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摘要：目前,中國經濟已經進入了高質量發展的新階段。在這一新階段,提高企業全要素生產率無疑是實現高質量發展的重要基礎。本文利用2015年頒布的《中國制造2025》作為“準自然實驗”,并以2011—2018年A股制造業上市公司數據作為研究樣本,考察了產業政策與企業生產率之間的因果關系。實證結果表明:《中國制造2025》有效促進了企業生產率的提高,在有效排除共同趨勢、預期效應等問題后,這一結論依然穩健;在進一步對作用機制的考察中發現,《中國制造2025》主要通過資源效應(稅收減免、財政補貼、信貸優惠)和競爭效應提升了企業生產率。本文的研究有助于深入理解產業政策影響企業行為的微觀機理,對政府利用產業政策提振實體經濟具有重要啟示。
關鍵詞：《中國制造2025》;生產率;資源效應;競爭效應
0引言
近年來,中國作為制造業強國的崛起進程舉世矚目。在1980年,中國在全球國家制造業排名中不過位列第七,而到了2010年,中國成功取代美國,成為全球最大的制造國?，F有研究指出,產業政策在制造業崛起中扮演著舉足輕重的角色(Aghionetal.,2015;Alderetal.,2016)。例如,李駿等(2017)、林毅夫等(2018)的研究均表明,產業政策有效提升了企業生產率。然而,產業政策的反對者也指出,產業政策可能會通過扭曲資源配置、干預市場競爭等抑制企業生產率的提升(張莉等,2019)。因此,在當前亟待改善經濟增長質量的背景下,厘清產業政策對企業生產率的影響和作用機制,具有重要的現實意義。與以往文獻主要關注“五年規劃”等產業政策不同,本文主要考察《中國制造2025》對企業生產率的影響,以期為理解產業政策對提升經濟質量究竟產生何種影響做出貢獻。此外,本文的研究也可以為國內空前激烈的產業政策之辯提供一定的經驗證據。在2015年5月8日,為促進企業轉型升級,國務院頒布了《中國制造2025》這一綱領性文件,以重點扶持信息技術等10大領域,進而推動我國在2025年基本實現工業化。在這一綱領性文件的指導下,各級政府采取各類措施來強化這一產業政策。那么,這一政策會如何影響企業生產率?為探究上述問題,本文將《中國制造2025》的實施視為一項“準自然實驗”,以2011———2018年中國A股制造業上市企業作為研究樣本,考察了產業政策對企業生產率的因果影響,實證結果表明:《中國制造2025》提升了企業生產率,在排除共同趨勢、預期效應、自選擇問題,和反向因果關系后,結論依然穩健;進一步對作用機制的考察中發現,《中國制造2025》主要通過資源效應(稅收減免、財政補貼、信貸優惠)和競爭效應促進企業生產率的提升。本文的貢獻如下:首先,從微觀角度考察了產業政策對生產率的影響。以往對于產業政策如何影響生產率的研究主要集中在宏觀層面,而本文則更關注企業層面的生產率。其次,本文也具有一定的實證貢獻。本文將2015年推出的《中國制造2025》視為一項“準自然實驗”,采用雙重差分法評估這一政策對生產率的影響;同時,為了進一步確保雙重差分的適用性,我們還進行了共同趨勢檢驗、預期效應檢驗、自選擇問題和反向因果關系檢驗,因而在很大程度上保證了結論的可靠性。最后,本文的研究還具有一定的政策啟示。近年來,經濟下行壓力加大,在此情形下,如何提升企業生產率、促進企業轉型升級成為了各界討論的焦點問題。本文基于中國上市公司數據,研究發現產業政策確實可以有效提升生產率,這為政府通過產業政策提振實體經濟提供了一定的經驗證據。
1制度背景與競爭性假說
1.1制度背景
