徐現(xiàn)祥， 馬 晶

一、引 言

商事制度改革是近年來黨中央國務(wù)院高度重視并大力推進的一項改革，是放松市場準(zhǔn)入管制、激發(fā)市場主體(1)市場主體共有企業(yè)、個體戶和其他市場主體三大類?；盍?、推動“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的一項重要舉措。習(xí)近平總書記在黨的十九大報告中明確提出要“深化商事制度改革”。自2014年3月實施商事制度改革以來，全國市場主體數(shù)量呈現(xiàn)“井噴式”增長，根據(jù)全國工商總局公布的數(shù)據(jù)顯示，2014年3月至2017年12月，全國累計新增市場主體6202.81萬戶，日均新設(shè)市場主體從改革前的3.1萬戶增加到5.27萬戶，2018年3月16日，我國各類市場主體總量突破1億大關(guān)(2)詳見光明網(wǎng)《我國市場主體總量突破1億戶》，http://difang.gmw.cn/2018-03/16/content_28008809.htm.。新設(shè)市場主體大幅增長，成為創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新和擴大就業(yè)的重要支撐，成為我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力(張茅，2018)。那么，商事制度改革在多大程度上促進了市場主體進入率的提升？與商事制度改革有關(guān)的措施眾多，到底是改革的執(zhí)行質(zhì)量還是改革的措施數(shù)量決定了市場主體進入率的高低？鮮有文獻通過嚴謹?shù)膶嵶C研究回答上述問題。

這可能是因為準(zhǔn)確地度量商事制度改革并不容易。首先，商事制度改革并非一蹴而就，政府每年都會推出多項商事制度改革措施，各項措施的落實時間并不一致(3)如2013年有“注冊資本認繳制改革”“企業(yè)年報改革”等改革措施；2014年至2016年有“三證合一、一照一碼”“企業(yè)名稱核準(zhǔn)”等改革措施，2016年至2017年有“全程電子化登記” 等改革措施；2018年有“證照分離”等改革措施。。如果僅以是否開始商事制度改革的啞變量或者僅以是否出臺某些改革措施的啞變量來度量商事制度改革，會忽略其它改革措施的影響。其次，如果以各地出臺改革措施的總量來度量商事制度改革，則可能受到“僵尸政策”的干擾。作者在調(diào)研廣東省某些地區(qū)的過程中也發(fā)現(xiàn)，有些商事制度改革措施如“全程電子化登記”雖然當(dāng)?shù)卣呀?jīng)發(fā)文出臺，但是并未實際落實，市場主體在登記注冊過程中無法真正實現(xiàn)“全程電子化”，不能給市場主體的登記注冊提供便利。

作者基于調(diào)研數(shù)據(jù)構(gòu)建評估商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)。2017年，作者對廣東省各區(qū)縣在2016年至2017年的商事制度改革工作情況進行了實地調(diào)研，收集整理了廣東省177個區(qū)縣(4)包含新區(qū)、開發(fā)區(qū)、高科技園區(qū)等園區(qū)，東莞市為鎮(zhèn)街，下同。工商局(5)或市場監(jiān)督與管理局，下同。在2016年至2017年間出臺的平均改革措施數(shù)，并將平均改革措施數(shù)進行0—1標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到度量商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)，數(shù)量指標(biāo)越接近1，改革措施數(shù)越多。此外，作者在調(diào)研期間還收集了廣東省各區(qū)縣工商局之間的互評數(shù)據(jù)。具體而言，廣東省各區(qū)縣工商局回答了“除了本市，你認為，截止到目前，市場準(zhǔn)入最便利的三個省內(nèi)同行分別是誰？”在統(tǒng)計各區(qū)縣工商局的投票結(jié)果的基礎(chǔ)上，我們將各市的得票數(shù)進行0—1標(biāo)準(zhǔn)化處理，顯然，標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)越接近于1，表明省內(nèi)同行越認可，該指數(shù)就是本文度量商事制度改革的質(zhì)量指標(biāo)，各區(qū)縣的質(zhì)量指標(biāo)與其所處地級市的質(zhì)量指標(biāo)相同。此后，我們分別檢驗了數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)對市場主體進入率的影響。

本文認為，改革質(zhì)量是改革取得成效的關(guān)鍵。習(xí)近平總書記主持召開中央全面深化改革領(lǐng)導(dǎo)小組第五次會議時就強調(diào)，要嚴把改革方案質(zhì)量關(guān)督察關(guān)，確保改革改有所進改有所成。本文借鑒同行評議(peer review)制度，使用工商部門的互評數(shù)據(jù)來度量各市商事制度改革的質(zhì)量，并以此作為核心解釋變量檢驗商事制度改革對市場主體進入率的影響。同行評議己有上百年的歷史，我國學(xué)者郭碧堅和韓宇(1994)將同行評議定義為“某一或若干領(lǐng)域的專家采用一種評價標(biāo)準(zhǔn)，共同對涉及上述領(lǐng)域的某一事項進行評價的活動”。同行評議是學(xué)術(shù)界較為常用的學(xué)術(shù)成果評價機制，在諾貝爾獎的評選機制中，第一步就是讓同行或同相關(guān)領(lǐng)域的專家推薦候選人。近年來，同行評議已經(jīng)被逐漸推廣到社會項目的質(zhì)量評價過程中，如歐盟成員國采用同行評議模式評價職業(yè)教育質(zhì)量(王啟龍，2017)，世界貿(mào)易組織的貿(mào)易評估機制和國際貨幣基金組織的國別監(jiān)督方式都具有同行評議的特征。

