朱迪

摘? ?要：本文以“三去一降一補(bǔ)”政策出臺(tái)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分模型測(cè)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(xiàn)：競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)制度性交易成本高于壟斷性行業(yè);政策出臺(tái)顯著降低了競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)制度性交易成本，且降低幅度隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)遞增趨勢(shì);與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)政策響應(yīng)更加積極，政策效果更加明顯。

關(guān)鍵詞：“三去一降一補(bǔ)”;制度性交易成本;降低成效;行業(yè)差異

一、問題提出與文獻(xiàn)綜述

制度性交易成本是近些年涉及較多的一個(gè)概念。自2015年底供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革命題提出以來，學(xué)者認(rèn)為制度性交易成本是微觀經(jīng)濟(jì)主體的企業(yè)和個(gè)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(jiǎn)明定義為經(jīng)濟(jì)制度運(yùn)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(chǎn)生的非生產(chǎn)性支出，可以看作是生產(chǎn)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革這一戰(zhàn)略，形成了“三去一降一補(bǔ)”具有重大針對(duì)性和指導(dǎo)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(huì)助推各類型行業(yè)“瘦身減負(fù)”呢？一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)從政策文本進(jìn)行分析。（賈康，2017）[3]認(rèn)為，自提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以來，經(jīng)過一年多的實(shí)踐，“降成本”政策在現(xiàn)實(shí)中取得了積極成效。中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院（2018）[4]深入實(shí)地調(diào)研各地降成本情況，發(fā)現(xiàn)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(duì)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(shí)證研究認(rèn)為，各地采取相關(guān)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(diǎn)，運(yùn)用企業(yè)開辦時(shí)間度量制度性交易成本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)商事制度改革政策的實(shí)施降低了企業(yè)大約18%的開辦時(shí)間。楊艷和車明（2020）[6]運(yùn)用地級(jí)市面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，行政審批改革可以有效降低制度性交易成本。

上述文獻(xiàn)證實(shí)了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革相關(guān)措施對(duì)制度性交易成本降低的積極作用。然而，國(guó)家發(fā)改委宏觀研究院課題組（2017）[7]運(yùn)用創(chuàng)辦企業(yè)所需要的時(shí)間指標(biāo)衡量制度性交易成本，研究發(fā)現(xiàn)高出理論值約10天左右，說明我國(guó)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(shí)間成本作為企業(yè)承擔(dān)的制度性交易成本總體變量，度量時(shí)間成本用“企業(yè)高管1周內(nèi)應(yīng)對(duì)政府規(guī)制花費(fèi)的小時(shí)數(shù)”作為代理變量，根據(jù)2013年世界銀行營(yíng)商環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)相對(duì)于國(guó)有企業(yè)受到的政府規(guī)制更多。這一系列文獻(xiàn)側(cè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革宏觀政策對(duì)不同行業(yè)中的企業(yè)和不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)成本降低存在非對(duì)稱效應(yīng)（楊青等，2018;郭克莎，2020）[9，10]。

通過梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，雖從政策文本和實(shí)證研究層面發(fā)現(xiàn)供給側(cè)改革對(duì)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(shí)質(zhì)上制度性交易成本的運(yùn)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(xué)術(shù)界普遍反映制度性交易成本因行業(yè)類型呈現(xiàn)出升降不一的特征，但是鮮有學(xué)者量化檢驗(yàn)具體升降多少，更少有研究系統(tǒng)比較政策實(shí)施可能發(fā)生的變化趨勢(shì)。因此，本文在借鑒已有研究成果基礎(chǔ)上，運(yùn)用DID模型檢驗(yàn)供給側(cè)改革“三去一降一補(bǔ)”政策實(shí)施對(duì)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(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一） 計(jì)量模型設(shè)定

