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摘 要：本文以“三去一降一补”政策出台为准自然实验，运用双重差分模型测度了不同行业制度性交易成本高低程度及降低成效差异。研究发现：竞争性行业制度性交易成本高于垄断性行业;政策出台显著降低了竞争性行业制度性交易成本，且降低幅度随着时间的推移呈现递增趋势;与国有企业相比，民营企业政策响应更加积极，政策效果更加明显。
关键词：“三去一降一补”;制度性交易成本;降低成效;行业差异
一、问题提出与文献综述
制度性交易成本是近些年涉及较多的一个概念。自2015年底供给侧结构性改革命题提出以来，学者认为制度性交易成本是微观经济主体的企业和个人因遵循政府规定的制度、规章而付出的成本（常耀中，2016）[1]。Arrow（1969）[2]将制度性交易成本简明定义为经济制度运行所需的成本，从这一角度来理解，制度性交易成本是因制度性因素产生的非生产性支出，可以看作是生产的总收入中被消耗掉的那部分成本。这类成本是企业自身难以直接降低的成本，需要依靠政府来完成。
2015年政府提出供给侧结构性改革这一战略，形成了“三去一降一补”具有重大针对性和指导性的工作思路，核心要义是降低制度性交易成本。那么，“降成本”政策是否会助推各类型行业“瘦身减负”呢？一方面，现有文献从政策文本进行分析。（贾康，2017）[3]認为，自提出供给侧结构性改革以来，经过一年多的实践，“降成本”政策在现实中取得了积极成效。中国财政科学研究院（2018）[4]深入实地调研各地降成本情况，发现各地将商事制度改革、行政审批改革等作为重要措施，样本企业对制度性交易成本降低整体感受积极向好。另一方面，规范实证研究认为，各地采取相关措施降低了制度性交易成本。如张莉等（2019）[5]以广东省商事制度改革为切入点，运用企业开办时间度量制度性交易成本，实证发现商事制度改革政策的实施降低了企业大约18%的开办时间。杨艳和车明（2020）[6]运用地级市面板数据实证检验后发现，行政审批改革可以有效降低制度性交易成本。
上述文献证实了供给侧结构性改革相关措施对制度性交易成本降低的积极作用。然而，国家发改委宏观研究院课题组（2017）[7]运用创办企业所需要的时间指标衡量制度性交易成本，研究发现高出理论值约10天左右，说明我国目前制度性交易成本仍有下降空间。解洪涛等（2018）[8]采用普遍的时间成本作为企业承担的制度性交易成本总体变量，度量时间成本用“企业高管1周内应对政府规制花费的小时数”作为代理变量，根据2013年世界银行营商环境调查数据，发现民营企业相对于国有企业受到的政府规制更多。这一系列文献侧面反映“降成本”政策难以保障不同行业、不同所有制企业取得同样的降低成效，供给侧结构性改革宏观政策对不同行业中的企业和不同股权性质的企业成本降低存在非对称效应（杨青等，2018;郭克莎，2020）[9，10]。
通过梳理现有文献发现，虽从政策文本和实证研究层面发现供给侧改革对制度性交易成本降低的积极作用，但是研究大多聚焦于地区层面，实质上制度性交易成本的运行具体影响行业和企业行为，这正是本文要探讨的视角。目前学术界普遍反映制度性交易成本因行业类型呈现出升降不一的特征，但是鲜有学者量化检验具体升降多少，更少有研究系统比较政策实施可能发生的变化趋势。因此，本文在借鉴已有研究成果基础上，运用DID模型检验供给侧改革“三去一降一补”政策实施对制度性交易成本的阶段性降低成效，以期为以后制度性交易成本降低提供参考依据。
二、研究设计
（一） 计量模型设定
当前，学术界广泛运用双重差分模型来评价政策的实施效果，根据政策的冲击时间选择实验组和对照组。因为供给侧结构性改革中的“降成本”政策始于2015年，并随之广泛推广，故政策冲击时间选取2015年。关于实验组和对照组的选择，从长期来看， 政策都会带动竞争和垄断性行业制度性交易成本降低，但从短期来看，学者认为最该降的是垄断性行业制度性交易成本。这就意味着不同行业的降低程度存在差异，因此，把竞争性行业作为实验组，垄断性行业作为对照组进行分析。根据DID 模型的原理设置如下模型：
