最新諾獎得主阿吉翁在2017年獲得孫冶方獎文章：產(chǎn)業(yè)政策和競爭（全文）

菲利普·阿吉翁資料圖。本文來源：《比較》2016年第1期 譯者：李曉萍 江飛濤

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產(chǎn)業(yè)政策和競爭

菲利普·阿吉翁 蔡婧 馬賽厄斯·德瓦特里龐 杜羅莎 安·哈里森 帕特里克·勒格羅

第二次世界大戰(zhàn)之后，一些發(fā)展中國家實施了旨在促進幼稚產(chǎn)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)政策，或者旨在保護當?shù)貍鹘y(tǒng)產(chǎn)業(yè)免受發(fā)達國家競爭威脅的產(chǎn)業(yè)政策。然而，進入1980年代，上述類型的產(chǎn)業(yè)政策已然聲名狼藉，其原因就在于：此種產(chǎn)業(yè)政策“阻礙了競爭，允許政府可以隨意挑選贏家（政府甚至會挑選輸家，但是這種情況較為少見）”，從而加大了政府被龐大利益集團俘獲的風險。

本文認為，管理得當?shù)漠a(chǎn)業(yè)政策（sectoral policies），尤其是有利于促進競爭的產(chǎn)業(yè)政策，可以促進生產(chǎn)率和生產(chǎn)率的增長。如果沒有產(chǎn)業(yè)政策，富有創(chuàng)新精神的企業(yè)可能就會選擇在不同的產(chǎn)業(yè)運營，以避免同類產(chǎn)品之間激烈的競爭，從而形成較高的產(chǎn)業(yè)集中度，同時“壟斷替代效應”（monopoly replacement effect）的存在又會弱化企業(yè)進行創(chuàng)新的激勵。在這種情況下，稅收減免或者其他稅收補貼等鼓勵企業(yè)在同一產(chǎn)業(yè)部門經(jīng)營的產(chǎn)業(yè)政策，則可以降低目標產(chǎn)業(yè)的集中度，并增強企業(yè)創(chuàng)新的動力。因此，競爭與設計得當?shù)漠a(chǎn)業(yè)政策在催生創(chuàng)新、促進生產(chǎn)率增長方面能夠發(fā)揮互補作用。

為了驗證競爭和產(chǎn)業(yè)政策之間的潛在互補性，本文使用了一個全面的中國大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)集，時間跨度為1998—2007年，以此從實證上檢驗產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)生產(chǎn)率增長的影響。研究發(fā)現(xiàn)：面向競爭性部門的產(chǎn)業(yè)政策或者旨在維持或促進競爭的產(chǎn)業(yè)政策，促進了企業(yè)生產(chǎn)率的增長。本文使用“勒納指數(shù)”（Lerner Index）來測度競爭程度，此處考察的產(chǎn)業(yè)政策包括補貼、稅收減免、（低息）貸款和關稅。我們將促進競爭的產(chǎn)業(yè)政策定義為更分散地面向某個部門內的所有企業(yè)或者鼓勵新企業(yè)和更高效企業(yè)的政策措施。

本文的研究與分析產(chǎn)業(yè)政策成本和收益的研究文獻相關。首先是幼稚產(chǎn)業(yè)模型，這些模型主張政府對幼稚產(chǎn)業(yè)予以扶持，幼稚產(chǎn)業(yè)的特征在于：該產(chǎn)業(yè)對整個經(jīng)濟系統(tǒng)具有潛在的知識外部性，但在發(fā)展的初始階段生產(chǎn)成本很高，只能通過“干中學”隨時間推移逐漸降低。這些模型持有如下觀點：幼稚產(chǎn)業(yè)在發(fā)展到具有足夠競爭力之前，需要政府為其提供保護以使其免受外國競爭者的威脅（Greenwald and Stiglitz et al,2006）。①對于幼稚產(chǎn)業(yè)模型和經(jīng)驗證據(jù)的綜述，詳見Harrison and Rodríguez Clare（2009）。幼稚產(chǎn)業(yè)論可以概括如下：假定經(jīng)濟體中存在傳統(tǒng)部門（尤其是農(nóng)業(yè)）和新生的部門，該部門的初始生產(chǎn)成本很高，但隨著時間推移，通過“干中學”可以降低該產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，甚至由于該生產(chǎn)活動的范圍擴大而促使其生產(chǎn)成本下降得更快，提高本部門的生產(chǎn)率，并且對整個經(jīng)濟體的其他部門存在正向溢出效應，也就是說“干中學”既提升了本部門的潛在增長率也提升了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門的潛在增長率。在這種情況下，國際貿(mào)易全面迅速的自由化不利于本地經(jīng)濟的發(fā)展，因為國際貿(mào)易可能抑制具有較高生產(chǎn)成本的本地幼稚產(chǎn)業(yè)的發(fā)展：在國際貿(mào)易自由化的背景下，將會發(fā)生本地消費者對工業(yè)品的需求轉向國外進口產(chǎn)品。這就意味著本地幼稚產(chǎn)業(yè)的“干中學”將會放緩，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)得益于該部門的正外部性也將下降。幼稚產(chǎn)業(yè)論一直面臨挑戰(zhàn)，既有來自理論方面的挑戰(zhàn)（“挑選優(yōu)勝者”的觀點），也有實證方面的挑戰(zhàn)。比如，克魯格和通杰爾（Krueger and Tuncer，1984）對1960年代土耳其產(chǎn)業(yè)政策的影響進行了分析，其結論是沒有得到關稅保護的企業(yè)或者產(chǎn)業(yè)，與受保護的企業(yè)或者產(chǎn)業(yè)相比，其生產(chǎn)率增長率更高。②然而，Harrison（1994）則指出Krueger and Tuncer（1984）的研究結果就嚴格的統(tǒng)計分析而言是不穩(wěn)健的。但是，這些研究沒有涉及產(chǎn)業(yè)政策的設計或者產(chǎn)業(yè)政策的治理。

與本文最相關的是納恩和特雷夫勒（Nunn and Trefler，2010）的研究。他們利用跨國行業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)，檢驗了“幼稚產(chǎn)業(yè)”論提出的一國生產(chǎn)率增長得益于偏向“技能密集型”經(jīng)濟活動或產(chǎn)業(yè)部門的關稅保護。此處所說的技能密集型是指更多地使用技能工人。他們發(fā)現(xiàn)，由于存在關稅保護，生產(chǎn)率增長和關稅保護導致的“技能偏向”之間有著顯著的正相關關系。不過，論文作者指出，這樣的相關性并不意味著關稅保護導致的技能偏向與生產(chǎn)率增長之間存在因果關系，這兩個變量本身也可能是第三個因素作用的結果，比如樣本國家的制度質量。但納恩和特雷夫勒（2010）指出，至少25%的相關性對應于因果關系。總體而言，他們的分析表明，面向目標產(chǎn)業(yè)（這里是指技能密集型產(chǎn)業(yè)）設計恰當?shù)恼叽_實可以促進增長，這樣的促進作用不僅表現(xiàn)在獲得補貼的產(chǎn)業(yè)，也表現(xiàn)在其他產(chǎn)業(yè)。但產(chǎn)業(yè)政策是否以降低競爭程度為代價，例如降低高技能密集型部門和低技能密集型部門之間的競爭或者高技能部門內部的競爭，還是個懸而未決的問題。正如我們在本文中所論述的，“定向式”的產(chǎn)業(yè)政策實際上可能會促進某個產(chǎn)業(yè)的競爭，并起到提高消費者剩余和促進經(jīng)濟增長的雙重作用。

本文其余部分安排如下：第1部分構建模型；第2部分簡要介紹中國產(chǎn)業(yè)政策的歷史背景以及數(shù)據(jù)、測度方法，并初步給出了競爭、產(chǎn)業(yè)政策和企業(yè)績效之間的相關性；第3部分介紹估計方法，給出主要的實證結果；第4部分是本文的結論。

