楊 艷 車 明 胡 珊

(四川大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 610065)

一、引言

政府規(guī)制是社會公共機構依照一定規(guī)則對企業(yè)活動進行限制的行為(植草益，1992)。合理有效的政府規(guī)制可以有效彌補市場在資源配置過程中存在的缺陷，促進中國經(jīng)濟健康穩(wěn)定發(fā)展，使政府成為完善中國市場經(jīng)濟發(fā)展的“幫助之手”(夏杰長 等，2017)。然而，由于中國政府規(guī)制機構基本上都是政府職能部門，加之缺乏對規(guī)制權力的監(jiān)督評價機制(胡稅根 等，2017)以及規(guī)制法律體系不健全，使得行政命令對政府規(guī)制行為存在重要影響。在雙重目標背景下，地方官員就有動機利用手中的行政權力影響政府規(guī)制力度，通過選擇不同的政府規(guī)制力度實現(xiàn)階段性的經(jīng)濟發(fā)展目標，即在社會輿論氛圍較為寬松時，地方政府出于促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的目的會選擇一個相對較弱的規(guī)制力度，容忍部分經(jīng)濟活動的負外部效應，而隨著負外部效應的累積，社會輿論壓力不斷增加，當?shù)胤秸賳T認為形勢已較為嚴峻時，便選擇增強規(guī)制力度，從而使得被規(guī)制者受到的規(guī)制力度在短期內劇烈波動，呈現(xiàn)出明顯的“運動式”規(guī)制特點(肖興志 等，2011)。這種由規(guī)制體系內生于經(jīng)濟決策而導致的規(guī)制不足與規(guī)制過嚴交替出現(xiàn)的情況即規(guī)制波動。

規(guī)制活動會通過影響企業(yè)經(jīng)營成本來間接影響投資者的預期收益，企業(yè)的經(jīng)營行為將會面臨由規(guī)制波動帶來的風險，使得投資者難以形成穩(wěn)定的收益預期，即規(guī)制波動將會增大投資行為預期收益的不確定性，而不確定性的上升將會使?jié)撛谕顿Y者產生一個“等待的期權價值”，進而抑制潛在投資行為的發(fā)生(Bernanke，1983；Dixit，1989)。在中國經(jīng)濟增速逐漸放緩、穩(wěn)增長壓力較大的背景下，研究規(guī)制波動對投資的影響對改善企業(yè)營商環(huán)境、緩解經(jīng)濟下行壓力具有重要的現(xiàn)實意義，同時對中國政府規(guī)制體制和機制改革也有一定的啟示作用。

二、文獻綜述

規(guī)制波動作為政府規(guī)制研究領域的前沿問題，近年來受到了許多研究的關注，根據(jù)內容的不同，可以將既有相關研究分為兩類。一類主要是探討規(guī)制波動的形成原因。例如，陳長石(2013)將煤礦安全規(guī)制視為內生性規(guī)制，認為發(fā)生安全事故會導致煤礦安全規(guī)制力度發(fā)生變化，且煤礦安全規(guī)制力度變化會導致政府規(guī)制有效性降低。涂宗華(2015)從中央政府和地方政府間關系入手，認為地方官員所面臨的考核指標體系中“增長指標”所占比重過高是煤礦安全事故頻發(fā)的重要原因，生命安全與經(jīng)濟增長間的矛盾是煤礦安全規(guī)制波動產生的根源。李國平等(2014)以最優(yōu)契約設計為切入點，建立不對稱信息下的雙層委托代理模型，分析政府環(huán)境規(guī)制波動的產生原因，認為通過引入第三方規(guī)制可一定程度上緩解環(huán)境規(guī)制波動問題。袁凱華等(2015)就地方政府在面臨節(jié)能考核時是否會采用“拉閘限電”的政策進行分析，發(fā)現(xiàn)地方官員片面追求晉升利益會導致當?shù)卣谶x擇規(guī)制方式時變得“短視”，從而導致劇烈的規(guī)制波動。另一類主要是分析政府規(guī)制波動產生的影響。例如，肖興志等(2011)嘗試分析安全規(guī)制波動對煤炭生產的影響，發(fā)現(xiàn)在規(guī)制力度較強時，安全規(guī)制對煤炭生產的影響較小，而當政府降低規(guī)制力度時，安全規(guī)制對煤炭生產的影響較大。白重恩等(2011)同樣以煤礦行業(yè)為研究對象，認為在發(fā)生重大煤礦安全事故之后，地方政府會增強煤礦安全規(guī)制力度，而以“關井政策”為代表的高強度安全規(guī)制政策會顯著降低煤炭產量及煤礦安全規(guī)制的有效性。