（二） 变量定义
1. 被解释变量：制度性交易成本ITC。制度性交易成本是企业因制度性因素产生的不合理成本，宏观层面是经济体制改革中政府与市场没有理顺的成本，微观层面是规制实施过程中对企业微观经济主体活动形成的障碍成本（卢现祥和朱迪，2019）[11]。制度性交易成本不能直接度量，但可以通过效率水平进行测度（杨艳和车明，2020）[6]，即制度性交易成本低投资效率才会高，反之则反是。Biddle等（2009）[12]将投资效率定义为以构建固定资产、无形资产和其他长期资产所收回的现金比上年初总资产，在此定义基础上，参照Wang等（2014）[13]、李凤羽和杨墨竹（2015）[14]、陈国进和王少谦（2016）[15]、王克敏等（2017）[16]的做法，本文运用总资产调整的资本支出衡量企业投资效率，具体为（企业固定资产+无形资产+ 长期资产）/企业总资产。
2. 解释变量：分组虚拟变量[treat]。我们将政策响应较为敏感的竞争性行业设为实验组（即[treat]取0）， 把政策响应相对不敏感的垄断性行业设为对照组（即[treat]取1）。竞争性行业和垄断性行业的划分标准参照辛清泉和谭伟强（2009）[17]的做法，根据2012 版证监会行业分类标准，将电力、热力、燃气及水生产供应业、采矿、石油及核燃料加工、黑色金属及有色金属加工业作为垄断性行业，其他为竞争性行业。
3. 控制变量。参考已有的文献，主要有企业规模size、企业年龄age、企业成长 growth、劳动生产率lp、资本密度kl、财务杠杆水平lev。具体见表1。
（三） 数据说明及描述性统计 本文使用2012—2017年沪深两市A 股上市公司数据，其中财务数据来自国泰安数据库，行业属性、注册地、企业产权类型等基本概况数据来自万得数据库。样本数据删除金融类公司、财务指标缺失严重的公司，最终得到2723 家上市公司的12304 个样本。
表2为各变量的描述性统计。样本中制度性交易成本平均值为 0.2276，标准差是0.9698，说明制度性交易成本有一定的差異性。treat的均值为0.3837，说明“三去一降一补”政策中38%是对制度性成本相对敏感的竞争性行业，62%是对制度性成本相对非敏感的垄断性行业。
（一） 平行趋势检验
双重差分模型的一个潜在前提条件是，竞争性行业和垄断性行业在政策实施之前应具有相同的发展趋势。本文运用Stata15.0软件进行绘图，直观观测两者之间的变化趋势。图1是竞争性行业和垄断性行业的制度性交易成本年度变化趋势图，可以看出，竞争性行业和垄断性行业的制度性交易成本在2012—2014年间的趋势基本保持一致，没有发生大的变化，两组行业保持基本平行的趋势。但在政府提出供给侧结构性改革以后，两组行业的制度性交易成本发生了变化，表明本文满足平行趋势假定。
（二） 不同行业制度性交易成本测算比较：单变量估计结果
本文采用单变量双重差分方法对其进行实证检验，并运用t检验方法分析实验组和对照组制度性交易成本降低情况是否在供给侧结构性改革政策前后表现出显著差异。表3列出了两组制度性交易成本高低程度差异的分析结果，其中，Before表示降低制度性交易成本政策出台之前的时期（2012—2014年），After表示降低制度性交易成本政策出台之后的时期（2015—2017年）。
从表3可以看出，对照组的制度性交易成本在供给侧改革出台之前是0.20368，在政策出台之后是0.36705;实验组的制度性交易成本在政策出台之前是0.10464，政策出台之后是 0.12687。说明在政策实施前，实验组的制度性交易成本显著高于对照组（显著性水平为1%）;政策出台之后，相对于对照组，实验组（竞争型行业）制度性交易成本显著降低（-0.141），这与供给侧结构性改革政策相吻合，“一降”重点在于降低的是产能闲置、高库存竞争型行业成本。
