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    行政審批改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率*
    ——基于行政審批中心設(shè)立的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

    2020-09-27 03:07:58詹新宇王一歡
    關(guān)鍵詞:生產(chǎn)率要素行政

    詹新宇,王一歡

    一、引 言

    十八屆三中全會(huì)以來,在“放管服”思想的指導(dǎo)下,行政審批改革愈發(fā)注重突出政府簡(jiǎn)化事項(xiàng)、優(yōu)化程序和提高效率的實(shí)質(zhì)性松綁效果,成為構(gòu)建“親清”新型政商關(guān)系的重要載體,也是打開“雙創(chuàng)”新局面的鎖鑰之一;黨的十九屆四中全會(huì)公布的《中共中央關(guān)于堅(jiān)持和完善中國(guó)特色社會(huì)主義制度,推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問題的決定》,更是明確指出,要“深入推進(jìn)簡(jiǎn)政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù),深化行政審批制度改革,改善營(yíng)商環(huán)境,激發(fā)各類市場(chǎng)主體活力?!睂⑼七M(jìn)行政審批制度改革提高到推進(jìn)“中國(guó)之治”的戰(zhàn)略高度。

    近些年隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)走低、下行壓力不斷增大,依托“五大發(fā)展理念”的牽引實(shí)現(xiàn)集約式高質(zhì)量增長(zhǎng)成為當(dāng)前階段中國(guó)經(jīng)濟(jì)工作的重心。黨的十九大報(bào)告指出,隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長(zhǎng),提高生產(chǎn)要素的使用效率和整個(gè)經(jīng)濟(jì)的TFP被納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目標(biāo)范疇,這意味著全要素生產(chǎn)率在衡量高質(zhì)量發(fā)展水平上發(fā)揮著重要價(jià)值。高質(zhì)量發(fā)展本質(zhì)上是依靠市場(chǎng)機(jī)制調(diào)節(jié)來實(shí)現(xiàn)的微觀問題,企業(yè)作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的基本單元,深入挖掘其創(chuàng)新潛能、全面提升生產(chǎn)效率無疑是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的著力點(diǎn)。新時(shí)期宏觀經(jīng)濟(jì)局勢(shì)將推動(dòng)企業(yè)逐漸摒棄粗放式的要素?cái)?shù)量型增長(zhǎng),轉(zhuǎn)向創(chuàng)新、技術(shù)驅(qū)動(dòng)的高質(zhì)量、高效率發(fā)展,全要素生產(chǎn)率同樣可以用作度量企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的標(biāo)尺。

    隨著經(jīng)濟(jì)下行壓力的不斷增大,通過降低企業(yè)顯隱性負(fù)擔(dān)來激發(fā)市場(chǎng)潛能、釋放企業(yè)活力的政府舉措層出不窮。起始于2012年的“營(yíng)改增”拉開了減稅降費(fèi)的帷幕,近年來無論是普惠式還是定向式的減稅降費(fèi)都為降低企業(yè)顯性負(fù)擔(dān)做出了突出貢獻(xiàn);然而“放管服”思路指導(dǎo)下的現(xiàn)行行政審批改革模式究竟能否為減輕企業(yè)隱性負(fù)擔(dān)產(chǎn)生裨益,從而為企業(yè)生產(chǎn)效率提高、整體價(jià)值提升起到正面影響?目前,學(xué)界對(duì)于設(shè)立行政審批中心的宏微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)尚存分歧,為此,本文將通過構(gòu)建行政審批中心與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的實(shí)證模型分析檢驗(yàn)當(dāng)前階段中國(guó)行政審批改革的模式對(duì)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量帶來的實(shí)際效應(yīng)及其作用機(jī)制,進(jìn)而探索行政審批改革在推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮的作用。

    本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)有:(1)運(yùn)用雙重差分模型檢驗(yàn)中國(guó)現(xiàn)階段行政審批改革助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)際效應(yīng);(2)豐富了企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究,將行政體制改革納入提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的良方;(3)從把握投資機(jī)會(huì)能力和投資效率兩個(gè)方面闡明了行政審批改革通過提高微觀經(jīng)濟(jì)主體資源配置效率而非科研創(chuàng)新能力進(jìn)一步作用于全要素生產(chǎn)率的短期路徑。

    二、文獻(xiàn)綜述

    (一)行政審批改革

    由于審批數(shù)量的增減、流程的重塑以及方式的變遷是改革行政審批制度的關(guān)鍵,建立獨(dú)立于原有審批體系、并且集中審批空間和環(huán)節(jié)的行政審批中心成為中國(guó)行政審批改革的重要組成部分(江彩云,2019)。雖然審批中心在各個(gè)地區(qū)的稱謂有所差異,但其功能定位都是簡(jiǎn)化企業(yè)個(gè)人的登記注冊(cè)、證照辦理等事項(xiàng)(夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng),2017)。然而僅依靠審批事項(xiàng)增減、審批流程簡(jiǎn)化、審批時(shí)間縮短的行政審批中心模式并不能實(shí)現(xiàn)政府、社會(huì)與市場(chǎng)之間的權(quán)力調(diào)整,楊偉偉(2016)認(rèn)為相比于新興的行政審批局,遍地開花的行政審批中心存在機(jī)構(gòu)屬性模糊、審批權(quán)限不足、審批方式陳舊以及審批功能弱化等弊端,受到仍然履行審批監(jiān)督責(zé)任的原審批部門的極大掣肘。在行政審批改革不斷深入的趨勢(shì)推動(dòng)下,未來的行政審批中心不得不向?qū)徟鷺I(yè)務(wù)、審批數(shù)據(jù)和政務(wù)服務(wù)全方位集成的方向發(fā)展(艾琳等,2013)。

