2011年至今，由于国际市场需求持续低迷，中国的出口贸易受到较大冲击，出口增速逐年下滑，2016年甚至出现负增长-7.7%，创改革开放以来的新低(2009年除外)。考虑到外部需求形势短期内难有显著改观，汇率政策又面临诸多掣肘，从国内供给的角度着力改善营商环境，努力降低企业的生产和贸易成本，助推企业技术进步和生产率提升，进而实现“稳出口”的战略目标将是一个可行的政策选项。

世界银行最新公布的《2016年营商环境报告》显示，在189个经济体中，中国内地的营商环境排名仅位居第84位，与中国经济总量的世界排名完全不相称。不过，这也反映出我国的营商环境还有很大的提升空间，供给侧改革大有可为。为此，本文利用世界银行于2013年公布的中国制造业企业问卷调查数据，实证检验营商环境对于异质性企业出口强度的影响，分析营商环境中的哪些要素阻碍国内企业的出口扩张，为政策操作提供数量依据。

一、文献述评

Stern(2002)将营商环境视作当前和预期的政策、制度以及行为环境，它直接影响到企业投资的回报与风险，通常涉及到三类问题：第一类是宏观经济和国家层面的问题，例如财政政策、货币政策、汇率政策和政治稳定性等；第二类是政府管理和制度方面的问题，例如行政管理体系、金融监管体系、法律体系等；第三类是基础设施方面的问题，例如交通、电力、通讯等。Carlin and Seabright(2007)对营商环境做了更为精炼、准确的定义，即不受单个企业控制但影响其经营的成本费用、便捷性、稳定性的经济环境，包括基础设施、法律体系、金融体系、宏微观政策环境以及其他社会因素。

传统理论认为资本和劳动要素的投入是经济增长的主要驱动力。然而，进入21世纪以来，政府当局和国际组织逐渐意识到仅靠要素投入并不一定能够促进经济发展，Easterly(1999)的研究也证明短期内投资规模与经济增长率之间的相关性很低。与此同时，越来越多的研究表明，营商环境对于一国尤其是发展中国家的意义更为重要。有利的营商环境能够降低企业成本和提升企业出口绩效，进而通过出口扩张带动经济的持续增长。不利的营商环境则会削弱企业竞争力，阻碍企业进入海外市场，进而导致该国在全球化过程中趋于边缘化，难以分享国际贸易的利益。

相关文献多是以非洲、亚洲、拉丁美洲等地区的发展中国家作为考察对象，从宏观和微观层面实证检验营商环境与出口绩效之间的联系。早期的研究受制于数据可得性，多从宏观层面展开分析，即以国际贸易的引力模型为基础，利用跨国的宏观经济数据进行实证研究，同时以特定的统计数据指标(如公路里程、电话线路数等)或专家评分指标(如经济自由度指数、腐败指数等)作为一国营商环境的替代变量。对于非洲国家而言，落后的基础设施(Limño and Venables, 1999)、高昂的交易成本(Elbadawi，2001)、经常性的交货延误(Djankov et al., 2004)与出口规模存在显著的负相关性，营商环境在这些方面的瓶颈约束阻碍了这一地区的出口增长。Djankov et al.(2004)的情景假设结果显示，如果中非共和国能将运货时间(从工厂运至货船的时间)从116天降至27天(样本中非洲国家的平均水平)，那么该国的出口规模将会翻倍。

然而，营商环境是一个复杂的体系，多数组成部分(特别是政府管理能力、制度质量等)并没有标准的统计数据相对应，宏观层面的研究往往只能对营商环境的个别项目予以验证，却难以反映其全貌。即便可以利用抽象的专家评分指标来衡量营商环境，但这种主观的评分结果经常存在争议，并且决策者也无法从中得到明确的政策线索。这种数据局限性决定了宏观层面的研究结论只具有理论意义，却难以指导政策实践(Dollar et al., 2006)。此外，跨国的宏观研究实际上假设一国内部的地区间营商环境完全一致，这显然与事实不符。不过，随着世界银行启动“世界营商环境调查”(World Business Environment Survey)项目，定期对主要发展中国家的企业进行抽样问卷调查，了解这些企业对于当地营商环境的全方位评价，数据便利性使得相关研究越来越多地转向微观层面。

