投资审批制度改革与企业创新质量_张文珂.pdf

第 卷 第 期经济经纬 年 月 投资审批制度改革与企业创新质量张文珂，王靖宇（中央财经大学 会计学院，北京；北京物资学院 会计学院，北京）摘 要：以投资审批制度改革为准自然实验平台，利用 年中国 股上市公司的相关数据进行研究发现：投资审批制度改革有利于提高企业创新质量，即该政策变革具有创新外溢效应。机制检验结果表明，投资审批制度改革通过抑制制度性交易成本、提高管理者股权激励强度两种潜在机制推动企业创新质量的改善。进一步地，研究发现投资审批制度改革对企业创新质量的提升作用主要反映在民营企业、存在银企关系的企业以及全要素生产率较高的企业之中。研究结果不仅丰富了企业创新质量影响因素的文献，而且检验了投资审批制度改革的政策效果，为进一步推动投资审批制度改革以释放市场活力提供了稳健的经验证据。关键词：投资审批制度改革；企业创新质量；作用机制；作用环境；准自然实验基金项目：国家社会科学基金一般项目（；）作者简介：张文珂（），男，河南郑州人，博士研究生，主要从事公司治理研究；王靖宇（），男，河北廊坊人，博士，讲师，主要从事公司治理研究。王靖宇为本文通信作者。中图分类号：文献标识码：文章编号：（）收稿日期：引言创新对于一国综合国力的提升具有结构性影响，创新经济理论开创性地将创新视为一种生产要素，并认为创新具有推动一国经济发展的持续性动力（，），而企业的创新活动具有效率高、市场导向性强等优势（黎文靖 等，），因此，探究企业创新的影响因素及经济后果兼具学术价值与政策价值。对任何企业活动及后果的研究，都不能脱离一国具体的制度环境（，），因此，有必要关注我国具体的政策对企业创新的影响。为了更好地发挥市场在资源配置中的决定性作用，我国政府逐步推行以简政放权为核心的行政审批制度改革，主要表现为有序地下放、取消行政审批事项。国务院在 年颁布了国务院关于投资体制改革的决定（下文均简称为决定），并在 年、年、年对于具体的审批权限和审批事项进行了细致的调整，作为我国投资体制改革的标志，决定将企业投资项目划分为核准制和备案制，并在审批制度上采取差异化的管理方式，相比于备案制，核准制赋予了相关部门一定的审批自由裁量权，仍然保留了一定程度的行政审批特征（江飞涛 等，）。这一投资领域的制度性变革为本文的研究提供了较为纯粹的准自然实验环境。就企业创新而言，虽然我国的研发投入规模出现了“井喷式”增长，但创新数量与创新质量相对失衡的局面并未得到根本缓解（李小平 等，）。与单纯地提高创新数量相比，创新质量的提升对于相关政策的支持性有着更高的要求。一方面，基于“法与金融”理论，一国制度政策变革对于本国的微观经济主体的投资活动具有方向性影响（，）；另一方面，提高创新质量对于企业的资源配置能力具有更高的要求，这不仅要求企业改善创新资源利用效率，而且需要政府部门提供有利的外部环境以优化创新资源流动。投资审批制度改革放宽了政府部门对于企业投资领域、投资程序等方面的限制（王贤彬 等，），有利于推动创新资源的有序流动，预期会对企业创新质量产生相应的影响。基于此，本文重点关注投资审批DOI:10.15931/ki.1006-1096.2023.01.007制度改革对企业创新质量的影响。相比于以往研究，本文具有如下贡献：第一，完善了简政放权与企业创新的逻辑关系。以往研究大多以行政审批中心建立为外生事件，更多的是基于“简政”的视角，对于“放权”这一视角的研究略显不足，创新活动是企业投资决策的重要方向，研究投资审批体制改革对企业创新质量的影响不仅有利于丰富这一领域的文献，而且有利于较为稳健地观察投资审批制度改革对企业创新的政策溢出效应。第二，进一步对投资审批制度改革与企业创新质量之间的作用路径以及作用环境进行了检验，有利于对二者之间关系认识的深化。