“放管服”改革、政府透明度与区域营商环境——基于国内城市面板数据的实证研究

作者简介

郑烨，西北工业大学人文与经法学院助理教授，研究方向为绩效管理与政府改革创新、科技政策与科技管理；

王春萍，西北工业大学人文与经法学院教授，研究方向为公共政策与区域治理（通讯作者）；

段永彪，西北工业大学人文与经法学院硕士研究生，研究方向为公共政策与治理创新。

摘要

以整体性政府理论为视角,基于国内35个城市 2015-2018年的面板数据,主要采用有序 probit 回归模型,就“放管服”改革、政府透明度及区域营商环境之间的关系展开实证研究。结果发现:“放管服”改革实施与政务服务中心建设均能显著促进区域营商环境,且政务服务中心建设的效果更强；政府网站信息公开和网站在线服务在“放管服”改革实施对区域营商环境的影响中均发挥出显著的正向调节作用；在经济发展水平较高的城市,“放管服”改革更能促进区域营商环境，然而在不同规模城市间，这一影响效果却不显著；“放管服”改革会随着时间推移而渐显成效，即改革具有明显的“累积效应”。

自新公共管理运动以来,政府改革一直是全球政府治理的热点议题。当前党的十九届四中全会提出:“要深入推进简政放权、放管结合、优化服务,深化行政审批制度改革,改善营商环境,激发各类市场主体活力。”在实践中,政务服务中心建设作为目前各地区“放管服”改革的核心内容,为简化行政审批、优化营商环境等创造了条件。“放管服”改革、政府透明度和区域营商环境集中体现了当前行政改革的质量水平,是政府治理能力现代化的反映。然而,令人遗憾的是，当前国内学界对“放管服”改革实施效果的实证研究非常匮乏,尤其是围绕“放管服”改革、政府透明度与区域营商环境间关系的论证更是少见。鉴于此,本文基于国内35个城市 2015-2018 年的面板数据,从整体性政府理论出发,在厘清“放管服”改革内涵的基础上,构建“放管服”改革、政府透明度与区域营商环境之间的概念模型并提出研究假设,进而实证检验“放管服” 改革对区域营商环境的影响效果以及政府透明度发挥的调节作用,并提出政策建议,为今后实践提供理论支撑。

1理论基础与研究假设

1.1理论与内涵

1.1.1整体性政府理论

整体性政府理论源于英国佩里·希克斯在 1997 年所著的《整体性政府》( Holistic Government)。该理论是在反思新公共管理运动带来的“碎片化”问题的基础上提出的,旨在通过协调、合作、整合或整体性运作来解决碎片化治理中的问题。长期以来,我国条块分割的治理结构导致了政府碎片化的治理现状。整体性政府理论对改善我国治理结构中的碎片化问题具有重要的理论意义,尤其是为当前“放管服”改革的实施提供了理论支撑。在当前深化“放管服”改革进程中,既需要部门间的无缝对接以简化公共服务流程,使行政系统趋于集中整合,也需要多方协作治理和多部门联动来增强政府部门工作的透明度,通过发挥市场和社会的作用,实现政府部门间的互联互通。

1.1.2“放管服”的内涵界定

“放管服”改革是简政放权、放管结合、优化服务三者协同推进的一套“组合拳”。从“放管服”改革的政策意蕴出发,“放”包括“简政”和“放权”两个维度,即通过精简机构来提高行政效率,通过下放不属于政府的权力来赋予企业自主性；“管”的核心在于推进政府管理转型的同时要加强监管,以适应新形势下社会对于政府的要求；“服”是指优化服务,主要是政府为公众、企业等提供的各类公共服务,它是在“放”和“管”的基础上形成的治理能力现代化的重要体现。

1.2研究假设

1.2.1“放管服”改革与区域营商环境

营商环境作为经济发展软实力的重要体现,通过深化“放管服”改革可以起到优化营商环境的目的,从根本上说就是解放和发展生产力。“放管服”改革实施的核心在于重构政府与市场的关系,政府对审批制度改革的优化和市场准入的逐渐放开,释放了大量的政策红利,有效 激发了企业发展活力,改善了区域营商环境。此外,建设实体政务服务中心和政务服务平台作为推进“放管服” 改革的重要载体,能够促进政府部门之间的协同与合作,给市场主体带来极大的便利,直接减少时间成本和机会成本,有利于营造更加稳定、公平、透明的区域营商环境。据此,提出以下假设:

H1:“放管服” 改革对区域营商环境有显著的正向影响。

H1a:“放管服”改革实施对区域营商环境有显著的正向影响。

H1b:政务服务中心建设对区域营商环境有显著的正向影响。

1.2.2政府透明度在“放管服”改革实施和区域营商环境间的调节作用

政府透明度是政府和民众在互动过程中,民众对政府所提供的信息和服务是否合理有效的结果评价。政府透明度可以分解为政府信息公开程度和政府网站在线服务能力两个维度。实践中政府信息公开和网站在线服务做得较好的城市,其“放管服” 改革促进区域营商环境的效果也更加明显。如杭州市不断创新数字治理、提升在线服务质量,通过深化“最多跑一次” 改革逐步实现政务环境最优。此外,为提高公众的信息可获得性,进一步简化企业审批手续,郑州市推进企业登记全程电子化改革,不仅有效降低了市场运营成本,而且更加促进了区域营商环境的优化。基于上述分析,提出以下假设:

H2:政府透明度正向调节“放管服”改革实施与区域营商环境的关系。

H2a:政府信息公开正向调节“放管服”改革实施与区域营商环境的关系。

H2b:政府在线服务正向调节“放管服”改革实施与区域营商环境的关系。

1.2.3“放管服”改革对区域营商环境影响的区域效应

区域营商环境是商事活动主体在经营过程中,对所处区域现有的各种外在制度和环境的重要参考因素。受到资源禀赋、经济发展水平和城市规模等各种因素的影响,不同区域推动“放管服” 改革的进程和力度也存在明显差异,这也直接影响到区域营商环境的营造效果。从 《中国城市竞争力蓝皮书》近 3 年的排名结果中可以发现,我国东部地区城市营商环境的整体排名明显优于中部和西部地区的城市。具体而言,像北京、上海、杭州、广州等经济发展水平较高、规模较大的城市,“放管服”改革实施较早,一直走在全国前列,而且区域营商环境排名长期以来保持国内领先水平。据此,提出如下假设:

H3:“放管服”改革对区域营商环境的影响存在明显的区域效应。

H3a:城市经济发展越强,“放管服”改革对区域营商环境的正向影响越显著。

H3b:城市规模越大,“放管服”改革对区域营商环境的正向影响越显著。

1.2.4“放管服”改革对区域营商环境影响的时间效应

2015 年“放管服”改革提出后,中央和地方政府积极探索、大胆实践,国务院多次提出修改意见,大力推进改革议程,从试点推进到示范推广,改革的持续性不断增强,政 府职能转变取得了显著成效,区域营商环境得到了持续改善。根据世界银行发布的数据,2018 年我国营商环境排名大幅提升 32 位,2019 年又跃升 15 位,营商环境优化成 效显著,“放管服”改革实现了阶段性目。由此可见,随着时间推移和改革经验的不断积累,“放管服”改革提升区域营商环境的效果会变得愈加显著。基于此,本文提出以下假设:

H4:“放管服”改革对区域营商环境的影响存在明显的时间效应,即:“放管服”改革对区域营商环境的优化会随着时间的推移而递增。

本研究构建了“放管服”改革、政府透明度和区域营商环境之间关系的理论模型,如图 1 所示。

2 研究设计

2.1研究样本与数据来源

本文聚焦于“放管服”改革对区域营商环境的影响, 选取了我国 35 个地级及以上城市2015 -2018 年的面板数据。由于“放管服”改革是在2015 年正式提出的,因变量区域营商环境数据目前只更新到2018年,因此本研究选择 2015-2018年的数据进行分析。此外,通过对出台 “放管服”改革文件的 245 个地级及以上城市与营商环境排名前100名的城市进行数据匹配,最终选取了35个城 市。以35个城市为研究对象主要基于两方面考虑:①这些城市行政层级较高,是“放管服” 改革中贯彻落实中央相关精神和举措的关键环节,也是地方行政体制改革的先 行者;②这 35 个城市涵盖了我国大陆 30 个省、自治区和直辖市,范围涉及我国东、中、西部地区,代表性较强。

因变量区域营商环境的相关数据来源于《中国城市竞争力蓝皮书》;自变量“放管服”改革和政务服务中心建立时间相关数据通过检索政府官网、政务服务中心官网以及政府相关文件和工作报告、官方新闻媒体报道等途径获取;调节变量政府透明度的相关数据来源于《中国政府透 明度年度报告》《中国电子政务蓝皮书》和《中国城市电子 政务发展水平调查报告》。本文所用数据均来自公开二手数据,因此可确保其真实性和客观性。

