商业规制、企业性质与生产率影响效应——基于中国工业企业数据库的实证研究

周良遇　金明伟

(中南财经政法大学 工商管理学院，湖北武汉430073)



商业规制、企业性质与生产率影响效应
——基于中国工业企业数据库的实证研究

周良遇金明伟

(中南财经政法大学 工商管理学院，湖北武汉430073)

商业规制是政府弥补市场机制缺陷的重要手段，它通过对企业经济活动的直接干预影响着企业生产效率。本文借助内生增长模型分析了商业规制对企业生产率的影响，认为提高商业规制效率能促进企业生产率增长水平的提升。本文采用固定面板效应模型，研究了商业规制变化对企业全要素生产率的影响。实证结果表明，商业规制对于企业生产率的影响具有滞后效应，商业规制强度的变化在短期内与企业生产率的变动方向相反，而从长期来看两者变动方向相同。商业规制政策的变化对不同所有制企业存在差异化影响，与民营企业相比，国有企业生产率的变化对于商业规制强度的变化更加敏感。

商业规制；全要素生产率；体制改革

一、引言

政府与市场之间的关系是一个经久不衰的经济学话题，不同的经济学流派对此有着不同的观点。亚当·斯密认为自由市场、对私有产权的保护以及政府最小限度地参与经济活动，将促使国家走向经济繁荣，“看不见的手”将引导人们在与他人平等交易和竞争中获取最大的利益。随着凯恩斯主义的兴起，20世纪50年代至20世纪70年代，世界各国政府对经济活动的干预程度达到了空前的高度。到了20世纪末，随着中央计划经济体制的终结以及新古典主义战胜凯恩斯主义和“结构主义”，人们又开始重新审视政府与市场之间的关系[1]，这同样也是多年来困扰我国经济体制改革的一大难题。

商业规制是政府干预经济活动的一种最直接的手段，现有关于商业规制的研究主要集中于宏观层面，将其视作制度因素笼统地进行讨论，而且对微观经济主体企业的生产率关注并不多。企业作为市场经济活动的主体以及商业规制的主要对象，一个国家(地区)商业规制政策是否行之有效，企业层面的生产率数据也许更有说服力。鉴于现有研究的不足，本文专注于分析商业规制对于企业生产率的影响，在现有研究基础上，利用企业微观数据具体分析商业规制中行政审批效率、许可限制的严苛程度以及商业规制的公平性等因素对企业生产率的影响。同时将企业样本按照所有制划分，分为国有企业和非国有企业，分析商业规制政策的变化对不同所有制企业的影响是否一致，希望通过实证分析发现一些有益的政策性结论。

二、文献回顾

商业规制(business regulation)是指政府通过审批、许可等手段对企业的进入和退出、价格、服务的数量和质量以及投资等商业活动行为加以限制。它是国家强制权力的运用[2]，对弥补市场机制的缺陷和维持经济的平稳健康发展有着重要作用。植草益[3]认为商业规制是依照一定的规则对构成特定社会的个人和构成特定经济的经济主体的活动进行限制的行为。Viscusi[4]等认为商业规制主要是针对企业在价格、产量、进入与退出等方面的各种强制性行为。商业规制是弥补市场机制缺陷的一种不可或缺的制度安排。以诺斯为代表的新制度经济学家认为制度对经济增长起着重要甚至是决定性的作用。制度变迁、制度创新因素通过影响经济增长要素的配置和效率的提高从而实现经济的持续增长。生产率作为衡量经济增长最主要的指标，在制度对资源配置效率的影响下，也随之产生显著变化[5]。陈富良[6]采用一般均衡的方法，分析了成本效益约束、利益集团博弈和规制冲突对规制效益的影响，指出规制对于经济的效益可能是正，也可能为负，应该尽量追求正效益的规制均衡。Aghion P.[7]认为放松对进入和退出的关注促进生产率的增长。Scarpetta[8]利用OECD(Organization for Economic Cooperation and Development 简称经合组织)国家的数据分析了规制与生产率以及经济增长之间的关系，认为规制与生产率存在此消彼长的关系。在中国经济体制转型过程中，商业规制的施行有效防止了由于市场失灵造成的资源配置低效率。但是随着中国改革的深入推进，市场经济体制的不断完善，一些过去行之有效的规制政策在如今却成为了阻碍发挥市场机制在配置资源中起决定性作用的“绊脚石”。如今，中国的经济体制改革已进入深水区和攻坚期，如何推进与商业规制相关的改革，使之继续发挥促进经济发展的积极作用，这些问题使得我们有必要基于中国目前的社会经济状况对商业规制进行深入的研究。

