“放管服”改革促進企業投資的內在機制與實證檢驗

張超 宋華盛

摘要：“放管服”改革是優化營商環境的重要舉措，其對市場主體活力的影響機理尚無定論。本文以2015年我國各地深化“放管服”改革實施為準自然實驗，以優化營商環境為切入點，采用雙重差分法分析“放管服”改革對企業投資的影響。研究證明：“放管服”改革政策顯著促進了企業投資、有助于激發市場活力，促進了經濟高質量發展；相比國有企業和大型企業，“放管服”改革對非國有企業和中小企業的投資活動促進程度更大，這種效應主要通過提高企業投資回報率和緩解企業外部融資約束發揮作用。因此，應持續深化“放管服”改革，重視“放管服”改革對企業投資的促進效應，降低制度性交易成本，為激發市場活力提供制度保障。

關鍵詞：“放管服”改革；營商環境；企業投資；雙重差分法

中圖分類號：?F273；F275文獻標識碼：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，博士生導師，研究方向：公司金融與國際貿易。

基金項目：國家自然科學基金面上項目，項目編號：71573230；浙江省自然科學基金項目，項目編號：17NDJC191YB。

一、引言

近年來我國面臨錯綜復雜的外部環境，較低的實體投資回報率直接導致實體投資“低迷”［1-2］，實體經濟面臨較大下行壓力。營商環境是影響企業微觀行為、尤其是企業生產性活動的一個重要因素［3-4］，制度環境的改善能夠促進企業投資，幫助企業實現高質量發展。2015年提出的“放管服”改革在降低市場進入門檻的同時有助于轉變國民經濟的發展方式，有效地降低了企業投資的制度性交易成本，提振了市場主體投資興業的信心。首先，“放管服”改革大幅壓縮了審批時限，縮短了企業項目投資建設期［5］，有利于企業減少投資“等待”成本，增加了企業投資積極性。其次，“放管服”改革優化了我國營商環境，有助于降低企業開辦成本［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開辦時間，也降低了企業繳納的政府經營服務性費用。再次，“放管服”改革強化了行政審批過程中的監督檢查和改善審批流程，健全了公開透明、公平公正的市場監管規則，保障了市場主體的合法權益，約束了執法者的自由裁量權，減少了行政審批的利益尋租，減少了企業尋租的必要性，進而降低了企業成本。最后，“放管服”改革優化了法治環境，給予了當地企業更好的司法保障，更好地保護了企業權益，降低了企業項目投資過程中處理糾紛的成本。另外，由于企業投資的不可逆性較高，企業將投資策略視為期權，而“放管服”改革增加了企業家對未來經濟形勢的樂觀程度，降低推遲了投資的期權價值。因此，“放管服”改革提高了企業實體投資回報率，增加了實體投資的信心。

企業籌集資金的方式為內部融資和外部融資兩種途徑，而外部融資包含外部股權融資和債務融資。我國上市公司增發和配股的限制條件較多，并且程序煩瑣，企業更多地選擇債務融資獲取資金，企業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方面增加企業債務融資來促進企業投資。

第一，“放管服”改革不僅強化了“聲譽”效應，也降低了金融機構和企業之間的信息不對稱問題，進而提升了企業獲取信貸資源可得性。從“聲譽”效應視角出發，金融機構在信貸配給時主要考慮企業聲譽和與信貸對象的信任程度［11］?！胺殴芊备母镆詠?，政府運用大數據等新興技術來加強企業信用風險管理、完善市場信用體制，并對市場主體的信用等級進行分類，提高了企業信用違約代價，激勵了企業認真履行合約和維護自身聲譽，有助于提升金融機構的放貸意愿和積極性。從信息不對稱視角出發，“放管服”改革以來政府創建了政銀企融資信息服務系統，將企業融資所需各類數據及信用信息提供給銀行等金融機構，緩解了銀企信息不對稱程度，進而激勵了銀行加大貸款規模。因此，信貸信息披露即有助于減輕信息不對稱，也有利于金融機構更好地管理信貸風險和增加放貸意愿，制度環境改善引致信貸信息披露有益于中小企業融資［12］。

