行政審批制度改革對(duì)企業(yè)成長的影響
——基于民企與國企的比較

邵傳林

(華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,福建 泉州 362021)

一、問題的提出

民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展事關(guān)中國經(jīng)濟(jì)全局。近年來,中央出臺(tái)了一系列政策措施助力民營企業(yè)健康發(fā)展,并在商事制度變革、放寬市場準(zhǔn)入、完善監(jiān)管方式等營商環(huán)境優(yōu)化改革領(lǐng)域作出了新的部署。既有研究表明,決定民營企業(yè)成長的諸多因素,有政治資源[1]、社會(huì)資本結(jié)構(gòu)[2]、金融制度與結(jié)構(gòu)[3]、法治化水平[4]、政府干預(yù)[5]、制度環(huán)境[6-7]等。顯然,營商環(huán)境也是決定民營企業(yè)成長的重要因素。早在2001 年國務(wù)院啟動(dòng)行政審批制度改革之前就有城市在積極推進(jìn)營商環(huán)境優(yōu)化改革,呈現(xiàn)出千帆競渡、百舸爭流的局面[8]。一個(gè)自然而然的問題是,行政審批制度改革是否促進(jìn)了民營企業(yè)成長? 在多大程度上促進(jìn)其成長? 上述問題的答案對(duì)新形勢(shì)下促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展具有重大現(xiàn)實(shí)意義。

回顧和梳理已有研究可知,學(xué)界側(cè)重考察民營企業(yè)發(fā)展的制度性因素,側(cè)重分析營商環(huán)境優(yōu)化的經(jīng)濟(jì)影響,直接考察中國營商環(huán)境優(yōu)化影響企業(yè)成長的文獻(xiàn)并不多。在民企成長制度性決定因素的研究領(lǐng)域,以考察制度性因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新、融資決策等財(cái)務(wù)行為的研究居多[3]。比如,有研究考察了腐敗、法治環(huán)境等因素對(duì)企業(yè)行為的影響[9-10],但是直接分析制度性因素影響民企成長的文獻(xiàn)則較少,僅有一篇文獻(xiàn)考察了制度性摩擦成本對(duì)企業(yè)成長的影響[11]。就營商環(huán)境優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的研究而言,已有研究集中在考察營商環(huán)境對(duì)中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)家創(chuàng)業(yè)、出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長等方面[12-15],還有研究考察了營商環(huán)境對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展、OFDI 和貿(mào)易持續(xù)期的影響[16-18]。近期有研究專門考察了行政審批制度改革對(duì)TFP 和民營企業(yè)成長的影響[19-20]。上述研究多基于世界銀行營商環(huán)境調(diào)研數(shù)據(jù)從跨國層面和省域?qū)用嬲归_實(shí)證研究,缺乏微觀基礎(chǔ),還須結(jié)合企業(yè)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行宏微觀數(shù)據(jù)匹配才能得出令人信服的結(jié)論。此后,有學(xué)者展開了這方面的研究,使用城市營商環(huán)境數(shù)據(jù)和企業(yè)微觀數(shù)據(jù)分析了營商環(huán)境優(yōu)化對(duì)企業(yè)微觀行為的影響[21-22]。但就本研究掌握的文獻(xiàn)而言,仍鮮有文獻(xiàn)基于中國的數(shù)據(jù)資料直接考察營商環(huán)境優(yōu)化對(duì)企業(yè)成長的影響,尤其是鮮有學(xué)者基于國企和民企比較視角考察營商環(huán)境優(yōu)化改革影響企業(yè)成長的機(jī)制,這方面的研究亟待補(bǔ)充。

所謂企業(yè)成長是指企業(yè)的規(guī)模從小變大的擴(kuò)張過程,可用企業(yè)雇傭人數(shù)或企業(yè)營業(yè)額的年均增長率來衡量。為了衡量行政審批制度改革對(duì)民企和國企成長的不同影響,本研究擬基于中國地級(jí)市行政審批制度改革所提供的準(zhǔn)外生制度試驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。始于20 世紀(jì)90 年代末的大規(guī)模政府行政體制改革為學(xué)界考察行政審批制度改革提供了絕佳的制度場景。首先,這次以各地級(jí)市成立行政審批服務(wù)中心為標(biāo)志的體制變革在全國300 多個(gè)地級(jí)市交錯(cuò)發(fā)生,而不是同時(shí)發(fā)生,這為考察處于不同改革進(jìn)程里的企業(yè)成長提供了多樣化的時(shí)空?qǐng)鼍?有助于識(shí)別營商環(huán)境改革對(duì)民企成長的因果性影響。其次,本研究基于332 個(gè)地級(jí)市行政審批改革所提供的外生制度試驗(yàn)既有助于克服世界銀行營商環(huán)境數(shù)據(jù)多屬主觀指標(biāo)所具有的非客觀性缺陷和非連續(xù)性特征,也有助于克服跨國研究中同一指標(biāo)缺乏同一口徑的問題,尤其是在使用跨國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究時(shí),始終難以克服不同國家和地區(qū)由于財(cái)務(wù)制度和統(tǒng)計(jì)口徑不一致所導(dǎo)致難以進(jìn)行橫向比較的難題,顯然,本研究不存在上述問題。最后,為了控制內(nèi)生性問題,本研究并不是單純考察行政審批制度改革對(duì)民企成長的影響,而是通過與國企相比,考察民企與國企是否從行政審批制度改革中獲取了同樣的“制度紅利”,進(jìn)而研判民企成長從行政審批制度改革中獲得的相對(duì)收益大小,為下一步制度改革提供更具針對(duì)性的政策含義。

