朱迪

摘? ?要：本文以“三去一降一補”政策出臺為準自然實驗，運用雙重差分模型測度了不同行業(yè)制度性交易成本高低程度及降低成效差異。研究發(fā)現：競爭性行業(yè)制度性交易成本高于壟斷性行業(yè);政策出臺顯著降低了競爭性行業(yè)制度性交易成本，且降低幅度隨著時間的推移呈現遞增趨勢;與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)政策響應更加積極，政策效果更加明顯。

關鍵詞：“三去一降一補”;制度性交易成本;降低成效;行業(yè)差異

一、問題提出與文獻綜述

制度性交易成本是近些年涉及較多的一個概念。自2015年底供給側結構性改革命題提出以來，學者認為制度性交易成本是微觀經濟主體的企業(yè)和個人因遵循政府規(guī)定的制度、規(guī)章而付出的成本（常耀中，2016）[1]。Arrow（1969）[2]將制度性交易成本簡明定義為經濟制度運行所需的成本，從這一角度來理解，制度性交易成本是因制度性因素產生的非生產性支出，可以看作是生產的總收入中被消耗掉的那部分成本。這類成本是企業(yè)自身難以直接降低的成本，需要依靠政府來完成。

2015年政府提出供給側結構性改革這一戰(zhàn)略，形成了“三去一降一補”具有重大針對性和指導性的工作思路，核心要義是降低制度性交易成本。那么，“降成本”政策是否會助推各類型行業(yè)“瘦身減負”呢？一方面，現有文獻從政策文本進行分析。（賈康，2017）[3]認為，自提出供給側結構性改革以來，經過一年多的實踐，“降成本”政策在現實中取得了積極成效。中國財政科學研究院（2018）[4]深入實地調研各地降成本情況，發(fā)現各地將商事制度改革、行政審批改革等作為重要措施，樣本企業(yè)對制度性交易成本降低整體感受積極向好。另一方面，規(guī)范實證研究認為，各地采取相關措施降低了制度性交易成本。如張莉等（2019）[5]以廣東省商事制度改革為切入點，運用企業(yè)開辦時間度量制度性交易成本，實證發(fā)現商事制度改革政策的實施降低了企業(yè)大約18%的開辦時間。楊艷和車明（2020）[6]運用地級市面板數據實證檢驗后發(fā)現，行政審批改革可以有效降低制度性交易成本。

上述文獻證實了供給側結構性改革相關措施對制度性交易成本降低的積極作用。然而，國家發(fā)改委宏觀研究院課題組（2017）[7]運用創(chuàng)辦企業(yè)所需要的時間指標衡量制度性交易成本，研究發(fā)現高出理論值約10天左右，說明我國目前制度性交易成本仍有下降空間。解洪濤等（2018）[8]采用普遍的時間成本作為企業(yè)承擔的制度性交易成本總體變量，度量時間成本用“企業(yè)高管1周內應對政府規(guī)制花費的小時數”作為代理變量，根據2013年世界銀行營商環(huán)境調查數據，發(fā)現民營企業(yè)相對于國有企業(yè)受到的政府規(guī)制更多。這一系列文獻側面反映“降成本”政策難以保障不同行業(yè)、不同所有制企業(yè)取得同樣的降低成效，供給側結構性改革宏觀政策對不同行業(yè)中的企業(yè)和不同股權性質的企業(yè)成本降低存在非對稱效應（楊青等，2018;郭克莎，2020）[9，10]。

通過梳理現有文獻發(fā)現，雖從政策文本和實證研究層面發(fā)現供給側改革對制度性交易成本降低的積極作用，但是研究大多聚焦于地區(qū)層面，實質上制度性交易成本的運行具體影響行業(yè)和企業(yè)行為，這正是本文要探討的視角。目前學術界普遍反映制度性交易成本因行業(yè)類型呈現出升降不一的特征，但是鮮有學者量化檢驗具體升降多少，更少有研究系統(tǒng)比較政策實施可能發(fā)生的變化趨勢。因此，本文在借鑒已有研究成果基礎上，運用DID模型檢驗供給側改革“三去一降一補”政策實施對制度性交易成本的階段性降低成效，以期為以后制度性交易成本降低提供參考依據。

二、研究設計

（一） 計量模型設定

當前，學術界廣泛運用雙重差分模型來評價政策的實施效果，根據政策的沖擊時間選擇實驗組和對照組。因為供給側結構性改革中的“降成本”政策始于2015年，并隨之廣泛推廣，故政策沖擊時間選取2015年。關于實驗組和對照組的選擇，從長期來看， 政策都會帶動競爭和壟斷性行業(yè)制度性交易成本降低，但從短期來看，學者認為最該降的是壟斷性行業(yè)制度性交易成本。這就意味著不同行業(yè)的降低程度存在差異，因此，把競爭性行業(yè)作為實驗組，壟斷性行業(yè)作為對照組進行分析。根據DID 模型的原理設置如下模型：

