張龍鵬 湯志偉

(電子科技大學 公共管理學院，四川 成都 611731)

一、引言

隨著中國步入中等收入國家，原先支撐經(jīng)濟高速增長的一些因素正在發(fā)生變化。投資率不斷下降，人口結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，廉價勞動力優(yōu)勢不斷縮小，外部壓力不斷增加，從而導致中國經(jīng)濟增長進入下滑軌道?，F(xiàn)有粗放的經(jīng)濟增長方式越來越難以為繼，中國經(jīng)濟增長的方式亟待轉(zhuǎn)變，需要新動能、新舉措方能確保經(jīng)濟中高速增長，并逐步向中高端經(jīng)濟發(fā)展水平邁進。中共十九大報告指出，要使市場在資源配置中起決定性作用，更好發(fā)揮政府作用。這明確了中國未來經(jīng)濟體制改革目標和發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的方向，即通過完善政府職能與優(yōu)化市場機制實現(xiàn)資源優(yōu)化配置。Hsieh et al.(2009)的研究也表明，中國通過改革經(jīng)濟體制中阻礙資源有效配置的因素，能夠使經(jīng)濟產(chǎn)出提高30%～50%。然而，Dollar et al.(2007)、聶輝華等(2011)、蔣為等(2015)等研究發(fā)現(xiàn)，中國存在較為嚴重的資源誤置效應，要素資源并未在企業(yè)間實現(xiàn)有效配置。因此，深入研究造成資源誤置的原因，有助于改善市場中的資源配置效率，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變，提高經(jīng)濟增長活力。

產(chǎn)業(yè)政策作為政府干預經(jīng)濟活動的重要方式，對于有效發(fā)揮政府與市場在資源配置中的作用具有重要價值。產(chǎn)業(yè)政策傾向于利用行政審批、行業(yè)準入等直接干預性的行政手段以及財政、金融、土地、貿(mào)易等間接干預性的經(jīng)濟手段扶持某一產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而影響產(chǎn)業(yè)內(nèi)的資源配置情況。在一個不受產(chǎn)業(yè)政策干預的市場環(huán)境中，行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的資源配置情況僅取決于企業(yè)生產(chǎn)率的高低，為獲得更高收益，生產(chǎn)要素資源將從低生產(chǎn)率企業(yè)流向高生產(chǎn)率企業(yè)，這時資源實現(xiàn)了重置與優(yōu)化，行業(yè)生產(chǎn)率將得以提高。然而，在一個存在產(chǎn)業(yè)政策的市場環(huán)境中，由于產(chǎn)業(yè)政策的干預，資源會在產(chǎn)業(yè)政策的作用下流入相關(guān)企業(yè)。在產(chǎn)業(yè)政策所支持的行業(yè)內(nèi)，并非所有企業(yè)都能夠獲得產(chǎn)業(yè)政策支持，通常也只有少數(shù)企業(yè)能夠得到扶持，因此，產(chǎn)業(yè)政策會表現(xiàn)出差異化的執(zhí)行特征。差異化的產(chǎn)業(yè)政策使得生產(chǎn)要素資源在不同政策支持力度的企業(yè)之間流動和重新配置。當生產(chǎn)要素資源從低政策支持力度企業(yè)流向高政策支持力度企業(yè)，且低政策支持力度企業(yè)的生產(chǎn)率更高時，資源誤置效應就產(chǎn)生了。此外，產(chǎn)業(yè)政策支持少數(shù)企業(yè)，尤其是傾向于支持低生產(chǎn)率企業(yè)，而這將扭曲市場的進入退出機制，低生產(chǎn)率企業(yè)因得到產(chǎn)業(yè)政策的支持不能有序退出市場，高生產(chǎn)率企業(yè)由于缺乏政策支持難以進入市場，從而降低了市場資源配置的動態(tài)效率。那么，中國的產(chǎn)業(yè)政策是否存在資源誤置效應呢？如果存在，是否由差異化的產(chǎn)業(yè)政策所導致的呢？對于這兩個問題的研究，有助于我們認識中國產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行效果與經(jīng)濟效應，從而明確產(chǎn)業(yè)政策轉(zhuǎn)型方向與優(yōu)化的目標。

二、文獻綜述

作為政府干預微觀經(jīng)濟活動的重要方式，產(chǎn)業(yè)政策一向是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學和發(fā)展經(jīng)濟學關(guān)注的熱點，尤其是林毅夫與張維迎圍繞著產(chǎn)業(yè)政策進行了大討論。一方面，Stiglitz et al.(2015)、Krugman(1986)、Rodrik(2007)、林毅夫(2017)等從市場失靈角度論證了產(chǎn)業(yè)政策存在的必要性，而張維迎(2016)、江飛濤等(2010)等則從政府的機會主義行為與政府失靈的角度說明產(chǎn)業(yè)政策的無效性；另一方面，Beason et al.(1996)、Criscuolo et al.(2012)、Du et al.(2014)、Aghion et al.(2015)等研究了不同國家產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行效應與經(jīng)濟效應。由于中國是使用產(chǎn)業(yè)政策較多的國家，學者尤其關(guān)注產(chǎn)業(yè)政策對中國經(jīng)濟所造成的影響，以期規(guī)劃和構(gòu)筑新時代中國產(chǎn)業(yè)政策轉(zhuǎn)型與優(yōu)化的新方向與新體系。現(xiàn)有研究主要探討了中國產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率、創(chuàng)新、投資、產(chǎn)能過剩等方面的影響，但這些研究所得到的結(jié)論并未達成共識。其中，產(chǎn)業(yè)政策與生產(chǎn)率的研究和本文的主題密切相關(guān)。

