“放管服”改革对木材加工企业出口的影响研究*

陈建铃，林伟明，戴永务，2

(1．福建农林大学 a．经济管理学院，b．金山学院，福州 350002；2．福建省高校特色新型智库集体林业改革发展研究中心，福州 350002)

2013年3月17日李克强总理向全社会承诺，五年内将国务院各部门的行政审批事项至少削减1/3[1]，简政放权成为中国全面深化改革的“先手棋”和转变政府职能的“当头炮”；随后，中央政府又先后将“放管结合”“优化服务”纳入其中，全力推行以“简政放权、放管结合、优化服务”为内核的“放管服”改革[2]。截至2019年，“放管服”改革已取得显著成效。例如：2013年5月至2019年3月，国务院各部门通过取消或下放的方式减少行政审批权限816项[1]，取消、停征和减免中央和省级政府行政事业性收费高达1100多项[3]；浙江省首创的“一窗受理、集成服务、一次办结”的行政服务模式(即“最多跑一次”改革)于2017年被推广至全国，截至2017年4月，政务大厅(行政服务中心)在县级以上地方政府的覆盖率达94.3%[4]。在“放管服”改革背景以及“贸易由制度启动”[5]“制度竞争是国家间最根本的竞争”[6]等命题和论断下，评估“放管服”改革对企业出口贸易增长的影响效应，成为国内学者研究的热点之一。已有零星文献对“放管服”改革的贸易效应进行评估，出口退(免)税审批权下放促进了试点城市企业出口额增长和出口产品质量提升[7]，上海自由贸易试验区的投资管理制度、贸易监管制度和事中事后监管制度改革显著促进上海市出口贸易增长[8]。部分文献主要基于跨国数据、跨省份的产业数据评估国家/地区制度质量或营商环境对出口额[9-13]、出口技术复杂度[14-17]、出口产品质量[18-19]、出口增加值率[20]和国际市场比较优势[21]的影响效应；或从微观视角评估制度环境对企业企业出口倾向[22-23]、 出口强度[24]和出口产品质量[25-26]的影响。从微观企业层面展开的研究远少于国家、省份或产业层面的研究文献，无法有效识别“放管服”改革对企业出口行为的影响效应与内在机理；而且微观企业层面的文献大多数将省级市场化指数作为测度变量，忽视省内地级市、县市间的制度或营商环境异质性以及企业对制度环境优化的期望值与主观评价差异，容易误判“放管服”改革的贸易效应，如上海市自由贸易试验区和其他辖区在行政审批效率、通关便利化等方面存在差异[8]。中国能成为全球最大木材产品生产国和出口国，极大受益于持续改革开放释放的“制度红利”。林业产业不仅受环保监管、安全生产监管等常规制度的影响，还受木材采伐许可制度、木材运输证(部分地区已取消)、木材经营加工许可(部分地区已取消)、可供木材资源证明采伐证等行业制度的影响[27]，是受行政制度影响较大的行业。中央政府也在积极推进林业领域的“放管服”改革，如国务院已取消或下放企业投资纸浆项目核准、主办全国性经济林产品节(会)活动审批、进口原木加工锯材出口试点企业备案核准、重点国有林区森林采伐限额审核、重点国有林区木材运输证核发、在重点国有林区经营(含加工)木材审批等27项审批权限，为木材加工企业松绑，降低企业运营的制度性交易成本，帮助木材加工企业依托制度优势而巩固和提升国际竞争优势。然而，抚育间伐监管标准“一刀切”、林权证登记与转让办理程序繁琐、林权抵押贷款难等制度弊端仍待破除。企业是决策者试图通过改革而施加影响的直接客体。因此，以木材加工企业为研究对象，寻求“放管服”改革的全新测度变量，量化测算样本地级市“放管服”改革成效，评估其对企业出口参与和出口额的影响效应及内在机制，丰富制度质量或营商环境之贸易效应的微观证据，为认识行业制度改革对林业产业发展之重要意义和政策优化提供更加客观的经验证据。

1 数据与方法

1.1 变量选择

“放管服”改革可降低企业的制度性成本和交易费用[2]，尤其是以贸易便利化为目标的“放管服”改革，可降低企业出口贸易的固定成本和可变成本，进而促进企业进入出口市场；或帮助出口企业基于低成本优势进一步扩大出口规模。基于此，为考察地区“放管服”改革对木材加工企业进入国际市场和出口规模扩张的影响，参考相关文献[21-22，28]，选取木材加工企业的出口行为作为被解释变量，以出口参与和出口额对数值进行测度。

