市场化改革影响绿色发展效率的理论机理与实证检验

郭爱君　张娜

摘要 精准识别市场化改革影响绿色发展的作用机制和经验证据，构建市场驱动绿色发展的长效机制具有重大理论价值和实践意义。文章将排污函数引入厂商的生产函数，基于市场化水平，构建数理模型识别市场化改革对绿色发展影响的作用机制，统计1997—2017年中国大陆30个省（自治区、直辖市）的面板数据，采用全要素非径向方向距离函数和SBM-DEA模型测度省域绿色发展效率，考察市场化总指数及其各方面进程对绿色发展效率影响的数理证据。研究发现：①市场化总指数对绿色发展效率的影响呈显著的“U”型路径，这一结论在总样本和区域样本间均成立，证实了中国的市场化改革对绿色发展效率的提升带来显著的正向促进作用，意味着样本各个地区均获得了由市场化改革所带来的制度红利;②总样本层面政府与市场关系、非国有经济发展、要素市场发育及市场中介组织发育和法治环境等方面指数长期来看均对绿色发展效率的提升存在积极作用，但产品市场发育对绿色发展效率的影响存在非一致性;③市场化各方面进程对绿色发展效率的影响表现出明显的区域异质性。政府与市场关系对东部地区存在显著的促进作用，而中西部地区这一作用没有通过显著性检验;非国有经济发展、要素市场发育对各地区绿色发展效率的提升均产生显著且正向的推进作用，其中中部地区的影响作用最强;市场中介组织发育和法治环境对东中部地区的绿色发展效率存在显著的正向促进作用，而西部地区则产生微弱的负向影响。因此，必须加快完善中国特色社会主义市场经济体制，充分释放市场在绿色发展中的制度红利。各地要依据市场化改革的顶层设计，立足区域禀赋优势，构建市场驱动绿色发展的长效机制。

关键词 市场化;绿色发展;效率;方面指数

中图分类号 F123.9

文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2020）08-0118-10DOI：10.12062/cpre.20200317

改革开放以来，中国经济以“要素投入驱动”创造了世界经济增长史中的“中国奇迹”。诸多研究表明市场化改革释放了巨大的制度红利，是驱动中国经济增长的主要动力[1-2]。然而根据《2018年中国生态环境状况公报》数据，2018年338个地级市中仅有35.8%的城市空气质量达标，其中发生重度空气污染1 899天次，严重污染822天次;地下水水质检测中仅有13.8%的水质达到三类以下标准，黄河等部分流域仍处于轻度或中度污染状况。习近平指出“工业化创造了前所未有的物质财富，但也产生了难以弥补的生态创伤”。进入新时代以来，生态文明建设纳入中国特色社会主义事业“五位一体”总体布局和“四个全面”战略布局，随着经济结构转型和社会主要矛盾变化，绿色发展是站在中华民族永续发展的战略高度做出的重大部署。现阶段市场在资源配置中的决定性作用已经明确，进一步深化市场体制改革，提升市场化水平将是中国长期坚持的基本经济制度。加之中国的市场化改革内容丰富，是一系列社会、经济、法律等制度的变迁，不仅对经济增长产生积极作用，而且对改善能源效率[3]，减少工业集聚对环境的污染效应[4]产生积极影响。关于市场化改革对绿色发展的影响少有文献进行系统研究，那么，市场化改革能否契合绿色发展理念，驱动绿色发展效率的提升？对这个问题的回答构成本文研究的主要内容，以期为释放市场在绿色发展中的红利提供经验证据和决策参考。

1 文献回顾

市场化改革的本质是一场制度变革，诸多学者对其进行了卓有成效的探索。Wang和Yao[5]研究发现改革开放之前全要素生产率抑制了经济增长，而改革开放之后，全要素生产率对经济增长的贡献达25.4%，认为市场化改革极大地提升了全要素生产率，从而驱动经济增长。康继军等[6]研究了市场化的空间溢出效应，发现1998—2001年市场化对经济增长的贡献约为6.2%，2002—2005年增长至10.8%。Hsieh和Klenow[7]、樊纲等[8]认为对于正经历着经济转型的国家来说，市场化改革能够明显地改善资源配置效率，从而使全要素生产率提升30%～50%。吕朝凤和朱丹丹[9]认为市场化改革通过扩大市场潜力对经济增长产生正向影响。然而，部分学者从市场化各方面进程入手，研究发现其对经济增长的贡献存在异质性。赵文军和于津平[10]研究发现，市场化进程对经济增长方式转变具有推动作用，且按非国有经济发展、产品市场发育、政府与市场关系、要素市场发育和法律制度环境逐渐递增，且该作用在沿海与内陆地区表现出明显的差异。孙晓华等[11]通过构建半对数模型讨论了中国地区之间发展不平衡的关键原因是市场化进程的不同步，市场化进程对地区经济发展存在显著的“马太效应”。施震凯和王美昌[12]研究发现，市场化各方面进程中政府与市场关系和非国有经济发展极大地推进了经济增长，而要素市场发育、中介组织发育和法律制度环境是现阶段市场化改革的瓶颈。

