收入國家的行列（任保平，2018），這一系列的發展成就都說明，在經濟發展方式發生根本性轉變的背后，是中國經濟發展的質態發生了變化（金碚，2018；張超和唐杰，2018）。根據ISO9000的《質量管理體系基礎與術語》，質量被定義為，一組固有特性滿足需求的能力，該定義反映了質量是主體和客體的統一，并準確揭示了質量的本質（程虹，2009）。若將經濟學的邏輯基底——馬克思的商品二重性理論引入到質量的領域，從使用價值角度來定義質量，則質量是產品能夠滿足需求的使用價值特性（金碚，2018）。因此，當經濟進入高質量發展階段后，人民對日益增長的美好生活需求就是對不斷進步的使用價值的需求，經濟高質量發展也會越來越體現在使用價值的進步。而使用價值反映在產品上就是產品質量，產品質量的好壞決定了其使用價值的高低。

通過表1可以看出，第一，在這5種產品大類中，食品類是這5種產品大類中監督抽查不合格率最低的類別。從2010-2019年食品類監督抽查情況來看，2010-2014年，食品類監督抽查不合格率在逐年降低，但是從2015年開始，食品類監督抽查不合格率卻有上升的趨勢，甚至在2019年時，食品類監督抽查不合格率僅次于2010年，達到了4.9%，排第二位。第二，在這5種產品大類中，工業生產資料類是這5種產品大類中監督抽查不合格率最高的類別。從2010年至2014年，工業生產資料類的監督抽查不合格率大體上呈現出下降的趨勢，但是從2015年至2019年，又有螺旋式上升的趨勢。第三，從和我們日常生活息息相關的日用消費品來看，從2010年至2016年，日用消費品的監督抽查不合格率大體呈現出下降的趨勢，但是從2017年開始，日用消費品的監督抽查不合格率有一個短暫的上升過程，之后又開始下降。第四，建筑與裝飾裝修材料的監督抽查不合格率從2010年至2016年大體呈現出下降的趨勢，但從2017年開始又有了上升的趨勢。第五，農業生產資料的監督抽查不合格率從2011年到2017年大致呈現出下降的態勢，從2018年開始又有所回升。第六，從年度總情況來看，2010-2014年，所有產品的監督抽查不合格率呈現下降的態勢，但是從2015年又有了上升的趨勢。

根據以上分析，本文認為，每年我國的產品質量監督抽查情況不穩定，不合格率不穩定且偏高，而營商環境的好壞會直接影響到企業產品質量的好壞，因此，本文需要探究營商環境對企業產品質量的影響程度、營商環境通過何種渠道來影響企業產品質量以及在不同情況下營商環境對企業產品質量的影響。

二、文獻回顧

營商環境與企業產品質量之間的關系一直是學術界探討的熱門話題之一。通過對現有文獻進行分析，可以看出，目前針對營商環境與企業產品質量之間關系的研究主要涉及兩大方向，第一個方向是直接研究營商環境與企業產品質量之間的關系，另一個方向是分析營商環境的某一具體要素對企業產品質量的影響。在直接研究營商環境與企業產品質量之間的關系方面，程虹和張力偉（2021）運用中國企業綜合調查（CEGS）數據，研究發現，營商環境優化對于企業產品質量提升有正向顯著的影響。劉宏等（2020）利用固定效應模型，實證檢驗了FDI、營商環境和出口產品質量之間的關系，研究顯示，隨著營商環境得到逐步改善，FDI對企業出口產品質量的提升越明顯。在分析營商環境的某一具體要素對企業產品質量的影響方面，孫林和周科選（2020）通過構建異質性企業貿易模型，通過雙重差分模型回歸，最終得出結論，貿易政策不確定性的減少能夠顯著提高出口產品質量。彭中文和李宇軒（2019）利用軍民融合上市公司數據，通過實證分析得出結論，政府扶持是提升產品質量的有效途徑。李秀芳和施炳展（2013）通過利用海關數據庫和工業企業數據庫進行實證分析，證實了政府補貼有利于企業出口產品質量的提升。余淼杰等（2016）分析了營商環境的重要要素司法公正對企業產品質量的影響，分析認為，司法質量水平越高，出口產品質量越高。Essaji等（2012）使用美國的進口數據，研究發現司法質量高的國家，在出口高質量產品上具有一定的比較優勢。

此外，關于營商環境的研究還聚焦于如下4個方面，第一，營商環境對宏觀經濟的運行和發展的影響；第二，營商環境對微觀企業創新、創業、投資、績效等的作用或影響；第三，營商環境的分類和評價，專家和學者主要從國家級、省級、市級和縣級等方面來對營商環境進行分類和評價；第四，營商環境的優化途徑和影響因素。

