產業政策有效性研究：來自農產品加工企業的證據

張廣勝，胡泉水，王振華

(1.遼寧大學商學院，遼寧 沈陽 110136；2.沈陽農業大學經濟管理學院，遼寧 沈陽 110866)

0 引言

產業政策是否有效是奧地利學派和凱恩斯學派長期爭論的焦點。奧地利學派認為，市場自發形成的競爭機制和糾錯機制是市場趨向均衡的有效手段，而產業政策容易產生資源錯配，導致生產率損失，主張廢除產業政策；凱恩斯學派認為，由于存在市場失靈，僅依賴市場機制不足以實現產業升級和經濟持續發展，需要政府通過產業政策集中有限資源支持特定產業發展，進而帶動宏觀經濟發展。具體而言，爭論焦點主要有以下3個方面。①關于市場信息。凱恩斯學派假設政府具有完全或相對完全的市場信息，可以有效地掌握勞動、技術、資本等生產要素價格以及社會對產品和服務總需求；奧地利學派認為市場信息是殘缺的、模糊的、分散的，是難以完全掌握的，即便是政府也難以獲取完全的市場信息，而市場主體充分競爭有助于市場信息完全披露。②關于政府和企業家功能。凱恩斯學派認為政府依據掌握的市場信息，集中有限資源支持特定產業、特定企業、特定技術可以實現經濟效應最大化，而企業家不能提前掌握生產要素價格和消費者需求等信息，僅依賴企業家決策難以實現生產要素最優化配置，需要政府干預；奧地利學派認為企業家以追求利潤為最終目的，在市場參與過程中會積極優化資源配置來增加競爭優勢，通過不斷探索試錯與檢驗淘汰，最終可以實現經濟效益最大化。③關于市場失靈。凱恩斯學派認為資源配置應實現帕累托最優，而壟斷、外部性和公共物品等偏離市場最優均衡，存在市場失靈，需要政府干預；奧地利學派認為市場主要功能在于通過充分競爭披露更多市場信息和知識，使得市場參與者可以有效認知市場機制，在此基礎上可以優化生產資源配置，而市場一直具備該功能，因此反對市場失靈學說。基于上述爭論，凱恩斯學派認為產業政策是有效的，而奧地利學派否定產業政策有效性。至今，產業政策有效性之爭未有定論。2016年林毅夫和張維迎圍繞產業政策有效性問題展開頗具影響力的爭論，引起越來越多學者思考中國產業政策的有效性問題。

盡管產業政策存在理論爭議，但在實踐中產業政策較為常見并受到各國政府的青睞。鑒于農產品具有準公共物品屬性[1-2]，且是重要戰略物資，各國政府重視實施農產品加工產業政策。例如，美國羅斯福新政時期實施 《農業調整法》，通過調整稅收干預農產品加工業發展。德國、意大利、荷蘭等歐洲國家也通過稅收優惠等政策干預農產品加工業發展。中國是農業大國和人口大國，政府尤其關注農產品加工產業，從2002年頒布 《關于促進農產品加工業發展的意見》開始，統籌財政、稅收、金融等政策工具，構建完善的產業政策體系。然而，農產品加工產業政策有效性如何？在推動產業轉型升級背景下產業政策是否促進了農產品加工企業高質量發展？

學術界關于中國產業政策有效性的研究主要集中在宏觀政策有效性和細分行業政策有效性方面。①宏觀政策有效性研究方面，2008年為應對美國次貸危機引發的全球金融危機，中國政府推出4萬億計劃。部分研究發現，該政策有助于促進商品出口，進而帶動GDP增長率提升[3-4]；另有研究發現，該政策雖然促進中國經濟規模增長，但并未促進中國全要素生產率提升[5]，且產生嚴重的資源錯配問題[6]。 “五年規劃”是中國產業政策重要組成部分，其中規劃了重點發展產業。有研究發現， “五年規劃”通過增加貸款、稅收優惠和政府補貼等途徑促進重點產業生產率提升和技術創新[7-8]；有研究認為， “五年規劃”扭曲行業資源配置，抑制行業全要素生產率提升[9]。②細分行業政策有效性研究方面，為支持特定行業發展，中國政府制定具體行業產業政策，其有效性也引起學者的關注。其中，高新技術產業政策有效性是學者研究的重點。部分研究認為高新技術產業政策有效地促進了高新技術企業技術創新[10]；有研究認為高新技術產業政策存在迎合效應，即部分高新技術企業進行創新是為迎合政策要求，無意從事真正創新[6]；還有研究認為高新技術產業政策會抑制新進入企業真實創新產出[11]。此外，學者還對風電產業[12]、海洋產業[13]、文化旅游產業[14]和新能源汽車產業[15]等細分行業產業政策有效性進行研究。

