行政審批改革與政府補貼配置優(yōu)化

李華明 張莉

摘 要：政府補貼是重要的財政政策工具，有效配置政府補貼能激發(fā)企業(yè)活力，引導產(chǎn)業(yè)升級。行政審批改革是否有助于優(yōu)化政府補貼配置效率是學術(shù)界及政府部門十分關(guān)注的問題。本文選取1999—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)樣本為研究對象，采用漸進雙重差分法考察行政審批改革對于政府補貼的影響。研究表明，行政審批改革顯著地促進政府補貼流入民營企業(yè)，這種促進作用在盈利情況更佳、規(guī)模更大以及投資強度更大的民營企業(yè)中更為明顯。基于過往我國政府補貼資源錯配的現(xiàn)象，行政審批改革有助于政府補貼遵循“扶優(yōu)扶強”的配置原則，改善了政府補貼資源配置扭曲，促進了政府補貼的配置效率。進一步研究表明，這種經(jīng)濟影響在市場化程度更低的地區(qū)中表現(xiàn)得更為明顯。本文的結(jié)論為我國行政審批改革的政策評估以及政府補貼配置相關(guān)研究提供了新的證據(jù)。

關(guān)鍵詞：行政審批改革;政府補貼;行政審批中心;制度環(huán)境

中圖分類號：F812.7? 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）05-0087-12

一、引 言

黨的十九大報告指出，加快經(jīng)濟體制改革、促進要素市場自由配置是我國建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的關(guān)鍵。而行政審批改革作為我國政府簡政放權(quán)的有力舉措，有助于促進要素充分流動以及建立公平有序的市場競爭體系。黨的十九大以來，多個城市加快簡政放權(quán)的步伐。以廣東省為例，2017年以來，其先后5次以各種形式調(diào)整省級行政職權(quán)事項，涉及能源、環(huán)境規(guī)制、工程建設等多個領(lǐng)域;2020年廣東省《政府工作報告》指出，省級權(quán)責項目從五千余項減少至一千余項。2021年1月，廣東省政府召開常委會研究支持“放權(quán)強市”精神，預計進一步將省級行政審批事項下放至各地級市。行政審批改革的不斷深化，可以有效地激發(fā)了市場活力，為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供了良好的制度基礎(chǔ)。

政府補貼作為政府干預經(jīng)濟的財政政策工具，其影響力不言而喻。政府對具有正外部性的微觀經(jīng)濟主體進行補貼，可以有效激發(fā)企業(yè)活力，促進企業(yè)成長。進一步地，有效配置補貼資源亦有助于帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。如果無法有效配置政府補貼及產(chǎn)生相應的經(jīng)濟效益，將是對財政資源的巨大浪費。政府如何有效地配置補貼，使其最大化發(fā)揮經(jīng)濟效益，是政府補貼的關(guān)鍵所在。

我國大量的行政審批導致地方政府過多干預微觀領(lǐng)域。過度的行政干預為企業(yè)帶來較高的制度性成本，不利于要素市場的充分流動與配置效率優(yōu)化。在我國大力推進“簡政放權(quán)”的背景下，學界出現(xiàn)了較多有關(guān)行政審批改革的政策評估。關(guān)于行政審批改革的研究普遍支持改革產(chǎn)生的正向經(jīng)濟影響。邵敏和包群[1]研究發(fā)現(xiàn)，我國的政府補貼配置效率不高。一個自然而然的問題是，我國的行政審批改革是否促進了政府補貼配置的優(yōu)化呢？為此，本文利用地級市行政審批中心的設立作為自然實驗，旨在揭示行政審批改革對政府補貼配置的影響以及具體作用機制。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，已有諸多研究識別了行政審批改革的經(jīng)濟影響，包括地區(qū)經(jīng)濟和微觀企業(yè)層面，但仍然缺乏行政審批改革與政府補貼的研究。本文首次對行政審批改革和政府補貼兩者的關(guān)系進行了理論分析與實證評估。研究結(jié)論可為行政審批改革提供新的支持證據(jù)，并為進一步深化行政審批改革和推進“放管服”改革提供新思路和政策建議。另一方面，本文考察了影響政府補貼的制度因素，進一步揭示我國政府補貼配置的動機和行為邏輯，為政府合理配置補貼提供相應的政策建議。現(xiàn)有關(guān)于政府補貼的研究大多聚焦于考察政府補貼所產(chǎn)生的經(jīng)濟效益，但考察影響政府補貼配置的制度因素以及動機方面的研究較為缺乏。本文從政府補貼的數(shù)量和配置效率兩個角度考察行政審批改革對政府補貼的影響，為政府的補貼配置政策提供一定的參考。

二、文獻評述與理論分析

（一）行政審批改革的發(fā)展變遷和政策效應

2001年，國務院宣布設立行政審批改革工作領(lǐng)導小組，標志著我國行政審批改革的全面啟動;當年10月，印發(fā)國辦發(fā)〔2001〕33號文件，提出行政審批改革的指導思路;2002年7月，出臺有關(guān)處理審批項目審核和處理意見的文件，對審批事項審核工作的目標和措施等提出了具體要求;當年11月，出臺文件取消第一批行政審批事項，此后，國務院大致保持每兩年一輪的清理節(jié)奏，并持續(xù)至今;2017年，黨的十九大報告指出，加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制是全面建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的制度保障。此后，全國多個城市加速推進行政審批改革，對審批項目和流程進行優(yōu)化提效。