生产率通常被解释为总产出中不能由要素投入所解释的“剩余”。Solow[9]主张以全要素生产率(TFP)来衡量生产过程中各种投入要素转化为最终产出的总体效率。在众多研究中TFP被用来衡量技术进步，但从生产率这个经济概念的本质上来讲，它还反映了物质生产的知识水平、管理技能、制度环境以及计算误差等因素。对全要素生产率的估算存在多种方法，主要分为前沿和非前沿两类，根据测算数据的类型可以分为宏观方法和微观方法，前者度量的是总量(国家/地区/产业)生产率，主要关注全要素生产率在经济增长中的作用[10-11]；而后者则是针对企业的考量，从企业的生产决策本身入手。随着近年来企业统计数据的完善，国内关于全要素生产率的研究正在由宏观转向微观。国内学者从企业财务状况、企业进入和退出行业的情况以及外部市场环境等方面[12-13]，对企业层面的全要素生产率进行了相关研究。

通过对现有文献的回顾，可以看出对商业规制的研究大多采用的是定性研究和博弈论的分析方法，无法有效地揭示商业规制及其相关政策对企业生产率的具体影响。少量的实证研究多采用的是行业或省份数据，存在样本不足、自由度较低的问题，造成计量模型估计不准确。而全要素生产率测算方式的改进，以及微观统计数据的完善，为进一步的实证研究提供了基础条件。因此，本文以企业层面的全要素生产率为因变量，利用经济自由度指数中商业规制部分的相关数据来度量我国商业规制强度，系统分析商业规制对企业生产率的影响。

本文的研究贡献在于：(1)利用经济自由度指数，对商业规制进行定量研究。关于商业规制和相关改革政策的现有研究大多为定性研究，本文利用经济自由度指数及其分项指标，结合企业全要素生产率，尝试对此问题进行定量分析。(2)利用企业层面数据，分析经济体制改革带来的商业规制强度的变化对不同所有制企业带来的差异性影响。

三、理论分析

(一)商业规制对生产率的影响

各个国家和地区针对商业活动主体的不同特质，商业规制的内容与方式也各不相同。企业作为经济活动的主体，在中国经济体制改革的不同阶段，受到制度等多方面的影响，表现出不同特性。总体而言，在过去十几年经济体制转轨时期，一方面由于政府下放权力，积极改善外部环境，发挥市场机制在资源配置中的基础性作用，激发了企业活力，提高了生产效率；另一方面，由于市场机制的不健全和国有企业自身存在的体制混乱、决策不科学、缺乏监管机制等问题，对企业健康发展形成了巨大阻碍。在体制转型时期，由于传统的经济体制收缩了对市场主体的控制，强调发挥市场机制的作用，但是新的经济体制的不健全、市场机制的不完善导致企业活动的“失衡”。企业出现扩张冲动、投资膨胀、追求短期利润等行为，表现出明显的过渡性和不成熟性。企业在产业进入退出、价格、兼并、垄断、竞争等方面呈现出无序状态；在价格、会计等方面存在不规范现象；企业不注意生产经营活动带来的负外部效应，造成了大量的环境和质量问题。针对这些问题，中国政府通过准入规制、价格规制等方式，在不正当竞争、信息不对称、消费者保护、外部性等方面，对企业经济行为进行干预。现有研究和实践表明，商业规制主要通过以下两个方面对企业生产率产生影响。

1.促成合理的市场结构

经济学认为完全竞争市场是最有效率的市场结构，市场机制能够最有效的发挥作用，垄断则会降低经济效率。市场竞争会导致生产规模扩大、产业集聚和集中，进而在市场力量的作用下一些行业和领域会自发形成垄断势力。因此市场经济条件下，商业规制干预经济活动的第一个明确目的就是反垄断。通过制定反垄断的法律法规，维护市场的良好竞争状态。在一些自然垄断行业中，由于资源稀缺性和规模经济效应等因素，维持垄断可以在技术经济上达到更高效率，因此商业规制通过抑制准入规制来形成和维持垄断，另一方面为防止自然垄断下的企业自由决策带来负的外部效应，通过价格规制等方式来抑制过度垄断，保证适度竞争。