第二，“放管服”改革改善了法治環境，給予了銀行等金融機構更好的法律保護，從而提升了金融機構的放貸意愿。良好法治環境提升了違約債務的回收率，降低了金融機構的潛在經濟損失，激勵了金融機構增加信貸供給的規模［13］?！胺殴芊备母锾岣吡朔杀Ｗo水平，更好保護了金融機構的合法權益，并減少了金融機構放貸過程中產生的糾紛成本，金融機構更傾向于增加貸款規模。此外，良好法治環境有效抑制股東和企業經營者的機會主義行為，同時降低股東和企業經營者的潛在代理糾紛可能性，從而提升企業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構的尋租行為，從而弱化了銀行關聯對企業債務融資的影響，增加了信貸資源流入非銀行關聯企業的可能性。具有銀行關聯的企業為了獲取更多的債務融資［15］，企業將聘請銀行關聯董事等方式作為尋租中介，通過建立企業與銀行之間的金融系統關系網絡獲取所需的債務融資，這稱作銀行關聯的資源效應［15］。但是，在良好的金融生態環境，銀行關聯對企業債務融資沒有明顯影響［16］?！胺殴芊备母锛訌娛轮惺潞蟊O管，優化了金融管理和服務，營造了良好金融市場環境，并且鼓勵銀行等金融機構對制造業企業、民營企業和小微企業加大信貸投放，有助于規范和杜絕銀行等金融機構的尋租行為。因此，“放管服”改革優化了當地金融生態環境，弱化了銀行關聯對企業債務融資的影響，增加了非銀行關聯企業獲取信貸資源的機會。所以，“放管服”改革提高了企業實體投資回報率、緩解了外部融資約束，進而促進企業投資，其機理分析如右圖所示。

“放管服”改革對企業投資的促進程度也會受到企業自身特征的作用。

第一，與國有企業和大型企業相比，非國有企業和中小企業往往面臨嚴重的行政制約和政策制約，更容易出現投資“無處投、不能投”等問題［17-18］。因此，“放管服”改革對企業投資的促進程度也會受到企業自身特征的影響?！胺殴芊备母锝∪斯_透明的市場監管規則，清除了妨礙市場公平競爭的規定，保障了各類企業之間的公平性，拓展了非國有企業和中小企業的發展空間，增強了非國有企業和中小企業的投資意愿。與此同時，以往由于產權保護制度的缺失，非國有企業和中小企業的產權容易受到公權力的侵害，導致這些企業的投資“不愿投、不敢投”［19］?！胺殴芊备母镉兄跇嫿ā坝H”“清”新型政商關系，提高了當地法律保護水平，加大了產權保護力度，企業家把更多精力用于生產性活動，而不是尋租性活動，從而促進了產業升級和經濟增長。

圖“放管服”改革對企業投資的作用路徑

第二，與國有企業和大型企業相比，非國有企業和中小企業面臨著“產權歧視”和“規模歧視”，更難獲得信貸支持［20］。由于國有企業擁有產權優勢，其借款被視為存在政府信用的隱性擔保，更容易得到銀行信貸資金。此外，大型企業具有更多的可抵押資產，更受銀行的青睞。相比之下，由于非國有企業和中小企業缺少政府信用背書和可抵押資產，與銀行之間的信息不對稱程度更高，貸款違約風險較大，一般獲得較小規模的銀行信貸投放［10］。在“放管服”改革后，政府創建了政銀企融資信息服務系統，將企業融資所需各類數據及信用信息提供給銀行等金融機構，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構更好地控制貸款風險，銀行更愿意向非國有企業和中小企業增加貸款規模。因此，相比國有企業和大型企業，“放管服”改革所代表的營商環境改善非國有企業和中小企業投資的程度更大。

本文選取我國A股上市公司2011-2019年間的數據作為樣本，將2015年后各地貫徹“放管服”改革視為準自然實驗，采用雙重差分法檢驗并回答“放管服”改革是否促進了企業投資進而激發市場主體活力；“放管服”政策的潛在作用機制是什么，對不同類型企業是否存在差異化影響，政策效果是否可持續，以期為更好地借助“放管服”改革達成“保市場主體”“穩投資”和激發市場活力的目標提供參考。

