地方政府经济职能转变与资源配置效率*——以政府工作报告的内容分析为例

李青原 胡龙吟 蔡长昆 章尹赛楠

一、引言

自1988 年第七次全国人民代表大会提出“政府机构改革要着眼于转变职能”以来，政府职能转变一直是中国全面深化改革的核心环节。近年来，要素成本上升、人口红利消退和产能过剩等问题的出现，为中国经济的可持续发展带来了诸多挑战。现阶段要实现全面建设社会主义现代化国家的目标，仍然需要依靠深化体制改革释放“制度红利”。党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出要发挥市场在资源配置中的决定性作用，政府职能转变是处理好政府与市场关系的关键。本文聚焦于政府经济职能的转变，将政府经济职能界定为在经济事务治理中政府权能的分配(蔡长昆，2015)，量化中国地方政府职能转变过程中经济事务治理权的转移，研究地方政府经济职能转变对资源配置效率的影响。

计划经济体制时期，中国政府带有“全能主义”的特点，直接参与市场资源的配置。在中国政府职能转变的过程中，政府逐渐退出对经济活动的直接参与。政府经济职能的转变对资源配置效率的影响仍然存在争议。一方面，政府逐步减少对市场的直接介入，“还权给市场”，有助于消除资源自由流动的制度性障碍。例如，行政审批改革和“放管服”改革等措施从制度层面转变政府经济职能，通过降低企业的制度性交易成本和市场准入门槛，促进民间投资和创新创业，加剧市场竞争，提高资源配置效率(夏杰长和刘诚，2017；毕青苗等，2018)。同时，政府通过“强县扩权”和“财政分权”等措施下放经济事务治理权，“分权给地方”，增强政府信息处理能力，提高政府服务效率，助力市场运行(Huang 等，2017)。

另一方面，政府转移经济事务治理权也存在可能的负面效应。第一，权力下放的次序选择会影响改革的效果(李永友等，2021)，模糊的政府权力转移路径会增加社会成本，扭曲资源配置。第二，部分权力下放对经济增长存在消极影响 (Zhang 和Zou，1998)，地方官员的“政治锦标赛”和地域权力扩张滋生的寻租行为，会导致资源错配，阻碍中国经济高质量发展(周黎安，2007)。因此，中国政府经济职能转变对资源配置效率的影响亟待检验。

现有关于中国政府职能转变的研究主要集中于公共管理领域，以规范性研究为主，着眼于梳理中国政府职能转变的路径与挑战(胡家勇，2016)。少数定量研究侧重于描述政府职能变迁的历史趋势，或者小样本的数据分析。例如，邓雪琳(2015) 利用国务院政府工作报告的关键词频变化描述政府职能转变；范柏乃和张电电(2018) 使用问卷数据研究政府职能转变的制度红利。

在经济管理领域，已有关于政府职能转变经济后果的研究，往往未界定政府职能转变的理论路径，而是使用政策冲击测度政府经济职能的变化。例如，王红建等(2020)、许和连和王海成(2018) 等利用地级市行政审批中心建立和出口退(免) 税审批权下放等一系列准自然实验，通过设置虚拟变量的方式测度政府部分职能的转变。Wang 和Yang (2021) 发现先试点后推广的改革模式下，政策试点的选择和地方官员的政治激励会引发政策试验选择的内生性。同时，中国的政策实施往往在时间上具有重叠性，使用单一政策冲击考察政府职能转变会受到其他政策的干扰。地方政府官员能力和地区基础发展状况的差异，使得中国的政府职能转变也会呈现出地区差异性。由于政策试验选择的内生性、政策干扰和地区差异的存在，使用单一政策冲击作为自然实验，不具有持续性和普适性，难以测度地方政府经济职能转变的程度。

本文将政府职能定义为政府治理过程中的各项权力的分配，以“经济事务治理权转移”的视角界定政府经济职能转变(蔡长昆，2015)。政府经济职能转变是政府与市场主体之间就部分经济事务治理权再分配的过程。本文基于“经济事务治理权转移”的视角，使用内容分析法，对2001—2014 年间中国大陆地级市政府工作报告文本量化处理，构建地方政府经济职能转变指数。①内容分析是一种对传播内容进行客观、系统和定量描述的研究方法，允许研究者记录、观察和比较传播媒介在不同时期的传播内容。限于篇幅，本文仅在后文对指数构建作简要介绍。详尽的描述将在课题结题后披露。中国地级市政府工作报告每年公开发布，权威性得到广泛认可。例如，游家兴等(2022) 通过对地级市政府工作报告进行语调分析，构建了度量政府施政激进度的指标；邓雪琳(2015) 基于中国国务院政府工作报告分析中国政府职能转变的历史进程。本文基于中国地级市政府工作报告构建政府经济职能转变指数，研究地方政府经济职能转变对资源配置效率的影响。