2.创造良好的商业环境

新制度经济学认为，制度以及制度变迁对企业生产率有着决定性的影响。政治关联作为一种非正式的企业治理机制，通过对企业生产过程中资源配置的影响，直接地影响着企业生产率。政治关联是指由于企业高级管理人员，在政府机构曾经任职或与相关政府人员有着良好的私人关系，使得企业在办理相关审批事项时付出较少的时间或资金成本等。商业规制通过对依靠政治关联来获取政策偏向和隐性资源进行限制，以及对商业活动中出现的贿赂、侵权等不正当竞争行为的行政控制，协调企业间的各种关系，提供促成和调整集聚企业和公共机构之间的各种联系机制，提高企业间的合作效率，为企业创造公平的竞争的商业环境。

(二)商业规制对生产率的影响机理

为了反映商业规制对TFP的影响，根据P.Romer[14]等人建立的内生增长模型，将商业规制纳入模型中。为了便于模型描述，仍以技术水平代表企业全要素生产率。

P.Romer等人的模型考察了一个拥有产品生产部门和技术研发部门的封闭经济系统，模型中包括四个变量：劳动(L)、资本(K)、技术(A)和产出(Y)。模型中的时间为连续的，并且劳动和资本存量中分别有aL和aK的比例用于研发部门。在此基础上，本文增加一个进行商业规制的部门，对市场经济活动进行规制，维持经济平稳健康运行，并且不断进行探索研究活动，以提高商业规制效率(用R表示)。考虑到商业规制对经济活动的作用，将其视作一种制度要素，由于制度要素是非竞争性的，因此产品生产部门、技术研发部门和商业规制部门都使用全部的制度要素。为了满足商业规制部门对经济活动的干预和对新规制政策的研究，劳动和资本中分别有bL和bK的部分用于该部门。因此用于生产部门的劳动力和资本存量的比例分别为1-aL-bL和1-aK-bK，其中aL、aK、bL、bK都是外生的，并且保持不变。函数形式限定为柯布—道格拉斯函数(CD函数)形式，于是时刻t生产的产出量为

Y(t)=[(1-aK-bK)K(t)]α[A(t)R(t)

(1-aL-bL)L(t)]1-α

(1)

根据罗默等人对于模型的设定，新知识的生产取决于在现有商业规制条件下，用于研究的资本和劳动的数量以及技术水平。于是可得

R(t)]γA(t)θB>0，β≥0,γ≥0

(2)

其中B为转换参数，θ用以刻画现有知识存量对研发成功率的影响。

假设储蓄率s是外生不变的，为简单起见，设折旧率为零。于是有

(3)

人口增长率n也是外生不变的，并且不考虑人口增长率可能为负的情况。因此

(4)

依据现实情况，商业规制效率的提高是源于在现有规制制度基础上，对实际经济活动的分析和研究，这种效率提升存在路径依赖，并且规制部门对于商业规制政策的研究效率也是外生给定的。从时间序列的角度看，对商业规制政策的研究以及新的商业规制政策的实施可能是一个离散的过程，比如中国在经济体制改革不同阶段所施行的各种规制措施。为了研究处理方便，我们假定对商业规制的研究是一个动态的、连续的过程。因此

(5)

依照罗默等人的模型，假设A、K和L的初始水平都是已知的且严格为正。

根据以上对模型的完整描述，依据罗默等人的研究框架，本文进一步分析商业规制对全要素生产率(模型中以技术进步A代替)的影响机理。

首先，根据式(2)可以得到A的增长率gA为

R(t)γL(t)γA(t)θ-1

(6)

对上式两端取对数并对时间求导即可得到gA增长率的表达式

(7)

在上式两端同乘以gA(t)可得

(θ-1)gA(t)2

(8)

(9)

罗默为分析经济增长的相关问题，将θ+β的值分为小于1、等于1和大于1三种情况进行讨论。基于本文研究需要，只研究θ+β小于1的情形。

四、模型构建、变量说明和数据来源

(一)模型构建

本文采用面板数据模型研究商业规制对企业全要素生产率的影响，具体模型设定如下

TFPi,t=α+β1regulationi+β2χi,t+λi+εi,t

(1)