作為轉型國家,中國越來越強調市場對資源配置的決定性作用,但是其產業政策依然延續了以往政府干預經濟的傳統(余明桂等,2016)。在2015年5月8日頒布的《中國制造2025》中,“選擇性產業政策”依然是主導思想。具體而言,《中國制造2025》為中國制造業(包括信息技術、高檔數控機床和機器人等10大領域)未來10年做出了頂層規劃,其目的是實現中國制造向中國創造、中國速度向中國質量、中國產品向中國品牌的三大轉變,進而推動我國在2025年基本實現工業化。在這一綱領性文件的指導下,各級政府同時采取稅收優惠、財政補貼、信貸優惠、放寬市場準入、進一步擴大制造業對外開放等措施來強化這一產業政策。其中,稅收優惠、財政補貼、信貸優惠三項措施會降低企業的資源獲取成本,而放寬市場準入、進一步擴大制造業對外開放會影響到行業內企業數量,從而改變行業內企業的競爭壓力,并通過市場競爭影響生產率。
1.2競爭性假說的提出
1.2.1產業政策的生產率。提升效應企業生產率的提升是企業創新活動、組織變革、管理效率綜合作用的結果,這一過程必然具有風險大、回報率不確定的特征,這會在很大程度上限制企業的融資能力。同時,除了融資的限制以外,生產率的提升還面臨嚴重的激勵不足問題。通過對已有文獻的梳理,本文認為,《中國制造2025》會通過資源效應(稅收優惠、財政補貼、信貸優惠)和競爭效應(放寬市場準入、擴大制造業對外開放)緩解企業生產率提升過程中面臨的融資約束和激勵不足問題:首先,產業政策會通過資源效應提升企業生產率。為實現《中國制造2025》的發展目標,政府會給予企業大量的稅收優惠,這些稅收優惠包括企業所得稅減免、研發費用的加計扣除等。稅收激勵會在很大程度增加企業的現金流量,緩解企業面臨的融資約束,進而增強了企業在不確定環境下的風險承受能力,由此提升企業生產率變革的概率。申廣軍等(2016)、鄭寶紅和張兆國(2018)的研究均表明,稅收優惠促進了企業生產率的提高。同時,為響應產業政策,政府也會給予受政策扶持企業大量財政補貼。已有研究表明,政府補貼可以提升企業生產率(任曙明和呂鐲,2014)。具體而言,一方面,政府補貼可以降低企業的研發成本,使本來收益較小的研發項目變得有利可圖,進而使企業增加研發投入,由此促進生產率的提高;另一方面,正如前文提到的,企業生產率的提升過程面臨著很高的不確定性,在缺乏外部資金扶持的情況下,具有風險規避傾向的企業經理人采取保守策略,而政府補貼可以降低企業生產率提升過程中所面臨的風險,進而可能使企業主動跟進當下先進技術的發展趨勢,進行技術變革與組織變革,從而提升企業生產率。此外,受政策扶持的企業更容易獲得信貸優惠(余明桂等,2016;王克敏等,2017)。現有文獻認為,信貸可得性在企業生產率提升過程中發揮著至關重要的作用(GattiandLove,2008),穩定的銀行信貸能夠緩解現金流不確定性對企業創新活動的沖擊,進而推動生產率的進步。眾多文獻都直接或間接支持銀行信貸對企業生產率的積極效應。例如,在Ayyagarietal.(2010)的研究中發現,就中國企業而言,來自正規金融機構的融資顯著地促進了企業生產率的提高。綜上可知,《中國制造2025》使得受政策扶持企業獲得更多資源優勢,并會通過資源效應對企業生產率產生積極影響。其次,產業政策會通過競爭效應提升企業生產率。《中國制造2025》明確規定要放寬市場準入、進一步擴大制造業對外開放。這一措施無疑會影響到企業的競爭壓力。對于企業而言,市場競爭被認為是影響企業生產率的重要因素(Vickers,1995;Nickell,1996;Syverson,2011)。根據AghionandGriffith(2008)理論,隨著行業競爭激烈程度的增強,企業想獲得超額利潤越來越難,為了在競爭中取勝,企業就必須通過提高技術水平,改善管理來提高生產率,從而擊敗競爭對手。具體而言,市場競爭環境的變化將會從以下兩個方面促進企業生產率:一方面,在一個激烈競爭的環境里,企業只能獲得較低的利潤,甚至可能在競爭中破產。