本文的貢獻(xiàn)是:第一,基于中國的數(shù)據(jù)資料補(bǔ)充了企業(yè)成長制度性決定因素方面的文獻(xiàn)。近期,有越來越多的學(xué)者從制度經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究企業(yè)成長的決定因素,探討法治環(huán)境、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、金融制度與結(jié)構(gòu)等制度性因素在企業(yè)成長中的作用,但直接考察營商環(huán)境影響民企成長的文獻(xiàn)并不多。第二,豐富了營商環(huán)境經(jīng)濟(jì)影響方面的實(shí)證研究。自世界銀行發(fā)布營商環(huán)境指數(shù)以來,涌現(xiàn)了大量有關(guān)營商環(huán)境影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證文獻(xiàn)[13-17];本文通過發(fā)現(xiàn)行政審批制度改革在影響民企成長方面發(fā)揮了正向促進(jìn)作用,進(jìn)而豐富了該研究領(lǐng)域。第三,本研究首次考察中國地級(jí)市行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)企業(yè)成長的異質(zhì)性影響,首次檢驗(yàn)“制度紅利”對(duì)民企成長和國企成長是否同等重要,分析“制度紅利”對(duì)公司總部設(shè)在不同行政審批制度改革力度地區(qū)的民企成長是否產(chǎn)生了同樣的影響,并考察行業(yè)異質(zhì)性對(duì)“制度紅利”的調(diào)節(jié)機(jī)制,進(jìn)而從理論和實(shí)證上拓展了既有研究。

二、理論分析與假說提出

(一)行政審批制度改革對(duì)企業(yè)成長的促進(jìn)效應(yīng)

自國務(wù)院于1999 年啟動(dòng)行政審批制度改革以來,從省(區(qū))級(jí)地方政府到地市(州)級(jí)地方政府,再從縣(區(qū))級(jí)地方政府到鄉(xiāng)(鎮(zhèn))級(jí)地方政府,紛紛成立行政審批中心,這標(biāo)志著中國行政審批權(quán)力的具體運(yùn)作方式開始發(fā)生變化。據(jù)統(tǒng)計(jì),截至2019 年10 月底國務(wù)院發(fā)布《優(yōu)化營商環(huán)境條例》時(shí),在地級(jí)市層面均已設(shè)立行政審批中心。作為中國行政審批制度改革重要?jiǎng)?chuàng)新方式的行政審批中心能夠?qū)⒏鞣N審批事項(xiàng)統(tǒng)一集中到同一家服務(wù)大廳,將分置于不同職能部門的審批權(quán)集中到政務(wù)服務(wù)大廳,力爭實(shí)現(xiàn)“只進(jìn)一扇門”的目標(biāo)。無疑,一部分地區(qū)率先設(shè)立政務(wù)服務(wù)大廳,要求各政府職能部門派機(jī)關(guān)處室和人員入駐,這極大提升了行政審批效率,也有利于行政審批的“陽光化”和“透明化”,直接促進(jìn)了地區(qū)營商環(huán)境改善。本研究將上述行政審批制度改革所帶來的這種好處稱為“制度紅利”。就其本質(zhì)而言,行政審批中心的設(shè)立以“制度紅利”的形式體現(xiàn)了營商環(huán)境改善。相對(duì)國企而言,上述制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的助推作用更大。接下來,對(duì)“制度紅利”影響民企成長的成因和機(jī)制展開分析。

第一,行政審批中心的設(shè)立有助于降低民企與地方政府機(jī)構(gòu)“打交道”的制度性交易成本。在企業(yè)成長過程中,為取得“合法性”須征得轄區(qū)政府主管機(jī)關(guān)的審批或行政許可。在成立行政審批中心之前,民企須分別到各職能部門辦理行政審批手續(xù),且許多審批具有前置性,即只有事先獲得了某部門的行政許可,才能到其他部門辦理后續(xù)手續(xù),這導(dǎo)致企業(yè)合法化的成本很高。在設(shè)立行政審批中心后,各政府職能部門須入駐行政審批中心,集中辦理各種行政審批事項(xiàng),這在一定程度上有助于節(jié)約民企辦手續(xù)的成本。與民企相比,國有企業(yè)在政治上具有一定的行政級(jí)別,離各類政府職能機(jī)關(guān)的“制度距離”更近;尤其是地方政府出資組建的國企更易獲得各類職能審批部門的認(rèn)可,甚至可先“開工”,后辦證照,故國企對(duì)行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”并不像民企那樣敏感。

第二,行政審批中心的設(shè)立也有助于降低民企與行政審批部門之間的信息不對(duì)稱程度。與國企相比,民企的“知名度”不高,甚至很多新創(chuàng)中小微民企沒有任何知名度,行政審批機(jī)構(gòu)須耗費(fèi)較大的信息搜尋成本才能全面評(píng)判其真實(shí)狀況。當(dāng)行政審批中心集中辦理業(yè)務(wù)時(shí),民企可實(shí)時(shí)獲得反饋消息,了解審批進(jìn)程;行政審批中心的設(shè)立也有助于民企及時(shí)向?qū)徟鷻C(jī)構(gòu)提供準(zhǔn)確、有效的信息和材料,因而審批程序的透明化降低了暗箱操作的概率,也減少了行政審批部門的“自由裁量權(quán)”,這在一定程度上提高了民企通過審批的概率。而具有較高地域知名度的國企與行政審批部門之間的信息不對(duì)稱程度較低,因而可能無法受益于行政審批制度改革所帶來的制度性交易成本節(jié)約的好處。