微观层面的相关文献多以企业出口贸易方程为基础，利用一国或多国的企业数据(主要是世界银行的企业调查数据)进行实证研究，同时以多项客观数据指标(如清关所需天数、获得业务许可所需天数等)或企业主观评分(如融资便利程度、贸易便利程度等)更准确、全面地反映营商环境的状况。例如Dollar et al.(2006)比较研究了8个拉美和亚洲国家的营商环境，发现清关效率、基础设施、金融服务、政府管理这四项营商环境与企业出口显著相关，好的营商环境大幅拓展了企业出口的规模和范围。Edwards and Balchin(2008)重点考察了8个非洲国家与贸易关联的营商环境，发现贸易基础设施、贸易制度、贸易监管等方面的条件直接影响了企业的出口意愿，这在毛里求斯和赞比亚两个国家表现得尤为突出。Francisco et al.(2007)、Tuaño et al.(2014)分别考察了厄瓜多尔、菲律宾的营商环境，结果显示一国内部的不同地区之间，营商环境也存在较大差异。营商环境好的地区，企业的出口意愿更强，出口规模也更大。地方政府通过改善当地营商环境，可以显著提升本地企业出口绩效。

国内研究虽然注意到营商环境对出口贸易的影响，但受数据可得性或者研究目的的限制，多数文献只是附带性地研究营商环境中个别要素的作用，缺少针对营商环境的系统性研究。刘志彪、张杰(2009)在研究本土制造业企业出口决定因素时发现，企业所处的地理区位与出口密集度具有显著的正相关性，当地的产业集群有利于推动企业出口。盛丹等(2011)专门考察了基础设施对中国企业出口行为的影响，发现公路网密度、铁路网密度和电话用户数指标衡量的基础设施条件对出口贸易起到显著的正向作用，但以互联网用户数衡量的网络基础设施并没有表现出明显的促进作用。周守华等(2015)利用世界银行公布的中国企业调查数据，实证检验企业所处的融资环境对其出口模式的影响，发现企业面临的融资约束越高，越倾向于选择间接出口模式。

总体而言，国内外已有较多文献研究营商环境对出口贸易的影响，并且更多地着眼于微观层面的理论和实证研究，但仍有以下不足之处：一是国外文献少有针对中国的研究成果，其结论并不一定符合中国国情，亟需针对中国的专门研究；二是现有文献并未考虑营商环境对于异质性企业的差异化影响，但新-新贸易理论强调企业的异质性特征对于出口决策具有显著影响，异质性企业的出口贸易与营商环境之间的联系也很可能表现出较大差异，有必要对这一问题做深入研究；三是国内文献受数据条件的限制，仅对营商环境体系中的个别要素进行研究，至今尚未对营商环境问题做更全面的综合研究和比较分析，降低了政策参考的价值；四是现有文献还存在数据陈旧的问题，其结论是否适用于当前的经济环境还需要进一步的验证。

本文旨在拓展相关研究，首次对中国背景下地区营商环境与企业出口贸易的联系问题进行专门研究，并力求弥补现有文献的不足。归纳起来，本文的创新点和贡献主要包括以下几方面：一是根据最新的问卷调查数据，尽可能多地纳入营商环境的构成要素，较为全面地分析各类要素对于出口贸易的影响，为“稳出口”政策提供更为有效的决策依据；二是充分考虑企业在规模、生产率、地区属性上的特征差异，多角度比较营商环境对于异质性企业出口强度的差异化影响，以得出更有价值的研究结论；三是采用两阶段选择模型等方法，努力消除选择性偏误和内生性扰动，确保研究结论的可靠性。

