李青原 胡龍吟 蔡長昆 章尹賽楠

一、引言

自1988 年第七次全國人民代表大會提出“政府機構改革要著眼于轉(zhuǎn)變職能”以來，政府職能轉(zhuǎn)變一直是中國全面深化改革的核心環(huán)節(jié)。近年來，要素成本上升、人口紅利消退和產(chǎn)能過剩等問題的出現(xiàn)，為中國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展帶來了諸多挑戰(zhàn)?，F(xiàn)階段要實現(xiàn)全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的目標，仍然需要依靠深化體制改革釋放“制度紅利”。黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》指出要發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，政府職能轉(zhuǎn)變是處理好政府與市場關系的關鍵。本文聚焦于政府經(jīng)濟職能的轉(zhuǎn)變，將政府經(jīng)濟職能界定為在經(jīng)濟事務治理中政府權能的分配(蔡長昆，2015)，量化中國地方政府職能轉(zhuǎn)變過程中經(jīng)濟事務治理權的轉(zhuǎn)移，研究地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對資源配置效率的影響。

計劃經(jīng)濟體制時期，中國政府帶有“全能主義”的特點，直接參與市場資源的配置。在中國政府職能轉(zhuǎn)變的過程中，政府逐漸退出對經(jīng)濟活動的直接參與。政府經(jīng)濟職能的轉(zhuǎn)變對資源配置效率的影響仍然存在爭議。一方面，政府逐步減少對市場的直接介入，“還權給市場”，有助于消除資源自由流動的制度性障礙。例如，行政審批改革和“放管服”改革等措施從制度層面轉(zhuǎn)變政府經(jīng)濟職能，通過降低企業(yè)的制度性交易成本和市場準入門檻，促進民間投資和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，加劇市場競爭，提高資源配置效率(夏杰長和劉誠，2017；畢青苗等，2018)。同時，政府通過“強縣擴權”和“財政分權”等措施下放經(jīng)濟事務治理權，“分權給地方”，增強政府信息處理能力，提高政府服務效率，助力市場運行(Huang 等，2017)。

另一方面，政府轉(zhuǎn)移經(jīng)濟事務治理權也存在可能的負面效應。第一，權力下放的次序選擇會影響改革的效果(李永友等，2021)，模糊的政府權力轉(zhuǎn)移路徑會增加社會成本，扭曲資源配置。第二，部分權力下放對經(jīng)濟增長存在消極影響 (Zhang 和Zou，1998)，地方官員的“政治錦標賽”和地域權力擴張滋生的尋租行為，會導致資源錯配，阻礙中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(周黎安，2007)。因此，中國政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對資源配置效率的影響亟待檢驗。

現(xiàn)有關于中國政府職能轉(zhuǎn)變的研究主要集中于公共管理領域，以規(guī)范性研究為主，著眼于梳理中國政府職能轉(zhuǎn)變的路徑與挑戰(zhàn)(胡家勇，2016)。少數(shù)定量研究側重于描述政府職能變遷的歷史趨勢，或者小樣本的數(shù)據(jù)分析。例如，鄧雪琳(2015) 利用國務院政府工作報告的關鍵詞頻變化描述政府職能轉(zhuǎn)變；范柏乃和張電電(2018) 使用問卷數(shù)據(jù)研究政府職能轉(zhuǎn)變的制度紅利。

在經(jīng)濟管理領域，已有關于政府職能轉(zhuǎn)變經(jīng)濟后果的研究，往往未界定政府職能轉(zhuǎn)變的理論路徑，而是使用政策沖擊測度政府經(jīng)濟職能的變化。例如，王紅建等(2020)、許和連和王海成(2018) 等利用地級市行政審批中心建立和出口退(免) 稅審批權下放等一系列準自然實驗，通過設置虛擬變量的方式測度政府部分職能的轉(zhuǎn)變。Wang 和Yang (2021) 發(fā)現(xiàn)先試點后推廣的改革模式下，政策試點的選擇和地方官員的政治激勵會引發(fā)政策試驗選擇的內(nèi)生性。同時，中國的政策實施往往在時間上具有重疊性，使用單一政策沖擊考察政府職能轉(zhuǎn)變會受到其他政策的干擾。地方政府官員能力和地區(qū)基礎發(fā)展狀況的差異，使得中國的政府職能轉(zhuǎn)變也會呈現(xiàn)出地區(qū)差異性。由于政策試驗選擇的內(nèi)生性、政策干擾和地區(qū)差異的存在，使用單一政策沖擊作為自然實驗，不具有持續(xù)性和普適性，難以測度地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的程度。

