政商关系对中国区域经济增长影响的实证研究

杨东亮 王皓然

摘要：市场经济条件下的政商关系对经济增长的影响日益获得广泛关注。政商关系通过影响企业经营和企业家精神来影响区域经济增长。利用樊纲市场化指数中的政府与市场关系指标来测量政商关系，以2000—2014年省级数据为样本，采用固定效应面板数据模型实证检验政商关系对中国区域经济增长的影响，同时考虑到模型内生性问题，应用差分广义矩估计法对动态面板数据模型进行再次估计。结果发现：政府与市场关系和减少政府干预均对区域经济增长产生积极影响，而腐败程度对区域经济增长存在较强的抑制作用，即健康的政商关系能显著促进区域经济增长。进而提出不断优化营商环境、实施简政放权和加大查处腐败力度等有利于构建健康政商关系的对策建议。

关键词：政商关系;企业家精神;腐败程度;区域经济增长

中图分类号：D630，F127   文献标识码：A   文章编号：1007-2101（2020）03-0064-08

一、引言

2016年3月，习近平在民建工商联委员联组会上首次提出构建新型“亲”“清”政商关系的观点。对领导干部“亲”“清”提出了明确要求：“要坦荡真诚同民营企业接触交往，特别是在民营企业遇到困难和问题的情况下更要积极作为、靠前服务，对非公有制经济人士多关注、多谈心、多引导，帮助解决实际困难”;“同民营企业家的关系要清白、纯洁，不能有贪心私心，不能以权谋私，不能搞权钱交易”。同时要求民营企业家：要“积极主动同各级党委和政府及部门多沟通多交流，讲真话，说实情，建诤言，满腔热情支持地方发展”;“要洁身自好、走正道，做到遵纪守法办企业、光明正大搞经营”。①

自我国经济进入新常态以来，各地区经济发展面临较大的下行压力，不断释放改革红利，持续改善政商关系，成为中央和地方政府促进区域经济增长的重要手段。边燕杰和丘海雄（2000）认为政商关系的存在便于企业提高市场竞争能力和绩效水平，进而促进地区经济增长。[1]Kim（2017）研究韩国的政商关系，发现二战后韩国亲密而又秩序井然的政商关系对产业政策的实施有重要作用，产业政策的精准实施，促进地区产业发展，实现地区经济增长。[2]与此同时，陈艳艳和罗党论（2012）研究中国的政商关系，发现扭曲的政商关系降低了企业的投资效率，增加投资支出，使经济增长率下降，地区经济增长动力减弱。[3]邵传林等（2015）研究发现扭曲的政商关系对企业家精神的发挥产生强烈的抑制作用，可能会使企业家精神从生产性活动领域错配到非生产性活动领域，影响企业家在生产领域的决策，影响企业的经营效率，进而对区域经济增长产生抑制作用。[4]因此，构建新型政商关系对于当前我国区域经济的持续向好发展具有重要的现实意义。

研究政商关系的经济效应，必须准确测量政商关系这一关键变量。中国人民大学国家发展与战略研究院发布了《中国城市政商关系排行榜2017》，率先建立了中国政商关系量化的三级指标体系，选择政府对企业的关心、政府廉洁度等指标构成测量政商关系的亲近指数、清白指数及总指数。[5]由于指标较多且需要多次加权获得总的政商关系指数，使得反映政商关系水平的指数得分未必是政商关系的真实水平，多因素指标合成的全面性优点也是其长期稳定性弱难以解决的缺点，这对围绕政商关系开展实证研究是非常不便利的。对此，本文选择一个相对简单且经济含义明显的关键指标来测量政商关系。借鉴邵传林等（2015）的研究，本文采用樊纲等在中国市场化指数研究中的政府与市场关系指标和政府干预指标来测量政商关系。[4]

