行政審批制度改革對企業成長的影響
——基于民企與國企的比較

邵傳林

(華僑大學 經濟與金融學院,福建 泉州 362021)

一、問題的提出

民營經濟健康發展事關中國經濟全局。近年來,中央出臺了一系列政策措施助力民營企業健康發展,并在商事制度變革、放寬市場準入、完善監管方式等營商環境優化改革領域作出了新的部署。既有研究表明,決定民營企業成長的諸多因素,有政治資源[1]、社會資本結構[2]、金融制度與結構[3]、法治化水平[4]、政府干預[5]、制度環境[6-7]等。顯然,營商環境也是決定民營企業成長的重要因素。早在2001 年國務院啟動行政審批制度改革之前就有城市在積極推進營商環境優化改革,呈現出千帆競渡、百舸爭流的局面[8]。一個自然而然的問題是,行政審批制度改革是否促進了民營企業成長? 在多大程度上促進其成長? 上述問題的答案對新形勢下促進民營經濟健康發展具有重大現實意義。

回顧和梳理已有研究可知,學界側重考察民營企業發展的制度性因素,側重分析營商環境優化的經濟影響,直接考察中國營商環境優化影響企業成長的文獻并不多。在民企成長制度性決定因素的研究領域,以考察制度性因素對企業創新、融資決策等財務行為的研究居多[3]。比如,有研究考察了腐敗、法治環境等因素對企業行為的影響[9-10],但是直接分析制度性因素影響民企成長的文獻則較少,僅有一篇文獻考察了制度性摩擦成本對企業成長的影響[11]。就營商環境優化對經濟影響的研究而言,已有研究集中在考察營商環境對中小企業技術創新、企業家創業、出口貿易、經濟增長等方面[12-15],還有研究考察了營商環境對服務業發展、OFDI 和貿易持續期的影響[16-18]。近期有研究專門考察了行政審批制度改革對TFP 和民營企業成長的影響[19-20]。上述研究多基于世界銀行營商環境調研數據從跨國層面和省域層面展開實證研究,缺乏微觀基礎,還須結合企業層面數據進行宏微觀數據匹配才能得出令人信服的結論。此后,有學者展開了這方面的研究,使用城市營商環境數據和企業微觀數據分析了營商環境優化對企業微觀行為的影響[21-22]。但就本研究掌握的文獻而言,仍鮮有文獻基于中國的數據資料直接考察營商環境優化對企業成長的影響,尤其是鮮有學者基于國企和民企比較視角考察營商環境優化改革影響企業成長的機制,這方面的研究亟待補充。

所謂企業成長是指企業的規模從小變大的擴張過程,可用企業雇傭人數或企業營業額的年均增長率來衡量。為了衡量行政審批制度改革對民企和國企成長的不同影響,本研究擬基于中國地級市行政審批制度改革所提供的準外生制度試驗進行實證檢驗。始于20 世紀90 年代末的大規模政府行政體制改革為學界考察行政審批制度改革提供了絕佳的制度場景。首先,這次以各地級市成立行政審批服務中心為標志的體制變革在全國300 多個地級市交錯發生,而不是同時發生,這為考察處于不同改革進程里的企業成長提供了多樣化的時空場景,有助于識別營商環境改革對民企成長的因果性影響。其次,本研究基于332 個地級市行政審批改革所提供的外生制度試驗既有助于克服世界銀行營商環境數據多屬主觀指標所具有的非客觀性缺陷和非連續性特征,也有助于克服跨國研究中同一指標缺乏同一口徑的問題,尤其是在使用跨國微觀企業數據進行實證研究時,始終難以克服不同國家和地區由于財務制度和統計口徑不一致所導致難以進行橫向比較的難題,顯然,本研究不存在上述問題。最后,為了控制內生性問題,本研究并不是單純考察行政審批制度改革對民企成長的影響,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”,進而研判民企成長從行政審批制度改革中獲得的相對收益大小,為下一步制度改革提供更具針對性的政策含義。

