“放管結合”政策是否激發了民營企業創新活力

劉 偉，高理翔

(1.華東政法大學商學院，上海 201620；2.上海城投環境 (集團)有限公司，上海 200333)

0 引言與文獻回顧

根據中國科學技術發展戰略研究院發布的 《國家創新指數報告》，2017年我國國家創新綜合能力指數達69.8，位列發展中國家首位。然而在取得如此成績的背后，諸多問題逐步顯現?，F有繁冗的行政審批程序、較高的市場準入審查與企業運營環境門檻會阻礙企業生產效率，嚴重制約企業創新活力。民營企業作為激發市場經濟的重要力量，接近70%以上的技術創新成果來自民營企業，優化體量龐大的民企創新活力事關我國經濟轉型升級，對此自2013年起我國便開展了以 “放”與 “管”為核心的政府職能轉型。

梳理 “放管結合”政策對于微觀企業發展的研究，現有文獻主要立足于兩方面的研究。第一類文獻針對 “放管結合”改革開展以來的政策成效與存在的問題進行分析。李軍鵬[1]從優化企業運營環境的視角嘗試將政府職能轉型劃分為3個階段，并據此對于優化運營環境提出相應的建議；張定安[2]指出我國的 “放管結合”政策，在行政審批與創新投資的資質審查方面仍存在銜接機制失衡， “放管結合”政策存在 “擠牙膏”現象，放權還不到位，特別是市場準入中的各種許可限制仍較多，這將不利于企業在創新與技術上的資源分配。畢瑞峰等[3]、華生等[4]從放責與放權的銜接機制上探討優化 “放管結合”的政策邊界值得重點關注。

第二類文獻是基于對于企業生產效率上的研究，部分國內學者通過研究取消行政許可的準自然實驗，考察其對企業出口或是技術、生產效率的影響[5-7]。陳剛基于中國綜合社會調查 (CGSS)、中國家庭金融調查數據 (CHFS)的數據檢驗發現，過高的政府行政管制強度會降低創新與創業的概率，特別在于過高的行政審批與準入門檻將會牽扯企業管理層或是企業高管耗費過多的時間成本來引導企業開展技術創新活動，這將極大消磨企業邁向技術融合的積極性，造成生產效率與配置的低效率[8]。

本文的創新有以下3個方面：①采用雙重差分模型嘗試證明 “放管結合”政策對激發民營企業創新活力的有效性，進而彌補使用截面數據評估的不足；②嘗試基于私營企業調查問卷 (CPES)來量化 “放管結合”的政策變量，從簡政放權、降低準入門檻與優化企業運營環境3個方面進行實證分析；③嘗試采用無條件分位數處理效應的方法，探析 “放管結合”政策是否對于低分位數條件下民營企業的創新活力有著更強的引導效應。

1 理論模型與研究假說

本文借鑒企業效用的思路進行理論模型設定，嘗試將 “放管結合”政策效應引入民營企業利潤最大化決策中，進而得到在利潤最大化條件下企業效用的最優化路徑。假設民營企業創新活力為θ，鑒于在長期時間范圍內民營企業效用得益于創新活力的影響，創新活力越高，民營企業實現效用程度也越高。因此，假定其效用函數為：

(1)

式中，θ反映民營企業創新活力，In(Yt)為民營企業產出。其生產函數為：

Yit=φit(Kit)α(Lit)β

(2)

式中，φit,Kit,Lit分別表示民營企業效率、資本投入量和勞動力投入量。由此假定在創新研發進程中，民營企業會基于自身資本選擇創新研發投入f，因此在最大化自身利潤時面臨創新研發投入的約束，將其設定為：

fit≤θKit(θ>1)

(3)

在 “放管服”改革背景下，得益于行政審批程序、準入門檻與營商環境的優化，能夠避免牽扯企業耗費過多成本來引導民營企業開展技術創新活動。假定 “放管結合”政策的施行能夠對其成本具有一定的削減力度λ，因此民營企業利潤最大化可以表示為：

πit=max{φ(Kit)α(Lit)β- (1-λ)[ritKit+witLit+θfit]}

(4)

在約束條件下求解 (4)式的最大值，基于Kuhn-Tucker條件，測算公式為：

maxπ=φ(K)α(L)β- (1-λ)[rK+wL+f]

s.t.f≤θK

α∈ (0,1),β∈ (0,1),λ∈ (0,1),

θ∈ (1,+∞)

