行政审批制度改革对企业成长的影响——基于民企与国企的比较

邵传林

(华侨大学 经济与金融学院,福建 泉州 362021)

民营经济健康发展事关中国经济全局。近年来,中央出台了一系列政策措施助力民营企业健康发展,并在商事制度变革、放宽市场准入、完善监管方式等营商环境优化改革领域作出了新的部署。既有研究表明,决定民营企业成长的诸多因素,有政治资源[1]、社会资本结构[2]、金融制度与结构[3]、法治化水平[4]、政府干预[5]、制度环境[6-7]等。显然,营商环境也是决定民营企业成长的重要因素。早在2001 年国务院启动行政审批制度改革之前就有城市在积极推进营商环境优化改革,呈现出千帆竞渡、百舸争流的局面[8]。一个自然而然的问题是,行政审批制度改革是否促进了民营企业成长? 在多大程度上促进其成长? 上述问题的答案对新形势下促进民营经济健康发展具有重大现实意义。

回顾和梳理已有研究可知,学界侧重考察民营企业发展的制度性因素,侧重分析营商环境优化的经济影响,直接考察中国营商环境优化影响企业成长的文献并不多。在民企成长制度性决定因素的研究领域,以考察制度性因素对企业创新、融资决策等财务行为的研究居多[3]。比如,有研究考察了腐败、法治环境等因素对企业行为的影响[9-10],但是直接分析制度性因素影响民企成长的文献则较少,仅有一篇文献考察了制度性摩擦成本对企业成长的影响[11]。就营商环境优化对经济影响的研究而言,已有研究集中在考察营商环境对中小企业技术创新、企业家创业、出口贸易、经济增长等方面[12-15],还有研究考察了营商环境对服务业发展、OFDI 和贸易持续期的影响[16-18]。近期有研究专门考察了行政审批制度改革对TFP 和民营企业成长的影响[19-20]。上述研究多基于世界银行营商环境调研数据从跨国层面和省域层面展开实证研究,缺乏微观基础,还须结合企业层面数据进行宏微观数据匹配才能得出令人信服的结论。此后,有学者展开了这方面的研究,使用城市营商环境数据和企业微观数据分析了营商环境优化对企业微观行为的影响[21-22]。但就本研究掌握的文献而言,仍鲜有文献基于中国的数据资料直接考察营商环境优化对企业成长的影响,尤其是鲜有学者基于国企和民企比较视角考察营商环境优化改革影响企业成长的机制,这方面的研究亟待补充。

所谓企业成长是指企业的规模从小变大的扩张过程,可用企业雇佣人数或企业营业额的年均增长率来衡量。为了衡量行政审批制度改革对民企和国企成长的不同影响,本研究拟基于中国地级市行政审批制度改革所提供的准外生制度试验进行实证检验。始于20 世纪90 年代末的大规模政府行政体制改革为学界考察行政审批制度改革提供了绝佳的制度场景。首先,这次以各地级市成立行政审批服务中心为标志的体制变革在全国300 多个地级市交错发生,而不是同时发生,这为考察处于不同改革进程里的企业成长提供了多样化的时空场景,有助于识别营商环境改革对民企成长的因果性影响。其次,本研究基于332 个地级市行政审批改革所提供的外生制度试验既有助于克服世界银行营商环境数据多属主观指标所具有的非客观性缺陷和非连续性特征,也有助于克服跨国研究中同一指标缺乏同一口径的问题,尤其是在使用跨国微观企业数据进行实证研究时,始终难以克服不同国家和地区由于财务制度和统计口径不一致所导致难以进行横向比较的难题,显然,本研究不存在上述问题。最后,为了控制内生性问题,本研究并不是单纯考察行政审批制度改革对民企成长的影响,而是通过与国企相比,考察民企与国企是否从行政审批制度改革中获取了同样的“制度红利”,进而研判民企成长从行政审批制度改革中获得的相对收益大小,为下一步制度改革提供更具针对性的政策含义。

