行政壟斷規制與地區創業
——來自《公平競爭審查制度》的準自然實驗

熊家財， 杜 川

（江西財經大學 會計學院, 江西 南昌 330013）

一、引 言

改革開放以來，中國經濟總量躍居世界第二，但伴隨各種發展紅利消失，增長速度逐漸放緩，經濟發展進入“新常態”階段。面對經濟下行壓力，黨的十九大報告明確提出“我國經濟發展進入新常態，關鍵是要實現發展動力由依靠要素投入轉向創新驅動”。2015年以來，歷年國務院政府工作報告均強調“大眾創業，萬眾創新”，進而以創新創業驅動國家經濟高質量發展。習近平總書記在給青年創業者的建議中也強調“創新是社會進步的靈魂，創業是推動經濟社會發展、改善民生的重要途徑”。鑒于以創新創業帶動地區經濟高質量發展已成為我國經濟轉型的必由之路，因此，如何提高地區創業水平成為政府和學術界高度關注的熱點問題。

以創新創業帶動經濟高質量發展的關鍵是構建一個公平競爭的市場環境，從而發揮市場主體作用、激發市場活力。然而財政分權與晉升錦標賽下，地方官員利用權力分割市場、干預市場競爭的行為，嚴重影響了市場公平競爭秩序，進而抑制了地區創業水平（戚聿東和郝越，2022；劉志彪，2022）。換言之，行政壟斷已經成為以創新創業帶動經濟高質量發展的重要阻力。盡管國家出臺了《反壟斷法》《制止濫用行政權力排除、限制競爭行為的規定》等法律法規約束政府與壟斷企業行為，但囿于其涉及面廣，導致對行政壟斷規范不夠詳細具體、相應責任認定相去甚遠，使得其對行政壟斷的約束性不強（王彥超等，2020）。為此，國務院于2016年發布了《關于在市場體系建設中建立公平競爭審查制度的意見》（以下簡稱《公平競爭審查制度》），以彌補以往競爭政策在處理行政壟斷方面的不足。

《公平競爭審查制度》是我國經濟進入“新常態”階段后用于厘清政府與市場關系、防止行政權力濫用、破除行政壟斷的重要制度設計。該制度明確了對行政壟斷責任主體的懲戒措施（康妮和陳林，2017；葉光亮等，2022），并通過規范政府行為、消除行業地區間流動壁壘、健全以市場為導向的經濟體制，推動建立全國統一大市場，進而促進經濟高質量發展。因此，深入探討《公平競爭審查制度》對地區創業水平的影響及其內在機制，對進一步厘清政府與市場關系、規制行政壟斷、推動創新創業以引領經濟高質量發展，進而為新時期經濟增長注入新動力具有重要的理論價值與實踐意義?；诖?，本文以《公平競爭審查制度》的出臺為切入點，搜集2012—2020年全國工商企業注冊數據，采用雙重差分模型考察規制行政壟斷對地區創業水平的影響。研究發現：（1）規制行政壟斷顯著提升了地區創業水平，在一系列穩健性檢驗后，上述結論依然不變。（2）作用機制方面，規制行政壟斷通過降低進入壁壘、提升信貸資源配置效率、改善地區法治水平三大途徑提升地區創業水平。（3）異質性方面，在金融市場化程度較低、政府干預能力更較強、政策實施力度較大的地區，規制行政壟斷對地區創業水平的影響更為顯著，且該制度對民營企業進入市場有更大的促進作用。

本文的貢獻和創新主要體現在以下三方面：首先，從創業視角補充完善了行政壟斷規制的相關研究。早期文獻從宏觀、行業層面出發，發現規制行政壟斷有助于提升壟斷行業經濟效率（陳富良，2009）、增加工業行業福利（張柏楊，2015）、完善市場體系等（黃勇等，2016）。新近文獻從微觀視角出發，發現破除行政壟斷有助于降低企業管理成本（楊繼生和陽建輝，2015）、提升企業投資效率（劉慧和綦建紅，2022）、提升國企產能利用率（劉斌和賴潔基，2021）、促進企業創新（楊興全和張可欣，2023），但這些研究對象集中于上市公司，不能完整反映政策對微觀企業的影響。本文以《公平競爭審查制度》出臺為準自然實驗，使用覆蓋范圍更廣、樣本代表性更強的中國工商企業注冊登記數據，進一步從地區創業視角探究行政壟斷規制對企業設立與區域經濟發展的影響，這有助于拓展行政壟斷規制經濟后果的研究。

