所有制結構、市場化水平與產業政策分散性

席建成，孫 早，韓 雍

（1.西北工業大學 人文與經法學院， 陜西 西安 710129；2.西安交通大學 經濟與金融學院， 陜西 西安 710061；3.中國建設銀行總行 戰略規劃部，北京 100030）

2008年，全球金融危機的爆發及其有效應對，使得有關產業政策的研究議題獲得學者們的廣泛關注，涌現了大量的學術文獻。這些文獻分別從微觀、中觀和宏觀層面圍繞產業政策的制定和實施展開研究，形成了一定的研究共識：從理論上探討“產業政策的有效性”轉向實踐中關注“產業政策應該怎么做”[1]97-142，在羅賓遜[2]看來，未來的產業政策研究應集中于“產業政策實施中的政治經濟學”。沿著羅德里克[1]97-142的思路，Aghion等[3]3-6發展了一個理解產業政策實施效果的分析框架，在他們看來，產業政策的實施越分散①Aghion等將“產業政策分散性”定義為產業政策在企業間的分布，是構建“競爭友好型”產業政策的途徑之一。，越有助于激勵企業縱向創新，促進全要素生產率的提高。也就是說，產業政策實施的分散程度對預判產業政策效果具有重要作用。那么，產業政策分散性（industrial policy dispersion）是內生的嗎？是否與所有制結構相關？市場化改革能夠使產業政策更具分散性嗎？這是本文研究的主要問題。

中國的經濟改革伴隨著以國有經濟和私營經濟比例關系衡量的所有制結構的變化[4]，所有制結構的變化既是市場化改革的結果，又影響了市場化改革的進程。國有企業改革是經濟體制改革的重要內容，國有企業的改革，一方面通過引入民營企業，實現公司股權結構多元化，推動國有企業建立現代企業制度，提高公司治理能力和經營效率；但另一方面，國有企業在“做大做強”過程中的兼并收購行為又引發了“國進民退”的廣泛爭議。以2008年中央政府實施“四萬億”經濟刺激計劃為例，政策制定的初衷并未針對企業所有制屬性進行差別對待，僅從行業類型對獲得政策的具體條件進行了要求，但從“四萬億”計劃實施的結果來看，國有企業獲得了大量的政策支持[5]。也就是說，產業的所有制結構對產業政策的實施方式產生了重要影響，并最終導致不同的產業政策效果。國內外的一些學者已經關注到所有制結構對產業政策的重要影響。如聶輝華[6]研究發現，產業政策的有效邊界與企業的所有制有關，以國有企業為基礎的產業政策，短期內容易實現政府的集中目標，但是容易導致政企合謀；以民營企業為基礎的產業政策見效較慢，長期來看容易導致政企合作。經合組織發展中心的一項研究表明，國有企業與產業政策是相互補充、互為支撐的有機體系，國有經濟是實施產業政策的基礎，產業政策則主要服務于國有經濟[7]。與已有研究從產業政策效果出發的研究不同，本文從產業政策的實施方式出發，研究所有制結構對產業政策分散性的影響機理，并運用1998—2007年中國工業企業層面的數據進行實證檢驗。考慮到市場化改革的重要影響，本文進一步引入市場化水平變量，探討所有制結構對產業政策分散性的影響在不同市場化水平下的差異。本文的研究揭示了產業政策分散性與產業所有制結構的密切聯系，為理清產業政策實施方式轉變的制約因素提供了新的視角，為產業政策的更好實施提供了一定的啟示。

一、理論與假說

產業政策的分散性與產業的所有制結構①在混合所有制改革的背景下，國有企業的概念發生了顯著變化，大多數企業均是國有資本和民營資本共存的混合所有制企業，在企業層面，所有制結構即國有資本在總資本中的占比，在產業層面，則為產業中國有資本占總資本的占比，因而，可以將產業層面的所有制結構視為一個“虛擬巨型企業”的所有制結構，在這個意義上，產業所有制結構和企業所有制結構的意義是相似的。密切相關，所有制結構的變化體現了制度安排及資源配置機制的變革，進而對產業政策的實施產生重要影響。