本文的贡献是:第一,基于中国的数据资料补充了企业成长制度性决定因素方面的文献。近期,有越来越多的学者从制度经济学领域研究企业成长的决定因素,探讨法治环境、产权保护、金融制度与结构等制度性因素在企业成长中的作用,但直接考察营商环境影响民企成长的文献并不多。第二,丰富了营商环境经济影响方面的实证研究。自世界银行发布营商环境指数以来,涌现了大量有关营商环境影响经济发展的实证文献[13-17];本文通过发现行政审批制度改革在影响民企成长方面发挥了正向促进作用,进而丰富了该研究领域。第三,本研究首次考察中国地级市行政审批制度改革所引致的“制度红利”对企业成长的异质性影响,首次检验“制度红利”对民企成长和国企成长是否同等重要,分析“制度红利”对公司总部设在不同行政审批制度改革力度地区的民企成长是否产生了同样的影响,并考察行业异质性对“制度红利”的调节机制,进而从理论和实证上拓展了既有研究。

(一)行政审批制度改革对企业成长的促进效应

自国务院于1999 年启动行政审批制度改革以来,从省(区)级地方政府到地市(州)级地方政府,再从县(区)级地方政府到乡(镇)级地方政府,纷纷成立行政审批中心,这标志着中国行政审批权力的具体运作方式开始发生变化。据统计,截至2019 年10 月底国务院发布《优化营商环境条例》时,在地级市层面均已设立行政审批中心。作为中国行政审批制度改革重要创新方式的行政审批中心能够将各种审批事项统一集中到同一家服务大厅,将分置于不同职能部门的审批权集中到政务服务大厅,力争实现“只进一扇门”的目标。无疑,一部分地区率先设立政务服务大厅,要求各政府职能部门派机关处室和人员入驻,这极大提升了行政审批效率,也有利于行政审批的“阳光化”和“透明化”,直接促进了地区营商环境改善。本研究将上述行政审批制度改革所带来的这种好处称为“制度红利”。就其本质而言,行政审批中心的设立以“制度红利”的形式体现了营商环境改善。相对国企而言,上述制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的助推作用更大。接下来,对“制度红利”影响民企成长的成因和机制展开分析。

第一,行政审批中心的设立有助于降低民企与地方政府机构“打交道”的制度性交易成本。在企业成长过程中,为取得“合法性”须征得辖区政府主管机关的审批或行政许可。在成立行政审批中心之前,民企须分别到各职能部门办理行政审批手续,且许多审批具有前置性,即只有事先获得了某部门的行政许可,才能到其他部门办理后续手续,这导致企业合法化的成本很高。在设立行政审批中心后,各政府职能部门须入驻行政审批中心,集中办理各种行政审批事项,这在一定程度上有助于节约民企办手续的成本。与民企相比,国有企业在政治上具有一定的行政级别,离各类政府职能机关的“制度距离”更近;尤其是地方政府出资组建的国企更易获得各类职能审批部门的认可,甚至可先“开工”,后办证照,故国企对行政审批制度改革所带来的“制度红利”并不像民企那样敏感。

第二,行政审批中心的设立也有助于降低民企与行政审批部门之间的信息不对称程度。与国企相比,民企的“知名度”不高,甚至很多新创中小微民企没有任何知名度,行政审批机构须耗费较大的信息搜寻成本才能全面评判其真实状况。当行政审批中心集中办理业务时,民企可实时获得反馈消息,了解审批进程;行政审批中心的设立也有助于民企及时向审批机构提供准确、有效的信息和材料,因而审批程序的透明化降低了暗箱操作的概率,也减少了行政审批部门的“自由裁量权”,这在一定程度上提高了民企通过审批的概率。而具有较高地域知名度的国企与行政审批部门之间的信息不对称程度较低,因而可能无法受益于行政审批制度改革所带来的制度性交易成本节约的好处。

