公平竞争审查制度、要素供给与企业数字化水平

张家才 余典范 贾咏琪

摘 要：数字经济已成为推动经济发展和社会变革的重要引擎，公平竞争审查制度为企业数字化转型提供了公平竞争的市场环境。本文基于2007—2020年中国沪深A股上市公司数据，运用双重差分模型实证检验了公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响及其作用机制。研究结果显示：公平竞争审查制度显著提升了企业数字化水平；公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响在非国有企业、制造业企业和公平竞争审查制度实施力度强的地区更明显；公平竞争审查制度通过增加技术、人才、资本和数据要素供给提升企业数字化水平；公平竞争审查制度与税收优惠政策和政府补贴政策之间有显著的政策协同效应。本文对加快企业数字化转型、推动要素市场变革和促进竞争政策与产业政策协同发展具有一定启示意义。

关键词：公平竞争审查制度；企业数字化水平；要素供给；数字经济；数据要素

中图分类号：F062.9 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2024）02-0051-13

一、问题的提出

伴随着大数据、人工智能等新一代数字技术的深度应用，数字经济已成为推动经济发展和社会变革的重要引擎。党的二十大报告提出：“加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合，打造具有国际竞争力的数字产业集群。”《数字中国发展报告（2022年）》显示，2022年中国数字经济规模达50. 2万亿元，占国内生产总值比重提升至41. 5%。在数字经济总体发展势头向好的同时，中国企业数字化水平仍然较低。中国电子技术标准化研究院发布的《中小企业数字化转型分析报告（2021）》显示，79%的中小企业仍处于数字化转型升级的初步探索阶段，12%的中小企业处于应用践行阶段，仅9%的中小企业达到深度应用阶段。

企业数字化是对员工能力、生产工艺、生产流程、组织结构和商业模式的重新定义和再造，这一颠覆性创新过程需要技术、人才、资本和数据要素支撑［1］。当前，中小企业数字化转型仍面临不想转、不敢转和不能转的问题，具体表现为企业技术创新能力偏弱、数字人才储备不足、数字化转型资金不足和数字化转型成本过高等问题。数字化转型过程中所需的技术、人才、资本和数据等关键要素价格偏高且配置不合理，导致要素供给不足。受地方保护主义和市场分割的影响，市场在优化要素供给中的作用未得到充分发挥，行业间、区域间要素流动不畅，从而加剧了要素供给不足问题。持续深入推进企业数字化转型，不仅需要税收优惠和政府补贴等产业政策支持，还亟须构建规范有序的竞争政策体系，打破地区封锁和行业垄断，清除市场壁垒，为企业数字化转型提供公平竞争的市场环境和高质量要素供给。

2016年，为了规范政府有关行为，防止出台排除、限制竞争的政策措施，《国务院关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》（国发〔2016〕34号） 发布。①作为首个明确反行政垄断的竞争政策，公平竞争审查制度进一步规范了政府行为，为不同所有制、不同地区和不同行业的市场主体营造了更加公平的市场竞争环境，有利于生产要素跨地区自由流动，为企业数字化转型提供了要素保障。②自2022年8月1日起施行的修改的《中华人民共和国反垄断法》强化竞争政策基础地位，并将公平竞争审查制度写入法律。党的二十大报告也将公平竞争纳入社会主义市场经济基础制度。在此背景下，分析公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响，从要素供给方面探讨企业数字化水平提升路径具有重要现实意义。基于此，本文以公平竞争审查制度为准自然实验，构建双重差分模型检验这一竞争政策对企业数字化水平的影响。

本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，从公平竞争审查制度这一竞争政策视角分析了其对企业数字化水平的影响。目前关于如何促进企业数字化的研究大多基于社会经济基础条件或特定产业政策，如从国有企业的引领作用［2］和税收优惠［3］等角度分析產业政策对企业数字化的影响。本文分析了公平竞争带来的要素供给对企业数字化水平的影响，补充了企业数字化转型路径的相关文献。第二，本文分析了产业政策与竞争政策协同对企业数字化水平的影响。竞争政策与税收优惠和政府补贴等产业政策的协同效应更强，这为通过优化公平竞争审查制度和产业政策提升企业数字化水平提供了实践依据。第三，本文为行政垄断和市场分割等相关研究提供了一个新的工具变量。不同于现有文献采用平均管理费用［4］和地理坡度［5］作为行政垄断工具变量的做法，本文提出省会城市到明代漕河的距离这一工具变量。