机制检验结果表明，投资审批制度改革通过抑制企业制度性交易成本、提高股权激励强度，促使企业创新治理得以提高。调节效应的检验结果表明，投资审批制度改革对企业创新质量的提升作用更多的反映在民营企业、具备银企关系的企业以及全要素生产率较高的企业之中，这对于进一步明晰二者之间的机制“黑箱”，丰富这一领域的研究视角具有贡献。一、文献回顾与研究假设一国政策变革对本国微观经济主体的投资活动具有方向性影响（，）。相关研究表明，导致中国专利数量“井喷式”增长的原因，一方面与企业创新的动机有关，另一方面其背后更蕴含着中国政府的一系列政策推手（，）。基于此，从制度变革的角度进一步研究其对抑制企业“专利泡沫”的作用、路径及条件更加符合我国的制度背景。在关于企业创新影响因素的文献中，部分学者以宏观的国家制度为研究视角，关注了其对企业创新的影响。就国内文献而言，学者们以产业政策、创新战略为视角，研究发现地方政府的创新追赶战略是导致我国创新数量和质量失衡的重要因素（陈强远 等，；申宇 等，；张杰 等，）。投资审批制度改革是我国政府推行简政放权的重要组成部分（王贤彬 等，），因此，关于简政放权经济后果的研究对于本文具有很强的启示意义，相关文献研究发现行政审批制度改革有利于增加企业进入、缓解过剩产能、刺激企业出口、促进经济增长（毕青苗 等，；刘诚 等，；冯笑 等，；夏杰长 等，）。此外，部分学者关注了简政放权与企业创新的关系（夏后学 等，；郑烨 等，），但从研究数据来源而言，其数据主要源于调查问卷，虽然世界银行的问卷数据具有一定的独特性且可靠度较高，但调查问卷所涵盖的研究样本相对有限，不利于得出具有普遍适用性的结论。进一步地，王永进等（）基于地方行政审批中心设立的视角研究了简政放权对企业创新的影响，一方面，该文献主要关注了行政审批制度改革对企业创新数量的影响，但未进一步研究其与企业创新质量的关系；另一方面，基于地方政府是否设立行政审批中心作为观察简政放权的视角具有一定不足，因为其主要是通过将原有的行政部门集中到审批中心进行“并联式”审批的形式实现简化审批流程的目标，即以往研究更多的是基于“简政”的视角，而对“放权”这一视角的研究略显不足。同时，马胜利等（）基于企业经营环境研究发现简政放权有利于提高企业创新质量，但经营环境是相对综合的指标，而企业创新属于投资决策的内容，因此，基于投资审批制度改革关注其对企业创新质量的影响更具针对性。也有部分学者关注了投资审批制度改革对企业投资、僵尸企业治理的作用（王贤彬 等，；杨攻研等，）。创新投资作为企业投资策略的重要内容，会受到投资审批制度改革的影响，因此，研究投资审批制度改革对企业创新质量的影响是这一领域的发展空间。由于受到历史上计划经济体制的影响，我国在投资准入方面长期实行的是行政审批制度，投资行政审批成为行政力量影响微观经济运行的重要手段。信息经济学认为，企业直接面向市场竞争，与政府部门相比，其对市场信息掌握得更为充分，因此，应当赋予具有相对信息优势的企业以资源要素配置的权利（，）。投资审批制度改革通过约束行政力量对微观企业投资活动的干预程度，有效地重塑了政府与市场的关系。就企业创新质量而言，我们认为投资审批制度改革有利于提升企业创新质量。第一，根据资源依赖理论，企业是各类资源要素的整合，企业的生产经营活动需要依赖特定类型以及一定规模的资源要素。但企业创新活动具有投入大、周期长的特征，特别是高质量的创新成果，对于创新资源的支撑力度具有更高的要求（黎文靖 等，）。在投资审批制度改革前，企业为获取进入某一投资领域的行政许可，有动机通过深化政企关系以获取行政审批资源（杨其静，；，），由此产生的制度性交易成本会对企业创新资源产生挤占。这不仅导致企业的创新资源投入规模受到限制，而且还会扭曲创新资源的配置效率，对于高度依赖创新资源配置的高质量创新活动而言会产生负面作用。