第三,行政审批中心的设立在一定程度上有助于防范各行政审批职能部门设租或抽租行为。依据制度经济学的经典论证,当不同的行政审批机构分别基于本部门租金最大化原则对拟申请行政许可或行政审批的民企实施进入管制时,民企要想获得所有行政审批机构的一致许可,其制度性交易成本将会异常高[23]。若能将分立的各行政审批机构入驻同一行政审批中心,则可形成各机构相互制衡、相互监督的审批方式,这便于克服各行政审批职能部门的设租或抽租。作为“准政府机构”的国企具有政治优势和信息优势,更了解行政审批体制的运作方式,并不会经常性遭遇行政审批部门的“刁难”,因而对行政审批制度改革所带来的“制度红利”并不敏感。

第四,行政审批中心的设立有助于引导民营企业家将企业家才能更多地用于生产性活动。行政审批中心的设立会在事前影响民营企业家行为结构。在行政审批中心设立之后,民营企业家会迅速发现并抓住营商环境优化带来的“福音”,即制度性交易成本的节约,主动调整其行为结构,从借助“跑关系”“找门路”等灰色手段争取行政审批机构的许可,转向研发创新等生产性行为[1],其行为结构的优化不仅有助于从事前抑制“攫取之手”,还有助于激励民营企业家创新创业。作为体制内历来就享有优惠政策的国企决策者并不会对“制度红利”作出行为优化的反应,其行为仍具有准官员特征,因而也就难以充分激发企业家精神。

第五,行政审批制度改革所带来的“制度红利”有益于稳定民营企业家投资预期,使民营企业家安心从事投资和生产活动。地区行政审批制度改革的启动和实施能够改善民企营商环境,为助推民营经济高质量发展释放了强烈的政策信号,为民营企业家新增投资提供新的“制度红利”。而国有企业一直享受着各种政策优惠和资源优势,并不会对行政审批制度改革的“制度红利”作出敏锐反应。

尽管不同地区相继启动了行政审批制度改革,但各地区在行政审批制度改革的力度上具有迥然的地域差异。同样是成立了行政审批中心,有的地级市行政审批中心入驻的政府机构较多,其能够审批的权力和事项也较多,这些地区为民企发展释放了更多的制度红利;另一些地区迫于同级别的周边城市带来的制度竞争压力,也不得不启动改革,但在改革力度上远不如那些率先设立行政审批中心的地区大。因此各地区形成了不同的行政审批制度改革进程,并引致了不同的营商环境优化改革效应。结合前述分析可知,相比国企,民企在行政审批制度改革力度较大的地区获益更大,因而其成长也较快。基于此,本研究提出假说1。

假说1:相比国有企业,行政审批制度改革所引致的“制度红利”更有利于促进民营企业成长,并且该效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。

(二)行业异质性的调节效应

鉴于不同行业具有独特的产业属性,如高科技行业和非高科技行业、管制型行业和非管制型行业,行政审批制度改革所引致的“制度红利”可能会对不同行业里的企业成长具有异质性影响。与非高科技企业相比,高科技企业不仅需要获得所在地政府机构的行政审批,还须所在地政府提供资质认证、创新成果孵化、研发资助、知识产权保护等高质量公共服务,因而有更多机会与政府机构接触。但借助一个“大众化”的行政审批中心往往难以满足高科技企业对“含金量”较高公共服务的需求,因而民营高科技企业对行政审批制度改革并不会很敏感,其“获得感”较弱;只有当含金量较高的行政审批权力下放到行政审批中心时,才会对民营高科技企业产生显著的正向影响。当前中国“放管服”改革还停留在数量型精简和下放阶段,下放的审批权往往是无关紧要的权力,最核心的审批权在政务服务大厅是难以获取的[24]。与之相反,非高科技民企对行政审批中心所能提供的服务类型和种类并不像高科技民企那样具有特殊需要,其对公共服务的需求仅限于“通用型”服务,因而其“获得感”较强。考虑到国企的强势地位和政策优势,不论是在高科技行业抑或在非高科技行业,并不会像民企那样对行政审批制度改革所引致的“制度红利”作出显著反应。