使用同行評議可以有效地度量各地商事制度改革的質(zhì)量。工商系統(tǒng)的工作人員作為專業(yè)人員，經(jīng)常接觸各地落實商事制度改革的信息，系統(tǒng)內(nèi)部經(jīng)常相互考察、交流學(xué)習(xí)，工商系統(tǒng)的工作人員可以較為準(zhǔn)確的判斷一個地區(qū)商事制度改革的真實進展情況，可以給改革質(zhì)量較高的地區(qū)應(yīng)有的高評價。此外，互評的備選城市有二十多個，選擇較多，且互評的結(jié)果不影響該地的相關(guān)考核，因此可以比較客觀地反映工商系統(tǒng)的工作人員的真實看法。

本文實證研究結(jié)果顯示，盡管分別考察商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)的宏觀經(jīng)濟影響時，二者都有顯著影響；但是同時考察二者的影響時，只有商事制度改革的質(zhì)量指標(biāo)才能顯著提升市場主體進入率。具體而言，商事制度改革質(zhì)量提高10%，市場主體進入率將顯著提高0.384個百分點，提升幅度約為1.8%。這一發(fā)現(xiàn)意味著商事制度改革的質(zhì)量是影響市場主體進入的關(guān)鍵因素，揭示了，全面深化商事制度改革旨在提高改革的質(zhì)量，而不是簡單地增加有關(guān)改革的發(fā)文數(shù)量。

本文的工作與我國正在興起的研究商事制度改革的文獻相關(guān)。直接考察我國商事制度改革的文獻主要分為三類，這些文獻從不同角度對我國正在進行的商事制度改革進行了研究，但鮮有文獻通過嚴謹?shù)膶嵶C研究方法檢驗商事制度改革的經(jīng)濟成效。第一類文獻最早出現(xiàn)，著重考察、介紹特定地區(qū)在落實商事制度改革過程中的經(jīng)驗和教訓(xùn)。廣東省是商事制度改革試點較早的地區(qū)，因此也受到了該類文獻的格外關(guān)注。尚平等(2013)研究較早，具有一定的前瞻性，文章就廣東省商事登記改革的實踐情況作了階段性說明，立足于廣東先行先試的經(jīng)驗探討了商事制度改革的方向與可能遇到的問題。許瑞生(2015)回顧了廣東省2012年以來的商事制度改革經(jīng)驗，認為商事制度改革順應(yīng)了經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下大眾創(chuàng)業(yè)的熱切期盼，激發(fā)了市場活力，扶持了中小微企業(yè)發(fā)展，改善了營商環(huán)境。陳暉(2017)則以珠海橫琴新區(qū)為例探討了商事制度改革成效與完善對策。其余省份在商事制度改革過程中的經(jīng)驗與教訓(xùn)也受到了學(xué)者們的關(guān)注，陳海疆(2014)、王海杰和宋姍姍(2016)就先后對廈門、河南的商事制度改革進行了類似的研究。

第二類文獻，開始分析商事制度的具體痛點，并針對性地提出政策建議。鐘瑞棟和劉奇英(2014)認為我國現(xiàn)行法律對商事登記設(shè)定了大量的審批事項，過苛的準(zhǔn)入門檻已經(jīng)成為經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸，要降低準(zhǔn)入門檻。章政和張麗麗(2015)以我國商事制度發(fā)展為基礎(chǔ)，分析商事制度改革的特點，明確企業(yè)信用體系建設(shè)與商事制度改革的內(nèi)在關(guān)系，指出今后我國商事制度改革的方向。第三類文獻著重考察商事制度改革的具體經(jīng)濟效應(yīng)。李德洗和張曉波(2017)通過對比商改前后的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，商事制度改革后，中國的營商環(huán)境、市場活力、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、就業(yè)稅收等諸多方面都有了顯著的積極變化。劉方(2018)則研究了商事制度改革以來的創(chuàng)業(yè)主體發(fā)展態(tài)勢，其通過研究發(fā)現(xiàn)商改后創(chuàng)業(yè)企業(yè)數(shù)量保持較快增長，創(chuàng)業(yè)企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，創(chuàng)業(yè)企業(yè)質(zhì)量不斷提升，其余市場主體數(shù)量穩(wěn)步增長。

本文的工作還與放松管制(Deregulation)的文獻相關(guān)。Stigler(1971)提出的公共選擇假說，認為政府之所以設(shè)置嚴格的管制措施，阻礙新企業(yè)的進入，是為了維護在位者壟斷利潤。顯然，在公共選擇假說下，通過商事制度改革放開市場準(zhǔn)入管制會有利于市場主體的進入。本文的發(fā)現(xiàn)與公共選擇假說的預(yù)測一致，中國實施商事制度改革、放松市場管制之后，新企業(yè)的進入率顯著提升，與Alfaro & Chari(2014)研究印度撤銷部分行業(yè)的準(zhǔn)入管制和Branstetter et al. (2014)研究葡萄牙一站式注冊(On the Spot Firm)改革的文獻遙相呼應(yīng)。本文的研究進一步發(fā)現(xiàn)，真正決定市場主體進入率的是改革的質(zhì)量而不是改革措施的數(shù)量，在分析政府放松管制的經(jīng)濟效應(yīng)時，應(yīng)該更多的關(guān)注改革的執(zhí)行質(zhì)量。

