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受益于改革开放和加入WTO释放的“制度红利”，利用“低要素成本红利”，中国快速发展成为全球最大木材产品生产国和出口国。但近年来劳动力、土地、环境等要素成本不断攀升，“低要素成本红利”已基本消耗殆尽；而政府职能转变滞后与服务供给不足导致制度性成本呈现掉头向上趋势，如行政审批“叠床架屋”、不当行政管制层层加码、工业用地需求难获满足、创新服务体系不完善筈sup>[1]，导致中国的成本比较优势快速褪去。要素成本上升具有不可逆性，提升制度质量、降低企业制度性成本，成为中国巩固和提升木材加工业国际竞争力的可能路径之一[2]。而另一可能路径是：遵循党的十九大报告所提“促进我国产业迈向全球价值链中高端”的要求，着力推进木材加工企业出口产品质量升级，与具备低廉要素成本优势的国家形成互补关系，力争对先进国家和企业实现高质量发展赶超、/p>
中国政府早已意识到产业国际竞争力受到制度改革相对滞后的羁绊?001?月开始探索取消和下放审批权，以政府职能转变为抓手的“放管服”改革已现雏形。以行政审批制度改革作为突破口和抓手，创新“简政放权”思路，“放管服”改革全面启动，后续加入“放管结合”“优化服务”两部分内容?015年正式提出“放管服”改革的概念。“放管服”改革成为中国全面深化行政体制改革的“当头炮”，推进政府职能转变和优化营商环境的“先手棋“sup>[3]，宗旨是降低企业运营的制度性成本，增强企业的活力与国际竞争优势。“放管服”改革在开办企业、项目审批、环境监管、海关检查检疫与通关、缴纳税收等环节有条不紊进行中，各级政府及相关部门均在探索适宜本地实际情况的改革举措，已取得显著成效。林业领域“放管服”改革也广受重视，如国务院取消或下放企业投资纸浆项目核准、进口原木加工锯材出口试点企业备案核准、木材经营加工许可证、可供木材资源证明等审批权限。在“放管服”改革背景下，评估“放管服”改革对木材加工业企业出口产品质量的影响效应与内在机制，研究结论可提供证据以明确“放管服”改革对中国出口贸易方式转型升级战略的贡献情况、/p>
然而，目前鲜有文献检验“放管服”改革对企业出口产品质量的影响效应。已有的营商环境、制度质量（环境）、贸易便利化等变量对出口产品质量、出口技术复杂度、出口国内增加值率和全球价值链地位的影响效应研究文献，提供了诸多有益的结论与借鉴。杨青龙筈sup>[4]研究表明地级市设立行政审批中心有助于提升本地企业出口技术复杂度；张红霞筈sup>[5]、戴翓sup>[6]发现营商环境优化显著促进一国产业全球价值链地位攀升，戴翔筈sup>[7]则发现有助于提升企业出口国内增加值率；刘宏等[8]通过实证证明优良营商环境可增强FDI对企业出口产品质量的提升效果。Faruq筈sup>[9]、Essaji筈sup>[10]、李方静[11]、Fałkowski筈sup>[12]、邓国营筈sup>[13]、胡国恒筈sup>[14]、胡大猛筈sup>[15]的研究均证实改善制度质量可促进产品质量升级，杨逢珉筈sup>[16]则得到相反的结论；唐丹丹筈sup>[17]发现制度质量正向调节政府补贴对企业出口产品质量的促进作用；张雨等[18]、郑展鹏筈sup>[19]、韩安民[20]印证制度质量提升显著促进出口技术复杂度。段文奇筈sup>[21]、杨继军筈sup>[22]、李丹等[23]、李谷成筈sup>[24]、武杰等[25]分别验证了贸易便利化对企业出口产品质量、企业出口国内增加值率、出口国内增加值、农产品出口技术复杂度、产业全球价值链地位攀升的正面效应。以上文献的实证结论无法完全代表“放管服”改革的产品质量升级效应，理由为：①制度质量、营商环境和贸易便利化的测度指标与“放管服”改革不完全一致；②除参考文献[4]外，其他文献均考察国家或省份层面制度质量等变量的影响效应，忽视地级市之间的异质性，可能存在估计误差。此外，少有文献能探究“放管服”改革的内在影响机制、/p>
考虑到地级市政府对“放管服”改革政策的执行力度存在差异，以及省级以上政府尊重与鼓励地方因地制宜探索“放管服”改革举措，基于《全国私营企业调查数据（CPES2014）》的数据，本研究量化测度地级市层面“放管服”改革状况，并评估其对木材加工企业出口产品质量的影响效应与机制。本研究的创新之处体现在3个方面：①评估“放管服”改革的出口产品质量升级效应，即实证检验“放管服”改革及其“简政放权”“放管结合”“优化服务”细分指标对木材加工企业出口产品质量的影响效应，增加“放管服”改革之贸易效应的理论成果；②研究视角从国家、省域和产业层面转向地级市和微观企业层面，充分考虑某省内地级市间的制度质量或营商环境异质性以及企业间出口行为和制度质量变化应对策略的异质性，更准确地评估制度质量或营商环境的出口产品质量升级效应；③识别“放管服”改革影响企业出口行为的路径，即实证检验“放管服”改革是否通过降低经营成本、促进技术创新和减少寻租行为，对企业出口产品质量升级产生间接影响，相比以往文献能识别“放管服”改革之贸易效应的内在机理、/p>
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“放管服”改革中，简政放权改革的内容覆盖企业开办、材料采购、厂房等项目建设、投资新领域、产品研发与生产、产品销售与出口等各运营环节，帮助木材加工企业缓解“办事证明多、办证难”现象，降低行政审批时间和成本、规费支出等制度性成?sup>[26]。地区“放管服”改革引致的成本降低，可能对企业出口产品质量产生两种截然相反的影响：①收入效应，即正面影响。“放管服”改革助力木材加工企业降低经营成本，节约成本变相增加企业的收入，有助于改善木材加工企业的现金流，进而鼓励企业进行更多的技术、工艺和产品创新投入，为企业产品质量升级提供更好的资金和技术支撑。②替代效应，即负面影响。“放管服”改革帮助木材加工企业降低经营成本，一方面使企业更容易跨过进入出口市场的“成本门槛”，即原先成本控制能力较弱的“低质”企业能够进入出口市场，其较低的产品质量可能拉低行业整体出口产品质量。最终，“放管服”改革的成本降低效应对木材加工企业出口产品质量升级的影响，取决于收入效应和替代效应的大小、/p>