當(dāng)前，學(xué)術(shù)界廣泛運(yùn)用雙重差分模型來評(píng)價(jià)政策的實(shí)施效果，根據(jù)政策的沖擊時(shí)間選擇實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。因?yàn)楣┙o側(cè)結(jié)構(gòu)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(shí)間選取2015年。關(guān)于實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的選擇，從長(zhǎng)期來看， 政策都會(huì)帶動(dòng)競(jìng)爭(zhēng)和壟斷性行業(yè)制度性交易成本降低，但從短期來看，學(xué)者認(rèn)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(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，壟斷性行業(yè)作為對(duì)照組進(jìn)行分析。根據(jù)DID 模型的原理設(shè)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(chǎn)生的不合理成本，宏觀層面是經(jīng)濟(jì)體制改革中政府與市場(chǎng)沒有理順的成本，微觀層面是規(guī)制實(shí)施過程中對(duì)企業(yè)微觀經(jīng)濟(jì)主體活動(dòng)形成的障礙成本（盧現(xiàn)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(jìn)行測(cè)度（楊艷和車明，2020）[6]，即制度性交易成本低投資效率才會(huì)高，反之則反是。Biddle等（2009）[12]將投資效率定義為以構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金比上年初總資產(chǎn)，在此定義基礎(chǔ)上，參照Wang等（2014）[13]、李鳳羽和楊墨竹（2015）[14]、陳國(guó)進(jìn)和王少謙（2016）[15]、王克敏等（2017）[16]的做法，本文運(yùn)用總資產(chǎn)調(diào)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(chǎn)+無形資產(chǎn)+ 長(zhǎng)期資產(chǎn)）/企業(yè)總資產(chǎn)。

2. 解釋變量：分組虛擬變量[treat]。我們將政策響應(yīng)較為敏感的競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)設(shè)為實(shí)驗(yàn)組（即[treat]取0）， 把政策響應(yīng)相對(duì)不敏感的壟斷性行業(yè)設(shè)為對(duì)照組（即[treat]取1）。競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)和壟斷性行業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)參照辛清泉和譚偉強(qiáng)（2009）[17]的做法，根據(jù)2012 版證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，將電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)供應(yīng)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(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)。

3. 控制變量。參考已有的文獻(xiàn)，主要有企業(yè)規(guī)模size、企業(yè)年齡age、企業(yè)成長(zhǎng) growth、勞動(dòng)生產(chǎn)率lp、資本密度kl、財(cái)務(wù)杠桿水平lev。具體見表1。

（三） 數(shù)據(jù)說明及描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用2012—2017年滬深兩市A 股上市公司數(shù)據(jù)，其中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，行業(yè)屬性、注冊(cè)地、企業(yè)產(chǎn)權(quán)類型等基本概況數(shù)據(jù)來自萬得數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本數(shù)據(jù)刪除金融類公司、財(cái)務(wù)指標(biāo)缺失嚴(yán)重的公司，最終得到2723 家上市公司的12304 個(gè)樣本。

表2為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。樣本中制度性交易成本平均值為 0.2276，標(biāo)準(zhǔn)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(bǔ)”政策中38%是對(duì)制度性成本相對(duì)敏感的競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)，62%是對(duì)制度性成本相對(duì)非敏感的壟斷性行業(yè)。

（一） 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分模型的一個(gè)潛在前提條件是，競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)和壟斷性行業(yè)在政策實(shí)施之前應(yīng)具有相同的發(fā)展趨勢(shì)。本文運(yùn)用Stata15.0軟件進(jìn)行繪圖，直觀觀測(cè)兩者之間的變化趨勢(shì)。圖1是競(jìng)爭(zhēng)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(shì)圖，可以看出，競(jìng)爭(zhēng)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(shì)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(shì)。但在政府提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(shì)假定。

（二） 不同行業(yè)制度性交易成本測(cè)算比較：?jiǎn)巫兞抗烙?jì)結(jié)果

本文采用單變量雙重差分方法對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并運(yùn)用t檢驗(yàn)方法分析實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組制度性交易成本降低情況是否在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策前后表現(xiàn)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(jié)果，其中，Before表示降低制度性交易成本政策出臺(tái)之前的時(shí)期（2012—2014年），After表示降低制度性交易成本政策出臺(tái)之后的時(shí)期（2015—2017年）。

從表3可以看出，對(duì)照組的制度性交易成本在供給側(cè)改革出臺(tái)之前是0.20368，在政策出臺(tái)之后是0.36705;實(shí)驗(yàn)組的制度性交易成本在政策出臺(tái)之前是0.10464，政策出臺(tái)之后是 0.12687。說明在政策實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組的制度性交易成本顯著高于對(duì)照組（顯著性水平為1%）;政策出臺(tái)之后，相對(duì)于對(duì)照組，實(shí)驗(yàn)組（競(jìng)爭(zhēng)型行業(yè)）制度性交易成本顯著降低（-0.141），這與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策相吻合，“一降”重點(diǎn)在于降低的是產(chǎn)能閑置、高庫(kù)存競(jìng)爭(zhēng)型行業(yè)成本。

