产业政策有效性研究：来自农产品加工企业的证据

张广胜，胡泉水，王振华

(1.辽宁大学商学院，辽宁 沈阳 110136；2.沈阳农业大学经济管理学院，辽宁 沈阳 110866)

0 引言

产业政策是否有效是奥地利学派和凯恩斯学派长期争论的焦点。奥地利学派认为，市场自发形成的竞争机制和纠错机制是市场趋向均衡的有效手段，而产业政策容易产生资源错配，导致生产率损失，主张废除产业政策；凯恩斯学派认为，由于存在市场失灵，仅依赖市场机制不足以实现产业升级和经济持续发展，需要政府通过产业政策集中有限资源支持特定产业发展，进而带动宏观经济发展。具体而言，争论焦点主要有以下3个方面。①关于市场信息。凯恩斯学派假设政府具有完全或相对完全的市场信息，可以有效地掌握劳动、技术、资本等生产要素价格以及社会对产品和服务总需求；奥地利学派认为市场信息是残缺的、模糊的、分散的，是难以完全掌握的，即便是政府也难以获取完全的市场信息，而市场主体充分竞争有助于市场信息完全披露。②关于政府和企业家功能。凯恩斯学派认为政府依据掌握的市场信息，集中有限资源支持特定产业、特定企业、特定技术可以实现经济效应最大化，而企业家不能提前掌握生产要素价格和消费者需求等信息，仅依赖企业家决策难以实现生产要素最优化配置，需要政府干预；奥地利学派认为企业家以追求利润为最终目的，在市场参与过程中会积极优化资源配置来增加竞争优势，通过不断探索试错与检验淘汰，最终可以实现经济效益最大化。③关于市场失灵。凯恩斯学派认为资源配置应实现帕累托最优，而垄断、外部性和公共物品等偏离市场最优均衡，存在市场失灵，需要政府干预；奥地利学派认为市场主要功能在于通过充分竞争披露更多市场信息和知识，使得市场参与者可以有效认知市场机制，在此基础上可以优化生产资源配置，而市场一直具备该功能，因此反对市场失灵学说。基于上述争论，凯恩斯学派认为产业政策是有效的，而奥地利学派否定产业政策有效性。至今，产业政策有效性之争未有定论。2016年林毅夫和张维迎围绕产业政策有效性问题展开颇具影响力的争论，引起越来越多学者思考中国产业政策的有效性问题。

尽管产业政策存在理论争议，但在实践中产业政策较为常见并受到各国政府的青睐。鉴于农产品具有准公共物品属性[1-2]，且是重要战略物资，各国政府重视实施农产品加工产业政策。例如，美国罗斯福新政时期实施 《农业调整法》，通过调整税收干预农产品加工业发展。德国、意大利、荷兰等欧洲国家也通过税收优惠等政策干预农产品加工业发展。中国是农业大国和人口大国，政府尤其关注农产品加工产业，从2002年颁布 《关于促进农产品加工业发展的意见》开始，统筹财政、税收、金融等政策工具，构建完善的产业政策体系。然而，农产品加工产业政策有效性如何？在推动产业转型升级背景下产业政策是否促进了农产品加工企业高质量发展？

学术界关于中国产业政策有效性的研究主要集中在宏观政策有效性和细分行业政策有效性方面。①宏观政策有效性研究方面，2008年为应对美国次贷危机引发的全球金融危机，中国政府推出4万亿计划。部分研究发现，该政策有助于促进商品出口，进而带动GDP增长率提升[3-4]；另有研究发现，该政策虽然促进中国经济规模增长，但并未促进中国全要素生产率提升[5]，且产生严重的资源错配问题[6]。 “五年规划”是中国产业政策重要组成部分，其中规划了重点发展产业。有研究发现， “五年规划”通过增加贷款、税收优惠和政府补贴等途径促进重点产业生产率提升和技术创新[7-8]；有研究认为， “五年规划”扭曲行业资源配置，抑制行业全要素生产率提升[9]。②细分行业政策有效性研究方面，为支持特定行业发展，中国政府制定具体行业产业政策，其有效性也引起学者的关注。其中，高新技术产业政策有效性是学者研究的重点。部分研究认为高新技术产业政策有效地促进了高新技术企业技术创新[10]；有研究认为高新技术产业政策存在迎合效应，即部分高新技术企业进行创新是为迎合政策要求，无意从事真正创新[6]；还有研究认为高新技术产业政策会抑制新进入企业真实创新产出[11]。此外，学者还对风电产业[12]、海洋产业[13]、文化旅游产业[14]和新能源汽车产业[15]等细分行业产业政策有效性进行研究。