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简政放权减少了企业经营所需的审批、证照、许可等事项，降低了与政府部门和官员“打交道”的频率，抑制企业“寻租”以求庇护或便利的冲?sup>[27]。“放管服”改革后，各级政府部门推行公平公正监管的“一揽子”措施，清除妨碍公平竞争的监管机制障碍，使各类企业在资质许可、纠纷解决等方面获得公平待遇，可能降低企业通过寻租以获得政府优待的行为倾向；推行“双随机一公开”监管制度，减少年检年审、检查检测、评比验收、收费交费等困扰企业的监管做法，压缩多头监管、重复监管和任意监管，同时对行政自由裁量权行使进行有效监督，刹住滥用职权、“吃拿卡要”“敲竹竿”等不正之风，可能降低企业通过寻租以逃避监管的动机。更加严格、高效率的产品质量检查、假冒伪劣产品监管与查处工作，再加上“寻租空间”被大大压缩，进一步压缩假冒伪劣产品的市场空间，使得木材加工企业专注于产品质量改进和自我产品开发，这对改进出口产品质量产生重要的支撑作用。综上，“放管服”改革可能帮助企业降低寻租行为相关的费用支出，降低出口企业非常规支付导致的效率损失，使企业能够对市场需求作出快速反应，提升“研发—试验—生产—出口”这一链条的运行效率、/p>
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中国木材加工企业正在经历一场“成本的诅咒”，成本优势不断丧失，但技术或产品的独到性优势尚未建立。面对这一竞争格局，加大技术创新投入、努力提升产品品质，成为木材加工企业的发展必然。一方面要寻求技术积累以开发出具有独到性优势或差异化的产品，实现“人无我有”；另一方面寻求用同样的成本做差异化的产品、做优质的产品，实现“人有我优、人有（优）我廉”。而“放管服”改革可能为木材加工企业的技术创新和产品创新创造良好的市场环境支撑，具体作用如下：①降低市场准入门槛、减少进入时间和成本，更容易促使行业内竞争者数量增长，涵养市场竞争，刺激企业持续开发新产品或开辟新市场，提升出口产品品质，以寻求生存与发展[28]。②假冒伪劣、产品质量等领域的监管优化，加上司法效率、知识产权保护、市场纠纷处理速度等方面改进服务，压缩同质产品或模仿产品的市场和利润空闳sup>[29]，促使木材加工企业更加注重自身产品质量改进的重视与资源投入。③“放管服”改革提升企业对当地政府的好感度，减少企业核心产品被模仿的概率事件，提振企业改进产品品质的信心与收益预期，降低企业经营风险和不确定?sup>[30]，促使企业着眼长远发展来释放现有能力和积累新的能力，增加实质性创新成果，构筑产品质量升级的技术基础、/p>
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早期文献多使用出口产品单位价格作为出口产品的测度变量[31-32]，但该方法存在很大的偏误，因为出口产品单位价格不仅受产品质量的影响，还会受到生产成本、国际市场需求、消费者偏好等因素的影响。鉴于此，国外学者不断探索更为科学的测度方法，如Grossman筈sup>[33]提出的垂直质量模型、Khandelwal[34]基于异质性企业贸易动态模型提出的反事实推理方法（即需求残值法）等。本文选择已被广泛使用的需求残值法来测算木材加工企业出口产品质量，该方法假设产品的数量和质量都能给消费者带来效用，并将质量引入常数替代弹性效用函数（constant elasticity of substitution，简称CES），进行出口产品质量的测度。核心思路为：控制时间和目的国的固定效应、剔除掉产品价格因素后，影响消费者对某种产品需求量的最大因素即为产品质量，即控制以上因素后，社会对某种产品的需求量越大，表示该产品质量越好、/p>
借鉴祝树金等[35]等的做法，测算企业－产品－年份维度的出口产品质量，构建出口产品质量的测度模型９/p>
$$ \ln {x_{igdt}} + \sigma \ln {p_{igdt}} = {\varphi _g} + {\varphi _d} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{igdt}} $$ (1) 式中９i>xigdt?i>pigdt分别表示企业i?i>t年出口至d国的HS-6分位/a>产品g的数量和价格：i>i?i>t?i>g分别表征企业、年份、产?个维度、i>σ为不同产品之间的替代弹性，采用Broda筈sup>[36]计算得到的HS-6分位产品层面上的替代弹性数据；通过产品固定效应＇i>φg）控制产品特征差异，通过国家固定效应＇i>φd）控制目的地加总价格指数、总收入等国家的特征变量，通过年份固定效应＇i>φt）控制不随时间变化但对出口产品质量产生影响的变量，利用面板固定效应模型进行回归，得残差估计倻inline-formula>$ {\hat \varepsilon _{igdt}} $
，然后得到HS-6分位产品的出口质野inline-formula>$ \hat q $ ９/p> $$ {\hat q_{igdt}} = \frac{{{{\hat \varepsilon }_{igdt}}}}{{\sigma - 1}} $$ (2) 为了将产品层面的出口产品质量数据加总到企业层面，首先对HS-6分位产品层面的质量数据进行标准化处理，得到的标准化质量指栆inline-formula>$ {q_{igdt}} $
９/p> $$ {q_{igdt}} = \frac{{{{\hat q}_{igdt}} - \min {{\hat q}_{igdt}}}}{{\max {{\hat q}_{igdt}} - \min {{\hat q}_{igdt}}}} $$ (3) 以上分析仍停留在产品层面的测算，本文将产品层面的质量加总到企业层面，便于企业层面的实证分析。借鉴段文奇等[21]的研究，求HS-6分位产品层面出口质量的加权和来表征企业层面出口产品质量：
$$ {Q_{it}} = \frac{{{v_{igt}}}}{{\displaystyle \sum\nolimits_{igt \in \phi } {{v_{igt}}} }}{\hat q_{igdt}} $$ (4) 式中＋inline-formula>$ {Q_{it}} $
表示企业层面的出口产品质量，即企丙i>i?i>t年的出口产品质量＋i>ϕ表示企业的产品样本集合， $ {v_{igt}} $ 表示产品层面的出口额，即企业i?i>t年的产品g出口额、/p>本文基于2010?014年《中国海关进出口贸易数据库》中木材加工企业的非平衡面板数据来完成式? ~ ?）的企业出口产品质量测算过程；然后取2014年的样本企业数据进行实证分析、/p>
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1.解释变量