式中被解释变量TAFPi,t为第i年t企业的全要素生产率，解释变量regulationi为商业规制，χi,t为控制变量，λi为不随时间变化的企业个体特征，εi,t为随机扰动项。

解释变量商业规制(regulationi)表示商业规制强度，即政府通过商业规制干预经济活动的程度。考虑到企业生产经营的实际情况，对于商业规制政策的调整和外部环境的变化，企业往往需要时间来制订应对策略，这个反应时间的长短则根据企业各自情况而定，因此企业全要素生产率的变化相对于商业规制强度的变化可能存在时间上的延迟，即企业全要素生产率的提高可能源于前一期、前两期、甚至于前三期的商业规制强度的变化。为了观察这种延迟效应，本文采用有限分布滞后模型，在回归模型(1)中加入商业规制强度的滞后一期、滞后二期和滞后三期项。

控制变量control参考现有研究，本文引入以下控制变量：企业规模，为企业总资产的自然对数，记为size；市场份额share，为企业销售额占所在行业总销售额的比例；企业代理成本cost，为企业管理费用与年度销售额的比例[15]；固定资产比例Fixas，为企业固定资产与总资产之比；企业盈利能力Profit，等于企业销售额除以总资产[16]。

(二)主要指标的度量

1.全要素生产率的测算

测算全要素生产率的方法有很多种，通过对各种方法的梳理与分析，鲁晓东和连玉君认为半参数方法——Olley-Pakes法(简称OP法)和Levinsohn and Petrin法(简称LP法)，可以较好地处理样本数据相互决定偏差所引起的内生性问题和样本选择偏差所引起的偏差问题，适合用来估算企业层面的全要素生产率[17-19]。

OP方法采用投资作为TFP的代理变量，分两步计算资本、劳动在生产函数中的比重。首先估算劳动在生产函数中的比重，得出不考察资本的OLS拟合残差，然后再以OLS拟合残差为因变量，采用高阶多项式把资本及投资作为自变量，估算出资本的系数。最后嵌入Probit模型测算出的企业生存概率，作为额外自变量放入回归中，通过索罗残值法得到TFP。

LP方法与OP方法类似，同样是通过两阶段估计劳动、资本和中间投入的系数。首先使用资本和中间投入高阶多项式逼近，采用OLS方法估计劳动的系数，然后利用劳动系数估计资本和中间投入的系数，最后得出TFP的估计值。本文将OP法计算的TFP作为计量检验的主要因变量，以LP法技术的TFP作为稳健性检验的因变量。

2.商业规制的度量

本文对商业规制的度量主要依据弗雷泽研究所(Fraser Institute)公布的《世界经济自由度报告》，以经济自由度指数中商业规制(Business regulation)指数为衡量标准，数值越低表示商业规制强度越高，并从以下六个方面具体考察其对企业全要素生产率的影响。

(1)行政要求(Administrative requirements)。从企业的角度来考量，在商业活动中遵循政府制定的关于许可、法规、报告等的相关要求，是否会给企业带来沉重的负担。度量指标分为1(严重负担)到7(没有负担)级，得分越高说明企业所在国家(地区)的行政要求越宽松。

(2)组织(企业)成本(Bureaucracy costs)。组织成本通过估算企业在面对这些规制时所需要付出的时间成本、沉没成本、机会成本等，从企业成本的角度，来评价企业所在国家(地区)政府关于产品(服务质量)，能源和其他与企业经济活动相关的法规(外部环境法规)的严苛程度。将法规的严苛程度由弱到强分为1(不严或不存在)到7(世界上最严格)级，得分低的国家(地区)说明较少使用严格的法律法规的方式来干预企业的商业行为。

(3)创业限制(Starting a business)。创业限制衡量的是注册成立一家新公司所需要花费的时间和资金。一个国家(地区)创业所需要的时间越长，所需要花费的资金越多，那么其在创业限制上的评分就越低。评分由低到高分为10个层次。

