柳建坤 张云亮 何晓斌｜行政审批制度改革与民营企业处理行政纠纷的策略选择
行政审批制度改革与民营企业
处理行政纠纷的策略选择
柳建坤
（哈尔滨工程大学）
张云亮
（西南财经大学）
何晓斌
（清华大学）
引文参考：柳建坤、张云亮、何晓斌. 2022.行政审批制度改革与民营企业处理行政纠纷的策略选择[J]. 公共管理评论,4(2):网络首发
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摘要
本文通过将中国私营企业调查数据与中国城市行政审批中心数据进行匹配,实证考察行政审批制度改革对民营企业处理行政纠纷的影响。研究发现,行政审批制度改革可以促使民营企业积极采取行动应对纠纷,并使其倾向于采取制度化策略。但政策效果存在异质性,具体表现是:经济实力弱、没有政治关联且处于高壁垒行业的企业从制度改革中获益更多。进一步分析发现,行政审批制度改革通过提升民营企业家对制度环境以及自身地位的感知,使其主动采取制度化策略应对行政纠纷。
关键词
政企关系;行政纠纷;行政审批制度;制度环境感知;地位感知
投稿时间：2022/1/18
送外审时间：2022/1/25
首轮外审完成时间:2022/2/21
录用时间：2022/3/28
一、 引言
在市场经济运作过程中,民营企业常常受到掌握再分配权力的地方政府所施加的资源约束,从而形成了企业高度依赖政府的互动格局。虽然“政强企弱”是政企关系的常态,但政企关系在经验层面所呈现的形态较为复杂。例如,一些“财大气粗”的民营企业家不仅可以通过官方提供的政治参与渠道来影响政策制定和决策过程(黄冬娅,2013),其中的佼佼者甚至可以要求政府实现其利益诉求(耿曙和陈玮,2015)。虽然市场化改革削弱了以行政等级为依据的利益分配机制,但民营企业与地方政府的利益联系愈加复杂,利益矛盾逐步显现,甚至演变为公开的行政纠纷。行政纠纷不仅干扰企业的正常经营,而且对基层社会治理产生负面影响。对此,中国政府建立了以行政诉讼法为核心的行政纠纷治理体系,治理成效较为显著。尽管民营企业在面对行政纠纷时可以寻求法律庇护,但在现实中仍有一部分企业在面对行政纠纷时选择默默忍受,或者采取法律之外的手段来应对。因此,有必要考察民营企业处理行政纠纷的策略选择的逻辑,进而探寻相应的治理机制,这对于构建亲清型政企关系进而推动经济社会稳定运行具有重要意义。
行政纠纷是发生在个人或组织与行使公权力的机构(政府)之间的纠纷形态(程金华,2009)。现有研究主要从企业视角出发考察行政纠纷处理决策的影响因素,特别关注民营企业的议价能力对其选择纠纷解决方式的影响,这种能力具体表现在两个方面。一是企业自身的经济实力。纪莺莺和范晓光(2017)发现,在处理与政府的纠纷时,纳税能力强的企业更可能通过与政府直接沟通的方式来应对,而纳税能力处于中等水平的企业更可能通过行会、商会等自组织或非正式途径来解决纠纷。二是企业的政治关联。张华和吴月(2019)发现,虽然“下海官员”和“参政商人”都拥有政治关联,但后者更可能运用组织内的途径加以解决,而前者倾向于选择抗争方式。
但在宏观层面,企业所处的制度环境对其在与政府互动过程中选择何种行动策略的影响也不容忽视。对于中国民营企业而言,政府与市场的关系是其所处的制度环境的核心内涵。在这种制度环境下,政府凭借对经济资源进行再分配的权力可以影响民营企业的战略选择以及生存能力,而行政审批制度则是政府使企业对其形成依赖关系的重要制度安排。然而,随着市场经济不断发展,行政审批制度的弊端日益显露,其对民营企业所施加的资源约束愈加明显。这一问题促使中国政府在 20 世纪 90 年代末开始大刀阔斧地改革行政审批制度。从实际效果来看,由政府主导的行政审批制度改革显著增强了民营企业发展的可持续性(王永进和冯笑,2018)。但需要注意的是,行政审批制度改革本质上是一项调整政府与市场关系的重大制度创新,因而除了可以从企业经营状况来考察行政审批制度改革的效果外,政企关系所提供的新视角也应加以重视,因此尤为必要从学理的角度进一步探究行政审批制度改革能否优化政企关系。
鉴于此,本研究聚焦于行政纠纷这样一种紧张型的政企关系,考察其在行政审批制度改革过程中所产生的变化及其逻辑。具体而言,本研究考察行政审批制度改革对民营企业处理行政纠纷策略的影响:一是行政审批制度改革是否能够促使民营企业主动应对与政府之间的纠纷而不是默默忍受? 二是在民营企业主动应对政企纠纷后,行政审批制度改革对企业采取的具体策略会产生怎样的影响?