二、理论分析与研究假设

数字化转型是企业提升生产效率、增强行业竞争力和拓展市场边界的重要方式，对企业经营绩效和经济发展起到重要作用［6］。但现实中不少企业面临着不想转、不敢转和不能转的现实困境［1］。其主要原因有两个：第一，数字化转型成本居高不下。企业数字化本身具有高投入、高风险和投资收益难计量等特征，而且数字经济下“索洛悖论”仍然长期存在，转型收益难以在短期见效，企业数字化转型动力不足。第二，要素配置不合理，生产要素供给不足。数字化相关资源集中分布在东部地区，中西部地区和中小微企业数字化转型面临着较为严重的技术、人才、资金和数据约束，整体数字化进程缓慢。因此，提高企业数字化水平亟须增加和优化要素供给。为数字经济发展提供高质量要素支持，离不开公平竞争的市场环境，这需要强化对行政垄断的规制，落实公平竞争审查制度，保障市场主体公平竞争。一方面，公平竞争审查制度禁止以行政力量干预企业生产经营，为企业公平发展提供了机会，有效改善了地区竞争环境和营商环境，从而显著降低了交易成本、融资成本、税费成本和非生产性寻租等制度性成本［7］；另一方面，公平竞争可以缓解要素错配，优化资源空间配置，增加要素供给。《公平竞争审查制度实施细则》提出：“不得对外地和进口商品、服务实行歧视性价格和歧视性补贴政策”“不得限制外地和进口商品、服务进入本地市场或者阻碍本地商品运出、服务输出”“不得排斥或者限制外地经营者参加本地招标投标活动”“不得排斥、限制或者强制外地经营者在本地投资或者设立分支机构”。这些规定排除了对外地企业的歧视性政策，有效缓解了区域性的市场分割问题，有利于为本地企业增加要素供给。公平竞争审查制度的实施可以强化市场在关键要素供给中的作用，优化要素配置，增加技术、人才、资本和数据等要素的供给［8］，降低企业数字化转型成本，进而加速企业数字化进程。综上，笔者提出如下假设：

假设1：公平竞争审查制度能提升企业数字化水平。

数字技术赋能企业生产的各个环节，帮助企业构建数字化转型的底层技术体系，是企业数字化的前提。企业数字化对生产方式、管理模式和经营效率的影响均基于数字技术的支持。然而，行政垄断的存在导致数字技术供给不足：一方面，行政垄断下的企业会因为存在组织刚性而陷入当前技术红利，忽视对新兴数字技术的开发和应用［9］；另一方面，地方竞争会限制高新技术企业跨地区发展［10］，技术跨地区流动壁垒不断增加，本地企业获取跨地区技术的成本提高。公平竞争审查制度有利于破除技术跨地区流动的壁垒，保障数字技术供给。一方面，公平竞争审查制度为各类企业营造了公平竞争的营商环境，尤其是为非国有企业和中小企业公平竞争提供了机会，促进了技术交流与共享，数字化服务供应商的增加和技术协作为企业数字化转型提供了技术要素支持；另一方面，公平竞争的市场环境缓解了“垄断者惰性”［4］，公平竞争审查制度使得技术能够在地区间、行业间和企业间自由流动，促进了先进生产技术的推广和应用，这会倒逼企业应用新兴数字技术。综上，笔者提出如下假设：

假设2a：公平竞争审查制度通过增加技术要素供给提升企业数字化水平。

企业实施数字化战略离不开数字化人才资源。数字化人才可以加速企业管理数字化和经营业务数字化变革［11］。然而，行政垄断会导致人才资源错配，受行政垄断影响的企业具有明显的工资溢价和人力资本“优势”［12-13］，吸引高技术人才向垄断部门转移［14］，导致人才资源行业错配、竞争性行业和中小企业缺乏数字化人才，从而制约企业数字化转型。公平竞争审查制度有效缓解了数字化人才资源的行业错配，增加了人才要素供给。《公平竞争审查制度实施细则》规定：“未经公平竞争不得授予经营者特许经营权”“不得限定经营、购买、使用特定经营者提供的商品和服务”。这有利于减少行政垄断部门的超额利润，促进市场在人才资源供给中发挥更重要的作用，优化数字化人才资源的行业配置［15］。公平竞争审查制度有利于增加竞争性行业和中小企业的人才要素供给，为企业数字化转型提供了人才要素支持。综上，笔者提出如下假设：

