詹新宇，王一歡

一、引 言

十八屆三中全會以來，在“放管服”思想的指導(dǎo)下，行政審批改革愈發(fā)注重突出政府簡化事項、優(yōu)化程序和提高效率的實質(zhì)性松綁效果，成為構(gòu)建“親清”新型政商關(guān)系的重要載體，也是打開“雙創(chuàng)”新局面的鎖鑰之一；黨的十九屆四中全會公布的《中共中央關(guān)于堅持和完善中國特色社會主義制度，推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問題的決定》，更是明確指出，要“深入推進簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)，深化行政審批制度改革，改善營商環(huán)境，激發(fā)各類市場主體活力?！睂⑼七M行政審批制度改革提高到推進“中國之治”的戰(zhàn)略高度。

近些年隨著中國經(jīng)濟增速持續(xù)走低、下行壓力不斷增大，依托“五大發(fā)展理念”的牽引實現(xiàn)集約式高質(zhì)量增長成為當(dāng)前階段中國經(jīng)濟工作的重心。黨的十九大報告指出，隨著中國經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長，提高生產(chǎn)要素的使用效率和整個經(jīng)濟的TFP被納入經(jīng)濟增長的目標(biāo)范疇，這意味著全要素生產(chǎn)率在衡量高質(zhì)量發(fā)展水平上發(fā)揮著重要價值。高質(zhì)量發(fā)展本質(zhì)上是依靠市場機制調(diào)節(jié)來實現(xiàn)的微觀問題，企業(yè)作為市場經(jīng)濟的基本單元，深入挖掘其創(chuàng)新潛能、全面提升生產(chǎn)效率無疑是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的著力點。新時期宏觀經(jīng)濟局勢將推動企業(yè)逐漸摒棄粗放式的要素數(shù)量型增長，轉(zhuǎn)向創(chuàng)新、技術(shù)驅(qū)動的高質(zhì)量、高效率發(fā)展，全要素生產(chǎn)率同樣可以用作度量企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的標(biāo)尺。

隨著經(jīng)濟下行壓力的不斷增大，通過降低企業(yè)顯隱性負擔(dān)來激發(fā)市場潛能、釋放企業(yè)活力的政府舉措層出不窮。起始于2012年的“營改增”拉開了減稅降費的帷幕，近年來無論是普惠式還是定向式的減稅降費都為降低企業(yè)顯性負擔(dān)做出了突出貢獻；然而“放管服”思路指導(dǎo)下的現(xiàn)行行政審批改革模式究竟能否為減輕企業(yè)隱性負擔(dān)產(chǎn)生裨益，從而為企業(yè)生產(chǎn)效率提高、整體價值提升起到正面影響？目前，學(xué)界對于設(shè)立行政審批中心的宏微觀經(jīng)濟效應(yīng)尚存分歧，為此，本文將通過構(gòu)建行政審批中心與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的實證模型分析檢驗當(dāng)前階段中國行政審批改革的模式對企業(yè)發(fā)展質(zhì)量帶來的實際效應(yīng)及其作用機制，進而探索行政審批改革在推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮的作用。

本文可能的創(chuàng)新點有：（1）運用雙重差分模型檢驗中國現(xiàn)階段行政審批改革助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的實際效應(yīng)；（2）豐富了企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究，將行政體制改革納入提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的良方；（3）從把握投資機會能力和投資效率兩個方面闡明了行政審批改革通過提高微觀經(jīng)濟主體資源配置效率而非科研創(chuàng)新能力進一步作用于全要素生產(chǎn)率的短期路徑。

二、文獻綜述

（一）行政審批改革

由于審批數(shù)量的增減、流程的重塑以及方式的變遷是改革行政審批制度的關(guān)鍵，建立獨立于原有審批體系、并且集中審批空間和環(huán)節(jié)的行政審批中心成為中國行政審批改革的重要組成部分（江彩云，2019）。雖然審批中心在各個地區(qū)的稱謂有所差異，但其功能定位都是簡化企業(yè)個人的登記注冊、證照辦理等事項（夏杰長和劉誠，2017）。然而僅依靠審批事項增減、審批流程簡化、審批時間縮短的行政審批中心模式并不能實現(xiàn)政府、社會與市場之間的權(quán)力調(diào)整，楊偉偉（2016）認為相比于新興的行政審批局，遍地開花的行政審批中心存在機構(gòu)屬性模糊、審批權(quán)限不足、審批方式陳舊以及審批功能弱化等弊端，受到仍然履行審批監(jiān)督責(zé)任的原審批部門的極大掣肘。在行政審批改革不斷深入的趨勢推動下，未來的行政審批中心不得不向?qū)徟鷺I(yè)務(wù)、審批數(shù)據(jù)和政務(wù)服務(wù)全方位集成的方向發(fā)展（艾琳等，2013）。

