微觀主體成長、“放管服”改革與南方經濟占比上升

徐現祥 王子晗

一、引言

近年來，我國區域經濟發展呈現出南方經濟發展較快，全國經濟中心進一步南移的新特征(習近平，2019)。南方經濟占全國比重自2012年起開始迅速增長，2020年達到64%，8年間增長了約4個百分點。其中，長江經濟帶和華南地區在8年間分別上升了約2個百分點和約1個百分點。不可否認，南方經濟占比上升是微觀市場主體行為的宏觀反映，既可能源于新市場主體更快進入，又可能源于在位市場主體更快成長，還可能是二者共同作用的結果。前者意味著數量擴張，后者意味著質量提升。因此，基于中國經濟近年來不斷向高質量發展轉型的實踐，系統考察南方經濟占比上升的微觀基礎將是一個有重要意義的話題。

基于此，文章首先貢獻了一個簡潔的占比核算公式，探索南方經濟占比上升的微觀基礎。從經濟總量等于微觀主體數量與平均產出的乘積出發，文章把地區占比變化分解為微觀主體數量占比的變化和相對平均產出的變化。前者是微觀主體的進入效應；后者是微觀主體的成長效應。這表明，這個占比核算公式，不僅具有清晰的經濟含義，而且具有很強的可處理性。

接著，文章采用這個公式核算了南北方經濟占比在2012-2020年間的變化，發現南方經濟占比上升源于南方企業成長更快，勞動生產率提高更快。具體而言，南方經濟占比提高了3.28個百分點，從企業法人視角看，進入效應是-1.56個百分點，成長效應是4.84個百分點；從勞動力視角看，進入效應是-5.74個百分點，成長效應是9.02個百分點。這清晰地表明，南方經濟占比上升主要源于，微觀主體的成長效應是正的。同時，核算結果也顯示，北方經濟占比下降了4.5個百分點，從企業法人視角看，進入效應是1.28個百分點，成長效應是-5.78個百分點；從勞動力視角看，進入效應是4.97個百分點，成長效應是-9.47個百分點。這也清晰地表明，北方經濟占比下降主要源于，微觀主體的成長效應是負的。

最后，文章嘗試探索更深層次因素，實證分析發現，微觀主體的成長與“放管服”改革顯著相關。根據典型事實已經看到，2012年之后南方經濟占比開始加速提升，也正是2012年之后，新一屆政府成立，把加快政府職能轉換、簡政放權作為開門第一件大事。“放管服”致力于從“全生命周期”角度進行企業便利化改革，不僅僅是企業進入和退出的便利，更是保證企業在生命周期中的發展便利。既實施“注冊資本認繳制”“先照后證”等舉措從商事登記制度方面放寬市場準入門檻，也從企業全生命周期的角度努力有效降低企業各個環節的制度性成本，還嘗試完善企業退出機制，出清“僵尸企業”，提高資源的市場配置效率。因此，“放管服”改革不僅便利了新增企業進入市場，促進了市場主體數量增加，而且便利了在位企業運營，促進在位企業更快成長。文章采用省級政府一體化政務服務能力度量各地“放管服”改革的成效，實證分析發現，在2015-2020年間，省級政府一體化政務服務能力提升1個百分點，轄區企業法人的產出規模和勞動生產率將顯著地變動2個百分點。這意味著，南北政府“放管服”改革的差異與南北企業成長差異密切相關，進而與南北經濟占比變化密切相關。

文章的工作屬于在興起的南北經濟差距文獻(周民良，2000；盛來運等，2018)，可能的貢獻有三個。一，文章是從微觀主體視角探索區域經濟差距。我國區域經濟差距一直是政策界、理論界關注的熱點問題。改革開放初期，隨著“沿海地區優先發展”的區域戰略實施，區域經濟逐漸呈現出非均衡發展的趨勢，區域差距不斷擴大，引發學者們的高度關注。研究角度主要集中于區域差距、產業差距、城鄉差距三種視角。這方面的文獻非常豐富，代表性的文獻如魏后凱(1996)；林毅夫等(1998)；蔡昉、楊濤(2000)；彭國華(2005)；羅守貴、高汝熹(2005)；程永宏(2007)；江春等(2016)等。顯然，這些文獻都是從宏觀視角展開討論的，尚未從微觀主體的視角開展討論。