(4)额外支付/贿赂/偏袒(Extra payments/bribes/favoritism)。这个指标主要用来衡量一个国家(地区)在商业规制执行中的公平公正性。具体从以下三个方面考量：第一，企业是否需要通过额外支付或贿赂来获得进出口许可证、公共投资项目合同、基础设施便利、有利的司法判决等。衡量标准由低到高分为1(经常发生)到7(从不发生)个层次。第二，为影响政府政策、法规和管制而进行的行贿行为是否会对企业造成影响。衡量标准由低到高分为1(有显著的负面影响)到7(没有任何影响)个层次。最后，政府在制定商业规制政策时，是否偏向于对于与政府有较强政治关联的企业或个人。度量指标同样由低到高分为1(始终偏袒)到7(从不偏袒)个层次。

(5)许可限制(Licensing restrictions)。通过估算企业为获得政府的某项许可所需要花费的时间和资金成本，来衡量企业所在国家(地区)商业规制在行政许可方面的管制是否严苛。企业花费的时间和资金越多，则评分越低，最低为1最高为10。

(6)遵税成本(Cost of tax compliance)。该指标主要从在缴纳各种税收时所需要的花费的时间来衡量政府部门的行政效率，时间越长则表示行政效率越低，评分最低为1最高为10。所有变量定义如表1所示。

表1　变量定义

(三)数据来源

本文使用的企业层面数据来自1999年至2009年中国工业企业数据库，这是目前可以获得的最全面的企业微观统计数据。根据谢千里、鲁晓东、连玉君等的做法，对数据库中的数据做如下处理：一是剔除了遗漏变量的样本，如工业总产值、固定资产、从业人员为0的样本；二是剔除了企业规模较小的样本。为消除异常值的影响，对所有连续变量在1%和99%分位数上做Winsorize处理。为客观反映资本和劳动对于经济增长的贡献，对所有名义变量以1998年为基期实际值，使用企业所在地区工业生产者出厂价格指数对工业增加值进行平减，对固定资本存量利用固定资产投资价格指数平减[20,21]。平减指数来源于“中经网统计数据库”。

关于商业规制的数据来源于加拿大弗雷泽研究所发布的2000年至2009年《经济自由度指数》中关于中国大陆的相关数据。商业规制分项指标中的行政要求、组织(企业)成本和额外支付/贿赂/偏袒三项数据来源于世界经济论坛发布的《全球竞争力报告》(World Economic Forum, Global Competitiveness Report)。创业限制、许可限制和遵税成本的数据来源于世界银行的《Doing Business》。

(四)主要变量的描述

表2列出了本文主要变量的描述性统计。包括各个变量的观测数量、均值、标准差及最大最小值。

表2　主要变量的描述性统计

表3列出了商业规制历年的变化趋势。

表3　历年变化趋势

为了直观清晰地看到各个变量的年度变化趋势，将商业规制量历年的数据绘制成以下图形。图1显示了商业规制的变化趋势，结合中国经济体制改革的实际情况，1992年我国市场化改革开始，政府逐渐减少了对经济的干预，强调市场在配置资源中的基础性作用，但是由于市场机制体制的不健全，导致了过度竞争、垄断等不利于经济健康发展的现象出现。从1999年开始，中国进入经济转型期，国家加强了宏观调控力度，加强了对垄断行业、高污染、高能耗行业的规制，因此从1999年至2005年，商业规制强度不断增加，虽然在2003年商业规制强度出现了短暂的波动，但从图1来看，曲线在1999年至2005年总体上呈下降趋势。随着经济体制改革的不断深入，特别是在党的十六大和十六届三中全会之后，我国市场经济体系的不断完善，更加强调市场机制在配置资源中的决定性作用，从而使政府对于商业活动的干预逐渐减小。由于经济政策往往具有一定的滞后效应，因此商业规制指数从2005年才开始逐年增长，2005年至2010年曲线整体呈上升趋势。

图1　商业规制历年变化趋势

企业全要素生产率作为本文的关键变量，为了分析其差异性和动态变化特征，本文采用核密度估计法考察了其动态演进过程，对各年份企业全要素生产率的均值、中位数和峰值进行了计算。结果如图2和表4所示。

图2　全要素生产率(OP法)核密度分布

1998—2009年的核密度函数存在逐渐向右偏移的趋势，企业TFP中位数以及均值也逐渐增加，说明企业TFP 水平在此期间一直处于增长阶段。从各年企业TFP 的峰值可以看出，企业TFP 的差距逐渐缩小，分布由发散趋于收敛。