我國行政審批改革的標志之一就是城市行政審批中心的設立。行政審批中心（亦稱政務服務中心）是地方政府集中處理行政審批以及實行監(jiān)督管理的行政服務機構(gòu)。其通過整合跨部門的審批事項以及簡化審批程序推進辦理效率;通過促進信息共享與加強協(xié)作，推進跨部門審批工作的協(xié)調(diào)。我國的行政審批中心最早設立于20世紀末，現(xiàn)已推廣至全國。2000—2005年是地級市行政審批中心設立的密集期，有228個地級市在這五年間設立了行政審批中心。行政審批中心的設立有效地提升了政府政務處理效率，因而被視為地區(qū)行政審批改革取得的重大突破。

行政審批可能產(chǎn)生兩種作用相反的經(jīng)濟影響：一方面，行政審批被視為一種政府向企業(yè)提供資源的形式。Giandomenico[2]認為，其有助于防止壟斷、解決市場信息不對稱、緩解惡性競爭等;Rothstein[3]認為，行政審批作為一種政府調(diào)節(jié)微觀主體行為的手段，可以促進市場發(fā)展，表現(xiàn)為“扶持之手”。另一方面，行政審批權(quán)限同時賦予了政府尋租的空間。例如，Krueger[4]研究發(fā)現(xiàn)，政府會濫用審批權(quán)并向企業(yè)收取租金;Stigler[5]也認為，政府出于維護國有企業(yè)壟斷利潤的目的，會通過審批權(quán)形成行政壟斷，表現(xiàn)為“掠奪之手”。因此，行政審批管制的放松也會因地區(qū)社會環(huán)境的差異而產(chǎn)生不同的經(jīng)濟影響。

近年來，隨著我國政府不斷加快“放管服”改革，學術(shù)界出現(xiàn)了較多有關(guān)行政審批改革的政策評估。從對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展來看，夏杰長和劉誠[6]研究發(fā)現(xiàn)，我國行政審批改革減少了社會的制度性成本，促進了地區(qū)生產(chǎn)總值的提升;紀祥裕[7]研究發(fā)現(xiàn)，改革亦有助于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;劉誠和鐘春平[8]研究發(fā)現(xiàn)，地方政府審批權(quán)限的下放有助于化解過剩產(chǎn)能。從對企業(yè)的影響來看，畢青苗等[9]研究發(fā)現(xiàn)，審批改革破除了繁瑣的審批流程，促進了企業(yè)進入率的提升;王紅建等[10]研究發(fā)現(xiàn)，審批改革降低了企業(yè)的交易費用，可以有效促進國有企業(yè)的投資效率;朱光順等[11]研究發(fā)現(xiàn)，行政審批改革促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升;王永進和馮笑[12]則討論了改革促進企業(yè)研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新的積極影響。綜上所述，總體上現(xiàn)有研究普遍肯定了行政審批改革的正面經(jīng)濟影響。ADB6294A-9923-4638-8A1D-8CF5A5EED334

（二）政府補貼配置與微觀經(jīng)濟主體

政府補貼配置一定程度上反映了地方政府背后的動機，較多關(guān)于補貼動機的研究集中在盈余管理視角。為了幫助轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)發(fā)展，地方政府會利用稅收優(yōu)惠和財政補貼等對上市公司進行盈余管理。陳曉和李靜[13]研究發(fā)現(xiàn)，政府會通過補貼使上市公司在財務上滿足相關(guān)監(jiān)管部門的要求，幫助其爭取配股的資格;王紅建等[14]研究發(fā)現(xiàn)，在金融危機之后，政府補貼偏向虧損企業(yè)的傾向在加強，降低了補貼的邊際價值。

政府補貼配置還受到政治關(guān)聯(lián)的影響。企業(yè)為了獲得更多的補貼傾向于與地方官員建立政治聯(lián)系，較多研究表明，政府補貼偏向于具有高政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)。羅黨論和唐清泉[15]研究發(fā)現(xiàn)，公司參與政治活動形成的社會資本可以幫助其獲得更多的資源，其中就包括了補貼;陳冬華[16]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部核心崗位中董事?lián)碛性蕉嗟恼尘埃髽I(yè)將會獲得更多的補貼;吳文鋒等[17]研究發(fā)現(xiàn)，具有政府背景高管的企業(yè)，其稅率相比那些沒有政府背景的要低得多;余明桂等[18]研究發(fā)現(xiàn)，雖然具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)確實獲得更多的補貼，然而這些補貼對于企業(yè)的經(jīng)營績效以及社會外部性的提升卻并沒有顯著貢獻。

政府補貼對企業(yè)績效產(chǎn)生什么影響？較多研究表明，我國的政府補貼利用效率并不理想，補貼沒有顯著提升企業(yè)競爭力。一方面，閆志俊和于津平[19]認為，企業(yè)會耗費大量的資金進行“尋補貼”行為，對企業(yè)經(jīng)營運轉(zhuǎn)產(chǎn)生擠出效應;另一方面，補貼作為企業(yè)的超額利潤，將在很大程度上弱化企業(yè)效率提升的原始動機。任曙明和張靜[20]研究表明，我國獲得補貼的企業(yè)非生產(chǎn)性成本增加，使得企業(yè)加成率下降;邵敏和包群[21]認為，補貼顯著地抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高;唐清泉和羅黨論[22]研究表明，政府補貼對于企業(yè)的經(jīng)營績效沒有顯著的貢獻，但對社會產(chǎn)生了正向的外部性。