其次，從行政壟斷角度拓展了創業影響因素的研究?，F有創業影響因素的研究大多集中于創業者個人特征（胡金焱和張博，2014；周廣肅等，2015）、營商環境（Kong和Qin，2021）、金融發展水平（謝絢麗等，2018；陳勇兵等，2022），以及產業稅收政策（Hombert等，2020；Tian和Xu，2022）等環境要素視角，鮮有研究從行政壟斷角度分析其對地區創業的影響。本文以《公平競爭審查制度》的出臺為準自然實驗拓寬了地區創業影響因素的研究。

最后，本文從降低市場進入壁壘、優化信貸資源配置效率以及提升法治水平視角，深入剖析了規制行政壟斷影響地區創業活動的作用路徑。這有助于厘清政府與市場之間的關系，為進一步優化落實反壟斷政策提供了理論依據，也為推動“大眾創業，萬眾創新”戰略、促進地區經濟高質量發展提供了經驗證據。

二、制度背景、理論分析與研究假設

（一）制度背景

行政壟斷是政府利用其行政權力不正當干預、排除或限制市場公平競爭的行為，其本質是政府與市場之間的經濟治理問題（戚聿東和郝越，2022）。造成行政壟斷的根本原因是財政分權體制下，地方官員為謀求政治晉升，利用行政權力與關聯企業合作，通過設置高進入壁壘、歧視性競爭政策等手段幫助關聯企業獲得壟斷地位（楊繼生和陽建輝，2015；劉志彪，2022）。關聯企業則通過擴大產能等方式上繳利稅，提供就業反哺政府，幫助地方官員完成經濟增長任務、實現政治晉升（劉斌和賴潔基，2021）。

行政壟斷主要表現為地區壟斷和行業壟斷兩種形式（戚聿東和郝越，2022）。地區壟斷是地方政府利用其行政權力排斥和限制地方公平競爭，具體表現為：設置較高的進入壁壘，對本地和外地企業實施不平等政策待遇、歧視性補貼和一些歧視性審查程序等。行業壟斷主要體現在公路、鐵路、電力、公共事業等區域壟斷行業之中，這些行業進入門檻高、數量少，對地區經濟發展影響大。不論是地區壟斷還是行業壟斷，都會降低資源配置效率（Young，2000；靳來群等，2015；黨力等，2015）、減少市場自由流動（曹春方等，2015）、造成市場分割并制約技術升級與創新（楊興全和張可欣，2023）。國家通過頒布《反壟斷法》等法律法規規制壟斷行為，但這些法律主要是規制企業層面的壟斷行為（陳林和李康萍，2018）；盡管對行政壟斷概念與范圍也有界定，但仍存在審查主體模糊、缺乏獨立性、審查合理性不足、僅“事后規制”等問題，因此對行政壟斷的規制不強。為彌補法律法規對行政壟斷規制的不足，國務院于2016年發布了《關于在市場體系建設中建立公平競爭審查制度的意見》，該意見確立了公平競爭審查的框架和基本原則。

《公平競爭審查制度》通過構建事前審查與事后監督機制對行政壟斷進行規制。首先，相較于《反壟斷法》，《公平競爭審查制度》對審查主體的定義更明確，且規制對象涵蓋范圍更廣?！豆礁偁帉彶橹贫取分饕幹浦黧w不再是企業等市場參與者，而是政府這類行政機關；規制對象也擴展到政策制定機關制定的所有有關經濟主體活動的政策規章制度。其次，《公平競爭審查制度》建立起對行政壟斷的事前預防。不同于《反壟斷法》在壟斷行為發生后追究相關主體責任，《公平競爭審查制度》要求政策發布實施前就進行相關審查，這有助于從源頭上規制行政壟斷。再次，《公平競爭審查制度》從四方面規定了18個審查標準，并對沒有濫用政治權力但仍造成“排除、限制競爭”效果的行為進行審查，明確了合理性審查的重要地位。最后，《公平競爭審查制度》采用內部自我審查、上級抽查監督和第三方評估相結合的方式進行壟斷審查，這樣的審查方式效率更高且政策變化調整更加平滑。同時，該制度明確了責任追究機制，執法過程透明公開并接受全社會各主體的考核與監督，制度實施公信力、執行力更高。

自2016年《公平競爭審查制度》實施以來，公平競爭審查工作實現了國家、省、市、縣四級政府全覆蓋，清理涉及市場主體經濟活動各類政策文件189萬件，修訂廢止文件近3萬件；審查新出臺政策措施85.7萬件，發現和糾正違反審查標準的政策措施4100余件，這極大地規范了政府行為，維護了市場公平競爭環境①參見國家市場監管總局《〈公平競爭審查制度實施細則＞解讀》，2021年7月8日，https://gkml.samr.gov.cn/nsjg/xwxcs/202107/t20210708_332427.html。。