現(xiàn)有文獻研究中國產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率的影響并未得出一致性結(jié)論。宋凌云等(2013)基于政府五年規(guī)劃文件數(shù)據(jù)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策總體上提升了行業(yè)生產(chǎn)率，這一效應產(chǎn)生的微觀機制在于政府將政策資源導向了生產(chǎn)率增長較快的企業(yè)，從而實現(xiàn)了資源重置與優(yōu)化。然而，其他學者以政府補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持等產(chǎn)業(yè)政策工具度量產(chǎn)業(yè)政策，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策對行業(yè)生產(chǎn)率的影響是復雜的。舒銳(2013)、李駿等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，補貼與稅收優(yōu)惠均未促進生產(chǎn)率的提升，但信貸扶持對行業(yè)生產(chǎn)率具有正向作用。于良春等(2016)基于汽車行業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策中的固定資產(chǎn)投資促進了生產(chǎn)率增長，研發(fā)投資卻對此產(chǎn)生了抑制作用。鑒于產(chǎn)業(yè)政策影響的不一致性，部分學者更加注重探討如何更好地實施產(chǎn)業(yè)政策以提升行業(yè)生產(chǎn)率。最具代表性的Aghion et al.(2015)的研究指出，如果中國產(chǎn)業(yè)政策配置到競爭性行業(yè)或促進了行業(yè)競爭，就能夠提升行業(yè)生產(chǎn)率。這一結(jié)論也得到了李駿等(2017)、韓超等(2017)等的支持。熊瑞祥等(2017)認為，產(chǎn)業(yè)政策需要與本地生產(chǎn)性結(jié)構(gòu)保持一致才能發(fā)揮其促進生產(chǎn)率的作用。孫早等(2015)認為，產(chǎn)業(yè)政策能否起到促進生產(chǎn)率提高作用受到中央政府對地方政府考核的影響：當中央政府考核目標由“偏增長”轉(zhuǎn)向“重轉(zhuǎn)變”，地方政府產(chǎn)業(yè)政策的實施目標也由追求短期經(jīng)濟增長向提升生產(chǎn)率轉(zhuǎn)變。

產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率的影響不僅體現(xiàn)在生產(chǎn)率水平上，也體現(xiàn)在生產(chǎn)率的波動性上，因而需要研究產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)間生產(chǎn)率離散程度的影響，考察產(chǎn)業(yè)政策是否產(chǎn)生資源誤置效應。蔣為等(2015)研究補貼與生產(chǎn)率離散程度的關(guān)系后指出，補貼政策導致了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率離散程度的擴大，這表明補貼政策提高了行業(yè)的資源誤置程度，造成這一結(jié)果的主要原因是補貼在行業(yè)內(nèi)的差異化使用。蔣為(2016)進一步指出，增值稅的差異化使用也是導致生產(chǎn)率離散程度擴大與產(chǎn)生資源誤置的重要因素。

綜上，當前關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策與生產(chǎn)率波動的研究文獻較少，僅有的研究只是探討了某一產(chǎn)業(yè)政策工具的使用方式對生產(chǎn)率波動的影響，并沒有明確差異化產(chǎn)業(yè)政策的資源誤置效應是由支持何種企業(yè)導致的。因此，只有深入研究產(chǎn)業(yè)政策與生產(chǎn)率波動的關(guān)系，才能揭示產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率的影響，進而了解產(chǎn)業(yè)政策是否促進了資源配置效率的提升。針對現(xiàn)有研究的薄弱之處，本文致力于分析產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率離散程度的影響，以考察產(chǎn)業(yè)政策是否存在資源誤置效應。具體研究過程如下：首先，根據(jù)產(chǎn)業(yè)政策文件構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量，從整體上研究產(chǎn)業(yè)政策與生產(chǎn)率離散程度的關(guān)系；其次，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策工具的代理變量，研究產(chǎn)業(yè)政策工具及其執(zhí)行方式對生產(chǎn)率離散程度的影響；最后，檢驗產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置影響的微觀機制。

三、計量模型、變量測度與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

本文需要論證的核心問題是：產(chǎn)業(yè)政策是否導致了行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間生產(chǎn)率離散程度的拉大，從而造成行業(yè)資源出現(xiàn)誤置。為了檢驗產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置的影響，本文構(gòu)建如式(1)所示的計量模型：

(1)

其中，i、t分別表示四位碼行業(yè)、年份；Dispersion表示行業(yè)的資源誤置程度，本文利用行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度作為代理變量；Policy表示產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行情況；Ctr表示控制變量；μ表示行業(yè)固定效應；ν表示時間固定效應；ξ為隨機誤差項；α1是本文重點關(guān)注的估計系數(shù)，如果其顯著為正，則表明產(chǎn)業(yè)政策會導致行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率離散程度的拉大，從而產(chǎn)生資源誤置效應。

(二)變量測度

1．被解釋變量

如果資源可以自由流動，不存在任何扭曲，那么所有企業(yè)的生產(chǎn)率應該相同，因為生產(chǎn)率高的企業(yè)會兼并或擠出生產(chǎn)率低的企業(yè)(Hsieh et al.,2009;聶輝華 等,2011)?；诖?，我們可以利用行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間的生產(chǎn)率離散程度表示行業(yè)的資源誤置程度(聶輝華 等,2011;蔣為 等,2015)。企業(yè)之間的生產(chǎn)率離散程度越大，表明行業(yè)的資源誤置程度越高。為測算資源誤置程度，需要先測算企業(yè)的生產(chǎn)率。由于利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫測算企業(yè)的生產(chǎn)率，因此根據(jù)聶輝華等(2011)的建議，采用Olley et al.(1996)的方法計算企業(yè)的生產(chǎn)率。該方法不僅有效解決傳統(tǒng)OLS方法估計生產(chǎn)率所帶來的缺失變量問題，還考慮了企業(yè)進入退出帶來的樣本選擇偏差問題。估算的具體形式如式(2)所示:

Yft=β0+βLLft+βKKft+βMMft+ηft+εft

(2)

其中，Y、L、K、M分別表示企業(yè)產(chǎn)出、就業(yè)人數(shù)、資本存量、中間品投入量的對數(shù)值；ηft是被企業(yè)決策者觀察到而未被研究人員觀察到的生產(chǎn)率沖擊；εft是既沒被企業(yè)決策者也沒被研究人員觀察到的生產(chǎn)率沖擊。由于傳統(tǒng)OLS方法忽略了ηft的存在，然而企業(yè)勞動雇傭決策和投資等都受到生產(chǎn)率ηft的影響，直接使用傳統(tǒng)OLS方法估計將帶來內(nèi)生性問題，從而造成回歸結(jié)果有偏，在此借鑒Olley et al.(1996)的方法。Olley et al.(1996)的辦法的核心思想是，如果企業(yè)投資和生產(chǎn)率呈現(xiàn)單調(diào)正相關(guān)關(guān)系，生產(chǎn)率ηft就可以寫成企業(yè)投資的函數(shù)，將這個函數(shù)形式帶入式(2)就可以解決由生產(chǎn)率ηft帶來的缺失變量問題，進而測算出每個企業(yè)的生產(chǎn)率水平[注]此處的生產(chǎn)率為對數(shù)形式。。由于生產(chǎn)率水平趨勢成分的存在，本文對生產(chǎn)率水平去除其趨勢成分，對所得序列進行標準化處理，進而得到一個可比的生產(chǎn)率波動序列[注]本文將企業(yè)的生產(chǎn)率序列考慮為一個退勢平穩(wěn)過程，把企業(yè)生產(chǎn)率對年份趨勢回歸后的殘差作為退勢平穩(wěn)的生產(chǎn)率序列。此外，標準化處理采用了z-score標準化的方法。。借鑒蔣為(2016)、聶輝華等(2011)的研究，本文采用對數(shù)生產(chǎn)率波動序列的標準差作為行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率離散程度的代理變量。標準差越大，表明生產(chǎn)率離散程度越大，行業(yè)資源誤置程度越高。生產(chǎn)率離散程度的度量方式如式(3)所示:

(3)

2．核心解釋變量

Policy表示產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行情況，為本文的核心解釋變量。Policy為一個虛擬變量，行業(yè)如果得到國家產(chǎn)業(yè)政策支持，賦值為1，否則為0。本文借鑒宋凌云等(2013)、余明桂等(2016)的研究，利用國家“九五”計劃、“十五”計劃、“十一五”規(guī)劃文件刻畫了產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行情況?！拔迥暧媱?規(guī)劃)”文件中提到的產(chǎn)業(yè)名稱五花八門，難以與國民經(jīng)濟行業(yè)分類中的名稱對應。為此，我們借鑒宋凌云等(2013)的研究，在二位碼行業(yè)層面考察某行業(yè)是否得到國家產(chǎn)業(yè)政策的支持：首先，對于重點支持的行業(yè)，“五年計劃(規(guī)劃)”文件會明確使用“發(fā)展”、“積極發(fā)展”、“支持發(fā)展”、“重點開發(fā)”等詞匯，本文將這些行業(yè)提取出來，按照國民經(jīng)濟行業(yè)代碼(GB/T 4754-2003)將其歸入相應的二位碼行業(yè)；其次，對于文件中提到的具體制造產(chǎn)品，本文也按照國民經(jīng)濟行業(yè)代碼將其歸入相應的二位碼行業(yè)；最后，文件中提到的新材料、新能源等涉及面甚廣，無法歸入具體行業(yè)，本文暫不考慮。由于我們是在二位碼行業(yè)層面考察行業(yè)是否得到產(chǎn)業(yè)政策的支持，但是在四位碼行業(yè)層面進行相關(guān)問題的研究，因此在構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量時，我們需要做如下處理：如果某二位碼行業(yè)得到國家產(chǎn)業(yè)政策的支持，則認為其下屬的四位碼行業(yè)均得到產(chǎn)業(yè)政策支持，Policy就賦值為1。

3．控制變量

(三)數(shù)據(jù)說明

一方面，借鑒聶輝華等(2011)、蔣為等(2015)的研究辦法，采用1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫測算行業(yè)的資源誤置程度；另一方面，我們根據(jù)宋凌云等(2013)、余明桂等(2016)、Aghion et al.(2015)的研究辦法，利用中國的“五年計劃(規(guī)劃)”文件識別產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行情況，同時使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫構(gòu)建不同產(chǎn)業(yè)政策工具的代理變量。相關(guān)數(shù)據(jù)的具體情況與處理過程如下：

