張超 宋華盛

摘要：“放管服”改革是優(yōu)化營商環(huán)境的重要舉措，其對市場主體活力的影響機(jī)理尚無定論。本文以2015年我國各地深化“放管服”改革實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以優(yōu)化營商環(huán)境為切入點(diǎn)，采用雙重差分法分析“放管服”改革對企業(yè)投資的影響。研究證明：“放管服”改革政策顯著促進(jìn)了企業(yè)投資、有助于激發(fā)市場活力，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；相比國有企業(yè)和大型企業(yè)，“放管服”改革對非國有企業(yè)和中小企業(yè)的投資活動促進(jìn)程度更大，這種效應(yīng)主要通過提高企業(yè)投資回報(bào)率和緩解企業(yè)外部融資約束發(fā)揮作用。因此，應(yīng)持續(xù)深化“放管服”改革，重視“放管服”改革對企業(yè)投資的促進(jìn)效應(yīng)，降低制度性交易成本，為激發(fā)市場活力提供制度保障。

關(guān)鍵詞：“放管服”改革；營商環(huán)境；企業(yè)投資；雙重差分法

中圖分類號：?F273；F275文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2023）03-0101-09

收稿日期：2021-09-11

作者簡介：張超（1994-），男，福建漳州人，講師，博士，研究方向：公司金融；宋華盛（1978-），男，浙江溫州人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：公司金融與國際貿(mào)易。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：71573230；浙江省自然科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：17NDJC191YB。

一、引言

近年來我國面臨錯(cuò)綜復(fù)雜的外部環(huán)境，較低的實(shí)體投資回報(bào)率直接導(dǎo)致實(shí)體投資“低迷”［1-2］，實(shí)體經(jīng)濟(jì)面臨較大下行壓力。營商環(huán)境是影響企業(yè)微觀行為、尤其是企業(yè)生產(chǎn)性活動的一個(gè)重要因素［3-4］，制度環(huán)境的改善能夠促進(jìn)企業(yè)投資，幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。2015年提出的“放管服”改革在降低市場進(jìn)入門檻的同時(shí)有助于轉(zhuǎn)變國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展方式，有效地降低了企業(yè)投資的制度性交易成本，提振了市場主體投資興業(yè)的信心。首先，“放管服”改革大幅壓縮了審批時(shí)限，縮短了企業(yè)項(xiàng)目投資建設(shè)期［5］，有利于企業(yè)減少投資“等待”成本，增加了企業(yè)投資積極性。其次，“放管服”改革優(yōu)化了我國營商環(huán)境，有助于降低企業(yè)開辦成本［6-7］和制度性成本［8］；“放管服”改革范疇下的“證照分離”改革不僅縮短了企業(yè)開辦時(shí)間，也降低了企業(yè)繳納的政府經(jīng)營服務(wù)性費(fèi)用。再次，“放管服”改革強(qiáng)化了行政審批過程中的監(jiān)督檢查和改善審批流程，健全了公開透明、公平公正的市場監(jiān)管規(guī)則，保障了市場主體的合法權(quán)益，約束了執(zhí)法者的自由裁量權(quán)，減少了行政審批的利益尋租，減少了企業(yè)尋租的必要性，進(jìn)而降低了企業(yè)成本。最后，“放管服”改革優(yōu)化了法治環(huán)境，給予了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)更好的司法保障，更好地保護(hù)了企業(yè)權(quán)益，降低了企業(yè)項(xiàng)目投資過程中處理糾紛的成本。另外，由于企業(yè)投資的不可逆性較高，企業(yè)將投資策略視為期權(quán)，而“放管服”改革增加了企業(yè)家對未來經(jīng)濟(jì)形勢的樂觀程度，降低推遲了投資的期權(quán)價(jià)值。因此，“放管服”改革提高了企業(yè)實(shí)體投資回報(bào)率，增加了實(shí)體投資的信心。

企業(yè)籌集資金的方式為內(nèi)部融資和外部融資兩種途徑，而外部融資包含外部股權(quán)融資和債務(wù)融資。我國上市公司增發(fā)和配股的限制條件較多，并且程序煩瑣，企業(yè)更多地選擇債務(wù)融資獲取資金，企業(yè)投資所需的外部資金主要來源于銀行貸款［9-10］，“放管服”改革主要通過以下三個(gè)方面增加企業(yè)債務(wù)融資來促進(jìn)企業(yè)投資。

第一，“放管服”改革不僅強(qiáng)化了“聲譽(yù)”效應(yīng)，也降低了金融機(jī)構(gòu)和企業(yè)之間的信息不對稱問題，進(jìn)而提升了企業(yè)獲取信貸資源可得性。從“聲譽(yù)”效應(yīng)視角出發(fā)，金融機(jī)構(gòu)在信貸配給時(shí)主要考慮企業(yè)聲譽(yù)和與信貸對象的信任程度［11］?！胺殴芊备母镆詠?，政府運(yùn)用大數(shù)據(jù)等新興技術(shù)來加強(qiáng)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)管理、完善市場信用體制，并對市場主體的信用等級進(jìn)行分類，提高了企業(yè)信用違約代價(jià)，激勵了企業(yè)認(rèn)真履行合約和維護(hù)自身聲譽(yù)，有助于提升金融機(jī)構(gòu)的放貸意愿和積極性。從信息不對稱視角出發(fā)，“放管服”改革以來政府創(chuàng)建了政銀企融資信息服務(wù)系統(tǒng)，將企業(yè)融資所需各類數(shù)據(jù)及信用信息提供給銀行等金融機(jī)構(gòu)，緩解了銀企信息不對稱程度，進(jìn)而激勵了銀行加大貸款規(guī)模。因此，信貸信息披露即有助于減輕信息不對稱，也有利于金融機(jī)構(gòu)更好地管理信貸風(fēng)險(xiǎn)和增加放貸意愿，制度環(huán)境改善引致信貸信息披露有益于中小企業(yè)融資［12］。