（二）理論分析與研究假設

創業活動是推動經濟增長的內生動力，對加速經濟結構轉型、優化產業升級、拉動地區就業以及提高民生福祉均有顯著作用（Tian和Xu，2022；趙濤等，2020）?，F有文獻從創業者個人特征以及地區環境等視角對創業影響因素展開了研究，他們發現創業者個人及家庭背景、工作經歷、風險偏好以及人際關系網絡都會顯著影響個人創業選擇（Rosenthal和Strange，2012；胡金焱和張博，2014；周廣肅等，2015）；同時，營商環境、金融發展水平也與地區創業行為密切相關（Kong和Qin，2021；謝絢麗等，2018；王博和朱沆，2020；陳勇兵等，2022）。此外，稅收政策、產業政策也會對地區創業行為產生重要影響（Da Rin等，2011；Hombert等，2020；Tian和Xu，2022）。由此可知，政府行為與政策是影響創業行為的重要因素，因此行政壟斷會對地區創業活動產生重要影響。地方政府通過對外設置進入壁壘，對內實行歧視性政策，幫助關聯企業獲得壟斷地位。這種行政壟斷行為限制了區域間的經濟往來，造成了市場分割（陸銘和陳釗，2009），破壞了公平競爭（范劍勇和林云，2011），將嚴重阻礙地區創業活動?！豆礁偁帉彶橹贫取纷鳛橐幹菩姓艛嗟闹匾贫仍O計，有助于抑制地方保護主義、降低進入壁壘、營造良好的市場競爭環境，從而提高地區創業水平。

首先，規制行政壟斷有助于削弱地方保護主義，降低進入壁壘，從而提高地區創業水平。行政壟斷下，地方政府通過對不同主體實施差別待遇、設置不平等進入壁壘、歧視性技術標準或審查程序以維持本地關聯企業的壟斷優勢地位（劉志彪，2022；戚聿東和郝越，2022）。較高的行政進入壁壘阻礙了潛在競爭企業以及創業者進入本地市場，進而抑制了地區創業活動?！豆礁偁帉彶橹贫取酚嘘P市場準入的標準明確規定“不得設置不合理或者歧視性的準入和退出條件，不得對不同所有制、地區、組織形式的經營者實施不合理的差別化待遇”。這些規定有助于削弱地方保護主義，放寬市場準入門檻，進而提高地區創業水平。

其次，規制行政壟斷有助于營造公平競爭環境，提高信貸市場資源配置效率，緩解初創企業融資約束，從而提高地區創業水平。我國信貸市場存在嚴重的不公平競爭現象，政府利用行政權力干預銀行信貸資源配置，關聯企業能夠憑借特權獲得更多低利息貸款（靳來群等，2015；王彥超等，2020）。因此，行政壟斷會導致信貸資源錯配，阻礙地區創新創業?！豆礁偁帉彶橹贫取芬蟆氨Ｕ细黝愂袌鲋黧w平等使用生產要素”，這不僅有利于降低政府對信貸市場的直接干預，使各類企業能更公正地獲得信貸資源；同時也向社會傳遞了“公平競爭”信號，削弱了政府對壟斷企業的隱性擔保，此時銀行會優化信貸資源配置，這在一定程度上緩解了初創企業的融資約束難題。因此，規制行政壟斷有助于提高信貸資源配置效率，從而緩解企業融資約束。

最后，規制行政壟斷有助于提升法治水平，進而促進地區創業。行政壟斷下，地方政府通過制定歧視性法規、制度以維護本地關聯企業利益；在發生經濟糾紛時，地方政府也會干預司法過程以保護本地企業（Liu等，2022；Lai等，2023），這種地方司法保護主義嚴重阻礙了資本進入本地?！豆礁偁帉彶橹贫取芬蟆氨Ｕ细黝愂袌鲋黧w在參與競爭、資源配置、法律保護等方面享有平等的機會和權利”，這使得地方司法過程更加公允，各類企業能夠得到更公正的司法待遇，進而降低地方司法保護主義。因此，規制行政壟斷有助于提升地區法治水平，從而營造良好的創業環境，給予創業者更公平的法律保護，進而提升地區創業水平?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

H1：其他條件不變的情況下，規制行政壟斷有助于提升地區創業水平。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

鑒于《公平競爭審查制度》于2016年出臺，因此，本文選取政策出臺前后四年，即2012年至2020年地級市面板數據為原始樣本。企業創立數據來自全國工商企業注冊數據，該數據來自以國家企業信用信息公示系統為數據源的天眼查數據庫，基礎數據觀測值達到2億條；本文整理了每個新注冊企業的注冊時間、注冊資本規模等數據。地級市層面數據主要來自《中國城市統計年鑒》與Wind數據庫。為避免異常值影響，本文對連續變量進行了上下1%水平的Winsorize處理。