假设2b：公平竞争审查制度通过增加人才要素供给提升企业数字化水平。

企业数字化转型具有风险大、周期长和技术要求高等特点［16］，多数企业自有资金无法支撑其在数字化转型方面的持续性高昂投入和过高的转型风险，囿于高额的融资成本或者缺乏长期资金支持，企业数字化转型进程缓慢。一方面，在资本市场中，国有银行及其分支机构融资主要集中在中央企业和国有企业中，中小企业等仍然难以获得充分的金融支持［17］。2022年国有控股银行占据了信贷市场绝大部分份额，前7家大型国有控股银行占比达51%。而且长期以来信贷市场存在着所有权歧视，国有企业在信贷获取、债券融资和信托金融等方面具有明显优势。另一方面，民间资本进入银行业的壁垒较高，中小型金融机构发育不良，信贷市场竞争不足［18］。区域性金融机构扩张难，地区性行政壁垒保护本地金融业发展，限制外地金融机构的进入，不利于提高金融业竞争活力，导致资本要素供给不足，进而推高企業数字化转型的信贷成本。刘斌和赖洁基［19］指出，实施公平竞争审查制度规范了资本市场运行机制，可以切断银行对行政垄断企业的低成本和低效率资本要素供给，保障信贷市场公平竞争，给予企业充分资本要素支持。金融业的竞争也潜在地降低了企业数字化转型的融资成本，拓宽了企业融资渠道，为企业数字化转型增加了资本要素供给。综上，笔者提出如下假设：

假设2c：公平竞争审查制度通过增加资本要素供给提升企业数字化水平。

在数字经济时代，数据已经成为关键生产要素，是企业数字化转型的关键投入，因而充分释放数据要素价值对企业数字化转型至关重要。政府数据种类多、范围广、质量高，政府数据开放能让企业获得高质量数据集，对企业数字化转型起到显著促进作用。但是，出于数据安全、经济成本和数据产权等原因，政府数据公开进程缓慢。当前中国数据要素市场建设主要靠政府推动，地方政府成为数据要素治理的实际管理者［20］。在实际执行过程中，对数据要素相关政策实施公平竞争审查能促进政府公平提供数据支持，加大数据开放力度。在确保数据安全的情况下，政府数据开放保障了各市场主体公平获取政府数据的机会［21］，为企业数字化转型和数字化业务开展提供了数据要素支持。综上，笔者提出如下假设：

假设2d：公平竞争审查制度通过增加数据要素供给提升企业数字化水平。

三、研究设计

（一） 变量选取

⒈被解释变量

本文被解释变量是企业数字化水平（Digital），参考戚聿东和肖旭［6］的做法，采用企业年度报告中的数字化关键词占比衡量。笔者首先爬取了巨潮资讯网2007—2020年的企业年报文件，并剔除了年报文件的页眉和页脚信息以尽量减少企业名称等额外噪音；然后运用Python开源分词库——jieba中文分词库进行文本分析，进而得出本文关键词的词频统计结果（word_countw）；最后结合单个词汇w的长度（word_lengthw） 计算年报文本长度（report_length），采用公式Digital =Σword_lengthw × word_countw /report_length计算出单一企业的年度数字化率（Digital），并以此作为企业数字化水平的代理变量。本文从人工智能、区块链、大数据、云计算、数字技术应用等数字技术本身和应用场景出发［6］，构建企业数字化关键词库，共包括5个维度142个关键词。

