降低准入管制就能促进经济增长吗？——全球放松准入管制政策改革绩效再评价降低准入管制就能促进经济增长吗？
——全球放松准入管制政策改革绩效再评价陈俊营1 丁文丽2 马宁辉3 (1.云南省泛业金融合作发展促进会，云南昆明650092；2.云南师范大学经济与管理学院，云南昆明650092；3.诚泰财产保险股份有限公司，云南昆明650228) 摘 要： 准入管制是影响资源配置效率和经济增长的关键制度因素之一。本文利用全球135个国家和地区的面板数据，考察了准入管制及改革对经济增长的影响，其中准入管制改革是通过世界银行《全球营商环境报告》中各国新企业注册耗费成本降低的程度来识别。研究发现，创办新企业过程中需要办理的手续数、耗费的时间与成本均会对TFP和总产出具有显著地抑制效应，表明准入管制对总产出的抑制有部分是通过降低全要素生产率实现的。在识别准入管制改革后，运用双重差分法研究发现，准入管制改革对经济增长具有促进作用，但改革需要较大的力度才能够带来积极影响，尤其是在营商环境较弱的发展中国家。 关键词： 准入管制； 进入成本； 改革； TFP 一、引言大量研究指出，熊彼特提出的企业家创业精神是经济持续增长的重要引擎。新企业的进入不仅能够带来新产品，促进市场竞争与新技术采用，同时还有利于促进资源的优化配置和生产率增长[1-3]。为推动企业家的创业和经济增长，越来越多的国家减少了新企业注册的障碍，尤其是那些营商制度环境较弱的低收入国家[4]。现实中，仍有一些国家通过设置较高的准入管制来限制新企业的进入进而干预微观经济活动。Djankov等(2002)的研究指出，全球大多数国家都存在着准入管制，平均而言，创办新企业需要10个审批手续，耗时47天，耗费成本占人均GDP的47%[5]。自2003年起，世界银行每年出版《全球营商环境报告》(Doing Business)采用这一套指标体系来衡量各国的创业便利化程度，并得到了全球大多数国家与地区、国际机构的认可，参与的国家和地区已从2003年的85个增加到2017年的190个。这一报告也大大激发了各国营商制度环境的改革，2006-2017年间，全球共有171个国家和地区进行了557次简化创业程序和投资便利化的改革。在此背景下，考察准入管制及其改革对经济增长的影响具有现实意义。 准入管制是政府干预微观经济活动的一个重要手段[6]，近年来一直受到政策制定者和学者们的广泛关注。已有不少文献考察了准入管制的创业效应[7-9]、就业创造效应[10]和经济增长效应[11]等。这些文献大多是采用截面数据来检验两者之间的关系，或运用工具变量法等计量识别方法来解决反向因果关系，但工具变量的选择及其结果难以信服。此外，在全球范围内，准入管制改革的重要性得到了认可，却少有文献对准入管制改革带来的经济增长效应进行研究。 准入管制及其改革对经济增长的影响仍是一个经验性问题，基于此，本文将采用世界银行《全球营商环境报告》和最新的佩恩表(Penn World Table Version 9.0)等数据来检验准入管制与经济增长之间的关系；同时，根据《全球营商环境报告》中的各国在创业过程中的进入成本变量的变化来识别准入管制改革，即进入成本分别减少了20%和50%来衡量一国的准入管制改革，以此作为自然实验，采用双重差分法来评估准入管制的经济增长效应。本文的创新点和研究贡献在于，(1)相对于传统上运用截面数据检验准入管制与创业等研究，本文则重点关注准入管制对TFP和经济增长的影响，进一步地拓展了营商环境、经济制度安排与经济增长等相关领域的研究；(2)研究方法上，本文在识别出准入管制改革国家的基础上，运用双重差分法来评估准入管制改革的经济增长效应，进而检验两者之间的因果关系；(3)本文的研究为理解准入管制改革的经济增长效应提供了新的见解，“象征性”的准入管制改革无法带来预期的效果，只有当改革力度较大时才能够促进经济增长，研究结论为营商制度环境改革提供了理论支撑和政策依据。 二、文献回顾(一)准入管制关于准入管制，国内外学者主要是从两个相反的理论进行分析：公共利益理论和公共选择理论。Pigou(1938)[12]提出的公共利益理论指出，由于存在市场垄断和负外部性等市场失灵，政府通过准入管制对新进入企业进行筛选，确保消费者能够购买更高质量和适宜的产品，产品质量确实非常重要，这既影响到企业对产品的前期投资也在一定程度上影响到消费者的支付意愿。在此观点下，消费者在市场上只能购买到合格的产品，规避“三无”低劣商品，而保证产品质量也就成为“公共利益假说”的理论基础。随着信息经济学的发展，对企业声誉与产品质量等领域的研究也日益重视。Atkeson等(2015)[13]构建了一个行业一般均衡模型，并将政府的准入管制、企业声誉及质量信号识别机制纳入到统一的分析框架，探讨政府设定的准入壁垒对新企业进入和消费者福利的影响。他们研究发现，政府的准入管制具有选择效应，即挑选了那些初始生产率和产品质量更高的企业，虽然企业声誉会降低企业的逆向选择问题，适当的政府管制等干预措施能够与企业声誉激励投资互补，因而政府的准入管制能够减少低质量企业的进入，并鼓励高质量企业的进入，这证实了Pigou(1938)[12]公共利益理论的观点，通过设置适当的准入门槛能够提高产品质量和消费者福利水平。如果政府的自由放任有可能会导致一些低质量企业进入市场，在消费者对产品信号甄别不清晰的情况下，低质量企业仍然能够继续存在，进而导致行业内整体的产品质量处于较低的水平。此外，还有一些学者从本土幼稚产业扶持等角度论证政府管制的必要性，Greenwald和Stiglitz(2006)[14]研究指出，实施关税壁垒和政府保护加速了偏向性技术的运用，对幼稚产业的保护能够有利于产业增长。 但政府管制真的有效吗？一些学者对Pigou(1938)[12]公共利益理论进行了批判，以Stigler(1971)为代表提出的公共选择理论指出，管制的设计与运行有可能是为了在位垄断者的利益，通过设置更高的准入门槛来限制新竞争者的进入而达到市场势力与利润的目的[15]。此外，政府管制也有可能是为了政府官员的利益而设置的，即“收费站”观点，官员通过监管来创造租金。在准入管制较高和制度环境较弱的发展中国家，一些潜在的进入者向官员行贿来规避政府繁琐的管制[16]，最终反而会带来高昂的社会成本。 (二)准入管制、创业与经济增长现实中，关于政府准入管制与经济增长的关系是哪种效应占主导，已有文献基于行业动态一般均衡理论框架，对准入管制、企业家创业和经济增长之间的关系进行了理论与实证检验。根据Djankov等(2002)[5]研究结论指出，事实上，任何一个国家，开办新企业都需要向政府税务、工商等部门完成登记注册，缴纳政府部门规定的最低注册资本金等手续，在办理这些繁杂手续过程中所需耗费大量的时间、精力与费用。