行政審批制度改革具有產(chǎn)業(yè)升級效應嗎？

紀祥裕

內(nèi)容提要：本文以各地級市行政審批中心的建立為準自然實驗，結合1999—2015年地級市面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分法探討行政審批制度改革對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。研究結果顯示，總體上，設立行政審批中心顯著推動了城市產(chǎn)業(yè)結構升級，這一結論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。進一步地，政策效果會受到城市異質(zhì)性的影響，設立行政審批中心顯著推動了一般地級市和非資源型城市的產(chǎn)業(yè)結構升級，而無法對高行政等級城市或資源型城市的產(chǎn)業(yè)結構進程產(chǎn)生顯著影響。作用機制檢驗表明，設立行政審批中心可以顯著降低制度性交易成本、改善資源錯配程度，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。同時，資源配置效率提升的增量貢獻主要來源于民營企業(yè)。

一、問題提出

改革開放以來，中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就，產(chǎn)業(yè)體系也獲得了長足發(fā)展。然而，在創(chuàng)新能力與全球價值鏈分工位勢等核心競爭力方面，中國與發(fā)達國家相比仍然存在差距。更令人擔憂的是，隨著人口紅利與資源環(huán)境優(yōu)勢的逐漸衰減，以及國際形勢不確定性的日益增加，長期依賴要素驅(qū)動的經(jīng)濟增長方式難以為繼。黨的十九大報告指出，中國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結構、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關期，建設現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系是跨越關口與實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)增長的重要戰(zhàn)略目標。加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，實現(xiàn)經(jīng)濟結構由“規(guī)模擴張”轉(zhuǎn)向“結構升級”，從“要素驅(qū)動”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動”，已經(jīng)成為新時代中國發(fā)展亟待解決的突出問題。

與要素轉(zhuǎn)換相比，體制機制改革及其釋放的制度紅利是產(chǎn)業(yè)結構升級的根本保障。為此，國務院實施了簡政放權、放管結合的戰(zhàn)略部署，旨在通過改革消除現(xiàn)有體制機制中與經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變不相適應的地方，既要消除“制度陷阱”，又要創(chuàng)造制度紅利。其中，作為處理政府與市場關系的“先手棋”，行政審批制度改革的深入開展發(fā)揮著越來越重要的作用[1]。

近年來涌現(xiàn)出大量關注制度因素與產(chǎn)業(yè)結構演化關系的文獻，然而卻鮮有研究涉及行政審批制度改革這一本土化制度演進對中國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響。對該問題的深入剖析，不僅能厘清行政審批制度改革與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的內(nèi)在邏輯機制，而且對深化體制機制改革、釋放制度紅利以最大限度發(fā)揮“結構效應”，實現(xiàn)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變具有重要的政策參考價值。

行政審批制度改革是處理政府與市場關系的關鍵，然而學術界關于行政審批制度改革產(chǎn)生的具體作用仍未能達成一致結論[2]，產(chǎn)生爭議的主要原因在于政府的雙重作用。有學者認為，政府管制是市場健康發(fā)展、經(jīng)濟穩(wěn)定增長的“幫助之手”，能在一定程度上緩解市場失靈問題，有助于資源配置效率的提高[3-4]。也有學者持相反觀點，認為政府管制對企業(yè)利益產(chǎn)生了負面影響，不利于經(jīng)濟發(fā)展，是“攫取之手”[5]。政府的不同角色意味著行政審批制度改革對產(chǎn)業(yè)結構升級也可能存在雙重作用。那么，行政審批制度改革作為體制機制改革中的重要安排，在中國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級進程中究竟發(fā)揮什么樣的作用？

現(xiàn)有文獻集中于研究行政審批制度改革對經(jīng)濟增長[2]、企業(yè)進入[6]、企業(yè)全球價值鏈分工地位[7]的影響，而從產(chǎn)業(yè)結構升級這一角度展開的研究較少。同時，考察行政審批改革是否通過降低制度性交易成本、提高資源配置效率，進而促進產(chǎn)業(yè)結構升級的文獻更為少見。在傳統(tǒng)紅利逐漸消失與國際環(huán)境不確定性增加不斷倒逼產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的情景下，具有中國特色的行政審批制度改革與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化之間的內(nèi)在機制值得深入研究。鑒于此，本文在搭建行政審批制度改革對產(chǎn)業(yè)結構升級作用的分析框架后，對二者之間的關系進行了實證檢驗。與已有研究相比，本文可能的創(chuàng)新有以下三個方面：(1)在研究視角上，從理論上分析了行政審批改革對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，并對二者關系進行了實證檢驗。(2)在研究方法上，考慮到行政審批改革的主要形式是設立“一站式”中心，將各地級市設立行政審批中心視為一項良好的準自然實驗，并采用雙重差分法(DID)考察了其對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的凈效應。(3)在研究內(nèi)容上，考慮到中國幅員遼闊，城市特征差異明顯，還進一步對城市異質(zhì)性效應進行了拓展分析。同時，為了驗證可能存在的機制路徑，測算了地級市層面的市場化程度與資源錯配程度，發(fā)現(xiàn)行政審批制度改革可以降低制度性交易成本、減少地區(qū)資源錯配，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。