（二）實驗組與對照組的構造

《公平競爭審查制度》的出臺為研究行政壟斷規制對地區創業水平的影響提供了一個良好的自然實驗場景?；诖?，本文采用雙重差分（DID）模型，通過比較實驗組、對照組在政策實施前后創業水平的差異，識別變量間的因果關系?！豆礁偁帉彶橹贫取吩谌珖y一推廣實施，因此不存在天然的對照組與處理組。鑒于《公平競爭審查制度》是針對行政壟斷邁出的關鍵一步，因而在行政壟斷程度較高地區，《公平競爭審查制度》更可能打破地方保護和市場分割，促進市場競爭，進而產生更大的影響（劉斌和賴潔基，2021；劉慧等，2023）?；诖?，本文參照陸銘和陳釗（2009）、王彥超等（2020），以市場分割指數衡量地區行政壟斷程度。該指數越大，表明該地區行政壟斷越嚴重。在此基礎上，本文按地級市市場分割指數2012—2015年均值的中位數進行分組，將行政壟斷程度較高地區劃為實驗組，較低地區作為對照組。

（三）變量選取

1.被解釋變量。參考Hombert等（2020）、謝絢麗等（2018）、趙濤等（2020）以及陳勇兵等（2022），本文以c城市t年新注冊登記工商企業數的自然對數衡量地區創業水平（LNENTRY）。LNENTRY越大，表明地區新企業注冊數量越多，地區創業活動越活躍。

2.解釋變量。實驗組虛擬變量（Treat）：行政壟斷水平較高的地區取值為1，否則為0。政策實施時間虛擬變量（Post）：《公平競爭審查制度》于2016年出臺，因此本文參照楊興全和張可欣（2023），將2016年及之后年份取值為1，2016年之前取值為0。DID為Treat與Post的交互項。

3.控制變量。參考Kong和Qin（2021）、Tian和Xu（2022）以及謝絢麗等（2018），本文還控制了一組其他可能影響地區創業活動的地級市層面因素：人口規模（POP）、在崗職工平均工資（WAGE）、金融發展指數（FINANCE）、納稅負擔（TAX）、經濟發展速度（GROWTH）以及產業結構（IND）。此外，本文進一步加入城市、年度固定效應以控制城市和年度異質性。本文主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義

（四）計量模型

參考Hombert等（2020）、楊興全和張可欣（2023），本文設置以下雙重差分模型檢驗行政壟斷規制對地區創業水平的影響：

其中，LNENTRYc,t為c城市t年的創業水平；DID是政策實施虛擬變量，為Treat與Post的交乘項。Controlc,t為一組城市層面的控制變量，ε為隨機擾動項。此外，本文進一步控制城市（City）、年度（Year）固定效應。為避免統計量高估，本文使用城市層面聚集（Cluster）調整的異方差穩健標準誤。如果規制行政壟斷有助于提高地區創業水平，那么α1顯著為正。

四、實證結果

（一）描述性統計結果

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果。由表2結果可知，地區創業水平的平均值、標準差分別為10.52與0.882，這表明地區間創業水平存在一定差異。各控制變量結果與已有文獻保持一致。

表2 主要變量描述性統計結果

（二）基準回歸結果

表3提供了雙重差分模型（1）的估計結果其中，欄（1）未加入控制變量，欄（2）為加入控制變量的估計結果。由表3結果可知，無論是否納入控制變量，DID的系數均顯著為正，說明《公平競爭審查制度》實施后，相對于對照組，實驗組的創業水平顯著提升。這一結果不僅在統計意義上顯著，經濟意義上也十分顯著。以欄（2）為例，相對于控制組，規制行政壟斷使得地區新注冊登記工商企業數增加了5.9%。以上結果表明，規制行政壟斷對地區創業水平有顯著的正向影響，因此假設1成立。

表3 規制行政壟斷與地區創業水平：基準回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。使用雙重差分方法的一個基本假設是如果處理組沒有受到政策干預，其發展趨勢應與控制組相同，即滿足平行趨勢假定。因此，本文參考Beck等（2010），設置動態方程（2）檢驗平行趨勢假定：

注：所有模型均控制了年度和城市虛擬變量；括號內數值為城市層面cluster調整的t值；***、**和*分別表示雙尾t檢驗在1%、5%和10%水平上統計顯著。下表同。