（一）產業政策的實施機制與產業政策分散性

在企業管理活動中，存在兩種資源配置機制：行政協調和市場協調[8]。在行政協調機制下，企業原材料的購買、產品的生產和銷售均依賴中央政府的指令性安排；在市場協調機制下，企業的生產決策、銷售決策由市場自行調節，結果取決于企業之間的信息互動和博弈。相應地，如果我們將產業政策的實施視作產業政策資源向企業注入的過程，那么，不同形式的產業政策將與不同的資源配置機制相對應，如圖1所示。

圖1中，實線代表產品流或資金流、虛線代表信息流。在經濟活動中，企業之間、政府與企業之間存在著產品流、資金流和信息流的交換，但兩者具有不同的涵義。企業之間產品、資金、信息的交換通常采用市場機制，即由市場決定上下游企業的生產和銷售活動；政府與企業之間資金、信息的交換采用的則是行政協調機制。例如，政府提供信息平臺及時發布下游企業的需求信息和上游企業的供給信息，以彌補企業之間的協調失靈；政府對企業的補貼和稅收減免可以理解為政企之間資金流的交換。圖1中，企業之間以市場為中心的生產、交換是資源配置的決定性因素，政府既可以通過公共信息發布平臺降低供求雙方的信息不對稱程度，也可以通過補貼和稅收減免，補償受到外部性影響的企業，促進企業創新。也就是說，政府對企業經濟活動的干預存在兩種方式：一種是直接補貼創新不足或市場需求不能達到有效規模的企業，即圖1中政府與企業之間的實線；另一種是通過提供信息基礎設施降低企業之間的信息不對稱程度，增強市場機制，即圖1中政府與企業之間的虛線。前一種方式稱為選擇性產業政策，包括政府補貼、稅收減免、信貸優惠等政策工具；后一種方式可以理解為功能性產業政策，如經濟開發區、信息發布平臺等。

本文將產業政策分散性理解為產業政策的實施并非針對特定的企業，而是更廣泛地面向所有企業，通過對不同形式產業政策實施機制的分析可以發現，功能性的產業政策因其“公共性”特征而存在較強的分散性；選擇性產業政策則更傾向于面向特定企業，因而下文中的產業政策主要指選擇性產業政策。在圖1中，產業政策（政府補貼或稅收減免）的實施越分散，政府與企業之間的實線連接將越密集。

（二）所有制結構對產業政策分散性的影響機制

產業政策分散性是產業政策實施方式的客觀描述，給定一項產業政策，產業政策分散性既受到產業特征、所有制結構、產業技術水平的影響，又與企業的行為方式存在密切的聯系。中國共產黨第十五屆四中全會《關于國有企業改革和發展若干重大問題的決定》指出：“國有經濟要控制的行業和領域主要包括：涉及國家安全行業、自然壟斷行業、重要公共產品和服務行業以及支柱產業和高新技術產業中的重要骨干企業。”從政策指向上看，國有資本占比高的產業應是國有經濟控制的行業和領域，相應地，對于國有經濟重點布局的領域，也更容易獲得產業政策的支持，這是所有制結構影響產業政策分散性的第一種機制，在此稱之為所有制結構影響產業政策分散性的“身份效應”。

