一、引　言

改革开放以来，中国经济总量跃居世界第二，但伴随各种发展红利消失，增长速度逐渐放缓，经济发展进入“新常态”阶段。面对经济下行压力，党的十九大报告明确提出“我国经济发展进入新常态，关键是要实现发展动力由依靠要素投入转向创新驱动”。2015年以来，历年国务院政府工作报告均强调“大众创业，万众创新”，进而以创新创业驱动国家经济高质量发展。习近平总书记在给青年创业者的建议中也强调“创新是社会进步的灵魂，创业是推动经济社会发展、改善民生的重要途径”。鉴于以创新创业带动地区经济高质量发展已成为我国经济转型的必由之路，因此，如何提高地区创业水平成为政府和学术界高度关注的热点问题。

以创新创业带动经济高质量发展的关键是构建一个公平竞争的市场环境，从而发挥市场主体作用、激发市场活力。然而财政分权与晋升锦标赛下，地方官员利用权力分割市场、干预市场竞争的行为，严重影响了市场公平竞争秩序，进而抑制了地区创业水平（戚聿东和郝越，2022；刘志彪，2022）。换言之，行政垄断已经成为以创新创业带动经济高质量发展的重要阻力。尽管国家出台了《反垄断法》《制止滥用行政权力排除、限制竞争行为的规定》等法律法规约束政府与垄断企业行为，但囿于其涉及面广，导致对行政垄断规范不够详细具体、相应责任认定相去甚远，使得其对行政垄断的约束性不强（王彦超等，2020）。为此，国务院于2016年发布了《关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》（以下简称《公平竞争审查制度》），以弥补以往竞争政策在处理行政垄断方面的不足。

《公平竞争审查制度》是我国经济进入“新常态”阶段后用于厘清政府与市场关系、防止行政权力滥用、破除行政垄断的重要制度设计。该制度明确了对行政垄断责任主体的惩戒措施（康妮和陈林，2017；叶光亮等，2022），并通过规范政府行为、消除行业地区间流动壁垒、健全以市场为导向的经济体制，推动建立全国统一大市场，进而促进经济高质量发展。因此，深入探讨《公平竞争审查制度》对地区创业水平的影响及其内在机制，对进一步厘清政府与市场关系、规制行政垄断、推动创新创业以引领经济高质量发展，进而为新时期经济增长注入新动力具有重要的理论价值与实践意义。基于此，本文以《公平竞争审查制度》的出台为切入点，搜集2012—2020年全国工商企业注册数据，采用双重差分模型考察规制行政垄断对地区创业水平的影响。研究发现：（1）规制行政垄断显著提升了地区创业水平，在一系列稳健性检验后，上述结论依然不变。（2）作用机制方面，规制行政垄断通过降低进入壁垒、提升信贷资源配置效率、改善地区法治水平三大途径提升地区创业水平。（3）异质性方面，在金融市场化程度较低、政府干预能力更较强、政策实施力度较大的地区，规制行政垄断对地区创业水平的影响更为显著，且该制度对民营企业进入市场有更大的促进作用。

本文的贡献和创新主要体现在以下三方面：首先，从创业视角补充完善了行政垄断规制的相关研究。早期文献从宏观、行业层面出发，发现规制行政垄断有助于提升垄断行业经济效率（陈富良，2009）、增加工业行业福利（张柏杨，2015）、完善市场体系等（黄勇等，2016）。新近文献从微观视角出发，发现破除行政垄断有助于降低企业管理成本（杨继生和阳建辉，2015）、提升企业投资效率（刘慧和綦建红，2022）、提升国企产能利用率（刘斌和赖洁基，2021）、促进企业创新（杨兴全和张可欣，2023），但这些研究对象集中于上市公司，不能完整反映政策对微观企业的影响。本文以《公平竞争审查制度》出台为准自然实验，使用覆盖范围更广、样本代表性更强的中国工商企业注册登记数据，进一步从地区创业视角探究行政垄断规制对企业设立与区域经济发展的影响，这有助于拓展行政垄断规制经济后果的研究。

其次，从行政垄断角度拓展了创业影响因素的研究。现有创业影响因素的研究大多集中于创业者个人特征（胡金焱和张博，2014；周广肃等，2015）、营商环境（Kong和Qin，2021）、金融发展水平（谢绚丽等，2018；陈勇兵等，2022），以及产业税收政策（Hombert等，2020；Tian和Xu，2022）等环境要素视角，鲜有研究从行政垄断角度分析其对地区创业的影响。本文以《公平竞争审查制度》的出台为准自然实验拓宽了地区创业影响因素的研究。

