謝賢君，王曉芳，任曉剛

（1. 西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061；2. 北京科技戰(zhàn)略決策咨詢中心，北京 100044）

2019年12月中央經(jīng)濟(jì)工作會議指出：堅(jiān)定不移貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，推動高質(zhì)量發(fā)展，同時(shí)要求要完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場化配置以加快建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)市場體系，發(fā)揮好自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)改革開放試驗(yàn)田作用以推動對外開放要繼續(xù)往更大范圍、更寬領(lǐng)域、更深層次的方向走。市場化是全面深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重要方式，對外開放是市場化的集中體現(xiàn)，而自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)則是推動國家經(jīng)濟(jì)體制改革創(chuàng)新的“試驗(yàn)田”，也是探索更新局面更高層次對外開放的標(biāo)桿。有關(guān)市場化影響經(jīng)濟(jì)增長的研究可追溯到20世紀(jì)90年代Roland[1]1-15的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)學(xué)，此后對市場化的探究經(jīng)歷了從市場化指標(biāo)體系量化到市場化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的拓展過程。從市場化指標(biāo)體系量化過程來看，從歐洲復(fù)興開發(fā)銀行在其每年一度的《轉(zhuǎn)型報(bào)告》（Transition Report）所構(gòu)建的轉(zhuǎn)型指標(biāo)，到中國國民經(jīng)濟(jì)研究所歷年公布的代表市場化進(jìn)程的分省市市場化指數(shù)，這一量化過程的轉(zhuǎn)變?yōu)檠芯渴袌龌瘜?jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)提供了重要指南。從市場化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響研究來看，王小魯[2]3-15探究了經(jīng)濟(jì)改革和制度建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)換的影響，丁輝俠[3]77-80考察了產(chǎn)權(quán)制度對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的影響，衛(wèi)興華和侯為民[4]15-22、徐現(xiàn)祥等[5]18-31.刻畫了政府職能和政府激勵對轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，周林彬和黃健梅[6]139-141描繪了法律法規(guī)制度對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型效率的影響，林毅夫和蘇劍[7]5-13揭示了價(jià)格體系改革對經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)的影響，這一系列關(guān)于市場化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的拓展研究對于增進(jìn)認(rèn)識政府與市場之間的關(guān)系以及實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長都大有裨益。

王小魯[8]4-16提出，全要素生產(chǎn)率提高的源泉在于生產(chǎn)要素資源配置改善形成的效率提升和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。市場化意味著加速推進(jìn)經(jīng)濟(jì)體制改革，有利于發(fā)揮市場機(jī)制對要素資源配置的決定性作用，從而促進(jìn)要素從低生產(chǎn)率、低創(chuàng)新水平的企業(yè)向高生產(chǎn)率、高創(chuàng)新水平的企業(yè)流動，促進(jìn)要素從低效率、低技術(shù)水平的部門向高效率、高技術(shù)水平的部門流動，并且升級企業(yè)、部門的創(chuàng)新激勵機(jī)制，推動技術(shù)創(chuàng)新。進(jìn)一步，由市場機(jī)制帶來的技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步可實(shí)現(xiàn)資源有效配置，不僅能夠降低環(huán)境污染程度，還可大幅減少產(chǎn)能過剩，推動經(jīng)濟(jì)綠色增長。具體而言，推進(jìn)市場化可將稀缺的資本、勞動力等要素配置到邊際效率較高的企業(yè)、產(chǎn)業(yè)中，以推動創(chuàng)新型企業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，從而實(shí)現(xiàn)資本、勞動力等要素產(chǎn)出最大化。（1）一方面，推進(jìn)市場化能夠顯著改善市場信息不對稱、降低市場交易成本、識別和投資于最有潛力、創(chuàng)新能力、競爭能力的企業(yè)，提高企業(yè)的生產(chǎn)率水平；一方面，推進(jìn)市場化帶來的營商環(huán)境改善能夠提高外資規(guī)模和質(zhì)量，有利于吸取、學(xué)習(xí)和吸收國外的先進(jìn)技術(shù)、知識和經(jīng)驗(yàn)，從而增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新活力動力。（2）推進(jìn)市場化帶來的信息效應(yīng)，不僅加快了信息在企業(yè)之間、產(chǎn)業(yè)之間的流轉(zhuǎn)速度，而且還加快了信息、知識與技術(shù)融合速度，從而促使新技術(shù)、新經(jīng)驗(yàn)、新知識更快更好地向同行業(yè)其他企業(yè)轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化，或向其他行業(yè)的企業(yè)轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化，從而推動整個行業(yè)或整個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率提升，進(jìn)而助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級。（3）推進(jìn)市場化所帶來的企業(yè)、產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率的提高，以及企業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，也帶來了地區(qū)和國家層面的資本、勞動力等要素的高級化流動，促使市場要素向更高效率的地區(qū)配置。（4）推進(jìn)市場化所形成的要素配置效應(yīng)降低了要素向高污染、高能耗、高投入、低效益、低附加值、低產(chǎn)出的企業(yè)或產(chǎn)業(yè)配置傾向，提高了要素向低污染、低能耗、低投入、高效益、高附加值、高產(chǎn)出的企業(yè)或產(chǎn)業(yè)配置傾向。推進(jìn)市場化所形成的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級效應(yīng)可引致要素投入均衡、要素配置均衡及要素產(chǎn)出效率均衡的市場格局，推動全面性產(chǎn)能過剩、結(jié)構(gòu)性產(chǎn)能過剩及技術(shù)性產(chǎn)能過剩的減少，從而降低過度投資、結(jié)構(gòu)失衡和生產(chǎn)能力的累積性閑置的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象發(fā)生概率，提高綠色全要素生產(chǎn)率水平。