本文的边际贡献主要体现在以下三个方面: 第一，丰富了关于政府职能转变制度红利的相关研究。一方面，胡家勇(2016) 等主要以规范性研究为主，通过理论路径探讨政府职能转变的变迁和制度红利，而本文使用大样本数据定量研究中国地方政府经济职能转变的制度红利；另一方面，王红建等(2020)、许和连和王海成(2018) 等主要通过政策冲击考察政府部分职能变化的制度红利，缺少对政府职能转变的理论界定，本文则在“经济事务治理权转移”的视角下，构建地方政府经济职能转变指数，综合性地考察了中国政府经济职能持续性的转变对资源配置的改善作用。第二，基于中国地方政府工作报告文本，本文使用内容分析的方法构建地方政府经济职能转变指数，缓解了衡量地方政府经济职能转变的变量普适性和延续性缺失的问题，回应了邓雪琳(2015) 加强定量研究政府职能的呼吁。第三，本文使用的地方政府经济职能转变指数在时间上具有连续性，在空间上具有可比性，允许从多个维度来考察行业和地区的异质性对政府经济职能转变制度红利的影响，探求了中国地方政府经济职能转变与行业管制和全国统一市场等政策的协同作用，为地方政府未来的经济事务治理权转移和精准性政策决策提供了理论支持。

二、理论分析与假设提出

在完美市场的假设下，供需关系决定的均衡价格会引导资源的合理配置，外界的干预会引起无谓损失，造成最优均衡状态的偏离。但是外部性、公共商品和信息不对称的存在会破坏完美市场的前提假设，造成“市场失灵”。因此，政府被期望介入市场，提供公共服务，使用合理的干预措施缓解市场失灵，优化资源配置。然而，很多“市场失灵”现象是由政府导致的，例如非自然垄断和法治不健全等问题增大了政府与市场间的摩擦，引发“政府失灵”，扭曲资源配置。理论上政府与市场间存在最优边界(Peden，1991)，政府经济职能转变旨在通过调整部分经济事务的治理权，使政府职能回到解决“市场失灵”的框架内，构建协调的政府与市场关系，提高资源的配置效率。基于交易成本政治学框架，本文将中国政府经济职能转变界定为经济事务治理权再分配的制度化交易过程(蔡长昆，2015)。①因篇幅所限，本文省略了逻辑框架图，感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目下载。

一方面，地方政府降低对市场的直接介入程度，将部分经济事务治理权转移至市场。政府通过建立“负面清单”和“责任清单”为职能范围做减法，为市场“松绑”，利用市场机制引导资源配置。市场经济的本质是优胜劣汰，政府对市场的介入在一定程度上阻碍了市场机制发挥作用，造成僵尸企业、软预算约束、冗余雇员和隐性担保等问题，扭曲资源配置(薛云奎和白云霞，2008)。政府通过“还权给市场”，能够降低市场准入门槛，加剧市场竞争，淘汰落后产能，生产资源将再分配给存活的相对优质的企业(毕青苗等，2018)。同时，政府对市场的松绑使市场在资源配置上起决定性作用，高质量的企业拥有更低的融资成本，市场将引导信贷资源流向高质量的企业，缓解其融资约束，增加生产要素投入以实现投资和扩张(谭劲松等，2012)。

另一方面，地方政府加强商业环境的建设，发挥宏观统筹作用。在职能行使方面，政府通过机构改革和治理权下放，提高行权效率，优化地区营商环境。例如，地级市行政审批中心的建立，使地方政府能够集中化处理行政事项，缩短企业办事时间，降低企业制度性交易成本(夏杰长和刘诚，2017；毕青苗等，2018)。地域权力的扩张，使地方政府能够利用信息优势，提高行政效率(Huang 等，2017)，改善企业绩效(许和连和王海成，2018)，优化市场资源的配置。同时，新时代经济的持续发展需要地方政府担任“守夜人”的角色，在宏观调控、经营城市和市场经济制度建设等方面发挥引导作用，通过建立“有为政府”，促进现代化的“资源生成”，构建良好的商业环境，助力资源配置与经济增长(陈云贤，2019)。