    (二)企業(yè)生產(chǎn)效率

    在產(chǎn)能相對(duì)過剩、有效供給不足的國(guó)情約束下,我們應(yīng)從供給體系的角度出發(fā)探索經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的道路。逄錦聚和楊瑞龍(2019)認(rèn)為由于生產(chǎn)方式的高質(zhì)量變革是主要依靠市場(chǎng)機(jī)制調(diào)節(jié)作用來實(shí)現(xiàn)的微觀問題,如何釋放微觀經(jīng)濟(jì)主體的活力就成為了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的題中之義。全要素生產(chǎn)率對(duì)于打破規(guī)模報(bào)酬遞減、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的決定性作用隨著新古典學(xué)派經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的發(fā)展逐漸被認(rèn)可和重視,在實(shí)踐中也被視作政府避免因盲目投入要素而遭受規(guī)模報(bào)酬遞減報(bào)復(fù)的法門(蔡昉,2013)。因?yàn)橐詺埐钚问椒从车娜厣a(chǎn)率可被分解為資本重新配置的效率和創(chuàng)新效率兩部分,資本配置效率和技術(shù)創(chuàng)新能力被認(rèn)為是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素(程惠芳和陸嘉俊,2014;孟輝和白雪潔2017;張遼和吳聳杰,2019),全要素生產(chǎn)率也通常被用來反映投入產(chǎn)出效率與科技創(chuàng)新實(shí)力的實(shí)質(zhì)增長(zhǎng)。

    (三)行政審批改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

    就企業(yè)個(gè)體而言,一方面行政審批改革在增加研發(fā)時(shí)間、節(jié)省創(chuàng)新成本以及提高創(chuàng)新效率等方面產(chǎn)生的積極效應(yīng)有利于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開展(王永進(jìn)和馮笑,2018);另一方面,行政審批改革還能在要素投入不足的情況下提高企業(yè)資源配置效率(張?zhí)烊A等,2019)。從作用機(jī)制而言,孫艷陽(yáng)(2019)認(rèn)為行政審批中心的設(shè)立,主要通過降低企業(yè)的效率性制度交易成本而非費(fèi)用性制度交易成本的途徑來實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值的提升,夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)(2017)認(rèn)為企業(yè)交易費(fèi)用的降低無論在減輕企業(yè)負(fù)擔(dān)方面還是杜絕尋租腐敗方面都能提高企業(yè)效率;朱光順等(2020)發(fā)現(xiàn)行政審批改革通過加大企業(yè)進(jìn)入的威脅進(jìn)而倒逼市場(chǎng)參與主體提升生產(chǎn)效率。上述文獻(xiàn)基于不同視角對(duì)行政審批改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行了分析,然而鮮有學(xué)者在路徑分析中將資源配置效率和企業(yè)創(chuàng)新能力結(jié)合起來。

    此外,部分學(xué)者對(duì)現(xiàn)階段設(shè)立行政審批中心這種改革模式的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果表示質(zhì)疑。首先,行政審批中心受到同級(jí)職能部門和上級(jí)相應(yīng)機(jī)關(guān)的雙重領(lǐng)導(dǎo),集合審批權(quán)限的真實(shí)能力、精簡(jiǎn)審批事項(xiàng)的實(shí)際效果都無法保障(李曉燕和楊夕冉,2018)。其次,涉及各部門核心利益的重大事項(xiàng)往往是行政審批中心難以觸及的盲區(qū),二次審批、重復(fù)收費(fèi)的怪相無疑會(huì)加重企業(yè)的行政遵從成本(栗燕杰,2017)。最后,審批項(xiàng)目數(shù)量的周期式反彈導(dǎo)致改革的正負(fù)效應(yīng)在震蕩中抵消,企業(yè)、民眾對(duì)于改革成效的感知并不強(qiáng)烈(李雷,2019)。

    三、研究假設(shè)與模型設(shè)計(jì)

    (一)研究假設(shè)

    從上文可以看出,以行政審批中心為主要載體的審批制度改革對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量有著重要影響。企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基本單元,在行政審批改革的推動(dòng)下也應(yīng)當(dāng)能實(shí)現(xiàn)效率和效益的雙重提升。一方面,審批事項(xiàng)的縮減意味著企業(yè)無論是從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為還是投資融資活動(dòng)都面臨較小的制度約束和門檻限制,自身在既定資源開發(fā)利用程度、投資融資機(jī)會(huì)把握上有了更多的主觀能動(dòng)性,從而節(jié)省了大量的機(jī)會(huì)成本和沉沒成本。隨著市場(chǎng)配置資源效率的不斷提高,企業(yè)的要素流動(dòng)、資源流通更加便利,生產(chǎn)效率必然有所上升;另一方面,審批流程的簡(jiǎn)化和透明使得企業(yè)的行政遵從成本降低,釋放出之前被繁瑣的審批環(huán)節(jié)所占用的經(jīng)濟(jì)成本和時(shí)間成本,令其有更多的資金和精力從事利于企業(yè)效益最大化的行為。審計(jì)過程的透明化營(yíng)造出更公平的競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境,企業(yè)更有動(dòng)力在市場(chǎng)秩序的引導(dǎo)下從事高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的活動(dòng),實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值和生產(chǎn)效率的質(zhì)變。