中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫包括了中國全部國有工業(yè)企業(yè)與年銷售額500萬人民幣以上的非國有工業(yè)企業(yè)。本文在國民經(jīng)濟行業(yè)分類的基礎上剔除非制造業(yè)企業(yè)，并按照Brandt et al.(2012)的調(diào)整代碼將2003年前后的行業(yè)代碼調(diào)整為統(tǒng)一的小類行業(yè)代碼。對數(shù)據(jù)所涉及樣本年份內(nèi)區(qū)域行政編碼的調(diào)整，我們參考了Lu et al.(2009)的方法進行調(diào)整。此外，根據(jù)樊娜娜等(2017)、聶輝華等(2012)的建議：刪除工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值平均余額等缺失的樣本；刪除累計折舊小于當年折舊、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值平均余額的樣本；刪除職工人數(shù)小于8人的樣本。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策的刻畫，現(xiàn)有文獻主要有兩種方法：一種基于產(chǎn)業(yè)政策文件的文本分析情況構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量;另一種利用補貼、稅收、信貸等產(chǎn)業(yè)政策工具直接刻畫產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行情況。這兩類方法各有優(yōu)缺點:第一種方法能夠從整體上刻畫產(chǎn)業(yè)政策的實施情況，但不能細致地反映產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行程度情況;第二種方法雖然能較為細致地反映各行業(yè)受產(chǎn)業(yè)政策影響的程度，但產(chǎn)業(yè)政策實施的復雜性導致難以單憑幾個產(chǎn)業(yè)政策工具反映中國的產(chǎn)業(yè)政策整體情況?；诖?，本文綜合使用這兩種方法，先采用第一種方法從整體上研究產(chǎn)業(yè)政策的資源誤置效應，再利用第二種方法研究產(chǎn)業(yè)政策產(chǎn)生資源誤置效應的微觀機制。產(chǎn)業(yè)政策工具代理變量的度量需要利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)。

中國是使用產(chǎn)業(yè)政策較多的國家之一，從中央政府到各級地方政府均出臺許多推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策文件。在這些產(chǎn)業(yè)政策文件中，政府“五年計劃(規(guī)劃)”是中國產(chǎn)業(yè)政策體系的最重要組成部分(李文貴 等，2016)，也是地方政府制定產(chǎn)業(yè)政策的藍本，將引導“五年計劃(規(guī)劃)”時期中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向。因此，學者們也主要根據(jù)“五年計劃(規(guī)劃)”文件構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量(宋凌云 等，2013；余明桂 等，2016；李文貴 等，2016)。遵循現(xiàn)有研究的思路，本文采用中央政府出臺的“五年計劃(規(guī)劃)”作為主要依據(jù)材料，進而刻畫中國產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行情況。“五年計劃(規(guī)劃)”文件專門有一章論述工業(yè)發(fā)展與工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整目標，本文就是通過對該章的內(nèi)容進行文本分析，進而對產(chǎn)業(yè)政策進行識別。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的時間跨度為1998—2007年，因而我們分析產(chǎn)業(yè)政策的文件分別為國家“九五”計劃(1996—2000年)、“十五”計劃(2001—2005年)以及“十一五”規(guī)劃(2006—2010年)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果與分析

根據(jù)式(1)，本文采用面板數(shù)據(jù)固定效應模型估計產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置的影響，回歸結(jié)果如表1所示。模型(1)未加入任何控制變量，單獨檢驗了產(chǎn)業(yè)政策與資源誤置的關(guān)系，模型(2)加入了行業(yè)的成本特征變量，模型(3)進一步控制了行業(yè)的開放程度，模型(4)填加了所有制變量，模型(5)最后控制了市場結(jié)構(gòu)對資源誤置的影響。在逐步加入控制變量的過程中，產(chǎn)業(yè)政策變量(Policy)的估計系數(shù)變化不大，且均在1%的顯著性水平上為正?；貧w結(jié)果表明，對于得到國家產(chǎn)業(yè)政策重點支持的行業(yè)而言，企業(yè)之間的生產(chǎn)率離散程度較大，資源誤置程度較高，從而說明中國的產(chǎn)業(yè)政策存在資源誤置效應。這表明產(chǎn)業(yè)政策為手段的政府干預扭曲了企業(yè)之間的資源配置，限制了市場機制作用的發(fā)揮，因此我們需要重新審視中國產(chǎn)業(yè)政策的實際效果，要考慮產(chǎn)業(yè)政策是否應以促進市場競爭為前提，從根本上改進產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行方式，促進政策執(zhí)行效果的提升，讓市場機制在經(jīng)濟活動中發(fā)揮決定性作用。

表1 基準回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；( )內(nèi)為穩(wěn)健標準差。下同。

接下來，進一步對表1中的控制變量做簡要說明。固定成本(FC)的估計系數(shù)在5%的顯著性水平上為負，這表明固定成本較高的行業(yè)具有較低的生產(chǎn)率離散程度，資源誤置程度更小，這與蔣為等(2015)、Ding et al.(2014)的研究結(jié)論一致。行業(yè)固定成本的增加將導致行業(yè)的臨界生產(chǎn)率上升，低生產(chǎn)率企業(yè)將從市場中退出，企業(yè)間生產(chǎn)率的離散程度將降低。出口比重(Export)的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，這表明出口比重越高，行業(yè)資源誤置程度越低，這也驗證了Melitz(2003)的研究，即出口有助于行業(yè)資源配置效率的提升。國有企業(yè)比重(SOE)的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明國有企業(yè)比重高的行業(yè)，資源誤置程度也高。蔣為等(2015)認為，國有企業(yè)普遍面臨預算的軟約束，這將造成國有企業(yè)并不受臨界生產(chǎn)率的限制。即使面臨虧損，國有企業(yè)仍然能夠繼續(xù)生產(chǎn)與經(jīng)營，從而拉大生產(chǎn)率離散程度。因此，國有企業(yè)比重越高的行業(yè)，生產(chǎn)率離散程度越大，資源誤置程度也越明顯。

(二)穩(wěn)健性檢驗與分析

1．資源誤置指標的再度量

基準回歸結(jié)果使用標準差度量了企業(yè)之間生產(chǎn)率的離散程度，進而測度了行業(yè)的資源誤置程度，但生產(chǎn)率離散程度的度量方法有多種。為了說明回歸結(jié)果不受生產(chǎn)率離散程度度量方式的影響，接下來采用其他方式重新進行度量。本文使用四分位差與90/10分位差重新度量了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度。四分位差為生產(chǎn)率的75分位數(shù)減去25分位數(shù)；90/10分位差為生產(chǎn)率的90分位數(shù)減去10分位數(shù)。四分位差與90/10分位差越大，生產(chǎn)率離散程度就越大，資源誤置程度越高。表2的模型(1)與模型(2)分別匯報了四分位差與90/10分位差的回歸結(jié)果，產(chǎn)業(yè)政策的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，表明產(chǎn)業(yè)政策存在資源誤置效應，本文的研究結(jié)論并不受生產(chǎn)率離散程度度量方式的影響。