盡管學術界對產業政策有效性的研究較為豐富，但仍存在可以拓展的方面。①中國農產品加工企業規模龐大，2020年農產品加工業營業收入達23.2萬億元，約占中國GDP的22.9%；②中國農產品加工產業政策體系完善，涉及財政、稅收、金融等政策工具，但少有學者關注農產品加工產業政策有效性問題。此外，農產品加工產業政策有效性問題關系著宏觀產業政策和細分行業政策有效性問題。與宏觀產業政策關系方面，農產品加工產業是農產品轉化成食品和生活用品的關鍵產業，是關乎社會穩定和國民經濟健康運行的基礎產業，因此，農產品加工產業政策有效性是宏觀產業政策有效性的基礎。與細分行業政策關系方面，農產品加工產業屬于重要細分產業，關注農產品加工產業政策有效性問題可以豐富中國細分行業政策有效性研究。

基于上述分析，本文利用中國工業企業數據庫中的農產品加工企業數據，采用雙重差分 (DID)模型，以全要素生產率 (TFP)表征農產品加工企業高質量發展狀況，以2003年為政策沖擊時間，研究農產品加工產業政策有效性問題。本文可能的貢獻是：①在實施鄉村振興戰略和推動產業高質量發展背景下，關注農產品加工產業政策有效性問題可以為產業政策有效性之爭提供中國農產品加工產業證據；②本文以2003年為政策落實年份，利用DID模型研究農產品加工產業政策有效性問題有助于緩解內生性問題；③研究發現農產品加工產業政策效果顯著，但卻存在異質性，該研究結論可以為政府制定下一階段農產品加工產業政策提供經驗借鑒。

1 政策背景

為梳理改革開放以來中國農產品加工產業政策演變歷程，本文對1978年以來各部委以 “農產品加工”為關鍵詞印發的17份文件進行政策文本分析，主要文件包括 《關于促進農產品加工業發展的意見》 《2012年農產品產地初加工補助項目實施指導意見》和 《關于進一步促進農產品加工業發展的意見》等。通過對上述政策文本詞頻統計分析，整理排名前20位的高頻詞匯，見表1。

表1 農產品加工產業政策文本前20位高頻詞匯

由表1可以看出， “發展” “建設” “促進” “加強” “推進”和 “支持”等詞匯出現頻率較高，充分說明中國政府對農產品加工產業發展地重視和支持； “產業” “基地”和 “體系”等詞匯出現頻率也比較高，說明中國農產品加工產業政策的立體性和完整性； “農業” “農村” “農民”和 “融合”等詞匯出現頻率較高，說明中國政府制定農產品加工產業政策的主要目的是推動 “三農”發展； “技術”和 “創新”也是高頻詞匯，說明中國政府希望通過產業政策引導農產品加工企業技術創新，進而促進其高質量發展。

根據政策文件印發時間軸，農產品加工產業政策可分為3個階段：①1978—2001年是產業政策逐步促進農產品加工企業發展階段；②2002—2012年是產業政策全面促進農產品加工企業發展階段；③2013—2021年是產業政策推動農產品加工企業高質量發展階段。如此劃分的主要原因是：①2002年之前政策文件較少，導致農產品加工產業政策不成體系；②2002年印發的 《關于促進農產品加工業發展的意見》是首部以國務院名義下發的政策文件，標志著農產品加工產業政策上升到新高度，產業政策體系開始形成；③十八大之后，隨著經濟快速發展，中國政府審時度勢，著力推動產業經濟轉型升級發展，農產品加工企業開始由高速度發展向高質量發展轉變。為推動農產品加工企業高質量發展，農產品加工產業政策進入調整和完善階段。