首先，选取“放管服”改革为核心解释变量，包括行政审批、政府服务、市场监管3个细分变量。根据2014年《全国私营企业调查数据》，将3个细分变量的题项设为“行政审批是否减少”“政府部门服务意识是否有所增强”和“您认为当前市场监管中存在的主要问题是哪些？”，赋值如表1所示。然后，根据3个细分变量求得“放管服”改革成效的测度值，测度值越大代表“放管服”改革成效越好。

企业的经验积累、规模经济或范围经济、国际市场渠道优势、融资约束或成本、劳动力成本和资本密集程度以及面临的制度性成本，均可能影响企业的出口概率和出口规模[28]，因此设计企业层面控制变量包括成立年限、规模、主营业务成本率等。对于地级市而言，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，可能对当地企业的国际竞争优势产生直接或间接影响[29-30]，因此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等。

1.2 数据采集方法

“放管服”改革是一个不断被完善的过程，中国早于2013年3月即已启动，先后加入“放管结合”“优化服务”，并于2015年定义为“放管服”改革。基于2014年的调查数据进行该主题的研究，具有一定的合理性和代表性，也具有一定的决策参考价值。因此，选取2014年的相关数据展开研究，具体如下：

评价地级市“放管服”改革成效(包括3个细分变量)的数据来源于2014年《全国私营企业调查数据》[31]，调查的基期为2013年，共有6144家企业样本，覆盖所有省级行政单位(不含香港、澳门和台湾)、236个邮区，数据具有较强的代表性。为提高数据可靠性，剔除81个因企业样本少于10家的邮区。

从国家统计局的《中国工业企业数据库(2013年)》获得木材加工企业的地理区位、补贴收入、财务状况等重要数据。根据文献[28]的做法进行木材加工及木家具制造企业、造纸企业的数据整理与填补。然后，根据邮政的编码规则(前两位代表省份、第3位代表邮区)，以邮政编码前3位为准，将155个邮区“放管服”改革成效数据与工业企业数据进行匹配，剔除同个邮区重复出现的地级市，方便后续与城市层面的数据进行匹配。最终，剩余148个地级市10 991家木材加工企业，其中木材加工及木家具制造企业6919家、造纸企业4072家，非出口企业8946家、出口企业2045家。

表1 变量定义

地级市的GDP总额、人均GDP等指标的数据来自2014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，港口数据来自交通部2006年《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数据文件，进行后续的计量分析。

1.3 “放管服”改革对木材加工企业出口影响的评估方法

当样本中缺失出口额观测值的企业样本比例超50%时，若忽略缺失值强行进行回归分析，则会遗失重要的信息造成模型估计结果偏误。所以，将出口额缺失值看作零出口额加以处理，将零出口额问题转化为一个样本选择问题[32]。最终，观察10 991家木材加工企业的出口情况，其中8946家企业出口额为0，约占总样本数的81.39%；另外2045家企业有出口行为，约占总样本数的18%，呈现出数据左删失的特征。这样的数据结构若选择最小二乘法(OLS)进行回归会导致模型估计结果有偏，因此分2步完成计量分析的目标：第一步根据全样本数据，识别“放管服”改革对企业出口参与的影响，即选择模型；第二步根据出口企业数据，识别“放管服”改革对出口企业出口额的影响，即结果模型。

1.3.1 选择模型

对于选择模型，由于因变量(出口参与)为0、1二元变量，数据类型属于“非负截断数据”，且有相当部分取0的情况，直接使用OLS回归会导致参数值偏向于0、样本选择偏误等问题。为此，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”，满足数据左删失的特征，从而构建“放管服”改革影响企业出口参与的Tobit模型。

首先假定企业特征无异质和企业所在城市特征无异质，考察“放管服”改革对企业出口参与的影响，然后考察企业特征异质性、城市特征异质性对“放管服”改革之影响的稀释作用。为此，在构建Tobit模型时，以仅有“放管服”改革变量(模型1)模型为基础依次引入企业特征变量(模型2)和城市特征变量(模型3)。