以上过程会大大增加企业家创业的机会成本，降低潜在的收益，抑制企业家的创业倾向与创业规模[17]。Barseghyan和DiCecio(2011)[11]基于行业动态一般均衡模型引入政府管制，理论结果表明准入管制会导致资源配置的锁定，不利于生产性资源从低效率的企业向高生产率企业进行优化配置，导致行业整体无效率。他们进一步地揭示了准入管制是影响各国居民收入差异的重要因素，通过数据模拟发现美国(准入管制程度最低的国家之一)的TFP和总产出是进入管制程度最高的前10分位国家1.5倍。 关于准入管制与经济增长的经验研究可以追溯至De Soto,De Soto[18]对利马郊区的企业家创业门槛进行调查，发现企业家获得政府颁发的正式许可证需要耗时289天以及3年的人均收入。Djankov等(2002)[5]在De Soto的基础上通过调查获得了各国在创办新企业时所耗费的成本、时间、办理的手续以及最低注册资本金等数据，他们研究发现，全球大多数国家都存在较高的准入管制，政府管制越严格的国家其居民收入越低，官员腐败也更加普遍，产品质量却不比其它国家高，这一结论进一步驳斥了公共利益理论的观点。在Djankov等学者的开创性研究后，大量实证研究文献都采用世界银行的《全球营商环境报告》的数据来考察准入管制与经济增长之间的相关关系，但多数文献仅利用一年的截面数据。Klapper等(2006)[7]运用欧洲34个国家的行业层面的数据，采用双重差分法来检验进入管制与创业、产业增长之间的关系，研究结果发现在准入管制越高的国家，产业增长越慢。Barseghyan(2008)[11]运用全球157个国家的投入产出数据计算出各国的TFP，结论同样发现准入管制与经济增长之间存在负相关关系。 以上研究是基于跨国数据的检验，对于一国准入管制的研究则大多集中于评估营商制度环境改革的效应上。Aghion等(2008)[19]对印度政府取消行业准入许可证制度进行研究发现，放松准入管制提高了市场竞争程度，激励了企业的研发投入与总产出。Kaplan等(2011)[8]与Branstetter等(2014)[10]则分别检验墨西哥和英国的“新企业注册便利化”政策改革对企业家创业的影响，发现在改革后，新企业登记率大幅提升，就业率也明显增加，运用双重差分法进一步地验证了准入管制改革与创业之间存在因果关系。国内的研究大多是利用世界银行发布的《中国营商环境报告》中的准入管制指标，以及中国家庭金融调查数据和中国工业企业数据库等来考察准入管制对企业家创业、技术创新和经济增长的影响，研究结果发现准入管制会降低企业家的创业倾向[1]，降低了在位企业的研发投资激励和TFP增长[20]。 现有研究深化了对政府准入管制如何影响到经济增长的理解，但仍存在以下不足：(1)这些研究主要是利用跨国截面数据来考察准入管制与创业、经济增长之间的关系，截面样本数据，期限较短，易受到短期波动和经济政策改革的影响，而现有文献也鲜有对各国的准入管制改革与经济增长之间的关系做深入探讨，对准入管制改革的效应也知之甚少。(2)在识别准入管制与经济增长之间的因果关系时，大多数是利用各国的法律起源作为准入管制的工具变量，但事实上，法律起源有可能会影响到制度安排的多个方面，如契约执行、政府管制、金融、产权保护等，因而利用“法律起源”作为工具变量应该谨慎[21]；在缺乏有效工具变量情况下，解决内生性问题的最具有说服力的方法是自然实验，自世界银行发布《全球营商环境报告》以来，营商环境排名已成为了各国政府关注的焦点，许多国家不断地通过对内改革以改善其国际形象，但尚未有学者对各国准入管制改革的经济增长效应进行评估。(3)发达国家与发展中国家的营商制度环境和司法体系存在着较大的差异，而现有的研究却并未区分发展中国家和发达国家来考察准入管制及其改革对经济增长的影响。 三、计量模型、变量与数据(一)计量模型为考察准入管制对经济增长的影响，本文借鉴Barseghyan(2008)的方法构建以下实证模型。 yit=α0+β*regulationit-1+α*Xit+μi+μt+εit (1) 其中下标代表的是国家，t表示年份。被解释变量yit为经过购买力平价(Purchasing Power Parity)调整过的各国实际人均GDP，GDP增长率和TFP，用来衡量各国的经济增长水平。regulationit-1为滞后一期的各国进入成本、时间、办理手续和最低注册资本金，用于衡量各国的准入管制程度。μi为国家固定效应，以控制可能会影响到经济增长和准入管制的不可观测的因素。μt为年份固定效应，以控制任何可能会影响到经济增长的宏观经济环境等因素，本文的样本覆盖了金融危机时期，年份固定效应则能够捕捉到金融危机年份与其它年份经济增长波动的偏差；此外，人均GDP随着年份增加而呈不断增长的趋势，年份固定效应也能够捕捉经济增长的整体变化趋势。Xit为各国的随时间变化的控制变量，具体包括：金融市场发展、产权保护和契约制度。 虽然模型(1)中运用连续性变量能够检验准入管制与经济增长之间的相关关系，但并没有直接表明准入管制改革的累积性显著性影响。为进一步评估准入管制改革是否会带来经济增长效应，识别准入管制改革与经济增长之间的因果关系。本文构建的是双重差分模型，通过比较处理组与对照组样本，来评估准入管制改革所带来的经济增长效应。具体而言，本文构建以下计量实证模型 yit=α0+β*dd+α*Xit+μt+μi+εit (2) 其中被解释变量yit为各国的实际人均GDP，GDP增长率和TFP。dd为准入管制改革，进行了准入管制改革的国家为处理组，在改革当年及此后年份记为1，对照组样本为其它国家，dd记为0。进一步地，本文的另一研究重点是检验准入管制改革的程度如何影响到经济增长，是将准入管制改革带来的准入成本下降50%或20%为临界点，改革的国家作为处理组样本，其余非改革国家则为对照组样本，分别进行检验。与模型(1)不同的是，模型(2)能够识别出准入管制改革所带来的累积性的平均效应，模型(1)仅能检验出准入管制与经济增长之间的静态关系。解释变量Xit与模型(1)一致，引入了资本密集度、人口增长、金融市场发展、产权登记成本和契约执行效率等变量，分别为国家固定效应和年份固定效应。 (二)变量与数据本文的实证部分主要是考察准入管制对经济增长的影响，被解释变量，经济增长指标的衡量大多采用人均GDP和TFP(Barseghyan，2008)。本部分借鉴已有研究，被解释变量经济增长采用实际人均产出，即经过PPP调整过的人均GDP，GDP增长率和TFP。TFP是衡量一国投入产出效率的关键指标，也是影响各国居民收入差异的重要因素，TFP越低说明该国技术较为落后。实际人均GDP和GDP增长率来自于世界银行世界发展指数数据库(WDI)；各国的TFP则来自于最新的佩恩表9.0，TFP是通过估算各国的投入产出函数后得到的索罗余值。 