針對上述問題，本文分別從理論和實證角度探討規(guī)制波動本身對企業(yè)經(jīng)濟活動，進而對投資產生的影響。較之于既有研究，本文的邊際貢獻為：一是在理論分析方面，在借鑒Handley et al.(2017)的企業(yè)投資決策模型的基礎上，討論規(guī)制波動對企業(yè)投資行為的抑制性影響，并分析其作用機制；二是在實證檢驗方面，以投資進入規(guī)制為例，嘗試構造規(guī)制波動的衡量指標，并運用地級市面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，綜合分析中國規(guī)制波動對投資產生的實際影響。

三、理論分析

(一)基本假設

為矯正由于信息不對稱、外部性等導致的市場失靈，政府會對廠商進行規(guī)制，這會使得廠商的生產成本上升為τcv，其中，τ是由于政府規(guī)制導致的產品邊際成本加成(τ≥1)，且τ與廠商所感受到的政府規(guī)制力度同向變動。在多元化的目標函數(shù)下，地方官員會選擇不同的政府規(guī)制力度，因此廠商所受到的政府規(guī)制力度也會發(fā)生變化。假設存在三種不同的規(guī)制力度m=0,1,2，在不同規(guī)制力度下，廠商的邊際成本加成分別為τ0、τ1和τ2，且τ0>τ1>τ2。當前，政府對企業(yè)的規(guī)制力度處在τ1水平，且未來規(guī)制力度變化的概率為φ，在規(guī)制力度發(fā)生變化的前提下，規(guī)制力度增強使成本加成變?yōu)棣?的概率為λ2，成本加成變?yōu)棣?的概率為λ0，λ0+λ2=1。廠商無法準確判斷未來政府規(guī)制力度變化的方向與可能性，只能通過對過去情況的觀察來估計政府規(guī)制力度的變化。當政府規(guī)制力度發(fā)生改變時，每個在位企業(yè)的存活概率為β≤1。

(二)規(guī)制波動下的廠商行為選擇

在前文所述環(huán)境下，廠商銷售單位商品的收益為pv-τ1cv，由于市場是壟斷競爭的，廠商最終所選擇的產品價格為pv=τ1cvσ/(σ-1)，因此可求得廠商的經(jīng)營利潤為：

(1)

1.潛在投資者行為選擇

潛在投資者依據(jù)其進入市場的潛在損失K(1-β)和其投資后的收益π(a1,cv)來決定是否投資。當其投資后所生產產品的邊際成本cv足夠小時，即可使投資的收益大于潛在損失，潛在投資者做出進入市場的決策。在不存在規(guī)制波動的情況下，可求得使?jié)撛谕顿Y者進入市場的產品邊際成本閾值：

(2)

當考慮未來政府規(guī)制力度有可能發(fā)生變化時，潛在投資者無法準確預期其投資后的經(jīng)營利潤，只能利用同類型企業(yè)經(jīng)營狀況、目前適用的政府規(guī)制力度與過去政府規(guī)制力度變化情況三方面的信息來產生一個投資的預期利潤：

(3)

其中，E1是利用規(guī)制力度m=1狀態(tài)下的信息去進行預測的期望算子，am為在不同規(guī)制力度下市場環(huán)境對廠商經(jīng)營利潤的影響因子。此時，潛在投資者進入市場的邊際成本閾值由以下貝爾曼方程決定：