自十八届五中全会提出“绿色发展”理念以来，绿色发展成为学术界讨论的焦点，近年关于绿色发展的研究取得了较大进展。首先，诸多学者对绿色发展理念进行解读。胡鞍钢和周绍杰[13]对绿色发展的功能界定、發展机制和战略进行了系统分析，构建了绿色发展的“三圈模型”，认为绿色发展是第二代可持续发展观，绿色福利、绿色财富、绿色增长分别是绿色发展的目标、基础和手段。黄茂兴和叶琪[14]认为中国绿色发展理念是对马克思主义绿色发展观在思想和行动上的创新与发展，是对全球环保事业的新贡献，推进绿色发展的实施，需要着重关注地位、投入、力度、配置、定位等问题。其次，对绿色发展的测度。李晓西等[15]从人类发展指数出发，结合社会经济和资源环境可持续发展，确立了12个人类绿色发展指标，采用专家打分法对123个国家的绿色发展指数进行测度并排序。杨志江和文超祥[16]采用SBM-DEA模型对1999—2012年的绿色发展效率进行测度，发现中国省际绿色发展效率水平较低，且呈“先降后升”的演变趋势。黄杰[17]对绿色发展效率的区域差异进行分解，发现省际绿色发展效率区域差异显著且呈不断扩大的趋势。最后，探究绿色发展的实践路径。袁润松等[18]研究发现，技术创新能够提升绿色发展效率，而低效的管理和地区之间过大的技术差距减弱了这一影响。何爱平和安梦天[19]研究发现，环境规制对绿色发展效率具有显著的正向影响，而地方政府竞争存在抑制效应，且二者的交互项也不利于绿色发展效率的提升。

通过对已有研究的梳理，鲜有文献将市场化与绿色发展置于一个分析框架，尽管岳书敬等[20]、韩晶等[21]做了初步探索，但其更侧重于城市集聚和环境规制层面。随着市场化改革的深化及绿色发展的实践，有必要系统深入地认识市场化在中国绿色发展中的作用。加之中国市场化改革内容丰富，区域发展不协调的现实情况，必须从全国及区域层面统筹分析市场化及其各方面进程对绿色发展的影响机制。因此，本文采用1997—2017年的省际面板数据，在测度绿色发展效率的基础上，从全国和地区层面系统分析市场化及其各方面进程对绿色发展效率的影响。本文的边际贡献体现在以下方面：①从微观视角出发，将排污函数引入厂商的生产函数，构建一个市场化影响绿色发展的理论模型，从数理模型的角度探讨市场化影响绿色发展的内在机制;②将市场化及其5个方面进程与绿色发展效率纳入实证模型，综合考虑市场化影响绿色发展效率可能存在的非線性关系，有助于全面理解市场化及其各方面进程对绿色发展效率的影响路径;③分别基于静态和动态面板模型，从区域层面探讨各地区在推进市场化改革过程中需要重点关注的方面，为地方政府更好推进市场化与绿色发展的有效融合提供决策参考。

2 理论机制

借鉴Taylor和Copeland[22]模型的思路，在代表性厂商的生产函数中引入排污函数，基于市场化水平构建厂商的污染排放量函数，并将Acemoglu 等[23]的两部门模型拓展至两个地区，构建以下数理模型分析市场化影响绿色发展的作用机制。假设代表性厂商的生产函数符合柯布—道格拉斯形式：

Q=F（K，L） =KaL1-a（1）

该厂商生产一种资本密集型产品M，生产M的过程中会排放污染物N，从而产生负外部性。由科斯定理，当产权界定清晰后，厂商需要承担污染物排放所产生的部分社会成本，以排污费、污染税或购买排污许可权等形式体现，用来表示。因此，理性的厂商会在有限生产资料条件下进行产出和排污选择来实现利润最大化。设厂商用于减少排污量的生产资料占总生产资料的比例为，0≤≤1。当=0时，F为厂商的潜在生产能力;当0<≤1时，厂商用于生产的生产资料为1-，实际产量为（1-）Q，可得：