第三,行政審批中心的設(shè)立在一定程度上有助于防范各行政審批職能部門設(shè)租或抽租行為。依據(jù)制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典論證,當(dāng)不同的行政審批機(jī)構(gòu)分別基于本部門租金最大化原則對(duì)擬申請(qǐng)行政許可或行政審批的民企實(shí)施進(jìn)入管制時(shí),民企要想獲得所有行政審批機(jī)構(gòu)的一致許可,其制度性交易成本將會(huì)異常高[23]。若能將分立的各行政審批機(jī)構(gòu)入駐同一行政審批中心,則可形成各機(jī)構(gòu)相互制衡、相互監(jiān)督的審批方式,這便于克服各行政審批職能部門的設(shè)租或抽租。作為“準(zhǔn)政府機(jī)構(gòu)”的國企具有政治優(yōu)勢(shì)和信息優(yōu)勢(shì),更了解行政審批體制的運(yùn)作方式,并不會(huì)經(jīng)常性遭遇行政審批部門的“刁難”,因而對(duì)行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”并不敏感。

第四,行政審批中心的設(shè)立有助于引導(dǎo)民營企業(yè)家將企業(yè)家才能更多地用于生產(chǎn)性活動(dòng)。行政審批中心的設(shè)立會(huì)在事前影響民營企業(yè)家行為結(jié)構(gòu)。在行政審批中心設(shè)立之后,民營企業(yè)家會(huì)迅速發(fā)現(xiàn)并抓住營商環(huán)境優(yōu)化帶來的“福音”,即制度性交易成本的節(jié)約,主動(dòng)調(diào)整其行為結(jié)構(gòu),從借助“跑關(guān)系”“找門路”等灰色手段爭取行政審批機(jī)構(gòu)的許可,轉(zhuǎn)向研發(fā)創(chuàng)新等生產(chǎn)性行為[1],其行為結(jié)構(gòu)的優(yōu)化不僅有助于從事前抑制“攫取之手”,還有助于激勵(lì)民營企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。作為體制內(nèi)歷來就享有優(yōu)惠政策的國企決策者并不會(huì)對(duì)“制度紅利”作出行為優(yōu)化的反應(yīng),其行為仍具有準(zhǔn)官員特征,因而也就難以充分激發(fā)企業(yè)家精神。

第五,行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”有益于穩(wěn)定民營企業(yè)家投資預(yù)期,使民營企業(yè)家安心從事投資和生產(chǎn)活動(dòng)。地區(qū)行政審批制度改革的啟動(dòng)和實(shí)施能夠改善民企營商環(huán)境,為助推民營經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展釋放了強(qiáng)烈的政策信號(hào),為民營企業(yè)家新增投資提供新的“制度紅利”。而國有企業(yè)一直享受著各種政策優(yōu)惠和資源優(yōu)勢(shì),并不會(huì)對(duì)行政審批制度改革的“制度紅利”作出敏銳反應(yīng)。

盡管不同地區(qū)相繼啟動(dòng)了行政審批制度改革,但各地區(qū)在行政審批制度改革的力度上具有迥然的地域差異。同樣是成立了行政審批中心,有的地級(jí)市行政審批中心入駐的政府機(jī)構(gòu)較多,其能夠?qū)徟臋?quán)力和事項(xiàng)也較多,這些地區(qū)為民企發(fā)展釋放了更多的制度紅利;另一些地區(qū)迫于同級(jí)別的周邊城市帶來的制度競爭壓力,也不得不啟動(dòng)改革,但在改革力度上遠(yuǎn)不如那些率先設(shè)立行政審批中心的地區(qū)大。因此各地區(qū)形成了不同的行政審批制度改革進(jìn)程,并引致了不同的營商環(huán)境優(yōu)化改革效應(yīng)。結(jié)合前述分析可知,相比國企,民企在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)獲益更大,因而其成長也較快?；诖?本研究提出假說1。

假說1:相比國有企業(yè),行政審批制度改革所引致的“制度紅利”更有利于促進(jìn)民營企業(yè)成長,并且該效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。

(二)行業(yè)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

鑒于不同行業(yè)具有獨(dú)特的產(chǎn)業(yè)屬性,如高科技行業(yè)和非高科技行業(yè)、管制型行業(yè)和非管制型行業(yè),行政審批制度改革所引致的“制度紅利”可能會(huì)對(duì)不同行業(yè)里的企業(yè)成長具有異質(zhì)性影響。與非高科技企業(yè)相比,高科技企業(yè)不僅需要獲得所在地政府機(jī)構(gòu)的行政審批,還須所在地政府提供資質(zhì)認(rèn)證、創(chuàng)新成果孵化、研發(fā)資助、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等高質(zhì)量公共服務(wù),因而有更多機(jī)會(huì)與政府機(jī)構(gòu)接觸。但借助一個(gè)“大眾化”的行政審批中心往往難以滿足高科技企業(yè)對(duì)“含金量”較高公共服務(wù)的需求,因而民營高科技企業(yè)對(duì)行政審批制度改革并不會(huì)很敏感,其“獲得感”較弱;只有當(dāng)含金量較高的行政審批權(quán)力下放到行政審批中心時(shí),才會(huì)對(duì)民營高科技企業(yè)產(chǎn)生顯著的正向影響。當(dāng)前中國“放管服”改革還停留在數(shù)量型精簡和下放階段,下放的審批權(quán)往往是無關(guān)緊要的權(quán)力,最核心的審批權(quán)在政務(wù)服務(wù)大廳是難以獲取的[24]。與之相反,非高科技民企對(duì)行政審批中心所能提供的服務(wù)類型和種類并不像高科技民企那樣具有特殊需要,其對(duì)公共服務(wù)的需求僅限于“通用型”服務(wù),因而其“獲得感”較強(qiáng)?？紤]到國企的強(qiáng)勢(shì)地位和政策優(yōu)勢(shì),不論是在高科技行業(yè)抑或在非高科技行業(yè),并不會(huì)像民企那樣對(duì)行政審批制度改革所引致的“制度紅利”作出顯著反應(yīng)。