⒉解释变量

本文解释变量是公平竞争审查制度（Did=Treat×Post）。Treat表示分组虚拟变量，实验组企业，Treat=1；对照组企业，Treat=0。Post表示时间虚拟变量，本文参考王彦超和蒋亚含［22］与刘慧等［8］的做法，以公平竞争审查制度的颁布为政策时点，2016—2020年为政策冲击当年及之后的时间段，Post=1；2010—2015年为政策冲击之前的时间段，Post=0。实验组和控制组的划分主要基于政府对市场公平竞争的干预情况，对行政垄断程度进行准确测算是前提条件。行政垄断程度的测算方法分为三种：一是采用单一指标对行业或区域行政垄断程度进行测算，具有代表性的是采用行政垄断行业［23］和行业国有企业占比进行划分［24］。二是根据区域性行政垄断的特点，构建区域性市场分割指数来近似衡量区域性行政垄断强度［22］，但由于该方法采用邻近地区的价格差异衡量，因而在全国范围内横向对比度较差［25］。三是综合考虑地区行政垄断程度，选取一系列行政垄断影响指标，构建ISCP测算框架计算各地区行政垄断指数［26］，该方法在不同区域间具有横向可比性。本文参考于良春和余东华［26］ 构建的ISCP框架，从制度、结构、行为和绩效四个方面构建行政垄断指数，将其作为地区行政垄断程度的代理变量，并以此划分实验组和对照组。如果地区行政垄断力量较强，政策实施后将受到更大冲击，如果地区行政垄断力量较弱，政策实施后受到的冲击更小［19，27］。

⒊中介变量

技术要素供给（Tech1和Tech2），分别采用城市新增数字经济企业数量和数字经济企业存量衡量。人才要素供给（Person1和Person2），分别采用城市信息传输计算机服务和软件业从业人员数及其与总从业人员数比值衡量。资本要素供给（Capital1和Capital2），分别采用异地金融机构准入数量和金融机构存量衡量。数据要素供给（Data），采用地方政府是否构建数据开放平台的虚拟变量衡量，如果构建，取值为1，否则取值为0。

⒋控制变量

企业成长性（Growth），采用总资产增长率衡量；企业规模（Size），采用总资产的自然对数衡量；企业盈利水平（ROA），采用资产收益率衡量；企业价值（TobinQ），采用托宾Q值衡量；无形资产占比（Intangible），采用无形资产净额与总资产的比值衡量；股权集中度（Top10），采用前十大股东持股比例衡量；两权分离度（Seperation），采用控制权与所有权的差值衡量。

（二） 模型设计

公平竞争审查制度的出台和实施为研究行政垄断规制对企业数字化水平的影响提供了一个准自然实验。为了检验公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响，本文构建如下计量模型：

Digitalit = β0 + β1Didit +Σj = 28 βjXijt + θi + μt + λp + κq + εit （1）

其中，i、t、p 和q 分别表示企业、年份、行业和省份；Xijt 表示上述一系列控制变量；θi、μt、λp和κq 分别表示企业固定效应、年份固定效应、行业固定效应和省份固定效应；εit 表示随机扰动项。

（三） 数据来源

本文以2007—2020年中国沪深A股上市公司为研究样本，剔除金融保险业企业、ST、*ST、PT等数据异常和关键数据缺失的样本，最终得到34 179个企业—年份观测数据。为了避免异常值的影响，本文对所有连续变量进行上下1% 的缩尾处理。企业层面的财务数据主要来源于CSMAR数据库，企业年度报告数据来源于巨潮资讯网，测算行政垄断程度时所采用的各项指标数据来源于国家统计局和历年《中国财政统计年鉴》，技术要素供给数据来源于天眼查企业数据库，资本要素供给数据来源于中国银行保险监督管理委员会，数据要素供给数据来源于《中国地方政府数据开放报告》。表1是本文主要变量的描述性统计结果。

四、实证结果与分析

（一） 基准回归结果分析

表2是公平竞争審查制度对企业数字化水平影响的基准回归结果。表2列（1） 是未加入控制变量的回归结果，表2列（2） 是加入控制变量的回归结果。公平竞争审查制度的回归系数均显著为正。无论是否加入控制变量，在控制企业固定效应、年份固定效应、行业固定效应和省份固定效应的情形下，公平竞争审查制度的系数大小和显著性均没有明显差异，这表明公平竞争审查制度显著提升了企业数字化水平。假设1得以验证。

（二） DID 估计有效性检验

⒈平行趋势检验

在使用双重差分模型识别公平竞争审查制度与企业数字化水平的因果关系时，需要满足平行趋势假设。图1是平行趋势检验结果。从图1可以看出，在公平竞争审查制度实施的前5年，所有估计系数在95%的置信区间内均不显著，且在0附近上下波动，满足平行趋势假设。而在公平竞争审查制度实施后的年份，实验组的企业数字化水平明显高于对照组，并且随着期数的增加，两组之间差异变得更大，这表明该政策具有持续的政策效果。