二、 理论分析与研究假设
组织与环境的互动关系是组织行为研究的核心问题 ( Pfeffer and Salancik,1978)。其中,制度环境是影响企业行为决策的重要宏观变量(Williamson, 2000)。在转型国家,制度变迁所带来的不确定性会给企业施加更多的约束条件,从而使其行为更加明显地受到制度环境的影响(Beck et al. , 2005)。中国的改革开放推动了经济体制的快速变迁,但与其他转型国家不同的是,中国政府始终保持着对经济运行方向和重大战略的主导权,并且依托行政权力对关键性资源(如土地、矿产、信贷、进出口配额)进行再分配,这使得民营企业的生存和发展对政府有很强的依赖性。在这种强约束的制度环境下,如何协调与政府的关系就成为影响民营企业制定战略决策的关键因素(Li et al. , 2006)。
行政审批制度是中国特有的一种由政府主导的资源配置方式,地方政府正是通过这一制度得以对关键资源进行再分配,从而塑造了民营企业对政府高度依赖的制度环境。随着社会主义市场经济体制不断完善,市场主体愈发需要公平且高效的制度环境,改革行政审批制度的工作由此开始推进。改革的核心任务是精简以企业为对象的行政审批项目和事项,其直接效果是降低企业的制度性交易成本以及减少腐败行为的发生。但在宏观层面,行政审批制度改革的关键作用在于推动行政管理制度创新(王克稳,2014),这对优化制度环境发挥了重要作用。
此外,行政审批制度改革所引起的制度环境变化可能进一步影响民营企业处理行政纠纷的决策。决策是人们基于自身的经验、情感、价值观对环境信息进行加工后的结果(Kahneman et al. , 1990)。就长期处于强约束制度环境的民营企业家而言,其对制度环境的感知异常敏感,而行政审批制度改革对制度环境的优化也会使该群体的感知发生变化,进而影响其处理行政纠纷的决策。一方面,在相对完备的制度环境中,政府向企业寻租或干预企业生产经营活动的行为会受到法律的严格约束,这就降低了企业采取行动后遭受政府惩罚的可能性。而且,良好的制度环境意味着政府具有较高的工作绩效水平,特别是服务性职能的改进更加明显(赵云辉等,2019)。在这种情况下,政府更愿意听取和接受企业提出的意见并提供解决渠道,这为企业主动应对行政纠纷提供了客观保障。正因如此,当处在良好的制度环境时,企业家相信凭借个人能力可以有效应对制度压力,因而愿意采取风险较大但可以带来较高收益的策略来维护自身利益。另一方面,民营企业家对宏观环境的感知还会影响其对自身地位的判断。高地位感知可以为个体提供心理上的安全感,并且强化其应对不确定性事件的信心,从而使其将注意力更多地分配到决策产生的收益而非损失上,因而个体采取冒险行动的可能性大大提高(Keltner et al. , 2003)。但较近的研究表明,企业家对自身地位的积极感知也可以明显增加企业的创新投入,并且这一效应在制度环境完备的地区更加明显(马骏等,2019)。综上,在行政审批制度改革使制度环境得以优化的情况下,身处其中的民营企业家对整体环境以及自身地位的感知趋向积极,因而敢于采取风险性较高的决策,这在处理行政纠纷时表现为采取实际行动而非默默忍受。据此,本文提出如下假设:
假设 1: 行政审批制度改革可以提升民营企业家对制度环境以及自身地位的感知,进而促使其采取行动应对行政纠纷。
除了决定是否应对行政纠纷外,民营企业还需要选择具体的应对策略。在一些制度环境相对完备的地区,民营企业家很早就有意识地运用仲裁、诉讼等制度化策略来处理行政纠纷(Clarke et al. ,2008)。但在制度环境不利于民营企业成长的地区,制度化策略的效果往往不太理想,因而企业家更倾向于采取上访、媒体曝光等制度外的方式来处理与政府之间的纠纷(张泰苏,2009)。行政审批制度改革及其对制度环境的优化也会影响民营企业在处理行政纠纷时所做出的策略选择。一方面,良好的制度环境的重要标志是拥有健全和高效的法律制度体系,这使民营企业采取制度化策略处理行政纠纷的交易成本大大降低。