盡管有不少地區(qū)成立了行政審批中心,但各地區(qū)行政審批制度改革的推進(jìn)程度依然千差萬別。隨著行政審批制度改革向縱深推進(jìn),更大力度的行政審批制度改革所帶來的營商環(huán)境優(yōu)化效應(yīng)對(duì)非高科技民企成長的促進(jìn)作用更強(qiáng)。相比改革力度較小的地區(qū),非高科技民企在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)能獲得行政審批中心所提供的更多種類的審批事項(xiàng)和服務(wù)事項(xiàng)及更便利的服務(wù)窗口,因此會(huì)擁有較強(qiáng)的“獲得感”。鑒于國企并不會(huì)對(duì)行政審批制度改革所帶來的營商環(huán)境優(yōu)化產(chǎn)生“獲得感”,即使考慮行業(yè)異質(zhì)性問題,也不會(huì)對(duì)國企產(chǎn)生明顯的成長促進(jìn)作用?；谏鲜鲇懻摽傻贸黾僬f2。

假說2:相比國有企業(yè),行政審批制度改革對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)在非高科技行業(yè)更強(qiáng),并且該效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。

有證據(jù)表明,與非管制型行業(yè)相比,管制型行業(yè)里的企業(yè)更頻繁與各級(jí)政府部門打交道,更需要獲得各類主管部門的行政審批或行政許可[25],但這可能會(huì)誘發(fā)民營企業(yè)家的機(jī)會(huì)主義行為,即借助賄賂審批人員以繞過行業(yè)管制或通過行賄加速行政審批過程[26]。比如,醫(yī)藥行業(yè)屬于高管制行業(yè),此行業(yè)里的民企須經(jīng)過官方主管機(jī)構(gòu)的“繁瑣”批準(zhǔn)才能獲得新藥的生產(chǎn)許可,但這容易誘發(fā)敗德行為。從邏輯上講,行政審批制度改革有助于在事前遏制“攫取之手”和民營企業(yè)家的尋租行為,刺激民營企業(yè)家才能更多地用在經(jīng)營管理上,進(jìn)而促進(jìn)民企健康發(fā)展。因此,與非管制型行業(yè)相比,行政審批制度改革所帶來的營商環(huán)境優(yōu)化效應(yīng)在管制型行業(yè)對(duì)民企成長的影響更大。不難想象,更大力度的行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”對(duì)管制型行業(yè)里的民企成長具有更強(qiáng)促進(jìn)作用。就擁有體制優(yōu)勢(shì)的國企而言,不論是處在管制型行業(yè)抑或非管制型行業(yè)均對(duì)行政審批制度改革不敏感,它們總能低成本獲取牌照和資質(zhì),因而并不會(huì)對(duì)行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”作出反應(yīng)?；谏鲜龇治?可推出假說3。

假說3:相比國有企業(yè),行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)在管制型行業(yè)更大,并且該效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型與變量界定

為檢驗(yàn)上文假說,現(xiàn)設(shè)定如下模型:

在式(1)中,下標(biāo)i標(biāo)記企業(yè),下標(biāo)t標(biāo)記年度;因變量(Firm_Growthit+1)為企業(yè)i第t+1 年的增長率;民企虛擬變量為Privateit;變量Tit在企業(yè)登記注冊(cè)地成立政務(wù)服務(wù)中心之后賦值為1;民企虛擬變量與政務(wù)服務(wù)中心虛擬變量的交乘項(xiàng)為T×Privateit,該交乘項(xiàng)用于識(shí)別處在已設(shè)立行政審批中心地區(qū)的民企,以區(qū)別處在已設(shè)立行政審批中心地區(qū)的國企,因此本研究側(cè)重考察相比國企,民企成長受益于行政審批改革的相對(duì)大小。根據(jù)既有研究[6,27],式(1)加入控制變量集Xit,包括企業(yè)層面變量和固定效應(yīng)變量集(即控制時(shí)間、行業(yè)或個(gè)體效應(yīng)),進(jìn)而控制其他可能影響企業(yè)成長的因素。相關(guān)變量的詳細(xì)界定詳見表1。

表1 變量定義

為檢驗(yàn)行政審批改革力度對(duì)“制度紅利”的交互作用,還須設(shè)定如下模型:

在式(2)中,變量Reformit表示企業(yè)i登記注冊(cè)地地區(qū)在第t年的行政審批制度改革力度變量;民企虛擬變量、政務(wù)服務(wù)中心虛擬變量及行政審批制度改革力度變量的交乘項(xiàng)為T×Private×Reformit,即為檢驗(yàn)假說1、2 和3 是否成立的關(guān)鍵解釋變量;該交乘項(xiàng)的含義在于:相對(duì)國企,更大力度的行政審批改革是否能更進(jìn)一步地促進(jìn)處在已設(shè)立行政審批中心地區(qū)的民企成長。本研究擬使用進(jìn)駐部門數(shù)量(depart_Q)、進(jìn)駐事項(xiàng)數(shù)量(item_Q)和進(jìn)駐窗口數(shù)量(window_Q)這三個(gè)變量衡量行政審批制度變革力度,進(jìn)而替換式(2)中的Reformit。

(二)數(shù)據(jù)來源說明

企業(yè)樣本為2000 年至2017 年所有A 股上市公司,其數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫,地區(qū)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,地級(jí)市行政審批改革數(shù)據(jù)資料來源于畢青苗等[28]。考慮到企業(yè)層面的員工總數(shù)數(shù)據(jù)從2000 年開始比較完整,在這之前部分上市公司數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重,故從2000 年開始。本文根據(jù)企業(yè)注冊(cè)地歸屬信息(即公司注冊(cè)地城市)將企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)與地級(jí)市層面的行政審批數(shù)據(jù)進(jìn)行宏微觀數(shù)據(jù)匹配。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)單變量分析

表2 對(duì)企業(yè)成長變量(Firm_Growth)進(jìn)行單變量分析。表2 分4 種情況對(duì)企業(yè)成長變量(Firm_Growth)進(jìn)行討論。第1 種情況:在不帶協(xié)變量的條件下考察行政審批制度改革啟動(dòng)前后,民企成長與國企成長在統(tǒng)計(jì)上是否具有顯著差異。據(jù)表2 第3行至第5 行的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知,在行政審批改革之前,雖然國企成長變量的均值(0.166)略大于民企成長變量的均值(0.144),但其差異并不顯著;在行政審批改革之后,情況發(fā)生了“逆轉(zhuǎn)”,民企成長變量的均值(0.257)遠(yuǎn)大于國企成長變量的均值(0.171)且具有統(tǒng)計(jì)顯著性;企業(yè)成長的倍差值(DIFF-INDIFF)為0.108 且在1%的水平上顯著,即行政審批制度改革促使民企以更快速度成長,這也表明本文樣本滿足共同趨勢(shì)假說。

表2 單變量分析

第2 種情況:在考慮協(xié)變量(depart_Q)的條件下考察行政審批制度改革啟動(dòng)前后,民企成長與國企成長在統(tǒng)計(jì)上是否具有顯著差異。據(jù)表2 第6 行至第8 行的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知,在行政審批改革之前,國企成長變量與民企成長變量在統(tǒng)計(jì)上不存在顯著差異;在行政審批改革之后,民企成長變量的均值(0.212)遠(yuǎn)大于國企成長變量的均值(0.087),且在1%的水平上顯著;企業(yè)成長的倍差值(DIFF-INDIFF)為0.161 且在1%的水平上顯著,這初步驗(yàn)證了假說1。此外,第3 種情況和第4 種情況的單變量分析結(jié)果相似。但若要穩(wěn)健地驗(yàn)證本文假說,須進(jìn)一步檢驗(yàn)。

(二)對(duì)假說1 的檢驗(yàn)

表3 基于式(1)進(jìn)行了回歸分析。表3 模型(1)和模型(2)基于OLS 進(jìn)行估計(jì),模型(3)和模型(4)基于雙向固定效應(yīng)模型(FE)進(jìn)行估計(jì)。模型(1)僅在控制了民企虛擬變量(Private)和政務(wù)服務(wù)中心虛擬變量(T)以及行業(yè)和時(shí)間固定效應(yīng),結(jié)果發(fā)現(xiàn),T×Private變量的估計(jì)系數(shù)為0.142 且在1%的水平上顯著。模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了7 個(gè)企業(yè)層面的控制變量,進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),T×Private變量的估計(jì)系數(shù)為0.118 且在1%的水平上顯著。這初步驗(yàn)證了假說1,即相比國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長具有更強(qiáng)的助推作用。模型(3)和模型(4)基于雙向固定效應(yīng)模型對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果表明假說1 仍成立。若以表3 模型(4)的估計(jì)結(jié)果為基準(zhǔn)進(jìn)行估算可發(fā)現(xiàn),與國企相比,當(dāng)民企從未啟動(dòng)行政審批改革的城市搬遷到已啟動(dòng)行政審批改革的城市,其企業(yè)成長將增加0.171 1,這相當(dāng)于企業(yè)成長變量樣本均值的83.46%,即行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的助推作用在經(jīng)濟(jì)上是非常大的。

表3 對(duì)假說1 的檢驗(yàn)

表4 基于式(2)對(duì)假說1 進(jìn)行再檢驗(yàn)。在表4中,分別用進(jìn)駐部門數(shù)量(depart_Q)、進(jìn)駐事項(xiàng)數(shù)量(item_Q)和進(jìn)駐窗口數(shù)量(window_Q)替代式(2)中的變量Reform。于是,式(2)中的交乘項(xiàng)變成了T×Private×depart_Q、T×Private×item_Q和T×Private×window_Q,再進(jìn)行回歸分析。據(jù)表4 模型(1)的估計(jì)結(jié)果可知,T×Private×depart_Q的估計(jì)系數(shù)為0.020 4 且在1%的水平上顯著;模型(4)在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了更多的控制變量,結(jié)果發(fā)現(xiàn),T×Private×depart_Q的估計(jì)系數(shù)為0.044 5 且在1%的水平上顯著。這表明,在行政審批中心入駐了較多部門的地區(qū),行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長具有更強(qiáng)的正向促進(jìn)作用。模型(2)和模型(5)使用T×Private×item_Q以及模型(3)和模型(6)使用T×Private×window_Q,進(jìn)一步印證了假說1,即相比國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”在改革力度較大的地區(qū)對(duì)民企成長具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用。此外,若使用時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)模型重新基于表4 對(duì)式(2)進(jìn)行估計(jì)可再次印證假說1,不再詳述。