产量M=（1-）×F（K，L）（2）

排污量 N=Φ（）×F（K，L）（3）

其中，Φ（）=A-1（1-）1/b为排污函数，满足Φ'<0，Φ">0，A为技术水平，0

M=（AN）b[F（K，L）]1-b（4）

可以看出，M的产出由A、N和F共同决定，而F由外生的利率r和劳动力工资w决定，则M的产出主要与技术水平和排污量相关。进一步，假设整个市场划分为发达地区R和落后地区S，发达地区采用清洁型技术Ac，落后地区采用污染型技术Ad。随着市场化改革的不断深化，市场壁垒逐渐消除，落后地区可以通过学习效仿发达地区的清洁型技术而提升绿色发展水平，即通过“绿色技术溢出效应”提升区域绿色发展效率。假设在时期t落后地区向发达地区学习清洁型技术成功的概率为θt，0≤θt≤1，可得落后地区厂商的期望收益为：

=TR-TC=PMM-（cFF+ρAsdtN）（5）

其中，ASdt=θtARct+（1-θt）ASdt-1为落后地区厂商的期望技术水平，PM为产品M的价格，是外生变量，TR、TC代表总收益和总成本，cF为单位潜在产出的成本。随着市场化程度的持续提升，整个市场越来越接近于完全竞争水平，当市场为完全竞争时TR=TC，从式（5）可求得排污量N的表达式为：

N=Xρ-1（ASdt）-1（KaL1-a）（6）

上式中，X=bPM（1-），将其人均化并取对数，可得：

lnn=lnX-lnρ-lnASdt+alnk（7）

其中，n=N/L，k=K/L。可以发现，人均污染排放量与落后地区的期望技术水平负相关。

随着市场化改革的逐渐深化，落后地区可通过以下两种途径提升技术水平：一是市场机制的完善促进劳动力、资源、技术等生产要素的流动性不断加强，高技术人员在两地之间的流动和聚集带来频繁的技术交流有助于落后地区学习先进技术[24]，提高学习成功的概率;同时政府干预的减少和营商环境的改善促使厂商将更多的资金用于技术研发以提高市场竞争力，且资本价格的市场化能够改善企业融资，促进研发资本的积累[25]，从而产生技术创新效应，促进落后地区的技术进步。二是市场机制的完善会大大提升两地开放水平，促进产品市场的充分竞争，提高落后地区对高技术产品的进口，有利于落后地区厂商的学习和再创新，且能够提升落后地区对专利技术的吸收和应用能力，从而通过技术溢出效应实现技术进步[26]。随着落后地区技术水平的提高，厂商生产的排污量逐渐降低，排污量的降低意味着非期望产出的减少，在资本等投入要素及期望产出不变的情况下，非期望产出的减少将带来绿色发展效率的提升。此外，也有文献证实污染减排的无效率是导致绿色发展无效率的关键因素[27]。考虑到中国绿色发展效率存在“环境库茨涅兹假说”[28]，市场化水平较低时发展生产、激活要素是政府关注的核心，生态环境处于经济发展的边缘，导致市场化对绿色发展效率产生抑制作用。然而随着经济增长和市场化水平的提升，一方面长期积累的环境问题日渐凸显，政府为营造良好的市场环境会不断加强环境治理;另一方面市场主体对生态环境的要求也在不断提高，通过“用脚投票”方式进行投资区域选择，使得市场化对绿色发展效率的提升产生积极效应。有鉴于此，本文将市场化指数的二次项纳入实证策略，考察市场化的绿色发展效应可能存在的非线性关系。

3 实证策略

3.1 模型构建

基于上述理论分析，为进一步厘清市场化影响绿色发展的内在机制，准确度量市场化对绿色发展的影响效应。同时，考虑到市场化各方面进程对绿色发展的影响可能存在差异，表现出非一致性，构建如下基准回归模型：

gdeit =β0+β1marketit+β2marketit2+βj∑controlit+ui+λt+eit（8）

其中，i为样本截面单元，t为样本时间单元。gdeit表示绿色发展水平，marketit表示市场化指数，marketit2为市场化指数的二次项。controlit为一组控制变量，包括人均资本形成额（cap）、技术创新（tec）、产业结构（str）、对外开放（open）、城镇化（urb）、人力资本（hum）。β为估计系数，ui为区域个体效应，λt为时间个体效应，eit为随机扰动项。

考虑到可能存在自相关问题，在回归方程中加入被解释变量的一阶滞后项（gdeit-1）构建动态面板数据模型：

gdeit=β0+β1gdeit-1+β2marketit+β3market2it+βj∑controlit+ui+λt+eit（9）

其中，marketit为一组核心解释变量，包括市场化总指数（marit）和五个方面指数，即政府与市场关系（mar1it）、非国有经济发展（mar2it）、产品市场发育（mar3it）、要素市场发育（mar4it）、市场中介组织发育和法治环境（mar5it）。