尽管学术界对产业政策有效性的研究较为丰富，但仍存在可以拓展的方面。①中国农产品加工企业规模庞大，2020年农产品加工业营业收入达23.2万亿元，约占中国GDP的22.9%；②中国农产品加工产业政策体系完善，涉及财政、税收、金融等政策工具，但少有学者关注农产品加工产业政策有效性问题。此外，农产品加工产业政策有效性问题关系着宏观产业政策和细分行业政策有效性问题。与宏观产业政策关系方面，农产品加工产业是农产品转化成食品和生活用品的关键产业，是关乎社会稳定和国民经济健康运行的基础产业，因此，农产品加工产业政策有效性是宏观产业政策有效性的基础。与细分行业政策关系方面，农产品加工产业属于重要细分产业，关注农产品加工产业政策有效性问题可以丰富中国细分行业政策有效性研究。

基于上述分析，本文利用中国工业企业数据库中的农产品加工企业数据，采用双重差分 (DID)模型，以全要素生产率 (TFP)表征农产品加工企业高质量发展状况，以2003年为政策冲击时间，研究农产品加工产业政策有效性问题。本文可能的贡献是：①在实施乡村振兴战略和推动产业高质量发展背景下，关注农产品加工产业政策有效性问题可以为产业政策有效性之争提供中国农产品加工产业证据；②本文以2003年为政策落实年份，利用DID模型研究农产品加工产业政策有效性问题有助于缓解内生性问题；③研究发现农产品加工产业政策效果显著，但却存在异质性，该研究结论可以为政府制定下一阶段农产品加工产业政策提供经验借鉴。

1 政策背景

为梳理改革开放以来中国农产品加工产业政策演变历程，本文对1978年以来各部委以 “农产品加工”为关键词印发的17份文件进行政策文本分析，主要文件包括 《关于促进农产品加工业发展的意见》 《2012年农产品产地初加工补助项目实施指导意见》和 《关于进一步促进农产品加工业发展的意见》等。通过对上述政策文本词频统计分析，整理排名前20位的高频词汇，见表1。

表1 农产品加工产业政策文本前20位高频词汇

由表1可以看出， “发展” “建设” “促进” “加强” “推进”和 “支持”等词汇出现频率较高，充分说明中国政府对农产品加工产业发展地重视和支持； “产业” “基地”和 “体系”等词汇出现频率也比较高，说明中国农产品加工产业政策的立体性和完整性； “农业” “农村” “农民”和 “融合”等词汇出现频率较高，说明中国政府制定农产品加工产业政策的主要目的是推动 “三农”发展； “技术”和 “创新”也是高频词汇，说明中国政府希望通过产业政策引导农产品加工企业技术创新，进而促进其高质量发展。

根据政策文件印发时间轴，农产品加工产业政策可分为3个阶段：①1978—2001年是产业政策逐步促进农产品加工企业发展阶段；②2002—2012年是产业政策全面促进农产品加工企业发展阶段；③2013—2021年是产业政策推动农产品加工企业高质量发展阶段。如此划分的主要原因是：①2002年之前政策文件较少，导致农产品加工产业政策不成体系；②2002年印发的 《关于促进农产品加工业发展的意见》是首部以国务院名义下发的政策文件，标志着农产品加工产业政策上升到新高度，产业政策体系开始形成；③十八大之后，随着经济快速发展，中国政府审时度势，着力推动产业经济转型升级发展，农产品加工企业开始由高速度发展向高质量发展转变。为推动农产品加工企业高质量发展，农产品加工产业政策进入调整和完善阶段。

