區域創業活躍度、數字經濟與營商環境優化

張 松 松

(安徽大學 商學院, 合肥 230601)

隨著以數字技術為代表的新型基礎設施的加速布局,數字經濟日益受到國家的高度重視。據中國信通院2023年發布的《中國數字經濟發展研究報告》顯示,2022年中國數字經濟規模達到50.2萬億元,占GDP比重的41.5%,成為推進中國式現代化的重要驅動力量。數字經濟作為一種新經濟形態,它的發展突破了時空限制,降低了資源配置成本,提高了資源配置效率,衍生出眾多新產業和新模式,進而引發了新一輪創業浪潮,提升了區域創業活躍度,并進一步推動了營商環境的優化[1]。二十大報告明確指出要“營造市場化、法治化、國際化一流營商環境”,表明營商環境的優化已成為國家關注的重點話題。營商環境作為推動區域經濟高質量發展的重要抓手,決定了區域民營經濟的創業活力,是突出國家或地區競爭力的重要方面[2]。因此,在數字經濟時代,探討區域創業活躍度對營商環境優化的影響,對區域高質量發展具有重要意義。

那么,區域創業活躍度是否促進了營商環境優化?其影響機制是什么呢?且對營商環境優化的影響在區域分布上是否存在差異?對于上述問題,已有研究尚未給出令人滿意的答案?，F有關于創業活躍度和營商環境關系的研究,主要集中在營商環境對創業活躍度的影響方面。鄭威和陸遠權[3]將營商環境作為探討數字金融與高質量創業的中介變量,實證了營商環境與高質量創業的正向關系,表明優良的營商環境可以改善創業主體生存與發展的資源約束,從而實現高質量創業。杜運周等[4]探討了營商環境與創業活躍度的關系,揭示了營商環境要素的耦合對區域創業的作用關系。已有研究雖然對創業活躍度、營商環境二者之間的關系進行了相關探討,但仍存在不足:在創業活躍度和營商環境之間的關系方面,主要集中在營商環境對創業活躍度的直接影響研究,并沒有指出創業活躍度和營商環境優化之間是否存在著正反饋關系,因而二者的關系機理仍有待進一步完善。對此問題,本文引入了數字經濟作為中介變量。數字經濟的發展可以提高經濟市場的匹配效率,并可進一步在營商環境優化中形成合力。通過該角度,本文基于一個完整的框架探討區域創業活躍度如何影響營商環境優化。

本文的邊際貢獻如下:首先,本文檢驗了區域創業活躍度對營商環境優化的正反饋作用,并探討了數字經濟在區域創業活躍度與營商環境優化之間的中介效應,補充了以往關于營商環境與創業活躍度關系的研究。其次,進一步探究了區域創業活躍度和數字經濟對營商環境優化的區域差異影響,并通過門檻模型揭示了區域創業活躍度對營商環境優化的非線性影響。最后,本文發現了區域之間營商環境差異較大,通過討論創業活躍度和數字經濟對營商環境優化的區域異質性影響,為實現區域高質量發展及區域營商環境的優化提供啟示。

1 理論分析與研究假說

1.1 區域創業活躍度與營商環境優化的關系

營商環境是一個由許多元素組成的綜合生態系統,包括基礎設施環境、人力資源、市場環境、金融環境和政務環境等維度。而區域創業活躍度則是衡量一個地區創業活力的核心指標,那么區域創業活躍度是如何影響營商環境優化的呢?圍繞這個問題,可以從如下幾個方面來闡釋。

