徐現(xiàn)祥 王子晗

一、引言

近年來，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出南方經(jīng)濟發(fā)展較快，全國經(jīng)濟中心進一步南移的新特征(習近平，2019)。南方經(jīng)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(jīng)濟帶和華南地區(qū)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(jīng)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(jié)果。前者意味著數(shù)量擴張，后者意味著質(zhì)量提升。因此，基于中國經(jīng)濟近年來不斷向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的實踐，系統(tǒng)考察南方經(jīng)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(jīng)濟占比上升的微觀基礎。從經(jīng)濟總量等于微觀主體數(shù)量與平均產(chǎn)出的乘積出發(fā)，文章把地區(qū)占比變化分解為微觀主體數(shù)量占比的變化和相對平均產(chǎn)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(jīng)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(jīng)濟占比在2012-2020年間的變化，發(fā)現(xiàn)南方經(jīng)濟占比上升源于南方企業(yè)成長更快，勞動生產(chǎn)率提高更快。具體而言，南方經(jīng)濟占比提高了3.28個百分點，從企業(yè)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(jīng)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(jié)果也顯示，北方經(jīng)濟占比下降了4.5個百分點，從企業(yè)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(jīng)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(fā)現(xiàn)，微觀主體的成長與“放管服”改革顯著相關(guān)。根據(jù)典型事實已經(jīng)看到，2012年之后南方經(jīng)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(zhuǎn)換、簡政放權(quán)作為開門第一件大事?！胺殴芊敝铝τ趶摹叭芷凇苯嵌冗M行企業(yè)便利化改革，不僅僅是企業(yè)進入和退出的便利，更是保證企業(yè)在生命周期中的發(fā)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(yè)全生命周期的角度努力有效降低企業(yè)各個環(huán)節(jié)的制度性成本，還嘗試完善企業(yè)退出機制，出清“僵尸企業(yè)”，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(yè)進入市場，促進了市場主體數(shù)量增加，而且便利了在位企業(yè)運營，促進在位企業(yè)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(fā)現(xiàn)，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(qū)企業(yè)法人的產(chǎn)出規(guī)模和勞動生產(chǎn)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(yè)成長差異密切相關(guān)，進而與南北經(jīng)濟占比變化密切相關(guān)。

文章的工作屬于在興起的南北經(jīng)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(qū)域經(jīng)濟差距。我國區(qū)域經(jīng)濟差距一直是政策界、理論界關(guān)注的熱點問題。改革開放初期，隨著“沿海地區(qū)優(yōu)先發(fā)展”的區(qū)域戰(zhàn)略實施，區(qū)域經(jīng)濟逐漸呈現(xiàn)出非均衡發(fā)展的趨勢，區(qū)域差距不斷擴大，引發(fā)學者們的高度關(guān)注。研究角度主要集中于區(qū)域差距、產(chǎn)業(yè)差距、城鄉(xiāng)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(qū)域經(jīng)濟差距影響?，F(xiàn)有文獻已經(jīng)考察了經(jīng)濟發(fā)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(shù)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(qū)間的流動、市場化進程、結(jié)構(gòu)變動因素對地區(qū)經(jīng)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(qū)域發(fā)展差距的理解，但尚未考察“放管服”改革對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展帶來的新影響。

三，與現(xiàn)有的“放管服”改革文獻相比，文章關(guān)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(qū)的改革進展和經(jīng)驗(艾琳、王剛，2014；陳海疆，2014)或?qū)ι淌轮贫雀母锏挠绊戇M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(xiàn)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型(盧現(xiàn)祥、李慧，2021；朱奕蒙等，2022)、產(chǎn)業(yè)分工(劉誠、楊繼東，2020)的影響，尚未考察對企業(yè)成長的影響。

文章以下部分的結(jié)構(gòu)安排是，第二部分描述南北區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的典型事實；第三部分是南北區(qū)域經(jīng)濟占比核算，考察微觀主體的進入效應和成長效應在經(jīng)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(jié)論性評述。