本文將政府職能定義為政府治理過程中的各項權力的分配，以“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”的視角界定政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變(蔡長昆，2015)。政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變是政府與市場主體之間就部分經(jīng)濟事務治理權再分配的過程。本文基于“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”的視角，使用內(nèi)容分析法，對2001—2014 年間中國大陸地級市政府工作報告文本量化處理，構建地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)。①內(nèi)容分析是一種對傳播內(nèi)容進行客觀、系統(tǒng)和定量描述的研究方法，允許研究者記錄、觀察和比較傳播媒介在不同時期的傳播內(nèi)容。限于篇幅，本文僅在后文對指數(shù)構建作簡要介紹。詳盡的描述將在課題結題后披露。中國地級市政府工作報告每年公開發(fā)布，權威性得到廣泛認可。例如，游家興等(2022) 通過對地級市政府工作報告進行語調(diào)分析，構建了度量政府施政激進度的指標；鄧雪琳(2015) 基于中國國務院政府工作報告分析中國政府職能轉(zhuǎn)變的歷史進程。本文基于中國地級市政府工作報告構建政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)，研究地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對資源配置效率的影響。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面: 第一，豐富了關于政府職能轉(zhuǎn)變制度紅利的相關研究。一方面，胡家勇(2016) 等主要以規(guī)范性研究為主，通過理論路徑探討政府職能轉(zhuǎn)變的變遷和制度紅利，而本文使用大樣本數(shù)據(jù)定量研究中國地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的制度紅利；另一方面，王紅建等(2020)、許和連和王海成(2018) 等主要通過政策沖擊考察政府部分職能變化的制度紅利，缺少對政府職能轉(zhuǎn)變的理論界定，本文則在“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”的視角下，構建地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)，綜合性地考察了中國政府經(jīng)濟職能持續(xù)性的轉(zhuǎn)變對資源配置的改善作用。第二，基于中國地方政府工作報告文本，本文使用內(nèi)容分析的方法構建地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)，緩解了衡量地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的變量普適性和延續(xù)性缺失的問題，回應了鄧雪琳(2015) 加強定量研究政府職能的呼吁。第三，本文使用的地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)在時間上具有連續(xù)性，在空間上具有可比性，允許從多個維度來考察行業(yè)和地區(qū)的異質(zhì)性對政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變制度紅利的影響，探求了中國地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與行業(yè)管制和全國統(tǒng)一市場等政策的協(xié)同作用，為地方政府未來的經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移和精準性政策決策提供了理論支持。

二、理論分析與假設提出

在完美市場的假設下，供需關系決定的均衡價格會引導資源的合理配置，外界的干預會引起無謂損失，造成最優(yōu)均衡狀態(tài)的偏離。但是外部性、公共商品和信息不對稱的存在會破壞完美市場的前提假設，造成“市場失靈”。因此，政府被期望介入市場，提供公共服務，使用合理的干預措施緩解市場失靈，優(yōu)化資源配置。然而，很多“市場失靈”現(xiàn)象是由政府導致的，例如非自然壟斷和法治不健全等問題增大了政府與市場間的摩擦，引發(fā)“政府失靈”，扭曲資源配置。理論上政府與市場間存在最優(yōu)邊界(Peden，1991)，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變旨在通過調(diào)整部分經(jīng)濟事務的治理權，使政府職能回到解決“市場失靈”的框架內(nèi)，構建協(xié)調(diào)的政府與市場關系，提高資源的配置效率。基于交易成本政治學框架，本文將中國政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變界定為經(jīng)濟事務治理權再分配的制度化交易過程(蔡長昆，2015)。①因篇幅所限，本文省略了邏輯框架圖，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

一方面，地方政府降低對市場的直接介入程度，將部分經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移至市場。政府通過建立“負面清單”和“責任清單”為職能范圍做減法，為市場“松綁”，利用市場機制引導資源配置。市場經(jīng)濟的本質(zhì)是優(yōu)勝劣汰，政府對市場的介入在一定程度上阻礙了市場機制發(fā)揮作用，造成僵尸企業(yè)、軟預算約束、冗余雇員和隱性擔保等問題，扭曲資源配置(薛云奎和白云霞，2008)。政府通過“還權給市場”，能夠降低市場準入門檻，加劇市場競爭，淘汰落后產(chǎn)能，生產(chǎn)資源將再分配給存活的相對優(yōu)質(zhì)的企業(yè)(畢青苗等，2018)。同時，政府對市場的松綁使市場在資源配置上起決定性作用，高質(zhì)量的企業(yè)擁有更低的融資成本，市場將引導信貸資源流向高質(zhì)量的企業(yè)，緩解其融資約束，增加生產(chǎn)要素投入以實現(xiàn)投資和擴張(譚勁松等，2012)。

另一方面，地方政府加強商業(yè)環(huán)境的建設，發(fā)揮宏觀統(tǒng)籌作用。在職能行使方面，政府通過機構改革和治理權下放，提高行權效率，優(yōu)化地區(qū)營商環(huán)境。例如，地級市行政審批中心的建立，使地方政府能夠集中化處理行政事項，縮短企業(yè)辦事時間，降低企業(yè)制度性交易成本(夏杰長和劉誠，2017；畢青苗等，2018)。地域權力的擴張，使地方政府能夠利用信息優(yōu)勢，提高行政效率(Huang 等，2017)，改善企業(yè)績效(許和連和王海成，2018)，優(yōu)化市場資源的配置。同時，新時代經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展需要地方政府擔任“守夜人”的角色，在宏觀調(diào)控、經(jīng)營城市和市場經(jīng)濟制度建設等方面發(fā)揮引導作用，通過建立“有為政府”，促進現(xiàn)代化的“資源生成”，構建良好的商業(yè)環(huán)境，助力資源配置與經(jīng)濟增長(陳云賢，2019)。