第一，營商環境對宏觀經濟的運行和發展的作用的相關研究主要分為兩個方面，一方面是對宏觀經濟運行發展的影響，學者們通過計量實證分析，得出的結論均是，營商環境的改善有助于實現經濟發展。董志強等（2012）通過對2008年世界銀行對中國30個大城市營商環境調查的數據進行分析，認為制度軟環境對城市經濟發展有顯著的促進作用；蔡璐（2020）選擇了2008-2018年的省級面板數據，通過回歸分析，最終得出結論，營商環境對經濟質量有顯著的促進作用。賴先進（2020）通過分析全球162個經濟體的有關數據，也得出結論，營商環境與經濟增長具有顯著的正相關關系。羅連發等（2022）通過對原中央蘇區的振興政策進行研究，使用雙重差分模型進行回歸，研究發現，針對特定區域所制定的優惠政策能夠顯著促進當地的經濟發展。此外，營商環境的優化還可以促進地區產業結構升級（吳義爽和柏林，2021）、有助于改善行業的資源錯配（鄒薇和雷浩，2021）、促進了外商直接投資的流入（黃亮雄，2019），這些促進和改善作用同樣有助于經濟發展。另一方面是對宏觀經濟運行發展的調節作用，羅斌元和陳艷霞（2021）以2009-2018年的省級數據為樣本來分析數智化對經濟高質量發展的影響，研究發現，營商環境是數智化促進經濟高質量發展的重要調節機制；張蕊和余進韜（2021）用2011-2018年的地級市數據，通過實證檢驗發現，數字金融能夠促進經濟增長，而營商環境在其中起到調節作用，即數字金融可以通過優化營商環境來促進經濟的增長。

第二，營商環境對微觀企業的作用或影響主要體現在，通過營商環境的優化，降低企業的交易成本，進而有助于企業的創新、創業動力的增加、投資的增加、經營績效優化等。首先，關于企業的創新，馮濤和張美莎（2019）根據對2007-2017年的企業樣本數據的實證分析，得出營商環境的優化能夠提升企業的技術創新。王智新等（2021）利用世行發布的中國企業調查數據進行實證分析，同樣得到了營商環境的優化能夠顯著促進企業技術創新的結論。閆永生等（2021）以行政審批中心設立為準自然實驗，運用雙重差分法，最終得出了營商環境的優化對民營企業創新具有顯著的正向影響的結論。其次，關于企業創業，張衛東和夏蕾（2020）通過實證研究發現，營商環境的改善提升了居民的創業欲望。張龍鵬等（2016）利用世行的營商環境報告和中國家庭金融調查數據進行實證分析，研究表明，行政審批強度的提升能夠降低居民的創業傾向和創業規模。因此得出結論，我國仍然需要深化行政審批制度改革，簡化和優化審批程序，讓“大眾創業”落到實處。另外，營商環境的優化有助于企業投資的增加，何凌云和陶東杰（2018）將營商環境劃分為3個維度，利用世行的企業調查數據來研究營商環境對企業研發投入的影響，結果發現，營商環境的3個維度優化得越好，企業的研發投入強度就會越高。原東良等（2021）基于全國私營企業調查數據，通過實證研究發現，營商環境越好，私營企業的創新投資水平越高。最后，在企業的經營方面，營商環境能夠影響企業的經營績效。許志端和阮舟一龍（2019）基于省級層面的數據，經實證研究后發現，營商環境的持續性優化可以促進企業的研發投入和研發產出的增加，進而促進企業經營績效的提升。鄧悅等（2019）利用中國企業綜合調查（CEGS）數據實證研究了“放管服”改革對企業經營績效的影響，研究發現，放管結合和優化服務的相關改革措施能夠顯著促進企業經營績效的提升。

第三，關于營商環境的評價和分類，不同的學者采用不同的評價指標體系和計算方法，對營商環境進行不同維度的分類和評價。李志軍（2021）通過構建公共服務、人力資源、市場環境、創新環境、金融服務、法治環境和政務環境7個一級指標，選取公開數據，運用主客觀相結合的分析方法來評價中國城市的營商環境。聶輝華等（2020）從政商關系中的“親”和“清”兩個維度來進行指標體系的設計和評價，從多個來源渠道獲取客觀數據，主要是對我國政務環境進行了詳細的評價。國家發改委編寫的《中國營商環境報告2020》是中國營商環境評價領域的首部國家報告，該報告回顧和分析了2019年全國各省、自治區、直轄市和新疆生產建設兵團在優化營商環境方面所做的創新和探索。張三保等（2020）參考國務院2019年公布的《優化營商環境條例》，并結合國內外權威的營商環境評估指標體系，從市場環境、政務環境、法律政策環境和人文環境4個方面對中國31個省、自治區和直轄市的營商環境進行全方位、多角度的評價分析。