然而，在綠色發(fā)展已經(jīng)躍升至國家戰(zhàn)略高度的時(shí)代背景下，經(jīng)濟(jì)增長既要與生態(tài)環(huán)境、自然資源保持友好的態(tài)度，又要遵循創(chuàng)新的可持續(xù)的發(fā)展模式，同時(shí)還要具有共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的特征。有鑒于此，本文在經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organisation for Economic Co-operation and Development，OECD）綠色增長戰(zhàn)略框架下，綜合考慮經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境、扶貧等多方面的因素，以綠色增長基本內(nèi)涵為基礎(chǔ)，將市場化、要素市場資源配置和綠色全要素生產(chǎn)率納入統(tǒng)一體系，深入考察市場化對中國綠色增長影響的影響效果和影響機(jī)制，為有效發(fā)展綠色增長戰(zhàn)略提供新的思路和視角。基于2005—2017年中國省級層面數(shù)據(jù)，探究了市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用效果與作用路徑，為克服市場化內(nèi)生性問題，進(jìn)一步依據(jù)2015年滬、粵、津、閩四大自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策事件，運(yùn)用雙重倍差法（Differences-In-Differences，DID）分析市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的作用，在一定程度上說明了本文研究結(jié)論穩(wěn)健性。本文在探究方法與探究內(nèi)容上與現(xiàn)有文獻(xiàn)有所不同。一方面，根據(jù)OECD綠色增長戰(zhàn)略框架，基于包含非期望產(chǎn)出（污染）的非徑向SBM-DEA模型測度綠色全要素生產(chǎn)率，從OECD綠色增長戰(zhàn)略視角對中國綠色全要素生產(chǎn)率做出了新的認(rèn)識和理解；同時(shí)，將2015年滬、粵、津、閩四大自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重倍差法分析實(shí)驗(yàn)組與對照組之間的綠色全要素生產(chǎn)率分布差異，借此來探究市場化與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，有助于在一定程度上克服兩者之間可能存在的內(nèi)生性問題以及規(guī)避市場化的測度誤差減少回歸偏誤。另一方面，通過中介效應(yīng)遞歸模型探究市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用路徑，即市場化如何通過改變要素市場扭曲的資源動態(tài)配置過程以實(shí)現(xiàn)對綠色全要素生產(chǎn)率的作用，進(jìn)而從內(nèi)容上豐富和完善了市場化對資源配置和綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，并為其提供了重要的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

一、文獻(xiàn)評述

樊綱等[9]4-16、呂朝鳳和朱丹丹[10]32-44、施震凱和王美昌[11]26-38都認(rèn)為市場化對全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長都具有重要的貢獻(xiàn)。徐升艷等[12]44-61、蒲阿麗和李平[13]93-102都基于資源配置視角刻畫了市場化影響全要素生產(chǎn)率的機(jī)制；呂健[14]64-80也基于技術(shù)進(jìn)步視角描繪了市場化影響全要素生產(chǎn)率的機(jī)制。這為本文廓清市場化、資源配置與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系創(chuàng)造了契機(jī)。

（一）市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效果

隨著經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染這一議題研究的不斷深入，越來越多的學(xué)者開始從市場化的視角探討其對經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的影響，如岳書敬等[15]80-91明確了市場化轉(zhuǎn)型可能會對兼顧生態(tài)又保持經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展模式有益，并進(jìn)一步提出，市場化水平的提高有助于改善城市綠色發(fā)展效率。從能源角度來看，Meyers[16]1-20、Nepal[17]1-21、張三峰和吉敏韓[18]65-75、余康[19]79-93認(rèn)為市場化顯著提高了能源效率；國涓等[20]205-213也認(rèn)為提高市場化程度可大力降低能源消費(fèi)強(qiáng)度；Fan等[21]2287-2295對中國以經(jīng)濟(jì)體制改革為導(dǎo)向的市場化與能源效率進(jìn)行了探究，指出提高市場化可顯著地改善中國的能源效率。此外，胡鞍鋼等[22]26-35也認(rèn)為，在中國經(jīng)濟(jì)體制邁向市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型過程中，市場化程度的提高也顯著促進(jìn)了能源強(qiáng)度的下降。從自然資源角度探討，姜旭等[23]50-59認(rèn)為土地出讓市場化顯著促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率，且這種作用是土地出讓市場化導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化反向發(fā)展與促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化正向發(fā)展綜合作用的結(jié)果；杜雯翠等[24]1-9認(rèn)為，農(nóng)業(yè)市場化不僅具有顯著降低農(nóng)業(yè)污染的作用，還有利于減弱農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對環(huán)境惡化的作用。另外，韓晶等[25]105-115通過剖析市場化與中國經(jīng)濟(jì)綠色增長的辯證關(guān)系，其為將市場化、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)綠色增長納入統(tǒng)一框架創(chuàng)造了基礎(chǔ)。