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

“放管服”改革所代表的營商環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境優化方面的改革成效，為評估“放管服”改革提供相關的經驗證據。事實上，“放管服”改革改善了企業賴以生存的營商環境，既有助于清除市場壁壘，改善審批流程，降低企業制度性交易成本，又通過建立市場信用體制和搭建政銀企融資信息服務平臺，減輕企業與銀行之間的信息不對稱問題，增加企業從銀行獲得借款的可能性。改善營商環境不僅有助于降低企業開辦成本［6-7］和制度性成本［8］，也影響金融機構的風險控制和放貸意愿［12］。因此，探討中國情境下的“放管服”改革對企業投資的影響是研究外部宏觀環境影響實體經濟的一個新視角，也是對既有文獻的補充和拓展。本文以投資回報率和債務融資兩個視角為切入點，闡釋“放管服”改革對企業投資行為的影響機制，并進一步分析“放管服”改革對促進不同類型企業投資的差異化影響，可能的貢獻體現在：第一，拓展了關于促進企業投資的研究?！胺殴芊备母锖蜏p稅降費都是為了支持實體經濟發展［5］，部分文獻發現降低企業稅負能夠促進企業投資［1］，但這極大地增加政府的財政壓力，如何以較低成本鼓勵企業投資有待進一步的研究。第二，本文以漸進性的“放管服”改革為準自然實驗，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境改善與企業投資之間的因果關系。第三，豐富和拓展“放管服”改革的政策內涵，為政府部門在制定和評估“放管服”改革相關的法規、規章等文件時提供相關的參考。

二、研究設計

（一）數據來源與處理

本文選取2011-2019年間的A股上市公司作為樣本，剔除ST公司、金融和房地產行業、關鍵變量有缺失值的樣本，數據來源于WIND、CSMAR和北大法寶數據庫。樣本數據時間起始于2011年，是因為2008年的國際金融危機對企業投資具有明顯影響，這可能對本文的模型識別產生一定的沖擊和干擾。另外，樣本數據時間截止于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，本文按年對連續變量的上下1%極端值進行Winsorize方法處理。

（二）變量定義

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

2.?核心自變量：“放管服”改革（Policy）。若企業所在省份i在t年已出臺過“放管服”改革的省級地方性法規或省級地方政府規章，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”改革以優化營商環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、知領政策庫、各省份人民政府網站上出臺有關“放管服”內容的省級地方性法規和省級地方政府規章。一是從法律層次和效力角度出發，不考慮省級政府為推進“放管服”改革而實施的其他規范性文件，原因是省級人大及其常委會制定的地方性法規和省級人民政府制定的地方政府規章具有更高的法律層次和更強的效力［27］；二是聚焦于相對綜合性的“放管服”改革系統性文件，這些文件強調為企業簡化辦事程序、優化辦事流程、壓縮審批時間、提供高效便捷的服務。

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規模（Size）、盈利水平（ROA）、托賓Q（TBQ）、資產負債率（Lev）、現金流水平（CF）、產權性質（SOE）、是否盈利（Gain），控制變量的具體定義參考表1。

（三）變量描述性統計

表2是對上述主要變量的描述性統計。企業投資Invest的均值為6.30%，標準差為6.62%，這說明樣本期間不同企業對投資的偏好有著明顯差異，在樣本期間企業投資最高為53.03%。

（四）研究模型的設定

為檢驗“放管服”改革是否會促進企業投資，參考漸進性推廣政策的相關研究［28］，本文設定的雙重差分模型（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為個體固定效應和年份固定效應，εit為隨機干擾項。值得一提的是，年份固定效應不僅控制時間維度的外生沖擊，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為傳統雙重差分模型中的交互項。如果β顯著為正，那么說明“放管服”改革促進企業投資。

三、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表3的回歸結果顯示不論回歸模型中是否包括控制變量，Policy的系數均顯著為正，且在5%水平下顯著，說明相對于控制組，實驗組企業在“放管服”改革后增加投資。以第（2）列為例，Policy的系數為0.0044，在經濟意義上說明相對于控制組，“放管服”改革會增加實驗組企業投資0.0044個單位，而樣本期間企業投資的均值為0.0630，企業投資在“放管服”改革出臺后大約提高6.98%。因此，“放管服”改革顯著促進了企業擴大投資規模。