（二） 變量定義

1. 被解釋變量：制度性交易成本ITC。制度性交易成本是企業(yè)因制度性因素產生的不合理成本，宏觀層面是經濟體制改革中政府與市場沒有理順的成本，微觀層面是規(guī)制實施過程中對企業(yè)微觀經濟主體活動形成的障礙成本（盧現祥和朱迪，2019）[11]。制度性交易成本不能直接度量，但可以通過效率水平進行測度（楊艷和車明，2020）[6]，即制度性交易成本低投資效率才會高，反之則反是。Biddle等（2009）[12]將投資效率定義為以構建固定資產、無形資產和其他長期資產所收回的現金比上年初總資產，在此定義基礎上，參照Wang等（2014）[13]、李鳳羽和楊墨竹（2015）[14]、陳國進和王少謙（2016）[15]、王克敏等（2017）[16]的做法，本文運用總資產調整的資本支出衡量企業(yè)投資效率，具體為（企業(yè)固定資產+無形資產+ 長期資產）/企業(yè)總資產。

2. 解釋變量：分組虛擬變量[treat]。我們將政策響應較為敏感的競爭性行業(yè)設為實驗組（即[treat]取0）， 把政策響應相對不敏感的壟斷性行業(yè)設為對照組（即[treat]取1）。競爭性行業(yè)和壟斷性行業(yè)的劃分標準參照辛清泉和譚偉強（2009）[17]的做法，根據2012 版證監(jiān)會行業(yè)分類標準，將電力、熱力、燃氣及水生產供應業(yè)、采礦、石油及核燃料加工、黑色金屬及有色金屬加工業(yè)作為壟斷性行業(yè)，其他為競爭性行業(yè)。

3. 控制變量。參考已有的文獻，主要有企業(yè)規(guī)模size、企業(yè)年齡age、企業(yè)成長 growth、勞動生產率lp、資本密度kl、財務杠桿水平lev。具體見表1。

（三） 數據說明及描述性統(tǒng)計

本文使用2012—2017年滬深兩市A 股上市公司數據，其中財務數據來自國泰安數據庫，行業(yè)屬性、注冊地、企業(yè)產權類型等基本概況數據來自萬得數據庫。樣本數據刪除金融類公司、財務指標缺失嚴重的公司，最終得到2723 家上市公司的12304 個樣本。

表2為各變量的描述性統(tǒng)計。樣本中制度性交易成本平均值為 0.2276，標準差是0.9698，說明制度性交易成本有一定的差異性。treat的均值為0.3837，說明“三去一降一補”政策中38%是對制度性成本相對敏感的競爭性行業(yè)，62%是對制度性成本相對非敏感的壟斷性行業(yè)。

（一） 平行趨勢檢驗

雙重差分模型的一個潛在前提條件是，競爭性行業(yè)和壟斷性行業(yè)在政策實施之前應具有相同的發(fā)展趨勢。本文運用Stata15.0軟件進行繪圖，直觀觀測兩者之間的變化趨勢。圖1是競爭性行業(yè)和壟斷性行業(yè)的制度性交易成本年度變化趨勢圖，可以看出，競爭性行業(yè)和壟斷性行業(yè)的制度性交易成本在2012—2014年間的趨勢基本保持一致，沒有發(fā)生大的變化，兩組行業(yè)保持基本平行的趨勢。但在政府提出供給側結構性改革以后，兩組行業(yè)的制度性交易成本發(fā)生了變化，表明本文滿足平行趨勢假定。

（二） 不同行業(yè)制度性交易成本測算比較：單變量估計結果

本文采用單變量雙重差分方法對其進行實證檢驗，并運用t檢驗方法分析實驗組和對照組制度性交易成本降低情況是否在供給側結構性改革政策前后表現出顯著差異。表3列出了兩組制度性交易成本高低程度差異的分析結果，其中，Before表示降低制度性交易成本政策出臺之前的時期（2012—2014年），After表示降低制度性交易成本政策出臺之后的時期（2015—2017年）。