第一,從基礎設施環境來看。區域的基礎設施可以通過降低交易成本、擴展創業市場及改善融資約束的影響機制來提高創業活躍度,而區域創業活躍度的提升會驅動當地政府投入更多資金用以改善區域基礎設施,借此來進一步創造更有利于創業的環境,進而實現區域基礎設施服務水平的升級[5]。第二,從人力資源來看。人口集聚不僅可以通過提高區域整體創業資源的水平和質量來降低創業資源的獲取難度,以刺激區域創業活動,并且人口集聚還可以通過增加市場需求和帶動基礎設施建設進而提升區域創業活躍度[6]。與此同時,隨著區域創業活躍度水平的提升,會帶動就業需求增加,進一步吸引大量高端人才的聚集,以推動區域人力資本結構的升級。第三,從市場環境來看。高度開放健全的市場環境可以減小市場進入壁壘,使創業者獲得更多創業機會,而隨著更多創業主體進入市場,也進一步推動政府減少行政干預,為經濟主體創造更好的競爭環境。第四,從金融環境來看。新創企業由于新進入缺陷,更加依賴普惠金融,良好的金融服務可以幫助新創企業解決融資約束,實現高質量創業的目的[7],而隨著區域創業成功率的提高會進一步驅動政府加快推進金融環境的優化升級,為企業提供更加優質、便捷、高效的金融服務。第五,從法治環境來看。良好的法治環境有利于降低創業的法律風險,對創業行為產生顯著的影響,進而區域不斷加強民營經濟創新發展領域的地方法治建設,以積極構建良好的法治環境[8]。最后,從政務環境來看。政務環境體現在區域的行政服務水平。高的創業活躍度有助于推動政府提升服務效率,改善政商關系,向服務型政府職能向轉變,以實現區域營商環境的優化。

由此可以提出假設:

H1:區域創業活躍度對營商環境優化存在正向的影響。

1.2 區域創業活躍度、數字經濟與營商環境優化的關系

區域創業活躍度還可以通過數字經濟效應來促進營商環境優化。一方面,區域創業活躍度可以促進數字經濟的發展。一是區域創業活躍度的提升會加快產業結構優化進程,使得落后產能退出市場,從而為數字經濟的發展釋放資源和空間,并積極推動數字技術與傳統產業的融合[9]。二是區域創業活躍度的提升還會激發創業者的創造性思維,拓展和深化了創業者的社會關系網絡,進而在謀求新的商業模式和業態中推動各類數字化平臺的加速涌現[10]。另一方面,數字經濟的發展可以促進營商環境的優化。一是數字經濟的發展能夠改善區域基礎設施。數字經濟的發展則可以推進傳統基礎設施智慧化改造,加快新型數字基礎設施建設,實現區域基礎設施升級。二是數字經濟的發展能夠提升區域人力資源素質水平。數字技術和數字產業的發展會增加對數字化人才的需求,數字化人才能夠助力企業對傳統業務進行轉型并且適應數字經濟的發展,進而數字經濟的發展會促進區域數字化人才的集聚[11]。三是數字經濟的發展能夠提升區域創新能力。通過數字技術等新知識的刺激,促使區域內員工不斷學習先進的技術和知識,推動區域整體創新績效的改變。四是數字經濟的發展能夠提升金融環境。數字經濟的發展提高了市場信息的透明度,減少了因不確定性而導致的代理問題和逆向選擇問題,提升了資本流動機會和效率,并通過降低投融資成本和金融風險提高了金融服務效率,進而實現金融環境的升級[12]。五是數字經濟的發展能夠提升政府效率和法治建設。數字技術不僅在提高司法效率、減少司法成本、促進司法公開等方面能產生積極影響,還能在營商環境優化、政商關系和政府效率等重點領域發揮重要價值[13]。

由此可以提出假設:

H2:數字經濟發展對營商環境優化存在正向的影響;

H3:區域創業活躍度對營商環境優化的作用發揮存在基于數字經濟發展的傳導機制。

2 研究設計

2.1 樣本和數據來源

本文使用了除西藏以外30個省份,2011—2019年度的面板數據。區域創業活躍度主要來源于中經網和國泰安數據庫下載的私營企業工商注冊登記數和人口數;數字經濟的指標數據來源于國家統計局;而營商環境數據主要來源于EPS數據和國家統計局等。其次,利用Excel整理、合并和計算各個變量指標數值。最后使用Stata16.0軟件完成回歸分析、穩健性檢驗和進一步分析。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

營商環境優化(DB)。本文借鑒張三保等[14]對營商環境的體系構建標準,將營商環境體系分成人文環境、市場環境、法治環境和政務環境四個方面,并使用熵值法計算省級層面的各個指標數據得到營商環境指數。

2.2.2 中介變量

數字經濟水平(Tesq)。本文借鑒趙濤等[15]并結合對數字經濟綜合發展指數衡量標準,將區域數字經濟分成互聯網普及率、互聯網相關從業人員數、互聯網相關產出、移動互聯網用戶數和數字金融普惠度五個方面綜合評價,并同樣使用熵值法計算省級層面的各個指標數據并得到綜合發展指數。