二，文章嘗試考察“放管服”改革對區域經濟差距影響。現有文獻已經考察了經濟發展政策(林毅夫、劉培林，2003)、市場化改革(孫曉華等，2015)、城市化(陸銘、陳釗，2004)、人力資本(張文武、梁琦，2011)、勞動力流動(彭國華，2015)、TFP(彭國華，2005)、技術進步偏向(陳勇、柏喆，2018)等因素的影響。王小魯、樊綱(2004)則對資本、人力資本和勞動力在各地區間的流動、市場化進程、結構變動因素對地區經濟差距的影響進行了普遍討論。這些文獻大大豐富了人們對區域發展差距的理解，但尚未考察“放管服”改革對區域經濟發展帶來的新影響。

三，與現有的“放管服”改革文獻相比，文章關注的不是市場主體進入，而是市場主體成長。早期，商事制度改革文獻主要是介紹先行地區的改革進展和經驗(艾琳、王剛，2014；陳海疆，2014)或對商事制度改革的影響進行定性分析(鐘瑞棟、劉奇英，2014；許瑞生，2015)。近年來，文獻主要考察商事制度改革對市場主體進入率的影響(徐現祥、馬晶，2019；張莉等，2019；黃亮雄等，2019；黃亮雄等，2020；夏杰長、劉誠，2020；夏后學等，2019)，進而考察對產業結構轉型(盧現祥、李慧，2021；朱奕蒙等，2022)、產業分工(劉誠、楊繼東，2020)的影響，尚未考察對企業成長的影響。

文章以下部分的結構安排是，第二部分描述南北區域經濟發展的典型事實；第三部分是南北區域經濟占比核算，考察微觀主體的進入效應和成長效應在經濟占比變動中的影響程度；第四部分尋找更深層次因素，實證分析“放管服”改革的影響程度；最后是結論性評述。

二、南北區域經濟發展的典型事實

文章從統計數據中歸納出南北經濟發展的四個典型事實：一是南方地區經濟占比普遍上升；二是北方地區經濟占比普遍下降；三是南方市場主體成長更快；四是南方勞動生產率增長更快。

圖1報告了南方地區生產總值占全國比重的變化趨勢(1)南方地區包括上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南、廣東、廣西、福建、海南15個省區市；北方地區包括青海、甘肅、寧夏、內蒙古、陜西、山西、河南、山東、黑龍江、遼寧、吉林、北京、天津、河北14個省區市。未統計西藏、新疆和港澳臺地區。。從圖形上看，在2012年之前，南方經濟占比大致穩定在60%左右，2012年之后，明顯呈現出逐年上升趨勢，2020年，南方經濟占比為64%，8年間上升了約4個百分點。根據國家區域發展戰略(2)十八大以來，國家區域發展戰略先后推出了京津冀協同發展、長江經濟帶、粵港澳大灣區、長三角一體化、黃河流域環境保護與高質量發展等。，文章將南方地區細分為長江經濟帶和華南地區兩個區域，北方地區細分為黃河經濟帶、東北地區和京津冀三個區域，圖2報告了這5個地區占全國經濟比重的變化趨勢。從圖形上看，在過去8年間，位于南方的長江經濟帶和華南地區的經濟占比也呈現出逐漸上升趨勢，分別上升了約2個百分點和約1個百分點。南方經濟占比的上升自然意味著北方經濟占比的下降，黃河經濟帶、東北地區和京津冀地區占全國經濟比重逐年下降，在2012-2020年間，分別下降了約2個百分點、約2個百分點和約1個百分點。這表明，2012年以來，南方地區經濟占比普遍上升，北方地區經濟占比普遍下降。