第二，“放管服”改革改善了法治環(huán)境，給予了銀行等金融機(jī)構(gòu)更好的法律保護(hù)，從而提升了金融機(jī)構(gòu)的放貸意愿。良好法治環(huán)境提升了違約債務(wù)的回收率，降低了金融機(jī)構(gòu)的潛在經(jīng)濟(jì)損失，激勵了金融機(jī)構(gòu)增加信貸供給的規(guī)模［13］。“放管服”改革提高了法律保護(hù)水平，更好保護(hù)了金融機(jī)構(gòu)的合法權(quán)益，并減少了金融機(jī)構(gòu)放貸過程中產(chǎn)生的糾紛成本，金融機(jī)構(gòu)更傾向于增加貸款規(guī)模。此外，良好法治環(huán)境有效抑制股東和企業(yè)經(jīng)營者的機(jī)會主義行為，同時(shí)降低股東和企業(yè)經(jīng)營者的潛在代理糾紛可能性，從而提升企業(yè)獲取信貸資源的可得性［14］。

第三，“放管服”改革抑制了銀行等金融機(jī)構(gòu)的尋租行為，從而弱化了銀行關(guān)聯(lián)對企業(yè)債務(wù)融資的影響，增加了信貸資源流入非銀行關(guān)聯(lián)企業(yè)的可能性。具有銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)為了獲取更多的債務(wù)融資［15］，企業(yè)將聘請銀行關(guān)聯(lián)董事等方式作為尋租中介，通過建立企業(yè)與銀行之間的金融系統(tǒng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)獲取所需的債務(wù)融資，這稱作銀行關(guān)聯(lián)的資源效應(yīng)［15］。但是，在良好的金融生態(tài)環(huán)境，銀行關(guān)聯(lián)對企業(yè)債務(wù)融資沒有明顯影響［16］。“放管服”改革加強(qiáng)事中事后監(jiān)管，優(yōu)化了金融管理和服務(wù)，營造了良好金融市場環(huán)境，并且鼓勵銀行等金融機(jī)構(gòu)對制造業(yè)企業(yè)、民營企業(yè)和小微企業(yè)加大信貸投放，有助于規(guī)范和杜絕銀行等金融機(jī)構(gòu)的尋租行為。因此，“放管服”改革優(yōu)化了當(dāng)?shù)亟鹑谏鷳B(tài)環(huán)境，弱化了銀行關(guān)聯(lián)對企業(yè)債務(wù)融資的影響，增加了非銀行關(guān)聯(lián)企業(yè)獲取信貸資源的機(jī)會。所以，“放管服”改革提高了企業(yè)實(shí)體投資回報(bào)率、緩解了外部融資約束，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)投資，其機(jī)理分析如右圖所示。

“放管服”改革對企業(yè)投資的促進(jìn)程度也會受到企業(yè)自身特征的作用。

第一，與國有企業(yè)和大型企業(yè)相比，非國有企業(yè)和中小企業(yè)往往面臨嚴(yán)重的行政制約和政策制約，更容易出現(xiàn)投資“無處投、不能投”等問題［17-18］。因此，“放管服”改革對企業(yè)投資的促進(jìn)程度也會受到企業(yè)自身特征的影響?！胺殴芊备母锝∪斯_透明的市場監(jiān)管規(guī)則，清除了妨礙市場公平競爭的規(guī)定，保障了各類企業(yè)之間的公平性，拓展了非國有企業(yè)和中小企業(yè)的發(fā)展空間，增強(qiáng)了非國有企業(yè)和中小企業(yè)的投資意愿。與此同時(shí)，以往由于產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的缺失，非國有企業(yè)和中小企業(yè)的產(chǎn)權(quán)容易受到公權(quán)力的侵害，導(dǎo)致這些企業(yè)的投資“不愿投、不敢投”［19］。“放管服”改革有助于構(gòu)建“親”“清”新型政商關(guān)系，提高了當(dāng)?shù)胤杀Ｗo(hù)水平，加大了產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，企業(yè)家把更多精力用于生產(chǎn)性活動，而不是尋租性活動，從而促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟(jì)增長。