但政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變并非都是帕累托改進。首先，經(jīng)濟事務治理權的下放存在行權質(zhì)量和行權效率之間的權衡，收權面臨行權效率的降低，而放權將可能導致行權質(zhì)量的下降(Hart 等，1997)。中國尚未形成完整的市場引導資源配置的體系，政府掌握著大量稀缺資源和資源配置的權力，在“政治錦標賽”地方官員的晉升機制下，地域權力的擴張使地方官員有更強的能力干預地區(qū)資源配置，追求短期經(jīng)濟增長(Li 和Zhou，2005；周黎安，2007)。地方官員以GDP 為導向的競爭，在拉升地方經(jīng)濟的同時也催生了重復投資和產(chǎn)能過剩、地方保護主義和地方債務負擔等問題，阻礙了資源配置，損害了經(jīng)濟持續(xù)增長的動力(周黎安，2007；張衛(wèi)國等，2011)。其次，“本地俘獲假說”認為，地域權力擴張會增加地方官員和企業(yè)尋租行為的可能性，地方利益集團的形成會惡化制度環(huán)境，阻礙市場競爭，扭曲投資和信貸資源的配置。最后，地方政府的經(jīng)濟決策中存在“同群效應”(鄧慧慧和趙家羚，2018)，分權體制下的“標尺競爭”導致地方官員不能因地制宜，而是采取模仿跟隨做出與集體一致的決策，從而阻礙當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，降低資源配置效率。

綜上分析，本文提出假設: 地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變會提高地區(qū)資源配置效率。

三、地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的構建和驗證

(一) 地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)構建

1.數(shù)據(jù)樣本選擇

地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的構建來自中國大陸地級市政府工作報告。本文選擇地級市政府作為衡量政府職能轉(zhuǎn)變的主體，因為中國地方政府是連接中央政府和微觀企業(yè)的樞紐(聶輝華和張雨瀟，2015)。一方面，地方政府聽從中央政府的戰(zhàn)略指示和統(tǒng)籌安排，確保宏觀政策落地；另一方面，地方政府監(jiān)管轄區(qū)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，緩解上級政府的信息劣勢。同時，中國地級市政府工作報告每年定期發(fā)布，結構固定，具有良好的可靠性和連續(xù)性，滿足使用內(nèi)容分析方法量化文本的要求。

由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的年度數(shù)據(jù)可獲得性，我們通過各地級市政府網(wǎng)站和年鑒，手動搜集了293 個地級市1998—2014 年共4 137 份政府工作報告。諸多地級市政府工作報告在1998—2004 年度區(qū)間內(nèi)存在部分缺失或者內(nèi)容不完整等問題。因此，本文兼顧樣本區(qū)間和數(shù)量，最終包含168 個地級市在2001—2014 年間的共2 352 份政府工作報告。①由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫年限限制，本文相對應的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)數(shù)據(jù)截至2013 年。本文指數(shù)構建使用3 年均值消除數(shù)據(jù)偶發(fā)因素，因而初始樣本政府工作報告文本覆蓋年限為2001—2014 年。樣本中包含的地級市請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。

2.編碼框架及編碼過程

本文以“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”界定政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變，建立地方政府經(jīng)濟職能節(jié)點框架。②地級市政府經(jīng)濟職能節(jié)點框架請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。參照制度經(jīng)濟學中制度層次的討論，政府經(jīng)濟事務治理權存在微觀管理層次、中觀的政策安排層次和宏觀制度環(huán)境層次(蔡長昆，2015)。微觀治理權層次包含地方政府對市場主體經(jīng)營及決策的介入；中觀的政策安排層次包含產(chǎn)業(yè)政策等內(nèi)容；宏觀商業(yè)環(huán)境層次包含營商環(huán)境建設、基本經(jīng)濟制度安排和宏觀調(diào)控等內(nèi)容。本文采用內(nèi)容分析法，基于NVivo 軟件將地方政府工作報告文本按句子或段落歸類到不同的節(jié)點，通過衡量治理權層次內(nèi)文本內(nèi)容占比的變化衡量地級市政府經(jīng)濟職能的轉(zhuǎn)變。

編碼是對地方政府工作報告文本量化的過程，具體步驟如下: 第一，安排3 位具有政府職能研究背景的編碼者共同制定編碼手冊，明晰編碼節(jié)點及定義。第二，2 位編碼手冊制定者對30 份地級市政府工作報告獨立試編碼，迭代比較編碼結果，完善編碼手冊。本文使用Kappa 系數(shù)檢驗編碼者之間的信度，試編碼信度測試平均Kappa 值為0.8930。①一般認為Kappa 值高于0.6 時，表示一致性可靠；編碼手冊是對編碼框架內(nèi)每個節(jié)點的解釋與舉例，由于篇幅限制，詳盡的編碼手冊僅在課題結題報告中提交，有興趣的讀者可向作者索要樣例。第三，編碼團隊通過培訓及信度測試后用時8 個月得到樣本內(nèi)地級市政府工作報告量化結果。

3.指數(shù)構建

根據(jù)邏輯框架，本文設置經(jīng)濟事務直接介入(ECON) 和商業(yè)環(huán)境建設(BENV) 兩個一級指標描述地級市政府的經(jīng)濟職能。ECON表示地方政府直接介入經(jīng)濟事務的程度，包含微觀經(jīng)濟干預和產(chǎn)業(yè)政策兩個二級指標。BENV指地方政府通過構建良好的商業(yè)環(huán)境，間接參與市場活動，包含“放管服”改革、區(qū)域合作政策、基本保障制度等節(jié)點指標。