2．按行業(yè)分組

政府對所支持行業(yè)的選擇通常依賴于一定的標準。一般而言，資本密集型行業(yè)比勞動密集型行業(yè)更容易得到產(chǎn)業(yè)政策的支持。同時，行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度也會受到行業(yè)性質(zhì)的影響。如果忽略行業(yè)的異質(zhì)性，將會因遺漏重要解釋變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為避免該問題對估計結(jié)果造成的影響，本文將樣本劃分為資本密集型行業(yè)組與勞動密集型行業(yè)組[注]鑒于本文是在二位碼行業(yè)層面構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量，因此我們計算1998—2007年各二位碼行業(yè)資本勞動比的均值，以衡量行業(yè)的資本密集型程度，資本勞動比大于中位數(shù)的行業(yè)為資本密集型行業(yè)，小于或等于中位數(shù)的行業(yè)為勞動密集型行業(yè)。，以重新檢驗產(chǎn)業(yè)政策與資源誤置之間的關(guān)系。表2的模型(3)與模型(4)分別是資本密集型行業(yè)組與勞動密集型行業(yè)組的回歸結(jié)果。估計結(jié)果表明，即使根據(jù)資本密集程度進行行業(yè)分組，產(chǎn)業(yè)政策依然顯著造成了行業(yè)的資源誤置，研究結(jié)論并未受到行業(yè)異質(zhì)性的影響。

3．按地區(qū)分組

本文主要通過構(gòu)建行業(yè)面板數(shù)據(jù)以研究產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置的影響。由于行業(yè)的資源配置效率會受到地區(qū)因素的影響，因而基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究會遺漏這一重要解釋變量。為說明研究結(jié)論不受地區(qū)因素的影響，一個可行的辦法是將樣本按地區(qū)分組，檢驗研究結(jié)論在各組是否依然成立。本文將研究樣本分為東部地區(qū)組和中西部地區(qū)組[注]東部地區(qū)組包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東、海南；中西部地區(qū)組包括黑龍江、吉林、安徽、江西、山西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、青海、甘肅、寧夏、新疆。，相應的回歸結(jié)果如表2的模型(5)與模型(6)所示。不論是在東部地區(qū)組還是在中西部地區(qū)組，產(chǎn)業(yè)政策變量的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，并且估計值與基準回歸結(jié)果中的估計值并無明顯差異。在控制地區(qū)因素后，產(chǎn)業(yè)政策依然導致了生產(chǎn)率離散程度的擴大，產(chǎn)生了資源誤置效應。

4．內(nèi)生性處理

按行業(yè)與地區(qū)分組的穩(wěn)健性檢驗部分解決了因遺漏重要解釋變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，但這還不能得到較為完整的估計結(jié)果。為了更好地處理內(nèi)生性問題，本文參考余明桂等(2016)的研究辦法，利用“十一五”規(guī)劃對支持行業(yè)進行大范圍調(diào)整[注]根據(jù)本文的研究，“九五”計劃、“十五”計劃、“十一五”規(guī)劃支持的行業(yè)數(shù)分別為12個、18個、8個。可見，從“十五”計劃到“十一五”規(guī)劃，產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整范圍較大，從而為本文利用DID模型研究產(chǎn)業(yè)政策與資源誤置提供了很好的契機。，選取試驗組與對照組，構(gòu)建如式(4)所示的DID模型：

(4)

其中，Treat等于1為試驗組，代表“十五”計劃與“十一五”規(guī)劃中都被產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)；Treat等于0為對照組，代表“十五”計劃中被產(chǎn)業(yè)政策扶持，但“十一五”規(guī)劃中未被產(chǎn)業(yè)政策扶持的行業(yè)。事件沖擊的時間為“十一五”規(guī)劃實施的年度即2006年，Post等于1為2006年及以后，等于0為2006年之前。其余變量的定義與式(1)一致。由于式(1)已經(jīng)控制了行業(yè)固定效應與時間固定效應，因此不再將Treat與Post兩個變量單獨放入估計模型中。在DID模型中，α1是我們關(guān)注的估計系數(shù)，其反映了產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置的影響。

表2的模型(7)匯報了基于式(4)的DID模型的回歸結(jié)果。Treat×Post的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明產(chǎn)業(yè)政策拉大了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度，出現(xiàn)了資源誤置效應。由此可見，本文采用DID模型的估計方法后，研究結(jié)論依然成立。

接下來進一步參考車嘉麗等(2017)的研究，利用“九五”計劃與“十五”計劃中對產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整，從另外一個角度構(gòu)建DID模型。Treat等于1為試驗組，代表“九五”計劃中未被產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)，但“十五”計劃中被產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)；Treat等于0為對照組，代表“九五”計劃與“十五”計劃中均未被產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)。事件沖擊的時間為“十五”計劃實施的年度，即2001年，Post等于1為2001年及以后，等于0為2001年之前?；诖?，表2的模型(8)匯報了相應的估計結(jié)果。Treat×Post的估計系數(shù)顯著為正，表明重新構(gòu)建DID模型后產(chǎn)業(yè)政策依然導致了行業(yè)資源誤置。