（二）企業(yè)生產(chǎn)效率

在產(chǎn)能相對過剩、有效供給不足的國情約束下，我們應(yīng)從供給體系的角度出發(fā)探索經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的道路。逄錦聚和楊瑞龍（2019）認為由于生產(chǎn)方式的高質(zhì)量變革是主要依靠市場機制調(diào)節(jié)作用來實現(xiàn)的微觀問題，如何釋放微觀經(jīng)濟主體的活力就成為了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的題中之義。全要素生產(chǎn)率對于打破規(guī)模報酬遞減、實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)增長的決定性作用隨著新古典學(xué)派經(jīng)濟增長理論的發(fā)展逐漸被認可和重視，在實踐中也被視作政府避免因盲目投入要素而遭受規(guī)模報酬遞減報復(fù)的法門（蔡昉，2013）。因為以殘差形式反映的全要素生產(chǎn)率可被分解為資本重新配置的效率和創(chuàng)新效率兩部分，資本配置效率和技術(shù)創(chuàng)新能力被認為是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素（程惠芳和陸嘉俊，2014；孟輝和白雪潔2017；張遼和吳聳杰，2019），全要素生產(chǎn)率也通常被用來反映投入產(chǎn)出效率與科技創(chuàng)新實力的實質(zhì)增長。

（三）行政審批改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

就企業(yè)個體而言，一方面行政審批改革在增加研發(fā)時間、節(jié)省創(chuàng)新成本以及提高創(chuàng)新效率等方面產(chǎn)生的積極效應(yīng)有利于企業(yè)創(chuàng)新活動的開展（王永進和馮笑，2018）；另一方面，行政審批改革還能在要素投入不足的情況下提高企業(yè)資源配置效率（張?zhí)烊A等，2019）。從作用機制而言，孫艷陽（2019）認為行政審批中心的設(shè)立，主要通過降低企業(yè)的效率性制度交易成本而非費用性制度交易成本的途徑來實現(xiàn)企業(yè)價值的提升，夏杰長和劉誠（2017）認為企業(yè)交易費用的降低無論在減輕企業(yè)負擔(dān)方面還是杜絕尋租腐敗方面都能提高企業(yè)效率；朱光順等（2020）發(fā)現(xiàn)行政審批改革通過加大企業(yè)進入的威脅進而倒逼市場參與主體提升生產(chǎn)效率。上述文獻基于不同視角對行政審批改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行了分析，然而鮮有學(xué)者在路徑分析中將資源配置效率和企業(yè)創(chuàng)新能力結(jié)合起來。

此外，部分學(xué)者對現(xiàn)階段設(shè)立行政審批中心這種改革模式的實際經(jīng)濟效果表示質(zhì)疑。首先，行政審批中心受到同級職能部門和上級相應(yīng)機關(guān)的雙重領(lǐng)導(dǎo)，集合審批權(quán)限的真實能力、精簡審批事項的實際效果都無法保障（李曉燕和楊夕冉，2018）。其次，涉及各部門核心利益的重大事項往往是行政審批中心難以觸及的盲區(qū)，二次審批、重復(fù)收費的怪相無疑會加重企業(yè)的行政遵從成本（栗燕杰，2017）。最后，審批項目數(shù)量的周期式反彈導(dǎo)致改革的正負效應(yīng)在震蕩中抵消，企業(yè)、民眾對于改革成效的感知并不強烈（李雷，2019）。

三、研究假設(shè)與模型設(shè)計

（一）研究假設(shè)

從上文可以看出，以行政審批中心為主要載體的審批制度改革對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有著重要影響。企業(yè)作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基本單元，在行政審批改革的推動下也應(yīng)當(dāng)能實現(xiàn)效率和效益的雙重提升。一方面，審批事項的縮減意味著企業(yè)無論是從事生產(chǎn)經(jīng)營行為還是投資融資活動都面臨較小的制度約束和門檻限制，自身在既定資源開發(fā)利用程度、投資融資機會把握上有了更多的主觀能動性，從而節(jié)省了大量的機會成本和沉沒成本。隨著市場配置資源效率的不斷提高，企業(yè)的要素流動、資源流通更加便利，生產(chǎn)效率必然有所上升；另一方面，審批流程的簡化和透明使得企業(yè)的行政遵從成本降低，釋放出之前被繁瑣的審批環(huán)節(jié)所占用的經(jīng)濟成本和時間成本，令其有更多的資金和精力從事利于企業(yè)效益最大化的行為。審計過程的透明化營造出更公平的競爭市場環(huán)境，企業(yè)更有動力在市場秩序的引導(dǎo)下從事高風(fēng)險、高收益的活動，實現(xiàn)企業(yè)價值和生產(chǎn)效率的質(zhì)變。