第四，營商環境的優化有多種途徑，這些途徑同時也是影響營商環境的重要因素，此外，還會有其他的因素會影響營商環境。第一，在營商環境優化的途徑方面，審批制度改革（廖福崇，2020）、“互聯網+政務服務”（李軍鵬，2018；陳濤和郜啊龍，2021；張邦輝等，2021）、政府效能的提升和腐敗規制強度的增加（徐換歌和蔣碩亮，2020）、公共資源交易改革（王叢虎等，2020）、簡政放權改革（華生等，2020）、“放管服”改革（鄭燁和段永彪，2020）、“政府邏輯、市場邏輯和社會邏輯的協同+制度融貫性”（曾憲聚等，2019）、健康的政商關系（畢思斌和張勁松，2020）、政府清廉建設（郭鷹，2019）均對營商環境的優化起到了重要作用，同時以上幾個方面也是影響營商環境的重要因素。第二，在影響營商環境的因素方面，陳強等（2021）結合世行的營商環境報告和國內主流的營商環境評價報告，構建了25個影響營商環境的指標。孫群力和陳海林（2020）構建了一個多指標多原因（MIMIC）模型，分析了各指標對營商環境的影響大小。李民和戴永務（2022）利用2008-2016年的省級面板數據，經實證分析后，結果表明，互聯網的發展能顯著促進營商環境的優化。周婷和沈開艷（2021）利用世行的營商環境報告和全球性別差距報告的數據，實證研究了性別平等對營商環境的影響，實證結果發現，性別平等對營商環境具有顯著且正向的影響。

三、基于法治公平角度的營商環境對產品質量的影響異質性分析

習近平總書記強調，我國要構建市場化、法治化和國際化的營商環境。其本質就是要營造一個公平的競爭環境。其中，法治公平在營商環境的優化中起著十分重要的作用，而司法系統是法治公平的主要維護者和建設者。根據第二部分的文獻回顧可以知道，司法質量在產品質量的提升方面發揮了重要作用（余淼杰等，2016；Essaji等，2012）。本文通過選取司法文明度和司法透明度兩個指標來反映法治公平，進一步驗證司法質量在產品質量的提升方面所發揮的作用。司法文明度數據來自于《中國司法文明指數報告》；司法透明度數據來自于《中國法治發展報告》中的中國司法透明度指數報告，由于中國司法透明度缺少省份數據，本文借鑒張三保等（2020）的數據處理方法，用各省、自治區、直轄市高級人民法院的透明度來代表各省、自治區和直轄市的司法透明度。此外，本部分利用產品質量省級抽查合格率來衡量產品質量的好壞。為了和本文的模型分析保持一致，本部分內容也剔除了黑龍江省的數據，此外，由于數據的可得性和科學性，本部分分析也剔除了西藏和新疆的數據。在變量分組上，本文利用均值法進行分組，將司法文明度、司法透明度和營商環境進行二等分來區分高低組別。本部分的實證分析時間范圍為2018-2019年。如表2所示，2018年，在司法文明方面，從平均值來看，東部優于中部，中部優于西部；在營商環境方面，從平均值來看，東部優于中部，中部優于西部；從產品質量合格率的情況來看，同樣是東部優于中部，中部優于西部；從司法文明和營商環境的關系來看，司法文明度高的地方營商環境更優，而司法文明度低的地方營商環境不如司法文明度高的地方；從營商環境和產品質量合格率的關系來看，營商環境好的地方的產品質量合格率高于營商環境不好的地方。

表3為2019年司法文明、營商環境和產品質量合格率的關系，2019年，在司法文明方面，從平均值來看，東部優于中部，中部優于西部；在營商環境方面，從平均值來看，東部優于中部，中部優于西部；從產品質量合格率的情況來看，中部優于東部，東部優于西部；從司法文明和營商環境的關系來看，司法文明度高的地方的營商環境比司法文明度低的地方的營商環境好；從營商環境和產品質量合格率的關系來看，營商環境好的地方的產品質量合格率高于營商環境不好的地方。

表4和表5所示分別為2018年和2019年司法透明度、營商環境和產品質量合格率的關系。2018年，在司法透明度方面，從平均值來看，東部優于中部，中部優于西部；營商環境和表2所示數據相同；產品質量合格率和表2所示數據依然相同；從司法透明度和營商環境的關系來看，司法透明度高的地方的營商環境比司法透明度低的地方的營商環境好；營商環境和產品質量合格率的關系和表2所示數據相同。2019年，在司法透明度方面，從平均值來看，東部優于中部，中部優于西部；營商環境和表3所示數據相同；產品質量合格率和表3所示數據依然相同；從司法透明度和營商環境的關系來看，司法透明度高的地方的營商環境比司法透明度低的地方的營商環境好；營商環境和產品質量合格率的關系和表3所示數據相同。