十八大以來，國有企業改革的重心從“管企業”轉向“管資本”，逐步從競爭性的領域退出，并集中于對國家安全具有重要影響的國防產業和關乎經濟安全的戰略性產業。在新的國企改革戰略背景下，每一次產業規劃的頒布和實施，都伴隨著“國進民退”的爭論，實質上，爭論反映了產業政策對國有經濟的偏好。長期以來，國有企業被視作政府行使職能的工具、推進經濟增長的抓手、承擔社會職能的基本單元[9]，國防產業或國家戰略性產業相應地也成為產業政策干預的重點領域。從實施結果來看，產業政策有助于企業的優勝劣汰，促進了新企業的進入和落后企業的退出。楊天宇和張蕾[10]的研究表明，國有經濟比重對企業進入有顯著的阻礙作用，同時對企業退出則有顯著的正效應，當國有資本占比的上升時，產業中的企業總數目減少，進而對產業政策分散性產生負面影響。考慮到不同地區市場化水平的異質性，所有制結構對產業政策分散性的影響將更趨復雜。市場化改革通過降低行業獲得產業政策的總支持、弱化國有資本對產業政策的獲取能力而對產業政策的實施產生重要影響。產業政策的作用是彌補市場失靈，增進市場機制，其潛在的假設是市場不完善。在這個意義上，市場化改革推進了資源配置效率的改善，同時壓縮了產業政策的實施空間；另外，市場化改革弱化了“國有身份”對獲得產業政策支持的敏感性，降低了國有資本占比對企業進入的阻礙作用，同時也降低了國有資本占比對企業退出的正向效應。因而可以認為，市場化水平的提高有助于降低“身份效應”對產業政策分散性的影響。

第二種傳導機制稱為“尋租效應”，即國有資本占比越高的企業，政企關聯越強，尋租行為發生的概率越大，產業政策越容易被相關的利益主體俘獲，導致產業政策的分散性變差。研究表明，企業能否得到政府補貼并非隨機事件，一方面，政府在作出補貼決策時可能會綜合考慮到企業的風險承擔能力等企業特征，另一方面，政府補貼與企業風險承擔水平還可能受第三方因素的共同影響[11]。其中，關系資本是衡量企業風險承擔水平的重要變量，在其他條件相同的情況下，與無關系資本的轄區相比，擁有關系資本的轄區能夠得到更多的財政轉移支付，而關系資本的這種補助效應在制度環境較差的地區表現得更為顯著[12]。余明貴等[13]研究發現，與地方政府建立政治聯系的民營企業確實能夠獲得更多的財政補貼，在制度環境越差的地區，補貼獲取效應越強。也就是說，國有資本比重較高的產業，企業擁有關系資本或政治聯系的可能性越大，政府補貼越傾向于扶持擁有關系資本的特定企業，導致政府補貼的分散性越差。在稅收方面，吳文峰等[14]研究發現，在企業稅外負擔較重的省市，高管具有政府背景的公司在所得稅適用稅率和實際稅率上都要顯著低于高管沒有政府背景的公司。政企關系與稅收征管在改善企業債務融資方面具有替代作用：與民營企業相比，稅收征管對國有企業債務融資能力的改善作用較弱：而對于有政治關系的民營企業，稅收征管對其債務融資能力的改善作用也較其他民營企業更不明顯[15]。這些研究從不同的方面印證了較高國有資本比重下，擁有政府背景或政治關系的特定企業更容易獲得稅收優惠，導致稅收優惠分散性變差的傳導機制。

綜上所述，國有資本比重越高的企業，產業政策分散性越差，并且隨著市場化水平的提高，所有制結構變化對產業政策分散性的影響效應越弱。

（三）關于產業政策分散性的特征性事實

本文中“產業政策分散性”通過如下兩種方法衡量：第一種方法為產業中獲得政策支持的企業數目與產業中企業總數的比例；第二種方法為特定產業中單個企業獲得的政策支持占該產業總支持的比例。

表1為通過獲得產業政策支持的企業數目占比衡量的各省1998—2007年產業政策分散性均值。總體來看，樣本期內政府補貼分散性的均值為15.27%，稅收減免分散性的均值為44.16%，相比于政府補貼，稅收減免政策的實施更具分散性。對于不同的省份，產業政策分散性呈現出較大的差異：海南省的政府補貼分散性和稅收減免分散性均為最高，政府補貼分散性為37.71%，高于均值147%，稅收減免分散性為58.04%，高于均值31.4%；而山東省的政府補貼分散性最低，僅為5.49%，山西省的稅收減免分散性最低，為26.79%。