其中，Yearj為相對于《公平競爭審查制度》實施年份（2016年）的時間虛擬變量，當j小于0時表示《公平競爭審查制度》實施前第j年；當j大于0時，則表示《公平競爭審查制度》實施后第j年。本文將《公平競爭審查制度》實施前一年（2015年）作為基準年份。那么βj反映了第j年處理組與控制組創業水平差異相對于基準年份差異的增量。

圖1提供了βj的系數估計值及其90%水平的置信區間。由圖1可知，在《公平競爭審查制度》實施的前幾年，β-4至β0的估計值均未通過10%水平的顯著性檢驗；相反，在2017—2020年，β1至β4的估計值均在10%水平上顯著為正。由此可知，在《公平競爭審查制度》實施前，處理組與控制組創業水平不存在顯著差異，這驗證了平行趨勢假定。同時，《公平競爭審查制度》實施后一年，DID的估計系數開始顯著，并且于政策實施后估計系數逐年增大，在第四年達到最大，這說明規制行政壟斷有助于提高地區創業水平。

圖1 平行趨勢與動態效應

2.安慰劑檢驗?；鶞式Y果表明規制行政壟斷對地區創業水平具有顯著的正向作用，但是這種影響可能來源于其他宏觀政策或隨機因素。首先，為驗證地區創業水平變動真實來源于規制行政壟斷的影響，本文進行如下安慰劑檢驗。具體地，本文首先依據處理組樣本分布，隨機抽取相同數量地級市作為處理組城市；其次，使用方程（1）進行雙重差分估計并獲得系數估計值；最后，將上述抽樣重復1000次，獲得DID的1000個估計系數。圖2報告了估計系數的分布圖。

圖2 安慰劑檢驗結果

由圖2結果可知，DID估計系數的均值為0，且顯著異于基準回歸的系數（圖中用豎虛線標出）?；谏鲜鼋Y果可以判斷，本文估計結果不是由其他宏觀政策或隨機因素導致，地區創業水平的提高確實來源于規制行政壟斷的影響。

其次，參照楊興全和張可欣（2023），構造虛假政策實施年份。本文將政策實施年份假定為2014年，2012—2013年Post賦值為0，2014—2020年Post賦值為1。表4欄（1）中DID的系數不顯著，研究結論保持穩健。

表4 規制行政壟斷與創業水平：安慰劑檢驗結果

最后，縮短樣本期間。本文樣本區間為2012年至2020年，較長時間區間可以增加樣本量，但也可能出現更多影響創業活動的因素，進而使得估計結果包含更多噪音。在表4第（2）至第（4）列中，本文分別將樣本區間縮短至2013—2019年、2014—2018年以及2015—2017年，DID系數仍在1%水平上顯著為正，再次支持了本文的研究結論。

3.傾向得分匹配檢驗。為緩解可觀測變量差異和模型誤設的影響，本文參考邱保印等（2023），采用傾向得分匹配方法為處理組城市匹配特征相似的對照組城市，再利用匹配后的樣本進行檢驗。具體做法如下：首先以基準回歸中的控制變量作為特征變量，通過Logit模型計算傾向得分值；然后依據傾向得分值分別按照最近鄰匹配原則為每個處理組城市匹配1個或3個城市作為控制組；最后對匹配后樣本進行多元回歸分析。表5報告了估計結果。由表5結果可知，不論采用1∶1還是1∶3匹配，DID的系數估計值均顯著為正，表明規制行政壟斷有助于提高地區創業水平。

表5 規制行政壟斷與創業水平：傾向得分匹配檢驗結果

4.替換被解釋變量。為驗證結果穩健性，本文也使用其他創業活動指標進行檢驗：（1）考慮政府行為影響企業行為具有一定時滯，本文使用t+1期企業注冊數量（LNENTRYt+1）作為被解釋變量，這樣既考慮了實踐中變量之間的傳遞時耗，也在技術上盡可能減輕反向因果的內生性干擾問題。（2）為排除企業進入自身增長趨勢的影響，本文參考陳長石等（2021），以新注冊企業數量增量（ΔLNENTRY）作為因變量重新進行回歸。（3）參考陳建偉等（2021），本文以開業成立時間2年內（含2年）企業作為新進入企業數量（LNENTRY2）。由表6結果可知，在更換被解釋變量度量方式后，DID的系數仍然顯著為正，進一步強化了本文結論。

表6 規制行政壟斷與創業水平：替換被解釋變量

5.其他穩健性檢驗?？紤]到省會城市和直轄市對地區資源具有優先使用權，其政策制定實施可能具有特殊性，從而影響回歸結果，本文進一步剔除這些特殊城市樣本并重新進行回歸。同時，考慮到2016年國務院發布的《關于促進創業投資持續健康發展的若干意見》也會對地區創業活動造成影響，本文進一步加入地區創業投資變量以控制該政策的影響。未報告的結果顯示，在刪除直轄市、省會城市樣本以及增加創業投資變量后，DID的估計系數仍然在1%水平上顯著為正。