1.3.2 结果模型

结果方程中，因变量(出口额)为连续变量，不存在非零截断的特征，可直接采用OLS模型实施未受限因变量回归。构建“放管服”改革影响企业出口额的回归模型为：

exscalei=λ+ηfgfi+ρXi+ωi

式中exscalei为第i个企业的出口额；η为“放管服”改革对企业出口额的影响效应；ρ为控制变量的估计系数向量；λ为常数项；ωi是随机误差项。

为考察企业特征异质、城市特征异质对“放管服”改革之贸易效应的稀释作用，在拟合“放管服”改革影响企业出口额的回归模型时，以仅有“放管服”改革变量(模型4)模型为基础依次引入企业特征变量(模型5)、城市特征变量(模型6)。

1.4 “放管服”改革间接效应的评估方法

为识别“放管服”改革对企业出口行为的间接影响机制，将检验改革是否会通过促进生产效率、降低主营业务成本率、减少寻租行为3个路径对企业出口参与、出口额产生间接影响。以超额管理费用衡量企业寻租行为强弱[33]，以管理费用率为因变量，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值-预测值)，并以此测度企业的超额管理费用(X20)。然后，通过设置“放管服”改革与生产效率、主营业务成本率和超额管理费用3个中介变量的交互项，依据交互项的系数显著度及方向来判断改革的间接效应。其中，“放管服”改革对出口参与的间接效应检验结果可见模型7，而对出口额的间接效应检验结果可见模型10。

1.5 检验方法

1.5.1 异质性检验

考虑到“放管服”改革对不同类型企业出口影响的异质性，从行业归属、企业性质、企业规模、资产运营能力和地理区位5个维度进行检验，具体步骤为：

首先，根据行业归属将样本分为木材加工及木家具制造企业和造纸企业；根据企业性质分为内资企业和外资企业(含外商投资和港澳台投资企业)；根据地理区位分为东部企业和中西部企业；根据资产总额均值分为大规模企业(大于和等于均值)和小规模企业(小于均值)；根据资产周转率均值分为运营能力强的企业和运营能力弱的企业。

然后，基于以上10个子样本的观测数据，同样采用Tobit模型和OLS回归模型，分别估计“放管服”改革变量对10个子样本出口参与和出口额的影响。

1.5.2 稳健性检验

为进一步检验“放管服”改革的贸易效应的稳定性以及改革的影响效应的内在来源，以2014年中国私营企业调查数据成果中“企业税费负担有所减轻”和“融资难题有所缓解”两个题项提供的数据为主要依据测度政府服务项目，参照题项“行政审批减少”对数据进行处理；然后，将处理后的数据直接与原有“放管服”改革的测度变量观测值相加，得到新的“放管服”改革成效测度值(adjusted_fgf)，从而构建模型8和模型11。

2 结果与分析

表2 描述性统计结果

基于148个地级市的观察，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(占其受调查12个地级市的58%)，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。出口企业所在地级市的“放管服”改革评价得分(fgf)均值低于未出口企业(表2)，初步判断“放管服”改革越滞后的地区，企业越可能被迫通过出口来寻求发展空间。但是，出口额与“放管服”改革的散点图(由于文章篇幅限制，散点图可向作者索要)显示，一条平缓但斜率为正的拟合值曲线表示总体上看位于“放管服”改革成效较好的地级市的木材加工企业出口规模较大。当然，以上“放管服”改革与企业出口参与、出口额的真实关系，还需后续计量分析进行验证。此外，根据全样本数据的描述性统计分析发现，变量的最大值和最小值存在较大差异，且与均值存在显著差异，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参与、出口额产生影响，在模型估计中纳入这些变量具有可行性与必要性。

2.1 “放管服”改革影响木材加工企业出口的评估结果

2.1.1 “放管服”改革滞后对企业造成国内市场“挤出效应”

与模型1相比，模型2和模型3的“放管服”改革变量(fgf)的系数仍显著为负(表3)，说明“放管服”改革对木材加工企业出口参与的负面影响很稳定，这与参考文献[22-23]的结论一致，与参考文献[34-35]的研究结果不一致；但依次新增企业特征变量(X1～X14)和城市特征变量(X15～X19)，“放管服”改革的负向影响强度逐渐下降，由模型1的-0.610降至模型3的-0.176，说明在评估“放管服”改革之经济效应时不能忽视企业特征异质性和城市异质性的调节效应，也说明纳入两大类特征变量的必要性。模型3的回归分析结果表明，“放管服”改革进展越差的地区，木材加工企业越倾向于选择出口。其主要原因是：