尽管有不少地区成立了行政审批中心,但各地区行政审批制度改革的推进程度依然千差万别。随着行政审批制度改革向纵深推进,更大力度的行政审批制度改革所带来的营商环境优化效应对非高科技民企成长的促进作用更强。相比改革力度较小的地区,非高科技民企在行政审批制度改革力度较大的地区能获得行政审批中心所提供的更多种类的审批事项和服务事项及更便利的服务窗口,因此会拥有较强的“获得感”。鉴于国企并不会对行政审批制度改革所带来的营商环境优化产生“获得感”,即使考虑行业异质性问题,也不会对国企产生明显的成长促进作用。基于上述讨论可得出假说2。

假说2:相比国有企业,行政审批制度改革对民企成长的促进效应在非高科技行业更强,并且该效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。

有证据表明,与非管制型行业相比,管制型行业里的企业更频繁与各级政府部门打交道,更需要获得各类主管部门的行政审批或行政许可[25],但这可能会诱发民营企业家的机会主义行为,即借助贿赂审批人员以绕过行业管制或通过行贿加速行政审批过程[26]。比如,医药行业属于高管制行业,此行业里的民企须经过官方主管机构的“繁琐”批准才能获得新药的生产许可,但这容易诱发败德行为。从逻辑上讲,行政审批制度改革有助于在事前遏制“攫取之手”和民营企业家的寻租行为,刺激民营企业家才能更多地用在经营管理上,进而促进民企健康发展。因此,与非管制型行业相比,行政审批制度改革所带来的营商环境优化效应在管制型行业对民企成长的影响更大。不难想象,更大力度的行政审批制度改革所带来的“制度红利”对管制型行业里的民企成长具有更强促进作用。就拥有体制优势的国企而言,不论是处在管制型行业抑或非管制型行业均对行政审批制度改革不敏感,它们总能低成本获取牌照和资质,因而并不会对行政审批制度改革所带来的“制度红利”作出反应。基于上述分析,可推出假说3。

假说3:相比国有企业,行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的促进效应在管制型行业更大,并且该效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。

(一)计量模型与变量界定

为检验上文假说,现设定如下模型:

在式(1)中,下标i标记企业,下标t标记年度;因变量(Firm_Growthit+1)为企业i第t+1 年的增长率;民企虚拟变量为Privateit;变量Tit在企业登记注册地成立政务服务中心之后赋值为1;民企虚拟变量与政务服务中心虚拟变量的交乘项为T×Privateit,该交乘项用于识别处在已设立行政审批中心地区的民企,以区别处在已设立行政审批中心地区的国企,因此本研究侧重考察相比国企,民企成长受益于行政审批改革的相对大小。根据既有研究[6,27],式(1)加入控制变量集Xit,包括企业层面变量和固定效应变量集(即控制时间、行业或个体效应),进而控制其他可能影响企业成长的因素。相关变量的详细界定详见表1。

表1 变量定义

为检验行政审批改革力度对“制度红利”的交互作用,还须设定如下模型:

在式(2)中,变量Reformit表示企业i登记注册地地区在第t年的行政审批制度改革力度变量;民企虚拟变量、政务服务中心虚拟变量及行政审批制度改革力度变量的交乘项为T×Private×Reformit,即为检验假说1、2 和3 是否成立的关键解释变量;该交乘项的含义在于:相对国企,更大力度的行政审批改革是否能更进一步地促进处在已设立行政审批中心地区的民企成长。本研究拟使用进驻部门数量(depart_Q)、进驻事项数量(item_Q)和进驻窗口数量(window_Q)这三个变量衡量行政审批制度变革力度,进而替换式(2)中的Reformit。