而投资审批制度改革有效约束了行政权力对于企业投资决策的干预（薛阳 等，；王贤彬 等，），缓解了企业制度性成本支出对于创新资源的挤占与扭曲问题，有利于提高企业创新质量。第二，根据创新时效理论，企业创新活动也面临着竞争，如果企业不能以更高的效率识别并占领创新高地，企业创新成果同样也面临着被解码的风险（，），导致企业创新成果的边际价值降低。从企业创新动机来看，提高创新成果技术的同时，实现其商业价值是企业开展创新活动的重要目标（杨幽红，），创新成果被竞争对手解码会直接导致其技术价值和商业价值的减损，即企业创新质量受损。因此，效率是影响企业创新质量的重要因素。投资审批制度改革消除了复杂的审批流程、减少了冗长的审批时间（夏杰长 等，），有利于企业高管根据市场状况的变化及时调整创新策略，提高企业创新质量。第三，基于市场竞争的淘汰效应，市场竞争是企业创新质量提高的外在动力（何玉润等，）。在投资审批的制度背景下，政府部门在筛选企业的同时，很可能出现行政力量替代市场决定企业能否进入以及进入的产业的问题（刘诚 等，），为市场竞争设置了无形的行政垄断壁垒（，）。随着投资审批制度改革的推进，政府部门干预市场竞争的手段受到约束，有利于降低投资壁垒，增加企业进入，推动行业竞争程度的提高，在更加充分的市场竞争环境下，提高创新质量是获取行业竞争优势的重要途径（，），市场竞争程度会在投资审批制度改革的环境下得以提高，由此产生的淘汰效应是提高企业创新质量的外在动力。基于上述分析，本文提出如下假设。：投资审批制度改革有利于提高企业创新质量。二、研究设计（一）样本筛选及数据来源我们选取 年中国 股上市公司为研究对象，借助投资审批制度改革这一理想的准自然实验平台，通过构建双重差分模型为投资审批制度改革与企业创新质量的关系提供稳健的经验证据。本文所需的数据主要来源于以下两个方面：第一，通过国务院官方网站获取投资审批制度改革所涉及的目录并进行手工整理，该目录详细列示了需要采取核准制的企业投资项目及其所涉及的行业，目录之外的投资项目及行业统一采用备案制；第二，企业创新质量的数据来源于 数据库。我们对数据进行了初步处理：（）剔除金融行业上市公司样本；（）剔除上市年限低于 年的上市公司样本；（）剔除、上市公司样本；（）剔除资不抵债的上市公司样本。最终得到包含 个观测值的非平衡面板数据，同时对主要连续变量进行了缩尾处理。（二）变量选取及度量 被解释变量（）参考权小锋等（）的方法，使用专利引用量作为企业创新质量的代理变量，并对其进行加 取对数处理。专利引用量数据来源于中国研究数据服务平台。解释变量（）本文拟运用双重差分模型研究简政放权与企业创新质量之间的关系，因此，本文的核心解释变量为交互项，其中 表示实验分组变量，即如果样本属于简政放权改革范围内的企业，则将其赋值为，否则赋值为。表示年度分组变量，即如果企业样本处于简政放权改革的年度之后，将样本赋值为，否则赋值为。控制变量参考以往有关企业创新质量的相关研究，本文控制了能够对企业创新质量产生显著影响的主要变量，具体包含企业规模（）、企业资产负债率（）、企业销售收入增长率（）、企业资产密度（）、资产报酬率（）、总资产净利率（）、企业上市年龄（）、董事会规模（）、政府补贴强度（）。以上变量定义具体见表。（三）识别策略及模型构建 准自然实验设计国务院针对我国投资领域的审批制度改革所颁布并实施的决定为本文的研究提供了合理的外生事件：第一，决定所包含的具体内容、涉及的具体行业以及颁布与实施的具体事件，都是企业高管无法提前准确预知的，这意味企业高管无法预先根据决定的内容对企业投资方向及规模进行大规模调整；第二，决定的颁布与实施是针对我国投资领域审批制度的改革，其目标并不直接针对企业创新质量，因此，这一政策性变革对本文的研究而言具有较好的外生性。