（二）市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制

提高市場化水平可以減弱集聚對綠色發(fā)展效率的邊際遞減效應(yīng)，從而改善綠色發(fā)展效率[18]65-75。從環(huán)境污染角度考量，李筱樂[26]105-112認(rèn)為，當(dāng)市場化進(jìn)程處于較低水平時(shí)，工業(yè)加速集聚會引起環(huán)境污染加??；當(dāng)市場化進(jìn)程處于較高水平時(shí)，市場化水平提高會減緩工業(yè)集聚引致環(huán)境污染加劇的步伐。同時(shí)，市場化水平的提高還能夠增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，進(jìn)而有助于改善綠色全要素生產(chǎn)率[25]105-115。從能源角度來看，市場化對能源強(qiáng)度具有重要的調(diào)節(jié)機(jī)制作用，即市場化通過對技術(shù)進(jìn)步的調(diào)節(jié)，使得外商直接投資（ Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）顯著改善了能源效率[27]84-97。同時(shí)市場化也顯著促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級[28]478-488、改變投資結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)[29]4640-4649，從而改善了能源效率[30]445-453。

總評而言，一方面，既有研究從資源配置及技術(shù)進(jìn)步等路徑闡述了市場化影響全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理，為學(xué)術(shù)界后續(xù)研究提供了重要的理論和經(jīng)驗(yàn)支撐，同時(shí)為本文廓清市場化、資源配置與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系提供了契機(jī)；另一方面，關(guān)于市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的研究比較側(cè)重影響效果方面，機(jī)制方面探究不夠深入，也尚未從要素市場化配置視角建立中間分析機(jī)制，同時(shí)還缺乏關(guān)于對制度基礎(chǔ)的深度認(rèn)知。為填補(bǔ)研究課題的空白，本文基于綠色增長戰(zhàn)略背景，從政策評估視角探究經(jīng)濟(jì)體制改革的政策效應(yīng)，探究自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)的綠色增長效應(yīng)，這或許更具有理論意義和現(xiàn)實(shí)價(jià)值；同時(shí)，本文也將探究市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，為市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）中介效應(yīng)檢驗(yàn)遞歸模型

為了探究市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的效果與機(jī)制，基于Hayes和Andrew[31]408-420的研究方法，設(shè)定如下中介效應(yīng)檢驗(yàn)遞歸模型

其中，i表示地區(qū)；t表示時(shí)間；ETFPit表示地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率水平； m arketit表示地區(qū)市場化；control表示系列控制變量； μi和 νt分別表示地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)； εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。式（2）和式（3）分別用于檢驗(yàn)解釋變量對中介變量的作用，以及引入中介變量后解釋變量對被解釋變量的作用，從而檢驗(yàn)市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的中介效應(yīng)。

其中，Qit表示中介變量。模型檢驗(yàn)的基本思路如下：第一步，當(dāng)系數(shù) η不顯著時(shí)，則停止中介效應(yīng)檢驗(yàn)，當(dāng)其顯著時(shí)，則進(jìn)行下一步驟；第二步，系數(shù) ?和 φ2，若二者都顯著，則進(jìn)行第三步，當(dāng)至少存在一個顯著時(shí)，則進(jìn)行第四步；第三步，當(dāng)系數(shù) φ1不顯著時(shí)，則存在部分中介效應(yīng)，當(dāng)系數(shù) φ1顯著時(shí)，且絕對值小于系數(shù) η絕對值，則存在中介效應(yīng)；第四步，進(jìn)行Sobel test，若P≥0.05，則存在中介效應(yīng)，若P＞0.05，則不存在中介效應(yīng)。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率（ETFPit），本文基于包含非期望產(chǎn)出（污染）的非徑向SBM-DEA模型測度綠色全要素生產(chǎn)率水平。OECD綠色增長戰(zhàn)略的核心是將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（由貨物和服務(wù)組成）和用來生產(chǎn)它的經(jīng)濟(jì)、社會和環(huán)境投入聯(lián)系起來的生產(chǎn)過程。所以，為更實(shí)際地考察和衡量中國綠色增長水平真實(shí)狀況，依據(jù)OECD綠色增長戰(zhàn)略框架，本文相關(guān)具體指標(biāo)可以分為以下三個方面：（1）投入方面，將勞動、資本存量以及能源作為傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)投入指標(biāo)，以反映生產(chǎn)的環(huán)境效率和生產(chǎn)模式變化；將公園綠地作為環(huán)境服務(wù)投入指標(biāo)，以反映消費(fèi)的環(huán)境效率和消費(fèi)模式變化；將水資源作為經(jīng)濟(jì)自然資產(chǎn)指標(biāo)，以反映經(jīng)濟(jì)自然資源基礎(chǔ)；將R&D經(jīng)費(fèi)支出作為政策工具指標(biāo)，以反映政府和社會媒介的政策、措施和工具。（2）期望產(chǎn)出方面，將地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出指標(biāo)。（3）非期望產(chǎn)出方面，將廢水、化學(xué)需氧量、二氧化硫作為環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)，將農(nóng)村貧困人口與農(nóng)村總?cè)丝诒壤鳛榫G色扶貧性增長指標(biāo)，以反映環(huán)境質(zhì)量和資源可獲取機(jī)會。