進一步，得到產業政策分散性與國有資本占比之間的散點圖和擬合線，其中，產業政策分散性是以給定部門中每個企業獲得的支持相對于配置于該部門的總支持占比表示，而國有資本占比反映了產業的所有制結構，如圖2所示。

表1 各省獲得產業政策扶持的企業數目占比 單位：%

從圖2可以看出，無論是政府補貼，還是稅收減免，其分散性均與國有資本占比負相關。圖3為不同市場化水平下產業政策分散性與國有資本占比的擬合線，可以看出，相比于較低市場化水平，在較高市場化水平情形下，政府補貼分散性、稅收減免分散性與國有資本占比的相關性明顯降低。

綜上所述，得到如下兩個待驗證的假設。

假設1.以國有資本占比衡量的所有制結構對產業政策的分散性具有負面影響，隨著國有資本占比的提高，產業政策分散性逐步降低。

假設2.所有制結構對產業政策分散性的影響與地區的市場化水平密切相關，市場化改革有助于降低所有制結構對產業政策分散性的負面影響。

二、研究設計

（一）模型設定

為了實證檢驗所有制結構對產業政策分散性的影響，本文建立如下面板數據計量分析模型

其中，i、j、s、t分別表示企業、產業、省份和年份；α 為常數項；εijst為隨機擾動項，服從（0，σ2）正態分布。被解釋變量CompHerf_policyijst為產業政策分散性；Ownershipijst為企業的所有制結構，是模型的核心解釋變量；m為控制變量，包括產業規模、產業銷售利潤率、產業資本密集度、地方財政收入、產業層面的研發投入、產業出口占比以及市場競爭強度；n為控制變量個數；li為企業固定效應。

對模型（1）的估計按照如下步驟進行：首先，運用Hausman檢驗確定應采用固定效應模型還是隨機效應模型進行數據擬合。Hausman檢驗的原假設為：采用固定效應模型和隨機效應模型估計的系數沒有系統性的差異。當Hausman檢驗在5%的統計水平上顯著時，原假設被拒絕，應選擇固定效應模型進行估計，否則應采用隨機效應模型；其次，由于可能存在因遺漏變量和逆向因果產生的內生性問題，我們采用Davidson和Mackinnon[16]提出的方法進行內生性檢驗。原假設為采用OLS和工具變量方法進行估計的系數不存在系統性的差異，如果在5%的顯著性水平下拒絕原假設，則表明模型可能存在內生性問題；再次，模型可能存在內生性問題的情形下，進一步采用工具變量方法進行估計，以緩解模型可能存在的內生性問題。參考劉瑞明[17]26的做法，受限于數據獲得的困難，我們選取國有經濟比重的滯后項作為工具變量，并進行弱工具變量檢驗和識別不足檢驗，因只選取了國有經濟比重的滯后一期作為工具變量，因而不存在過度識別的問題。

考慮到不斷推進的市場化進程，所有制結構變化影響產業政策分散性的制度背景并非靜態不變的，在模型（1）的基礎上，將市場化制度作為交互項變量引入模型以解釋所有制結構對產業政策分散性的影響隨市場化改革發生的變化。

在模型（1）的基礎上引入市場化水平變量R，將上述模型擴展為

在模型（2）中，需要考慮交互項的層級完整建構性[18]，在控制變量中增加了市場化指數變量，并運用層級F檢驗[19]進行層級完整建構性檢驗。

（二）變量度量

被解釋變量：即產業政策分散性，產業政策分散性的度量通常有兩種方法：第一種方法用獲得政策支持的企業數目與行業內企業總數之比來度量，這種度量方法僅以是否獲得補貼來區分，忽視了不同企業獲得補貼數額上的巨大差異。第二種方法以給定產業中企業獲得的支持相對于產業總支持的占比來表示。在計量檢驗中，我們考慮到企業獲得政策扶持強度的差異，參照Aghion等[3]8-10的做法，擬采用第二種度量方法，式（3）衡量了政府補貼的分散性，式（4）衡量了稅收減免的分散性。

