袁月 孫光國 張焰朝

摘? ?要：企業(yè)的融資狀況與其所處的營商環(huán)境密不可分，行政管制過多導(dǎo)致的企業(yè)資源獲取和配置效率低下，是影響企業(yè)融資的重要外部制度因素之一。近年來，我國行政審批制度改革持續(xù)深入，對(duì)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。為探究行政審批制度改革與企業(yè)融資約束的關(guān)系，這里以各地行政審批中心的設(shè)立為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，利用我國滬深上市公司數(shù)據(jù)，采用廣義雙重差分法進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，行政審批中心的設(shè)立緩解了企業(yè)融資約束，但政策效果因企業(yè)特征以及企業(yè)所在區(qū)域特征的不同而存在較大差異。具體表現(xiàn)為：涉及行政審批事項(xiàng)較多的企業(yè)以及位于東部地區(qū)、高行政級(jí)別城市的企業(yè)從改革中能獲得更大利益。從影響機(jī)制來看，行政審批中心的設(shè)立降低了企業(yè)的制度性交易成本和債務(wù)融資成本，從而緩解了企業(yè)的融資約束。

關(guān)鍵詞：行政審批制度改革；行政審批中心；行政審批事項(xiàng)；融資約束

中圖分類號(hào)：F275? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1003-7543（2023）05-0138-18

企業(yè)的健康發(fā)展是我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐，能否以較低的成本及時(shí)獲得經(jīng)營投資所需要的資金和資源是企業(yè)正常運(yùn)營的前提。當(dāng)市場不完備導(dǎo)致企業(yè)外部融資成本高于內(nèi)源融資從而無法使投資達(dá)到最優(yōu)時(shí)，企業(yè)就會(huì)面臨融資約束［1］。融資約束會(huì)增加因企業(yè)研發(fā)而導(dǎo)致的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，從而限制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資［2］，不利于企業(yè)的生產(chǎn)率提高和價(jià)值提升［3］。然而，現(xiàn)實(shí)中企業(yè)的融資約束問題廣泛存在。企業(yè)經(jīng)營者問卷跟蹤調(diào)查報(bào)告表明，我國企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資難、融資貴問題突出［4］，上市公司也普遍存在融資約束困境［5］。企業(yè)的良好運(yùn)營是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力。中央高度重視企業(yè)融資問題，緩解企業(yè)融資難、融資貴問題多次成為中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議的重要事項(xiàng)，2022年中央政府工作報(bào)告亦提出要進(jìn)一步解決實(shí)體經(jīng)濟(jì)特別是中小微企業(yè)融資難題。

我國政府出臺(tái)的一系列政策措施都有為企業(yè)降成本或提供金融支持的功效，如稅收優(yōu)惠、債券融資增信支持、產(chǎn)業(yè)政策支持等。然而，經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，這些政策并非都能緩解企業(yè)融資約束，政府對(duì)產(chǎn)業(yè)的過度干預(yù)甚至可能加劇企業(yè)融資約束［6］。重塑政府與市場的關(guān)系、堅(jiān)持市場化導(dǎo)向的改革、構(gòu)建一流的市場化營商環(huán)境是我國的現(xiàn)實(shí)需要。自2001年國務(wù)院行政審批制度改革工作領(lǐng)導(dǎo)小組成立以來，我國行政審批制度改革工作持續(xù)推進(jìn)。2021年發(fā)布的國家“十四五”規(guī)劃綱要提出要深化簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)改革。行政審批制度改革作為構(gòu)建市場化營商環(huán)境的關(guān)鍵抓手、提升政府經(jīng)濟(jì)治理能力的有力舉措，其必要性和重要性被再次強(qiáng)調(diào)，改革的方向也進(jìn)一步明確。

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，制度改革與政策推行對(duì)企業(yè)發(fā)展有著深遠(yuǎn)的影響。已有研究表明，企業(yè)所在的制度環(huán)境對(duì)企業(yè)的融資至關(guān)重要，政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致融資渠道外生于市場是形成我國企業(yè)融資約束的根本性因素［7］，投資準(zhǔn)入限制、市場進(jìn)入門檻等體制機(jī)制障礙更是阻礙了我國直接融資效率的提高［8］，制約了企業(yè)的發(fā)展。因此，緩解企業(yè)融資約束不僅要從企業(yè)自身出發(fā)，還需要深化“放管服”改革，優(yōu)化企業(yè)所在的營商環(huán)境。那么，作為一流的市場化營商環(huán)境建設(shè)的重要推動(dòng)力量，行政審批制度改革能否緩解企業(yè)融資約束？如果能，行政審批制度改革緩解企業(yè)融資約束的影響機(jī)制是什么？是否對(duì)所有企業(yè)都能發(fā)揮同樣的作用？對(duì)這些問題的回答，可以為剖析引致企業(yè)融資難的制度因素提供啟示，有助于科學(xué)評(píng)價(jià)政府在緩解企業(yè)融資難、融資貴問題上發(fā)揮的作用，亦可為我國行政審批制度改革的政策效果提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為建設(shè)一流的市場化營商環(huán)境提供思路。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

政府對(duì)企業(yè)的管制是影響企業(yè)融資約束的重要制度因素，行政審批制度改革是改善企業(yè)營商環(huán)境、提高市場活力的重要舉措。本文主要就這兩方面的文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。

（一）影響企業(yè)融資約束的制度因素

不同于發(fā)達(dá)國家，我國企業(yè)的融資約束可能源于政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，而這是市場本身所無法化解的［7］。雖然2013年我國金融機(jī)構(gòu)貸款利率管制的全面放開促進(jìn)了銀行間競爭和信貸資源配置的市場化，有助于企業(yè)以更低的融資成本獲得貸款［9］，然而營商環(huán)境相關(guān)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，市場議價(jià)機(jī)制發(fā)揮作用仍是受限的，要在信貸資源配置中真正實(shí)現(xiàn)競爭中性，還需要探究影響營商環(huán)境的深層次因素［10］。圍繞營商環(huán)境等制度因素展開的研究均發(fā)現(xiàn)，好的制度環(huán)境可以緩解企業(yè)融資約束。周澤將等發(fā)現(xiàn)營商環(huán)境優(yōu)化可以降低企業(yè)信貸成本［11］，良好的營商環(huán)境會(huì)減弱非正規(guī)部門的競爭對(duì)企業(yè)融資約束的負(fù)面影響。魏志華等認(rèn)為政府治理、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、金融發(fā)展、制度文化是金融生態(tài)環(huán)境的四個(gè)要素，好的金融生態(tài)環(huán)境能改善企業(yè)的融資約束［12］。強(qiáng)國令等以樊綱等編制的包含政府與市場關(guān)系在內(nèi)的市場化指數(shù)來衡量市場化進(jìn)程，發(fā)現(xiàn)市場化進(jìn)程降低了企業(yè)融資約束［13］。