1.理論觀點

在本部分中，我們概述了為什么設計得當?shù)漠a(chǎn)業(yè)政策可以促進而不是損害競爭的理論觀點。這個觀點可以概述如下：考察一個經(jīng)濟體中的兩家企業(yè)，這兩家企業(yè)可以從兩種方式中選擇一種來提高生產(chǎn)率：要么進行橫向差異化，要么選擇創(chuàng)新。在自由放任的環(huán)境中，兩家企業(yè)通常會選擇多樣化的方式來運營，也就是說，為了躲避相互競爭，它們會在不同的部門從事生產(chǎn)活動。如果迫使（或鼓勵）這兩家企業(yè)在同一部門運營，則會促使它們?yōu)榱硕惚芟嗷ジ偁幎M行縱向創(chuàng)新（也就是提高生產(chǎn)率的創(chuàng)新），其結果將會促進生產(chǎn)率的增長。

需要說明的一點是，這個觀點與幼稚產(chǎn)業(yè)論截然不同，并且在有關產(chǎn)業(yè)政策效應的相關文獻中獨樹一幟，尤其是生產(chǎn)率增長不依賴某個工業(yè)部門（可貿(mào)易品）和一個傳統(tǒng)部門（非貿(mào)易品）之間“干中學”的外部性或者知識的外部性，而是依賴標準的增長外部性和逃避競爭效應（Aghion et al，2005）。而在幼稚產(chǎn)業(yè)模型中，（來自外國的）競爭則會損害本國增長，但在本文的模型中，競爭則對增長具有促進作用。

1.1基本設置

本文的理論模型是一個經(jīng)濟體生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的兩期模型，這兩種產(chǎn)品分別以A和B代表。假定：每種產(chǎn)品的消耗數(shù)量分別以xA和xB代表；代表性消費者的收入為2E，當消費者消耗A、B兩種產(chǎn)品的數(shù)量分別為xA、xB時，其效用為log（xA ） +log（x B ）。這就意味著如果產(chǎn)品i的價格為pi，對產(chǎn)品i的需求則為：xi=E/p i。為簡便起見，本文中假設E=1。①顯而易見的是，創(chuàng)新的速度與E呈線性關系，除了這種規(guī)模效應，對分析來說更為重要的是E/c和E/cf的比率。

產(chǎn)品可以由兩家“大”企業(yè)1和企業(yè)2生產(chǎn)，也可以由“邊緣企業(yè)”（fringe firms）生產(chǎn)。邊緣企業(yè)的活動很有競爭性，生產(chǎn)的固定邊際成本為cf，“大”企業(yè)j=1，2最初的邊際成本為c，1>cf≥c。cf≥c的假設反映了企業(yè)1和企業(yè)2相對于邊緣企業(yè)的成本優(yōu)勢，而假設1>c則為了確保均衡產(chǎn)量大于1。各企業(yè)邊際成本不同，并獨立于其生產(chǎn)活動所在的部門。

企業(yè)可以通過促進質量提升的創(chuàng)新來提高生產(chǎn)率。為簡便起見，我們假設只有1和2兩家企業(yè)有創(chuàng)新能力。創(chuàng)新降低了生產(chǎn)成本，同時A部門和B部門成本降低的程度不同。不失一般性地，我們假設A部門通過創(chuàng)新將生產(chǎn)成本從c降低到c/γ A=c/（γ + δ），B部門通過創(chuàng)新實現(xiàn)生產(chǎn)成本從c降低到c/γB=c/（γ-δ），所以，γ-δ>1 或者 δ <γ-1。②即使δ=0，也就是說，即便兩個部門相似，產(chǎn)業(yè)政策也是有益的。在此前的版本中，我們考慮了識別高增長部門的信息不完備，得到定性研究的結果也是類似的。這表明，監(jiān)管者不必為了貫徹落實產(chǎn)業(yè)政策（本文所探討的產(chǎn)業(yè)政策類型）而去識別“高增長”部門。< pan>

對于企業(yè)創(chuàng)新行為的假定與此類同：兩家企業(yè)有相同的概率成為潛在創(chuàng)新者。企業(yè)必須付出努力成本q2 /2，投入概率為q的創(chuàng)新。也就是說，每家企業(yè)都有一個外生概率獲得可申報專利的創(chuàng)意，然后，企業(yè)通過努力可以實現(xiàn)創(chuàng)新轉而降低成本。

最后，本文假定每個部門都處在伯川德（Bertrand）競爭環(huán)境中，除非兩家領先企業(yè)選擇在同一部門運營并在該部門中達成共謀。假設兩家成本相同的領先企業(yè)在同一部門共謀的概率為φ，并假設當兩家企業(yè)作為聯(lián)合壟斷者共謀時，產(chǎn)生附加成本cf。在此情況下，當成本c＜cf時，每家領先企業(yè)的預期利潤是φ12cf-ccf，當共謀失敗時，兩家企業(yè)之間會展開伯川德競爭。

1.2定向稅收/補貼政策的效應

企業(yè)可以選擇在不同部門運營，也可以選擇在同一部門運營：我們將第一種情況稱為“多樣化”（diversity），第二種情況稱為“專業(yè)化”。在專業(yè)化時，兩家企業(yè)都會選擇更好的技術A。在多樣化時，一家企業(yè)（我們稱之為1）會選擇技術A，另一家企業(yè)（我們稱之為2）會選擇技術B（這是一個協(xié)調博弈，哪家企業(yè)最終選擇技術A是隨機的）。如果最后選擇了技術A的企業(yè)不想轉換為技術B，那么，多樣化就是穩(wěn)定的；否則，實現(xiàn)均衡的方式就是專業(yè)化。企業(yè)根據(jù)這些條件來決定其創(chuàng)新投資。

先看企業(yè)如何選擇，是否選擇在同一部門生產(chǎn)，以及由此決定的創(chuàng)新強度，這些選擇均取決于產(chǎn)業(yè)政策。就產(chǎn)業(yè)政策而言，本文集中探討基于稅收或補貼與利潤水平成比例的干預手段，也就是說，在A和B兩個部門，每個部門的利潤水平分別對應tA 和tB兩個稅率水平，tk<0是補貼，tk>0是稅收優(yōu)惠政策。①本文不失一般性地假定每個部門的初始稅收水平為零。本文著重討論的情形有如下兩個特點：第一，與γi相關的信息是完備的；第二，利潤是減去了創(chuàng)新成本之后的②如果稅收或補貼基于包含了創(chuàng)新成本的毛利潤，稅收或補貼仍將影響企業(yè)創(chuàng)新速率。毛利潤的稅率下降與補貼創(chuàng)新的邊際成本具有類似效果。

我們首先推斷在tA≤tB的任意稅收/補貼政策下的均衡選擇（在自由放任的情況下，tA=tB=0），并在這樣的稅收體系中，分析我們的競爭指標φ和可以實現(xiàn)的增長率之間的相互作用。接著，我們找出在政策制定者受制于預算約束的條件下，增長率最大化時的稅收/補貼政策。

考慮到tA= tB=0時的自由放任情況，只有當專業(yè)化帶來的均衡利潤高于多樣化帶來的最低利潤時，企業(yè)才會選擇專業(yè)化。當競爭不是很激烈時，即為這種結果；以（1-φ）測度的競爭越激烈，δs 的取值范圍就越高，企業(yè)也就越傾向于選擇多樣化。

命題1：因為存在臨界值δF(φ），以及遞減函數(shù)φ，當且僅當δ ≥δF(φ）時，專業(yè)化才能達到行業(yè)均衡。

現(xiàn)在，我們來引入稅收/補貼體系，并將其用作目標比率的測度指標：

τ越大，“稅收減免”對部門A的影響比對部門B的影響越大。所以，很清楚的是，τ足以促使企業(yè)在多樣化和專業(yè)化之間做出選擇。或者說，τ是兩個部門之間稅收減免不對稱的測度指標。稅率對行業(yè)均衡的影響如以下結論所示：

推論1：看看目標比率為τ=1-tA1-tB的稅收/補貼體系。當τ>1時，該體系存在臨界值Δ（φ, τ） <δf （φ），當δ> Δ（φ，τ）時，企業(yè)選擇專業(yè)化即可實現(xiàn)行業(yè)均衡。并且，這個臨界值是τ和φ的減函數(shù)。