（三） 政策实施对制度性交易成本降低的影响： 双重差分回归结果
上述运用单变量双重差分的检验结果可知，“三去一降一补”政策的出台有助于实验组制度性交易成本下降。但是需要说明的是，上述单变量实证检验未控制可能影响制度性交易成本降低的其他因素。因此，为了更好地识别出“三去一降一补”政策对制度性交易成本的影响，本文加入行业类型中的企业特征控制变量，包括企业规模、企业年龄、资本密度等变量进行估计。估计结果见表4。
表 4 第（1）列是没有加入控制变量的结果，作为被解释变量，对应的工具变量是交互项treat × post 的系数是0.238，且在 1% 水平下显著。但在加入控制变量以后，第（2）列中的交互项系数是0.0608，符号与第（1）列一致，在5%水平下显著，说明供给侧改革会改善投资效率，即竞争性行业制度性交易成本会因为“三去一降一补”政策的实施而显著降低。
为了进一步分析“三去一降一补”政策对制度性交易成本的动态效应和变化趋势，加入Year2015、Year2016、Year2017 三个时间变量，估计后的结果如表 4第（3）和第（4）列所示。从表中第（3）列估计结果可以看出，“三去一降一补”政策实施的第一年（2015年）效应系数为正，但不显著，实施后的第二年（2016 年）效应系数为正且在5%的水平上显著，到了2017年效应系数为正且在1%水平上显著，它们的对应系数分别是0.0521、0.0908 和0.169，表明投资效率随着时间推移呈现上升趋势，也就是改善制度性交易成本的效果越来越明显，这充分说明政策红利逐渐扩大，对降低制度性交易成本的作用越来越强。第（1）列呈现同样趋势。综上分析，供给侧结构性改革相关政策出台显著降低了竞争性行业的制度性交易成本，且随着时间的推移制度性交易成本降低的效果越好。
（四） 内生性检验：工具变量法
本文借鉴王桂军和卢潇潇（2019）[18]的做法，选取合适的工具变量解决内生性问题。由于工具变量需要满足外生性和相关性两个假设条件，本文把产能过剩的行业设置为工具变量。一方面，产能过剩的行业本身“包袱”较重，政策实施对产能过剩行业存在相关性;另一方面，产能过剩行业路径是“产能过剩行业—相关行业积极响应政策—成本降低”，满足外生性 假 设 条 件 。将原来的内生解释变量[treati，t×postit]作为被解释变量，对应的工具变量是[ivit×postit]，[iv]是虚拟工具变量，参照产能过剩行业划分标准，将样本量中的过剩行业设成1，其余设成0。表5是运用工具变量方法的估计结果。其中，第（1）列是第一阶段回归结果，F统计量大于临界值10，表明工具变量不存在弱工具变量问题，满足相关假设条件。接下来将工具变量第一阶段回归结果的拟合值进行第二阶段回归，回归结果是表5中的第（2）列。由第（2）列可知，回归系数在5%的水平下显著为正，说明政策实施可以降低制度性交易成本， 即使控制了潜在的内生性问题，本文的研究结论依然成立。
四、稳健性检验
一是更换替代变量。制度性交易成本是由制度性因素引起融资、能源、土地、物流等要素市场价格上升而形成的。以融资成本为例，根据国家发改委课题组数据可知，我国规模以上制造业平均资产负债率为55.8%，额外的利息成本占主营业务收入比重2.5%左右，其中，融资成本和负债率较高的行业多数属于经济效益下滑明显的民营资本密集性行业（国家发改委课题组，2017）[19]。因此，可以利用融资成本刻画企业制度性交易成本。本文采用（Pittman和Fortin，2004;张伟华等，2018）[20，21]的做法，运用企业当年的财务费用除以当年负债总额来刻画企业面临的制度性交易成本。 二是删除试点当年的观测值方法。根据前面的分析，将2011—2015年作为供给侧结构性改革实施之前的观测年，2015—2017年作为政策实施之后的观测年。2015年是中央经济工作会议提出供给侧结构性改革的第一年，为了让回归结果更加稳健，本文删除2015年所有样本企业的观测值，重新对模型进行检验分析。