文章以下部分結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分是背景介紹與理論假說；第三部是數(shù)據(jù)；第四部分是實證分析；最后是結(jié)論性評述。

二、背景介紹與理論假說

(一)廣東省商事制度改革背景介紹

商事制度，是規(guī)范市場主體和商事活動的法律規(guī)章和政策的總和，是對市場主體進入、交易和退出等市場活動的規(guī)制與政策規(guī)定。我國傳統(tǒng)的商事制度脫胎于計劃經(jīng)濟，具有登記行為復(fù)雜、準(zhǔn)入門檻高等特點，不利于新時期市場經(jīng)濟的順暢運行。2013年2月中國共產(chǎn)黨第十八屆中央委員會第二次全體會議決定對工商登記制度進行改革，拉開了中國商事制度改革的帷幕。商事制度改革是我國經(jīng)濟體制改革的重要內(nèi)容之一，是政府放開市場管制的重要手段。放松市場準(zhǔn)入管制、便利商事主體登記注冊是改革的核心內(nèi)容，具體包括簡化登記注冊流程、減少登記環(huán)節(jié)、降低登記費用，使市場主體能夠以更少的時間成本和金錢成本實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)。

廣東省早在2012年便開始探索商事制度改革，其標(biāo)志性事件是2012年全國工商總局下發(fā)《關(guān)于支持廣東加快轉(zhuǎn)型升級建設(shè)幸福廣東的意見》，同意廣東省先行開展商事登記制度改革試點，正式拉開了廣東省商事制度改革的序幕。廣東省商事制度改革從工商登記注冊環(huán)節(jié)拓展到開辦企業(yè)全流程，從市場準(zhǔn)入領(lǐng)域延伸到市場準(zhǔn)營領(lǐng)域，取得了顯著的成績，是廣東省標(biāo)志性改革之一。廣東省的商事制度改革一直走在全國前列，這既是習(xí)近平總書記對廣東省改革工作的期許，也是廣東省商事制度改革的真實寫照。廣東省作為改革的現(xiàn)行先試地區(qū)，多項改革經(jīng)驗上升為全國改革的頂層制度設(shè)計，為全國推開商事制度改革貢獻了廣東經(jīng)驗與廣東智慧(廣東省工商行政管理局，2018)。因此，研究廣東省的商事制度改革的影響，對其余地區(qū)也存在參考意義。

梳理《2016年商事制度改革重點工作》及《廣東省推進“證照分離”改革總體方案》可知，2016至2017年間，廣東省實施了9條新措施推動商事制度改革，分別是“五證合一、一照一碼” “兩證整合”、商事登記銀證直通車、深化住所(經(jīng)營場所)登記改革、住所申報制、企業(yè)名稱登記改革、全程電子化登記、全程電子化登記與網(wǎng)上辦事大廳無縫鏈接、具有金融功能的電子營業(yè)執(zhí)照。從出臺9項具體措施看，廣東商事制度改革的核心內(nèi)容可簡單概括為證照改革、便利登記改革、“互聯(lián)網(wǎng)+政務(wù)服務(wù)”三大內(nèi)容，旨在簡化登記注冊流程、減少登記環(huán)節(jié)費用、放松市場準(zhǔn)入的管制。

證照改革是指對企業(yè)登記注冊所需辦理的證件進行整合，減少企業(yè)辦證數(shù)量和辦證花費的時間，2016年至2017年的證照改革分為三個大的方面，一是針對企業(yè)實施“五證合一、一照一碼”改革，將改革前企業(yè)注冊登記需要到工商局辦理的營業(yè)執(zhí)照、質(zhì)檢部門辦組織機構(gòu)代碼證、稅務(wù)部門辦稅務(wù)登記證、以及社會保險登記證、統(tǒng)計登記證，改為由工商(市場監(jiān)管)部門統(tǒng)一核發(fā)記載社會信用代碼的營業(yè)執(zhí)照，企業(yè)不必再其他相關(guān)部門申請上述證件，減少企業(yè)辦證次數(shù)。二是針對個體戶實施“兩證整合”，將個體戶的工商戶營業(yè)執(zhí)照和稅務(wù)登記證進行整合，減少個體戶登記注冊的辦證時間。三是實施銀證直通車，與銀行合作，將改革前需要持營業(yè)執(zhí)照去銀行辦理的企業(yè)賬戶整合進營業(yè)執(zhí)照當(dāng)中。

便利登記改革是指優(yōu)化市場主體注冊登記流程，減少不必要的環(huán)節(jié)和手續(xù)，使創(chuàng)業(yè)者能夠更加便捷地完成企業(yè)注冊登記。2016年至2017年的便利登記改革主要是指深化住所(經(jīng)營場所)登記改革、實施住所申報制、推進企業(yè)名稱核準(zhǔn)制度改革。深化住所(經(jīng)營場所)登記改革主要是取消改革前對住所(經(jīng)營場所)登記的系列不合理限制，采取有效措施，盤活改革前閑置的住所(經(jīng)營場所)，降低全社會的創(chuàng)業(yè)成本。企業(yè)名稱核準(zhǔn)制改革的重點是實施企業(yè)名稱自主申報制度，由企業(yè)名稱數(shù)據(jù)庫在網(wǎng)上自動審核，不再需要經(jīng)歷漫長的人工審核過程。