上述研究說明緩解企業(yè)融資約束除了要進(jìn)行財(cái)稅金融體制改革之外，還應(yīng)改善企業(yè)所處的制度環(huán)境。而無論是哪個(gè)角度展開對(duì)制度環(huán)境的探索，都離不開對(duì)政務(wù)環(huán)境的探討。正確處理政府與市場的關(guān)系，使市場在資源配置中起決定性作用，能更好地解決企業(yè)融資問題。行政審批制度改革對(duì)政府配置資源的權(quán)力進(jìn)行了調(diào)整、限制與規(guī)范，重塑了政府與市場關(guān)系，會(huì)極大地影響企業(yè)所處的政務(wù)環(huán)境乃至營商環(huán)境，但少有文獻(xiàn)對(duì)此進(jìn)行研究，因而探究行政審批制度改革對(duì)企業(yè)融資約束的影響具有重要意義。

（二）行政審批制度改革對(duì)企業(yè)發(fā)展的影響

企業(yè)進(jìn)入市場及其生產(chǎn)經(jīng)營運(yùn)作的各個(gè)方面都會(huì)受到政府行政審批的管制，比如企業(yè)注冊(cè)設(shè)立、進(jìn)入新行業(yè)、獲取資質(zhì)許可、投資項(xiàng)目等［14］，過多的審批扭曲了資源配置，從而抑制了企業(yè)的生產(chǎn)率增長［15］。隨著行政審批制度改革的開展與深化，更多的學(xué)者將研究視角聚焦到行政審批制度改革對(duì)微觀企業(yè)的影響上，發(fā)現(xiàn)行政審批制度改革不僅放松了市場準(zhǔn)入，便于企業(yè)進(jìn)入市場［16］，而且會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營運(yùn)作產(chǎn)生影響。一方面，行政審批制度改革精簡審批事項(xiàng)、提高審批效率，降低了交易費(fèi)用［14］，有利于企業(yè)成本的降低以及利潤率的提高［17］。另一方面，行政審批制度改革優(yōu)化了市場資源配置，使得競爭更加市場化，促使企業(yè)為了謀求生存和發(fā)展而進(jìn)行創(chuàng)新和并購等活動(dòng)，提高了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出、并購績效、投資效率與生產(chǎn)率［18-21］。

綜上所述，在行政審批制度改革對(duì)企業(yè)的影響方面，學(xué)者們研究了行政審批制度改革對(duì)微觀企業(yè)進(jìn)入市場、在位企業(yè)的創(chuàng)新和并購等投資活動(dòng)、生產(chǎn)率等方面的影響。投融資是互動(dòng)的，生產(chǎn)經(jīng)營與投資都需要資金支持。行政審批是政府控制微觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域資源配置的工具，行政審批制度改革勢必會(huì)影響其轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的資源獲取能力，但是其對(duì)企業(yè)融資的影響尚未有細(xì)致研究，對(duì)此進(jìn)行探索有助于更全面綜合地考察行政審批制度改革對(duì)企業(yè)發(fā)展的影響。

二、制度背景、理論分析與研究假設(shè)

獲取資源對(duì)企業(yè)的生存發(fā)展至關(guān)重要，根據(jù)資源依賴?yán)碚摚髽I(yè)的生存和發(fā)展與其所在的外部環(huán)境息息相關(guān)。在不完美市場下，信息不對(duì)稱、委托代理問題、流動(dòng)性約束、交易成本的存在導(dǎo)致了企業(yè)的融資約束［1，22-23］，而宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定以及政府過度干預(yù)會(huì)使得企業(yè)面臨更為嚴(yán)重的融資約束問題［7］。

政府主要通過制定各種政策、管制措施等實(shí)現(xiàn)其調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)。行政審批是政府干預(yù)的一種方式，是政府管理和配置資源的主要手段。隨著社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，行政審批制度的弊端逐漸顯現(xiàn)，市場準(zhǔn)入的限制、煩瑣的審批環(huán)節(jié)和條件、漫長的審批時(shí)間和不透明、不規(guī)范的審批標(biāo)準(zhǔn)既耽誤時(shí)間，又影響效率，捆住了企業(yè)的手腳。這就要求必須對(duì)行政審批制度進(jìn)行改革，重新審視并調(diào)節(jié)政府與市場的關(guān)系，激發(fā)市場主體的活力。2001年，國務(wù)院行政審批制度改革工作領(lǐng)導(dǎo)小組成立，負(fù)責(zé)指導(dǎo)和協(xié)調(diào)全國行政審批制度改革工作。在此之后，行政審批制度改革工作持續(xù)推進(jìn)。

行政審批對(duì)企業(yè)的管制主要體現(xiàn)在獲取交易的許可以及完成交易上，無論是企業(yè)的注冊(cè)設(shè)立，還是日常經(jīng)營、融資投資等，都會(huì)涉及眾多審批。一方面，審批相關(guān)的行政事業(yè)收費(fèi)使企業(yè)承擔(dān)著高昂的制度性交易成本；另一方面，復(fù)雜繁多的行政審批使企業(yè)面臨較大的不確定性，增加了企業(yè)的決策信息成本，使企業(yè)對(duì)投資項(xiàng)目的回收期、未來現(xiàn)金流等預(yù)判存在較大的偏差［24］，不僅影響了企業(yè)的經(jīng)營效率和盈利能力，而且會(huì)讓投資者因較大的信息不對(duì)稱從而要求更高的資金溢價(jià)，企業(yè)融資成本較高［25］。