圖1 南方生產總值占全國比重變化①圖2 細分區域生產總值占全國比重變化① 數據來源:國家統計局。

南方經濟占比不斷上升，是南方企業成長更快、勞動生產率更高的結果。從微觀主體的視角看，占比增加主要有兩個直接原因：一是微觀主體數量增加，而微觀主體規模相對保持不變；另一個是，微觀主體數量相對不變，而微觀主體規模越來越大。顯然，前者是外延式數量擴張，后者是內涵式高質量發展。圖3報告了南方市場主體數量占比和相對規模自2012年以來的變化趨勢。從圖形上看，盡管隨著商事制度改革，我國市場主體數量快速增長(畢青苗等，2018；朱奕蒙等，2022)，但是南方企業法人占全國比重并沒有呈現出上升趨勢，反而呈現出下降趨勢；南方企業法人的平均規模與全國企業法人的平均規模比值，即南方企業法人的相對規模從0.97躍升至1.05，實現了對全國平均水平的超越。這說明，從企業法人的視角看，南方經濟占比的上升，不是源于企業法人數量的增加，而是源于南方企業法人更快地成長。另一方面，文章還從勞動力的視角考察南方經濟占比。圖4報告了南方地區勞動力數量占比和相對勞動生產率的變動趨勢。從圖形上看，南方勞動力數量占比連年降低，2020年比2012年降低了6個百分點；南方勞動生產率與全國勞動生產率的比值，即南方的相對勞動生產率，則從2012年的1增長至2020年1.15，在生產效率上具有了新的優勢。這說明，從勞動力的視角看，南方經濟占比的上升，不是源于勞動力數量的增加，而是源于南方勞動生產率提高得更快。以上兩個方面都揭示了，從微觀主體的視角看，南方經濟占比的增加是企業成長更快、勞動生產率更高的結果。

圖3 南方市場主體相對規模、數量占比變化圖4 南方勞動力相對生產率、數量占比變化

三、南北區域經濟占比核算

文章從微觀視角構建了經濟占比變化的核算公式。國內生產總值在微觀視角上可以看作所有構成經濟活動的微觀主體的產出總和。因此，地區經濟占比的上升會由兩種機制導致，一個是地區原有微觀主體自身產出增加，使經濟規模擴大，即成長效應；另一個是存在大量新增微觀主體進入該地區市場，從而使得經濟總量增長，即進入效應。為了考察南北經濟占比變動究竟是由哪一種效應主導形成的，本節將從企業和勞動力兩個視角對地區經濟占比進行分解核算。

(一)企業視角占比變化核算

以企業為微觀主體，地區的經濟占比上升可分解為市場主體規模擴大的成長效應和市場主體數量增加的進入效應。國內生產總值Y可以看作市場主體數量Q和市場主體規模Δ的乘積，則某地區s的經濟生產總值Ys可以看作s地區的市場主體數量Qs乘以市場主體規模Δs。從而地區經濟占比SY可被分解為地區市場主體相對規模和地區市場數量占比的乘積，如式(1)所示，

(1)

接下來，核算地區經濟占比變化。不妨假設，sY1為第1期s地區經濟占比，sY2為第2期s地區經濟占比。在兩期間，s地區經濟占比變化可分解為:

sY2-sY1=sΔ2sQ2-sΔ1sQ1=sΔ2sQ2-sΔ2sQ1+sΔ2sQ1-sΔ1sQ1=sΔ2(sQ2-sQ1)+sQ1(sΔ2-sΔ1)

(2)

或sY2-sY1=sΔ1(sQ2-sQ1)+sQ2(sΔ2-sΔ1)

(3)

式(2)和式(3)只是參考基準不同，并不存在實質性差別。不可否認，由于兩期間數據存在差異，在實際采用以不同期數據作為參考基準的式(2)和式(3)進行核算時，得到的分解結果難免也存在差異。基于此，文章綜合式(2)和式(3)兩種核算方法，得到式(4):

sY2-sY1=0.5(sΔ1+sΔ2)(sQ2-sQ1)+0.5(sQ1+sQ2)(sΔ2-sΔ1)

(4)