二、研究说明 (一) 数据说明

沿用国际主流文献的做法，本文采用世界银行2013年公布的针对中国企业的调査数据，即2011年12月至2013年2月间，世界银行对这些企业的问卷调查结果，其中包括企业生产和财务数据、企业对营商环境指标的主观评分、以及营商环境指标的客观数据等，数据范围覆盖东、中、西部的25个城市和27个大类行业。基于出口贸易的理论背景，我们仅选取制造业企业作为研究对象，在剔除部分关键指标数据缺失的企业之后，最终样本为包含1725家企业的截面数据。

考虑到样本中包含了16个营商环境指标的主观评分，并且这些主观评分指标之间存在较高的相关性，直接纳入到计量模型中不可避免地引发共线性问题。为此，我们利用主成分分析法构建4个合成指标Political、Factor、Facility、Tax，综合反映企业所在地的营商环境状况，指标含义及其构成如表 1所示。在问卷设计中，企业对于16个营商环境指标的主观评分按照从优到劣的顺序依次分为0、1、2、3、4五档，分值越高说明对应的营商环境指标越差，因此合成指标的分值越高，说明营商环境在对应领域的表现也越差。

(二) 模型设定

由于样本中存在大量的未出口企业(1163家)，出口企业只有少部分(560家)，如果将出口额为零的未出口企业排除在样本之外，容易导致选择性偏差。因为这些零贸易企业并不是随机出现的，其出口决策受到特定因素的影响，例如当地的基础设施条件较差，或者企业自身的生产率水平较低，使其难以克服出口贸易的成本障碍，因而选择不对外出口。在此情况下，将非出口企业排除在外，仅对出口企业进行回归实际上是采用了一个自我选择样本而不是随机样本，这种非随机的数据筛选本身就会导致有偏的估计(Estrin et al., 2008)。

针对样本选择性偏差的问题，两阶段选择模型(Heckman Selection Model)提供了一个最理想的解决方法(Linders and Groot, 2006)，并且已在出口贸易的实证研究中得到广泛应用。为此，我们采用这一方法，将企业的出口贸易决策分为两个阶段：第一阶段是Probit的出口选择模型，考察企业是否选择出口。根据样本中每一个估计值，计算对应的选择性矫正因子逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio，以λ_i表示)，以此修正样本选择性偏误，并用于检验两阶段决策是否存在显著的相互依赖性；第二阶段为修正的出口数量模型，考察企业的出口规模决策受到哪些因素的影响。将λ_i作为额外解释变量，与其他解释变量一起构成线性回归模型，通过OLS回归得出参数的无偏估计值。根据企业层面出口贸易的相关文献(Sterlacchini，2001；Van Dijk，2002；Ma，2006)，以及前文关于营商环境影响出口贸易的理论分析，我们得出如下基准模型：

$\begin{align} &E{{X}_{i}}\rm{=}{{\alpha }_{\rm{0}}}\rm{+}{{\alpha }_{1}}Politica{{l}_{i}}\rm{+}{{\alpha }_{2}}Facto{{r}_{i}}\rm{+}{{\alpha }_{3}}Facilit{{y}_{i}}\rm{+}{{\alpha }_{4}}Ta{{x}_{i}}\rm{+}{{\alpha }_{5}}\Pr o{{d}_{i}} \\ &\quad \rm{+}{{\alpha }_{6}}Ag{{e}_{i}}+{{\alpha }_{7}}Skil{{l}_{i}}+{{\alpha }_{8}}ForShar{{e}_{i}}+{{\alpha }_{19}}R{{D}_{i}}+{{\alpha }_{\rm{10}}}Qualit{{y}_{i}}+{{\alpha }_{11}}ForTec{{h}_{i}}+{{\varepsilon }_{i}} \\ & \\ \end{align}$

(1)