三是排除其他事件的干扰。本文研究的是供给侧结构性改革对 2012—2017年制度性交易成本降低程度的影响，但在同一时期内制度性交易成本降低有可能受其他政策的干扰。例如，“营改增”政策的实施使得企业的宏观税负发生变化，进而影响制度性交易成本。为了排除其他事件的干扰，本文将政策出台尚未全面实施时间（2012—2013年）作为时间上的反事实检验。
表 6 是稳健性检验的结果。第（1）列是更换替代变量的回归结果。结果显示treat × post 的回归系数是0.00542，在5%的水平下显著，与前面基准回归的分析结果不存在实质性的差异;第（2）列是删除 2015 年政策实施这一年的观测值的估计结果，交互项系数在1%的水平下显著为正，与前文的回归结果基本一致;第（3）列是排除其他事件干扰后的结果，交互项的回归系数是0.0482，并在10%的水平下显著，符号与前文相一致，说明排除其他事件干扰，结果没有发生较大的变化。上述稳健性检验结果与前文回归结果基本一致，证明本文研究结果具有稳健性。
五、企业所有制异质性分析
根据前文的实证研究，本文结论是供给侧结构性改革相关政策实施显著降低了竞争性行业的制度性交易成本。从不同产权性质的现实背景来看，企业营商环境的一个突出共性问题是，战略性新兴产业以及高端制造业行业存在较高的隐性行政壁垒，不少民营企业被排除在高技术含量、高附加值的产业之外，只能被挤压在传统的低附加值、低技术产量的领域，这是当前制造业领域内民营企业投资动力“断崖式”下滑和部分民营企业加入公有制企业、向国外转移资产和产业的原因（张杰和宋志刚，2018）[22]。事实上的情况是否真是如此，有必要根据公有制和非公有制两种企业类型进行分样本回归分析，表7是进一步引入产权性质后的样本估计结果。
表 7 中的第（1）列是国有企业的估计结果，交互项treat × post 的系数为正但不显著;第（2）列是民营企业估计结果，交互项估计系数为正且在5% 的水平下显著。这一结论说明供给侧结构性改革能改善民营企业投资效率，推进民营企业制度性交易成本降低，但对国有企业的影响程度较小，进一步说明民营企业响应 “三去一降一补”政策更加積极，当前主要降低的是民营企业的制度性交易成本。国有企业因制度自身所具备的制度优势面临制度性交易成本压力较小，即使不降低制度性交易成本，也不影响企业从事生产投资。相反，民营企业面临的制度性交易成本压力相对较大，需通过简化行政审批事项、加快“放管服”等一系列改革降低制度性交易成本。
六、研究结论与启示
本文利用2012—2017年2723家沪深A 股上市公司相关数据，以“三去一降一补”政策降成本效果作为切入点，运用双重差分模型考察了成本降低差异，经过实证检验得到以下结论： 一是“三去一降一补”政策显著降低了竞争性行业的制度性交易成本，对垄断性行业类制度性交易成本也有一定抑制作用;二是竞争性行业比垄断性行业制度性交易成本高，随着时间的推移，制度交易成本降低幅度越来越明显;三是政策实施效果明显，民营企业的政策响应更为积极。
根据以上研究结论，得到如下政策启示：一是政策执行既应着眼于短期效果，又应放眼于长期效果。短期来看，2015 年政策实施以后，显著降低了竞争性行业和民营企业的制度性交易成本， 但政策实施对制度性交易成本是否起着长期“触动” 作用，还需通过持续优化政策来保障。二是在供给侧结构性改革背景下，需打破行业垄断、地域分割等体制性问题，优化营商环境，减少垄断性行业在融资信贷、市场准入、项目资格审批等方面的偏见与隐性歧视成本。
参考文献：
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[8]解洪涛，张薇，张建顺.法治政府建设降低了企业制度性成本吗—基于世界银行营商环境调查数据的实证研究 [J].财经科学，2017，（10）.