行政審批制度改革的內(nèi)容與措施主要有審批機(jī)構(gòu)的精簡與整合、審批程序與流程優(yōu)化、審批事項(xiàng)的縮減與權(quán)限下放。行政審批中心的設(shè)立是行政審批制度改革的集中體現(xiàn)，實(shí)現(xiàn)了具有審批權(quán)限的多個(gè)部門的集中辦公，為企業(yè)提供設(shè)立變更、資質(zhì)認(rèn)證、商務(wù)貿(mào)易、投資審批、融資信貸等審批事項(xiàng)的一站式辦理，推動(dòng)了審批程序的再造與審批標(biāo)準(zhǔn)的規(guī)范。部分行政審批中心還聯(lián)合金融機(jī)構(gòu)成立了金融服務(wù)系統(tǒng)，促成銀行辦事處入駐中心，更是直接簡化了企業(yè)融資相關(guān)的審批程序，減少了來自行政審批方面的融資障礙，使得企業(yè)融資手續(xù)辦理更為便利。很多事項(xiàng)在行政審批制度改革后由原先的審批制變成審核制、備案制甚至取消審批。通過分析可以發(fā)現(xiàn)，行政審批制度改革對(duì)企業(yè)經(jīng)營運(yùn)作產(chǎn)生了很大影響。一是市場準(zhǔn)入的放開、審批事項(xiàng)的縮減和審批程序的優(yōu)化意味著企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營以及投融資活動(dòng)面臨的門檻限制減少，審批效率和質(zhì)量提升，企業(yè)得以從原先煩瑣漫長的審批中解放出來，擁有更大的經(jīng)營自主權(quán)，將更多的時(shí)間、資金與精力放到企業(yè)價(jià)值增值行為上，降低了企業(yè)的制度性交易成本，提升了企業(yè)的生產(chǎn)率和利潤率［17，21］。二是行政審批制度改革提高了行政透明度，企業(yè)來自政務(wù)環(huán)境的不確定性降低，為達(dá)到融資條件而進(jìn)行財(cái)務(wù)造假的動(dòng)機(jī)減弱，財(cái)務(wù)信息質(zhì)量提高［26］。企業(yè)的經(jīng)營狀況及財(cái)務(wù)信息是投資人尤其是信貸機(jī)構(gòu)評(píng)估企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、作出投資決策的重要依據(jù)，較高的信息不對(duì)稱會(huì)降低投資者的投資意愿或要求更高的資金溢價(jià)，而行政審批制度改革改善了企業(yè)與外界的信息不對(duì)稱狀況，企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)降低，相應(yīng)的融資成本也會(huì)降低。

綜上所述，行政審批制度改革降低了企業(yè)的制度性交易成本及融資成本，從而對(duì)企業(yè)融資狀況產(chǎn)生影響?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

在其他條件不變的情況下，行政審批制度改革能夠緩解企業(yè)融資約束。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

2001年，國務(wù)院行政審批制度改革工作領(lǐng)導(dǎo)小組成立，負(fù)責(zé)統(tǒng)一協(xié)調(diào)全國的行政審批制度改革工作，在這一年行政審批中心也在各地級(jí)市快速設(shè)立，因而這里選用地級(jí)市行政審批中心設(shè)立數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)行政審批制度改革對(duì)企業(yè)的影響，以2001年為研究起始年份。行政審批中心數(shù)據(jù)主要來源于徐現(xiàn)祥教授團(tuán)隊(duì)整理的中國地級(jí)行政審批中心數(shù)據(jù)庫以及CNRDS數(shù)據(jù)庫的行政審批中心數(shù)據(jù)。在這兩個(gè)數(shù)據(jù)庫的基礎(chǔ)上，我們以行政審批中心、行政服務(wù)中心、政務(wù)服務(wù)中心、行政審批服務(wù)中心、行政審批和政務(wù)管理局等為關(guān)鍵詞語通過網(wǎng)絡(luò)搜索、查找政府文件等方式定位到各地行政審批中心官網(wǎng)、新聞報(bào)道網(wǎng)站、政府網(wǎng)站等獲取各地行政審批中心設(shè)立數(shù)據(jù)，并與前兩個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行核對(duì)、補(bǔ)充，最終確定各地行政審批中心的設(shè)立時(shí)間。上市公司的國有持股比例數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫，公司注冊(cè)地及其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、城市GDP及其結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，市場化進(jìn)程數(shù)據(jù)來自樊綱、王小魯?shù)鹊摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報(bào)告》［27］。

本文的研究樣本為2001—2019年我國上市公司數(shù)據(jù)，包括了全國地級(jí)層面城市，不包括直轄市及港澳臺(tái)地區(qū)。此外，還剔除了金融保險(xiǎn)行業(yè)公司以及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。最終的樣本包括 2 615 家上市公司的 26 410 個(gè)觀測值，分布在 244 個(gè)地級(jí)市。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

設(shè)立行政審批中心與否是一個(gè)隨時(shí)間改變的0—1虛擬變量，這樣一來，單一政策沖擊的傳統(tǒng)DID模型不再適用，因而本文參照已有漸進(jìn)式改革政策研究的文獻(xiàn)做法［16，19］，采用多期雙重差分（DID）模型進(jìn)行研究。

1.多期DID模型構(gòu)建

為探究行政審批制度改革對(duì)企業(yè)融資約束的影響，借鑒王永進(jìn)和馮笑［19］的做法，構(gòu)建如下模型：

KZ_indexcit=α+βAARct+γControls+Cityc+ Firmi +Yeart+εcit（1）

其中，下標(biāo)c為城市，i為企業(yè)，t為年份。KZ_indexcit表示i企業(yè)在t年的融資約束情況，AARct為行政審批中心是否設(shè)立的虛擬變量Treatc與是否為設(shè)立后的虛擬變量Postct的乘積（AARct=Treatc*Postct），估計(jì)系數(shù) β 反映了行政審批中心的設(shè)立對(duì)企業(yè)融資約束的影響。舉例來說，假設(shè)城市c在2003年設(shè)立了行政審批中心，則Treatc為1，否則為0；Postct在2003年及之后年份為1，2003年之前的年份為0。Controls為公司以及宏觀層面的控制變量。本文還在模型中加入了城市、公司、年份固定效應(yīng)（Cityc、Firmi、Yeart）。Cityc與Yeart 分別是城市啞變量和年度啞變量，相比Treatc與Postct而言可以更好地反映個(gè)體特征與時(shí)間特征，是Treatc與Postct的替代，亦符合DID原理的設(shè)計(jì)原理，因而本模型中不再單獨(dú)加入Treatc或Postct，只加入其交互項(xiàng)。此外，為了更好地緩解遺漏不可觀測的公司層面因素的問題，還參照以往文獻(xiàn)控制了公司固定效應(yīng)Firmi。εcit為誤差項(xiàng)。為降低極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量予以1%和99%分位數(shù)的縮尾處理。為避免城市層面的聚類效應(yīng)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的影響，回歸時(shí)在城市層面進(jìn)行了cluster處理。

2.主要變量

（1）被解釋變量：融資約束指數(shù)

本文使用KZ指數(shù)來衡量企業(yè)融資約束。KZ指數(shù)的構(gòu)建參考Kaplan & Zingales［28］、魏志華等［12］、李文文和黃世忠［29］的研究，選取經(jīng)營活動(dòng)凈現(xiàn)金流量（Cashflow）、現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物持有量（Cashhold）、股利支付率（Divdend）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）和托賓Q值（Tobin's Q）5個(gè)變量來構(gòu)建KZ指數(shù)，反映企業(yè)面臨的融資約束程度。其中，經(jīng)營活動(dòng)凈現(xiàn)金流量、現(xiàn)金持有和股利都除以期初總資產(chǎn)。具體做法如下：