二、理論分析與研究假設

行政審批是國家行使行政權力的重要表征，也是政府對資源分配實施干預的制度保障。然而，隨著時間推移，行政效率低下的問題日漸凸顯，產(chǎn)生的制度性交易成本更是成為經(jīng)濟發(fā)展的一大障礙。為此，政府對癥下藥，通過建立行政審批中心，將原本分散的各個審批部門集中起來，安排在同一個辦事大廳協(xié)同開展工作。這一改革措施有效縮短了審批周期，提高了審批透明度與審批效率，對優(yōu)化營商環(huán)境產(chǎn)生了積極作用[8]。行政審批制度改革之所以有利于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，主要是通過降低制度性交易成本與減少地區(qū)資源錯配予以實現(xiàn)。

首先，設立行政審批中心可以有效降低企業(yè)面臨的制度性交易成本，進而推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。在建立行政審批中心之前，由于審批流程復雜且層級過多，各地區(qū)普遍存在審批事項過多、審批時間過長等現(xiàn)象，不僅降低了行政部門的審批效率，而且使得企業(yè)不得不將更多時間配置于與政府部門打交道的非生產(chǎn)性活動當中，這勢必會對企業(yè)的生產(chǎn)性活動產(chǎn)生拖累效應。在建立行政審批中心之后，企業(yè)的注冊、投資、資格審核等項目可實現(xiàn)“一站式”審批，審批流程的簡化與審批周期的縮短減少了企業(yè)奔波于各職能部門的次數(shù)，直接降低了企業(yè)的制度性交易成本，進而對企業(yè)發(fā)展與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構演化產(chǎn)生深刻影響：第一，企業(yè)可以將更多時間與資金配置于市場需求調(diào)查、管理經(jīng)驗升級、運營效率提升等有助于提高企業(yè)生產(chǎn)效率的項目上來，使得自身不斷向價值鏈的中高端環(huán)節(jié)攀升[9]，進而推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構向高生產(chǎn)效率、高附加值的發(fā)展模式轉(zhuǎn)變。第二，當存在過高成本時，企業(yè)在規(guī)模擴張、高端人才引進以及內(nèi)外部融資等方面都會面臨更為嚴峻的形勢，會對創(chuàng)新活動產(chǎn)生消極影響[10]。建立行政審批中心減少了企業(yè)面臨的制度性交易成本，在很大程度上為企業(yè)“松綁”，能夠激勵企業(yè)將更多精力投入研發(fā)活動，從而提升企業(yè)的研發(fā)效率與創(chuàng)新能力。久而久之，創(chuàng)新能力強的企業(yè)與部門會生產(chǎn)出更具競爭力的產(chǎn)品并獲取更大的市場份額，并迫使生產(chǎn)效率低、創(chuàng)新能力不足的企業(yè)與部門退出市場，這有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。第三，由于中小企業(yè)對成本變動更為敏感，因此審批流程的簡化與交易成本的下降意味著市場準入門檻的降低，有利于中小企業(yè)加速進入市場[6]。當經(jīng)濟體系中加入大量中小企業(yè)時，企業(yè)規(guī)模分布扭曲現(xiàn)象得以緩解，有助于形成良性競爭的市場環(huán)境[11]。企業(yè)為了不被淘汰且在市場中取得一席之地，必須致力于提升產(chǎn)品質(zhì)量與自主創(chuàng)新能力，進而推動了地區(qū)經(jīng)濟結構向創(chuàng)新驅(qū)動的增長模式轉(zhuǎn)變，對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化進程產(chǎn)生了積極作用。