本文根據(jù)編碼框架中各政府職能節(jié)點與現(xiàn)階段政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的理論關系，對編碼節(jié)點的比重進行標準化處理。②本文使用治理權層級的內(nèi)容占比變化，以緩解部分節(jié)點符號處理的爭議性問題。政府的經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變是一個長期復雜的過程，基于現(xiàn)階段的研究，本文對部分節(jié)點的處理仍具有提升和改善的空間，未來對于政府經(jīng)濟職能的量化研究仍需進一步深入。黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》指出政府職能轉(zhuǎn)變要最大限度減少政府對市場資源的直接配置和對微觀經(jīng)濟活動的直接干預，同時要完善政府經(jīng)濟調(diào)節(jié)和市場監(jiān)管等職能，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。在編碼框架中，“微觀干預”層級內(nèi)的職能節(jié)點表示地方政府對地方經(jīng)濟事務的直接介入程度，與地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變方向相反，本文取其相反數(shù)標準化處理?！爱a(chǎn)業(yè)政策”層級內(nèi)的職能節(jié)點包含地方政府對特定產(chǎn)業(yè)的政策工具，產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟后果在現(xiàn)階段仍具有爭議。本文著眼于經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的理論方向，產(chǎn)業(yè)“配套支持”及“區(qū)域劃分”需要地方政府進行統(tǒng)籌，本文對其進行正向標準化處理；而當?shù)胤秸畬μ囟óa(chǎn)業(yè)的介入替代了部分市場機制的作用時，本文取其相反數(shù)標準化處理。在“宏觀商業(yè)環(huán)境”層級，加強營商環(huán)境建設、提高政府的統(tǒng)籌和服務能力是中國政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的明確要求，因此，本文對宏觀經(jīng)濟環(huán)境內(nèi)的職能節(jié)點進行正向標準化處理，節(jié)點占比越高，指標體現(xiàn)的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度越高。

經(jīng)上述處理，各項節(jié)點指標的大小與政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度正相關。ECON和BENV由其子節(jié)點指標簡單加權平均構成，地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)(GEFTI) 由ECON和BENV兩方面指數(shù)簡單加權平均構成。為便于解讀，本文對于GEFTI進行正?；幚?

其中，GEFTI是處理后的終值，GEFTI0是初始值，Max和Min分別指代初始值標的最大值和最小值。經(jīng)處理后，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)介于0—10，指數(shù)數(shù)值大小與地級市政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度正相關。為進一步消除偶發(fā)因素導致的年度異常波動，本文使用3 年的移動平均值代替當年值。例如2002 年的指數(shù)是2001—2003 年的平均值。最終，本文研究得到2002—2013 年168 個地級市的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)。

4.地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)地區(qū)分布

依據(jù)中國國家統(tǒng)計局對經(jīng)濟區(qū)域劃分方法，本文比較了地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)在東部、中部、西部和東北地區(qū)的分布(見圖1)。本文以地區(qū)—年度內(nèi)地級市政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的均值作為地區(qū)政府轉(zhuǎn)變平均水平的代理變量，結果顯示2002—2013 年度，東部地區(qū)的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)顯著高于其他地區(qū)，中西部地區(qū)次之，東北地區(qū)地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)水平較低。

圖1 2002—2013 年度地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)地區(qū)分布

(二) 地級市行政審批中心與地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)

基于“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”的視角，行政審批改革是中國政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的突破口，它將原本屬于政府的部分經(jīng)濟事務治理權合并、轉(zhuǎn)移或者撤銷，放松對企業(yè)經(jīng)濟決策的約束。地級市行政審批中心的建立是行政審批改革的關鍵環(huán)節(jié)，本文通過考察地級市行政審批中心的建立能否提高政府職能轉(zhuǎn)變程度，來驗證地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的效度。地級市行政審批中心建立時間的數(shù)據(jù)來自畢青苗等(2018)，當審批中心建立時間在1—6 月時，記當年為審批中心建立年份；當審批中心建立時間在7—12 月時，記下一年為審批中心建立年份。①本文將1—12 月均記作審批中心建立當年，結果依舊穩(wěn)健。本文選擇2002—2013 年作為研究區(qū)間設立指示變量CENTER，地級市行政審批中心建立之前的年度，CENTER＝0，否則CENTER＝1。立足于地級市層面，本文建立以下計量模型:

其中，被解釋變量GEFTIct表示c城市在第t年的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)，CENTERct表示c城市t年度的地級市政府是否建立行政審批中心?？刂谱兞縓ct包含c城市在t年的GDP增長率(GDPGR)、外商投資比例(FDI)、財政預算一般支出(FEXP)、年末實際鋪裝道路面積(ROAD) 和城市人口數(shù)量(POP)。同時，我們控制城市—年度固定效應φct以考慮市級層面的時變因素。表1 顯示地級市行政審批中心的建立與地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度顯著正相關。在經(jīng)濟意義上，以加入控制變量的第(2) 列結果為例，地級市行政審批中心的建立使地級市政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)平均上升了1.82%，地級市行政審批中心的建立能夠提高地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度，意味著GEFTI較好地反映了地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度。①此外，本文除去樣本中省份內(nèi)地級市數(shù)量小于4 的觀測值，使用省份—年度的地級市政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的均值和中位數(shù)作為省級政府職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的代理變量，其與樊綱市場化指數(shù)的Pearson和Spearman 相關系數(shù)均在1%水平顯著。

表1 地級市行政審批中心與政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)

四、數(shù)據(jù)來源與研究設計

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文行業(yè)和企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來自2001—2013 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，地級市層面的數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。本文參照聶輝華等(2012) 的方法對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行整理，包括剔除樣本期內(nèi)銷售額、職工人數(shù)、總資產(chǎn)或固定資產(chǎn)凈值等關鍵變量缺失的樣本；剔除實收資本小于0、職工人數(shù)少于8、固定資產(chǎn)或流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的樣本；調(diào)整補齊工業(yè)增加值缺失的樣本，共得到1 198 816 個企業(yè)—年度樣本。根據(jù)3 位代碼作為行業(yè)劃分標準，本文剔除行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量小于5 的樣本，對行業(yè)層級連續(xù)變量進行極端值的縮尾處理，匹配地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)，共得到2003—2013 年共69 076個城市—行業(yè)—年度觀測值。