在這樣的環境下,企業管理者自然有動機通過技術創新或者組織變革等措施提高企業生產率(Schmidt,1997;簡澤和段永瑞,2012);另一方面,Willig(1987)的研究表明,市場競爭越激烈,產品的需求彈性就越強,此時企業管理者面臨的業績壓力就非常大,在技術創新和組織改革方面稍有懈怠,就可能失去大量市場份額。綜上可知,《中國制造2025》會通過競爭效應對企業生產率產生積極影響。因此,本文提出如下假說:H1:《中國制造2025》提升了受扶持企業的生產率。
1.2.2產業政策的生產率。抑制效應雖然《中國制造2025》可能通過資源效應和競爭效應促進企業生產率。但是,《中國制造2025》仍有可能通過以下三個方面抑制企業生產率的提升:首先,產業政策可能通過尋租誘導機制抑制企業生產率。在財政分權背景之下,地方政府的財權和事權都很大,對于產業政策扶持對象的選擇具有極大的自由裁量權。同時,現有研究還表明,企業是否受政策扶持在很大程度上取決于企業所擁有的政治資源,而不是其真實的創新能力和發展前景(余明桂等,2010)。在此背景之下,企業管理者會密切關注政府資源分配動向,這可能會誘導企業與政府建立尋租關系(Claessensetal.,2008),以便在爭奪政府掌控的資源中能夠更占優勢,由此導致經理人忽視對企業生產率有極大促進作用的創新研發。其次,產業政策可能通過過度投資激勵機制抑制企業生產率?！吨袊圃?025》通過稅收優惠等措施為企業的短期投資創造必要的營商環境,這雖然會降低企業成本,但也會使大量企業和資金進入受政策扶持行業,同時助長了企業短期投資沖動,隨著短期投資的不斷積累,很可能造成企業過度投資問題。此外,《中國制造2025》頒布以后,政府可能會建立信息披露機制,為企業提供市場需求、企業未來的投資機會、融資政策等信息,這在一定程度上降低了企業的信息搜尋成本,然而,由于這些信息能被所有受政策扶持的企業獲得,這就可能導致所有企業進入同一個投資項目,由此進一步引起企業過度投資。隨著短期投資的不斷追加,可用于研發的資源必然減少,由此抑制了企業生產率的提升。最后,產業政策還會影響到企業競爭戰略的選擇(余明桂等,2016)。如前所述,在競爭激烈的市場中,企業要獲得超額利潤,就必須持續不斷地創新,以此保持競爭地位,并獲得更多的市場份額。然而,受產業政策扶持的企業本來就會獲得較多資源,使得企業在較低的創新水平下依然能夠生存。因此,在產業政策的扶持之下,企業可能缺乏技術變革的動力,由此抑制了生產率的提升。因此,本文提出假說H2:H2:《中國制造2025》抑制了受扶持企業的生產率。
2研究設計
2.1模型設定
為了驗證《中國制造2025》這一政策性文件如何影響企業生產率,本文設定如下計量模型:TFPi,t=α0+α1treati,t×posti,t+α2∑controlsi,t+μt+ηind+θm+εi,t(1)TFPi,t表示企業i在第t年的生產率,本文利用LP法和ACF法測算企業生產率。交乘項salesi,t為主要解釋變量。其中,salesi,t為受政策扶持虛擬變量,如果制造業企業為《中國制造2025》概念股中的153家公司之一,則取值為1。其中,這153家公司的行業分布如下:工業互聯網與機器人;5G、云計算與大數據;航天設備;海洋工程設備及高技術船舶;先進軌道交通裝備;新能源汽車;電力裝備;新材料;生物醫藥及醫療器械;農業機械設備。如果制造企業不屬于這153家公司,則salesi,t取值為0。salesi,t為時間虛擬變量,當樣本區間處于政策頒布之后,則取值為1,否則為0。同時,本文加入了若干控制變量,包括:企業規模(salesi,t),用總資產的對數表示;企業銷售業績(salesi,t),用企業營業收入除以企業總資產表示;企業管理費用(mmi,t),用管理費用與營業收入的比值表示;企業經營現金流(worki,t)用經營活動現金流與營收之比表示;股權集中度(worki,t),用第一大股東持股比例表示;企業勞動密集度(worki,t),用員工數與銷售額之比再乘以10000表示;銷售額增長率(μt),用當年銷售額與上一年銷售額之差再除以上一年銷售額表示;此外,模型(1)中還加入了年份固定效應(μt)、行業固定效應(ηind)以及區域固定效應(θm)。