(5)

將Lagrange函數定義為：

Z=φ(K)α(L)β- (1-λ)[rK+wL+f]-μ(θK-f)

(6)

將利潤最大化條件下的一階必要條件定義為：

(7)

(8)

在式 (8)基礎上，本文首先分析 “放管結合”政策施行對于民營企業創新活力的影響，對于式 (8)求導，可得：

(9)

為了進一步檢驗在不同創新活力差異下 “放管結合”政策效應，對式 (9)求導：

(10)

從影響路徑看， “放管結合”政策的作用機制主要基于兩方面展開。①從創新效率看，歸納Zhu[9]、程虹[10]的研究看，行政干預在一定程度上妨礙企業的技術研發與要素資源配置。伴隨 “放管結合”政策的施行，能夠發揮企業資源整合的積極作用，這有助于企業創新研發效率的提升。②從民營企業管理層的視角看，結合傳統信息決策理論， “放管結合”政策的施行能夠及時反饋民營企業投資研發的迫切需求，在民營企業管理層基于自身技能知識的管理理念對于創新發展的信息整合，使得管理層能夠充分發揮其專業技能與知識儲備，進而強化了管理層職能監督，強化創新研發活力[11-12]。由此，提出假說3： “放管結合”政策通過提升創新研發效率與發揮民營企業管理層職能監督的影響路徑進一步提升創新活力。

2 數據來源與說明

2.1 被解釋變量

企業技術創新活力 (Innovation)。選用投入研發金額、研發人員數量、無形資產比重、首創發明專利、新型實用專利與外觀設計專利作為衡量企業技術創新活力的依據。根據統計準則主要分為4個因子，均通過KMO與Barssett球形檢驗擾動項的檢驗。由此，構建式 (11)～ (15)。

T1=0.659R&D+0.306person+0.439asserts+0.672invention+0.280Utility+0.818Design

(11)

T2=0.389R&D+0.332person+0.511asserts-0.448invention-0.637Utility-0.126Design

(12)

T3=0.081R&D+0.836person-0.493asserts-0.030invention+0.138Utility-0.137Design

(13)

T4=0.037R&D+0.073person+0.401asserts-0.401invention+0.700Utility-0.182Design

(14)

Innovation=1.920T1+1.145T2+0.988T3+0,037T4

(15)

2.2 核心解釋變量

“放管結合”政策 (Reform)。參照潘凌云等[5]的做法，即2013年 “放管結合”政策施行前取值0，2013年 “放管結合”政策施行后取值1。結合廖福崇[13]的研究看，民營企業在開展創新活動時往往面臨較大的準入門檻與行政審批制度的約束，從而在很大程度上阻礙民營企業發展與轉型。與之相對的是，國有企業的實際控制人多為地方國資委與地方人民政府，其管理創新決策多以政府委派與協商后制定為主。因此， “放管結合”政策對于較為有效地服務民營企業開展研發活動、提升創新活力有著極其重要的價值。故本文參照組設定為國有企業，以期通過雙重差分模型來驗證該政策的施行是否有助于提升民營企業創新活力，在通過雙重差分模型驗證該政策的有效性后，基于中國民營企業調查 (CPES)的調查數據，將 “放管結合”細化為減少行政審批、降低準入門檻、優化企業運營環境并通過無條件分位數處理效應模型進行進一步分析。

2.3 機制檢驗變量

企業創新效率 (Efficiency)。參照王婧等[6]的測算方法，采用SNA框架下結合隨機前沿模型的方法來測算企業創新效率。

管理層職能監督 (Supervision)。參照Cooper等[12]的做法，選取企業管理層任職背景的數據進行測算，以此反映不同管理人員在不同專業技能與知識儲備下的職能監督能力。

2.4 控制變量與數據處理

數據來源于Wind數據庫、國泰安數據庫、中國企業專利數據庫。選取2011—2015年中國A股上市企業的數據并進行數據處理：剔除存在ST、*ST及退市企業、缺失值較大的無效樣本，剔除了金融類等企業。實證檢驗變量定義見表1。

表1 實證檢驗變量定義

3 實證結果分析

3.1 基準回歸分析

為了初步驗證 “放管結合”政策對于民營企業創新活力的有效性，本文采用雙重差分模型進行回歸分析，公式為：

(16)

