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*本翻译材料来源于保罗·米纳德发表在《亚洲公共政策期刊》上的“政府自由裁量权:中国的民营企业的进入壁垒有多高?”一文，本材料选择原文的摘要、第一部分、第三部分、第四部分及第五部分进行了翻译。
政府自由裁量权:中国的民营企业的进入壁垒有多高?
摘要
大量文献表明，法律上的进入壁垒阻碍了公司的形成。本文将收费站工作人员设置进入壁垒的自由裁量权认定为事实上的政策障碍，这是中国企业家不确定性的一个重要来源。本文将自由裁量权定义为政府部门自由裁量收费在省级政府收入中所占的比例，并对自由裁量权对我国民营企业形成的影响进行了评估。我发现，每减少一个百分点的自由裁量权，就意味着每增加1万名省级居民拥有一家私营企业。
关键词: 创业，监管，不确定性，进入壁垒，中国
1. 介绍
制度对经济发展至关重要，如今已得到公认，并且近年来以“新制度经济学”为基础的实证研究方案的阐述(NIE)观点(例如，Acemoglu和Johnson 2005, Mauro 1995)也证实了这一点。这一工作体的一个重要部分认为，管制政策是影响企业家精神水平和企业行为的进入障碍。利用Djankov等人(2002)的方法——确定注册新企业所需的程序数量和所需的成本和时间，随后的工作证明了进入监管与新企业形成之间的联系(见Djankov 2009年的摘要)。尽管取得了这些进展，但仍有重要方式扩展这一理论的空间。
首先，这些研究都是估计法律上的进入壁垒对企业行为的影响，这也许是由于跨国研究的需要。虽然这些障碍可能是发达国家中最具约束力的限制因素之一，但这些措施与发展中国家企业家的经验之间的相关性不太明显，因为发达国家的执行工作主要是可靠的。此外，跨国研究的结果可能掩盖了次国家间的异质性，特别是在发展中国家，这种异质性可能相当大。本文确定了一种实际的度量方法。中国国内民营企业面临的准入监管障碍，是地方政府官员在收费、罚款和征费分配上的自由裁量权。较高的自由裁量权水平提高了企业对预期回报的不确定性，阻碍了前瞻性企业家组建企业，并使低自由裁量权管辖范围更具吸引力。因此，减少国家官员对私营经济监管的自由裁量权的改革是“市场建设”的一个重要组成部分(Carroll和Jarvis 2013)。
相对缺乏对中国企业家面临的进入壁垒的关注，是进入壁垒文献另一个显著的差距。考虑到中国的规模、显著的经济增长和分散的监管体制(Pearson 2007)，中国代表了一个有趣的案例，需要进一步的实证研究。由Djankov等人开始的传统工作。尤其是在中国国内私营部门规模相对较小的情况下(Haggard和Huang, 2008年)。目前的重点是驻在“收费亭”内的国家代理人所拥有的自由裁量权(De Soto 1990;Shleifer和Vishny 1998;Djankov等(2002)源自North、Wallis和Weingast(2009)的制度主义方法，如下所述。检验自由裁量权对公司形成的影响在中国尤其合适，在这里学习的这段时间里，中央政府试图通过法律来减少地方官员的自由裁量权。
中国案例的另一个值得关注的特点是该国高度分散的经济决策结构。地方政府官员行使自由裁量权的省份差异有助于估计自由裁量权对企业形成的影响。通过对中国31个省份12年来的面板数据进行研究，我发现，每减少一个百分点的自由裁量权，就意味着每增加1万名省级居民，就会增加一家国内私营企业。虽然在自由裁量权和相对较小的数据集上缺乏真正的外生变化，不允许我们明确因果声称,但这些结果的鲁棒性替代规范、协变量包含多个省和年固定效应都暗示了政府自由裁量权的重要性对中国创业活动的阻碍。
本文其余部分的结构如下。第二部分回顾了有关中国地方政府官员进入壁垒和自由裁量权的文献，提出了自由裁量权影响企业形成和区位选择的理论机制。本文的数据和估计策略在第三部分进行了描述。研究结果见第四部分，第五部分为结论。
2.识别策略
本节描述了用于检验自由裁量权减少可以预测中国各省国内私营企业库存增加这一假设的数据和经验策略。
2.1 数据描述