3.2 变量选择与数据说明

3.2.1 绿色发展效率的测度

测算绿色发展效率需要设定投入和产出变量，本文参考Zhang 等[29]的方法，以资本存量、劳动力、能源作为投入要素，以地区生产总值（GDP）为期望产出，以工业生产过程中产生的废水、废气、固体废弃物为非期望产出，对各变量进行如下处理：资本投入（k）：固定资产在资本投入中所占比重最高，因此采用当年全社会固定资产投资额来衡量资本投入量，用固定资产投资价格指数平减到1997年的不变价，单位为亿元;劳动力投入（l）：选取当年年末全社会从业人员数衡量，单位为万人;能源投入（e）：考虑到地区之间能源利用的结构差异和动态变化特征，采用全社会能源消耗来测度，单位为万吨标准煤;期望产出（y）：选择当年该地区生产总值（GDP）来衡量，并以1997年的不变价格折算成实际GDP，单位为亿元;非期望产出（b）：工业污染是环境污染的主要源头，本文选取工业废水排放量、工业废气排放量和一般固体废弃物产生量来衡量非期望产出，单位均为万吨。

本文借鉴林伯强和刘泓汛[30]的方法，采用全要素非径向方向距离函数和SBM-DEA模型對绿色发展效率进行测度。有N个决策单元，以k、l、e为投入要素，y为期望产出，b为非期望产出，定义非径向方向距离函数为：（k，l，e，y，b;g）=sup{wta：（y+aygy，b-abgb）∈p（k-akgk，l-algl，e-aege）}（10）

其中，g=（-gk，-gl，-ge，gy，-gb）为方向向量，wt=（wk，wl，we，wy，wb）为指标权重，a=（ak，al，ae，ay，ab）为松弛向量，满足a≥0，则可构建如下DEA模型：

（k，l，e，y，b;g）=max.wkak+wlal+weae+wyay+wbab

s.t.∑Nn=1znkn≤k-akgk，∑Nn=1znln≤l-algl，∑Nn=1znen≤e-aege，（11）

∑Nn=1znyn≥y+aygy，∑Nn=1znbn=b-abgb

其中，zn为链接投入和产出向量以构成凸集的强度变量，zn≥0，n=1，2，3…，N。假设投入、期望产出和非期望产出是同等重要的[31]，则所有指标的权重矩阵为Wt=（19，19，19，13，19，19，19），可得到绿色发展效率为：

GDE=1 -D（k，l，e，y，b;g）（12）

基于以上变量选择和模型设定，对中国30个省（自治区、直辖市）的绿色发展效率进行测度（因数据可得性等原因，研究不含西藏及港、澳、台），数值越大表明越接近于绿色生产前沿水平，绿色发展效率越高。图1为总样本及分区域样本1997—2017年绿色发展效率的变动趋势。可以发现，中国绿色发展效率呈现以下两个显著特征。第一，总样本层面绿色发展效率总体上呈波动下降的趋势，并于2010年降至最低，2011年迅速攀升至0.555 4的水平，并在之后一直维持在0.5以上;2010年之前绿色发展效率下降幅度较大，2011年之后虽有下降但幅度较小，说明随着环境负担的加重及最近几年对生态文明建设的高度关注，绿色发展效率下降的趋势有所扭转。第二，从区域样本来看，三大区域绿色发展效率变化趋势基本与总样本保持一致，但中部地区下降幅度最大，从1997年的0.775 2下降到2017年的0.310 4，2006年之前高于西部地区，2006年之后降至西部地区以下。各区域年均值存在较大差异，东部地区在0.8左右，西部地区位于0.4左右，两极分化现象显著。这可能是因为中西部地区经济发展主要依赖要素积累和投资拉动，资本大量集聚于工业产业，资本深化在一定程度上导致经济发展的重工业倾向，不利于绿色发展效率的提升。

3.2.2 市场化及其各方面指数

市场化改革涉及经济体制转型过程中社会、经济、法律等全方位的变革，随着中国市场制度的不断深化，对市场化的测度成为学术界关注的焦点。考虑到中国市场化指数课题组发布的中国分省份市场化指数使用基本保持一致的指标体系对各省份的市场化及其各方面指数进行持续观测，提供了一个稳定的反应市场化制度变革的观测框架，比较全面地反映了市场化及其各个主要方面，本文采用中国市场化指数课题组王小鲁等[32]测度的市场化及其五个方面进程指数进行分析。由于王小鲁等所报告的市场化指数以2008年为基期，因此本文对2008年以前的数据进行调整，个别缺失数据借鉴课题组的处理方法，采用移动平均法进行处理。