(二) 資源配置效率測度

Hsieh 和Klenow (2009) 認為如果資源得到充分配置，完全競爭市場中的企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP) 會趨同。如果資源配置效率較低時，TFP 的分布則呈現(xiàn)相對離散狀態(tài)。參照Hsieh 和Klenow (2009)，本文使用TFP 在城市—行業(yè)—年度層面90—10 分位差額(TFPQD) 作為全要素生產(chǎn)率離散度的代理變量，其中數(shù)值越大表示資源錯配程度越大。

本文采用Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)度量企業(yè)的全要素生產(chǎn)率:

其中，Yit為企業(yè)產(chǎn)出，Kit為企業(yè)資本存量，Lit為企業(yè)勞動要素，βk和βl分別為資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性。將式(3) 對數(shù)化后轉(zhuǎn)化為以下線性方程:

參照李青原和章尹賽楠(2021)，本文以OP 和LP 兩種計算方法估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率離散度，同時作為本文的被解釋變量。對于OP 法，本文利用永續(xù)盤存法來計算資本存量；對于LP 法，本文使用中間投入合計代替企業(yè)投資。

(三) 控制變量①變量定義請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。

參考李艷和楊汝岱(2018)、李青原和章尹賽楠(2021)，本文選取以下控制變量。

(1) 行業(yè)層面特征。本文使用經(jīng)行業(yè)層級調(diào)整計算的管理費用率(ADM)、固定資產(chǎn)占比(PPE)、廣告費用(ADV) 和研發(fā)費用(RD) 控制沉沒成本，使用企業(yè)進入率(ENTERYR) 和企業(yè)退出率(EXITYR) 控制行業(yè)壁壘特征，較高的沉沒成本會增加行業(yè)壁壘，企業(yè)的進入和退出障礙增高，從而限制行業(yè)內(nèi)資源的再分配。本文使用市場集中度(HHI)、產(chǎn)品市場規(guī)模 (INDSIZE)、營業(yè)成本率 (MARGIN)、行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量(NFIRMS)、外資企業(yè)占比(FCFIRM) 和規(guī)模離散度(SIZEDISP) 等控制行業(yè)層級的市場競爭因素，行業(yè)的競爭程度越高，越有利于優(yōu)勝劣汰的機制發(fā)揮作用，資源配置效率越高。

(2) 地級市層面特征。本文使用GDP 增長率(GDPGR)、外商投資比例(FDI) 和城市道路實鋪面積(ROAD) 控制地區(qū)發(fā)展水平。地區(qū)經(jīng)濟增長速度越快、交通設施越發(fā)達，那么地區(qū)對外開放程度越高、競爭程度越高，越有利于市場機制發(fā)揮作用。本文使用財政預算一般支出(FEXP) 控制地區(qū)政府干預的強度，使用城市人口數(shù)量(POP)控制地區(qū)人力資本，充足的勞動力能夠滿足企業(yè)發(fā)展和創(chuàng)新的需求，地區(qū)企業(yè)數(shù)量和規(guī)模越大，市場競爭越強。

(四) 模型設定

本文使用普通最小二乘法建立以下線性回歸模型:

其中，下標i表示行業(yè)，c表示城市，t表示年份。被解釋變量Yict表示使用OP 和LP兩種方法計算的i行業(yè)c城市第t年的全要素生產(chǎn)率離散度(TFPQDOP和TFPQDLP)。GEFTIct－1表示c城市t－1 年度的政府職能轉(zhuǎn)變指數(shù)。Xit－1表示行業(yè)層面隨時間變化的控制變量，Wct－1表示地級市層面隨時間變化的控制變量。本文控制了行業(yè)—年份的固定效應αit和城市—年份的固定效應φct，以控制行業(yè)和城市層面內(nèi)不隨時間變化的因素，標準誤聚類到城市—行業(yè)和城市—年份層面。

五、基本回歸分析

(一) 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果顯示②描述性統(tǒng)計結果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。，在城市—行業(yè)—年度層面，LP 法計算的全要素生產(chǎn)率離散度相對于OP 法的計算結果均值、中位數(shù)都更大。地方政府職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的均值和中位數(shù)相近，分布較為均勻。此外，產(chǎn)品市場規(guī)模和城市GDP 增速等變量波動性較大，表明中國的區(qū)域和行業(yè)之間存在一定的異質(zhì)性。

(二) 單變量分析

為進一步理解地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與全要素生產(chǎn)率離散度間的關系，本文以樣本中地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)(GEFTI) 的均值和中位數(shù)為基準將樣本分為轉(zhuǎn)變程度高和低兩組，進行單變量分析。表2 顯示政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變程度較高的組，全要素生產(chǎn)率離散度均顯著低于轉(zhuǎn)變程度較低的組。同時，本文將政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)10 分位分組(見圖2)，結果顯示全要素生產(chǎn)率離散度均值均隨著政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)的升高而降低，為政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變降低城市—行業(yè)的資源錯配提供了初步證據(jù)。