根據以上基于法治公平角度的營商環境對企業產品質量的影響分析，可以初步得出如下結論，在司法文明方面，2018年，司法文明度高的地方的營商環境的平均值要高于司法文明度低的地方，也即司法文明程度和營商環境呈正相關關系，從營商環境和產品質量合格率的關系來看，2018年，營商環境好的地方的產品質量合格率高于營商環境不好的地方，也即營商環境和產品質量合格率呈正相關關系，綜上所述，司法文明程度和產品質量合格率呈正相關關系；2019年，同理，也可以得出司法文明程度和產品質量合格率呈正相關關系。在司法透明度方面，2018年，司法透明度高的地方的營商環境的平均值要高于司法透明度低的地方，也即司法透明度和營商環境呈正相關關系，從營商環境和產品質量合格率的關系來看，2018年，營商環境好的地方的產品質量合格率高于營商環境不好的地方，也即營商環境和產品質量合格率呈正相關關系，綜上所述，司法透明度和產品質量合格率呈正相關關系；2019年，同理，也可以得出司法透明度和產品質量合格率呈正相關關系。綜上所述，司法建設在產品質量的提升方面能夠發揮積極作用，進一步說明營商環境建設在產品質量的提升方面能夠發揮積極的作用。接下來本文將從計量模型的角度進一步分析和驗證營商環境建設在產品質量的提升方面所發揮的積極作用。

四、理論分析與研究假設

要想研究營商環境對企業產品質量的影響，就需要知道營商環境能夠通過什么途徑來對企業產品質量產生影響，此外，還需要知道是什么途徑能夠對營商環境影響企業產品質量起到作用。本文通過閱讀相關文獻，發現營商環境能夠通過影響企業家精神來影響企業產品質量，企業的研發投入和研發產出能夠對營商環境影響企業產品質量起到作用。

第一，企業家精神。

營商環境對于企業家精神有重要的影響，如果一個地區營商環境不好，具體表現為政府工作人員頻繁入企監督檢查、調研和座談，增設行政性事業收費等，這就會降低企業家的“獲得感”，企業家每天要抽出很多時間來忙于和政府工作人員打交道，因此用于企業性事務的時間就會減少。如果企業家對當地營商環境感知不理想，就會減少創業和創新，反之就會增加創業和創新。因此，本文提出研究假設1：

H1：營商環境優化有利于企業家精神的提升。

企業家精神對產品質量也有重要的影響。企業家精神是企業家綜合能力的集中體現，企業家精神將會在企業的生產、運營、管理和銷售方面發揮重要的作用。企業家重視企業家精神的塑造和改進，將會在企業的管理和生產上發揮巨大的促進作用，企業的質量管理能力得到提升，企業的生產質量會得到保障，生產出來的產品就會得到保證，產品質量就會得到提升。因此，本文提出研究假設2：

H2：企業家精神的提升有利于產品質量的提升。

第二，企業創新能力。

本文將企業創新能力分為企業研發投入水平和企業研發產出水平。在營商環境與企業研發投入方面，研發投入是企業的一筆不小的開支，研發投入需要大量的人力、物力和財力等要素的投入，而且未來還具有一系列不確定性因素。政府部門通過優化營商環境，營造出一個公平的競爭環境，在公平的競爭環境條件下，大幅度增加了尋租的成本，使得尋租行為減少，各企業進行公平的競爭，利用市場規律進行競爭，優勝劣汰。企業通過增加研發投入，提升企業的市場競爭優勢，提升產品市場份額。

在營商環境與企業研發產出方面，如果一個地區的營商環境公平、透明且可預期，市場環境得到優化，市場競爭逐漸趨于公平化，政府注重對企業產權的保護，那么企業就愿意為研發產出（例如專利）提出保護申請。如果一個地區營商環境沒有得到優化，市場存在不良競爭現象，市場主體之間出現相互模仿甚至抄襲的現象，這就說明知識產權并沒有得到有效保護，那么市場主體就不會輕易向政府申請專利授權和保護。

企業創新能力的提高有利于改善企業產品質量，具體表現為研發投入和研發產出的提高促進企業產品質量的提升。研發投入和研發產出的提高，使得企業的生產技術和管理技術得到創新，企業資源能夠得到更加合理地配置和應用，從而使得產品質量提升。因此，本文提出研究假設3和假設4：