考虑到政商关系与区域经济增长存在着相互影响的关系，准确反映政商关系对区域经济增长的影响，必须考虑实证模型估计中的内生性问题。对此，本文在选用2000—2014年省级面板数据为样本，建立固定效应面板数据模型进行实证分析的基础上，进一步应用差分广义矩估计方法来解决内生性问题，实证结果证实了政商关系对区域经济增长具有显著的正向影响，这对于我国构建发展新型政商关系提供了可靠的经验支持。

二、文献综述

针对政商关系的定义，不同学者有不同的定义标准。Johnson（1982）将政商关系概括为官僚系统与私人经济部门的一种特殊关系，在这种关系中双方形成了密切的合作，官僚系统通过资金支持、税收优惠和产业政策等促进私营经济企业的发展。[6]边燕杰和丘海雄（2000）将政商关系归为企业的纵向联系，即企业与上级领导机关、当地政府部门以及下属企业、部门的联系，属于社会资本的范畴。[1]于天远和吴能全（2012）在研究中将政商关系定义为民营企业与地方政府和国有企业之间的联系。[7]孙丽丽（2016）指出政商关系包括政治与经济、政府与民营企业以及政府官员与民营企业家之间的关系。[8]褚红丽（2018）认为政商关系不仅局限于商人和官员的关系，而是涉及官员与企业主、政府与企业、政府与市场三个方面。[9]现实生活中，政商关系往往指政府官员与私营企业、国有企业的关系。政府部门作为企业生产经营的监督保障部门，为企业发展提供政策支持和基础设施服务，保证政府职能的有效发挥。企业在政府许可下开展合法经营，从事各种生产活动，带动地区经济发展，促进政府公共目标的实现。政商双方之间的良性互动，成为促进地区经济增长的重要因素。

影响政商关系的因素有很多，国外学者普遍关注企业的慈善献金问题。Ma（2006）认为企业的慈善行为有利于企业建立政商关系，有利于企业的持续经营。[10]在中国这样的转型经济国家中，民营企业一般通过社会责任行为来构建利益导向的政商关系（张晓盈和杨榛，2017）。[11]戴亦一等（2014）发现，慈善捐款在构建新的政商关系中发挥重要作用，通过慈善献金，企业树立了良好的形象，使政商关系更容易被公众接受，有利于企业发展。[12]张晓盈和杨榛（2017）在研究中发现，通过慈善献金建立的政商关系使得民营企业更容易获得政府补贴，且在市场化程度高的地区这种关系更加明显。[11]此外，还有学者从制度环境角度研究政商关系的表现。褚红丽（2018）认为制度环境是影响政商关系的关键因素，在实证研究政商关系中的“亲”对“清”的影响时，以产权保护、市场准入、融资环境、政府公共服务和基础设施作为衡量营商环境的指标，发现产权保护是影响政商关系最重要的因素，产权保护水平越低，越不利于“清”的政商关系的构建;市场准入和融资环境也分别影响政商关系，即市场准入条件和融資环境越差，越不利于构建“清”型政商关系。[9]

政商关系的经济增长效应直接体现在微观企业生产经营的多个方面。亲密的政商关系便于企业提高市场竞争能力和绩效水平（Xin和Pearce，1996;张建君和张志学，2005）。[13-14]市场竞争能力是企业生存发展的关键，竞争能力越强，企业发展动力越强，绩效水平越高，企业盈利水平越高，越能带动地区经济增长。此外，李捷瑜和黄宇丰（2010）发现政商关系可以对企业起到“润滑剂”和“保护费”的作用，当政商关系为企业减少政府的限制、放松相关政策的束缚或使企业通过非市场途径获得稀缺资源时，发挥“润滑剂”作用;当政商关系为企业逃避税收或减少政府“掠夺”时，发挥“保护费”的作用。[15]政府借助政商关系，向企业提供的各种便利服务，为企业经营发展带来便利，使企业有更多的时间和精力从事生产性活动，提高企业收益水平。罗党论和唐清泉（2009a和2009b）研究指出越是落后的地区，民营企业越可能通过与政府建立紧密的联系获得政府支持;同样的在房地产行业和政府管制行业这种政商关系紧密的现象就更为明显。[16-17]