第一，分年度生成Cashflow、Cashhold、Divdend、Lev和Tobin's Q這5個(gè)變量的中位數(shù)。

第二，將5個(gè)指標(biāo)按照年度中位數(shù)進(jìn)行分類，生成是否大于中位數(shù)的虛擬變量kzi（i=1，2，…5）。其中，若Cashflow小于中位數(shù)，則kz1為1，反之為0；若Cashhold小于中位數(shù)，則kz2為1，反之為0；若Divdend小于中位數(shù)，則kz3為1，反之為0；若Lev大于中位數(shù)，則kz4為1，反之為0；若Tobin's Q大于中位數(shù)，則kz5為1，反之為0。

第三，計(jì)算KZ值，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5。

第四，以KZ值為因變量，Cashflow、Cashhold、Divdend、Lev和Tobin's Q為自變量，采用有序的邏輯回歸（Ologit），構(gòu)建回歸模型。

第五，得到每一家上市公司各個(gè)年度的KZ值的估計(jì)值，KZ值的估計(jì)值越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。實(shí)證結(jié)果如表1所示。

表1回歸得到的各自變量的回歸系數(shù)的方向和大小符合預(yù)期，表明經(jīng)營性凈現(xiàn)金流較低、現(xiàn)金持有較少、現(xiàn)金股利較少、負(fù)債水平較高以及有著較多的投資機(jī)會(huì)的上市公司往往面臨著較大的融資約束。根據(jù)表1回歸得到的5個(gè)指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)，計(jì)算KZ_index：

KZ_index=-9.348*Cashflow-5.645*Cashhold-23.588*Divdend+3.781*Lev+0.351*Tobin's Q（2）

（2）核心解釋變量：行政審批中心設(shè)立

行政審批中心的設(shè)立不只是機(jī)構(gòu)的合并，而是將原先分散、相近的行政職能進(jìn)行整合、優(yōu)化，對(duì)煩瑣的行政審批事項(xiàng)和流程予以縮減、再造，實(shí)現(xiàn)審批業(yè)務(wù)、數(shù)據(jù)的集成與政務(wù)服務(wù)的集中管理，可以說行政審批中心設(shè)立既是行政審批制度改革的集中體現(xiàn)，又推動(dòng)了行政審批制度改革的進(jìn)一步深化［14］。由于各地方具體審批事項(xiàng)的動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)難以獲取，且行政審批制度改革不能只看審批事項(xiàng)的減少與下放，還要看這些行政審批制度改革措施是如何落實(shí)的，從“集中式審批、一站式服務(wù)”的行政審批中心的設(shè)立來對(duì)此進(jìn)行考察是一個(gè)非常合適的視角。由于地方政府在改革中具有較大的自主權(quán)，各地區(qū)行政審批中心設(shè)立的時(shí)間并不一致，設(shè)立時(shí)間的先后可以在一定程度上代表行政審批制度改革的強(qiáng)度［16］，更為豐富、具體地展現(xiàn)行政審批制度改革的邏輯和進(jìn)展，這就為政策研究提供了一個(gè)良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場景。本文與目前行政審批制度改革領(lǐng)域絕大多數(shù)文獻(xiàn)的做法［14，16-21］保持一致，從地級(jí)市行政審批中心設(shè)立這一視角來考察各地區(qū)行政審批制度改革的情況。具體地，根據(jù)企業(yè)所在城市行政審批中心是否設(shè)立以及設(shè)立年份來識(shí)別企業(yè)是否受到了行政審批制度改革的影響，若企業(yè)所在地級(jí)市設(shè)立了行政審批中心，則AAR變量在當(dāng)年及之后年份為1，否則為0。

（3）控制變量

本文控制了公司層面以及宏觀層面的因素。公司層面控制變量的選取主要參考李文文和黃世忠［29］、潘越等［30］，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利狀況（Profit）、流動(dòng)比率（Liquid）、成長性（MB）、資產(chǎn)有形性（PPE）、董事會(huì)獨(dú)立性（Indep）、國有股比例（Stateshare）。此外，企業(yè)的融資狀況可能受到行政審批制度改革之外的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、市場化進(jìn)程［30］等因素的影響，因而還控制了企業(yè)所在城市的國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、第二產(chǎn)業(yè)占比（GDP_2nd）、所在省份的市場化指數(shù)（Market）這3個(gè)宏觀層面控制變量。各個(gè)變量的定義如表2所示。

3.描述性統(tǒng)計(jì)及分析

表3（下頁）列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看到融資約束指標(biāo)KZ_index的均值為0.746，中位數(shù)為0.908，標(biāo)準(zhǔn)差為1.928，最小值為-4.812，最大值為5.838。行政審批制度改革（AAR）的均值為0.869，標(biāo)準(zhǔn)差為0.337，說明整個(gè)樣本期間絕大多數(shù)研究樣本所在城市都設(shè)立了行政審批中心。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)詳見表3。

此外，由于本文研究樣本期間為2001—2019年，時(shí)間跨度較長且涉及全國各個(gè)地級(jí)市，為了更清晰地呈現(xiàn)樣本，我們還列示了分年度、分區(qū)域（東部、中部、西部與東北地區(qū)①）的樣本量分布情況（見表4，下頁）。由表4可知，研究樣本較多集中在東部地區(qū)，中西部及東北地區(qū)相對(duì)較少，這主要與我國上市公司的區(qū)域性分布有關(guān)。圖1展示了各地級(jí)市行政審批中心設(shè)立前后其轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)融資約束（KZ_index）的分年度分布情況，可以看出行政審批中心設(shè)立后企業(yè)融資約束更低，為本文的研究提供了直觀的初步證據(jù)。

4.相關(guān)性分析

表5報(bào)告了各變量之間的相關(guān)系數(shù)，行政審批制度改革（AAR）與融資約束（KZ_index）的相關(guān)系數(shù)為-0.05，在1%水平上顯著，單變量的分析結(jié)果基本符合預(yù)期。除個(gè)別控制變量外，其他各個(gè)變量之間相關(guān)系數(shù)基本都小于0.5，未報(bào)告的方差膨脹因子VIF值最大為1.68，遠(yuǎn)小于10，說明實(shí)證模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）模型適用性檢驗(yàn)

本文采用雙重差分法（DID）模型來評(píng)估政策效果。理論上，使用雙重差分法的前提是滿足隨機(jī)性假設(shè)，即各地級(jí)市是否設(shè)立行政審批中心是隨機(jī)決定的，不存在樣本選擇偏差問題。就本文而言，行政審批中心是審批事項(xiàng)集中辦理、集中審批的“一站式”服務(wù)平臺(tái)，其建立初衷并非緩解企業(yè)融資約束，而是為了減少政府對(duì)微觀企業(yè)的干預(yù)，從而降低相應(yīng)的制度性交易成本，改善企業(yè)營商環(huán)境。因此，可以初步判斷研究樣本選擇是隨機(jī)的。在后文的穩(wěn)健性檢中，將影響城市是否建立行政審批中心的若干決定因素納入模型，從實(shí)證上判斷該項(xiàng)改革是否可以視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，是否可以采用DID模型進(jìn)行研究。