（二）穩健性檢驗

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

（2）內生性檢驗。為了檢驗平行趨勢和消除樣本選擇偏誤的顧慮，本文進行兩方面的安慰劑檢驗。一方面，實驗組和控制組可能在政策發生前就具有系統性差異，政策后的投資結構變化并非由于“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生年份，重新進行DID模型回歸。表4第（2）列的結果顯示，假定真實政策前三年為政策發生年的情況下，Policyplacebo的系數確實并不顯著，說明確實是由于“放管服”改革導致因變量的變化，并非事前趨勢所致。另外，實驗組和控制組的劃分不是完全外生的，回歸結果可能是由不可觀測因素所驅動的。為了消除這種顧慮，根據各個省份首次頒布與“放管服”改革相關的政策文件時間分布，隨機抽取省份假定在特定年份頒布政策，重新進行DID估計，這樣重復1000次，并畫出Policy的系數的概率密度函數圖（限于文章篇幅，故略去）。隨機選取實驗組后，未匯報的結果顯示Policy的系數均值非常接近于0，且基準回歸表3第（2）列的系數0.0044靠近概率分布的最右側，說明基準回歸結果并非樣本自選擇導致。

（3）PSM-DID回歸結果。雖然“放管服”改革對企業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，因為不同省份企業在生產規模、盈利能力和投資機會等方面存在一定的差異，這種差異可能導致這些企業更偏向擴大投資規模。為了減輕這個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“放管服”推廣地區的企業和未被推廣地區的企業進行樣本匹配，再進行DID模型回歸，結果見表4第（3）列。PSM匹配第一階段選擇的協變量有資產規模、盈利水平、托賓Q值、資產負債率、現金流水平、產權性質和企業是否虧損等配對指標，采用一對四的匹配方法［29］。表4第（3）列的結果與基準回歸保持一致，即“放管服”改革促進了企業投資。

（4）剔除政策實施后的新增企業。本文的數據是非平衡面板，為避免“放管服”改革頒布后（即2015年之后）新加入的企業對本文的基本結論產生影響，刪除了該部分樣本。根據表4第（4）列，刪除新增企業后，企業投資的處理效應均符合預期，結果與基準回歸一致。

（5）序列相關檢驗。實體經濟和金融市場等經濟系統周期可能影響企業的投資決策，使得回歸方程中的隨機誤差項之間不是相互獨立，雙重差分模型存在序列相關問題。因此，不能準確地計算基準模型中估計系數的標準差，統計推斷的相應結果也值得懷疑。在表4第（5）列采用隨機再抽樣的方法，該方法可得到一致估計的標準差，更好地處理模型的殘差，具體做法是使用Bootstrap方法對標準誤進行調整。在應用Bootstrap方法進行假設檢驗時，選擇自助樣本抽樣次數為999次。根據表4第（5）列的回歸結果，本文基本結論保持了穩健。

（6）控制宏觀維度變量的回歸結果。各地出臺“放管服”改革的相關政策是為了貫徹中央政府深化“放管服”改革的要求，企業個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投資行為沒有直接關聯，存在反向因果問題的可能性極低；與此同時，當地經濟發展水平、財政收入和財政支出等宏觀層面因素可能影響“放管服”改革的推進和企業投資行為。為避免未控制宏觀維度變量而導致的遺漏變量問題，選取省份GDP、省份人口數、省份教育程度、省份財政收入和省份財政支出等指標，對這些指標進行對數化處理?；貧w結果見表4第（6）列，本文的基本結論依然保持不變。

（7）考慮外部因素的干擾。為避免樣本期間其他相關改革對本文基本結論的影響而進行一系列穩健性檢驗，確保排除回歸結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年正式實施，該政策要求銀行基于企業環境和社會表現開展綠色信貸，對重污染行業的影響較大。第二，排除固定資產加速折舊優惠政策的影響。財政部和國家稅務總局于2014、2015和2019年分三次拓寬適用固定資產加速折舊優惠政策的行業，上述兩類政策對不同行業具有差異化的影響。所以，本文在基準回歸模型中控制行業隨時間變動的因素，即加入行業×年度固定效應，該做法能控制包含上述兩類政策在內不同行業受到的差異化影響。根據表5第（1）列的回歸結果，Policy的回歸系數在5%水平下顯著為正，這說明可以減輕外部因素對本文結論干擾的可能性。