產業政策逐步促進農產品加工企業發展階段 (1978—2001年)。1981年一號文件提出 “積極開展農副產品的就地加工”，標志著相關發展政策逐步放開，但是其中規定農產品加工需要根據計劃 “有步驟地發展”，說明農產品加工企業發展仍存在監管約束。1983年提出在 “保證國家財政收入和購銷計劃的完成”情況下 “允許”農產品加工企業發展，說明相關監管政策有所松動，但仍存在限制。1984年提出在不受 “生產分工和地區、部門的限制”情況下 “鼓勵”農產品加工企業發展。1994年，政府出臺的 《關于調整農業產品增值稅稅率和若干項目征免增值稅的通知》提出農產品增值稅稅率由17%調整為13%，標志著中國政府開始通過稅收優惠政策干預農產品加工企業發展。但此時，其進項稅額扣除率為10%，即稅費征收高、抵扣低，說明農產品加工產業政策仍存在完善空間。

產業政策全面促進農產品加工企業發展階段 (2002—2012年)。自2002年開始，中國政府實施多項農產品加工產業政策，其中主要的是稅收優惠政策和融資政策。在稅收優惠政策方面，為解決稅收高征低扣問題，政府于2002年頒布的 《關于提高農產品進項稅抵扣率的通知》，提高進項稅額扣除率，有效地減少農產品加工企業稅收支出。此外，2002年頒布的 《關于促進農產品加工業發展的意見》豐富了稅收優惠政策工具，例如增加出口退稅率、關稅、增值稅、所得稅等政策工具。在融資政策方面，2002年頒布的 《關于促進農產品加工業發展的意見》提出通過金融幫扶、信貸優惠和放松擔保抵押條件等政策促進農產品加工企業發展，農產品加工企業貸款規模大幅增長。 《中國金融年鑒》數據顯示，2001年以農產品加工企業為主的鄉鎮企業短期貸款為1450億元，增長率僅為2.4%。在產業政策實施以后，至2004年貸款額大幅增至1786億元，2002—2004年增長率分別達到6.3%、8.9%、6.3%。 《關于促進農產品加工業發展的意見》的頒布標志著中國政府開始全面促進農產品加工企業發展。

產業政策推動農產品加工企業高質量發展階段 (2013—2021年)。隨著經濟高速發展，粗放型經濟增長方式已經不能適應中國經濟發展，十八大之后，中國經濟轉型升級發展進入關鍵時期。為推動農產品加工企業高質量發展，農產品加工產業政策進入完善和調整階段。2013年農業農村部印發 《2014—2018年農產品加工 (農業行業)標準體系建設規劃》，制定和修訂農產品加工產業生產技術標準122項，涵蓋農產品加工行業方方面面，標志著中國政府開始推動農產品加工企業向高質量發展轉變。2016年國務院頒布的 《關于進一步促進農產品加工業發展的意見》提出更為全面的政策措施，除傳統政策工具外，提出從 “科技創新”和 “科技成果轉化”等方面促進農產品加工企業高質量發展。

2 識別策略、變量和數據

通過政策梳理可知，自改革開放以來，農產品加工產業政策主要可分為3個階段。鑒于農產品加工產業政策的第3個階段 (2013年)之后，中國工業企業數據庫缺乏相關數據，其他數據庫也缺乏完整和全面的農產品加工企業數據，無法利用科學計量方法研究農產品加工產業政策有效性問題。因此，本文以農產品加工產業政策第2個階段，即2003年為政策沖擊時間，利用DID模型實證檢驗農產品加工產業政策有效性問題。

2.1 識別策略

根據研究需要，設定DID模型如下：

tfpit=β0+β1soei×postt+β2Xit+εt+μit

(1)

式中，tfpit表示農產品加工企業高質量發展狀況；soei×postt為交互項，soei=0和soei=1分別表示非重點農產品加工企業 (控制組)和重點農產品加工企業 (實驗組)；postt=0和postt=1分別表示產業政策實施之前和之后；Xit表示控制變量；β0和εt分別為個體效應和時間效應；μit為隨機誤差項，i為企業，t為時間。