因此，隨著目標比率τ值增大，δ取值范圍也越大，企業(yè)會選擇專業(yè)化。或者說，如果δ< δF （φ），并存在目標稅率τ，那么，δ= Δ（φ，τ）；因為Δ（φ，τ）是τ的減函數(shù)，所以，δ取值越大，τ值也就應該越大。

在求解專業(yè)化和多樣化條件下企業(yè)的最優(yōu)創(chuàng)新投資后，本文發(fā)現(xiàn)：一個部門中的競爭程度和稅收/補貼政策的效果之間具有互補性。

命題2：在競爭更加激烈的行業(yè)中，取有效τ值的產(chǎn)業(yè)政策對人均GDP水平和創(chuàng)新強度的影響更大。

1.3預測

根據(jù)上述理論探討得出的以下預測，將指導我們在后續(xù)部分的實證分析：

更面向部門A的稅收政策對企業(yè)的產(chǎn)出和創(chuàng)新具有更大的影響力：τ值越高（也就是tA低于tB），專業(yè)化越可能是行業(yè)的均衡選擇。根據(jù)命題2，τ值越高，政策對創(chuàng)新和人均GDP水平的影響力越大，與φ無關。

因為只讓一家企業(yè)享受的政策不會改變行業(yè)的均衡，所以，為兩家企業(yè)提供稅收減免待遇比只讓一家企業(yè)享受這樣的待遇，對創(chuàng)新和人均GDP水平的影響力更大。

稅收減免式的產(chǎn)業(yè)政策與競爭程度之間具有互補性。

2.背景、數(shù)據(jù)和測度方法

2.1背景

長期以來，中國政府一直積極參與推進中國工業(yè)化進程。產(chǎn)業(yè)政策的政策工具甚為龐雜，其中包括關稅保護、低息貸款、稅收減免以及旨在促進重要部門投資的補貼手段等。本文首先梳理了中國的一系列產(chǎn)業(yè)政策及其在樣本期間（1998—2007年間）的變化。如果讀者對樣本期內中國不斷變化的產(chǎn)業(yè)政策的更多細節(jié)感興趣，可以參考杜羅莎、哈里森和杰弗遜（Du、Harrison and Jefferson，2014）以及哈里森（Harrison,2014）的論文。

表1的第一行顯示了從政府獲得正補貼（positive subsidies）的企業(yè)的百分比。1998年，9.4%的企業(yè)獲得了補貼，這一比例穩(wěn)步攀升，至2004年，從所有的制造業(yè)企業(yè)來看，這一比例達到最高點15.1%，但2007年下降到了12.4%。國有企業(yè)和外資企業(yè)（其中有很多是與國有企業(yè)組建的合資企業(yè)）的這一比例還要更高，但非上市公司或者沒有外資參與的本土企業(yè)這一比例較低。對國內私營企業(yè)（表1中顯示為“純私營本土企業(yè)”即完全意義上的國內本土私營企業(yè)）來說，獲得補貼的企業(yè)比例稍低，從1998年占所有企業(yè)的8%達到2004年的高點13.8%，2007年這一比例降低到了11.6%。

表1的第二行顯示的是同一時期獲得稅收減免待遇的企業(yè)所占的比例。如果企業(yè)當年的公司所得稅稅率低于法定的公司所得稅稅率，或者如果企業(yè)繳納增值稅的稅率低于法定稅率，我們就視其為獲得了稅收減免待遇。很大一部分制造業(yè)企業(yè)同期的稅率低于法定稅率。享受稅收減免待遇的企業(yè)從1998年的41.6%，增加到了2007年的近50%。我們對不同類型企業(yè)的稅收減免發(fā)生率進行了比較，表1顯示，國有企業(yè)的這一比例最低，外資參股企業(yè)的比例最高。2003年，高達59%的外資企業(yè)獲得了某種類型的稅收減免，而國有企業(yè)的這一比例僅為36.5%。

雖然低息貸款一直是中國產(chǎn)業(yè)政策的重要形式，但是國有銀行或地方政府提供定向貸款的數(shù)據(jù)難以獲取。因為企業(yè)公布了利息總額和流動負債，所以，

貸款的實際利率可以通過計算得到。我們在表1的第三行列出了利息與流動負債之比的平均值。1998年，所有擁有債務或者有利息支出的企業(yè)，為流動負債所支付的平均利率為5.57%。同一時期，利率穩(wěn)步降低，繼2004年降至2.7%的低點后，2007年升高到了3.3%。企業(yè)的所有權類別不同，利息差異也顯著不同，國內私營企業(yè)的實際利率是國有企業(yè)實際利率的近2倍。

我們在表1的最后一行列出了1998—2007年的平均進口關稅水平。因為關稅率是國家按部門制定的，所以，同一部門內不同類型的企業(yè)面對的關稅并沒有顯著差異。在考察期內，平均關稅率顯著降低，從1998年的平均20個百分點，降低到了2007年的平均10個百分點。相比之下，美國在最近幾十年的平均關稅率一直低于5%。中國關稅降幅最大的年份是2001年，也就是中國加入世界貿(mào)易組織的那一年。

表2列出了1998—2007年間針對兩位數(shù)制造業(yè)部門的平均產(chǎn)業(yè)政策。產(chǎn)業(yè)政策在不同子部門的力度有顯著差異。比如流動負債利息率，在樣本企業(yè)中 （補貼）利率的代理變量在計算機和通信部門中非常低，平均為1.8%，但在非金屬礦產(chǎn)（4.6%）、飲料（4.4%）和紙制品（4.4%）等部門中則高得多。關稅水平也表現(xiàn)出顯著差異，關稅最高的是煙草（超過52%）和運輸設備（17%），最低的是木制品（7.6%）和燃料（6%）。正如表2最后兩列所示，不同部門獲得補貼和稅收減免的企業(yè)所占比例也不同。

2.2數(shù)據(jù)和測度方法

我們采用四種政策工具來衡量產(chǎn)業(yè)政策：補貼、流動負債的利息、稅收減免以及關稅。企業(yè)層面的產(chǎn)業(yè)政策是補貼、利息和稅收減免政策，國家層面的產(chǎn)業(yè)政策是關稅政策。可獲取的關稅數(shù)據(jù)可達兩位數(shù)甚至三位數(shù)水平。關稅是由國家設定的，對特定地區(qū)或特定企業(yè)來說是外生的。然而，因為同一個部門內各個企業(yè)的關稅差別不大，所以，我們難以在一個部門內利用政策差異的評估方法，來測度關稅的設置方式是否具有維持競爭的作用。就關稅而言，我們所能做的就是檢驗競爭更激烈的部門的進口關稅是否會促使企業(yè)達到更好的績效。

本文采用國家和部門層面的勒納指數(shù)作為競爭程度的測度指標。勒納指數(shù)測度的是溢價（價格與邊際成本之間的差額）對企業(yè)總增加值的重要性。為了計算這一指數(shù)，我們首先分別加總了營業(yè)利潤、資本成本以及行業(yè)、縣和年度的銷售額。勒納指數(shù)的定義是營業(yè)利潤與資本成本的差額與銷售額之比。在充分競爭的環(huán)境中，應該沒有超過資本成本的利潤，故勒納指數(shù)應該等于零。因為勒納指數(shù)是競爭的反向指標，我們將競爭重新定義為1-勒納指數(shù)，所以，在充分競爭的環(huán)境中，它應該等于1。數(shù)值1意味著充分競爭，數(shù)值低于1意味著存在某些市場支配力。我們在下面的估計方程中利用初始時期的勒納數(shù)值來解決潛在的競爭內生性問題。

測度企業(yè)績效的標準方法是測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）水平或增長水平。因為全要素生產(chǎn)率是一個全面的效率參數(shù)，最好將它理解為用來衡量流程創(chuàng)新（process innovation）的指標，即通過提高現(xiàn)有產(chǎn)品的生產(chǎn)效率而降低的成本。衡量創(chuàng)新的另一個方面是產(chǎn)品創(chuàng)新，這與引入新產(chǎn)品或者推出質量更好的產(chǎn)品相關。我們的著眼點主要是流程創(chuàng)新，因為產(chǎn)品創(chuàng)新難以被可靠地衡量，而且在這一時期的樣本企業(yè)中也并不普遍。