2.2雙重差分適用性的討論
本文利用雙重差分法考察《中國制造2025》對企業生產率的影響。針對本文模型設定的一個疑問是:雙重差分法假定,政策沖擊僅對處理組存在,而對控制組不存在。然而,本文所使用的《中國制造2025》這一政策可能不符合這一假設條件。因為這一政策是對全國所有地區實行的,所有企業都受到政策的影響。但是,本研究并不依賴于高技術行業受政策扶持更大這一假設,而僅依賴于如下假設:《中國制造2025》的政策沖擊效應在《中國制造2025》概念股與非概念股之間存在變異性。對于模型設定的另外一個疑問是:利用企業是否為《中國制造2025》概念股,作為劃分處理組與控制組的依據,可能面臨特定的內生性問題,因為是否為《中國制造2025》概念股與生產率之間可能存在一定的相關性,由此導致反向因果問題和自選擇問題。為此,在后文中,本文利用Jiangetal.(2016)、RamalingegowdaandYu(2012)的方法緩解可能存在的反向因果問題。同時,為了更好地解決自選擇問題對本文估計結果的潛在影響,我們利用傾向得分匹配方法(PSM)重新為《中國制造2025》概念股尋找控制組。
2.3數據來源
本文的制造業上市公司數據來源于國泰安數據庫,并以2011———2018年的樣本作為主要考察區間。本文對企業數據做了如下處理:(1)刪除有數據缺失的企業;(2)刪除ST、?ST企業;(3)刪除負債率大于1的企業;(4)對連續變量在1%與99%分位數進行了縮尾處理。
2.4描述性統計
為描述性統計。由表中可知,企業生產率水平(以TFP1為例)的均值6.571。同時,標準差為1.173,表明不同企業之間的生產率水平差異較大,生產率發展水平很不平衡;treat的平均值為0.102,說明在本文的研究樣本中,有10.2%的企業受這一政策的影響。這一初步統計結果意味著,在我國制造業上市公司中,受《中國制造2025》這一政策影響的企業較少。
3實證結果
3.1基準回歸
表2為基準回歸結果。由第(1)、(2)列可知,treat×post的系數均顯著為正。回歸結果初步表明,中國情景下,產業政策促進了企業生產率的改善,因而該結果支持假說H1。結合理論分析與實證結果,本文認為,《中國制造2025》使得受扶持企業獲得稅收優惠、財政補貼以及信貸優惠,同時通過放寬市場準入、擴大制造業對外開放影響到行業內企業數量,從而改變行業內企業的競爭水平,由此進一步促進了企業生產率的提升。
3.2穩健性檢驗
3.2.1共同趨勢表2的回歸結果初步表明?！吨袊圃?025》確實促進了企業生產率,然而,這一作用效果可能來源于受政策扶持企業與非受政策扶持企業的事前趨勢特征。為了緩解共同趨勢的干擾,本文借鑒MoserandVoena(2010)的方法,在基礎回歸的基礎上控制住事前趨勢項,即在表2的基礎上,加入交乘項treat×time,其中,time代表時間。由表3中的(1)、(2)列可知,在加入交乘項后,treat×post的系數由表2的0.1061、0.2107變為0.0952、0.1895,但仍在1%統計水平下顯著為正,表明在有效排除共同趨勢的影響以后,受政策扶持企業的生產率仍高于非政策扶持企業。