但政府经济职能转变并非都是帕累托改进。首先，经济事务治理权的下放存在行权质量和行权效率之间的权衡，收权面临行权效率的降低，而放权将可能导致行权质量的下降(Hart 等，1997)。中国尚未形成完整的市场引导资源配置的体系，政府掌握着大量稀缺资源和资源配置的权力，在“政治锦标赛”地方官员的晋升机制下，地域权力的扩张使地方官员有更强的能力干预地区资源配置，追求短期经济增长(Li 和Zhou，2005；周黎安，2007)。地方官员以GDP 为导向的竞争，在拉升地方经济的同时也催生了重复投资和产能过剩、地方保护主义和地方债务负担等问题，阻碍了资源配置，损害了经济持续增长的动力(周黎安，2007；张卫国等，2011)。其次，“本地俘获假说”认为，地域权力扩张会增加地方官员和企业寻租行为的可能性，地方利益集团的形成会恶化制度环境，阻碍市场竞争，扭曲投资和信贷资源的配置。最后，地方政府的经济决策中存在“同群效应”(邓慧慧和赵家羚，2018)，分权体制下的“标尺竞争”导致地方官员不能因地制宜，而是采取模仿跟随做出与集体一致的决策，从而阻碍当地的经济发展，降低资源配置效率。

综上分析，本文提出假设: 地方政府经济职能转变会提高地区资源配置效率。

三、地方政府经济职能转变指数的构建和验证

(一) 地方政府经济职能转变指数构建

1.数据样本选择

地方政府经济职能转变指数的构建来自中国大陆地级市政府工作报告。本文选择地级市政府作为衡量政府职能转变的主体，因为中国地方政府是连接中央政府和微观企业的枢纽(聂辉华和张雨潇，2015)。一方面，地方政府听从中央政府的战略指示和统筹安排，确保宏观政策落地；另一方面，地方政府监管辖区企业的生产经营活动，缓解上级政府的信息劣势。同时，中国地级市政府工作报告每年定期发布，结构固定，具有良好的可靠性和连续性，满足使用内容分析方法量化文本的要求。

由于中国工业企业数据库的年度数据可获得性，我们通过各地级市政府网站和年鉴，手动搜集了293 个地级市1998—2014 年共4 137 份政府工作报告。诸多地级市政府工作报告在1998—2004 年度区间内存在部分缺失或者内容不完整等问题。因此，本文兼顾样本区间和数量，最终包含168 个地级市在2001—2014 年间的共2 352 份政府工作报告。①由于工业企业数据库年限限制，本文相对应的政府经济职能转变指数数据截至2013 年。本文指数构建使用3 年均值消除数据偶发因素，因而初始样本政府工作报告文本覆盖年限为2001—2014 年。样本中包含的地级市请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

2.编码框架及编码过程

本文以“经济事务治理权转移”界定政府经济职能转变，建立地方政府经济职能节点框架。②地级市政府经济职能节点框架请见《经济科学》官网“附录与扩展”。参照制度经济学中制度层次的讨论，政府经济事务治理权存在微观管理层次、中观的政策安排层次和宏观制度环境层次(蔡长昆，2015)。微观治理权层次包含地方政府对市场主体经营及决策的介入；中观的政策安排层次包含产业政策等内容；宏观商业环境层次包含营商环境建设、基本经济制度安排和宏观调控等内容。本文采用内容分析法，基于NVivo 软件将地方政府工作报告文本按句子或段落归类到不同的节点，通过衡量治理权层次内文本内容占比的变化衡量地级市政府经济职能的转变。

编码是对地方政府工作报告文本量化的过程，具体步骤如下: 第一，安排3 位具有政府职能研究背景的编码者共同制定编码手册，明晰编码节点及定义。第二，2 位编码手册制定者对30 份地级市政府工作报告独立试编码，迭代比较编码结果，完善编码手册。本文使用Kappa 系数检验编码者之间的信度，试编码信度测试平均Kappa 值为0.8930。①一般认为Kappa 值高于0.6 时，表示一致性可靠；编码手册是对编码框架内每个节点的解释与举例，由于篇幅限制，详尽的编码手册仅在课题结题报告中提交，有兴趣的读者可向作者索要样例。第三，编码团队通过培训及信度测试后用时8 个月得到样本内地级市政府工作报告量化结果。

3.指数构建

根据逻辑框架，本文设置经济事务直接介入(ECON) 和商业环境建设(BENV) 两个一级指标描述地级市政府的经济职能。ECON表示地方政府直接介入经济事务的程度，包含微观经济干预和产业政策两个二级指标。BENV指地方政府通过构建良好的商业环境，间接参与市场活动，包含“放管服”改革、区域合作政策、基本保障制度等节点指标。