在主要规范中，我将省的自由裁量权作为行政单位征收的自由裁量费在政府收入中所占的比例来实施。上汽分支机构收取的费用与民营企业最为相关。不过，目前尚无法获得上汽各分支机构直接收取的费用数据。另一种可选的运作方式是使用“预算外收入”的一般类别作为国家自由裁量权的代表，正如Chen等人(2011)在省级所做的那样。我使用一个省份的“行政事业单位收费”(中国统计年鉴中的预算收入类别)占省级收入的百分比这一更具体的衡量标准，作为衡量自由裁量权的一个指标。我认为这是省级自由裁量权的最佳可行措施，因为它与私营企业有关，原因有二。首先，官方对预算外资金的衡量在90年代中期发生了几次变化(郭2008,66)。第二，虽然预算外收入与省级总收入的高比率可能表明国家行为者的自由裁量权，但并不是所有类型的预算外收入都意味着与公司同等的自由裁量权。例如，一个省的预算外收入可能以公安机关收取的罚款收据为主。用行政单位和机构单位的收费来构建我的比例自由裁量权，而不是用罚款收据的替代类别，应该在一定程度上减少这种潜在的偏见。我以自一九九八年开始的自由裁量权水平为样本，即此处所采用的衡量方法的制定日期。替代规范代表使用这些费用的绝对水平和人均衡量的自由裁量权。我把省份作为我的分析水平有几个原因。
中国有31个省，333个市级单位，2862个县级单位，41636个乡镇单位(Xu 2011, 1084)。City?level 数据 的 Charges Administrative Units 在 只有 一小 部分 中 情况 下 可用其次，徐认为“中国地区的经济构成是相似的”(2011,1100)。这一点由Batisse和Poncet(2004)所证明，他们发现中国各省之间的经济重复比民族国家内部的普遍情况要高，这意味着低因素流动性。Wedeman(2005)和Fuller(2007)记录了省级的保护主义已经成为一个普遍的问题，Liu和Tong(2009)发现中国市场沿着省级的界限高度分割。就我们的目的而言，省级经济分割和省级保护主义的历史表明，省级是适当的分析单位。
如何最好地定义中国的民营企业并不完全是直截了当的(Haggard and Huang,2008)。黄认为，一个公司是否真正私有化取决于其控制权的分配，即，任命管理层、处置资产和确定公司战略方向的权利(2008,17)。Djankov等人(2002)在对全球企业进入监管的研究中，将私营企业定义为经营一个月后拥有5至50名员工的有限责任公司。世界银行的《在华营商环境报告》(2008)也采用了同样的方法。有理由怀疑，在中国的案例中，这一措施是否代表了真正的私营企业。黄指出，1998年，中国40%的私营企业由法人控股公司组成，“在中国，大部分法人股本来自国有部门，即在其他公司中建立或持有大量股份的国有企业”(2008,19)。同样，将在中国两家证交所上市的公司定义为民营企业也存在问题。经济合作与发展组织的一项研究表明，“国家直接或间接控制着几乎70%的中国上市公司”(经济合作与发展组织，2002,431)。正如North、Wallis和Weingast(2009)所概述的，从聂的角度来看，为私营部门设置进入壁垒的一个动力是保护国有和国有附属部门免受竞争，从而产生租金，从而激励对该政权的持续支持。将这些公司纳入我们的分析将会对我们的结果产生偏见，因为它们远非监管自由裁量权的目标，与政府官员一样，它们是为私营部门设置进入壁垒的主要受益者。因此，我追随黄(2008)和周(2011)对中国私营部门的狭隘定义。这些都是民营企业(siying qiye)对拥有私人控制权的企业最保守的定义。这些公司都是真正的私人公司，这一点从它们的历史政治敏感性就可以看出。1982年宪法正式承认家庭企业，1988年修正案才正式承认私营企业。
下面的模型还介绍了几种对观测到的协变量的控制。这些指标包括省级人均GDP、省级平均工资水平，以及人力资本水平和基础设施质量的指标。所有数据，包括我们感兴趣的主要变量，均来自中国国家统计局出版的《中国统计年鉴》。面板数据的特征使我们能够测量回归量与其时间平均值之间的省级特定偏差与因变量与其时间平均值之间的省级特定偏差之间的关系(Cameron and Trivedi 2005, p. 703)。实现这一目标的方法是，分别纳入省和年的固定效应，以控制未观测到的时不变省级特征和影响所有省份的全国性政策冲击。
2.2 摘要统计信息
本文提出的主要研究结果显示，随着时间的推移，各省和各省内部的自由裁量权和私营企业的存量存在相当大的差异。如表1所示，1998年至2009年，各省的平均自由裁量权水平为6.75%。这一平均水平的基础是各省之间和时间上的显著差异。2009年，重庆的自由裁量权最高，近五分之一的政府收入来自自由裁量费。浙江省1998年的自由裁量权最低，几乎没有自由裁量费。