最后，本文从降低市场进入壁垒、优化信贷资源配置效率以及提升法治水平视角，深入剖析了规制行政垄断影响地区创业活动的作用路径。这有助于厘清政府与市场之间的关系，为进一步优化落实反垄断政策提供了理论依据，也为推动“大众创业，万众创新”战略、促进地区经济高质量发展提供了经验证据。

二、制度背景、理论分析与研究假设 (一) 制度背景

行政垄断是政府利用其行政权力不正当干预、排除或限制市场公平竞争的行为，其本质是政府与市场之间的经济治理问题（戚聿东和郝越，2022）。造成行政垄断的根本原因是财政分权体制下，地方官员为谋求政治晋升，利用行政权力与关联企业合作，通过设置高进入壁垒、歧视性竞争政策等手段帮助关联企业获得垄断地位（杨继生和阳建辉，2015；刘志彪，2022）。关联企业则通过扩大产能等方式上缴利税，提供就业反哺政府，帮助地方官员完成经济增长任务、实现政治晋升（刘斌和赖洁基，2021）。

行政垄断主要表现为地区垄断和行业垄断两种形式（戚聿东和郝越，2022）。地区垄断是地方政府利用其行政权力排斥和限制地方公平竞争，具体表现为：设置较高的进入壁垒，对本地和外地企业实施不平等政策待遇、歧视性补贴和一些歧视性审查程序等。行业垄断主要体现在公路、铁路、电力、公共事业等区域垄断行业之中，这些行业进入门槛高、数量少，对地区经济发展影响大。不论是地区垄断还是行业垄断，都会降低资源配置效率（Young，2000；靳来群等，2015；党力等，2015）、减少市场自由流动（曹春方等，2015）、造成市场分割并制约技术升级与创新（杨兴全和张可欣，2023）。国家通过颁布《反垄断法》等法律法规规制垄断行为，但这些法律主要是规制企业层面的垄断行为（陈林和李康萍，2018）；尽管对行政垄断概念与范围也有界定，但仍存在审查主体模糊、缺乏独立性、审查合理性不足、仅“事后规制”等问题，因此对行政垄断的规制不强。为弥补法律法规对行政垄断规制的不足，国务院于2016年发布了《关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》，该意见确立了公平竞争审查的框架和基本原则。

《公平竞争审查制度》通过构建事前审查与事后监督机制对行政垄断进行规制。首先，相较于《反垄断法》，《公平竞争审查制度》对审查主体的定义更明确，且规制对象涵盖范围更广。《公平竞争审查制度》主要规制主体不再是企业等市场参与者，而是政府这类行政机关；规制对象也扩展到政策制定机关制定的所有有关经济主体活动的政策规章制度。其次，《公平竞争审查制度》建立起对行政垄断的事前预防。不同于《反垄断法》在垄断行为发生后追究相关主体责任，《公平竞争审查制度》要求政策发布实施前就进行相关审查，这有助于从源头上规制行政垄断。再次，《公平竞争审查制度》从四方面规定了18个审查标准，并对没有滥用政治权力但仍造成“排除、限制竞争”效果的行为进行审查，明确了合理性审查的重要地位。最后，《公平竞争审查制度》采用内部自我审查、上级抽查监督和第三方评估相结合的方式进行垄断审查，这样的审查方式效率更高且政策变化调整更加平滑。同时，该制度明确了责任追究机制，执法过程透明公开并接受全社会各主体的考核与监督，制度实施公信力、执行力更高。

自2016年《公平竞争审查制度》实施以来，公平竞争审查工作实现了国家、省、市、县四级政府全覆盖，清理涉及市场主体经济活动各类政策文件189万件，修订废止文件近3万件；审查新出台政策措施85.7万件，发现和纠正违反审查标准的政策措施4100余件，这极大地规范了政府行为，维护了市场公平竞争环境 ¹。