⒉安慰剂检验

样本期内可能存在其他与公平竞争审查制度无关的随机因素对企业数字化水平的影响。为了排除其他因素的影响，本文按照真实的政策实验组与对照组比例，分别随机生成虚拟的实验组和对照组，并生成随机的政策发生时间，用生成的虚拟政策估计基准回归模型（1）。最后将前述估计方式重复500次，绘制关键变量的系数分布密度。从图2可以看出，绝大部分估计系数分布在0附近且远离真实的政策效应值，这表明基准回归结果不受随机因素的干扰。

（三） 稳健性检验①

⒈替换被解释变量

一是采用CSMAR数据库中的企业数字化指数进行分析，以消除文本分析中关键词选择、文本处理等因素导致的测量误差。CSMAR数据库中的指标包括企业数字化相关人才、数字化论文和专利等投入产出指标，采用主成分分析方法测算企业数字化水平。二是公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响可能存在一定的时滞。因此，本文将企业数字化水平提前一期进行回归。上述回归结果与基准回归结果一致。

⒉替换解释变量

本文对实验组采用不同划分方式进行检验。一是考虑到东部地区营商环境较好，行政垄断力量较弱，而中西部地区行政垄断力量较强，本文将东部地区定义为对照组，中西部地区定义为实验组［20］。二是以2016年政策发生年份为基准，本文选取2012—2020年的样本进行回归。三是根据地区行政垄断程度的中位数划分实验组和对照组，本文测算2015年全国行政垄断水平的中位数，将高于中位数的地区视为实验组，将低于中位数的地区视为对照组。四是本文参考肖土盛等［28］ 的做法，采用公平竞争审查制度实施前（2015年） 的地区行政垄断指数对样本进行三等分，将地区行政垄断指数最高的1/3视为实验组，将地区行政垄断指数最低的1/3视为对照组。五是本文直接采用2015年各地区行政垄断程度作为受公平竞争审查制度影响程度的分组变量，构建广义双重差分法进行分析。六是本文参考王彦超和蒋亚含［22］的做法，采用公平竞争审查制度实施前后各地区行政垄断水平下降程度衡量制度实施效果，并基于下降程度构建广义双重差分模型进行分析。上述回归结果显示，公平竞争审查制度有助于提升企业数字化水平。

⒊倾向得分匹配

为了缓解可观测变量的系统性差异，本文采用PSM?DID方法，为实验组企业在对照组企业样本中寻找特征相似的企业样本进行检验。具体做法如下：首先以全部样本控制变量作为特征变量，通过Logit模型估计出倾向得分值；然后根据所估计出的倾向得分进行最近邻的1∶1匹配；最后以匹配得出的样本估计基准回归模型（1）。采用倾向得分匹配的回归结果与基准回归结果并不存在显著差别。

⒋排除同期其他政策的影响

本文主要排除“宽带中国”战略和智慧城市建设的影响。为排除上述政策干扰，在基准回归模型（1） 中引入“宽带中国”战略和智慧城市建设的政策虚拟变量进行回归分析。上述回归结果显示，在排除“宽带中国”战略和智慧城市建设后，公平竞争审查制度仍能显著提升企业数字化水平，基准回归结果仍然成立。

⒌两期双重差分法

根据Bertrand等［29］的分析，多期双重差分法可能存在序列相关问题，从而导致解释变量系数的显著性偏高。本文根据公平竞争审查制度实施年份（2016年） 将样本划分为2007—2015年以及2016—2020年两个阶段，针对各变量分别求平均值，运用两期双重差分法进行回归。上述回归结果显示，实施公平竞争审查制度仍能显著提升企业数字化水平，基准回归结果稳健。