其次，建立行政審批中心可以有效減少地區(qū)資源錯配，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。不少學者對政府權力的影響效應進行了深入研究，認為政府過度的權力是導致經(jīng)濟多重失衡的重要原因[12]，其中包括加劇了資源錯配程度[13]。那么，通過建立行政審批中心，進行有效的行政審批制度改革，可以減少政府對經(jīng)濟資源的干預，進而有效改善地區(qū)資源錯配現(xiàn)狀。一方面，行政審批中心內(nèi)各職能部門在協(xié)同合作的同時也形成了制衡，提高了審批透明度，限制了權力尋租等腐敗行為，弱化了審批部門直接支配社會資源的特權。這樣一來，企業(yè)可以將以往用于與政府打交道的資源投入到生產(chǎn)經(jīng)營活動當中，有利于資源利用效率的提升。另一方面，行政審批中心的建立可以破解政府過多干預金融機構決策的難題，緩解普遍存在于民營企業(yè)之上的“信貸歧視”，改善信貸資源錯配現(xiàn)狀。隨著金融市場的不斷深化，金融機構可以更有效率地收集、評估資金需求者的信息，進而減少對低回報率項目的資金供給，形成對高回報率項目的追加投資[14]。設立行政審批中心減少了政府對經(jīng)濟運行的干預程度，充分發(fā)揮了金融體系的資源配置功能，進而糾正地區(qū)資源錯配。當資源在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部、產(chǎn)業(yè)部門之間均得到有效配置時，價格信號就能準確反映經(jīng)濟運行狀況，企業(yè)的發(fā)展活力和創(chuàng)新能力得以釋放，對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展具有促進作用。

綜上所述，提出理論假設1。

假設1：行政審批制度改革有利于推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

行政審批制度改革的實施最終總是要落實到特定的城市之中，那么城市間不同的行政等級與資源稟賦就會對行政審批中心的產(chǎn)業(yè)結構升級效應產(chǎn)生差異化影響。在現(xiàn)有行政等級體系下，包括資金、基礎設施建設、人力資本和優(yōu)惠政策等重要生產(chǎn)要素或資源，一般按照直轄市、副省級城市、省會城市、一般地級市的順序逐次分配[15]。由于高行政等級城市擁有的資源足夠多，因此當?shù)卣畬嵤┵Y源控制以干預經(jīng)濟的動機相對較弱。同時，高行政等級城市往往具備更高的市場化程度與更為完善的法律體系，尋租行賄等抬升交易成本的現(xiàn)象較少，資源得到有效配置的概率較高，那么對其放寬行政審批管制所產(chǎn)生的邊際效應也會較小，由此帶來的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應并不明顯。與高行政等級城市相比，一般地級市并無優(yōu)勢可言，加之主政官員擁有更大的晉升壓力，因此當?shù)卣畷A向于將權力觸須延伸至更廣的社會層面，通過行政手段加大對經(jīng)濟資源的控制力度，驅(qū)動經(jīng)濟增長并形成富有競爭力的政績。那么，建立行政審批中心就可以有效地將政府權力“關在籠子里”，幫助處于一般地級市的企業(yè)降低交易成本，提升資源配置效率，進而對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化產(chǎn)生積極作用。

城市對自然資源的獲取能力也可能導致行政審批制度改革對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響存在異質(zhì)性。中國有著數(shù)量眾多且分布廣泛的資源型城市，這些城市大多以資源開采與加工產(chǎn)業(yè)為主導，并形成了資源依賴性發(fā)展路徑[16]。資源密集型產(chǎn)業(yè)是資源型城市的主導產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)新意愿不強與創(chuàng)新能力不足是其突出特點。雖然行政審批制度改革為企業(yè)節(jié)省了交易成本，但是資源型企業(yè)更傾向于將這部分資金用于生產(chǎn)規(guī)模擴張，而非研發(fā)創(chuàng)新活動。同時，即使行政審批改革約束了政府對金融機構的干預行為，但是資源型城市單一的產(chǎn)業(yè)結構也削弱了金融體系在不同產(chǎn)業(yè)部門間配置資源的能力，進而對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生較小的邊際效應。而非資源型城市的產(chǎn)業(yè)較為多樣，產(chǎn)業(yè)分布更為合理，行政審批制度改革不僅能為創(chuàng)新能力強的企業(yè)帶來有效激勵，提升地區(qū)創(chuàng)新水平，而且能促進資源流向生產(chǎn)效率更高的部門，提升地區(qū)資源配置效率，進而更為顯著地推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

綜上所述，提出理論假設2。

假設2：行政審批制度改革對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的作用效果受到城市行政等級與資源稟賦等異質(zhì)性特征的影響。