本文的貢獻是:第一,基于中國的數據資料補充了企業成長制度性決定因素方面的文獻。近期,有越來越多的學者從制度經濟學領域研究企業成長的決定因素,探討法治環境、產權保護、金融制度與結構等制度性因素在企業成長中的作用,但直接考察營商環境影響民企成長的文獻并不多。第二,豐富了營商環境經濟影響方面的實證研究。自世界銀行發布營商環境指數以來,涌現了大量有關營商環境影響經濟發展的實證文獻[13-17];本文通過發現行政審批制度改革在影響民企成長方面發揮了正向促進作用,進而豐富了該研究領域。第三,本研究首次考察中國地級市行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對企業成長的異質性影響,首次檢驗“制度紅利”對民企成長和國企成長是否同等重要,分析“制度紅利”對公司總部設在不同行政審批制度改革力度地區的民企成長是否產生了同樣的影響,并考察行業異質性對“制度紅利”的調節機制,進而從理論和實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企業成長的促進效應

自國務院于1999 年啟動行政審批制度改革以來,從省(區)級地方政府到地市(州)級地方政府,再從縣(區)級地方政府到鄉(鎮)級地方政府,紛紛成立行政審批中心,這標志著中國行政審批權力的具體運作方式開始發生變化。據統計,截至2019 年10 月底國務院發布《優化營商環境條例》時,在地級市層面均已設立行政審批中心。作為中國行政審批制度改革重要創新方式的行政審批中心能夠將各種審批事項統一集中到同一家服務大廳,將分置于不同職能部門的審批權集中到政務服務大廳,力爭實現“只進一扇門”的目標。無疑,一部分地區率先設立政務服務大廳,要求各政府職能部門派機關處室和人員入駐,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”,直接促進了地區營商環境改善。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”。就其本質而言,行政審批中心的設立以“制度紅利”的形式體現了營商環境改善。相對國企而言,上述制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長的助推作用更大。接下來,對“制度紅利”影響民企成長的成因和機制展開分析。

第一,行政審批中心的設立有助于降低民企與地方政府機構“打交道”的制度性交易成本。在企業成長過程中,為取得“合法性”須征得轄區政府主管機關的審批或行政許可。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,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手續,這導致企業合法化的成本很高。在設立行政審批中心后,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,這在一定程度上有助于節約民企辦手續的成本。與民企相比,國有企業在政治上具有一定的行政級別,離各類政府職能機關的“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可,甚至可先“開工”,后辦證照,故國企對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,行政審批中心的設立也有助于降低民企與行政審批部門之間的信息不對稱程度。與國企相比,民企的“知名度”不高,甚至很多新創中小微民企沒有任何知名度,行政審批機構須耗費較大的信息搜尋成本才能全面評判其真實狀況。當行政審批中心集中辦理業務時,民企可實時獲得反饋消息,了解審批進程;行政審批中心的設立也有助于民企及時向審批機構提供準確、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”,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約的好處。

第三,行政審批中心的設立在一定程度上有助于防范各行政審批職能部門設租或抽租行為。依據制度經濟學的經典論證,當不同的行政審批機構分別基于本部門租金最大化原則對擬申請行政許可或行政審批的民企實施進入管制時,民企要想獲得所有行政審批機構的一致許可,其制度性交易成本將會異常高[23]。若能將分立的各行政審批機構入駐同一行政審批中心,則可形成各機構相互制衡、相互監督的審批方式,這便于克服各行政審批職能部門的設租或抽租。作為“準政府機構”的國企具有政治優勢和信息優勢,更了解行政審批體制的運作方式,并不會經常性遭遇行政審批部門的“刁難”,因而對行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”并不敏感。

第四,行政審批中心的設立有助于引導民營企業家將企業家才能更多地用于生產性活動。行政審批中心的設立會在事前影響民營企業家行為結構。在行政審批中心設立之后,民營企業家會迅速發現并抓住營商環境優化帶來的“福音”,即制度性交易成本的節約,主動調整其行為結構,從借助“跑關系”“找門路”等灰色手段爭取行政審批機構的許可,轉向研發創新等生產性行為[1],其行為結構的優化不僅有助于從事前抑制“攫取之手”,還有助于激勵民營企業家創新創業。作為體制內歷來就享有優惠政策的國企決策者并不會對“制度紅利”作出行為優化的反應,其行為仍具有準官員特征,因而也就難以充分激發企業家精神。