可以看出，式（3）和式（4）描述了政策支持在產業中的集中程度，在形式上與赫芬達爾指數相似，其取值越小，意味著政策在企業之間的配置越分散，即式（3）和式（4）為產業政策分散性的逆向指標。在對模型進行估計時，我們將其轉化為正向指標，即用1-Herf_subsidyijst和1-Herf_taxfreeijst分別表示政府補貼和稅收減免的分散程度，簡稱為CompHerf_subijst和CompHerf_taxijst[3]12-13。

理論上，赫芬達爾指數是產業層面的指標，但本文的產業政策分散性指標為企業層面的指標，主要做法是在計算企業i的分散性時，分子為配置于企業i的政策支持，分母則為不包含企業i的產業總支持。

解釋變量包括所有制結構、產業相對規模、產業銷售利潤率、產業資本密集度、地方總財政收入、產業的研發投入、產業出口占比以及市場競爭強度變量。其中，所有制結構為核心解釋變量，其他變量均為控制變量。

所有制結構（Ownership）：參照劉小玄[20]的做法，采用企業中國有資本與總資本之比來體現所有制結構的變化；產業規模（Scale）：一般來說，產業規模體現了產業的相對重要性及其在國民經濟體系中的位置，因而，產業規模是政府制定和實施產業政策需要考慮的主要因素之一，其對產業政策分散性具有重要影響。本文將企業營業收入加總得到整個產業的營業收入，然后取其自然對數來衡量產業規模；產業銷售利潤率（Profit）：反映了產業所處的市場環境和自身的盈利能力。陶金國等[21]研究表明，產業銷售利潤率對產業創新績效具有正向的影響，而產業創新績效直接影響是否能夠獲得政府補貼[22]；產業資本密集度（Capital_ratio）：以常用的產業固定資產凈值與企業員工數的比值來衡量。Song等[23]研究發現，在中國經濟民營化的轉型過程中，勞動力資源向私有部門轉移，私有部門受益于勞動生產率的提高而集中于勞動密集型產業，而國有部門則因擁有廉價和便利的融資市場，業務重心逐步向資本密集型產業靠攏，私有經濟和國有經濟在整個經濟中的比重此消彼長，但又呈現出明顯的要素密集型偏好。地方財政收入（Gov_revenue）：從本質上說，產業政策的核心是資源的再配置，其中，資本從政府轉移到企業是其重要的一個方面。就此而言，政府財政收入為產業政策的實施提供了重要的基礎；產業研發投入（RD）：借鑒Sheng和Song[24]的研究，以新產品產值收入占比作為企業研發投入的代理變量；產業出口競爭力（Export）：以產業層面出口占比的省級均值表示，即產業層面出口交貨值與產業銷售產值之比；市場競爭強度（Com_lerner）：本文通過1-Lerner來衡量，Lerner即勒納指數，勒納指數=（經營利潤-資本成本）/銷售收入[3]9，勒納指數越小，特定企業的市場控制力越弱，相應地其獲得的壟斷利潤也越少，市場的競爭程度則越強烈；市場化水平（Market）：以市場化指數[25]來度量，反映了市場在資源配置中的重要程度。

（三）數據來源

本文計量實證部分的數據來自于中國工業企業數據庫，選取二位碼為13～40（不含36）的27個產業進行分析。考慮到數據質量和統計口徑的一致性，樣本的時間范圍限定為1998—2007年。對于部分缺失的數據，借鑒阿利森[26]的研究，通過插值法和回歸法進行補全。基于原始數據，按照聶輝華等[27]發展的方法進行了數據篩選和處理，最終得到30個省、27個產業、130萬個企業的數據。表2為變量的描述性統計。