3.2.3 控制变量

为准确分析市场化及其各方面进程对绿色发展的影响效应，获得更加稳健的估计结果，必须尽量控制影响绿色发展的其他相关变量。结合理论分析并参照已有文献，选取地方人均资本形成额、技术创新、产业结构、对外开放、城镇化和人力资本作为控制变量，具体定义见表1，所有数据均来源于历年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》、各省（自治区、直辖市）历年统计年鉴。

4 实证检验与结果分析

4.1 基准回归分析

本文采用面板固定效应和随机效应模型分别在规模报酬不变（CRS）和规模报酬可变（VRS）条件下检验市场化总指数对绿色发展效率的影响，表2报告了估计结果。不难发现，无论是在CRS条件还是VRS条件下，采用不同方法估计的市場化回归系数的一次项均显著为负，二次项均显著为正，表明市场化对绿色发展效率的影响呈“U”型关系，即市场化水平较低时，市场化在一定程度上抑制了绿色发展效率，但随着市场制度深化，市场化达到一定水平后，推进市场化有利于提升绿色发展效率。中国的改革开放是以政府主导的市场化为导向，资源配置从改革开放前的完全排斥市场到新时代的市场决定，市场化水平不断提升。改革初期，经济增长是首要任务，生态环境保护被漠视，这一时期市场化对绿色发展效率产生一定的抑制作用。随着中国特色社会主义市场经济体制的不断完善和资源环境约束收紧，政府公共服务和市场环境的改良及企业生产技术水平的提升，必然会促使市场化对绿色发展效率的提升产生积极影响。

控制变量的估计结果符合理论直觉，人均资本形成额对绿色发展效率的影响显著为负，说明资本积累在一定程度上不利于绿色发展效率的提升。根据雷布津斯基定理，当人均资本存量提高时，将导致资本密集型企业产出的增加，从而增加污染物的排放，不利于绿色发展效率的提升，因此资本应加大对传统产业绿色化转型和绿色产业培育的支持力度，提升绿色发展效率;技术创新对绿色发展效率产生正向影响，模型之间显著性水平有所差异，表明技术进步有利于提升绿色发展效率。特别是绿色技术的应用，可以在高产出的同时实现低能耗、低污染物排放的绿色经济增长模式。产业结构、对外开放和人力资本对绿色发展效率的影响系数为正，显著性水平在模型之间存在差异，充分说明产业结构的优化是绿色发展效率提升的重要因素[33]，对外开放程度的扩大有利于更好发挥绿色技术的溢出效应，也有利于重污染低附加值产业的转移，从而提升绿色发展效率。人力资本的提升会对污染型技术产生挤出效应，加之随着全社会人力资本水平的普遍提高，人们对美好生活的向往会更加强烈，倾向于向环境好的地区集聚，推动绿色发展效率的提升。城镇化对绿色发展效率产生抑制作用，这是因为传统城镇化是工业主导和工业集聚性的，也说明新时代亟须建设新型中国特色绿色城镇化，推动中国城市建设的绿色化转型。

为进一步细分市场化进程对绿色发展效率的影响，本文将市场化进程的5个方面指数纳入实证模型，从政府与市场关系、非国有经济发展、产品市场发育、要素市场发育及市场中介组织发育和法治环境等方面探究市场化各方面进程对绿色发展效率的影响。考虑到实际经济运行中，技术进步等因素的存在，本部分选择VRS条件下测算的绿色发展效率，分别采用面板固定效应和随机效应模型进行检验，估计结果见表3。

政府与市场关系对绿色发展效率的影响经历一个先下降后上升的“U”型路径，回归系数在1%的水平上显著，表明政府与市场关系在初期对绿色发展效率的提升产生一定抑制，但随着政府与市场关系的不断优化，会对绿色发展效率的提升产生显著的促进作用。市场化改革最重要的一个方面是实现由政府计划方式配置资源转向由市场进行资源配置，随着政府干预的减少和市场配置资源的比重增加，必然会促使政府与市场关系在绿色发展中发挥积极作用。

非国有经济发展对绿色发展效率的影响表现为先抑制后促进的“U”型路径，且通过1%的显著性水平检验，说明非国有经济在发展初期不利于绿色发展效率的提升，但随着非国有经济的进一步发展壮大，其对绿色发展效率的促进作用逐渐显现。改革开放初期，非国有经济处于被排挤和打压的境地，难以依据利润最大化目标安排生产，优化投入产出结构，从而无法依靠自身力量实现技术进步[34]。随着市场经济制度的不断完善，非国有经济的发展极大地释放了市场活力，对绿色发展效率的提升产生积极的推动作用。