模型(7)與模型(8)的DID模型均需要滿足一個基本的前提條件，即平行趨勢假設。因此，為了驗證DID模型的有效性，本文進行了平行趨勢檢驗。根據(jù)Mora et al.(2014)的研究，我們利用Stata軟件中的didq命令進行平行趨勢檢驗。檢驗結(jié)果表明，模型(7)與模型(8)均滿足平行趨勢假設前提。

表2 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

五、產(chǎn)業(yè)政策的資源誤置效應的微觀機制分析

產(chǎn)業(yè)政策的實施依賴于一系列的政策工具。補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持、關(guān)稅保護等都是政府常用的產(chǎn)業(yè)政策工具(Du et al.,2014；Aghion et al.,2015)。對于政府支持的行業(yè)而言，其將獲得更大力度的補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持，以及獲得更為嚴格的關(guān)稅保護。政府通過產(chǎn)業(yè)政策工具的組合使用，從而達成其產(chǎn)業(yè)政策目標。因此，分析產(chǎn)業(yè)政策資源誤置效應的微觀機制必須從產(chǎn)業(yè)政策工具入手。本文將從兩個層面探討產(chǎn)業(yè)政策是如何導致資源誤置的：先研究產(chǎn)業(yè)政策工具對資源誤置的影響，然后探討產(chǎn)業(yè)政策工具的使用方式與資源誤置的關(guān)系。

(一)產(chǎn)業(yè)政策工具與資源誤置

前文通過對國家“五年計劃(規(guī)劃)”文件的解讀，進而構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策變量探討中國產(chǎn)業(yè)政策是否存在資源誤置效應。然而，基于政策文件構(gòu)建的產(chǎn)業(yè)政策變量只是初步刻畫了產(chǎn)業(yè)政策的實際執(zhí)行情況，可能還存在潛在的識別問題，因為政策文件中沒有明確支持的行業(yè)并不意味著這些行業(yè)得不到相應的產(chǎn)業(yè)政策資源；此外對于明確支持的行業(yè)，實際支持力度也會有所不同。而本文在構(gòu)建變量時對此均賦予了相同的數(shù)值。因此，接下來利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫構(gòu)造產(chǎn)業(yè)政策工具的代理變量，以進一步研究產(chǎn)業(yè)政策的資源誤置效應，這不僅能更為細致地考察產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置的影響，還能明確具體哪些政策工具產(chǎn)生了資源誤置效應。

表3 產(chǎn)業(yè)政策工具與資源誤置的回歸結(jié)果

本文在四位碼行業(yè)層面構(gòu)造了四個產(chǎn)業(yè)政策工具變量。(1)補貼強度(Subsidy)：行業(yè)補貼強度為行業(yè)內(nèi)企業(yè)補貼強度的均值。企業(yè)補貼強度為補貼與銷售額的比值。(2)稅收優(yōu)惠(Tax)：行業(yè)稅收優(yōu)惠為行業(yè)內(nèi)企業(yè)稅收優(yōu)惠的均值。企業(yè)稅收優(yōu)惠的計算方法為：稅收優(yōu)惠=企業(yè)法定適用稅率×利潤總額-實際應交所得稅(宋凌云 等，2013)。在本文的樣本期內(nèi)，內(nèi)資企業(yè)統(tǒng)一法定稅率為33%，外資企業(yè)為15%。根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)控股情況變量，本文將國有控股、集體控股、私人控股和其他控股的企業(yè)視為內(nèi)資企業(yè)，港澳臺商控股和外資控股的企業(yè)則視為外資企業(yè)(宋凌云 等，2013)。另外，本文計算企業(yè)稅收優(yōu)惠時，剔除利潤總額為負的企業(yè)，因為所得稅按照企業(yè)稅前利潤作為稅基，稅前利潤為負，企業(yè)并不需繳納所得稅(蔣為，2016)。(3)信貸扶持(Credit)：行業(yè)信貸扶持為行業(yè)內(nèi)企業(yè)信貸扶持的均值。根據(jù)李駿等(2017)、Aghion et al.(2015)的研究，企業(yè)信貸扶持可定義為行業(yè)平均貸款利率減去企業(yè)貸款利率的數(shù)值，差值越大，表明企業(yè)信貸扶持力度越大。企業(yè)貸款利率利用企業(yè)利息支出與流動負債的比值來度量。(4)關(guān)稅保護(Tariff)：本文采用WTO 報告的中國海關(guān)在1997年、2000—2007 年(1998年與1999年兩年未報告)HS6位碼產(chǎn)品的關(guān)稅稅率，并對海關(guān)編碼與國民經(jīng)濟行業(yè)進行匹配，得到四位碼行業(yè)的平均關(guān)稅(蔣為，2016)，進而衡量行業(yè)的關(guān)稅保護程度。關(guān)稅稅率越高意味著越關(guān)稅保護越嚴格。在實證分析中，上述四個產(chǎn)業(yè)政策工具變量均取自然對數(shù)。

表3匯報了產(chǎn)業(yè)政策工具與資源誤置的回歸結(jié)果。模型(1)—(4)分別研究了補貼強度、稅收優(yōu)惠、信貸扶持、關(guān)稅保護對資源誤置的影響。除了信貸扶持變量的估計系數(shù)未通過顯著性檢驗外，其余產(chǎn)業(yè)政策工具變量的估計系數(shù)均顯著為正，這表明產(chǎn)業(yè)政策支持力度越大的行業(yè)，生產(chǎn)率離散程度越高，即產(chǎn)業(yè)政策存在資源誤置效應。產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行效果可能因為政策工具組合的不同而不同，不同政策工具之間可能存在替代效應或協(xié)同效應。模型(5)同時考察了四種產(chǎn)業(yè)政策工具對資源誤置的影響。估計結(jié)果顯示，補貼強度更高、稅收優(yōu)惠更大、關(guān)稅保護更嚴格，行業(yè)資源誤置效應更明顯，信貸扶持對資源誤置的影響更不顯著。考慮了產(chǎn)業(yè)政策工具的組合后，產(chǎn)業(yè)政策的資源誤置效應依然存在。本文通過對產(chǎn)業(yè)政策工具的識別與度量，較為細致地刻畫了中國產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行情況，也進一步表明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。更為重要的是，表3的估計結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)政策通過補貼、稅收、信貸、關(guān)稅等工具降低了行業(yè)的資源配置效率。