∏(a1,cv)=max{∏e(a1,cv)-K,βE1π(am,cv)

(4)

式(4)中等號右邊第一項取值大于第二項時，潛在投資者選擇在規(guī)制波動的市場環(huán)境下進入市場。當?shù)诙椚≈荡笥诘谝豁棔r，潛在投資者選擇暫時不投資，等到政府規(guī)制力度確定之后再進入市場。如果兩項取值相等，則潛在投資者是否選擇進入市場對其預期利潤沒有影響，此時的產品邊際成本便是潛在投資者進入市場的產品邊際成本閾值：

(5)

2.在位廠商行為選擇(1)因其求解過程與潛在投資者問題類似，本文不再贅述，僅將關鍵結論呈現(xiàn)。

與潛在進入者不同，規(guī)制波動對在位廠商行為的影響主要體現(xiàn)在技術升級投資決策方面。在政府規(guī)制力度不變時，在位廠商通過投資改進技術的邊際成本閾值：

(6)

在考慮規(guī)制波動時，在位廠商進行技術投資的邊際成本閾值變?yōu)椋?/p>

(7)

通過以上分析可以發(fā)現(xiàn)，規(guī)制波動通過改變潛在投資者和在位廠商的預期利潤來影響其投資行為，頻繁的規(guī)制波動會阻礙潛在投資者進入市場，并且抑制在位廠商的研發(fā)投資意愿?；诖耍疚奶岢觯?/p>

推論：規(guī)制波動對投資具有一定的抑制作用，且規(guī)制波動越劇烈，對投資的抑制作用越明顯。

四、實證設計

(一)基準回歸計量模型

投資是一個連續(xù)動態(tài)的過程，現(xiàn)代企業(yè)的投資行為往往會持續(xù)較長時間，因此在做實證分析時，本文將投資的滯后項引入回歸方程中，建立如下動態(tài)面板模型：

INit=β0+β1INit-1+β2VFit+β3Strit+β4Xit+εit

(8)

其中：IN代表投資，是方程的被解釋變量；VF表示政府規(guī)制波動情況，是方程的核心解釋變量；Str表示政府規(guī)制力度；X為相關控制變量；ε為殘差項；β0為常數(shù)項；下標i、t分別代表城市和時間。由于企業(yè)預期利潤不僅受到政府規(guī)制波動情況的影響，還受到當前政府規(guī)制力度的影響，因此本文將政府規(guī)制力度也加入回歸方程之中，以緩解因遺漏導致的內生性問題。

(二)機制檢驗計量模型

依據(jù)前文理論分析可知，規(guī)制波動是通過影響企業(yè)預期經(jīng)營利潤進而影響企業(yè)投資決策。本文采用如下中介效應模型來檢驗這一機制的合理性：

INit=α1INit-1+α2VFit+α3Strit+α4Xit+εit

(9)

EINit=φ1EINit-1+φ2VFit+φ3Strit+φ4Xit+εit

(10)

INit=γ1INit-1+γ2EINit-1+γ3VFit+γ4Strit+γ5Xit+εit

(11)

式(9)～(11)中，EINit-1代表投資者預期利潤，Xit代表相關控制變量，其余變量與基準回歸計量模型中含義相同。利用中介效應模型進行機制檢驗的第一步是將數(shù)據(jù)代入式(9)中進行回歸，α2代表規(guī)制波動對投資的總效應，其顯著性對整個機制檢驗至關重要。如果α2不顯著，則不能確保規(guī)制波動對投資具有顯著影響，機制檢驗也就沒有繼續(xù)進行的必要(溫忠麟 等，2014)。在α2通過顯著性檢驗的情況下，可將數(shù)據(jù)分別代入式(10)和式(11)中進行回歸分析，若φ2與γ2都顯著，則說明中介效應成立，即規(guī)制波動會通過改變企業(yè)預期經(jīng)營利潤來影響其投資行為。此時，如果γ3不顯著，則說明規(guī)制波動僅能通過影響企業(yè)預期經(jīng)營利潤來影響其投資決策，不存在其他作用路徑。如果γ3顯著，則說明除預期經(jīng)營利潤外，規(guī)制波動還能夠通過其他渠道影響投資。

