［提要］ 以长三角区域三省一市为研究对象，剔除新冠肺炎疫情对经济的影响，选取2010～2019年面板数据，构建多元线性回归模型，实证分析长三角区域营商环境对经济增长的影响，并通过中介效应模型分析科技创新在营商环境与经济增长之间所起到的效应。研究发现：良好的营商环境能够促进经济增长；科技创新在营商环境与经济增长之间起到部分中介效应，即营商环境能够通过科技创新来促进经济增长。因此，长三角区域应持续优化营商环境，加大科技创新力度，从而进一步促进经济增长。
关键词：长三角区域；营商环境；科技创新；经济增长；中介效应
基金项目：2022年安徽省党校（行政学院）系统重点课题成果（编号：QS2022039）
中图分类号：F061.5 文献标识码：A
收录日期：2022年8月19日
2019年5月，党中央、国务院印发的《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》中提出要合力打造国际一流营商环境。尽管相较于其他地区，长三角区域营商环境良好，但是还存在很大的优化空间。所以，无论是政策方面还是理论研究方面，长三角区域营商环境与经济增长都受到较多关注。基于此，本文从科技创新中介效应的视角实证分析长三角区域营商环境对经济增长的影响，提出“营商环境——科技创新——经济增长”的作用路径。这不仅丰富了相关的理论研究，而且深化了对营商环境经济后果的认识。
一、文献综述
（一）营商环境与经济增长。关于营商环境与经济增长的研究，学者们主要以区域性分析为主。崔鑫生（2020）选取“一带一路”沿线国家进行分析，研究发现营商环境会促进人均GDP增加，即营商环境能够促进经济增长。赖先进（2020）将全球162个经济体作为研究对象，研究发现营商环境能够显著促进经济增长，并且经济体越发达，这种促进作用越大。郑力中（2020）运用156个国家2004～2017年的数据进行研究，发现经济发展会随着营商环境的优化而显著变好。任宗强等（2021）选取我国一二线城市数据进行分析，研究营商环境对数字经济的影响，发现良好的营商环境能够促进数字经济的发展。赵德森等（2021）对中国249个地级及以上城市2004～2017年的面板数据进行分析，发现营商环境仅在2004～2012年间对绿色经济增长有促进作用，且促进作用先上升而后下降。基于此，提出假设1：
假设1：良好的营商环境能够促进经济增长
（二）科技创新的中介效应。关于科技创新与经济增长的关系，学者们也做了很多研究。张治河等（2019）研究发现科技创新能为经济增长注入新动力。因为科技创新不仅能够提高经济效率，而且有助于优化经济结构，该观点也得到很多学者的认可（辜胜阻等，2018；王进富等，2018；何兴邦，2019）。但是目前，关于科技创新在营商环境与经济增长之间起到的效应研究较少，主要集中在营商环境对科技创新的影响研究。卢万青等（2018）构建两期一般均衡模型进行研究，发现营商环境的优化能够促进企业技术创新。龚兴军（2019）基于沪深非金融类A股上市公司2007～2016年数据进行分析，发现越完善的企业营商环境，企业创新水平越高。冯涛等（2020）以1，660家企业数据为样本，研究发现相较于国有企业，非国有企业营商环境的优化对科技创新的促进作用更为显著。张曾莲等（2022）选取我国2011～2017年数据进行研究，发现良好的营商环境能够促进科技创新水平的提升，进而可以促进经济高质量发展。基于此，提出假设2：
假设2：良好的营商环境通过促进科技创新最终促进了经济增长
二、实证研究设计
（一）变量选取。被解释变量：经济增长（PGDP）用人均实际GDP的对数值表示；核心解释变量：营商环境（ENV）用市场化指数的对数值表示；中介变量：科技创新（INNO）用财政支出中用于科学技术的经费支出占财政支出的比重的对数值表示。为了降低异方差，对其余变量也取对数。变量定义见表1。（表1）
（二）模型设计
1、营商环境对经济增长的影响