綜上所述，已有研究表明，我國的政府補貼確實流入市場競爭力更弱的企業(yè)。孔東民等[23]研究發(fā)現(xiàn)，在控制了行業(yè)特征與政治關(guān)聯(lián)后，虧損企業(yè)依舊獲得更多補貼。這可能是由于過多的制度性成本導致政府無法有效識別需要補貼的企業(yè)，導致政府補貼沒有流入需要補貼的企業(yè)。政府補貼產(chǎn)生的經(jīng)濟效果隨著企業(yè)所屬的行業(yè)以及地區(qū)的不同而存在差異，但總體上政府補貼并沒有對企業(yè)產(chǎn)生應有的正向經(jīng)濟影響。政府補貼作為我國政府發(fā)展經(jīng)濟和引導產(chǎn)業(yè)升級的重要手段，其本質(zhì)是為了更好地促進企業(yè)發(fā)展，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟進而提升地區(qū)經(jīng)濟水平。其配置原則應該遵循邊際效益遞增的“扶優(yōu)扶強”導向。而我國政府補貼配置背后體現(xiàn)了政府扮演著“保護弱者”角色，補貼的實際效果被削弱，邵敏和包群[1]認為，這在一定程度是對政府補貼資源的配置扭曲。

（三）理論分析和研究假設

行政審批改革如何影響政府補貼？在討論政府補貼分配前，一個不可忽視的事實是，我國不同產(chǎn)權(quán)屬性的企業(yè)獲取政府補貼的制度性成本存在較大不同，民營企業(yè)承擔了大部分高昂的補貼申請制度性成本。第一，國有企業(yè)相比民營企業(yè)受到更多的補貼資源傾斜。孔東民等[23]研究發(fā)現(xiàn)，即使在消除了盈余管理動機、行業(yè)特征以及政治關(guān)聯(lián)后，上述結(jié)論依舊成立。我國國有企業(yè)承擔了部分政府目標，如經(jīng)濟發(fā)展、社會維穩(wěn)及民生發(fā)展等，因而受到地方政府更多的資源傾斜。第二，國有企業(yè)所獲補貼無論是從用途、分配流程以及分配形式上相較于民營企業(yè)所獲補貼都有較大區(qū)別，國有企業(yè)獲得補貼的制度性成本比民營企業(yè)低得多。此外，紀祥裕[7]研究發(fā)現(xiàn)，行政審批改革對于資源配置改善的貢獻大部分來源于民營企業(yè);行政審批改革限制了政府干預行為，但也難以對國有企業(yè)產(chǎn)生顯著的政策效應。綜上所述，筆者認為，國有企業(yè)的政府補貼難以收到行政審批改革產(chǎn)生的政策效應。

從民營企業(yè)角度出發(fā)，筆者認為，行政審批改革至少對于政府補貼數(shù)量和補貼配置效率兩方面產(chǎn)生影響，具體表現(xiàn)如下：

1.行政審批改革與補貼數(shù)量。從政府補貼的數(shù)量來看，行政審批改革優(yōu)化了審批事項的補貼申請流程，促進政府補貼信息流通更加充分，降低了民營企業(yè)補貼申請的制度性成本，企業(yè)獲取補貼的積極性提升，進而促進政府補貼更多地流入民營企業(yè)。

目前，我國補貼管理方法仍有待完善，補貼審批權(quán)限未能公平下放，民營企業(yè)獲取的政府補貼中存在很高的制度性成本。首先，我國政府補貼申請審批的流程較長、效率低，涉及部門較多。以深圳市人才補貼為例，其海外人才專項資金申請指南中涉及的申請材料高達15項，涉及部門包括稅務局、外國專家局和工商管理等多個行政部門。其次，我國政府補貼的發(fā)放標準和管理方法為民營企業(yè)帶來極大信息不對稱的問題，抬高了補貼獲取門檻，造成補貼配置的偏向性。最后，政府補貼資助資金未能及時到位等問題也極大降低了民營企業(yè)獲取補貼的積極性。

推行行政審批改革后，審批事項的跨部門協(xié)調(diào)性增加，最明顯的改變就是審批事項流程縮短、審批時間減少、審批難度降低，民營企業(yè)申請政府補貼的制度性成本降低。行政審批中心設立后，涉及多部門審批項目改為由一個部門為主負責審批。此外，行政審批中心推行“并聯(lián)審批制”“窗口辦文制”“網(wǎng)上審批制”等措施極大簡化了審批流程。行政審批改革使得審批流程優(yōu)化，補貼信息（如補貼發(fā)放標準、發(fā)放對象、發(fā)放金額以及使用方法等）細則性內(nèi)容更為公開，補貼監(jiān)管更為規(guī)范。因此，民營企業(yè)獲取補貼的制度性成本降低、積極性上升，這使政府補貼更多地流向民營企業(yè)。目前，我國政府補貼發(fā)放形式包括財政補助、稅收返還和設立專項基金等。其中，專項基金發(fā)放額度上限較高，而財政補助以及稅收返還等方式也沒明確規(guī)定每年補貼的額度，即地方政府補貼分配金額上限尚無明確規(guī)定。綜上，筆者提出如下假設：

假設1：行政審批改革使政府補貼更多地流入民營企業(yè)。

2.行政審批改革與補貼配置效率。從政府補貼的配置效率來看，行政審批改革優(yōu)化了審批流程的管理和監(jiān)督，加強了政務的透明度，減少了利用審批職權(quán)滋生的尋租空間，從而促進政府補貼配置效率優(yōu)化，改善補貼配置扭曲。ADB6294A-9923-4638-8A1D-8CF5A5EED334