從表3可以看出，對照組的制度性交易成本在供給側改革出臺之前是0.20368，在政策出臺之后是0.36705;實驗組的制度性交易成本在政策出臺之前是0.10464，政策出臺之后是 0.12687。說明在政策實施前，實驗組的制度性交易成本顯著高于對照組（顯著性水平為1%）;政策出臺之后，相對于對照組，實驗組（競爭型行業(yè)）制度性交易成本顯著降低（-0.141），這與供給側結構性改革政策相吻合，“一降”重點在于降低的是產能閑置、高庫存競爭型行業(yè)成本。

（三） 政策實施對制度性交易成本降低的影響： 雙重差分回歸結果

上述運用單變量雙重差分的檢驗結果可知，“三去一降一補”政策的出臺有助于實驗組制度性交易成本下降。但是需要說明的是，上述單變量實證檢驗未控制可能影響制度性交易成本降低的其他因素。因此，為了更好地識別出“三去一降一補”政策對制度性交易成本的影響，本文加入行業(yè)類型中的企業(yè)特征控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本密度等變量進行估計。估計結果見表4。

表 4 第（1）列是沒有加入控制變量的結果，作為被解釋變量，對應的工具變量是交互項treat × post 的系數是0.238，且在 1% 水平下顯著。但在加入控制變量以后，第（2）列中的交互項系數是0.0608，符號與第（1）列一致，在5%水平下顯著，說明供給側改革會改善投資效率，即競爭性行業(yè)制度性交易成本會因為“三去一降一補”政策的實施而顯著降低。

為了進一步分析“三去一降一補”政策對制度性交易成本的動態(tài)效應和變化趨勢，加入Year2015、Year2016、Year2017 三個時間變量，估計后的結果如表 4第（3）和第（4）列所示。從表中第（3）列估計結果可以看出，“三去一降一補”政策實施的第一年（2015年）效應系數為正，但不顯著，實施后的第二年（2016 年）效應系數為正且在5%的水平上顯著，到了2017年效應系數為正且在1%水平上顯著，它們的對應系數分別是0.0521、0.0908 和0.169，表明投資效率隨著時間推移呈現上升趨勢，也就是改善制度性交易成本的效果越來越明顯，這充分說明政策紅利逐漸擴大，對降低制度性交易成本的作用越來越強。第（1）列呈現同樣趨勢。綜上分析，供給側結構性改革相關政策出臺顯著降低了競爭性行業(yè)的制度性交易成本，且隨著時間的推移制度性交易成本降低的效果越好。

（四） 內生性檢驗：工具變量法

本文借鑒王桂軍和盧瀟瀟（2019）[18]的做法，選取合適的工具變量解決內生性問題。由于工具變量需要滿足外生性和相關性兩個假設條件，本文把產能過剩的行業(yè)設置為工具變量。一方面，產能過剩的行業(yè)本身“包袱”較重，政策實施對產能過剩行業(yè)存在相關性;另一方面，產能過剩行業(yè)路徑是“產能過剩行業(yè)—相關行業(yè)積極響應政策—成本降低”，滿足外生性 假 設 條 件 。將原來的內生解釋變量[treati，t×postit]作為被解釋變量，對應的工具變量是[ivit×postit]，[iv]是虛擬工具變量，參照產能過剩行業(yè)劃分標準，將樣本量中的過剩行業(yè)設成1，其余設成0。表5是運用工具變量方法的估計結果。其中，第（1）列是第一階段回歸結果，F統(tǒng)計量大于臨界值10，表明工具變量不存在弱工具變量問題，滿足相關假設條件。接下來將工具變量第一階段回歸結果的擬合值進行第二階段回歸，回歸結果是表5中的第（2）列。由第（2）列可知，回歸系數在5%的水平下顯著為正，說明政策實施可以降低制度性交易成本， 即使控制了潛在的內生性問題，本文的研究結論依然成立。

四、穩(wěn)健性檢驗

一是更換替代變量。制度性交易成本是由制度性因素引起融資、能源、土地、物流等要素市場價格上升而形成的。以融資成本為例，根據國家發(fā)改委課題組數據可知，我國規(guī)模以上制造業(yè)平均資產負債率為55.8%，額外的利息成本占主營業(yè)務收入比重2.5%左右，其中，融資成本和負債率較高的行業(yè)多數屬于經濟效益下滑明顯的民營資本密集性行業(yè)（國家發(fā)改委課題組，2017）[19]。因此，可以利用融資成本刻畫企業(yè)制度性交易成本。本文采用（Pittman和Fortin，2004;張偉華等，2018）[20，21]的做法，運用企業(yè)當年的財務費用除以當年負債總額來刻畫企業(yè)面臨的制度性交易成本。