    在行政管理體制改革不斷深化的背景下,行政審批中心承擔(dān)了更突出、更重要的載體角色。隨著設(shè)立時(shí)間的增長(zhǎng),審批中心的進(jìn)駐部門逐步增多、監(jiān)管權(quán)限日漸擴(kuò)大,其簡(jiǎn)化事項(xiàng)、縮短流程的效果愈發(fā)明顯,企業(yè)在更為寬松的市場(chǎng)環(huán)境下更容易達(dá)成生產(chǎn)效率增長(zhǎng)的目標(biāo)?;诖?,本文提出假說1a:

    假說1a:行政審批中心的設(shè)立顯著提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,從而助益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升,并且行政審批中心設(shè)立時(shí)長(zhǎng)也與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升呈同方向變化。

    對(duì)于當(dāng)下行政審批改革效果持謹(jǐn)慎態(tài)度的學(xué)者們主要從行政審批中心設(shè)立的形式化、表面化這一角度提出質(zhì)疑,他們認(rèn)為未擺脫僵化行政管理體制束縛的事實(shí)令改革始終流于形式。一方面審批中心難以真正發(fā)揮集合審批業(yè)務(wù)、精簡(jiǎn)審批事項(xiàng)的效果,市場(chǎng)配置資源仍受到較大限制,企業(yè)的資源利用能力和生產(chǎn)效率并未顯著提高;另一方面審批中心與原審批單位的事項(xiàng)重疊、削減審批事項(xiàng)后的反彈都令企業(yè)的行政遵從成本總體保持不變,企業(yè)在仍受到資金約束困擾的情況下難以開展最符合自身效益目標(biāo)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為,生產(chǎn)效率不會(huì)出現(xiàn)質(zhì)變?;诖耍疚奶岢黾僬f1b:

    假說1b:行政審批中心的設(shè)立主要是流于形式需要,它并不能顯著提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

    行政審批改革對(duì)于企業(yè)的積極影響可能是通過效率性制度交易成本和費(fèi)用性制度交易成本的降低來實(shí)現(xiàn)(孫艷陽(yáng),2019)。一方面,審批事項(xiàng)數(shù)目縮減意味著經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)面臨更小的政府干預(yù),企業(yè)能夠按照最優(yōu)配置方式?jīng)Q定要素、資源、人才和技術(shù)的流向,資源配置效率必然得到有效提高;另一方面,審批流程和手續(xù)的簡(jiǎn)化意味著企業(yè)的行政遵從成本和政治交易成本大幅降低,被釋放的行政成本占用資金將推動(dòng)企業(yè)積極從事研發(fā)創(chuàng)新行為,進(jìn)而不斷提高創(chuàng)新能力(汪沖和江笑云,2018)。正如前文所述,資源配置效率和研發(fā)創(chuàng)新能力是企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要影響因素,基于此本文提出第2個(gè)假說:

    假說2:行政審批中心的建立通過提高企業(yè)的資源配置效率和研發(fā)創(chuàng)新能力進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。

    (二)模型設(shè)計(jì)

    本文的實(shí)證模型選取行政審批中心設(shè)立時(shí)間和企業(yè)全要素生產(chǎn)率這兩個(gè)變量,反映行政審批改革和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的具體情況。由于各地級(jí)市設(shè)立行政審批中心的時(shí)間分散在各年度,單一政策沖擊式的傳統(tǒng)DID 并不適用,設(shè)置連續(xù)政策沖擊變量、在此基礎(chǔ)上構(gòu)建多期雙重差分模型的做法被廣泛使用(Bertrand et al.,2004;許和連和王海成,2018)。模型(1)被用來驗(yàn)證行政審批設(shè)立與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

    上式中被解釋變量TFP_lp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率,核心解釋變量Set為某地級(jí)市是否設(shè)立行政審批中心,X為控制變量集合,包括企業(yè)和城市兩個(gè)層面;下標(biāo)c、i、t分別表示城市、企業(yè)以及時(shí)間,同時(shí)模型中加入行業(yè)虛擬變量Industry、年份虛擬變量Year和城市虛擬變量City來同時(shí)控制行業(yè)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)以及城市固定效應(yīng)。

    四、變量與數(shù)據(jù)

    (一)變量說明

    1.核心變量

    本文的被解釋變量是全要素生產(chǎn)率,主流測(cè)度方法是在擬合C—D 生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)造線性關(guān)系并獲取殘差項(xiàng),但存在同時(shí)性偏差和樣本選擇性偏差(魯曉東和連玉君,2012)。Olley&Pakes(1996)通過將企業(yè)的當(dāng)期投資作為不可觀測(cè)生產(chǎn)率沖擊的代理變量來解決同時(shí)性偏差問題。這種方法的軟肋在于大量投資額為零的企業(yè)被舍棄,結(jié)果估計(jì)的隨機(jī)性受到極大挑戰(zhàn)。為此,Levinsohn&Petrin(2003)在繼承OP 思路的基礎(chǔ)上采用企業(yè)中間品投入作為代理變量,從而在一定程度上解決了OP 法計(jì)算下樣本損失嚴(yán)重的問題。此外,OP法和LP法都通過刻畫企業(yè)生存概率估計(jì)了企業(yè)的進(jìn)入和退出,即使存在樣本選擇性偏差也不影響度量結(jié)果的一致性。本文在基準(zhǔn)模型中選擇LP法度量企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用OP法以及ACF法的度量值。