行政審批改革后，審批流程的監(jiān)管加強以及審批權(quán)執(zhí)行規(guī)范，使政府補貼發(fā)放規(guī)范化和透明化，減少操縱補貼的空間。艾琳等[24]研究發(fā)現(xiàn)，行政審批中心搭建了審批項目管理的信息平臺，可以管理審批活動的全過程，提升了行政監(jiān)管質(zhì)量。此外，我國紀檢部門已經(jīng)把行政審批改革納入了反腐體系中，并對行政審批實行電子監(jiān)察，強化審批事項的約束機制。上述措施都可減少補貼審批職權(quán)濫用的現(xiàn)象（如“二次許可”“變相收費制度”等），減少地方政企合謀尋租行為，進而促進政府補貼配置效率。

一個關(guān)鍵問題是，如何識別政府補貼的分配效率？葉寧華和張伯偉[25]研究發(fā)現(xiàn)，我國政府扮演著保護弱者的角色，補貼配置過程中可能存在尋租等行為，政府補貼沒有依照企業(yè)效益最優(yōu)的導向進行分配。邵敏和包群[1]研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼流入了競爭力更弱的企業(yè)，如規(guī)模較小和虧損企業(yè)，削弱了補貼的實際效果，形成政府補貼資源錯配現(xiàn)象。若行政審批改革減少了尋租的空間，優(yōu)化了配置效率，其必然可以改善補貼錯配。具體而言，行政審批改革對政府補貼的錯配進行糾偏，減少政企之間的尋租空間，改善補貼配置的扭曲，使政府補貼流入盈利情況更佳、規(guī)模更大的民營企業(yè)。綜上，筆者提出如下假設：

假設2：行政審批改革使政府補貼更多地流入盈利情況更佳、規(guī)模更大的民營企業(yè)。

三、樣本選擇與研究設計

（一）樣本說明

本文研究數(shù)據(jù)主要包括企業(yè)數(shù)據(jù)、行政審批改革數(shù)據(jù)以及城市層面數(shù)據(jù)。第一，企業(yè)數(shù)據(jù)。企業(yè)數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含企業(yè)的基本信息、產(chǎn)權(quán)屬性、財務特征以及政府補貼等數(shù)據(jù)。第二，行政審批改革數(shù)據(jù)。本文使用地級市行政審批中心相關(guān)數(shù)據(jù)來刻畫地區(qū)行政審批改革的進程，數(shù)據(jù)來源于畢青苗等[9]手工整理的數(shù)據(jù)。第三，城市層面數(shù)據(jù)。根據(jù)地級市的統(tǒng)計年鑒整理而得。第四，本文在進一步研究中使用各省份市場化指數(shù)、各省份檢察院年度報告披露的職務犯罪數(shù)據(jù)等。本文設定樣本期為1999—2007年，主要原因在于：第一，本文使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的企業(yè)樣本為研究對象，基于數(shù)據(jù)的可靠性，較多文獻使用該數(shù)據(jù)庫的時限截止到2007年。第二，我國多數(shù)城市的行政審批中心設立集中于2001—2005年，該樣本期可以平穩(wěn)覆蓋政策前后時間段，具有較好的代表性。第三，在該樣本區(qū)間內(nèi)，政府補貼受到其他政策沖擊的影響較小。

（二）模型設定

本文以地級市建立行政審批中心來度量行政審批改革的進程，考察行政審批改革對政府補貼的影響。以地級市是否設立行政審批中心來度量地區(qū)的行政審批改革是常規(guī)性做法。由于城市設立行政審批中心后并不會撤銷，加之各地級市設立行政審批中心的時間并不相同，因而使用是否設立行政審批中心作為解釋變量，并使用漸進雙重差分模型設定。為了驗證假設1，本文首先要檢驗行政審批改革對政府補貼數(shù)量的影響，構(gòu)建基準模型如下：

Subsidyijt=β0+β1Reformit+β2Xjt+β3Zit+θj+ωt+μjt（1）

其中，j代表企業(yè)，i表示城市，t代表年份。Subsidy為政府補貼;Reform為地級市是否設立行政審批中心，用來度量地區(qū)行政審批改革的進程;X表示影響政府補貼的企業(yè)層面控制變量;Z表示影響政府補貼的城市層面控制變量。同時在模型中控制企業(yè)和時間固定效應。

（三）變量定義

1.被解釋變量：政府補貼。采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的政府補貼/主營業(yè)務收入×100%計算得到。此外，本文也通過構(gòu)建政府補貼絕對值的自然對數(shù)重新測度企業(yè)獲得的補貼進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量：行政審批改革。本文參考畢青苗等[9]與朱光順等[11]的研究，采用是否設立行政審批中心表示行政審批改革。若地級市在行政審批中心成立的當年及之后，設立行政審批中心取值為1，否則為0。此外，參考朱光順等[11]的做法，本文采用行政審批中心相關(guān)的具體措施信息進一步刻畫行政審批改革進程，主要包括行政審批中心的成立時長、進駐部門數(shù)、進駐審批事項數(shù)和窗口數(shù)。上述指標全部都進行l(wèi)n（X+1）處理。成立時長度量了行政審批中心的時間連續(xù)性，其經(jīng)濟意義在于識別行政審批改革對于政府補貼的動態(tài)影響。此外，定義Reform=0的樣本企業(yè)，成立時長、進駐部門數(shù)、進駐審批事項數(shù)、窗口數(shù)都設定為0，