解释变量为“放管服”改革的测度。“简政放权”“放管结合”“优化服务”是“放管服”改革的三大内容。《全国私营企业调查数据（CPES2014）》涵盖了较为完整的“放管服”改革的信息?014年中共中央统战部等部门设计的《第十一次私营企业调查表》包?个“放管服”改革相关的题项，具体为：①题项“您认为企业发展环境向好的主要因素是？（多选题）”的选项中包含但不限于“行政审批减少”“政府部门服务意识有所增强?个选项，分别表征简政放权、优化服?个细分指标，单独进行赋值，如选择“行政审批减少”的企业在“简政放权”指标上赋值为1，否则为0。②题项“您认为当前市场监管中存在的主要问题是？（多选题）”的选项包括“部门职能交叉重复监管”“部门职责不清相互推诿”“执法不公选择执法”“处罚较轻惩戒不足”“处罚过重影响发展”“其他（请注明）”，该题项用于表征放管结合，主要体现为监管改善。具体处理是未选择任何一项的企业赋值为6，合计选择??????项的企业依次赋值为5?????，使其与简政放权、优化服?个指标的数据方向一致。③计算每个邮区内所有企业简政放权、优化服务、监管改?个指标的观测值之和的平均值，作为该邮区“放管服”改革状况的观测值，匹配《中国工业企业数据库》后，基于地理位置信息可间接得到地级市层面“放管服”改革的测度值。该变量的观测值越大，代表“放管服”改革成效越好、/p>
2.中介变量
为捕捉“放管服”改革的影响路径，设置经营成本、寻租行为、技术创?个中介变量：①借鉴申宇筈sup>[37]的研究，以超额管理费用衡量企业寻租行为强弱，具体测算方法是以管理费用率（管理费用/销售收 × 100%）为因变量，主营业务收入、资产负债率、主营业务利润率和员工人数为自变量，通过估计模型的残差项（即每个企业管理费用率实际?预测值），并以此测度企业的超额管理费用。②技术创新以基于索洛余值法计算的全要素生产率进行测度，具体测算方法为：以企业总产值为因变量，以员工人数和固定资产总额为自变量，估计模型的残差项即为索洛余值。③为剔除规模因素的干扰，企业的经营成本以成本费用率进行测度、/p>
3.控制变量
本研究选择的控制变量包括：①企业特征变量，主要包括企业规模、成立年限、地理位置、行业类别、资产周转率、资产负债率、是否为国有企业、是否为外资企业、是否为港澳台投资企业，是微观企业层面的实证分析文献经常纳入计量模型的常规变量。②政策变量。政府补贴、与出口业务无关的税收优惠、出口退税等扶持政策对企业出口贸易的影响效应评估文献已非常丰富，但尚未得到统一的结论。设计政府补贴来考察政策因素对木材加工企业出口产品质量的影响效应。③制度性成本变量。税收负担是企业承担的重要制度性交易成本项之一。参考符颖莹[38]的研究，采用综合税率来测度企业的税收负担；同时，鉴于高融资成本是当前大多数中国企业经营面临的现实问题之一，设计财务费用率进行检验。④地区特征变量。设计地级市层面控制变量包括地级市GDP规模、地级市人均GDP、地级市与最近沿海港口距离、地级市电信业务收入、地级市互联网用户数，分别检验本地市场规模效应、消费者复杂需求的倒逼效应、互联网发展与贸易基础设施的成本效应、/p>
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被解释变量（出口产品质量）为0 ~ 1之间的连续型变量，数据类型属于“非负截断数据”，且有相当部分?、未服从正态分布，即数据具有左删失特征，直接使用OLS（ordinary least square，简称OLS）回归会导致参数值偏向于0、样本选择偏误等问题。为此，借鉴董银果等[39]的做法，引入适合二元分类变量、能包含正概率取值为0的观察值的Tobit模型。该模型被称为截尾回归模型或删失回归模型，属于受限因变量回归的一种，可设定“等于或低于0这一阈值的被解释变量数值将被截尾”，满足本文数据左删失的特征。设定标准的Tobit模型为：
$$ \begin{gathered} Q_i^* = \alpha + {\beta _1}{f_i} + \delta {x_i} + {\varepsilon _i} \\ {Q_i} = \left\{ \begin{gathered} Q_i^*\begin{array}{*{20}{l}} {}&{}&{} \end{array}\quad Q_i^* > 0 \\ 0\begin{array}{*{20}{l}} {}&{\begin{array}{*{20}{l}} {}&{\begin{array}{*{20}{l}} {}&{Q_i^* \leqslant 0} \end{array}} \end{array}} \end{array} \\ \end{gathered} \right. \\ \end{gathered} $$ (5) 式中９inline-formula>$ Q_i^* $
为第i个企业出口产品质量指数的潜变量， $ Q_i^{} $ 为实际观测到的第i个企业出口产品质量指数；β1为“放管服”改革（f）对企业出口产品质量的影响效应；xi为第i个企业的控制变量向量，包括技术创新、经营成本、寻租行为、政府补贴、税收负担等＋i>δ为控制变量的估计系数向量：i>α为常数项：i>εi是随机误差项、/p>以上模型可能遗漏某些同时影响地区“放管服”改革和木材加工企业出口产品质量的因素，以及可能存在“放管服”改革测量误差，进而引致内生性问题。为此，利用工具变量法（instrumental variable，简称IV）进行处理。基于以?个方面的理由，选择地级?013年市委书记是否更替作为工具变量：①我国地级市层面的地方官员变更是一种常态，不仅每年均会发生，且每年发生的频率都不尽相同，这种频繁性和差异化极大地保障数据可获性和完善数据的统计特?sup>[40]。②市委书记更替与当地“放管服”改革具有显著相关关系。任期的短期化、晋升锦标赛的存在，理性的官员最优的反应是“甫任新职，便不断加码拼搏“sup>[41]，致使“新官上任三把火”的现象更加普遍?013年上半年中国各级政府和相关部门刮起“放管服”改革的大风，“放管服”改革成为新任市委书记开辟新政绩的重要突破口之一。因此，市委书记更替对地级市“放管服”改革的推进速度和覆盖面，具有显著的直接正面影响。③市委书记更替无法对木材加工企业出口产品质量产生直接影响，可满足工具变量的外生性要求。参考徐业坤筈sup>[42]的做法，对于市委书记?013?? 月更替的地级市，记当年为变更年份，即2013年赋值为1?013??2 月发生更替的，赋值为0。最后，以Stata14.0软件中的“ivtobit”代码和Wald检验（沃尔德检验，原假设为“所有解释变量均为外生”），对式（5）进行IV Tobit估计，结果表明：Wald统计量为0.25，相应的P值为0.6148，无法拒绝“所有解释变量均为外生”的原假设，认为模型5不存在内生性问题，“放管服”改革不是内生变量。因此，后续的实证分析均采用Tobit模型进行估计、/p>