此外，應(yīng)用雙重差分模型來檢驗(yàn)行政審批制度改革與企業(yè)融資約束之間的關(guān)系還需要滿足平行趨勢假設(shè)，即在行政審批制度改革設(shè)立前，處理組和對(duì)照組之間的融資約束不存在差異或者即使有差異但差異不隨時(shí)間而改變。為檢驗(yàn)平行趨勢假設(shè)，借鑒已有文獻(xiàn)［32］，構(gòu)建如下模型進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)。

KZ_indexcit=α0+α1Set? ×Treatct+α2Set? ×Treatct+α3Set? ×Treatct+α4Set? ×Treatct+α5Set? ×Treatct+α6Set? ×Treatct+α7Set? ×Treatct+α8Set? ×Treatct+Cityc+Firmi+Yeart+εcit（3）

具體做法為：按照行政審批中心設(shè)立的前后時(shí)間段設(shè)置一系列時(shí)間虛擬變量Set? ，將其與處理組的虛擬變量Treatct相乘，考察交互項(xiàng)Set? ×Treatct的顯著性。具體而言，以行政審批中心設(shè)立當(dāng)年的樣本為基準(zhǔn)組，在基準(zhǔn)組前后分別設(shè)置4個(gè)虛擬變量，若處于基準(zhǔn)組所在年份之前的第1年、第2年、第3年、第4年及以上，則 Set? 、Set? 、Set? 、Set? 分別取值為1，否則為0；若處于基準(zhǔn)組所在年份之后的第1年、第2年、第3年、第4年及以上，則 Set? 、Set? 、Set? 、Set? ?分別取值為1，否則為0。表6的回歸結(jié)果顯示，基準(zhǔn)組之前年度的Set? ×Treatct、Set? ×Treatct、Set? ×Treatct、Set? ×Treatct 的系數(shù)均不顯著，說明在實(shí)施行政審批制度改革前，處理組與對(duì)照組的融資約束沒有明顯差異，符合平行趨勢假設(shè)。

（二）回歸結(jié)果及分析

1.基準(zhǔn)回歸分析

表7報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果。列（1）和列（2）是基于公司注冊(cè)地城市得到的回歸結(jié)果。列（1）控制了城市、公司、年份固定效應(yīng)，但沒有加入控制變量，解釋變量AAR的估計(jì)系數(shù)為-0.130，在10%水平上顯著；列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上控制了影響企業(yè)融資約束的公司層面和宏觀層面因素，解釋變量AAR的估計(jì)系數(shù)為-0.126，在5%水平上顯著，各控制變量的回歸結(jié)果也與已有文獻(xiàn)基本相符。表7的回歸結(jié)果說明，在控制其他可能的影響因素后，行政審批中心的設(shè)立對(duì)融資約束有負(fù)向影響，由此可得出行政審批中心設(shè)立緩解了企業(yè)融資約束的初步結(jié)論。

2.內(nèi)生性分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）緩解樣本選擇偏差問題

為進(jìn)一步說明地級(jí)市設(shè)立行政審批中心的隨機(jī)性，我們還參考王永進(jìn)和馮笑［19］、朱旭峰和張友浪［33］的做法，在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上考慮可能影響城市設(shè)立行政審批中心的三類因素：一是城市經(jīng)濟(jì)與行政特征，包括經(jīng)濟(jì)開放性（Openness）、城市行政級(jí)別（City_level）、總?cè)丝冢╨nPopulation）、是否為東部地區(qū)（East）；二是同區(qū)域其他城市設(shè)立行政審批中心的影響，即同省份其他城市累計(jì)設(shè)立率（Neibor_ratio）；三是當(dāng)?shù)卣賳T的影響，即市長及市委書記的年齡、任期和前一任職位來源（Mayor_age55、Mayor_tenure、Mayor_origin、PS_age55、PS_tenure、PS_origin）。將上述決定因素分別與post相乘后納入基準(zhǔn)回歸模型以剔除城市樣本選擇偏差。

2001年國務(wù)院正式啟動(dòng)了行政審批制度改革，但2001年前就有個(gè)別城市已經(jīng)設(shè)立行政審批中心，若將地級(jí)市作為處理組則可能存在內(nèi)生性問題。因?yàn)檫@些地級(jí)市政府自主自發(fā)地實(shí)施改革可能是由其招商引資等固有內(nèi)在需求引致，不能排除其是樣本自選擇的結(jié)果。此外，企業(yè)也有可能將企業(yè)的注冊(cè)地遷往政務(wù)環(huán)境更好的城市。為緩解上述兩種可能對(duì)結(jié)果穩(wěn)健性的影響，參考畢青苗等［16］和王璐等［34］的做法，分別剔除在2001年前就先行設(shè)立行政審批中心的地級(jí)市樣本以及剔除樣本期間更換注冊(cè)地址的企業(yè)樣本重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8（下頁）列（2）和列（3）所示。相較于基準(zhǔn)回歸，AAR系數(shù)更大，t值也增大，再次體現(xiàn)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性，說明地級(jí)市行政審批中心設(shè)立這一事件基本滿足準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的特點(diǎn)，滿足DID模型的樣本隨機(jī)性的適用條件，在本文研究中應(yīng)用DID模型是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

（2）排除其他環(huán)境變化干擾

在樣本期間，2001年我國加入WTO、2008年金融危機(jī)等沖擊均會(huì)影響企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境或融資狀況。為了排除這些環(huán)境變化對(duì)本文結(jié)果可能的干擾，參考詹新宇和王一歡［21］等文獻(xiàn)的做法，分別剔除2001年、2007年與2008年樣本后重新回歸以排除我國加入WTO或者金融危機(jī)產(chǎn)生的影響。表8列（4）和列（5）的雙重差分變量AAR的回歸系數(shù)依舊為負(fù)且顯著，說明行政審批中心設(shè)立對(duì)企業(yè)融資約束的緩解作用是穩(wěn)健的。

（3）部分年度雙重差分回歸：構(gòu)造新的DID樣本

截至2019年，所有地級(jí)市均已設(shè)立行政審批中心，就基準(zhǔn)回歸的研究樣本而言，所有的Treat均為1，沒有Treat為0的樣本，因而該部分采用更換處理組和對(duì)照組的方式來進(jìn)一步考察結(jié)論的穩(wěn)健性。具體地，將2001年或2002年設(shè)立行政審批中心的地級(jí)市作為新的處理組，共106個(gè)地級(jí)市，2007年及以后年份才設(shè)立行政審批中心的地級(jí)市作為對(duì)照組，共59個(gè)地級(jí)市。樣本期間限定為2001—2006年，在這一期間內(nèi)，對(duì)照組均未設(shè)立行政審批中心，即Treat為0。這么做的原因是我國地級(jí)市行政審批中心主要集中于2001—2006年設(shè)立，2001年和2002年分別有44個(gè)、62個(gè)地級(jí)市設(shè)立了行政審批中心，合計(jì)占地級(jí)市樣本的43.44%，至2006年末已設(shè)立行政審批中心的地級(jí)市樣本占總樣本量的75.82%。對(duì)構(gòu)造的處理組與對(duì)照組樣本按照基準(zhǔn)回歸的模型即模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9（下頁）列（1）所示。AAR的系數(shù)為-0.225，在5%水平顯著，印證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。