（三） 政策實(shí)施對(duì)制度性交易成本降低的影響： 雙重差分回歸結(jié)果

上述運(yùn)用單變量雙重差分的檢驗(yàn)結(jié)果可知，“三去一降一補(bǔ)”政策的出臺(tái)有助于實(shí)驗(yàn)組制度性交易成本下降。但是需要說明的是，上述單變量實(shí)證檢驗(yàn)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(shí)別出“三去一降一補(bǔ)”政策對(duì)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(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見表4。

表 4 第（1）列是沒有加入控制變量的結(jié)果，作為被解釋變量，對(duì)應(yīng)的工具變量是交互項(xiàng)treat × post 的系數(shù)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(xiàng)系數(shù)是0.0608，符號(hào)與第（1）列一致，在5%水平下顯著，說明供給側(cè)改革會(huì)改善投資效率，即競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)制度性交易成本會(huì)因?yàn)椤叭ヒ唤狄谎a(bǔ)”政策的實(shí)施而顯著降低。

為了進(jìn)一步分析“三去一降一補(bǔ)”政策對(duì)制度性交易成本的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和變化趨勢(shì)，加入Year2015、Year2016、Year2017 三個(gè)時(shí)間變量，估計(jì)后的結(jié)果如表 4第（3）和第（4）列所示。從表中第（3）列估計(jì)結(jié)果可以看出，“三去一降一補(bǔ)”政策實(shí)施的第一年（2015年）效應(yīng)系數(shù)為正，但不顯著，實(shí)施后的第二年（2016 年）效應(yīng)系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，到了2017年效應(yīng)系數(shù)為正且在1%水平上顯著，它們的對(duì)應(yīng)系數(shù)分別是0.0521、0.0908 和0.169，表明投資效率隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，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(kuò)大，對(duì)降低制度性交易成本的作用越來越強(qiáng)。第（1）列呈現(xiàn)同樣趨勢(shì)。綜上分析，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革相關(guān)政策出臺(tái)顯著降低了競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)的制度性交易成本，且隨著時(shí)間的推移制度性交易成本降低的效果越好。

（四） 內(nèi)生性檢驗(yàn)：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(nèi)生性問題。由于工具變量需要滿足外生性和相關(guān)性兩個(gè)假設(shè)條件，本文把產(chǎn)能過剩的行業(yè)設(shè)置為工具變量。一方面，產(chǎn)能過剩的行業(yè)本身“包袱”較重，政策實(shí)施對(duì)產(chǎn)能過剩行業(yè)存在相關(guān)性;另一方面，產(chǎn)能過剩行業(yè)路徑是“產(chǎn)能過剩行業(yè)—相關(guān)行業(yè)積極響應(yīng)政策—成本降低”，滿足外生性 假 設(shè) 條 件 。將原來的內(nèi)生解釋變量[treati，t×postit]作為被解釋變量，對(duì)應(yīng)的工具變量是[ivit×postit]，[iv]是虛擬工具變量，參照產(chǎn)能過剩行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本量中的過剩行業(yè)設(shè)成1，其余設(shè)成0。表5是運(yùn)用工具變量方法的估計(jì)結(jié)果。其中，第（1）列是第一階段回歸結(jié)果，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(guān)假設(shè)條件。接下來將工具變量第一階段回歸結(jié)果的擬合值進(jìn)行第二階段回歸，回歸結(jié)果是表5中的第（2）列。由第（2）列可知，回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明政策實(shí)施可以降低制度性交易成本， 即使控制了潛在的內(nèi)生性問題，本文的研究結(jié)論依然成立。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(chǎng)價(jià)格上升而形成的。以融資成本為例，根據(jù)國(guó)家發(fā)改委課題組數(shù)據(jù)可知，我國(guó)規(guī)模以上制造業(yè)平均資產(chǎn)負(fù)債率為55.8%，額外的利息成本占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比重2.5%左右，其中，融資成本和負(fù)債率較高的行業(yè)多數(shù)屬于經(jīng)濟(jì)效益下滑明顯的民營(yíng)資本密集性行業(yè)（國(guó)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(yùn)用企業(yè)當(dāng)年的財(cái)務(wù)費(fèi)用除以當(dāng)年負(fù)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(diǎn)當(dāng)年的觀測(cè)值方法。根據(jù)前面的分析，將2011—2015年作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)施之前的觀測(cè)年，2015—2017年作為政策實(shí)施之后的觀測(cè)年。2015年是中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的第一年，為了讓回歸結(jié)果更加穩(wěn)健，本文刪除2015年所有樣本企業(yè)的觀測(cè)值，重新對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)分析。