表2 地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)與TFP 離散度均值和中位數(shù)檢驗

圖2 地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與TFP 離散度變化趨勢

(三) 基準回歸結果

表3 列示了分別以OP 法和LP 法計算的TFP 離散度作為被解釋變量的基準回歸結果，其中，第(1) 列、第(3) 列為未控制固定效應的結果，第(2) 列、第(4) 列是控制了行業(yè)—年份和城市—年份固定效應的回歸結果。結果顯示，GEFTI的回歸系數(shù)均在1%的水平顯著為負，表明地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)和城市—行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率離散度顯著負相關，意味著地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變能夠提升地區(qū)行業(yè)內(nèi)的資源配置效率。在經(jīng)濟意義上，以第(4) 列為例，樣本區(qū)間內(nèi)，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)每增加1個標準差，城市—行業(yè)內(nèi)的TFP離散度會下降2.88%。控制變量的系數(shù)結果總體符合預期，在地區(qū)層面上，城市道路面積(ROAD) 系數(shù)顯著為負，表明完善的交通體系會提高企業(yè)運行的效率。在行業(yè)層面上，行業(yè)內(nèi)公司數(shù)量(NFIRMS) 的系數(shù)顯著為負，競爭的加劇會優(yōu)化行業(yè)內(nèi)資源配置。

表3 基準回歸結果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一) 內(nèi)生性檢驗①穩(wěn)健性檢驗結果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。

為了識別地級市政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變和城市—行業(yè)層面全要素生產(chǎn)率離散度之間的因果關系，本文使用t－1 年的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變指數(shù)檢驗其對第t年城市—行業(yè)資源配置效率的影響。為了進一步緩解反向因果的內(nèi)生性，本文使用地級市行政審批中心建立的準自然實驗檢驗政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變改善資源配置的作用。行政審批改革是理解中國經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移的關鍵經(jīng)驗窗口，行政審批中心是行政審批改革的直接產(chǎn)物，是政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的重要舉措(畢青苗，2018；范柏乃和張電電，2018)。地級市行政審批中心建立時間的數(shù)據(jù)來自畢青苗等(2018)，本文選擇2003—2013 年作為研究區(qū)間，延續(xù)前文定義，設立指示變量CENTER，地級市行政審批中心建立之前的年度，CENTER＝0；地級市行政審批中心建立之后的年度，CENTER＝1。本文建立以下計量模型:

其中，被解釋變量Yict是使用OP 和LP 兩種方法計算出的城市—行業(yè)—年份層面的全要素生產(chǎn)率90—10 分位差額和標準差(TFPQD和TFPSD)，CENTERct表示c城市t年度的地級市政府是否建立行政審批中心。控制變量Xit、Wct和固定效應αit、φct與基準模型一致。

所有回歸結果均控制行業(yè)—年份和城市—年份的固定效應，CENTER的回歸系數(shù)均顯著為負，表明地級市行政審批中心的建立降低了城市—行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率離散度，進一步佐證政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對資源配置效率的提升作用。

(二) 其他穩(wěn)健性檢驗

第一，更改樣本區(qū)間。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫在2008 年后數(shù)據(jù)缺失較多(聶輝華等，2012)，本文保留2008 年之前年度的樣本進行回歸，結果顯示GEFTI的系數(shù)在1%的水平下顯著為負，與基準檢驗一致。第二，替換被解釋變量。借鑒李青原和章尹賽楠(2021)的做法，本文使用OP 法和LP 法計算城市—行業(yè)—年度層面的全要素生產(chǎn)率標準差作為被解釋變量，TFPSDOP/LP的值越大，城市—地區(qū)—行業(yè)內(nèi)資源錯配程度越高。結果顯示GEFTI的系數(shù)均顯著為負，與基準回歸結果一致。第三，重復抽樣檢驗。本文使用Bootstrap 重復隨機抽樣檢驗以緩解樣本選擇性偏差問題。本文隨機抽取樣本1 000 次，設定每次樣本抽取數(shù)量為10 000。結果顯示GEFTI的系數(shù)均顯著為負，與基準回歸結論一致。第四，控制城市—行業(yè)—年份固定效應。本文使用城市—行業(yè)—年份固定效應替代基準回歸中的固定效應，以控制行業(yè)層面不隨時間和城市特征改變的不可觀測因素對結果的影響。結果顯示GEFTI的系數(shù)均顯著為負，與基準檢驗結果一致。第五，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變子指數(shù)作解釋變量。本文分別使用經(jīng)濟事務直接介入(ECON) 和商業(yè)環(huán)境建設(BENV) 兩個子指數(shù)作為解釋變量。ECON表示地方政府對市場的直接介入，值越大，意味著地方政府對市場的直接介入程度越低。BENV表示地方政府對市場的間接影響，值越大，意味著地方政府越重視市場環(huán)境的優(yōu)化工作。結果顯示，ECON和BENV的系數(shù)均顯著為負，進一步支持了本文的基準檢驗結果。

七、機制檢驗、異質(zhì)性分析和拓展分析

(一) 機制檢驗①機制檢驗結果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。

基于前文結論，地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變有利于改善地區(qū)資源配置效率，我們試圖進一步從微觀視角考察政府職能轉(zhuǎn)變影響資源配置的機制。一方面，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變是否減少了政府失靈引起的低效率配置；另一方面，政府還權市場后，市場是否更有效地發(fā)揮了資源配置作用。