(二) 理论分析与研究假设

创业活动是推动经济增长的内生动力，对加速经济结构转型、优化产业升级、拉动地区就业以及提高民生福祉均有显著作用（Tian和Xu，2022；赵涛等，2020）。现有文献从创业者个人特征以及地区环境等视角对创业影响因素展开了研究，他们发现创业者个人及家庭背景、工作经历、风险偏好以及人际关系网络都会显著影响个人创业选择（Rosenthal和Strange，2012；胡金焱和张博，2014；周广肃等，2015）；同时，营商环境、金融发展水平也与地区创业行为密切相关（Kong和Qin，2021；谢绚丽等，2018；王博和朱沆，2020；陈勇兵等，2022）。此外，税收政策、产业政策也会对地区创业行为产生重要影响（Da Rin等，2011；Hombert等，2020；Tian和Xu，2022）。由此可知，政府行为与政策是影响创业行为的重要因素，因此行政垄断会对地区创业活动产生重要影响。地方政府通过对外设置进入壁垒，对内实行歧视性政策，帮助关联企业获得垄断地位。这种行政垄断行为限制了区域间的经济往来，造成了市场分割（陆铭和陈钊，2009），破坏了公平竞争（范剑勇和林云，2011），将严重阻碍地区创业活动。《公平竞争审查制度》作为规制行政垄断的重要制度设计，有助于抑制地方保护主义、降低进入壁垒、营造良好的市场竞争环境，从而提高地区创业水平。

首先，规制行政垄断有助于削弱地方保护主义，降低进入壁垒，从而提高地区创业水平。行政垄断下，地方政府通过对不同主体实施差别待遇、设置不平等进入壁垒、歧视性技术标准或审查程序以维持本地关联企业的垄断优势地位（刘志彪，2022；戚聿东和郝越，2022）。较高的行政进入壁垒阻碍了潜在竞争企业以及创业者进入本地市场，进而抑制了地区创业活动。《公平竞争审查制度》有关市场准入的标准明确规定“不得设置不合理或者歧视性的准入和退出条件，不得对不同所有制、地区、组织形式的经营者实施不合理的差别化待遇”。这些规定有助于削弱地方保护主义，放宽市场准入门槛，进而提高地区创业水平。

其次，规制行政垄断有助于营造公平竞争环境，提高信贷市场资源配置效率，缓解初创企业融资约束，从而提高地区创业水平。我国信贷市场存在严重的不公平竞争现象，政府利用行政权力干预银行信贷资源配置，关联企业能够凭借特权获得更多低利息贷款（靳来群等，2015；王彦超等，2020）。因此，行政垄断会导致信贷资源错配，阻碍地区创新创业。《公平竞争审查制度》要求“保障各类市场主体平等使用生产要素”，这不仅有利于降低政府对信贷市场的直接干预，使各类企业能更公正地获得信贷资源；同时也向社会传递了“公平竞争”信号，削弱了政府对垄断企业的隐性担保，此时银行会优化信贷资源配置，这在一定程度上缓解了初创企业的融资约束难题。因此，规制行政垄断有助于提高信贷资源配置效率，从而缓解企业融资约束。

最后，规制行政垄断有助于提升法治水平，进而促进地区创业。行政垄断下，地方政府通过制定歧视性法规、制度以维护本地关联企业利益；在发生经济纠纷时，地方政府也会干预司法过程以保护本地企业（Liu等，2022；Lai等，2023），这种地方司法保护主义严重阻碍了资本进入本地。《公平竞争审查制度》要求“保障各类市场主体在参与竞争、资源配置、法律保护等方面享有平等的机会和权利”，这使得地方司法过程更加公允，各类企业能够得到更公正的司法待遇，进而降低地方司法保护主义。因此，规制行政垄断有助于提升地区法治水平，从而营造良好的创业环境，给予创业者更公平的法律保护，进而提升地区创业水平。基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：其他条件不变的情况下，规制行政垄断有助于提升地区创业水平。

三、研究设计 (一) 样本选取与数据来源

鉴于《公平竞争审查制度》于2016年出台，因此，本文选取政策出台前后四年，即2012年至2020年地级市面板数据为原始样本。企业创立数据来自全国工商企业注册数据，该数据来自以国家企业信用信息公示系统为数据源的天眼查数据库，基础数据观测值达到2亿条；本文整理了每个新注册企业的注册时间、注册资本规模等数据。地级市层面数据主要来自《中国城市统计年鉴》与Wind数据库。为避免异常值影响，本文对连续变量进行了上下1%水平的Winsorize处理。

