土地財(cái)政、空間策略互動(dòng)與綠色技術(shù)進(jìn)步
——基于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶105個(gè)地級(jí)市的實(shí)證分析

劉章生 趙漢成

(江西師范大學(xué) 城市建設(shè)學(xué)院，江西 南昌 330022)

黨的二十大報(bào)告指出，必須牢固樹(shù)立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展。應(yīng)對(duì)資源與環(huán)境的壓力，必須采取綠色可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，而改變傳統(tǒng)發(fā)展模式的根本在于促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步[1]。過(guò)去很長(zhǎng)一段時(shí)間，地方政府通過(guò)土地財(cái)政為城市發(fā)展積累大量資金，達(dá)到“穩(wěn)增長(zhǎng)”的發(fā)展目標(biāo)。一定程度上，土地財(cái)政改善了地方政府的財(cái)政約束，有助于加大創(chuàng)新要素的投入，繼而可能推動(dòng)綠色創(chuàng)新[2]。然而，也有文獻(xiàn)認(rèn)為，土地財(cái)政有助于推進(jìn)城市化進(jìn)程，但現(xiàn)實(shí)中也出現(xiàn)了土地資源過(guò)度開(kāi)發(fā)、實(shí)體經(jīng)濟(jì)成本上升等問(wèn)題，且土地財(cái)政的地方競(jìng)爭(zhēng)會(huì)進(jìn)一步加劇這一現(xiàn)象，進(jìn)而可能導(dǎo)致綠色創(chuàng)新乏力[3-4]。那么，土地財(cái)政及其地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步到底有何作用？這種影響通過(guò)什么途徑產(chǎn)生？目前文獻(xiàn)對(duì)此尚無(wú)定論。為此，探析土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)及其作用機(jī)制，對(duì)我國(guó)綠色可持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，具有重要的實(shí)踐價(jià)值和理論意義。

一、文獻(xiàn)回顧與理論分析

在中國(guó)式分權(quán)管理體制下，各地政府積極尋求預(yù)算外收入，伴隨著以經(jīng)濟(jì)績(jī)效考核為主的政治晉升導(dǎo)向，各地政府對(duì)于土地財(cái)政的依賴(lài)度逐年增加，盡管土地財(cái)政收入很大程度上彌補(bǔ)了地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政缺口，為城市發(fā)展提供了強(qiáng)大的資金支持，但同時(shí)也引發(fā)了很多諸如推高房?jī)r(jià)、阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等經(jīng)濟(jì)社會(huì)問(wèn)題[5]。土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步有以下負(fù)向影響。

首先，基于路徑依賴(lài)視角。在分稅制改革的背景下，地方政府逐漸轉(zhuǎn)向以土地征用、開(kāi)發(fā)和轉(zhuǎn)讓為主要手段的發(fā)展模式，最終形成了土地財(cái)政[6]。同時(shí)，由于工業(yè)化的快速發(fā)展導(dǎo)致土地需求增加，加之地方官員有強(qiáng)烈的動(dòng)力通過(guò)出售土地吸引資本和增加稅收，進(jìn)而在“晉升機(jī)制”中獲勝，使得我國(guó)通過(guò)土地出讓獲得的財(cái)政收入迅速增加，加劇了地方政府對(duì)于土地財(cái)政的依賴(lài)度[7]。然而，這種依賴(lài)度的加劇，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境惡化，抑制企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力與產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而不利于綠色技術(shù)進(jìn)步[8]。此外，土地財(cái)政依賴(lài)度的提高，還會(huì)對(duì)地方政府的償債能力產(chǎn)生不利影響，增大政府的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，提高融資成本，進(jìn)一步對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生不利影響[9]。

其次，基于投資依賴(lài)視角。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，房地產(chǎn)業(yè)得到了很大發(fā)展，并為我國(guó)GDP做出了巨大貢獻(xiàn)，也因此獲得了各地方的青睞，并加大對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)的投資，以期通過(guò)推動(dòng)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展獲得土地出讓收入和帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[10]。但房地產(chǎn)業(yè)屬于資本密集型產(chǎn)業(yè)，過(guò)度依賴(lài)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資，勢(shì)必會(huì)擠壓其他企業(yè)的融資渠道，提高用地成本，不利于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，從而抑制了綠色技術(shù)進(jìn)步[11-12]。