第一，出口企业与未出口企业对“放管服”改革的期望值与实际成效感知存在差异。其中，出口企业比内销企业的市场进入成本更高、与市场距离更远、市场适应速度要更快，需要更快的运作效率才能在激烈的国际竞争中取胜，对生产运营等方面的行政审批效率、贸易便利化服务改革的期望值更高，反映在对“放管服”改革的主观评价时，在同等条件下做出比内销企业相对较低的评价[23]。这再次印证基于企业调查而感知的地区制度质量或营商环境变化，在研究地区制度环境对企业出口行为的影响效应时更为可靠。

第二，较慢的“放管服”改革步伐对企业形成国内市场“挤出效应”[22]，“被逼无奈”进入国际市场。“放管服”改革滞后地区，与政府关系疏远、较难获得政府优待资源的企业，在行政审批效率、市场纠纷处理、政府专业或公共服务项目(如用水用电、融资服务等)获取等方面处于劣势地位，甚至更容易遭受来自政府腐败官员“敲竹杆”行为，导致部分出口企业因难以在国内或区域市场获得公平地位，在经营业绩改善受到环境制约后，对“放管服”改革成效的感知与评价较差，同时通过出口形式转向国外市场来寻求业绩改善。当然，不能将与政府关系亲疏视为企业“寻租”行为强度的结果，还需综合考虑企业因规模、创新、热衷公益事业等因素。

综上所述，在全球贸易保护主义抬头、中美贸易摩擦等贸易环境不确定性增强的背景下，开发国内市场、扩大内销规模或出口转内销是传统出口企业尤其是出口美国市场的企业求生存的重要途径，“放管服”改革滞后地区应加快改革步伐，为企业延长生存周期提供良好的营商环境。

2.1.2 “放管服”改革促进企业出口规模扩张

表3 基准回归结果

与模型4相比，模型5和模型6的“放管服”改革变量的系数仍显著为正，模型4～6的估计系数分别为0.324、0.213、0.224，可见企业特征变量和城市特征变量稀释了改革变量1/3的影响力。

以上结果表明，地区更佳的“放管服”成效能够显著促进本地区出口企业的出口规模扩张，这与宏观和微观文献的研究结论均一致。根据交易费用理论、企业异质性贸易理论、新制度经济学等理论的观点，“放管服”改革通过纠正政府与市场关系中的缺位、错位与越位，建立“审批-市场监管”联动机制，强化企业设立、运营、产权纠纷和融资等环节的公共服务，营造公平竞争的商业环境，可帮助降低企业的制度性成本以及信息搜索成本、契约监督和执行成本以及企业特有优势流失成本等交易费用[36]，助力企业提高出口产品毛利率和价格竞争优势。同时激发市场交易主体的创新活力，提升企业的运营效率和市场反应速度，降低出口货物的延误风险，进而促进企业出口增长。

此外，在中国“权力+市场”转型体制中，“放管服”改革取得较佳成效后，良好的产权保护、公正的司法体制、有效的契约执行、对政府权力滥用的限制等制度环境，帮助企业降低经营风险和不确定性[37]，会降低出口企业从事投机人脉、向官员寻租等非生产性活动的时间和精力，腾出更多时间、精力和资源专注于企业内部运营、研发创新以及国际市场分析、开拓与渠道管理等生产性活动[38]，减少机会主义及有限理性导致的效率损失，进而提升企业出口能力。

2.1.3 控制变量影响木材加工企业出口的估计结果

主营业务成本率(X3)、综合税率(X9)、国有企业(X11)、地区GDP规模(X15)、所在地级市与最近沿海港口距离(X17)对企业出口参与具有显著负面影响(模型3)。低成本是木材加工企业进入出口市场的重要敲门砖，减税降费等帮助企业降低成本的政策举措应加紧落地实施。与政府关系更为疏远的民营企业更可能被“挤出国内市场”，而GDP规模所表征的本土市场规模越大越难以推动企业进入国际市场。