為了進一步緩解共同趨勢的影響,本文借鑒劉啟仁等(2019)的方法,設定如下計量模型:TFPi,t=α0+∑20152012αttreati×postt+∑α2controlsi,t+μt+ηind+θm+εi,t(2)其中,postt為相應年份的虛擬變量,其余變量同模型(1)。表3第(3)、(4)列用2011年作為基準年份,則系數α2012至α2015反映了該年份相對于2011年所帶來的生產率提升效應的大小。如果沒有事前趨勢差異,則政策前的相應系數(即α2012、α2013和α2014)應該不顯著。根據表3第(3)、(4)列,交互項treat×post2012、treat×post2013和treat×post2014的系數均不顯著,證明“共同趨勢”前提條件成立。
3.2.2預期效益本文一個可能受到質疑的地方在于?！吨袊圃?025》作為提升企業活力、促進企業發展的重要措施,有可能這一政策推出之前就被企業預期到,進而提前改變企業內部資源配置,影響生產率。這種預期效應也會對研究結果造成嚴重干擾。為了排除這一影響,本文借鑒Cherniwchan(2017)的方法,刪除政策推行前一年(2014)的數據,由表4第(1)、(2)列可知,treat×post系數仍顯著為正,不支持預期效應假設。
3.2.3反向因果關系本文另外一個容易受到質疑之處是。如果《中國制造2025》的頒布會受到各省區上市公司平均生產率水平的影響,那么《中國制造2025》相對于企業生產率就是內生的,從而導致本文的研究結論存在誤差。為了緩解反向因果問題的干擾,借鑒Jiangetal.(2016),通過以下模型估計地區層面的上市公司平均生產率是否能夠預測《中國制造2025》的推出:treati,t×posti,t=α0+α1TFP_mm,t-1+αkcontrolsm,t+μt+θm+εm,t(3)其中,treati,t×posti,t為被解釋變量,各省區的生產率水平均值(TFP_mm,t-1)為解釋量,用兩個指標衡量,分別是以LP方法計算的各省區上市公司生產率水平均值(TFP_m1m,t-1)與以ACF方法計算的各省區上市公司生產率水平均值(TFP_m2m,t-1)?？刂谱兞堪▍^域經濟增長率(gdpgrm,t)、區域通貨膨脹率(fm,t)、區域研發投資的自然對數(R&Dm,t)、區域人口的自然對數(populationm,t),同時加入了年份虛擬變量(μt)和區域虛擬變量(θm)。表5第(1)、(2)列的probit回歸結果表明,t-1期的生產率均值未對《中國制造2025》的推行產生預測作用,這一結果在一定程度上排除了反向因果問題。此外,借鑒RamalingegowdaandYu(2012),在模型(1)中加入滯后期和未來期的treat×post,以直接考察《中國制造2025》與企業生產率之間是否存在反向因果關系。如果真的存在企業生產率影響《中國制造2025》實施的話,那么應該觀察到未來期的treat×post與當期的企業生產率之間存在相關關系。表5第(3)、(4)列的回歸結果表明,當本文在模型中同時加入當期、滯后一期和未來一期的treat×post時,只有當期的treat×post顯著為正。
3.2.4采用傾向得分匹配法重新估計這一部分。利用傾向得分匹配法重新選擇控制組,然后再對基本假設做出檢驗。本文將《中國制造2025》概念股企業與非概念股企業作為篩選樣本,對《中國制造2025》概念股企業進行匹配。具體而言,采用如下方法:首先,將樣本數據隨機化,估計出一個Logit回歸模型,當企業為《中國制造2025》概念股企業時則取值為1,否則為0。其中,我們選擇的匹配變量為企業規模(salesi,t)、企業銷售業績(salesi,t)、企業管理費用(mmi,t)、企業經營現金流(worki,t)、股權集中度(worki,t)、企業勞動密集度(worki,t)、銷售額增長率(sgri,t)等計量模型(1)中的控制變量;其次,計算出出傾向分值,并使用最近比鄰法尋找公司特征最配比的非試點公司;最后,重新對基本問題做出估計,結論與基準結果保持一致。