本文采用的數(shù)據(jù)庫來自中國國家統(tǒng)計局，在杜羅莎、哈里森和杰弗遜（2012）的論文中對此數(shù)據(jù)庫有更詳盡的介紹。我們只保留了制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，并去除了那些產(chǎn)出、員工、資本和投入等變量的數(shù)據(jù)缺失或者數(shù)據(jù)為負值抑或為零的企業(yè)，時間跨度為1998年到2007年。這是個面板數(shù)據(jù)集，我們對此時期內的企業(yè)進行跟蹤，并從樣本中去掉了價格信息不完整的三個部門。①這三個部門分別是：農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，印刷業(yè)和記錄媒介的復制，通用設備制造業(yè)。最后的樣本規(guī)模是1545626個觀察值。

這些數(shù)據(jù)提供了與企業(yè)相關的基本情況，包括實際產(chǎn)出和名義產(chǎn)出、資產(chǎn)構成、員工數(shù)量、薪酬、投入、所有制、外國投資、銷售收入和出口等信息。因為本土企業(yè)、外資企業(yè)和上市企業(yè)的行為相當不同，所以，我們在下面羅列的回歸分析結果會將樣本企業(yè)嚴格限制在沒有外資以及國有比重較低的企業(yè)中。在這個數(shù)據(jù)庫中，有1069563個觀察值符合這一標準。②通常我們區(qū)分本土企業(yè)和外商投資企業(yè)的依據(jù)是外國投資者認購資本的比例是否等于或小于10%。采用這種依據(jù)來界定本土企業(yè)和外商投資企業(yè)得到的結果通常是穩(wěn)健的。

為了控制貿(mào)易政策的影響，我們編制了一個關稅時間序列，這些數(shù)據(jù)來自“世界一體化貿(mào)易解決方案”（WITS），由世界銀行對此數(shù)據(jù)進行維護。我們將關稅加總到使之與外國投資數(shù)據(jù)加總程度相一致，并利用2003年的產(chǎn)出作為權重。同一時期，平均關稅降低了近9個百分點，在這么短的時期內，關稅下降程度如此之大。雖然所有年份的平均關稅水平接近13%，但毫無疑問這一平均值掩蓋了不同部門之間的巨大差異，谷物磨粉機的關稅高達41%，而鐵路設備的關稅則低至4%。

在對產(chǎn)業(yè)政策、競爭和企業(yè)績效之間的關系進行深入分析之前，本文首先給出了三者之間的某些原始的相關性（如表3中所示）。在本篇論文的其余部分，我們將只關注本土企業(yè)，但為了強調不同所有制企業(yè)之間的顯著差別，本文的相關性結果涵蓋了各種所有制企業(yè)。所有這些相關性的統(tǒng)計顯著性水平為5%。這些相關性表明：（1）獲得補貼的企業(yè)，其全要素生產(chǎn)率也更高；（2）補貼與新產(chǎn)品的推出具有顯著的相關性；（3）雖然補貼和稅收減免與企業(yè)的創(chuàng)新具有顯著的正相關性，但最終商品的關稅與企業(yè)的創(chuàng)新沒有表現(xiàn)出這種相關性；（4）更高的全要素生產(chǎn)率水平與企業(yè)的補貼和稅收減免之間存在正相關性；然而，另外兩類產(chǎn)業(yè)政策措施，即最終商品關稅和低息，則與企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平具有負相關性。

上述原始相關性還表明，國有企業(yè)和外資企業(yè)的行為與其他所有制企業(yè)存在明顯差異。配置給這些不同類型企業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策同樣差異顯著，這與表1和表2列示的證據(jù)一致。國有企業(yè)更可能獲得補貼和關稅保護，但不太可能獲得稅收減免待遇。國有企業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間呈負相關，相關系數(shù)為-0.19。這些相關性與普遍認為的國有企業(yè)與其他類型企業(yè)相比競爭能力較弱、效率較低的認識一致。外資企業(yè)（第7列）往往更可能獲得所有類型產(chǎn)業(yè)政策的支持。與國有企業(yè)相比，外資企業(yè)與全要素生產(chǎn)率之間呈顯著的正相關。不同類型所有制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與面向國有企業(yè)和外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策均存在顯著差異，這也說明我們在本文其余部分的研究中關注國有產(chǎn)權占比較低的本土企業(yè)有其合理性。

注：補貼指數(shù)、稅收指數(shù)和利率指數(shù)是虛擬變量，如果企業(yè)獲得了補貼、稅收減免或其利率低于平均貸款利率即對應的虛擬變量賦值為1。TFP(全要素生產(chǎn)率)的測算采用OP方法。在采用OP方法進行全要素生產(chǎn)率測算時，我們進行了兩階段的測算過程。在第一階段中，我們先使用OP回歸方法獲得投入要素的估計系數(shù)，然后再計算全要素生產(chǎn)率（生產(chǎn)函數(shù)的“余值”）。 在第二階段中，我們通過全要素生產(chǎn)率對剩下的控制變量進行回歸。所有權變量根據(jù)企業(yè)國有抑或外商獨資的情況而取值，取值范圍為0—100。

總體而言，這些相關性表明，一些產(chǎn)業(yè)政策，比如補貼和稅收減免，與企業(yè)的創(chuàng)新之間顯著相關，而關稅等其他阻礙競爭的產(chǎn)業(yè)政策則與企業(yè)創(chuàng)新之間相關性不顯著。接下來的實證分析將對這些推測進行檢驗。

3.實證分析和結果

在本節(jié)中，我們采用兩種方法來分析產(chǎn)業(yè)政策和競爭的互補性。首先，我們檢驗“在競爭性更強的行業(yè)里，引入產(chǎn)業(yè)政策更有可能導致更好的結果”這個假設。不同于“挑選贏家”的方法，這一方法認為政府應該選擇競爭本來已經(jīng)很激烈的部門實施產(chǎn)業(yè)政策。其背后的直觀認識是，要使政府的支持措施更有效，就應該在有競爭且無共謀的部門中實施；其次，選定了部門之后，我們來探討在該部門內的諸多企業(yè)之間配置支持政策的最優(yōu)策略。簡而言之，第一種方法著眼于不同部門之間的差異，第二種方法著眼于在一個特定部門內配置產(chǎn)業(yè)政策支持措施的最佳方式。

3.1估計方法

為了運用檢驗推論1的第一種方法，我們估計了競爭和補貼的相關性，在年度—城市層面上考察更強的相關性系數(shù)是否提升了企業(yè)績效。為了估計第t年城市r的補貼是否偏向更有競爭性的部門，本文估計了城市r和部門j在產(chǎn)業(yè)—城市層面的初始競爭程度和當前時期t的補貼的相關性：

所有產(chǎn)業(yè)政策都隨時間發(fā)生變化，因此我們得到的中國不同地區(qū)不同干預方式與初始競爭水平之間的相關性也隨時間而發(fā)生變化。隨之，本文進一步探討當期補貼和初始競爭之間是否存在更高的相關性（即Ωrt, subsidy）以及這種相關性是否與對應部門更好的績效之間存在關聯(lián)。例如，如果上海在2003年的絕大部分補貼都被用于溢價較低的部門，只有很少補貼被用于支持溢價較高的部門，甚至沒有補貼， 那么上海在2003年對應的這個相關性系數(shù)就接近于1。

同樣，我們引入變量 Ωrt, interest 和Ωrt, tax, 其中：

關稅是唯一不因地區(qū)而異的產(chǎn)業(yè)政策工具，但關稅政策的變量Ω仍因地點和年份而有所不同，因為各產(chǎn)業(yè)部門的構成不同，并且各地區(qū)競爭程度也有所不同。因此，我們可以用關稅代替補貼，用初始競爭程度和當期關稅之間的相關性替代初始競爭和補貼之間的相關性，從而計算出另一個Ω變量。在城市層面，樣本期內的城市初始競爭程度和當期關稅之間的相關性應該是嚴格外生的，因為競爭水平是已定的，并且關稅的設定是國家層面的，而非城市層面的。本文最終采用的相關性測度指標被定義為：

