一、引　言

党的二十大报告明确提出，应着力提高全要素生产率，并将其作为推动高质量发展这一重大主题内涵的任务之一。全要素生产率可视作要素投入转化为产出的总体效率，其本质是技术、人才等要素质量和资源配置效率的体现，已逐渐成为政府实现内涵式发展和提高潜在经济增长率的重要手段 ¹。着力提高全要素生产率，关键在于打通经济循环的脉络，加快建设全国统一大市场，营造良好公平的竞争环境，从而提高资源配置效率。然而，垄断是市场有序竞争的重要威胁，由于我国经济体制转轨过程的特殊性，我国企业的垄断形式更多表现为依附于自然垄断之上的行政垄断。为此，我国政府做出了一系列努力，从立法和政策规制等方面进行了重点突破，以打破不合理的制度壁垒。例如，先后颁布的《反不正当竞争法》和《反垄断法》旨在制止市场交易中存在的不正当经营和垄断行为。然而，上述内容侧重于规范经营者滥用资源等行为，在行政垄断治理方面还存在明显不足 ²。为进一步清除妨碍公平竞争的不利要素，促进市场和有为政府的有效结合，国务院于2016年颁布了《关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》（简称公平竞争审查制度），该制度涵盖了与市场经济活动密切相关的政策制定机关，并拓展了法律体系中对行政垄断主体的覆盖范围 ³，弥补了已有法律对行政垄断规制薄弱的弊端，从源头上规范行政权力的合法行使。鉴于此，深入探讨公平竞争审查制度对企业全要素生产率的作用机制，对于进一步厘清政府与市场关系、建立竞争有序的市场体系以及实现经济高质量发展具有重要意义。

行政垄断源于政府及相关公共部门运用公共权力对市场竞争进行不正当的限制和排斥（于良春和张伟，2010），会造成市场主体在要素获得、生产经营、市场准入等方面存在不公平对待（杨继生和阳建辉，2015；康妮和陈林，2017），其本质是政府与市场之间关系的经济治理问题（Kovacic等，2017）。行政垄断阻碍了要素自由流动、降低了资源配置效率，可能导致产能过剩、产业结构单一等不良局面，不利于推动全要素生产率的提高。公平竞争审查制度针对政策制定机关的行为进行规范，更多具备行政性治理的特点，这与目前以“规范市场经营主体行为”为特点的竞争性政策和法律法规有着本质的区别（李剑，2020）。概括来看，公平竞争审查制度有助于促进要素在不同区域间的自由流动，使得政府财税政策更为合理，有利于提高企业技术创新；该制度秉持的信贷中性原则使得市场配给更为公平，从而改善信贷资源配置效率。同时，该制度也有助于降低企业过度依赖政治资源而导致的资源“诅咒”现象，通过营造公平、竞争的市场环境可以倒逼企业管理效率和公司治理水平的提高，以上三方面均会促进企业全要素生产率的提升。考虑到改革和政策优化是提高全要素生产率的必要条件（蔡昉，2022），作为我国去行政垄断的重要制度安排，公平竞争审查制度的实施能否实现规制行政垄断的目标，通过上述途径提高企业全要素生产率？其不同的情景效应又是如何？这是本文主要关注的问题。

在此背景下，本文以公平竞争审查制度的颁布为切入点，采用2014—2019年中国A股上市公司样本进行双重差分模型检验。研究结果表明，公平竞争审查制度的实施有助于规制行政垄断，显著提高了企业全要素生产率。该结论在更换变量测度方法、排除替代性解释等稳健性检验后仍然成立。渠道检验发现，公平竞争审查制度主要通过提高企业技术创新、改善信贷资源配置和优化公司治理水平三个维度作用于企业全要素生产率。进一步研究发现，当地方政府创新导向更强、区域营商环境更好、市场分割指数更高，以及地方政府具备完善的政务诚信约束和问责机制时，公平竞争审查制度对全要素生产率的促进效应更加明显。