“互聯(lián)網(wǎng)+政務(wù)服務(wù)”是指推行全程電子化登記、全程電子化登記與網(wǎng)上辦事大廳無縫鏈接以及推行具有金融功能的電子營業(yè)執(zhí)照。全程電子化登記改革后，市場主體的設(shè)立、變更、注銷、備案等各個業(yè)務(wù)環(huán)節(jié)均可通過互聯(lián)網(wǎng)辦理，市場主體注冊足不出戶，就可以完成從核名到材料提交、辦理執(zhí)照的全部過程。再加上，全程電子化登記系統(tǒng)與全省網(wǎng)上辦事大廳實現(xiàn)無縫連接，各部門系統(tǒng)信息資料無縫共享，跨部門資料無需重新提交和審核。推行具有金融功能的電子營業(yè)執(zhí)照是指由工商部門與銀行共同發(fā)行的市場主體營業(yè)執(zhí)照信息，其不僅具有營業(yè)執(zhí)照的一般功能，還加載了銀行單位結(jié)算卡的支付結(jié)算功能，憑借該營業(yè)執(zhí)照，企業(yè)主不僅可在網(wǎng)上申辦工商業(yè)務(wù)，還可足不出戶辦理支付結(jié)算業(yè)務(wù)。

(二)理論假說

商事制度改革是黨中央、國務(wù)院做出的重大決策，其重點是放寬市場準(zhǔn)入管制、激發(fā)市場活力、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。依據(jù)上文背景介紹的內(nèi)容可知，廣東省商事制度改革旨在簡化登記注冊流程、減少登記環(huán)節(jié)費用、降低市場準(zhǔn)入門檻，放松市場準(zhǔn)入管制。

市場主體準(zhǔn)入管制是指，政府為了克服市場失靈，依據(jù)一定的規(guī)則，允許市場主體和交易對象進入某個市場領(lǐng)域的直接控制或干預(yù)。關(guān)于市場管制影響的研究中，Stigler(1971)提出有名的公共選擇假說。這個假說認為政府之所以設(shè)置嚴格的管制措施，阻礙新企業(yè)的進入，是為了維護在位者壟斷利潤。在市場機制下，廠商通過競爭來實現(xiàn)優(yōu)勝劣汰，當(dāng)準(zhǔn)入管制存在時，在位廠商能夠免于潛在進入廠商的威脅而獲得超額利潤。嚴格的市場準(zhǔn)入管制還可能引發(fā)腐敗問題，Shleifer & Vishny(1993)認為，政府實施管制的目標(biāo)并不是社會福利的最大化，而是借由監(jiān)管對市場伸出掠奪之手(Grabbing hand)謀求官員的私利，某些市場監(jiān)管本身就是政府官員向企業(yè)收費的“收費站”。顯然，在公共選擇假說下，通過商事制度改革放開市場管制，可以打破不合理的準(zhǔn)入壁壘，有利于市場主體的進入。

改革最終是否會取得實際效果，還取決于執(zhí)行改革的質(zhì)量，僅發(fā)文而不落實的政策無法帶來實際的改革效果。商事制度改革作為政府“刀刃向內(nèi)”的一場改革，每一項措施是在攻堅克難，各地“以文件落實文件”的現(xiàn)象時有發(fā)生(韓韞超，2016)。顧麗梅(2018)的研究發(fā)現(xiàn)，僅出臺而不執(zhí)行或者執(zhí)行不到位的“僵尸政策”無法使政策達到預(yù)期效果。因此，高質(zhì)量的執(zhí)行商事制度改革才能有效地放松市場準(zhǔn)入管制，進而提升市場主體進入率。

基于上述分析，本文提出以下理論假說：商事制度改革的質(zhì)量是影響市場主體進入的關(guān)鍵因素。

三、數(shù)據(jù)

為了檢驗本文的理論假說，作者基于廣東省177個區(qū)縣的調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建度量商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)，并以此作為核心解釋變量分別考察了商事制度改革的執(zhí)行質(zhì)量和措施數(shù)量對市場主體進入率的影響。2017年10月作者對廣東省19個地級市(6)深圳市、珠海市是經(jīng)濟特區(qū)，具有立法權(quán)，其商事制度改革與廣東省其余19市在原有法律框架下的改革有本質(zhì)的不同，不適宜一起比較分析。及其下轄縣(市、區(qū))在2016年至2017年間貫徹落實省委省政府商事制度改革部署的情況進行了調(diào)研。調(diào)研工作分為部門自評、實地走訪、召開座談會三個步驟進行。調(diào)研過程中，作者收集整理了各地工商局提供的當(dāng)?shù)匕l(fā)文落實商事制度改革9項措施的具體時間，結(jié)合實地走訪以及召開座談會收集的改革措施落實時間，進行了交叉驗證，確保數(shù)據(jù)真實可信。