表4 對(duì)假說1 的再檢驗(yàn)

(三)對(duì)假說2 和假說3 的檢驗(yàn)

本部分將檢驗(yàn)行政審批改革對(duì)不同行業(yè)的企業(yè)成長是否同樣重要。據(jù)科技部《高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分類目錄》,將科技服務(wù)業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)等劃分為高科技行業(yè),其余為非高科技行業(yè)。表5(1)列將樣本限制在非高科技行業(yè),結(jié)果發(fā)現(xiàn)T×Private的估計(jì)系數(shù)為0.204 1 且在1%水平上顯著;(2)列將樣本限定在高科技行業(yè)時(shí)發(fā)現(xiàn),T×Private的估計(jì)系數(shù)大于0但不顯著。因此,上述發(fā)現(xiàn)初步表明,假說2 是成立的,即相比國有企業(yè),行政審批制度改革對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)在非高科技行業(yè)更強(qiáng)。接下來,根據(jù)Xu et al.[26]的劃分方法,將所有樣本企業(yè)劃分為管制型行業(yè)和非管制型行業(yè)。表5(3)列和(4)列分別對(duì)應(yīng)非管制型行業(yè)和管制型行業(yè)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),在模型(3)中T×Private的估計(jì)系數(shù)為0.148 且在5%水平上顯著,在模型(4)中T×Private的估計(jì)系數(shù)為0.267 9 且在5%水平上顯著。這與假說3 相一致,即相比國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)在管制型行業(yè)更大。

表5 對(duì)假說2 和假說3 的初步檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假說2,有必要分別將樣本限制在非高科技行業(yè)和高科技行業(yè),并使用式(2)進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果見表6。在表6 模型(1)中,樣本僅限于非高科技行業(yè),結(jié)果發(fā)現(xiàn),T×Private×depart_Q變量的估計(jì)系數(shù)為0.067 8 且在1%的水平上顯著;在模型(2)中,樣本僅限于高科技行業(yè),結(jié)果發(fā)現(xiàn),T×Private×depart_Q變量的估計(jì)系數(shù)為0.016 3但不顯著。對(duì)比模型(1)和模型(2)的實(shí)證結(jié)果可知,對(duì)非高科技行業(yè)中的民營企業(yè)成長所產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。模型(3)和模型(4)使用T×Private×item_Q作為交乘項(xiàng),模型(5)和模型(6)使用T×Private×window_Q作為交乘項(xiàng),也得出了同樣的實(shí)證結(jié)果。綜上所述,表6 的估計(jì)結(jié)果初步驗(yàn)證了假說2。

表6 對(duì)假說2 的再檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假說3,有必要分別將樣本限制在非管制型行業(yè)和管制型行業(yè),并使用式(2)進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果見表7。在表7 模型(1)中,樣本僅限于非管制型行業(yè),結(jié)果發(fā)現(xiàn),T×Private×depart_Q變量的估計(jì)系數(shù)為0.046 9 且在5%的水平上顯著;在模型(2)中,樣本僅限于管制型行業(yè),結(jié)果發(fā)現(xiàn),T×Private×depart_Q變量的估計(jì)系數(shù)為0.084 2 且在1%的水平上顯著。對(duì)比模型(1)和模型(2)的實(shí)證結(jié)果可知,對(duì)管制型行業(yè)中的民營企業(yè)成長所產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。模型(3)和模型(4)使用T×Private×item_Q作為交乘項(xiàng),模型(5)和模型(6)使用T×Private×window_Q作為交乘項(xiàng),均得出了同樣的實(shí)證結(jié)果。綜上所述,表7 的估計(jì)結(jié)果初步表明假說3 也是成立的。

表7 對(duì)假說3 的再檢驗(yàn)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先,考慮因變量的衡量問題。在上述實(shí)證分析中,僅使用企業(yè)職工人數(shù)的三年間增長率作為企業(yè)成長的唯一衡量變量。為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,接下來,使用總資產(chǎn)增長率(即去年同比增長率)衡量企業(yè)成長,估計(jì)結(jié)果見表8①。表8 模型(1)～(3)的估計(jì)結(jié)果再次驗(yàn)證了假說1 和假說2,但模型(4)和模型(5)的估計(jì)結(jié)果與假說3 不一致,即假說3 未能得到有效驗(yàn)證。這也表明,對(duì)于管制型行業(yè)中的企業(yè)而言,不論是國有企業(yè)抑或民營企業(yè)均未能從中獲取行政審批改革的制度紅利。這可能是由于管制型行業(yè)自身比較特殊,僅僅下放行政審批權(quán)難以有效促進(jìn)管制型行業(yè)的民企健康成長,必須協(xié)同推進(jìn)“放管服”改革,尤其是在有效監(jiān)管方式探索上,亟待從事前審批監(jiān)管轉(zhuǎn)向事中事后監(jiān)管,巧用大數(shù)據(jù)和互聯(lián)網(wǎng)等電子化手段賦能政務(wù)監(jiān)管效能。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