    本文的解釋變量是行政審批中心設(shè)置虛擬變量,具體做法是某地級(jí)市設(shè)立行政審批中心當(dāng)年及以后取1,設(shè)立以前取0。此外,根據(jù)行政審批中心的成立年份設(shè)置了審批中心設(shè)立時(shí)長(zhǎng)指標(biāo),用于反映審批改革的連續(xù)效果,具體為地級(jí)市行政審批中心年齡加1的自然對(duì)數(shù)。

    2.控制變量

    本文的控制變量選取兼顧城市、企業(yè)(任曙明和呂鐲,2014;錢雪松等,2018;張遼和吳聳杰,2019)兩個(gè)維度。其中微觀層面控制變量可分為企業(yè)基本情況:企業(yè)規(guī)模Size、Lnl、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、固定資產(chǎn)比率Capint、獲取貸款能力Debit、企業(yè)價(jià)值Tobin、企業(yè)年齡Lnage、沉沒成本Lnsink、研發(fā)支出比例Rd①研發(fā)支出比例和機(jī)制分析中的科研創(chuàng)新能力是兩個(gè)不同概念,屬于投入和產(chǎn)出的關(guān)系,在相關(guān)性上有著長(zhǎng)短期的差異。、股權(quán)性質(zhì)Soe、董高兼任Dual;企業(yè)盈利能力:資產(chǎn)收益率Roa、銷售收入增長(zhǎng)率Saleadd、自由現(xiàn)金流量Cash、政府補(bǔ)助比率Govputsale;地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展:GDP 人均水平Lnapgdp、GDP 增長(zhǎng)率Gdprate、第二產(chǎn)業(yè)比重Second、政府財(cái)政壓力Stress;地方其他因素:人口增長(zhǎng)率Population、每萬人大學(xué)生數(shù)量College、固定資產(chǎn)投資比重Citycapint。

    本文選取2000—2016年所有A 股上市公司作為初始樣本,并剔除了以下數(shù)據(jù):(1)金融行業(yè)的上市公司;(2)退市風(fēng)險(xiǎn)警示公司(ST 公司);(3)最終控制人不詳?shù)纳鲜泄?;?)樣本期間內(nèi)所有權(quán)性質(zhì)變化的公司;(5)缺失數(shù)據(jù)較多且無法補(bǔ)充的公司樣本(張遼和吳聳杰,2019)。

    為剔除異常值對(duì)分析和結(jié)論的干擾,下文對(duì)模型中的連續(xù)變量都進(jìn)行了1%和99%水平上的Winsorize處理。

    (二)描述性統(tǒng)計(jì)

    表1列示了各變量描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果,其中所有連續(xù)變量均報(bào)告1%和99%水平縮尾后的結(jié)果。圖1反映了各地級(jí)市設(shè)立行政審批中心的趨勢(shì)。從圖中可以看出,中國(guó)設(shè)立審批中心的趨勢(shì)基本呈現(xiàn)倒U型。2002年國(guó)務(wù)院頒布《行政審批制度改革工作的實(shí)施意見的通知》前后,全國(guó)迎來設(shè)立行政審批中心的高潮,在此之后各地競(jìng)相建造審批中心的勢(shì)頭放緩,審批改革逐漸過渡到凸顯實(shí)質(zhì)、摒棄形式的階段。截止2015年,全國(guó)設(shè)立審批中心的城市達(dá)到222個(gè),這也覆蓋了樣本內(nèi)所有的城市。

    表1 主要變量統(tǒng)計(jì)特征描述

    圖1 各地級(jí)市設(shè)立行政審批中心情況

    五、實(shí)證分析

    (一)基準(zhǔn)模型回歸分析

    本文采用同時(shí)固定行業(yè)、城市和時(shí)間效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)?;貧w過程中消除了異方差和序列相關(guān)對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。表2 列示了基準(zhǔn)回歸結(jié)果,模型(1)、(2)、(3)使用雙重差分固定效應(yīng)回歸的方法,模型(4)、(5)、(6)采用雙向固定效應(yīng)回歸的方法。其中,模型(1)、(4)未對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行縮尾處理,模型(2)、(5)未控制行業(yè)和城市效應(yīng)。在加入行業(yè)、城市、時(shí)間虛擬變量并剔除異常值后,模型(3)的結(jié)果顯示設(shè)立行政審批中心對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正,模型(6)顯示企業(yè)全要素生產(chǎn)率會(huì)隨著審批中心的發(fā)展顯著提高,初步證明假說1a成立。

    表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果1(驗(yàn)證假說1a)

    從表2 的結(jié)果可以看出,行政審批中心的成立的確提高了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。但不可回避的問題是,部分學(xué)者擔(dān)憂的形式化、表面化問題真的存在嗎?我們認(rèn)為,如果行政審批中心內(nèi)部具備不同功能屬性的部門、事項(xiàng)、窗口的數(shù)量多少能夠影響到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,那么有理由相信行政審批中心聚合審批資源、集中審批權(quán)限的做法并非沒有實(shí)質(zhì)作用。