政商关系还会对企业家精神产生重要影响，进而影响经济增长的效果。企业家的创新精神与创业行为，在一定程度上推动了技术创新、产业发展、就业增加、新产品出现、生产效率提升等，促进地区经济的长期高质量增长。良好的政商关系有利于企业家精神的培育与形成（余菁，2018）。[18]Lukas等（2014）指出企业家精神对发达国家或地区长期的经济增长起到了关键性的作用。[19]Vallier（2009）指出企业家精神对发展中国家或落后地区的作用更显著。[20]但是，扭曲的政商关系对企业家精神的发挥产生强烈的抑制作用，使企业家精神从生产性活动领域错配到非生产性活动领域，降低创新创业能力，产生权力寻租现象，扰乱公平的市场秩序，恶化政治生态，对企业经营带来不利影响（邵传林，2015）。[4]经济增长还可以通过市场机制和制度安排下的企业家创业选择来解释。考虑到企业家的创业行为会起到强大的示范作用，良好的政商关系有利于增强企业家创新创业意识，增加企业新创数量，促进市场竞争来促进经济增长。张敏和林志刚（2019）指出日本在泡沫经济破灭后通过行政审批精简、放松规制等措施来改革政府与市场的关系，以便形成有利于企业家创业精神的政商关系来促进经济发展。[21]

三、政商关系的区域比较分析

根据不同学者对政商关系的定义，政商关系可被视为政府与企业的关系，双方分别代表了政府与市场两种力量，因此，政商关系也可以视为政府与市场的关系。樊纲连续多年的市场化指数研究是我国市场化导向经济改革研究的重要成果，其中的政府与市场关系指标是构建市场化指数的重要变量，其不仅客观地测量了我国不同地区政府与市场的关系，还是我国不同地区政商关系表现的测量指标。这里，我们利用政府与市场关系指标来测量政商关系，并进行区域比较分析。

根据2000—2014年我国政商关系变化趋势（见图1），发现我国政商关系呈现了先上升后下降再上升的N型波动特征。2007年我国政商关系水平达到最高，为8.21分。在2007年以前，我国政商关系水平逐年上升，从2000年的5.76分，上升到2007年的8.21分，上升幅度为42.53%。从2007年后，该指数不断下降，到2013年下降为5.3分，这凸显了十八大以来我国开展反腐倡廉活动的重要性;2014年开始，我国政商关系扭转下降势头，表现出缓慢上升的态势，2014年的政商关系指数得分为5.62分，这反映了我国反腐倡廉取得的成效正在不断释放。

进一步考虑我国政商关系与经济增长之间的关系，发现在2000—2007年我国政商关系上升阶段，我国经济增长速度保持上升态势，从2000年的8.50%上升到2007年的14.2%，上升幅度高于政商关系的变化幅度;在2007—2013年我国政商关系下降阶段，我国经济增长速度在2013年逐步下降到7.8%，下降幅度接近一半，虽然2008年国际金融危机的爆发对我国经济造成较大冲击，但是同期的政商关系表现对经济增长形成了负向冲击②。总体而言，我国政商关系与经济增长速度的变化趋势基本保持一致，这意味着我国政商关系与经济增长速度存在着紧密的相关关系。

为了比较我国政商关系的区域差异情况，对我国31个省份（未包括中国香港、澳门、台湾）的政商关系指数时间序列进行描述性分析（见表1）。由表1可知，政商关系平均得分最高的是江苏省，为9.13分，江苏省作为东部地区的重要省份，在高新技术产业和现代服务业方面处于全国领先地位，创新发展能力和国际竞争能力的提高，使政商关系水平显著提高，同时经济发展水平也不断增强。政商关系平均得分最低的是西藏，为-1.92分，且西藏政商關系得分的标准差较大，得分最大值和最小值分别为1.13分和-6.75分，这反映了2000—2014年西藏政商关系水平的剧烈变化。西藏地区由于地理位置偏远，历史上经济发展起步较晚，地区经济实力明显落后，但目前西藏政商关系发展已经有了长足的进步。总体上，我国大部分地区的政商关系平均得分在6～8分之间，如北京、辽宁等16个中东部省份，这些地区也是引领我国经济增长的核心地区。此外，从各省份政商关系的标准差上看，各个省份的政商关系变动幅度不大，保持了相对稳定的水平，这也反映了政商关系是一个粘性较强的变量，改善政商关系需要一个长期的过程。