表4　全要素生产率描述性统计

五、实证分析

(一)回归分析

根据对模型(1)的hausman检验结果，适合选用固定效应模型，因此本节采用固定效应模型分析在控制企业规模、市场份额、企业代理成本、固定资产比例、企业盈利能力以及时间固定效应的条件下，商业规制强度对企业全要素生产率的影响。各项检验结果及回归系数见表5。

表5　商业规制强度和企业全要素生产率的检验结果

注：括号内为标准误。***、**、*分别代表1%、5%、10%显著性水平。下表同。

资料来源：作者基于stata软件估计。

表5中的(1)到(3)列分别表示商业规制强度当期对企业全要素生产率的影响以及滞后一期对全要素生产率的影响和滞后二期对全要素生产率的影响。从第一列可以看出，在控制了相关变量并且不考虑滞后性的情况下，商业规制强度的系数为-0.227，且在1%水平上显著，说明当商业规制强度降低时，企业全要素生产率水平会下降。造成这种结果的原因可能是由于企业在现实经营生产活动中，商业规制强度降低，部分规制政策发生变化，企业为适应变化需要，投入人力物力对外部环境进行研究，并相应调整企业战略和各种资源在各部门之间的配置，从而导致了企业全要素生产率的降低。第二列中加入了商业规制强度的一期滞后变量，商业规制当期的回归系数变为0.224，在1%水平上显著，而商业规制滞后一期回归系数为-0.310，并且在1%水平上显著。说明商业规制滞后一期对企业生产率的影响(1)列中商业规制当期对企业生产率的影响类似，而对当期的生产率水平有显著的促进作用，即上一期商业规制强度降低将会导致下一期企业生产率的提升。第三列中加入了商业规制强度滞后二期变量，商业规制当期系数变为0.094在5%水平上显著，商业规制滞后一期回归系数为0.179，在1%水平上显著，而滞后二期的其回归系数为-0.466，在1%水平上显著。结合实际情况，可以给出这样一种解释，即当商业规制强度或政府对企业经济活动的干预程度“持续性”降低时，企业在外部环境变化的影响下，当期生产率水平会下降；而在下一时期中，随着企业调整的结束，商业规制的正面效果的逐步体现出来，企业生产率水平随之上升，在接下来的第二个时期中企业生产率水平仍然会随着商业规制强度的下降而上升，但是从回归系数的显著性来看(在5%水平上显著)，商业规制强度的降低对于提升企业生产率的效果就不如上一期那么明显，反之亦然。

(二)稳健性检验

在基准回归分析中，本文得到的结论是商业规制强度滞后一期对企业全要素生产率的影响最为明显，商业规制强度减弱在短期会降低企业生产率水平，而从长期来看会促进生产率水平的提升。为了检验此结论的稳健性，我们将解释变量用经济自由度指数代替，记作lnfree。经济自由度指数通常用来衡量政府对经济的干涉程度，自由度指数越低说明政府对经济活动的干涉程度越高。数据来源于《华尔街日报》和美国传统基金会发布的年度《经济自由度指数》报告。对于被解释变量，我们使用LP方法估算的全要素生产率代替原有的OP方法得到的估算值。从回归系数以及各项系数的显著性水平上来看，与基准回归中的结果相似，说明结论较为稳健。检验结果如表7所示。

表7　稳健性检验

(三)商业规制各项指标的回归分析

由于笼统地分析商业规制强度对企业生产率的影响很难得出一些有益的政策性结论，因此我们根据《经济自由度指数》所提出的六项指标，分项研究其对生产力的影响。根据基准回归中关于商业规制强度对企业生产率影响的分析，本文认为选择各项指标的滞后一期作为解释变量最为合适，各项的回归结果在表8中给出。为了观察商业规制对不同所有制企业生产率影响的差异，在这一部分的研究中我们将企业样本根据所有制分组，分为总体、国有和民营三个组。