(二)数据来源说明

企业样本为2000 年至2017 年所有A 股上市公司,其数据来源于Wind 数据库,地区数据来自《中国统计年鉴》,地级市行政审批改革数据资料来源于毕青苗等[28]。考虑到企业层面的员工总数数据从2000 年开始比较完整,在这之前部分上市公司数据缺失严重,故从2000 年开始。本文根据企业注册地归属信息(即公司注册地城市)将企业层面的微观数据与地级市层面的行政审批数据进行宏微观数据匹配。

(一)单变量分析

表2 对企业成长变量(Firm_Growth)进行单变量分析。表2 分4 种情况对企业成长变量(Firm_Growth)进行讨论。第1 种情况:在不带协变量的条件下考察行政审批制度改革启动前后,民企成长与国企成长在统计上是否具有显著差异。据表2 第3行至第5 行的统计结果可知,在行政审批改革之前,虽然国企成长变量的均值(0.166)略大于民企成长变量的均值(0.144),但其差异并不显著;在行政审批改革之后,情况发生了“逆转”,民企成长变量的均值(0.257)远大于国企成长变量的均值(0.171)且具有统计显著性;企业成长的倍差值(DIFF-INDIFF)为0.108 且在1%的水平上显著,即行政审批制度改革促使民企以更快速度成长,这也表明本文样本满足共同趋势假说。

表2 单变量分析

第2 种情况:在考虑协变量(depart_Q)的条件下考察行政审批制度改革启动前后,民企成长与国企成长在统计上是否具有显著差异。据表2 第6 行至第8 行的统计结果可知,在行政审批改革之前,国企成长变量与民企成长变量在统计上不存在显著差异;在行政审批改革之后,民企成长变量的均值(0.212)远大于国企成长变量的均值(0.087),且在1%的水平上显著;企业成长的倍差值(DIFF-INDIFF)为0.161 且在1%的水平上显著,这初步验证了假说1。此外,第3 种情况和第4 种情况的单变量分析结果相似。但若要稳健地验证本文假说,须进一步检验。

(二)对假说1 的检验

表3 基于式(1)进行了回归分析。表3 模型(1)和模型(2)基于OLS 进行估计,模型(3)和模型(4)基于双向固定效应模型(FE)进行估计。模型(1)仅在控制了民企虚拟变量(Private)和政务服务中心虚拟变量(T)以及行业和时间固定效应,结果发现,T×Private变量的估计系数为0.142 且在1%的水平上显著。模型(2)在模型(1)的基础上增加了7 个企业层面的控制变量,进一步发现,T×Private变量的估计系数为0.118 且在1%的水平上显著。这初步验证了假说1,即相比国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长具有更强的助推作用。模型(3)和模型(4)基于双向固定效应模型对式(1)进行估计,估计结果表明假说1 仍成立。若以表3 模型(4)的估计结果为基准进行估算可发现,与国企相比,当民企从未启动行政审批改革的城市搬迁到已启动行政审批改革的城市,其企业成长将增加0.171 1,这相当于企业成长变量样本均值的83.46%,即行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的助推作用在经济上是非常大的。

表3 对假说1 的检验

表4 基于式(2)对假说1 进行再检验。在表4中,分别用进驻部门数量(depart_Q)、进驻事项数量(item_Q)和进驻窗口数量(window_Q)替代式(2)中的变量Reform。于是,式(2)中的交乘项变成了T×Private×depart_Q、T×Private×item_Q和T×Private×window_Q,再进行回归分析。据表4 模型(1)的估计结果可知,T×Private×depart_Q的估计系数为0.020 4 且在1%的水平上显著;模型(4)在模型(1)的基础上加入了更多的控制变量,结果发现,T×Private×depart_Q的估计系数为0.044 5 且在1%的水平上显著。这表明,在行政审批中心入驻了较多部门的地区,行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长具有更强的正向促进作用。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,进一步印证了假说1,即相比国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”在改革力度较大的地区对民企成长具有更强的促进作用。此外,若使用时间固定效应和个体固定效应模型重新基于表4 对式(2)进行估计可再次印证假说1,不再详述。