产品市场发育对绿色发展效率的影响存在非一致性，虽一次项估计系数存在差异，但二次项估计系数均为负，呈现出“倒U”型路径。较低的产品市场发育意味着产品价格市场决定份额较低，区域间存在市场壁垒，因此价格市场化和壁垒的消除可以通过技术升级和产业转移提升绿色发展效率，但长期来看存在市场失灵和“劣币驱逐良币”的现象，从而对绿色发展产生一定程度的抑制。

要素市场发育对绿色发展效率估计系数的一次项和二次项符号为一负一正，表现为先抑制后促进的“U型”关系，且通过1%的显著性水平检验，表明要素市场化发育初期不利于绿色发展效率的提升，但随着要素配置的市场化程度不断扩大，其对提升绿色发展效率将产生积极的推动作用。

随着市场中介组织发育和法治环境的不断完善，绿色发展效率经历一个先下降后上升的“U”型路径，通过5%的显著性水平检验。初始的市场中介组织往往由传统工业主导，随着市场化改革的深入，新兴市场中介组织逐渐兴起并成为主导力量，必然会提升绿色发展效率。且长期来看只要市场法治环境步入快速完善的轨道，就会对绿色发展效率产生较强的带动作用[35]。

4.2 稳健性检验

前文的基准回归分析支持了理论分析的结论，然而这一结论可能会受到估计方法或变量选择的影响而存在偏误，因此，本文分别采用面板Tobit模型和替换核心变量的方法进行稳健性检验。借鉴黄虹和许祺[36]的方法，采用绿色GDP（绿色GDP=传统GDP-资源消耗成本-环境损失成本）来衡量绿色发展效率，替代被解释变量进行回归。两种方法的估计结果均显示，市场化总指数、非国有经济发展、要素市场发育、市场中介组织发育和法治环境的一次项和平方项回归系数依旧为一负一正，且至少在10%的水平上显著。充分说明市场化总指数、非国有经济发展、要素市场发育、市场中介组织发育和法治环境对绿色发展效率影响的“U”型关系十分稳健。政府与市场关系的一次项系数为负，二次项为正，Tobit模型的估计结果在1%的水平上高度显著，而替换变量之后不具统计显著性，其对绿色发展效率的影响依然存在“U”型路径。产品市场发育的一次项系数为正，平方项为负，Tobit模型的估计结果不具统计显著性，而替换变量之后的估计结果通过1%的显著性水平检验，这与基准回归分析结果并无二致，产品市场发育对绿色发展效率的“倒U”型影响关系保持不变。总体而言，无论是采用Tobit模型或是更换核心变量的估计结果均与基准回归分析结论保持一致，本文的主要研究结论具有稳健性（限于篇幅，稳健性检验结果未列出，但可供索取）。

4.3 内生性讨论

经济发展的动态性使得经济变量往往具有路径依赖的特征，同时考慮到市场化进程与绿色发展效率之间可能存在双向影响，从而产生内生性问题，本文采用动态面板系统GMM模型对前文的估计结果进行检验（限于篇幅，结果未列出，但可供索取）。AR（2）结果表明残差序列不存在高阶自相关，Sargan检验说明工具变量设定满足有效性要求。不难发现，市场化总指数、政府与市场关系、非国有经济发展、要素市场发育、市场中介组织发育和法治环境的一次项系数均为负，二次项系数均为正，且高度显著，其影响的“U”型关系再次得到验证。相较之下，考虑了动态影响效应之后，产品市场发育影响绿色发展效率的“倒U”型关系依然成立，且在1%的水平上高度显著，说明前文对产品市场发育影响绿色发展效率的分析是可靠的。此外，被解释变量滞后一期（gdeit-1）的估计系数表明绿色发展效率存在显著的路径依赖特征，且该影响均在1%的水平上显著为正，说明绿色发展效率受到初始水平的影响。综合来看，采用系统GMM方法缓解内生性问题后，市场化总指数及各方面进程影响绿色发展效率的路径保持不变。

4.4 区域异质性分析

中国的市场化改革是渐进式的推进过程，东部地区较早在众多领域进行了市场化改革，中西部地区市场化改革进程较为缓慢，导致区域间市场化水平存在较大差异。本文进一步分析东中西部地区市场化总指数及其各方面进程对绿色发展效率的影响作用，表4报告了静态和动态两个模型的估计结果。长期来看，无论是静态模型或是动态模型，各地区市场化总指数对绿色发展效率均发挥积极的带动作用，其影响路径与总样本保持一致，即经历一个先抑制后促进的“U”型关系，这充分说明在推进市场化改革的进程中，样本各个地区均获得了市场化改革所释放的制度红利。