表8　商业规制分项指标对企业生产率的一期滞后影响

行政要求的回归系数在三个样本组中都是显著为正，说明行政要求的放宽对于企业生产率的提升有着积极作用。国有企业的回归系数为0.526，在1%水平上显著，而民营企业的回归系数为0.167，在5%水平上显著。说明国有企业对“行政要求”方面的变化更加敏感。企业的负担，可以有效地提升国有企业的生产率，而这对于民营企业的影响不如国有企业这般显著。组织成本在三个分组中的系数都显著为正，说明不同所有制企业应对相关行政规章制度时付出的时间成本、沉没成本、机会成本等对生产率的影响是一致的。进一步来看，国有企业的回归系为0.216，在1%水平上显著。同等程度的组织成本变化，对国有企业生产率的影响比对非国有企业更大，而且高于整体平均水平。创业限制的各项回归系数均显著为正，而且各组之间没有显著差别。这说明宽松的创业环境有益于企业生产率的提高。额外支付/贿赂这一项的各个回归系数均显著为正，通过额外支付或贿赂来逃避商业规制，降低获得许可、通过审批等的各项成本，从而会提升企业的生产效率*关于这一项的检验结果，参照现有关于腐败对与企业生产率影响的研究[22]，用解释变量的当期数据对生产率进行回归发现。整体样本、国有企业和非国有企业的当期回归系数分别为-0.577(0.033)，-0.637(0.057)和-0.410(0.041)，都在1%水平上显著(括号内为回归系数标准误)。解释变量当期回归结果表明，腐败有利于提高企业效率，这与Lui,Egger,Winner[23,24]等人的研究结论相似。而滞后一期的结果则与之相反，表明企业额外支付的增加会降低企业的生产效率。Claesens和Laeven[25]认为腐败扭曲了企业的资产配置，降低了创新动力，阻碍了企业成长。因此认为短期内企业通过额外支付或贿赂来逃避商业规制，降低获得许可、通过审批等的各项成本，从而会提升企业的生产效率，但是从长期来看，腐败会导致企业生产的低效率。。许可限制在总体样本和非国有企业样本中的回归系数并不显著，在国有企业样本中为-1.186，在1%水平上显著。这一项的回归结果与现实情况不太吻合，可能源于测量误差或其它因素的影响，有待进行进一步的检验。遵税成本在各组中的当期回归系数显著为负，说明政府的行政效率越高，越能促进企业生产率的提升。

六、结论及政策建议

商业规制对企业生产率存在怎样的影响？研究表明：(1)商业规制对于企业生产率的影响具有滞后效应，即商业规制强度降低，企业生产率水平在短期内会随之下降，而从长期来看，企业生产率水平会随着商业规制强度降低而提升。考虑到商业规制对生产率影响的滞后性，政府在规制政策制定和实施上应该具有一致性和连贯性。在涉及商业规制的相关改革方面，由于某些领域存在“改小不改大”、“改虚不改实”、横向不同步、纵向不衔接等问题，影响了相关改革的整体效果，短期内没能体现出改革对经济发展的积极作用。因此，相关的改革工作应当更加兼顾微观经济主体的短期利益和长期利益，避免由于短期利益受损而挫伤其参与改革的积极性。(2)商业规制中政府的行政审批效率以及廉洁、公平、公正的市场环境都与企业生产率有着显著正向影响。因此，政府应当总结推广上海“自贸区”关于外商投资的管理经验，加快推进“负面清单”管理模式的改革试点工作，在更广的范围和领域内实施权力清单、责任清单和负面清单制度。(3)商业规制政策的变化对不同所有制企业存在差异化影响，与民营企业相比，国有企业生产率的变化对于商业规制强度的变化更加敏感。为了给不同所有制企业创造一个公平的竞争环境，政府需要加快推进构建统一的市场准入制度，消除行政垄断造成的所有制差异，从制度上规避寻租腐败对企业生产率带来的影响。

[1]项卫星，李宏瑾.经济自由与经济增长：来自各国的证据[J].南开经济研究，2009(5)：3-25.

[2][美]乔治.J.施蒂格勒.潘振民译.产业组织和政府管制[M].北京：上海三联书店上海人民出版社，1988.

[3]植草益.朱绍文译.微观规制经济学[M].北京:中国发展出版社,1992.

[4]Viscusi W K, Vermon J M, Harrington J E. Economics of Regulation and Antitrust[M]. New York:The MIT Press,1995.

[5]余林徽，陆毅.结构经济制度对我国企业生产率的影响[J].经济学(季刊)，2013(10):127-150.

[6]AGHION P, BLUNDELL R, GRIFFITH R. Entry and Productivity Growth:Evidence from Microlevel Panel Data[J].Journal of the European Economic Association, 2004(2):265-274.