本文根据编码框架中各政府职能节点与现阶段政府经济职能转变的理论关系，对编码节点的比重进行标准化处理。②本文使用治理权层级的内容占比变化，以缓解部分节点符号处理的争议性问题。政府的经济职能转变是一个长期复杂的过程，基于现阶段的研究，本文对部分节点的处理仍具有提升和改善的空间，未来对于政府经济职能的量化研究仍需进一步深入。党的十九届五中全会通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》指出政府职能转变要最大限度减少政府对市场资源的直接配置和对微观经济活动的直接干预，同时要完善政府经济调节和市场监管等职能，实现高质量发展。在编码框架中，“微观干预”层级内的职能节点表示地方政府对地方经济事务的直接介入程度，与地方政府经济职能转变方向相反，本文取其相反数标准化处理。“产业政策”层级内的职能节点包含地方政府对特定产业的政策工具，产业政策的经济后果在现阶段仍具有争议。本文着眼于经济职能转变的理论方向，产业“配套支持”及“区域划分”需要地方政府进行统筹，本文对其进行正向标准化处理；而当地方政府对特定产业的介入替代了部分市场机制的作用时，本文取其相反数标准化处理。在“宏观商业环境”层级，加强营商环境建设、提高政府的统筹和服务能力是中国政府经济职能转变的明确要求，因此，本文对宏观经济环境内的职能节点进行正向标准化处理，节点占比越高，指标体现的政府经济职能转变程度越高。

经上述处理，各项节点指标的大小与政府经济职能转变程度正相关。ECON和BENV由其子节点指标简单加权平均构成，地方政府经济职能转变指数(GEFTI) 由ECON和BENV两方面指数简单加权平均构成。为便于解读，本文对于GEFTI进行正常化处理:

其中，GEFTI是处理后的终值，GEFTI0是初始值，Max和Min分别指代初始值标的最大值和最小值。经处理后，政府经济职能转变指数介于0—10，指数数值大小与地级市政府经济职能转变程度正相关。为进一步消除偶发因素导致的年度异常波动，本文使用3 年的移动平均值代替当年值。例如2002 年的指数是2001—2003 年的平均值。最终，本文研究得到2002—2013 年168 个地级市的政府经济职能转变指数。

4.地方政府经济职能转变指数地区分布

依据中国国家统计局对经济区域划分方法，本文比较了地方政府经济职能转变指数在东部、中部、西部和东北地区的分布(见图1)。本文以地区—年度内地级市政府经济职能转变指数的均值作为地区政府转变平均水平的代理变量，结果显示2002—2013 年度，东部地区的政府经济职能转变指数显著高于其他地区，中西部地区次之，东北地区地方政府经济职能转变指数水平较低。

图1 2002—2013 年度地方政府经济职能转变指数地区分布

(二) 地级市行政审批中心与地方政府经济职能转变指数

基于“经济事务治理权转移”的视角，行政审批改革是中国政府经济职能转变的突破口，它将原本属于政府的部分经济事务治理权合并、转移或者撤销，放松对企业经济决策的约束。地级市行政审批中心的建立是行政审批改革的关键环节，本文通过考察地级市行政审批中心的建立能否提高政府职能转变程度，来验证地方政府经济职能转变指数的效度。地级市行政审批中心建立时间的数据来自毕青苗等(2018)，当审批中心建立时间在1—6 月时，记当年为审批中心建立年份；当审批中心建立时间在7—12 月时，记下一年为审批中心建立年份。①本文将1—12 月均记作审批中心建立当年，结果依旧稳健。本文选择2002—2013 年作为研究区间设立指示变量CENTER，地级市行政审批中心建立之前的年度，CENTER＝0，否则CENTER＝1。立足于地级市层面，本文建立以下计量模型:

其中，被解释变量GEFTIct表示c城市在第t年的政府经济职能转变指数，CENTERct表示c城市t年度的地级市政府是否建立行政审批中心。控制变量Xct包含c城市在t年的GDP增长率(GDPGR)、外商投资比例(FDI)、财政预算一般支出(FEXP)、年末实际铺装道路面积(ROAD) 和城市人口数量(POP)。同时，我们控制城市—年度固定效应φct以考虑市级层面的时变因素。表1 显示地级市行政审批中心的建立与地方政府经济职能转变程度显著正相关。在经济意义上，以加入控制变量的第(2) 列结果为例，地级市行政审批中心的建立使地级市政府经济职能转变指数平均上升了1.82%，地级市行政审批中心的建立能够提高地方政府经济职能转变程度，意味着GEFTI较好地反映了地方政府经济职能转变程度。①此外，本文除去样本中省份内地级市数量小于4 的观测值，使用省份—年度的地级市政府经济职能转变指数的均值和中位数作为省级政府职能转变指数的代理变量，其与樊纲市场化指数的Pearson和Spearman 相关系数均在1%水平显著。