在行政管理體制改革不斷深化的背景下，行政審批中心承擔(dān)了更突出、更重要的載體角色。隨著設(shè)立時間的增長，審批中心的進駐部門逐步增多、監(jiān)管權(quán)限日漸擴大，其簡化事項、縮短流程的效果愈發(fā)明顯，企業(yè)在更為寬松的市場環(huán)境下更容易達成生產(chǎn)效率增長的目標(biāo)?；诖?，本文提出假說1a：

假說1a：行政審批中心的設(shè)立顯著提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，從而助益于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，并且行政審批中心設(shè)立時長也與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升呈同方向變化。

對于當(dāng)下行政審批改革效果持謹慎態(tài)度的學(xué)者們主要從行政審批中心設(shè)立的形式化、表面化這一角度提出質(zhì)疑，他們認為未擺脫僵化行政管理體制束縛的事實令改革始終流于形式。一方面審批中心難以真正發(fā)揮集合審批業(yè)務(wù)、精簡審批事項的效果，市場配置資源仍受到較大限制，企業(yè)的資源利用能力和生產(chǎn)效率并未顯著提高；另一方面審批中心與原審批單位的事項重疊、削減審批事項后的反彈都令企業(yè)的行政遵從成本總體保持不變，企業(yè)在仍受到資金約束困擾的情況下難以開展最符合自身效益目標(biāo)的生產(chǎn)經(jīng)營行為，生產(chǎn)效率不會出現(xiàn)質(zhì)變?；诖耍疚奶岢黾僬f1b：

假說1b：行政審批中心的設(shè)立主要是流于形式需要，它并不能顯著提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

行政審批改革對于企業(yè)的積極影響可能是通過效率性制度交易成本和費用性制度交易成本的降低來實現(xiàn)（孫艷陽，2019）。一方面，審批事項數(shù)目縮減意味著經(jīng)濟市場面臨更小的政府干預(yù)，企業(yè)能夠按照最優(yōu)配置方式?jīng)Q定要素、資源、人才和技術(shù)的流向，資源配置效率必然得到有效提高；另一方面，審批流程和手續(xù)的簡化意味著企業(yè)的行政遵從成本和政治交易成本大幅降低，被釋放的行政成本占用資金將推動企業(yè)積極從事研發(fā)創(chuàng)新行為，進而不斷提高創(chuàng)新能力（汪沖和江笑云，2018）。正如前文所述，資源配置效率和研發(fā)創(chuàng)新能力是企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要影響因素，基于此本文提出第2個假說：

假說2：行政審批中心的建立通過提高企業(yè)的資源配置效率和研發(fā)創(chuàng)新能力進而提升全要素生產(chǎn)率。

（二）模型設(shè)計

本文的實證模型選取行政審批中心設(shè)立時間和企業(yè)全要素生產(chǎn)率這兩個變量，反映行政審批改革和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的具體情況。由于各地級市設(shè)立行政審批中心的時間分散在各年度，單一政策沖擊式的傳統(tǒng)DID 并不適用，設(shè)置連續(xù)政策沖擊變量、在此基礎(chǔ)上構(gòu)建多期雙重差分模型的做法被廣泛使用（Bertrand et al.，2004；許和連和王海成，2018）。模型（1）被用來驗證行政審批設(shè)立與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

上式中被解釋變量TFP_lp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，核心解釋變量Set為某地級市是否設(shè)立行政審批中心，X為控制變量集合，包括企業(yè)和城市兩個層面；下標(biāo)c、i、t分別表示城市、企業(yè)以及時間，同時模型中加入行業(yè)虛擬變量Industry、年份虛擬變量Year和城市虛擬變量City來同時控制行業(yè)固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)以及城市固定效應(yīng)。

四、變量與數(shù)據(jù)

（一）變量說明

1.核心變量

本文的被解釋變量是全要素生產(chǎn)率，主流測度方法是在擬合C—D 生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)造線性關(guān)系并獲取殘差項，但存在同時性偏差和樣本選擇性偏差（魯曉東和連玉君，2012）。Olley＆Pakes（1996）通過將企業(yè)的當(dāng)期投資作為不可觀測生產(chǎn)率沖擊的代理變量來解決同時性偏差問題。這種方法的軟肋在于大量投資額為零的企業(yè)被舍棄，結(jié)果估計的隨機性受到極大挑戰(zhàn)。為此，Levinsohn＆Petrin（2003）在繼承OP 思路的基礎(chǔ)上采用企業(yè)中間品投入作為代理變量，從而在一定程度上解決了OP 法計算下樣本損失嚴(yán)重的問題。此外，OP法和LP法都通過刻畫企業(yè)生存概率估計了企業(yè)的進入和退出，即使存在樣本選擇性偏差也不影響度量結(jié)果的一致性。本文在基準(zhǔn)模型中選擇LP法度量企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，在穩(wěn)健性檢驗中使用OP法以及ACF法的度量值。