五、作用機制分析

下文進一步從降低進入壁壘、提高信貸資源配置效率、營造良好的法治環境視角剖析規制行政壟斷影響地區創業的作用機制。

（一）進入壁壘機制

依據本文理論分析，規制行政壟斷有助于降低進入壁壘，激發地區創業活動。進入壁壘是一個較難客觀衡量的變量，只能通過引入一些其他指標度量這一現象。劉小玄（2003）用國有大中型企業的市場份額度量行政進入壁壘；白重恩等（2006）指出國有工業企業比重可以衡量行業壟斷程度。因此，國有經濟比重是行政進入壁壘的合理代理變量。

基于此，本文參照陳林和朱衛平（2011），以國有企業工業銷售產值占規模以上工業企業銷售產值的比重衡量行政進入壁壘。該比重越大，則地區進入壁壘越高。對于期初進入壁壘較高的地區，規制行政壟斷對降低當地進入壁壘作用更為顯著。因此，本文認為在進入壁壘較高的地區，規制行政壟斷對地區創業的促進作用更明顯?；诖?，本文以2015年（政策實施前一年）各地區進入壁壘中位數進行分組，將高于中位數樣本的劃分為進入壁壘較高組，反之為較低組。

表7報告了回歸結果，其中，列（1）為規制行政壟斷對進入壁壘的影響，列（2）、列（3）為依據進入壁壘進行分組回歸的結果。列（1）中DID估計系數顯著為負，表明規制行政壟斷有助于降低地區進入壁壘。分組檢驗中，DID的系數在進入壁壘較高組顯著為正、在較低組不顯著，且兩組之間系數在1%水平上存在顯著差異，這表明在進入壁壘較高的地區，規制行政壟斷更可能促進創業活動。表7結果表明，進入壁壘是規制行政壟斷影響地區創業的重要作用機制。

表7 規制行政壟斷與進入壁壘

（二）信貸資源配置機制

規制行政壟斷有助于營造公平競爭環境，提高信貸市場資源配置效率，緩解初創企業融資約束，從而提高地區創業水平。鑒于本文研究對象以中小企業為主，其信貸數據難以獲取，因此，本文以信貸市場競爭程度衡量信貸市場資源配置?，F有文獻證明，提高信貸市場競爭程度有助于中小企業獲得更多貸款（Chong等，2013；Ryan等，2014）并降低貸款利率（Carbó-Valverde等，2009）。因此，信貸市場競爭程度越大，信貸市場資源配置效率越高。

鑒于此，本文參照陳勇兵等（2022），通過區分不同地區期初信貸市場競爭程度，檢驗規制行政壟斷是否通過信貸資源配置影響地區創業水平。對于期初銀行分支機構較少的地區，信貸市場壟斷程度相對較高，規制行政壟斷對該地區信貸市場資源配置的促進作用相對較大?；诖?，本文以2015年（政策實施前一年）各地區銀行分支機構數量中位數進行分組，將高于中位數的樣本劃為信貸市場資源配置效率較高組，反之為較低組。估計結果如表8所示。其中，列（1）為規制行政壟斷對銀行分支機構增量的影響，列（2）、列（3）為依據銀行分支機構數量分組回歸的結果。列（1）中DID系數顯著為正，表明規制行政壟斷有利于增加地區銀行分支機構數量，提高地區信貸資源配置效率。列（2）、列（3）的結果顯示，在信貸市場資源配置效率較低地區（銀行分支機構較少），規制行政壟斷對地區創業活動的影響更為顯著，且兩組間DID系數存在顯著差異。表8結果表明，規制行政壟斷有助于提高信貸資源配置效率和地區創業水平。

表8 規制行政壟斷與信貸資源配置

（三）法治水平機制

公正有效的法律制度是經濟繁榮的基礎。Liu等（2022）發現提高地方司法水平能夠有效削弱地方司法保護主義，促進地區創業活動?！豆礁偁帉彶橹贫取芬蟆氨Ｕ细黝愂袌鲋黧w在法律保護等方面享有平等的機會和權利”，因此本文推測規制行政壟斷會通過提高地區法治水平促進地區創業活動。本文參照余明桂等（2010），使用王小魯等（2021）編制的“市場中介組織的發育和法律制度環境”指數衡量地區法治水平。該指數越小，地區的法治化水平越低。對于期初法治化水平較低的地區，壟斷現象更為嚴重，規制行政壟斷對該地區司法水平促進作用相對較大。因此，本文以2015年（政策實施前一年）各地區法治水平指數中位數進行分組，將高于中位數的劃為法治水平較高組，反之為較低組。