數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)的構(gòu)建方法如下：以廣東省《2016 年商事制度改革重點工作》及《廣東省推進“證照分離”改革總體方案》為依據(jù)，作者整理出2016年至2017年間與商事制度改革有關(guān)的改革措施9項，使用廣東省177個區(qū)縣工商局提供的落實上述9項措施的時間來計算各區(qū)縣平均每月已經(jīng)出臺的改革措施數(shù)。并將改革措施數(shù)進行0—1標(biāo)準(zhǔn)化處理，求得改革的數(shù)量指標(biāo)。此外，我們使用工商部門的“同行評議”數(shù)據(jù)，構(gòu)建改革的質(zhì)量指標(biāo)。作者從177個工商局上交的問卷中整理出工商局認為的“市場準(zhǔn)入最便利的三個省內(nèi)同行”，在統(tǒng)計每個地級市的總得票數(shù)的基礎(chǔ)上，對總得票數(shù)進行0—1標(biāo)準(zhǔn)化處理，并將最后求得的指數(shù)作為度量商事制度改革的質(zhì)量指標(biāo)。各區(qū)縣的質(zhì)量指標(biāo)等于其所處地級市的質(zhì)量指標(biāo)。

2016年至2017年的年均市場主體進入率是本文的核心被解釋變量。準(zhǔn)確的市場主體進入率數(shù)據(jù)往往難以獲得，以往研究僅能根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對市場主體的進入率進行估算(畢青苗等，2018)，這一計算方法首先忽略了個體戶及其他市場主體，在企業(yè)中也僅僅只關(guān)注了規(guī)模以上企業(yè)。此外，是否進入工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫也并不意味著進入市場，因此，使用工業(yè)企業(yè)庫數(shù)據(jù)估算的市場主體進入率并不完全準(zhǔn)確。使用不包含全部市場主體的其他數(shù)據(jù)庫進行研究時，也會遇到市場主體進入率估算不準(zhǔn)確的問題。

作者在調(diào)研過程中獲得了區(qū)縣工商局提供的當(dāng)?shù)厥袌鲋黧w的存量以及流量數(shù)據(jù)，因此本文可以使用各區(qū)縣工商局提供的市場主體存量及進入(退出)數(shù)量準(zhǔn)確計算市場主體進入率。具體計算公式如下：

新進入市場主體i,t表示i區(qū)縣在t年新注冊的市場主體總數(shù)；市場主體存量i,t-1表示i區(qū)縣在t-1年年底的市場主體存量，數(shù)據(jù)來源于各區(qū)縣工商局提供的市場主體存量及流量數(shù)據(jù)。

控制變量方面，考慮到市場規(guī)模也是市場主體進入率的影響因素之一(Boschma & Fritsch，2009)，同等條件下，市場規(guī)模越大，市場主體進入率越低，本文將期初(2015年底)各區(qū)縣的市場主體存量作為市場規(guī)模加以控制。此外，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平也會對市場主體進入率產(chǎn)生影響。本文使用各區(qū)縣2015年的人均GDP作為控制變量，以控制住各區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，預(yù)計人均GDP越高，市場主體進入率越高。在不同產(chǎn)業(yè)的市場主體的創(chuàng)業(yè)難度并不相同(Davidsson et al., 1994)，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是影響市場主體進入率的重要因素，我們使用區(qū)縣2015年的第二產(chǎn)業(yè)比重作為控制變量控制住產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表1，市場主體進入率的均值為21.85，表明廣東省各區(qū)縣在2016年至2017年間平均的市場主體進入率為21.85%左右，市場主體進入率最高的區(qū)縣是廣州市黃埔區(qū)，其年均市場主體進入率為48.15%，市場主體進入率最低的區(qū)縣是韶關(guān)市乳源縣，其年均市場主體進入率僅有6.97%。

表1 描述性統(tǒng)計

改革措施數(shù)的均值為3.88個，表明2016年至2017年，廣東省各區(qū)縣平均每月已經(jīng)出臺的改革措施數(shù)為3.88個，平均每月已經(jīng)出臺的改革措施數(shù)最多的區(qū)縣為惠州市仲愷高新區(qū)，為6.38個，最少的是汕頭市潮陽區(qū)，為1.17個。數(shù)量指標(biāo)位于0到1之間，改革措施數(shù)最少的汕頭市潮陽區(qū)的數(shù)量指標(biāo)得分為0，改革措施數(shù)最多的惠州市仲愷高新區(qū)的數(shù)量指標(biāo)得分為1。改革質(zhì)量指標(biāo)最高是東莞市，得分為1；最低的是河源市、梅州市、汕尾市、陽江市、湛江市，得分為0。各區(qū)縣的質(zhì)量指標(biāo)等于其所處地級市的質(zhì)量指標(biāo)。

期初市場主體存量取對數(shù)后均值是9.78，表明樣本中的177個區(qū)縣在2015年年底平均有17600余家市場主體。2015年年底市場主體最少的區(qū)縣是汕尾市華僑管理區(qū)，有436家市場主體，期初市場主體最多的區(qū)縣是廣州市白云區(qū)，有234791家市場主體。