四、实证分析

（一）数据来源与模型设定

本文选取2000—2014年我国31个省份数据为样本，数据来源于各省统计年鉴、中国人民银行、《中国市场化指数2009》《中国分省份市场化指数报告2016》和万德数据库。[22-23]面板数据模型能够解决因个体异质性而产生的遗漏变量问题，可以更加全面地揭示各个自变量对因变量的影响效果。同时考虑到因变量可能存在着时间相依关系，有必要建立动态面板数据模型，因此本文采用的实证模型形式如下：

lnYit=α+β0lnYit-1+β1lnXit+β2lnWit+β3lnZit+εit（1）

其中，Yit是被解释变量，由地区生产总值增速来刻画各省份的经济增长速度。Xit是核心解释变量，即测度政商关系的政府与市场关系指标（rea），同时选择政府干预（int）作为备选指标③。Wit是重要解释变量，由与政商关系密切相关的指标构成。Zit为控制变量。

借鉴聂辉华等（2018）的研究，选择腐败程度（cor）和法律制度环境（law）指标作为重要解释变量。[5]除了测量政商关系的政府与市场关系指标外，腐败程度（cor）和法律制度环境（law）可以视为一个地区政商关系好坏表现的直接反映，因此，腐败程度和法律制度环境是与政商关系密切相关的变量。腐败程度作为政府廉洁的反向测量指标，可以反映政商关系中政府官员的廉洁自律情况，法律制度环境作为市场经济发展的前提，可以反映政商关系中企业的生存状态。其中，腐败程度（cor）借鉴杨东亮和李朋骜（2019）的研究，以每万名公职人员中贪污腐败、渎职人数来度量。[24]法律制度环境（law）来自于樊纲等《中国市场化指数》中的市场中介组织的发育和法律制度环境数据。

为了避免遗漏能够影响地区经济增长速度的其他解释变量，选择国有经济比重（gown）、基础设施（ji）、产业结构（str）和开放程度（open）为控制变量。其中，国有经济比重（gown）由规模以上国有控股工业企业单位数占所有规模以上工业企业单位数的比重表示;基础设施由人均公路里程变量表示;产业结构由第二产业增加值占地区生产总值的比重表示;开放程度由进出口总额占地区生产总值的比重表示④。

（二）描述性统计和相关性分析

对各变量进行描述性统计分析。由表2可知，地区经济增长速度（rgdp）的平均值为11.66%，这表明我国各省份在2000—2014年实现了较快的经济增长。政府与市场关系（rea）的平均值为6.55，部分地区和年份出现负值情况，这反映了我国不同省份的政商关系水平。国有经济比重的平均值分别为21.3%，这表明我国民营企业在数量上远大于国有企业，是市场活动主体，部分地区的国有企业数量占比高达95%以上，这显示了部分地区国有企业的绝对主导地位，一般认为过度发达的国有经济会导致市场化的政企关系的建立困难。

为了更好地考察各变量间的相关关系，给出所有变量的相关系数结果（见表3）。由表3可知，地区生产总值增速（rgdp）与政府与市场关系（rea）、政府干预（int）的相关系数分别为0.2和0.13，这表明政商关系与区域经济增长存在正相关关系，即政商關系越健康的地区，经济增长速度越快。地区生产总值增速与腐败程度（cor）的相关系数为-0.16，这与事实情况相吻合，腐败严重的地方，市场经济秩序容易发生错乱，对地区经济发展产生不利影响。地区生产总值增速与法律制度环境（law）正相关，但相关系数较小;政府与市场关系和法律制度环境的相关系数为0.56，这反映了法律制度环境与政府与市场关系之间紧密的关系，其作为测量政商关系的辅助指标是合适的。地区生产总值增速、政府与市场关系与国有经济比重（gown）的相关系数均显著为负，这意味着当前我国的国有经济比重对我国经济增长与良好政商关系构建存在着一定阻碍作用。