表1 地级市行政审批中心与政府经济职能转变指数

四、数据来源与研究设计

(一) 数据来源

本文行业和企业层面的数据来自2001—2013 年中国工业企业数据库，地级市层面的数据来自《中国城市统计年鉴》。本文参照聂辉华等(2012) 的方法对工业企业数据进行整理，包括剔除样本期内销售额、职工人数、总资产或固定资产净值等关键变量缺失的样本；剔除实收资本小于0、职工人数少于8、固定资产或流动资产大于总资产的样本；调整补齐工业增加值缺失的样本，共得到1 198 816 个企业—年度样本。根据3 位代码作为行业划分标准，本文剔除行业内企业数量小于5 的样本，对行业层级连续变量进行极端值的缩尾处理，匹配地方政府经济职能转变指数，共得到2003—2013 年共69 076个城市—行业—年度观测值。

(二) 资源配置效率测度

Hsieh 和Klenow (2009) 认为如果资源得到充分配置，完全竞争市场中的企业的全要素生产率(TFP) 会趋同。如果资源配置效率较低时，TFP 的分布则呈现相对离散状态。参照Hsieh 和Klenow (2009)，本文使用TFP 在城市—行业—年度层面90—10 分位差额(TFPQD) 作为全要素生产率离散度的代理变量，其中数值越大表示资源错配程度越大。

本文采用Cobb-Douglas 生产函数度量企业的全要素生产率:

其中，Yit为企业产出，Kit为企业资本存量，Lit为企业劳动要素，βk和βl分别为资本产出弹性和劳动产出弹性。将式(3) 对数化后转化为以下线性方程:

参照李青原和章尹赛楠(2021)，本文以OP 和LP 两种计算方法估算企业全要素生产率离散度，同时作为本文的被解释变量。对于OP 法，本文利用永续盘存法来计算资本存量；对于LP 法，本文使用中间投入合计代替企业投资。

(三) 控制变量①变量定义请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

参考李艳和杨汝岱(2018)、李青原和章尹赛楠(2021)，本文选取以下控制变量。

(1) 行业层面特征。本文使用经行业层级调整计算的管理费用率(ADM)、固定资产占比(PPE)、广告费用(ADV) 和研发费用(RD) 控制沉没成本，使用企业进入率(ENTERYR) 和企业退出率(EXITYR) 控制行业壁垒特征，较高的沉没成本会增加行业壁垒，企业的进入和退出障碍增高，从而限制行业内资源的再分配。本文使用市场集中度(HHI)、产品市场规模 (INDSIZE)、营业成本率 (MARGIN)、行业内企业数量(NFIRMS)、外资企业占比(FCFIRM) 和规模离散度(SIZEDISP) 等控制行业层级的市场竞争因素，行业的竞争程度越高，越有利于优胜劣汰的机制发挥作用，资源配置效率越高。

(2) 地级市层面特征。本文使用GDP 增长率(GDPGR)、外商投资比例(FDI) 和城市道路实铺面积(ROAD) 控制地区发展水平。地区经济增长速度越快、交通设施越发达，那么地区对外开放程度越高、竞争程度越高，越有利于市场机制发挥作用。本文使用财政预算一般支出(FEXP) 控制地区政府干预的强度，使用城市人口数量(POP)控制地区人力资本，充足的劳动力能够满足企业发展和创新的需求，地区企业数量和规模越大，市场竞争越强。

(四) 模型设定

本文使用普通最小二乘法建立以下线性回归模型:

其中，下标i表示行业，c表示城市，t表示年份。被解释变量Yict表示使用OP 和LP两种方法计算的i行业c城市第t年的全要素生产率离散度(TFPQDOP和TFPQDLP)。GEFTIct－1表示c城市t－1 年度的政府职能转变指数。Xit－1表示行业层面随时间变化的控制变量，Wct－1表示地级市层面随时间变化的控制变量。本文控制了行业—年份的固定效应αit和城市—年份的固定效应φct，以控制行业和城市层面内不随时间变化的因素，标准误聚类到城市—行业和城市—年份层面。

五、基本回归分析

(一) 描述性统计

描述性统计结果显示②描述性统计结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。，在城市—行业—年度层面，LP 法计算的全要素生产率离散度相对于OP 法的计算结果均值、中位数都更大。地方政府职能转变指数的均值和中位数相近，分布较为均匀。此外，产品市场规模和城市GDP 增速等变量波动性较大，表明中国的区域和行业之间存在一定的异质性。

(二) 单变量分析

为进一步理解地方政府经济职能转变与全要素生产率离散度间的关系，本文以样本中地方政府经济职能转变指数(GEFTI) 的均值和中位数为基准将样本分为转变程度高和低两组，进行单变量分析。表2 显示政府经济职能转变程度较高的组，全要素生产率离散度均显著低于转变程度较低的组。同时，本文将政府经济职能转变指数10 分位分组(见图2)，结果显示全要素生产率离散度均值均随着政府经济职能转变指数的升高而降低，为政府经济职能转变降低城市—行业的资源错配提供了初步证据。