（4）平衡面板數(shù)據(jù)回歸

本文樣本時(shí)間跨度較長，為避免非隨機(jī)因素對(duì)結(jié)果的干擾，采用平衡面板數(shù)據(jù)時(shí)僅保留2001—2019年數(shù)據(jù)連續(xù)的企業(yè)樣本重新執(zhí)行回歸，結(jié)果如表9列（2）所示，結(jié)果依舊穩(wěn)健。

（5）緩解衡量偏誤問題：分別替換解釋變量與被解釋變量的衡量方式

先替換解釋變量的衡量指標(biāo)。AAR2為考慮行政審批中心設(shè)立年份以及月份后重新生成的行政審批中心設(shè)立指標(biāo)，若行政審批中心為當(dāng)年上半年設(shè)立，則AAR2當(dāng)年為1；若行政審批中心為當(dāng)年下半年設(shè)立，則AAR2當(dāng)年為0，下年為1。用AAR2替換AAR來執(zhí)行模型（1）的回歸，回歸結(jié)果如表9列（3）所示。在改變行政審批中心設(shè)立年份的確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)后，AAR2的回歸系數(shù)為負(fù)，且在5%水平下顯著，說明行政審批中心設(shè)立緩解企業(yè)融資約束的結(jié)論仍舊穩(wěn)健。

接下來替換被解釋變量的衡量指標(biāo)。為緩解衡量偏誤問題，本文替換了融資約束的衡量變量，參考Fazzari等［1］和李文文和黃世忠［29］，采用投資—現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)來反映企業(yè)的融資約束，構(gòu)建如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

Investcit=α+βAARct+λAARct*Cashflowcit+ ηCashflowcit+ωControls+Cityc+Firmi+Yeart+εcit（4）

其中，Invest為投資支出；Cashflow為經(jīng)營現(xiàn)金流量；AAR*Cashflow為行政審批制度改革變量與經(jīng)營現(xiàn)金流量的交互項(xiàng)，主要看其回歸系數(shù) λ，其他控制變量同基準(zhǔn)回歸模型（1）?；貧w結(jié)果如表9列（4）所示，行政審批中心設(shè)立變量AAR與經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額的交互項(xiàng)（AAR*Cashflow）系數(shù)為負(fù)，且在1%水平顯著，說明行政審批中心的設(shè)立能夠降低企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性，緩解融資約束。以上結(jié)果說明，在替換融資約束的衡量方式后，結(jié)果仍舊穩(wěn)健。

五、影響機(jī)制分析

（一）行政審批制度改革緩解企業(yè)融資約束的作用路徑：降低企業(yè)制度性交易成本

作為政府對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)進(jìn)行干預(yù)的一種手段，行政審批對(duì)企業(yè)的干預(yù)主要體現(xiàn)在獲取交易的許可以及完成交易上，這一過程伴隨著制度性交易成本的產(chǎn)生，如辦理審批業(yè)務(wù)需要繳納的稅費(fèi)，因無法進(jìn)入市場、不規(guī)范的審批流程、漫長的審批時(shí)間等導(dǎo)致的成本，以及企業(yè)為獲取審批便利所主動(dòng)付出的成本，例如建立政治關(guān)聯(lián)、行賄等［14］，這些制度性交易成本增加了企業(yè)的負(fù)擔(dān)。

行政審批制度改革一方面減少了審批事項(xiàng)，涉企行政事業(yè)性收費(fèi)減少，另一方面優(yōu)化了審批流程，審批更加規(guī)范、透明，既降低了企業(yè)不必要的支出，又節(jié)約了企業(yè)的時(shí)間和精力，幫助企業(yè)降低了制度性交易成本。成本的降低有助于改善企業(yè)的狀況，因而我們認(rèn)為行政審批制度改革可以通過降低企業(yè)制度性交易成本從而緩解融資約束，在此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。被解釋變量是企業(yè)的交易成本（Transactioncost），參考夏杰長和劉誠［14］等文獻(xiàn)，我們以銷售費(fèi)用、管理費(fèi)用、財(cái)務(wù)費(fèi)用三者之和除以總資產(chǎn)來表示，控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)有形性（PPE）、盈利狀況（Profit）、員工人數(shù)（lnStaff）、城市國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、第二產(chǎn)業(yè)占比（GDP_2nd）、市場化指數(shù)（Market），并控制了城市、公司及年份固定效應(yīng)。為避免城市層面的聚類效應(yīng)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的影響，回歸時(shí)在城市層面進(jìn)行了cluster處理。回歸結(jié)果如表10列（1）所示。AAR的回歸系數(shù)為負(fù)，且在10%水平顯著，說明行政審批中心設(shè)立降低了企業(yè)的制度性交易成本。

（二）行政審批制度改革緩解企業(yè)融資約束的作用路徑：降低企業(yè)融資成本

行政審批制度改革前，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨眾多行政審批，審批流程煩瑣、審批周期長導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的不確定性增大，尤其是涉及多項(xiàng)審批的投資項(xiàng)目，需要經(jīng)過項(xiàng)目籌建主體資格確認(rèn)、建設(shè)項(xiàng)目節(jié)能審查、項(xiàng)目環(huán)評(píng)審批等審批程序，企業(yè)更是難以準(zhǔn)確預(yù)期其何時(shí)通過審批可以進(jìn)入建設(shè)期以及預(yù)測投資回收期，企業(yè)未來現(xiàn)金流的不確定性高，企業(yè)與外部的信息不對(duì)稱性高，從而導(dǎo)致投資人要求更高的資金溢價(jià)。此外，因?qū)徟L而無形中延長的項(xiàng)目周期也意味著企業(yè)需要承擔(dān)更長期間的利息費(fèi)用，企業(yè)融資成本高昂。行政審批制度改革后，企業(yè)項(xiàng)目的審批效率提高，有利于企業(yè)項(xiàng)目的順利推進(jìn)，降低企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱，降低企業(yè)的融資成本，從而緩解企業(yè)的融資約束。