本文的解釋變量是行政審批中心設(shè)置虛擬變量，具體做法是某地級市設(shè)立行政審批中心當(dāng)年及以后取1，設(shè)立以前取0。此外，根據(jù)行政審批中心的成立年份設(shè)置了審批中心設(shè)立時長指標(biāo)，用于反映審批改革的連續(xù)效果，具體為地級市行政審批中心年齡加1的自然對數(shù)。

2.控制變量

本文的控制變量選取兼顧城市、企業(yè)（任曙明和呂鐲，2014；錢雪松等，2018；張遼和吳聳杰，2019）兩個維度。其中微觀層面控制變量可分為企業(yè)基本情況：企業(yè)規(guī)模Size、Lnl、資產(chǎn)負債率Lev、固定資產(chǎn)比率Capint、獲取貸款能力Debit、企業(yè)價值Tobin、企業(yè)年齡Lnage、沉沒成本Lnsink、研發(fā)支出比例Rd①研發(fā)支出比例和機制分析中的科研創(chuàng)新能力是兩個不同概念，屬于投入和產(chǎn)出的關(guān)系，在相關(guān)性上有著長短期的差異。、股權(quán)性質(zhì)Soe、董高兼任Dual；企業(yè)盈利能力：資產(chǎn)收益率Roa、銷售收入增長率Saleadd、自由現(xiàn)金流量Cash、政府補助比率Govputsale；地方經(jīng)濟發(fā)展：GDP 人均水平Lnapgdp、GDP 增長率Gdprate、第二產(chǎn)業(yè)比重Second、政府財政壓力Stress；地方其他因素：人口增長率Population、每萬人大學(xué)生數(shù)量College、固定資產(chǎn)投資比重Citycapint。

本文選取2000—2016年所有A 股上市公司作為初始樣本，并剔除了以下數(shù)據(jù)：（1）金融行業(yè)的上市公司；（2）退市風(fēng)險警示公司（ST 公司）；（3）最終控制人不詳?shù)纳鲜泄?；?）樣本期間內(nèi)所有權(quán)性質(zhì)變化的公司；（5）缺失數(shù)據(jù)較多且無法補充的公司樣本（張遼和吳聳杰，2019）。

為剔除異常值對分析和結(jié)論的干擾，下文對模型中的連續(xù)變量都進行了1%和99%水平上的Winsorize處理。

（二）描述性統(tǒng)計

表1列示了各變量描述性統(tǒng)計的結(jié)果，其中所有連續(xù)變量均報告1%和99%水平縮尾后的結(jié)果。圖1反映了各地級市設(shè)立行政審批中心的趨勢。從圖中可以看出，中國設(shè)立審批中心的趨勢基本呈現(xiàn)倒U型。2002年國務(wù)院頒布《行政審批制度改革工作的實施意見的通知》前后，全國迎來設(shè)立行政審批中心的高潮，在此之后各地競相建造審批中心的勢頭放緩，審批改革逐漸過渡到凸顯實質(zhì)、摒棄形式的階段。截止2015年，全國設(shè)立審批中心的城市達到222個，這也覆蓋了樣本內(nèi)所有的城市。

表1 主要變量統(tǒng)計特征描述

圖1 各地級市設(shè)立行政審批中心情況

五、實證分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸分析

本文采用同時固定行業(yè)、城市和時間效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)?；貧w過程中消除了異方差和序列相關(guān)對估計結(jié)果的影響。表2 列示了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，模型（1）、（2）、（3）使用雙重差分固定效應(yīng)回歸的方法，模型（4）、（5）、（6）采用雙向固定效應(yīng)回歸的方法。其中，模型（1）、（4）未對連續(xù)變量進行縮尾處理，模型（2）、（5）未控制行業(yè)和城市效應(yīng)。在加入行業(yè)、城市、時間虛擬變量并剔除異常值后，模型（3）的結(jié)果顯示設(shè)立行政審批中心對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，模型（6）顯示企業(yè)全要素生產(chǎn)率會隨著審批中心的發(fā)展顯著提高，初步證明假說1a成立。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果1（驗證假說1a）

從表2 的結(jié)果可以看出，行政審批中心的成立的確提高了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。但不可回避的問題是，部分學(xué)者擔(dān)憂的形式化、表面化問題真的存在嗎？我們認為，如果行政審批中心內(nèi)部具備不同功能屬性的部門、事項、窗口的數(shù)量多少能夠影響到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，那么有理由相信行政審批中心聚合審批資源、集中審批權(quán)限的做法并非沒有實質(zhì)作用。