其次,考慮核心解釋變量的衡量問題。畢青苗等[28]構(gòu)建的行政審批數(shù)據(jù)還搜集了不包含服務(wù)部門的進(jìn)駐部門數(shù)量和不包含服務(wù)事項(xiàng)的進(jìn)駐事項(xiàng)數(shù)量這兩個(gè)指標(biāo),但由于這兩個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重,本研究未將這兩個(gè)指標(biāo)作為核心變量衡量行政審批制度改革力度,但若基于這兩個(gè)指標(biāo)衡量行政審批制度改革力度則可再次印證假說1、假說2 和假說3。

再次,還須考慮樣本時(shí)間區(qū)間問題?？紤]到畢青苗等[28]的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)截至2015 年12 月底,但本研究中的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)更新到了2017 年②,有必要?jiǎng)h掉2015 年之后的樣本重新對(duì)式(1)和式(2)進(jìn)行回歸,即將樣本時(shí)間范圍限定在2000 年至2015 年,則可佐證上文假說?？紤]到個(gè)別城市在2000 年之前就設(shè)立了行政審批中心,這些樣本太過特殊,以致使估計(jì)結(jié)果有偏,有必要?jiǎng)h除2000 年之前設(shè)立行政審批中心的地級(jí)市數(shù)據(jù),結(jié)果發(fā)現(xiàn)上文假說仍成立。

此外,為了控制遺漏變量問題對(duì)回歸結(jié)果的可能影響,本研究還控制了省級(jí)層面的宏觀解釋變量,包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展(GDP_m)和地區(qū)人口規(guī)模(Pop)。這兩個(gè)變量可能與企業(yè)成長相關(guān),因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高、市場規(guī)模越大的地區(qū),企業(yè)成長越快,須控制這兩個(gè)變量對(duì)因變量的影響,這再次驗(yàn)證了上文主要假設(shè),但未能驗(yàn)證假說3。

最后,對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行討論?？紤]到式(1)和式(2)中的因變量具有路徑依賴特征,還須加入企業(yè)成長變量的滯后一期并用動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì),以減弱內(nèi)生性問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的不利影響。結(jié)果再次表明,即使考慮企業(yè)成長的路徑依賴特征,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長仍具有更強(qiáng)的助推作用。

五、進(jìn)一步的討論與檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步考察行政審批制度改革究竟如何影響了民企成長,還須進(jìn)一步考察行政審批制度是否會(huì)對(duì)企業(yè)銷售增長、投資支出、代理成本、營業(yè)收入、營業(yè)外支出等變量產(chǎn)生影響,進(jìn)而對(duì)民營企業(yè)成長產(chǎn)生作用。

(一)銷售增長視角

考察行政審批制度改革所引致的“制度紅利”是否會(huì)對(duì)企業(yè)銷售增長產(chǎn)生影響。正如前文表3 和表4 所示,銷售增長(SalesGrowth)作為解釋變量對(duì)企業(yè)成長產(chǎn)生了正向影響。若能證明行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企銷售增長產(chǎn)生了正向影響,則表明行政審批制度改革所引致的“制度紅利”通過影響銷售增長而作用于民企成長。在表9 中,被解釋變量為銷售增長。據(jù)表9 模型(1)～(4)的估計(jì)結(jié)果可知,相對(duì)國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”的確對(duì)民企銷售增長產(chǎn)生了顯著的正向影響。模型(5)與模型(6)的估計(jì)結(jié)果則表明,這符合假說2 的預(yù)測。但模型(7)與模型(8)的估計(jì)結(jié)果與假說3 的預(yù)期不符,這也進(jìn)一步說明了為何上文未能一致驗(yàn)證假說3?？傊?表9 的檢驗(yàn)結(jié)果表明,可以將銷售增長作為理解行政審批制度改革影響民企成長的一個(gè)維度。

表9 影響機(jī)制檢驗(yàn)Ⅰ

(二)投資支出視角

基于生產(chǎn)函數(shù)理論可知,企業(yè)投資是企業(yè)產(chǎn)出的一個(gè)重要決定因素,即在其他條件不變的情況下,投資支出越大的企業(yè),其產(chǎn)出也越大,因而該企業(yè)成長會(huì)越快。如果行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企投資產(chǎn)生正向引導(dǎo)作用,那么行政審批制度改革所引致的“制度紅利”就會(huì)通過投資支出渠道而作用于民企成長。在表10 中,因變量均為投資支出(Invent)。據(jù)表10 模型(1)～(4)的估計(jì)結(jié)果可知,相對(duì)國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”確實(shí)對(duì)民企投資支出產(chǎn)生了顯著的正向影響。模型(5)與模型(6)的估計(jì)結(jié)果則符合假說2 的預(yù)測,模型(7)與模型(8)的估計(jì)結(jié)果與假說3 的預(yù)期一致。綜上所述,可從投資支出視角理解行政審批制度改革對(duì)民企成長的影響。