PGDPi，t=α0+α1ENVi，t+λ∑Xi，t+εi，t （1）
其中，i和t分别代表地区和时间；被解释变量PGDPi，t代表经济增长；核心解释变量为营商环境ENVi，t，若其系数α1显著为正，则证明假设1成立；∑Xi，t为一系列控制变量；εi，t为随机误差项。
2、科技创新的中介效应
INNOi，t=β0+β1ENVi，t+γ∑Xi，t+εi，t （2）
PGDPi，t=δ0+δ1ENVi，t+δ2INNOi，t+μ∑Xi，t+εi，t （3）
若模型（1）中营商环境ENVi，t的系数α1显著为正，那么再分两步检验科技创新的中介效应。第一步，若模型（2）中营商环境ENVi，t系数β1显著为正，则进行下一步。若模型（3）中营商环境ENVi，t与科技创新INNOi，t的系数均显著为正，则表示营商环境通过促进科技创新最终促进经济增长，且科技创新在其中起到部分中介效应，假设2成立。若仅有科技创新INNOi，t的系数显著为正，则科技创新起到的是完全中介效应。
（三）数据来源。为剔除新冠肺炎疫情对经济的影响，选取2010～2019年长三角区域三省一市的面板数据为研究样本，其中营商环境数据来自中国市场化指数数据库，其余数据均由长三角区域三省一市《统计年鉴》的相关数据手工整理而成。统计分析采用Stata17.0软件。
三、实证结果分析
（一）描述性统计与相关性分析。从表2可以看出，PGDP的最大值为11.966，最小值为9.995，说明长三角区域不同地区之间经济增长存在一定差距。营商环境和科技创新水平的均值均大于中位数，说明长三角区域营商环境整体较优、科技创新水平整体偏高。从表3可以看出，被解释变量PGDP与核心解释变量ENV和INNO的系数分别为0.695和0.846，且均在１%的水平上显著，说明营商环境与科技创新对经济增长具有正向促进作用，初步证实了假设1、假设2成立。（表2、表3）
（二）营商环境与经济增长回归结果分析。从表4可以看出，营商环境回归系数为0.115，并且在1%水平上显著，表明营商环境对经济增长会产生显著的正向影响关系，证明本文假设1成立。原因可能是良好的营商环境下，市场环境会更加公平透明，这样市场主体作用更能发挥，企业发展环境更加稳定，企业成本和经营风险会降低，企业成长加快，进而可以促进经济增长。控制变量方面，固定资产投资、对外开放和产业结构的系数均为正，并且均显著，说明它们对经济增长均会产生正向的影响。外商投资额对经济增长的影响显著为负，原因可能是较高的外商投资额会加剧对外贸易摩擦，恶化贸易的条件，影响我国产业的健康发展，从而不利于经济增长。城镇化率和政府调控程度的系数均为正，但是不显著，说明城镇化率和政府调控程度对经济增长的影响可能是非线性的。（表4）
（三）科技创新中介效应回归结果分析。从表5中（1）列可以看出，营商环境回归系数为0.225，且显著为正，这表明营商环境能够显著提高科技创新水平。原因可能是，良好的营商环境能够为企业营造一个公平、透明的市场环境，企业知识产权可以得到保护，所以企业科技创新意识较强。此外，良好的营商环境使得金融环境不断完善，企业获得的资金支持力度加大，有利于企业进行科技创新，所以营商环境促进了科技创新水平的提升。从表5中（2）列可以看出，科技创新与营商环境的回归系数均显著为正，这说明科技创新在营商环境与经济增长之间起到部分中介效应，即良好的营商环境通过促进科技创新最终促进了经济增长，从而验证了假设2成立。（表5）
四、研究结论及政策建议
本文选取2010～2019年长三角区域三省一市的面板数据，通过建立多元线性回归模型，实证检验营商环境对经济增长的影响，并加入科技创新，以探讨营商环境影响经济增长的路径。研究发现：良好的营商环境能够促进经济增长；科技创新在营商环境与经济增长之间起到部分中介效应，即营商环境能够通过科技创新来促进经济增长。基于此，提出如下政策建议：