本文可能存在以下贡献：第一，本文从政府治理行政垄断的视角，拓展了企业全要素生产率影响因素的相关研究。作为促进经济增长的重要动力，企业全要素生产率得到了学术界和实践界的广泛关注。已有对企业全要素生产率动因的探讨主要集中于地方政府债务、产业政策、技术进步、组织治理等宏微观层面（张莉等，2019；吴敏等，2022），本文则是探究了以公平竞争审查制度为代表的去行政垄断对企业全要素生产率的影响。结合中国制度背景，本文考察了该制度实施在促进要素流动、维护市场公平等方面的积极作用，从政府治理这一宏观层面丰富了企业全要素生产率影响因素的研究成果。第二，本文基于企业技术创新、信贷资源配置以及公司治理水平三个维度，检验了去行政垄断对企业全要素生产率的作用机制，这有助于打开“规制行政垄断—微观企业行为表现”的“黑箱”。本文从政府创新导向、区域营商环境、市场分割指数和制度审查方式四个方面，考察公平竞争审查制度对企业全要素生产率的差异化影响，为今后政府制定相关政策和企业决策提供更为清晰和富有价值的参考。第三，本文从公平竞争审查制度这一“行政性治理”入手，尝试深入思考“法律治理”与“行政性治理”两种模式的互动关系，以及两者对构建良好竞争市场、规范企业行为的重要作用。已有研究考察了《反垄断法》对公司治理、审计费用与企业创新的影响（余明桂等，2021；赵婷婷等，2021；贾剑锋等，2022）。整体来看，《反垄断法》的实施有效遏制了市场主体的垄断，但对行政垄断的规制效果有限。其根本在于规制对象主体的差异性（市场主体VS政策制定机关），公平竞争审查制度的建立旨在从源头上规范涉及行政垄断的行政行为，治理主体的转变也体现了从“法律治理”到“行政性治理”逻辑的变化。因此，本研究有助于呼应并补充已有研究成果，为如何实现“深化经济体制改革，防止滥用行政权力排除或限制竞争，以建成统一开放、竞争有序的市场体系”的目标提供增量证据。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

企业全要素生产率是衡量企业投入转化为产出的整体效率的重要指标（Solow，1957），可理解为总产出中由要素投入之外的技术进步、生产创新、组织管理等因素所带来的“剩余”部分。相比于一般意义上的财务指标，全要素生产率更全面和系统地刻画了企业在改善资源配置和促进经济发展方面的积极作用。企业全要素生产率会受到不同层面因素的影响（Hsieh和Klenow，2009；Brandt等，2012）。从微观企业层面来看，不同的所有制形式、公司治理水平以及管理层特征会显著影响企业全要素生产率，而归结本源，企业自身的技术创新能力以及资本配置效率是最本质因素（Comin和Hobijn，2010；龚关和胡关亮，2013）。将研究视角拓展至宏观层面，作为顶层设计的制度环境是作用于企业技术创新能力和资本配置方式的最终推动力，营造良好的营商环境、降低要素迁移成本并减少要素流动壁垒可以促进资源在市场中的有序流动，提升社会资源配置效率（马光荣等，2020），对于提高企业全要素生产率进而推动经济内涵式增长具有重要意义（刘冲等，2020）。然而，由于现实情况中存在的各种摩擦和我国转轨过程中经济发展的路径依赖，市场上仍存在着不同程度的行政垄断，由此带来了市场分割、寻租腐败、社会总福利损失等问题，造成要素无法在区域间自由流动、资源配置效率低下的现状。张莉等（2019）发现，尽管产业政策是为了促进企业更好地发展，但在政策落实过程中，政府采取的行政干预和间接引导等配合措施却降低了市场交易的公平公正，改变了要素资源的最优配置，导致了企业整体层面的全要素生产率下降。类似地，钱雪松等（2018）也发现，“十大产业振兴规划”反而带来了企业全要素生产率的降低。另外，我国《反垄断法》的实施一定程度上可以约束市场垄断行为。伴随着市场竞争程度的提升，市场结构和组织决策（如企业创新、审计费用、公司治理）也随之发生变化（余明桂等，2021；赵婷婷等，2021；贾剑锋等，2022）。

遗憾的是，尽管我国已建立了以上述产业政策、《反垄断法》等为代表的一系列法律规章等制度体系，但其对行政垄断的规制效果非常有限。治理行政垄断的本质在于对行政权力的限制，而现有的法律并未明确规范约束到以政府为代表的政策制定机关。2016年，国务院颁布的公平竞争审查制度旨在解决上述问题。针对该制度经济后果的规范性探讨还相对较少，具有代表性的文献共计3篇（刘斌和赖洁基，2021；刘慧和綦建红，2022；杨兴全和张可欣，2023），分别探讨了公平竞争审查制度可以发挥去产能、提升企业投资效率和促进企业创新水平的作用。尽管已有文献从不同层面提供了证据，但对该制度经济后果的评估仍较多集中于企业经营行为的单一维度，缺乏对企业产出整体层面的考量。本文关注的全要素生产率可以捕捉资源配置效率的高低并反映经济高质量发展的水平，从而对企业产出提供了一个综合分析框架，更具参考价值。本文正是立足于此，旨在考察公平竞争审查制度对企业全要素生产率的影响效应和作用机制。