式中，Innovation表示企業創新活力，Reform-Dummy表示 “放管結合”政策,Private表示民營上市企業。這里列出部分變量，結果見表2。

表2列 (1) (2)沒有控制相應固定效應，其影響效應為0.0766且顯著為正，列 (3) (4)在進一步控制時間效應以及相應行業與地區固定效應后， “放管結合”政策效應仍舊顯著為正，達到0.0707。實證分析表明，伴隨 “放管結合”政策深入，對于民營企業創新活力的帶動作用也更強。假說 1得以驗證。

表2 “放管結合”政策與企業創新活力實證回歸結果

3.2 “放管結合”政策影響機制的分析

為了驗證假說3 “放管結合”政策的影響機制，基于式 (17)進行回歸分析：

(17)

Efficiency與Supervision分別表示創新研發效率與發揮民營企業管理層職能監督，若式 (17)中β1β2顯著且不為0，則可以驗證假說3。 “放管結合”政策一方面能夠帶動創新效率的提升，其影響系數為0.0370且顯著，另一方面能夠促進管理層職能監督能力，其影響系數為0.0138且顯著。實證研究結果驗證了 “放管結合”政策通過創新效率、管理層職能監督能力帶動企業創新活力的影響機制，假說3得以成立。

3.3 穩健性檢驗

鑒于本文采用的方法為雙重差分方法，為了保證研究的穩健性，需要對模型進行平行趨勢假設，即 “放管結合”政策在施行前不能形成政策有效預期，以此保證政策的外生性，故本文需要對 “放管結合”政策施行年份2013年之前系數進行檢驗，若系數顯著不為0，則證明 “放管結合”政策存在提前預知的情況，上述雙重差分方法的適用性不成立。同時，為了避免可能造成的多重共線性，省略了2015年的虛擬變量。仍從樣本選擇誤差視角進一步分析，相應的回歸結果見表3。

表3列 (1)報告了相應的平行趨勢檢驗的結果。結果表明，在政策施行前的年份交互項不顯著；在政策施行后的年份交互項顯著不為0，回歸結果通過了平行趨勢假定。在進一步控制省份與時間交互效應、僅保留非高技術企業、僅保留成長型企業、僅保留政治關聯度較低企業的影響后， “放管結合”政策對于創新活力的影響仍顯著為正。

為了進一步克服上文雙重差分法測算估計造成的偏差，進一步采用PSM-DID方法進行穩健性檢驗，經測算后發現共同支撐的假設條件得以滿足，測算結果見表4?；诒?的回歸結果，可以觀察到采納了4種不同匹配方法下的PSM-DID的測算結果均為正，且平均處理效應 (ATE)顯著為正。同時，在PSM共同支撐的取值范圍內，采用Powell[14]提出的無條件分位數處理效應 (UQTE)方法，結果表明 “放管結合”政策尤其對于處于低分位數創新活力的民營企業引導作用更強，研究假說2得以初步驗證。

表3 穩健性檢驗：平行性假定與樣本選擇誤差視角

表4 基于自助法所得處理效應：PSM-DID與UQTE結果

進一步采用安慰劑檢驗方法來判斷是否政策受到非觀測因素的影響。假定 “放管結合”政策對于企業的影響沖擊是由隨機抽樣生成的，采用隨機抽樣1000次，政策效應均值為0.00555，均值已經接近于0，從而證明不存在未觀測因素對于研究結果產生干擾，本文的研究結果是較為穩健的，如圖1所示。

4 進一步討論與異質性分析

上文的雙重差分研究證明了 “放管結合”政策有助于民營企業創新活力的提升。本節基于2014

圖1 隨機處理后雙重差分系數的分布

年中國民營企業調查 (CPES)的調查問卷，將政策評價指標與微觀數據相匹配，以此獲得不同民營企業在2013年、2014年對于 “放管結合”政策效應下的評價指標，并采用標準化處理。相應指標體系的構建見表5。

表5 “放管結合”指標體系建立

為了進一步細化 “放管結合”政策效應，本文基于表5構建2013年、2014年 “放管結合”政策的評價體系，為了保證實證研究的完備性，進一步選取實證樣本中2011—2014年民營上市企業作為研究對象，嘗試從減少行政審批、降低準入門檻與優化企業運營環境， “放管結合”政策的3個角度進行分析，回歸結果見表6。