二、南北區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的典型事實

文章從統(tǒng)計數(shù)據(jù)中歸納出南北經(jīng)濟發(fā)展的四個典型事實：一是南方地區(qū)經(jīng)濟占比普遍上升；二是北方地區(qū)經(jīng)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(chǎn)率增長更快。

圖1報告了南方地區(qū)生產(chǎn)總值占全國比重的變化趨勢(1)南方地區(qū)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(qū)市；北方地區(qū)包括青海、甘肅、寧夏、內(nèi)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(qū)市。未統(tǒng)計西藏、新疆和港澳臺地區(qū)。。從圖形上看，在2012年之前，南方經(jīng)濟占比大致穩(wěn)定在60%左右，2012年之后，明顯呈現(xiàn)出逐年上升趨勢，2020年，南方經(jīng)濟占比為64%，8年間上升了約4個百分點。根據(jù)國家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略(2)十八大以來，國家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略先后推出了京津冀協(xié)同發(fā)展、長江經(jīng)濟帶、粵港澳大灣區(qū)、長三角一體化、黃河流域環(huán)境保護與高質(zhì)量發(fā)展等。，文章將南方地區(qū)細分為長江經(jīng)濟帶和華南地區(qū)兩個區(qū)域，北方地區(qū)細分為黃河經(jīng)濟帶、東北地區(qū)和京津冀三個區(qū)域，圖2報告了這5個地區(qū)占全國經(jīng)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(jīng)濟帶和華南地區(qū)的經(jīng)濟占比也呈現(xiàn)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(jīng)濟占比的上升自然意味著北方經(jīng)濟占比的下降，黃河經(jīng)濟帶、東北地區(qū)和京津冀地區(qū)占全國經(jīng)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(qū)經(jīng)濟占比普遍上升，北方地區(qū)經(jīng)濟占比普遍下降。

圖1 南方生產(chǎn)總值占全國比重變化①圖2 細分區(qū)域生產(chǎn)總值占全國比重變化① 數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計局。

南方經(jīng)濟占比不斷上升，是南方企業(yè)成長更快、勞動生產(chǎn)率更高的結(jié)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(shù)量增加，而微觀主體規(guī)模相對保持不變；另一個是，微觀主體數(shù)量相對不變，而微觀主體規(guī)模越來越大。顯然，前者是外延式數(shù)量擴張，后者是內(nèi)涵式高質(zhì)量發(fā)展。圖3報告了南方市場主體數(shù)量占比和相對規(guī)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(shù)量快速增長(畢青苗等，2018；朱奕蒙等，2022)，但是南方企業(yè)法人占全國比重并沒有呈現(xiàn)出上升趨勢，反而呈現(xiàn)出下降趨勢；南方企業(yè)法人的平均規(guī)模與全國企業(yè)法人的平均規(guī)模比值，即南方企業(yè)法人的相對規(guī)模從0.97躍升至1.05，實現(xiàn)了對全國平均水平的超越。這說明，從企業(yè)法人的視角看，南方經(jīng)濟占比的上升，不是源于企業(yè)法人數(shù)量的增加，而是源于南方企業(yè)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(jīng)濟占比。圖4報告了南方地區(qū)勞動力數(shù)量占比和相對勞動生產(chǎn)率的變動趨勢。從圖形上看，南方勞動力數(shù)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(chǎn)率與全國勞動生產(chǎn)率的比值，即南方的相對勞動生產(chǎn)率，則從2012年的1增長至2020年1.15，在生產(chǎn)效率上具有了新的優(yōu)勢。這說明，從勞動力的視角看，南方經(jīng)濟占比的上升，不是源于勞動力數(shù)量的增加，而是源于南方勞動生產(chǎn)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(jīng)濟占比的增加是企業(yè)成長更快、勞動生產(chǎn)率更高的結(jié)果。