本研究采用Bootstrap法作为中介效应检验方法。目前，中介效应的检验方法主要有2种。①Baron筈sup>[43]提出的逐步检验法：依次检验核心解释变量对被解释变量的影响（系数为c）、核心解释变量对中介变量的影响（系数丹i>a）、中介变量对被解释变量的影响（系数为b）；前提?i>c显著，才能继续检验，且只月i>a?i>b?i>c均显著，才证明该中介效应或影响机制存在；但是，以上条件在现实中很难全部获得满足。②检验经过中介变量的路径上的回归系数的乘?i>ab是否显著，即检验解释变量与中介变量的交互项的回归系数是否显著，也即检验原假设H0９i>ab= 0，若拒绝原假设，中介效应显著。该方法中，Sobel泔sup>[44]是比较著名且常被使用的检验方法，其检验力高于逐步检验法，但这个检验统计量的推导需?i>a?i>b要同时服从正态分布，现实中难以实?sup>[45]。乘积分布法、Bootstrap法和马尔科夫链蒙特卡罗法是可单独替代Sobel法的3种方泔sup>[46]。其中，Bootstrap法最常被使用，可等同于“基于最小二乘法、极大似然法等计量方法检骋i>ab的显著性“sup>[47]，若显著则表明解释变量对被解释变量存在间接影响，反之亦然。本文利用Bootstrap法检验“放管服”改革是否通过促进技术创新、降低经营成本、减少寻租行为，对木材加工企业出口产品质量产生间接影响、/p>
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第一，评价地级市“放管服”改革成效的数据来自2014年《全国私营企业调查数据（CPES2014）》。该数据库共调查6 144家企业，覆盖我国31个省级行政单位（不含香港、澳门和台湾）?36个邮区?38个县（市、区）。为确保准确性，剔除81个企业样本少?0家的邮区。第二，木材加工企业特征变量的基础数据来自《中国工业企业数据库?014年）》，借鉴林伟明等[48]的做法进行数据清理，并根据邮政编码（前两位代表省份、第3位代表邮区）的前3位，将工业企业数据与155个邮区“放管服”改革成效数据进行匹配，剔除同个邮区重复出现的地级市。第三，木材加工企业出口产品质量测算的原始数据来自《中国海关进出口贸易数据库》，参考施炳展筈sup>[49]等的做法进行原始数据清理，依据企业名称进行《中国海关进出口贸易数据库（2014年）》和《中国工业企业数据库?014年）》的匹配工作，删除重复样本后，获? 141家有出口业务的木材加工企业，分布?3个省?03个地级市，其中木制品及木家具制造企? 644家、造纸及纸制品制造企?97家。第四，地级市的GDP总额、人均GDP等指标的数据来自2015年《中国城市统计年鉴》；港口和地级市政府所在地的经度和纬度以谷歌地图为准，港口数据来自2006年交通部《全国沿海港口布局规划》。根据地级市的区域代码，将地级市层面数据与工业企业数据进行匹配。至此，得到一套融合木材加工企业微观数据、地级市“放管服”改革成效数据、地级市层面特征变量数据的文件、/p>
值得说明的是，本文选择2014年的观测值进行后续实证分析，理由为：《全国私营企业调查数据（CPES2014）》的调查?014年进行，企业填报上一年的数据；但题项“您认为当前市场监管中存在的主要问题是”，企业?014年对政府市场监管政策与行为的感知情况进行填报。因此，如果出口产品质量的观测值取2013年的话，是不合理的，?014年的“放管服”改革无法影响木材加工企?013年的出口产品质量、/p>
田span class="xref">?的描述性统计分析发现，“放管服”改革、技术创新、经营成本、寻租行为等变量的最大值和最小值存在较大差异，表明企业间的观测值分布具有较强的分散特征，这可能对木材加工企业出口产品质量产生影响。因此在计量模型估计中纳入这些变量具有可行性与必要性，可在一定程度上缓解选择性偏误和降低内生性、/p>
?nbsp;1变量解释及描述性统计结枛/p>
变量名称 变量解释 均倻/td> 最小倻/td> 最大倻/td> 出口产品质量指数 0.561 0.000 1.000 “放管服”改?/td> 3.099 0.279 13.710 简政放杂/td> 行政审批是否减少 0.538 0.052 0.929 监管改善 当前市场监管中存在的主要问题 3.818 2.267 4.737 服务优化 政府部门服务意识是否增强 0.577 0.000 0.964 技术创?/td> 基于索罗余值法计算得到 2.487 0.002 12.660 经营成本 （营业成 + 期间费用?销售收 × 100% 86.080 69.851 100.494 寻租行为 见前文中介变野/td> ?.043 ?.754 14.966 政府补贴 当年政府补贴收入的对数倻/td> 0.483 0.000 12.950 企业规模 总资产的对数倻/td> 10.540 6.215 17.630 成立年限 2014-企业成立年份 9.013 1.000 53.000 地理位置 1 = 西部地区?=中部地区?=东部地区 2.666 1.000 3.000 行业类别 0 = 木制品及木家具制造企业，1 = 造纸及纸制品制造企丙/td> 0.370 0.000 1.000 资产周转玆/td> 销售收?总资?/td> 3.949 0.227 27.663 资产负债率 总负?总资 × 100% 48.149 0.305 111.054 税收负担 （销项增值税−进项增值税 + 企业所得税 + 税金及附加）/销售收 × 100% 7.055 3.695 37.530 财务费用玆/td> 财务费用/销售收 × 100% 13.380 3.102 19.870 是否为国有企丙/td> 1 = 国有企业? = 其他 0.011 0.000 1.000 是否为外资企丙/td> 1 = 外商投资企业? = 其他 0.073 0.000 1.000 是否为港澳台投资企业 1 = 港澳台投资企业，0 = 其他 0.085 0.000 1.000 地级市GDP规模 地级市GDP的对数倻/td> 17.410 14.730 19.190 地级市人均GDP 地级市人均GDP的对数倻/td> 11.060 9.037 13.060 地级市与最近沿海港口距禺/td> 地级市政府所在地与最近沿海港口距离的对数倻/td> 4.428 0.574 7.146 地级市电信业务收?/td> 地级市电信业务收入对数倻/td> 13.350 9.709 15.600 地级市互联网用户?/td> 每百人的互联网用户数对数倻/td> 5.136 2.302 6.641 -