最后，基于對(duì)外貿(mào)易視角。由于地區(qū)競(jìng)賽的廣泛存在，地方政府一方面通過(guò)土地財(cái)政補(bǔ)充地方財(cái)政缺口，另一方面又通過(guò)各種財(cái)稅政策進(jìn)行出口補(bǔ)貼，擴(kuò)大出口。粗放的對(duì)外貿(mào)易，也伴隨污染密集型產(chǎn)業(yè)的建立，進(jìn)而加劇環(huán)境污染，繼而可能導(dǎo)致由于環(huán)境改善而帶來(lái)的對(duì)綠色技術(shù)關(guān)注度降低，減少相關(guān)技術(shù)研發(fā)投入，對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生負(fù)作用[13-14]。土地財(cái)政的擴(kuò)大還會(huì)增強(qiáng)當(dāng)?shù)貙?duì)外資的吸引力，從而形成綠色技術(shù)進(jìn)口的路徑依賴(lài)，影響當(dāng)?shù)仄髽I(yè)對(duì)綠色技術(shù)的自主研發(fā)，不利于地區(qū)長(zhǎng)遠(yuǎn)的綠色技術(shù)進(jìn)步[15]。

二、研究區(qū)域及土地財(cái)政空間策略互動(dòng)現(xiàn)象

(一)研究區(qū)域

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶橫跨中國(guó)東、中、西11個(gè)省市，共有108個(gè)地級(jí)市，由于數(shù)據(jù)缺失，刪除了普洱、畢節(jié)、銅仁3個(gè)地級(jí)市，選取了剩余105個(gè)地級(jí)市作為研究區(qū)域。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶是我國(guó)縱深最長(zhǎng)、覆蓋面最廣、影響最大的經(jīng)濟(jì)帶，在我國(guó)區(qū)域發(fā)展格局中具有極其重要的地位和作用。與沿海和其他經(jīng)濟(jì)帶相比，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶擁有我國(guó)最廣闊的腹地和發(fā)展空間，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力巨大的地區(qū)。但是，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的快速發(fā)展很大程度受益于土地財(cái)政規(guī)模的擴(kuò)張，105個(gè)地級(jí)市的土地出讓金收入從2011年的13207億元快速增長(zhǎng)到了2017年的24991億元，增幅達(dá)到了89%。隨著地方政府對(duì)土地出讓收入的依賴(lài)增長(zhǎng)，也帶來(lái)了如收入差距拉大、生態(tài)環(huán)境惡化在內(nèi)的諸多社會(huì)與環(huán)境問(wèn)題。筆者試圖從土地財(cái)政視角出發(fā)，聚焦長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的綠色技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)及影響路徑，以期為推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展提供新思路。

(二)土地財(cái)政空間相關(guān)性

1.空間權(quán)重矩陣的設(shè)定。空間相關(guān)性分析，常用的空間權(quán)重矩陣包括鄰接權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣等。參照安勇和趙麗霞[16]的做法，利用修正的引力模型構(gòu)建時(shí)變空間權(quán)重矩陣。時(shí)變空間權(quán)重矩陣與普通重力空間權(quán)重矩陣主要區(qū)別在于：后者是靜態(tài)的，而前者是動(dòng)態(tài)的。因此，在分析城市用地布局時(shí)，應(yīng)該考慮不同時(shí)期發(fā)展水平的差異以及各地區(qū)之間的相互作用，這樣才能使研究結(jié)果更加符合實(shí)際。靜態(tài)意味著假設(shè)城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系在不同階段是固定的，但這不符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)[17]，而時(shí)變空間權(quán)重矩陣可以更好地描述城市間土地財(cái)政空間互動(dòng)的動(dòng)態(tài)演化特征，更準(zhǔn)確地衡量土地財(cái)政對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的空間溢出效應(yīng)，這與城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系隨經(jīng)濟(jì)因素的階段變化一致，具體模型如下：