表4 对假说1 的再检验

(三)对假说2 和假说3 的检验

本部分将检验行政审批改革对不同行业的企业成长是否同样重要。据科技部《高新技术产业分类目录》,将科技服务业、医药制造业等划分为高科技行业,其余为非高科技行业。表5(1)列将样本限制在非高科技行业,结果发现T×Private的估计系数为0.204 1 且在1%水平上显著;(2)列将样本限定在高科技行业时发现,T×Private的估计系数大于0但不显著。因此,上述发现初步表明,假说2 是成立的,即相比国有企业,行政审批制度改革对民企成长的促进效应在非高科技行业更强。接下来,根据Xu et al.[26]的划分方法,将所有样本企业划分为管制型行业和非管制型行业。表5(3)列和(4)列分别对应非管制型行业和管制型行业。结果发现,在模型(3)中T×Private的估计系数为0.148 且在5%水平上显著,在模型(4)中T×Private的估计系数为0.267 9 且在5%水平上显著。这与假说3 相一致,即相比国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的促进效应在管制型行业更大。

表5 对假说2 和假说3 的初步检验

为了进一步检验假说2,有必要分别将样本限制在非高科技行业和高科技行业,并使用式(2)进行估计,估计结果见表6。在表6 模型(1)中,样本仅限于非高科技行业,结果发现,T×Private×depart_Q变量的估计系数为0.067 8 且在1%的水平上显著;在模型(2)中,样本仅限于高科技行业,结果发现,T×Private×depart_Q变量的估计系数为0.016 3但不显著。对比模型(1)和模型(2)的实证结果可知,对非高科技行业中的民营企业成长所产生的促进效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。模型(3)和模型(4)使用T×Private×item_Q作为交乘项,模型(5)和模型(6)使用T×Private×window_Q作为交乘项,也得出了同样的实证结果。综上所述,表6 的估计结果初步验证了假说2。

表6 对假说2 的再检验

为了进一步检验假说3,有必要分别将样本限制在非管制型行业和管制型行业,并使用式(2)进行估计,估计结果见表7。在表7 模型(1)中,样本仅限于非管制型行业,结果发现,T×Private×depart_Q变量的估计系数为0.046 9 且在5%的水平上显著;在模型(2)中,样本仅限于管制型行业,结果发现,T×Private×depart_Q变量的估计系数为0.084 2 且在1%的水平上显著。对比模型(1)和模型(2)的实证结果可知,对管制型行业中的民营企业成长所产生的促进效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。模型(3)和模型(4)使用T×Private×item_Q作为交乘项,模型(5)和模型(6)使用T×Private×window_Q作为交乘项,均得出了同样的实证结果。综上所述,表7 的估计结果初步表明假说3 也是成立的。

表7 对假说3 的再检验

(四)稳健性检验

首先,考虑因变量的衡量问题。在上述实证分析中,仅使用企业职工人数的三年间增长率作为企业成长的唯一衡量变量。为了保证研究结论的稳健性,接下来,使用总资产增长率(即去年同比增长率)衡量企业成长,估计结果见表8①。表8 模型(1)～(3)的估计结果再次验证了假说1 和假说2,但模型(4)和模型(5)的估计结果与假说3 不一致,即假说3 未能得到有效验证。这也表明,对于管制型行业中的企业而言,不论是国有企业抑或民营企业均未能从中获取行政审批改革的制度红利。这可能是由于管制型行业自身比较特殊,仅仅下放行政审批权难以有效促进管制型行业的民企健康成长,必须协同推进“放管服”改革,尤其是在有效监管方式探索上,亟待从事前审批监管转向事中事后监管,巧用大数据和互联网等电子化手段赋能政务监管效能。