3.控制變量。本文控制了一系列影響政府補貼的變量，其中，企業(yè)層面的控制變量包括營業(yè)收入增長率、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金比例和企業(yè)規(guī)模。城市層面的控制變量包括：首先，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。該指標可以有效測度地級市服務業(yè)的發(fā)展水平，并與審批事項需求有明顯相關(guān)性。其次，地方政府財政收支狀況。本文利用地級市統(tǒng)計年鑒中市轄區(qū)的地方一般公共預算收入和地方一般公共預算支出刻畫財政收支狀況。

本文首先對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫按照一般做法進行常規(guī)性處理，刪除主要財務指標缺失的以及只在樣本期間出現(xiàn)過一次的觀測值。將行政審批中心數(shù)據(jù)、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和城市統(tǒng)計年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)按照年份和地級市的代碼進行匹配后得到樣本數(shù)據(jù)，最終的樣本區(qū)間為1999—2007年。匹配完成處理后，在1%的水平上對連續(xù)性變量進行縮尾處理，從而剔除異常值的影響。處理后的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如表2所示。當企業(yè)的產(chǎn)權(quán)為國有企業(yè)和集體企業(yè)時，定義企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性為1;其他情況則定義產(chǎn)權(quán)屬性為0。

Panel A展示了連續(xù)變量的情況，Panel B展示了虛擬變量的相關(guān)情況。本文觀察值共計985 857個，其中，民營樣本835 408個。研究樣本中，36.36%的觀測值當年所在的地市級沒有設立行政審批中心，63.64%的觀測值設有審批中心。從政府補貼來看，86.31%的觀測值沒有獲得政府補貼，13.69%的觀測值獲得補貼，這與邵敏和包群[1]關(guān)于補貼的研究一致。其他變量不再贅述。

四、實證分析

（一）行政審批改革與政府補貼數(shù)量ADB6294A-9923-4638-8A1D-8CF5A5EED334

行政審批改革對政府補貼的回歸結(jié)果，如表3所示。

由表3列（1）—列（3）所示，無論是否加入控制變量，核心解釋變量是否設立行政審批中心的系數(shù)均顯著為正。結(jié)果表明，在不區(qū)別企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性的情形下，地級市設立行政審批中心確實顯著增加了企業(yè)所獲得的政府補貼;即行政審批中心的設立降低了企業(yè)申請補貼的制度性成本，使更多的政府補貼流入企業(yè)。根據(jù)區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性進行回歸的結(jié)果，如表3列（4）—列（5）所示。結(jié)果表明，使用國有企業(yè)樣本時，是否設立行政審批中心的系數(shù)雖然為正，但并不顯著，表明行政審批改革并沒有顯著影響國有企業(yè)的政府補貼;使用民營企業(yè)樣本時，是否設立行政審批中心的系數(shù)為0.026，且在1%的水平上顯著。結(jié)果符合預期，即行政審批改革確實顯著地使政府補貼流入民營企業(yè)。至此，假設1得以驗證。行政審批中心設立并沒有顯著地使補貼流入國有企業(yè)，可能存在兩個方面的原因：一方面，從政府補貼的動機和政治關(guān)聯(lián)來看，國有企業(yè)相對民營企業(yè)受到更多的資源傾斜，行政審批改革對國有企業(yè)影響相對較小;另一方面，國有企業(yè)的補貼發(fā)放形式與申請方法與民營企業(yè)存在差異，其信息不對稱問題較少、申請門檻相對較低，即其獲取補貼的制度性成本較少，行政審批中心設立難以對其產(chǎn)生相應的經(jīng)濟影響。鑒于此，下文的研究均聚焦于民營企業(yè)樣本。

（二）動態(tài)效應檢驗

使用漸進雙重差分法的前提與傳統(tǒng)雙重差分法相一致，需要滿足平行趨勢假設。本文構(gòu)建如下模型對行政審批改革與政府補貼的動態(tài)效應進行檢驗：

Subsidyjit=β0+β1Reform_yearcit+β2Xjt+β3Zit+θj+ωi+μjt（2）

其中，Reform_yearc為企業(yè)j所在地級市i設立行政審批中心的時間虛擬變量。例如，若t年是地級市i行政審批中心設立前的第二年，則c取值為-2，此時政策實施前的第二年的虛擬變量Reform_year-2將取值為1，其他情況下取值為0;若t年是地級市行政審批中心設立后的第二年，則c取值+2，取值同理。本文在構(gòu)建Reform_yearc時，將行政審批中心設立前的第四年及以前都定義為政策實施前的第四年，將行政審批中心設立后的第二年及以后都定義為政策實施后的第二年。此外，模型中加入了控制變量、時間固定效應和企業(yè)固定效應。行政審批中心與政府補貼的動態(tài)效應回歸結(jié)果（民營企業(yè)樣本），如表4所示。可見，在使用民營企業(yè)樣本時，在行政審批中心設立前的前三年的系數(shù)均不顯著，滿足平行趨勢的假設。在地級市設立行政審批中心之后的政策變量估計系數(shù)均為正，且至少10%的水平上顯著，說明行政審批優(yōu)化確實顯著地促使政府補貼流向民營企業(yè)。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗。雙重差分法常常使用置換虛假的政策時間來進行安慰劑檢驗。本文分別將行政審批中心設立時間提前兩年和提前三年，重新構(gòu)建虛假的政策沖擊時間。例如，廣東省珠海市行政審批中心設立時間為2006年，則將2004年珠海市企業(yè)樣本虛假政策變量取值為1，否則為0。

