行政審批改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率*
——基于行政審批中心設(shè)立的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

詹新宇，王一歡

一、引 言

十八屆三中全會(huì)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(jiǎn)化事項(xiàng)、優(yōu)化程序和提高效率的實(shí)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(huì)公布的《中共中央關(guān)于堅(jiān)持和完善中國(guó)特色社會(huì)主義制度，推進(jìn)國(guó)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(jìn)簡(jiǎn)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(yíng)商環(huán)境，激發(fā)各類市場(chǎng)主體活力?！睂⑼七M(jìn)行政審批制度改革提高到推進(jìn)“中國(guó)之治”的戰(zhàn)略高度。

近些年隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(shí)現(xiàn)集約式高質(zhì)量增長(zhǎng)成為當(dāng)前階段中國(guó)經(jīng)濟(jì)工作的重心。黨的十九大報(bào)告指出，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長(zhǎng)，提高生產(chǎn)要素的使用效率和整個(gè)經(jīng)濟(jì)的TFP被納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jià)值。高質(zhì)量發(fā)展本質(zhì)上是依靠市場(chǎng)機(jī)制調(diào)節(jié)來實(shí)現(xiàn)的微觀問題，企業(yè)作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的著力點(diǎn)。新時(shí)期宏觀經(jīng)濟(jì)局勢(shì)將推動(dòng)企業(yè)逐漸摒棄粗放式的要素?cái)?shù)量型增長(zhǎng)，轉(zhuǎn)向創(chuàng)新、技術(shù)驅(qū)動(dòng)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(jì)下行壓力的不斷增大，通過降低企業(yè)顯隱性負(fù)擔(dān)來激發(fā)市場(chǎng)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(yíng)改增”拉開了減稅降費(fèi)的帷幕，近年來無論是普惠式還是定向式的減稅降費(fèi)都為降低企業(yè)顯性負(fù)擔(dān)做出了突出貢獻(xiàn)；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(fù)擔(dān)產(chǎn)生裨益，從而為企業(yè)生產(chǎn)效率提高、整體價(jià)值提升起到正面影響？目前，學(xué)界對(duì)于設(shè)立行政審批中心的宏微觀經(jīng)濟(jì)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(shí)證模型分析檢驗(yàn)當(dāng)前階段中國(guó)行政審批改革的模式對(duì)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量帶來的實(shí)際效應(yīng)及其作用機(jī)制，進(jìn)而探索行政審批改革在推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(diǎn)有：（1）運(yùn)用雙重差分模型檢驗(yàn)中國(guó)現(xiàn)階段行政審批改革助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)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(jī)會(huì)能力和投資效率兩個(gè)方面闡明了行政審批改革通過提高微觀經(jīng)濟(jì)主體資源配置效率而非科研創(chuàng)新能力進(jìn)一步作用于全要素生產(chǎn)率的短期路徑。

二、文獻(xiàn)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(dú)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(guó)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(gè)地區(qū)的稱謂有所差異，但其功能定位都是簡(jiǎn)化企業(yè)個(gè)人的登記注冊(cè)、證照辦理等事項(xiàng)（夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，2017）。然而僅依靠審批事項(xiàng)增減、審批流程簡(jiǎn)化、審批時(shí)間縮短的行政審批中心模式并不能實(shí)現(xiàn)政府、社會(huì)與市場(chǎng)之間的權(quán)力調(diào)整，楊偉偉（2016）認(rèn)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(jī)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(shì)推動(dòng)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(duì)過剩、有效供給不足的國(guó)情約束下，我們應(yīng)從供給體系的角度出發(fā)探索經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的道路。逄錦聚和楊瑞龍（2019）認(rèn)為由于生產(chǎn)方式的高質(zhì)量變革是主要依靠市場(chǎng)機(jī)制調(diào)節(jié)作用來實(shí)現(xiàn)的微觀問題，如何釋放微觀經(jīng)濟(jì)主體的活力就成為了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的題中之義。全要素生產(chǎn)率對(duì)于打破規(guī)模報(bào)酬遞減、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的決定性作用隨著新古典學(xué)派經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的發(fā)展逐漸被認(rèn)可和重視，在實(shí)踐中也被視作政府避免因盲目投入要素而遭受規(guī)模報(bào)酬遞減報(bào)復(fù)的法門（蔡昉，2013）。因?yàn)橐詺埐钚问椒从车娜厣a(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(rèn)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(shí)力的實(shí)質(zhì)增長(zhǎng)。