H3：企業研發投入增強了營商環境對企業產品質量的提升作用。

H4：企業研發產出增強了營商環境對企業產品質量的提升作用。

基于以上分析，本文構建了研究框架圖，如圖1所示。

五、研究設計

（一）模型設定

1.營商環境對企業產品質量的作用

基于以上的文獻分析和理論分析，本文采用普通最小二乘估計法（OLS）來估計營商環境對企業產品質量的影響大小，模型估計方程式如式（1）所示，

2.基于企業家精神的中介效應分析

根據營商環境對企業產品質量的作用分析，可以估計出營商環境優化對企業產品質量水平的作用究竟有多大。但是營商環境的優化是通過什么路徑來提升企業的產品質量呢？或者說，營商環境影響企業產品質量的機制是什么呢？為了解決這一問題，本文構建相應的中介效應模型來進行分析。通過本文第三部分的分析，可以得出，營商環境通過產生企業家精神效應來提升企業的產品質量。為了驗證這一效應的有效性，本文借鑒石大千等（2018）對中介效應的檢驗方法，利用Baron and Kenny（1986）以及溫忠麟和葉寶娟（2014）所提出的檢驗方法來驗證這一效應。具體步驟如下，第一步，將企業產品質量作為被解釋變量，將BE項作為解釋變量，再加入控制變量，然后進行回歸，觀察BE項系數的顯著性，如果系數顯著，則進入第二步；第二步，首先將企業家精神效應作為被解釋變量，將BE項作為解釋變量，再加入控制變量，然后進行回歸，觀察BE項系數的顯著性，如果系數顯著，再將企業產品質量作為被解釋變量，將BE項和企業家精神效應作為解釋變量，再加入控制變量，然后進行回歸，觀察企業家精神系數的顯著性，如果顯著，則進入第三步；在企業家精神系數顯著的情況下，觀察BE項系數的顯著性，如果BE項系數不顯著，則屬于完全中介效應顯著，如果BE項系數顯著，則屬于中介效應顯著。根據上述步驟，本文將中介效應分析的模型設定為式（2）、式（3）和式（4）。其中，qyjjs表示企業家精神效應。

3.基于研發投入和研發產出的調節效應分析

根據前面的文獻和理論分析，本文將驗證研發投入和研發產出在營商環境影響企業產品質量中的調節作用。根據方杰等（2015）對調節效應的研究，本文構建營商環境和研發投入的交互項以及營商環境和研發產出的交互項對研發投入和研發產出的調節效應進行分析，如果兩個交互項均正向顯著，就說明研發投入和研發產出對營商環境影響企業產品質量有正向調節作用。調節效應模型估計如式（5）所示，其中，yftr和yfcc分別表示企業的研發投入水平和研發產出水平。

（二）變量的選擇與量化

根據對模型公式（1）、（2）、（3）、（4）、（5）的分析，可以看出，本文的被解釋變量為企業產品質量，基于數據的可得性和科學性，本文基于前面的分析，選擇產品質量省級監督抽查合格率作為企業產品質量的代理變量。產品質量省級監督抽查不合格率由不合格產品（批）/抽查產品（批）計算得來，產品質量省級監督抽查合格率由1-產品質量省級監督抽查不合格率計算得來。本文的核心解釋變量為營商環境，本文借鑒于文超和梁平漢（2019）、祝樹金等（2021）以及張曾蓮和孟苗苗（2022）的研究，選用王小魯、樊綱和胡李鵬的市場化指數作為省級營商環境的代理變量。

由于本文的被解釋變量和核心解釋變量均為宏觀層面的變量，而且還涉及到企業的生產和運營，因此，為了更大程度地避免遺漏變量造成的估計不足問題，本文在選取控制變量時，選取地區層面和企業層面的控制變量作為模型公式（1）、（2）、（3）、（4）、（5）的控制變量。在地區層面控制變量上，本文借鑒辛大楞和辛立國（2019）、韓書成等（2021）和楊暢等（2022）的研究，選取經濟發展水平、教育水平、外商投資水平和人力資源水平4個變量作為地區層面的控制變量，其中，經濟發展水平用地區人均GDP的對數來表示，教育水平用在校大學生人數占總人口的比重來表示，外商投資水平用各省外商投資額占GDP的比重來表示，人力資源水平用年末人口數的對數來表示。此外，本文參照夏后學等（2019）、馮濤和張美莎（2019）、徐浩和張美莎（2019）、許志端和阮舟一龍（2019）以及霍春輝和張銀丹（2022）的研究，選取企業規模、凈資產收益率、資產負債率、股權集中度和托賓Q值等5個變量為企業層面的控制變量，其中，企業規模用企業總資產的對數表示，凈資產收益率用凈利潤/凈資產的比值來表示，資產負債率用企業總負債/企業總資產的比值來表示，股權集中度用企業前10大股東的持股比例來表示，托賓Q值用（股票市值+凈債務）/有形資產現行價值來表示。

對于中介變量企業家精神，由于學術界尚未就企業家精神的定義達成統一，不同的學者對企業家精神的定義和量化方式也有所不同。本文借鑒潘健平（2015）的研究，用私營企業和個體從業人數與總從業人數的比重的對數形式來表示企業家精神。對于調節變量企業研發投入和研發產出，本文用企業研發人員數量占企業總人員數量的比重來表示企業研發投入，用企業申請專利總數的對數形式來表示企業研發產出。