$\begin{array}{l} Expor{t_i} = {\beta _0} + {\beta _1}Politica{l_i} + {\beta _2}Facto{r_i} + {\beta _3}Facilit{y_i} + {\beta _4}Ta{x_i}\\ + {\beta _5}\Pr o{d_i} + {\beta _6}Ag{e_i} + {\beta _7}Skil{l_i} + {\beta _8}ForShar{e_i} + {\beta _9}R{D_i}\\ + {\beta _{10}}Qualit{y_i} + {\beta _{11}}ForInpu{t_i} + {\beta _{12}}{\lambda _i} + {\nu _i} \end{array}$

(2)

(1) 式为第一阶段的出口选择Probit方程，EX为出口状态的虚拟变量。(2)式为第二阶段的出口规模决策方程，Export为出口强度变量，以出口收入占销售收入的比例来衡量。考虑到营商环境可能同时影响出口贸易的两阶段决策，我们在两个方程中均纳入营商环境的合成指标，同时控制企业自身因素的影响。模型变量的含义、取值方法以及预期系数符号详见表 2。

① 理论上全要素生产率指标更为准确，但受样本数据所限，增加值、固定资产等关键数据大量缺失，故此处参考Tuaño et al.(2014)的做法，以人均销售收入大致反映企业的劳动生产率水平。

(三) 样本特征

表 3列举了按出口、规模、生产率、地区分组的异质性企业在营商环境指标上的数据平均值。很明显，无论哪种类型的企业，都是对政法环境指标Political的满意度最高，对要素市场指标Factor的满意度最低。

通过简单的比较分析可以看出，出口企业在4个营商环境合成指标上的评分均高于未出口企业，并且这种差异性具有高度显著的统计意义，说明出口企业感受到的营商环境相对较差，这可能与出口企业的效率导向有关。因为这类企业面对更为激烈的国际竞争，对于生产运营、贸易便利等方面的要求比未出口企业更高，也更容易发现营商环境中的不足之处，在同等条件下可能做出相对较差的评价，下文的计量分析也证明了这一点。

对于不同规模和不同生产率的企业而言，在营商环境上的评价差异仅限于贸易便利指标Facility，且大型企业和高生产率企业对此项指标的满意度相对较低。对于不同地区的企业而言，在营商环境上的评价差异体现在要素市场指标Factor和贸易便利指标Facility，东部发达地区的企业对于要素市场的满意度相对较低(突出表现在“土地可得性”方面)，但对贸易便利的满意度相对较高(突出表现在“交通设施”方面)。在计量分析中我们将对此做进一步的比较研究。

考虑到(1)、(2)式中的解释变量较多，可能存在共线性问题，我们在表 4中列示了所有解释变量的相关系数矩阵。从中可以看出，除营商环境变量以外的解释变量之间的相关性普遍较低，最高的相关系数也只有0.27，共线性扰动的影响似乎并不大。不过，经过主成分分析法得到的4个营商环境合成指标之间仍然潜存相关性扰动，最高的相关系数达到0.47，我们将在计量分析中做出相应的处理。

三、计量结果 (一) 全样本的计量结果

采用Heckman(1979)的最大似然估计法，我们对(Ⅰ)、(Ⅱ)式进行两阶段回归分析。考虑到企业可能通过“出口学习效应”提升生产率水平^①，计量模型可能存在内生性问题。为此，我们参考Dollar et al.(2006)、Edwards and Balchin(2008)等文献的做法，按城市-行业的维度对样本企业进行分组，利用组内企业生产率指标的平均值(Prod_mean)来替代单个企业的指标值，以此降低内生性扰动的影响，表 5的①-②列给出了对应的估计结果。

① Evenson and Westphal(1995)指出，通过发达国家买方或发包方的技术转移或培训，发展中国家的企业在出口时可以获得新知识，从而不断提升自己的生产率水平，反过来又会进一步刺激出口贸易的扩张。Loecker(2007)的实证研究也证明了“出口学习效应”确实存在。