2.2.3 解釋變量

區域創業活躍度(Entre)。對于區域創業活躍度的衡量借鑒王勇和張耀輝[16]的研究使用三年內私營企業增加數除以地區勞動人口數(15—64周歲)的值來表示。

2.2.4 控制變量

本文從環境、資源和人口特征三個方面選擇五個對營商環境優化有一定影響的變量作為控制變量,分別是:人口密度(PD)、資源條件(WS)、交通設施水平(traffic)、產業結構(IS)、信息化水平(Phone)。這五個控制變量在一定程度上會影響營商環境,具體衡量方式如表1所示

表1 變量的定義與說明

2.3 模型構建

為了檢驗H1、H2,探究區域創業活躍度和數字經濟與營商環境優化之間是否存在因果關系,本文構建以下模型:

DBi,t=α0+α1entrei,t+α2Controli,t+μi+δt+εi,t

(1)

DBi,t=α0+α1tesqi,t+α2Controli,t+μi+δt+εi,t

(2)

其中i和t代表省份以及年份,DBi,t代表營商環境;entrei,t代表區域創業活躍度;tesqi,t代表數字經濟;Controli,t代表相關控制變量;μi為時間固定效應,δt為省份固定效應,εi,t是隨機擾動項。

3 證分析與結果

3.1 描述性統計

表2是變量的描述性統計結果。營商環境(DB)的均值為18.515,最小值為3.120,最大值為87.063,表明區域營商環境差異較大,可能是區域創業水平和經濟發展水平的不同導致。區域創業活躍度(entre)的均值為8.272,最小值為-5.404,最大值達到了39.032,表明不同地區私營企業創業指數呈現出顯著差異。數字經濟發展水平(tesq)的均值為34.101,其最大值為89.546,最小值為7.733表明地區間數字經濟發展存在不平衡。其他各變量的分布均在合理范圍,此處不再贅述。

表2 各變量描述性統計

3.2 相關性分析

表3是主要變量間的Pearson相關系數檢驗的結果?？梢钥闯鯠B和entre、tesq、PD、WS、Phone之間都存在顯著的相關性。其中,被解釋變量營商環境優化(DB)與核心解釋變量區域創業活躍度(entre)和數字經濟發展(tesq)的相關系數分別為0.592和0.482,在1%的顯著性水平上正相關,初步證明區域創業活躍度和數字經濟發展對營商環境優化有正向影響。進一步檢驗方差膨脹因子(VIF),其中VIF值均遠小于10,說明不存在多重共線性問題且選取的變量均是合理的。

3.3 基準回歸結果

表4報告了主效應檢驗的OLS回歸結果,表中Model 1和Model 3為報告不加入控制變量的回歸結果,區域創業活躍度(entre)和數字經濟(tesq)與營商環境優化(DB)之間關系的估計系數分別為0.393和0.796,均在1%水平上顯著。Model 2和Model 4分別是加入控制變量后,區域創業活躍度(entre)和數字經濟(tesq)對營商環境優化(DB)的回歸結果,其中回歸系數分別為0.318和0.825,均仍在1%水平上顯著。表4的回歸結果表明,區域創業活躍度的提升和數字經濟的發展均能夠有效促進營商環境的優化。在經濟意義上,以Model 2和Model 4為例,在其他因素保持不變的情況下,當區域創業活躍度和數字經濟水平分別提升一個單位,則會推動區域營商環境分別提升0.318個單位、0.825個單位。綜上,H1和H2得到驗證。

3.4 穩健性檢驗

一方面,本文對變量進行了1%水平的縮尾處理,回歸系數正負號未發生變動并且通過顯著性檢驗,實證結果如列(1)和列(2)所示。另一方面,更換解釋變量的衡量方式進行了穩健性分析,回歸結果均顯著為正。對于地區數字經濟水平采用數字普惠金融指數度量,而區域創業活躍度采用人均私營企業擁有量度量,實證結果如列(3)和列(4)所示。因此,表5的實證結果驗證了前文結果的穩健性。