3.2.5可證偽檢驗本文同時進行如下檢驗:將樣本替換為非政策扶持樣本。由于《中國制造2025》主要針對制造業,因此農業和服務業將不會受到影響,否則可能是其他因素在發揮作用。具體而言,如果某一屬于農業和服務業,則salesi,t取值為1,否則取值為0。salesi,t依然為時間虛擬變量,當樣本區間處于政策頒布之后,則取值為1,否則為0。表7第(1)、(2)列報告了這一文件對農業和服務業生產率的回歸結果,由表中可知,treat×post的系數不顯著。
3.2.6隨機定義處理組與控制組為進一步減少宏觀因素的干擾,本文將樣本隨機分為處理組與控制組。表8報告了回歸結果,可以發現treat×post的系數并不顯著,表明隨機指定在《中國制造2025》后企業生產率的變化并不存在顯著差異。
4機制檢驗
以上分析主要論證了《中國制造2025》與企業生產率的因果關系。接下來的疑問是,《中國制造2025》真的通過資源效應與競爭效應兩個傳導機制,對企業生產率起到促進作用嗎?接下來,本文將檢驗這兩個機制。
4.1對資源效應的檢驗
為實現《中國制造2025》的發展目標,政府會給予企業大量資源,其中就包括稅收減免、財政補貼以及信貸優惠,這些資源會在很大程度上緩解融資約束,進而緩解現金流不確定性對企業創新活動的沖擊,由此推動生產率的進步。本文從實際稅率(ETR)、財政補貼(subsidy)、長期貸款增量(dlt)三個角度衡量企業獲得的資源。其中,實際稅率ETR=(所得稅費用-延遞所得稅費用)/(調整的稅前會計利潤-延遞所得稅費用/名義稅率),財政補貼subsidy=政府補貼/營業收入、長期貸款增量dlt=(當期長期貸款-上一期長期貸款)/企業總資產衡量。同時,為了更好地緩解遺漏變量以及反向因果的影響,本文借鑒Brogaardetal.(2017)的方法,只保留政策推行前后各一年的數據,即2014—2016年的樣本。表9的panelA列示了《中國制造2025》對企業稅率、財政補貼以及信貸優惠影響的單變量雙重差分檢驗結果,表中before表示在《中國制造2025》實施之前,Post表示在《中國制造2025》實施以后。PanelA的結果反映,在2015年實施《中國制造2025》后,受政策扶持的企業稅率顯著降低,財政補貼和信貸優惠顯著增加。可見,相較于非政策扶持的企業,《中國制造2025》的實施使得受政策扶持的企業獲得了更大的資源優勢。接下來,本文以生產率的一階差分作為因變量(ΔTFP1與ΔTFP2),因為有效稅率、財政補貼以及信貸優惠可能存在多重共線性,因此我們以三個變量的一階差分作為自變量進行回歸。此外,控制變量也取一階差分。表9的panelB列示了企業稅率(ΔETR)、財政補貼(Δsubsidy)以及信貸優惠(Δdlt)對生產率(ΔTFP1與ΔTFP2)影響的檢驗結果。由表中可知,ΔETR的系數顯著為負,而Δsubsidy、Δdlt顯著為正,表明稅率的提高不利于生產率的提升,而財政補貼和信貸優惠有利于生產率的提升。綜合panelA和panelB的檢驗結果可以看出,《中國制造2025》所帶來的資源優勢(更低的稅率、更多的財政補貼以及更多的信貸優惠)顯著促進了企業生產率的提高。
4.2對競爭效應的檢驗