本文核心解释变量为准入管制，根据Djankov等(2002)[5]的定义，准入管制是指政府对企业家注册新企业所需要办理的审批手续(procedures)，以及在注册办理企业时所耗费的进入成本(cost)、时间(time)和最低注册资本金(mini_cap)，本文将分别用以上四个指标作为准入管制的代理变量。第一个指标为进入成本，包括各国工商等相关部门所必要缴纳的官方费用，包括法律服务、咨询等相关专业的费用，是用该费用占人均居民收入的百分比来衡量的。第二个指标为办理的审批手续数，包括官方需要企业家创业之前与之后所有的审批手续，如办理运营执照、税务登记，获得公司名称，获得印章，开银行账户等一系列程序，审批的手续越多，越是繁琐，企业家耗费的时间与成本也就越多，按办理的手续数来计算。第三个指标为创业耗费的时间，是指企业家在注册新企业时办理一系列手续等耗费的时间，按天计算。第四个指标为最低注册资本金，是指企业家在创办新企业之前以及公司成立后3个月内，按各国的公司法等要求向银行或公证处存入的最低资本金要求，并用最低注册资本金与人均居民收入的百分比来衡量。以上指标的取值越高，表明政府的准入管制程度越强，企业家的创业成本也越高，对新进入企业也越不利。以上四个指标分别是衡量各国准入管制的某一方面，而不能综合反应各国准入管制的整体特征，为此，本文借鉴张龙鹏等(2016)的处理方法，运用主成分分析法构造了一个反映各国准入管制的综合指标，对进入成本、时间、程序和最低注册资本金等四个指标进行标准化：  为国年份的准入管制取值，  为准入管制变量的均值；sdtz为准入管制变量的标准差。对以上四个指标标准化后，采用主成分分析法构建一个新的指标，通过对各个指标进行主成分加权，其中各变量的权重为各成分的贡献度，以衡量i国t年份的准入管制程度，这一变量值越大，说明该国的准入管制程度越高。 控制变量中，资本密集度用各国的资本存量与劳动人口总数之间的比来衡量，数据来源于佩恩表9.0；金融市场发展是用私营部门的信贷占比来衡量，数据来源于世界银行世界发展指数数据库；产权登记成本是利用世界银行《全球营商环境报告》中的各国与地区财产登记时耗费的成本来衡量；契约执行成本是用世界银行《全球营商环境报告》中的各国与地区执行合同时耗费的成本来衡量。 (三)准入管制改革这部分是评估准入管制改革带来的经济增长效应，其中准入管制改革指标，分别用进入成本的下降程度(20%和50%)来衡量准入管制改革，分别采用成本下降20%和50%的作为改革处理组主要是为了考察准入管制改革的程度对经济增长的影响。历年世界银行发布的《全球营商环境报告》都会披露年度改革的项目，自2006年以来，《营商环境报告》已记录了2 858项优化营商制度环境的改革，其中在创办新企业方面共有171个国家进行了557项改革，是营商环境改革力度最大的项目。从全球范围来看，准入管制方面的改革主要表现在：建立一站式服务中心、降低或取消最低资本金要求、减少不必要的手续、引入电子化登记注册等。实施大量的准入管制方面的改革后，全球各国的准入管制程度明显下降。本文以进入成本的下降程度来衡量准入管制改革，从表1全球进入成本的统计数据来看，企业家在注册新企业所耗费的成本从2003年的104.5%下降至2016年的25.3%，2016年的进入成本已不及2003年的25%。进入成本下降最为明显的是撒哈拉以南非洲地区，但在2016年依然是全球准入管制程度最高的地区；南亚国家的准入管制改革力度最小。根据世界银行按收入水平区分不同组别的国家来看，改革力度最大是最低收入国家，OECD等高收入国家在2003年时准入管制程度已最低，这些国家也同样进行了大量的改革，主要表现在电子化登记注册等优化企业注册程序上，进入成本也大幅下降。 表1 进入成本 (单位：%)  地区20032016收入20032016世界104.525.3高收入124.4东亚及太平洋50.716.6中高收入30.421.1欧洲和中亚15.53.6中等收入7622.6拉丁美洲和加勒比地区78.336.5低中等收入116.824.1中东和北非53.918中低收入143.934南亚42.821.4低收入366.173.7撒哈拉以南非洲地区306.149.9OECD11.53.8
在创业便利化改革方面，既有高收入国家，也包括大量的发展中国家，后者是全球准入管制改革的主要贡献者。图1对进入成本与人均GDP之间的散点图进行简单描述，通过图1可以看出，进入成本与人均GDP之间呈负相关关系。 颅内肿瘤合并糖尿病患者多以良性肿瘤为主，可通过手术治疗获得较为满意的治疗效果[1]。但手术作为对人体有创的治疗方式可能导致患者出现应急性刺激使其耐受力降低，因此，能否平安度过围手术期是手术成功的关键，围手术期对血糖的良好控制并完善相关检查，加强护理干预对促进术后恢复，降低并发症发生概率具有重要意义。该研究为探讨对颅内肿瘤合并糖尿病患者提供围手术期护理干预的重要意义，2017年1月—2018年1月特选取100例该病患者临床资料进行分析。现报道如下。 表2给出了变量的描述性统计，同时区分了OECD国家和非OECD国家，发现发展中国家的准入管制程度要明显高于OECD发达国家，以及在产权保护和契约执行等制度环境上也更差；而OECD国家的TFP和人均GDP都显著高于发展中国家。 表2 变量描述性统计  变量样本量均值非OECDOECD均值差TFP1 3800.980.971.01-0.04***人均GDP2 5388.528.1310.38-2.25***GDP增长率2 5692.452.661.431.23***成本2 3030.530.650.070.58***时间2 30336.6041.1917.0424.15***手续数2 3038.569.136.133.01***最低资本金1 96699.75118.8922.9295.97***资本密集度1 9040.640.331.67-1.34***人口增长率2 7901.431.580.660.92***金融发展2 2930.510.391.03-0.64***产权登记2 1130.060.070.040.02***契约执行2 3030.350.380.210.17***