第五,行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”有益于穩定民營企業家投資預期,使民營企業家安心從事投資和生產活動。地區行政審批制度改革的啟動和實施能夠改善民企營商環境,為助推民營經濟高質量發展釋放了強烈的政策信號,為民營企業家新增投資提供新的“制度紅利”。而國有企業一直享受著各種政策優惠和資源優勢,并不會對行政審批制度改革的“制度紅利”作出敏銳反應。

盡管不同地區相繼啟動了行政審批制度改革,但各地區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,有的地級市行政審批中心入駐的政府機構較多,其能夠審批的權力和事項也較多,這些地區為民企發展釋放了更多的制度紅利;另一些地區迫于同級別的周邊城市帶來的制度競爭壓力,也不得不啟動改革,但在改革力度上遠不如那些率先設立行政審批中心的地區大。因此各地區形成了不同的行政審批制度改革進程,并引致了不同的營商環境優化改革效應。結合前述分析可知,相比國企,民企在行政審批制度改革力度較大的地區獲益更大,因而其成長也較快。基于此,本研究提出假說1。

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

(二)行業異質性的調節效應

鑒于不同行業具有獨特的產業屬性,如高科技行業和非高科技行業、管制型行業和非管制型行業,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”可能會對不同行業里的企業成長具有異質性影響。與非高科技企業相比,高科技企業不僅需要獲得所在地政府機構的行政審批,還須所在地政府提供資質認證、創新成果孵化、研發資助、知識產權保護等高質量公共服務,因而有更多機會與政府機構接觸。但借助一個“大眾化”的行政審批中心往往難以滿足高科技企業對“含金量”較高公共服務的需求,因而民營高科技企業對行政審批制度改革并不會很敏感,其“獲得感”較弱;只有當含金量較高的行政審批權力下放到行政審批中心時,才會對民營高科技企業產生顯著的正向影響。當前中國“放管服”改革還停留在數量型精簡和下放階段,下放的審批權往往是無關緊要的權力,最核心的審批權在政務服務大廳是難以獲取的[24]。與之相反,非高科技民企對行政審批中心所能提供的服務類型和種類并不像高科技民企那樣具有特殊需要,其對公共服務的需求僅限于“通用型”服務,因而其“獲得感”較強。考慮到國企的強勢地位和政策優勢,不論是在高科技行業抑或在非高科技行業,并不會像民企那樣對行政審批制度改革所引致的“制度紅利”作出顯著反應。

盡管有不少地區成立了行政審批中心,但各地區行政審批制度改革的推進程度依然千差萬別。隨著行政審批制度改革向縱深推進,更大力度的行政審批制度改革所帶來的營商環境優化效應對非高科技民企成長的促進作用更強。相比改革力度較小的地區,非高科技民企在行政審批制度改革力度較大的地區能獲得行政審批中心所提供的更多種類的審批事項和服務事項及更便利的服務窗口,因此會擁有較強的“獲得感”。鑒于國企并不會對行政審批制度改革所帶來的營商環境優化產生“獲得感”,即使考慮行業異質性問題,也不會對國企產生明顯的成長促進作用。基于上述討論可得出假說2。

假說2:相比國有企業,行政審批制度改革對民企成長的促進效應在非高科技行業更強,并且該效應在行政審批制度改革力度較大的地區更強。

有證據表明,與非管制型行業相比,管制型行業里的企業更頻繁與各級政府部門打交道,更需要獲得各類主管部門的行政審批或行政許可[25],但這可能會誘發民營企業家的機會主義行為,即借助賄賂審批人員以繞過行業管制或通過行賄加速行政審批過程[26]。比如,醫藥行業屬于高管制行業,此行業里的民企須經過官方主管機構的“繁瑣”批準才能獲得新藥的生產許可,但這容易誘發敗德行為。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”和民營企業家的尋租行為,刺激民營企業家才能更多地用在經營管理上,進而促進民企健康發展。因此,與非管制型行業相比,行政審批制度改革所帶來的營商環境優化效應在管制型行業對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”對管制型行業里的民企成長具有更強促進作用。就擁有體制優勢的國企而言,不論是處在管制型行業抑或非管制型行業均對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,因而并不會對行政審批制度改革所帶來的“制度紅利”作出反應。基于上述分析,可推出假說3。