（三）數據來源

本文被解釋變量產品質量省級監督抽查合格率和控制變量經濟發展水平、教育水平和人力資源水平的數據來自于2011-2020年的《中國統計年鑒》。其中2013-2016年黑龍江省的產品質量省級監督抽查數據缺失，由于黑龍江省的數據缺失年份較多，因此本文的分析就不涉及黑龍江省。由于國家統計局尚未公布2020年和2021年的產品質量省級監督抽查數據，因此本文的分析年度區間范圍為2010-2019年。本文各省外商投資額的數據來自于Wind數據庫，由于各省外商投資額的原始數據是以美元為單位計算的，因此本文利用2010-2019年的美元兌換人民幣的平均匯率將各省外商投資額換算為人民幣。企業層面的控制變量數據和企業研發投入、研發產出數據來自于CSMAR數據庫和Wind數據庫。企業家精神代理變量中的私營企業和個體從業人數與總從業人數的數據來自于EPS數據平臺中的中國宏觀經濟數據庫。為了消除數據中極端值和異常值對模型估計產生的可能偏誤，為了盡可能保證模型估計結果的科學性，本文借鑒王娟等（2021）對上市公司數據的處理辦法，剔除了ST和*ST企業樣本，剔除了公共事業類企業、金融類企業、保險類企業和房地產類企業，并剔除存在異常值的企業樣本。此外，本文對所有的連續變量進行了上下1%的縮尾處理（周澤將等，2022）。對于有缺失值的變量，本文利用平均增長率法（石大千等，2018）將缺失數據補齊。通過對這些變量和數據進行處理，最終得到了30個省、自治區和直轄市10年的非平衡面板數據。各變量的描述性統計如表6所示，可以看出所有變量的取值均在合理范圍內。

六、實證分析

（一）基準回歸

基準回歸結果如表7所示，每一個模型都固定了時間效應、行業效應和省份效應（下同）。模型（1）中營商環境BE項的系數為（0.0268），且在1%的顯著性水平上顯著，說明營商環境對產品質量有非常顯著的促進作用，表明營商環境的改善有助于產品質量的提升。模型（2）在模型（1）的基礎上增加了經濟發展水平和教育水平2個控制變量，加入經濟發展水平和教育水平這2個控制變量之后，模型的擬合優度有所上升，而且BE變量依舊十分顯著，說明加入經濟發展水平和教育水平這2個控制變量之后，營商環境對產品質量依舊具有非常顯著的促進作用。模型（3）又加入了外商投資水平和人力資源水平2個控制變量，這2個控制變量加入后，BE項的系數為（0.0208），且在1%的顯著性水平上顯著，說明營商環境能夠顯著改善企業產品質量。模型（4）又加入了企業規模這一控制變量，模型（5）又加入了凈資產收益率、資產負債率、股權集中度和托賓Q值等控制變量，模型（4）和模型（5）的估計結果均表明，營商環境能夠顯著改善企業產品質量。模型（6）是在模型（5）的基礎上，用bootstrap法反復抽樣500次進行檢驗，結果顯示，營商環境的優化能夠顯著提升企業的產品質量。綜合以上分析表明，無論是否加入控制變量，都能夠說明營商環境的優化對企業產品質量的促進作用。

（二）中介效應分析

中介效應分析的具體回歸結果如表8所示。表8為企業家精神中介效應檢驗結果，根據前文的中介效應檢驗步驟和表4的回歸結果可以看出，模型（1）中BE項的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，說明營商環境優化對企業產品質量有顯著的促進作用。模型（2）的被解釋變量為企業家精神，核心解釋變量為營商環境，根據模型（2）的回歸結果，BE項的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，說明營商環境優化對企業家精神效應有顯著影響，H2得到了驗證。模型（3）的被解釋變量為產品質量省級抽查合格率，核心解釋變量為營商環境和企業家精神，根據模型（3）的回歸結果，中介變量lnqyjjs的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，且BE項的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，根據溫忠麟和葉寶娟（2014）所提出的中介效應檢驗程序，模型（2）的BE項系數和模型（3）的企業家精神系數的乘積和模型（3）的BE項系數同號，說明企業家精神的中介效應存在，這就表明，營商環境優化可以通過企業家精神效應提升產品質量，H2得到了驗證。為了檢驗企業家精神中介效應的有效性，本文通過Sobel檢驗發現，Sobel檢驗的Z值為15.73，在1%的顯著性水平上顯著，而且p值也在1%的顯著性水平上顯著，這表明企業家精神的中介效應存在，且中介效應占總效應的比重為26.85%。

（三）調節效應分析

表9所示為基于企業研發投入和研發產出的調節效應分析。本文根據溫忠麟等（2005）關于調節效應模型變量設置的研究，對自變量營商環境BE和調節變量企業研發投入yftr以及研發產出yfcc進行均值中心化處理，再生成交互項BE*yftr和BE*yfcc。根據模型（1）可以看出，營商環境和企業研發投入的交互項BE*yftr的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，被解釋變量BE的系數也為正且在1%的顯著性水平上顯著，說明企業研發投入在營商環境影響企業產品質量過程中起到正向的調節作用，H3得到了驗證。根據模型（2）可以看出，營商環境和企業研發產出的交互項BE*yfcc的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，被解釋變量BE的系數也為正且在1%的顯著性水平上顯著，說明企業研發產出在營商環境影響企業產品質量過程中起到正向的調節作用，H4得到了驗證。