产业政策逐步促进农产品加工企业发展阶段 (1978—2001年)。1981年一号文件提出 “积极开展农副产品的就地加工”，标志着相关发展政策逐步放开，但是其中规定农产品加工需要根据计划 “有步骤地发展”，说明农产品加工企业发展仍存在监管约束。1983年提出在 “保证国家财政收入和购销计划的完成”情况下 “允许”农产品加工企业发展，说明相关监管政策有所松动，但仍存在限制。1984年提出在不受 “生产分工和地区、部门的限制”情况下 “鼓励”农产品加工企业发展。1994年，政府出台的 《关于调整农业产品增值税税率和若干项目征免增值税的通知》提出农产品增值税税率由17%调整为13%，标志着中国政府开始通过税收优惠政策干预农产品加工企业发展。但此时，其进项税额扣除率为10%，即税费征收高、抵扣低，说明农产品加工产业政策仍存在完善空间。

产业政策全面促进农产品加工企业发展阶段 (2002—2012年)。自2002年开始，中国政府实施多项农产品加工产业政策，其中主要的是税收优惠政策和融资政策。在税收优惠政策方面，为解决税收高征低扣问题，政府于2002年颁布的 《关于提高农产品进项税抵扣率的通知》，提高进项税额扣除率，有效地减少农产品加工企业税收支出。此外，2002年颁布的 《关于促进农产品加工业发展的意见》丰富了税收优惠政策工具，例如增加出口退税率、关税、增值税、所得税等政策工具。在融资政策方面，2002年颁布的 《关于促进农产品加工业发展的意见》提出通过金融帮扶、信贷优惠和放松担保抵押条件等政策促进农产品加工企业发展，农产品加工企业贷款规模大幅增长。 《中国金融年鉴》数据显示，2001年以农产品加工企业为主的乡镇企业短期贷款为1450亿元，增长率仅为2.4%。在产业政策实施以后，至2004年贷款额大幅增至1786亿元，2002—2004年增长率分别达到6.3%、8.9%、6.3%。 《关于促进农产品加工业发展的意见》的颁布标志着中国政府开始全面促进农产品加工企业发展。

产业政策推动农产品加工企业高质量发展阶段 (2013—2021年)。随着经济高速发展，粗放型经济增长方式已经不能适应中国经济发展，十八大之后，中国经济转型升级发展进入关键时期。为推动农产品加工企业高质量发展，农产品加工产业政策进入完善和调整阶段。2013年农业农村部印发 《2014—2018年农产品加工 (农业行业)标准体系建设规划》，制定和修订农产品加工产业生产技术标准122项，涵盖农产品加工行业方方面面，标志着中国政府开始推动农产品加工企业向高质量发展转变。2016年国务院颁布的 《关于进一步促进农产品加工业发展的意见》提出更为全面的政策措施，除传统政策工具外，提出从 “科技创新”和 “科技成果转化”等方面促进农产品加工企业高质量发展。

2 识别策略、变量和数据

通过政策梳理可知，自改革开放以来，农产品加工产业政策主要可分为3个阶段。鉴于农产品加工产业政策的第3个阶段 (2013年)之后，中国工业企业数据库缺乏相关数据，其他数据库也缺乏完整和全面的农产品加工企业数据，无法利用科学计量方法研究农产品加工产业政策有效性问题。因此，本文以农产品加工产业政策第2个阶段，即2003年为政策冲击时间，利用DID模型实证检验农产品加工产业政策有效性问题。

2.1 识别策略

根据研究需要，设定DID模型如下：

tfpit=β0+β1soei×postt+β2Xit+εt+μit

(1)

式中，tfpit表示农产品加工企业高质量发展状况；soei×postt为交互项，soei=0和soei=1分别表示非重点农产品加工企业 (控制组)和重点农产品加工企业 (实验组)；postt=0和postt=1分别表示产业政策实施之前和之后；Xit表示控制变量；β0和εt分别为个体效应和时间效应；μit为随机误差项，i为企业，t为时间。