首先，λ和ρ均通过了1%的显著性检验，并且ρ的绝对值高达0.971，说明两阶段出口决策确实存在很强的相互影响，采用两阶段回归法更为准确，而传统的OLS回归将会产生选择性偏误。然后，在两个阶段的出口方程中，企业素质变量的系数符号基本上与理论预期一致，且多数变量具有高度的显著性，说明企业出口贸易与自身素质密切相关。

最后，重点分析营商环境变量的作用。从第①列的回归结果来看，4个营商环境变量的系数符号均为正，与理论预期完全相反，似乎营商环境越差，企业的出口概率越高。不过，考虑到样本的截面性质，这种相关性并不意味着因果关系，而是反映分组企业对于营商环境的差异性评价，即在控制城市和行业的固定效果之后，出口企业对于营商环境的评价仍然劣于未出口企业，其原因在样本特征的比较分析中已有过说明，此处不再赘述。因此，第一阶段回归仅用于修正样本选择性偏误，并不具有太多的经济意义。再从第②列的回归结果来看，4个营商环境变量的系数符号均与理论预期相吻合，但只有Political和Facility通过了10%的显著性检验，说明营商环境对出口规模存在一定的影响，可能是由于合成指标之间潜在的共线性问题降低了变量显著性。

为此，我们对4个营商环境合成指标分别进行两阶段回归，表 5中的③-⑥列给出第二阶段回归的估计结果。可见，政法环境指标Political、要素市场指标Factor以及贸易便利指标Facility均通过了5%的显著性检验，税制环境指标Tax也通过了15%的显著性检验。地方政府提高审批效率、完善要素市场、促进贸易便利等措施有利于企业提升出口绩效。税制环境指标Tax的显著性较低，可能是因为中国的税收立法权归属中央，少数地方享有部分税收优惠政策，不同地区之间的税制环境差别并不大。

尽管上述研究指出了改善营商环境的总体方向，但要素市场和贸易便利涵盖的内容很多，还需要更详细的信息来指导政策实践。因此，我们进一步对16个营商环境细分指标逐一进行两阶段回归。篇幅所限，此处仅给出第二阶段回归中各细分指标的系数，并按显著性概率依次排序，以此指明政策着力点的先后顺序，详情见表 6。所有细分指标的系数符号均与理论预期相符，并且有11个指标通过了15%的显著性检验。为便于政府部门的实际操作，我们适度提高显著性要求，以5%的显著性水平为界确定改善营商环境的政策着力点，表中的阴影部分指明了政府部门需要重点关注的6项指标。

(二) 异质性企业的子样本结果比较

由样本特征的比较分析可知，不同类型企业对于营商环境指标的评价有所区别，营商环境对异质性企业出口强度的影响也可能存在较大差异，总体样本的计量分析不仅掩盖了这种差异化的影响，合成谬误问题还可能扭曲营商环境的真实作用。针对企业的属性特征分别进行回归分析，能够得出更有意义的结论。另外，对于地方政府而言，根据不同类型企业在营商环境上的差异化诉求，采取更具针对性的亲商措施，有可能起到事半功倍的效果。为此，我们按照表 3中的企业分类标准，将总体样本划分为若干个子样本，基于(1)、(2)式分别进行两阶段回归分析，表 7列示了第二阶段回归中4个营商环境合成指标的估计系数。

从不同规模的子样本结果来看，营商环境对大企业出口强度的影响力更强。在大企业的子样本中，政法环境指标Political、贸易便利指标Facility以及要素市场指标Factor均在1%的水平上高度显著。而在中小企业的子样本中，仅有Facility变量通过了5%的显著性检验。这种差异性可能是由于大企业的出口贸易更为频繁、贸易额更大、时效性也更高，对于营商环境的要求比中小企业高得多，不仅需要更高效的行政审批体系、关贸监管制度、交通运输条件来降低贸易成本，而且需要更为专业化的贸易融资服务和高素质的业务管理人员，行政管理、贸易便利以及要素市场方面的缺陷都对其出口绩效产生相对更大的负面冲击。