同时，本文选取的样本期间为 年，考虑到样本期间相对于外生事件发生前后的可比性，加之 年对决定的修订内容所体现的核准审批权力分配调整及投资项目的细化程度较高，因此，我们选取 年对决定的修订作为研究的外生事件。表 控制变量定义表变量符号变量含义变量计算方法企业规模（企业年末总资产）企业资产负债率年末负债总额 年末资产总额企业销售收入增长率 期销售收入（）期销售收入 （）期销售收入企业资产密度固定资产总额 资产总额资产报酬率（利润总额财务费用）资产总额总资产净利率净利润 总资产企业上市年龄观测年度上市年度董事会规模董事会实际人数政府补贴强度（年度获取的政府补贴金额）年度虚拟变量代表年度固定效应行业虚拟变量代表行业固定效应需要进一步识别实验组与控制组。决定依据投资项目的规模、行业等方面的差异，将政府的审批权限划分为备案制与核准制，其中的备案制事实上已经取消了政府部门对投资项目的审批权限，但在核准制的投资项目中，仍然需要政府部门结合国家安全、行业垄断、社会福利等方面进行考察并赋予了政府部门一定的自由裁量权，因此核准制更加倾向于变相的行政审批形式（江飞涛 等，），即投资审批制度改革对备案制的投资项目影响较大，而对核准制投资项目的影响相对有限。基于以上逻辑，本文将备案制的投资项目作为实验组（），将核准制的投资项目作为控制组。此外，将 年之后年度赋值为（），年及之前年度赋值为。双重差分模型构建，（），（）模型（）中的 表示企业创新质量，利用发明专利 专利申请总量作为企业创新质量的代理变量，双重差分项为，集合 包含本文选取的控制变量，具体内容见模型（），同时，我们在模型中控制了年度固定效应（）和行业固定效应（）。描述性统计表 描述性统计表变量符号变量名称观测值平均值标准差最小值最大值企业创新质量 实验分组变量 年度分组变量 企业规模 企业资产负债率 企业销售收入增长率 企业资产密度 资产报酬率 总资产净利率 企业上市年龄 董事会规模 政府补贴强度 表 反映了主要变量描述性统计方面的基本特征：第一，企业创新质量（）的平均值为 ，标准差为 ，同时结合变量的内涵，这一结果说明经过取对数处理后，样本中专利引用量为 且引用量在不同企业之间存在较大差异，说明在统计年度内，企业创新质量仍存在提高的空间；第二，实验分组变量（）的平均值为 ，说明本文的样本中平均存在 的样本受到了投资审批制度改革的影响；第三，年度分组变量（）的平均值为 ，说明样本的分布相对于外生事件而言相对均衡。三、模型结果及分析（一）主要回归结果及分析 平行趋势检验表 列示了平行趋势检验结果，通过设置年度虚拟变量（）与实验变量（）的交互项，逐步观察投资审批制度改革对企业创新质量影响的差异。具体而言，在外生冲击事件发生之前（年及之前年度），投资审批制度改革对于企业创新质量的影响并不显著，说明实验组与控制组之间的创新质量不存在显著差异。但随着改革实施的不断深入（年），投资审批制度改革对于企业创新质量的影响具备显著性且系数不断增大，说明在实验期间内，与控制组相比，实验组的企业创新质量得到显著提升。结果符合平行趋势假设检验。回归结果及分析表 平行趋势检验结果（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）控制变量控制控制控制 值 注：、代表、的水平上显著，括号中数值为按照股票代码进行聚类（）调整的 值。下同表 投资审批制度改革与企业创新质量回归结果回归类型（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）控制未控制控制未控制 值 表 的回归结果反映了投资审批制度改革对企业创新质量的影响，其中第（）列 模型的检验结果表明，双重差分项（）在 的水平上显著为正，结果说明，相比于投资审批制度改革未涉及的行业而言，受到投资审批制度改革影响的企业创新质量得到显著提高。