假說3:相比國有企業,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長的促進效應在管制型行業更大,并且該效應在行政審批制度改革力度較大的地區更強。

三、研究設計

(一)計量模型與變量界定

為檢驗上文假說,現設定如下模型:

在式(1)中,下標i標記企業,下標t標記年度;因變量(Firm_Growthit+1)為企業i第t+1 年的增長率;民企虛擬變量為Privateit;變量Tit在企業登記注冊地成立政務服務中心之后賦值為1;民企虛擬變量與政務服務中心虛擬變量的交乘項為T×Privateit,該交乘項用于識別處在已設立行政審批中心地區的民企,以區別處在已設立行政審批中心地區的國企,因此本研究側重考察相比國企,民企成長受益于行政審批改革的相對大小。根據既有研究[6,27],式(1)加入控制變量集Xit,包括企業層面變量和固定效應變量集(即控制時間、行業或個體效應),進而控制其他可能影響企業成長的因素。相關變量的詳細界定詳見表1。

表1 變量定義

為檢驗行政審批改革力度對“制度紅利”的交互作用,還須設定如下模型:

在式(2)中,變量Reformit表示企業i登記注冊地地區在第t年的行政審批制度改革力度變量;民企虛擬變量、政務服務中心虛擬變量及行政審批制度改革力度變量的交乘項為T×Private×Reformit,即為檢驗假說1、2 和3 是否成立的關鍵解釋變量;該交乘項的含義在于:相對國企,更大力度的行政審批改革是否能更進一步地促進處在已設立行政審批中心地區的民企成長。本研究擬使用進駐部門數量(depart_Q)、進駐事項數量(item_Q)和進駐窗口數量(window_Q)這三個變量衡量行政審批制度變革力度,進而替換式(2)中的Reformit。

(二)數據來源說明

企業樣本為2000 年至2017 年所有A 股上市公司,其數據來源于Wind 數據庫,地區數據來自《中國統計年鑒》,地級市行政審批改革數據資料來源于畢青苗等[28]。考慮到企業層面的員工總數數據從2000 年開始比較完整,在這之前部分上市公司數據缺失嚴重,故從2000 年開始。本文根據企業注冊地歸屬信息(即公司注冊地城市)將企業層面的微觀數據與地級市層面的行政審批數據進行宏微觀數據匹配。

四、實證檢驗

(一)單變量分析

表2 對企業成長變量(Firm_Growth)進行單變量分析。表2 分4 種情況對企業成長變量(Firm_Growth)進行討論。第1 種情況:在不帶協變量的條件下考察行政審批制度改革啟動前后,民企成長與國企成長在統計上是否具有顯著差異。據表2 第3行至第5 行的統計結果可知,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,情況發生了“逆轉”,民企成長變量的均值(0.257)遠大于國企成長變量的均值(0.171)且具有統計顯著性;企業成長的倍差值(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假說。

表2 單變量分析

第2 種情況:在考慮協變量(depart_Q)的條件下考察行政審批制度改革啟動前后,民企成長與國企成長在統計上是否具有顯著差異。據表2 第6 行至第8 行的統計結果可知,在行政審批改革之前,國企成長變量與民企成長變量在統計上不存在顯著差異;在行政審批改革之后,民企成長變量的均值(0.212)遠大于國企成長變量的均值(0.087),且在1%的水平上顯著;企業成長的倍差值(DIFF-INDIFF)為0.161 且在1%的水平上顯著,這初步驗證了假說1。此外,第3 種情況和第4 種情況的單變量分析結果相似。但若要穩健地驗證本文假說,須進一步檢驗。