（三）行政審批改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

就企業(yè)個(gè)體而言，一方面行政審批改革在增加研發(fā)時(shí)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(dòng)的開展（王永進(jìn)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(jī)制而言，孫艷陽(yáng)（2019）認(rèn)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(fèi)用性制度交易成本的途徑來實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值的提升，夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)（2017）認(rèn)為企業(yè)交易費(fèi)用的降低無論在減輕企業(yè)負(fù)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(jìn)入的威脅進(jìn)而倒逼市場(chǎng)參與主體提升生產(chǎn)效率。上述文獻(xiàn)基于不同視角對(duì)行政審批改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)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(duì)現(xiàn)階段設(shè)立行政審批中心這種改革模式的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果表示質(zhì)疑。首先，行政審批中心受到同級(jí)職能部門和上級(jí)相應(yīng)機(jī)關(guān)的雙重領(lǐng)導(dǎo)，集合審批權(quán)限的真實(shí)能力、精簡(jiǎn)審批事項(xiàng)的實(shí)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(xiàng)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(fèi)的怪相無疑會(huì)加重企業(yè)的行政遵從成本（栗燕杰，2017）。最后，審批項(xiàng)目數(shù)量的周期式反彈導(dǎo)致改革的正負(fù)效應(yīng)在震蕩中抵消，企業(yè)、民眾對(duì)于改革成效的感知并不強(qiáng)烈（李雷，2019）。

三、研究假設(shè)與模型設(shè)計(jì)

（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(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量有著重要影響。企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基本單元，在行政審批改革的推動(dòng)下也應(yīng)當(dāng)能實(shí)現(xiàn)效率和效益的雙重提升。一方面，審批事項(xiàng)的縮減意味著企業(yè)無論是從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為還是投資融資活動(dòng)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(jī)會(huì)把握上有了更多的主觀能動(dòng)性，從而節(jié)省了大量的機(jī)會(huì)成本和沉沒成本。隨著市場(chǎng)配置資源效率的不斷提高，企業(yè)的要素流動(dòng)、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(jiǎn)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(jì)成本和時(shí)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(jì)過程的透明化營(yíng)造出更公平的競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境，企業(yè)更有動(dòng)力在市場(chǎng)秩序的引導(dǎo)下從事高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)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(shí)間的增長(zhǎng)，審批中心的進(jìn)駐部門逐步增多、監(jiān)管權(quán)限日漸擴(kuò)大，其簡(jiǎn)化事項(xiàng)、縮短流程的效果愈發(fā)明顯，企業(yè)在更為寬松的市場(chǎng)環(huán)境下更容易達(dá)成生產(chǎn)效率增長(zhǎng)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(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升，并且行政審批中心設(shè)立時(shí)長(zhǎng)也與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升呈同方向變化。

對(duì)于當(dāng)下行政審批改革效果持謹(jǐn)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(rèn)為未擺脫僵化行政管理體制束縛的事實(shí)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(jiǎn)審批事項(xiàng)的效果，市場(chǎng)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(xiàng)重疊、削減審批事項(xiàng)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(yíng)行為，生產(chǎn)效率不會(huì)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(duì)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(fèi)用性制度交易成本的降低來實(shí)現(xiàn)（孫艷陽(yáng)，2019）。一方面，審批事項(xiàng)數(shù)目縮減意味著經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)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(jiǎn)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(dòng)企業(yè)積極從事研發(fā)創(chuàng)新行為，進(jìn)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(gè)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(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。