2.2 变量选取

被解释变量。全要素生产率既能反映企业投入产出效率，又能反映企业技术效率和技术进步[16]，学者常用其来反映企业高质量发展状况[17]，因此本文用全要素生产率表征农产品加工企业发展状况。具体而言，利用LP法[18]测度结果进行基准回归，利用OP法[19]测度结果进行稳健性检验。由于LP法和OP法测度原理比较常见，不再赘述。鉴于数据结构相似，本文参考鲁晓东等[20]的研究方法选取测算指标，与之不同的是，本文用企业主营业务收入代替工业增加值，主要原因是工业增加值缺失值较多。

核心解释变量。如何有效识别产业政策冲击时间是检验农产品加工产业政策有效性的关键。通过政策梳理发现，2002年出台的农产品加工产业政策较为密集：2002年1月，政府颁布 《关于提高农产品进项税抵扣率的通知》，11月颁布 《关于促进农产品加工业发展的意见》。此后，为贯彻落实产业政策，农业农村部、财政部、国家税务总局等部委出台相关政策文件，农产品加工产业政策全面实施。鉴于产业政策时滞效应，本文将2003年视为产业政策落实年份，2003年及以后的年份赋值postt=1，反之取值为0。

如何选取实验组和控制组是本文面临的另一个关键问题。首先，根据 《关于促进农产品加工业发展的意见》识别实验组，其中划分了重点农产品加工企业，主要包括粮食加工、肉类加工和蔬菜加工等农产品初级加工企业，本文依据GBT—2017三位码进行识别，赋值为1。其次，选取控制组。与政策意义上划分标准不同，统计意义上农产品加工企业不仅包括产业政策关注的重点农产品加工企业，还包括纺织业、造纸业和印刷业等其他农产品加工企业。因此，本文将纺织业、造纸业和印刷业等企业视为控制组，并依据GBT—2017三位码进行识别，赋值为0。如此处理的原因是：①实验组与控制组均具有农产品加工功能；②实验组与控制组属性相同，均属于劳动密集型产业[21]；③实验组与控制组全要素生产率一致[22]；④控制组不受产业政策影响。

控制变量。本文参考苏丹妮等[23]的研究方法选取控制变量，主要原因是本文与参考文献的研究对象较为一致，均为全要素生产率。控制变量包括规模 (lnl)、年龄 (age)、出口行为 (export)、所有制 (sta)、政府补贴 (sub)。此外，由于需要保留充足样本量、不涉及对外贸易以及农产品加工行业数量有限等原因，本文未选取负债率、贸易总额和赫芬达尔指数等控制变量。

同期干扰政策变量。2003年前后，中国加入世界贸易组织，还实施高等教育扩招政策。本文分别加入外商投资变量 (foreign)和劳动力结构变量 (edu)以控制上述两项政策。其中，关于劳动力结构，鉴于所使用数据较为相似，本文直接引用申广军等[24]的研究方法构建 “年份—行业—城市”单元组，利用工资数据构造企业劳动力结构。

2.3 数据来源

本文主要利用中国工业企业数据库中农产品加工企业数据。根据既有研究方法，删除缺失值样本和员工人数小于8的样本，并对连续变量采取Winsor1%缩尾处理，最后得到546606个观测值。主要变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述统计

3 实证结果分析

3.1 基准回归结果分析

基准回归结果见表3。在表3模型1中，仅控制企业固定效应和时间固定效应。模型2在模型1基础上加入企业层面控制变量。为剔除同期干扰政策影响，模型3加入外商投资变量和劳动力结构变量。为剔除地区层面随时间变化遗漏变量，模型4加入 “时间×地区”变量。