(1)

式(1)中,agit表示城市i時(shí)期t的人均GDP；dit表示城市i與j之間的地理距離。時(shí)變空間權(quán)重矩陣(wi)是生成矩陣各元素wijt后，對(duì)每行進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的結(jié)果。

2.空間自相關(guān)檢驗(yàn)與空間策略互動(dòng)現(xiàn)象?？臻g自相關(guān)指的是相鄰或者相近的區(qū)域，由于空間相互作用，導(dǎo)致同一經(jīng)濟(jì)變量存在著一定的關(guān)聯(lián)性。常用的空間自相關(guān)檢驗(yàn)方法有兩種：吉爾指數(shù)和莫蘭指數(shù)，這里選擇莫蘭指數(shù)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)。

全局自相關(guān)可以定量描述長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶105個(gè)地級(jí)市之間土地財(cái)政的空間依賴(lài)性和時(shí)空特征。其公式如下：

(2)

式(2)中，I代表全局空間自相關(guān)指數(shù)，Wij代表空間權(quán)重矩陣。莫蘭指數(shù)I的取值范圍在-1至1之間，越接近1，表示空間相關(guān)性越明顯，等于0則表示空間呈現(xiàn)隨機(jī)性。在設(shè)定的空間權(quán)重基礎(chǔ)上，構(gòu)建了2011-2017年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶105個(gè)地級(jí)市土地財(cái)政的莫蘭指數(shù)。以驗(yàn)證其土地財(cái)政是否存在空間集聚。

表1結(jié)果顯示，2011-2017年間，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶105個(gè)地級(jí)市土地財(cái)政的莫蘭指數(shù)均大于0，且均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明其土地財(cái)政并不是隨機(jī)分布的，而是存在著明顯的正相關(guān)，即土地財(cái)政具有明顯的集聚效應(yīng)。

表1 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶土地財(cái)政的Moran's I值

為了進(jìn)一步深入考察“長(zhǎng)帶城市”土地財(cái)政的空間關(guān)聯(lián)性，在全局自相關(guān)分析的基礎(chǔ)之上，運(yùn)用莫蘭散點(diǎn)圖進(jìn)一步對(duì)其土地財(cái)政的局部空間相關(guān)性進(jìn)行分析。由于篇幅，僅列出2011年、2013年、2015年、2017年的Moran’s I散點(diǎn)圖，如圖1所示。

圖1結(jié)果顯示，四年土地財(cái)政的莫蘭指數(shù)分別為0.207、0.158、0.129、0.178，所有樣本城市基本集中在第一象限和第三象限，表明土地財(cái)政為“高高”和“低低”型城市，空間上更容易形成集聚，即土地財(cái)政收入較高的城市周?chē)囊彩峭?lèi)城市。這一發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域城市土地財(cái)政與鄰近城市之間存在著正向空間相關(guān)性，也表明存在顯著的空間策略互動(dòng)現(xiàn)象。

圖1 2011-2017年土地財(cái)政局部散點(diǎn)圖

三、研究設(shè)計(jì)與變量選取

(一)研究設(shè)計(jì)

為考察土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，根據(jù)Vega等和沈坤榮等的研究方法，建立了基于時(shí)變引力權(quán)重矩陣的空間自滯后模型(SLX)[18-19]。其基準(zhǔn)模型如下：

GMLit=α0+α1lfit+α2wt·lfit+γ1controlit+μi+εi

(3)