（二）模型設(shè)計(jì)

本文的實(shí)證模型選取行政審批中心設(shè)立時(shí)間和企業(yè)全要素生產(chǎn)率這兩個(gè)變量，反映行政審批改革和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的具體情況。由于各地級(jí)市設(shè)立行政審批中心的時(shí)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(yàn)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(jí)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(gè)層面；下標(biāo)c、i、t分別表示城市、企業(yè)以及時(shí)間，同時(shí)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(shí)控制行業(yè)固定效應(yīng)、時(shí)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(cè)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(xiàng)，但存在同時(shí)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(cè)生產(chǎn)率沖擊的代理變量來解決同時(shí)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(jì)的隨機(jī)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(jì)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(jì)了企業(yè)的進(jìn)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(yàn)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(jí)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(shí)長(zhǎng)指標(biāo)，用于反映審批改革的連續(xù)效果，具體為地級(jí)市行政審批中心年齡加1的自然對(duì)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(gè)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(fù)債率Lev、固定資產(chǎn)比率Capint、獲取貸款能力Debit、企業(yè)價(jià)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(jī)制分析中的科研創(chuàng)新能力是兩個(gè)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(zhǎng)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(zhǎng)率Saleadd、自由現(xiàn)金流量Cash、政府補(bǔ)助比率Govputsale；地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展：GDP 人均水平Lnapgdp、GDP 增長(zhǎng)率Gdprate、第二產(chǎn)業(yè)比重Second、政府財(cái)政壓力Stress；地方其他因素：人口增長(zhǎng)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(xiǎn)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(bǔ)充的公司樣本（張遼和吳聳杰，2019）。

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

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

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

表1 主要變量統(tǒng)計(jì)特征描述

圖1 各地級(jí)市設(shè)立行政審批中心情況

五、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸分析

本文采用同時(shí)固定行業(yè)、城市和時(shí)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(duì)估計(jì)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(duì)連續(xù)變量進(jìn)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(shí)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(duì)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(huì)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(yàn)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(rèn)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(xiàng)、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(shí)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(xiàng)統(tǒng)計(jì)更為完整和統(tǒng)一，因此我們選取2015 年各城市審批中心進(jìn)駐部門（Lndepartment）、事項(xiàng)（Lnitem）和窗口數(shù)量（Lnwindow）的自然對(duì)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(shí)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(shí)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(jìn)駐部門、事項(xiàng)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(yàn)

1.變更全要素生產(chǎn)率的度量方式

近年來，學(xué)者們對(duì)OP法、LP法所采用的模型加以改進(jìn)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(yùn)用op法和acf法構(gòu)建TFP。未報(bào)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(shí)間推移愈發(fā)凸顯。

表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果2（驗(yàn)證假說1b）

目前根據(jù)一致半?yún)?shù)估計(jì)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(shí)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(xiàng)剔除，因此度量結(jié)果偏大。為了避免因?yàn)槿厣a(chǎn)率提取方式的差異而可能存在干擾實(shí)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(shí)間推移，正向影響越大。

2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

多期DID由于政策實(shí)施的年份不統(tǒng)一，無法使用傳統(tǒng)DID的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)方法，因此本文設(shè)計(jì)了如下計(jì)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(shí)取1；當(dāng)處理組位于審批中心設(shè)立后第i 年時(shí)，取1；其余年份均取0。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的基本做法：以設(shè)立審批中心當(dāng)年作為對(duì)照組，觀察與對(duì)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(shì)檢驗(yàn)。

圖2直觀地反映了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果，其中折線表示系數(shù)的走勢(shì)，橫軸表示距離審批中心設(shè)立年份的時(shí)間，縱軸表示估計(jì)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(duì)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(duì)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，并且正向系數(shù)也證實(shí)了假說1a 關(guān)于審批中心積極效應(yīng)更突出的認(rèn)定。