1.政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與企業(yè)制度性交易費用

政府對市場主體發(fā)揮著監(jiān)管的作用，以管制為特征的中國市場機制，一方面對市場準入有事前監(jiān)督作用，能夠阻止部分劣質(zhì)企業(yè)進入市場；另一方面，冗余的審批事項會增加企業(yè)為獲得市場準入而進行的尋租費用，提高企業(yè)的制度性交易成本。地方政府經(jīng)濟職能的轉(zhuǎn)變會整合機構、撤銷審批事項，降低良好企業(yè)進入市場的制度性交易費用，加劇市場競爭，淘汰劣質(zhì)企業(yè)，優(yōu)化資源分配。

本文設置指示變量HROA，當企業(yè)的ROA 高于城市—年度—行業(yè)中位數(shù)時，HROA＝1，否則為0。參考夏杰長和劉誠(2017)，本文使用企業(yè)當年的銷售費用、管理費用和財務費用的總和，以企業(yè)期末的總資產(chǎn)進行標準化，作為制度性交易費用的代理變量(TFEE)。此外，本文還使用企業(yè)年齡 (AGE)、企業(yè)規(guī)模 (SIZE)、企業(yè)財務杠桿(LEV) 和市場集中度(HHI) 控制企業(yè)和行業(yè)特征，及使用GDP增長率(GDPG)、外商投資比例(FDI)、財政預算一般支出(FEXP)、城市道路實鋪面積(ROAD) 和城市人口數(shù)量(POP) 控制城市特征。同時，本文通過控制公司和年份的固定效應，緩解不可觀測的因素對結果的影響。結果顯示，HROA與GEFTI交叉項系數(shù)顯著為負，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變會顯著降低生產(chǎn)率較高企業(yè)的制度性交易費用。

2.政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與企業(yè)融資

銀行信貸是企業(yè)融資的重要來源。僵尸企業(yè)、軟預算約束等問題的存在表明政府的“強介入”會扭曲信貸資源的分配，使信貸資源流向生產(chǎn)率較低的企業(yè)。地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變，弱化了政府對信貸資源分配的權能，促使市場機制在資源配置中發(fā)揮決定性作用，盈利能力較強的企業(yè)可以獲得更多的信貸資源。本文以長期負債變化量占企業(yè)期初總資產(chǎn)的比重作為新增銀行信貸的代理變量(LOAN)，延續(xù)前文的變量定義，引入HROA和GEFTI交叉項進行回歸。結果顯示，HROA與GEFTI交叉項系數(shù)顯著為正，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變會使市場機制發(fā)揮作用，高生產(chǎn)率的企業(yè)會獲得更多的銀行信貸，信貸資源由低生產(chǎn)率企業(yè)流向高生產(chǎn)率企業(yè)，優(yōu)化信貸資源配置。

3.政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與企業(yè)生產(chǎn)要素投入

地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的推進會緩解高盈利能力企業(yè)的融資約束問題，提高企業(yè)的投資與再生產(chǎn)能力。市場的競爭機制會促使高盈利能力的企業(yè)增加資本和勞動投入，以維持企業(yè)的持續(xù)運營和競爭優(yōu)勢。同時，市場競爭會迫使低盈利能力的企業(yè)縮減資本和勞動投入，行業(yè)內(nèi)的要素資源將呈現(xiàn)向高盈利能力企業(yè)集聚的趨勢，優(yōu)化投入要素資源的配置效率。本文使用企業(yè)—年度固定資產(chǎn)合計的變化值占企業(yè)期初總資產(chǎn)的比例定義新增固定資產(chǎn)投入(PPE)，使用企業(yè)—年度從業(yè)人員的增長率定義企業(yè)的勞動投入(LABOR)。延續(xù)前文的控制變量，本文引入HROA和GEFTI交叉項進行回歸。結果顯示，HROA與GEFTI交叉項系數(shù)均顯著為正，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變促使高盈利能力的企業(yè)增加資本和勞動投入，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)要素資源將由低盈利能力的企業(yè)轉(zhuǎn)移至高盈利能力的企業(yè)，資源配置效率得以提高。

(二) 異質(zhì)性分析①異質(zhì)性分析結果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。

1.管制行業(yè)

政府傾向于保留對國家安全和經(jīng)濟發(fā)展具有重要地位的行業(yè)的控制權(Huang 等，2017)。相對于其他行業(yè)，受到政府更強管制的行業(yè)的控制權被下放到地方政府的概率更低，此類行業(yè)受到中央或者省級政府的控制，地方政府的經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對于這類行業(yè)資源配置的邊際作用相對較弱。本文依據(jù)《中國(上海) 自由貿(mào)易試驗區(qū)外商投資準入特別管理措施(負面清單)》(2013 年版)，設置指示變量REG，如果行業(yè)列于“負面清單”之內(nèi)，則認定該行業(yè)受到較強的管制，REG＝1；反之REG＝0。②本文根據(jù)“負面清單”，依據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2002)，參照Huang 等(2017)，結合樣本數(shù)據(jù)，將2 位數(shù)行業(yè)代碼為02、06、07、08、09、11、26、36、44、45 和46 和3 位數(shù)行業(yè)代碼為131、133、136、139、151、161、169、251、253、351、352、355、359 的行業(yè)定義為管制程度較高的行業(yè)。結果顯示，REG和GEFTI的交叉項系數(shù)顯著為正，在樣本區(qū)間內(nèi)，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對改善管制性較弱的行業(yè)的資源配置有更大的邊際作用。