式(3)中，GMLit表示綠色技術(shù)進(jìn)步；lfit表示土地財(cái)政；wt·lfit表示土地財(cái)政空間策略互動(dòng)；γ1controlit表示可能影響綠色技術(shù)進(jìn)步的控制變量；α0為常數(shù)項(xiàng)；α1、α2、γ1均為影響系數(shù)；μi表示城市固定效應(yīng)；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在檢驗(yàn)了土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響后，擬借鑒王海成和呂鐵的做法，構(gòu)建以下機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，并確定其影響機(jī)制[20]。第一，用綠色技術(shù)進(jìn)步GMLit對(duì)土地財(cái)政lfit及其空間策略互動(dòng)wt·lfit進(jìn)行回歸，見(jiàn)公式(4)；第二，用中介變量channelit對(duì)土地財(cái)政lfit及其空間策略互動(dòng)wt·lfit進(jìn)行回歸，見(jiàn)公式(5)；第三，用綠色技術(shù)進(jìn)步GMLit對(duì)土地財(cái)政lfit及其空間策略互動(dòng)w1·lfit及中介變量channelit一起進(jìn)行回歸，見(jiàn)公式(6)。只有當(dāng)α1、β1、c1同時(shí)顯著時(shí)，才存在中介效應(yīng)。如果c1不顯著，則存在完全中介效應(yīng)；如果α1顯著，且c1>α1，則存在部分中介效應(yīng)(ifdit)。變量含義與式(3)相同，channelit表示中介變量，具體包括土地財(cái)政依賴(lài)度(ifdit)、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)度(reiit)以及對(duì)外貿(mào)易(trait)3個(gè)變量；α0、β0、c0為常數(shù)項(xiàng)；α1、α2、β1、β2、c1、c2、c3、γ1、γ2、γ3分別為土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)的直接影響效應(yīng)，β1c3、β2c3分別為土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)的中介效應(yīng)。

MGLit=α0+α1lfit+α2wt·lfit+γ1controlit+μi+εi

(4)

Channelit=β0+β1lfit+β2wt·lfit+γ2controlit+μi+εi

(5)

MGLit=c0+c1lfit+c2wt·lfit+c”3channelit+γ3controlit+μi+εi

(6)

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.被解釋變量。綠色技術(shù)進(jìn)步(GML)，用全要素生產(chǎn)率衡量。對(duì)于全要素生產(chǎn)率測(cè)算，劉勇等研究發(fā)現(xiàn)，SBM模型可以避免徑向和角度選擇的差異帶來(lái)的偏差和影響，更加有效[21]。由于SBM模型測(cè)算得出的效率值在0-1之間，對(duì)于效率值為1的有效單元來(lái)說(shuō)，無(wú)法比較它們之間效率的高低，Super SBM模型則可以彌補(bǔ)這一點(diǎn)。同時(shí)，相對(duì)于ML指數(shù)而言，GML可以克服其在形式上不具備循環(huán)性的問(wèn)題，在研究非期望產(chǎn)出的效率問(wèn)題方面有更為廣泛的應(yīng)用?；诖?，參照弓媛媛等的研究，采用Super SBM方向性距離函數(shù)并與GML生產(chǎn)率指標(biāo)結(jié)合[22]，對(duì)“長(zhǎng)帶城市”的綠色技術(shù)進(jìn)步水平進(jìn)行測(cè)算。

(7)

在測(cè)算技術(shù)進(jìn)步水平時(shí)，非期望產(chǎn)出的處理與測(cè)度環(huán)境要素約束下的生產(chǎn)效率密切相關(guān)，基于弓媛媛等人的研究，構(gòu)建了如下Super SBM模型：

(8)

(9)

(10)

測(cè)量結(jié)果的可靠性與變量的選取是否科學(xué)有著密切的關(guān)系。綜合考慮生產(chǎn)要素投入、資源消耗和環(huán)境代價(jià)后的綜合經(jīng)濟(jì)效率，選取以下變量：投入方面，以勞動(dòng)、資本和能源為投入要素。鑒于數(shù)據(jù)可得性，選取年末總?cè)丝谧龃恚毁Y本投入要素，用實(shí)際資本存量來(lái)衡量[23]；能源投入要素，參照盧麗文等的研究，采用了用電總量[24]。

產(chǎn)出方面，所采用的期望產(chǎn)出為不變價(jià)GDP；考慮到目前由于工業(yè)化導(dǎo)致的城市空氣與水污染問(wèn)題突出，非期望產(chǎn)出選取各地區(qū)工業(yè)煙塵、廢水、二氧化硫排放量和PM2.5來(lái)衡量。