补贴收入(X4)、规模(X5)、成立年限(X6)、是否为外企(X12)、是否为港澳台企(X13)、地级市人均GDP(X16)、电信业务收入(X18)和互联网用户数(X19)均对企业出口参与具有显著正向影响(模型3)，且木材加工及木家具制造企业具有更高的出口倾向和出口额。主要理由为：补贴收入能够补贴企业出口固定成本和可变成本；规模越大表征企业的资源越多、越能化解企业进入国际市场的“外来者劣势”与风险；成立年限越长，企业在市场运作、渠道管理、客户关系管理等方面积累的经验更丰富，能为国际市场开发和运营提供良好的支撑[38]；外资企业和港澳台商投资企业将中国视为“加工基地”；人均GDP越高的地区用户对产品和服务的要求更高，生存下来的企业可能因此获得更加的产品和服务创新表现；表征互联网发展状况的电信业务收入和互联网用户数表现越好，越能够帮助企业通过数字化革命、工业化与信息化结合等实现更低成本和更高效率。以上诸多因素综合起来，帮助企业跨越进入国际市场的鸿沟，给予企业成功进入国际市场并存活下来的信息，进而增强企业的出口倾向。但生产效率未呈现正面影响，表明企业异质性理论的核心观点“生产效率越高的企业越倾向于出口”未得到证实，即其他企业特征因素和外部环境因素更为重要，但不一定说生产效率完全无意义，它可能承载着中介变量的角色。此外，管理费用率(X7)、资产负债率(X8)更高的企业更倾向于通过出口业务来缓解经营困境。

对企业出口额产生影响的控制变量相对较少。生产效率(X2)、企业规模、是否为外企和是否为港澳台企这4个变量对企业出口额具有显著正向影响的因素(模型6)，生产效率改进的重要性以及外资企业和港澳台投资企业的优势得到印证；而管理费用率(X7)和资产负债率(X8)降低也有利于企业出口规模扩张。但是，补贴收入对企业出口额呈现显著的负面影响，与对出口倾向形成反差，表明政府补贴资金等资源应更多地用于帮助企业进入国际市场，而应减少对出口企业基于出口额的补贴资金投放，以更好地发挥补贴资金的使用绩效。

2.2 “放管服”改革对企业出口参与的影响具有明显异质性

2.2.1 “放管服”改革显著负向影响木材加工及木家具制造企业和小规模企业的出口倾向

表4 异质性检验结果

异质性检验结果显示：“放管服”改革(fgf)对木材加工及木家具制造企业、小规模企业出口参与的影响系数显著为负，但对造纸企业、大规模企业出口参与的影响系数不显著(表4)，这表明“放管服”改革对木材加工及木家具制造企业、小规模企业出口倾向具有显著负面影响，而对造纸企业、大规模企业出口倾向无显著影响。原因可能是：造纸企业的平均规模(9800万元)数倍于木材加工(3055万元)及木家具制造(5744万元)企业的平均规模，在县级行政单位层级上处于大型企业、纳税大户，更容易与县级及以下政府建立亲密关系，进而获得审批、公共服务和市场监管等方面的“优待”，导致“放管服”改革成效对造纸企业、大中型企业出口倾向的影响甚微，但对无法获得政府“优待”的木材加工及木家具制造企业、小型企业，较差的改革成效使这两类企业更容易“被逼无奈”进入国际市场。

2.2.2 “放管服”改革滞后会对内资企业造成国内市场“挤出效应”

“放管服”改革对内资企业出口参与的影响系数显著为负，对外资企业出口参与的影响系数不显著，表明“放管服”改革滞后会对内资企业造成国内市场“挤出效应”，但对外资企业出口倾向无显著影响，原因在于：外商投资和港澳台投资企业因政府招商引资政策获得诸多“优待”，这两类企业在综合税率的均值和最大值均小于内资企业，加之这两类企业将中国大陆视为“生产基地、供应全球”的意图明显，即出口选择主要由自身的投资动机决定，受地区行政效率、市场监管等方面的影响甚小。

2.2.3 运营能力强的企业能够较好地消化“放管服”改革的负面影响

“放管服”改革对运营能力弱企业出口参与的影响系数显著为负，对运营能力强企业出口参与的影响系数不显著，表明运营能力强的企业能够较好地消化“放管服”改革的负面影响，即通过内部营运效率来稀释外部的不便利和高制度性成本，也就难以被较差的改革效果挤出国内市场，但运营能力较差的企业可能就难以有效脱离较差改革成效的负面影响，进而更可能被挤出国内市场。

2.2.4 “放管服”改革显著促进中西部企业的出口参与

“放管服”改革对东部企业出口参与的影响系数显著为负，对中西部企业出口参与的影响系数显著为正，表明“放管服”改革成效对东部企业和中西部企业的影响为一正一负，主要原因为样本企业中的2045家出口企业集中分布于东部地区(所占比例高达93.45%)，适用基准结果的解释。