三、實證研究設計

(一)模型設定

對特定地區(qū)進行政策試驗的效果評價，一般采取雙重差分法(DID)。由于建立行政審批中心是行政審批制度改革的核心內(nèi)容，也是改革進程的標志性事件[17]，因此將建立行政審批中心視為良好的準自然實驗，并根據(jù)各城市設立行政審批中心的時序差異來衡量行政審批制度改革。本文使用同時考慮城市效應與時間效應的雙向固定效應模型來檢驗行政審批中心對城市產(chǎn)業(yè)結構升級的凈效應，具體設定為：

Upgit=β0+β1ACit+γXit+λt+ui+εit

(1)

其中，Upgit表示第i個城市第t年的產(chǎn)業(yè)結構；ACit為是否建立行政審批中心的虛擬變量；Xit表示一系列控制變量，具體包括經(jīng)濟發(fā)展水平(lnPgdp)、城市創(chuàng)新能力(lnInno)、財政支出(Gov)、外商直接投資(Fdi)、城市規(guī)模(Pop)以及固定資產(chǎn)投資(Inv)；最后三項分別表示年份固定效應、城市個體固定效應與隨機誤差項。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

用于衡量產(chǎn)業(yè)結構的指標較多，例如著名的克拉克定理中的非農(nóng)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比。但是，上述指標的一個共同局限就是忽略了第一產(chǎn)業(yè)的作用。中國經(jīng)濟服務化進程雖然在不斷加快，但是部分中西部城市的第一產(chǎn)業(yè)比重仍然處于30%～40%之間。因此，為了充分考察產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的動態(tài)過程，參考徐敏和姜勇(2015)[18]的做法，設定產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)為：

(2)

其中，i表示產(chǎn)業(yè)，qi表示i產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比重。

2.解釋變量

根據(jù)各城市設立行政審批中心的時序差異，構建行政審批中心虛擬變量，將某一城市行政審批中心建立的當年及往后年份賦值為1，建立之前或從未建立行政審批中心則賦值為0。

3.控制變量

產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化還會受到其他因素的影響，因此加入以下控制變量：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平是產(chǎn)業(yè)結構升級的重要影響因素，本文使用實際人均GDP的自然對數(shù)來衡量；(2)創(chuàng)新是驅(qū)動中國從工業(yè)大國轉(zhuǎn)變?yōu)楣I(yè)強國的決定性因素[19]，因此本文選取城市當年獲得的發(fā)明數(shù)量來刻畫城市創(chuàng)新能力，并對其做加1后取自然對數(shù)的處理；(3)政府對經(jīng)濟運行的重要性不言而喻，而財政支出對產(chǎn)業(yè)結構升級也具有“定向誘導”功能[20]，因此本文使用城市財政支出與GDP之比來衡量財政支出；(4)在產(chǎn)業(yè)結構升級過程中，外資供給及其技術外溢的作用不容忽視[21]，本文使用實際利用外資與GDP之比來衡量外資利用水平；(5)伴隨城市規(guī)模的逐漸擴大，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構也會隨之調(diào)整[22]，本文使用城市年末人口數(shù)來衡量城市規(guī)模；(6)固定資產(chǎn)投資是驅(qū)動經(jīng)濟增長的重要因素，本文使用固定資產(chǎn)投資額占GDP比重進行刻畫。

(三)數(shù)據(jù)說明

在數(shù)據(jù)可得性的前提下，本文基于1999—2015年248個地級市的面板數(shù)據(jù)展開實證研究。產(chǎn)業(yè)結構、人均GDP、財政支出、實際利用外資、城市人口以及固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，需要指出的是，本文使用的是全市層面的數(shù)據(jù)；行政審批中心的數(shù)據(jù)來源于中國地級行政審批中心數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)更新至2015年[6]；發(fā)明專利數(shù)據(jù)來源于中國知識產(chǎn)權局公布的專利統(tǒng)計；將實際利用外資額換算成以人民幣表示的額度，所使用的年均匯率數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；以1999年為基期將城市人均GDP換算成為實際人均GDP，所需要的GDP指數(shù)也來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。表1是各變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1 不分年度的描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果與分析

(一)共同趨勢檢驗

運用雙重差分法的前提是對照組和實驗組必須滿足同質(zhì)性假設，即在政策沖擊前對照組和實驗組在產(chǎn)業(yè)結構上具有相同變化趨勢，否則將會導致估計偏誤。由于在行政審批中心成立的當年及其往后年份中，行政審批制度改革的效果已經(jīng)體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中，因此主要考察中心設立前年份變量的估計系數(shù)的顯著性。如果年份的系數(shù)是顯著的，則表明平行趨勢無法成立。表2報告了共同趨勢檢驗結果，其中，AC-i表示政策實施前i年的估計系數(shù)。列(1)是加入前3年變量的結果，列(2)是加入前4年變量的結果，列(3)是加入前5年變量的結果，結果表明，政策實施前的年份變量的估計系數(shù)均不顯著，說明共同趨勢假設是成立的。