式(4)右邊第一項是，在兩期間，市場主體相對規模均值與市場主體占比變化量的乘積。顯然，市場主體占比變化方向決定了右邊第一項度量的符號，比如市場主體占比增加，第一項符號為正；反之，為負。基于此，文章把等式右邊第一項稱之為進入效應。右邊第二項是，在兩期間，市場主體數量占比均值與市場主體相對規模變化量的乘積。顯然，市場主體相對規模變化方向決定了右邊第二項度量的符號，比如市場主體相對規模增加，第二項符號為正；反之，為負。基于此，文章把等式右邊第二項稱之為成長效應。

文章采用式(4)核算我國南北經濟占比在2012-2020年間的變化情況。數據來自國家統計局報告的各省(直轄市、自治區)地區生產總值和企業法人單位個數。表1報告了南北方經濟占比變化中的企業法人進入效應和成長效應。

表1 經濟占比變化核算：企業法人視角

表1第2-4列報告了南方經濟占比的分解。總體而言，2012年至2020年南方經濟占比共上升了3.28個百分點，其中成長效應為4.84個百分點，進入效應為-1.56個百分點，企業法人成長效應在南方經濟占比上升中起到了主導作用，進入效應不僅沒有推動南方經濟占比增長，反而具有一定抑制作用。分階段來看，在2012-2014年間，南方經濟占比上升了0.96個百分點，其中0.79個百分點是企業法人成長效應，0.18個百分點是企業法人進入效應。顯然，這兩個效應都是正的，其中成長效應更大些。在隨后的2014-2016年、2016-2018年和2018-2020年三個階段，南方經濟占比一直上升，企業法人成長效應也一直是正的，但是企業法人進入效應則一直是負的。這表明，企業法人成長效應完全主導著南方經濟占比上升。

表1第5-7列報告了北方經濟占比的分解。總體而言，2012年至2020年北方經濟占比下降了4.5個百分點，其中成長效應為-5.78個百分點，進入效應為1.28個百分點。這表明企業法人成長效應在北方經濟占比下降中起到了主導作用，進入效應盡管是正的，但是并沒有阻止北方經濟占比下降。分階段來看，在2012-2014年間，北方經濟占比下降了1.14個百分點，其中-0.63個百分點是企業法人成長效應，-0.51個百分點是企業法人進入效應。顯然，這兩個效應都是負的，其中成長效應的絕對值更大些。在隨后的2014-2016年、2016-2018年和2018-2020年三個階段，北方經濟占比一直下降，盡管企業法人成長進入效應從2014年開始一直是正的，有助于提高北方經濟占比，但是企業法人成長效應一直是負的，主導著北方經濟占比不斷下降。

總之，以上分析表明，從企業法人視角看，2012年以來，南北經濟占比的變化主要是由企業法人的成長效應主導的。

(二)勞動力視角占比變化核算

從勞動力視角出發，國內生產總值Y是勞動力數量L和勞動生產率δ乘積。相應地，地區s的經濟生產總值Ys為勞動力數量Ls與勞動生產率δs乘積。同理， 地區經濟占比變化也可分解為勞動力的進入效應與成長效應，

sY2-sY1=0.5(sδ1+sδ2)(sL2-sL1)+0.5(sL1+sL2)(sδ2-sδ1)

(5)

類似于式(4)，在式(5)中，等式右邊第一項是，在兩期間，相對勞動生產率均值與勞動力占比變化量的乘積，度量了勞動力的進入效應。右邊第二項是，在兩期間，勞動力占比均值與相對勞動生產率變化量的乘積，度量了勞動力的成長效應。

文章采用式(5)核算我國南北經濟占比在2012-2020年間的變化情況。數據來自國家統計局報告的各省(直轄市、自治區)地區生產總值和就業人員。表2報告了南北方經濟占比變化中的勞動力進入效應和成長效應。