农产品加工产业政策有效性分析。由表3模型1～4可知，交互项系数均显著为正。说明产业政策实施以后，农产品加工企业全要素生产率显著增长，表明农产品加工产业政策是有效的。可能的解释是：①产业政策包含税收优惠政策这一政策工具，有利于减少其税负，可以降低农产品加工企业边际生产成本；②产业政策包含融资政策这一政策工具，有助于提高农产品加工企业融资便利性。融资便利性的提高使农产品加工企业能够采纳新技术，更新机器设备，扩大生产规模，把握投资机会等，有利于促进其高质量发展。

表3 基准回归结果

农产品加工产业政策影响效果分析。由表3模型1～4可知，交互项回归系数呈下降趋势。可能的解释是，企业层面和地区层面存在不确定性因素会影响农产品加工企业，随着控制变量的增加，不确定性因素对其全要素生产率的影响被剔除，产业政策对农产品加工企业影响的 “净效应”随之降低。相比之下，模型4受遗漏变量影响相对较小。回归结果表明，产业政策使实验组全要素生产率比控制组提高约3.7%。

3.2 异质性分析

异质性分析结果见表4。

表4 异质性分析

(1)所有制异质性分析。国有农产品加工企业肩负着保持农产品价格稳定和农产品供应稳定等任务[25]，是产业政策关注的重点。产业政策实施后，不同所有制农产品加工企业可能面临不同政策的冲击。参考登记类别，将样本划分为国有农产品加工企业和非国有农产品加工企业。

根据表4模型1和模型2的回归结果，交互项系数均显著为正。说明产业政策有助于提高国有和非国有农产品加工企业全要素生产率。模型2交互项系数大于模型1，说明国有农产品加工企业取得更显著的政策效果。可能的解释是，与非国有农产品加工企业相比，国有农产品加工企业可以利用制度优势获得税费减免和融资帮助，因此政策红利更显著。

(2)地区异质性分析。中国不同地区自然环境和经济条件存在差异，可能导致产业政策效果存在差异。基于政策意义上区分标准，将样本划分为东部、中部和西部地区农产品加工企业。

由表4由模型3～5可知，交互项系数均显著为正。说明产业政策显著促进东部、中部和西部地区农产品加工企业全要素生产率提升。交互项系数大小在模型3～5中呈现递增趋势，说明产业政策对农产品加工企业全要素生产率的促进作用从东部地区至西部地区依次增强。可能的解释是：①东部地区经济较为发达，对农业和农产品加工业依赖较小；中部地区次之；西部地区经济增长点相对单一，对农业和农产品加工业依赖较重，部分省份甚至将农产品加工业视为支柱产业，产业政策力度更大。②西部地区农产品加工企业发展底子相对薄弱，在产业政策实施之后，容易发挥追赶效应。

3.3 识别假设检验

(1)平行趋势假设检验。本部分参考Jacobson等[26]、张国建等[27]事件分析法进行识别假设检验。主要原因是：①该方法是较为成熟的识别假设检验方法，可以有效检验数据结构的平行趋势；②该方法还能进一步检验政策实施效果的动态效应。具体而言，分别将各年视为政策冲击时间，估计方程如下：

(2)

为了直观起见，回归结果如图1所示，实线部分刻画了产业政策对农产品加工企业全要素生产率影响的估计值。由图1中可见，在产业政策实施以前，交互项回归系数均不显著。然而从2003年产业政策实施以后，交互项回归系数均显著为正，且持续向右上方倾斜。该估计结果不仅验证平行趋势假设，还表明产业政策对农产品加工企业全要素生产率的促进作用呈现持续增强趋势。

图1 平行趋势假设检验

(2)安慰剂检验。为进一步检验基准回归结果稳健性，参考已有研究方法进行安慰剂检验[28]。主要原因是：①本文与参考文献研究对象较为相似，均为企业；②本文与参考文献模型设定较为相似，均是利用双重差分模型，且被解释变量均为企业全要素生产率；③本文与参考文献数据结构较为相似，均是利用中国工业企业数据库。具体而言，将样本范围选择在产业政策实施以前 (1998—2002年)，假设中间年份2000年开始实施产业政策，对式 (1)进行估计，估计结果见表5。由表5模型1可知，交互项回归系数不显著。该结果表明，2003年以后农产品加工企业全要素生产率地提升确实由产业政策引致。