在表2中，政府補貼分散 性 （CompHerf_sub）、稅收減免分散性（CompHerf_tax）、所有制結構（Ownership）、產業利潤率（Profit）、產業資本密集度（Capital_ratio）、產業出口競爭力（Export）、市場競爭強度（Com_lerner）以及研發投入（RD）均為比值，產業規模（Scale）和地方財政收入（Gov＿revenue）則為取對數后的數值。由表2可以看出，產業政策分散性在企業層面存在著較強的異質性，相比于政府補貼，稅收減免更夠覆蓋到更多的企業；在樣本區間，不同地區之間的市場化存在較大的差異：以市場化水平衡量，市場化程度最低的地區，其市場化水平為1.49，而市場化程度最高的地區，其市場化水平則為11.71；所有制結構變量表明，樣本企業未包含完全的國有企業和完全的私有企業；在產業層面，銷售利潤率、產業規模、出口競爭力、研發投入以及資本密集度指標均較為離散，反映了不同產業之間較大的差異性程度；以勒納指數衡量的市場競爭強度最小值為0.009 8，接近于完全競爭市場，最大值為1，表明產業存在較強的市場勢力；從地方財政收入來看，地區之間也存在較大的差異，由于地方財政收入與地區的經濟發展水平密切相關，因而可以看出，中國省級層面的經濟發展水平也存在著較大的差異。

表2 變量的描述性統計

三、實證結果及分析

（一）基本估計結果

本文首先對面板數據模型進行Hausman檢驗以確定應采用固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果顯示在表3和表4中。Hausman檢驗的P值在1%的顯著性水平上拒絕原假設，表明選用固定效應模型的擬合效果優于隨機效應模型，因而對模型的估計應采用固定效應模型。如表 3 中（1）～（4）列所示，應用不同的控制變量組合所做的估計均表明，核心解釋變量所有制結構（Ownership）對政府補貼分散性的影響為負，且在1%的顯著性水平上成立。這表明國有資本占比的提高使得政府補貼的實施更為集中，從而降低了政府補貼分散性；表 4（1）～（4）列同樣表明，所有制結構（Ownership）對稅收減免分散性的影響亦為負，并且在1%的顯著性水平上成立。即國有資本占比的提升降低了稅收減免分散性。因而可以認為，以國有資本占比衡量的所有制結構對產業政策分散性具有負面影響，通過混合所有制改革，引進民營資本有助于改善產業政策的實施方式，提高產業政策分散性，進而有助于實現產業結構優化升級的預期政策目標。

表3 國有資本占比的變化對政府補貼分散性的影響

進一步，考慮到因遺漏變量和測量誤差導致的內生性問題，本文運用工具變量方法對模型進行了估計。因數據限制，選取國有資本占比的滯后一期作為工具變量，理論上，國有資本占比的滯后一期與國有資本占比的當期密切相關，但與當期的產業政策分散性無關。Davidson-MacKinnon檢驗的結果顯示，高度拒絕“應用固定效應模型和工具變量方法估計結果不存在系統性差異”的原假設，即應用固定效應模型估計確實存在內生性問題。另外，本文在應用工具變量方法估計之前，還進行了工具變量識別不足檢驗和弱工具變量檢驗。由表5、表6得出，識別不足檢驗高度拒絕“工具變量與內生變量無關”的原假設，表明工具變量與內生變量相關；弱工具變量檢驗的統計量遠遠大于10%偏誤下的臨界值16.38，表明本文選擇的工具變量與內生變量存在較強的相關性。如表5的（1）～（4）列和表6的（1）～（4）列所示，應用工具變量估計的結果表明，以國有資本占比衡量的所有制結構對產業政策分散性均存在顯著的負面效應。綜上所述，假設1得到實證結果的支持。