(二)對假說1 的檢驗

表3 基于式(1)進行了回歸分析。表3 模型(1)和模型(2)基于OLS 進行估計,模型(3)和模型(4)基于雙向固定效應模型(FE)進行估計。模型(1)僅在控制了民企虛擬變量(Private)和政務服務中心虛擬變量(T)以及行業和時間固定效應,結果發現,T×Private變量的估計系數為0.142 且在1%的水平上顯著。模型(2)在模型(1)的基礎上增加了7 個企業層面的控制變量,進一步發現,T×Private變量的估計系數為0.118 且在1%的水平上顯著。這初步驗證了假說1,即相比國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長具有更強的助推作用。模型(3)和模型(4)基于雙向固定效應模型對式(1)進行估計,估計結果表明假說1 仍成立。若以表3 模型(4)的估計結果為基準進行估算可發現,與國企相比,當民企從未啟動行政審批改革的城市搬遷到已啟動行政審批改革的城市,其企業成長將增加0.171 1,這相當于企業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”對民企成長的助推作用在經濟上是非常大的。

表3 對假說1 的檢驗

表4 基于式(2)對假說1 進行再檢驗。在表4中,分別用進駐部門數量(depart_Q)、進駐事項數量(item_Q)和進駐窗口數量(window_Q)替代式(2)中的變量Reform。于是,式(2)中的交乘項變成了T×Private×depart_Q、T×Private×item_Q和T×Private×window_Q,再進行回歸分析。據表4 模型(1)的估計結果可知,T×Private×depart_Q的估計系數為0.020 4 且在1%的水平上顯著;模型(4)在模型(1)的基礎上加入了更多的控制變量,結果發現,T×Private×depart_Q的估計系數為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,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長具有更強的正向促進作用。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對民企成長具有更強的促進作用。此外,若使用時間固定效應和個體固定效應模型重新基于表4 對式(2)進行估計可再次印證假說1,不再詳述。

表4 對假說1 的再檢驗

(三)對假說2 和假說3 的檢驗

本部分將檢驗行政審批改革對不同行業的企業成長是否同樣重要。據科技部《高新技術產業分類目錄》,將科技服務業、醫藥制造業等劃分為高科技行業,其余為非高科技行業。表5(1)列將樣本限制在非高科技行業,結果發現T×Private的估計系數為0.204 1 且在1%水平上顯著;(2)列將樣本限定在高科技行業時發現,T×Private的估計系數大于0但不顯著。因此,上述發現初步表明,假說2 是成立的,即相比國有企業,行政審批制度改革對民企成長的促進效應在非高科技行業更強。接下來,根據Xu et al.[26]的劃分方法,將所有樣本企業劃分為管制型行業和非管制型行業。表5(3)列和(4)列分別對應非管制型行業和管制型行業。結果發現,在模型(3)中T×Private的估計系數為0.148 且在5%水平上顯著,在模型(4)中T×Private的估計系數為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”對民企成長的促進效應在管制型行業更大。

表5 對假說2 和假說3 的初步檢驗

為了進一步檢驗假說2,有必要分別將樣本限制在非高科技行業和高科技行業,并使用式(2)進行估計,估計結果見表6。在表6 模型(1)中,樣本僅限于非高科技行業,結果發現,T×Private×depart_Q變量的估計系數為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,結果發現,T×Private×depart_Q變量的估計系數為0.016 3但不顯著。對比模型(1)和模型(2)的實證結果可知,對非高科技行業中的民營企業成長所產生的促進效應在行政審批制度改革力度較大的地區更強。模型(3)和模型(4)使用T×Private×item_Q作為交乘項,模型(5)和模型(6)使用T×Private×window_Q作為交乘項,也得出了同樣的實證結果。綜上所述,表6 的估計結果初步驗證了假說2。