（二）研究假设

公平竞争审查制度从市场准入和退出标准、商品和要素自由流动标准、生产经营成本标准、生产经营行为标准四个方面提出了共计18项意见，旨在从源头上规制行政垄断，减少行政权力的不恰当运用，防止排除和限制市场竞争的发生，以维护公平竞争的市场环境，促进市场更好地发挥“优胜劣汰”的功能，从而提高资源配置效率。本文认为，公平竞争审查制度可以规范财政政策和信贷政策、促进市场公平竞争，通过提高企业技术创新、改善信贷资源配置以及优化公司治理水平三个维度提升企业全要素生产率。

第一，公平竞争审查制度可以通过促进财税政策更加公平合理，激励并提高企业技术创新，进而促进全要素生产率的提高。企业创新带来的技术进步是推动全要素生产率的关键因素。行政垄断企业长期享有政府优惠政策（如政府补贴、税收优惠等）的扶持，这种偏袒性的财税政策会扭曲要素价格并阻碍其自由流动，造成诸如地方保护和市场分割等不良局面（韩剑和郑秋玲，2014），损害市场的资源配置功能（刘斌和赖洁基，2021）。在“预算软约束”“风险外部化”的背景下，相关企业无法有效捕捉市场信息，造成投资效率低下等问题，不利于企业技术创新。公平竞争审查制度强调，应保障各类市场主体平等使用生产要素、公平参与市场竞争，不得违法给予特定经营者财政奖励和补贴。与此同时，该制度规定在优惠政策、财政补贴、土地出让等环节要公平对待，消除歧视待遇，从源头上保证财税政策扶持的公平性，促进技术进步和要素自由流动。一方面，公平竞争审查制度能够破除行政垄断对享有政府资源配置企业的优势地位，抑制资源过度倾斜而造成的“创新诅咒”现象，改变企业过度依赖政策资源而形成的低效生产模式，倒逼企业提高核心竞争力和创新能力。另一方面，公平竞争审查制度能够破除因地方保护以及市场分割而产生的要素流动壁垒，降低行政垄断带来的创新资源错配，使得政府层面的创新要素能够实现自由流动，为具有竞争优势企业的技术创新行为提供了更多的支持。综上所述，公平竞争审查制度能够提高企业技术创新水平，进而促进全要素生产率的提高。

第二，公平竞争审查制度可以优化信贷资源配置的调整机制，改善信贷资源配置，进而促进全要素生产率的提高。部门之间的信贷配置扭曲是导致全要素生产率低下的重要原因（Song和Wu，2015），能否实现合理有效的资源配置会显著影响企业全要素生产率水平 ⁴。在中国经济实践中，具有行政垄断优势的企业可以凭借特权获得信贷资源，这无疑挤出了其他企业融资的可能性，加剧了企业间的金融错配风险（王彦超和蒋亚含，2020）。由于政治关联和政治庇护的存在，一些关系到国民经济的重点行业中往往存在产能过剩以及僵尸企业，僵尸企业不仅依赖政府的持续输血，还会对市场中的其他企业产生侵蚀和挤出效应，扭曲资源分配效率。公平竞争审查制度明确指出，不得设置歧视性条件，使经营者无法公平参与特许经营权竞争、政府不得人为提高行政审批的难度和门槛、应保障各类市场主体平等使用生产要素、公平参与市场竞争。一方面，这些规定从制度源头减少了政府对信贷市场的干预，促使银行依据企业基本面而非政府隐性担保制定信贷决策。另一方面，该制度规制性条款也有助于出清淘汰市场中低效率的企业，释放信贷资源并改变要素的相对价格，让真正具有竞争力和创造力的企业更为便捷和高效地获取资源（Melitz，2003）。以上均有助于改善信贷资源配置效率，进而提高企业全要素生产率。

第三，公平竞争审查制度可以降低行政垄断企业对政治资源的过度依赖，倒逼企业优化公司治理水平，进而提高全要素生产率。作为衡量企业要素转化能力的重要指标，全要素生产率可以反映公司治理效率和经营水平的变化。现有研究基于治理结构、组织结构等方面展开，均证明了良好的公司治理水平可以显著促进企业全要素生产率（于成永和李昊翔，2020）。公平竞争审查制度明确了影响生产经营行为标准，严格规制和杜绝垄断，在弱化行政干预的同时重视公共治理，有助于约束政府的“掠夺之手”。根据政治资源诅咒理论，享有行政垄断（政治资源）越丰富的企业越容易获得地方政府保护，政治庇佑也会诱发企业通过寻租等手段来提升业绩，而忽视技术革新和生产效率（李维安等，2010；袁建国等，2015）。公平竞争审查制度实施产生的去行政垄断效应可以改变企业过度依赖政治资源而不思进取的现状，相关措施有利于营造更加健康、公平有序的市场环境，进一步发挥外部治理的效果（谭云清等，2007），以上均有助于倒逼公司优化治理水平，通过提高企业内部管理效率并改善内部资源配置，最终促进全要素生产率的上升。相应地，本文提出如下假设。