圖“放管服”改革對企業(yè)投資的作用路徑

第二，與國有企業(yè)和大型企業(yè)相比，非國有企業(yè)和中小企業(yè)面臨著“產(chǎn)權(quán)歧視”和“規(guī)模歧視”，更難獲得信貸支持［20］。由于國有企業(yè)擁有產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢，其借款被視為存在政府信用的隱性擔(dān)保，更容易得到銀行信貸資金。此外，大型企業(yè)具有更多的可抵押資產(chǎn)，更受銀行的青睞。相比之下，由于非國有企業(yè)和中小企業(yè)缺少政府信用背書和可抵押資產(chǎn)，與銀行之間的信息不對稱程度更高，貸款違約風(fēng)險(xiǎn)較大，一般獲得較小規(guī)模的銀行信貸投放［10］。在“放管服”改革后，政府創(chuàng)建了政銀企融資信息服務(wù)系統(tǒng)，將企業(yè)融資所需各類數(shù)據(jù)及信用信息提供給銀行等金融機(jī)構(gòu)，降低了銀企間的信息不對稱程度，信貸信息披露幫助金融機(jī)構(gòu)更好地控制貸款風(fēng)險(xiǎn)，銀行更愿意向非國有企業(yè)和中小企業(yè)增加貸款規(guī)模。因此，相比國有企業(yè)和大型企業(yè)，“放管服”改革所代表的營商環(huán)境改善非國有企業(yè)和中小企業(yè)投資的程度更大。

本文選取我國A股上市公司2011-2019年間的數(shù)據(jù)作為樣本，將2015年后各地貫徹“放管服”改革視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法檢驗(yàn)并回答“放管服”改革是否促進(jìn)了企業(yè)投資進(jìn)而激發(fā)市場主體活力；“放管服”政策的潛在作用機(jī)制是什么，對不同類型企業(yè)是否存在差異化影響，政策效果是否可持續(xù)，以期為更好地借助“放管服”改革達(dá)成“保市場主體”“穩(wěn)投資”和激發(fā)市場活力的目標(biāo)提供參考。

囿于營商環(huán)境數(shù)據(jù)的可得性，本文的部分文獻(xiàn)采用世界銀行的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)［4，8］，但是上述研究所使用數(shù)據(jù)年份均在“放管服”改革之前，無法識別2015年后我國營商環(huán)境的變化。此外，上述研究使用截面數(shù)據(jù)而非面板數(shù)據(jù)，在模型設(shè)定上無法控制個(gè)體固定效應(yīng)，可能存在模型設(shè)定偏誤的問題；與此同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)在分析企業(yè)投資的驅(qū)動因素時(shí)主要從外部宏觀環(huán)境和企業(yè)自身特征因素兩個(gè)視角切入，如固定資產(chǎn)加速折舊政策、最低工資制度促進(jìn)企業(yè)投資［21-22］，而CEO早期困難生活經(jīng)歷、政策不確定性、市場情緒波動顯著地減少企業(yè)投資［23-25］。

“放管服”改革所代表的營商環(huán)境改善有助于變量間的因果識別，也有助于分析近年來政府在營商環(huán)境優(yōu)化方面的改革成效，為評估“放管服”改革提供相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。事實(shí)上，“放管服”改革改善了企業(yè)賴以生存的營商環(huán)境，既有助于清除市場壁壘，改善審批流程，降低企業(yè)制度性交易成本，又通過建立市場信用體制和搭建政銀企融資信息服務(wù)平臺，減輕企業(yè)與銀行之間的信息不對稱問題，增加企業(yè)從銀行獲得借款的可能性。改善營商環(huán)境不僅有助于降低企業(yè)開辦成本［6-7］和制度性成本［8］，也影響金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)控制和放貸意愿［12］。因此，探討中國情境下的“放管服”改革對企業(yè)投資的影響是研究外部宏觀環(huán)境影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的一個(gè)新視角，也是對既有文獻(xiàn)的補(bǔ)充和拓展。本文以投資回報(bào)率和債務(wù)融資兩個(gè)視角為切入點(diǎn)，闡釋“放管服”改革對企業(yè)投資行為的影響機(jī)制，并進(jìn)一步分析“放管服”改革對促進(jìn)不同類型企業(yè)投資的差異化影響，可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，拓展了關(guān)于促進(jìn)企業(yè)投資的研究?！胺殴芊备母锖蜏p稅降費(fèi)都是為了支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展［5］，部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)降低企業(yè)稅負(fù)能夠促進(jìn)企業(yè)投資［1］，但這極大地增加政府的財(cái)政壓力，如何以較低成本鼓勵企業(yè)投資有待進(jìn)一步的研究。第二，本文以漸進(jìn)性的“放管服”改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，豐富“放管服”改革的后果方面研究，有效識別了“放管服”改革所代表的營商環(huán)境改善與企業(yè)投資之間的因果關(guān)系。第三，豐富和拓展“放管服”改革的政策內(nèi)涵，為政府部門在制定和評估“放管服”改革相關(guān)的法規(guī)、規(guī)章等文件時(shí)提供相關(guān)的參考。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取2011-2019年間的A股上市公司作為樣本，剔除ST公司、金融和房地產(chǎn)行業(yè)、關(guān)鍵變量有缺失值的樣本，數(shù)據(jù)來源于WIND、CSMAR和北大法寶數(shù)據(jù)庫。樣本數(shù)據(jù)時(shí)間起始于2011年，是因?yàn)?008年的國際金融危機(jī)對企業(yè)投資具有明顯影響，這可能對本文的模型識別產(chǎn)生一定的沖擊和干擾。另外，樣本數(shù)據(jù)時(shí)間截止于2019年是為了排除新型冠狀病毒疫情（COVID-19）的影響。為了避免受到極端值的影響，本文按年對連續(xù)變量的上下1%極端值進(jìn)行Winsorize方法處理。