表2 共同趨勢檢驗結果

(二)基準回歸結果

共同趨勢假設的成立為進一步使用雙重差分法來檢驗行政審批中心對產(chǎn)業(yè)結構升級的凈效應提供了保證。表3報告了基準回歸結果，其中，列(1)僅加入了行政審批中心變量，在此基礎上列(2)添加了一系列控制變量，列(3)進一步控制了時間固定效應，列(4)則是雙向固定效應模型的估計結果。可以發(fā)現(xiàn)，行政審批中心變量的系數(shù)顯著為正，表明行政審批制度改革有助于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。在控制變量方面，經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構水平呈現(xiàn)顯著正相關關系，這是因為，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市居民收入也較高，形成的有效需求能誘導產(chǎn)業(yè)結構升級，同時較為充分的市場競爭也會迫使企業(yè)致力于提升產(chǎn)品質(zhì)量與技術創(chuàng)新水平，對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有促進效應。創(chuàng)新水平的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明創(chuàng)新能力是產(chǎn)業(yè)結構升級的重要源泉，這與付宏等(2013)[23]的研究結論是一致的。財政支出的系數(shù)顯著為正，表明財政支出對城市產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用。利用外資水平的系數(shù)顯著為負，對此可能的解釋為，當外貿(mào)依存度過高或過低、人力資本水平較低時，F(xiàn)DI的技術溢出效應無法與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平相匹配[24]，進而對產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生拖累效應。城市規(guī)模的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明城市規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用，這是因為，城市規(guī)模的擴大不僅提高了異質(zhì)性勞動力與企業(yè)的匹配程度，而且提升了市場需求，誘發(fā)更為激烈的市場競爭，最終在產(chǎn)業(yè)內(nèi)、產(chǎn)業(yè)間起到優(yōu)勝劣汰的競爭效果。

表3 基準回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證上述結論的可靠性，本文進行穩(wěn)健性檢驗。首先，對被解釋變量進行重新度量，即使用第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增加值的和與GDP之比(Upg23)來刻畫產(chǎn)業(yè)結構，并使用雙向固定效應模型進行估計，表4列(1)為相應的估計結果。結果表明，行政審批中心變量的系數(shù)仍然顯著為正，說明行政審批制度改革確實促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

其次，進一步使用安慰劑檢驗來保證上述結論的穩(wěn)健性。產(chǎn)業(yè)結構升級除了受行政審批制度改革的影響外，還可能是其他政策或者隨機因素的作用結果。為了消除上述因素的干擾，本文通過人為設定政策實施年份進行反事實檢驗。在操作上，假設將行政審批中心的設立年份提前兩年或三年，如果此時行政審批中心變量的系數(shù)仍然顯著，則說明城市產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級并非受益于行政審批制度改革，而是其他政策或隨機因素的作用結果。表4列(2)是假設將行政審批中心設立時間提前兩年的估計結果，列(3)是假設將政策實施時間提前三年的估計結果，兩列結果表明，人為設定年份下的行政審批中心的系數(shù)不再顯著，說明產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的增量貢獻確實來源于行政審批中心的設立。

再者，當變量存在逆向因果關系時，運用雙重差分法無法完全消除內(nèi)生性問題，因此使用工具變量法予以解決。本文參考畢青苗等(2018)[6]的做法，使用同一省份其他城市行政審批中心的設立率(Iv_AC)作為工具變量[6]。一方面，當同一省份內(nèi)其他城市設立的行政審批中心數(shù)量越多時，在觀察行為和學習效應的影響下，本地政府也會傾向于建立行政審批中心[25]。另一方面，同一省份其他城市是否設立行政審批中心并不會直接影響本地產(chǎn)業(yè)結構演化，而是更多地影響本地政府建立行政審批中心的決策，進而間接作用于本地產(chǎn)業(yè)結構水平。表4列(4)、列(5)報告了兩階段最小二乘法的估計結果。列(4)(第一階段回歸)中工具變量的系數(shù)為0.809 1，且在1%水平下顯著，同時工具變量通過了不可識別檢驗與弱工具變量檢驗，說明工具變量的選取較為合理。列(5)(第二階段回歸)中行政審批中心變量的系數(shù)為0.016 8，且通過了1%水平的顯著性檢驗，與表3列(4)相比，系數(shù)大小和顯著性均有所上升，說明行政審批制度改革確實能夠推動城市產(chǎn)業(yè)結構升級。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