2.重新度量產(chǎn)權(quán)屬性。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計的局限性，在識別企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性的問題上，采用企業(yè)注冊類型和實收資本比例兩個指標定義樣本。為了盡量減少企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性的測量誤差，本文參考聶輝華等[26]的做法，使用企業(yè)國有資本比例來度量產(chǎn)權(quán)屬性，計算公式為國有資本比例=（國家資本金+集體資本金）/實收資本。當企業(yè)國有資本比例超過50%時，定義該企業(yè)為國有企業(yè)，產(chǎn)權(quán)屬性取值1，否則取0。采用重新度量企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性后的民營企業(yè)樣本替換原來的民營企業(yè)樣本進行回歸。

3.考慮樣本自選擇。地級市設立行政審批中心后，審批流程的優(yōu)化會使營商環(huán)境改善，從而吸引新成立的企業(yè)入駐該城市，尤其會吸引那些關(guān)注行政審批流程的企業(yè)，由此產(chǎn)生的自選擇問題會使整體政策效應被高估。為此，本文參考王永進和馮笑[12]以及王紅建等[10]的方法，刪除企業(yè)成立年份大于所在地級市行政審批中心設立年份的民營企業(yè)樣本重新進行回歸。

4.改變被解釋變量。補貼政策決定了政府補貼的申請條件，即民營企業(yè)獲取補貼收入很大程度具有一定的外生性，部分補貼（如拆遷補助、價格補貼等）與企業(yè)自身經(jīng)營狀況相關(guān)性較小。為了增加被解釋變量的說服力，下文使用民營企業(yè)獲得政府補貼的自然對數(shù)重新定義被解釋變量。

系列穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果，如表5所示。在安慰劑檢驗中，虛假的政策沖擊變量的系數(shù)均不顯著，說明將行政審批中心設立時間無論提前兩年還是三年，流入民營企業(yè)的政府補貼并無顯著變化。表5列（3）—列（5）分別報告使用重新度量產(chǎn)權(quán)屬性、考慮樣本自選擇、使用政府補貼絕對值的自然對數(shù)重新回歸的結(jié)果，可見，無論是否加入控制變量以及無論采取何種穩(wěn)健性檢驗，行政審批中心設立與否的系數(shù)均顯著為正，說明本文的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5.使用行政審批具體措施度量審批制度改革。使用行政審批中心具體措施來重新度量行政審批改革的進程，其結(jié)果不僅可以作為基準回歸的穩(wěn)健性檢驗，增加結(jié)論的說服力，同時有助于研究行政審批中心影響政府補貼的關(guān)鍵措施。為驗證行政審批改革對政府補貼的具體影響措施，下文使用行政審批中心具體措施分別對民營企業(yè)樣本的政府補貼進行回歸，具體模型設定如下：

Subsidyijt=β0+β1ALCit+β2Xjt+β3Zit+θj+ωt+μjt（3）

其中，ALC為行政審批中心的具體措施指標，具體包括成立時長、進駐部門數(shù)、進駐審批事項數(shù)和窗口數(shù)，同樣在模型中加入控制變量以及控制企業(yè)和時間固定效應。具體回歸結(jié)果如表6所示。

如表6列（1）—列（4）所示，使用四個變量分別進行回歸，其系數(shù)均顯著為正，符合預期。即地級市設立行政審批中心之后，進駐部門數(shù)、進駐審批事項數(shù)、窗口數(shù)均顯著促進政府補貼流入民營企業(yè)。成立時長的系數(shù)顯著為正，說明行政審批改革對于政府補貼的效果呈現(xiàn)邊際遞增的現(xiàn)象，即改革產(chǎn)生的經(jīng)濟效應是漸進性，這與劉誠和鐘春平[8]結(jié)論較為一致。ADB6294A-9923-4638-8A1D-8CF5A5EED334

五、進一步研究：行政審批改革與政府補貼的配置效率

由上述結(jié)果可知，行政審批改革確實顯著地使政府補貼流入了民營企業(yè)。但如果政府補貼流入民營企業(yè)并沒有產(chǎn)生相應的經(jīng)濟效益，對于政府而言也是毫無經(jīng)濟意義的。行政審批改革使政府補貼具體流入了哪些民營企業(yè)？本文從企業(yè)特征的異質(zhì)性進一步研究。若本文假設2成立，即行政審批改革減少了民營企業(yè)的尋租空間，規(guī)避了主觀意愿上的操縱補貼行為，提升了政府補貼的配置效率，那么，地級市設立行政審批中心后政府補貼將傾向于流入競爭力更強的民營企業(yè)。本文將從企業(yè)規(guī)模和投資強度、盈利情況兩個角度進行分析，進一步檢驗行政審批改革對政府補貼的政策效應。

（一）企業(yè)規(guī)模和投資強度

規(guī)模和投資強度是企業(yè)最為典型的特征。目前，我國政府分配補貼存在偏向性，規(guī)模較小和嚴重虧損的民營企業(yè)獲得了更多的補貼。若是補貼配置效率有所提升，則在一定程度上可以改善這種配置扭曲，即政府補貼更多地流入規(guī)模更大以及投資強度更大的民營企業(yè)。

為了驗證行政審批改革對于不同企業(yè)規(guī)模和投資強度的政府補貼的影響，本文在式（1）的基礎(chǔ)上分別加入企業(yè)規(guī)模、投資強度虛擬變量及兩者與是否設立行政審批中心的交互項。本文定義企業(yè)規(guī)模虛擬變量為企業(yè)總資產(chǎn)的虛擬變量，當企業(yè)總資產(chǎn)大于樣本中位數(shù)時取1，否則為0;使用企業(yè)當年固定資產(chǎn)與上一期固定資產(chǎn)差額的自然對數(shù)近似替代企業(yè)的投資額，當企業(yè)投資額大于樣本中位數(shù)時取1，否則為0。若行政審批改革使政府補貼流入了更為優(yōu)質(zhì)的民營企業(yè)，預期企業(yè)規(guī)模和投資程度與是否設立行政審批中心的交互項均顯著為正。