(三)選擇回歸變量

1.投資

既有文獻通常選用全社會固定資產投資(柏培文 等，2017)、外商直接投資(劉威 等，2019)、國有控股企業(yè)投資(魏明海 等，2007)等數(shù)據(jù)來對投資進行分析，但全社會固定資產投資和國有控股企業(yè)投資并不適用本文的理論分析框架，因為全社會固定資產投資中不僅包括企業(yè)投資，還包括事業(yè)單位和行政單位的固定資產投資，這些投資并不以營利為目的，同時還具有一定的逆經(jīng)濟周期特點(2)2008—2010年間的“四萬億計劃”就是一個很好的例證。，而國有控股企業(yè)在經(jīng)營過程中有擴大就業(yè)等政策性負擔(劉春 等，2013)，其投資行為并不能完全體現(xiàn)其預期經(jīng)營利潤的變化。外商直接投資則具有沉沒成本較高、對投資環(huán)境十分敏感等特點(楊武 等，2019)，符合本文理論研究框架的相關假設，且其數(shù)據(jù)可獲得性較好，因此本文選擇當年實際利用外資金額的對數(shù)值來反映投資水平，從外商直接投資的視角分析規(guī)制波動對投資的影響。

2.規(guī)制力度與規(guī)制波動

在測算規(guī)制波動時，首先要對規(guī)制力度進行測度。由于政府規(guī)制涉及的范圍廣、內容多，且不同類型的政府規(guī)制異質性較強，忽略這種異質性而從整體上測度政府規(guī)制力度可能會導致指標構建存在較大誤差，進而降低分析結果的可信度。為保證實證研究結果的準確性，避免因指標選擇不當帶來的誤差，本文在后續(xù)研究過程中將以進入規(guī)制為例，通過分析進入規(guī)制波動對投資的影響來驗證前文的理論分析結果(3)因為本文主要分析規(guī)制波動對投資的影響，進入規(guī)制與實際投資量密切相關，因而以進入規(guī)制為例可以很好地滿足本文的研究需求。此外，結合現(xiàn)實情況來看，不同的投資進入規(guī)制力度往往對應著不同的工作人員技能、產品生產工藝和產品質量標準，工作人員技能、產品生產工藝和質量標準的差別也必然導致企業(yè)產品生產成本和預期經(jīng)營利潤的不同，進而對投資規(guī)模產生不同的影響。因此，以投資進入規(guī)制為例也符合前文的理論分析框架。?，F(xiàn)有研究成果嘗試用不同資金來源的投資占社會總投資的比重(劉丹鷺，2013)、不同所有制企業(yè)的資產總額或產品產值之比(郭蕾 等，2016)以及用特定領域的投資總額(趙建國 等，2019)等指標來度量進入規(guī)制力度。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用其中第一種指標衡量進入規(guī)制力度，將各城市當年實際使用外資占社會固定資產投資總額的百分比作為外資進入規(guī)制力度的代理變量，即外商直接投資占社會固定資產投資總額的比重越大，外資進入規(guī)制的力度越小。在測算外資進入規(guī)制波動時，參考陳雨露等(2016)測度金融波動的方法，通過計算某段時期外資進入規(guī)制力度的移動標準差來表示規(guī)制波動狀況。本文以5年作為測算規(guī)制波動的周期，即通過計算t-5年至t-1年外資進入規(guī)制力度的移動標準差來反映第t年的規(guī)制波動情況，標準差越大，波動越大。這樣既能反映一段時間內的波動情況，又能反映波動隨時間變動的趨勢。之所以選擇過去5年的標準差，是因為該時間長度可以包含整個換屆和地方規(guī)劃的周期，而地方政府領導換屆和新規(guī)劃制定時，各地政策會發(fā)生相應變化，規(guī)制力度也可能會有所變化。