（二）變量定義

1.?被解釋變量：企業(yè)投資（Invest）。根據(jù)花貴如等（2011）的做法［26］，本文使用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金除以期初總資產(chǎn)作為企業(yè)投資的指標(biāo)。

2.?核心自變量：“放管服”改革（Policy）。若企業(yè)所在省份i在t年已出臺過“放管服”改革的省級地方性法規(guī)或省級地方政府規(guī)章，則賦值為1；反之，賦值為0。具體而言，本文識別各省份為深化“放管服”改革以優(yōu)化營商環(huán)境而出臺一系列政策的具體方法，是人工閱讀和手工收集北大法寶、知領(lǐng)政策庫、各省份人民政府網(wǎng)站上出臺有關(guān)“放管服”內(nèi)容的省級地方性法規(guī)和省級地方政府規(guī)章。一是從法律層次和效力角度出發(fā)，不考慮省級政府為推進(jìn)“放管服”改革而實(shí)施的其他規(guī)范性文件，原因是省級人大及其常委會制定的地方性法規(guī)和省級人民政府制定的地方政府規(guī)章具有更高的法律層次和更強(qiáng)的效力［27］；二是聚焦于相對綜合性的“放管服”改革系統(tǒng)性文件，這些文件強(qiáng)調(diào)為企業(yè)簡化辦事程序、優(yōu)化辦事流程、壓縮審批時(shí)間、提供高效便捷的服務(wù)。

3.?控制變量：參考花貴如等（2011）的做法［26］，本文選取變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利水平（ROA）、托賓Q（TBQ）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金流水平（CF）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、是否盈利（Gain），控制變量的具體定義參考表1。

（三）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2是對上述主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。企業(yè)投資Invest的均值為6.30%，標(biāo)準(zhǔn)差為6.62%，這說明樣本期間不同企業(yè)對投資的偏好有著明顯差異，在樣本期間企業(yè)投資最高為53.03%。

（四）研究模型的設(shè)定

為檢驗(yàn)“放管服”改革是否會促進(jìn)企業(yè)投資，參考漸進(jìn)性推廣政策的相關(guān)研究［28］，本文設(shè)定的雙重差分模型（Difference-in-Differences，?DID）為如下形式：

Investit?=?α?+?βPolicyit?+?ζXit?+?γi?+?δt?+?εit?（1）

其中，Investit為因變量，表示企業(yè)投資；Policyit為核心自變量，表示“放管服”改革虛擬變量；Xit為控制變量，γi和δt為個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。值得一提的是，年份固定效應(yīng)不僅控制時(shí)間維度的外生沖擊，也控制國家層面“放管服”政策沖擊。與上述研究的做法相一致［28］，Policyit為傳統(tǒng)雙重差分模型中的交互項(xiàng)。如果β顯著為正，那么說明“放管服”改革促進(jìn)企業(yè)投資。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3的回歸結(jié)果顯示不論回歸模型中是否包括控制變量，Policy的系數(shù)均顯著為正，且在5%水平下顯著，說明相對于控制組，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)在“放管服”改革后增加投資。以第（2）列為例，Policy的系數(shù)為0.0044，在經(jīng)濟(jì)意義上說明相對于控制組，“放管服”改革會增加實(shí)驗(yàn)組企業(yè)投資0.0044個(gè)單位，而樣本期間企業(yè)投資的均值為0.0630，企業(yè)投資在“放管服”改革出臺后大約提高6.98%。因此，“放管服”改革顯著促進(jìn)了企業(yè)擴(kuò)大投資規(guī)模。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）替換核心變量指標(biāo)。本文使用資本支出除以期初總資產(chǎn)作為企業(yè)投資的替代變量（Invest2）?；貧w結(jié)果見表4第（1）列，印證了“放管服”改革促進(jìn)了投企業(yè)投資，也表明本文的基本結(jié)論保持穩(wěn)健。

（2）內(nèi)生性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)平行趨勢和消除樣本選擇偏誤的顧慮，本文進(jìn)行兩方面的安慰劑檢驗(yàn)。一方面，實(shí)驗(yàn)組和控制組可能在政策發(fā)生前就具有系統(tǒng)性差異，政策后的投資結(jié)構(gòu)變化并非由于“放管服”改革的作用。為排除這種可能性而選取地方政府出臺“放管服”改革的前三年作為假定的政策發(fā)生年份，重新進(jìn)行DID模型回歸。表4第（2）列的結(jié)果顯示，假定真實(shí)政策前三年為政策發(fā)生年的情況下，Policyplacebo的系數(shù)確實(shí)并不顯著，說明確實(shí)是由于“放管服”改革導(dǎo)致因變量的變化，并非事前趨勢所致。另外，實(shí)驗(yàn)組和控制組的劃分不是完全外生的，回歸結(jié)果可能是由不可觀測因素所驅(qū)動的。為了消除這種顧慮，根據(jù)各個(gè)省份首次頒布與“放管服”改革相關(guān)的政策文件時(shí)間分布，隨機(jī)抽取省份假定在特定年份頒布政策，重新進(jìn)行DID估計(jì)，這樣重復(fù)1000次，并畫出Policy的系數(shù)的概率密度函數(shù)圖（限于文章篇幅，故略去）。隨機(jī)選取實(shí)驗(yàn)組后，未匯報(bào)的結(jié)果顯示Policy的系數(shù)均值非常接近于0，且基準(zhǔn)回歸表3第（2）列的系數(shù)0.0044靠近概率分布的最右側(cè)，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果并非樣本自選擇導(dǎo)致。