(四)異質(zhì)性檢驗

這一部分將著重分析設立行政審批中心對不同行政等級或不同自然資源稟賦城市產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整進程的差異性影響。對于行政等級的劃分，借鑒江艇等(2018)[15]的思路，將地級市劃分為普通地級市和高行政等級地級市兩類，其中高行政等級地級市包括副省級城市、省會城市和較大市。表5的列(1)、列(2)是區(qū)分行政等級的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，行政審批中心的設立對高行政等級城市的產(chǎn)業(yè)結構升級并不具有顯著影響，而行政審批制度改革則顯著促進了一般地級市的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。這是因為，高行政等級城市的發(fā)展條件較好、市場化程度較高、法律法規(guī)體系也較為完善，那么行政審批制度改革帶來的交易成本下降與資源錯配減少便十分有限，進而無法對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生有效的邊際效應。對于一般地級市而言，行政審批中心的設立不僅緩解了地方政府對經(jīng)濟的過度干預，降低了企業(yè)交易成本，而且提升了產(chǎn)業(yè)間的資源配置效率，推動了工業(yè)化進程。

對于自然資源稟賦類型的劃分：根據(jù)《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃(2013—2020年)》確定資源型城市名單，其他城市則歸類為非資源型城市。表5列(3)、列(4)是區(qū)分資源稟賦類型的回歸結果。結果表明，行政審批中心的設立對資源型城市的產(chǎn)業(yè)結構升級并不具有顯著效應。對此的解釋是，資源型城市產(chǎn)業(yè)結構較為單一，削弱了行政審批制度改革帶來的資源配置改善力度，加之資源密集型產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新意愿普遍不強，導致企業(yè)傾向于把節(jié)省的交易成本用于規(guī)模擴張，而非技術改造或技術創(chuàng)新，進而無法對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生顯著影響。

表5 異質(zhì)性檢驗結果

五、進一步分析：作用機制檢驗

在理論分析部分，本文提出了制度性交易成本與資源配置效率是行政審批制度改革影響城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的兩類渠道。接下來，結合式(1)建立中介效應模型對上述兩條機制路徑進行檢驗，具體設定為：

Mediatorit=α0+α1ACit+ωXit+λt+ui+εit

(3)

Upgit=η0+η1ACit+η2Mediatorit+θXit+λt+ui+εit

(4)

Mediator指的是后文中的兩個中介變量。中介效應模型一般包含三個步驟：上文式(1)是中介效應模型的第一步，在系數(shù)β1通過顯著性檢驗后可以進行下一步檢驗；式(3)是執(zhí)行第二步的回歸模型，主要是驗證行政審批制度改革是否對兩類中介變量具有顯著效應，若系數(shù)α1通過顯著性檢驗，則可以進行第三步檢驗；第三步同時將行政審批制度改革變量與中介變量一同放入式(4)中進行回歸，在η1和η2均顯著的情況下，當η1的數(shù)值大小與式(1)中的β1相比有所下降時，說明存在中介效應。

在進行回歸之前，需要找到刻畫制度性交易成本和資源配置效率的代理指標。目前，學術界仍未能找到直接衡量制度性交易成本的良好指標。喬彬等(2018)認為，現(xiàn)階段政府制度改革的一個重要著力點是通過簡政放權，減少政府對經(jīng)濟的干預力度，進而降低制度性交易成本，充分體現(xiàn)市場在資源配置中的決定性作用[26]。顯然，市場化水平與交易成本是一枚硬幣的正反兩面，地區(qū)市場化程度越高則表明制度性交易成本越低。既有文獻一般使用樊綱等(2011)[27]提供的市場化指數(shù)來刻畫地區(qū)市場化進程。然而，該指標由省級層面數(shù)據(jù)計算得到，并不適用于本文研究內(nèi)容。因此，本文參考賀光燁和吳曉剛(2015)[28]的做法，使用城市私營部門的就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重來衡量市場化程度(Marketize)，理由如下：一方面，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，政府通過有形之手掌控了大量經(jīng)濟資源，并將大部分關鍵資源配置到國有部門，對私營部門形成了嚴重排擠[29]，因此國有部門比重越高意味著地方政府對經(jīng)濟運行的干預力度越強，城市的市場化程度也越低；另一方面，私營部門大多以利潤最大化為目標，加之較少受到政府行政命令的干擾，因此其在經(jīng)營過程中更加強調(diào)市場需求和競爭機制，即私營企業(yè)不斷進入市場將有利于市場環(huán)境往良性競爭方向發(fā)展。也就是說，私營部門比重越高意味著當?shù)卣畬?jīng)濟的干預程度越低，城市的市場化程度也越高。