根據(jù)馬占新和馬生昀[32]366-372的做法，綠色全要素生產(chǎn)率測度方法為

2. 解釋變量

marketit表示市場化，以市場化指數(shù)（market1）表示。為保證研究的可靠性，輔助以制度質(zhì)量（market2，私營個體就業(yè)/年末就業(yè)總?cè)藬?shù)）作為市場化的另一個代理變量。

3. 中介變量

市場經(jīng)濟(jì)體系中，勞動力、資本等市場要素價(jià)格作為勞動力、資本等要素配置基本手段，也是反映勞動力、資本等市場要素配置效率高低與否的真實(shí)客觀標(biāo)準(zhǔn)，還反映出市場要素的機(jī)會成本和稀缺性。在市場摩擦條件下，要素在動態(tài)配置過程中往往存在資源錯配現(xiàn)象，以勞動市場和資本市場要素扭曲來反映要素錯配狀態(tài)，進(jìn)而刻畫勞動力市場要素、資本市場要素配置效率。當(dāng)勞動力、資本等市場要素價(jià)格存在扭曲時(shí)，說明勞動力、資本等市場要素配置效率低；反之，當(dāng)勞動力、資本等市場要素價(jià)格是合意的市場價(jià)格時(shí)，則說明勞動力、資本等市場要素配置效率高。因而，本文將勞動力和資本市場要素扭曲程度作為反映其價(jià)格市場化程度的衡量標(biāo)準(zhǔn)，反映其配置效率。

張杰等[33]134-160、戴魁早和劉友金[34]60認(rèn)為，要素市場扭曲的全貌無法用要素市場分割指標(biāo)或者要素價(jià)格扭曲完全反映；李健等[35]95-108則認(rèn)為，資本要素市場扭曲比勞動力要素市場扭曲程度更為嚴(yán)重。因此，為了充分反映區(qū)域要素市場隨時(shí)間的變化程度，借鑒戴魁早等[34]54-79的研究方法，選擇標(biāo)桿分析方法的相對差距指數(shù)衡量區(qū)域要素市場扭曲程度，即pmdjit=[max（pmjit）?pmjit]/ max（pmjit）①其中，pmdjit分別表示在j=1、2時(shí)產(chǎn)品市場、要素市場的扭曲程度；pmjit、max（pmjit）分別表示在j=1、2時(shí)產(chǎn)品市場、要素市場發(fā)育程度指數(shù)和產(chǎn)品市場、要素市場發(fā)育程度最高值，且產(chǎn)品市場、要素市場發(fā)育程度指數(shù)則來自于樊綱等編制的歷年省級《中國市場化進(jìn)程指數(shù)報(bào)告》。。因此，本文中勞動力、資本要素配置效率分別以勞動力市場要素扭曲、資本市場要素扭曲的改善表示，并將勞動力市場要素扭曲程度、資本市場要素扭曲程度分別取倒，且勞動力市場要素扭曲程度（distl）、資本市場要素扭曲程度（distk）的代理變量分別采用上述測度所得的產(chǎn)品市場、要素市場扭曲程度表示。。

4. 控制變量

控制變量包含以下變量：（1）地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)（strc），以控制經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對市場化的影響，用第三產(chǎn)業(yè)值占總產(chǎn)值的比重表示；（2）城鎮(zhèn)化水平（urban），城鎮(zhèn)化水平可能帶來市場化水平的提升，須加以控制，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?；?）地區(qū)對外開放程度（open），以控制其他對外開放因素對市場化的干擾，用地區(qū)進(jìn)出口總額占生產(chǎn)總值的比重表示；（4）創(chuàng)新水平（R&D），以消除創(chuàng)新水平的提升對市場化的影響，用人均R&D支出表示。

（三）數(shù)據(jù)來源說明以及變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)源自2006—2018年的各地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)與地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國金融年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，并采用插值法補(bǔ)全個別缺失的數(shù)據(jù)。本文的時(shí)間窗口設(shè)定為2005—2017年。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