最終，我們得到四個隨地點和時間而改變的不同相關性系數(shù)。這些Ω變量測度的是一個城市將更多競爭性部門納入政策對象的范圍，這些部門既定的競爭程度可以通過初期的勒納指數(shù)

①如前所述，勒納指數(shù)被定義為營業(yè)利潤減去資本成本后與銷售額的比值。它是產(chǎn)品市場競爭的倒數(shù)。計算得到。在計算我們的競爭測度指標時，我們首先計算出產(chǎn)業(yè)層面的運營利潤、 資金成本和銷售額。在完全競爭的情況下，不存在高于資本成本的超額利潤。因此，勒納指數(shù)應該等于零，競爭測試指標的值應等于1。競爭測試指標值為1表示完全競爭，而如果小于1表明存在一定程度的市場支配力。

我們的第二個目標是確定哪種方式在某一給定部門內配置產(chǎn)業(yè)政策支持措施是最有效率的。我們在經(jīng)驗上的主要挑戰(zhàn)是把握如下思想：以維持或者促進競爭的方式來配置面向具體企業(yè)的政策支持。我們首先考慮把產(chǎn)業(yè)政策支持的部門分散性作為衡量競爭程度的一個指標。我們把赫芬達爾指數(shù)（Herfindahl Index）來作為部門分散性的（反向）測度指標，并用某給定部門中每個企業(yè)獲得的支持相對于配置給該部門的總支持的占比來表示。由此，我們得出集中度的測度指標值，表示為Herf_subsidy，其中的補貼是給定的：

任何公司獲得的稅收減免量i，簡單來說等于該公司獲得稅收減免資格后節(jié)省的稅收數(shù)量。在我們分析的樣本期內，企業(yè)所得稅稅率的變化在15％—33％之間。因此，稅收減免的數(shù)值等于利潤乘以稅率再減去實際繳納的稅收，另外還加上豁免增值稅（通常為增加值的17％）所帶來的稅收節(jié)省。如果一個企業(yè)面對的法定稅率為20％，那么我們計算稅收減免就是利潤乘以20％與實際繳納稅款之間的差額。選擇法定稅率（即最高33％的稅率相對于較低的稅率），計算所得的結果是穩(wěn)健的。

同樣，對于標準的赫芬達爾指數(shù)來說，如果數(shù)值較小就表明該部門的補貼或稅收減免政策覆蓋的范圍較廣，或者說一項政策支持在該部門里是更平等地（維護競爭）跨企業(yè)配置的。繼而，本文用1－Herf _subsidy來表示稅收減免或補貼的部門分散程度。我們把1－Herf_subsidy稱為CompHerf_subsidy，把1－Herf_tax稱為CompHerf_tax。一個部門內的補貼越分散表明政策鼓勵這個特定部門內更多的企業(yè)進行創(chuàng)新，因此，我們認為這個變量和生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為正值。

通過類似的處理方法，本文也為貸款計算了一個類似的指標。因為很難知道低息貸款的占比，我們按部門和年份確定利息支付的平均利率。 我們計算的部門支持程度是部門平均利率和可支付較低利率的企業(yè)實付利率之間的差額。在某種程度上，如果一個特定部門和地區(qū)的企業(yè)無法獲得資本，我們認為有補貼的利息支付的分布就會比較集中。

如果我們把企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率和上述的部門分散性測試指標直接進行回歸估計，無疑會存在潛在的內生性問題。舉例來說，如果政府在配置政策支持的過程中青睞更成功的大型企業(yè)，那么在一個行業(yè)里得到較多稅收減免和補貼比重的企業(yè)也可能表現(xiàn)出較高的全要素生產(chǎn)率。這種情況的存在將導致我們高估國家支持和企業(yè)業(yè)績之間的關系。類似的可能性也存在于一種相反的情況中，如果政府傾向于支持較弱的企業(yè)，那么系數(shù)很可能出現(xiàn)低估的情況。

為了解決政策工具的潛在內生性問題，我們分別計算每個企業(yè)獲得的政策支持并剔除企業(yè)自身的產(chǎn)業(yè)支持（補貼、稅收減免、利息支付），以此來估計我們的赫芬達爾指數(shù)。這意味著在計算1-Herf_subsidy時，我們在分子和分母上同時剔除企業(yè) i 的補貼。對于Herf_tax 和Herf_interest的倒數(shù)，我們做同樣的處理。 因此，這一行業(yè)層面的赫芬達爾指數(shù)外生于企業(yè)i的業(yè)績。

把Ωs和赫芬達爾指數(shù)結合起來, 我們可以得出一個新的估量公式。其中，Ωs測度的是地方層面的部門定向支持和初始競爭之間的關系，赫芬達爾指數(shù)衡量的是產(chǎn)業(yè)政策的分散性。在如下新的公式里，m表明了產(chǎn)業(yè)政策的類型：

其中，Z是企業(yè)層面控制變量的矢量，包括企業(yè)層面的國有產(chǎn)權等要素。雖然我們在分析中排除了百分之百的國有企業(yè)，但許多所謂的民營企業(yè)都保留一定程度的國家參與。變量S包括行業(yè)層面的控制變量，例如關稅或部門（初始）競爭的程度，或外資參與部門的程度，以及上游和下游外國投資。①關于外資參與部門程度的討論，包括橫向的（“沿水平”）參與和縱向的（“前向”和“后向”） 部門參與，更多內容詳見杜羅莎、Harrison and Jefferson（2012）。

CompHerfimjrt 是產(chǎn)業(yè)政策的一個矢量，它測度行業(yè)層面的補貼、稅收減免及支付利息的分散程度。模型設定還包括企業(yè)固定效應li以及時間固定效應dt。我們的推測是αm>0，即支持具有更高競爭性部門的產(chǎn)業(yè)政策會增強該部門中企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，前者用樣本初始年份的勒納指數(shù)衡量。我們還推測：如果產(chǎn)業(yè)政策用于支持創(chuàng)新者或促進競爭，βm很可能是正的。在以下分析中，我們將探討各種可能的政策支持。

3.2基準結果

我們首先從方程（8）的基準估計開始。關鍵的參數(shù)是產(chǎn)業(yè)政策的矢量系數(shù)αm 和 βm 。表4報告了估計得到的系數(shù)。因變量是全要素生產(chǎn)率的對數(shù)函數(shù)ln，同時使用奧利—佩克斯（Olley-Pakes）方法（以下簡稱OP方法）和最小二乘法（以下簡稱OLS），通過企業(yè)層面的固定效應來計算第一階段的投入占比，并比較這兩個方法的結果。我們的OP方法遵循奧利和佩克斯（1996）對第一階段特定部門的投入系數(shù)的計算，其方法在附錄里有更詳細的描述。正如前文所指出的，所有設定都包括時間和企業(yè)固定效應。我們也納入了控制不同部門外資參與的變量，但沒有在表4中報告它們。

較為分散的干預更易于增強全要素生產(chǎn)率。對一個部門內的補貼分散性越大，就會鼓勵更多企業(yè)在這個特定的部門內創(chuàng)新。因此，我們可以預測到

CompHerf系數(shù)為正。這正是我們在表4第一行中顯示的數(shù)據(jù)，它們表明補貼的CompHerf的系數(shù)為正并且顯著。第1列的系數(shù)估值表明了一個完全分散的補貼系列，導致補貼的赫芬達爾指數(shù)為0和CompHerf為1，在此基礎上，全要素生產(chǎn)率將增加3.9個百分點。

Ωrt, subsidies的系數(shù)表明，在城市層面面向更具競爭性（通過對樣本期間初始競爭程度的測算）部門的補貼，效率更高。該系數(shù)估值如表4的第二行所示。雖然系數(shù)在所有設定中都是正的，但幾乎等于零。

同時考慮這兩者，表4的前兩行表明，雖然將補貼配置到最初更具競爭性的部門并沒有顯著影響生產(chǎn)率，但較高程度的補貼分散性和更好的企業(yè)業(yè)績相關。稍后我們將探討更具針對性地把補貼用于支持創(chuàng)新型企業(yè)而非平等地配置給所有企業(yè)，如何進一步增加企業(yè)補貼對企業(yè)業(yè)績的正面影響。