由表7 列（1）和列（2）可知，無論是否加入控制變量，是否設立行政審批中心與投資強度的交互項均為0.009，且在10%的水平上顯著，說明地級市設立行政審批中心后確實使政府補貼流入了投資強度更大的民營企業(yè)。由表7 列（3）和列（4）可知，無論是否加入控制變量，是否設立行政審批中心設立與企業(yè)規(guī)模的交互項均為正，且在5%的水平上顯著。結(jié)果符合預期，說明地級市設立行政審批中心后確實使政府補貼流入了規(guī)模更大的民營企業(yè)。

（二）企業(yè)盈利情況

政府出于地區(qū)經(jīng)濟增長和官員晉升等動機對民營企業(yè)盈余管理進行干預，而行政審批中心設立后會弱化政府干預企業(yè)經(jīng)營狀況的能力，減少了政企合謀的尋租空間。政府傾向于補貼盈利情況惡化的民營企業(yè)，行政審批流程的規(guī)范化會減少政府補貼。筆者認為，行政審批改革對民營企業(yè)獲得政府補貼的促進作用會隨著企業(yè)虧損惡化而減少。

為了驗證行政審批改革對政府補貼的影響在不同盈利情況企業(yè)中的差異性，本文根據(jù)企業(yè)盈利情況進行分組。首先，僅保留連續(xù)出現(xiàn)兩年及以上的企業(yè)，定義企業(yè)當年利潤總額大于0為盈利企業(yè)，小于或者等于0為虧損企業(yè)。接著，按照盈利情況由差到好依次定義以下6類的企業(yè)組別：連續(xù)三年虧損、連續(xù)兩年虧損、當年虧損、當年盈利、連續(xù)兩年盈利、連續(xù)三年盈利。使用分組完成的樣本對式（1）重新回歸。結(jié)果如表8所示，隨著樣本盈利情況不斷向好，是否設立行政審批中心的系數(shù)由負轉(zhuǎn)正，其顯著性也呈現(xiàn)遞增的趨勢。具體而言，對于列（1）中連續(xù)三年虧損的樣本組別，是否設立行政審批中心的系數(shù)為-0.042且不顯著;列（2）中連續(xù)兩年虧損的組別，是否設立行政審批中心的系數(shù)為-0.042，且在10%的水平上顯著，說明行政審批中心設立后弱化了政府出于自身目的對當?shù)靥潛p企業(yè)進行盈余管理，從而減少了對虧損民營企業(yè)的補貼。隨著企業(yè)盈利情況不斷向好，列（3）—列（6）中是否設立行政審批中心的系數(shù)均顯著為正。盈利組別中，列（4）—列（6）是否設立行政審批中心的系數(shù)分別為0.024、0.015和0.037，且至少在5%的水平上顯著。上述結(jié)果符合預期，說明行政審批改革使政府補貼更多地流入盈利情況更好的民營企業(yè)，在一定程度上改善了政府基于盈余管理動機產(chǎn)生的補貼配置扭曲。

綜上所述，行政審批改革確實顯著地促使政府補貼流入民營企業(yè)，且主要流入了規(guī)模更大、投資強度更高和盈利情況更好的優(yōu)質(zhì)民營企業(yè)。可見，行政審批改革使政府補貼遵從“扶優(yōu)扶強”的原則，優(yōu)化了補貼配置效率。至此，假設2得以驗證。

六、異質(zhì)性分析與機制檢驗

（一）制度環(huán)境的異質(zhì)性分析

地區(qū)的制度環(huán)境可以有效衡量其制度性成本。制度環(huán)境越好的地區(qū)，其制度性成本相對更低。Baumol[27]研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)的制度環(huán)境與企業(yè)尋租空間負相關(guān)，行政審批改革對政府補貼作用可能隨著制度環(huán)境的下降而產(chǎn)生更高的邊際影響。為了研究制度環(huán)境在行政審批改革對政府補貼的調(diào)節(jié)作用，本文在式（1）的基礎(chǔ)上加入行政審批中心和制度環(huán)境的交互項，構(gòu)建如下模型對民營企業(yè)樣本進行回歸：

Subsidyijt=β0+β1Reformit+β2indexit+β3indexit×Reformit+β4Xjt+β5Zit+θj+ωt+μjt（4）

其中，index為制度環(huán)境，在模型中控制城市和時間雙向固定效應。本文選用市場化指數(shù)來度量地區(qū)的制度環(huán)境。市場化數(shù)據(jù)包括市場化指數(shù)以及指數(shù)構(gòu)成的五項細分指標，細分指標包括政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法治環(huán)境。每一項指數(shù)的得分越高，表示該地區(qū)在這細分項目中排名越靠前，市場化程度越高。本文選取1999—2007年我國省份市場化指數(shù)的數(shù)據(jù)，按省份代碼和樣本數(shù)據(jù)進行匹配。如果行政審批改革對民營企業(yè)政府補貼的促進作用在市場化程度較低的地區(qū)更顯著，預期交互項系數(shù)β3顯著為負。