更为重要的是,民营企业家对制度环境的积极感知也会增强其对政府的信任,因而更愿意采取制度化策略应对行政纠纷。另一方面,行政审批制度改革有助于塑造对民营企业可持续发展有利的制度环境,企业家的地位感知因之趋向积极,因而他们更愿意直接与行政部门进行沟通或者通过法律途径来解决行政纠纷。相反,虽然制度外的途径会为政府带来一定的压力并在某种程度上达到加快民营企业实现维护权益的目的,但这种过于冒险的策略也会损害民营企业与政府的长久关系,即采取非制度化途径处理行政纠纷不利于民营企业在当地的长期发展,因而这种策略被使用的可能性相对较低。故本文提出如下假设:
假设 2: 行政审批制度改革可以提升民营企业家对制度环境以及自身地位的感知,进而促使其采取制度化策略应对行政纠纷。
三、研究设计
(一) 数据来源
本文使用的数据主要来源于以下三部分。第一,2006 年实施的第七次中国私营企业调查(Chinese Private Enterprise Survey, 以下简称 CPES)。CPES 在中国大陆按0. 5%左右的比例进行多阶段抽样,并且在抽样过程中考虑企业在规模和行业上的差异性,由此获得的企业样本具有较高的代表性,可以很好地反映私营企业在全国范围内的情况。CPES 起始于 1993 年,截至 2018 年共进行了 13 轮调查。不过,CPES在不同年份的调查内容有所差异,而关于企业处理行政纠纷的题项仅存在于 2006 年的第七次调查。加之行政审批制度改革工作在 2010 年以前推进速度较快,故本文使用 CPES2006 作为主要的分析数据,其原始样本量为 3837。第二,行政审批制度改革的信息来自中山大学徐现祥团队整理的中国城市行政审批中心数据库(毕青苗等,2018)。该数据库包含 316 个地级市和 15 个副省级城市设立行政审批中心的时间、进驻部门数量、进驻事项数量、进驻窗口数量等涉及行政审批制度改革的信息,第三,构建企业所在地城市的宏观变量(人口规模、地区 GDP、城市级别、官员更替)的数据来自 2006 年中国城市统计年鉴和中国党政领导干部资料库、政坛网、择城网等。在将上述数据进行匹配进而剔除了变量存在缺失的样本后,最终得到一个由 3780 家民营企业构成的有效样本。
(二) 变量说明
被解释变量是企业是否应对行政纠纷以及采取的应对策略。CPES2006 询问了当民营企业家在与政府部门发生纠纷时通常采用的解决办法,并提供了 8 个选项:①默默忍受;②私下协调、自行解决;③请求当地政府或上级主管部门解决;④提请仲裁机构仲裁或向法院提出诉讼;⑤通过工商联和私企协会协助解决;⑥自发联合起来争取解决;⑦向报纸等舆论工具反映;⑧其他。事实上,企业处理行政纠纷是一个二阶段,首先是企业是否采取行动,然后是采取行动的企业所实施的具体策略。参考已有文献的做法(纪莺莺和范晓光,2017),本文针对企业应对行政纠纷设计了两个测量指标。一是企业是否采取行动,操作化为:当企业选择第①项时表示其容忍行政纠纷,赋值为 0;反之,选择其他任何一项都表示其采取行动,赋值为 1。二是企业采取的具体应对策略。Tang(2016)将行政纠纷解决方式划分为“制度内途径”和“制度外途径”:前者包括调解、检察、行政复议等,后者包括协商以及公开抗争。参考这种处理方法,本文将企业应对行政纠纷的策略区分为制度化策略和非制度化策略两种。编码方式为:如果企业选择第②、⑤、⑥、⑦项,视其采取非制度化策略,赋值为 0;如果企业选择第③、④项,则认为其采取的是制度化策略,赋值为 1。
解释变量是企业所在地是否开展行政审批制度改革。行政审批中心是地方政府的相关部门审批事项的主要场所,其在某一地区的设立标志着当地的行政审批制度改革取得重大进展。因此,行政审批中心的建立与扩散往往被视为行政审批制度改革进程的集中体现(夏杰长和刘诚,2017)。参考已有文献的做法(何晓斌等,2021),本文使用是否设立行政审批中心作为核心测量指标,如果企业所在的城市在2006 年以前设立了行政审批中心则赋值为 1,否则赋值为 0。在后续的实证分析中,本文另构建了行政审批中心的设立时长以及中心的进驻部门数量、进驻事项数量、进驻窗口数量等作为新的测量指标,以检验基准回归结果的稳健性。