表4的第3行檢驗的是企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率和稅收減免的分散性指標CompHerf_tax之間的相關性。該相關性系數(shù)在統(tǒng)計上顯著為正，表明稅收減免更高程度的分散性提高了生產(chǎn)率。該系數(shù)的估值在0.086—0.103之間，表明把赫芬達爾指數(shù)在收入稅和增值稅上的稅收減免分散性降到零將導致全要素生產(chǎn)率增加8.6—10.3個百分點。

對于城市層面的稅收和初始競爭相關性的系數(shù)估值Ωrt, tax，在第1列里是-0.0143，這表示如果城市層面的稅收減免和競爭之間是完全相關的（100％），生產(chǎn)率將提高1.43個百分點。根據(jù)樣本均值， 城市—產(chǎn)業(yè)相關性每增加一個標準差，該城市和該產(chǎn)業(yè)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率將增加0.3個百分點。

表4的第5行顯示了更為分散的貸款利息補貼對生產(chǎn)率的影響。關于利息補貼的赫芬達爾指數(shù)的系數(shù)為正，且在所有設定中都是顯著的，這說明利息補貼更廣泛的分散性與企業(yè)較高的生產(chǎn)率是一致的。該系數(shù)的估值在0.057—0.085之間，說明完全分散的利息補貼將導致生產(chǎn)率提高5.7—8.5個百分點。該變量每增加一個標準差，由此導致的全要素生產(chǎn)率將增加1.2—1.6個百分點。①雖然表4的前五行顯示產(chǎn)業(yè)政策變量的潛在顯著的正向影響，這些影響不是一致的。特別是，利息支付和競爭之間的關系是正向的，這表明在更具初始競爭性的行業(yè)里利率更高時，全要素生產(chǎn)率也會改善。同樣，關稅和產(chǎn)業(yè)競爭之間的相關性是負的，表明在更具競爭性的產(chǎn)業(yè)中關稅干預與更低的全要素生產(chǎn)率相關聯(lián)。該系數(shù)估值的取值范圍為-0.0199至-0.0411，表明如果更高的關稅和更高的初始競爭完全相關，那么全要素生產(chǎn)率會降低2—4個百分點。

表4的前三列分別給出了不同產(chǎn)業(yè)政策的影響，而第4列把它們組合到一個設定里。系數(shù)的估值并沒有受到影響。第4列的結果表明，在一個部門的不同企業(yè)間更公平地配置補貼、稅收減免和利息補貼， 和更高的企業(yè)生產(chǎn)率增長顯著相關。對初始就具有競爭性的部門，雖然更分散的補貼或稅收減免與更高的生產(chǎn)率明確正相關，但貸款貼息和關稅對生產(chǎn)率的影響結果是正負參半的或者是負的。我們將在下面看到，補貼和稅收減免在城市層面的積極作用以及關稅和低息貸款好壞參半的作用，與它們各自在企業(yè)層面的影響是一致的。

穩(wěn)健性。使用OP方法估計全要素生產(chǎn)率得出的系數(shù)估值列于表4的最后四列。與其他關于生產(chǎn)率的文獻相一致，用OP方法來估計全要素生產(chǎn)率的結果與用具有企業(yè)固定效應的OLS方法來估計相差無幾。一個區(qū)別是，關稅和初始競爭的相關性系數(shù)變得不顯著，但仍然為負向的衰減系數(shù)。

表4其余部分顯示的是部門和企業(yè)層面的控制變量的系數(shù)。在部門層面，競爭用1－勒納指數(shù)來測度，它為正并且和全要素生產(chǎn)率的增加顯著相關。 我們還包括了一個平方項，其系數(shù)為負。競爭和生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)一種非線性關系，其系數(shù)在較低的水平上提高，在較高的水平上滑落。這與阿吉翁等人（Aghion et al，2005）發(fā)現(xiàn)的倒U型關系相一致。相反，如果用行業(yè)出口份額來度量競爭，我們也發(fā)現(xiàn)競爭和全要素生產(chǎn)率之間存在顯著的正相關。無論是通過行業(yè)層面的勒納指數(shù)還是通過出口份額來度量競爭，競爭的獨立影響都是顯著為正的。這和競爭提高企業(yè)業(yè)績的重要作用是一致的。

一個可能產(chǎn)生的問題是勒納指數(shù)及其平方項的潛在內生性，因為它們都是控制變量。我們已經(jīng)討論過相關性和赫芬達爾指數(shù)的潛在內生性，我們的處理方法是在計算中排除企業(yè)自身的政策支持（如補貼）并且用初始期的勒納指數(shù)來建構相關性。對于勒納指數(shù)的控制變量，內生性不太可能成為問題，因為我們使用了地方和部門的初始期勒納指數(shù)。將樣本初始期的勒納指數(shù)作為控制變量，可以有效減少企業(yè)行為、部門生產(chǎn)率分布和市場結構之間的反向因果關系。

我們還納入了單個企業(yè)層面的補貼、稅收減免、關稅和低息貸款的控制變量。我們采用了一個0或1的控制變量index_subsidy，如果一個企業(yè)在當年收到正的補貼，這個變量就等于1。我們還納入了一個0或1變量以顯示公司是否獲得稅收減免，即index_tax。減稅被當作一個0或1變量，能夠說明該公司是否繳納比法定公司稅率低的稅款或者是否繳納比法定增值稅率低的稅款。補貼和稅收減免這兩個名義變量的系數(shù)都顯著為正。我們也把貼息設置成一個控制變量，用它來表示一個公司對其當前負債的利息支付（有效利率）是否低于該部門當年的平均利率水平。index_interest的系數(shù)顯著為負。接收較低利率貸款的公司并沒有獲得更好的業(yè)績，我們用全要素生產(chǎn)率來測量企業(yè)業(yè)績。貼息作為產(chǎn)業(yè)政策措施的這些結果和產(chǎn)業(yè)—城市的相關性系數(shù)是一致的，這說明在城市層面更好的業(yè)績和更高的利息支出相關聯(lián)。①

關稅的影響取決于其所作用的產(chǎn)業(yè)。雖然一個產(chǎn)業(yè)面臨的最終關稅和全要素生產(chǎn)率正相關，但在統(tǒng)計上是不顯著的。投入品部門更高的關稅給企業(yè)的全要素生產(chǎn)率帶來負面影響。在企業(yè)層面關稅保護對全要素生產(chǎn)率的不顯著影響或負面影響與我們的研究結果是一致的：雖然關稅被定位于更具競爭性的行業(yè)，但它們無法帶來業(yè)績的改善。關稅阻礙競爭，通常是次優(yōu)的激勵手段。所以用關稅作為產(chǎn)業(yè)政策的一個手段在中國背景下無效也就不足為奇了。

總結。總的來說，表4的結果顯示，通過更公平的針對性政策來保持競爭與更卓越的業(yè)績（由生產(chǎn)率度量）相關聯(lián)。在估計補貼和稅收減免的部門分散性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響時，我們通過排除企業(yè)自己的補貼或稅收減免來處理控制變量潛在的內生性。總體而言，有證據(jù)表明，當和較高水平的競爭（由勒納指數(shù)度量）相結合時，稅收減免和補貼這樣的政策工具與生產(chǎn)率提高具有系統(tǒng)相關性。

一個有趣的問題是，城市—產(chǎn)業(yè)層面的實際關稅和補貼水平在多大程度上和實際的競爭水平相關。附錄中表A1的匯總統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，事實上，中國政府并沒有在競爭很激烈的城市或產(chǎn)業(yè)設置更高的關稅或補貼水平。關稅和勒納指數(shù)之間的平均相關性系數(shù)為-0.02，表明關稅和競爭之間的相關性幾乎為0。競爭和補貼的相關性為正，但是接近于0，為0.03。有顯著針對性的唯一手段是稅收，它和競爭的相關性為-0.1。 系數(shù)為-0.1表明更激烈的初始競爭和更低的稅收之間有很強的負相關性。雖然表4中的證據(jù)佐證了當政策手段與更強的競爭一起被引入時會產(chǎn)生更高的業(yè)績（由全要素生產(chǎn)率度量），實際的政策模式顯示中國并沒有這樣做。 一種解釋是，實施產(chǎn)業(yè)政策來提高企業(yè)業(yè)績還有很大的空間，尤其是未來旨在保護競爭的產(chǎn)業(yè)政策。