为了增强基本回归结果的稳健性，在表 第（）列中放松了对年度固定效应和行业固定效应的控制，同时为了规避遗漏变量的问题，在模型中单独引入了 和 项。结果表明，双重差分项（）的系数在 水平上显著为正，进一步说明了投资审批制度改革有利于提高企业创新质量。（二）稳健性检验方法一：安慰剂检验。为了进一步排除其他潜在因素对回归结果的干扰，我们进行了安慰剂检验，具体而言，假设投资审批制度改革的发生年度在真实年度的前一年（年），观察在虚拟的投资审批制度改革事件前后，企业创新质量的变化，如果双重差分项 未通过显著性检验，可以反映出回归结果规避了潜在因素的影响，反之，则反映出回归结果不具有稳健性。方法二：倾向得分匹配。实验组与控制组之间存在的系统性差异同样是影响回归结果的潜在因素，为了对此进行控制，我们对两组样本进行了倾向得分匹配，并再次进行回归分析。方法三：熵平衡匹配。与倾向得分匹配相比，熵平衡匹配通过将观测值赋予权重的方法消除系统性差异，不会造成观测值损失，因此，进一步采用熵平衡匹配的方法控制实验组与控制组之间的系统性差异，并利用匹配后的样本进行回归分析。方法四：长差分法。长差分法（）在样本量相对有限、弱工具变量以及观测期间较长的情况下，有利于较好地控制不可观测因素对回归结果的影响（，），因此我们采用长差分法进行稳健性检验并构造如下长差分模型：，（），（，）（，）（，）（，）（，）（，）（，）（，）（，）（）模型（）中的被解释变量为上市公司 第 期的创新质量与第 期的创新质量之差，同样，控制变量也是相应控制变量在第 期与第 期之差，其余变量符号及其具体含义见模型（）（）。安慰剂检验结果表明，在虚拟政策的背景下，制度改革与企业创新质量的正相关关系不具有显著性，该结果通过了安慰剂检验，说明本文的研究结果未受到潜在不可观测因素的影响。样本经过倾向得分匹配与熵平衡匹配后再次对模型（）进行回归分析，交乘项 与企业创新质量仍具有显著的正相关关系，说明在控制了实验组与控制组样本之间的系统性差异后，投资审批制度改革与企业创新质量仍具有因果关系。限于篇幅，稳健性检验结果未列示。四、拓展性研究（一）机制检验本文认为，投资审批制度改革主要通过两条潜在机制作用于企业创新质量，即抑制制度性交易成本和提高股权激励强度。首先，就抑制制度性交易成本而言，在企业投资需要征得政府部门行政审批许可的背景下，企业不仅需要应对复杂的审批流程，而且政府部门还会借助行政审批手段进行寻租（，），这一方面为政府官员的腐败动机提供了空间，另一方面使得企业为了尽快获取政府部门的行政审批许可，出于获取行政审批资源等目的而让渡部分租金给政府官员（杨其静，；，），由此产生的制度性交易成本会对企业的创新资源产生挤占（，），而且在游说政府部门的过程中，可能会丧失占领行业创新高地的机会。这些潜在问题对于提高企业创新质量具有抑制作用。投资审批制度改革下放甚至取消了政府部门在投资领域的大部分行政审批权力，有利于对政府部门的行政干预手段进行约束，抑制了制度性交易成本，这不仅有利于缓解制度性交易成本对创新资源的挤占，而且提高了企业投资效率（王红建 等，），使得企业用于高质量创新项目的投资有了资源要素的保障，有利于提高企业创新质量。其次，就提高股权激励强度而言，高管的激励契约是影响企业创新的重要因素（，），鉴于企业创新的高风险性，适应企业创新环境的激励契约应当有助于提高管理者的风险承担能力（，），与货币薪酬相比，以权益为基础的股权激励因其具有长期导向性而有利于提高管理者的风险承担能力。特别是对于高质量的企业创新活动而言，其内在的高风险性与长周期性更是加大了高管的人力资本风险，而股权激励则是实现高质量创新风险与高管人力资本风险之间合理均衡的重要工具，原因在于根据证监会的规定，我国的高管股权激励方案属于业绩导向型（姜英兵 等，），即高管只有达到一定的业绩目标才能满足行权条件，同时股权激励优化了高管薪酬结构，因此，股权激励是增强高管对高质量创新活动风险承担能力的有效途径。