假设1：公平竞争审查制度实施后，行政性垄断程度更高的企业的全要素生产率会显著提升。

假设2：公平竞争审查制度的实施有利于提高企业技术创新、改善信贷资源配置以及优化公司治理水平，进而促进企业全要素生产率的提升。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文以2014—2019年中国沪、深A股上市公司为初始研究样本，样本来源为CSMAR数据库和Wind数据库 ⁵。根据研究需要，我们对样本进行如下筛选：（1）剔除金融类上市企业；（2）剔除ST、^*ST等被特殊处理的企业；（3）剔除数据缺失和存在异常值的企业。为了减少极端值的影响，所有连续变量均进行上下1%的winsorize处理。

（二）变量定义

1.实验组和对照组。公平竞争审查制度要求相关机构在制定规则时，应进行公平竞争审查，防止排除和限制市场竞争的行政垄断行为。换言之，公平竞争审查制度为观察去行政垄断对企业全要素生产率的作用提供了一个天然的实验场景。尽管该制度并未以试点形式推行，但由于我国城市地理区位因素和特有的经济发展历程，不同地区和企业所面临的行政垄断程度存在显著差异，政策颁布后的实施效果也会明显不同。根据刘斌和赖洁基（2021）的思路，我们综合地理位置和企业性质两个维度来构造实验组和对照组。我国广袤的地理区域和差异化的地区发展历史导致各地区的市场化发展程度并不均衡（于良春和余东华，2009），总体来看，东部地区经济较为发达，经济主体也更为多元化，伴随的市场化程度较高，行政垄断程度相对较低，而西部地区恰恰相反。即在政府行政垄断方面，呈现出西强东弱的现状。针对企业性质来看，相比民营企业，国有企业受到行政垄断程度更高（袁建国等，2015）。相应地，我们将注册地处于西部地区的国有企业设定为实验组（Treat=1），代表受到更强的行政垄断程度；剩余部分为对照组（Treat=0），意味着较弱的行政垄断程度。以2016年6月颁布的公平竞争审查制度出台为外生事件，构造Post变量。定义2017—2019年为政策冲击之后的时间段，Post取值为1；2014—2016年为政策冲击之前的时间段，Post取值为0。

2.企业全要素生产率。常用衡量企业全要素生产率的方法包括Olley-Pakes（OP）法和Levinsohn和Petrin（LP）法。Ackerberg等（2006）认为LP法和OP法计算过程可能存在内生性问题，在此基础上提出了ACF方法来进行修正。综上，在正文检验中，本文采用LP法和修正的LP法构造企业全要素生产率指标，分别记作LP和LP_ACF。在稳健性分析部分，我们采用OP法和修正的OP法进行检验。

3.中介变量。参考陈德球等（2021）的研究思路，本文以企业专利申请数目的自然对数（LnPatent）测量企业技术创新程度。借鉴刘慧和綦建红（2022）的做法，以企业新增贷款（Loan_growth）衡量信贷资源配置水平。新增贷款等于企业短期借款与长期借款之和的增量除以总资产，数值越大，说明信贷资源配置效率越高。参考白重恩等（2005）、李维安和唐跃军（2006）的方法，采用主成分分析构造反映公司治理水平的指标。具体来看，本文从监督、激励、决策等多方面构造综合性指标来度量公司治理水平，变量包括高管持股比例、董事持股比例、独董比例、机构投资者持股比例、股权制衡度、高管薪酬水平，两职合一，是否交叉上市。将以上变量进行主成分分析，合成能够反映公司治理水平的综合指标（Gov_index）。

4.控制变量。参考现有成果的研究思路（郑宝红和张兆国，2018；张莉等，2019），本文选取以下三类控制变量。第一，企业财务变量。企业规模（Size），等于企业总资产的自然对数；企业负债率（Lev），等于企业总负债与总资产的比值；资产收益率（ROA），等于企业净利润与总资产的比值；管理费用率（Admin），以企业管理费用与总资产比值来表示；存货密集度（Inv），以企业存货与总资产比值衡量；账面市值比（MB），等于企业总资产与企业市值的比值。第二，公司治理变量。两职合一（Duality），若企业总经理和董事长由一人担任，则取值为1，否则为0；管理层薪酬（Salary），等于前三名高管薪酬总和的自然对数；股权制衡度（Balance），等于第二到第五大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例；机构投资者持股（Inst），等于机构投资者持股比例之和。第三，地区层面变量。地区经济水平（LnGDP），等于地区层面GDP的自然对数。