重庆的平均自由裁量权是浙江的近7倍。事实上，从我们的样本中减去重庆，平均值从6.748降到了6.534。减去浙江，平均自由裁量权水平提高到6.908。“重庆效应”尤其强烈。在全省10个最高的自由裁量权调查中，有7个在重庆。其余3家在安徽。自由裁量权的水平也随时间而变化，如上文表1所示。请注意，平均自由裁量权在2004年之前一直呈上升趋势，之后则呈下降趋势。这表明，国家层面的时间趋势影响着自由裁量权水平，超过了跨省的变化，总体而言，这些变化在多年抽样调查后有所增加。图1通过柱状图显示了372个省的全样本的自由裁量权水平的变化。图2是自由裁量权水平的热点图。深色表示在12年的抽样调查中，平均自由裁量权水平较高。
从1998年到2009年，中国所有省份的民营企业数量都出现了大幅增长。对每1000名省级居民中企业数量的年度横截面平均值进行调查后发现，与抽样年份相比，企业数量增长了近6倍。到2009年，北京和上海明显是异常值。的确，将北京和上海从2009年的横截面中剔除，每1000名居民中私营企业的样本均值从6.176降至3.322。其他领先的城市还有浙江、天津、江苏和广东。贵州、西藏、青海、湖南等地民营企业发展滞后。
3. 结果
3.1 主要结果
主要回归结果见表2。各省自由裁量权水平的非随机分配和我们相对较小的数据集需要谨慎地解释这些结果。考虑到小数据集中可用的有限变化，需要关注的一个问题是多重共线性。我们的几个协变量，特别是收入，和因变量之间有高度的相关性。多元共线性可以将关键参数作为一个回归变量与另一个回归变量之间的协变进行偏倚估计，如果回归变量完全相关，则无法将其与第二个回归变量区分开来。虽然收入与辖区内民营企业股票的相关性较高(0.921)，但并不存在完美的多重共线性。考虑到这些局限性，我采取的方法是将我们的研究结果进行大量规范和稳健性检查。我认为自由裁量权对私营企业的形成具有持续的向下影响。在所有规范中，这种影响在经济上和统计上都是显著的。其他协变量是企业形成的统计显著预测因子，进一步说明虽然存在多重共线性，但并不掩盖模型中包含的回归因子的意义。
表2中的第(1)列给出了一个朴素的OLS集合估计，即在一个省份中，自由裁量权增加1%对公司股票的影响。系数为-0.318表明，每增加1%的自由裁量权，每1万名省级居民中就会增加约3家私营企业。将第(2)列的模型加入实际人均省级GDP，降低了自由裁量权效应的大小，显著增加了r平方的值，共线性较高。工资水平和教育水平的控制被添加到第(3)列的模型中。自由裁量权系数(-0.129)在1%的水平上具有统计学显著性，表明自由裁量权系数每增加1%，预计每10,000居民中约有一家公司的股票将减少。列(4)和(5)检查这些结果对异常值的鲁棒性。如上所述，北京和上海对私营企业特别有吸引力。将这些省份从第(4)栏的分析中剔除后，自由裁量权的影响程度有所降低，但仍然相当于每10000人中约少1家私营企业。在第(5)栏中，我测试了上面提到的“重庆效应”的重要性。将重庆从分析中去除，实际上增加了自由裁量权系数的大小，为-0.154。在第(6)栏中加入省、年固定效应，由式(3)构建完整模型。这种影响的经济规模基本没有变化，而且该系数在1%的水平上仍然具有统计学意义。所有的协变量都是统计上重要的预测因素，企业形成跨越这些规范。收入、工资、基础设施质量和教育都与企业形成正相关。
鉴于中国各省人口众多，这种关系在经济上也具有重要意义。以第(6)栏中的完整模型为例，并以2009年中国人口最多的省份广东省为例，这些结果表明，与隐含的反事实相比，自由裁量权每增加一个百分点，就会导致1万多家企业的减少。如上所述，重庆的自由裁量权最高。重庆的自由裁量权水平从2002年占总收入的10%上升到2009年的19%，这意味着在2009年的人口水平上，比没有自由裁量权变化的预期少了近3,000家公司。这些结果支持了我们的关键假设，即高度的自由裁量权阻止了公司的形成。
3.2 灵敏度检查
在表3中，我检查了刚刚报告给自由裁量权替代措施的结果的稳健性。在第(1)栏中，自由裁量权被行政单位的绝对收费水平所取代。-2.560的系数表明每增加10000元的总费用收集的一个省,国内民营企业的股票预测是减少约2frac12;公司。在第(2)列中，引入固定效应后，该效应的大小约减半。行政单位的收费(按人均计算)是我们在第(3)和(4)栏内的主要自变量。自由支配收费上升对国内私营企业的预测存量的下降影响仍然存在，并且具有统计上的显著性。
4. 结论
本文展示了政府自由裁量权(地方官员收取的费用)与中国各省国内民营企业的预测存量之间的强大关联。私营企业更愿意在自由裁量权水平较低的省份开展业务。这一发现有助于现有的关于进入壁垒的文献，因为它
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资料编号：[541]
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