四、實證結(jié)果

本文采用如下實證模型檢驗商事制度改革對市場主體進入率的影響。其中Entryrate為2016年至2017年間的年均市場主體進入率，i表示區(qū)縣。核心解釋變量Policy表示區(qū)縣i的商事制度改革質(zhì)量或數(shù)量，用商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)或質(zhì)量指標(biāo)來衡量。X是一系列控制變量。廣東省21個地級市按照地理位置和經(jīng)濟特點被劃分為四大經(jīng)濟區(qū)域，分別為珠三角、粵東、粵西和粵北，這四大區(qū)域在廣東省內(nèi)的發(fā)展定位不同，上級政府給與的政策也存在差異(7)比如，2008年12月，國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要(2008—2020年)》；2009年8月，中共廣東省委、廣東省人民政府發(fā)布《關(guān)于促進粵東地區(qū)實現(xiàn)“五年大變化”的指導(dǎo)意見》；2009年10月，中共廣東省委、廣東省人民政府發(fā)布《關(guān)于促進粵西地區(qū)振興發(fā)展的指導(dǎo)意見》；2010年1月，中共廣東省委、廣東省人民政府發(fā)布《關(guān)于促進粵北山區(qū)跨越發(fā)展的指導(dǎo)意見》。，各區(qū)縣市場主體進入率會受到期所屬經(jīng)濟區(qū)域的影響。我們依據(jù)廣東省統(tǒng)計局的分類方法，把177個區(qū)縣的所屬地級市劃分至珠三角、粵東、粵西、粵北四個區(qū)域，并在實證過程中控制區(qū)域固定效應(yīng)μr。εi是不可觀測的隨機擾動項。本文最為關(guān)心的是系數(shù)β1，既商事制度改革政策對市場主體進入率的影響。

Entryratei=β0+β1Policyi+βX+μr+εi

(一)改革數(shù)量的影響

表2展示了市場主體進入率對商事制度改革進行回歸的實證結(jié)果，從實證結(jié)果看，已經(jīng)出臺的改革措施數(shù)越多，市場主體進入率越高。表2第1列的解釋變量為改革措施數(shù)，使用二元OLS模型進行回歸，改革措施數(shù)的系數(shù)為1.232，在1%顯著性水平上顯著?？紤]到企業(yè)進入率會受到市場主體存量和所屬區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，本文在表2的第2列和第3列依次控制了期初市場主體存量、人均GDP和第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重。第2列中改革措施數(shù)的系數(shù)為1.254，達到1%顯著性水平。第3列中，改革措施數(shù)的系數(shù)為0.655，在添加經(jīng)濟控制變量后，改革措施數(shù)的系數(shù)下降至0.655，在5%顯著性水平上顯著。

市場主體進入率還會受區(qū)縣所屬經(jīng)濟區(qū)域的影響，本文采用區(qū)域固定效應(yīng)控制住無法觀測的區(qū)域變量的影響。我們根據(jù)廣東省統(tǒng)計局的分類方法把177個區(qū)縣的所屬區(qū)域劃分為珠三角、粵東、粵西、粵北四個區(qū)域，并在表2的第4列控制了區(qū)域的固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，改革措施數(shù)的系數(shù)仍舊顯著為正，為0.669，達到10%顯著性水平，表明改革措施數(shù)每提高1個，市場主體進入率將提高0.669個百分點，改革措施數(shù)從最低的1.17上升至最高的6.38，市場主體進入率將提高3.49個百分點，相較于21.85的平均市場主體進入率，提升幅度為16%。第5列將核心解釋變量替換為改革的數(shù)量指標(biāo)，此時，數(shù)量指標(biāo)的系數(shù)為3.487，系數(shù)在10%顯著性水平上顯著。表明出臺改革措施數(shù)最少的區(qū)縣如果將其出臺改革措施數(shù)提升至與第一名相同，其市場主體進入率將提高3.487個百分點，與跟進第4列實證結(jié)果計算的3.49十分接近。表2各列的實證結(jié)果顯示商事制度改革的措施數(shù)量顯著促進了市場主體進入率的提升，這一實證結(jié)果符合公共選擇假說，政府實施商事制度改革、放開市場管制會提高市場主體進入率，激發(fā)市場活力。

表2 改革數(shù)量的影響

注：括號內(nèi)為城市層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

控制變量中，期初市場主體存量的系數(shù)為負，表明市場主體總量越高，市場主體進入率相對越低，但是其僅在第3列能達到10%顯著性水平。人均GDP的系數(shù)在3.5附近，在第3至第5列中皆達到1%顯著性水平，與經(jīng)濟發(fā)展水平越高市場主體進入率越高的預(yù)期相符。第二產(chǎn)業(yè)比重的系數(shù)雖然為正，但并不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對市場主體進入率不存在顯著影響。

(二)改革質(zhì)量的影響

本文認為，商事制度改革的質(zhì)量才是影響市場主體進入的重要因素，研究商事制度改革的質(zhì)量對市場主體進入率的影響更為重要。本文借鑒同行評議(peer review)制度，使用工商部門的互評數(shù)據(jù)來衡量各市商事制度改革的執(zhí)行質(zhì)量。

表3報告了商事制度改革的質(zhì)量對市場主體進入率的影響，核心解釋變量為商事制度改革的質(zhì)量指標(biāo)，被解釋變量為市場主體的進入率,實證結(jié)果顯示，商事制度改革的質(zhì)量顯著提高了市場主體進入率。第1列報告了二元OLS的回歸結(jié)果，本文所關(guān)心的質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)為4.974，在1%顯著性水平上顯著。表3的第2列和第3列依次加入了期初市場主體存量、人均GDP和第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重作為控制變量。第2列和第3列中改革質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)分別為5.534和3.096，表明在添加控制變量后，質(zhì)量指標(biāo)對市場主體進入率的正向影響仍舊存在，在1%顯著性水平上顯著。