（一）持续优化营商环境，激发经济增长活力。首先，改善基础设施等硬环境。完善园区基础配套设施建设，增强园区的综合竞争力和可持续发展能力，为招商引资提供良好的环境，以实实在在的措施服务好入园企业，推动园区经济社会发展。其次，提高服务水平等软环境。进一步优化业务办理流程，深化“互联网+政务服务”，推进商事登记全程电子化，实现政务服务事项数据全打通、全归集、全共享、全对接，促进政务服务更加高效便捷。要以市场为主体，结合企业的关键需求进行改革，以企业满意为标准，提升政务服务能力和水平。最后，发挥制度的保障作用。进一步打造服务型政府，着力解决企业投资经营中的“堵点”，消除地区间市场壁垒，统一要素市场发展，破除经济增长中面临的体制机制障碍，完善高质量一体化的机制建设和配套政策，大力促进长三角区域经济增长。
（二）加大科技创新力度，壮大经济增长动能。首先，强化企业创新主体地位，提升企业创新能力。不仅要增强企业自主创新意识，而且要加大对企业自主创新的资金支持，完善相关的政策，促使企业加大创新的投入，加快科技成果转化落地，从而提高长三角区域科技创新能力。其次，加强创新平台的建设，激发人才创新活力。科技创新水平的提升，离不开人才的支撑。要建设创新平台以吸引人才集聚，并优化重点区域和重点产业领域人才支持政策，使人才留得住而且充分释放创新活力，从而为科技创新提供强力的智力支撑。最后，加强知识产权保护。以深化知识产权体制机制改革为动力，不断激励知识产权创造，拓展知识产权转化运用，优化知识产权公共服务，探索知识产权服务创新发展新路径。压实知识产权保护属地责任，持续开展打击知识产权侵权专项行动，从而保障知识产权不受侵犯。
（作者单位：中共临泉县委党校（临泉行政学院））
主要参考文献：
［1］长江三角洲区域一体化发展规划纲要［M］.北京：人民出版社，2019.
［2］崔鑫生.“一带一路”沿线国家营商环境对经济发展的影响——基于世界银行营商环境指标体系的分析［J］.北京工商大学学报（社会科学版），2020.35（03）.
［3］赖先进.哪些优化营商环境政策对经济增长影响更有效?——基于全球162个经济体的证据［J］.中国行政管理，2020（04）.
［4］郑力中.营商环境和国家的经济发展——基于世界银行面板数据的回归分析［J］.全国流通经济，2020（26）.
［5］任宗强，虞曦凯，刘少云.营商环境促进数字经济发展的组态路径分析［J］.浙江学刊，2021（06）.
［6］赵德森，窦垚，张建民.营商环境与绿色经济增长——基于企业家精神的中介效应与遮掩效应［J］.经济问题探索，2021（02）.
［7］张治河，郭星，易兰.经济高质量发展的创新驱动机制［J］.西安交通大学学报（社会科学版），2019.39（06）.
［8］辜胜阻，吴华君，吴沁沁，余贤文.创新驱动与核心技术突破是高质量发展的基石［J］.中国软科学，2018（10）.
［9］王进富，陈振，周镭.科技创新政策供需匹配模型构建及实证研究［J］.科技进步与对策，2018.35（16）.
［10］何兴邦.技术创新与经济增长质量——基于省际面板数据的实证分析［J］.中国科技论坛，2019（10）.
［11］卢万青，陈万灵.营商环境、技术创新与比较优势的动态变化［J］.国际经贸探索，2018.34（11）.
［12］龚兴军.我国营商环境对企业创新的影响研究［J］.价格理论与实践，2019（02）.
［13］冯涛，张美莎.营商环境、金融发展与企业技术创新［J］.科技进步与对策，2022（06）.
［14］张曾莲，孟苗苗.营商环境、科技创新与经济高质量发展——基于对外开放调节效应的省级面板数据实证分析［J］.宏观质量研究，2022.10（02）.
［15］温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展［J］.心理科学进展，2014.22（05）.
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