資源錯配程度是衡量地區(qū)資源配置效率的重要指標，本文參考謝和克萊諾(Hsieh & Klenow，2009)[30]的做法，使用企業(yè)效率離散度來衡量資源錯配程度：

MR=σTFP

(5)

其中，MR表示資源錯配程度；σTFP表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率的離散程度(標準差)。顯然，生產(chǎn)率標準差的數(shù)值越大，該城市的資源錯配程度越高。原因在于：當要素可以自由流動時，資源會流向生產(chǎn)率高的企業(yè)，導致生產(chǎn)率低的企業(yè)退出市場，此時σTFP的數(shù)值較??；當市場存在較大程度扭曲，資源無法由生產(chǎn)率低的企業(yè)流向生產(chǎn)率高的企業(yè)時，市場上就會同時存在大量具有異質(zhì)性效率的企業(yè)，導致σTFP變大。

相比傳統(tǒng)的最小二乘(OLS)方法與固定效應(FE)方法，半?yún)?shù)(OP)方法在測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時考慮了不可觀測的技術沖擊與企業(yè)生產(chǎn)概率兩類因素的影響，是更為穩(wěn)健的估計方法。因此，本文使用OP方法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率[31]，進而計算出城市層面的資源錯配程度。同時，還使用OLS方法測算的資源錯配程度進行穩(wěn)健性檢驗。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫具有樣本量大、指標眾多的優(yōu)點，能夠用來較好地衡量企業(yè)的生產(chǎn)率差異與地區(qū)資源錯配程度[32]。本文借鑒布蘭特等(Brandt et al.,2012)[33]的做法，對1999—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行處理與計算，從而得到城市層面的資源錯配程度(1)機制檢驗部分的數(shù)據(jù)觀測期為1999—2007年，主要是因為1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，更被學者們認可。同時，根據(jù)夏杰長和劉誠(2017)[2]、王永進和馮笑(2018)[1]的研究，行政審批中心的建立集中于2001—2005年這一時間段，2005年后設立的速度明顯放緩。因此，本文的做法存在一定的合理性與代表性。。

結合表3列(4)與表6的回歸結果，可以對交易成本機制與資源配置機制進行驗證。表3列(4)是中介效應模型的第一步結果，其中行政審批制度改革變量的系數(shù)顯著為正，這保證了余下步驟可以執(zhí)行。表6的列(1)、列(2)是對交易成本機制進行檢驗的估計結果，列(1)中行政審批制度改革變量的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明行政審批中心的設立確實能夠提升地區(qū)市場化程度，降低制度性交易成本。列(2)中市場化程度變量的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明市場化程度的提升與制度性交易成本的降低有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。與此同時，行政審批改革的系數(shù)的大小與表3列(4)相比有所下降，這恰恰證實了交易成本機制的存在。

表6的列(3)和列(4)是對資源配置機制進行檢驗的估計結果。列(3)中行政審批制度改革變量的系數(shù)顯著為負，表明行政審批中心的設立對地區(qū)資源錯配具有顯著改善效應。列(4)中資源錯配變量的系數(shù)在5%水平下顯著為負，說明資源錯配程度的下降對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生了促進作用，與此同時，行政審批制度改革的系數(shù)值與表3列(4)相比有所下降，這表明行政審批制度改革確實能夠有效提高資源配置效率，進而推動城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。列(5)、列(6)是使用OLS方法測算資源錯配變量后進行相同步驟操作的估計結果，結果表明上文的研究結論是較為穩(wěn)健的。

表6 作用機制檢驗結果

機制檢驗表明，行政審批制度改革提升了地區(qū)資源配置效率，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。然而，中國有國有企業(yè)和民營企業(yè)兩類產(chǎn)權性質(zhì)不同的企業(yè)，那么行政審批中心的資源配置改善效應主要來源于哪種類型企業(yè)？本文根據(jù)不同產(chǎn)權性質(zhì)分別計算兩類企業(yè)在城市層面的資源錯配程度并進行實證考察。