    由于本文所選樣本期內(nèi)的城市在2015年才全部正式設(shè)立了行政審批中心,當(dāng)年的審批中心內(nèi)部各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)更為完整和統(tǒng)一,因此我們選取2015 年各城市審批中心進(jìn)駐部門(Lndepartment)、事項(xiàng)(Lnitem)和窗口數(shù)量(Lnwindow)的自然對(duì)數(shù)作為核心解釋變量,該年度轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量,同時(shí)固定行業(yè)和城市效應(yīng),控制變量與前文一致??紤]到截面數(shù)據(jù)無法反映解釋變量影響的滯后性,本文同時(shí)也使用了2015—2016年的面板數(shù)據(jù)。

    從表3可以看出,2015年行政審批中心進(jìn)駐部門、事項(xiàng)和窗口的數(shù)量顯著提高了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,并且在隨后的一年內(nèi)其積極影響依然存在,從而推翻了假說1b。

    (二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    1.變更全要素生產(chǎn)率的度量方式

    近年來,學(xué)者們對(duì)OP法、LP法所采用的模型加以改進(jìn)后形成了新的度量方式——ACF 法。本文在保持生產(chǎn)函數(shù)各變量與基準(zhǔn)模型完全一致的前提下運(yùn)用op法和acf法構(gòu)建TFP。未報(bào)告的結(jié)果顯示,使用不同方法度量全要生產(chǎn)率并不改變基準(zhǔn)回歸得出的結(jié)論:設(shè)立行政審批中心能顯著提高轄區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,且改革的積極效應(yīng)隨著時(shí)間推移愈發(fā)凸顯。

    表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果2(驗(yàn)證假說1b)

    目前根據(jù)一致半?yún)?shù)估計(jì)思想度量全要素生產(chǎn)率的LP法、OP法,均是在構(gòu)建索洛模型的基礎(chǔ)上求得殘差,關(guān)于殘差提取事實(shí)上有兩種做法:直接獲得和倒擠獲得,二者區(qū)別在于后者(本文使用)沒有將索洛方程中的截距項(xiàng)剔除,因此度量結(jié)果偏大。為了避免因?yàn)槿厣a(chǎn)率提取方式的差異而可能存在干擾實(shí)證結(jié)果準(zhǔn)確度的情況,我們?nèi)匀话凑罩苯荧@得殘差的方式重新度量了LP 法和OP 法下的全要素生產(chǎn)率。結(jié)果表明,使用更換提取方式后重新度量的TFP 作為被解釋變量,基本結(jié)論不發(fā)生變化:某地設(shè)置行政審批中心后,轄區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著提高;且隨著時(shí)間推移,正向影響越大。

    2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

    多期DID由于政策實(shí)施的年份不統(tǒng)一,無法使用傳統(tǒng)DID的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)方法,因此本文設(shè)計(jì)了如下計(jì)量模型(許和連和王海成,2018):

    模型中為一系列虛擬變量,當(dāng)處理組位于審批中心設(shè)立前第i年時(shí)取1;當(dāng)處理組位于審批中心設(shè)立后第i 年時(shí),取1;其余年份均取0。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的基本做法:以設(shè)立審批中心當(dāng)年作為對(duì)照組,觀察與對(duì)照組相比是否存在顯著差異,若在審批中心設(shè)立之前年度不存在顯著差異而設(shè)立后出現(xiàn)差異,則證明通過了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

    圖2直觀地反映了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果,其中折線表示系數(shù)的走勢(shì),橫軸表示距離審批中心設(shè)立年份的時(shí)間,縱軸表示估計(jì)值的大小??梢钥闯?,審批中心設(shè)立前的六年,無論何種方式度量的全要素生產(chǎn)率均未在處理組與對(duì)照組之間產(chǎn)生顯著差異;審批中心設(shè)立后的多數(shù)年份內(nèi),對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn),并且正向系數(shù)也證實(shí)了假說1a 關(guān)于審批中心積極效應(yīng)更突出的認(rèn)定。

    3.安慰劑檢驗(yàn)

    由于設(shè)立審批中心的城市內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率可能整體更高,無法準(zhǔn)確識(shí)別政策效應(yīng),因而在此通過安慰劑檢驗(yàn)來驗(yàn)證該假設(shè)是否成立。本文采用虛置審批中心設(shè)立時(shí)間的做法(夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng),2017),具體的思路是:將設(shè)立審批中心的年份分別提前2年和3年,如果確實(shí)因?yàn)槿厣a(chǎn)率更高的地方先設(shè)置審批中心進(jìn)而產(chǎn)生了虛假回歸,那么改變其設(shè)立時(shí)間后企業(yè)的全要素生產(chǎn)率應(yīng)該依然是顯著的,反之則證明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升來自于審批改革的政策效應(yīng)?;貧w結(jié)果證明,無論哪種方法度量的全要素生產(chǎn)率,在改變審批中心設(shè)立年份后均不顯著,排除了全要素生產(chǎn)率自身因素對(duì)于實(shí)證結(jié)果的干擾,進(jìn)而證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