四、估计结果与分析(一)初步检验首先考察准入管制对经济增长的影响，表3给出了运用固定效应法对模型(1)的估计结果。 表3 初步检验  变量TFPbetaGDP增长率人均GDP(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)进入成本-0.031 2***(-10.68)-0.019 4***(-5.42)-0.026 7***(-7.43)-0.014 2***(-4.03)-0.131-0.059 0*(-1.81)-0.008***(-3.84)资本——0.013 5***(3.23)0.210***(12.15)1.9430.797***(6.76)0.094***(13.05)人口增长——0.007**(2.64)0.010 5*(1.83)0.1310.31(0.21)0.011***(4.35)金融发展——0.019 1(1.64)0.013 1(1.69)0.0720.556(1.28)0.008(1.41)产权登记——-0.212***(-3.08)-0.487***(-2.90)-0.230-0.146**(-2.14)-0.003(-0.79)契约执行——-0.007 41**(-1.99)-0.013 5(-0.93)-0.112-0.026(-0.23)-0.014**(-2.07)国家NOYESNOYES—YESYES年份NOYESNOYES—YESYESN1 3241 3241 1021 098—1 6301 630R20.0790.4820.1000.553—0.4690.998F114.029.4220.3342.52—29.2243.37
注：括号内为标准误差项；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著水平上显著；国家固定效应和年份固定效应未报告。 表3报告的是准入管制程度对各国经济增长影响的检验结果，为保证结果的稳健性和控制宏观经济环境变化对各国经济增长的影响，同时引入了国家和年份固定效应以及国家层面的控制变量。从表3报告的结果来看，进入成本系数均在1%的统计水平上显著为负，说明在准入管制程度越高的国家，企业的生产效率超低，经济增长会更加缓慢。在引入国家和年份固定效应后，进入成本系数仍显著为负，仅仅是系数的绝对值变小了，但符号与显著性均未发生变化，说明结果是稳健的。具体而言，从列(5)报告的列(4)估计结果的标准化系数来看，在注册新企业时所耗费的成本每增加1个标准差，平均而言，会导致TFP下降0.13个标准差，在本文的样本期间内，TFP均值为1，准入管制对TFP的影响较为明显。进一步地在列(6)与列(7)中还报告了准入管制对各国的人均GDP与GDP增长率之间的回归结果，发现进入成本系数仍在10%的统计水平上显著为负，即在进入成本越高的国家其劳动生产率水平也越低，经济增长越慢。对各国TFP的负向影响这一结果十分重要，说明准入管制在降低总产出至少有部分是通过降低全要素生产率实现的。这一检验结果与早期的实证研究结论相似，进一步得到了准入管制会抑制经济增长的新证据。 从其它控制变量来看，资本密集度和人口增长率的系数显著为正，这与早期的研究结果一致；金融市场发展系数不显著，在控制年份固定效应和不控制年份固定效应时结论一致，说明在本文的样本期间内，金融市场发展对TFP并没有显著地提升，这可能的原因是在于本文的样本时间跨度包括了2008年金融危机时期。产权登记成本系数在1%的统计水平上显著为负，产权登记成本每增长一个标准差会导致TFP下降0.23个标准差，说明产权保护同样也是影响经济增长的重要因素；契约成本系数不显著，说明契约成本对TFP并不具有一阶影响，以上与Acemoglu和Johnson(2005)[22]关于产权保护、契约制度与经济增长的实证研究结论较为一致。 (二)内生性问题在前文的估计中，没有考虑到经济增长与制度环境之间的双向因果关系。在政府意识到制度是决定经济增长的重要因素，有可能会进行制度变革来改善本国的制度环境，吸引企业投资。这种反向因果关系有可能会导致估计结果的有偏不一致，通常的解决方法是寻求制度变量(准入管制)的工具变量，如利用“法律起源”指标作为准入管制的工具变量[11]，但“法律起源”却受到学者们的质疑[21]。本文收集的是各国的面板数据，不采用模型之外的变量作为工具变量，而是运用动态面板数据模型的系统广义矩(System_GMM)估计法，对准入管制与经济增长之间的关系进行重新检验，估计结果列于表4。 表4 动态面板数据模型估计结果  变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)TFPGDP增长率人均GDPTFPGDP增长率人均GDPL10.744***(99.89)0.218***(19.54)1.301***(155.41)0.812***(61.56)0.128***(9.38)1.177***(76.97)进入成本-0.117***(-52.97)0.107***(12.97)-0.004***(-8.78)-0.081***(-32.08)-0.017**(-2.50)-0.001***(-5.50)资本———0.420***(7.33)1.098***(11.02)0.049***(11.52)人口增长———0.111***(5.74)0.536***(11.45)0.019***(10.69)金融发展———-0.345(-1.51)-1.432(-1.15)-0.033(-1.19)产权登记———-0.047***(-3.76)-0.136***(-2.91)-0.002(-1.54)契约执行———-0.293***(-11.24)-0.211***(-4.16)-0.019***(-11.73)N1 1201 9781 9751 0121 5281 528AR(1)0.002 70.000 00.000 00.008 70.000 00.0000AR(2)0.106 50.119 30.145 80.166 20.185 80.182 6Hansen检验111111
注：括号内为标准误差项；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著水平上显著；AR(1)和AR(2)分别表示一阶和二阶差分残差项序列的Arellano-Bond检验的P值。 在表4中，报告了Arellano-Bond一阶、二阶序列相关检验AR(1)与AR(2)，以及过度识别Hansen检验，发现AR(1)的P值均小于1%，AR(2)则是在10%统计水平上不显著，即能够接受扰动项无自相关的原假设；过度识别Hansen检验结果显示能够在5%的统计水平上接受工具变量有效性的原假设。从表3的估计结果来看，发现进入成本变量的系数均显著为负，说明在新企业注册耗费成本越高的国家，生产效率TFP、GDP增速和人均国民收入水平都会显著下降，不利于长期经济增长。进一步地引入控制变量后，发现产权登记成本越高和契约执行越无效率的国家，经济增长也越缓慢。