表5 穩健性檢驗結果

3.5 區域異質性分析

由于地理位置的不同,不同城市在創業活力、經濟發展水平等方面存在較大差異,而創業活躍度和數字經濟對營商環境優化的影響也可能存在區域差異。因此本文將全樣本分成東部、中部和西部三個地區進一步展開區域層面的驗證。

根據表6的結果可以看出,第一,在中部地區創業活躍度的系數為0.456,且在1%水平上顯著,而在東部地區的創業活躍度系數為正,但不顯著,西部地區創業活躍度系數為負且不顯著,說明創業活躍度對營商環境優化的作用存在空間異質性。這一結果可能原因在于西部地區的基礎設施、市場化程度較低,即使創業活躍度的提升能夠彌補該地創業不足的問題,但是仍難以有效的提升營商環境水平,而東部和中部地區地理位置和交通便利等都處在一個較發達水平,因此在該區域提升創業活躍度會有效促進營商環境的優化。第二,在東中西部地區數字經濟的系數均顯著為正,且均在1%水平上顯著,說明數字經濟在東中西部地區均對營商環境優化產生顯著的正向影響,但在不同地區數字經濟對營商環境優化的促進作用存在差異,其中中部地區的系數數值最大,東部地區次之,西部地區系數最小。在經濟意義上,給定其他因素的情況下,如果數字經濟水平提高一個單位,那么區域營商環境在東部、中部和西部則會分別提升0.807個單位、1.064個單位和0.463個單位。

表7 門檻效應檢驗結果

3.6 機制檢驗

以上結果表明數字經濟和區域創業活躍度均能對營商環境產生正向影響,這也引發了進一步思考,是否數字經濟就是二者之間的橋梁?因此,借鑒溫忠麟[17]的中介檢驗三步法來驗證數字經濟是否在區域創業活躍度和營商環境之間起到了中介作用。第一步:驗證區域創業活躍度對營商環境的影響。實證結果如表4的Model2所示,相關系數為0.318,通過1%水平的顯著性檢驗。第二步:驗證區域創業活躍度對中介變量數字經濟的影響。實證結果如表4的Model5所示,相關系數為0.052,通過10%水平的顯著性檢驗。表明區域創業活躍度可以促進數字經濟的發展,因此繼續進行第三步檢驗。第三步:驗證區域創業活躍度和中介變量數字經濟對營商環境的影響。實證結果如表4的Model6所示,相關系數分別為0.279和0.736,通過1%水平的顯著性檢驗。本文進一步運用Sobel進行中介檢驗,z值顯著,進一步驗證了中介機制的穩健。綜上所述,區域創業活躍能夠通過促進數字經濟的發展進而對營商環境的優化產生正向影響,H3得到驗證。

3.7 門檻效應分析

前文研究結果表明區域創業活躍度和數字經濟對營商環境優化的促進作用,并且數字經濟在二者之間起到顯著的中介作用。數字經濟的發展水平在不同省份和年份均有變化,為直觀地揭示在不同數字經濟水平下區域創業活躍度對營商環境優化是否存在非線性影響,因此本文選擇門檻模型做進一步分析,以數字經濟作為門檻變量、營商環境優化和區域創業活躍度分別作為被解釋變量和解釋變量,同時包括人口密度、資源條件等控制變量放入回歸分析,構建區域創業活躍度與營商環境優化之間非線性關系的門檻模型。參考Hansen[18]提出的門檻回歸模型,本文以單門檻模型為例得到下列方程:

lnDBi,t=α0+α1lnentrei,t×I(tesqi,t≤γ)+α2lnentrei,t×I(tesqi,t+εi,t)

(3)

其中,I()表示性函數,γ表示門檻變量數字經濟(tesq)的門檻值,其他變量含義與前文一致。

結果顯示,單一門檻在5%水平上顯著,P值為0.010;雙重門檻P值為0.057,通過了10%的顯著性水平檢驗,存在門檻效應。因此,本文認為區域創業活躍度和營商環境優化之間的關系存在雙重門檻效應。以300次自抽樣得到門檻值,發現第一門檻值為27.676,第二門檻值為59.002,即區域創業活躍度在不同數字經濟水平下會對營商環境優化產生非線性影響。