“放管服”改革的估计系数?.076（见?），?.01水平下显著，表明地区“放管服”改革对木材加工企业出口产品质量具有显著的正面影响，即“放管服”改革成效越好的地区，木材加工企业越可能出口高质量产品，助推企业出口贸易方式转型升级。该结论与营商环境、制度质量（环境）、贸易便利化等相关变量对出口产品质量、出口技术复杂度、出口国内附加值率与全球价值链地位跃升的影响效应实证文献结论基本一至sup>[4-15,17-25]，但与杨逢珉筈sup>[16]的结论不一致。如理论剖析章节所述，“放管服”改革对木材加工企业出口产品质量存在两种可能影响，即正面属性的收入效应和负面属性的替代效应。本文证实“放管服”改革存在正面效应，表明收入效应大于替代效应，即“放管服”改革的成本节约效应变相增加木材加工企业收入后，再配合更佳的市场监管（如打击假冒伪劣和专利侵权等）和政府服务（如技术诊断服务等），会促进企业增加对提升产品质量的资金和时间投入，即促发作用路径“‘放管服’改革→经营成本降低→变相的收入增加→产品质量提升工程的资金和时间投入增加→促进出口产品质量升级”，而非路径“‘放管服’改革→出口成本降低→低价竞争策略替代质量竞争策略→抑制出口产品质量升级”、/p>
?nbsp;2调节效应检验结枛/p>
变量 全样?/td> “放管服”改革成效好的地区样?/td> “放管服”改革成效差的地区样?/td> “放管服”改?/td> 0.076***?.011（/td> 技术创?/td> 0.009***?.002（/td> 0.013***?.003（/td> 0.008***?.003（/td> 经营成本 0.000?.002（/td> ?.007**?.003（/td> ?.004?.003（/td> 寻租行为 0.014?.011（/td> ?.012?.014（/td> 0.023*?.014（/td> 政府补贴 0.010***?.002（/td> 0.006*?.003（/td> 0.011***?.003（/td> 企业规模 ?.003?.004（/td> 0.010*?.005（/td> ?.011**?.005（/td> 成立年限 0.007***?.001（/td> 0.006***?.001（/td> 0.008***?.001（/td> 资产负债率 ?.115***?.040（/td> ?.228***?.055（/td> ?.08?.049（/td> 资产周转玆/td> 0.029***?.011（/td> 0.059***?.014（/td> 0.019?.014（/td> 税收负担 ?.015***?.004（/td> ?.006?.006（/td> ?.023***?.006（/td> 财务费用玆/td> ?.005***?.001（/td> ?.004***?.001（/td> ?.005***?.001（/td> 是否为国有企丙/td> ?.050?.090（/td> ?.218***?.040（/td> 0.128***?.029（/td> 是否为外资企丙/td> 0.076***?.011（/td> 0.068***?.016（/td> 0.091***?.015（/td> 是否为港澳台投资企业 ?.005?.011（/td> ?.034**?.016（/td> 0.015?.014（/td> 地理位置 0.064***?.016（/td> 0.045**?.022（/td> 0.082***?.023（/td> 行业类别 ?.141***?.011（/td> ?.146***?.017（/td> ?.140***?.014（/td> 地级市GDP规模 ?.180***?.017（/td> ?.172***?.028（/td> ?.177***?.023（/td> 地级市人均GDP 0.064***?.009（/td> 0.073***?.020（/td> 0.046***?.015（/td> 地级市与最近沿海港口距禺/td> ?.006?.004（/td> ?.007?.005（/td> ?.004?.008（/td> 地级市电信业务收?/td> 0.045***?.017（/td> 0.053*?.029（/td> 0.060**?.023（/td> 地级市互联网用户?/td> 0.000***?.000（/td> 0.000**?.000（/td> 0.000***?.000（/td> 常数顸/td> 1.700***?.316（/td> 0.463?.483（/td> 2.052***?.406（/td> Sigma 0.182***?.004（/td> 0.160***?.005（/td> 0.191***?.005（/td> N 2141 777 1364 注：*p< 0.1＋sup>**p< 0.05＋sup>***p< 0.01；括号内为稳健标准误、/td> -
以“放管服”改革与技术创新、经营成本和寻租行为的交互项的影响系数方向及显著性来判断地区“放管服”改革对木材加工企业出口多元化的影响效应。检验结果显示：①由?可知，“放管服”改革与经营成本、寻租行为的交互项的影响系数为正且达显著水平。表明地区“放管服”改革会通过降低经营成本、减少寻租行为对木材加工企业出口产品质量升级产生间接促进作用。该结论表明，在木材加工企业经营成本居高的背景下，地区通过不断推进“放管服”改革所建立起来的良好营商环境和政商关系，可帮助木材加工企业压缩“外攘”（即非生产性的对外公关招待等）的时间占比，降低审批难度和成本、各项规费和政府摊派支出、公关和招待费等制度性成本。这些节省的资金、时间成本和良好的营商环境，可增加木材加工企业管理者“内治”（即生产性的日常经营管理）的时间和积极?sup>[50]，进而促使木材加工企业更加注重对改进产品质量，以求在公平市场竞争中建立竞争优势。②田span class="xref">?可知，在0.1水平下“放管服”改革与技术创新的交互项的影响系数未显著，即“放管服”改革无法通过促进技术创新而对木材加工企业出口产品质量升级产生间接促进作用，这与段文奇筈sup>[21]的研究结论不一致、/p>
?nbsp;3“放管服”改革的中介效应检骋/p>