表6 對假說2 的再檢驗

為了進一步檢驗假說3,有必要分別將樣本限制在非管制型行業和管制型行業,并使用式(2)進行估計,估計結果見表7。在表7 模型(1)中,樣本僅限于非管制型行業,結果發現,T×Private×depart_Q變量的估計系數為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,結果發現,T×Private×depart_Q變量的估計系數為0.084 2 且在1%的水平上顯著。對比模型(1)和模型(2)的實證結果可知,對管制型行業中的民營企業成長所產生的促進效應在行政審批制度改革力度較大的地區更強。模型(3)和模型(4)使用T×Private×item_Q作為交乘項,模型(5)和模型(6)使用T×Private×window_Q作為交乘項,均得出了同樣的實證結果。綜上所述,表7 的估計結果初步表明假說3 也是成立的。

表7 對假說3 的再檢驗

(四)穩健性檢驗

首先,考慮因變量的衡量問題。在上述實證分析中,僅使用企業職工人數的三年間增長率作為企業成長的唯一衡量變量。為了保證研究結論的穩健性,接下來,使用總資產增長率(即去年同比增長率)衡量企業成長,估計結果見表8①。表8 模型(1)～(3)的估計結果再次驗證了假說1 和假說2,但模型(4)和模型(5)的估計結果與假說3 不一致,即假說3 未能得到有效驗證。這也表明,對于管制型行業中的企業而言,不論是國有企業抑或民營企業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自身比較特殊,僅僅下放行政審批權難以有效促進管制型行業的民企健康成長,必須協同推進“放管服”改革,尤其是在有效監管方式探索上,亟待從事前審批監管轉向事中事后監管,巧用大數據和互聯網等電子化手段賦能政務監管效能。

表8 穩健性檢驗

其次,考慮核心解釋變量的衡量問題。畢青苗等[28]構建的行政審批數據還搜集了不包含服務部門的進駐部門數量和不包含服務事項的進駐事項數量這兩個指標,但由于這兩個指標數據缺失嚴重,本研究未將這兩個指標作為核心變量衡量行政審批制度改革力度,但若基于這兩個指標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,還須考慮樣本時間區間問題。考慮到畢青苗等[28]的統計數據截至2015 年12 月底,但本研究中的企業財務數據更新到了2017 年②,有必要刪掉2015 年之后的樣本重新對式(1)和式(2)進行回歸,即將樣本時間范圍限定在2000 年至2015 年,則可佐證上文假說。考慮到個別城市在2000 年之前就設立了行政審批中心,這些樣本太過特殊,以致使估計結果有偏,有必要刪除2000 年之前設立行政審批中心的地級市數據,結果發現上文假說仍成立。

此外,為了控制遺漏變量問題對回歸結果的可能影響,本研究還控制了省級層面的宏觀解釋變量,包括地區經濟發展(GDP_m)和地區人口規模(Pop)。這兩個變量可能與企業成長相關,因為在經濟發展水平越高、市場規模越大的地區,企業成長越快,須控制這兩個變量對因變量的影響,這再次驗證了上文主要假設,但未能驗證假說3。

最后,對內生性問題進行討論。考慮到式(1)和式(2)中的因變量具有路徑依賴特征,還須加入企業成長變量的滯后一期并用動態面板模型估計,以減弱內生性問題對估計結果的不利影響。結果再次表明,即使考慮企業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”對民企成長仍具有更強的助推作用。

五、進一步的討論與檢驗

為了進一步考察行政審批制度改革究竟如何影響了民企成長,還須進一步考察行政審批制度是否會對企業銷售增長、投資支出、代理成本、營業收入、營業外支出等變量產生影響,進而對民營企業成長產生作用。

(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”是否會對企業銷售增長產生影響。正如前文表3 和表4 所示,銷售增長(SalesGrowth)作為解釋變量對企業成長產生了正向影響。若能證明行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企銷售增長產生了正向影響,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。據表9 模型(1)～(4)的估計結果可知,相對國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”的確對民企銷售增長產生了顯著的正向影響。模型(5)與模型(6)的估計結果則表明,這符合假說2 的預測。但模型(7)與模型(8)的估計結果與假說3 的預期不符,這也進一步說明了為何上文未能一致驗證假說3。總之,表9 的檢驗結果表明,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維度。