（一）市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的路徑識別的實(shí)證分析

本文將市場化指數(shù)與制度質(zhì)量作為核心解釋變量，一方面增加了估計(jì)結(jié)果的多樣性，另一方面驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性。表2顯示的是兩種代理變量條件下對基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，表2中列（1）和列（2）表示以市場化為核心解釋變量條件下基準(zhǔn)模型的OLS估計(jì)結(jié)果，前者表明市場化對綠色全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用；后者在納入控制變量后，也表明市場化對綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著促進(jìn)作用。列（3）和列（4）表示以制度質(zhì)量為核心解釋變量條件下基準(zhǔn)模型的OLS估計(jì)結(jié)果，其中，前者表明制度質(zhì)量對綠色全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用；后者在納入控制變量后，也表明制度質(zhì)量對綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的促進(jìn)作用。

表2 市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

可能的一個解釋為：隨著市場化不斷推進(jìn)，一方面，促進(jìn)了政府職能轉(zhuǎn)型加速，創(chuàng)新了政府行政體制機(jī)制，完善了政府職能體系，提高了政府行政運(yùn)行效率，同時(shí)也進(jìn)一步簡化了政府行政審批流程，這不僅提升了政府政務(wù)服務(wù)效能，還提高了政府政務(wù)透明度。另一方面，助推了經(jīng)濟(jì)對外開放邁向更高層次，促使外商直接投資準(zhǔn)入門檻明顯降低，讓企業(yè)更有動力進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)研發(fā)，從而實(shí)現(xiàn)更高生產(chǎn)率、更新信息水平、更先進(jìn)技術(shù)、更清潔能源的投入，不僅有利于節(jié)約成本支出，還可激勵企業(yè)進(jìn)一步推進(jìn)研發(fā)創(chuàng)新力度，實(shí)現(xiàn)更高水平的綠色發(fā)展邏輯和規(guī)制。與此同時(shí)，在創(chuàng)新激勵機(jī)制作用下，不僅有利于企業(yè)吸引、吸收、學(xué)習(xí)和消化世界范圍內(nèi)高新技術(shù)、高級經(jīng)驗(yàn)、高水平知識，還有利于推動中國企業(yè)“走出去”，實(shí)現(xiàn)更大規(guī)模、更高層次的對外貿(mào)易、對外直接投資水平，從而實(shí)現(xiàn)要素在全球范圍內(nèi)的最佳配置，進(jìn)一步降低產(chǎn)能過剩，促進(jìn)中國產(chǎn)業(yè)鏈不斷升級發(fā)展。這不僅有助于提高綠色全要素生產(chǎn)率，還有助于實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的可持續(xù)性。因此，市場化推進(jìn)無論是從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)投入、環(huán)境服務(wù)、環(huán)境質(zhì)量的改善等方面，還是從政府反應(yīng)與政策工具應(yīng)變方面，都顯著有利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

表3和表4顯示了中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。表3列（1）、表4列（1）檢驗(yàn)了市場化指數(shù)對綠色全要生產(chǎn)率影響是否具有改善勞動力市場要素扭曲程度的中介效應(yīng)，表3列（1）中市場化指數(shù)的系數(shù) ?顯著為正，表4列（1）納入中介變量后，系數(shù)φ1顯著為正，而 φ2顯著為負(fù)，且系數(shù) φ1小于基準(zhǔn)估計(jì)模型系數(shù) η，表明市場化指數(shù)通過顯著改善勞動力市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)提高綠色全要素生產(chǎn)率水平。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果（一）

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果（二）

表3列（2）、表4列（2）檢驗(yàn)了市場化指數(shù)對綠色全要生產(chǎn)率影響是否具有改善資本市場要素扭曲程度的中介效應(yīng)，表3列（2）中市場化指數(shù)的系數(shù) ?顯著為正，表4列（2）納入中介變量后，系數(shù) φ1不顯著，而 φ2顯著為正，表明市場化指數(shù)通過顯著改善資本市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)提高綠色全要素生產(chǎn)率水平。

表3列（3）、表4列（3）檢驗(yàn)了制度質(zhì)量對綠色全要生產(chǎn)率影響是否具有改善勞動力市場要素扭曲程度的中介效應(yīng)，表3列（3）中制度質(zhì)量的系數(shù) ?顯著為正，表4列（3）納入中介變量后，系數(shù) φ1不顯著，并且 φ2也不顯著，進(jìn)一步通過Sobel檢驗(yàn)可知，結(jié)果z值為?0.12，p值為0.55，并不顯著，因此，表明制度質(zhì)量提高綠色全要素生產(chǎn)率水平通過顯著改善勞動力市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)并不存在。

表3列（4）、表4列（4）檢驗(yàn)了制度質(zhì)量對綠色全要生產(chǎn)率影響是否具有改善資本市場要素扭曲程度的中介效應(yīng)，表3列（4）中制度質(zhì)量的系數(shù) ?顯著為正，表4列（4）納入中介變量后，系數(shù) φ1不顯著，而 φ2顯著為正，表明制度質(zhì)量通過顯著改善資本市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)提高綠色全要素生產(chǎn)率水平?？傊瑹o論是以市場化指數(shù)還是以制度質(zhì)量為代表的市場化，市場化通過顯著改善勞動力市場要素扭曲程度和資本市場要素扭曲程度的作用路徑提高了綠色全要素生產(chǎn)率水平。