技术创新的中介效应检骋/td> 经营成本的中介效应检骋/td> 寻租行为的中介效应检骋/td> “放管服”改?/td> 0.070***?.012（/td> ?.076?.090（/td> 0.077***?.011（/td> “放管服”改 × 技术创?/td> ?.004?.004（/td> “放管服”改 × 经营成本 0.002*?.001（/td> “放管服”改 × 寻租行为 0.013***?.004（/td> 控制变量 已控刵/td> 已控刵/td> 已控刵/td> 注：*p< 0.1＋sup>**p< 0.05＋sup>***p< 0.01；括号内为稳健标准误、/td> -
分别检验行政审批、政府服务和市场监管3个细分指标对木材加工企业出口产品质量的影响效应，结果发现：①地区政府的简政放权和服务优化能够帮助木材加工企业推进出口产品质量升级（见?），这与Faruq筈sup>[9]、李方静[11]关于政府效率的研究结论一致。以上结论表明，简政放权后政府对木材加工企业经营的干预程度降低，而政府服务优化提升了行政效率与企业对当地政府的好感度，提振企业改进产品品质的信心与收益预期，降低企业经营风险和不确定?sup>[30]，为产品品质升级提供良好的环境氛围。②地区的监管改善对木材加工企业出口产品质量无显著影响（?span class="xref">?）。以上结论表明，“放管服”改革对木材加工企业出口产品质量的促进效应主要来自简政放权和服务优化的贡献、/p>
?nbsp;4“放管服”改革细分指标对出口产品质量的影响效库/p>
简政放权的影响效应检骋/td> 监管改善的影响效应检骋/td> 服务优化的影响效应检骋/td> 3个细分指标全部纳入模垊/td> 简政放杂/td> 0.124***(0.036) 0.109***(0.036) 监管改善 0.005(0.003) 0.002(0.003) 服务优化 0.119***(0.033) 0.103***(0.034) 控制变量 已控刵/td> 已控刵/td> 已控刵/td> 已控刵/td> 注：*p< 0.1＋sup>**p< 0.05＋sup>***p< 0.01；括号内为稳健标准误、/td> -
参考刘宏等[8]的研究，将“放管服”改革变量作为调节变量，考察“放管服”改革对特定变量与木材加工企业出口产品质量之间关系的调节效应，以进一步考察“放管服”改革对样本企业出口产品质量的影响。由?可知，在“放管服”改革成效较好地区，技术创新对木材加工企业出口产品质量的影响系数为正且大于改革成效较差地区，经营成本对木材加工企业出口产品质量的影响系数显著为负，但对改革成效较差地区的企业无显著影响。这表明：在改革成效较好地区，技术创新、成本节约对木材加工企业出口产品质量升级的促进效应大于改革成效较差地区，“放管服”改革能正向调节技术创新、成本节约对企业出口产品质量升级的促进作用。在“放管服”改革成效较好地区，寻租行为的影响系数不显著，但在改革成效较差地区，寻租行为的影响系数在0.1水平下显著为正（0.023），表明在改革成效较差地区企业采取寻租行为具有正面效应，这就不利于抑制企业向政府官员寻租的冲动，也就难以建立良好的营商环境。因此，地方政府应加快推进各个领域的“放管服”改革进程。资产负债率在“放管服”改革成效较好地区的负面影响系数更大，表明“放管服”改革成效较好的地区，降低融资难度对企业出口产品质量提升的促进效应更明显。在“放管服”改革成效较差地区，国有企业拥有良好政商关系这一优势有助于其推进出口产品质量升级，外商投资企业的技术领先优势也得到了更好的体现。不管在改革成效好的地区还是差的地区，政府补贴均产生产品质量提升效应，但对“放管服”改革成效较差地区企业出口产品质量升级的促进作用更强、/p>
-
基于2 141家木材加工企业的截面数据和Tobit模型，检验“放管服”改革对木材加工企业出口产品质量的影响。主要研究结论包括：①提升地区“放管服”改革成效可显著促进木材加工企业出口产品质量升级；②细分指标看，简政放权和优化服务具有显著的促进作用，但监管改善未呈现显著影响；③中介效应检验发现，地区“放管服”改革可通过降低经营成本、减少寻租行为而产生间接促进作用；④调节效应检验发现，“放管服”改革成效越好的地区，技术创新、成本节约、融资难度下降等因素对企业出口产品质量升级的促进作用更强、/p>
结合当前木材加工业的发展现状和实证研究结论，笔者提出以下建议：
1）地方政府应持续深化“放管服”改革。统筹推进简政放权和行政审批制度改革，尽力规避“放的不彻底”“假放”“空放”“变相审批”等现象，实现更易、更快的审批；努力推进落实放管结合，构建新型监管模式，针对事后监管存在的边界宽泛、责罚不清、重复监管等问题，以公平公正为方向创新监管、联合监管，使市场活而不乱；继续优化政务服务，精准地推进便利化服务，聚焦企业群众办事创业的难点、痛点、堵点问题，切实激发市场活力、/p>
2）在“放管服”改革评价得分前20位的地级市中，有7个地级市来自江苏省，占该省在《全国私营企业调查数据（CPES2014）》中接受调查?2个地级市?8%。因此，可加强对江苏省“放管服”改革、营商环境改善措施的调研与梳理，总结可复制推广的经验做法，为其他地区“放管服”改革工作推进提供经验借鉴，加快推进各级政府和相关部门的“放管服”改革步伐、/p>
3）林业主管部门应加快解决林权证办理手续繁多且条件过于苛刻、森林采伐监管政策一刀切、林业部门与自然资源管理部门协调难、木材加工企业难获批工业用地等体制机制问题，为林纸一体化企业、林板一体化企业及拥有林地的木材加工企业扫除制度障碍，同时优化木材加工工业发展的扶持政策，增加对木材加工企业的服务供给，让木材加工企业腾出更多的时间、精力、资源用于生产性活动、/p>
doi:10.13931/j.cnki.bjfuss.2021293
Effects of "Streamlining Administration, Delegating Powers, Improving Regulation and Services" on Wood Processing Enterprises' Export Products Quality
摘要:鲜有文献检验“放管服”改革对企业出口产品质量的影响，无助于认清“放管服”改革对中国出口贸易方式升级的贡献。利用《全国私营企业调查数据（CPES2014）》提供的“放管服”改革评价数据，以及23个省份?03个地级市? 141家木材加工企?014年的截面数据，引入Tobit模型评估“放管服”改革对木材加工企业出口产品质量的影响。结果表明：①地区“放管服”改革对木材加工企业出口产品质量升级具有显著促进作用；②从细分指标看，地区“放管服”改革的促进效应主要来自“简政放权”和“优化服务”的贡献；③从影响机制看，地区“放管服”改革会通过降低经营成本、减少寻租行为促进木材加工企业出口产品质量升级；④从调节效应看，地区“放管服”改革能正向调节技术创新、节约成本、降低融资难度等因素，对企业出口产品质量升级具有促进作用、/div>