(二) 实验组与对照组的构造

《公平竞争审查制度》的出台为研究行政垄断规制对地区创业水平的影响提供了一个良好的自然实验场景。基于此，本文采用双重差分（DID）模型，通过比较实验组、对照组在政策实施前后创业水平的差异，识别变量间的因果关系。《公平竞争审查制度》在全国统一推广实施，因此不存在天然的对照组与处理组。鉴于《公平竞争审查制度》是针对行政垄断迈出的关键一步，因而在行政垄断程度较高地区，《公平竞争审查制度》更可能打破地方保护和市场分割，促进市场竞争，进而产生更大的影响（刘斌和赖洁基，2021；刘慧等，2023）。基于此，本文参照陆铭和陈钊（2009）、王彦超等（2020），以市场分割指数衡量地区行政垄断程度。该指数越大，表明该地区行政垄断越严重。在此基础上，本文按地级市市场分割指数2012—2015年均值的中位数进行分组，将行政垄断程度较高地区划为实验组，较低地区作为对照组。

(三) 变量选取

1.被解释变量。参考Hombert等（2020）、谢绚丽等（2018）、赵涛等（2020）以及陈勇兵等（2022），本文以c城市t年新注册登记工商企业数的自然对数衡量地区创业水平（LNENTRY）。LNENTRY越大，表明地区新企业注册数量越多，地区创业活动越活跃。

2.解释变量。实验组虚拟变量（Treat）：行政垄断水平较高的地区取值为1，否则为0。政策实施时间虚拟变量（Post）：《公平竞争审查制度》于2016年出台，因此本文参照杨兴全和张可欣（2023），将2016年及之后年份取值为1，2016年之前取值为0。DID为Treat与Post的交互项。

3.控制变量。参考Kong和Qin（2021）、Tian和Xu（2022）以及谢绚丽等（2018），本文还控制了一组其他可能影响地区创业活动的地级市层面因素：人口规模（POP）、在岗职工平均工资（WAGE）、金融发展指数（FINANCE）、纳税负担（TAX）、经济发展速度（GROWTH）以及产业结构（IND）。此外，本文进一步加入城市、年度固定效应以控制城市和年度异质性。本文主要变量定义如表1所示。

(四) 计量模型

参考Hombert等（2020）、杨兴全和张可欣（2023），本文设置以下双重差分模型检验行政垄断规制对地区创业水平的影响：

$ LNENTR{Y_{c,t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}DI{D_{c,t}} + {\alpha _2}Contro{l_{c,t}} + \sum {Year} + \sum {City} + {\varepsilon _{c,t}} $

(1)

其中，LNENTRY_c,t为c城市t年的创业水平；DID是政策实施虚拟变量，为Treat与Post的交乘项。Control_c,t为一组城市层面的控制变量，ε为随机扰动项。此外，本文进一步控制城市（City）、年度（Year）固定效应。为避免统计量高估，本文使用城市层面聚集（Cluster）调整的异方差稳健标准误。如果规制行政垄断有助于提高地区创业水平，那么α₁显著为正。

四、实证结果 (一) 描述性统计结果

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。由表2结果可知，地区创业水平的平均值、标准差分别为10.52与0.882，这表明地区间创业水平存在一定差异。各控制变量结果与已有文献保持一致。

(二) 基准回归结果

表3提供了双重差分模型（1）的估计结果。其中，栏（1）未加入控制变量，栏（2）为加入控制变量的估计结果。由表3结果可知，无论是否纳入控制变量，DID的系数均显著为正，说明《公平竞争审查制度》实施后，相对于对照组，实验组的创业水平显著提升。这一结果不仅在统计意义上显著，经济意义上也十分显著。以栏（2）为例，相对于控制组，规制行政垄断使得地区新注册登记工商企业数增加了5.9%。以上结果表明，规制行政垄断对地区创业水平有显著的正向影响，因此假设1成立。

(三) 稳健性检验

1. 平行趋势检验。使用双重差分方法的一个基本假设是如果处理组没有受到政策干预，其发展趋势应与控制组相同，即满足平行趋势假定。因此，本文参考Beck等（2010），设置动态方程（2）检验平行趋势假定：

$ \begin{aligned}LNENTR{Y}_{c,t}= & {a}_{0}+{\beta }_{-4}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{-4}+{\beta }_{-3}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{-3}+{\beta }_{-2}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{-2}\\ & +{\beta }_{0}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{0}+{\beta }_{1}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{1}+{\beta }_{2}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{2}\\ & +{\beta }_{3}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{3}+{\beta }_{4}\times Treat\times Yea{r}_{t}{}^{4}+\gamma Contro{l}_{c,t}\\ &+{\displaystyle \sum Year}+{\displaystyle \sum City}+{\varepsilon }_{c,t}\end{aligned} $