圖3 南方市場主體相對規(guī)模、數(shù)量占比變化圖4 南方勞動力相對生產(chǎn)率、數(shù)量占比變化

三、南北區(qū)域經(jīng)濟占比核算

文章從微觀視角構(gòu)建了經(jīng)濟占比變化的核算公式。國內(nèi)生產(chǎn)總值在微觀視角上可以看作所有構(gòu)成經(jīng)濟活動的微觀主體的產(chǎn)出總和。因此，地區(qū)經(jīng)濟占比的上升會由兩種機制導致，一個是地區(qū)原有微觀主體自身產(chǎn)出增加，使經(jīng)濟規(guī)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(qū)市場，從而使得經(jīng)濟總量增長，即進入效應。為了考察南北經(jīng)濟占比變動究竟是由哪一種效應主導形成的，本節(jié)將從企業(yè)和勞動力兩個視角對地區(qū)經(jīng)濟占比進行分解核算。

(一)企業(yè)視角占比變化核算

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

(1)

接下來，核算地區(qū)經(jīng)濟占比變化。不妨假設，sY1為第1期s地區(qū)經(jīng)濟占比，sY2為第2期s地區(qū)經(jīng)濟占比。在兩期間，s地區(qū)經(jīng)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(zhì)性差別。不可否認，由于兩期間數(shù)據(jù)存在差異，在實際采用以不同期數(shù)據(jù)作為參考基準的式(2)和式(3)進行核算時，得到的分解結(jié)果難免也存在差異?；诖?，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(guī)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?；诖?，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(shù)量占比均值與市場主體相對規(guī)模變化量的乘積。顯然，市場主體相對規(guī)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(guī)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(jīng)濟占比在2012-2020年間的變化情況。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局報告的各省(直轄市、自治區(qū))地區(qū)生產(chǎn)總值和企業(yè)法人單位個數(shù)。表1報告了南北方經(jīng)濟占比變化中的企業(yè)法人進入效應和成長效應。

表1 經(jīng)濟占比變化核算：企業(yè)法人視角

表1第2-4列報告了南方經(jīng)濟占比的分解?？傮w而言，2012年至2020年南方經(jīng)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(yè)法人成長效應在南方經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟占比上升了0.96個百分點，其中0.79個百分點是企業(yè)法人成長效應，0.18個百分點是企業(yè)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(jīng)濟占比一直上升，企業(yè)法人成長效應也一直是正的，但是企業(yè)法人進入效應則一直是負的。這表明，企業(yè)法人成長效應完全主導著南方經(jīng)濟占比上升。

表1第5-7列報告了北方經(jīng)濟占比的分解?？傮w而言，2012年至2020年北方經(jīng)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(yè)法人成長效應在北方經(jīng)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(jīng)濟占比下降。分階段來看，在2012-2014年間，北方經(jīng)濟占比下降了1.14個百分點，其中-0.63個百分點是企業(yè)法人成長效應，-0.51個百分點是企業(yè)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(jīng)濟占比一直下降，盡管企業(yè)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(jīng)濟占比，但是企業(yè)法人成長效應一直是負的，主導著北方經(jīng)濟占比不斷下降。

總之，以上分析表明，從企業(yè)法人視角看，2012年以來，南北經(jīng)濟占比的變化主要是由企業(yè)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(fā)，國內(nèi)生產(chǎn)總值Y是勞動力數(shù)量L和勞動生產(chǎn)率δ乘積。相應地，地區(qū)s的經(jīng)濟生產(chǎn)總值Ys為勞動力數(shù)量Ls與勞動生產(chǎn)率δs乘積。同理， 地區(qū)經(jīng)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(chǎn)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(chǎn)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(jīng)濟占比在2012-2020年間的變化情況。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局報告的各省(直轄市、自治區(qū))地區(qū)生產(chǎn)總值和就業(yè)人員。表2報告了南北方經(jīng)濟占比變化中的勞動力進入效應和成長效應。

表2 經(jīng)濟占比變化核算：勞動力視角

表2第2-4列報告了南方經(jīng)濟占比的分解。總體而言，2012年至2020年南方經(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)濟占比上升。