(二)產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行方式與資源誤置[注]由于同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)面臨的關(guān)稅稅率是一致的，并不存在關(guān)稅的執(zhí)行方式問題，因此這里主要討論補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持的執(zhí)行方式。

研究產(chǎn)業(yè)政策工具與資源誤置關(guān)系只是為了說明使用何種政策工具會產(chǎn)生資源誤置效應，但還未能說明產(chǎn)業(yè)政策工具的執(zhí)行方式與資源誤置的關(guān)系。本部分將就這一問題進行深入研究。

產(chǎn)業(yè)政策工具通常有兩種執(zhí)行方式：一種是產(chǎn)業(yè)政策資源能夠惠及行業(yè)內(nèi)大多數(shù)企業(yè)，即普惠式產(chǎn)業(yè)政策；另一種是產(chǎn)業(yè)政策資源向行業(yè)內(nèi)少數(shù)企業(yè)傾斜，即差異化產(chǎn)業(yè)政策。就中國產(chǎn)業(yè)政策的實踐來看，差異化產(chǎn)業(yè)政策是主要的產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行方式。如表4所示，就補貼這一政策工具的使用而言，1998—2007年僅有12%左右的企業(yè)獲得了政府補貼，其中少數(shù)企業(yè)占有了巨額的補貼資源，這與Aghion et al.(2015)、蔣為等(2015)、邵敏等(2011)等的研究結(jié)論一致。從稅收優(yōu)惠政策工具的使用來看，樣本期內(nèi)均值以上稅收優(yōu)惠的企業(yè)比重為12.99%，這表明少數(shù)企業(yè)享有極為可觀的稅收優(yōu)惠，產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行的差異化特征顯著。與補貼、稅收優(yōu)惠的使用情況不同，信貸扶持的使用較為分散，信貸扶持在均值以上的企業(yè)比重為77.49%。或許正是因為信貸扶持工具使用的較為分散，這才在表3中表現(xiàn)出：信貸扶持對資源誤置沒有產(chǎn)生顯著的影響。

表4 產(chǎn)業(yè)政策工具的執(zhí)行情況(單位：%)

資料來源：作者根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫計算。

更為關(guān)鍵的是，產(chǎn)業(yè)政策資源不僅被配置到少數(shù)企業(yè)，而且這些獲得政策資源的企業(yè)通常是低效率的，中國的產(chǎn)業(yè)政策更多地體現(xiàn)了“保護弱者”的傾向(邵敏 等，2011)。表5檢驗了何種類型企業(yè)更容易獲得產(chǎn)業(yè)政策資源，因此我們重點關(guān)注企業(yè)生產(chǎn)率與產(chǎn)業(yè)政策資源之間的關(guān)系。參考邵敏等(2011)的研究，我們考察了以下企業(yè)特征與產(chǎn)業(yè)政策資源的關(guān)系：(1)企業(yè)生產(chǎn)率(TFP)，可以根據(jù)式(2)計算而得；(2)企業(yè)規(guī)模(Size)，利用企業(yè)銷售收入的自然對數(shù)值度量；(3)所有制變量(SOE、FIE)，如果是國有企業(yè)，SOE賦值為1，否則為0，如果是外資企業(yè)，F(xiàn)IE賦值為1，否則為0；(4)新產(chǎn)品產(chǎn)值占比(Product)，該變量為企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比值；(5)企業(yè)出口行為(Export)，企業(yè)如果存在出口行為，Export賦值為1，否則為0。表5的模型(1)采用Probit模型研究了生產(chǎn)率對企業(yè)獲得補貼可能性的影響，模型(2)利用OLS方法分析了生產(chǎn)率對企業(yè)獲得稅收優(yōu)惠的影響。回歸結(jié)果表明，企業(yè)生產(chǎn)率的估計系數(shù)均顯著為負，這表明生產(chǎn)率較高的企業(yè)獲得補貼的可能性較低，獲得的稅收優(yōu)惠也較少。模型(3)利用OLS方法考察了企業(yè)生產(chǎn)率與其得到的信貸扶持之間的關(guān)系。企業(yè)生產(chǎn)率的估計系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明企業(yè)生產(chǎn)率對其獲得信貸扶持額度的大小沒有產(chǎn)生顯著影響。表5的回歸結(jié)果表明，整體而言，產(chǎn)業(yè)政策資源主要流向了生產(chǎn)率較低的企業(yè)。

產(chǎn)業(yè)政策資源配置到低生產(chǎn)率企業(yè)將扭曲市場機制，低生產(chǎn)率企業(yè)因受政策扶持不能及時有序退出市場，新創(chuàng)企業(yè)因不能享受政策優(yōu)惠而難以進入市場。不通暢的企業(yè)進入退出通道將阻礙市場機制作用的發(fā)揮，進而產(chǎn)生資源誤置效應?；谏鲜龇治隹芍?，產(chǎn)業(yè)政策資源配置到行業(yè)內(nèi)少數(shù)低生產(chǎn)率企業(yè)，從而形成了差異化的產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行方式，進而導致了行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間生產(chǎn)率離散程度的擴大，從而阻礙了行業(yè)資源配置效率的提升。接下來，我們將檢驗產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行的差異化是否導致了資源誤置，以進一步闡述產(chǎn)業(yè)政策的資源誤置效應的微觀機制。