2.2研究变量测量

本研究的变量测量、定义及数据来源信息等见表1所示。

自变量:“放管服”改革。主要包括两个指标:“放管 服”改革实施和政务服务中心建设。 

因变量:区域营商环境主要基于《中国城市竞争力 蓝皮书》中的营商环境竞争力排名,对区域营商环境进行测量。

调节变量:政府透明度。测量主要包括两个指标:政府网站信息公开指数,其数据来源于《中国政府透明度年 度报告》,反映了政府网站信息公开程度;政府网站在线服务指数,其数据来源于《中国电子政务发展报告——电子政务蓝皮书》和《中国城市电子政务发展水平调查报告》, 反映的是政府网站在线服务能力。

控制变量:具体包括三类,一是区域和时间效应的控 制。按照研究惯例,把东部( east)地区设为参照组,中部 (mid)和西部(west)作为两个虚拟变量。同时,以 2015 年 为参照组,设置 2016-2018 年 3年为虚拟变量。二是参考现有研究,选取 4 个社会经济变量,具体包括人均 GDP、 人口规模、城市人口密度、城市二产占 GDP 比重。三是政府层面的变量,参考现有研究主要选取了政府管理效益和政府规模两个指标。

2.3研究方法

由于本文的研究变量数据来源于历年档案数据,并且因变量属于有序多分类变量,因此本文采用有序 probit 回归模型和面板数据分析方法对理论模型进行实证检验。首先,基于国内 35 个城市2015-2018年的面板数据,采用面板数据分析方法,通过 Hausman 检验选择固定效应模型或随机效应模型进行估计;然后进行有序 probit 回归分析,验 证“放管服”改革对区域营商环境的影响,以及政府透明度的调节效应、“放管服”改革的区域效应和时间效应。

3 实证结果分析

3.1描述性统计分析

表2为研究变量的描述性统计分析结果。结果表明,2015-2018 年间 35 个城市中,已经出台了“放管服”改革实施文件的城市占45.7%,已经同时建立了实体政务服务中心和网上政务服务平台的城市占 66.4%。此外,不同城市政府透明度存在较大差距,政府网站在线公开指数的均值为 68.667,小于政府网站在线服务指数的均值 80.148,这反映了样本城市的政府网站在线服务明显优于政府网站信息公开。随后,采用方差膨胀因子 (Variance Inflation Factor,VIF) 来判断自变量是否存在多重共线性问题。

从表2结果来看,各变量的VIF值均小于10,尤其是自变量的VIF值都在2以下,因此可以认为各变量之间不存在多重共线性,可以直接对数据进行后续回归分析。

3.2研究假设验证

3.2.1“放管服”改革对区域营商环境影响的主效应

本文通过 Hausman 检验来判断使用固定效应模型还是 随机效应模型,结果显示 Hausman 检验结果不显著,即不适 用固定效应模型,因此采用随机效应模型进行分析。表3为“放管服”改革对区域营商环境影响的直接效应结果。

模型 1、模型 2、模型 3 分别代表在控制人均 GDP、人口规模、城市人口密度、城市二产占 GDP 比重、政府管理效益和政府规模之后,“放管服”改革对区域营商环境的影响。表 3 结果表明,模型 1 中政务服务中心建设对区域营商环境具有显著的正向影响,政务服务中心建设和区域营商环境之间的回归系数为 0. 354,且在 0. 05 的水平上显著 正相关,这表明建立实体政务服务中心和网上政务服务平台确实能显著推动区域营商环境的优化,假设 H1b 得到了支持。模型 2 表明,“放管服”改革实施对区域营商环境 同样具有显著的正向影响,二者之间的回归系数为0.173, 在 0.05 的水平上显著正相关,因此假设 H1a 也得到了支持。模型 3 的结果表明,在同时纳入政务服务中心建设、“放管服”改革实施变量之后,二者仍然会对区域营商环境产生显著的正向影响。但相比之下,政务服务中心建设 的正向影响更显著。这也进一步反映出政务服务中心建 设作为当前各地“放管服”改革的重要抓手,是提升区域 营商环境的重要前因。此外,人均 GDP、人口规模、城市人口密度等7个控制变量也会对区域营商环境产生不同程度的显著正向影响。总之,近年来各地“放管服” 改革有效提升了区域营商环境,但这种效应是否会随着时间推进和区域差异而体现出异质性,仍需进行后续检验。