從減少行政審批的角度而言，在創新活力10%的分位數上，處理效應達到0.256，且伴隨著創新活力的提升，相應的處理效應不斷趨于減弱。回歸結果證明了 “放管結合”政策能夠契合助力小微及成長型企業發展，減少行政干預的政策初衷。

從降低企業準入門檻的角度而言，在創新活力30%分位數及以下， “降低準入門檻”處理效應達到最高為0.246，相較于高分位條件下的創新活力，以90%分位數為例， “放管結合”政策效應會下降31.30%。降低準入門檻優化了行政審批權力的下放，民營企業更能及時把控在信息獲取信息的準確性和及時性優勢，促進創新活力發展。

從優化企業運營環境的角度而言， “放管結合”政策對于創新活力較弱的民營企業層面帶動作用更高。企業運營環境與競爭機制的不斷提升與信息傳遞的完備性有助于優化企業監督機制，激發民營企業創新研發。

近年來， “放管結合”政策正逐步釋放活力。一方面培育創新活力的關鍵點既要維持成熟型企業的競爭與影響力，又應孕育與培養成長型企業共同發展；另一方面通過 “放管結合”政策能夠擺脫由于政治關聯不足所引致的過多行政審批與獲取優勢資源劣勢。針對這一問題，借鑒李云鶴等[15]的研究成果通過聚類分組得到相應的企業生命發展周期的判斷依據，同時借鑒羅黨論等[16]的做法測算企業政治關聯度，并選取前30%取值作為判別依據，回歸結果見表7。

表7的回歸結果表明， “放管結合”政策對于成長型民營企業的政策效應更強。在低政治關聯民營企業中 “放管結合”的政策效應顯著高于中高等政治關聯的民營企業。顯然，通過緊扣 “放”與 “管”的核心要義， “放管結合”政策有助于簡化流程與降低準入門檻以便于更好地激發成長型企業在發展運營中的核心地位，進而大大減少企業依賴政治關聯形成的關系型資源偏袒的情況，著力降低企業制度性交易成本，最大程度為企業主體減負擔、為推動創新研發降門檻、為激發有效投資拓空間。

表6 “放管結合”對民營企業創新活力無條件分位數處理效應實證回歸結果

表7 基于異質化民營企業無條件分位數處理效應

5 結論與啟示

本文采用雙重差分模型實證檢驗 “放管結合”政策對于民營企業創新活力的政策效應，相應的平行趨勢假定與安慰劑檢驗進一步驗證 “放管結合”政策能夠有效促進民營企業創新活力。從影響機制看， “放管結合”政策能夠通過提升創新研發效率與民營企業管理層職能監督的雙向路徑帶動創新活力。最后，基于民營企業調查 (CPES)數據進一步研究發現：①行政審批減少、降低準入門檻、優化企業運營環境均能顯著促進民營企業創新活力；②從異質化的視角看， “放管結合”政策對于不同生命周期民營企業存在顯著差異；③ “放管結合”政策能夠緊扣 “放”與 “管”為核心，避免政治關聯差異形成的關系型資源偏袒的情況，有助于激發企業創新投資動力。

針對上述研究結論，本文政策啟示如下。

(1)從簡政放權的視角而言，我國政府應繼續加大在企業行政審批領域內的信息交流與互動力度。在大數據技術發展的背景下，借助于信息化技術與互聯網技術一方面能夠較好地公開行政審批程序，充分回應民營企業在引領技術創新的現實需求；另一方面能夠在行政職能部門與民營企業管理層之間搭建溝通的橋梁，以此實現 “一站式” “一網通辦”的高效服務流程。

(2)從降低準入門檻的視角而言，建議以行政審批中心與行政許可服務大廳為依托，聚焦成長型企業，構建多層級的行政服務平臺。這一方面能夠簡化成長型企業創新研發與規范投資項目前置性審批流程，另一方面能夠促進聯動型的行政審批服務體系，將以往各行政服務機構分散式的審批過程轉變為集中式與信息化的審批流程，這有助于強化行政資質審批監督與問責。

(3)從優化企業運營環境的角度而言。地方政府可以建立對于營商環境與行政職能改革的審查制度，以便于政府與企業間動態監管和推進 “放管結合”的政策邊界，在兼顧企業公平競爭的同時，強化企業創新發展思維。