综上所述，“放管服”改革对木材加工企业出口参与的影响具有明显异质性。但是，在出口额模型中，“放管服”改革仅对造纸出口企业、东部地区出口企业的出口额产生显著的正面影响(影响系数分别为0.710、0.200)，对其他类型木材加工出口企业的出口额均无显著影响，这表明“放管服”改革对木材加工企业出口额的影响的异质性特征不明显。

2.3 “放管服”改革通过促进生产效率、减少寻租行为对企业出口产生间接促进效应

表5 间接效应和稳定性检验

间接效应检验结果(表5)显示：模型7“放管服”改革变量与生产效率(fgf×X2)、与超额管理费用(fgf×X20)的交互项的系数分别为0.016、-0.028，表明“放管服”改革会通过促进生产效率(X2)、减少寻租行为(X20)对企业进入出口市场产生显著促进作用；模型10“放管服”改革变量与超额管理费用的交互项的系数为-0.049，表明“放管服”改革能通过减少寻租行为对企业出口额扩张产生正面影响。以上结论在一定程度上缓解出口选择模型中“放管服”改革成效越好、贸易促进效应越弱的顾虑，更全面、客观地呈现“放管服”改革的现实意义，即促使企业更专注于提升内部营运效率、技术创新、产品开发等生产性活动，减少寻租、投机人脉等非生产性活动，实现“放管服”改革的预设目标。

2.4 “放管服”改革之贸易效应具有稳定性

稳健性检验结果(详见表5的模型8和模型11)表明：不管是选择模型还是结果模型，新的检验结果与基准模型(原有测度方法)的结论一致，表明“放管服”改革之贸易效应具有稳定性。

此外，进一步检验“放管服”改革的3个细分指标对木材加工企业出口的影响，结果发现：地区行政审批未减少(fgf1)“逼迫”企业进入国际市场谋发展，而政府服务改善(fgf2)和市场监管优化(fgf3)对企业进入国际市场具有显著的促进作用，行政审批未减少成为“放管服”改革滞后之“逼迫效应”的根源(详见表5的模型9)；而由表5的模型12可知，“放管服”改革对企业出口规模扩张的促进效应来自行政审批减少，政府服务改善和市场监管优化均未产生显著影响。

3 结论与建议

3.1 结论

“放管服”改革滞后地区的木材加工企业因“被挤出”国内市场而呈现更高的出口倾向，但对出口企业而言，改革滞后制约企业出口规模扩张；“放管服”改革通过促进生产效率、减少寻租行为对木材加工企业的出口参与和出口规模产生间接促进效应；木材加工及木家具制造企业、小规模企业、内资民营企业、运营能力弱企业和东部企业更可能因地区“放管服”改革滞后被挤出国内市场；从“放管服”改革细分指标看，行政审批减少会降低木材加工企业出口倾向，但会促进出口企业的出口规模扩张，而政府服务改善和市场监管优化仅能增强木材加工企业的出口倾向。

3.2 建议

第一，在全球贸易保护主义抬头、中美贸易摩擦等国际形式下，以及构建“国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”的战略导向下，扩大内销规模甚至出口转内销是传统出口企业求存的重要途径，需致力于推进滞后地区的“放管服”改革步伐，为了给致力于耕耘国内市场的企业提供公平享受国内经济增长果实的机会，尤其对木材加工及木家具制造企业、规模较小的内资民营企业和资产运营能力较弱的企业，进而提升企业投资、创新等转型升级活动的积极性，形成合力后能为地区经济稳增长、产业链稳定和就业拉动等提供支撑。

第二，加强对江苏省改革经验的调查、梳理，总结适合在全国推广的经验做法，加快推进各级政府和相关部门的“放管服”改革步伐。从鼓励和帮助企业进入国际市场的角度看，“放管服”改革进程中，要更多咨询内资企业的改革诉求，以降低内资企业与外商和港澳台商投资企业的“政策位势差距”，为内资企业创造更加公平的竞争环境；也要更多关注运营能力弱企业的改革诉求，为它们进入国际市场提供良好的制度环境。

第三，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、林地勘探与伐区设计市场化程度低、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，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，帮助企业跨入国际市场、扩大出口规模。