《中國制造2025》明確進一步擴大制造業對外開放。這一措施無疑會改變行業內企業的競爭壓力。一方面,在這樣的環境下,企業管理者自然有動機通過技術創新或者組織變革等措施提高企業生產率(Schmidt,1997;簡澤和段永瑞,2012);另一方面,Willig(1987)的研究表明,市場競爭越激烈,產品的需求彈性就越強,此時企業管理者面臨的業績壓力就非常大,在技術創新和組織改革方面稍有懈怠,就可能失去大量市場份額。本文利用兩個指標衡量企業面臨的市場競爭,第一個指標為赫芬達爾指數(Com1),第二個指標為市場集中度比率(Com2),這兩個指標越大,意味著企業的壟斷地位越高。因此,這兩個指標均與企業面臨的競爭壓力成反比。的panelA列示了《中國制造2025》對市場競爭影響的單變量雙重差分檢驗結果。PanelA的結果反映,在2015年實施《中國制造2025》后,受政策扶持的企業的壟斷優勢有所喪失,所面臨的市場競爭壓力明顯加大。接下來,本文以生產率的一階差分作為因變量,并分別以Com1、Com2的一階差分作為自變量進行回歸。表10的panelB列示了兩個競爭壓力指數對生產率影響的檢驗結果。由表中可知,ΔCom1、ΔCom2均顯著為負,表明企業的壟斷優勢越大,越不利于生產率的提高。綜合panelA和panelB的檢驗結果可以看出,《中國制造2025》所帶來的競爭效應顯著促進了企業生產率的提高。
5結論
本文以2015年推行的《中國制造2025》作為“準自然實驗”,并以2011———2018年A股制造業上市公司數據作為研究樣本,考察產業政策對企業生產率的因果影響。理論而言,一方面,《中國制造2025》使得受政策扶持企業獲得大量資源,其中就包括稅收減免、財政補貼以及信貸優惠,這些資源會在很大程度上緩解融資約束,進而緩解現金流不確定性對企業創新活動的沖擊,進而推動生產率的進步;同時,《中國制造2025》明確規定要放寬市場準入、進一步擴大制造業對外開放。這一措施無疑會使得市場競爭更加激烈,進而使得企業為了爭取更大的市場份額而努力提升生產率水平。另一方面,產業政策可能會在一定程度上誘導企業與政府建立尋租關系,由此導致經理人忽視創新研發。同時,產業政策可能助長企業短期投資沖動,由此造成了企業過度投資問題,使得用于研發的資源減少,由此抑制了企業生產率的提升。因此,在產業政策的扶持之下,企業可能缺乏技術創新的激勵,由此進一步抑制企業生產率?？梢?《中國制造2025》對于企業生產率的影響難以直接預期,需要定量考察。本文的研究結果顯示,《中國制造2025》促進了企業生產率的提升,在有效緩解共同趨勢效應、預期效應、自選擇問題以及反向因果關系的影響后,這一結論依然成立。進一步地,在對作用機制的考察中發現,《中國制造2025》主要通過資源效應(稅收減免、財政補貼、信貸優惠)和競爭效應對企業生產率產生促進效應。本文的研究結果意味著,產業政策作為發展中國家趕超發達國家的重要干預措施在中國仍然具有很大的實施空間。本文比較深入地探討了《中國制造2025》對企業生產率的影響及其作用機制,證實了產業政策的實施確實會有效提升企業生產率。本文的研究有利于豐富企業生產率影響因素的相關文獻,也有利于深化對產業政策經濟后果的認識。不僅如此,本文的研究還具有以下政策內涵:首先,各級政府應該充分意識到產業政策在企業生產率變革中發揮的重要作用,進而有效利用產業政策推動生產率進步,由此為中國經濟實現高質量發展奠定重要的微觀基礎;其次,本文的研究結論還表明,資源效應和競爭效應是《中國制造2025》影響企業生產率的重要機制,因此,政府應該制定差異化的產業政策,對缺乏資源以及缺乏良性競爭環境的企業給予更多傾向,由此全面激發不同企業的生產率,使產業政策的實施更有針對性,由此達到產業政策的實體經濟振興目標。當然,在具體的政策實踐中,需要慎重對待本文的結論,本文的分析還具有一定局限性。首先,本文主要關注《中國制造2025》對企業生產率的影響,而其他的產業政策如何影響企業生產率還有待更深入的研究。其次,產業政策對企業行為的影響往往是多元的,例如對企業投資效率、創新研發、產能利用率等的影響。因此,有效評估《中國制造2025》的其他經濟后果也是十分必要的。
作者:潘凌云