政府与市场关系对绿色发展效率的影响在区域间表现出明显差异。东部地区存在显著的促进作用，而中西部地区没有通过显著性检验，可能的原因在于市场化水平较低的中西部地区地方政府更多关注经济增长，往往通过加速传统工业集聚来刺激地区经济发展，从而弱化节能减排，且政府主导的工业发展易助长污染型企业寻租的动力，不利于绿色发展效率的提升。非国有经济发展对各地区绿色发展效率的提升均产生显著且正向的推进作用，长远来看非国有经济发展有力地推动了各地区的绿色发展。其中，中部地区二次项的估计系数远大于东西部地区，意味着中部地区绿色发展效率的提升更多依赖并获利于非国有经济的发展;产品市场发育对绿色发展效率的影响在地区之间差异不大，且与总样本基本保持一致，充分说明长期内产品市场可能存在市场失灵的现象，绿色产品的价值难以有效实现;要素市场发育对绿色发展效率的影响在静态模型和动态模型之间存在差异，但静态模型的估计结果不具统计显著性。动态模型的估计结果显示要素市场发育在长期内对各地区的绿色发展效率具有显著的正向促进作用，其中对中部地区促进作用最强，说明中部地区绿色发展效率对要素的市场配置最为敏感;市场中介组织发育和法治环境对绿色发展效率的影响在地区之间呈现差异，长期来看，东中部地区存在显著的促进作用，而西部地区则产生微弱的负向影响。原因可能是东中部地区具有相对活跃的中介组织和更健全的法治环境，带来更高的资源配置和技术效率，对绿色发展效率的提升产生积极作用。西部地区中介组织数量相对较少，且少量的中介组织大多服务于传统产业，从而不利于绿色发展效率的提升。

5 结论与政策建议

本文将排污函数引入厂商的生产函数，基于市场化水平，构建理论模型论证市场化改革对绿色发展影响的内在机理。在理论分析的基础上，基于1997—2017年中国30个省的面板数据，采用全要素非径向方向距离函数和SBM-DEA模型对各省的绿色发展效率进行测度，在此基础上，构建面板数据模型进行实证检验，主要研究结论如下。

第一，市场化总指数对绿色发展效率的影响呈显著的“U”型路径，这一结论在总样本和区域样本间均成立，表明中国的市场化改革对绿色发展效率的提升带来显著的促进作用，且意味着各个地区均获得了由市场化改革所带来的制度红利，市场制度的进一步深化能够驱动绿色发展效率的提升。第二，政府与市场关系在绿色发展中发挥积极的推动作用，但这一作用仅在总样本和东部地区显著，中西部地区并不显著。因此中西部地区在进一步推进市场化改革的进程中应着重处理好政府与市场的关系，增加市场分配资源的比重，减少政府干预。第三，随着非国有经济的不断发展壮大，其对各地的绿色发展效率均产生显著的正向作用，说明各地区应大力发展非国有经济，提升非国有经济在地区经济中的比重，促进区域绿色发展效率的提升。该作用在中部地区最强，说明中部地区绿色发展效率的提升更多获益于非国有经济的发展。第四，产品市场发育对绿色发展效率的影响路径呈“倒U”型，在基准回归模型中不具统计显著性，但在考虑动态因素的内生性处理中高度显著，区域异质性不明显，说明在进一步推进市场化改革的进程中，产品市场已成为难点所在，也成为影响绿色发展的薄弱环节。第五，要素市场发育初期对绿色发展效率产生轻微的抑制作用，但长期要素市场对各地区的绿色发展效率均具有显著的正向影响，其中对中部地区的影响作用最强。第六，市场中介组织发育和法治环境对绿色发展效率的影响在总样本和东中部地区均表现为显著的“U”型特征，而西部地区则转变为“倒U”型，即长期来看市场中介组织发育和法治环境对东中部地区的绿色发展效率具有显著的促进作用，而这一作用在西部地区尚未显现。