（二）異質(zhì)性分析

表5顯示出在不同地理區(qū)位異質(zhì)性情況下市場化和制度質(zhì)量分別對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。市場化指數(shù)對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在東部地區(qū)表現(xiàn)并不顯著，在中部地區(qū)市場化指數(shù)對綠色全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)顯著的抑制作用，但在西部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。可能的合理解釋是：東部地區(qū)市場化高，西部地區(qū)市場化低，依據(jù)景維民和莫龍炯[36]31-42的市場化存在顯著的門檻效應(yīng)觀點(diǎn)，當(dāng)市場化程度處于較低狀態(tài)時(shí)，國有經(jīng)濟(jì)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向效應(yīng)；超過門檻值時(shí)，呈現(xiàn)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的“拖累效應(yīng)”。可見，西部地區(qū)市場化表現(xiàn)出強(qiáng)勁的促進(jìn)作用，這也印證了王年詠等[37]97-104關(guān)于市場化進(jìn)程存在多階段性、漸變性的屬性這一結(jié)論的準(zhǔn)確性。此外，制度質(zhì)量對綠色全要素生產(chǎn)率在東部、中部以及西部都表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。

表5 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果（地理區(qū)位異質(zhì)性）

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為在一定程度上克服市場化與綠色全要素生產(chǎn)率之間可能存在的內(nèi)生性問題以及規(guī)避市場化的測度誤差減少回歸偏誤，本文進(jìn)一步將2015年滬、粵、津、閩四大自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重倍差法分析實(shí)驗(yàn)組與對照組之間的綠色全要素生產(chǎn)率分布差異，借此探究市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，以期驗(yàn)證本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

1. 模型設(shè)計(jì)

一般情況下，雙重差分估計(jì)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)下政策績效的“凈效應(yīng)”估計(jì)工具，將制度變革政策當(dāng)作外生于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的“自然實(shí)驗(yàn)”，可以有效地克服非隨機(jī)變量的內(nèi)生問題。在政策實(shí)施前（理想化隨機(jī)實(shí)驗(yàn)中），評估處理效應(yīng)可通過處理組（實(shí)驗(yàn)組）與對照組（控制組）的變化值之差表示；在政策實(shí)施后（準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)中），評估政策的凈效應(yīng)可通過處理組在政策實(shí)施前后的變化值減去對照組在政策實(shí)施前后的變化值之差表示。一方面，本文以滬、粵、津、閩四個省市作為實(shí)驗(yàn)組，以除滬、粵、津、閩省市外的其他26個省市作為對照組。另一方面，運(yùn)用雙重差分法，以自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，分析市場化對綠色全要素生產(chǎn)率水平的影響。將滬、粵、津、閩四大自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策事件作為市場化代理變量，進(jìn)一步運(yùn)用雙重差分法，通過對比自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施前后地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率變化來探究市場化對地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的作用，具體模型設(shè)定如下

其中，i表示地區(qū)；t表示時(shí)間；ETFPit表示地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率水平；policyi表示地區(qū)是否實(shí)施自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策，postt表示自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施時(shí)期虛擬變量。當(dāng)policyi為實(shí)驗(yàn)組時(shí)，即實(shí)施自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策地區(qū)，其取值為1，否則為對照組，即未實(shí)施自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策地區(qū)，取值為0；政策實(shí)施之前postt取值為0，政策實(shí)施之后postt取值為1。policyi×postt表示分組虛擬變量與政策實(shí)施虛擬變量的交互項(xiàng)，即本文最為關(guān)注的DID下的政策凈效應(yīng)，其系數(shù)β3反映了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施對地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的作用，表示了市場化對綠色全要素生產(chǎn)率水平的影響；control表示系列控制變量； μi和 νt分別表示地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)； εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)；

2. 平行趨勢初步分析

本文接下來首先考察研究期樣本是否滿足平行趨勢假說，具體如圖1所示。圖1中2015年自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策未實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對照組的綠色全要素生產(chǎn)率變動趨勢基本一致，表明本文選取的實(shí)驗(yàn)組和對照組能夠滿足平行趨勢條件。2015年自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組與對照組之間的綠色全要素生產(chǎn)率差異明顯突顯，實(shí)驗(yàn)組的綠色全要素生產(chǎn)率上升幅度與對照組的下降幅度存在明顯的不同。可見，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策的實(shí)施可能引起綠色全要素生產(chǎn)率更大幅度上升，即市場化對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了作用①本文政策實(shí)施發(fā)生在2015年，而樣本數(shù)據(jù)選取截止到2017年，為解決處理效應(yīng)完全顯現(xiàn)的問題，后續(xù)通過變更實(shí)驗(yàn)組與對照組進(jìn)一步估計(jì)予以檢驗(yàn)。。