表2 地方政府经济职能转变指数与TFP 离散度均值和中位数检验

图2 地方政府经济职能转变与TFP 离散度变化趋势

(三) 基准回归结果

表3 列示了分别以OP 法和LP 法计算的TFP 离散度作为被解释变量的基准回归结果，其中，第(1) 列、第(3) 列为未控制固定效应的结果，第(2) 列、第(4) 列是控制了行业—年份和城市—年份固定效应的回归结果。结果显示，GEFTI的回归系数均在1%的水平显著为负，表明地方政府经济职能转变指数和城市—行业层面的全要素生产率离散度显著负相关，意味着地方政府经济职能转变能够提升地区行业内的资源配置效率。在经济意义上，以第(4) 列为例，样本区间内，政府经济职能转变指数每增加1个标准差，城市—行业内的TFP离散度会下降2.88%。控制变量的系数结果总体符合预期，在地区层面上，城市道路面积(ROAD) 系数显著为负，表明完善的交通体系会提高企业运行的效率。在行业层面上，行业内公司数量(NFIRMS) 的系数显著为负，竞争的加剧会优化行业内资源配置。

表3 基准回归结果

六、稳健性检验

(一) 内生性检验①稳健性检验结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

为了识别地级市政府经济职能转变和城市—行业层面全要素生产率离散度之间的因果关系，本文使用t－1 年的政府经济职能转变指数检验其对第t年城市—行业资源配置效率的影响。为了进一步缓解反向因果的内生性，本文使用地级市行政审批中心建立的准自然实验检验政府经济职能转变改善资源配置的作用。行政审批改革是理解中国经济事务治理权转移的关键经验窗口，行政审批中心是行政审批改革的直接产物，是政府经济职能转变的重要举措(毕青苗，2018；范柏乃和张电电，2018)。地级市行政审批中心建立时间的数据来自毕青苗等(2018)，本文选择2003—2013 年作为研究区间，延续前文定义，设立指示变量CENTER，地级市行政审批中心建立之前的年度，CENTER＝0；地级市行政审批中心建立之后的年度，CENTER＝1。本文建立以下计量模型:

其中，被解释变量Yict是使用OP 和LP 两种方法计算出的城市—行业—年份层面的全要素生产率90—10 分位差额和标准差(TFPQD和TFPSD)，CENTERct表示c城市t年度的地级市政府是否建立行政审批中心。控制变量Xit、Wct和固定效应αit、φct与基准模型一致。

所有回归结果均控制行业—年份和城市—年份的固定效应，CENTER的回归系数均显著为负，表明地级市行政审批中心的建立降低了城市—行业层面的全要素生产率离散度，进一步佐证政府经济职能转变对资源配置效率的提升作用。

(二) 其他稳健性检验

第一，更改样本区间。中国工业企业数据库在2008 年后数据缺失较多(聂辉华等，2012)，本文保留2008 年之前年度的样本进行回归，结果显示GEFTI的系数在1%的水平下显著为负，与基准检验一致。第二，替换被解释变量。借鉴李青原和章尹赛楠(2021)的做法，本文使用OP 法和LP 法计算城市—行业—年度层面的全要素生产率标准差作为被解释变量，TFPSDOP/LP的值越大，城市—地区—行业内资源错配程度越高。结果显示GEFTI的系数均显著为负，与基准回归结果一致。第三，重复抽样检验。本文使用Bootstrap 重复随机抽样检验以缓解样本选择性偏差问题。本文随机抽取样本1 000 次，设定每次样本抽取数量为10 000。结果显示GEFTI的系数均显著为负，与基准回归结论一致。第四，控制城市—行业—年份固定效应。本文使用城市—行业—年份固定效应替代基准回归中的固定效应，以控制行业层面不随时间和城市特征改变的不可观测因素对结果的影响。结果显示GEFTI的系数均显著为负，与基准检验结果一致。第五，政府经济职能转变子指数作解释变量。本文分别使用经济事务直接介入(ECON) 和商业环境建设(BENV) 两个子指数作为解释变量。ECON表示地方政府对市场的直接介入，值越大，意味着地方政府对市场的直接介入程度越低。BENV表示地方政府对市场的间接影响，值越大，意味着地方政府越重视市场环境的优化工作。结果显示，ECON和BENV的系数均显著为负，进一步支持了本文的基准检验结果。

七、机制检验、异质性分析和拓展分析

(一) 机制检验①机制检验结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

基于前文结论，地方政府经济职能转变有利于改善地区资源配置效率，我们试图进一步从微观视角考察政府职能转变影响资源配置的机制。一方面，政府经济职能转变是否减少了政府失灵引起的低效率配置；另一方面，政府还权市场后，市场是否更有效地发挥了资源配置作用。