3.預期利潤

本文選擇當年外商直接投資合同金額的對數(shù)值來反映預期利潤水平。因為外商直接投資合同金額并不是最終的實際利用外資額，而是外商投資者在綜合分析投資環(huán)境之后，根據(jù)其預期經(jīng)營狀況所預估的投資方案，其金額與所投資地區(qū)的經(jīng)營預期直接相關，可以在一定程度上反映外商投資者的預期經(jīng)營利潤。

4.相關控制變量

除上述核心變量外，本文還從五個方面選擇相關控制變量：一是經(jīng)濟發(fā)展水平，用剔除價格因素后的人均地區(qū)生產總值的對數(shù)值來表示；二是產業(yè)結構，用第二產業(yè)產值占當?shù)厣a總值比重的百分比表示；三是人工成本，用剔除價格因素后的在崗職工平均工資的對數(shù)值表示；四是對外開放水平，用剔除價格因素后的當年該地進出口總額的對數(shù)值表示；五是金融市場規(guī)模，用剔除價格因素后的年末金融機構各項貸款余額的對數(shù)值表示。

(四)實證數(shù)據(jù)與估計方法

1.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

截至2019年，全國共計293個地級市(不含港澳臺)，剔除部分數(shù)據(jù)缺失嚴重的城市，本文基準回歸中的樣本包括255個地級市，原始樣本的時間區(qū)間為2005—2017年。測算規(guī)制波動時，以5年為一個周期，因此回歸中實際的時間區(qū)間為2010—2017年。由于各城市外商直接投資合同金額的數(shù)據(jù)可獲得性較差，在剔除數(shù)據(jù)缺失較為嚴重的城市樣本之后，利用中介效應模型進行機制檢驗的樣本中包含146個地級市。數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》、CEIC數(shù)據(jù)庫以及部分省份和地級市統(tǒng)計年鑒。

表1為變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2.估計方法

對于式(8)中描述的動態(tài)面板模型，OLS估計以及傳統(tǒng)的面板估計方法無法獲得有效的估計量(馬勇 等，2017)，且外商直接投資和外資進入規(guī)制波動這樣的宏觀經(jīng)濟變量，會受到諸多因素的影響，單一回歸方程中難以容納所有影響因素，有可能產生遺漏變量問題。系統(tǒng)GMM不僅在很大程度上可以克服解釋變量的內生性問題，還能通過差分過程部分解決變量遺漏的問題(張帆 等，2018)。因此，本文在后續(xù)的實證檢驗中采用系統(tǒng)GMM作為估計方法。

五、實證結果分析

(一)基準回歸

由于系統(tǒng)GMM的回歸結果對模型設置較為敏感，因此，借鑒馬勇等(2017)的做法，本文在基準回歸中采用逐步加入控制變量的方式來觀察回歸結果的動態(tài)變化情況，并結合Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗來判斷模型設置的合理性，其結果如表2所示。

表2 基準回歸結果

從表2的檢驗結果來看，在不斷加入控制變量的過程中，Arellano-Bond檢驗的結果均表明回歸方程的殘差存在一階自相關，但是并不存在二階自相關，各列回歸結果也都在5%顯著性水平上通過了Sargan檢驗。加之，各解釋變量的回歸系數(shù)和顯著性都未發(fā)生明顯改變。因此，可以認為本文設置的回歸模型和系統(tǒng)GMM估計結果是合理的。

從核心解釋變量系數(shù)的回歸結果可以看出，在不斷加入控制變量的過程中，外資進入規(guī)制波動的回歸系數(shù)始終顯著為負，而外資進入規(guī)制力度的回歸系數(shù)始終顯著為正，說明外資進入規(guī)制波動會在一定程度上抑制外商投資者在本地進行投資，外資進入規(guī)制力度的降低會為本地吸引到更多外資。從控制變量系數(shù)的回歸結果來看，平均工資水平的上升會增加外商投資者在本地雇傭勞動力的成本，進而減少當?shù)赝馍讨苯油顿Y，而金融機構貸款余額和第二產業(yè)比重兩項指標的上升會顯著增加當?shù)氐耐馍讨苯油顿Y。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.改變外資進入規(guī)制波動的計算周期