（三）模型设定

我们以公平竞争审查制度的颁布为准自然实验，构造双重差分模型如下：

其中，TFP代表LP和LP_ACF变量，分别是LP和修正的LP法计算的企业全要素生产率。Treat为反映分组的虚拟变量，实验组取值为1，对照组为0。Post为反映政策颁布前后的虚拟变量，在政策颁布之后取值为1，否则为0。Controls是本文的控制变量，如上文所示，不再赘述。交互项Treat×Post的回归系数α₁是本文重点关注的，如果假设1成立，则预计α₁应显著为正。

其次，本文参照温忠麟（2004）、温忠麟和叶宝娟（2014）的研究思路，在模型（1）的基础上构造如下模型（2）和（3），并采用逐步回归法检验假设2提出的中介效应。M是上文提到的三个中介变量，即企业技术创新（LnPatent）、信贷资源配置（Loan_growth）和公司治理指数（Gov_index）。Controls是本文的控制变量。

四、实证结果

（一）变量的描述性统计

表1中的Panel A展示了本文总样本中主要变量的描述性统计 ⁶。从整体来看，LP法测度的企业全要素生产率（LP）的平均值为14.775，最小值和最大值分别为11.805和17.517；修正的LP法测定的企业全要素生产率（LP_ACF）平均值为4.852，最小值和最大值分别为3.686和6.053。由此可见，不同企业的全要素生产率具有显著差异。实验组Treat的平均值是0.135，说明实验组企业占到本文总样本的13.5%。其他变量均在合理范围内，此处不再赘述。Panel B列示了公平竞争审查制度出台前后，两组样本的全要素生产率的均值。可以看出，在制度出台前，实验组LP（LP_ACF）平均值为14.818（4.795），而对照组对应指标为14.676（4.817）；制度出台后，尽管两组的全要素生产率均有所上升，但实验组中LP（LP_ACF）指标的增长程度为0.220（0.102），明显高于对照组的0.138（0.066），初步说明了公平竞争审查制度有助于提高全要素生产率，且对行政垄断程度较高地区国有企业全要素生产率的促进作用更加突出。

（二）基本回归结果

表2汇报了本文的基本回归结果，第（1）列和第（2）列展示了不同方法测度企业全要素生产率时，公平竞争审查制度对企业全要素生产率的影响效果。当分别采用LP和LP_ACF作为因变量进行回归时，交乘项Treat×Post的系数分别为0.035和0.021，在1%和5%水平上显著为正，说明公平竞争审查制度实施后，有利于提升高行政垄断企业的全要素生产率，初步证实了本文的假设1 ⁷。

（三）中介机制检验

接下来，本文结合模型（2）和模型（3），考察公平竞争审查制度影响企业全要素生产率的作用机制。首先，我们对企业技术创新的中介机制进行检验。表3的Panel A汇报了回归结果。第（1）列中，我们以技术创新（LnPatent）作为因变量，Treat×Post的回归系数在1%水平上显著为正，说明公平竞争审查制度实施后，行政垄断程度高的企业创新专利数目显著上升。第（2）列和第（3）列分别以LP和LP_ACF衡量企业全要素生产率，由第（2）列结果可知，Treat×Post和LnPatent的回归系数均显著为正，说明公平竞争审查制度是通过提高企业技术创新，进而促进了企业全要素生产率的提升。第（3）列中，尽管LnPatent的回归系数不显著，但Sobel检验Z值为3.321，通过了显著性检验，说明企业技术创新在公平竞争审查制度与全要素生产率的关系中起到部分中介效应。

其次，我们对信贷资源配置的中介机制进行检验。表3的Panel B汇报了实证结果。第（1）列中，我们以反映信贷资源配置的变量（Loan_growth）作为因变量，Treat×Post的回归系数显著为正，说明公平竞争审查制度出台后，之前受到行政垄断程度更强的企业在信贷资源获取方面会得到较大改善；第（2）列和第（3）列中，Treat×Post和Loan_growth的回归系数均通过了显著性检验 ⁸，说明公平竞争审查制度可以通过改善行政垄断企业的信贷资源配置效率，进而提高企业全要素生产率。