由于本文所選樣本期內(nèi)的城市在2015年才全部正式設(shè)立了行政審批中心，當(dāng)年的審批中心內(nèi)部各項統(tǒng)計更為完整和統(tǒng)一，因此我們選取2015 年各城市審批中心進駐部門（Lndepartment）、事項（Lnitem）和窗口數(shù)量（Lnwindow）的自然對數(shù)作為核心解釋變量，該年度轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，同時固定行業(yè)和城市效應(yīng)，控制變量與前文一致?？紤]到截面數(shù)據(jù)無法反映解釋變量影響的滯后性，本文同時也使用了2015—2016年的面板數(shù)據(jù)。

從表3可以看出，2015年行政審批中心進駐部門、事項和窗口的數(shù)量顯著提高了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并且在隨后的一年內(nèi)其積極影響依然存在，從而推翻了假說1b。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.變更全要素生產(chǎn)率的度量方式

近年來，學(xué)者們對OP法、LP法所采用的模型加以改進后形成了新的度量方式——ACF 法。本文在保持生產(chǎn)函數(shù)各變量與基準(zhǔn)模型完全一致的前提下運用op法和acf法構(gòu)建TFP。未報告的結(jié)果顯示，使用不同方法度量全要生產(chǎn)率并不改變基準(zhǔn)回歸得出的結(jié)論：設(shè)立行政審批中心能顯著提高轄區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，且改革的積極效應(yīng)隨著時間推移愈發(fā)凸顯。

表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果2（驗證假說1b）

目前根據(jù)一致半?yún)?shù)估計思想度量全要素生產(chǎn)率的LP法、OP法，均是在構(gòu)建索洛模型的基礎(chǔ)上求得殘差，關(guān)于殘差提取事實上有兩種做法：直接獲得和倒擠獲得，二者區(qū)別在于后者（本文使用）沒有將索洛方程中的截距項剔除，因此度量結(jié)果偏大。為了避免因為全要素生產(chǎn)率提取方式的差異而可能存在干擾實證結(jié)果準(zhǔn)確度的情況，我們?nèi)匀话凑罩苯荧@得殘差的方式重新度量了LP 法和OP 法下的全要素生產(chǎn)率。結(jié)果表明，使用更換提取方式后重新度量的TFP 作為被解釋變量，基本結(jié)論不發(fā)生變化：某地設(shè)置行政審批中心后，轄區(qū)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著提高；且隨著時間推移，正向影響越大。

2.平行趨勢檢驗

多期DID由于政策實施的年份不統(tǒng)一，無法使用傳統(tǒng)DID的平行趨勢檢驗方法，因此本文設(shè)計了如下計量模型（許和連和王海成，2018）：

模型中為一系列虛擬變量，當(dāng)處理組位于審批中心設(shè)立前第i年時取1；當(dāng)處理組位于審批中心設(shè)立后第i 年時，取1；其余年份均取0。平行趨勢檢驗的基本做法：以設(shè)立審批中心當(dāng)年作為對照組，觀察與對照組相比是否存在顯著差異，若在審批中心設(shè)立之前年度不存在顯著差異而設(shè)立后出現(xiàn)差異，則證明通過了平行趨勢檢驗。

圖2直觀地反映了平行趨勢檢驗的結(jié)果，其中折線表示系數(shù)的走勢，橫軸表示距離審批中心設(shè)立年份的時間，縱軸表示估計值的大小?？梢钥闯?，審批中心設(shè)立前的六年，無論何種方式度量的全要素生產(chǎn)率均未在處理組與對照組之間產(chǎn)生顯著差異；審批中心設(shè)立后的多數(shù)年份內(nèi)，對全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗，并且正向系數(shù)也證實了假說1a 關(guān)于審批中心積極效應(yīng)更突出的認定。

3.安慰劑檢驗

由于設(shè)立審批中心的城市內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率可能整體更高，無法準(zhǔn)確識別政策效應(yīng)，因而在此通過安慰劑檢驗來驗證該假設(shè)是否成立。本文采用虛置審批中心設(shè)立時間的做法（夏杰長和劉誠，2017），具體的思路是：將設(shè)立審批中心的年份分別提前2年和3年，如果確實因為全要素生產(chǎn)率更高的地方先設(shè)置審批中心進而產(chǎn)生了虛假回歸，那么改變其設(shè)立時間后企業(yè)的全要素生產(chǎn)率應(yīng)該依然是顯著的，反之則證明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升來自于審批改革的政策效應(yīng)。回歸結(jié)果證明，無論哪種方法度量的全要素生產(chǎn)率，在改變審批中心設(shè)立年份后均不顯著，排除了全要素生產(chǎn)率自身因素對于實證結(jié)果的干擾，進而證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖2 行政審批中心與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)效應(yīng)