以上结论进一步地验证了前文的结论，说明要使得经济保持长期稳定地增长，促进企业家创业的有利政策是必要的，不仅需要政府实施便利化的企业注册程序降低企业家在注册企业时所耗费的成本，还需要政府进一步地加大产权保护的力度和提高司法效率与契约执行效率。 (三)准入管制改革与经济增长前文的实证估计结果表明，在注册新企业时耗费的成本越高与较低的TFP和经济增长低水平相关，其中进入成本变量为连续性变量，得到的是两者之间的静态关系。但以上结果并没有直接表明各国准入管制方面的改革会带来怎样的效应，即创业便利化的政策改革是否能够显著地提高经济增长水平却并未解释。为进一步地考察各国准入管制方面的改革对经济增长的影响，本文采用双重差分法对模型(2)进行估计，得到的结果如下表5。 表5 准入管制改革与经济增长  变量TFP人均GDPGDP增长率(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)trend*treat0.006(1.55)0.004(0.76)-0.09(-0.75)——————trend-3.168**(-2.13)-2.04*(-1.84)-1.9*(-1.71)——————dd1(50%)———0.173***(4.46)—0.012***(5.55)—0.057*(1.68)—dd2(20%)————0.032(0.81)—0.003(1.37)—-0.038(-1.08)资本———1.991***(12.52)1.988***(12.37)0.095***(13.25)0.094***(13.06)0.833***(6.98)0.824***(6.90)人口增长———0.069(0.98)0.086(1.20)0.009***(3.54)0.011***(4.06)0.076*(1.75)0.068(1.55)金融发展———0.026(0.25)0.068(0.64)0.005(1.02)0.007(1.36)-0.56(-1.27)-0.560(-1.20)产权登记———-0.277***(-3.57)-0.294***(-3.76)-0.006(-1.44)-0.006(-1.57)-0.169**(-2.49)-0.176***(-2.59)契约执行———-0.109(-0.91)-0.116(-0.95)-0.015**(-2.23)-0.014**(-2.07)-0.036(-0.31)-0.058(-0.51)国家YESYESYESYESYESYESYESYESYES年份YESYESYESYESYESYESYESYESYESN98217961302109810981630163016301630R20.7180.9960.2800.5550.5460.9980.9980.4560.455F6.3171.5510.27843.2839.3046.4940.9814.7114.44
注：括号内为标准误差项；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著水平上显著；国家固定效应和年份固定效应未报告；下表同。 表5中列4，列6和列8报告的是进入成本下降50%及以上，准入管制改革带来的经济增长效应估计结果，列5，列7和列9为进入成本下降20%及以上，准入管制改革带来的经济增长效应估计结果。从估计结果来看，列4，列6和列8的dd系数显著为正，列5，列7和列9的dd系数为正不显著或为负，这一结果表明只有当进入成本在降低50%以上时，准入管制改革才具有统计上的意义，改革才能带来显著性的增长效应。在本文的样本期间内，平均而言，进入成本下降50%及以上，能够使得TFP、人均GDP和GDP增长率分别提高17%、1%和5.7%。 此外，还检验了进入成本下降30%和40%时，准入管制改革对经济增长的影响，发现除了进入成本下降40%时能够提高人均GDP水平，其余均不显著。这一结果也验证了前文的基本结论，需要较大力度的准入管制改革才能够促进经济增长，这为各国强化准入管制改革有利于经济增长提供了新证据。从本文的样本数据来看，进入成本下降50%及以上的国家大多数为发展中国家，在这些国家，需要进行更大程度的创业政策方面的改革，才能够提高经济增长水平。 五、稳健性检验(一)平行趋势检验本文运用双重差分法来评估准入管制改革的经济增长效应，这一方法的有效性取决于平行趋势假设是否得到满足。其前提假设是，在不改革的情况下，准入管制改革的国家(处理组样本)与非改革国家(对照组)具有相同的增长趋势。显然，由于并未观测到改革组国家的反事实，这一假设难以得到检验，因而只能通过比较两组国家样本在改革之前的增长趋势，构建模型如下 yit=α0+β1*trend+β2*trend*treat+μt+μi+εit (3) 模型(3)中trend为趋势变量，treat为处理组国家赋值为1，即在样本期间内发生过准入管制改革并使得其成本下降了20%都记为1。观测样本是包括了所有的非改革国家，改革国家样本则仅包括改革之前的观测值，与模型(2)一样，引入了国家固定效应和年份固定效应。本文关注的是交互项trend*treat的系数β2，如果β2不显著于0，这就意味着两组样本在改革前具有相同的趋势。 有的甚至原本是一价动词，在进入双及物构式后，构式赋予其“接受”的含义，增加接受者和接受物。例（17）是Goldberg提供的一个经典例句： 平行趋势检验的结构报告于表5列1-3，发现交互项(trend*treat)的系数均没有通过10%水平上显著性检验，这一结果表明在准入管制改革之前，改革国家与非改革国家的经济增长趋势并不存在显著性的差异，满足平行趋势性假设。 (二)替换解释变量在衡量各国准入管制的指标方面，除了企业家注册新企业时所耗费的成本外，还包括开办新企业所耗费的时间，手续以及最低注册资本金，这几个指标与进入成本一样，值越大说明该国创业的便利化程度越低，营商制度环境也越差。为检验准入管制与经济增长结论的稳健性，本文收集了各国在注册新企业时所耗费的时间、办理的手续数、最低注册资本金作为准入管制的代理变量，这三个指标分别是衡量各国创业便利化程度的一个方面，此外，还运用主成分分析法构造了一个准入管制的综合指标，首先是对进入成本、时间、程序和最低注册资本金进行标准化，并求解相关系数矩阵，根据方差来确定主成分，并对主成分加权得到准入管制变量。下面分别采用以上代理变量对准入管制与经济增长之间的关系进行检验，估计的结果报告于表6。 表6报告了替换解释变量后的估计结果，在回归时都引入了国家与年份固定效应，和控制变量。从结果来看，耗费的时间、办理的手续数、最低注册资本金和准入管制系数均为负，除了最低注册资本金系数不显著外，其余变量均在1%的统计水平上显著，F统计量也都拒绝了系数等于0的原假设。