圖1 自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施前后綠色全要素生產(chǎn)率的變化趨勢

3. 平行趨勢檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組和對照組的設(shè)置是否滿足平行趨勢假定，通過實(shí)證檢驗(yàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在實(shí)驗(yàn)組和對照組之間是否存在差異。假設(shè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施之前時(shí)期虛擬變量為post1，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施之后時(shí)期虛擬變量為post2，二者同時(shí)與policy形成交互項(xiàng)。如表6所示，估計(jì)結(jié)果說明，policy×post1的系數(shù)并不顯著，表明在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組與對照組的被解釋變量沒有差異；而policy×post2的系數(shù)顯著為正，即自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施之后，實(shí)驗(yàn)組與對照組的被解釋變量存在顯著差異。綜合實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明對實(shí)驗(yàn)組和對照組的設(shè)置滿足平行趨勢假定。

表6 平行趨勢估計(jì)結(jié)果

4. 準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)基本估計(jì)結(jié)果

表7顯示了DID模型的基本估計(jì)結(jié)果，從表7中容易發(fā)現(xiàn)，列（1）、列（2）、列（3）、列（4）均表明policy×post的系數(shù)為正，且都通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率提升程度與對照組地區(qū)相比更加顯著，表明了市場化對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。2015年，國務(wù)院設(shè)立批復(fù)上海、廣東、天津、福建成立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，為成為推動國家經(jīng)濟(jì)制度體制改革創(chuàng)新的“試驗(yàn)田”，探索更新局面更高層次經(jīng)濟(jì)開放的標(biāo)桿提供了重要的渠道和路徑。滬、粵、津、閩自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)成立以來，在跨境電子商務(wù)、外匯管理、人民幣跨境使用、自由貿(mào)易賬戶體系建設(shè)、營商環(huán)境、資本市場、創(chuàng)新政府服務(wù)方等領(lǐng)域?qū)嵤┝艘幌盗懈母锎胧?，如自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)大幅減少《自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)外商投資準(zhǔn)入特別管理措施（負(fù)面清單）》條目，涉及了金融、汽車、能源、農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域，又如《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》大幅降低服務(wù)業(yè)等行業(yè)準(zhǔn)入限制，《西部地區(qū)外商投資優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)目錄》支持?jǐn)U大外商直接投資范圍等。這一系列改革舉措不僅提升了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)科創(chuàng)中心輻射能力、引領(lǐng)能力以及影響能力，還推動了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)貿(mào)易和投資便利化，也推進(jìn)了區(qū)域產(chǎn)業(yè)高級化和產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，促進(jìn)了區(qū)域要素資源加速流動和集聚。羅素梅和周光友[38]28-36也指出，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的金融開放會引起資本流動，資本的流動會改變自貿(mào)區(qū)內(nèi)資金的供給狀況，資金供給變動自然會引致利率水平變動，同時(shí)，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對國內(nèi)外資本具有一定的緩沖作用，有利于推動實(shí)現(xiàn)利率市場化[39]29-36。莊鈺靜和王敬波[40]131-135也認(rèn)為自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)出臺負(fù)面清單制度，有助于推動中國市場準(zhǔn)入法律、法規(guī)全面突破、融合與轉(zhuǎn)型升級，為推進(jìn)市場化創(chuàng)造法律條件。依據(jù)上述部分分析，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)可明星提高市場化水平，更加注重市場公平公正，更加注重經(jīng)濟(jì)的普惠性，特別是更加關(guān)注弱勢群體、貧困群體等生產(chǎn)生活的改善，從而推動綠色扶貧性增長。

表7 準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)基本估計(jì)結(jié)果

5. 安慰劑檢驗(yàn)

安慰劑檢驗(yàn)采取如下方法：構(gòu)建虛假政策實(shí)施時(shí)間變量，在保持實(shí)驗(yàn)組和對照組不變的條件下，本文將自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)實(shí)施提前三年作為虛假政策實(shí)施時(shí)間，即2012年、2013年和2014年，從而構(gòu)建虛假時(shí)期虛擬變量，按照上述基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表8所示。表8顯示，policy×post在虛假政策實(shí)施時(shí)間階段估計(jì)值的系數(shù)在10%水平下并不顯著，證實(shí)了確實(shí)不存在其他隨機(jī)因素或者政策沖擊影響policy×post對綠色全要素生產(chǎn)率的作用。

表8 安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

6. 變更實(shí)驗(yàn)組與對照組進(jìn)一步檢驗(yàn)

本文將通過變更實(shí)驗(yàn)組和對照組設(shè)置以分析和判斷式（5）估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性與可靠性。由于市場化高的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)對外開放水平相對較高，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施效果越明顯，可視為實(shí)驗(yàn)組；反之，市場化低的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)對外開放水平相對較低，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施效果越不明顯，則視為對照組。即市場化高的地區(qū)虛擬變量policy=1，反之，市場化低的地區(qū)虛擬變量policy=0；形成交互變量policy×post，即自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策虛擬變量policy與自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策時(shí)期虛擬變量post交互相乘。將高于市場化均值的地區(qū)視為市場化高的地區(qū)，即作為實(shí)驗(yàn)組；反之，將低于均值的地區(qū)視為市場化低的地區(qū)，即作為對照組，按照原基準(zhǔn)估計(jì)模型（5）進(jìn)行估計(jì)。