控制变量涉及个体、组织和地区三个层面。个体层面的变量包括企业家的性别、年龄、学历、政治面貌和政治关联。其中,政治关联是通过企业主是否担任人大代表或政协委员测量。组织层面的变量包括企业历史、企业规模、企业经营状况和行业类型。其中,企业规模和企业经营状况分别由企业员工数和企业销售收入测量,并且对后者进行两端 1%的缩尾处理。本文参考范晓光和吕鹏(2017)的做法,将金融业和房地产业归为非实体行业,将其他行业归为实体行业,分别赋值为 0 和 1。地区层面的变量包括企业所在地区和城市经济发展水平。其中,城市经济发展水平通过企业所在城市在 2005 年的人均 GDP 测量。本文对企业员工数、企业销售收入和城市人均 GDP 取自然对数后放入统计模型。表 1 报告了上述变量的操作化定义以及变量的基本统计量。
(三) 模型设定
由于企业对行政纠纷采取行动以及采取的具体策略均为虚拟变量,故使用Probit 模型,模型设定如下:
在上述两式中,AC_actioni 表示企业 i 是否主动采取行动应对行政纠纷,AC_strategyi 表示企业 i 在处理行政纠纷时采取的具体策略。Centeri 是虚拟变量,表示企业 i 所在城市是否设立了行政审批中心。Xi 是控制变量,包括企业家特征变量、企业组织特征变量以及地区特征变量。ε 是随机扰动项。
四、 数据分析结果
(一) 描述性分析结果
图 1 展示了行政审批制度改革工作推进过程中地方政府设立行政审批中心的趋势。在 2000—2015 年,各地区建立行政审批中心的数量增长趋势明显,尤其是 2002年的增长幅度最大,当年设立行政审批中心的地级及以上级别的城市的数量达到 75个。截至 2015 年,全国已有 331 个地级及以上级别的城市设立了行政审批中心。行政审批制度改革在全国不同地区的推进程度和推进速度存在差异,由此对各地制度环境产生不同影响,而身处其中的民营企业在处理行政纠纷时也可能采取不同的战略选择。
本文根据企业所在城市是否开展行政审批制度改革考察企业处理行政纠纷的行为差异并进行统计检验,结果呈现见表 2。可以看到,在设立行政审批中心的城市,有 47%的企业在应对行政纠纷时会采取行动;但在未设立行政审批中心的城市,选择积极应对行政纠纷的企业占比仅为 36%。而在应对策略的选择上,如果城市设立了行政审批中心,当地企业选择制度化策略的占比超过 70%;在未设立行政审批中心的城市,企业采取制度化策略的仅占比 61%。
(二) 基准回归结果
表 3 汇报了设立行政审批中心对民营企业处理行政纠纷的影响结果。本文采取如下建模策略:先纳入核心解释变量并控制地区特征变量,再控制个体特征变量,最后控制组织特征变量。模型 1—模型 3 的被解释变量是企业是否采取行动应对行政纠纷。模型 1 的结果显示,在仅控制企业所在地区以及城市人均 GDP 后,行政审批中心变量的系数在 0. 01 水平上显著为正。模型 2 和模型 3 的结果显示,在相继控制了个体特征和组织特征变量后,行政审批中心对企业采取行动应对行政纠纷的正向影响依然稳健,并且系数值未发生较大变化。在模型 4—模型 6 中,将被解释变量替换为企业处理行政纠纷的策略。可以看到,在控制地区、个体以及组织层面的因素后,行政审批中心变量的系数仍在 0. 01 的水平上显著为正,这表明当企业位于设立行政审批中心的城市时,其更可能通过制度内途径来处理行政纠纷。由此可见,行政审批制度改革会激励民营企业主动应对行政纠纷并采取制度化策略。
(三) 稳健性检验
1. 工具变量法