表9列示了回歸結果，其中，列（1）為規制行政壟斷對地方法治水平的影響，列（2）、列（3）為依據法治水平分組回歸的結果。列（1）中DID估計系數顯著為正，表明規制行政壟斷有助于提升地區法治水平。分組檢驗中，DID的系數在法治水平較低組顯著為正、在較高組則不顯著，且兩組之間系數存在顯著差異，這表明規制行政壟斷有助于提升地區法治水平和創業水平。

表9 規制行政壟斷與法治水平

六、進一步分析

（一）異質性分析

1.金融市場化程度。金融市場化程度會對地區創業活動產生重要影響。在金融市場化程度較高地區，商業銀行的市場化改革更深入、銀行競爭也更激烈，這使得銀行更多出于商業目的發放貸款，信貸資源配置效率更高（熊家財和桂荷發，2017）。本文認為規制行政壟斷能夠提高地區信貸資源配置效率，緩解初創企業融資約束，從而提高地區創業水平。因此，本文預期在金融市場化程度較低地區，規制行政壟斷對信貸資源配置的優化作用更加顯著，對地區創業促進作用也更明顯。

參照陳勇兵等（2022）、馬光榮和李力行（2014），本文以王小魯等（2021）編制的“金融業的市場化”指數衡量地區金融市場化程度，該指數越大，地區金融市場化程度越高。本文以金融市場化指數中位數分組，高于中位數的劃為金融市場化程度較高組，反之則為較低組，分組回歸結果如表10所示。由表10可知，DID系數在金融市場化程度較低組顯著為正、較高組不顯著，且組間系數存在顯著差異，這表明規制行政壟斷對創業的影響在金融市場化程度較低地區更為顯著。

表10 異質性分析：金融市場化程度

2.政府干預程度。地區行政壟斷強度與地方政府密切相關。地方政府權力更大、干預能力更強時，該地區的行政壟斷也將更為嚴重，規制行政壟斷的效果會更加顯著。因此，本文預期地方政府干預能力更強、干預程度更大時，規制行政壟斷對地區創業水平影響更加顯著。

基于此，首先本文參照余明桂等（2010），根據世界銀行（2006）調查數據，用“企業與政府打交道天數”衡量企業受到當地政府的干預程度。數據顯示，與政府打交道時間較短的是東南和中部地區，這些地區受到政府的干預較少。其次，本文還使用王小魯等（2021）編制的“我國各地區市場化指標”衡量我國各地區政府干預水平。根據王小魯等（2021），該指數取值越高，表明該地區政府干預越低。

表11提供了按政府干預程度進行分組估計的結果，其中，列（1）、列（2）根據市場化指數分類，列（3）、列（4）根據世界銀行調查分類。由表11結果可知，在政府干預程度較強地區，DID估計系數顯著為正；在干預較弱地區，DID系數更小，且不顯著；更重要的是，兩組間DID系數均存在顯著差異，這表明在政府干預程度較高地區，規制行政壟斷對提升地區創業水平的作用更為顯著。

表11 異質性分析：政府干預程度

3.企業產權性質。我國國有企業與民營企業獲取資源的能力存在顯著差異。與民營企業相比，國有企業的融資約束更低，更容易獲得政府各項補貼與政策傾斜，因此行政壟斷對國有企業進入的限制并不明顯；反之，對于中小民營企業而言，地方保護主義與進入壁壘是阻礙其落地生根的重要因素。因此，本文預期規制行政壟斷對地區創業活動的影響主要體現在民營企業?；诖?，本文進一步利用天眼查提供的新注冊企業類型數據區分企業性質，并將被解釋變量分為國有企業注冊數量與民營企業注冊數量，在此基礎上重新進行回歸。表12的回歸結果顯示，DID估計系數在民營企業組顯著為正，在國有企業處顯著為負，說明規制行政壟斷對民營企業作用更加顯著。

表12 異質性分析：企業產權性質

4.政策實施力度?！豆礁偁帉彶橹贫取凡捎米晕覍彶榕c外部監督相結合的審查方式，制度實施效果與各政府對政策的實施力度密切相關。參照劉慧和綦建紅（2022），本文從以下三個角度考察各地政府的政策實施力度：當地政府是否將公平競爭審查納入政府績效評價體系；地方政府是否建立健全政務和行政承諾考核制度，完善政務誠信約束和問責機制；各級政府是否加強公平競爭審查執法監督，并將案件情況和處理建議向社會公開?；谝陨先齻€視角，本文將全體樣本按照上述方式分組回歸①數據來源：https://www.sohu.com/a/201902118_123753。，結果如表13所示。由表13結果可知，當政府將公平競爭審查納入政府考核、完善了相關問責機制、向社會公開案件情況時，當地創業水平顯著提升，反之沒有顯著影響。這表明，嚴格的自我審查與外部監督機制有利于更好地發揮《公平競爭審查制度》對行政壟斷的規制作用。