從表8門檻回歸結果可得,隨著數字經濟水平提高,區域創業活躍度會對營商環境優化產生不同的影響。當數字經濟水平低于第一門檻值27.676時,區域創業活躍度對營商環境優化的作用系數為-0.202,在10%的水平上顯著,說明在數字經濟水平較低的省份,區域創業活躍度的提升并不會促進營商環境的優化。當數字經濟水平介于第一門檻值27.676和第二門檻值59.002之間時,區域創業活躍度對營商環境優化的作用系數為0.256,在1%水平上顯著,說明在此數字經濟水平下,區域創業活躍度的提升可以較好地促進營商環境的優化。當數字經濟水平跨越第二個門檻值59.002時,區域創業活躍度對營商環境優化的作用系數為0.474,在1%水平上顯著,說明數字經濟發展到一定水平后,對營商環境的優化作用明顯加強。

表8 門檻回歸結果

上述結果表明,在數字經濟水平差異下,區域創業活躍度對營商環境的影響存在非線性的雙門檻效應,數字經濟的發展對于營商環境優化至關重要。這一結果可能原因在于數字經濟水平較低的地區一般是西部地區,這些地區的基礎設施落后、市場化程度較低,內部的創業活動并不能夠有效的提升區域的營商環境水平;在數字經濟發展水平較高的地區,一般是東部和中部地區,這些區域擁有優越的地理位置和較高的經濟發展水平,區域競爭更為激烈,內部的創業活動可以有效提升營商環境水平。

4 結論和討論

4.1 主要結論

基于2011—2019年30個省份面板數據集,分析了區域創業活躍度對營商環境優化的作用機制,運用OLS回歸和門檻模型回歸,多角度探究了區域創業活躍度對營商環境優化的直接和間接的中介作用。研究表明:第一,創業活躍度對營商環境優化具有顯著的正向促進作用;第二,中介機制檢驗發現區域創業活躍度可以通過促進數字經濟發展來優化區域營商環境;第三,創業活躍度、數字經濟對營商環境優化的影響存在區域異質性,創業活躍度和數字經濟在中部地區對營商環境優化的促進作用更為顯著;最后,區域創業活躍度對營商環境優化的影響存在非線性的雙門檻效應,當數字經濟水平低于第一門檻值時,區域創業活躍度對營商環境優化產生負向影響,但當數字經濟發展水平跨過第一個門檻值之后,區域創業活躍度對營商環境優化的作用力度顯著加強。

4.2 政策啟示

首先,持續推動“促創業”活動,發揮創業活躍度對營商環境優化的促進作用。一方面,積極引導創業主體的創業熱情,通過舉辦公益創業講座及出臺關于創業的補助和財稅政策等措施,以充分調動區域的創業活力;另一方面,大力提升公共服務效能,加快部署新型基礎設施建設,不斷深化“放管服”改革,持續提升政府效率,以充分釋放區域創業活力,進而發揮區域創業活動對營商環境優化的推動作用。

其次,積極推動數字經濟發展,發揮數字經濟對營商環境優化的“合力”效應。一方面,數字經濟作為推動營商環境優化的重要因素,政府要加大在數字經濟方面的投資力度。如利用數字技術推進傳統基礎設施智慧化改造,加大對新型基礎設施的投資力度,積極引進數字化人才,進而提高區域的數字經濟發展水平;另一方面,數字經濟在創業活躍度對營商環境的優化作用中充當著傳導機制,政府應促進創業活動與數字經濟的耦合協調發展,以創業活動作為推動數字經濟發展的重要抓手,以數字經濟作為創業活動的重要保障,進而形成推動營商環境優化的“合力”效應。

最后,促進區域之間營商環境的協調發展,充分利用創業活躍度和營商環境優化間的門檻效應。研究發現,在數字經濟水平差異下,創業活躍度對營商環境的影響存在非線性的雙門檻效應。因而,政府應加大對于中西部地區數字化發展與創新創業的補貼力度,各地也應因地制宜圈定重點產業領域,推動區域數字生產力科學布局,中西部要開展具有地區特色的數字資源開發和利用,優化數字經濟區域發展格局,從而充分發揮區域創業活動對營商環境優化的促進效果,進而縮小區域之間營商環境的差距,實現區域之間營商環境的協調發展。