由基準回歸可知，外資進入規(guī)制波動會抑制當?shù)赝馍讨苯油顿Y。在基準回歸中，本文測算外資進入規(guī)制波動的周期為5年，但由于不同的投資項目其期限不同、不同投資者對風險的敏感程度也存在差異，因此，不同的投資者可能依據(jù)不同的信息集來進行投資決策。所以本文通過適當縮小和放大外資進入規(guī)制波動的時間計算區(qū)間、改變投資主體的信息集大小來檢驗基準回歸結果的穩(wěn)健性。

由于中國地方官員的平均任期為4～6年(陳剛 等，2012)，本文將分別以4年和6年為周期來檢驗外資進入規(guī)制波動對投資的抑制性影響，std4和std6分別表示以4年和6年為周期計算的外資進入規(guī)制波動大小。表3中列(1)和列(2)的結果表明，無論是縮短還是拉長規(guī)制波動的計算周期，外資進入規(guī)制波動都會對外商直接投資產生抑制作用，且回歸系數(shù)與基準回歸結果相比差別不大。

表3 穩(wěn)健性檢驗

2.改變外資進入規(guī)制波動指標的構建方法

在基準回歸中，外資進入規(guī)制力度指標是從投資金額的角度進行構建的。為檢驗基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文選擇從企業(yè)產值的角度進行外資進入規(guī)制力度指標構建(4)由于2017年外資企業(yè)工業(yè)產值數(shù)據(jù)缺失，且部分城市該項指標缺失嚴重，因此在改變指標構建方法進行穩(wěn)健性檢驗時，樣本中共有231個地級市，時間區(qū)間為2010—2016年。。將各城市外資企業(yè)工業(yè)產值占該地工業(yè)總產值的百分比作為外資進入規(guī)制力度的代理指標，進而構建外資進入規(guī)制波動指標。表3中列(3)給出了改變外資進入規(guī)制波動指標構建方法后的回歸結果。從核心解釋變量的回歸結果來看，雖然改變了外資進入規(guī)制波動的構建方式，但外資進入規(guī)制波動會抑制當?shù)赝馍讨苯油顿Y的結論依然成立，基準回歸中的結果具有穩(wěn)健性。

(三)作用機制檢驗

為檢驗前文理論分析中規(guī)制波動通過影響企業(yè)經(jīng)營預期進而影響投資者決策的理論機制是否成立，這里利用中介效應模型進行機制檢驗。表4中列(1)～(3)給出了機制檢驗的回歸結果。列(1)結果表明，即使將樣本量縮小至146個城市，外資進入規(guī)制波動的回歸系數(shù)依然是顯著為負的。這也在一定程度上說明了前文基準回歸結果的穩(wěn)健性。列(2)中外資進入規(guī)制波動的回歸系數(shù)顯著為負，說明外資進入規(guī)制會降低外商投資者在當?shù)氐念A期利潤。列(3)中預期利潤的回歸系數(shù)顯著為正，說明前文理論分析的作用機制成立，即外資進入規(guī)制會通過降低外商投資者預期經(jīng)營利潤而抑制其投資行為。