(2)

其中，Year^j为相对于《公平竞争审查制度》实施年份（2016年）的时间虚拟变量，当j小于0时表示《公平竞争审查制度》实施前第j年；当j大于0时，则表示《公平竞争审查制度》实施后第j年。本文将 《公平竞争审查制度》实施前一年（2015年）作为基准年份。那么β_j反映了第j年处理组与控制组创业水平差异相对于基准年份差异的增量。

图1提供了β_j的系数估计值及其90%水平的置信区间。由图1可知，在《公平竞争审查制度》实施的前几年，β_-4至β₀的估计值均未通过10%水平的显著性检验；相反，在2017—2020年，β₁至β₄的估计值均在10%水平上显著为正。由此可知，在《公平竞争审查制度》实施前，处理组与控制组创业水平不存在显著差异，这验证了平行趋势假定。同时，《公平竞争审查制度》实施后一年，DID的估计系数开始显著，并且于政策实施后估计系数逐年增大，在第四年达到最大，这说明规制行政垄断有助于提高地区创业水平。

2.安慰剂检验。基准结果表明规制行政垄断对地区创业水平具有显著的正向作用，但是这种影响可能来源于其他宏观政策或随机因素。首先，为验证地区创业水平变动真实来源于规制行政垄断的影响，本文进行如下安慰剂检验。具体地，本文首先依据处理组样本分布，随机抽取相同数量地级市作为处理组城市；其次，使用方程（1）进行双重差分估计并获得系数估计值；最后，将上述抽样重复1000次，获得DID的1000个估计系数。图2报告了估计系数的分布图。

由图2结果可知，DID估计系数的均值为0，且显著异于基准回归的系数（图中用竖虚线标出）。基于上述结果可以判断，本文估计结果不是由其他宏观政策或随机因素导致，地区创业水平的提高确实来源于规制行政垄断的影响。

其次，参照杨兴全和张可欣（2023），构造虚假政策实施年份。本文将政策实施年份假定为2014年，2012—2013年Post赋值为0，2014—2020年Post赋值为1。表4栏（1）中DID的系数不显著，研究结论保持稳健。

最后，缩短样本期间。本文样本区间为2012年至2020年，较长时间区间可以增加样本量，但也可能出现更多影响创业活动的因素，进而使得估计结果包含更多噪音。在表4第（2）至第（4）列中，本文分别将样本区间缩短至2013—2019年、2014—2018年以及2015—2017年，DID系数仍在1%水平上显著为正，再次支持了本文的研究结论。

3. 倾向得分匹配检验。为缓解可观测变量差异和模型误设的影响，本文参考邱保印等（2023），采用倾向得分匹配方法为处理组城市匹配特征相似的对照组城市，再利用匹配后的样本进行检验。具体做法如下：首先以基准回归中的控制变量作为特征变量，通过Logit模型计算倾向得分值；然后依据倾向得分值分别按照最近邻匹配原则为每个处理组城市匹配1个或3个城市作为控制组；最后对匹配后样本进行多元回归分析。表5报告了估计结果。由表5结果可知，不论采用1∶1还是1∶3匹配，DID的系数估计值均显著为正，表明规制行政垄断有助于提高地区创业水平。

4. 替换被解释变量。为验证结果稳健性，本文也使用其他创业活动指标进行检验：（1）考虑政府行为影响企业行为具有一定时滞，本文使用t+1期企业注册数量（LNENTRY_t+1）作为被解释变量，这样既考虑了实践中变量之间的传递时耗，也在技术上尽可能减轻反向因果的内生性干扰问题。（2）为排除企业进入自身增长趋势的影响，本文参考陈长石等（2021），以新注册企业数量增量（ΔLNENTRY）作为因变量重新进行回归。（3）参考陈建伟等（2021），本文以开业成立时间2年内（含2年）企业作为新进入企业数量（LNENTRY2）。由表6结果可知，在更换被解释变量度量方式后，DID的系数仍然显著为正，进一步强化了本文结论。

5. 其他稳健性检验。考虑到省会城市和直辖市对地区资源具有优先使用权，其政策制定实施可能具有特殊性，从而影响回归结果，本文进一步剔除这些特殊城市样本并重新进行回归。同时，考虑到2016年国务院发布的《关于促进创业投资持续健康发展的若干意见》也会对地区创业活动造成影响，本文进一步加入地区创业投资变量以控制该政策的影响。未报告的结果显示，在删除直辖市、省会城市样本以及增加创业投资变量后，DID的估计系数仍然在1%水平上显著为正。