（3）PSM-DID回歸結(jié)果。雖然“放管服”改革對企業(yè)的影響是由所在省份決定的，具有一定的外生性，但是模型依然存在樣本選擇偏誤問題，因?yàn)椴煌》萜髽I(yè)在生產(chǎn)規(guī)模、盈利能力和投資機(jī)會等方面存在一定的差異，這種差異可能導(dǎo)致這些企業(yè)更偏向擴(kuò)大投資規(guī)模。為了減輕這個(gè)樣本選擇偏誤的問題，可利用傾向得分匹配（Propensity?Score?Matching，PSM）方法，對樣本期間內(nèi)“放管服”推廣地區(qū)的企業(yè)和未被推廣地區(qū)的企業(yè)進(jìn)行樣本匹配，再進(jìn)行DID模型回歸，結(jié)果見表4第（3）列。PSM匹配第一階段選擇的協(xié)變量有資產(chǎn)規(guī)模、盈利水平、托賓Q值、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流水平、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和企業(yè)是否虧損等配對指標(biāo)，采用一對四的匹配方法［29］。表4第（3）列的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸保持一致，即“放管服”改革促進(jìn)了企業(yè)投資。

（4）剔除政策實(shí)施后的新增企業(yè)。本文的數(shù)據(jù)是非平衡面板，為避免“放管服”改革頒布后（即2015年之后）新加入的企業(yè)對本文的基本結(jié)論產(chǎn)生影響，刪除了該部分樣本。根據(jù)表4第（4）列，刪除新增企業(yè)后，企業(yè)投資的處理效應(yīng)均符合預(yù)期，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致。

（5）序列相關(guān)檢驗(yàn)。實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融市場等經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)周期可能影響企業(yè)的投資決策，使得回歸方程中的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間不是相互獨(dú)立，雙重差分模型存在序列相關(guān)問題。因此，不能準(zhǔn)確地計(jì)算基準(zhǔn)模型中估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，統(tǒng)計(jì)推斷的相應(yīng)結(jié)果也值得懷疑。在表4第（5）列采用隨機(jī)再抽樣的方法，該方法可得到一致估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差，更好地處理模型的殘差，具體做法是使用Bootstrap方法對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行調(diào)整。在應(yīng)用Bootstrap方法進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，選擇自助樣本抽樣次數(shù)為999次。根據(jù)表4第（5）列的回歸結(jié)果，本文基本結(jié)論保持了穩(wěn)健。

（6）控制宏觀維度變量的回歸結(jié)果。各地出臺“放管服”改革的相關(guān)政策是為了貫徹中央政府深化“放管服”改革的要求，企業(yè)個(gè)體的微觀行為很難影響全部宏觀政策，而各地出臺政策的先后順序與企業(yè)投資行為沒有直接關(guān)聯(lián)，存在反向因果問題的可能性極低；與此同時(shí)，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、財(cái)政收入和財(cái)政支出等宏觀層面因素可能影響“放管服”改革的推進(jìn)和企業(yè)投資行為。為避免未控制宏觀維度變量而導(dǎo)致的遺漏變量問題，選取省份GDP、省份人口數(shù)、省份教育程度、省份財(cái)政收入和省份財(cái)政支出等指標(biāo)，對這些指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)化處理?；貧w結(jié)果見表4第（6）列，本文的基本結(jié)論依然保持不變。

（7）考慮外部因素的干擾。為避免樣本期間其他相關(guān)改革對本文基本結(jié)論的影響而進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，確保排除回歸結(jié)果被高估的情形或者克服潛在的遺漏變量問題。第一，排除綠色信貸政策的干擾。中國《綠色信貸指引》在2012年正式實(shí)施，該政策要求銀行基于企業(yè)環(huán)境和社會表現(xiàn)開展綠色信貸，對重污染行業(yè)的影響較大。第二，排除固定資產(chǎn)加速折舊優(yōu)惠政策的影響。財(cái)政部和國家稅務(wù)總局于2014、2015和2019年分三次拓寬適用固定資產(chǎn)加速折舊優(yōu)惠政策的行業(yè)，上述兩類政策對不同行業(yè)具有差異化的影響。所以，本文在基準(zhǔn)回歸模型中控制行業(yè)隨時(shí)間變動的因素，即加入行業(yè)×年度固定效應(yīng)，該做法能控制包含上述兩類政策在內(nèi)不同行業(yè)受到的差異化影響。根據(jù)表5第（1）列的回歸結(jié)果，Policy的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，這說明可以減輕外部因素對本文結(jié)論干擾的可能性。