在股权激励契约的作用下，高管风险承担能力得以提升，进而有利于提高企业创新质量，即投资审批制度改革通过抑制制度性交易成本、提高股权激励强度这两条潜在路径作用于企业创新质量。参考江艇（）的思路，在模型（）的基础构建如下模型：，（），（）模型（）（）是在模型（）的基础上构建的，其中 表示制度性交易成本，参考夏杰长等（）的方法，利用管理费用占销售收入的比重作为制度性交易成本的代理变量。表示股权激励强度，参考于震等（）的方法，通过高管持股金额（高管持股金额高管货币薪酬）这一公式计算高管面临的股权激励强度。同时，为了增强中介效应检验结果的稳健性，采取在模型（）和（）中增加控制变量的方法进行检验。具体增加息税前利润（），等于净利润所得税费用财务费用；独立董事比例（），通过独立董事人数与董事人数之比度量；董事长与总经理两职兼任（），两职兼任赋值为，非两职兼任赋值为。表 所列示的结果中，第（）列的结果反映出投资审批制度改革有利于抑制企业的制度性交易成本，且系数 通过显著性水平检验，为了增强中介效应检验结果的稳健性，在第（）列中加入了控制变量进行回归分析，第（）列的结果表明，投资审批制度改革与制度性交易成本负相关，且系数 在 水平上显著。表 第（）列的结果反映出，的系数显著为正，说明投资审批制度改革有利于提高高管股权激励强度，同样，第（）列通过增加控制变量的方法进行了中介效应的稳健性检验，结果符合预期。加之通过前文的逻辑论述，可以清晰地认识到制度性交易成本的降低、高管股权激励强度的提高有利于改善企业创新质量。该结果说明投资审批制度改革通过抑制企业制度性交易成本、提高管理者股权激励强度的机制提高企业创新质量。表 中介效应回归结果回归类型（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制 值 （二）截面分析产权性质是影响高管决策的重要因素，企业与政府之间的关联关系是这一差异在投资领域的主要反映，这种关系不仅体现在国企高管的任免方面，同样体现在资源要素的分配之中。由于关联关系的存在，即使在投资需要行政审批的历史时期中，国企也能获取效率相对较高、成本相对较低的行政审批资源。从另一个角度来看，投资审批制度改革中取消行政审批的投资领域基本是市场化机制发育程度较高的行业，而国企通常涉足的是国民经济的关键行业，出于社会主义性质及国家安全等方面的考量，政府对这些行业的投资基本保留了核准制，即投资审批制度改革对于民企的投资决策影响更为显著，这为民企更好地参与市场竞争提供了条件，促使民企为了获取市场竞争优势致力于提高企业创新质量，因此，投资审批制度改革对企业创新质量的提升作用更多地体现在民营企业中。外部融资规模是制约企业创新质量提高的重要因素（，），创新投资的长期性与高风险性对稳定的外部融资来源提出了较高的要求，而高质量的创新成果对于现金流量的投入强度以及持续性具有更高的要求，使得稳定的外部融资渠道的稀缺性更加凸显。而在我国正式的制度化融资途径还存在诸多不完善的融资环境下，银企关联（）这一非正式的融资方式成为企业获取外部融资的重要途径（巫岑 等，）。因此，银企关联提高了企业获取外部融资的可得性，为提高企业创新质量创造了条件。因此，我们认为相比于不存在银企关联的企业，投资审批制度改革对企业创新质量的促进作用在具备银企关联的企业中更显著。创新活动是企业内部创新资源要素整合的过程，而企业全要素生产率（）则是反映企业对资源要素整合效率的重要指标，较高的全要素生产率有利于企业根据外部市场状况的变化及时调整资源要素的配置结构，这对于提高企业创新质量具有重要意义。