尽管基准回归结果证实设立行政审批中心与民营企业制度化处理行政纠纷存在正相关关系,但其中潜在的内生性问题可能会造成估计结果有偏。其中,反向因果问题尤其需要重视。因为当越来越多的企业倾向于采取行动应对与政府的纠纷时,反过来会促使地方政府推进行政审批制度改革的进程,即通过设立行政审批中心来回应企业提出的利益诉求。这意味着行政审批制度改革与企业应对行政纠纷之间可能存在着反向因果问题。本文采取工具变量法加以处理。本文以行政审批中心在特定省份的覆盖率作为核心解释变量的工具变量,构建思路是:以受访企业所在城市设立行政审批中心的时间为基准,计算在此之前省内已设立行政审批中心的城市数量与省内所有城市之比。该工具变量满足了相关性和外生性两个条件。一方面,在晋升锦标赛体制的影响下,地方政府之间存在激烈的竞争关系(周黎安,2007)。这意味着某一城市的政府在选择是否设立行政审批中心时很可能会参考邻近城市政府的做法,以在行政审批制度改革上保持优势或缩小差距。另一方面,对于在特定城市落户的企业而言,其处理行政纠纷的对象是当地政府,而省内其他城市是否设立行政审批中心对其处理行政纠纷并不会产生直接影响。
表 4 汇报了使用 IV-Probit 模型估计设立行政审批中心对企业处理行政纠纷的影响。第一阶段回归的结果显示,省内设立行政审批中心的城市比例越高,受访企业所在城市设立行政审批中心的可能性越大(模型 1 和模型 3)。第一阶段回归估计的 F 值均大于 0. 1 偏误水平下的临界值 16. 38,表明不存在弱工具变量,因而可以认为工具变量是有效的。Wald 检验结果显示,p 值均大于 0. 1,因而无法拒绝行政审批中心为外生变量的假设。模型 2 和模型 4 的结果显示,行政审批中心变量的系数仍在 0. 01 的水平上显著为正,这说明在使用工具变量法进行估计后,行政审批制度改革对民营企业主动应对行政纠纷并采取制度化策略的正向影响仍然是稳健的。
2. 处理遗漏变量偏差
囿于问卷调查本身的限制,仍有一些不可观测的因素未能控制,它们可能会同时影响被解释变量和解释变量,由此造成估计偏误。本文通过增加以下两个关键变量加以解决。第一个变量是城市行政级别。中国城市存在严格的行政等级差别,行政级别不同的城市推进行政审批制度改革工作的进程存在一定差异(何文盛等,2019)。本文认为,企业处理行政纠纷以及企业所在城市是否设立行政审批中心都可能受到所在城市行政级别的影响,故应在统计模型中加以控制。城市行政级别是一个虚拟变量,编码方式是:当企业所在城市是副省级城市或省会城市时,赋值为 1,否则赋值为 0。
第二个变量是官员更替。作为地方党委和政府的“一把手”,市委书记和市长在城市发展过程中发挥着举足轻重的作用,而这两类职位的更替也会带来一定变化,进而改变企业的经营决策,所以需要在模型中纳入上述变量。为此,本文搜集了中国党政领导干部资料库、政坛网、择城网等网络资料,手工整理了 2004—2005 年市委书记和市长的更替情况,据此构建关于两个官员更替变量,赋值方式均是:企业所在城市的市委书记或市长在 2005 年发生换届,赋值为 1,未换届赋值为 0。
表 5 报告了控制上述变量后的模型估计结果。可以看到,在控制了城市行政级别、市委书记更替和市长更替情况后,行政审批中心变量的系数仍在 0. 01 水平上显著为正,这与前面的基准回归结果以及处理内生性后的估计结果是一致的。
3. 处理样本选择偏差
城市之间存在的某些差异可能会影响行政审批制度改革的推进速度,这使得设立行政审批中心可能存在样本选择偏差,导致估计结果有偏。本文采用倾向得分匹配法构建反事实框架对基准回归结果进行纠正。在操作层面,本文以企业所在城市是否设立行政审批中心作为处理变量(解释变量),将全部样本区分为处理组(设立行政审批中心)和对照组(未设立行政审批中心),以企业采取行动应对行政纠纷以及应对策略作为被解释变量。使用 Logit 模型估计样本企业进入处理组的倾向值,再将倾向值在同一取值范围内的样本企业进行匹配。匹配方法包括最近邻匹配、半径匹配、核匹配和局部线性匹配。平衡性检验结果显示,在匹配之后,处理组与对照组的协变量之间的偏差大幅缩小,处理组与对照组的协变量达到了平衡性要求。① 表 6报告了采用 4 种匹配方法计算的平均处理效应(ATT)结果。可以看到,ATT 在全部模型中的取值均大于 0,并且至少在 0. 05 水平上显著。这说明在各方面基本相似的情况下,处在设立行政审批中心城市的民营企业在面对行政纠纷时更可能开展行动并且采取制度化的应对策略。