表8 稳健性检验

其次,考虑核心解释变量的衡量问题。毕青苗等[28]构建的行政审批数据还搜集了不包含服务部门的进驻部门数量和不包含服务事项的进驻事项数量这两个指标,但由于这两个指标数据缺失严重,本研究未将这两个指标作为核心变量衡量行政审批制度改革力度,但若基于这两个指标衡量行政审批制度改革力度则可再次印证假说1、假说2 和假说3。

再次,还须考虑样本时间区间问题。考虑到毕青苗等[28]的统计数据截至2015 年12 月底,但本研究中的企业财务数据更新到了2017 年②,有必要删掉2015 年之后的样本重新对式(1)和式(2)进行回归,即将样本时间范围限定在2000 年至2015 年,则可佐证上文假说。考虑到个别城市在2000 年之前就设立了行政审批中心,这些样本太过特殊,以致使估计结果有偏,有必要删除2000 年之前设立行政审批中心的地级市数据,结果发现上文假说仍成立。

此外,为了控制遗漏变量问题对回归结果的可能影响,本研究还控制了省级层面的宏观解释变量,包括地区经济发展(GDP_m)和地区人口规模(Pop)。这两个变量可能与企业成长相关,因为在经济发展水平越高、市场规模越大的地区,企业成长越快,须控制这两个变量对因变量的影响,这再次验证了上文主要假设,但未能验证假说3。

最后,对内生性问题进行讨论。考虑到式(1)和式(2)中的因变量具有路径依赖特征,还须加入企业成长变量的滞后一期并用动态面板模型估计,以减弱内生性问题对估计结果的不利影响。结果再次表明,即使考虑企业成长的路径依赖特征,行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长仍具有更强的助推作用。

为了进一步考察行政审批制度改革究竟如何影响了民企成长,还须进一步考察行政审批制度是否会对企业销售增长、投资支出、代理成本、营业收入、营业外支出等变量产生影响,进而对民营企业成长产生作用。

(一)销售增长视角

考察行政审批制度改革所引致的“制度红利”是否会对企业销售增长产生影响。正如前文表3 和表4 所示,销售增长(SalesGrowth)作为解释变量对企业成长产生了正向影响。若能证明行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企销售增长产生了正向影响,则表明行政审批制度改革所引致的“制度红利”通过影响销售增长而作用于民企成长。在表9 中,被解释变量为销售增长。据表9 模型(1)～(4)的估计结果可知,相对国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”的确对民企销售增长产生了显著的正向影响。模型(5)与模型(6)的估计结果则表明,这符合假说2 的预测。但模型(7)与模型(8)的估计结果与假说3 的预期不符,这也进一步说明了为何上文未能一致验证假说3。总之,表9 的检验结果表明,可以将销售增长作为理解行政审批制度改革影响民企成长的一个维度。

表9 影响机制检验Ⅰ

(二)投资支出视角

基于生产函数理论可知,企业投资是企业产出的一个重要决定因素,即在其他条件不变的情况下,投资支出越大的企业,其产出也越大,因而该企业成长会越快。如果行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企投资产生正向引导作用,那么行政审批制度改革所引致的“制度红利”就会通过投资支出渠道而作用于民企成长。在表10 中,因变量均为投资支出(Invent)。据表10 模型(1)～(4)的估计结果可知,相对国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”确实对民企投资支出产生了显著的正向影响。模型(5)与模型(6)的估计结果则符合假说2 的预测,模型(7)与模型(8)的估计结果与假说3 的预期一致。综上所述,可从投资支出视角理解行政审批制度改革对民企成长的影响。