表13 異質性分析：政策實施力度

（二）創業質量分析

根據前文研究假說，《公平競爭審查制度》在規制行政壟斷的同時，也會削弱地方保護主義、降低企業進入壁壘，這時一些規模較小、質量較差的企業可能會趁機進入市場，這反而會使地區邊際創業質量下滑。因此，本文進一步探討規制行政壟斷對地區創業質量的影響。

參考Agarwal等（2023）、Hombert等（2020）以及陳勇兵等（2022），本文以新進入企業平均注冊資本（CAP）、平均注冊資本增長率（CAPGROW）、獲得風險投資融資的數量（VC）衡量地區創業質量，表14報告了估計結果。由表14結果可知，當被解釋變量為企業平均注冊資本、平均注冊資本增長率與風險投資融資數量時，DID的估計系數均顯著為正，這表明規制行政壟斷會提高創業質量。

表14 規制行政壟斷與創業質量

本文也通過企業壽命判斷創業質量。一些規模較小、質量較差的企業進入市場后，它們的存活壽命通常較短，因此本文使用成立5年內退出市場的企業數量（EXIT）衡量地區創業質量，表14中列（4）報告了估計結果。由列（4）結果可知，DID的系數并不顯著，說明退出企業的質量并沒有下降的趨勢，進一步驗證了本文觀點。

七、研究結論與啟示

經濟發展“新常態”階段，以創新創業推動經濟高質量發展成為建設社會主義現代化強國的內在要求。本文以《公平競爭審查制度》的出臺為契機，收集2012—2020年各地級市工商企業注冊數據為樣本，采用雙重差分模型研究規制行政壟斷對地區創業水平的影響，研究發現：規制行政壟斷有助于提升地區創業水平，在使用平行趨勢、安慰劑、傾向得分匹配等進行穩健性分析后，結果依然成立；規制行政壟斷通過降低企業進入壁壘、提高信貸資源配置效率、提升地區法治水平渠道，促進地區創業；在金融市場化水平更低、政府干預程度更高、政策實施力度更大的地區，規制行政壟斷的效果更加顯著，且主要通過吸引民營企業進入提升創業水平。此外，規制行政壟斷帶來的企業進入并不會降低地區創業質量。

本文研究結論具有重要的政策含義。首先，本文發現行政壟斷是阻礙經濟高質量發展的重要原因，對行政壟斷的限制不能僅依靠地方官員“自身約束”，更應該以相關法律制度限制行政權力，強化制度的剛性約束與法律基礎，通過明確的法律規定，可以防止行政權力的不當介入，確保市場經濟的公平競爭。本文異質性分析發現，當地方政府嚴格落實《公平競爭審查制度》中的自我審查與外部監督時，能夠更好地發揮制度作用，因此各級政府需要建立內外結合的監督機制。內部監督可以通過政府部門的自我審查實現，外部監督則可以通過媒體、公眾和其他利益相關者進行。這種內外結合的監督方式可以更有效地規制行政壟斷。其次，本文研究發現在金融市場化程度更低、政府干預能力更強的地區，規制行政壟斷對創業水平提升更加顯著，這表明行政壟斷帶來的不利影響會隨著市場化程度的加深而減弱，因此各地區應該積極推動市場化進程，發揮市場在資源配置中的主導作用。同時加強對金融市場的監管，確保信貸資源能夠公平、有效地分配給需要資金的企業，鼓勵金融機構向中小企業和初創企業提供貸款，滿足其融資需求。再次，本文發現市場準入壁壘是阻礙地區創業活動的重要原因，同時也是妨礙我國統一大市場建設的難點。政府應該采取措施降低市場準入壁壘，促進市場的競爭和創新。例如，簡化注冊流程、降低注冊資本要求、減少不必要的行政許可和審批、降低企業制度性成本、消除對市場準入的不合理限制。最后，要貫徹競爭中性原則。規制行政壟斷對民營企業的進入作用更加顯著，這表明民營企業在資源獲取和政策優惠方面仍然受到不平等待遇，地方政府要保障不同所有制企業公平參與市場競爭，建立公共服務平臺，為不同所有制企業提供市場信息、技術培訓、融資支持等服務，促進企業間的合作交流，提高企業競爭力和創新能力，營造良好的競爭環境以激發各類企業在經濟發展中的重要作用。