表2 經濟占比變化核算：勞動力視角

表2第2-4列報告了南方經濟占比的分解。總體而言，2012年至2020年南方經濟占比共上升了3.28個百分點，其中勞動力成長效應為9.02個百分點，進入效應為-5.74個百分點，勞動力成長效應在南方經濟占比上升中起到了主導作用，進入效應不僅沒有推動南方經濟占比增長，反而具有一定抑制作用。分階段來看，在2012-2014年、2014-2016年、2016-2018年和2018-2020年四個階段，南方經濟占比一直上升，勞動力成長效應也一直是正的，但是勞動力進入效應則一直是負的。這表明，勞動力成長效應完全主導著南方經濟占比上升。

表2第5-7列報告了北方經濟占比的分解。總體而言，2012年至2020年北方經濟占比下降了4.5個百分點，其中成長效應為-9.47個百分點，進入效應為4.97個百分點。這表明勞動力成長效應在北方經濟占比下降中起到了主導作用，進入效應盡管是正的，但是并沒有阻止北方經濟占比下降。分階段來看，在2012-2014年、2014-2016年、2016-2018年和2018-2020年四個階段，北方經濟占比一直下降，盡管勞動力進入效應一直是正的，有助于提高北方經濟占比，但是勞動力成長效應一直是負的，主導著北方經濟占比不斷下降。

總之，以上分析表明，從勞動力視角看，2012年以來，南北經濟占比的變化主要是由勞動力的成長效應主導的。

四、尋找更深層次因素

(一)理論假說

文章認為，“放管服”改革有利于企業成長，提高勞動生產率。黨中央、國務院高度重視 “放管服”改革優化營商環境工作。自2015年5月12日國務院召開全國推進簡政放權放管結合職能轉變工作電視電話會議，正式提出“放管服”改革以來，國務院每年印發 “放管服”改革重點任務分工方案，確保重點任務落到實處。比如2021年6月2日，李克強總理在全國深化“放管服”改革著力培育和激發市場主體活力電視電話會議上發表重要講話，7月印發深化“證照分離”改革、提高監管的精準性有效性、推進政務服務標準化規范化便利化等具體措施和要求，部署持續一體推進“放管服”改革，培育壯大市場主體，更大激發市場活力和社會創造力。“放管服”改革通過推進企業全生命周期政務服務的便利化，在“準入”環節，降低市場準入門檻和進入成本，有利于新企業進入市場；在“運營”環節，“放管服”改革致力于全流程、全環節降低企業的制度性成本，促進企業成長；在“退出”環節，實行注銷便利化改革等，有利于市場出清，提升資源配置效率。

(二)實證模型

文章擬采用固定面板模型實證檢驗上述理論假設。實證模型具體設定如下:

Yit=α0+α1egovit+θXit+ui+λt+εit

(6)

在式(6)中，Yit為i省份在t年的對數形式的市場主體規模(scaleit)和對數形式的勞動生產率(lrgdpit)。其中，市場主體規模為實際生產總值與企業法人單位數量的比值，勞動生產率為實際生產總值與城鎮就業人口的比值。

egov是文章的核心解釋變量，度量省級政府一體化政務服務能力。盡管黨中央、國務院高度重視“放管服”改革優化營商環境工作，但是相關部門并沒有定期發布相應的統計數據。基于此，文章采用中央黨校(國家行政學院)電子政務研究中心發布的《省級政府和重點城市一體化政務服務能力(政務服務“好差評”調查評估報告)》數據。中央黨校在聯合國電子政務調查評估(EGDI)框架下，面向全國31個省(自治區、直轄市)和新疆生產建設兵團及計劃單列市、省會城市，對一體化政務服務能力進行評估，并自2015年起逐年發布評估結果。評估工作依托于國家政務服務平臺和各省政務服務平臺提供服務的相關數據，圍繞在線服務成效、在線辦理成熟度、服務方式完備度、服務事項覆蓋度、辦事指南準確度5項一級指標進行展開，并下設22項二級指標、66項三級指標(3)不同年度二三級指標的數目有小幅變動。構成指標體系。在線服務成效是2017年新增的一級指標，主要用于衡量“好差評”制度建設，為了滿足數據的可比性，文章對該指標進行剔除。剩余4個一級指標較為客觀全面地從省級政府一體化政務服務能力的 “一網通辦”“渠道一網通達”“事項應上盡上”“指南精準實用”方面對省級政府一體化政務服務能力程度進行評估。基于此，文章采用29(4)不包含西藏和新疆。個省區市2015-2020年在線辦理成熟度、服務方式完備度、服務事項覆蓋度、辦事指南準確度4項一級指標的平均得分的對數形式，度量省級政府一體化政務服務能力。