4.控制樣本選擇偏差

地級市是否設(shè)立行政審批中心，一方面源自行政管理體制變革的推力和上級日臻復(fù)雜的績效考核壓力，另一方面受制于該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的自身情況。全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要內(nèi)容，可能作為地方政府設(shè)立行政審批中心的參考依據(jù)，從而使本文關(guān)心的行政審批改革效應(yīng)出現(xiàn)偏差。因此本文構(gòu)建以下Logit 模型（王永進和馮笑，2018），來探究經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量對于行政審批中心改革本身是否會產(chǎn)生影響：

其中Set為地級市是否設(shè)立行政審批中心，Avetfp為每年度樣本期內(nèi)各城市所有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值，X 為可能影響行政審批中心設(shè)立的其他因素，包括人均GDPlnapgdp、地方財政壓力Stress、第二產(chǎn)業(yè)占比Second、對外開放程度Open、固定資產(chǎn)投資Citycapint、人口增長率Population 和人力資本College。需要說明的是：為了驗證模型（3），本部分僅保留行政審批設(shè)立當(dāng)年及以前的樣本，Set=1 表示當(dāng)年設(shè)立行政中心，Set=0表示當(dāng)年未設(shè)立行政中心。未報告的結(jié)果顯示，無論采用何種方式衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，城市整體的全要素生產(chǎn)率并不影響地級市設(shè)立審批中心的選擇，從而證明地級市建立行政審批中心這一外生政策是隨機的。

企業(yè)選址在設(shè)立了行政審批中心的城市也可能使得本文探究的行政審批改革效應(yīng)被高估。因此，本文剔除了企業(yè)成立年份大于行政中心設(shè)立年份、注冊地變更的樣本（郭小年和邵宜航，2019），排除企業(yè)選擇導(dǎo)致的選擇偏差。結(jié)果表明，在剔除相應(yīng)樣本后，無論是雙重差分模型還是雙向固定效應(yīng)模型都與基本回歸的結(jié)果保持一致，進而證明在排除可能存在的企業(yè)自選擇因素后原結(jié)論依然穩(wěn)健。

5.控制遺漏變量

除企業(yè)自身情況以及所處城市環(huán)境外，重大經(jīng)濟事件對于全要素生產(chǎn)率也會產(chǎn)生影響，從而干擾本文的實證結(jié)果。為剔除中國加入WTO 對于結(jié)果的影響，我們剔除2001年前的個體，將樣本周期縮短為中國入世后的2002—2016 年；同時，考慮到2008 年的國際金融危機，我們設(shè)置了金融危機虛擬變量Finance，當(dāng)年份小于2008年取0、大于等于2008年取1。

未報告的結(jié)果顯示，控制中國加入WTO 以及國際金融危機的影響后，行政審批改革對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用沒有發(fā)生變化；且隨著時間推移，改革的積極效應(yīng)更加顯著。

六、進一步探討

本部分主要從企業(yè)融資約束、高管的政治關(guān)聯(lián)、規(guī)模大小以及所處行業(yè)競爭程度等方面探究設(shè)立審批中心對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性。設(shè)計計量模型如下：

其中DV代表異質(zhì)性虛擬變量，分別為融資約束（SA）、高管政治關(guān)聯(lián)（Politic）、企業(yè)規(guī)模大?。‵irmsize）和行業(yè)競爭程度（Compete）。

與此同時，本節(jié)還重點分析了審批中心作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制。

（一）融資約束、高管政治關(guān)聯(lián)異質(zhì)性分析

本文首先采用Hadlock＆Pierce（2010）構(gòu)建的SA 指數(shù)衡量企業(yè)融資約束，計算公式為：SA= 0.737*Size+ 0.043*Size2+ 0.04*Age，其中Size是企業(yè)規(guī)模、Age是企業(yè)年齡（SA指數(shù)越大，企業(yè)融資約束越弱）；然后設(shè)置融資約束虛擬變量：計算樣本內(nèi)所有企業(yè)SA指數(shù)的平均值，大于平均值取1，小于平均值取0。

表4中模型（1）、（2）列示了不同融資約束條件下企業(yè)受審批改革影響程度的情況。模型（1）顯示設(shè)立行政審批中心對于融資約束大的企業(yè)影響顯著為正，對于融資約束小的企業(yè)正向影響相對較小。此外，模型（2）顯示融資約束大的企業(yè)在改革延續(xù)的數(shù)年內(nèi)全要素生產(chǎn)率逐漸提升，相比而言，融資約束小的企業(yè)在審批中心設(shè)立后的時期全要素生產(chǎn)率增長幅度更小。

表4 異質(zhì)性分析Ⅰ：融資約束、政治關(guān)聯(lián)

本文觀察樣本期內(nèi)企業(yè)各年度董事長在任期間是否有政府兼職的情況，設(shè)置高管政治關(guān)聯(lián)虛擬變量：董事長身兼政府職位，取1；否則取0。