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[22]张杰，宋志刚.当前中国制造业营商环境的突出问题、形成机制与解决思路 [J].人文杂志，2018，（2）.
关键词：“三去一降一补”;制度性交易成本;降低成效;行业差异
一、问题提出与文献综述
制度性交易成本是近些年涉及较多的一个概念。自2015年底供给侧结构性改革命题提出以来，学者认为制度性交易成本是微观经济主体的企业和个人因遵循政府规定的制度、规章而付出的成本（常耀中，2016）[1]。Arrow（1969）[2]将制度性交易成本简明定义为经济制度运行所需的成本，从这一角度来理解，制度性交易成本是因制度性因素产生的非生产性支出，可以看作是生产的总收入中被消耗掉的那部分成本。这类成本是企业自身难以直接降低的成本，需要依靠政府来完成。
2015年政府提出供给侧结构性改革这一战略，形成了“三去一降一补”具有重大针对性和指导性的工作思路，核心要义是降低制度性交易成本。那么，“降成本”政策是否会助推各类型行业“瘦身减负”呢？一方面，现有文献从政策文本进行分析。（贾康，2017）[3]認为，自提出供给侧结构性改革以来，经过一年多的实践，“降成本”政策在现实中取得了积极成效。中国财政科学研究院（2018）[4]深入实地调研各地降成本情况，发现各地将商事制度改革、行政审批改革等作为重要措施，样本企业对制度性交易成本降低整体感受积极向好。另一方面，规范实证研究认为，各地采取相关措施降低了制度性交易成本。如张莉等（2019）[5]以广东省商事制度改革为切入点，运用企业开办时间度量制度性交易成本，实证发现商事制度改革政策的实施降低了企业大约18%的开办时间。杨艳和车明（2020）[6]运用地级市面板数据实证检验后发现，行政审批改革可以有效降低制度性交易成本。
上述文献证实了供给侧结构性改革相关措施对制度性交易成本降低的积极作用。然而，国家发改委宏观研究院课题组（2017）[7]运用创办企业所需要的时间指标衡量制度性交易成本，研究发现高出理论值约10天左右，说明我国目前制度性交易成本仍有下降空间。解洪涛等（2018）[8]采用普遍的时间成本作为企业承担的制度性交易成本总体变量，度量时间成本用“企业高管1周内应对政府规制花费的小时数”作为代理变量，根据2013年世界银行营商环境调查数据，发现民营企业相对于国有企业受到的政府规制更多。这一系列文献侧面反映“降成本”政策难以保障不同行业、不同所有制企业取得同样的降低成效，供给侧结构性改革宏观政策对不同行业中的企业和不同股权性质的企业成本降低存在非对称效应（杨青等，2018;郭克莎，2020）[9，10]。
通过梳理现有文献发现，虽从政策文本和实证研究层面发现供给侧改革对制度性交易成本降低的积极作用，但是研究大多聚焦于地区层面，实质上制度性交易成本的运行具体影响行业和企业行为，这正是本文要探讨的视角。目前学术界普遍反映制度性交易成本因行业类型呈现出升降不一的特征，但是鲜有学者量化检验具体升降多少，更少有研究系统比较政策实施可能发生的变化趋势。因此，本文在借鉴已有研究成果基础上，运用DID模型检验供给侧改革“三去一降一补”政策实施对制度性交易成本的阶段性降低成效，以期为以后制度性交易成本降低提供参考依据。
二、研究设计
（一） 计量模型设定
当前，学术界广泛运用双重差分模型来评价政策的实施效果，根据政策的冲击时间选择实验组和对照组。因为供给侧结构性改革中的“降成本”政策始于2015年，并随之广泛推广，故政策冲击时间选取2015年。关于实验组和对照组的选择，从长期来看， 政策都会带动竞争和垄断性行业制度性交易成本降低，但从短期来看，学者认为最该降的是垄断性行业制度性交易成本。这就意味着不同行业的降低程度存在差异，因此，把竞争性行业作为实验组，垄断性行业作为对照组进行分析。根据DID 模型的原理设置如下模型：