（四）穩健性檢驗

本文用替換解釋變量、工具變量法、剔除直轄市樣本和剔除非制造業樣本4種方法來進行模型的穩健性檢驗。表10為基于不同方法的穩健性檢驗結果。其中，模型（1）、模型（2）和模型（3）為替換解釋變量的穩健性檢驗。本文借鑒張曾蓮和孟苗苗（2022）的做法，選取市場化指數的二級指標來進行穩健性檢驗，市場化指數的二級指標一共有5個，本文選取政府與市場的關系、要素市場的發育程度及市場中介組織的發育和法治環境3個指標來代替總指標進行穩健性檢驗，政府與市場的關系、要素市場的發育程度及市場中介組織的發育和法治環境分別用gm、fm和il來表示。根據模型（1）、模型（2）和模型（3）所示，政府與市場的關系、要素市場的發育程度及市場中介組織的發育和法治環境3個變量的系數均為正且均在1%的顯著性水平上顯著。模型（4）為基于工具變量法的穩健性檢驗，由于從營商環境優化到企業產品質量提升有一個過程，需要一定的時間。此外，企業產品質量好的地方營商環境也許也好，因此被解釋變量營商環境和核心解釋變量企業產品質量之間可能互為因果關系，因此可能會存在內生性問題，基于以上分析，本文運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行分析，選取滯后一期的營商環境作為工具變量來克服內生性問題?；貧w結果顯示，營商環境BE的系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，說明

營商環境的優化對企業產品質量提升確實具有顯著促進作用，說明基準回歸的穩健性。模型（5）為剔除直轄市樣本的穩健性檢驗，由于本文研究的是省級層面的營商環境和省級層面的企業產品質量，且省和市在經濟發展水平上有差異，可能會對模型估計結果有影響。因此，本文通過剔除直轄市樣本來進行穩健性檢驗，估計結果顯示，被解釋變量營商環境BE的系數為0.0220，在1%的顯著性水平上顯著，說明在剔除直轄市樣本的情況下，模型估計依然顯著，說明基準回歸的穩健性。模型（6）為剔除非制造業樣本的穩健性檢驗，本文企業層面的樣本包含制造業、服務業等諸多行業，而根據學者們的研究，制造業往往是研究的重點行業，因此本文剔除非制造業樣本來進行穩健性檢驗，通過檢驗發現，被解釋變量營商環境BE的系數顯著為正，進一步驗證了基準回歸的穩健性。綜合上述分析，本文認為，營商環境的優化確實能夠顯著地促進企業產品質量的提升。

（五）異質性分析

上述實證分析表明，營商環境的優化能夠顯著提升企業產品質量，并且可以通過企業家精神中介效應、企業研發投入調節效應和企業研發產出調節效應來提升企業產品質量。中國地大物博，分為許多地區，有許多的省、市、自治區，各個地區的人文、地理和要素稟賦不盡相同，有可能存在差異性。因此，本文要對營商環境優化對企業產品質量提升的效果進行異質性分析，并通過費舍爾組合檢驗法來檢驗分組回歸的差異性是否顯著。本文的異質性分析包含地區異質性、所有制異質性、企業家精神異質性、研發投入異質性和研發產出異質性5個方面的異質性分析。

1.基于地區、所有制和企業家精神的異質性分析

我國幅員遼闊，地理位置的不同可能會影響到資源稟賦和經濟發展水平等，因此本文要分析對于不同空間區位的省份，其營商環境提升企業產品質量的效果是否存在差異性。本文按照高煜和趙培雅（2019）對于中國空間區位的劃分方法，將中國的空間區位劃分為東部、中部和西部，并且基于本文的分析，將中部地區和西部地區合并為中西部。此外，不同所有制的企業和不同企業家精神的企業在營商環境優化對企業產品質量的影響上應該也有所不同。如表11所示，模型（1）和模型（2）為基于地區分組的異質性分析，可以看出，東部的BE項為正且在1%的顯著性水平上顯著，而中西部的BE項為正且在10%的顯著性水平上顯著，根據費舍爾組合檢驗法報告的結果顯示，基于地區分組的經驗p值在1%的顯著性水平上顯著，說明基于東部地區和中西部地區的分組回歸是顯著存在差異的，說明東部地區營商環境優化對企業產品質量的影響程度比中西部地區大。模型（3）和模型（4）為基于所有制分組的異質性分析，可以看出，國企的BE項為正且在1%的顯著性水平上顯著，非國企的BE項也為正且也在1%的顯著性水平上顯著，根據費舍爾組合檢驗法報告的結果，基于所有制分組的經驗p值在1%的顯著性水平上顯著，說明基于國企和非國企的分組回歸是顯著存在差異的，說明基于國企的營商環境優化對企業產品質量的影響程度弱于非國企。模型（5）和模型（6）為基于企業家精神分組的異質性分析，在企業家精神分組上，本文利用均值法，將企業家精神進行二等分來區分高低組別?？梢钥闯?，低企業家精神組的BE項為正但不顯著，而高企業家精神組的BE項為正且在1%的顯著性水平上顯著，根據費舍爾組合檢驗法報告的結果顯示，基于企業家精神分組的經驗p值在1%的顯著性水平上顯著，說明基于低企業家精神組和高企業家精神組的分組回歸是顯著存在差異的，說明高企業家精神組的營商環境優化對企業產品質量的影響程度比低企業家精神組大且顯著。