（三）模型估计与实证结果分析

首先，建立静态面板模型实证分析政商关系对区域经济增长的影响。选择政府与市场关系作为政商关系的测量指标（模型1）进行模型估计。为了判定选用固定效应模型还是随机效应模型进行估计，进行Hausman检验，开方统计量值为55.62，在1%置信水平上拒绝原假设，选择固定效应面板模型进行估计。根据估计结果（见表4），发现政府与市场关系（rea）的参数估计结果为0.88，且在1%置信水平上显著，这表明政商关系能够显著地促进区域经济增长，健康的政商关系为经济发展提供了良好的保障，在政策法规、资源配置等方面，保证市场竞争公平进行，进而有利于地区经济的快速增长。

重要解释变量腐败程度（cor）的系数估计值为-0.02，对区域经济增长具有显著的抑制作用，这与杨东亮和李朋骜（2019）的研究结论相一致。[24]腐败会破坏市场公平，严重的腐败还会恶化政治生态，是扭曲政商关系的反映，不利于经济增长。法律制度环境（law）的系数估计结果显著为负，完善的法律制度环境是良好的政商关系的反映，法律制度环境好的地方会形成尊重规则制度、依靠市场力量办事的行为规范，其对经济的长期发展是有利的，实证结果与预期相悖的原因可能是我国的法律制度仍然处于发展建设期，滞后于地区实际经济发展的需求，这意味着要加快法律制度的完善，发挥其对经济发展的促进作用。

控制变量国有经济比重（gown）、产业结构（str）和开放程度（open）对地区经济增长具有显著影响，基础设施影响不显著。国有企业数量占比的系数估计结果为-0.04，这意味着国有经济比重过高不利于地区经济增长。这与多数学者的国有企业配置资源效率低于私营企业，进而对经济增长的贡献率低的观点相一致。产业结构和开放程度的系数估计结果分别为0.15和0.28，这表明较高的第二产业占比和进出口总量对地区经济增长具有促进作用，即工业化和外向型经济是我国区域经济增长的重要动力。

选择政府干预作为政商关系的测量指标（模型2）进行模型估计。同样进行Hausman检验，发现开方统计量值为30.05，显著拒绝原假设，建立固定效应面板模型并进行估计。根据估计结果（见表4），发现政府干预（int）的参数估计结果为0.27，且在1%置信水平上显著，这同样证实了政商关系能够显著的促进区域经济增长。减少政府对市场的干预，实施简政放权，释放市场活力，给企业更多的发展自由，有利于企业在市场机制的作用下，自发调节企业经营决策和创新创业投入，提高市场效率，进而对区域经济增长产生积极的带动作用。与模型1相比，模型2各解释变量的参数估计结果的符合没有发生变化，只是系数值有略微的增大⑤。这表明本文关于政商关系对经济增长影响的实证研究结果具有较好的稳健性。

其次，建立动态面板模型实证分析政商关系对区域经济增长的影响。同时考虑政商关系对经济增长相互影响产生的内生性问题，使用差分广义矩估计方法再次进行模型估计⑥。选择政府与市场关系作为政商关系的测量指标（模型3）进行模型估计⑦。根据估计结果（见表4），发现政府与市场关系（rea）的参数估计结果为0.83，且在5%置信水平上显著，这表明政商关系能够显著地促进区域经济增长。腐败程度（cor）、法律制度环境（law）的系数估计结果不显著。控制变量中只有产业结构（str）对地区经济增长具有10%置信水平上的正向影响，系数估计结果为0.33。选择政府干预作为政商关系的测量指标（模型4）进行模型估计，发现政府干预（int）的参数估计结果为0.42，在10%置信水平上显著，同样获得政商关系有利于区域经济增长的结论。