（8）考慮其他規(guī)范性文件的影響。相比于省級人大及其常委會制定的地方性法規(guī)和省級人民政府制定的地方政府規(guī)章，省級政府制定的其他規(guī)范性文件的層次更低、效力更弱［27］，因而在基準(zhǔn)回歸中本文不考慮省級政府為推進(jìn)“放管服”改革而實(shí)施的其他規(guī)范性文件。出于謹(jǐn)慎性考慮，本文在實(shí)證回歸設(shè)計(jì)時(shí)考慮省級政府制定其他規(guī)范性文件帶來的影響。具體而言，在回歸模型中估計(jì)其他規(guī)范性文件的處理效應(yīng)。表5第（2）列的回歸結(jié)果顯示其他規(guī)范性文件的處理效應(yīng)（Policy2的回歸系數(shù)）雖然為正，但是并不顯著，而Policy的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，因此可以排除其他規(guī)范性文件的影響。此外，表5第（2）列的回歸結(jié)果表明相比于其他規(guī)范性文件，地方性法規(guī)和地方政府規(guī)章由于層次更高、效力更強(qiáng)，對企業(yè)投資的影響程度更大。

四、影響機(jī)制和異質(zhì)性分析

為了驗(yàn)證“放管服”改革對企業(yè)投資的影響，參考已有的研究［30］，采用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)理論分析中所提煉的兩個(gè)作用機(jī)制，設(shè)定的回歸方程組為如下形式：

Investit?=?α?+?cPolicyit?+?ζXit?+?γi?+?δt?+?εit?（2）

Mit?=?α?+?aPolicyit?+?ζXit?+?γi?+?δt?+?εit?（3）

Investit?=?α?+?c1Policyit?+?bMit?+?ζXit?+?γi?+?δt?+?εit?（4）

其中，Investit為因變量，表示企業(yè)投資；Mit為中介變量，包含實(shí)體投資回報(bào)率和債務(wù)融資；Policyit為自變量，用于識別政策的處理效應(yīng)；Xit表示控制變量，γi和δt分別是企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。此外，方程（2）中的系數(shù)c為“放管服”改革對企業(yè)投資的總效應(yīng)，方程（3）中的系數(shù)a為“放管服”改革對企業(yè)實(shí)體投資回報(bào)率或債務(wù)融資的效應(yīng)，方程（4）中的系數(shù)b為企業(yè)實(shí)體投資回報(bào)率或債務(wù)融資對企業(yè)投資的效應(yīng)。值得注意的是中介效應(yīng)的重要判斷標(biāo)準(zhǔn)是方程組中系數(shù)a和系數(shù)b的顯著性，實(shí)體投資回報(bào)率或債務(wù)融資對企業(yè)投資的直接效應(yīng)為ab。本文采用逐步回歸檢驗(yàn)系數(shù)法來檢驗(yàn)中介效應(yīng)［30］，若方程（2）中系數(shù)c顯著為正，并且方程（3）中系數(shù)a和方程（4）中系數(shù)b均顯著，則說明存在中介效應(yīng)。該方法與直接檢驗(yàn)ab顯著性的Bootstrap方法相比，若方程組中的系數(shù)a、b和c均顯著，則逐步回歸檢驗(yàn)系數(shù)法的檢驗(yàn)力更強(qiáng)［30］。

（一）投資收益率

參考張成思和張步曇（2016）［2］和徐超等（2019）［1］的研究，本文將實(shí)體投資回報(bào)率（Invest_return）的定義為（營業(yè)收入-營業(yè)成本-營業(yè)稅金及附加-期間費(fèi)用-資產(chǎn)減值損失）?/（營運(yùn)資本+固定資產(chǎn)+無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)的凈值）。根據(jù)表6第（1）列的回歸結(jié)果，Policy的回歸系數(shù)（即方程（2）中的系數(shù)c）在5%水平下顯著為正，這表示“放管服”改革促進(jìn)企業(yè)投資；第（2）列中Policy的回歸系數(shù)（即方程（3）中的系數(shù)a）在5%水平下顯著為正，這表明“放管服”改革顯著提高實(shí)體企業(yè)的實(shí)體投資回報(bào)率；第（3）列中Invest_return的回歸系數(shù)（即方程（4）中的系數(shù)b）在1%水平下顯著為正，這說明較高的實(shí)體投資回報(bào)率促使企業(yè)增加投資規(guī)模。因此，依據(jù)表6的經(jīng)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)實(shí)體投資回報(bào)率通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)，即實(shí)體投資回報(bào)率是“放管服”改革影響企業(yè)投資的中介變量。所以，公司投資決策遵循資本逐利的經(jīng)濟(jì)規(guī)律，較低的實(shí)體投資回報(bào)率抑制企業(yè)投資意愿［1-2］，而“放管服”改革通過“證照分離”改革、“最多跑一次”以及清理和規(guī)范行政事業(yè)性收費(fèi)等方式降低制度性交易成本，提高企業(yè)實(shí)體投資回報(bào)率，進(jìn)而鼓勵了企業(yè)增加實(shí)體投資的規(guī)模。