表9 影響機制檢驗Ⅰ

(二)投資支出視角

基于生產函數理論可知,企業投資是企業產出的一個重要決定因素,即在其他條件不變的情況下,投資支出越大的企業,其產出也越大,因而該企業成長會越快。如果行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企投資產生正向引導作用,那么行政審批制度改革所引致的“制度紅利”就會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)。據表10 模型(1)～(4)的估計結果可知,相對國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”確實對民企投資支出產生了顯著的正向影響。模型(5)與模型(6)的估計結果則符合假說2 的預測,模型(7)與模型(8)的估計結果與假說3 的預期一致。綜上所述,可從投資支出視角理解行政審批制度改革對民企成長的影響。

表10 影響機制檢驗Ⅱ

(三)代理成本視角

根據“雙重代理”模型,外部制度環境不僅會直接影響公司財務決策及其績效,還會通過影響公司治理質量進而對公司財務決策產生影響。行政審批制度改革所帶來的營商環境優化效應作為一種外在的制度環境變遷,不僅直接影響民企財務決策,也可能會直接影響中國民營上市公司的治理質量,進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)。據表11 模型(1)～(4)的估計結果可知,相對國企,行政審批制度改革降低了民企內部的代理成本。模型(5)與模型(6)的估計結果符合假說2 的預測,但模型(7)與模型(8)的估計結果與假說3的預測不符。綜上,可從代理成本視角理解行政審批制度改革對民企成長的影響。

表11 影響機制檢驗Ⅲ

(四)營業收入視角

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

(五)營業外支出視角

正如前文理論分析指出的,行政審批中心的設立在一定程度上有助于防范各行政審批職能部門設租或抽租的發生,而營業外支出在一定程度上體現了企業用于吃、喝等的非生產性支出,但限于篇幅未呈現的實證檢驗結果沒有發現一致的證據表明,營業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,可進一步從企業銷售增長、投資支出、代理成本、營業收入等維度理解行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長的促進效應,但未能證實行政審批制度改革會通過影響營業外支出而作用于民企成長。

六、結論及政策含義

本文以中國地級市設立行政審批中心作為行政審批制度改革的準自然實驗考察營商環境優化所帶來的“制度紅利”對民企成長的助推作用。實證研究表明:相比國企,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”更有利于促進民營企業成長,并且該效應在改革力度較大的地區更強。基于異質性效應的實證結果表明:相比國有企業,行政審批制度改革對民企成長的促進效應在非高科技行業更強,并且該效應在行政審批制度改革力度較大的地區更強。此外,并沒有可靠的實證證據表明,相比國有企業,行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長的促進效應在管制型行業更大,并且該效應在行政審批制度改革力度較大的地區更強。進一步實證檢驗還發現,可從企業銷售增長、投資支出、代理成本、營業收入等維度理解行政審批制度改革所引致的“制度紅利”對民企成長的促進效應。

就理論意義而言,上述實證結論驗證了營商環境優化改革對民營經濟健康發展的重要價值,進一步印證了既有的理論研究和實證發現[11-13],也豐富了對民營企業作為非公有制經濟的重要形態更依賴經濟體制改革來釋放市場活力的認識[1]。上述結論具有重要的政策含義。第一,民營企業由于自身的產權性質和規模劣勢始終難以與國企、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,一旦啟動行政審批制度改革必然會對民營經濟健康發展帶來“制度紅利”。第二,越是深入且全面地推進行政審批改革的地區,往往是自發自愿地啟動行政審批制度改革,在這些地區制度改革程度和力度均較大,為促進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的審批和服務事項切實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;當下以建立行政審批中心為標志的營商環境優化有待深入推進,將更重要的行政審批權和更具針對性的權力下放到位,此制度變革才具普惠性,使所有民企“利益均沾”才能有力引導民營經濟高質量發展。

注釋:

①使用總資產增長率作為因變量,并基于式(2)進行了穩健性檢驗,但受限于篇幅,未呈現這部分實證結果。

②由于計算以企業員工總數增長率衡量的企業成長變量會損失三年滯后期的數據,為了增加本研究樣本量才截止到2017 年財務數據。