1.政府经济职能转变与企业制度性交易费用

政府对市场主体发挥着监管的作用，以管制为特征的中国市场机制，一方面对市场准入有事前监督作用，能够阻止部分劣质企业进入市场；另一方面，冗余的审批事项会增加企业为获得市场准入而进行的寻租费用，提高企业的制度性交易成本。地方政府经济职能的转变会整合机构、撤销审批事项，降低良好企业进入市场的制度性交易费用，加剧市场竞争，淘汰劣质企业，优化资源分配。

本文设置指示变量HROA，当企业的ROA 高于城市—年度—行业中位数时，HROA＝1，否则为0。参考夏杰长和刘诚(2017)，本文使用企业当年的销售费用、管理费用和财务费用的总和，以企业期末的总资产进行标准化，作为制度性交易费用的代理变量(TFEE)。此外，本文还使用企业年龄 (AGE)、企业规模 (SIZE)、企业财务杠杆(LEV) 和市场集中度(HHI) 控制企业和行业特征，及使用GDP增长率(GDPG)、外商投资比例(FDI)、财政预算一般支出(FEXP)、城市道路实铺面积(ROAD) 和城市人口数量(POP) 控制城市特征。同时，本文通过控制公司和年份的固定效应，缓解不可观测的因素对结果的影响。结果显示，HROA与GEFTI交叉项系数显著为负，政府经济职能转变会显著降低生产率较高企业的制度性交易费用。

2.政府经济职能转变与企业融资

银行信贷是企业融资的重要来源。僵尸企业、软预算约束等问题的存在表明政府的“强介入”会扭曲信贷资源的分配，使信贷资源流向生产率较低的企业。地方政府经济职能转变，弱化了政府对信贷资源分配的权能，促使市场机制在资源配置中发挥决定性作用，盈利能力较强的企业可以获得更多的信贷资源。本文以长期负债变化量占企业期初总资产的比重作为新增银行信贷的代理变量(LOAN)，延续前文的变量定义，引入HROA和GEFTI交叉项进行回归。结果显示，HROA与GEFTI交叉项系数显著为正，政府经济职能转变会使市场机制发挥作用，高生产率的企业会获得更多的银行信贷，信贷资源由低生产率企业流向高生产率企业，优化信贷资源配置。

3.政府经济职能转变与企业生产要素投入

地方政府经济职能转变的推进会缓解高盈利能力企业的融资约束问题，提高企业的投资与再生产能力。市场的竞争机制会促使高盈利能力的企业增加资本和劳动投入，以维持企业的持续运营和竞争优势。同时，市场竞争会迫使低盈利能力的企业缩减资本和劳动投入，行业内的要素资源将呈现向高盈利能力企业集聚的趋势，优化投入要素资源的配置效率。本文使用企业—年度固定资产合计的变化值占企业期初总资产的比例定义新增固定资产投入(PPE)，使用企业—年度从业人员的增长率定义企业的劳动投入(LABOR)。延续前文的控制变量，本文引入HROA和GEFTI交叉项进行回归。结果显示，HROA与GEFTI交叉项系数均显著为正，政府经济职能转变促使高盈利能力的企业增加资本和劳动投入，行业内生产要素资源将由低盈利能力的企业转移至高盈利能力的企业，资源配置效率得以提高。

(二) 异质性分析①异质性分析结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

1.管制行业

政府倾向于保留对国家安全和经济发展具有重要地位的行业的控制权(Huang 等，2017)。相对于其他行业，受到政府更强管制的行业的控制权被下放到地方政府的概率更低，此类行业受到中央或者省级政府的控制，地方政府的经济职能转变对于这类行业资源配置的边际作用相对较弱。本文依据《中国(上海) 自由贸易试验区外商投资准入特别管理措施(负面清单)》(2013 年版)，设置指示变量REG，如果行业列于“负面清单”之内，则认定该行业受到较强的管制，REG＝1；反之REG＝0。②本文根据“负面清单”，依据《国民经济行业分类》(GB/T 4754-2002)，参照Huang 等(2017)，结合样本数据，将2 位数行业代码为02、06、07、08、09、11、26、36、44、45 和46 和3 位数行业代码为131、133、136、139、151、161、169、251、253、351、352、355、359 的行业定义为管制程度较高的行业。结果显示，REG和GEFTI的交叉项系数显著为正，在样本区间内，政府经济职能转变对改善管制性较弱的行业的资源配置有更大的边际作用。