表7是分國有企業(yè)與民營企業(yè)的機制檢驗結果。列(1)、列(2)中資源錯配的計算采用OP方法。列(1)是國有企業(yè)樣本的估計結果，可以發(fā)現(xiàn)，行政審批中心的設立對國有企業(yè)的資源錯配未形成顯著影響。列(2)是民營企業(yè)樣本的估計結果，可以看出，行政審批中心的設立顯著提升了民營企業(yè)的資源配置效率。產(chǎn)生上述差異的原因在于，與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)在政治地位與政治關聯(lián)上具有天然優(yōu)勢，其不僅受到政府與金融部門的支持，而且在項目投資與資格審核上更容易通過行政審批，那么進一步設立行政審批中心對其資源配置效率的影響并不大。在實施行政審批制度改革之前，民營企業(yè)處于弱勢地位，這使得民營企業(yè)傾向于通過政治參與，與政府保持政治關聯(lián)，形成自身的替代保護機制[34]。在建立行政審批中心后，審批流程的簡化與審批周期的縮短等一系列制度改革措施對民營企業(yè)產(chǎn)生了更大的作用。交易成本的降低、與政府保持政治關聯(lián)相關支出的減少都將有效提升民營企業(yè)的資源配置效率。也就是說，行政審批制度改革對城市產(chǎn)業(yè)結構升級的資源改善效應主要來源于民營企業(yè)。列(3)、列(4)中資源錯配的計算采用OLS方法，兩列回歸結果進一步支持了上文的研究結論。

表7 分國有企業(yè)與民營企業(yè)的作用機制檢驗結果

六、結論與政策建議

在傳統(tǒng)人口紅利與資源環(huán)境優(yōu)勢逐漸衰減以及國際形勢不確定性日益增加的背景下，如何通過體制機制改革釋放更多發(fā)展紅利是實現(xiàn)經(jīng)濟結構由“規(guī)模擴張”轉(zhuǎn)向“結構升級”、由“要素驅(qū)動”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動”的關鍵所在。本文以具有中國特色的行政審批制度改革進程作為切入點，深入探討了其對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響。為此，利用1999—2015年地級市面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法實證檢驗了行政審批制度改革對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響效應。研究發(fā)現(xiàn)：(1)總體而言，建立行政審批中心對城市產(chǎn)業(yè)結構水平產(chǎn)生了顯著正向效應，同時上述政策效果在不同行政等級城市或不同資源稟賦城市間存在明顯差異。具體來說，設立行政審批中心顯著促進了一般地級市或非資源型城市的產(chǎn)業(yè)結構升級，而對高行政等級城市或資源型城市的產(chǎn)業(yè)結構未產(chǎn)生顯著影響。(2)作用機制檢驗結果表明，產(chǎn)業(yè)結構升級的增量貢獻來源于設立行政審批中心的制度性交易成本下降效應與資源配置效率提升效應。其中，地區(qū)資源配置效率提升的增量貢獻主要來源于民營企業(yè)。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：(1)要進一步深化行政審批制度改革，優(yōu)化審批流程，調(diào)整不合理的審批項目，逐步取消不必要的審批事項，做到審批事項集中、授權到位。同時，各職能部門需要厘清職責，開展深度協(xié)同合作，優(yōu)化行政審批中心的運作體系，提升運作效率，最大限度實現(xiàn)行政審批制度的改革紅利，加強市場在資源配置中的決定性作用，降低企業(yè)交易成本，提高地區(qū)資源配置效率，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。(2)相較于一般地級市或非資源型城市設立行政審批中心產(chǎn)生的顯著作用，高行政等級城市與資源型城市的行政審批制度改革并未發(fā)揮應有作用。因此，要充分考慮城市異質(zhì)性，做到精準施政。對于高行政等級城市，要充分發(fā)揮資源優(yōu)勢，通過搭建信息平臺，協(xié)同工商、稅務、海關等部門實現(xiàn)信息共享，深度挖掘行政審批中心對企業(yè)發(fā)展的“幫扶”能力，發(fā)揮行政審批制度改革的應有之義；對于資源型城市，地方政府要實施合理的產(chǎn)業(yè)政策與產(chǎn)業(yè)規(guī)劃，破除過度依賴資源型產(chǎn)業(yè)的增長路徑，不僅要發(fā)揮行政審批制度改革降低交易成本，進而誘導企業(yè)進行技術創(chuàng)新的作用，也要挖掘行政審批制度改革提升地區(qū)資源配置效率，進而推動現(xiàn)代經(jīng)濟部門發(fā)展的能力。(3)進一步釋放行政審批制度改革減少地區(qū)資源錯配和推動產(chǎn)業(yè)升級的作用，切實做到簡政放權、放管結合，同時要減少對低效率國有企業(yè)的資源傾斜，運用行政審批制度將更多優(yōu)質(zhì)資源向高效率的民營企業(yè)進行配置，提升地區(qū)的整體資源配置效率。