三是排除其他事件的干擾。本文研究的是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì) 2012—2017年制度性交易成本降低程度的影響，但在同一時(shí)期內(nèi)制度性交易成本降低有可能受其他政策的干擾。例如，“營(yíng)改增”政策的實(shí)施使得企業(yè)的宏觀稅負(fù)發(fā)生變化，進(jìn)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(tái)尚未全面實(shí)施時(shí)間（2012—2013年）作為時(shí)間上的反事實(shí)檢驗(yàn)。

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

五、企業(yè)所有制異質(zhì)性分析

根據(jù)前文的實(shí)證研究，本文結(jié)論是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革相關(guān)政策實(shí)施顯著降低了競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)的制度性交易成本。從不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的現(xiàn)實(shí)背景來看，企業(yè)營(yíng)商環(huán)境的一個(gè)突出共性問題是，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)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(yíng)企業(yè)被排除在高技術(shù)含量、高附加值的產(chǎn)業(yè)之外，只能被擠壓在傳統(tǒng)的低附加值、低技術(shù)產(chǎn)量的領(lǐng)域，這是當(dāng)前制造業(yè)領(lǐng)域內(nèi)民營(yíng)企業(yè)投資動(dòng)力“斷崖式”下滑和部分民營(yíng)企業(yè)加入公有制企業(yè)、向國(guó)外轉(zhuǎn)移資產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)的原因（張杰和宋志剛，2018）[22]。事實(shí)上的情況是否真是如此，有必要根據(jù)公有制和非公有制兩種企業(yè)類型進(jìn)行分樣本回歸分析，表7是進(jìn)一步引入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后的樣本估計(jì)結(jié)果。

表 7 中的第（1）列是國(guó)有企業(yè)的估計(jì)結(jié)果，交互項(xiàng)treat × post 的系數(shù)為正但不顯著;第（2）列是民營(yíng)企業(yè)估計(jì)結(jié)果，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為正且在5% 的水平下顯著。這一結(jié)論說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能改善民營(yíng)企業(yè)投資效率，推進(jìn)民營(yíng)企業(yè)制度性交易成本降低，但對(duì)國(guó)有企業(yè)的影響程度較小，進(jìn)一步說明民營(yíng)企業(yè)響應(yīng) “三去一降一補(bǔ)”政策更加積極，當(dāng)前主要降低的是民營(yíng)企業(yè)的制度性交易成本。國(guó)有企業(yè)因制度自身所具備的制度優(yōu)勢(shì)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(chǎn)投資。相反，民營(yíng)企業(yè)面臨的制度性交易成本壓力相對(duì)較大，需通過簡(jiǎn)化行政審批事項(xiàng)、加快“放管服”等一系列改革降低制度性交易成本。

六、研究結(jié)論與啟示

本文利用2012—2017年2723家滬深A(yù) 股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，以“三去一降一補(bǔ)”政策降成本效果作為切入點(diǎn)，運(yùn)用雙重差分模型考察了成本降低差異，經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)得到以下結(jié)論： 一是“三去一降一補(bǔ)”政策顯著降低了競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)的制度性交易成本，對(duì)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(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)比壟斷性行業(yè)制度性交易成本高，隨著時(shí)間的推移，制度交易成本降低幅度越來越明顯;三是政策實(shí)施效果明顯，民營(yíng)企業(yè)的政策響應(yīng)更為積極。

根據(jù)以上研究結(jié)論，得到如下政策啟示：一是政策執(zhí)行既應(yīng)著眼于短期效果，又應(yīng)放眼于長(zhǎng)期效果。短期來看，2015 年政策實(shí)施以后，顯著降低了競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的制度性交易成本， 但政策實(shí)施對(duì)制度性交易成本是否起著長(zhǎng)期“觸動(dòng)” 作用，還需通過持續(xù)優(yōu)化政策來保障。二是在供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(yíng)商環(huán)境，減少壟斷性行業(yè)在融資信貸、市場(chǎng)準(zhǔn)入、項(xiàng)目資格審批等方面的偏見與隱性歧視成本。

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