（二）債務(wù)融資

本文根據(jù)蘇冬蔚和連莉莉（2018）［31］的做法，將債務(wù)融資（Debt）定義為短期借款與長期借款之和除以期末總資產(chǎn)。根據(jù)表7第（1）列的回歸結(jié)果，Policy的回歸系數(shù)（即方程（2）中的系數(shù)c）在5%水平下顯著為正，這表示“放管服”改革促進(jìn)企業(yè)投資；第（2）列中Policy的回歸系數(shù)（即方程（3）中的系數(shù)a）在5%水平下顯著為正，這表明“放管服”改革顯著增加企業(yè)的債務(wù)融資規(guī)模，緩解企業(yè)外部融資約束；第（3）列中Debt的回歸系數(shù)（即方程（4）中的系數(shù)b）在5%水平下顯著為正，這說明在獲得更大的債務(wù)融資規(guī)模時(shí)，企業(yè)選擇擴(kuò)大投資規(guī)模。因此，根據(jù)表7的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)債務(wù)融資規(guī)模通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)，即債務(wù)融資規(guī)模是“放管服”改革影響企業(yè)投資的中介變量?？赡艿淖饔脵C(jī)理是企業(yè)投資所需的外部資金來源最主要來源于銀行貸款［9-10］，“放管服”改革通過減輕企業(yè)與銀行之間的信息不對稱問題、降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)和給予金融機(jī)構(gòu)更好的司法保障等方式，增加了銀行的貸款意愿，提高了企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模和獲取外部融資可能性，不僅降低了企業(yè)償債壓力和流動性風(fēng)險(xiǎn)，也緩解了企業(yè)的外部融資約束和內(nèi)部現(xiàn)金流的不確定性，進(jìn)而鼓勵企業(yè)增加投資規(guī)模。

（三）異質(zhì)性分析

對于自身特征不同的企業(yè)，“放管服”改革對于這些企業(yè)投資活動可能存在不同的影響，其中非國有企業(yè)和中小企業(yè)可能在“放管服”改革后更大幅度地增加投資規(guī)模。一方面，“放管服”改革破除行政性壁壘，有助于構(gòu)建“親”“清”新型政商關(guān)系，提高當(dāng)?shù)胤杀Ｗo(hù)水平，加大產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，所以企業(yè)家把更多精力用于生產(chǎn)性活動而不是尋租性活動；另一方面，在“放管服”改革后，政府創(chuàng)建了政銀企融資信息服務(wù)系統(tǒng)，將企業(yè)融資所需各類數(shù)據(jù)及信用信息提供給銀行等金融機(jī)構(gòu)，降低了銀企間的信息不對稱程度，信貸信息披露幫助金融機(jī)構(gòu)更好地控制貸款風(fēng)險(xiǎn)，銀行更愿意向非國有企業(yè)和中小企業(yè)增加貸款規(guī)模。參考王彥超和蔣亞含（2020）［32］的做法，為避免企業(yè)規(guī)模和投資行為相互影響造成的反向因果問題，本文按照“放管服”改革前一年（2014年）的企業(yè)規(guī)模進(jìn)行高低分組。根據(jù)表8中的回歸結(jié)果，在“放管服”改革后，相對于國有企業(yè)和大型企業(yè)，非國有企業(yè)和中小企業(yè)顯著增加投資規(guī)模。這說明“放管服”改革保護(hù)好市場主體，使非國有企業(yè)和中小企業(yè)更廣泛地參與市場競爭，激發(fā)了市場活力。

（四）進(jìn)一步分析

雙重差分模型的一個(gè)重要假定是平行趨勢，即政策前因變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組具有共同趨勢。雙重差分法的動態(tài)效應(yīng)可以有效檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駶M足平行趨勢的條件，也可以判斷政策效果的持續(xù)性。相關(guān)結(jié)果如表9第（1）列所示，其中Before2和Before1表示企業(yè)所在省份在樣本期內(nèi)出臺“放管服”改革的前2年和前1年虛擬變量，而After1和After2表示企業(yè)所在省份在樣本期內(nèi)出臺“放管服”改革的后1年和后2年虛擬變量。根據(jù)表9第（1）列的回歸結(jié)果，在地方政府頒布政策前，企業(yè)實(shí)體投資滿足平行趨勢檢驗(yàn)，而在政策頒布后，相對于控制組，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)實(shí)體投資顯著地提升，而在政策改革第三年的促進(jìn)效應(yīng)并不明顯，這反映出“放管服”改革對企業(yè)實(shí)體投資的促進(jìn)效應(yīng)并不具有良好的可持續(xù)性。為了分析“放管服”改革不可持續(xù)地促進(jìn)企業(yè)實(shí)體投資的原因，我們認(rèn)為企業(yè)資金可能流入虛擬經(jīng)濟(jì)，從而擠出企業(yè)用于生產(chǎn)性活動的支出。在緩解外部融資約束的情形下，虛擬經(jīng)濟(jì)的泡沫化吸引實(shí)體企業(yè)資金的流入，最終擠占企業(yè)正常投資支出［10，33］。根據(jù)現(xiàn)有研究的做法［34］，本文定義金融投資（Finan）為（交易性金融資產(chǎn)凈額+買入返售金融資產(chǎn)凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+發(fā)放貸款及墊款+持有至到期投資）/期末總資產(chǎn)。表9第（2）列的回歸結(jié)果顯示：在“放管服”改革前，企業(yè)金融投資滿足平行趨勢檢驗(yàn)，在“放管服”改革的前兩年，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)金融投資并未明顯增加，而在政策改革第三年，促進(jìn)效應(yīng)十分明顯。該結(jié)論與蔡慶豐等（2020）［10］的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)較為相似，該文發(fā)現(xiàn)企業(yè)雖然面臨豐富的信貸資源，但是企業(yè)出于逐利動機(jī)將資金從生產(chǎn)性活動轉(zhuǎn)移到虛擬經(jīng)濟(jì)。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文以2015年后各地貫徹“放管服”改革為切入點(diǎn)，分析“放管服”改革對企業(yè)投資的影響，提出了促進(jìn)企業(yè)投資的一種思路，即推進(jìn)“放管服”改革以改善營商環(huán)境。本文的研究結(jié)果表明企業(yè)在“放管服”改革后，企業(yè)增加了投資規(guī)模，這種效應(yīng)主要通過提高企業(yè)投資回報(bào)率和緩解企業(yè)外部融資約束發(fā)揮作用。相比國有企業(yè)和大型企業(yè)，異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果顯示“放管服”改革對非國有企業(yè)和中小企業(yè)的投資活動促進(jìn)程度更大。