2.2 變量選取

被解釋變量。全要素生產率既能反映企業投入產出效率，又能反映企業技術效率和技術進步[16]，學者常用其來反映企業高質量發展狀況[17]，因此本文用全要素生產率表征農產品加工企業發展狀況。具體而言，利用LP法[18]測度結果進行基準回歸，利用OP法[19]測度結果進行穩健性檢驗。由于LP法和OP法測度原理比較常見，不再贅述。鑒于數據結構相似，本文參考魯曉東等[20]的研究方法選取測算指標，與之不同的是，本文用企業主營業務收入代替工業增加值，主要原因是工業增加值缺失值較多。

核心解釋變量。如何有效識別產業政策沖擊時間是檢驗農產品加工產業政策有效性的關鍵。通過政策梳理發現，2002年出臺的農產品加工產業政策較為密集：2002年1月，政府頒布 《關于提高農產品進項稅抵扣率的通知》，11月頒布 《關于促進農產品加工業發展的意見》。此后，為貫徹落實產業政策，農業農村部、財政部、國家稅務總局等部委出臺相關政策文件，農產品加工產業政策全面實施。鑒于產業政策時滯效應，本文將2003年視為產業政策落實年份，2003年及以后的年份賦值postt=1，反之取值為0。

如何選取實驗組和控制組是本文面臨的另一個關鍵問題。首先，根據 《關于促進農產品加工業發展的意見》識別實驗組，其中劃分了重點農產品加工企業，主要包括糧食加工、肉類加工和蔬菜加工等農產品初級加工企業，本文依據GBT—2017三位碼進行識別，賦值為1。其次，選取控制組。與政策意義上劃分標準不同，統計意義上農產品加工企業不僅包括產業政策關注的重點農產品加工企業，還包括紡織業、造紙業和印刷業等其他農產品加工企業。因此，本文將紡織業、造紙業和印刷業等企業視為控制組，并依據GBT—2017三位碼進行識別，賦值為0。如此處理的原因是：①實驗組與控制組均具有農產品加工功能；②實驗組與控制組屬性相同，均屬于勞動密集型產業[21]；③實驗組與控制組全要素生產率一致[22]；④控制組不受產業政策影響。

控制變量。本文參考蘇丹妮等[23]的研究方法選取控制變量，主要原因是本文與參考文獻的研究對象較為一致，均為全要素生產率。控制變量包括規模 (lnl)、年齡 (age)、出口行為 (export)、所有制 (sta)、政府補貼 (sub)。此外，由于需要保留充足樣本量、不涉及對外貿易以及農產品加工行業數量有限等原因，本文未選取負債率、貿易總額和赫芬達爾指數等控制變量。

同期干擾政策變量。2003年前后，中國加入世界貿易組織，還實施高等教育擴招政策。本文分別加入外商投資變量 (foreign)和勞動力結構變量 (edu)以控制上述兩項政策。其中，關于勞動力結構，鑒于所使用數據較為相似，本文直接引用申廣軍等[24]的研究方法構建 “年份—行業—城市”單元組，利用工資數據構造企業勞動力結構。

2.3 數據來源

本文主要利用中國工業企業數據庫中農產品加工企業數據。根據既有研究方法，刪除缺失值樣本和員工人數小于8的樣本，并對連續變量采取Winsor1%縮尾處理，最后得到546606個觀測值。主要變量的描述性統計見表2。

表2 主要變量的描述統計

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果分析

基準回歸結果見表3。在表3模型1中，僅控制企業固定效應和時間固定效應。模型2在模型1基礎上加入企業層面控制變量。為剔除同期干擾政策影響，模型3加入外商投資變量和勞動力結構變量。為剔除地區層面隨時間變化遺漏變量，模型4加入 “時間×地區”變量。

農產品加工產業政策有效性分析。由表3模型1～4可知，交互項系數均顯著為正。說明產業政策實施以后，農產品加工企業全要素生產率顯著增長，表明農產品加工產業政策是有效的。可能的解釋是：①產業政策包含稅收優惠政策這一政策工具，有利于減少其稅負，可以降低農產品加工企業邊際生產成本；②產業政策包含融資政策這一政策工具，有助于提高農產品加工企業融資便利性。融資便利性的提高使農產品加工企業能夠采納新技術，更新機器設備，擴大生產規模，把握投資機會等，有利于促進其高質量發展。