3.3定向支持創(chuàng)新企業(yè)

一些企業(yè)應該獲得比其他企業(yè)更多的支持嗎？這是我們在表5中解決的問題。像我們所假設的那樣，如果產(chǎn)業(yè)政策要更為有效地在創(chuàng)新企業(yè)之間激發(fā)更強的競爭，那么原則上應該給所有可能進行創(chuàng)新的企業(yè)提供完全公平的政策配置。由霍派哈恩（Hopenhayn，1992）和梅里茨（Melitz，2003）開創(chuàng)的關于異質企業(yè)的文獻預測最有生產(chǎn)率的公司有可能成為最大的公司。 在這一文獻中，這些公司也可能是成本最低、最具競爭力的生產(chǎn)商。因此，一種可能性是用赫芬達爾指數(shù)重新展開分析，給較大企業(yè)更大的權重。在表5第1列和第2列，我們給出了未加權的結果；而在第3列，結果是按雇員人數(shù)考慮的企業(yè)規(guī)模加權而來的。

另一種增強競爭的方法是推動新企業(yè)和年輕的企業(yè)進入市場。為了強調新進入的重要性，我們重做了赫芬達爾指數(shù)，用企業(yè)年齡的倒數(shù)對補貼、利息和稅收減免的配置進行加權。這意味著最年輕的企業(yè)被有效地給予了最大的權重。這些結果列在表5的第4列。

表5的結果表明，在中國，針對年輕而不是大公司的產(chǎn)業(yè)政策顯著提升了全要素生產(chǎn)率。①這和Acemoglu et al（2013）的分析是一致的。對補貼來說，赫芬達爾指數(shù)的系數(shù)增加3倍。系數(shù)的估值是010，表明赫芬達爾指數(shù)每增加一個標準差，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率將提高3個百分點。定向支持更年輕的企業(yè)的一個原因是年輕的企業(yè)一般具有較高的全要素生產(chǎn)率（使用OP方法或有企業(yè)固定效應的OLS方法來測算）。14

用全要素生產(chǎn)率測算流程創(chuàng)新的一個潛在缺陷是，產(chǎn)出是由部門層面的平減指數(shù)與企業(yè)層面的收入計算得出的。這個基于收入（估算）的全要素生產(chǎn)率可能具有誤導性，因為它也許反映了企業(yè)特有的質量或加價變化。一個解決方法是使用企業(yè)特有的價格平減指數(shù)，它顯示了不同企業(yè)之間的價格差異（由于市場支配力的差異或質量上的差別）。我們可以從中國的產(chǎn)業(yè)普查數(shù)據(jù)中獲得1998—2003年的企業(yè)特有的價格平減指數(shù)。因此，我們根據(jù)這個較短的時間序列重做了表5的結果，使用企業(yè)特有的價格平減指數(shù)來計算產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率。采用企業(yè)特有的價格平減指數(shù)來計算全要素生產(chǎn)率的結果列于表6中。

注：括號中為標準差。前兩列回歸是基于1998—2003年一直存活企業(yè)的子樣本。之所以采用該子樣本，是為了便于我們使用企業(yè)層面的價格平減指數(shù)對TFP進行測算，企業(yè)層面的價格平減指數(shù)是采用當期產(chǎn)出值除以產(chǎn)出不變價值。因變量是TFP（第1列和第3列的固定效應采用OLS估計；第2列和第4列采用OP方法估計）。每個回歸包括企業(yè)固定效應和年份虛擬變量。 CompHerf_subsidy、CompHerf_tax和CompHerf_interest是補貼、稅收和利率政策的赫芬達爾指數(shù)，通過年度城市工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計算獲得。出口份額由出口采購除以行業(yè)銷售額得到。國有份額是指企業(yè)的國有資產(chǎn)占其總資產(chǎn)的比例。這兩個份額在年度部門層面進行加總。Index_subsidy、Index_tax和Index_interest是虛擬變量，如果企業(yè)獲得了補貼、稅收減免或其利率低于平均貸款利率即對應的虛擬變量賦值為1。其他控制變量包括橫向和縱向FDI份額以及投入品和產(chǎn)出品的關稅，但其系數(shù)沒有在此表中列示。第3列和第4列包括上述OP估計第一階段中對投入要素系數(shù)估計使用的政策變量。***在1％的水平顯著。**在5％的水平顯著。*在10％的水平顯著。

這些先前年份的樣本量相當小，只有全樣本的1/4。然而，結果是相當穩(wěn)健的。關于補貼的赫芬達爾指數(shù)的系數(shù)是使用OP程序計算的，它從表5的003增加到了006，增加了1倍。稅收減免和低息貸款分散性的系數(shù)也顯著增加。這些證據(jù)顯示使用更小的樣本和企業(yè)特有的價格顯著增大了影響。

另一個潛在的問題是，當政策在第一階段被忽略時，用OP方法可能使全要素生產(chǎn)率估算產(chǎn)生偏差。最近關于生產(chǎn)率的文獻表明，把第一階段的政策排除在外可能導致OP在第一階段的估值出現(xiàn)偏差，因為它估計的是投入共享系數(shù)。為了驗證這種可能性，我們通過在第一階段中加入所有關鍵政策重做了分析，結果顯示在表6中的最后兩列。赫芬達爾指數(shù)項的系數(shù)均保持顯著，甚至比表4給出的原始設定的數(shù)值更大。表6中的證據(jù)表明，對于多種不同的模型設定和子樣本，我們的結果都穩(wěn)健地顯示了政策分散性對生產(chǎn)率的正向影響。

3.4產(chǎn)業(yè)政策在企業(yè)內部和跨企業(yè)再配置的效應

近年來，應用生產(chǎn)率領域的研究者已經(jīng)把他們的注意力從關注同一個企業(yè)行為變化的決定因素轉移到研究企業(yè)間市場份額的重新配置和對總體生產(chǎn)率的影響。這種研究焦點的轉移可以追溯到奧利和佩克斯（1996），他們提出了一個簡單的方法來區(qū)分企業(yè)內部的和企業(yè)之間的再配置。霍派哈恩（Hopenhayn，1992）、梅里茨（Melitz，2003）和其他人的研究激發(fā)了研究者們對企業(yè)內部與企業(yè)之間再配置的興趣，他們假定企業(yè)的生產(chǎn)率是由外生因素決定的。因此，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的大部分增長并不是通過企業(yè)內部的學習而是通過市場份額的跨企業(yè)再配置實現(xiàn)的。①這方面的實證研究要滯后于理論貢獻。其中第一個應用Olley and Pakes（1996）的分解法的是Pavcnik（2003），他發(fā)現(xiàn)，再配置對產(chǎn)業(yè)層面的生產(chǎn)率增長的貢獻達2/3，而企業(yè)自身學習帶來的增長僅占1/3。對于印度而言，結果則相反：Harrison、Martin and Nataraj（2013）發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)層面的大部分生產(chǎn)率增長源于企業(yè)內部，幾乎和市場份額的重新配置無關。Sivadasan（2010）的研究也佐證了關于印度的這個結果。

表4至表6探討的是各類不同的產(chǎn)業(yè)政策在企業(yè)間的配置對企業(yè)內部生產(chǎn)率增長的影響。在表7中，我們探討政策向更有生產(chǎn)效率的企業(yè)再配置。這就需要一個產(chǎn)業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率指標。我們重新計算了在城市—產(chǎn)業(yè)—年份層面的全要素生產(chǎn)率指標，并對這些加總的再配置項運用表4中相同的模型設定。其結果顯示在表7中。現(xiàn)在，我們關注的不再是產(chǎn)業(yè)政策是否鼓勵同一家企業(yè)隨時間推移進行更多的創(chuàng)新，而是產(chǎn)業(yè)政策是否鼓勵市場份額向更有生產(chǎn)率的企業(yè)再配置。我們可以認為這是在研究生產(chǎn)率增長的外延邊際（extensive margin）而不是集約邊際（intensive margin）。集約邊際關注的是同一家企業(yè)隨時間推移而產(chǎn)生的企業(yè)業(yè)績改善。