本文的研究具有以下政策啟示：第一，深化“放管服”改革，在制度層面可以為營商環(huán)境提供堅(jiān)實(shí)保障，可激發(fā)市場活力，促進(jìn)企業(yè)投資。“放管服”改革不僅有助于有效改善投資環(huán)境，也能降低市場進(jìn)入門檻、提振市場主體投資興業(yè)的信心。鑒于“放管服”改革投資促進(jìn)效應(yīng)的可持續(xù)較弱，當(dāng)務(wù)之急是總結(jié)各地區(qū)、各部門推進(jìn)“放管服”改革的經(jīng)驗(yàn)，更大程度地持續(xù)推進(jìn)政府職能轉(zhuǎn)變，調(diào)動市場活力和社會大眾的主觀能動性。第二，提高實(shí)體投資的回放報(bào)率是促進(jìn)企業(yè)投資的關(guān)鍵因素，其中一種確實(shí)有效途徑是降低企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本。減稅降費(fèi)和優(yōu)化營商環(huán)境是幫助企業(yè)降成本的有效手段，而優(yōu)化營商環(huán)境對政府財(cái)政負(fù)擔(dān)相對較小。特別是疫情沖擊下，我國地方財(cái)政收支平衡壓力較大，優(yōu)化營商環(huán)境在支持企業(yè)投資上更具備經(jīng)濟(jì)可行性和政策可持續(xù)性。第三，在金融政策上實(shí)施精準(zhǔn)施策，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，防范化解金融風(fēng)險(xiǎn)。一方面，促進(jìn)金融體系更好地服務(wù)我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)加大支持發(fā)展前景較好、融資約束程度較大的企業(yè)，更好地為企業(yè)做大做強(qiáng)“保駕護(hù)航”；另一方面，加強(qiáng)對虛擬經(jīng)濟(jì)的管控力度，防范實(shí)體企業(yè)資金過多流向虛擬經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而擠占生產(chǎn)性支出，促進(jìn)虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

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The?Intrinsic?Mechanisms?of?the?“Streamlining?Administration，?Delegating?Power，

and?Improving?Services”?Reform?in?Facilitating?Corporate?Investment

ZHANG?Chao1，2，SONG?Hua-sheng1

（1.?School?of?Economics，?Zhejiang?University，?Hangzhou?310058，China;

2.?School?of?Economics?and?Management，?Fuzhou?University，?Fuzhou?350108，China）

Abstract：The?“Streamlining?Administration，?Delegating?Power，?and?Improving?Services”?（SADP）?reform?is?a?crucial?initiative?aimed?at?optimizing?the?business?environment，?and?there?is?no?consensus?regarding?its?impact?on?market?vitality.?This?study?employs?a?quasi-natural?experiment?based?on?the?comprehensive?implementation?of?the?SADP?reform?across?various?regions?in?China?since?2015.?By?focusing?on?business?environment?optimization，?we?employ?the?difference-in-differences?method?to?analyze?the?effects?of?the?SADP?reform?on?corporate?investment.?Our?findings?reveal?that?the?SADP?reform?significantly?stimulates?corporate?investment，?thereby?contributing?to?market?vitality?and?facilitating?high-quality?economic?development.?Moreover，?the?reform?exhibits?a?more?pronounced?influence?on?non-state-owned?enterprises?and?small?and?medium-sized?enterprises?in?comparison?to?state-owned?and?large?enterprises.?This?effect?primarily?arises?from?enhanced?return?on?investment?for?enterprises?and?the?mitigation?of?external?financing?constraints.?Consequently，?it?is?imperative?to?sustain?and?deepen?the?SADP?reform，?prioritize?its?impact?on?enterprise?investment，?reduce?institutional?transaction?costs，?and?establish?institutional?safeguards?to?foster?market?vitality.

Key?words：the?SADP?reform;?business?environment;?corporate?investment;?difference-in-differences?method

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）