基于上述研究结论，本文具有以下政策启示：首先，做好市场化改革的顶层设计，加快完善中国特色社会主义市场经济体制，构建市场驱动传统产业绿色转型和培育新兴绿色产业发展的新机制，充分释放市场在绿色发展中的制度红利。其次，扩大市场配置资源的比重，减少政府对市场活动和企业的过度干预，尤其是中西部地区。加快推进政府行政审批制度改革，简化行政审批手续，提升政府的工作效率和透明度，适度缩减政府规模，改善党政机关机构臃肿、人员膨胀的现状，通过制度规范对政府行为施加约束，逐步建立以绿色发展和生态文明建设为导向的政府绩效考核体系。第三，毫不動摇地鼓励、支持、引导非国有经济发展，全面落实“非公经济36条”。构建高标准的市场体系，规范设置准入门槛，尤其是垄断行业的准入门槛，进一步拓宽非国有经济的发展空间，引导其向基础产业、民生领域扩大投资。鼓励支持非国有企业的自主创新，加快构建市场导向的绿色技术创新体系，推动非国有企业的绿色化转型，驱动绿色发展。第四，构建统一规范的产品市场，提升产品市场发育程度。提升产品市场的规范性和统一性，加强产品市场化改革的顶层设计，把产品的“绿色价值”充分体现。引导消费方式绿色化转型，促进消费结构提档升级，构建绿色产品“绿色价值”有效实现的市场机制。第五，构建统一、竞争有序的要素市场，引导金融、人力资源向绿色产业集聚，并倒逼传统产业转型升级。进一步拓展“绿色金融”“普惠金融”的实践范围，构建信贷资金的市场化分配机制，逐渐消除人力资源流动壁垒，引导生产要素向绿色产业集聚，推动绿色发展效率提升。最后，积极培育市场中介组织，完善市场法制环境，尤其是西部地区。市场中介组织服务于各类市场主体，逐渐成为现代市场经济的重要参与者，在大力发展市场中介组织、行业协会、行会组织的同时，积极培育、壮大服务于绿色发展的市场中介组织，健全经济法律制度，推动市场法治环境步入快速完善的轨道，为绿色发展保驾护航。

（编辑：刘照胜）

参考文献

[1]BABECKY J， CAMPOS N F. Does reform work？ an econometric survey of the reform-growth puzzle[J]. Journal of comparative economics， 2011， 39（2）：140-158.

[2]董敏杰，梁泳梅.1978—2010年的中国经济增长来源：一个非参数分解框架[J].经济研究， 2013， 48（5）：17-32.

[3]余康.市场化改革、技术进步与地区能源效率——基于1997—2014年中国30个省份的面板数据模型分析[J].宏观经济研究，2017（11）：79-93.

[4]李筱乐.市场化、工业集聚和环境污染的实证分析[J].统计研究，2014，31（8）：39-45.

[5]WANG Y， YAO Y. Sources of Chinas economic grows 1952—1999： incorporating human capital accumulation[J].China economic review， 2003， 14（1）：32-52.

[6]康继军，王卫，傅蕴英.中国各地区市场化进程区位分布的空间效应研究[J].统计研究， 2009， 26 （5）：33-40.

[7]HSIEH C T， KLENOW P J. Misallocation and manufacturing TFP in China and India[J]. The quarterly journal of economics，2009，124（4）：1403-1448.

[8]樊纲，王小鲁，马光荣.中国市场化进程对经济增长的贡献[J].经济研究，2011，46（9）：4-16.

[9]吕朝凤，朱丹丹.市场化改革如何影响长期经济增长？——基于市场潜力视角的分析[J].管理世界，2016（2）：32-44.

[10]赵文军，于津平.市场化进程与我国经济增长方式——基于省际面板数据的实证研究[J].南开经济研究，2014（3）：3-22.

[11]孙晓华，李明珊，王昀.市场化进程与地区经济发展差距[J].数量经济技术经济研究，2015，32 （6）：39-55.

[12]施震凯，王美昌.中国市场化进程与经济增长：基于贝叶斯模型平均方法的实证分析[J].经济评论，2016（1）：26-38.

[13]胡鞍钢，周绍杰.绿色发展：功能界定、机制分析与发展战略[J].中国人口·资源与环境， 2014， 24 （1）：14-20.

[14]黄茂兴，叶琪.马克思主义绿色发展观与当代中国的绿色发展——兼评环境与发展不相容论[J].经济研究，2017，52（6）：17-30.

[15]李晓西，刘一萌，宋涛.人类绿色发展指数的测算[J].中国社会科学，2014（6）：69-95，207-208.

[16]杨志江，文超祥.中国绿色发展效率的评价与区域差异[J].经济地理，2017，37（3）：10-18.

[17]黄杰.中国绿色发展效率的区域差异及动态演进[J].地域研究与开发，2018，37（4）：13-18，31.

[18]袁润松，丰超，王苗，等.技术创新、技术差距与中国区域绿色发展[J].科学学研究，2016，34 （10）：1593-1600.

[19]何爱平，安梦天.地方政府竞争、环境规制与绿色发展效率[J].中国人口·资源与环境，2019，29 （3）：21-30.

[20]岳书敬，杨阳，许耀.市场化转型与城市集聚的综合绩效——基于绿色发展效率的视角[J].财经科学，2015（12）：80-91.