企业高管提高创新质量的动机是为了获取行业竞争优势，同时也是为了获取较高的创新租金，基于此，及时捕捉市场环境变化并将企业资源要素配置到合理的创新领域对于提高企业创新质量具有显著影响，而全要素生产率则反映了这一资源调整与配置的过程。相关研究表明，资源要素的流动在审批制度改革后明显增强（郭小年 等，）。基于此，我们认为投资审批制度改革的创新效应在全要素生产率较高的企业中更加显著。，（）模型（）中的符号 表示调节变量，具体包含产权性质（）、银企关系（）、全要素生产率（）。其中我们将产权性质设置为虚拟变量，民营企业样本赋值为，国有企业样本赋值为。银企关系也将其设置为虚拟变量，存在银企关系的样本赋值为，不存在的样本赋值为，关于银企关系的度量，参考罗付岩（）的方法，如果企业高管具有银行履职背景视为存在银企关系，反之则不存在银企关系。关于全要素生产率的度量，参考钱雪松等（）的方法，采用 法计算全要素生产率，具体见模型（）。，（）模型（）中的被解释变量（）表示企业 在年度 的产出，解释变量 表示企业全要素生产率，表示企业年末资本存量，表示企业劳动力资本投入，表示企业的上市年龄。表 调节效应回归结果回归类型（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制控制 值 表 的调节效应回归结果反映了投资审批制度改革的创新后果在产权性质、银企关系、全要素生产率这三种具体作用环境下表现出的差异，交乘项 在三种具体作用环境中均显著为正，说明投资审批制度改革对企业创新质量的提高作用在民营企业、具备银企关系的企业以及全要素生产率较高的企业中更加显著。五、研究结论及政策启示投资审批制度改革作为我国政府在投资审批领域简政放权的重要改革步骤，其对企业创新质量的作用及路径有待进一步深入研究。本文通过研究发现，投资审批制度改革后，相比于改革未涉及的行业，受到改革影响的行业的企业创新质量得到显著提高。路径检验的结果表明，投资审批制度改革主要通过抑制制度性交易成本、提高高管股权激励强度以提高创新质量。进一步地，截面分析的结果显示，投资审批制度改革对企业创新质量的提升作用更多地反映在民企、存在银企关系的企业以及全要素生产率较高的企业中。上述研究结论具有重要的政策启示：第一，进一步有序推进以“放管服”为核心的简政放权改革，发挥市场在资源配置过程中的决定性作用。投资审批制度改革之所以能够提高企业创新质量，主要原因在于在约束行政力量对微观企业投资干预的同时，降低了创新资源配置的扭曲程度，同时缓解了制度性交易成本对企业创新资源的挤占。因此，政府应当进一步有序推进简政放权改革，减弱行政力量对市场化机制运行的影响，进一步释放制度变革产生的相对制度优势，发挥市场在资源配置过程中的决定性作用。第二，提高管理者激励契约的有效性。机制检验的结果表明，投资审批制度改革通过提高管理者股权激励强度的路径作用于企业创新质量，而有效的激励契约有利于平衡创新的高风险与管理者的风险承担能力，强化管理者的创新投资动机，因此，在面临日益充分的市场竞争背景下，企业应当结合市场环境、创新需求等方面的变化设计合理的激励契约。第三，企业要提高资源配置能力，为创新质量的改善提供基础。虽然同样面临着投资审批制度改革所释放的政策优势，但企业创新质量的改善主要表现在民营企业、具备银企关系以及全要素生产率较高的企业之中，其背后的原因在于这些企业自身的资源配置能力较强，更有利于充分利用政策优势，进而提高创新质量，因此，除制度性变革之外，企业也要注重提高自身的资源配置效率。参考文献：毕青苗，陈希路，徐现祥，等，行政审批改革与企业进入 经济研究（）：陈强远，林思彤，张醒，中国技术创新激励政策：激励了数量还是质量 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