注：括號中為標準差。因變量是TFP在企業(yè)間再配置的指標（第1列、第3列和第5列采用的是有企業(yè)固定效應的OLS估計；第2列、第4列和第6列采用OP方法估計）。CompHerf_subsidy，CompHerf_tax和CompHerf_interest是城市—產(chǎn)生—年份層面的補貼、稅收和利率政策的赫芬達爾指數(shù)。第1—2列采用非加權的赫芬達爾指數(shù)，第3—4列是以企業(yè)規(guī)模（雇員數(shù)）為權重的赫芬達爾指數(shù)，第5—6列是采用1 /企業(yè)年齡（自企業(yè)開業(yè)算起的企業(yè)年齡）為權重的赫芬達爾指數(shù)。每個回歸包括企業(yè)固定效應和年份虛擬變量。出口份額由出口采購除以行業(yè)銷售額得到。國有份額是指企業(yè)的國有資產(chǎn)占其總資產(chǎn)的比例。這兩個份額在年度—部門層面進行加總。Index_subsidy、Index_tax和Index_interest分別被定義為在年度城市產(chǎn)業(yè)中獲得的補貼、稅收減免或低于平均利率的份額。所有設定包括部門層面的外國直接投資的控制變量。***在1％的水平顯著。**在5％的水平顯著。*在10％的水平顯著。

表7的前兩列顯示的是產(chǎn)業(yè)—城市層面的企業(yè)生產(chǎn)再配置和政策措施之間的關系。第1列顯示的是用有企業(yè)固定效應的OLS方法來計算全要素生產(chǎn)率時得出的各項指數(shù)；第2列報告的是用OP方法得出的估值。統(tǒng)計結果表明，由于政策重新配置到更有效率的企業(yè)，雖然更分散的低息貸款和稅收減免和更大的生產(chǎn)率改善之間有顯著的正相關，但未加權的補貼結果是負的。和我們先前的結果綜合來看，我們可以得出如下結論：雖然低利率政策并沒能有效地促進企業(yè)內部的創(chuàng)新，但它們的確鼓勵了真實市場份額再配置到更有創(chuàng)新能力的企業(yè)。低利率政策和更分散的稅收優(yōu)惠促進了外延邊際的生產(chǎn)率增長。同樣，補貼不適用于這個論斷，它更多地作用在集約邊際，帶來了企業(yè)內部生產(chǎn)率的提高。

表7接下來的四列顯示了我們用企業(yè)規(guī)模和年齡的倒數(shù)對產(chǎn)業(yè)政策進行加權的結果。這些結果表明補貼的影響從負轉向正，這說明如果補貼是面向年輕或更大的企業(yè)就可以在鼓勵再配置型的全要素生產(chǎn)率增長中發(fā)揮積極作用。

這里存在一個問題，在中國，全要素生產(chǎn)率增長在多大程度上來源于企業(yè)平均生產(chǎn)率的提高而非市場份額的再配置。本文對中國全要素生產(chǎn)率的分析顯示，在產(chǎn)業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率增長中，只有5％是源于市場份額再配置，見附錄表A2的數(shù)據(jù)。市場份額再配置的較小作用低估了著重分析單個企業(yè)層面生產(chǎn)率變化的重要性，而這一層面一直是我們分析的重點。雖然市場份額再配置的作用在樣本期間有所增加，但和美國這樣的國家相比，其作用還是非常小。Loren Brandt及其合著者也強調了中國企業(yè)層面的生產(chǎn)率（增長）對產(chǎn)業(yè)層面的生產(chǎn)率增長起著重要作用。與前面的結果相一致，對全要素生產(chǎn)率最大的影響出現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)政策面向年輕企業(yè)的時候。表7的最后兩列顯示，當補貼、稅收減免和低息貸款都集中在年輕企業(yè)時，市場份額的再配置會顯著提高全要素生產(chǎn)率。

4.結論

在本文中，我們論證了部門性的國家扶持政策能夠促進生產(chǎn)率的增長，尤其是在政府扶持面向競爭程度更高的部門，并且政策覆蓋面相對較廣而不只集中在該部門內的一個或少數(shù)幾個企業(yè)時。

本文使用了包含所有大中型企業(yè)在內的中國國家統(tǒng)計局1999—2007年數(shù)據(jù)庫，表明在競爭性部門（勒納指數(shù)作為競爭程度的測度指標）實施的產(chǎn)業(yè)政策（補貼或稅收減免），旨在維持或促進競爭的產(chǎn)業(yè)政策（比如誘導企業(yè)進入或者鼓勵新企業(yè)發(fā)展），可以更顯著地促進生產(chǎn)率或生產(chǎn)率的增長。

如果把研究重點放在企業(yè)內部行為的集約邊際上，在更廣泛的企業(yè)中實施這些政策措施，企業(yè)層面的生產(chǎn)率就會提高。如果產(chǎn)業(yè)政策能夠被配置到更有競爭性的（通常是更年輕的）企業(yè)中，那么企業(yè)的生產(chǎn)率會以更快的速度提高，甚至會達到上述政策效果的2倍甚至3倍。

本文的研究也表明，在初始競爭更為激烈的部門實施產(chǎn)業(yè)政策，能夠促進企業(yè)提高生產(chǎn)率。當補貼和稅收減免作為產(chǎn)業(yè)政策的工具時，此結論成立。而當以（低息）貸款和關稅作為政策工具時，此結論則不成立。①在中國，低息貸款和關稅與政策所面向的制造性企業(yè)的生產(chǎn)率低下是相關的。毫不奇怪的是，在更具競爭性的行業(yè)采用更高的關稅或者更多的低息貸款并不會改善企業(yè)的生產(chǎn)率。本文的分析是：在有關產(chǎn)業(yè)政策的爭論中，支持或者反對使用關稅作為產(chǎn)業(yè)政策工具的爭論毫無意義。

這反過來也說明，產(chǎn)業(yè)政策討論的重點問題應該是如何設計和實施產(chǎn)業(yè)政策，以使它們更有利于競爭，進而促進增長。本文的分析表明，在實施產(chǎn)業(yè)政策時，如果運用恰當?shù)倪x擇標準和良好的指導原則，就能更好地發(fā)揮促進增長和激勵創(chuàng)新的作用。

然而，仍然懸而未決的問題是：當國家要實施產(chǎn)業(yè)支持政策時，如何才能確保出于部門利益的游說活動范圍降至最小？可行的解決方案之一就是：國家對某一部門采用扶持型產(chǎn)業(yè)政策時，應以覆蓋范圍較大、更有利于競爭的方式實施。這樣，由于覆蓋范圍較大、競爭更加激烈，企業(yè)通過游說而獲得的利潤下降，從而致使企業(yè)游說的激勵下降。換句話說，政治經(jīng)濟學方面的考慮應該著眼于強化競爭和產(chǎn)業(yè)支持政策的效果之間的相互作用。對產(chǎn)業(yè)政策的最優(yōu)結構進行綜合分析還有待展開。

另一個可能出現(xiàn)的問題是，在有顯著規(guī)模經(jīng)濟的情況下，如何有效實施本文的方法。本文在中國國內市場的背景下對我們的理論框架進行檢驗，中國國內市場足夠大，足以允許生產(chǎn)商在大多數(shù)工業(yè)部門里實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟。如果分析對象是一個較小的經(jīng)濟體，一個更有意義的問題就是如何在鼓勵企業(yè)更專業(yè)和更具競爭力的同時，還使企業(yè)能收獲規(guī)模經(jīng)濟的好處。在此情況下，可以推動企業(yè)參與國際市場來促進市場競爭。所以像韓國這樣較小的經(jīng)濟體仍然能夠通過政府支持，迫使企業(yè)在國際市場上參與競爭以獲得競爭帶來的好處，也就不足為奇了。另一個有待進一步探討的研究課題就是在報酬遞增的情形下如何實施產(chǎn)業(yè)政策。■

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