五、结论与对策建议

构建新型的亲清政商关系是新时期我国政府改革的重要目标，政商关系能够对市场经济活动主体的企业经营与企业家精神产生深刻影响，进而对区域经济增长产生重要影响。以中国数据实证检验政商关系的经济增长效应具有重要的现实意义。通过上述研究，本文获得如下主要研究结论：一是我国政商关系总体上呈N型波动特征，2000—2007年是上升阶段，2008—2013年是下降阶段，2014年开始我国政商关系表现出缓慢上升的态势，反映了我国反腐倡廉正在不断地取得显著成效;二是我国政商关系存在明显的区域差异。东部沿海地区的政商关系优于中西部地区，江苏、广东、上海、浙江和福建等省的政商关系水平排名靠前;三是实证结果表明政商关系能够显著地影响区域经济增长，政府与市场的关系越亲密，越有利于经济增长，减少政府对市场的干预能够显著促进经济增长，腐败程度对经济增长的抑制作用明显，即健康的政商关系促进区域经济增长。

根据上述研究结论，为了更好地构建又亲又清的新型政商关系，促进区域经济发展，本文提出以下建议：

1. 加快政府职能转化，建立健全相关法律法规，强化监督机构执法力度。大力推进政府简政放权，深化行政体制改革，清晰界定政商权力边界，政商双方不得跨越权利底线。政府通过简政放权，逐步退出市场，将市场主动权放还给企业，给企业留下充足的空间自由发展，实现企业创新升级。建立健全相关法律法规，强化法治政府。只有将政商交往活动限定在法律范围内，对不正当的交往行为才有了惩罚依据，才能依法执行处罚。需要强调的是，在制定约束政商关系的相关法律时，要采用科学的方式做到依法授权与科学配权。强化监管机构执法力度。有了明确的法律规定只是具备了制度条件，我们还应强化监管机构的执法力度，提高行政执法人员的执法能力和执法意识，从源头杜绝执法方面产生的违规行为。

2. 树立企业家诚信经营的理念，提高法律意识，加强企业文化建设，实现企业家精神合理发挥。作为经营者要严格按照法律规定的方式进行经营，强化对自身的约束，不得因利益诱惑而触犯法律底线。政商关系是政府履行自身职能和企业满足社会需要之间的关系，是非人格化的，而不是政府官员与经营者之间的个人关系，因此在政商交往中应尽量减少个人因素，促进公共关系的发展。另外经营者应意识到，企业要想在市场竞争中赢得胜利，单依靠政府权力是不行的，要不断提高自身竞争力，抵御抗风险能力，增强核心竞争力。只有这样才能够在激烈的市场竞争中站稳脚跟。严格遵守政府相关政策，根据政府的引导安排企业的投资和经营。为了更好地理解相关政策，企业可通过行业协会、商会等组织，对政府相关政策进行分析和反馈，把握政策方向，并與自身优势相结合，实施既完成经济发展目标又实现企业发展的经营行为。构建“亲”“清”新型政商关系，要求明确约束机制在企业文化中的重要作用，强化对企业中所有成员的道德要求和法律约束，充分发挥企业家精神，在企业内部树立良好的经营理念，提高每一位成员的素质。

3. 搭建政商沟通桥梁，提升行业协会竞争力和凝聚力，利用新技术促进政商交往。行业协会作为政商沟通的桥梁，应努力保证政商之间的密切沟通，及时了解政府工作的重点方向和发展规划，将其传递给协会成员，及时了解企业的经营需要和发展诉求并向政府部门反馈，在政与商之间搭建合作平台，提高解决企业问题的效率，减少政企之间的信息不对称，精准落实政府政策，使政府和企业的发展要求能够共同实现。依靠行业协会商会的“中间人”身份，充分发挥协会商会的沟通、协调、监督作用，强化企业间的横向合作和联系，提高整个行业的竞争力和凝聚力，以此增强企业与政府合作中的自主权与话语权。充分利用网络平台、大数据等新技术、新方式促进政府与企业之间的交往，增加双方沟通的途径，提高沟通效率，将政府与企业的交往放在阳光下，公开透明，接受大家监督。