⒍内生性讨论

上述分析表明公平竞争审查制度可以显著提升企业数字化水平，但这一结果可能受到潜在反向因果关系的影响。现有文献关于地方行政垄断的工具变量主要采用平均管理费用［4］和平均地理坡度［5］等，本文采用省会城市到明代漕河的距离作为工具变量。Farazmand［30］研究发现，全球化促进了市场开放，市场经济越发达，政府对经济的干预程度相对较低。地方交通方式越落后，经济外向度越低，市场分割程度更高，地方行政垄断力量也更强［5，31］。明代漕运是中央政府与地方政府之间大规模物资输送的重要方式。距离漕河越近的地区，与中央政府或外界交流越容易，市场相对更加开放，造成行政垄断的概率越小，反之亦反［32］，相关性得以满足。现代各省会城市到明代漕河的距离显然不会影响企业数字化水平，外生性得以满足。第一阶段估计的F值大于10，工具变量相关性条件满足。第二阶段中解释变量系数膨胀倍数小于10，且显著为正，这表明在考虑潜在反向因果关系问题后，本文基准回归结果仍然成立。

（四） 异质性分析

⒈企业所有权性质

国有企业在资源获取和市场占有等方面具有天然优势，而非国有企业往往面临更激烈的竞争压力。政府行政垄断在一定程度上影响着非国有经济的发展［33］。本文将样本划分为国有企业和非国有企业进行分组检验。表3列（1） 和列（2） 的回归结果显示，公平竞争审查制度显著提升了非国有企业数字化水平，而对国有企业的影响不显著。这表明公平竞争审查制度营造了公平竞争的市场环境，为非国有企业数字化转型提供了有利条件。

⒉行业异质性

整体而言，服务业企业的数字化转型程度高于制造业企业［34］，且服务业企业受到行政垄断的干预小于制造业企业。本文将样本划分为制造业企业和服务业企业进行分组检验。表3列（3）和列（4） 的回归结果显示，公平竞争审查制度显著提升了制造业企业数字化水平，而对服务业企业的影响不显著。这表明在推进工业智能化建设和制造业数字化转型升级的过程中，要全面落实公平竞争审查制度，营造高效的市场环境，发挥公平竞争的正向作用。

⒊实施力度异质性

各地公平竞争审查制度实施力度不一导致政策效果存在较大差异［27］。本文从以下三个方面进行异质性分析：一是省级政府是否将公平竞争审查制度执行情况纳入地方政府考核。二是公平竞争审查制度是否实现“省市县”三级全覆盖。三是地方政策是否建立公平竞争审查第三方评估机制。从表4的回归结果可以看出，将公平竞争审查制度执行情况纳入地方政府考核以及公平竞争审查制度实现“省市县”三级全覆盖，公平竞争审查制度可以显著提升企业数字化水平。这表明在公平竞争审查制度实施力度强的地区，该制度可以更好地提升企业数字化水平。可能原因在于：更强的制度实施监督考核机制和完备的政策审查要求有利于强化政府部门政策落实，促进政府加强政策自我审查，保障市场公平竞争。在第三方评估机制方面，无论是否引入该机制，公平竞争审查制度对企业数字化水平均有显著正向影响。应调整和改革第三方评估机制，充分发挥其在促进企业数字化水平提升方面的作用。

五、机制检验与进一步分析

（一） 机制检验

本文从公平竞争审查制度实施促进技术、人才、资本和数据要素供给增加角度出发，检验该制度对企业数字化水平的作用机制。本文参考刘梦莎等［36］的做法，重点检验公平竞争审查制度对上述一系列中介变量的影响，构建如下计量模型：

Factorit = β0 + β1Didit +Σj = 28 βjXijt + θi + μt + +λp + κq + εit （2）

其中，Factor分别表示技術、人才、资本和数据要素供给情况，其他变量含义同模型（1）。表5是机制检验的回归结果。表5列（1） 和列（2） 的回归结果显示，公平竞争审查制度增加了技术要素供给。假设2a得以验证。表5列（3） 和列（4） 的回归结果显示，公平竞争审查制度增加了数字经济从业人员，提升了数字经济从业人员占比，为企业数字化转型提供了人才要素支持。假设2b得以验证。表5列（5） 和列（6） 的回归结果显示，公平竞争审查制度增加了资本要素供给。假设2c得以验证。表5列（7） OLS模型和列（8） Logit模型的回归结果表明，公平竞争审查制度为企业数字化转型提供了数据要素支持。假设2d得以验证。

（二） 竞争政策与产业政策协同效应分析

产业政策是政府为实现特定目标，针对特定行业进行干预的政策总和，对弥补市场失灵、调整产业结构和优化资源配置等起到了重要作用。例如，税收优惠［3］、奖励补贴政策［37］等产业政策，从激励创新和降低融资成本等方面影响企业数字化水平。为此，本部分重点讨论以公平竞争审查制度为背景的竞争政策与税收优惠政策、奖励政策、知识产权专利政策、政府补贴政策等产业政策的协同效应，参考孙薇和叶初升［38］的做法，构建如下计量模型：