    圖2 行政審批中心與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

    4.控制樣本選擇偏差

    地級(jí)市是否設(shè)立行政審批中心,一方面源自行政管理體制變革的推力和上級(jí)日臻復(fù)雜的績(jī)效考核壓力,另一方面受制于該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自身情況。全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要內(nèi)容,可能作為地方政府設(shè)立行政審批中心的參考依據(jù),從而使本文關(guān)心的行政審批改革效應(yīng)出現(xiàn)偏差。因此本文構(gòu)建以下Logit 模型(王永進(jìn)和馮笑,2018),來探究經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量對(duì)于行政審批中心改革本身是否會(huì)產(chǎn)生影響:

    其中Set為地級(jí)市是否設(shè)立行政審批中心,Avetfp為每年度樣本期內(nèi)各城市所有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值,X 為可能影響行政審批中心設(shè)立的其他因素,包括人均GDPlnapgdp、地方財(cái)政壓力Stress、第二產(chǎn)業(yè)占比Second、對(duì)外開放程度Open、固定資產(chǎn)投資Citycapint、人口增長(zhǎng)率Population 和人力資本College。需要說明的是:為了驗(yàn)證模型(3),本部分僅保留行政審批設(shè)立當(dāng)年及以前的樣本,Set=1 表示當(dāng)年設(shè)立行政中心,Set=0表示當(dāng)年未設(shè)立行政中心。未報(bào)告的結(jié)果顯示,無論采用何種方式衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量,城市整體的全要素生產(chǎn)率并不影響地級(jí)市設(shè)立審批中心的選擇,從而證明地級(jí)市建立行政審批中心這一外生政策是隨機(jī)的。

    企業(yè)選址在設(shè)立了行政審批中心的城市也可能使得本文探究的行政審批改革效應(yīng)被高估。因此,本文剔除了企業(yè)成立年份大于行政中心設(shè)立年份、注冊(cè)地變更的樣本(郭小年和邵宜航,2019),排除企業(yè)選擇導(dǎo)致的選擇偏差。結(jié)果表明,在剔除相應(yīng)樣本后,無論是雙重差分模型還是雙向固定效應(yīng)模型都與基本回歸的結(jié)果保持一致,進(jìn)而證明在排除可能存在的企業(yè)自選擇因素后原結(jié)論依然穩(wěn)健。

    5.控制遺漏變量

    除企業(yè)自身情況以及所處城市環(huán)境外,重大經(jīng)濟(jì)事件對(duì)于全要素生產(chǎn)率也會(huì)產(chǎn)生影響,從而干擾本文的實(shí)證結(jié)果。為剔除中國(guó)加入WTO 對(duì)于結(jié)果的影響,我們剔除2001年前的個(gè)體,將樣本周期縮短為中國(guó)入世后的2002—2016 年;同時(shí),考慮到2008 年的國(guó)際金融危機(jī),我們?cè)O(shè)置了金融危機(jī)虛擬變量Finance,當(dāng)年份小于2008年取0、大于等于2008年取1。

    未報(bào)告的結(jié)果顯示,控制中國(guó)加入WTO 以及國(guó)際金融危機(jī)的影響后,行政審批改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用沒有發(fā)生變化;且隨著時(shí)間推移,改革的積極效應(yīng)更加顯著。

    六、進(jìn)一步探討

    本部分主要從企業(yè)融資約束、高管的政治關(guān)聯(lián)、規(guī)模大小以及所處行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度等方面探究設(shè)立審批中心對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性。設(shè)計(jì)計(jì)量模型如下:

    其中DV代表異質(zhì)性虛擬變量,分別為融資約束(SA)、高管政治關(guān)聯(lián)(Politic)、企業(yè)規(guī)模大?。‵irmsize)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度(Compete)。

    與此同時(shí),本節(jié)還重點(diǎn)分析了審批中心作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制。

    (一)融資約束、高管政治關(guān)聯(lián)異質(zhì)性分析

    本文首先采用Hadlock&Pierce(2010)構(gòu)建的SA 指數(shù)衡量企業(yè)融資約束,計(jì)算公式為:SA= 0.737*Size+ 0.043*Size2+ 0.04*Age,其中Size是企業(yè)規(guī)模、Age是企業(yè)年齡(SA指數(shù)越大,企業(yè)融資約束越弱);然后設(shè)置融資約束虛擬變量:計(jì)算樣本內(nèi)所有企業(yè)SA指數(shù)的平均值,大于平均值取1,小于平均值取0。

    表4中模型(1)、(2)列示了不同融資約束條件下企業(yè)受審批改革影響程度的情況。模型(1)顯示設(shè)立行政審批中心對(duì)于融資約束大的企業(yè)影響顯著為正,對(duì)于融資約束小的企業(yè)正向影響相對(duì)較小。此外,模型(2)顯示融資約束大的企業(yè)在改革延續(xù)的數(shù)年內(nèi)全要素生產(chǎn)率逐漸提升,相比而言,融資約束小的企業(yè)在審批中心設(shè)立后的時(shí)期全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)幅度更小。

    表4 異質(zhì)性分析Ⅰ:融資約束、政治關(guān)聯(lián)

    本文觀察樣本期內(nèi)企業(yè)各年度董事長(zhǎng)在任期間是否有政府兼職的情況,設(shè)置高管政治關(guān)聯(lián)虛擬變量:董事長(zhǎng)身兼政府職位,取1;否則取0。