2.基于企業研發投入和研發產出的異質性分析

不同的企業在研發投入和研發產出上會有所不同，根據前文的分析，研發投入和研發產出在營商環境優化對企業產品質量提升上具有正向調節作用，因此，本文需要研究在不同的研發投入和研發產出情況下，營商環境優化對企業產品質量提升是否具有異質性。在變量分組上，本文利用均值法進行分組，將企業研發投入和研發產出進行二等分來區分高低組別。如表12所示，模型（1）和模型（2）為基于企業研發投入分組的異質性分析，可以看出，低研發投入組的BE項為正且在1%的顯著性水平上顯著，高研發投入組的BE項也為正且也在1%的顯著性水平上顯著，根據費舍爾組合檢驗法報告的結果，基于企業研發投入分組的經驗p值在1%的顯著性水平上顯著，說明基于低研發投入和高研發投入的分組回歸是顯著存在差異的，說明低研發投入組的營商環境優化對企業產品質量的影響程度比高研發投入組大。模型（3）和模型（4）為基于企業研發產出分組的異質性分析，可以看出，低研發產出組的BE項為正且在1%的顯著性水平上顯著，高研發產出組的BE項也為正且也在1%的顯著性水平上顯著，根據費舍爾組合檢驗法報告的結果顯示，基于企業研發產出分組的經驗p值在1%的顯著性水平上顯著，說明基于低研發產出和高研發產出的分組回歸是顯著存在差異的，說明高研發產出組的營商環境優化對企業產品質量的影響程度比低研發產出組大。

六、研究結論

本文通過基于法治公平的描述性統計分析、基準回歸、中介效應檢驗、調節效應檢驗、穩健性檢驗和異質性分析等詳細分析了營商環境對企業產品質量的影響?；诜ㄖ喂降拿枋鲂越y計分析初步證明了營商環境優化有利于企業產品質量的提升?；鶞驶貧w的6個模型說明，在逐步加入控制變量的情況下，營商環境優化均顯著有利于企業產品質量的提升。中介效應檢驗驗證了企業家精神的中介效應，證明了營商環境優化確實能夠通過企業家的企業家精神來顯著提升企業的產品質量。調節效應檢驗一共檢驗了企業研發投入和研發產出兩個調節變量的調節效應，通過檢驗可以看出，企業研發投入和研發產出均能夠在營商環境對企業產品質量的影響中起到正向顯著的調節作用。在穩健性檢驗方面，本文用替換解釋變量、工具變量法、剔除直轄市樣本和剔除非制造業樣本4種方法來進行模型的穩健性檢驗，檢驗結果均表明基準回歸結果確實是穩健的。在異質性分析方面，本文進行了地區異質性、所有制異質性、企業家精神異質性、研發投入異質性和研發產出異質性5個方面的異質性分析，并通過費舍爾組合檢驗法來判斷分組回歸是否存在差異，通過分析可以得出，地區異質性、所有制異質性、企業家精神異質性、研發投入異質性和研發產出異質性均存在顯著差異。

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The Impact of Business Environment on Product Quality of Enterprises

Chen Tianyi， Zhao Beibei and Hong Zhuorui

（Institute of Quality Development Strategy， Wuhan University;

Macro-Quality Management Coordination Center of Hubei Province;

Competition Policy and High Quality Economic Development Research Center）

Abstract：The economy in China has entered an era of high-quality development， which requires high-quality development of the business environment and product quality. Based on the panel data of 30 provinces， cities， and autonomous regions in China from 2011 to 2019， this paper empirically analyzes the impact of business environment on enterprise product quality， and uses a variety of methods to verify the robustness of benchmark regression. Research has shown that optimizing the business environment can significantly promote the improvement of product quality in enterprises. The mediator effect test shows that the optimization of business environment can significantly improve the product quality of enterprises by enhancing the entrepreneurial spirit of entrepreneurs. The moderating effect test shows that both enterprise R&D investment and R&D output can play a moderating role in the impact of business environment on enterprise product quality. The results of heterogeneity analysis indicate that there are significant differences in regional heterogeneity， ownership heterogeneity， entrepreneurial spirit heterogeneity， R&D investment heterogeneity， and R&D output heterogeneity.

Key Words：business environment; product quality; mediator effect; moderating effect; heterogeneity

責任編輯王毅