最后，我们对公司治理水平的中介机制进行检验。表3中的Panel C汇报了结果。类似地，我们发现在第（1）列中，Treat×Post对Gov_index的回归系数显著为正，说明公平竞争审查制度实施减少了企业对政府的过度依赖，进而转向优化内部治理和提高内部管理效率；第（2）列中，以LP为因变量时，Treat×Post的回归系数仍然在1%水平上显著，而Gov_index的回归系数不显著，Sobel检验的Z值为3.315，说明中介效应成立；第（3）列中，Treat×Post和Gov_index的回归系数分别在5%和1%水平上显著，再次说明了公司治理水平的优化是公平竞争审查制度影响企业全要素生产率的重要路径机制。

五、政策效果的异质性分析

（一）基于地方政府创新导向的异质性检验

逻辑上讲，地方政府主体差异化的治理风格会显著影响到公平竞争审查制度对企业全要素生产率的影响效果。如果地方政府具有更高的创新导向，则在引导地方企业发展时会更愿意通过营造良好公平的竞争环境以促使企业实现长久发展，而非急功近利地通过盲目生产性支出去追求短期显性指标（如固定投资、地方GDP）（周黎安，2004；郑思齐等，2014）。换言之，具备更好创新导向的地方政府更有意愿和动机去践行公平竞争审查制度中的细则要求，因此该制度对全要素生产率的积极效应也理应体现得更明显。本文以地方政府对科教文卫等民生性方面的支出占地方一般预算支出的比重衡量地方政府创新导向（傅勇和张晏，2007），将总样本按照该指标中位数分为“创新导向强”和“创新导向弱”的两组样本，对原模型（1）分别进行回归。表4的回归结果显示，仅在地方政府创新导向强的样本组中，Treat×Post的回归系数为显著为正，说明公平竞争审查制度对企业全要素生产率的促进效应在政府创新导向较高时更突出。

（二）基于区域营商环境的异质性检验

实施公平竞争审查制度是优化营商环境、建设高标准市场体系的一项基础性改革任务（马源，2021），良好的营商环境为该制度的落地、推行和实施提供了基本保障，是公平竞争审查制度取得效果的必要条件。因此，我们推断，公平竞争审查制度对企业全要素生产率的积极作用在营商环境较好的样本组中体现得更为明显。本文以王小鲁等（2017）发布的《中国分省份市场化指数报告》中的政府与市场关系来衡量（于文超和梁平汉，2019）。该指数从政府对企业干预程度、减轻企业税负、市场分配资源比重等多个层面反映了营商环境水平的高低。基于该指数中位数将总样本分为两组，分别进行回归。表5的回归结果显示，无论采用LP还是LP_ACF测度全要素生产率，仅在营商环境好的样本组中，交乘项Treat×Post的回归系数显著为正，说明公平竞争审查制度效果的发挥一定程度上需要依赖于良好的外部环境，良好的营商环境有助于促进公平竞争审查制度对全要素生产率的正向作用。

（三）基于市场分割指数的异质性检验

在我国经济体制转轨过程中，地区发展禀赋的不同和差异化的政府行为导致了市场分割现象的出现。市场分割往往意味着设置区域壁垒，常伴随着限制外资流入、垄断要素供给以及阻碍要素自由流动，这会导致资源要素的分布失衡，进一步阻碍产业结构升级和企业产出效率提升。我们预期，当市场分割指数更高时，公平竞争审查制度带来的全要素生产率提高效应更为明显。参照盛斌和毛其淋（2011）的计算方法，选取《中国统计年鉴》中12大类的商品零售价格指数，采用相对价格法计算市场分割指数。根据市场分割指数中位数将总样本分为两组，分别进行回归。表6的实证结果显示，仅在市场分割指数较高时，Treat×Post的回归系数在1%水平上显著为正，说明公平竞争审查制度对企业全要素生产率的促进效应在市场分割指数高时更为突出。

（四）基于审查方式的异质性检验

公平竞争审查制度以内部自我审查为主，辅助以外部监督，我们认为该制度实施效果的发挥很大限度上取决于上述两种方式的落实力度。基于此，本文进一步探求差异化的审查方式对公平竞争审查制度与企业全要素生产率之间关系的影响。具体来看，我们从审查方式中“是否完善政务诚信约束和问责机制”这一维度入手，通过参阅媒体报道并手工收集相关信息，按照各地公平竞争审查制度的实施情况将总样本分为两组，分别进行回归分析。表7的结果显示，当政府制定并完善政务诚信约束和问责机制时，Treat×Post的回归系数显著为正，而没有机制约束时，Treat×Post的回归系数未通过检验。以上结果说明，政府良好的自我审查机制更有利于公平竞争审查制度效果的发挥。