表3 基準回歸結果

農產品加工產業政策影響效果分析。由表3模型1～4可知，交互項回歸系數呈下降趨勢。可能的解釋是，企業層面和地區層面存在不確定性因素會影響農產品加工企業，隨著控制變量的增加，不確定性因素對其全要素生產率的影響被剔除，產業政策對農產品加工企業影響的 “凈效應”隨之降低。相比之下，模型4受遺漏變量影響相對較小。回歸結果表明，產業政策使實驗組全要素生產率比控制組提高約3.7%。

3.2 異質性分析

異質性分析結果見表4。

表4 異質性分析

(1)所有制異質性分析。國有農產品加工企業肩負著保持農產品價格穩定和農產品供應穩定等任務[25]，是產業政策關注的重點。產業政策實施后，不同所有制農產品加工企業可能面臨不同政策的沖擊。參考登記類別，將樣本劃分為國有農產品加工企業和非國有農產品加工企業。

根據表4模型1和模型2的回歸結果，交互項系數均顯著為正。說明產業政策有助于提高國有和非國有農產品加工企業全要素生產率。模型2交互項系數大于模型1，說明國有農產品加工企業取得更顯著的政策效果。可能的解釋是，與非國有農產品加工企業相比，國有農產品加工企業可以利用制度優勢獲得稅費減免和融資幫助，因此政策紅利更顯著。

(2)地區異質性分析。中國不同地區自然環境和經濟條件存在差異，可能導致產業政策效果存在差異。基于政策意義上區分標準，將樣本劃分為東部、中部和西部地區農產品加工企業。

由表4由模型3～5可知，交互項系數均顯著為正。說明產業政策顯著促進東部、中部和西部地區農產品加工企業全要素生產率提升。交互項系數大小在模型3～5中呈現遞增趨勢，說明產業政策對農產品加工企業全要素生產率的促進作用從東部地區至西部地區依次增強。可能的解釋是：①東部地區經濟較為發達，對農業和農產品加工業依賴較小；中部地區次之；西部地區經濟增長點相對單一，對農業和農產品加工業依賴較重，部分省份甚至將農產品加工業視為支柱產業，產業政策力度更大。②西部地區農產品加工企業發展底子相對薄弱，在產業政策實施之后，容易發揮追趕效應。

3.3 識別假設檢驗

(1)平行趨勢假設檢驗。本部分參考Jacobson等[26]、張國建等[27]事件分析法進行識別假設檢驗。主要原因是：①該方法是較為成熟的識別假設檢驗方法，可以有效檢驗數據結構的平行趨勢；②該方法還能進一步檢驗政策實施效果的動態效應。具體而言，分別將各年視為政策沖擊時間，估計方程如下：

(2)

為了直觀起見，回歸結果如圖1所示，實線部分刻畫了產業政策對農產品加工企業全要素生產率影響的估計值。由圖1中可見，在產業政策實施以前，交互項回歸系數均不顯著。然而從2003年產業政策實施以后，交互項回歸系數均顯著為正，且持續向右上方傾斜。該估計結果不僅驗證平行趨勢假設，還表明產業政策對農產品加工企業全要素生產率的促進作用呈現持續增強趨勢。

圖1 平行趨勢假設檢驗

(2)安慰劑檢驗。為進一步檢驗基準回歸結果穩健性，參考已有研究方法進行安慰劑檢驗[28]。主要原因是：①本文與參考文獻研究對象較為相似，均為企業；②本文與參考文獻模型設定較為相似，均是利用雙重差分模型，且被解釋變量均為企業全要素生產率；③本文與參考文獻數據結構較為相似，均是利用中國工業企業數據庫。具體而言，將樣本范圍選擇在產業政策實施以前 (1998—2002年)，假設中間年份2000年開始實施產業政策，對式 (1)進行估計，估計結果見表5。由表5模型1可知，交互項回歸系數不顯著。該結果表明，2003年以后農產品加工企業全要素生產率地提升確實由產業政策引致。