Digitalit = β0 + β1Didit + β2Policyit + β3Didit × Policyit +Σj = 410 βjXijt + θi + μt + λp + κq + εit （3）

其中，Policy表示企业享受到的各类产业政策，本文基于CSMAR数据库中的政府补助科目，采用关键词法将产业政策划分为税收优惠政策（Tax）、奖励政策（Awa）、知识产权专利政策（Inno） 和政府补贴政策（Sub），其他变量含义同模型（1）。

表6是竞争政策与产业政策协同效应分析的回归结果。从表6可以看出，公平竞争审查制度与奖励政策和知识产权专利政策之间的协同效应不显著，而公平竞争审查制度与税收优惠政策和政府补贴政策之间有显著的协同效应，这一结果与李文健等［39］的结论类似。可能的原因在于：税收优惠政策大多事前发布，可缓解数字化过程中的融资约束和不确定性，且与企业生产经营活动直接相关，能较好地激励企业数字化转型。这表明需要协调竞争政策与产业政策，确立竞争政策的优先地位。在不违背公平竞争原则的条件下，适当调整产业政策结构。

六、研究结论与政策建议

（一） 研究结论

公平竞争审查制度是一项典型的竞争政策，有效规制了政府行政垄断行为，增加了要素供给，为企业数字化转型营造了公平竞争的市场环境。基于2007—2020年中国沪深两市A股上市公司数据，本文采用双重差分模型实证检验了公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响及其作用机制。研究结果显示：公平竞争审查制度显著提升了企业数字化水平。异质性分析结果显示，公平竞争审查制度对企业数字化水平的影响在非国有企业、制造业企业和公平竞争审查制度实施力度强的地区更显著。机制检验结果显示，公平竞争审查制度通过增加技术、人才、资本和数据要素供给提升企业数字化水平。竞争政策与产业政策的协同效应分析结果显示，公平竞争审查制度与税收优惠政策和政府补贴政策之间有显著的政策协同效应。

（二） 政策建议

根据以上研究结论，笔者提出以下政策建议：

首先，强化竞争政策的基础地位，鼓励公平竞争，为企业数字化转型提供充足的要素支持。一方面，充分发挥公平竞争审查制度的政策效应，扫清要素供给的体制机制障碍，增加技术、人才、资本和数据要素供给，为企业数字化提供物质保障；另一方面，公平竞争审查制度对非国有企业和制造业企业数字化水平的影响更明显。政府应逐步确立要素供给的市场化机制，破除要素跨行业、跨地区流动的限制性条件，改善要素可达性，适当引导技术、人才、资本和数据要素流向非国有企业和制造业企业，弥补数字化建设短板，提升企业数字化水平。

其次，加快健全公平竞争审查机制，完善和落实第三方评估机制，进一步规范不当市场竞争和市场干预行为。强化公平竞争审查制度刚性约束，完善和优化制度实施细则，增强公平竞争审查能力，加大地方政府公平竞争审查和监督力度，尤其是要加强新兴数字经济领域政策审查，提高政策审查效能。积极引入政策落实激励机制，将公平竞争审查制度纳入政府绩效考核，并严格落实第三方审查，加强外部监督，预防滥用行政权力排除限制竞争的行为。构建和完善数字经济公平竞争监管环境，切实保障公平竞争审查制度实施效果。

最后，适时调整产业政策体系，积极推动产业政策向功能型产业政策转型。强化竞争政策的基础地位，推动有效市场和有为政府更好结合，确保市场在技术、人才、资本和数据等要素的配置中居于主导地位，为企业数字化提供低成本、高效率的要素供给，营造公平竞争的营商环境。适时调整产业政策结构，当产业政策与竞争政策冲突时，确立竞争政策优先地位，以保障竞争政策及协同效应的发挥，从而进一步提升企业数字化水平。产业政策结构上可适当缩减事后奖励政策工具，增加事前政府补贴等产业政策支持体系，加强两类政策工具综合运用和统筹推进，充分挖掘竞争政策与产业政策协同的政策红利。

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（责任编辑：孙 艳）