二是刪除試點當年的觀測值方法。根據前面的分析，將2011—2015年作為供給側結構性改革實施之前的觀測年，2015—2017年作為政策實施之后的觀測年。2015年是中央經濟工作會議提出供給側結構性改革的第一年，為了讓回歸結果更加穩(wěn)健，本文刪除2015年所有樣本企業(yè)的觀測值，重新對模型進行檢驗分析。

三是排除其他事件的干擾。本文研究的是供給側結構性改革對 2012—2017年制度性交易成本降低程度的影響，但在同一時期內制度性交易成本降低有可能受其他政策的干擾。例如，“營改增”政策的實施使得企業(yè)的宏觀稅負發(fā)生變化，進而影響制度性交易成本。為了排除其他事件的干擾，本文將政策出臺尚未全面實施時間（2012—2013年）作為時間上的反事實檢驗。

表 6 是穩(wěn)健性檢驗的結果。第（1）列是更換替代變量的回歸結果。結果顯示treat × post 的回歸系數是0.00542，在5%的水平下顯著，與前面基準回歸的分析結果不存在實質性的差異;第（2）列是刪除 2015 年政策實施這一年的觀測值的估計結果，交互項系數在1%的水平下顯著為正，與前文的回歸結果基本一致;第（3）列是排除其他事件干擾后的結果，交互項的回歸系數是0.0482，并在10%的水平下顯著，符號與前文相一致，說明排除其他事件干擾，結果沒有發(fā)生較大的變化。上述穩(wěn)健性檢驗結果與前文回歸結果基本一致，證明本文研究結果具有穩(wěn)健性。

五、企業(yè)所有制異質性分析

根據前文的實證研究，本文結論是供給側結構性改革相關政策實施顯著降低了競爭性行業(yè)的制度性交易成本。從不同產權性質的現實背景來看，企業(yè)營商環(huán)境的一個突出共性問題是，戰(zhàn)略性新興產業(yè)以及高端制造業(yè)行業(yè)存在較高的隱性行政壁壘，不少民營企業(yè)被排除在高技術含量、高附加值的產業(yè)之外，只能被擠壓在傳統(tǒng)的低附加值、低技術產量的領域，這是當前制造業(yè)領域內民營企業(yè)投資動力“斷崖式”下滑和部分民營企業(yè)加入公有制企業(yè)、向國外轉移資產和產業(yè)的原因（張杰和宋志剛，2018）[22]。事實上的情況是否真是如此，有必要根據公有制和非公有制兩種企業(yè)類型進行分樣本回歸分析，表7是進一步引入產權性質后的樣本估計結果。

表 7 中的第（1）列是國有企業(yè)的估計結果，交互項treat × post 的系數為正但不顯著;第（2）列是民營企業(yè)估計結果，交互項估計系數為正且在5% 的水平下顯著。這一結論說明供給側結構性改革能改善民營企業(yè)投資效率，推進民營企業(yè)制度性交易成本降低，但對國有企業(yè)的影響程度較小，進一步說明民營企業(yè)響應 “三去一降一補”政策更加積極，當前主要降低的是民營企業(yè)的制度性交易成本。國有企業(yè)因制度自身所具備的制度優(yōu)勢面臨制度性交易成本壓力較小，即使不降低制度性交易成本，也不影響企業(yè)從事生產投資。相反，民營企業(yè)面臨的制度性交易成本壓力相對較大，需通過簡化行政審批事項、加快“放管服”等一系列改革降低制度性交易成本。

六、研究結論與啟示

本文利用2012—2017年2723家滬深A 股上市公司相關數據，以“三去一降一補”政策降成本效果作為切入點，運用雙重差分模型考察了成本降低差異，經過實證檢驗得到以下結論： 一是“三去一降一補”政策顯著降低了競爭性行業(yè)的制度性交易成本，對壟斷性行業(yè)類制度性交易成本也有一定抑制作用;二是競爭性行業(yè)比壟斷性行業(yè)制度性交易成本高，隨著時間的推移，制度交易成本降低幅度越來越明顯;三是政策實施效果明顯，民營企業(yè)的政策響應更為積極。

根據以上研究結論，得到如下政策啟示：一是政策執(zhí)行既應著眼于短期效果，又應放眼于長期效果。短期來看，2015 年政策實施以后，顯著降低了競爭性行業(yè)和民營企業(yè)的制度性交易成本， 但政策實施對制度性交易成本是否起著長期“觸動” 作用，還需通過持續(xù)優(yōu)化政策來保障。二是在供給側結構性改革背景下，需打破行業(yè)壟斷、地域分割等體制性問題，優(yōu)化營商環(huán)境，減少壟斷性行業(yè)在融資信貸、市場準入、項目資格審批等方面的偏見與隱性歧視成本。

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