    表4 的模型(3)、(4)報(bào)告了高管政治關(guān)聯(lián)的異質(zhì)性分析結(jié)果。從模型(3)、(4)可以看出,行政審批改革使得沒有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)生產(chǎn)率顯著提升,并且積極效應(yīng)在改革之后的年份內(nèi)延續(xù);有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)無論是改革當(dāng)年還是之后的年度內(nèi)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)幅度都更小。

    (二)企業(yè)規(guī)模、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)異質(zhì)性分析

    本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2017 年發(fā)布的《統(tǒng)計(jì)上大中小微型企業(yè)劃分辦法(2017)》將樣本內(nèi)企業(yè)按照營(yíng)業(yè)收入、資本總額和從業(yè)人員三項(xiàng)指標(biāo)分類,設(shè)置企業(yè)規(guī)模虛擬變量:大型企業(yè)取1,中小微型企業(yè)取0。

    表5 的模型(1)、(2)列示了不同規(guī)模企業(yè)受行政審批改革影響下全要素生產(chǎn)率的變化情況。模型(1)可以看出,中小微型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率在設(shè)立行政審批中心后提升幅度更大。模型(2)的結(jié)果反映,中小微型企業(yè)和大型企業(yè)受審批改革影響的積極效應(yīng)在動(dòng)態(tài)變化過程中依然保持穩(wěn)定,規(guī)模較小的企業(yè)長(zhǎng)期享受相對(duì)更豐厚的政策紅利。

    表5 異質(zhì)性分析Ⅱ:企業(yè)規(guī)模、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度

    我們首先按照2012年證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司分類行業(yè)指引》將樣本內(nèi)企業(yè)劃分到不同行業(yè),并計(jì)算企業(yè)每年的主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率;其次按照企業(yè)對(duì)應(yīng)的行業(yè)分類匯總每年度的行業(yè)平均主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率,求得樣本期所有年度的行業(yè)平均主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率;最后計(jì)算全行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的均值,據(jù)此為標(biāo)準(zhǔn),大于取0,表示行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)?。恍∮谌?,表示行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)大(王懷明和吳春燕,2007、杜昱錦,2017)。

    表5的模型(3)、(4)反映了處于競(jìng)爭(zhēng)程度不同的行業(yè)的企業(yè)受行政審批改革影響的結(jié)果。模型(3)可以看出企業(yè)所處競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境越緩和,受審批改革的正向影響幅度越大。模型(4)則表示改革影響后,競(jìng)爭(zhēng)程度低的行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)增長(zhǎng)幅度更大。

    (三)影響機(jī)制分析

    資源配置效率和科研創(chuàng)新能力是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的兩個(gè)最重要因素。那么行政審批改革究竟是否降低了企業(yè)的費(fèi)用性制度交易成本和效率性制度交易成本,進(jìn)而提高其資源配置效率和科研創(chuàng)新能力呢?

    首先,本節(jié)從企業(yè)把握投資機(jī)會(huì)能力的角度出發(fā)衡量資源配置效率。為此,參考錢雪松等(2018)的做法,構(gòu)建以下計(jì)量模型:

    其中Chance為企業(yè)的滯后一期托賓q 值和滯后一期資產(chǎn)收益率(Roa),Invest表示企業(yè)當(dāng)期投資額。該模型旨在說明企業(yè)在行政審批改革之后能否在參考上期價(jià)值評(píng)價(jià)指標(biāo)、企業(yè)經(jīng)營(yíng)收益(即當(dāng)期投資機(jī)會(huì))的基礎(chǔ)上準(zhǔn)確完成投資。投資對(duì)投資機(jī)會(huì)的敏感程度反映了企業(yè)的資源配置效率。

    表6中的模型(1)、(2)反映了不同指標(biāo)表示投資機(jī)會(huì)的情況下企業(yè)實(shí)際投資情況??梢钥闯觯姓徟母镏?,企業(yè)把握投資機(jī)會(huì)的能力得到顯著提高,從而證實(shí)了假說2的成立。

    其次,本節(jié)從企業(yè)投資效率的角度衡量資源配置效率,構(gòu)造計(jì)量模型如下(張莉等,2019):

    模型(6)中被解釋變量為企業(yè)當(dāng)期投資額的自然對(duì)數(shù)(Invest),解釋變量包含企業(yè)滯后一期的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Saleadd)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、自由現(xiàn)金流量(Cash)、企業(yè)年齡(Age)和規(guī)模(Size)、固定資產(chǎn)比例(Capint),同時(shí)固定了行業(yè)、城市以及年份效應(yīng)。模型殘差項(xiàng)被視作企業(yè)實(shí)際投資和理想投資的差額,即反映投資過度或不足的程度。將模型(6)的殘差取絕對(duì)值后定義為投資效率(Lost)。Lost越大表示企業(yè)投資效率越低。

    表6的模型(3)表明行政審批改革使企業(yè)過度投資以及投資不足的情況有所緩解,印證了資源配置效率隨著審批環(huán)境的日漸寬松而不斷提高的假設(shè)。

    此外,本節(jié)還探究了行政審批改革對(duì)企業(yè)行政遵從成本的影響。一方面,利用企業(yè)當(dāng)期銷售費(fèi)用、管理費(fèi)用和財(cái)務(wù)費(fèi)用的平均值占總資產(chǎn)的比例(Tcost)表示企業(yè)交易費(fèi)用(夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng),2017),另一方面,選取差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)占總資產(chǎn)的比例(Etc)表示企業(yè)行賄支出(應(yīng)千偉等,2016)。