表10 影響機(jī)制檢驗(yàn)Ⅱ

(三)代理成本視角

根據(jù)“雙重代理”模型,外部制度環(huán)境不僅會(huì)直接影響公司財(cái)務(wù)決策及其績效,還會(huì)通過影響公司治理質(zhì)量進(jìn)而對(duì)公司財(cái)務(wù)決策產(chǎn)生影響。行政審批制度改革所帶來的營商環(huán)境優(yōu)化效應(yīng)作為一種外在的制度環(huán)境變遷,不僅直接影響民企財(cái)務(wù)決策,也可能會(huì)直接影響中國民營上市公司的治理質(zhì)量,進(jìn)而間接影響民企成長。在表11 中,被解釋變量均為代理成本(Agency)。據(jù)表11 模型(1)～(4)的估計(jì)結(jié)果可知,相對(duì)國企,行政審批制度改革降低了民企內(nèi)部的代理成本。模型(5)與模型(6)的估計(jì)結(jié)果符合假說2 的預(yù)測,但模型(7)與模型(8)的估計(jì)結(jié)果與假說3的預(yù)測不符。綜上,可從代理成本視角理解行政審批制度改革對(duì)民企成長的影響。

表11 影響機(jī)制檢驗(yàn)Ⅲ

(四)營業(yè)收入視角

正如前文理論分析指出的,行政審批中心的設(shè)立有助于引導(dǎo)民營企業(yè)家將其才能更多地用于生產(chǎn)性活動(dòng),也有助于降低民企與政府機(jī)構(gòu)打交道的成本,這均有助于提高民企的營業(yè)收入。參照表11,且將表11 中的因變量替換為營業(yè)收入(Income),由此所得的實(shí)證結(jié)果表明:相對(duì)國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”確實(shí)提高了民企的營業(yè)收入;此處未呈現(xiàn)的實(shí)證結(jié)果符合假說2的預(yù)測,但與假說3 的預(yù)測不符。綜上,還可從營業(yè)收入視角理解行政審批制度改革對(duì)民企成長的影響。

(五)營業(yè)外支出視角

正如前文理論分析指出的,行政審批中心的設(shè)立在一定程度上有助于防范各行政審批職能部門設(shè)租或抽租的發(fā)生,而營業(yè)外支出在一定程度上體現(xiàn)了企業(yè)用于吃、喝等的非生產(chǎn)性支出,但限于篇幅未呈現(xiàn)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)一致的證據(jù)表明,營業(yè)外支出是行政審批制度改革影響民企成長的作用渠道。

綜上所述,可進(jìn)一步從企業(yè)銷售增長、投資支出、代理成本、營業(yè)收入等維度理解行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng),但未能證實(shí)行政審批制度改革會(huì)通過影響營業(yè)外支出而作用于民企成長。

六、結(jié)論及政策含義

本文以中國地級(jí)市設(shè)立行政審批中心作為行政審批制度改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)考察營商環(huán)境優(yōu)化所帶來的“制度紅利”對(duì)民企成長的助推作用。實(shí)證研究表明:相比國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”更有利于促進(jìn)民營企業(yè)成長,并且該效應(yīng)在改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)?；诋愘|(zhì)性效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果表明:相比國有企業(yè),行政審批制度改革對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)在非高科技行業(yè)更強(qiáng),并且該效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。此外,并沒有可靠的實(shí)證證據(jù)表明,相比國有企業(yè),行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)在管制型行業(yè)更大,并且該效應(yīng)在行政審批制度改革力度較大的地區(qū)更強(qiáng)。進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)還發(fā)現(xiàn),可從企業(yè)銷售增長、投資支出、代理成本、營業(yè)收入等維度理解行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對(duì)民企成長的促進(jìn)效應(yīng)。

就理論意義而言,上述實(shí)證結(jié)論驗(yàn)證了營商環(huán)境優(yōu)化改革對(duì)民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的重要價(jià)值,進(jìn)一步印證了既有的理論研究和實(shí)證發(fā)現(xiàn)[11-13],也豐富了對(duì)民營企業(yè)作為非公有制經(jīng)濟(jì)的重要形態(tài)更依賴經(jīng)濟(jì)體制改革來釋放市場活力的認(rèn)識(shí)[1]。上述結(jié)論具有重要的政策含義。第一,民營企業(yè)由于自身的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和規(guī)模劣勢(shì)始終難以與國企、外企一道以平等身份獲取各種資源和政策優(yōu)惠,更因制度性交易成本長期居高不下而無法茁壯成長,一旦啟動(dòng)行政審批制度改革必然會(huì)對(duì)民營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展帶來“制度紅利”。第二,越是深入且全面地推進(jìn)行政審批改革的地區(qū),往往是自發(fā)自愿地啟動(dòng)行政審批制度改革,在這些地區(qū)制度改革程度和力度均較大,為促進(jìn)民企成長釋放了更多“制度紅利”。第三,只有將一些涉及高科技行業(yè)的審批和服務(wù)事項(xiàng)切實(shí)下放到行政審批中心,才能使科技型民企分享到制度變革的紅利;當(dāng)下以建立行政審批中心為標(biāo)志的營商環(huán)境優(yōu)化有待深入推進(jìn),將更重要的行政審批權(quán)和更具針對(duì)性的權(quán)力下放到位,此制度變革才具普惠性,使所有民企“利益均沾”才能有力引導(dǎo)民營經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

注釋:

①使用總資產(chǎn)增長率作為因變量,并基于式(2)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),但受限于篇幅,未呈現(xiàn)這部分實(shí)證結(jié)果。

②由于計(jì)算以企業(yè)員工總數(shù)增長率衡量的企業(yè)成長變量會(huì)損失三年滯后期的數(shù)據(jù),為了增加本研究樣本量才截止到2017 年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。