表2第5-7列報告了北方經(jīng)濟占比的分解?？傮w而言，2012年至2020年北方經(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)濟占比，但是勞動力成長效應一直是負的，主導著北方經(jīng)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(jīng)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(yè)成長，提高勞動生產(chǎn)率。黨中央、國務院高度重視 “放管服”改革優(yōu)化營商環(huán)境工作。自2015年5月12日國務院召開全國推進簡政放權(quán)放管結(jié)合職能轉(zhuǎn)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(fā) “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(fā)市場主體活力電視電話會議上發(fā)表重要講話，7月印發(fā)深化“證照分離”改革、提高監(jiān)管的精準性有效性、推進政務服務標準化規(guī)范化便利化等具體措施和要求，部署持續(xù)一體推進“放管服”改革，培育壯大市場主體，更大激發(fā)市場活力和社會創(chuàng)造力?！胺殴芊备母锿ㄟ^推進企業(yè)全生命周期政務服務的便利化，在“準入”環(huán)節(jié)，降低市場準入門檻和進入成本，有利于新企業(yè)進入市場；在“運營”環(huán)節(jié)，“放管服”改革致力于全流程、全環(huán)節(jié)降低企業(yè)的制度性成本，促進企業(yè)成長；在“退出”環(huán)節(jié)，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(shù)形式的市場主體規(guī)模(scaleit)和對數(shù)形式的勞動生產(chǎn)率(lrgdpit)。其中，市場主體規(guī)模為實際生產(chǎn)總值與企業(yè)法人單位數(shù)量的比值，勞動生產(chǎn)率為實際生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)就業(yè)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(yōu)化營商環(huán)境工作，但是相關(guān)部門并沒有定期發(fā)布相應的統(tǒng)計數(shù)據(jù)?；诖?，文章采用中央黨校(國家行政學院)電子政務研究中心發(fā)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(diào)查評估報告)》數(shù)據(jù)。中央黨校在聯(lián)合國電子政務調(diào)查評估(EGDI)框架下，面向全國31個省(自治區(qū)、直轄市)和新疆生產(chǎn)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(fā)布評估結(jié)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(guān)數(shù)據(jù)，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(shù)目有小幅變動。構(gòu)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(shù)據(jù)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(wǎng)通辦”“渠道一網(wǎng)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?；诖?，文章采用29(4)不包含西藏和新疆。個省區(qū)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(shù)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(guī)模和勞動生產(chǎn)率的變量。具體而言，包括工業(yè)化水平(indus)、政府規(guī)模(gov)、對外開放程度(open)、城市化水平(urban)、國有經(jīng)濟比重(soe)(5)工業(yè)化水平采用第二產(chǎn)業(yè)增加值與GDP的比值，政府規(guī)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(zhèn)人口比重，國有經(jīng)濟比重采用國有企業(yè)法人單位數(shù)與總企業(yè)法人單位數(shù)的比值。。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。

表3為文章變量的描述性統(tǒng)計。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，在過去5年間，平均勞動生產(chǎn)率為60.122萬元，平均市場主體規(guī)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(tǒng)計

(三)實證結(jié)果

表4報告了基本回歸結(jié)果，從勞動力和企業(yè)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(shù)勞動生產(chǎn)率。第(1)列報告了固定效應模型估計結(jié)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(shù)顯著為正，即省級政府一體化政務服務能力越強，勞動生產(chǎn)率越高。文章所關(guān)心的省級政府一體化政務服務能力系數(shù)估計值為2.824，能夠通過顯著性為5%的統(tǒng)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(chǎn)率將增加2.824個百分點。第(2)列控制工業(yè)化水平、政府規(guī)模、對外開放程度、城市化水平和國有經(jīng)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(shù)為2.658，系數(shù)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(yè)視角，被解釋變量為對數(shù)市場主體規(guī)模。第(3)列報告了控制省份固定效應和年份固定效應的結(jié)果，省級政府一體化政務服務能力水平的系數(shù)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(yè)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(guī)模將增加2.394個百分點。第(4)列控制可能影響市場主體規(guī)模的因素后，省級政府一體化政務服務能力的估計系數(shù)為2.168，系數(shù)大小略有降低，在統(tǒng)計意義上依舊顯著。結(jié)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(yè)規(guī)模成長，提高勞動生產(chǎn)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(wěn)健性檢驗(6)文章暫未考察可能存在的內(nèi)生性問題。。第(1)、(3)列復現(xiàn)了表4中的基準回歸結(jié)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(shù)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?；貧w結(jié)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(chǎn)率增加2.699個百分點，市場主體規(guī)模增加2.203個百分點，與基準回歸結(jié)果相比，核心解釋變量系數(shù)大小略有提升，核心結(jié)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(wěn)健性檢驗