鑒于股權(quán)融資相關(guān)的行政審批制度改革舉措在本文樣本期間較為靠后，因而本文從債務(wù)融資的角度來檢驗(yàn)行政審批制度改革影響融資約束的作用路徑，即考察行政審批中心設(shè)立是否會(huì)降低企業(yè)的債務(wù)融資成本。被解釋變量是企業(yè)的債務(wù)融資成本，參考潘越等［35］、張偉華等［9］，以財(cái)務(wù)費(fèi)用明細(xì)中的利息支出與其他財(cái)務(wù)費(fèi)用之和與期初總負(fù)債的比值來衡量債務(wù)融資成本。控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)有形性（PPE）、公司成長性（MB）、盈利狀況（Profit）、經(jīng)營杠桿（OpeLevel）、國有股比例（Stateshare）、市凈率（PB）、董事會(huì)獨(dú)立性（Indep）、高管持股（Comp）、公司年齡（Age）、金融市場化程度（Finance），并控制了城市、公司及年份固定效應(yīng)。其中，金融市場化程度（Finance）來自王小魯?shù)鹊氖袌龌笖?shù)報(bào)告的要素市場發(fā)育程度中的金融市場化程度指標(biāo)。與市場化指數(shù)的衡量一致，借鑒馬連福等［31］的做法，以歷年金融市場化指數(shù)的平均增長幅度作為預(yù)測依據(jù)，補(bǔ)齊2017—2019年度金融市場化程度指標(biāo)。回歸結(jié)果如表10列（2）所示。AAR的回歸系數(shù)為負(fù)，且在5%水平顯著，說明行政審批中心設(shè)立降低了債務(wù)融資成本。

六、異質(zhì)性檢驗(yàn)

前文實(shí)證結(jié)果表明，行政審批中心的設(shè)立緩解了企業(yè)的融資約束，但需要注意的是，不同地區(qū)因具有不同區(qū)位特征，其行政審批制度改革的實(shí)施也可能有差異，行政審批制度改革對(duì)不同企業(yè)的影響亦不相同。政策實(shí)際實(shí)施效果可能會(huì)因企業(yè)特征、地區(qū)特征的差異而有所不同。若企業(yè)原先受到行政審批的制約較大，行政審批制度改革后這些企業(yè)相較于其他企業(yè)更能享受到政策紅利。若企業(yè)所在地區(qū)具有更多的資源稟賦，就能更好地借力行政審批制度改革加快發(fā)展。鑒于此，本文從企業(yè)涉及的行政審批事項(xiàng)的多寡、企業(yè)所在地區(qū)的區(qū)位特征兩個(gè)角度，考察行政審批制度改革影響企業(yè)融資約束的橫截面差異?？梢灶A(yù)期，涉及的行政審批事項(xiàng)較多，位于東部地區(qū)、城市行政級(jí)別較高的企業(yè)，在行政審批中心設(shè)立后，其融資約束更能得到緩解。

（一）企業(yè)特征：企業(yè)涉及行政審批事項(xiàng)的多寡

在企業(yè)涉及行政審批的事項(xiàng)中，投資項(xiàng)目審批涉及面廣、影響較大，且相對(duì)而言與企業(yè)融資之間的聯(lián)系更為緊密，因而本文從這一角度來考察。由于企業(yè)投資項(xiàng)目審批數(shù)據(jù)無法直接獲取，只能試圖從項(xiàng)目資產(chǎn)的規(guī)模大小來間接考察其項(xiàng)目涉及的事項(xiàng)多少。一般而言，企業(yè)項(xiàng)目資產(chǎn)的規(guī)模越大，相應(yīng)的項(xiàng)目在投資前期以及運(yùn)營過程中涉及的行政審批也越多。參考劉貫春等［36］用現(xiàn)金流量表中“企業(yè)為購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”來反映企業(yè)項(xiàng)目資產(chǎn)投資（Lasset）。用“企業(yè)項(xiàng)目資產(chǎn)投資（Lasset）是否超過行業(yè)中位數(shù)”間接反映“企業(yè)日常事項(xiàng)涉及行政審批的多寡”，來檢驗(yàn)當(dāng)企業(yè)涉及的行政審批事項(xiàng)多寡不同時(shí)，行政審批中心的設(shè)立對(duì)企業(yè)融資約束的影響是否有所差異，回歸結(jié)果如表11所示。列（1）和列（2）為基于企業(yè)涉及行政審批事項(xiàng)多寡的分組檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，行政審批中心設(shè)立（AAR）系數(shù)為負(fù)且僅在涉及行政審批事項(xiàng)多的組（Lasset_High）顯著，結(jié)果表明，就項(xiàng)目資產(chǎn)占比較高即日常事項(xiàng)涉及較多行政審批事項(xiàng)的企業(yè)而言，行政審批中心設(shè)立后，其融資約束水平會(huì)有所改善。

（二）區(qū)位特征：地區(qū)審批權(quán)限與資源稟賦差異

總體而言，中西部及東北地區(qū)的內(nèi)生吸引力相對(duì)不足，而東部地區(qū)相對(duì)來說具有更好的資源稟賦和更多的資金來源，市場化的營商環(huán)境更能發(fā)揮優(yōu)勢［37］。再具體到本文考察的行政審批中心設(shè)立是市級(jí)層面的，即便均為地級(jí)市，也有著省會(huì)城市、副省級(jí)城市、其他地級(jí)市的行政級(jí)別差異。城市行政級(jí)別的背后蘊(yùn)含的是其政治資本稟賦和資源配置能力，不同行政級(jí)別意味著城市的審批權(quán)限、資源動(dòng)員能力及政策影響力不同，高行政級(jí)別城市有著更多的審批權(quán)限以及更好的融資環(huán)境，轄區(qū)企業(yè)的融資便利更多［38］。因此，可以預(yù)期當(dāng)行政審批制度改革推行后，東部地區(qū)企業(yè)以及高行政級(jí)別城市企業(yè)更能通過政務(wù)環(huán)境的改善實(shí)現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)，更多地享受到行政審批制度改革的紅利，從而緩解融資約束。

對(duì)此，區(qū)分企業(yè)所在地區(qū)的區(qū)位特征進(jìn)行分組研究，回歸結(jié)果如表11所示。列（3）和列（4）為基于企業(yè)所在城市是否為東部地區(qū)的分組檢驗(yàn)結(jié)果①，可以看出，行政審批中心設(shè)立（AAR）的系數(shù)為負(fù)且僅在東部地區(qū)樣本顯著；列（5）和列（6）為基于企業(yè)所在城市是否為省會(huì)或者副省級(jí)城市的分組檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，行政審批中心設(shè)立（AAR）的系數(shù)為負(fù)且僅在省會(huì)或副省級(jí)城市樣本顯著。上述結(jié)果表明，行政審批制度改革對(duì)企業(yè)融資約束的影響會(huì)受到企業(yè)所在地區(qū)因素的影響。資源更豐富的東部地區(qū)以及審批權(quán)限更大的高行政級(jí)別城市轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)在改革后融資約束能得到更好緩解。