①限于文章篇幅,未在正文中展示平衡性检验的结果和核密度函数图,有兴趣请联系作者。
4. 处理样本自选择问题
民营企业处理行政纠纷包括采取行动和选择行动策略两个前后相继的决策过程。虽然本研究将企业的两种决策操作化为两个被解释变量,但第二个被解释变量可能存在样本自选择问题。这是因为采取应对策略的企业样本很可能是经过选择后的样本。因此,本文采用 Heckman 样本选择模型估计,思路如下:在第一阶段,建立方程分析民营企业是否采取行动应对行政纠纷(又称选择方程);在第二阶段,建立结果方程分析行动策略选择的决策。
表 7 结果显示,在第一阶段估计中,如果企业满意原有行政纠纷处理结果,其更可能采取行动应对新的行政纠纷。从第二阶段估计结果来看,逆米尔斯比率(λ)在统计上不显著,这表明样本选择性并不严重。在此情况下,行政审批中心变量仍在0. 01 水平上显著为正,这表明行政审批制度改革对民营企业应对行政纠纷的策略选择的正向影响是稳健的。
5. 替换解释变量
行政审批中心是行政审批制度改革的制度载体,而依托行政审批中心开展的具体工作则体现了行政审批制度改革的实际效果。除了城市是否设立行政审批中心外,中国城市行政审批中心数据库还提供了行政审批中心设立时间、进驻部门数量、进驻事项数量、进驻窗口数量等详细信息。据此,本文构建了“设立时长” “进驻部门”“进驻事项”“进驻窗口”4 个行政审批制度改革的代理变量。表 8 的结果显示,上述 4 个解释变量在全部模型中均显著为正,这表明行政审批制度改革影响民营企业处理行政纠纷的策略选择的结论仍然是稳健的。
(四) 异质性分析
1. 区分企业的经济实力
尽管常常受到资源约束和行政干预,但在市场竞争过程中脱颖而出的民营企业通常具备较强的经济实力,这赋予其在与政府博弈时相应的议价能力,令其从而可以采取更加主动的策略来获得平等甚至是优势地位(耿曙和陈玮,2015)。在面对如何处理行政纠纷的问题上,缺乏议价能力的企业往往会默默忍受,或者即使采取行动也会采取非正式的激进手段。然而,行政审批制度改革可以加强政府的服务性职能并且优化地方营商环境,这可能促使议价能力弱的企业改变既有的处理行政纠纷的策略。参考已有文献的做法(纪莺莺和范晓光,2017),本文以企业资产总额作为企业经济实力的测量指标,并且将企业经济实力划分为低、中、高三组:资产总额位于 25%分位数以下的为低经济实力企业,介于 25% ~ 75%分位数的为中等经济实力企业,位于 75%分位数以上的为高经济实力企业。表 9 报告了根据企业经济实力进行分样本回归的结果。模型 1—模型 3 的结果显示,行政审批中心变量的系数仅在中低经济实力的企业样本中显著为正,这说明行政审批制度改革更有助于议价能力弱的企业主动应对行政纠纷。模型 4—模型 6 的结果显示,行政审批中心变量的系数在中高经济实力的企业样本中不具有统计显著性,但在低经济实力的企业样本中显著为正,这说明行政审批制度改革会进一步促使议价能力弱的企业采取制度化策略处理行政纠纷。
2. 区分企业的政治关联