2.解釋變量。土地財(cái)政(lf)：現(xiàn)有文獻(xiàn)中，土地出讓金經(jīng)常被用作土地財(cái)政收入的指標(biāo)，主要原因是它是土地收入的最大來(lái)源，且依賴(lài)度不斷提升[25]。鑒于此，選取國(guó)土資源部公布的土地出讓成交價(jià)(萬(wàn)元)作為土地出讓金表征土地財(cái)政，并作自然對(duì)數(shù)處理。土地財(cái)政空間策略互動(dòng)(wt·lfit)：參考安勇和趙麗霞的做法，由時(shí)變空間權(quán)重矩陣與土地財(cái)政交互而成，探討相關(guān)聯(lián)城市土地財(cái)政對(duì)地方綠色技術(shù)進(jìn)步的空間溢出效應(yīng)[26]。

3.控制變量。影響綠色技術(shù)進(jìn)步的因素有很多，考慮到缺失變量可能會(huì)導(dǎo)致一些內(nèi)生性偏誤，故增加以下控制變量，包括外商投資(fdi)、環(huán)境規(guī)制(er)和金融發(fā)展水平。

4.數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)。采用2011-2017年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶105個(gè)地城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。其中，測(cè)算綠色技術(shù)進(jìn)步的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)城市數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，土地財(cái)政的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》，空間策略互動(dòng)所需的城市經(jīng)緯度坐標(biāo)來(lái)自百度開(kāi)放地圖平臺(tái)。從《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取外商投資、環(huán)境規(guī)制和金融發(fā)展水平方面的數(shù)據(jù)，并通過(guò)線性插值對(duì)缺失的數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)效應(yīng)估計(jì)

采用固定效應(yīng)估計(jì)的Housman檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。模型1、模型2分別報(bào)告了在不增加控制變量情況下和逐步加入控制變量情況下，土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的估計(jì)結(jié)果。模型2加入外商投資(fdi)，模型3加入金融發(fā)展水平(fin)，模型4是一次性增加了環(huán)境規(guī)制、環(huán)境規(guī)制的平方項(xiàng)(er2)以及立方項(xiàng)(er3)，影響結(jié)果如是[27]。

模型1所估計(jì)的土地財(cái)政系數(shù)為-0.076，顯著性水平為1%，空間策略互動(dòng)的估計(jì)系數(shù)為-0.133，在5%的顯著水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，結(jié)果表明，土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步有顯著的抑制作用。模型4結(jié)果顯示，土地財(cái)政的估計(jì)系數(shù)為-0.078，空間策略互動(dòng)的估計(jì)系數(shù)為-0.098，二者分別在1%和10%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，進(jìn)一步顯示了土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)抑制了綠色技術(shù)進(jìn)步。

模型4中，外商投資估計(jì)系數(shù)顯著為正，且在1%的顯著性水平上顯著，表明外商投資對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步也有促進(jìn)作用。外商直接投資可以通過(guò)技術(shù)轉(zhuǎn)讓刺激區(qū)域工業(yè)部門(mén)的技術(shù)創(chuàng)新[28]；金融發(fā)展水平的估計(jì)系數(shù)為0.285，在1%的顯著性水平上為正，表明伴隨金融發(fā)展水平的提升，對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)了顯著的正向影響。因此，應(yīng)提升金融業(yè)服務(wù)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)水平，加強(qiáng)金融與科技行業(yè)的合作，使金融業(yè)更好地為技術(shù)進(jìn)步提供支持；環(huán)境規(guī)制及其立方估計(jì)系數(shù)分別為1.283和1.670，均在1%的水平上顯著為正，而環(huán)境規(guī)制的平方估計(jì)系數(shù)為-2.645，在1%的水平下顯著為負(fù)。說(shuō)明伴隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的逐漸增加，它對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響從正向變?yōu)榱素?fù)向又變?yōu)榱苏?，環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)進(jìn)步之間存在N型關(guān)系，因此需要把握好環(huán)境規(guī)制的力度，將其控制在合理的范圍內(nèi)，才能促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步。

表3 影響效應(yīng)估計(jì)