與表2類似，表3的第4列在第3列的基礎(chǔ)上控制了區(qū)域的固定效應(yīng)。其結(jié)果顯示，改革質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)仍舊顯著為正，為4.067，顯著性水平仍舊保持在1%，表明執(zhí)行改革質(zhì)量最差的區(qū)縣如果將其執(zhí)行改革的質(zhì)量提升至與第一名相同，其市場主體進入率將提高4.067個百分點，提升幅度約為19%。表3各列質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)皆顯著為正，意味著，高質(zhì)量執(zhí)行商事制度改革策，可以有效的提高市場主體進入率，激發(fā)市場活力，這一實證符合公共選擇假說。對比表3和表2可以發(fā)現(xiàn)，質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)更大且更顯著，初步表明，相較于改革措施出臺數(shù)量，執(zhí)行商事制度改革的質(zhì)量對市場主體進入率的影響更大。

各控制變量中，期初市場主體存量的系數(shù)為負，達到10%顯著性水平，表明市場主體總量越高，市場主體進入率相對越低，與Boschma & Fritsch(2009)的研究結(jié)果相一致。人均GDP的系數(shù)在3.5附近，皆達到1%顯著性水平，與經(jīng)濟發(fā)展水平越高市場主體進入率越高的預(yù)期相符。第二產(chǎn)業(yè)比重的系數(shù)雖然為正，但是不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對市場主體進入率的影響不顯著。

表3 改革質(zhì)量的影響

注：括號內(nèi)為城市層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

(三)改革質(zhì)量與改革數(shù)量的影響

表2、表3的實證結(jié)果初步表明無論是改革的質(zhì)量還是改革的數(shù)量都顯著提高了市場主體進入率，且改革質(zhì)量的影響要更大。在表4中我們將同時考察質(zhì)量指標(biāo)與數(shù)量指標(biāo)對市場主體進入率的影響。

表4第1列僅使用質(zhì)量指標(biāo)與數(shù)量指標(biāo)作為解釋變量，不添加其余控制變量，結(jié)果顯示質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)為4.146，達到5%顯著性水平，而數(shù)量指標(biāo)的系數(shù)為2.262，雖然為正，但是并不顯著。第2列在第1列的基礎(chǔ)上添加了期初市場主體存量，此時，質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)為4.909，達到1%顯著性水平；數(shù)量指標(biāo)的系數(shù)下降至1.658，仍舊不顯著。第3列在第2列的基礎(chǔ)上添加了人均GDP以及第二產(chǎn)業(yè)比重作為控制變量，此時，質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)下降至2.726，但仍在10%顯著性水平上顯著；數(shù)量指標(biāo)的系數(shù)則下降至1.010，沒有達到10%顯著性水平。第4列在第3列的基礎(chǔ)上控制了區(qū)域固定效應(yīng)，質(zhì)量指標(biāo)的系數(shù)回到3.841，在5%顯著性水平上顯著；而數(shù)量指標(biāo)則進一步下降至0.626，仍舊無法通過10%的顯著性檢驗。表4第1列至第4實證結(jié)果表明，同時考察商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)的影響時，只有商事制度改革的質(zhì)量指標(biāo)才有顯著影響。具體而言，商事制度改革質(zhì)量提高10%，市場進入率將顯著提高0.384個百分點，商事幅度約為1.8%。這一實證結(jié)果驗證了本文的理論假說，表明，商事制度改革的質(zhì)量才是影響市場主體進入的關(guān)鍵因素。其余控制變量的結(jié)果與表3的結(jié)果一致，不再累述。

表4 改革質(zhì)量與改革數(shù)量的影響

注：括號內(nèi)為城市層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

(四)質(zhì)量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗

上文計算商事制度改革質(zhì)量指標(biāo)的方法可能存在兩處瑕疵。第一，填寫問卷的工作人員，可能對其投出的“市場準(zhǔn)入最便利的三個省內(nèi)同行”的評價并不完全相同，其對選出來的第一個城市的評價可能比選出來的第三個城市的評價要高。第二，使用絕對得票數(shù)來計算質(zhì)量指標(biāo)，忽略了每個區(qū)縣的理論最大得票數(shù)不同，例如東莞共有33個鎮(zhèn)街，東莞各街鎮(zhèn)的理論最大得票率為144票，而汕尾市僅有4個區(qū)縣，汕尾各區(qū)縣的理論最大得票率為173，因此相同的票數(shù)對東莞和汕尾的含義并不完全相同。以上兩個問題可能會影響到本文的實證結(jié)果。

基于此，本文對質(zhì)量指標(biāo)做了如下改進。第一，在原有計算方法的基礎(chǔ)上考慮得票的權(quán)重，給每個區(qū)縣投選的第一票賦予權(quán)重3，第二票賦予權(quán)重2，第三票則賦予權(quán)重1，將新的得票分數(shù)進行0—1標(biāo)準(zhǔn)化后求得考慮得票權(quán)重的質(zhì)量指標(biāo)。第二，在原有計算方法的基礎(chǔ)上考慮各市的最大得票數(shù)，計算得票率，并將得票率0—1標(biāo)準(zhǔn)化處理，求得使用得票率計算的質(zhì)量指標(biāo)。實證結(jié)果見表5。