（二） 变量定义
1. 被解释变量：制度性交易成本ITC。制度性交易成本是企业因制度性因素产生的不合理成本，宏观层面是经济体制改革中政府与市场没有理顺的成本，微观层面是规制实施过程中对企业微观经济主体活动形成的障碍成本（卢现祥和朱迪，2019）[11]。制度性交易成本不能直接度量，但可以通过效率水平进行测度（杨艳和车明，2020）[6]，即制度性交易成本低投资效率才会高，反之则反是。Biddle等（2009）[12]将投资效率定义为以构建固定资产、无形资产和其他长期资产所收回的现金比上年初总资产，在此定义基础上，参照Wang等（2014）[13]、李凤羽和杨墨竹（2015）[14]、陈国进和王少谦（2016）[15]、王克敏等（2017）[16]的做法，本文运用总资产调整的资本支出衡量企业投资效率，具体为（企业固定资产+无形资产+ 长期资产）/企业总资产。
2. 解释变量：分组虚拟变量[treat]。我们将政策响应较为敏感的竞争性行业设为实验组（即[treat]取0）， 把政策响应相对不敏感的垄断性行业设为对照组（即[treat]取1）。竞争性行业和垄断性行业的划分标准参照辛清泉和谭伟强（2009）[17]的做法，根据2012 版证监会行业分类标准，将电力、热力、燃气及水生产供应业、采矿、石油及核燃料加工、黑色金属及有色金属加工业作为垄断性行业，其他为竞争性行业。
3. 控制变量。参考已有的文献，主要有企业规模size、企业年龄age、企业成长 growth、劳动生产率lp、资本密度kl、财务杠杆水平lev。具体见表1。
（三） 数据说明及描述性统计 本文使用2012—2017年沪深两市A 股上市公司数据，其中财务数据来自国泰安数据库，行业属性、注册地、企业产权类型等基本概况数据来自万得数据库。样本数据删除金融类公司、财务指标缺失严重的公司，最终得到2723 家上市公司的12304 个样本。
表2为各变量的描述性统计。样本中制度性交易成本平均值为 0.2276，标准差是0.9698，说明制度性交易成本有一定的差異性。treat的均值为0.3837，说明“三去一降一补”政策中38%是对制度性成本相对敏感的竞争性行业，62%是对制度性成本相对非敏感的垄断性行业。
（一） 平行趋势检验
双重差分模型的一个潜在前提条件是，竞争性行业和垄断性行业在政策实施之前应具有相同的发展趋势。本文运用Stata15.0软件进行绘图，直观观测两者之间的变化趋势。图1是竞争性行业和垄断性行业的制度性交易成本年度变化趋势图，可以看出，竞争性行业和垄断性行业的制度性交易成本在2012—2014年间的趋势基本保持一致，没有发生大的变化，两组行业保持基本平行的趋势。但在政府提出供给侧结构性改革以后，两组行业的制度性交易成本发生了变化，表明本文满足平行趋势假定。
（二） 不同行业制度性交易成本测算比较：单变量估计结果
本文采用单变量双重差分方法对其进行实证检验，并运用t检验方法分析实验组和对照组制度性交易成本降低情况是否在供给侧结构性改革政策前后表现出显著差异。表3列出了两组制度性交易成本高低程度差异的分析结果，其中，Before表示降低制度性交易成本政策出台之前的时期（2012—2014年），After表示降低制度性交易成本政策出台之后的时期（2015—2017年）。
从表3可以看出，对照组的制度性交易成本在供给侧改革出台之前是0.20368，在政策出台之后是0.36705;实验组的制度性交易成本在政策出台之前是0.10464，政策出台之后是 0.12687。说明在政策实施前，实验组的制度性交易成本显著高于对照组（显著性水平为1%）;政策出台之后，相对于对照组，实验组（竞争型行业）制度性交易成本显著降低（-0.141），这与供给侧结构性改革政策相吻合，“一降”重点在于降低的是产能闲置、高库存竞争型行业成本。