文章還控制了一系列可能影響市場主體規模和勞動生產率的變量。具體而言，包括工業化水平(indus)、政府規模(gov)、對外開放程度(open)、城市化水平(urban)、國有經濟比重(soe)(5)工業化水平采用第二產業增加值與GDP的比值，政府規模采用政府財政支出與GDP的比值，對外開放程度采用出口總額與GDP的比值，城市化水平采用城鎮人口比重，國有經濟比重采用國有企業法人單位數與總企業法人單位數的比值。。數據來自國家統計局。

表3為文章變量的描述性統計。統計數據顯示，在過去5年間，平均勞動生產率為60.122萬元，平均市場主體規模為705.622萬元，平均省級政府一體化政務服務能力水平得分為83.214。

表3 描述性統計

(三)實證結果

表4報告了基本回歸結果，從勞動力和企業兩個視角估計省級政府一體化政務服務能力對微觀主體成長的影響。

表4第(1)、(2)列采用勞動力視角，被解釋變量為對數勞動生產率。第(1)列報告了固定效應模型估計結果，控制省份固定效應和年份固定效應后，省級政府一體化政務服務能力的系數顯著為正，即省級政府一體化政務服務能力越強，勞動生產率越高。文章所關心的省級政府一體化政務服務能力系數估計值為2.824，能夠通過顯著性為5%的統計檢驗，表明省級政府一體化政務服務能力每增加1個百分點，勞動生產率將增加2.824個百分點。第(2)列控制工業化水平、政府規模、對外開放程度、城市化水平和國有經濟比重的差異，此時省級政府一體化政務服務能力的估計系數為2.658，系數大小略有降低，仍能通過5%水平的顯著性檢驗。

表4第(3)、(4)列采用企業視角，被解釋變量為對數市場主體規模。第(3)列報告了控制省份固定效應和年份固定效應的結果，省級政府一體化政務服務能力水平的系數為2.394，通過了5%水平的顯著性檢驗，表明省級政府一體化政務服務能力的提高有利于企業成長。具體而言，省級政府一體化政務服務能力每增加1個百分點，市場主體規模將增加2.394個百分點。第(4)列控制可能影響市場主體規模的因素后，省級政府一體化政務服務能力的估計系數為2.168，系數大小略有降低，在統計意義上依舊顯著。結果表明，省級政府一體化政務服務能力的提高能夠促進企業規模成長，提高勞動生產率。

表4 省級政府一體化政務服務能力與微觀主體成長：基準回歸

表5針對核心解釋變量的度量方式進行穩健性檢驗(6)文章暫未考察可能存在的內生性問題。。第(1)、(3)列復現了表4中的基準回歸結果，第(2)、(4)列采用未剔除在線服務成效一級指標的省級政府政務服務一體化能力總指標得分的對數形式(egov_all)作為解釋變量，度量省級政府政務服務一體化能力。回歸結果中，省級政府一體化政務服務能力總指標得分每增加1個百分點，勞動生產率增加2.699個百分點，市場主體規模增加2.203個百分點，與基準回歸結果相比，核心解釋變量系數大小略有提升，核心結論仍與預期一致。