以上结果表明在注册新企业时所耗费的时间、办理手续的增加都有可能会降低经济增长水平。列4报告的准入管制综合指标来看，系数显著为负，说明从整体上看，准入管制会抑制经济增长。 表6 替换解释变量估计结果  变量(1)(2)(3)(4)timeproceduresmini_capregulation资本2.026***(12.70)2.048***(12.82)2.084***(12.38)2.105***(12.73)人口增长0.085(1.21)0.061(0.87)0.139*(1.82)0.181**(2.39)金融发展0.030(0.28)-0.012(-0.11)0.040(0.36)-0.040(-0.37)产权登记-0.292***(-3.76)-0.266***(-3.41)-0.336***(-4.13)-0.266***(-3.29)契约执行-0.029(-0.23)-0.141(-1.17)-0.062(-0.50)-0.029(-0.24)时间-0.211***(-4.16)———程序—-0.250***(-4.23)——最低资本——-0.056(-1.30)—准入管制———-0.317***(-5.78)国家YESYESYESYES年份YESYESYESYESN1 0981 0981 0471 047R20.5530.5540.5380.553F42.7542.8741.1447.81
(三)区分OECD与非OECD国家在本文的样本中，数据显示发达国家的准入管制程度要显著地低于发展中国家，最高收入级别的国家在新企业注册所耗费的成本不及1%，而最低收入组别的国家却高达200%，在这些国家，注册一家新企业所耗费的成本是人均收入的两倍以上。20世纪70年代后期开始，欧美发达国家进行了大量的“去管制化”的改革，包括国有企业退出公用事业等重点行业，降低新企业的准入管制等。如葡萄牙在2005年实施了放松准入管制的改革，建立了一站式服务平台，使得营商环境排名也大幅上升，从1999年的113名上升至2006年的全球第33位。整体而言，发达国家的制度环境要优于发展中国家，注册新企业也最为简便，而在撒哈拉以南的非洲国家和南亚地区，管制较为严格，经济发展水平也较为滞后。为进一步地考察准入管制与经济增长的关系是否会因国家的差异而有所不同，本文将样本分为两组，一是为OECD发达国家，其余为非OECD国家。 表7 区分OECD与非OECD国家样本  变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)TFPGDP增长率人均GDPTFPOECD非OECDOECD非OECDOECD非OECDOECD非OECD进入成本0.371(1.06)-0.107***(-2.71)0.038(0.39)-0.078**(-2.04)-0.005(-0.42)-0.007***(-2.62)——资本2.179***(15.12)0.939***(7.43)1.570***(8.35)0.293***(3.22)0.222***(10.39)0.055***(8.14)2.342***(16.10)0.943***(7.54)人口增长-0.054(-0.92)0.164*(1.89)-0.289***(-3.77)-0.429***(-8.88)0.003(0.34)0.016***(4.53)-0.062(-1.02)0.091(1.08)金融发展0.092(1.13)0.303**(2.21)0.688***(6.80)0.272**(2.42)0.037***(3.22)0.034***(4.09)-0.035(-0.43)0.230*(1.69)产权登记-0.028(-0.42)-0.221**(-2.12)-0.287***(-3.09)-0.123(-1.46)-0.017(-1.59)0.007(1.13)0.072(1.07)-0.253**(-2.51)契约执行-0.548***(-4.98)0.055(0.36)0.155(1.15)-0.141(-0.96)-0.08***(-5.27)0.000(0.03)-0.61***(-5.39)0.108(0.71)dd1(50%)——————-0.059(-1.38)0.203***(4.38)N36273639412363941236362736R20.8530.5620.7020.4300.9960.9970.8420.570F94.5714.4624.0517.1439.9019.9284.2916.66
区分样本后，对准入管制与经济增长关系的估计结果报告于表7，其中奇数列报告的是OECD国家的估计结果，偶数列为非OECD国家的估计结果。发现在OECD国家的样本中，进入成本系数均不显著，说明进入成本并不能显著地影响经济增长。在非OECD的发展中国家，进入成本系数均在5%的统计水平上显著为负，在发展中国家，准入管制程度越高，经济增长水平越低。为进一步地验证这一结论，本文在区分样本后采用双重差分模型来考察准入管制改革的经济增长效应，发现同样在进入成本降低一半时，OECD发达国家的准入管制改革对经济增长没有显著性地影响，却能够显著地提高发展中国家的经济增长水平。 从以上结论可以看出，准入管制对发展中国家的经济增长影响较为明显，其中可能的原因在于，OECD等发达国家制度体系较为完善，产权保护及契约执行等相对于发展中国家更有效率，准入管制程度较低，从注册新企业耗费的成本来看，在OECD国家仍不及人均收入的1%，甚至在许多国家的进入成本为0，即便进行准入管制方面的改革，带来的经济增长效应也并不明显。在发展中国家，准入管制程度相对较高，企业家创业倾向也较低，要提高经济增长水平首先应该加快准入管制方面的改革，提高企业家的创业活力。本文的研究再次支持了Stigler(1971)提出的公共选择理论，政府并非是仁慈的，过于严格的准入管制只会导致资源配置的扭曲，不利于经济增长。 六、结论与政策启示自2003年以来，世界银行每年发布《全球营商环境报告》均指出，各国在企业家创业方面实施了大量的便利化政策来提高本国的经济增长活力，如何准确地认知和评估准入管制改革带来的经济增长效应是人们所关注的重点问题，但鲜有文献对此进行研究。为此，本文利用2003-2015年全球215个国家和地区的面板数据，就准入管制与经济增长以及准入管制改革是否能够推动经济增长进行了研究。其中准入管制改革是运用世界银行《全球营商环境报告》中的各国新企业注册耗费成本减少的程度来识别，具体地，是将相邻两年的进入成本减少达到20%和50%的国家作为准入管制改革的处理组，其余为对照组，分别运用固定效应模型和双重差分模型来检验准入管制，及其改革的经济增长效应。主要得到以下结论。 