-
关键诌
- “放管服”改?/a> /
- 木材加工企业/
- 出口产品质量
Abstract:The literature that examines the effects of reform of "Streamlining Administration, Delegating Powers, Improving Regulation and Services" (RSDIS) on enterprises' export products quality is rare, which is not conducive to understanding the contribution of the RSDIS on the upgrading of China's export trade mode. Based on evaluation data about the RSDIS provided by the "National Private Enterprise Survey Data", as well as the cross-section data of 23 provinces, 103 prefecture level cities and 2141 wood-processing enterprises (WPEs) in 2014, this paper investigates the RSDIS's impacts on the export products quality of sample enterprises by using Tobit model. The results show that: the regional RSDIS has a significant role in promoting the quality upgrade of export products. The positive effects of regional RSDIS is attributed mainly to "streamlining administration and delegating powers" and "improving services". The regional RSDIS will promote the upgrading of the quality of WPEs' export products by decreasing operating costs and reducing rent-seeking activities. The regional RSDIS positively regulates the role of factors such as technological innovation, cost savings, and reduced financing difficulty in promoting the upgrading of the quality of export products of enterprises.
?nbsp; 1变量解释及描述性统计结枛/p>
| 变量名称 | 变量解释 | 均倻/td> | 最小倻/td> | 最大倻/td> |
| 出口产品质量指数 | 0.561 | 0.000 | 1.000 | |
| “放管服”改?/td> | 3.099 | 0.279 | 13.710 | |
| 简政放杂/td> | 行政审批是否减少 | 0.538 | 0.052 | 0.929 |
| 监管改善 | 当前市场监管中存在的主要问题 | 3.818 | 2.267 | 4.737 |
| 服务优化 | 政府部门服务意识是否增强 | 0.577 | 0.000 | 0.964 |
| 技术创?/td> | 基于索罗余值法计算得到 | 2.487 | 0.002 | 12.660 |
| 经营成本 | （营业成 + 期间费用?销售收 × 100% | 86.080 | 69.851 | 100.494 |
| 寻租行为 | 见前文中介变野/td> | ?.043 | ?.754 | 14.966 |
| 政府补贴 | 当年政府补贴收入的对数倻/td> | 0.483 | 0.000 | 12.950 |
| 企业规模 | 总资产的对数倻/td> | 10.540 | 6.215 | 17.630 |
| 成立年限 | 2014-企业成立年份 | 9.013 | 1.000 | 53.000 |
| 地理位置 | 1 = 西部地区?=中部地区?=东部地区 | 2.666 | 1.000 | 3.000 |
| 行业类别 | 0 = 木制品及木家具制造企业，1 = 造纸及纸制品制造企丙/td> | 0.370 | 0.000 | 1.000 |
| 资产周转玆/td> | 销售收?总资?/td> | 3.949 | 0.227 | 27.663 |
| 资产负债率 | 总负?总资 × 100% | 48.149 | 0.305 | 111.054 |
| 税收负担 | （销项增值税−进项增值税 + 企业所得税 + 税金及附加）/销售收 × 100% | 7.055 | 3.695 | 37.530 |
| 财务费用玆/td> | 财务费用/销售收 × 100% | 13.380 | 3.102 | 19.870 |
| 是否为国有企丙/td> | 1 = 国有企业? = 其他 | 0.011 | 0.000 | 1.000 |
| 是否为外资企丙/td> | 1 = 外商投资企业? = 其他 | 0.073 | 0.000 | 1.000 |
| 是否为港澳台投资企业 | 1 = 港澳台投资企业，0 = 其他 | 0.085 | 0.000 | 1.000 |
| 地级市GDP规模 | 地级市GDP的对数倻/td> | 17.410 | 14.730 | 19.190 |
| 地级市人均GDP | 地级市人均GDP的对数倻/td> | 11.060 | 9.037 | 13.060 |
| 地级市与最近沿海港口距禺/td> | 地级市政府所在地与最近沿海港口距离的对数倻/td> | 4.428 | 0.574 | 7.146 |
| 地级市电信业务收?/td> | 地级市电信业务收入对数倻/td> | 13.350 | 9.709 | 15.600 |