行政审批制度改革的重要任务在于下放、调整和取消审批事项,力图在最大程度上减少政府针对企业的寻租行为,进而削弱企业建立和运用政治关联的激励,其正面效应可能在没有政治关联的企业中更加明显(孙艳阳,2019)。具体到本研究,虽然缺乏政治关联的民营企业可能在与政府发生纠纷时处于更加不利的地位,但行政审批制度改革有助于推动服务型政府建设,营造更加公平的治理环境,这将使企业积极应对行政纠纷并通过制度内途径加以解决。参考已有文献的做法(潘越等,2009),本文以企业家的政治身份来界定政治关联,如果企业家担任人大代表或政协委员,即视为有政治关联,赋值为 1,否则赋值为 0。表 10 报告了根据是否拥有政治关联进行分样本回归的结果。一方面,行政审批中心变量的系数在模型 1 和模型 2中均显著为正,但在前一模型中的系数值更大,这表明行政审批制度改革对没有政治关联的企业主动应对行政纠纷有更大的激励作用;另一方面,行政审批中心变量的系数在模型 3 和模型 4 中均大于 0,但仅在前一模型中具有统计显著性,这表明行政审批制度改革会促使没有政治关联的企业针对行政纠纷采取制度化策略,但对拥有政治关联的企业的策略选择没有显著影响。
3. 区分行业壁垒程度
在转型国家,政府掌握着高壁垒行业的准入权力,这使得民营企业有很强的动机建立政治关联以突破行业壁垒。正是由于进入高壁垒行业对民营企业至关重要,因而政府与企业在该领域更可能产生行政纠纷。参考既有文献的方法(罗党论和刘晓龙,2009),本文将传统意义上的国有垄断行业和资本密集型行业归为高壁垒行业,赋值为 1;将竞争较充分的行业归为低壁垒行业,赋值为 0。
表 11 报告了分组回归的结果。可以看到,行政审批中心变量的系数在所有模型中均显著为正,但在高壁垒行业样本中的系数值更大。这表明行政审批制度改革对民营企业主动采取制度化策略应对行政纠纷的正向作用并未因行业壁垒而发生根本性变化,但在高壁垒行业中所发挥的作用更大。作者认为,由于高壁垒行业的利润更高,政府和企业产生行政纠纷的可能性更大,而政府和企业可以采取正式的或者非正式的组织互动方式来有效处理行政纠纷;但在开展行政审批制度改革后,政府服务市场经济发展的职能得到提升,这为民营企业积极应对纠纷并采取制度化策略创造了有利的制度条件。
(五) 机制检验
在确证了行政审批制度改革会影响民营企业处理行政纠纷的策略选择后,需要进一步探究其中的作用机制。在理论分析部分,本文阐述了行政审批制度改革可能通过提升民营企业家对制度环境以及自身地位的感知来促使其主动应对行政纠纷并采取制度化策略这一逻辑。此部分将对上述两种机制进行检验。第一个指标是“制度环境感知”。CPES2006 向企业家询问了 10 道有关企业发展环境在一年内改进情况的问题,包括:①放宽市场准入;②加大财税支持,改善融资环境;③支持科技创新;④规范、发展行业协会、商会等组织;⑤推进企业信用制度建设;⑥完善私有财产保护制度,维护企业合法权益;⑦改进政府的监管方式,规范收费行为;⑧加强指导和政策协调;⑨营造良好的舆论氛围;⑩地方政府认真落实“非公 36 条”①措施得力。调整后的答案赋值方式是:1 = 倒退,2 = 没有,3 = 有改进,4 = 明显改进。本文将上述 10 个指标进行主成分分析后提取出 1 个公因子,作为制度环境感知的测量指标。第二个指标是“个体地位感知”。CPES2006 向企业家询问了其在经济地位、社会地位和政治地位的评价(与周围其他社会成员相比)。这 3 个指标的答案取值范围是 1~10,数值越大,表示被试地位感知越高。在将上述 3 种地位感知指标进行主成分分析后提取 1 个公因子,作为企业家地位感知的测量指标。
① “非公 36 条”是指国务院在 2005 年 2 月发布的《关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的若干意见》(国发〔2005〕3 号)。该意见是新中国成立以来首部以促进非公有制经济发展为主题的中央政府文件,对民营企业发展具有里程碑意义。
本文采用 KHB 方法进行机制检验。在表 12 中,间接效应(中介效应)对总效应的贡献率分别为 7. 2%和 13%,并且都具有统计显著性。分解结果表明,制度环境感知在总中介效应的占比更大。这意味着制度环境感知和个体地位感知确实在行政审批制度改革促使民营企业主动应对行政纠纷并采取制度化策略的过程中发挥着重要作用,并且制度环境感知是更加重要的作用机制。假设 1 和假设 2 得到验证。