对于本研究所有研究对象在入院以后立刻进行鼻孔填塞,做好对于患者的生命体征的监测,为患者积极进行抗休克治疗,并且选择止血药物进行止血。在常规保守治疗无效的基础上,为患者立刻转为手术治疗。同时为两组患者进行护理,本研究常规护理组患者采用常规护理方案进行护理,主要为患者进行常规的定时查房,和患者家属进行积极沟通,如果存在异常状况,需对于医生进行及时反馈,强化对于患者病房环境的干预工作,定期做好对患者病房的清洁和消毒,为患者保证病房的温度和湿度,积极做好通风工作,给患者创造一个良好的疗养环境。而本研究的心理行为干预组患者,在常规护理组基础上,为患者落实心理行为干预,具体的护理方法如下: (1)准入管制与TFP、人均收入和GDP增长率呈显著的负相关关系，运用动态面板数据模型克服内生性问题后，结论依然成立，进入成本每增加1个标准差，会导致TFP下降0.13个标准差，准入管制在降低总产出至少有部分是通过降低全要素生产率实现的。(2)用创业过程中审批的手续数、审批手续耗费时间和最低注册资本金来衡量准入管制程度，发现审批手续数和耗费时间会抑制经济增长，审批手续数对经济增长的抑制效应更为明显。(3)本文运用双重差分法考察准入管制改革对经济增长的研究发现，改革能够带来正向的经济增长效应，具体地，准入管制改革的国家其TFP水平、实际人均GDP和GDP增长率均要高于未改革的国家。但改革国家需要较大的力度才能够促进经济增长，“象征性”的准入管制改革并不能带来正向效应。(4)区分OECD国家和非OECD国家样本后研究发现，在经济发达的OECD国家，进入成本对经济增长没有影响，在非OECD国家，进入成本会显著地降低经济增长，在发展中国家需要更大力度的准入管制改革才能够促进经济增长，这一发现表明推动准入管制方面的改革有助于缩小发展中国家与发达国家之间经济发展的差异。 本文从准入管制改革等角度进一步地补充和完善了现有的研究，揭示了鼓励企业家创业的放松准入管制改革对经济增长的重要性。研究具有以下重要的政策含义：(1)降低新企业进入的成本，优化企业的营商制度环境。鼓励企业家创办新企业固然重要，但首先应该重视企业营商制度环境，在准入管制的改革方面，可以减少一些不必要的审批手续，建立一站式审批服务中心，实现各监管部门的联合审批。(2)提高政府审批效率。在当前数字经济快速发展的背景下，通过建立电子政务系统，实现网上申报、审批和办理营业执照等促进企业家创业便利化措施能够提高行政管理效率，促进企业家创业。(3)发展中国家准入管制改革需要更大的力度。本文研究发现，发展中国家“象征性”的改革并不能带来预期的效果，需要更大力度的改革才能够推动经济增长。 另外，相对于其他产业，体育产业具有较强的灵活性。结合当地社会文化环境对体育产业进行相应的调整和改进，有助于突出当地产业发展的特色。 本文仍存在一定的局限性，由于数据的限制，本文仅从国家层面考察了准入管制改革对经济增长的影响，也未对中国营商制度环境改革，如行政审批制度改革等展开分析，这可能存在一定的片面性。因此，进一步地深入研究需要搜集微观企业层面的数据，从生产率、技术创新等多个角度，更加细致地考察准入管制改革带来的影响。 大数据环境下隐私信息保护的入罪检讨——以最后手段原则为视角 ………………………………………………………………… 王俊松（4．64） 参考文献 [1]Hopenhayn H A. Entry, Exit, and Firm Dynamics in Long Run Equilibrium[J]. Econometrica, 1992, 60(5):1127-1150. [2]Hopenhayn H A. Firms,Misallocation, and Aggregate Productivity: A Review[J]. Annual Review of Economics, 2014, 6(1):735-770. [3]李坤望，蒋为．市场进入与经济增长：以中国制造业为例的实证分析[J]，经济研究，2015(5)：48-60． [4]Rodrik D. Growth Strategies, NBER Working Papers, No.10050[R]. Elsevier, 2003, 1(14): 967-1014． [5]Djankov S, La Porta R, Shleifer A. The Regulation of Entry [J]. The Quarterly Journal of Economics, 2002, 117(1): 1-37． [6]Dawson J W, Seater J J. Federal Regulation and Aggregate Economic Growth[J]. Journal of Economic Growth, 2013,18(2):137-177. [7]Kaplan D S，Piedra E，Seira E. Entry Regulation and Business Start-Ups: Evidence from Mexico[J]. Journal of Public Economics, 2011, 95(11-12):1501-1515. [8]Klapper L, Laeven L, Rajan R. Entry Regulation as a Barrier to Entrepreneurship[J]．Journal of Financial Economics, 2006, 82(3):591-629. [9]Klapper L, Love I. The Impact of Business Environment Reforms on New Registrations of Limited Liability Companies[J]. World Bank Economic Review, 2016, 30(2): 595-596. [10]Branstetter L, Lima F, Taylor L J, et al. Do Entry Regulations Deter Entrepreneurship and Job Creation? Evidence from Recent Reforms in Portugal[J]. Economic Journal, 2014, 124(577): 805-832. [11]Barseghyan L, DiCecio R. Entry Costs, Industry Structure, and Cross-Country Income and TFP Differences[J]. Journal of Economic Theory, 