表5 省級政府一體化政務服務能力與微觀主體成長：穩健性檢驗

為了促進區域統籌協調發展，黨中央也根據各地區特征和優勢，不斷推出針對性的區域發展戰略。如2015年中共中央政治局審議通過《京津冀協同發展規劃綱要》、2016年國務院正式印發《長江經濟帶發展規劃綱要》、2019年印發《粵港澳大灣區發展規劃綱要》、2021年印發《黃河流域生態保護和高質量發展規劃綱要》。(7)由于文章數據時間跨度為2015-2020年，《京津冀協同發展綱要》和《黃河流域生態保護和高質量發展規劃綱要》的印發時間超出研究范圍，故本部分僅探究《長江經濟帶發展規劃綱要》和《粵港澳大灣區規劃綱要》的影響。因此文章嘗試引入區域發展戰略，探究其是否會干擾省級政府一體化服務能力對微觀主體成長的影響。

表6 省級政府一體化政務服務能力與微觀主體成長：區域發展戰略影響

表6第(1)、(3)列構建長江經濟帶虛擬變量(cj)，如果樣本所在省份屬于長江經濟帶且年份位于2016年《長江經濟帶發展規劃綱要》發布后，取值為1，否則取值為0。將虛擬變量與核心解釋變量的交乘項納入模型，估計結果發現省級政府一體化政務服務能力的系數為2.672，仍能通過5%水平的顯著性檢驗，而交乘項系數數值較小，且在統計意義上不顯著。表6第(2)、(4)列針對粵港澳大灣區構建虛擬變量(yga)，由于文章不考慮香港、澳門地區，因此如果樣本屬于廣東省且年份位于2019年《粵港澳大灣區發展規劃綱要》之后，虛擬變量取值為1，否則取值為0。將虛擬變量與省級政府一體化政務服務能力水平的交乘項納入估計，估計結果顯示核心解釋變量系數為2.177，在10%的置信水平上顯著，交乘項系數較小，且在統計意義上不顯著。這表明，引入國家區域發展戰略，文章的基本發現依然是穩健的。

總之，以上實證結果表明，與理論假設一致，在2015-2020年間，省級政府一體化政務服務能力與其轄區微觀主體成長顯著正相關。省級政府一體化政務服務能力水平每增加1個百分點，企業規模將增加2.168個百分點，勞動生產率將增加2.658個百分點。

五、結論性評述

自2012年以來，南方地區經濟占比普遍上升，北方地區經濟占比普遍下降，成為我國區域經濟發展的新現象。文章從微觀主體的視角考察這個新現象。

在核算方法上，文章貢獻了一個核算地區經濟占比變化的新方法。從地區總產出等于企業數量與企業平均產出這個恒等式出發，文章把地區經濟占比變動分解為微觀主體的進入效應和成長效應。這個地區經濟占比核算公式，不僅具有清晰的經濟含義，而且具有很強的可處理性。

在占比核算上，文章的核算結果顯示，在2012-2020年間，南方經濟占比提高了3.28個百分點，從企業法人視角看，企業成長效應是主導，具體而言，進入效應是-1.56個百分點，成長效應是4.84個百分點。從勞動力視角看，勞動力的成長效應也是主導。具體而言，進入效應是-5.74個百分點，成長效應是9.02個百分點。這表明，南方經濟占比上升主要源于微觀主體的成長效應。

在實證分析上，文章提出的理論假設是，“放管服”改革有利于企業成長、提高勞動生產率。文章采用省級政府一體化政務服務能力代理“放管服”改革，實證分析結果與理論假設一致，在2015-2020年間，省級政府一體化政務服務能力與其轄區微觀主體成長顯著正相關。具體而言，省級政府一體化政務服務能力水平每增加1個百分點，企業規模將增加約2.2個百分點，勞動生產率將增加約2.6個百分點。

文章的發現是穩健的，從微觀主體視角揭示了南方經濟占比上升是南方經濟率先高質量發展的結果，全面深化改革是實現高質量發展的關鍵一招。當然，文章的研究還是初步的，還有很多問題值得進一步研究。比如，“放管服”改革可能存在的內生性問題應當如何解決？“放管服”改革10年來，中國市場主體從五千萬增加到1.5億戶，增長了三倍。市場主體數量的激增對中國區域經濟發展帶來哪些影響？對區域經濟協調發展帶來哪些影響？如何更加系統性地考察微觀主體的進入效應和成長效應？顯然，這些問題都值得進一步探索。