表5 稳健性检验

(3)改变窗口期。考虑到上述结果可能是由2002年实施农产品加工产业政策之前或之后的其他事件引致，本部分缩小政策窗口期进行识别假设检验。首先，将政策窗口期缩小至产业政策实施前后各2年，即利用2001—2005年5期数据进行稳健性检验，以排除其他不确定性事件影响。由表5模型2可知，交互项系数显著为正。交互项回归系数小于基准回归结果，可能是因为在缩小政策窗口期之后，农产品加工产业政策红利尚没有完全释放。其次，将政策窗口期缩小至产业政策实施前后各3年，即利用2000—2006年7期数据进行稳健性检验。由表5模型3可知，交互项系数显著为正。上述结果说明，在改变政策窗口期排除其他不确定性事件影响之后，产业政策依然有助于促进农产品加工企业全要素生产率提升。

3.4 其他稳健性检验

(1)更换被解释变量。鉴于存在测度偏差，利用OP法测度农产品加工企业全要素生产率，进行回归分析。由表5模型4可知，交互项系数显著为正。表明在考虑被解释变量的测度偏差之后，产业政策有助于促进农产品加工企业全要素生产率提升，即产业政策有助于促进农产品加工企业高质量发展。

(2)控制变量滞后效应。为克服控制变量潜在的反向影响，将控制变量滞后1期加入模型，并对式 (1)进行估计。由表5模型5可知，交互项系数显著为正。说明在考虑控制变量内生性问题之后，产业政策依然有助于促进农产品加工企业全要素生产率提升，即产业政策有助于促进农产品加工企业高质量发展。交互项的回归系数大于基准回归系数，可能的解释是：将滞后1期的控制变量纳入回归模型，损失大量样本，从而导致回归结果与基准回归结果有所偏离。

(3)剔除烟草业。烟草制造业属于农产品加工企业，但其具有特殊市场地位，经济发展状况与其他农产品加工企业不同，需要进行剔除。由表5模型6可知，交互项系数显著为正。这表明在克服烟草制造业产生的影响之后，产业政策依然有助于促进农产品加工企业全要素生产率提升，即产业政策有助于促进农产品加工企业高质量发展。

(4)PSM—DID检验。为确保基准回归结果的稳健性，需要克服样本选择偏差。首先，利用倾向得分匹配法 (PSM)选取实验组和控制组。然后，利用DID模型识别产业政策对农产品加工企业全要素生产率的影响。由表5模型7可知，交互项系数显著为正。说明产业政策依然有助于促进农产品加工企业全要素生产率提升。交互项回归系数大于基准回归系数，可能是模型选择和样本量减少的缘故。

3.5 影响机制检验

通过上述分析可以发现，产业政策有助于促进农产品加工企业高质量发展，但产业政策影响农产品加工企业高质量发展的传导机制是什么？根据研究需要，设定中介效应检验模型如下：

mit=β0+β1soei×postt+β2Xit+εt+μit

(3)

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

(4)

由式 (1) (3)和 (4)组成中介效应检验模型，mit为中介变量。其中，基准回归结果见表3模型4，本部分不再重复汇报。

(1)减少税负。通过上述分析可知，产业政策可能会通过减少税负提高农产品加工企业全要素生产率。利用应交所得税除以利税总额衡量税负 (leve)。由表6模型1可知，交互项系数显著为负。说明产业政策有助于降低农产品加工企业税负。由表6模型2可知，税负系数显著为负。说明税负会制约农产品加工企业全要素生产率提升。在模型加入税负变量之后，交互项系数由0.037降低为0.028。说明税负具有部分中介效应，即产业政策可以减少农产品加工企业税负，进而促进其全要素生产率提升。