五、作用机制分析

下文进一步从降低进入壁垒、提高信贷资源配置效率、营造良好的法治环境视角剖析规制行政垄断影响地区创业的作用机制。

(一) 进入壁垒机制

依据本文理论分析，规制行政垄断有助于降低进入壁垒，激发地区创业活动。进入壁垒是一个较难客观衡量的变量，只能通过引入一些其他指标度量这一现象。刘小玄（2003）用国有大中型企业的市场份额度量行政进入壁垒；白重恩等（2006）指出国有工业企业比重可以衡量行业垄断程度。因此，国有经济比重是行政进入壁垒的合理代理变量。

基于此，本文参照陈林和朱卫平（2011），以国有企业工业销售产值占规模以上工业企业销售产值的比重衡量行政进入壁垒。该比重越大，则地区进入壁垒越高。对于期初进入壁垒较高的地区，规制行政垄断对降低当地进入壁垒作用更为显著。因此，本文认为在进入壁垒较高的地区，规制行政垄断对地区创业的促进作用更明显。基于此，本文以2015年（政策实施前一年）各地区进入壁垒中位数进行分组，将高于中位数样本的划分为进入壁垒较高组，反之为较低组。

表7报告了回归结果，其中，列（1）为规制行政垄断对进入壁垒的影响，列（2）、列（3）为依据进入壁垒进行分组回归的结果。列（1）中DID估计系数显著为负，表明规制行政垄断有助于降低地区进入壁垒。分组检验中，DID的系数在进入壁垒较高组显著为正、在较低组不显著，且两组之间系数在1%水平上存在显著差异，这表明在进入壁垒较高的地区，规制行政垄断更可能促进创业活动。表7结果表明，进入壁垒是规制行政垄断影响地区创业的重要作用机制。

(二) 信贷资源配置机制

规制行政垄断有助于营造公平竞争环境，提高信贷市场资源配置效率，缓解初创企业融资约束，从而提高地区创业水平。鉴于本文研究对象以中小企业为主，其信贷数据难以获取，因此，本文以信贷市场竞争程度衡量信贷市场资源配置。现有文献证明，提高信贷市场竞争程度有助于中小企业获得更多贷款（Chong等，2013；Ryan等，2014）并降低贷款利率（Carbó-Valverde等，2009）。因此，信贷市场竞争程度越大，信贷市场资源配置效率越高。

鉴于此，本文参照陈勇兵等（2022），通过区分不同地区期初信贷市场竞争程度，检验规制行政垄断是否通过信贷资源配置影响地区创业水平。对于期初银行分支机构较少的地区，信贷市场垄断程度相对较高，规制行政垄断对该地区信贷市场资源配置的促进作用相对较大。基于此，本文以2015年（政策实施前一年）各地区银行分支机构数量中位数进行分组，将高于中位数的样本划为信贷市场资源配置效率较高组，反之为较低组。估计结果如表8所示。其中，列（1）为规制行政垄断对银行分支机构增量的影响，列（2）、列（3）为依据银行分支机构数量分组回归的结果。列（1）中DID系数显著为正，表明规制行政垄断有利于增加地区银行分支机构数量，提高地区信贷资源配置效率。列（2）、列（3）的结果显示，在信贷市场资源配置效率较低地区（银行分支机构较少），规制行政垄断对地区创业活动的影响更为显著，且两组间DID系数存在显著差异。表8结果表明，规制行政垄断有助于提高信贷资源配置效率和地区创业水平。

(三) 法治水平机制

公正有效的法律制度是经济繁荣的基础。Liu等（2022）发现提高地方司法水平能够有效削弱地方司法保护主义，促进地区创业活动。《公平竞争审查制度》要求“保障各类市场主体在法律保护等方面享有平等的机会和权利”，因此本文推测规制行政垄断会通过提高地区法治水平促进地区创业活动。本文参照余明桂等（2010），使用王小鲁等（2021）编制的“市场中介组织的发育和法律制度环境”指数衡量地区法治水平。该指数越小，地区的法治化水平越低。对于期初法治化水平较低的地区，垄断现象更为严重，规制行政垄断对该地区司法水平促进作用相对较大。因此，本文以2015年（政策实施前一年）各地区法治水平指数中位数进行分组，将高于中位数的划为法治水平较高组，反之为较低组。