五、 结论与讨论
行政审批制度是一种由政府主导的资源配置方式,而对该制度的改革为民营企业可持续发展创造了制度基础,从而使政企关系发生重大变化,这在行政纠纷上表现得尤为明显。通过匹配中国私营企业调查数据和中国城市行政审批中心数据,本文考察了行政审批制度改革对民营企业处理行政纠纷决策的影响。研究发现,行政审批制度改革可以促使民营企业主动应对行政纠纷并采取制度化策略。此外,行政审批制度改革的正向作用对于经济实力弱、没有政治关联且处于高壁垒行业的企业更显著。从影响机制来看,行政审批制度改革显著提升了民营企业家对制度环境以及自身地位的感知,从而促使他们主动采取制度化策略应对行政纠纷。
正如本文所发现的,行政审批制度改革有助于民营企业灵活地处理行政纠纷,这为探索维护民营企业合法权益的路径提供了政策参考。本文认为,行政审批制度改革之所以能够取得显著成效,关键是通过简政放权规范了政府的治理行为和强化了政府的服务意识,从而使制度环境得到显著改善,并最终使民营企业家对制度环境以及自身地位产生积极感知。民营企业家不仅在主观上愿意采取行动处理与政府的纠纷,而且也有能力运用制度化的应对策略,这就使行政纠纷可以在现行的制度框架内加以解决,从而在最大限度上避免了纠纷的影响向外扩散。
因此,从政府自身着手推动制度创新,进一步扩大行政管理体制改革的广度和深度,是治理行政纠纷的重要途径,这对于消除政企关系中的紧张性要素进而推动政企关系协调发展具有重要的现实意义。未来在推进行政审批中心在全国广泛设立的过程中需要增加行政审批中心的进驻部门和审批事项的数量,完善行政审批中心职能,加快服务型政府建设进程,从而使制度环境得到进一步优化。此外,在推进行政审批制度改革过程中也要注重分类治理和精准治理,在政策的设计和实施过程中对特定类型的企业予以关注,比如经济实力弱以及与政府联系不紧密的小微企业,或是行业壁垒程度高的企业,从而提升改革的边际效果。
本文在以下三个方面推进了既有文献成果。第一,本文关注的是行政纠纷这样一种紧张型的政企关系以及民营企业采取的应对策略,从而展现了政企关系的多样态结构。第二,已有关于行政纠纷的文献主要关注企业自身因素对其行动策略的影响,本文则从组织与环境关系的角度提供了新的解释,有助于在宏观层面理解政府与企业博弈及其关系演变的逻辑。第三,本文拓展了关于行政审批制度改革影响的文献。既有评估行政审批制度改革效果的文献主要关注改革对政府工作绩效和企业经济绩效的影响,但对政企关系的影响鲜有提及。弥补这方面的不足对于探寻构建新型政企关系的路径具有参考意义。
本文仍有一些不足之处。第一,中国私营企业调查收集的数据具有样本规模大以及覆盖全国等优势。不过,该调查仅在 2006 年设计了有关行政纠纷的问题,这使得本文仅能使用时效性稍显不足的数据进行分析。不过,在 2006 年前后,行政审批制度改革正处于快速推进阶段,因而基于该数据得到的研究发现仍可以较好地反映出行政审批制度改革对政企纠纷解决的影响。第二,中国私营企业调查在历年收集的数据均为截面数据。因此,基于 2006 年数据的实证分析可能会降低因果关系识别的精度。第三,虽然本文关注到行政纠纷这样一种极为特殊的政企互动模式,但行政纠纷本身会因产生原因的不同而存在较大差异。但受到数据的限制,本文未能区分行政纠纷的类型。在未来的研究中,我们将收集时效性更强且为面板形式的企业调查数据,同时选取新的测量指标,以对本研究的结论进行验证,并且尝试挖掘出行政审批制度改革影响企业处理行政纠纷决策的新机制。
参考文献 略
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编辑 | 常远 李舒敏
排版 | 王书铭
核发 | 梅赐琪
微信推送：2022年第83期