為了促進區(qū)域統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，黨中央也根據(jù)各地區(qū)特征和優(yōu)勢，不斷推出針對性的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。如2015年中共中央政治局審議通過《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》、2016年國務院正式印發(fā)《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》、2019年印發(fā)《粵港澳大灣區(qū)發(fā)展規(guī)劃綱要》、2021年印發(fā)《黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃綱要》。(7)由于文章數(shù)據(jù)時間跨度為2015-2020年，《京津冀協(xié)同發(fā)展綱要》和《黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃綱要》的印發(fā)時間超出研究范圍，故本部分僅探究《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》和《粵港澳大灣區(qū)規(guī)劃綱要》的影響。因此文章嘗試引入?yún)^(qū)域發(fā)展戰(zhàn)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(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略影響

表6第(1)、(3)列構(gòu)建長江經(jīng)濟帶虛擬變量(cj)，如果樣本所在省份屬于長江經(jīng)濟帶且年份位于2016年《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》發(fā)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(jié)果發(fā)現(xiàn)省級政府一體化政務服務能力的系數(shù)為2.672，仍能通過5%水平的顯著性檢驗，而交乘項系數(shù)數(shù)值較小，且在統(tǒng)計意義上不顯著。表6第(2)、(4)列針對粵港澳大灣區(qū)構(gòu)建虛擬變量(yga)，由于文章不考慮香港、澳門地區(qū)，因此如果樣本屬于廣東省且年份位于2019年《粵港澳大灣區(qū)發(fā)展規(guī)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(jié)果顯示核心解釋變量系數(shù)為2.177，在10%的置信水平上顯著，交乘項系數(shù)較小，且在統(tǒng)計意義上不顯著。這表明，引入國家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，文章的基本發(fā)現(xiàn)依然是穩(wěn)健的。

總之，以上實證結(jié)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(qū)微觀主體成長顯著正相關(guān)。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(yè)規(guī)模將增加2.168個百分點，勞動生產(chǎn)率將增加2.658個百分點。

五、結(jié)論性評述

自2012年以來，南方地區(qū)經(jīng)濟占比普遍上升，北方地區(qū)經(jīng)濟占比普遍下降，成為我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的新現(xiàn)象。文章從微觀主體的視角考察這個新現(xiàn)象。

在核算方法上，文章貢獻了一個核算地區(qū)經(jīng)濟占比變化的新方法。從地區(qū)總產(chǎn)出等于企業(yè)數(shù)量與企業(yè)平均產(chǎn)出這個恒等式出發(fā)，文章把地區(qū)經(jīng)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(qū)經(jīng)濟占比核算公式，不僅具有清晰的經(jīng)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(jié)果顯示，在2012-2020年間，南方經(jīng)濟占比提高了3.28個百分點，從企業(yè)法人視角看，企業(yè)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(jīng)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(yè)成長、提高勞動生產(chǎn)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(jié)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(qū)微觀主體成長顯著正相關(guān)。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(yè)規(guī)模將增加約2.2個百分點，勞動生產(chǎn)率將增加約2.6個百分點。

文章的發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的，從微觀主體視角揭示了南方經(jīng)濟占比上升是南方經(jīng)濟率先高質(zhì)量發(fā)展的結(jié)果，全面深化改革是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)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(nèi)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(shù)量的激增對中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展帶來哪些影響？對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展帶來哪些影響？如何更加系統(tǒng)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。