（三） 政策实施对制度性交易成本降低的影响： 双重差分回归结果
上述运用单变量双重差分的检验结果可知，“三去一降一补”政策的出台有助于实验组制度性交易成本下降。但是需要说明的是，上述单变量实证检验未控制可能影响制度性交易成本降低的其他因素。因此，为了更好地识别出“三去一降一补”政策对制度性交易成本的影响，本文加入行业类型中的企业特征控制变量，包括企业规模、企业年龄、资本密度等变量进行估计。估计结果见表4。
表 4 第（1）列是没有加入控制变量的结果，作为被解释变量，对应的工具变量是交互项treat × post 的系数是0.238，且在 1% 水平下显著。但在加入控制变量以后，第（2）列中的交互项系数是0.0608，符号与第（1）列一致，在5%水平下显著，说明供给侧改革会改善投资效率，即竞争性行业制度性交易成本会因为“三去一降一补”政策的实施而显著降低。
为了进一步分析“三去一降一补”政策对制度性交易成本的动态效应和变化趋势，加入Year2015、Year2016、Year2017 三个时间变量，估计后的结果如表 4第（3）和第（4）列所示。从表中第（3）列估计结果可以看出，“三去一降一补”政策实施的第一年（2015年）效应系数为正，但不显著，实施后的第二年（2016 年）效应系数为正且在5%的水平上显著，到了2017年效应系数为正且在1%水平上显著，它们的对应系数分别是0.0521、0.0908 和0.169，表明投资效率随着时间推移呈现上升趋势，也就是改善制度性交易成本的效果越来越明显，这充分说明政策红利逐渐扩大，对降低制度性交易成本的作用越来越强。第（1）列呈现同样趋势。综上分析，供给侧结构性改革相关政策出台显著降低了竞争性行业的制度性交易成本，且随着时间的推移制度性交易成本降低的效果越好。
（四） 内生性检验：工具变量法
本文借鉴王桂军和卢潇潇（2019）[18]的做法，选取合适的工具变量解决内生性问题。由于工具变量需要满足外生性和相关性两个假设条件，本文把产能过剩的行业设置为工具变量。一方面，产能过剩的行业本身“包袱”较重，政策实施对产能过剩行业存在相关性;另一方面，产能过剩行业路径是“产能过剩行业—相关行业积极响应政策—成本降低”，满足外生性 假 设 条 件 。将原来的内生解释变量[treati，t×postit]作为被解释变量，对应的工具变量是[ivit×postit]，[iv]是虚拟工具变量，参照产能过剩行业划分标准，将样本量中的过剩行业设成1，其余设成0。表5是运用工具变量方法的估计结果。其中，第（1）列是第一阶段回归结果，F统计量大于临界值10，表明工具变量不存在弱工具变量问题，满足相关假设条件。接下来将工具变量第一阶段回归结果的拟合值进行第二阶段回归，回归结果是表5中的第（2）列。由第（2）列可知，回归系数在5%的水平下显著为正，说明政策实施可以降低制度性交易成本， 即使控制了潜在的内生性问题，本文的研究结论依然成立。
四、稳健性检验
一是更换替代变量。制度性交易成本是由制度性因素引起融资、能源、土地、物流等要素市场价格上升而形成的。以融资成本为例，根据国家发改委课题组数据可知，我国规模以上制造业平均资产负债率为55.8%，额外的利息成本占主营业务收入比重2.5%左右，其中，融资成本和负债率较高的行业多数属于经济效益下滑明显的民营资本密集性行业（国家发改委课题组，2017）[19]。因此，可以利用融资成本刻画企业制度性交易成本。本文采用（Pittman和Fortin，2004;张伟华等，2018）[20，21]的做法，运用企业当年的财务费用除以当年负债总额来刻画企业面临的制度性交易成本。 二是删除试点当年的观测值方法。根据前面的分析，将2011—2015年作为供给侧结构性改革实施之前的观测年，2015—2017年作为政策实施之后的观测年。2015年是中央经济工作会议提出供给侧结构性改革的第一年，为了让回归结果更加稳健，本文删除2015年所有样本企业的观测值，重新对模型进行检验分析。