| 地级市互联网用户?/td> | 每百人的互联网用户数对数倻/td> | 5.136 | 2.302 | 6.641 |
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?nbsp; 2调节效应检验结枛/p>
| 变量 | 全样?/td> | “放管服”改革成效好的地区样?/td> | “放管服”改革成效差的地区样?/td> |
| “放管服”改?/td> | 0.076***?.011（/td> | ||
| 技术创?/td> | 0.009***?.002（/td> | 0.013***?.003（/td> | 0.008***?.003（/td> |
| 经营成本 | 0.000?.002（/td> | ?.007**?.003（/td> | ?.004?.003（/td> |
| 寻租行为 | 0.014?.011（/td> | ?.012?.014（/td> | 0.023*?.014（/td> |
| 政府补贴 | 0.010***?.002（/td> | 0.006*?.003（/td> | 0.011***?.003（/td> |
| 企业规模 | ?.003?.004（/td> | 0.010*?.005（/td> | ?.011**?.005（/td> |
| 成立年限 | 0.007***?.001（/td> | 0.006***?.001（/td> | 0.008***?.001（/td> |
| 资产负债率 | ?.115***?.040（/td> | ?.228***?.055（/td> | ?.08?.049（/td> |
| 资产周转玆/td> | 0.029***?.011（/td> | 0.059***?.014（/td> | 0.019?.014（/td> |
| 税收负担 | ?.015***?.004（/td> | ?.006?.006（/td> | ?.023***?.006（/td> |
| 财务费用玆/td> | ?.005***?.001（/td> | ?.004***?.001（/td> | ?.005***?.001（/td> |
| 是否为国有企丙/td> | ?.050?.090（/td> | ?.218***?.040（/td> | 0.128***?.029（/td> |
| 是否为外资企丙/td> | 0.076***?.011（/td> | 0.068***?.016（/td> | 0.091***?.015（/td> |
| 是否为港澳台投资企业 | ?.005?.011（/td> | ?.034**?.016（/td> | 0.015?.014（/td> |
| 地理位置 | 0.064***?.016（/td> | 0.045**?.022（/td> | 0.082***?.023（/td> |
| 行业类别 | ?.141***?.011（/td> | ?.146***?.017（/td> | ?.140***?.014（/td> |
| 地级市GDP规模 | ?.180***?.017（/td> | ?.172***?.028（/td> | ?.177***?.023（/td> |
| 地级市人均GDP | 0.064***?.009（/td> | 0.073***?.020（/td> | 0.046***?.015（/td> |
| 地级市与最近沿海港口距禺/td> | ?.006?.004（/td> | ?.007?.005（/td> | ?.004?.008（/td> |
| 地级市电信业务收?/td> | 0.045***?.017（/td> | 0.053*?.029（/td> | 0.060**?.023（/td> |
| 地级市互联网用户?/td> | 0.000***?.000（/td> | 0.000**?.000（/td> | 0.000***?.000（/td> |
| 常数顸/td> | 1.700***?.316（/td> | 0.463?.483（/td> | 2.052***?.406（/td> |
| Sigma | 0.182***?.004（/td> | 0.160***?.005（/td> | 0.191***?.005（/td> |
| N | 2141 | 777 | 1364 |
| 注：*p< 0.1＋sup>**p< 0.05＋sup>***p< 0.01；括号内为稳健标准误、/td> | |||
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?nbsp; 3“放管服”改革的中介效应检骋/p>
| 技术创新的中介效应检骋/td> | 经营成本的中介效应检骋/td> | 寻租行为的中介效应检骋/td> | |
| “放管服”改?/td> | 0.070***?.012（/td> | ?.076?.090（/td> | 0.077***?.011（/td> |
| “放管服”改 × 技术创?/td> | ?.004?.004（/td> | ||
| “放管服”改 × 经营成本 | 0.002*?.001（/td> | ||
| “放管服”改 × 寻租行为 | 0.013***?.004（/td> | ||
| 控制变量 | 已控刵/td> | 已控刵/td> | 已控刵/td> |
| 注：*p< 0.1＋sup>**p< 0.05＋sup>***p< 0.01；括号内为稳健标准误、/td> | |||
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?nbsp; 4“放管服”改革细分指标对出口产品质量的影响效库/p>
| 简政放权的影响效应检骋/td> | 监管改善的影响效应检骋/td> | 服务优化的影响效应检骋/td> | 3个细分指标全部纳入模垊/td> | |
| 简政放杂/td> | 0.124***(0.036) | 0.109***(0.036) | ||
| 监管改善 | 0.005(0.003) | 0.002(0.003) | ||
| 服务优化 | 0.119***(0.033) | 0.103***(0.034) | ||
| 控制变量 | 已控刵/td> | 已控刵/td> | 已控刵/td> | 已控刵/td> |
| 注：*p< 0.1＋sup>**p< 0.05＋sup>***p< 0.01；括号内为稳健标准误、/td> | ||||
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