制度環(huán)境的異質(zhì)性分析回歸結(jié)果，如表9所示。可見，除了列（4）中當產(chǎn)品市場的發(fā)育程度作為核心解釋變量時，交互項的系數(shù)不顯著外，其它列的系數(shù)都顯著為負。上述結(jié)果說明，行政審批改革使政府補貼流入民營企業(yè)的經(jīng)濟效果隨著地區(qū)的制度環(huán)境優(yōu)化而不斷下降。在市場化程度較低的地區(qū)，行政審批改革使政府補貼流入競爭力更強的民營企業(yè)的經(jīng)濟效果更顯著。ADB6294A-9923-4638-8A1D-8CF5A5EED334

（二）尋租機制檢驗

現(xiàn)有研究表明，尋租和政治關(guān)聯(lián)會導致補貼配置扭曲。我國行政審批改革是否通過減少尋租空間，提高了政府補貼的配置效率，使得補貼更多地流向了優(yōu)質(zhì)的民營企業(yè)？下文將對理論假說部分的尋租機制進行檢驗。本文參考周黎安[28]的做法，本文利用各地的公職人員職務犯罪案件度量政府尋租（Corrupt）。職務犯罪案件數(shù)據(jù)整理自各省人民檢察院年度工作報告。考慮到數(shù)據(jù)的局限性，本文使用省份的貪污賄賂案件近似度量尋租行為，將其與行政審批改革數(shù)據(jù)匹配，共計2 447個觀測值。將尋租變量作為被解釋變量加入模型回歸，模型中同時加入城市層面的控制變量。

行政審批改革對政府尋租的影響回歸結(jié)果，如表10所示。可見，是否設立行政審批中心的系數(shù)分別為-0.027、-0.022和-0.038，且都在1%的水平上顯著，表明城市推行行政審批改革顯著減少了公職人員利用職務違法犯罪案件數(shù)量，有助于減少尋租行為。行政審批改革下放和優(yōu)化審批權(quán)，減少了政府對微觀主體的不合理干預，消除了經(jīng)濟運行過程中的制度扭曲，減少了尋租空間。

七、結(jié)論和政策建議

本文利用1999—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以全國各地級市行政審批中心的設立作為準自然實驗，考察行政審批改革對政府補貼的影響。研究表明：第一，行政審批改革顯著地使政府補貼流入民營企業(yè);在經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗以及一系列的穩(wěn)健性檢驗之后，上述結(jié)論依舊穩(wěn)健。第二，更重要的是，行政審批改革改善了政府補貼配置的扭曲，使補貼流入了盈利情況更佳、規(guī)模更大以及投資強度更大的民營企業(yè)，提高了補貼的配置效率;進一步研究表明，這種經(jīng)濟影響在市場化程度更低的地區(qū)中更為明顯。第三，從影響機制上，行政審批改革減少了尋租空間，從而實現(xiàn)了補貼的配置優(yōu)化。

基于上文的分析，筆者提出如下政策建議：第一，優(yōu)化審批程序和流程，推進審批項目跨部門的協(xié)調(diào)，提升政務服務效率。本文研究表明，行政審批改革確實顯著地促進了政府補貼流入民營企業(yè)并優(yōu)化了配置效率。在具體措施檢驗中，進駐審批事項對民營企業(yè)補貼的促進作用最為顯著。完善行為審批中心進駐審批事項，使其更好地服務企業(yè)申請補貼所需要的流程，可以有效降低企業(yè)的制度性成本，提升其獲取補貼的動機。我國政府部門應持續(xù)因地制宜推進行政審批改革、優(yōu)化審批程序和流程、提高政務服務效率，進而改善市場經(jīng)濟運行機制。第二，行政審批改革應注重規(guī)范審批行為，加強審批行為廉潔作風建設，減少審批中存在的尋租空間。行政審批改革對政府補貼的經(jīng)濟影響在更低市場化程度地區(qū)中更顯著，側(cè)面反映了補貼尋租空間的存在。在簡政放權(quán)背景下，政府需要在推進行政審批改革的同時，優(yōu)化審批行為規(guī)范，提高審批過程的公開度和透明度。第三，進一步完善我國政府對補貼配置及管理的相關(guān)規(guī)定，明確各種類型政府補貼的發(fā)放方法和監(jiān)督細則，對地方政府的補貼行為進行有效約束和監(jiān)督。目前，我國法律法規(guī)對于政府補貼行為沒有明確的規(guī)定，各地政府對于補貼的對象以及補貼發(fā)放形式等存在很大自主權(quán)。民營企業(yè)在獲取政府補貼面臨著補貼獲取門檻高、補貼申請信息不對稱等高昂的制度性成本。補貼獲取的制度性成本使民營企業(yè)無法有效、公平地獲取補貼，導致了補貼資源的錯配。因此，有必要完善政府補貼的相關(guān)管理規(guī)定，制定公開透明的補貼發(fā)放細則，對地方政府的補貼行為進行有效約束和監(jiān)督，提升補貼效率。

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（責任編輯：徐雅雯）

收稿日期：2021-11-23

基金項目：國家自然科學基金面上項目“城市內(nèi)土地錯配和實體經(jīng)濟發(fā)展：成因、測度及影響機制”（71973158）;國家社會科學基金后期資助項目“城市土地問題與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究”（19FJYB019）

作者簡介：

李華明（1996-），男，廣東佛山人，碩士研究生，主要從事區(qū)域與城市經(jīng)濟學、土地經(jīng)濟學、公共經(jīng)濟學等研究。E-mail：lihm63@mail2.sysu.edu.cn

張 莉（通訊作者）（1982-），女，湖北天門人，教授，博士，博士生導師，主要從事區(qū)域與城市經(jīng)濟學等研究。E-mail： zhangL39@mail.sysu.edu.cn]ADB6294A-9923-4638-8A1D-8CF5A5EED334