表4 的模型（3）、（4）報告了高管政治關(guān)聯(lián)的異質(zhì)性分析結(jié)果。從模型（3）、（4）可以看出，行政審批改革使得沒有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)生產(chǎn)率顯著提升，并且積極效應(yīng)在改革之后的年份內(nèi)延續(xù)；有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)無論是改革當(dāng)年還是之后的年度內(nèi)生產(chǎn)效率增長幅度都更小。

（二）企業(yè)規(guī)模、行業(yè)競爭異質(zhì)性分析

本文根據(jù)國家統(tǒng)計局2017 年發(fā)布的《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》將樣本內(nèi)企業(yè)按照營業(yè)收入、資本總額和從業(yè)人員三項指標(biāo)分類，設(shè)置企業(yè)規(guī)模虛擬變量：大型企業(yè)取1，中小微型企業(yè)取0。

表5 的模型（1）、（2）列示了不同規(guī)模企業(yè)受行政審批改革影響下全要素生產(chǎn)率的變化情況。模型（1）可以看出，中小微型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率在設(shè)立行政審批中心后提升幅度更大。模型（2）的結(jié)果反映，中小微型企業(yè)和大型企業(yè)受審批改革影響的積極效應(yīng)在動態(tài)變化過程中依然保持穩(wěn)定，規(guī)模較小的企業(yè)長期享受相對更豐厚的政策紅利。

表5 異質(zhì)性分析Ⅱ：企業(yè)規(guī)模、行業(yè)競爭程度

我們首先按照2012年證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司分類行業(yè)指引》將樣本內(nèi)企業(yè)劃分到不同行業(yè)，并計算企業(yè)每年的主營業(yè)務(wù)利潤率；其次按照企業(yè)對應(yīng)的行業(yè)分類匯總每年度的行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率，求得樣本期所有年度的行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率；最后計算全行業(yè)主營業(yè)務(wù)利潤率的均值，據(jù)此為標(biāo)準(zhǔn)，大于取0，表示行業(yè)競爭??；小于取1，表示行業(yè)競爭大（王懷明和吳春燕，2007、杜昱錦，2017）。

表5的模型（3）、（4）反映了處于競爭程度不同的行業(yè)的企業(yè)受行政審批改革影響的結(jié)果。模型（3）可以看出企業(yè)所處競爭環(huán)境越緩和，受審批改革的正向影響幅度越大。模型（4）則表示改革影響后，競爭程度低的行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)增長幅度更大。

（三）影響機制分析

資源配置效率和科研創(chuàng)新能力是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的兩個最重要因素。那么行政審批改革究竟是否降低了企業(yè)的費用性制度交易成本和效率性制度交易成本，進而提高其資源配置效率和科研創(chuàng)新能力呢？

首先，本節(jié)從企業(yè)把握投資機會能力的角度出發(fā)衡量資源配置效率。為此，參考錢雪松等（2018）的做法，構(gòu)建以下計量模型：

其中Chance為企業(yè)的滯后一期托賓q 值和滯后一期資產(chǎn)收益率（Roa），Invest表示企業(yè)當(dāng)期投資額。該模型旨在說明企業(yè)在行政審批改革之后能否在參考上期價值評價指標(biāo)、企業(yè)經(jīng)營收益（即當(dāng)期投資機會）的基礎(chǔ)上準(zhǔn)確完成投資。投資對投資機會的敏感程度反映了企業(yè)的資源配置效率。

表6中的模型（1）、（2）反映了不同指標(biāo)表示投資機會的情況下企業(yè)實際投資情況?？梢钥闯?，行政審批改革之后，企業(yè)把握投資機會的能力得到顯著提高，從而證實了假說2的成立。

其次，本節(jié)從企業(yè)投資效率的角度衡量資源配置效率，構(gòu)造計量模型如下（張莉等，2019）：

模型（6）中被解釋變量為企業(yè)當(dāng)期投資額的自然對數(shù)（Invest），解釋變量包含企業(yè)滯后一期的營業(yè)收入增長率（Saleadd）、資產(chǎn)負債率（Lev）、自由現(xiàn)金流量（Cash）、企業(yè)年齡（Age）和規(guī)模（Size）、固定資產(chǎn)比例（Capint），同時固定了行業(yè)、城市以及年份效應(yīng)。模型殘差項被視作企業(yè)實際投資和理想投資的差額，即反映投資過度或不足的程度。將模型（6）的殘差取絕對值后定義為投資效率（Lost）。Lost越大表示企業(yè)投資效率越低。

表6的模型（3）表明行政審批改革使企業(yè)過度投資以及投資不足的情況有所緩解，印證了資源配置效率隨著審批環(huán)境的日漸寬松而不斷提高的假設(shè)。