[7]Scarpetta N, Nicoletti G. Regulation, Productivity and Growth:OECD Evidence[J]. Economic Policy, 2003,18(36):9-72.

[8]陈富良，万卫红.企业行为与政府规制[M].北京：经济管理出版社,2001.

[9]Samuelon, Paul A, Solow, et al. Analytical Aspects of Anti-Inflation Policy[J].American Economic Review ,1960(5):177-194.

[10]张军．资本形成、工业化与经济增长：中国的转轨特征[J]．经济研究，2002(6)：3-13.

[11]郭庆旺，贾俊雪.中国全要素生产率的估算：1979—2004[J]．经济研究，2005(6)：51-60．

[12]Chen M, Guariglia A. Internal Financial Constraints and Firm Productivity in China[J]. Journal of Comparative Economics,2013,(4),1123-1140

[13]李玉红，王皓，郑玉歆.企业演化：中国工业生产率增长的重要途径[J]．经济研究，2008,(6)：12-.

[14]David Romer. 吴化斌，龚关译. 高级宏观经济学[M].上海：上海财经大学出版社,2014.

[15]李寿喜．产权、代理成本和代理效率[J]．经济研究，2007(1)：102-113．

[16]孔东民，代昀昊，李阳．政策冲击、市场环境与国企生产效率：现状、趋势与发展[J].管理世界,2014(8)：4-17.

[17]Levinsohn J, Petrin A, Poi B, Production Function Estimation in Stata Using Inputs to Control for Unobservables[J]. Stata Journal, 2003(2),113-123.

[18]Olley S, Pakes A. The Dynamics Of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry[J]. Econmetrica,1996(6),1263-1297.

[19]谢千里，罗斯基，张轶凡．中国工业生产率的增长与收敛[J]．经济学(季刊)，2008(4)：809-826.

[20]鲁晓东，连玉君. 中国工业企业全要素生产率估计：1999—2007[J]. 经济学(季刊)，2012(1)，521-558.

[21]聂辉华，张彧，中国地区腐败对企业全要素生产率的影响[J].科技与经济，2014(5)：37-48.

[22]Lui,Francis.An Equilibrium Queuing Model of Bribery[J].Journal of Political Economy,1985,93(4):760-781.

[23]Egger, Peter, Winner, et al. Evidence on Corruption as an Incentive for Foreign Direct Investment[J].European Journal of Political Economy,2005,21(4):32-52.

[24]Claessens ,Stijn, Laeven L.Financial Development,Property Rights,and Growth[J].Journal of Finance,2003,58(6):2401-2436.

责任编辑廖筠

The Impact of Business Regulation on the Productivity of Enterprises——An Empirical Study Based on the Database of Chinese Industrial Enterprises

ZHOU Liang-yu, JIN Ming-wei

(School of Business and Administration of Zhongnan University of Economics and Law, Hubei 430073, China)

Business regulation is an important means to make up for the defects of market mechanism, and it influences the production efficiency of enterprises through direct intervention on the economic activities of enterprises. This paper analyzes the impact of business regulation on the productivity of enterprises by the endogenous growth model, and considers that improving the efficiency of commercial regulation can promote the growth of productivity. In the empirical research, we use the fixed panel effect model to analyze the impact of business regulation on the total factor productivity of enterprises. Empirical results show that the impact of business regulation on enterprise productivity has lagged effect. In the short time, Changes in the intensity of business regulation is opposite to the direction of the change of enterprise productivity, but in the long run they have the same direction. Relaxing the administrative regulation, improving the efficiency of administrative examination and approval, and reducing the cost of enterprise management approval can effectively improve the enterprise productivity. The changes of business rules and regulations have different effects on different ownership enterprises. Compared with private enterprises, the changes in the productivity of state-owned enterprises are more sensitive to the changes of the intensity of the business regulation.

business regulation; total factor productivity; economic system reform

2015-12-27

2015年教育部人文社会科学研究规划青年基金项目(15YJC630133)；中南财经政法大学博士生科研创新项目(2015B1002)

周良遇，男，中南财经政法大学工商管理学院博士生,主要从事企业制度研究；金明伟，男，中南财经政法大学教授，博士生导师, 主要从事企业制度与企业成长研究。

F272

A

1005-1007(2016)05-0015-12