表5 穩健性檢驗

(3)改變窗口期。考慮到上述結果可能是由2002年實施農產品加工產業政策之前或之后的其他事件引致，本部分縮小政策窗口期進行識別假設檢驗。首先，將政策窗口期縮小至產業政策實施前后各2年，即利用2001—2005年5期數據進行穩健性檢驗，以排除其他不確定性事件影響。由表5模型2可知，交互項系數顯著為正。交互項回歸系數小于基準回歸結果，可能是因為在縮小政策窗口期之后，農產品加工產業政策紅利尚沒有完全釋放。其次，將政策窗口期縮小至產業政策實施前后各3年，即利用2000—2006年7期數據進行穩健性檢驗。由表5模型3可知，交互項系數顯著為正。上述結果說明，在改變政策窗口期排除其他不確定性事件影響之后，產業政策依然有助于促進農產品加工企業全要素生產率提升。

3.4 其他穩健性檢驗

(1)更換被解釋變量。鑒于存在測度偏差，利用OP法測度農產品加工企業全要素生產率，進行回歸分析。由表5模型4可知，交互項系數顯著為正。表明在考慮被解釋變量的測度偏差之后，產業政策有助于促進農產品加工企業全要素生產率提升，即產業政策有助于促進農產品加工企業高質量發展。

(2)控制變量滯后效應。為克服控制變量潛在的反向影響，將控制變量滯后1期加入模型，并對式 (1)進行估計。由表5模型5可知，交互項系數顯著為正。說明在考慮控制變量內生性問題之后，產業政策依然有助于促進農產品加工企業全要素生產率提升，即產業政策有助于促進農產品加工企業高質量發展。交互項的回歸系數大于基準回歸系數，可能的解釋是：將滯后1期的控制變量納入回歸模型，損失大量樣本，從而導致回歸結果與基準回歸結果有所偏離。

(3)剔除煙草業。煙草制造業屬于農產品加工企業，但其具有特殊市場地位，經濟發展狀況與其他農產品加工企業不同，需要進行剔除。由表5模型6可知，交互項系數顯著為正。這表明在克服煙草制造業產生的影響之后，產業政策依然有助于促進農產品加工企業全要素生產率提升，即產業政策有助于促進農產品加工企業高質量發展。

(4)PSM—DID檢驗。為確保基準回歸結果的穩健性，需要克服樣本選擇偏差。首先，利用傾向得分匹配法 (PSM)選取實驗組和控制組。然后，利用DID模型識別產業政策對農產品加工企業全要素生產率的影響。由表5模型7可知，交互項系數顯著為正。說明產業政策依然有助于促進農產品加工企業全要素生產率提升。交互項回歸系數大于基準回歸系數，可能是模型選擇和樣本量減少的緣故。

3.5 影響機制檢驗

通過上述分析可以發現，產業政策有助于促進農產品加工企業高質量發展，但產業政策影響農產品加工企業高質量發展的傳導機制是什么？根據研究需要，設定中介效應檢驗模型如下：

mit=β0+β1soei×postt+β2Xit+εt+μit

(3)

tfpit=β0+β1soei×postt+mit+β2Xit+εt+μit

(4)

由式 (1) (3)和 (4)組成中介效應檢驗模型，mit為中介變量。其中，基準回歸結果見表3模型4，本部分不再重復匯報。

(1)減少稅負。通過上述分析可知，產業政策可能會通過減少稅負提高農產品加工企業全要素生產率。利用應交所得稅除以利稅總額衡量稅負 (leve)。由表6模型1可知，交互項系數顯著為負。說明產業政策有助于降低農產品加工企業稅負。由表6模型2可知，稅負系數顯著為負。說明稅負會制約農產品加工企業全要素生產率提升。在模型加入稅負變量之后，交互項系數由0.037降低為0.028。說明稅負具有部分中介效應，即產業政策可以減少農產品加工企業稅負，進而促進其全要素生產率提升。