2.市场整合

2022 年中共中央国务院发布《关于加快建设全国统一大市场的意见》，旨在打破市场分割，增强区域协同，促进要素流通。根据相对比较优势理论，中国通过市场整合，各地因地制宜，发挥产业优势，可以提升资源配置效率，释放规模经济红利(陆铭，2017)。然而一定程度的市场分割会促进本地经济增长，在政治锦标赛的考核模式下，各地方政府相互竞争，滋生了地方保护主义(周黎安，2004)。同时，由于地方政府对地方产业政策具有决定权，地方官员对中央决定政策支持的产业往往采取追随政策，导致产能过剩的问题，降低了资源配置效率(陆铭，2017)。市场分割程度较小的地区，地方政府之间的协同性更强，有助于释放地方政府经济职能转变的积极外部效用。参照毛其淋和盛斌(2012) 的区域市场整合指数，本文设置指示变量MI，当城市位于高于区域市场整合指数年度中位数的地区时，MI＝1，否则为0。结果显示，MI和GEFTI交叉项系数显著为负，意味着在区域市场整合程度较高的地区，地方政府经济职能转变对改善资源配置具有更强的边际作用。

(三) 拓展分析

资源配置效率的改善会提高企业的全要素生产率，促进经济高质量发展(Hsieh 和Klenow，2009)。为进一步论证政府经济职能转变对城市—行业资源配置效率的改善作用，本文试图探讨政府经济职能转变是否有助于提高行业TFP，提升经济效率。

如果政府经济职能转变实质性改善了城市—行业资源配置效率，市场的优胜劣汰机制发挥作用，低生产率的企业被高生产率的企业替代，那么城市—行业层面的TFP会向上集聚，经济效率会得以提升。本文以OP 法和LP 法计算的城市—行业层面TFP中位数TFPMED-OP和TFPMED-LP作为被解释变量，表4 第(1) 列和第(2) 列结果显示，GEFTI系数显著为正，意味着政府经济职能转变在降低城市—行业层面资源错配的同时，也促使TFP 向高层次转变。表4 第(3) 列和第(4) 列是以OP 法和LP法计算的城市—行业层面TFP 均值TFPMEAN-OP和TFPMEAN-LP作为被解释变量，结果显示GEFTI系数显著为正，意味着政府经济职能转变促进了城市—行业层面平均生产效率的提高。

表4 政府经济职能转变与生产率水平

八、结论

中国经济的高质量发展需要改革释放的制度红利，持续推进政府职能转变是中国深化制度改革的重要环节。本文基于“经济事务治理权转移”的视角理解政府经济职能转变，以中国地级市政府工作报告文本为基础，使用内容分析的方法，构建地方政府经济职能转变的指数，探讨政府经济职能转变对资源配置效率的影响。研究发现，政府经济职能转变显著降低了城市—行业层面的全要素生产率离散度，提高了资源配置效率。本文通过地级市行政审批中心的自然实验缓解内生性问题，经过重复抽样等稳健性检验后结论依旧成立。机制检验发现中国地方政府经济职能转变在通过降低企业的制度性交易费用，减少政府失灵带来的低效率配置问题的同时，还通过优化信贷资源配置和生产要素投入，发挥了市场有效配置作用。此外，本文探求了行业和地区异质性因素对政府经济职能转变制度红利的影响，发现政府经济职能转变对提高管制程度较低行业的资源配置效率具有更强的边际作用，区域市场的整合会强化政府经济职能转变的资源配置作用。

本文立足于工业企业数据库探讨了政府经济职能转变对地区行业内资源配置的改善作用，为中国政府层面制度改革的制度红利提供了实证检验。基于本文结论，对于新时代背景下政府经济职能转变的持续推进提出以下三点政策建议: 第一，深入推进政府经济职能转变应发挥政府和市场的协同作用，“有为政府”和“有效市场”互为补充，完善政府的“责任清单”和市场的“负面清单”制度性安排仍是政府经济职能转变推进的方向。第二，政府经济职能转变对提高管制程度较低行业的资源配置效率展示出更大的边际作用，意味着针对管制程度较高行业的改革仍有很大的推进空间。第三，区域市场的整合有利于发挥地区相对比较优势，加强地方政府的协同合作、进一步推进全国市场的统一有助于释放政府转型的制度红利，提高资源配置效率。

诚然，本文聚焦“经济事务治理权转移”定义政府经济职能转变仍存在一定的局限性，中国政府的经济职能转变是宏大的、持续渐进的，其制度红利释放在中国企业和人民生产生活的方方面面，基于政府文本对政府经济职能转变的测度仍有很大的提升空间。同时，囿于时间和数据的限制，本文构建了168 个地级市的政府经济职能转变数据，未覆盖所有的城市，在条件允许的情况下未来研究将持续完善并更新相关指数。