表10 影响机制检验Ⅱ

(三)代理成本视角

根据“双重代理”模型,外部制度环境不仅会直接影响公司财务决策及其绩效,还会通过影响公司治理质量进而对公司财务决策产生影响。行政审批制度改革所带来的营商环境优化效应作为一种外在的制度环境变迁,不仅直接影响民企财务决策,也可能会直接影响中国民营上市公司的治理质量,进而间接影响民企成长。在表11 中,被解释变量均为代理成本(Agency)。据表11 模型(1)～(4)的估计结果可知,相对国企,行政审批制度改革降低了民企内部的代理成本。模型(5)与模型(6)的估计结果符合假说2 的预测,但模型(7)与模型(8)的估计结果与假说3的预测不符。综上,可从代理成本视角理解行政审批制度改革对民企成长的影响。

表11 影响机制检验Ⅲ

(四)营业收入视角

正如前文理论分析指出的,行政审批中心的设立有助于引导民营企业家将其才能更多地用于生产性活动,也有助于降低民企与政府机构打交道的成本,这均有助于提高民企的营业收入。参照表11,且将表11 中的因变量替换为营业收入(Income),由此所得的实证结果表明:相对国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”确实提高了民企的营业收入;此处未呈现的实证结果符合假说2的预测,但与假说3 的预测不符。综上,还可从营业收入视角理解行政审批制度改革对民企成长的影响。

(五)营业外支出视角

正如前文理论分析指出的,行政审批中心的设立在一定程度上有助于防范各行政审批职能部门设租或抽租的发生,而营业外支出在一定程度上体现了企业用于吃、喝等的非生产性支出,但限于篇幅未呈现的实证检验结果没有发现一致的证据表明,营业外支出是行政审批制度改革影响民企成长的作用渠道。

综上所述,可进一步从企业销售增长、投资支出、代理成本、营业收入等维度理解行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的促进效应,但未能证实行政审批制度改革会通过影响营业外支出而作用于民企成长。

本文以中国地级市设立行政审批中心作为行政审批制度改革的准自然实验考察营商环境优化所带来的“制度红利”对民企成长的助推作用。实证研究表明:相比国企,行政审批制度改革所引致的“制度红利”更有利于促进民营企业成长,并且该效应在改革力度较大的地区更强。基于异质性效应的实证结果表明:相比国有企业,行政审批制度改革对民企成长的促进效应在非高科技行业更强,并且该效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。此外,并没有可靠的实证证据表明,相比国有企业,行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的促进效应在管制型行业更大,并且该效应在行政审批制度改革力度较大的地区更强。进一步实证检验还发现,可从企业销售增长、投资支出、代理成本、营业收入等维度理解行政审批制度改革所引致的“制度红利”对民企成长的促进效应。

就理论意义而言,上述实证结论验证了营商环境优化改革对民营经济健康发展的重要价值,进一步印证了既有的理论研究和实证发现[11-13],也丰富了对民营企业作为非公有制经济的重要形态更依赖经济体制改革来释放市场活力的认识[1]。上述结论具有重要的政策含义。第一,民营企业由于自身的产权性质和规模劣势始终难以与国企、外企一道以平等身份获取各种资源和政策优惠,更因制度性交易成本长期居高不下而无法茁壮成长,一旦启动行政审批制度改革必然会对民营经济健康发展带来“制度红利”。第二,越是深入且全面地推进行政审批改革的地区,往往是自发自愿地启动行政审批制度改革,在这些地区制度改革程度和力度均较大,为促进民企成长释放了更多“制度红利”。第三,只有将一些涉及高科技行业的审批和服务事项切实下放到行政审批中心,才能使科技型民企分享到制度变革的红利;当下以建立行政审批中心为标志的营商环境优化有待深入推进,将更重要的行政审批权和更具针对性的权力下放到位,此制度变革才具普惠性,使所有民企“利益均沾”才能有力引导民营经济高质量发展。

注释:

①使用总资产增长率作为因变量,并基于式(2)进行了稳健性检验,但受限于篇幅,未呈现这部分实证结果。

②由于计算以企业员工总数增长率衡量的企业成长变量会损失三年滞后期的数据,为了增加本研究样本量才截止到2017 年财务数据。

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