(2)提升融资便利性。通过上述分析可知，产业政策可能会通过提升融资便利性提高农产品加工企业全要素生产率。鉴于数据结构相似，本部分借鉴毛其淋[21]的研究方法，利用利息除以固定资产衡量农产品加工企业融资便利性 (fina)，并取其负值，值越大表明企业融资便利性越差。由表6模型3可知，交互项回归系数显著为负，即产业政策会提高农产品加工企业融资便利性。由表6模型4可知，融资便利性系数显著为负。说明融资不足会制约农产品加工企业全要素生产率提升，即融资不足降低了农产品加工企业资本配置效率，进而不利于其高质量发展。在模型中加入融资便利性变量后，交互项系数由0.037降低为0.031。说明融资便利性具有部分中介效应，即产业政策可以提高农产品加工企业融资便利性，进而促进其全要素生产率提升。

此外，由表6模型2和模型4可知，在基准回归模型中加入税负变量后，交互项系数减小0.009，在基准回归模型中加入融资变量之后，交互项系数减小0.006。该结果说明，在产业政策对农产品加工企业高质量发展的影响机制中，税收优惠政策有效性大于融资政策。可能的解释是：税收优惠政策属于普惠性产业政策，可以全面覆盖重点农产品加工企业；而融资政策覆盖面较窄，往往关注大型企业和国有企业，而且在融资过程中可能出现的寻租行为等会制约政策效果。

表6 影响机制分析

4 结论及政策建议

农产品加工企业是一二三产业融合发展的关键，中国政府构建完整的产业政策体系，但学术界关于产业政策有效性研究缺乏来自中国农产品加工企业的证据。本文利用中国工业企业数据库中农产品加工企业数据，采用DID模型，以2003年为政策冲击时间，以全要素生产率表征企业高质量发展状况，研究农产品加工产业政策有效性问题。主要研究结论是：①农产品加工产业政策效果显著，使实验组全要素生产率比控制组提高约3.7%；②国有农产品加工企业政策效果更加显著；③东部、中部、西部地区农产品加工企业政策效果依次增强；④产业政策可以减少税负，提升融资便利性，进而促进农产品加工企业全要素生产率提升；⑤在具体政策中，农产品加工企业税收优惠政策有效性大于融资政策。基于研究结论，提出以下3个方面的政策建议。

(1)优化农产品加工产业政策组合。研究发现，产业政策有助于促进农产品加工企业高质量发展，且税收优惠政策有效性大于融资政策。因此，在实施乡村振兴战略背景下，政府应在坚持市场机制基础上，落实农产品加工产业政策的同时，优化产业政策组合，例如更加重视税收优惠这一政策工具，适当扩大相关企业税收优惠范围，提升税收优惠力度，以保证产业政策效益最大化。特别是对于中西部农业大省而言，由于资源禀赋有限，经济发展方式相对单一，应该更加关注农产品加工产业发展，积极挖掘优势农产品和特色农产品，加强政策落实，完善产业软硬件基础设施建设，从而推动地区三产融合发展。

(2)农产品加工产业政策向中西部地区倾斜。研究发现，东部、中部、西部地区农产品加工企业政策效果依次增强。因此，相关产业政策应向中西部地区企业倾斜，不仅有利于提高公共资本配置效率，也有助于中西部地区农产品加工企业发挥追赶效应。中西部地区地方政府应根据地方农业资源禀赋，落实相关产业政策，培育具有地方特色的农产品加工龙头企业，加强农产品加工产业链建设，构建覆盖原材料供应、生产加工、线上线下立体化销售的农产品经销循环系统，从而促进地方农产品加工企业高质量发展。

(3)农产品加工企业应利用产业政策提升发展质量。研究发现，产业政策有助于促进农产品加工企业高质量发展。因此，在高质量发展背景下，农产品加工企业应利用产业政策，加强技术创新，优化生产工艺，提高产品科技含量，从而提升自身发展质量。对中西部地区而言，拥有广袤土地和农业资源，农产品加工企业更应该利用产业政策，依托地区优势农产品资源，创新优势农产品加工和特色农产品加工，提高产品质量，以创新引领消费，增强自身核心竞争力。