(二)影響機(jī)制

1.加劇土地財(cái)政依賴(lài),抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。表4為土地財(cái)政依賴(lài)度的影響檢驗(yàn)結(jié)果。首先，模型1—模型3中擬合系數(shù)同時(shí)顯著，且模型3中擬合系數(shù)(-0.0360)絕對(duì)值比模型1(-0.0780)絕對(duì)值小，說(shuō)明土地財(cái)政依賴(lài)在土地財(cái)政影響綠色技術(shù)進(jìn)步的過(guò)程中存在影響。其次，從兩者之間的關(guān)系來(lái)看，土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)土地財(cái)政依賴(lài)的擬合系數(shù)分別為0.1622、-0.0810，且顯著性水平都為1%。說(shuō)明土地財(cái)政會(huì)顯著加劇自身依賴(lài)度，地區(qū)間土地財(cái)政的橫向競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)在一定程度上緩解地方財(cái)政對(duì)土地財(cái)政的依賴(lài)度。最后，從土地財(cái)政依賴(lài)度與綠色技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系來(lái)看，模型3中土地財(cái)政依賴(lài)度對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的擬合系數(shù)為-0.2495，顯著性水平為1%。說(shuō)明土地財(cái)政依賴(lài)的加劇會(huì)抑制城市綠色技術(shù)進(jìn)步。原因可能在于，土地財(cái)政依賴(lài)度的提升會(huì)引發(fā)自身的依賴(lài)效應(yīng)，如抑制制造業(yè)的創(chuàng)新意愿、抑制三大產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展[29]、增加融資成本，最終對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生阻礙。

表4 加劇土地財(cái)政的路徑依賴(lài)

表4的實(shí)證結(jié)果證實(shí)了土地財(cái)政依賴(lài)度在土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)影響綠色技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中具有傳導(dǎo)作用，它會(huì)通過(guò)加劇土地財(cái)政依賴(lài)度，引發(fā)路徑依賴(lài)，進(jìn)而抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。

2.房地產(chǎn)投資具有擠出效應(yīng)。表5為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)的影響檢驗(yàn)結(jié)果。首先，模型1—模型3中土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)的擬合系數(shù)同時(shí)顯著，說(shuō)明房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)在土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)影響綠色技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中存在影響。其次，從兩者之間的關(guān)系來(lái)看，土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)的擬合系數(shù)分別為0.0147、-0.0306，顯著性水平分別為1%、5%。說(shuō)明土地財(cái)政會(huì)顯著提高對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資的依賴(lài)，地區(qū)間土地財(cái)政的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)顯著削弱本地區(qū)對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)領(lǐng)域的投資力度。最后，從兩者之間的關(guān)系來(lái)看，模型3中房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)度對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的擬合系數(shù)為0.3394，顯著性水平為1%。說(shuō)明房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)度的提高不利于綠色技術(shù)進(jìn)步，原因在于，固定資產(chǎn)投資向房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)領(lǐng)域的傾斜會(huì)產(chǎn)生投資擠出效應(yīng)，擠占制造業(yè)發(fā)展所需資金，進(jìn)而抑制制造業(yè)發(fā)展，擴(kuò)張信貸規(guī)模和降低信貸效率[30]。還可能會(huì)對(duì)企業(yè)控制風(fēng)險(xiǎn)造成沖擊，不利于企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新，遏制區(qū)域創(chuàng)新能力，最終顯著抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。

表5 房地產(chǎn)投資的擠出效應(yīng)

表5的實(shí)證結(jié)果證實(shí)了房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)在土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)影響綠色技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中具有傳導(dǎo)作用，它會(huì)通過(guò)加大房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)度，產(chǎn)生投資擠出效應(yīng)，繼而抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。