再从不同生产率的子样本结果来看^①，营商环境对高生产率企业出口强度的影响力更强。在高生产率企业的子样本中，税制环境指标Tax和要素市场指标Factor均在1%的水平上高度显著，且变量Tax的影响系数略大于变量Factor，说明税制环境上的缺陷是阻碍高生产率企业出口扩张的最大因素，要素市场的缺陷进一步放大了负面影响。这种差异性主要是因为高生产率企业通常都有更高的利润目标，对税负成本更为敏感。另外，高生产率企业的生产运营更多地依赖于研发人员或者专业技工，对高素质劳动力的需求更为迫切。因此，结合两类企业在细分营商环境指标上的评分^②，我们认为，政府部门要想支持高生产率企业扩大出口，推动出口结构的转换升级，首要措施是降低企业税负和改进税收管理制度，并通过人才引进、职业培训等措施，努力增加高素质劳动力的供应。

① 我们也曾经以生产率处于上20%分位数的样本企业作为高生产率企业，计量结果几乎完全一致。

② 高生产率企业在税制环境细分指标“税率水平”、“税收管理”上的评分均值分别为1.033、0. 781，中低生产率企业在这两项指标上的评分均值分别为0.905、0.728。高生产率企业在要素市场细分指标“高素质劳动力”上的评分均值为0.896，中低生产率企业在此项指标上的评分均值为0.816。

最后从不同地区的子样本结果来看，虽然要素市场指标Factor和贸易便利指标Facility均通过了显著性检验，但影响力存在明显的地区差异。对于东部发达地区的企业而言，要素市场指标Factor的影响力更为突出；但对于中西部欠发达地区的企业而言，贸易便利指标Facility的影响力更为突出。这一方面是因为东部城市地处沿海且交通设施完备，而中西部城市远离出海口且交通运输不便，在贸易便利方面明显不如前者；另一方面东部城市地理面积狭小，企业高度集聚，土地、资金、劳动力等要素的供应存在较大压力，受要素市场的约束明显大于中西部城市。因此，结合两类企业在细分营商环境指标上的评分^③，我们认为，东部地区改善营商环境的重点在于集约使用土地资源、提高金融服务效率以及增加劳动市场弹性，中西部地区改善营商环境的重点在于加快交通运输方面的基础设施建设。

③ 东部企业在要素市场细分指标“土地可得性”、“融资便利”、“劳动市场监管”上的评分均值分别为0.738、0.901、0.640，中西部企业在这三项指标上的评分均值分别为0.470、0.697、0.327。东部企业在贸易便利细分指标“交通设施”上的评分均值为0.433，中西部企业在此项指标上评分均值为0.716。

(三) 稳健性检验

Dollar et al.(2006)认为出口贸易可能会通过“挤占效应”(congestion effect)和“游说效应”(lobbying effect)对营商环境产生反向作用，由此形成的潜在内生性问题会导致结论的偏差。“挤占效应”是指出口贸易的增长可能挤占当地的自然资源和行政资源，加重水电交通、要素供应、海关管理等方面的负担，导致营商环境趋于恶化。“游说效应”是指出口贸易的增长会提高出口部门在当地经济发展、社会就业等方面的重要性，使得出口企业有能力游说地方政府加大基础设施投资、提高行政管理效率，从而促进营商环境的改善。为此，我们沿用前文的做法，按城市-行业的维度对样本企业进行分组，利用组内企业在营商环境指标上的平均值(Political_mean、Factor_mean、Facility_mean、Tax_mean)来替代单个企业的指标值，以此降低内生性扰动的影响，并对前文的研究结论进行稳健性检验，表 8给出了对应的估计结果。