表9列示了回归结果，其中，列（1）为规制行政垄断对地方法治水平的影响，列（2）、列（3）为依据法治水平分组回归的结果。列（1）中DID估计系数显著为正，表明规制行政垄断有助于提升地区法治水平。分组检验中，DID的系数在法治水平较低组显著为正、在较高组则不显著，且两组之间系数存在显著差异，这表明规制行政垄断有助于提升地区法治水平和创业水平。

六、进一步分析 (一) 异质性分析

1.金融市场化程度。金融市场化程度会对地区创业活动产生重要影响。在金融市场化程度较高地区，商业银行的市场化改革更深入、银行竞争也更激烈，这使得银行更多出于商业目的发放贷款，信贷资源配置效率更高（熊家财和桂荷发，2017）。本文认为规制行政垄断能够提高地区信贷资源配置效率，缓解初创企业融资约束，从而提高地区创业水平。因此，本文预期在金融市场化程度较低地区，规制行政垄断对信贷资源配置的优化作用更加显著，对地区创业促进作用也更明显。

参照陈勇兵等（2022）、马光荣和李力行（2014），本文以王小鲁等（2021）编制的“金融业的市场化”指数衡量地区金融市场化程度，该指数越大，地区金融市场化程度越高。本文以金融市场化指数中位数分组，高于中位数的划为金融市场化程度较高组，反之则为较低组，分组回归结果如表10所示。由表10可知，DID系数在金融市场化程度较低组显著为正、较高组不显著，且组间系数存在显著差异，这表明规制行政垄断对创业的影响在金融市场化程度较低地区更为显著。

2.政府干预程度。地区行政垄断强度与地方政府密切相关。地方政府权力更大、干预能力更强时，该地区的行政垄断也将更为严重，规制行政垄断的效果会更加显著。因此，本文预期地方政府干预能力更强、干预程度更大时，规制行政垄断对地区创业水平影响更加显著。

基于此，首先本文参照余明桂等（2010），根据世界银行（2006）调查数据，用“企业与政府打交道天数”衡量企业受到当地政府的干预程度。数据显示，与政府打交道时间较短的是东南和中部地区，这些地区受到政府的干预较少。其次，本文还使用王小鲁等（2021）编制的“我国各地区市场化指标”衡量我国各地区政府干预水平。根据王小鲁等（2021），该指数取值越高，表明该地区政府干预越低。

表11提供了按政府干预程度进行分组估计的结果，其中，列（1）、列（2）根据市场化指数分类，列（3）、列（4）根据世界银行调查分类。由表11结果可知，在政府干预程度较强地区，DID估计系数显著为正；在干预较弱地区，DID系数更小，且不显著；更重要的是，两组间DID系数均存在显著差异，这表明在政府干预程度较高地区，规制行政垄断对提升地区创业水平的作用更为显著。

3.企业产权性质。我国国有企业与民营企业获取资源的能力存在显著差异。与民营企业相比，国有企业的融资约束更低，更容易获得政府各项补贴与政策倾斜，因此行政垄断对国有企业进入的限制并不明显；反之，对于中小民营企业而言，地方保护主义与进入壁垒是阻碍其落地生根的重要因素。因此，本文预期规制行政垄断对地区创业活动的影响主要体现在民营企业。基于此，本文进一步利用天眼查提供的新注册企业类型数据区分企业性质，并将被解释变量分为国有企业注册数量与民营企业注册数量，在此基础上重新进行回归。表12的回归结果显示，DID估计系数在民营企业组显著为正，在国有企业处显著为负，说明规制行政垄断对民营企业作用更加显著。

4. 政策实施力度。《公平竞争审查制度》采用自我审查与外部监督相结合的审查方式，制度实施效果与各政府对政策的实施力度密切相关。参照刘慧和綦建红（2022），本文从以下三个角度考察各地政府的政策实施力度：当地政府是否将公平竞争审查纳入政府绩效评价体系；地方政府是否建立健全政务和行政承诺考核制度，完善政务诚信约束和问责机制；各级政府是否加强公平竞争审查执法监督，并将案件情况和处理建议向社会公开。基于以上三个视角，本文将全体样本按照上述方式分组回归 ²，结果如表13所示。由表13结果可知，当政府将公平竞争审查纳入政府考核、完善了相关问责机制、向社会公开案件情况时，当地创业水平显著提升，反之没有显著影响。这表明，严格的自我审查与外部监督机制有利于更好地发挥《公平竞争审查制度》对行政垄断的规制作用。