此外，本節(jié)還探究了行政審批改革對企業(yè)行政遵從成本的影響。一方面，利用企業(yè)當(dāng)期銷售費用、管理費用和財務(wù)費用的平均值占總資產(chǎn)的比例（Tcost）表示企業(yè)交易費用（夏杰長和劉誠，2017），另一方面，選取差旅費、業(yè)務(wù)招待費占總資產(chǎn)的比例（Etc）表示企業(yè)行賄支出（應(yīng)千偉等，2016）。

表6 影響機制分析1（資源配置效率）

從表6的模型（4）、（5）可以看出設(shè)立行政審批中心使企業(yè)的行政遵從成本顯著下降，但由于該項費用占到企業(yè)總資產(chǎn)的比例非常有限，審批改革在減少行賄支出方面的積極作用對于企業(yè)資金流穩(wěn)定的意義不大。此外企業(yè)的交易費用并未因為行政審批改革發(fā)生顯著變化，可能是因為自身經(jīng)營對銷售、管理、財務(wù)費用改變更大，政府審批并未對其構(gòu)成實質(zhì)性影響。

最后，本節(jié)從專利數(shù)量層面探究行政審批改革對企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是否具有積極作用。我們選取上市公司專利申請數(shù)目（Apply_patent）、專利授權(quán)數(shù)目（Authorize_patent）以及獲得有效專利數(shù)目（Acquire_patent）作為被解釋變量，一方面分析是否設(shè)立行政審批中心對于企業(yè)專利數(shù)量變化的影響；另一方面探討行政審批中心設(shè)立能否在較長周期為企業(yè)科研創(chuàng)新能力的提升帶來積極作用。

從表7 的模型（1）、（2）、（3）可以看出，行政審批改革使得設(shè)立當(dāng)年企業(yè)的專利申請、授權(quán)以及獲得數(shù)量不增反減。為了探究行政審批改革的動態(tài)效應(yīng)，我們又將審批中心設(shè)立時長（lnsetlong）作為解釋變量?？紤]到審批改革對于研發(fā)創(chuàng)新的影響可能存在滯后性，本節(jié)將解釋變量的滯后1期—3期依次放入回歸方程中。由于解釋變量滯后1期、2期的結(jié)果不顯著，模型（4）、（5）、（6）僅報告解釋變量滯后3期的結(jié)果。可以看出，無論是企業(yè)專利專利申請數(shù)目還是授權(quán)、獲得數(shù)量，都會隨著行政審批改革的推進而增長，這說明破除門檻、減輕負擔(dān)的審批改革長期來看的確能在一定程度上加強企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力。

綜上，行政審批改革對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的積極影響更大程度上源于：企業(yè)效率性制度交易成本顯著降低后，能夠按照效益最大化的原則從事生產(chǎn)經(jīng)營以及投融資活動，在投資機會把握能力和投資效率不斷提升的情況下資源配置效率得到改善。

表7 影響機制分析2（企業(yè)創(chuàng)新能力）

七、結(jié)論與啟示

本文的實證結(jié)果表明，設(shè)立行政審批中心確實使得轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著提升。異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示，外部融資相對更困難、高管未兼任政府官員、行業(yè)競爭不激烈以及中小微型企業(yè)受改革的積極影響更顯著。此外，作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，行政審批改革的積極意義在于企業(yè)投資機會把握能力和實際投資效率顯著提升進而帶動資源配置效率的優(yōu)化；由于減少行政遵從成本釋放的資金空間過小，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素——科研創(chuàng)新能力并未在短期內(nèi)實質(zhì)性改變。本文的研究對于下一步引導(dǎo)改革方向、規(guī)范改革模式、突出改革實質(zhì)、推進“中國之治”的政策啟示是：

首先，行政審批中心應(yīng)當(dāng)被賦予更高獨立地位和更多事權(quán)責(zé)任，摒棄形式化的精簡事項、壓縮流程，吸收更多職能部門的審批監(jiān)管權(quán)責(zé)，充當(dāng)各類政府門檻的溶解器，并始終以市場、行業(yè)、企業(yè)享受到的政策利好作為判斷改革成效的標(biāo)準(zhǔn)。

其次，行政審批改革應(yīng)當(dāng)注重適時調(diào)整策略方針、對接其他政策，使其促進社會經(jīng)濟健康發(fā)展的積極影響在更長周期內(nèi)維持穩(wěn)定。未來行政審批改革在牢牢把握大政方針的同時應(yīng)注重具體策略的因地制宜、因時制宜，針對不同類型的市場運用不同的改革模式。

最后，企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展根本立足于科研創(chuàng)新實力的增強，深化行政審批改革應(yīng)當(dāng)將激發(fā)全社會創(chuàng)新活力作為重要命題。政府應(yīng)當(dāng)在退出市場直接干預(yù)后切實履行信用貸款、知識產(chǎn)權(quán)、技術(shù)轉(zhuǎn)化領(lǐng)域的監(jiān)管職能，使企業(yè)的創(chuàng)新源泉不斷涌流。