对比表 5和表 8的结果可以看出，研究结论基本上保持一致，只不过营商环境指标的显著性程度略有降低。这有可能是因为内生性问题并不严重，也可能是因为两种反向作用互相抵消所致。但无论如何，提高行政审批效率、完善要素市场以及促进贸易便利确实应当作为政府部门改善营商环境的主要方向。

四、结论与启示

本文的实证研究发现，地区营商环境对于企业出口强度具有显著的正向影响，良好的营商环境将会支持企业扩大出口，不利的营商环境则会阻碍企业对外出口。不同地区在政法环境、贸易便利以及要素市场方面的环境差异，是导致企业出口强度分化的重要因素，提高关贸监管和行政审批效率、改善企业融资条件、加快基础设施建设、培育各类专业人才等措施应当作为政府部门改善营商环境的政策着力点。

由于不同类型的企业对于营商环境的诉求各有侧重，不同地区的营商环境也千差万别，政府部门可以根据实际需要采取更具针对性的亲商措施。例如大企业更关注政法环境、贸易便利以及要素市场，而中小企业对于营商环境的敏感度相对较低，政府部门应当着力提高行政审批、关贸监管以及交通运输的效率，同时提供更高效的金融服务和吸引更多的高素质人才；高生产率企业更关注税制环境和要素市场，政府部门应当通过降低企业税负、改进税收管理制度、以及增加专业人才供应等措施来支持此类企业扩大出口，推动出口结构的转换升级；东部企业受要素市场的制约较多，改善营商环境的重点在于集约使用土地资源、提高金融服务效率以及增加劳动市场弹性，而中西部企业受贸易便利的制约较多，改善营商环境的重点在于加快交通运输方面的基础设施建设。

当前，我国经济发展进入新常态，出口贸易面临着国内外多种不利因素的巨大挑战。国务院会议多次指出，要进一步推动对外贸易便利化，改善营商环境，为外贸企业减负助力，促进外贸稳定增长，培育国际竞争新优势，建设自贸试验区本质上也是优化营商环境、促进对外贸易的积极探索。不过，尽管各地政府在打造营商环境上下了很大功夫，但企业还是经常会对营商环境有着种种抱怨，政府的努力似乎并未充分转化成企业的实际认同感。问题的症结更在于政府传统管理模式与产业发展趋势间格格不入，传统体制机制对营商环境建设存在“不适应”。实际上，加强营商环境建设是对以往政府自身工作方法、运转流程乃至思维方式的根本性变革，从过去侧重具体项目、工程、投资，向聚焦深化改革、激发内在活力转变。然而，长期以来，政府工作的方式、方法、流程都是围绕发挥好审批机制来设计的，很难在不改变机构设置与运行流程的基础上充分推动营商环境建设，这就导致许多制度设计与优化营商环境的目标之间出现缺位、错位现象虞阳：“营商环境如何营造”，载于《东方早报》，2016-11-01。。

为此，必须以更大魄力去推动政府改革。首先，要使“为企业提供便利服务”成为各级政府机构以及公务人员队伍所共识的文化理念，使政府部门和广大公务员更加积极主动地发现自身问题。同时，应当更加积极地与其他有关部门及企业寻求改善和解决途径，最大限度地节省企业与政府打交道的时间与成本。其次，要将优化营商环境作为政府机构设置和流程设计的重要导向，优化政府机构设置，推动管理流程再造。特别是在加强事中事后监管方面，应当根据监管流程，对相关部门进行组织重构，在编制、人员、资金等资源调配上真正向监管工作转移和集中。同时，优化政府行政管理流程，以最大限度便利企业为导向，换位思考，加快推进相关政府部门的管理流程再造。最后，要将营商环境的优化举措落细、落小、落实。地方政府可参照香港做法，建立一个优化营商环境的专门机构，该机构以最大限度减少企业的制度性成本为目标，向各政府部门发出精简管理的要求，对行政管理全周期提出优化建议。同时，为配合该机构的工作，在一些重要的政府部门还设置1-2名“便利营商专员”，专责推动有关改善措施的落地。