七、進(jìn)一步分析

行政審批制度改革需要落到實(shí)施與執(zhí)行上來。行政審批中心的設(shè)立通過審批部門集中化、審批事項(xiàng)集成化、審批窗口一站式可以提供更好的審批服務(wù)。借鑒畢青苗等［16］，從行政審批中心的設(shè)立年齡（AAR_age）、進(jìn)駐的部門或單位數(shù)量（AAR_department）、進(jìn)駐的審批與服務(wù)事項(xiàng)數(shù)量（AAR_item）以及進(jìn)駐的窗口數(shù)量（AAR_window）四個(gè)維度來考察行政審批中心的具體情況對(duì)企業(yè)融資約束的影響。其中，行政審批中心的設(shè)立年齡指的是從其設(shè)立到2019年的年數(shù)，其他三個(gè)變量都用其數(shù)值取對(duì)數(shù)，即 ln（1+x）的形式表示。

表12列（1）至列（3）的回歸結(jié)果表明，行政審批中心的3個(gè)細(xì)分變量的系數(shù)均為負(fù)且顯著，說明伴隨著行政審批中心的設(shè)立，進(jìn)駐中心的部門、事項(xiàng)與窗口使得行政審批制度改革落到實(shí)處，能起到緩解企業(yè)融資約束的作用。列（4）中行政審批設(shè)立年齡的系數(shù)也為負(fù)且顯著，說明處理效應(yīng)會(huì)隨著處理時(shí)間的增長而增加，即行政審批中心設(shè)立年限的增加有利于降低企業(yè)融資約束。

需要說明的是，囿于數(shù)據(jù)披露限制，一個(gè)地級(jí)市往往僅能獲取其行政審批中心設(shè)立的進(jìn)駐部門、事項(xiàng)、窗口的一條數(shù)據(jù)，甚至沒有數(shù)據(jù)，因而我們只能以這一年的數(shù)據(jù)來代替這個(gè)城市整個(gè)樣本期間，這樣的做法雖然有些粗糙，但由于企業(yè)分布在各個(gè)城市，不同企業(yè)之間存在差異性，因而檢驗(yàn)仍有一定力度。相應(yīng)地，根據(jù)數(shù)據(jù)特點(diǎn)，在進(jìn)駐部門、進(jìn)駐事項(xiàng)以及進(jìn)駐窗口的回歸中我們不再控制年份和城市固定效應(yīng)，僅控制公司固定效應(yīng)并報(bào)告城市層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。

八、研究結(jié)論與政策建議

企業(yè)經(jīng)營發(fā)展根植于其所在的制度環(huán)境，解決現(xiàn)階段我國企業(yè)普遍存在的融資難、融資貴問題必須從制度因素著手。本文以行政審批制度改革為契機(jī)考察簡政放權(quán)對(duì)企業(yè)融資約束的影響，以各地級(jí)市行政審批中心的設(shè)立來代表行政審批制度改革的進(jìn)展，發(fā)現(xiàn)行政審批中心設(shè)立緩解了企業(yè)的融資約束，但上述效應(yīng)的發(fā)揮具有異質(zhì)性，原先在行政審批上受到較大制約、項(xiàng)目投資較多的企業(yè)以及地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢大的企業(yè)更能享受到行政審批制度改革的紅利，而對(duì)其他企業(yè)融資的影響有限。進(jìn)一步地，行政審批中心設(shè)立對(duì)企業(yè)融資約束的緩解作用體現(xiàn)為企業(yè)制度性交易成本和債務(wù)融資成本的降低。

以上研究結(jié)論揭示了我國企業(yè)的融資約束是長期的，行政審批制度改革只能在一定程度上改善企業(yè)營商環(huán)境，在新經(jīng)濟(jì)環(huán)境與政策導(dǎo)向下，行政審批制度改革以及企業(yè)融資問題的解決還需要向縱深推進(jìn)?；诖耍岢鋈缦抡呓ㄗh：

第一，堅(jiān)持統(tǒng)籌謀劃與地方實(shí)踐探索相結(jié)合，提高行政審批制度改革的系統(tǒng)性和協(xié)同性。設(shè)立地區(qū)行政審批制度改革領(lǐng)導(dǎo)小組，堅(jiān)持目的導(dǎo)向與問題導(dǎo)向，關(guān)注各地方尤其是中西部以及東北地區(qū)的行政審批制度改革進(jìn)程，結(jié)合地區(qū)實(shí)際確定下一步改革的模式和方案，有層次地推進(jìn)。建設(shè)行政審批制度改革優(yōu)秀案例庫，依托大數(shù)據(jù)技術(shù)推動(dòng)行政審批制度改革的創(chuàng)新與擴(kuò)散，推動(dòng)審批模式的優(yōu)化與標(biāo)準(zhǔn)化。

第二，有效銜接行政審批與監(jiān)管，實(shí)現(xiàn)信息披露和績效考核的規(guī)范化、定期化。制定完善行政審批相關(guān)法律法規(guī)，明確審批行為的法律責(zé)任主體與實(shí)際審批機(jī)構(gòu)的權(quán)責(zé)，引領(lǐng)和保障改革。完善各地區(qū)行政審批機(jī)構(gòu)的信息披露，公開自設(shè)立以來的辦事窗口與審批事項(xiàng)并及時(shí)更新動(dòng)態(tài)，形成工作簡報(bào)，為社會(huì)公眾了解與評(píng)價(jià)改革提供信息平臺(tái)，以評(píng)促改，讓行政審批連貫、可比、陽光、高效。

第三，加強(qiáng)行政審批機(jī)構(gòu)與金融機(jī)構(gòu)的聯(lián)合互動(dòng)，推動(dòng)融資審批改革的落地與深化。鼓勵(lì)銀行進(jìn)駐行政審批大廳，提倡行政審批機(jī)構(gòu)聯(lián)合金融機(jī)構(gòu)利用“互聯(lián)網(wǎng)+政務(wù)服務(wù)”平臺(tái)開通金融業(yè)務(wù)服務(wù)功能，進(jìn)一步簡化優(yōu)化企業(yè)融資相關(guān)的審批程序，減少事前審批，加大事中、事后的監(jiān)管和處罰力度。

第四，創(chuàng)新投融資機(jī)制，發(fā)揮行政審批制度改革與投融資體制改革之間的協(xié)同效應(yīng)。繼續(xù)放開融資領(lǐng)域的行政審批，調(diào)整市場準(zhǔn)入門檻，鼓勵(lì)社會(huì)資本參與投資，塑造更加市場化、多層次的資本市場。拓寬企業(yè)融資渠道，改善營商環(huán)境，緩解企業(yè)融資難、融資貴難題，從而進(jìn)一步提高上市公司質(zhì)量，推動(dòng)我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長。

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