3.安慰劑檢驗(yàn)

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(shí)別政策效應(yīng)，因而在此通過安慰劑檢驗(yàn)來驗(yàn)證該假設(shè)是否成立。本文采用虛置審批中心設(shè)立時(shí)間的做法（夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，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(shí)因?yàn)槿厣a(chǎn)率更高的地方先設(shè)置審批中心進(jìn)而產(chǎn)生了虛假回歸，那么改變其設(shè)立時(shí)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)?；貧w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(duì)于實(shí)證結(jié)果的干擾，進(jìn)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(dòng)態(tài)效應(yīng)

4.控制樣本選擇偏差

地級(jí)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(jí)日臻復(fù)雜的績(jī)效考核壓力，另一方面受制于該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自身情況。全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟(jì)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(jìn)和馮笑，2018），來探究經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量對(duì)于行政審批中心改革本身是否會(huì)產(chǎn)生影響：

其中Set為地級(jí)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(cái)政壓力Stress、第二產(chǎn)業(yè)占比Second、對(duì)外開放程度Open、固定資產(chǎn)投資Citycapint、人口增長(zhǎng)率Population 和人力資本College。需要說明的是：為了驗(yàn)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(bào)告的結(jié)果顯示，無論采用何種方式衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，城市整體的全要素生產(chǎn)率并不影響地級(jí)市設(shè)立審批中心的選擇，從而證明地級(jí)市建立行政審批中心這一外生政策是隨機(jī)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(cè)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(jìn)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(jì)事件對(duì)于全要素生產(chǎn)率也會(huì)產(chǎn)生影響，從而干擾本文的實(shí)證結(jié)果。為剔除中國(guó)加入WTO 對(duì)于結(jié)果的影響，我們剔除2001年前的個(gè)體，將樣本周期縮短為中國(guó)入世后的2002—2016 年；同時(shí)，考慮到2008 年的國(guó)際金融危機(jī)，我們?cè)O(shè)置了金融危機(jī)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(bào)告的結(jié)果顯示，控制中國(guó)加入WTO 以及國(guó)際金融危機(jī)的影響后，行政審批改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用沒有發(fā)生變化；且隨著時(shí)間推移，改革的積極效應(yīng)更加顯著。

六、進(jìn)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(jìng)爭(zhēng)程度等方面探究設(shè)立審批中心對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性。設(shè)計(jì)計(jì)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(jìng)爭(zhēng)程度（Compete）。

與此同時(shí)，本節(jié)還重點(diǎn)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(jī)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(jì)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(jì)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(duì)于融資約束大的企業(yè)影響顯著為正，對(duì)于融資約束小的企業(yè)正向影響相對(duì)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(shí)期全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)身兼政府職位，取1；否則取0。

表4 的模型（3）、（4）報(bào)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(zhǎng)幅度都更小。

（二）企業(yè)規(guī)模、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)異質(zhì)性分析

本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2017 年發(fā)布的《統(tǒng)計(jì)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(yíng)業(yè)收入、資本總額和從業(yè)人員三項(xiàng)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(dòng)態(tài)變化過程中依然保持穩(wěn)定，規(guī)模較小的企業(yè)長(zhǎng)期享受相對(duì)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(jìng)爭(zhēng)程度

我們首先按照2012年證監(jiān)會(huì)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(jì)算企業(yè)每年的主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率；其次按照企業(yè)對(duì)應(yīng)的行業(yè)分類匯總每年度的行業(yè)平均主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率，求得樣本期所有年度的行業(yè)平均主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率；最后計(jì)算全行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的均值，據(jù)此為標(biāo)準(zhǔn)，大于取0，表示行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)?。恍∮谌?，表示行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(jìng)爭(zhēng)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(jìng)爭(zhēng)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(jìng)爭(zhēng)程度低的行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)增長(zhǎng)幅度更大。