2011, 146(5): 1828-1851. [12]Pigou A C. The Economics of Welfare[M]. London: Macmillan, 1938. [13]AtkesonA, Hellwig C,  G. Optimal Regulation in the Presence of Reputation Concerns[J]. The Quarterly Journal of Economics, 2015, 130(1): 415-464. [14]Greenwald B, Stiglitz J E. Helping Infant Economies Grow: Foundations of Trade Policies for Developing Countries[J]. American Economic Review, 2006, 96(2): 141-146. [15]Stigler G J. The Theory of Economic Regulation[J]. Bell Journal of Economics, 1971, 2(1): 3-21. [16]明秀南，王科．私营企业进入导致了商业贿赂与腐败行为吗?[J]．经济学动态，2016(2)：50-58． [17]张龙鹏，蒋为，周立群．行政审批对创业的影响研究[J]．中国工业经济，2016(4)：3-12． [18]De Soto H. The Other Path: The Invisible Revolution in the Third World[M]. London: I.B. Taurus, 1989． [19]Aghion P, Redding S J, Zilibotti F. The Unequal Effects of Liberalization: Evidence from Dismantling the License Raj in India[J]．American Economic Review, 2008, 94(4): 1397-1412. [20]明秀南，黄玖立，冼国明．准入管制、创新与生产率[J]．世界经济文汇，2018(1)：1-25． [21]La Porta R, Shleifer A, Lopez-de-Silanes F. The Economic Consequences of Legal Origins[J]. Journal of Economic Literature, 2008, 46(2): 285-332. [22]Acemoglu D, Johnson S. Unbundling Institutions[J]. Journal of Political Economy, 2005, 113(5): 949-995.
Can Lower Access Regulations Boost Economic Growth?——Re-evaluation of the Performance of the Reform of the Global Deregulation PolicyCHEN Jun-ying1, DING Wen-li2, MA Ning-hui3 (1. Yunnan Pan-Industry Financial C ooperation Pevelopment Promotion Association, Kunming 650092, China; 2. School of Economics and Management, Yunnan Normal University, Kunming 650092, China; 3. Champion Property & Casualty Insurance Co., Ltd, Kunming 650228, China) Abstract：The regulation of entry is an important factor that affects resource allocation and operational efficiency of economic. This paper contributes to the literature on cross-country income differences by studying the effect of entry regulations on productivity and output. Using objective measures of business regulations in 135 countries over the period 2003-2015, the costs, days, and procedures required to start a business are found to have statistically and economically significant effects on aggregate output and total factor productivity (TFP). Panel regressions also show important effect of reforms of reducing the cost of entry regulation on economic growth. Reforms should be sufficiently large to bring positive effects, especially in developing countries with weaker business environments. Key words：entry regulation; entry cost; reform; TFP
中图分类号：F014.7 文献标识码：A 文章编号：1005-1007(2019)01-0072-14 收稿日期：2018-05-03 基金项目：中国博士后科学基金面上资助项目(204498)；教育部人文社会科学研究西部项目(18XJ79002)。 作者简介：陈俊营，男，云南省泛亚金融促进会博士后，主要从事制度与经济增长研究；丁文丽，女，云南师范大学副校长，经济与管理学院教授，博士生导师，主要从事贸易与经济增长研究；马宁辉，男，诚泰财产保险股份有限公司，主要从事应用数学研究。 责任编辑 廖筠
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发表于 2019-7-9 12:35:28