表4 機制檢驗與異質性分析

(四)異質性分析

由于中國不同城市間的行政等級特點較為鮮明(魏后凱，2014)，且行政等級較高的城市可以較為容易地聚集各類稀缺資源(吳健生 等，2014)，使得省會城市在資金、技術、人才和基礎設施等方面資源的聚集程度遙遙領先于省內其他地級市(段巍 等，2020)，較高的資源聚集度往往伴隨著發(fā)達的交通、暢通的信息收集渠道和便利的資源獲取條件，因此會降低外商直接投資的沉沒成本。距離省會城市較遠的城市，因為其受到省會城市的資源輻射效應較弱，外商直接投資的沉沒成本較高，此時沉沒成本是影響外商投資者決策的主要因素，規(guī)制波動對其投資決策的影響相對較小。距離省會城市較近的城市，受到省會城市優(yōu)質資源的輻射較強，外商直接投資的沉沒成本較低，預期利潤的不確定性是影響其外商投資者決策的主要因素，規(guī)制波動對其投資決策的影響相對較大。

為驗證這一推論，本文用高德地圖測算了各地級市到本省省會城市的距離，分省份計算各城市到省會城市的平均值，并以此為標準將總樣本劃分為兩個子樣本。表4中列(4)和列(5)分別為離省會城市距離大于平均值和小于平均值的地級市的回歸結果。結果表明，在距離省會城市相對較近的地級市，外資進入規(guī)制波動對外商直接投資的抑制作用相對較大，而在距離省會城市較遠的地級市，外資進入規(guī)制波動對外商直接投資的抑制作用相對較小。

六、結論與政策建議

通過構建廠商投資決策模型，分別探討規(guī)制波動對潛在進入者和在位廠商投資決策的影響，結果顯示：規(guī)制波動會通過阻礙潛在投資者進入市場和減少在位廠商的研發(fā)投資，抑制當?shù)赝顿Y規(guī)模的擴大。進而，本文結合2005—2017年中國255個地級市的面板數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)GMM估計方法對理論分析的結論進行驗證，并借助中介效應模型對其作用機制進行檢驗，結果表明，各城市的規(guī)制波動會抑制投資規(guī)模。此外，本文的異質性分析表明，在距離省會城市相對較近的地級市，規(guī)制波動對投資的抑制作用較大，而在距離省會城市較遠的地級市，規(guī)制波動對投資的抑制作用相對較小。

基于上述研究結論，在此提出以下建議：

第一，減少行政命令對政府規(guī)制行為的干預，確保一切規(guī)制政策的制定和規(guī)制行為的實施都合法、合規(guī)。減少行政命令在規(guī)制制定時的直接或間接干預，保證規(guī)制政策制定體現(xiàn)其提高資源配置效率、彌補市場運行機制缺陷的初衷，避免基于尋租目的的規(guī)制政策制定。減少行政命令對規(guī)制實施過程的直接或間接干預，對規(guī)制執(zhí)法流程進行嚴格規(guī)定；增強規(guī)制機構的相對獨立性，降低規(guī)制力度因行政權力而產生波動的可能性，促進投資穩(wěn)步增加。

第二，建立規(guī)制監(jiān)督機構，對規(guī)制部門進行事前、事中和事后監(jiān)督，降低規(guī)制波動的可能性。在規(guī)制政策制定前，監(jiān)督是否有經(jīng)濟主體為個體利益對規(guī)制機構進行尋租，確保規(guī)制政策的公平性與合理性。在規(guī)制政策制定過程中，監(jiān)督是否嚴格按照法律程序在法律規(guī)定的權責范圍內制定規(guī)制政策，并對未按法律要求制定規(guī)制政策的部門和責任人予以處罰。在規(guī)制政策制定后，監(jiān)督規(guī)制部門是否按政策規(guī)定實施規(guī)制行為，并對未按要求行使規(guī)制行為的責任人和部門進行追責。

第三，進行規(guī)制改革時，應充分考慮社會公眾對規(guī)制波動的反應，既要看到規(guī)制改革會降低企業(yè)經(jīng)營負擔，又要看到規(guī)制波動會影響企業(yè)的預期經(jīng)營利潤，降低投資意愿。在深化市場化改革的過程中，確保政府規(guī)制改革平穩(wěn)推進、不過于激進；減小規(guī)制波動幅度，營造一個穩(wěn)定的投資環(huán)境，避免企業(yè)因投資環(huán)境不斷變化而推遲投資。