3.加劇對(duì)外貿(mào)易的污染輸出入，抑制抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。表6報(bào)告了對(duì)外貿(mào)易的中介檢驗(yàn)結(jié)果。首先，模型1—模型3中土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)的擬合系數(shù)同時(shí)顯著，且模型3中土地財(cái)政的擬合系數(shù)(-0.0736)絕對(duì)值比模型1(-0.0780)絕對(duì)值小，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易在土地財(cái)政影響綠色技術(shù)進(jìn)步的過(guò)程中存在影響。其次，從兩者之間的關(guān)系來(lái)看，土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)對(duì)外貿(mào)易的擬合系數(shù)分別為0.0018、0.0121，顯著性水平分別為5%、10%。說(shuō)明土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)均會(huì)顯著擴(kuò)大城市對(duì)外貿(mào)易。最后，從對(duì)外貿(mào)易與綠色技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系來(lái)看，模型3中，對(duì)外貿(mào)易對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的擬合系數(shù)為-1.5906，顯著性水平為1%。說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易的擴(kuò)大會(huì)抑制綠色技術(shù)進(jìn)步，原因在于，貨物出口對(duì)環(huán)境有積極影響，環(huán)境污染的逐漸減輕會(huì)降低當(dāng)?shù)貙?duì)綠色技術(shù)的關(guān)注，同時(shí)，低質(zhì)量的對(duì)外貿(mào)易會(huì)通過(guò)污染輸出入抑制綠色技術(shù)進(jìn)步；此外，對(duì)外貿(mào)易的擴(kuò)大還可能會(huì)形成對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)口的依賴(lài)，抑制國(guó)內(nèi)企業(yè)科技創(chuàng)新的動(dòng)力，不利于綠色技術(shù)進(jìn)步。

表6 對(duì)外貿(mào)易的污染輸出入

表6的實(shí)證結(jié)果證實(shí)了對(duì)外貿(mào)易在土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)影響綠色技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中具有傳導(dǎo)作用，土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)擴(kuò)大了對(duì)外貿(mào)易，但低質(zhì)量的對(duì)外貿(mào)易導(dǎo)致污染輸出入，抑制綠色技術(shù)進(jìn)步。

五、結(jié)論與啟示

通過(guò)搭建土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的理論框架，構(gòu)建綠色全要素生產(chǎn)率的評(píng)價(jià)體系，運(yùn)用Super SBM模型與GML生產(chǎn)率指標(biāo)結(jié)合的方式評(píng)價(jià)綠色全要素生產(chǎn)率，審視了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，并進(jìn)一步從土地財(cái)政的路徑依賴(lài)、房地產(chǎn)投資的擠出效應(yīng)、對(duì)外貿(mào)易的污染輸出入三個(gè)方面進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，識(shí)別土地財(cái)政對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，結(jié)論如下：一是2011-2017年間，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶105個(gè)地級(jí)市土地財(cái)政存在顯著全局空間相關(guān)性，土地財(cái)政的協(xié)同度水平為“高高”型和“低低”型的地級(jí)市，空間上更容易形成集聚，存在顯著的空間互動(dòng)現(xiàn)象；二是土地財(cái)政對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步有顯著負(fù)向影響，并進(jìn)一步加劇負(fù)向影響；三是土地財(cái)政及其空間策略互動(dòng)加劇了自身依賴(lài)度，引發(fā)路徑依賴(lài)效應(yīng)，進(jìn)而負(fù)向作用于綠色技術(shù)進(jìn)步；加劇了房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資依賴(lài)度，產(chǎn)生投資擠出效應(yīng)繼而負(fù)向影響綠色技術(shù)進(jìn)步；擴(kuò)大了對(duì)外貿(mào)易，但低質(zhì)量的對(duì)外貿(mào)易卻通過(guò)污染輸出入抑制了綠色技術(shù)進(jìn)步。

以上結(jié)論對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶及其全國(guó)的綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，具有一定啟示，具體如下：其一，應(yīng)當(dāng)保持土地財(cái)政適度規(guī)模，減輕土地財(cái)政的依賴(lài)度；科學(xué)調(diào)控地區(qū)間策略行為，盡可能減少土地財(cái)政的地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的抑制。其二，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，合理控制房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資占比，在發(fā)揮房地產(chǎn)行業(yè)作用的同時(shí)，避免擠壓對(duì)其他行業(yè)的投資，更好推動(dòng)綠色技術(shù)進(jìn)步。其三，改善進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的監(jiān)管，加大對(duì)本國(guó)技術(shù)的保護(hù)，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)積極性，以避免過(guò)度依賴(lài)國(guó)外技術(shù)進(jìn)口，促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步。