(2)提升融資便利性。通過上述分析可知，產業政策可能會通過提升融資便利性提高農產品加工企業全要素生產率。鑒于數據結構相似，本部分借鑒毛其淋[21]的研究方法，利用利息除以固定資產衡量農產品加工企業融資便利性 (fina)，并取其負值，值越大表明企業融資便利性越差。由表6模型3可知，交互項回歸系數顯著為負，即產業政策會提高農產品加工企業融資便利性。由表6模型4可知，融資便利性系數顯著為負。說明融資不足會制約農產品加工企業全要素生產率提升，即融資不足降低了農產品加工企業資本配置效率，進而不利于其高質量發展。在模型中加入融資便利性變量后，交互項系數由0.037降低為0.031。說明融資便利性具有部分中介效應，即產業政策可以提高農產品加工企業融資便利性，進而促進其全要素生產率提升。

此外，由表6模型2和模型4可知，在基準回歸模型中加入稅負變量后，交互項系數減小0.009，在基準回歸模型中加入融資變量之后，交互項系數減小0.006。該結果說明，在產業政策對農產品加工企業高質量發展的影響機制中，稅收優惠政策有效性大于融資政策。可能的解釋是：稅收優惠政策屬于普惠性產業政策，可以全面覆蓋重點農產品加工企業；而融資政策覆蓋面較窄，往往關注大型企業和國有企業，而且在融資過程中可能出現的尋租行為等會制約政策效果。

表6 影響機制分析

4 結論及政策建議

農產品加工企業是一二三產業融合發展的關鍵，中國政府構建完整的產業政策體系，但學術界關于產業政策有效性研究缺乏來自中國農產品加工企業的證據。本文利用中國工業企業數據庫中農產品加工企業數據，采用DID模型，以2003年為政策沖擊時間，以全要素生產率表征企業高質量發展狀況，研究農產品加工產業政策有效性問題。主要研究結論是：①農產品加工產業政策效果顯著，使實驗組全要素生產率比控制組提高約3.7%；②國有農產品加工企業政策效果更加顯著；③東部、中部、西部地區農產品加工企業政策效果依次增強；④產業政策可以減少稅負，提升融資便利性，進而促進農產品加工企業全要素生產率提升；⑤在具體政策中，農產品加工企業稅收優惠政策有效性大于融資政策。基于研究結論，提出以下3個方面的政策建議。

(1)優化農產品加工產業政策組合。研究發現，產業政策有助于促進農產品加工企業高質量發展，且稅收優惠政策有效性大于融資政策。因此，在實施鄉村振興戰略背景下，政府應在堅持市場機制基礎上，落實農產品加工產業政策的同時，優化產業政策組合，例如更加重視稅收優惠這一政策工具，適當擴大相關企業稅收優惠范圍，提升稅收優惠力度，以保證產業政策效益最大化。特別是對于中西部農業大省而言，由于資源稟賦有限，經濟發展方式相對單一，應該更加關注農產品加工產業發展，積極挖掘優勢農產品和特色農產品，加強政策落實，完善產業軟硬件基礎設施建設，從而推動地區三產融合發展。

(2)農產品加工產業政策向中西部地區傾斜。研究發現，東部、中部、西部地區農產品加工企業政策效果依次增強。因此，相關產業政策應向中西部地區企業傾斜，不僅有利于提高公共資本配置效率，也有助于中西部地區農產品加工企業發揮追趕效應。中西部地區地方政府應根據地方農業資源稟賦，落實相關產業政策，培育具有地方特色的農產品加工龍頭企業，加強農產品加工產業鏈建設，構建覆蓋原材料供應、生產加工、線上線下立體化銷售的農產品經銷循環系統，從而促進地方農產品加工企業高質量發展。

(3)農產品加工企業應利用產業政策提升發展質量。研究發現，產業政策有助于促進農產品加工企業高質量發展。因此，在高質量發展背景下，農產品加工企業應利用產業政策，加強技術創新，優化生產工藝，提高產品科技含量，從而提升自身發展質量。對中西部地區而言，擁有廣袤土地和農業資源，農產品加工企業更應該利用產業政策，依托地區優勢農產品資源，創新優勢農產品加工和特色農產品加工，提高產品質量，以創新引領消費，增強自身核心競爭力。