表5 企業(yè)特征與產(chǎn)業(yè)政策工具的回歸結(jié)果

為研究產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行方式對資源誤置的影響，本文根據(jù)許家云等(2017)、蔣為等(2015)等的研究辦法，利用標準差度量產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行的差異化程度，即標準差越大，產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行的差異化程度越大。由于行業(yè)關(guān)稅是統(tǒng)一的，并不存在企業(yè)間的差異化問題，因此我們主要計算補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持的差異化程度。

補貼差異化、稅收優(yōu)惠差異化、信貸扶持差異化的計算方法分別如式(5)、式(6)、式(7)所示：

(5)

(6)

(7)

基于對產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行差異化的度量，表6匯報了產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行的差異化對資源誤置的影響。表6模型(1)—(3)分別探討了補貼強度差異化、稅收優(yōu)惠差異化、信貸扶持差異化對資源誤置的影響。補貼強度差異化與稅收優(yōu)惠差異化的估計系數(shù)顯著為正，信貸扶持差異化的估計系數(shù)雖然為正，但未通過顯著性檢驗。補貼、稅收優(yōu)惠被少數(shù)低生產(chǎn)率企業(yè)所占有，從而扭曲了市場機制，低生產(chǎn)率企業(yè)不能有序退出市場，高生產(chǎn)率企業(yè)難以進入市場，拉大了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度，造成了資源誤置；由于信貸扶持工具的使用較為分散，并沒有明顯傾向于低生產(chǎn)率企業(yè)，因而信貸扶持差異化對行業(yè)的資源誤置程度沒有造成顯著影響，這也從側(cè)面揭示了產(chǎn)業(yè)政策資源誤置效應的微觀機制是差異化的產(chǎn)業(yè)政策。由于產(chǎn)業(yè)政策工具通常并非單獨使用，產(chǎn)業(yè)政策對其所支持的行業(yè)可能同時使用了多種產(chǎn)業(yè)政策工具，因此模型(4)一并研究了補貼強度差異化、稅收優(yōu)惠差異化、信貸扶持差異化與資源誤置的關(guān)系?；貧w結(jié)果顯示，當我們同時考察三種產(chǎn)業(yè)政策工具的執(zhí)行方式對資源誤置的影響時，補貼強度差異化、稅收優(yōu)惠差異化、信貸扶持差異化的估計系數(shù)均顯著為正，這表明產(chǎn)業(yè)政策工具的使用存在互補效應，這些產(chǎn)業(yè)政策工具共同加強了行業(yè)的資源誤置程度。

表6 產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行方式與資源誤置的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

產(chǎn)業(yè)政策是政府推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要政策方式。對產(chǎn)業(yè)政策經(jīng)濟效應的評估能夠了解產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行成效，進而為產(chǎn)業(yè)政策的轉(zhuǎn)型與優(yōu)化提供經(jīng)驗支撐。本文基于生產(chǎn)率離散程度的視角，從產(chǎn)業(yè)政策、產(chǎn)業(yè)政策工具、產(chǎn)業(yè)政策工具執(zhí)行方式三個層面研究產(chǎn)業(yè)政策對行業(yè)資源誤置的影響，并對其微觀機制進行了檢驗與分析。首先，通過對國家“五年計劃(規(guī)劃)”文件進行文本分析，構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)政策變量，進而從整體上研究了產(chǎn)業(yè)政策對資源誤置的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)，企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度較大，產(chǎn)業(yè)政策存在資源誤置效應。由于產(chǎn)業(yè)政策的實施依賴于補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持、關(guān)稅保護等政策工具，因而本文研究了這四種政策工具對資源誤置的影響。研究結(jié)果表明，補貼、稅收優(yōu)惠、信貸扶持、關(guān)稅保護均導致了資源誤置效應的產(chǎn)生。最后，本文探討了產(chǎn)業(yè)政策及其政策工具產(chǎn)生的資源誤置效應微觀機制。研究結(jié)論認為，產(chǎn)業(yè)政策產(chǎn)生資源誤置效應的微觀機制在于中國產(chǎn)業(yè)政策使用的差異化。由于產(chǎn)業(yè)政策傾向于支持少數(shù)企業(yè)，并且獲得補貼、稅收優(yōu)惠等政策資源的企業(yè)通常是低生產(chǎn)率企業(yè)，從而扭曲了市場機制，導致低生產(chǎn)率企業(yè)占有大量資源，不能有序退出市場，高生產(chǎn)率企業(yè)因難以獲得資源支持，市場進入動力不足，從而導致了資源誤置。

基于本文的研究，給我們的政策啟示是：中國現(xiàn)行產(chǎn)業(yè)政策是反競爭性的，與競爭性的產(chǎn)業(yè)政策格格不入。因此，中國產(chǎn)業(yè)政策轉(zhuǎn)型與優(yōu)化的要點在于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策與競爭政策的深度融合。新時代下產(chǎn)業(yè)政策的主要特征應該是提供信息、建立市場秩序、強化市場競爭功能，從而真正為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供動力。此外，在產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整過程中，應注意政策調(diào)整的系統(tǒng)性。正如本文研究所指出的那樣，由于產(chǎn)業(yè)政策中信貸扶持工具的使用較具普惠式特征，因而其單獨使用并未對行業(yè)資源誤置產(chǎn)生顯著性影響，但當與其他政策工具的使用時，信貸扶持工具的使用在一定程度上也造成了行業(yè)的資源誤置。換言之，我們不僅要準確評估各種產(chǎn)業(yè)政策工具的使用方式及其經(jīng)濟影響，也要系統(tǒng)性對產(chǎn)業(yè)政策進行調(diào)整，此時方能取得預期的經(jīng)濟績效。