六、稳健性检验

（一）稳健性检验

1. 更换企业全要素生产率测度方式。首先，采用OP法和修正的OP法计算全要素生产率（Olley和Pakes，1996；Ackerberg等，2015），得到全要素生产率指标并分别记作OP和OP_ACF；参考Wooldridge（2009）基于GMM的一步估计法，构造全要素生产率另一个替代性指标WRDG。回归结果如表8中Panel A，交乘项Treat×Post的回归系数仍然均显著为正，支持前文的结论。

2. 重新定义实验组和对照组。本文进一步通过行业特征来重新定义行政垄断程度。在我国基本经济制度下，行政垄断在“关系国民经济命脉”的重要行业和领域中体现得更为突出（陈林等，2016）。那么，公平竞争审查制度所带来的去行政垄断效果在不同行业中存在显著异质性。借鉴现有研究思路和方法（丁启军，2010；陈林等，2016；杨兴全和张可欣，2023），结合行政壁垒指数的测算方式（陈斌等，2008），将《关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的若干意见》中提及的垄断行业和领域，以及行政壁垒指数大于或等于7的行业定义为行政垄断行业（Treat_ind），相应Treat_ind取值为1，否则为0，再次进行实证检验。由表8中Panel B的结果可知，本文结论是较为稳健的。

3. 虚拟政策时间。为了排除公平竞争审查制度之外的其他因素导致了本文的结论，将事件发生的时间设定为2014年，再次进行回归。由表8中Panel C可知，交乘项Treat×Post的回归系数不再显著为正，说明本文研究结论并非为其他不可观测的因素所导致的。

4. 因变量提前一期。考虑到政策出台到实际效果产生可能会有一定时滞性，本文进一步考察公平竞争审查制度颁布之后对下一年企业全要素生产率的影响。由表8中Panel D的结果说明，制度出台对下一年企业全要素生产率的提高效应依旧存在。这在一定程度上证明了该制度可以带来持续性的积极效果。

5. 排除产业政策的影响。我国政府陆续出台的产业政策可能影响到市场资源配置，从而作用于企业生产率（张莉等，2017）。为此，本文搜集并整理了“十二五”“十三五”规划文件的相关信息，识别企业所在行业当年是否为国家重点支持产业。若属于国家重点支持行业，虚拟变量Policy设定为1，否则为0，将该变量加入模型再次回归。表8中Panel E的结果显示，产业政策确实可能会对企业全要素生产率产生负面影响，控制产业政策因素后，本文的结论仍然成立。

6. 按照企业层面聚类回归。本文还进一步按照企业层面进行聚类回归，以得到稳健标准误。表8中的Panel F显示，在进行企业层面聚类回归后，Treat×Post的回归系数分别在5%和10%水平上显著为正，本文之前的结论再次得到了证实。

（二）排除替代性解释

1. 排除供给侧结构性改革的影响。2015年国家颁布了供给侧结构性改革，这一改革带来的制度变革和技术改进可能推动企业全要素生产率的提高。为了排除上述可能，我们将样本研究区间锁定在2016—2019年，并将2016年作为政策前的年度，2017—2019年作为政策颁布后的年度。如果企业全要素生产率的提高是由于供给侧结构性改革引起的，那么在2016—2019年这一属于供给侧改革期间的时间段内，两组之间的全要素生产率应该不存在显著差异。回归结果如表9中Panel A所示，交乘项Treat×Post的回归系数仍然均在1%水平上显著为正，说明企业全要素生产率的上升并不是由供给侧改革所导致的，反向证明了本文结论的可靠性。

2. 排除去产能政策的影响。去产能这一产业政策亦可以通过提升要素配置效率而促进全要素生产率的提高。为了排除本文结论是由去产能政策所导致的，我们将去产能重点行业的样本予以剔除。具体来看，包括有色金属冶炼和压延加工业、汽车制造业、铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业，以及电力、热力生产和供应业（刘慧和綦建红，2022）。表9中Panel B的结果仍然通过了实证检验，再次说明本文的结论是稳健的。

七、研究结论与启示

高质量发展是当前我国全面建设社会主义现代化国家的首要任务，“增强国内大循环内生动力，提升国际循环质量和水平，加快建设现代化经济体系，着力提高全要素生产率”是构建新发展格局和建设现代化经济体系的应有之义。本文探讨了公平竞争审查制度对企业全要素生产率的影响效果。研究发现，公平竞争审查制度的实施显著提升了高行政垄断企业的全要素生产率，上述效果主要是通过提高企业技术创新、改善信贷资源配置和优化公司治理水平来实现的。异质性检验表明，公平竞争审查制度对企业全要素生产率的促进作用会随着政府创新导向、区域营商环境、市场化分割指数和制度审查方式的差异而出现分化。