4. 促进全社会的道德建设，促进全体公民的法律意识，实现社会共同监督，共同进步的约束机制。健全社会监督机制，利用多渠道多方式履行社会监督职能。分散权力制约机制，采用以权力制约权力、以法律制约权力、以道德制约权力和以社会制约权力的多种方式，相互协调相互促进，共同形成全面的权力监督和约束体系。社会公民、社会组织、新闻媒体、大众网络都是进行社会监督的组成部分，要积极动员各方势力，在整个社会中形成约束和监督体系。提高公民道德水平，加强社会主义道德建设。政府官员服务意识的养成和企业经营者诚信理念的培育，既是官员和企业经营者作为普通社会公众的基本要求，也是“亲”“清”政商关系得以规范建立的必然要求。不断加强社会主义道德建设，树立全社会的道德意识，引导每个社会公民自觉养成良好的行为习惯，将对“亲”“清”政商关系的科学构建产生实质性的带动作用。

注释：

①内容来自新华网《新华社评论员：构建新型政商关系 促进非公经济健康发展》，http：//www.xinhuanet.com/politics/2016lh/2016-03/04/c_128774806.htm，2016年3月4日。

②2010年我国经济增长速度上升，这是我国在国际金融危机后扩张性宏观经济政策刺激的结果，伴随4万亿大规模固定资产投资项目的建设，政府主导的保增长并没有改善原有的经济结构与经济产出效率，且政府的强势对市场经济中良好政商关系的形成产生一定的影响，这也导致我国经济增长速度在2011年恢复到原有水平。

③樊纲的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2009年报告》和《中国分省份市场化指数报告2016》。起初政府与市场的关系可以由市场分配经济资源的比重、减轻农民的税费负担、减少政府对企业的干预、减轻企业的税外负担和缩小政府规模五个分项指标来衡量，后来去掉了减轻农民的税费负担和减轻企业的税外负担两项指标。因此，政府干预是唯一持续的统计指标，在选择政府与市场的关系指标的同时，也选择政府干预指标。

④美元与人民币的汇率牌价来自于中国人民银行的统计数据，采用月度算术平均值。

⑤基础设施（ji）对区域经济增长具有显著的负向影响，这与基础设施有利于地区经济增长的预期相矛盾。其可能原因是由于人均拥有公路里程不能很好地反映地区的基础设施全貌，解释变量的测量偏差导致参数估计结果失真。

⑥基本思想是对原模型进行一阶差分变换消除模型中的个体异质项，将内生变量的水平滞后项作为差分项的工具变量。

⑦模型3和模型4的AR（1）检验的P值分别为0.03和0.02，显著拒绝 “扰动项不存在一阶自相关”的原假设，同时AR（2）檢验的P值分别为0.42和0.11，均接受 “不存在二阶自相关”的原假设。通过Sargan检验，显示具变量不存在工过度识别问题。

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责任编辑：武玲玲

Abstract： Under the condition of market economy， the effect of Government-Business relations on economic growth was a hot issue. Government-Business relations affected regional economic growth by influencing the enterprise management and entrepreneurship. This paper used the government market relationship indicator of Fan's market-oriented index to measure the Government-Business relations， taking the provincial data from 2000 to 2014 as samples， the influence of relationship between government and business on the regional economic growth in China was empirically tested by using the fixed-effect panel data model， and the dynamic panel data model was re-estimated by using the differential generalized moment estimation method considering the model endogeneity. The results show that the relationship between government and market and the reduction of government intervention have positive impacts on regional economic growth， while the degree of corruption has a strong inhibitory effect on regional economic growth， that is， the healthy relationship between government and business can significantly promote regional economic growth. Furthermore， it puts forward countermeasures and suggestions that are conducive to building a healthy relationship between government and business， such as continuously optimizing the business environment， streamlining administration and delegating power， and intensifying the investigation and punishment of corruption.

Key words： government-business relations; entrepreneurship; corruption; regional economic growth