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

四、影響機制和異質性分析

為了驗證“放管服”改革對企業投資的影響，參考已有的研究［30］，采用中介效應模型檢驗理論分析中所提煉的兩個作用機制，設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，表示企業投資；Mit為中介變量，包含實體投資回報率和債務融資；Policyit為自變量，用于識別政策的處理效應；Xit表示控制變量，γi和δt分別是企業固定效應和年份固定效應，εit為隨機干擾項。此外，方程（2）中的系數c為“放管服”改革對企業投資的總效應，方程（3）中的系數a為“放管服”改革對企業實體投資回報率或債務融資的效應，方程（4）中的系數b為企業實體投資回報率或債務融資對企業投資的效應。值得注意的是中介效應的重要判斷標準是方程組中系數a和系數b的顯著性，實體投資回報率或債務融資對企業投資的直接效應為ab。本文采用逐步回歸檢驗系數法來檢驗中介效應［30］，若方程（2）中系數c顯著為正，并且方程（3）中系數a和方程（4）中系數b均顯著，則說明存在中介效應。該方法與直接檢驗ab顯著性的Bootstrap方法相比，若方程組中的系數a、b和c均顯著，則逐步回歸檢驗系數法的檢驗力更強［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，本文將實體投資回報率（Invest_return）的定義為（營業收入-營業成本-營業稅金及附加-期間費用-資產減值損失）?/（營運資本+固定資產+無形資產等長期資產的凈值）。根據表6第（1）列的回歸結果，Policy的回歸系數（即方程（2）中的系數c）在5%水平下顯著為正，這表示“放管服”改革促進企業投資；第（2）列中Policy的回歸系數（即方程（3）中的系數a）在5%水平下顯著為正，這表明“放管服”改革顯著提高實體企業的實體投資回報率；第（3）列中Invest_return的回歸系數（即方程（4）中的系數b）在1%水平下顯著為正，這說明較高的實體投資回報率促使企業增加投資規模。因此，依據表6的經驗，發現實體投資回報率通過中介效應檢驗，即實體投資回報率是“放管服”改革影響企業投資的中介變量。所以，公司投資決策遵循資本逐利的經濟規律，較低的實體投資回報率抑制企業投資意愿［1-2］，而“放管服”改革通過“證照分離”改革、“最多跑一次”以及清理和規范行政事業性收費等方式降低制度性交易成本，提高企業實體投資回報率，進而鼓勵了企業增加實體投資的規模。

（二）債務融資

本文根據蘇冬蔚和連莉莉（2018）［31］的做法，將債務融資（Debt）定義為短期借款與長期借款之和除以期末總資產。根據表7第（1）列的回歸結果，Policy的回歸系數（即方程（2）中的系數c）在5%水平下顯著為正，這表示“放管服”改革促進企業投資；第（2）列中Policy的回歸系數（即方程（3）中的系數a）在5%水平下顯著為正，這表明“放管服”改革顯著增加企業的債務融資規模，緩解企業外部融資約束；第（3）列中Debt的回歸系數（即方程（4）中的系數b）在5%水平下顯著為正，這說明在獲得更大的債務融資規模時，企業選擇擴大投資規模。因此，根據表7的結果，發現債務融資規模通過中介效應檢驗，即債務融資規模是“放管服”改革影響企業投資的中介變量?？赡艿淖饔脵C理是企業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”改革通過減輕企業與銀行之間的信息不對稱問題、降低企業違約風險和給予金融機構更好的司法保障等方式，增加了銀行的貸款意愿，提高了企業債務融資規模和獲取外部融資可能性，不僅降低了企業償債壓力和流動性風險，也緩解了企業的外部融資約束和內部現金流的不確定性，進而鼓勵企業增加投資規模。

（三）異質性分析

對于自身特征不同的企業，“放管服”改革對于這些企業投資活動可能存在不同的影響，其中非國有企業和中小企業可能在“放管服”改革后更大幅度地增加投資規模。一方面，“放管服”改革破除行政性壁壘，有助于構建“親”“清”新型政商關系，提高當地法律保護水平，加大產權保護力度，所以企業家把更多精力用于生產性活動而不是尋租性活動；另一方面，在“放管服”改革后，政府創建了政銀企融資信息服務系統，將企業融資所需各類數據及信用信息提供給銀行等金融機構，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構更好地控制貸款風險，銀行更愿意向非國有企業和中小企業增加貸款規模。參考王彥超和蔣亞含（2020）［32］的做法，為避免企業規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）的企業規模進行高低分組。根據表8中的回歸結果，在“放管服”改革后，相對于國有企業和大型企業，非國有企業和中小企業顯著增加投資規模。這說明“放管服”改革保護好市場主體，使非國有企業和中小企業更廣泛地參與市場競爭，激發了市場活力。