    表6 影響機(jī)制分析1(資源配置效率)

    從表6的模型(4)、(5)可以看出設(shè)立行政審批中心使企業(yè)的行政遵從成本顯著下降,但由于該項(xiàng)費(fèi)用占到企業(yè)總資產(chǎn)的比例非常有限,審批改革在減少行賄支出方面的積極作用對(duì)于企業(yè)資金流穩(wěn)定的意義不大。此外企業(yè)的交易費(fèi)用并未因?yàn)樾姓徟母锇l(fā)生顯著變化,可能是因?yàn)樽陨斫?jīng)營(yíng)對(duì)銷售、管理、財(cái)務(wù)費(fèi)用改變更大,政府審批并未對(duì)其構(gòu)成實(shí)質(zhì)性影響。

    最后,本節(jié)從專利數(shù)量層面探究行政審批改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是否具有積極作用。我們選取上市公司專利申請(qǐng)數(shù)目(Apply_patent)、專利授權(quán)數(shù)目(Authorize_patent)以及獲得有效專利數(shù)目(Acquire_patent)作為被解釋變量,一方面分析是否設(shè)立行政審批中心對(duì)于企業(yè)專利數(shù)量變化的影響;另一方面探討行政審批中心設(shè)立能否在較長(zhǎng)周期為企業(yè)科研創(chuàng)新能力的提升帶來積極作用。

    從表7 的模型(1)、(2)、(3)可以看出,行政審批改革使得設(shè)立當(dāng)年企業(yè)的專利申請(qǐng)、授權(quán)以及獲得數(shù)量不增反減。為了探究行政審批改革的動(dòng)態(tài)效應(yīng),我們又將審批中心設(shè)立時(shí)長(zhǎng)(lnsetlong)作為解釋變量??紤]到審批改革對(duì)于研發(fā)創(chuàng)新的影響可能存在滯后性,本節(jié)將解釋變量的滯后1期—3期依次放入回歸方程中。由于解釋變量滯后1期、2期的結(jié)果不顯著,模型(4)、(5)、(6)僅報(bào)告解釋變量滯后3期的結(jié)果。可以看出,無論是企業(yè)專利專利申請(qǐng)數(shù)目還是授權(quán)、獲得數(shù)量,都會(huì)隨著行政審批改革的推進(jìn)而增長(zhǎng),這說明破除門檻、減輕負(fù)擔(dān)的審批改革長(zhǎng)期來看的確能在一定程度上加強(qiáng)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力。

    綜上,行政審批改革對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的積極影響更大程度上源于:企業(yè)效率性制度交易成本顯著降低后,能夠按照效益最大化的原則從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)以及投融資活動(dòng),在投資機(jī)會(huì)把握能力和投資效率不斷提升的情況下資源配置效率得到改善。

    表7 影響機(jī)制分析2(企業(yè)創(chuàng)新能力)

    七、結(jié)論與啟示

    本文的實(shí)證結(jié)果表明,設(shè)立行政審批中心確實(shí)使得轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著提升。異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示,外部融資相對(duì)更困難、高管未兼任政府官員、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)不激烈以及中小微型企業(yè)受改革的積極影響更顯著。此外,作用機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),行政審批改革的積極意義在于企業(yè)投資機(jī)會(huì)把握能力和實(shí)際投資效率顯著提升進(jìn)而帶動(dòng)資源配置效率的優(yōu)化;由于減少行政遵從成本釋放的資金空間過小,影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素——科研創(chuàng)新能力并未在短期內(nèi)實(shí)質(zhì)性改變。本文的研究對(duì)于下一步引導(dǎo)改革方向、規(guī)范改革模式、突出改革實(shí)質(zhì)、推進(jìn)“中國(guó)之治”的政策啟示是:

    首先,行政審批中心應(yīng)當(dāng)被賦予更高獨(dú)立地位和更多事權(quán)責(zé)任,摒棄形式化的精簡(jiǎn)事項(xiàng)、壓縮流程,吸收更多職能部門的審批監(jiān)管權(quán)責(zé),充當(dāng)各類政府門檻的溶解器,并始終以市場(chǎng)、行業(yè)、企業(yè)享受到的政策利好作為判斷改革成效的標(biāo)準(zhǔn)。

    其次,行政審批改革應(yīng)當(dāng)注重適時(shí)調(diào)整策略方針、對(duì)接其他政策,使其促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的積極影響在更長(zhǎng)周期內(nèi)維持穩(wěn)定。未來行政審批改革在牢牢把握大政方針的同時(shí)應(yīng)注重具體策略的因地制宜、因時(shí)制宜,針對(duì)不同類型的市場(chǎng)運(yùn)用不同的改革模式。

    最后,企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展根本立足于科研創(chuàng)新實(shí)力的增強(qiáng),深化行政審批改革應(yīng)當(dāng)將激發(fā)全社會(huì)創(chuàng)新活力作為重要命題。政府應(yīng)當(dāng)在退出市場(chǎng)直接干預(yù)后切實(shí)履行信用貸款、知識(shí)產(chǎn)權(quán)、技術(shù)轉(zhuǎn)化領(lǐng)域的監(jiān)管職能,使企業(yè)的創(chuàng)新源泉不斷涌流。

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