表5報告了使用新的質(zhì)量指標(biāo)作為解釋變量的實證結(jié)果。第1列重現(xiàn)了表4第4列的回歸結(jié)果。第2列使用考慮得票權(quán)重計算的質(zhì)量指標(biāo)作為解釋變量，此時它系數(shù)為3.887，通過5%顯著性水平檢驗，其系數(shù)與第1列的3.841相差不大，顯著性水平也相當(dāng)。第3列把使用得票率計算的質(zhì)量指標(biāo)作為解釋變量，此時它系數(shù)為3.984，達到5%顯著性水平，其系數(shù)比第1列的3.841、第2列的3.887略大，顯著性水平維持不變。

值得一提的是，在同行評議過程中，有部分地區(qū)沒有得到一票，質(zhì)量指標(biāo)指數(shù)為0，這可能影響本文的實證結(jié)果。我們在表5第4列在實證過程中剔除了質(zhì)量指標(biāo)為0的樣本，此時質(zhì)量指標(biāo)系數(shù)下降為2.073，仍舊顯著為正，達到10%顯著性水平。

表5 質(zhì)量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗

注：1、括號內(nèi)為城市層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。2、第4列剔除了質(zhì)量指標(biāo)為0的樣本。

以上實證結(jié)果表明，使用多種方法計算而得的改革質(zhì)量指標(biāo)對市場主體進入率皆存在顯著為正的影響，且系數(shù)相差不大，顯著性水平也相同；剔除掉質(zhì)量指標(biāo)為0的樣本后，質(zhì)量指標(biāo)對市場主體進入率的影響仍舊顯著為正，意味著本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

(五)剔除往年改革因素的影響

各地2016年至2017年的市場進入率并不一定完全由2016年至2017年的商事制度改革決定，還可能受到早期商事制度改革的影響。為了排除2016年以前的改革政策的影響，我們在實證過程中使用虛擬變量的方式控制了2012年最早的2個試點區(qū)縣(8)分別是佛山市順德區(qū)、東莞市大朗鎮(zhèn)。以及擴大試點后的7個試點城市(9)分別是東莞、佛山、惠州、肇慶、揭陽、清遠、梅州。的影響。此外，我們在實證過程中還對2015年底各地商事制度改革措施數(shù)進行了控制，用以排除往年商事制度改革對市場主體進入率的影響。實證結(jié)果見表6。

表6的第1列控制了試點區(qū)縣的虛擬變量，第2列在第1列的基礎(chǔ)上控制了擴大試點后試點城市的虛擬變量，第3列進一步控制了2015年年底各地的改革措施數(shù)，以排除往年試點情況和改革措施數(shù)的影響。表6第3列的實證結(jié)果顯示，在控制往年改革因素的影響后，質(zhì)量指標(biāo)對市場主體進入率的影響有所增大，達到4.711，在5%顯著性水平上顯著。第4列和第5列則將質(zhì)量指標(biāo)替換為考慮得票權(quán)重計算的質(zhì)量指標(biāo)和使用得票率計算的質(zhì)量指標(biāo)，此時，兩個指標(biāo)的系數(shù)也都顯著為正。表6的實證結(jié)果顯示，控制住往年改革因素的影響后，質(zhì)量指標(biāo)對市場主體進入率的影響仍舊顯著為正，皆達到5%顯著水平，表明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 剔除其他因素的影響

注：括號內(nèi)為城市層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

五、結(jié)論性評述

商事制度改革作為“放管服”改革的先手棋和突破口，是推進“大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)”的重要舉措，也是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要動力。盡管商事制度改革已經(jīng)5年多，市場主體數(shù)量也經(jīng)歷了爆炸式的增長，但還鮮有文獻利用詳實的數(shù)據(jù)與嚴謹實證方法回答商事制度改革多大程度上促進市場主體的進入。此外，與商事制度改革有關(guān)的改革措施眾多，到底是改革的質(zhì)量還是改革措施的出臺數(shù)量決定了市場主體進入率的高低？也鮮有人回答。對上述問題的回答在理論上可以為放松市場管制理論的研究貢獻新的發(fā)現(xiàn)，在實踐上不僅可以對當(dāng)前商事制度改革的進展和問題加以總結(jié)，還可以為進一步深化商事制度改革提供理論支撐和方向指引。

在理論上，本文認為，商事制度改革的質(zhì)量才是影響市場主體進入的重要因素。為了驗證這一理論假說，本文利用廣東省177個區(qū)縣的調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建度量商事制度改革的數(shù)量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)，檢驗其對市場主體進入率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，分別考察時，無論是質(zhì)量指標(biāo)還是數(shù)量指標(biāo)對市場主體進率皆有顯著為正的影響，但是同時考察二者的影響時，只有質(zhì)量指標(biāo)才有顯著影響，數(shù)量指標(biāo)的影響則不再顯著。具體而言，商事制度改革質(zhì)量提高10%，市場主體進入率將顯著提高0.384個百分點，提升幅度約為1.8%。

本文的政策含義十分明顯，商事制度改革促進了市場主體進入率的提升，激發(fā)了市場活力。市場主體的大幅增長，是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力，因此要繼續(xù)深化商事制度改革，進一步激發(fā)市場活力，為經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展提供有效支撐。改革質(zhì)量決定了改革最終的成效，全面深化商事制度改革旨在提高改革的質(zhì)量，而不是簡單地增加有關(guān)改革的發(fā)文數(shù)量。