（四）進一步分析

雙重差分模型的一個重要假定是平行趨勢，即政策前因變量在實驗組和控制組具有共同趨勢。雙重差分法的動態效應可以有效檢驗模型是否滿足平行趨勢的條件，也可以判斷政策效果的持續性。相關結果如表9第（1）列所示，其中Before2和Before1表示企業所在省份在樣本期內出臺“放管服”改革的前2年和前1年虛擬變量，而After1和After2表示企業所在省份在樣本期內出臺“放管服”改革的后1年和后2年虛擬變量。根據表9第（1）列的回歸結果，在地方政府頒布政策前，企業實體投資滿足平行趨勢檢驗，而在政策頒布后，相對于控制組，實驗組企業實體投資顯著地提升，而在政策改革第三年的促進效應并不明顯，這反映出“放管服”改革對企業實體投資的促進效應并不具有良好的可持續性。為了分析“放管服”改革不可持續地促進企業實體投資的原因，我們認為企業資金可能流入虛擬經濟，從而擠出企業用于生產性活動的支出。在緩解外部融資約束的情形下，虛擬經濟的泡沫化吸引實體企業資金的流入，最終擠占企業正常投資支出［10，33］。根據現有研究的做法［34］，本文定義金融投資（Finan）為（交易性金融資產凈額+買入返售金融資產凈額+可供出售金融資產凈額+發放貸款及墊款+持有至到期投資）/期末總資產。表9第（2）列的回歸結果顯示：在“放管服”改革前，企業金融投資滿足平行趨勢檢驗，在“放管服”改革的前兩年，實驗組企業金融投資并未明顯增加，而在政策改革第三年，促進效應十分明顯。該結論與蔡慶豐等（2020）［10］的經驗發現較為相似，該文發現企業雖然面臨豐富的信貸資源，但是企業出于逐利動機將資金從生產性活動轉移到虛擬經濟。

五、研究結論與政策啟示

本文以2015年后各地貫徹“放管服”改革為切入點，分析“放管服”改革對企業投資的影響，提出了促進企業投資的一種思路，即推進“放管服”改革以改善營商環境。本文的研究結果表明企業在“放管服”改革后，企業增加了投資規模，這種效應主要通過提高企業投資回報率和緩解企業外部融資約束發揮作用。相比國有企業和大型企業，異質性分析的回歸結果顯示“放管服”改革對非國有企業和中小企業的投資活動促進程度更大。

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境提供堅實保障，可激發市場活力，促進企業投資?！胺殴芊备母锊粌H有助于有效改善投資環境，也能降低市場進入門檻、提振市場主體投資興業的信心。鑒于“放管服”改革投資促進效應的可持續較弱，當務之急是總結各地區、各部門推進“放管服”改革的經驗，更大程度地持續推進政府職能轉變，調動市場活力和社會大眾的主觀能動性。第二，提高實體投資的回放報率是促進企業投資的關鍵因素，其中一種確實有效途徑是降低企業生產經營成本。減稅降費和優化營商環境是幫助企業降成本的有效手段，而優化營商環境對政府財政負擔相對較小。特別是疫情沖擊下，我國地方財政收支平衡壓力較大，優化營商環境在支持企業投資上更具備經濟可行性和政策可持續性。第三，在金融政策上實施精準施策，增強金融服務實體經濟的能力，防范化解金融風險。一方面，促進金融體系更好地服務我國實體經濟，引導金融機構加大支持發展前景較好、融資約束程度較大的企業，更好地為企業做大做強“保駕護航”；另一方面，加強對虛擬經濟的管控力度，防范實體企業資金過多流向虛擬經濟，進而擠占生產性支出，促進虛擬經濟和實體經濟持續健康發展。

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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

（責任編輯：關立新）