(二) 创业质量分析

根据前文研究假说，《公平竞争审查制度》在规制行政垄断的同时，也会削弱地方保护主义、降低企业进入壁垒，这时一些规模较小、质量较差的企业可能会趁机进入市场，这反而会使地区边际创业质量下滑。因此，本文进一步探讨规制行政垄断对地区创业质量的影响。

参考Agarwal等（2023）、Hombert等（2020）以及陈勇兵等（2022），本文以新进入企业平均注册资本（CAP）、平均注册资本增长率（CAPGROW）、获得风险投资融资的数量（VC）衡量地区创业质量，表14报告了估计结果。由表14结果可知，当被解释变量为企业平均注册资本、平均注册资本增长率与风险投资融资数量时，DID的估计系数均显著为正，这表明规制行政垄断会提高创业质量。

本文也通过企业寿命判断创业质量。一些规模较小、质量较差的企业进入市场后，它们的存活寿命通常较短，因此本文使用成立5年内退出市场的企业数量（EXIT）衡量地区创业质量，表14中列（4）报告了估计结果。由列（4）结果可知，DID的系数并不显著，说明退出企业的质量并没有下降的趋势，进一步验证了本文观点。

七、研究结论与启示

经济发展“新常态”阶段，以创新创业推动经济高质量发展成为建设社会主义现代化强国的内在要求。本文以《公平竞争审查制度》的出台为契机，收集2012—2020年各地级市工商企业注册数据为样本，采用双重差分模型研究规制行政垄断对地区创业水平的影响，研究发现：规制行政垄断有助于提升地区创业水平，在使用平行趋势、安慰剂、倾向得分匹配等进行稳健性分析后，结果依然成立；规制行政垄断通过降低企业进入壁垒、提高信贷资源配置效率、提升地区法治水平渠道，促进地区创业；在金融市场化水平更低、政府干预程度更高、政策实施力度更大的地区，规制行政垄断的效果更加显著，且主要通过吸引民营企业进入提升创业水平。此外，规制行政垄断带来的企业进入并不会降低地区创业质量。

本文研究结论具有重要的政策含义。首先，本文发现行政垄断是阻碍经济高质量发展的重要原因，对行政垄断的限制不能仅依靠地方官员“自身约束”，更应该以相关法律制度限制行政权力，强化制度的刚性约束与法律基础，通过明确的法律规定，可以防止行政权力的不当介入，确保市场经济的公平竞争。本文异质性分析发现，当地方政府严格落实《公平竞争审查制度》中的自我审查与外部监督时，能够更好地发挥制度作用，因此各级政府需要建立内外结合的监督机制。内部监督可以通过政府部门的自我审查实现，外部监督则可以通过媒体、公众和其他利益相关者进行。这种内外结合的监督方式可以更有效地规制行政垄断。其次，本文研究发现在金融市场化程度更低、政府干预能力更强的地区，规制行政垄断对创业水平提升更加显著，这表明行政垄断带来的不利影响会随着市场化程度的加深而减弱，因此各地区应该积极推动市场化进程，发挥市场在资源配置中的主导作用。同时加强对金融市场的监管，确保信贷资源能够公平、有效地分配给需要资金的企业，鼓励金融机构向中小企业和初创企业提供贷款，满足其融资需求。再次，本文发现市场准入壁垒是阻碍地区创业活动的重要原因，同时也是妨碍我国统一大市场建设的难点。政府应该采取措施降低市场准入壁垒，促进市场的竞争和创新。例如，简化注册流程、降低注册资本要求、减少不必要的行政许可和审批、降低企业制度性成本、消除对市场准入的不合理限制。最后，要贯彻竞争中性原则。规制行政垄断对民营企业的进入作用更加显著，这表明民营企业在资源获取和政策优惠方面仍然受到不平等待遇，地方政府要保障不同所有制企业公平参与市场竞争，建立公共服务平台，为不同所有制企业提供市场信息、技术培训、融资支持等服务，促进企业间的合作交流，提高企业竞争力和创新能力，营造良好的竞争环境以激发各类企业在经济发展中的重要作用。

1参见国家市场监管总局《<公平竞争审查制度实施细则>解读》，2021年7月8日，https://gkml.samr.gov.cn/nsjg/xwxcs/ 202107/t20210708_332427.html。

2数据来源：https://www.sohu.com/a/201902118_123753。