三是排除其他事件的干扰。本文研究的是供给侧结构性改革对 2012—2017年制度性交易成本降低程度的影响，但在同一时期内制度性交易成本降低有可能受其他政策的干扰。例如，“营改增”政策的实施使得企业的宏观税负发生变化，进而影响制度性交易成本。为了排除其他事件的干扰，本文将政策出台尚未全面实施时间（2012—2013年）作为时间上的反事实检验。
表 6 是稳健性检验的结果。第（1）列是更换替代变量的回归结果。结果显示treat × post 的回归系数是0.00542，在5%的水平下显著，与前面基准回归的分析结果不存在实质性的差异;第（2）列是删除 2015 年政策实施这一年的观测值的估计结果，交互项系数在1%的水平下显著为正，与前文的回归结果基本一致;第（3）列是排除其他事件干扰后的结果，交互项的回归系数是0.0482，并在10%的水平下显著，符号与前文相一致，说明排除其他事件干扰，结果没有发生较大的变化。上述稳健性检验结果与前文回归结果基本一致，证明本文研究结果具有稳健性。
五、企业所有制异质性分析
根据前文的实证研究，本文结论是供给侧结构性改革相关政策实施显著降低了竞争性行业的制度性交易成本。从不同产权性质的现实背景来看，企业营商环境的一个突出共性问题是，战略性新兴产业以及高端制造业行业存在较高的隐性行政壁垒，不少民营企业被排除在高技术含量、高附加值的产业之外，只能被挤压在传统的低附加值、低技术产量的领域，这是当前制造业领域内民营企业投资动力“断崖式”下滑和部分民营企业加入公有制企业、向国外转移资产和产业的原因（张杰和宋志刚，2018）[22]。事实上的情况是否真是如此，有必要根据公有制和非公有制两种企业类型进行分样本回归分析，表7是进一步引入产权性质后的样本估计结果。
表 7 中的第（1）列是国有企业的估计结果，交互项treat × post 的系数为正但不显著;第（2）列是民营企业估计结果，交互项估计系数为正且在5% 的水平下显著。这一结论说明供给侧结构性改革能改善民营企业投资效率，推进民营企业制度性交易成本降低，但对国有企业的影响程度较小，进一步说明民营企业响应 “三去一降一补”政策更加積极，当前主要降低的是民营企业的制度性交易成本。国有企业因制度自身所具备的制度优势面临制度性交易成本压力较小，即使不降低制度性交易成本，也不影响企业从事生产投资。相反，民营企业面临的制度性交易成本压力相对较大，需通过简化行政审批事项、加快“放管服”等一系列改革降低制度性交易成本。
六、研究结论与启示
本文利用2012—2017年2723家沪深A 股上市公司相关数据，以“三去一降一补”政策降成本效果作为切入点，运用双重差分模型考察了成本降低差异，经过实证检验得到以下结论： 一是“三去一降一补”政策显著降低了竞争性行业的制度性交易成本，对垄断性行业类制度性交易成本也有一定抑制作用;二是竞争性行业比垄断性行业制度性交易成本高，随着时间的推移，制度交易成本降低幅度越来越明显;三是政策实施效果明显，民营企业的政策响应更为积极。
根据以上研究结论，得到如下政策启示：一是政策执行既应着眼于短期效果，又应放眼于长期效果。短期来看，2015 年政策实施以后，显著降低了竞争性行业和民营企业的制度性交易成本， 但政策实施对制度性交易成本是否起着长期“触动” 作用，还需通过持续优化政策来保障。二是在供给侧结构性改革背景下，需打破行业垄断、地域分割等体制性问题，优化营商环境，减少垄断性行业在融资信贷、市场准入、项目资格审批等方面的偏见与隐性歧视成本。
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