表9估計(jì)結(jié)果表明，無論OLS估計(jì)還是固定效應(yīng)估計(jì)，實(shí)驗(yàn)組中交互項(xiàng)policy×post的估計(jì)系數(shù)同樣顯著為正，與之對應(yīng)的對照組中policy×post的估計(jì)系數(shù)并不顯著。這表明市場化高的地區(qū)，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策顯著提高了綠色全要素生產(chǎn)率水平，即自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策效果較好；而市場化較低的地區(qū)，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策對綠色全要素生產(chǎn)率水平的影響不顯著，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策實(shí)施效果不明顯。由此檢驗(yàn)了原實(shí)證模型設(shè)計(jì)和估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健可靠性。

表9 穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于2005—2017年中國30個省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了市場化影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用效果與作用路徑。研究表明，市場化對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。以市場化指數(shù)為代理變量時(shí)，市場化指數(shù)通過顯著改善勞動力市場要素扭曲程度及資本市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)提高綠色全要素生產(chǎn)率水平；以制度質(zhì)量為代理變量時(shí)，制度質(zhì)量提高綠色全要素生產(chǎn)率水平通過顯著改善勞動力市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)并不存在，但卻通過顯著改善資本市場要素扭曲程度這一中介效應(yīng)提高綠色全要素生產(chǎn)率水平。而市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著的地理區(qū)位異質(zhì)性：在東部地區(qū)影響并不顯著，對中部地區(qū)存在顯著的抑制作用，但在西部地區(qū)存在顯著促進(jìn)作用。為克服市場化內(nèi)生性問題，進(jìn)一步依據(jù)2015年滬、粵、津、閩四大自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策事件，運(yùn)用DID分析市場化對綠色全要素生產(chǎn)率的作用，在一定程度上說明了本文研究結(jié)論穩(wěn)健性。研究表明市場化對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用結(jié)論是穩(wěn)健的，且在市場化程度高的地區(qū)，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立批復(fù)政策的綠色全要素生產(chǎn)率效應(yīng)表現(xiàn)更明顯。

按照此結(jié)論，一方面，實(shí)現(xiàn)綠色增長戰(zhàn)略需要更加重視要素資源市場化配置，不僅是在勞動力市場要素和資本市場要素等傳統(tǒng)市場要素方面，而且要更加關(guān)注技術(shù)與數(shù)據(jù)等其他新興市場要素，因?yàn)槭袌龌軌驅(qū)夹g(shù)創(chuàng)新、數(shù)據(jù)價(jià)值產(chǎn)生的激勵具有動態(tài)和可持續(xù)作用。同時(shí)加快推進(jìn)市場要素價(jià)格市場化改革，健全要素市場運(yùn)行機(jī)制，降低市場要素扭曲程度，提高綠色全要素生產(chǎn)率水平。另一方面，應(yīng)牢牢把握住自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)作為經(jīng)濟(jì)對外開放的重要平臺支撐功能，穩(wěn)步推進(jìn)市場化步伐，以發(fā)揮自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)推動構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制的先行示范效應(yīng)。要堅(jiān)持以制度創(chuàng)新為核心，以推動政府職能轉(zhuǎn)型，推進(jìn)政務(wù)服務(wù)保障功能邁向新階段，以實(shí)現(xiàn)政府?dāng)?shù)據(jù)開放共享、保障數(shù)據(jù)資源安全、培育數(shù)據(jù)要素市場。例如在未來政府轉(zhuǎn)型過程中，更應(yīng)該注重地方政府權(quán)力清單制度實(shí)施薄弱的地區(qū)與環(huán)節(jié)，積極促進(jìn)適合本地區(qū)地方政府權(quán)力清單制度政策完備地落地，并動態(tài)修訂地方政府權(quán)力清單制度，以克服權(quán)利清單制度所存在的時(shí)滯性和真空性問題，實(shí)現(xiàn)地方政府高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展，促進(jìn)政府與市場關(guān)系進(jìn)一步相協(xié)調(diào)。要加快金融體制改革，推進(jìn)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)功能邁向新臺階，以完善金融市場基礎(chǔ)制度，推進(jìn)資本要素市場化配置。要建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)技術(shù)市場體系，推進(jìn)支撐投資、貿(mào)易便利化功能邁向新起點(diǎn)，以推動國際科技創(chuàng)新合作，加快發(fā)展技術(shù)要素市場，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的動態(tài)性和可持續(xù)性。要健全法治體系，推進(jìn)保障營商環(huán)境功能邁向新征程，以保障市場決定要素價(jià)格機(jī)制有效運(yùn)行。