3.2.2政府透明度的调节效应检验

表 4 是政府透明度对“放管服”改革实施与区域营商环境间关系调节效应的回归分析结果。从表 4 可以看出,在控制其他变量的条件下,政府网站信息公开和政府网站在线服务在“放管服”改革实施对区域营商环境的影响中 发挥了显著的正向调节作用,回归系数分别为 0. 150 和 0. 212,显著性水平为 0. 05。这表明当前强化政府网站信 息公开建设,提高政府网站在线服务水平,能够充分发挥 “放管服”改革实施对区域营商环境的正向作用,相比之下,提高政府网站在线服务发挥的正向调节作用更为显著。因此,假设 H2a 和 H2b 得到了支持。

3.2.3“放管服”改革对区域营商环境影响的区域效应

根据前文假设,为了验证“放管服”改革的区域效应, 本文拟采用分组回归分析的方法。依据已有相关研究的做法,以人均 GDP 和人口规模作为衡量地区经济发展水 平和区域城市规模的重要指标,分别将样本组设为“低人均 GDP 组和高人均 GDP 组”、“低人口规模组和高人口规模组”。区域效应的检验结果如表 5 和表 6 所示。

从表 5 中的模型 1、模型 2 可以看出,在低人均 GDP 情况下,政务服务中心建设、“放管服”改革实施对区域营 商环境影响的回归系数分别为 0. 026、0. 004,且在 0. 1 的 水平下显著正相关,影响效果比较微弱;而模型 4 和模型 5 结果显示,在高人均 GDP 情况下,政务服务中心建设、“放 管服”改革实施对区域营商环境影响的回归系数分别为 0. 039、0. 040,且在 0. 05 的水平下显著正相关。这表明无论是在经济发展水平较低的城市还是在经济发展水平较 高的城市,“放管服”改革都能提升区域营商环境,然而在 经济发展水平较高的城市,这一影响效果会更加显著,假设 H3a 得到了支持。

从表 6 可以看出,无论是低规模城市 还是高规模城市,政务服务中心建设、“放管服”改革实施 对区域营商环境均无显著影响作用,假设 H3b 没有得到支持。

3.2.4“放管服”改革对区域营商环境影响的时间效应

为了测量“放管服”改革的时间效应,将 2015 年设为 参照组,进而分年度产生回归结果(如表 7 所示)。结果表 明,在“放管服” 改革前3 年,政务服务中心建设、“放管服”改革实施等对区域营商环境的影响作用不显著,直到2018 年(即“放管服”改革提出的第四年)以上自变量对区域营商环境产生了微弱的显著正向影响,且政务服务中心建设的影响作用略强。这一研究发现表明,“放管服”改革会随着时间推移而逐步显现出成效,即改革具有累积效应,假设 H4 得到了验证。

4 理论贡献与实践启示


本研究的理论贡献在于:一方面基于整体性政府理论 视角,揭示了“放管服”改革对区域营商环境的影响效果, 同时验证了“放管服”改革影响区域营商环境存在地区效 应和时间效应,在一定程度上弥补了当前“放管服” 改革 效果实证研究的空白。另一方面,在当前国家推动大数据 和“互联网 + ” 的实践背景下,本研究揭示了政府透明度在“放管服”改革与区域营商环境关系间发挥的调节作用,识别了政府网站信息公开和政府网站在线服务的调节 作用强度,在一定程度上丰富了政府透明度的相关研究成果,拓展了“放管服”改革影响区域营商环境的情境因素。根据本研究结论,提出以下政策建议:①市级政府部门要重视“放管服” 改革的顶层设计,因地制宜、精准施策,不断修订和完善适合本区域发展特色的“放管服” 改 革政策,明确改革目标和抓手,将责任落实到部门和个人, 着力构建改革监督问责体系,充分保障改革的实施效果。②以创新政务服务中心建设为主抓手,扎实推进城市“放 管服”改革。一方面,要不断改进市政服务大厅,将其尽快建设成为集行政权力运行、政务公开、便民服务、法制监督、效能监察、政民互动等于一体的综合性、治理现代化的平台;另一方面,要充分运用互联网+ 、大数据技术、区块 链技术、人工智能等工具手段创新和优化政务服务网络系统,提高统筹层级与集约化效果。③强化市级政府透明度建设,最大限度促进“放管服” 改革对区域营商环境的优化。一方面要完善市政部门网站信息公开功能,及时、充分回应市场主体的现实诉求,创新和拓展信息发布渠道,加强官民高效互动,同时也要完善网络在线服务功能与分类引导,整合各类资源,提高门户网站在线服务便捷度和实用率。

文章来源：《软科学》2020年第9期

本期编辑：蔡龚涛

校审：王文婕、马韶君、苏芮、李玲、张璐璐、宇升

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