2.市場整合

2022 年中共中央國務院發(fā)布《關于加快建設全國統(tǒng)一大市場的意見》，旨在打破市場分割，增強區(qū)域協(xié)同，促進要素流通。根據(jù)相對比較優(yōu)勢理論，中國通過市場整合，各地因地制宜，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，可以提升資源配置效率，釋放規(guī)模經(jīng)濟紅利(陸銘，2017)。然而一定程度的市場分割會促進本地經(jīng)濟增長，在政治錦標賽的考核模式下，各地方政府相互競爭，滋生了地方保護主義(周黎安，2004)。同時，由于地方政府對地方產(chǎn)業(yè)政策具有決定權，地方官員對中央決定政策支持的產(chǎn)業(yè)往往采取追隨政策，導致產(chǎn)能過剩的問題，降低了資源配置效率(陸銘，2017)。市場分割程度較小的地區(qū)，地方政府之間的協(xié)同性更強，有助于釋放地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的積極外部效用。參照毛其淋和盛斌(2012) 的區(qū)域市場整合指數(shù)，本文設置指示變量MI，當城市位于高于區(qū)域市場整合指數(shù)年度中位數(shù)的地區(qū)時，MI＝1，否則為0。結果顯示，MI和GEFTI交叉項系數(shù)顯著為負，意味著在區(qū)域市場整合程度較高的地區(qū)，地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對改善資源配置具有更強的邊際作用。

(三) 拓展分析

資源配置效率的改善會提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(Hsieh 和Klenow，2009)。為進一步論證政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對城市—行業(yè)資源配置效率的改善作用，本文試圖探討政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變是否有助于提高行業(yè)TFP，提升經(jīng)濟效率。

如果政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變實質(zhì)性改善了城市—行業(yè)資源配置效率，市場的優(yōu)勝劣汰機制發(fā)揮作用，低生產(chǎn)率的企業(yè)被高生產(chǎn)率的企業(yè)替代，那么城市—行業(yè)層面的TFP會向上集聚，經(jīng)濟效率會得以提升。本文以OP 法和LP 法計算的城市—行業(yè)層面TFP中位數(shù)TFPMED-OP和TFPMED-LP作為被解釋變量，表4 第(1) 列和第(2) 列結果顯示，GEFTI系數(shù)顯著為正，意味著政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變在降低城市—行業(yè)層面資源錯配的同時，也促使TFP 向高層次轉(zhuǎn)變。表4 第(3) 列和第(4) 列是以OP 法和LP法計算的城市—行業(yè)層面TFP 均值TFPMEAN-OP和TFPMEAN-LP作為被解釋變量，結果顯示GEFTI系數(shù)顯著為正，意味著政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變促進了城市—行業(yè)層面平均生產(chǎn)效率的提高。

表4 政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變與生產(chǎn)率水平

八、結論

中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展需要改革釋放的制度紅利，持續(xù)推進政府職能轉(zhuǎn)變是中國深化制度改革的重要環(huán)節(jié)。本文基于“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”的視角理解政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變，以中國地級市政府工作報告文本為基礎，使用內(nèi)容分析的方法，構建地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的指數(shù)，探討政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對資源配置效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變顯著降低了城市—行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率離散度，提高了資源配置效率。本文通過地級市行政審批中心的自然實驗緩解內(nèi)生性問題，經(jīng)過重復抽樣等穩(wěn)健性檢驗后結論依舊成立。機制檢驗發(fā)現(xiàn)中國地方政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變在通過降低企業(yè)的制度性交易費用，減少政府失靈帶來的低效率配置問題的同時，還通過優(yōu)化信貸資源配置和生產(chǎn)要素投入，發(fā)揮了市場有效配置作用。此外，本文探求了行業(yè)和地區(qū)異質(zhì)性因素對政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變制度紅利的影響，發(fā)現(xiàn)政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對提高管制程度較低行業(yè)的資源配置效率具有更強的邊際作用，區(qū)域市場的整合會強化政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的資源配置作用。

本文立足于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫探討了政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對地區(qū)行業(yè)內(nèi)資源配置的改善作用，為中國政府層面制度改革的制度紅利提供了實證檢驗。基于本文結論，對于新時代背景下政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的持續(xù)推進提出以下三點政策建議: 第一，深入推進政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變應發(fā)揮政府和市場的協(xié)同作用，“有為政府”和“有效市場”互為補充，完善政府的“責任清單”和市場的“負面清單”制度性安排仍是政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變推進的方向。第二，政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變對提高管制程度較低行業(yè)的資源配置效率展示出更大的邊際作用，意味著針對管制程度較高行業(yè)的改革仍有很大的推進空間。第三，區(qū)域市場的整合有利于發(fā)揮地區(qū)相對比較優(yōu)勢，加強地方政府的協(xié)同合作、進一步推進全國市場的統(tǒng)一有助于釋放政府轉(zhuǎn)型的制度紅利，提高資源配置效率。

誠然，本文聚焦“經(jīng)濟事務治理權轉(zhuǎn)移”定義政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變?nèi)源嬖谝欢ǖ木窒扌裕袊慕?jīng)濟職能轉(zhuǎn)變是宏大的、持續(xù)漸進的，其制度紅利釋放在中國企業(yè)和人民生產(chǎn)生活的方方面面，基于政府文本對政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變的測度仍有很大的提升空間。同時，囿于時間和數(shù)據(jù)的限制，本文構建了168 個地級市的政府經(jīng)濟職能轉(zhuǎn)變數(shù)據(jù)，未覆蓋所有的城市，在條件允許的情況下未來研究將持續(xù)完善并更新相關指數(shù)。