表4 國有資本占比的變化對稅收減免分散性的影響

表5 國有資本占比的變化對政府補貼分散性的影響（IVFE-2SLS）

表6 國有資本占比的變化對稅收減免分散性的影響（IVFE-2SLS）

此外，研究發現，在利用工具變量法和二階段最小二乘法（2SLS）控制可能存在的內生性問題后，市場競爭強度（Com_lerner）對產業政策分散性的影響為正，并且在1%的顯著性水平上成立。市場競爭強度越大，面向特定產業政策的企業之間競爭越強，產業政策在企業之間的配置越分散；地方政府財政收入（Gov_revenue）對產業政策分散性的影響為正，并且在1%的顯著性水平上顯著。地方政府實施補貼政策的潛在空間與地方政府財政收入密切相關，地方政府的財政收入越高，獲得政策支持的企業數目占比將越大，產業政策的分散性也將越大；產業層面的研發投入（RD）、產業銷售利潤率（Profit）對政府補貼分散性具有顯著的正向影響，而對稅收減免分散性則具有顯著的負向影響。原因可能與政府補貼、稅收減免的作用機制有關，政府補貼是一種事前實施的政策，而稅收減免是事后的政策，對于事后實施的稅收減免來說，產業政策更易于扶持特定的目標企業，從而弱化了產業政策的分散性，導致產業政策選取不同的政策工具（政府補貼或稅收減免）時，部分控制變量對產業政策分散性的影響系數發生變化；產業規模（Scale）、產業出口競爭力（Export）對產業政策分散性的影響為負，而產業資本密集度（Capital_ratio）對產業政策分散性具有顯著的正向影響。耿強和胡睿昕[21]的研究表明，企業獲得政策支持的概率和程度不僅受到產業特征的影響，還與企業在生產經營過程中面臨的不確定性密切相關。本文的估計結果證實，產業規模、產業出口競爭力、產業盈利能力、產業資本密集度等特征對產業政策分散性確實存在顯著影響。

綜上所述，以國有資本比重衡量的所有制結構對產業政策的分散性具有負面的影響，產業政策分散性是產業層面多種因素共同作用的結果，其與產業規模、產業出口競爭力負相關、與產業資本密集型正相關；另外，較高的地方政府財政收入，競爭性的市場結構均有利于形成分散性的產業政策。

表5、表6中的列（5）報告了不同市場化水平下，所有制結構對產業政策分散性影響的估計結果。可以看出，控制了模型可能存在的內生性問題后，市場化水平越高的地區，以國有資本占比衡量的所有制結構對政府補貼分散性的負面影響越弱，且在1%的顯著性水平上成立，這與逯東和朱麗[28]的研究結論基本一致；由表6的列（5）可以看出，以國有資本占比衡量的所有制結構對稅收減免分散性的負面影響隨著市場化水平的提高亦在減弱，并且在1%的統計水平上顯著。也就是說，在既定的所有制結構下，推進市場化改革，有助于增強產業政策的分散性，進而改進產業政策的事實方式。假設2得證。

（二）穩健性分析

為進一步檢驗結果的穩健性，本文做了如下的工作。首先，控制不同變量的組合對數據進行擬合，估計結果顯示，所有制結構對產業政策分散性有顯著的負面影響，如表5和表 6 的（1）～（3）列所示；其次，考慮到基本估計中的被解釋變量為企業獲得補貼所占部門總補貼的比例，潛在的假定是企業為同質的，忽略了企業年齡的影響。事實上，由于地區之間存在著“為晉升而增長”的競爭機制[29]，地方政府往往以特殊的優惠政策（如政府補貼和稅收減免）作為招商引資的籌碼來吸引新企業進入。因而，對于不同年齡的企業，政策支持的程度存在顯著差異。用企業年齡對產業政策分散性指標進行加權處理，估計結果如表7所示。其中，列（1）、列（3）分別為所有制結構變化對政府補貼分散性、稅收減免分散性影響的穩健性分析，列（2）、列（4）為不同的市場化水平下，所有制結構變化對政府補貼分散性、稅收減免分散性影響差異的穩健性分析。