本文提出如下政策建议。第一，坚持以公平竞争审查制度内容为标准，打破市场准入壁垒，促进要素有序流动和资源高效配置，着力提高全要素生产率。全要素生产率的本质在于资源配置效率，除了大力推行数字化转型、鼓励科技创新投入、转变政府执政风格等措施，基于制度制定这一顶层设计来营造公平竞争的市场环境并释放创新活力，激发市场经济主体的创造力，也是不可忽视的重要内容。从研究结果来看，基于公平竞争审查制度以规制行政垄断，通过提高企业技术创新、改善资源配置和优化公司治理来实现企业全要素生产率的提升是可行的。

第二，借助公平竞争审查制度进一步巩固强化竞争政策的基础地位，构建面向未来的新型产业政策体系。在我国经济发展的特定阶段，选择性的产业政策以扶持特定产业为特征而实现短期内的经济增长，这符合当时的比较优势；但随着经济高质量发展的要求和趋势，这种特惠性和指向性的政策是形成行政垄断的主要载体，其带来的扭曲竞争和干扰资源配置的负面作用逐渐凸显。因此，应借助公平竞争审查制度这一行政性治理方式，秉承竞争中性原则，对产业政策及相关市场主体的经营活动政策进行公平竞争审查，推动产业政策向功能化和友好型转型，充分发挥市场在资源配置中的积极作用。

第三，将公平竞争审查的初始审查和法律的事后监管有效结合，进一步加强内部审查和外部监督机制，发挥两者的协同耦合效应。公平竞争审查的重点在于规范政府权力的合法行使，政府及相关政策制定机关应当站在全国统一市场的角度去进行审查，在行为和逻辑层面实现顶层政策的一致与自洽。在公平审查过程中，应继续加强相关部门自查、公众和第三方监督等形式，为我国持续推行公平竞争审查制度提供认知基础和制度空间。

第四，应充分关注公平竞争审查制度内容落地所需要的制度保障和情境性因素，探索公平竞争审查制度与地方经济发展相协调的综合实施机制。本文发现，公平竞争审查制度实施效果需要以良好的外部环境为前提。未来应进一步有效引导，着力优化地区营商环境、构造市场公平竞争的良好生态，从而为促进经济高质量发展提供基础保障。

当然，本研究还存在一定局限性。首先，本文从地区和企业两个维度对行政垄断程度进行刻画，但这一测量方法可能存在一定噪音，未来需进一步探究行政垄断更为准确的测量指标。其次，本文聚焦于公平竞争审查制度对全要素生产率的影响，未来可进一步探索该制度对企业以及其他组织行为的经济后果，为制度实施的政策效果评估提供更多经验证据。

1《把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来》特别强调了全要素生产率对于实现我国经济建设目标和社会进步的突出作用和重要意义。

2虽然1993年颁布的《反不正当竞争法》和2007年颁布的《反垄断法》均包含了规制行政垄断的条款，但对其制度设计和实施效果的争议一直存在。概括来看，尽管上述两部法律都在法律责任上对经济性垄断和行政垄断进行了明确区分，但后者的规制条款和制裁措施明显弱于前者，更多的是将行政垄断的执法管辖权剥离给了“上级机关”，难以产生实质性的效果（时建中，2008）。换言之，《反垄断法》中宽泛的豁免条款和不清晰的权力归属给予了执法机构较大的自由裁量权。在此背景下，仅靠法律治理很难治理中国背景下的行政垄断，需将视角转变为行政治理逻辑，从制度设计的源头解决问题（李剑，2020）。

3公平竞争审查制度的主体涵盖了与市场主体经济活动密切相关的行政机关以及法律、法规授权的具有管理公共事务职能的组织（统称政策制定机关），扩展了《反垄断法》第8条对行政垄断主体要件的覆盖范围，尤其明确了国务院也应受到该制度的监督和约束。

4Hsieh和Klenow（2009）的估算表明，若能消除要素在企业之间的错配，我国的全要素生产率将有30%至50%的上升空间。

5考虑到2019年疫情对企业的冲击可能对本文的研究造成影响，我们将样本时间截至2019年；公平竞争审查制度是2016年6月颁布的，考虑政策实施需要一定时间，我们将2017年作为政策冲击后的年份。相应地，2017—2019年三年的时间均是政策冲击之后的时段，出于对称性的考虑，我们选取2014—2016年作为该制度出台之前的时间段。因此，样本区间定义为2014—2019年。

6限于篇幅，仅列示部分结果，备索。

7本文进一步展开了平行趋势检验，限于篇幅未列示结果，备索。

8根据温忠麟等（2004）、温忠麟和叶宝娟（2014）的判断方法，两者符号相反，是遮掩效应。