（三）影響機(jī)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(gè)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(fèi)用性制度交易成本和效率性制度交易成本，進(jìn)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(jī)會(huì)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(jì)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(jià)值評(píng)價(jià)指標(biāo)、企業(yè)經(jīng)營(yíng)收益（即當(dāng)期投資機(jī)會(huì)）的基礎(chǔ)上準(zhǔn)確完成投資。投資對(duì)投資機(jī)會(huì)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(jī)會(huì)的情況下企業(yè)實(shí)際投資情況?？梢钥闯觯姓徟母镏?，企業(yè)把握投資機(jī)會(huì)的能力得到顯著提高，從而證實(shí)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(jì)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(duì)數(shù)（Invest），解釋變量包含企業(yè)滯后一期的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Saleadd）、資產(chǎn)負(fù)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(shí)固定了行業(yè)、城市以及年份效應(yīng)。模型殘差項(xiàng)被視作企業(yè)實(shí)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(duì)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(duì)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(fèi)用、管理費(fèi)用和財(cái)務(wù)費(fèi)用的平均值占總資產(chǎn)的比例（Tcost）表示企業(yè)交易費(fèi)用（夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，2017），另一方面，選取差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)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(jī)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(xiàng)費(fèi)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(duì)于企業(yè)資金流穩(wěn)定的意義不大。此外企業(yè)的交易費(fèi)用并未因?yàn)樾姓徟母锇l(fā)生顯著變化，可能是因?yàn)樽陨斫?jīng)營(yíng)對(duì)銷售、管理、財(cái)務(wù)費(fèi)用改變更大，政府審批并未對(duì)其構(gòu)成實(shí)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(duì)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(qǐng)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(duì)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(zhǎng)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(qǐng)、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(dòng)態(tài)效應(yīng)，我們又將審批中心設(shè)立時(shí)長(zhǎng)（lnsetlong）作為解釋變量?？紤]到審批改革對(duì)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(bào)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(qǐng)數(shù)目還是授權(quán)、獲得數(shù)量，都會(huì)隨著行政審批改革的推進(jìn)而增長(zhǎng)，這說明破除門檻、減輕負(fù)擔(dān)的審批改革長(zhǎng)期來看的確能在一定程度上加強(qiáng)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力。

綜上，行政審批改革對(duì)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(yíng)以及投融資活動(dòng)，在投資機(jī)會(huì)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(jī)制分析2（企業(yè)創(chuàng)新能力）

七、結(jié)論與啟示

本文的實(shí)證結(jié)果表明，設(shè)立行政審批中心確實(shí)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(duì)更困難、高管未兼任政府官員、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，行政審批改革的積極意義在于企業(yè)投資機(jī)會(huì)把握能力和實(shí)際投資效率顯著提升進(jìn)而帶動(dòng)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(shí)質(zhì)性改變。本文的研究對(duì)于下一步引導(dǎo)改革方向、規(guī)范改革模式、突出改革實(shí)質(zhì)、推進(jìn)“中國(guó)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(dú)立地位和更多事權(quán)責(zé)任，摒棄形式化的精簡(jiǎn)事項(xiàng)、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(chǎng)、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(shí)調(diào)整策略方針、對(duì)接其他政策，使其促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的積極影響在更長(zhǎng)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(shí)應(yīng)注重具體策略的因地制宜、因時(shí)制宜，針對(duì)不同類型的市場(chǎng)運(yùn)用不同的改革模式。

最后，企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展根本立足于科研創(chuàng)新實(shí)力的增強(qiáng)，深化行政審批改革應(yīng)當(dāng)將激發(fā)全社會(huì)創(chuàng)新活力作為重要命題。政府應(yīng)當(dāng)在退出市場(chǎng)直接干預(yù)后切實(shí)履行信用貸款、知識(shí)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。