由表7可以看出，以國有資本占比衡量的所有制結構對政府補貼分散性、稅收減免分散性的影響均為負，且在1%的顯著性水平上成立。加入市場化水平的交互影響后的估計結果表明，市場化改革有助于降低所有制結構對產業政策分散性的負面效應。這說明本文的假說能夠得到多項數據估計的支持，具有較好的穩健性。

表7 所有制結構對產業政策分散性影響的穩健性分析

四、結論與啟示

（一）結論分析

給定產業政策存在的合理性，產業政策的實施方式對其實施效果具有重要影響。Aghion等[3]23-24的研究表明，分散性地實施產業政策有助于企業進行縱向創新，進而提升產業績效；指向特定企業的產業政策則會抑制企業競爭，導致企業之間的資源錯配和效率損失[30]。本文從產業政策實施方式出發，以1998—2007年中國工業規模以上企業層面的數據研究了所有制結構對產業政策分散性的影響。研究發現，在統計學的意義上，企業國有資本占比每提高一個標準差，政府補貼分散性下降約10.3%，稅收減免分散性下降約3.2%；應用工具變量法進行內生性檢驗和穩健性檢驗后，國有資本占比對產業政策分散性具有顯著的負面影響結論仍然成立。進一步引入市場化水平后發現，市場化水平提升一個標準差，國有資本占比對政府補貼分散性的負面效應下降1.7個百分點；國有資本占比對稅收減免分散性的負面效應下降0.2個百分點。本文的邊際貢獻在于從產業政策實施方式的視角揭示了不同地區產業政策績效差異產生的原因；同時也發現，國有企業不僅通過市場分割[17]30、金融壓抑[31]等渠道影響經濟增長，而且還可能通過影響產業政策的實施方式而對產業發展產生重要影響。

（二）啟示建議

基于本文研究結論的政策涵義是：新時期產業政策的制定和實施，要兼顧地區所有制結構的差異和市場化進程的快慢。中央政府制定一項產業政策，在不同的地區，因產業政策實施方式（產業政策分散性）不同，其政策效果可能存在顯著差異。為了實現產業政策的預期目標，對于中央政府而言：

1.嘗試將產業政策分散性作為產業政策實施的中介目標，用以監督產業政策的實施過程，同時作為地方政府落實產業政策的考核指標，用以評價產業政策的實施效果。基于本文的研究，我們可以將產業政策的實施過程分為兩個階段：第一階段應以保障產業政策分散性為目標，特別是對于市場化水平較低、民營資本占比較低的欠發達地區，提高其產業政策分散性是發揮產業政策競爭促進效應的基礎和前提；第二階段是在產業政策分散性達到一定程度的基礎上，通過強化對政策過程的監督和結果的考核評價來確保受到政策扶持的企業按照政策目標的要求而配置資源，降低產業政策的扭曲程度。

2.應加強產業政策、國有企業混合所有制改革以及市場化改革之間的政策協調性。本文的研究表明，產業政策分散性是內生于產業所有制結構和經濟體的市場化水平的。因而，在既定的市場化水平下，深入實施混合所有制改革，在國有企業中有序引入民營資本，不僅有助于國有企業建立現代企業制度，提高國有企業的效率，還有助于產業政策實施方式的轉變，提升產業政策的分散性，進而強化產業政策的競爭促進效應，實現產業政策促進產業升級的預期目標。在既定的所有制結構下，產業政策實施方式的轉變應與市場化改革同步進行，發揮兩者的協同作用，進而弱化國有資本占比對產業政策分散性的負面效應。具體而言，在國有資本占比較高、市場化水平較低的地區，政策重點應是推進混合所有制改革和市場化改革，而不是單純通過行政干預推動產業政策實施方式的轉變。在國有資本占比較低、市場化水平較高的地區，政府應致力于通過提高產業政策分散性來優化產業政策的實施效果。