土地供给结构扭曲与绿色经济效率——基于中国城市面板数据的实证.pdf

经 济 实 证统计与决策2023年第19期总第631期0引言改革开放以来，中国经济体量增长迅速，然而经济体量的扩大并没有带来经济质量的提高。从增长方式来看，这种经济增长主要是一种依赖生产要素高投入、以“高耗能、高污染”为特征、以牺牲生态环境为代价的粗放型发展模式1。现阶段，随着能源资源和生态环境约束的强化，这种粗放型低质量的经济增长模式已无法适应当前我国经济转型和绿色发展的需要，成为我国经济实现高质量发展的桎梏。如何实现绿色发展，提高绿色经济效率，已逐渐成为我国经济可持续发展所面临的重要问题。围绕中国绿色经济效率，现有研究表明，经济集聚2、产业结构3、技术创新4等都是影响绿色经济效率的重要因素。但是，土地作为中国经济增长过程中不可忽视的一项重要生产要素，其对于绿色经济效率可能产生的影响却少有人关注。现有文献对于我国土地要素的研究大多是从中国特有的土地制度的角度出发，围绕地方政府对不同用途的土地采取策略性的供给行为进而干预地区经济发展4的现象展开，这种策略性的土地供给行为具体表现为：一方面，将工业用地大规模以协议方式低价出让；另一方面，商住用地供给规模则被有意限制，并且在招拍挂的方式下被高价出让5。有研究发现，这种地方政府的土地供给干预行为会造成土地供给结构扭曲以及土地资源的无效率配置，导致企业生产效率降低和环境污染加剧6，盲目以协议方式出让工业用地、扩大工业用地的供给规模以及由此产生的引资底线竞争会降低经济增长质量7，增加工业二氧化碳排放8，限制商住用地出让规模则会导致城市化严重滞后于工业化9。可见，土地供给结构与环境和经济发展之间的联系十分紧密，深入研究土地供给结构与绿色经济效率之间可能存在的关系是有必要的。因此，本文围绕土地供给结构与绿色经济效率，试图建立完整的分析框架，通过构建土地供给结构扭曲指标，基于20092017年我国280个地级及以上城市的面板数据，使用动态面板数据模型和中介效应模型探讨在中国特有的土地制度下形成的土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响及作用机理。1研究假设土地是人类社会生产、生活的重要空间载体，是工业化和城市化过程中不可或缺的重要生产要素之一。与西方发达国家实行的土地私有制相比，中华人民共和国宪法 和 中华人民共和国土地管理法 明文规定，城市的土地归国家所有，实行国家所有制，农村的土地归属于农村集体，实行集体所有制。这种特有的土地制度使得地方政府实际上成为土地一级市场的垄断者，再加上土地要素市场化建设的滞后，使得市场机制在城市建设用地的征收阶段（即农业用地转换为非农业用地）和出让阶段（即城市存量建设用地转换为不同用途的建设用地）无法发挥出应有的作用。同时，在20世纪90年代以来的分税制改革以及官员晋升机制的影响下，地方政府选择大量低价出让工业用地，而有意地对商业和居住用地实行限制性出让，一方面依靠工业发展实现地区GDP增长，获取政绩；另一方面土地供给结构扭曲与绿色经济效率基于中国城市面板数据的实证王弘毅a，谢冬水b（湖南工商大学a.资源环境学院；b.经济与贸易学院，长沙 410006）摘要：文章基于20092017年我国280个地级及以上城市的面板数据，使用动态面板数据模型及中介效应模型，实证检验在中国特有的土地制度下地方政府策略性的土地供给行为造成的土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响。实证结果表明，土地供给结构扭曲对绿色经济效率存在负面影响，而且这种负面影响在土地供给结构扭曲的一阶和二阶滞后项上表现尤为显著。异质性分析结果表明，土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响存在城市区域分布、规模和资源禀赋上的异质性。进一步的机制检验结果表明，土地供给结构扭曲会通过阻碍城市产业结构优化升级和抑制城市技术创新这两个途径降低绿色经济效率。关键词：土地供给结构扭曲；绿色经济效率；地方政府；土地制度；两步系统广义矩阵估计中图分类号：F293.2；X196文献标识码：A文章编号：1002-6487（2023）19-0126-06基金项目：湖南省教育厅科学研究优秀青年项目（20B149）；贵州省哲学社会科学规划课题一般项目（21GZYB09）作者简介：王弘毅（1997），男，湖北黄冈人，硕士研究生，研究方向：人口、资源与环境经济学。谢冬水（1980），男，湖南耒阳人，博士，教授，研究方向：制度经济学、发展经济学。DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.19.023126经 济 实 证统计与决策2023年第19期总第631期依靠有限的商住用地出让维持高额的土地出让金收益，导致地方土地供给形成了工业用地与商住用地之间的结构扭曲，并阻碍绿色经济效率的提高。第一，土地供给结构扭曲促使产业低端化，形成低端锁定效应，加剧了第二产业内部结构不合理的问题，造成第二产业和第三产业在经济结构中的比例失调，导致产业结构失衡，阻碍了产业结构优化升级，而产业结构优化升级是实现绿色发展、提高绿色经济效率的关键途径10，因此，这种地方政府扩大工业用地供给规模、低价出让工业用地，以及限制商住用地供给规模、高价出让商住用地的行为所形成的土地供给结构扭曲会通过阻碍产业结构的优化升级而降低绿色经济效率。第二，土地供给结构扭曲会影响社会技术创新环境，促使地方政府更加注重生产性支出而非创新性支出，忽视了对城市技术创新领域的支持11，压抑企业技术创新能力，形成“劣币驱逐良币”现象，挤出技术创新能力较强的企业，同时还抬高了住房价格和生活成本，降低城市居民的幸福感，抑制城市居民的创新创业行为，导致城市技术创新能力下降。城市技术创新能力是社会生产过程中实现生产效率提高和节能减排的重要动力12，能够促进污染治理，提高工业三废的综合利用效率13，进而提高绿色经济效率。因此，土地供给结构扭曲会通过抑制城市技术创新而阻碍绿色经济效率的提高。基于以上分析，本文提出以下两个假设：假设1：在土地垄断供给制度下，地方政府大量低价供给工业用地、少量高价供给商住用地造成的土地供给结构扭曲是影响绿色经济效率的重要因素。土地供给结构扭曲程度越严重，绿色经济效率越低。假设2：土地供给结构扭曲主要通过阻碍产业结构优化升级和抑制城市技术创新这两个机制降低绿色经济效率。2研究设计2.1模型构建为检验土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响，本文构建以下基准模型：GEEit=+0LandDisit+Xit+ui+it（1）其中，i指代城市，t指代年份；GEEit是本文的被解释变量，即绿色经济效率；为常数项；LandDisit为核心解释变量，即土地供给结构扭曲；Xit为一组控制变量，包括经济发展水平（EL）、金融发展水平（FIN）、外商投资水平（FDI）、人口集聚程度（PA）以及政府干预强度（GOV）；0和分别为核心解释变量和控制变量的回归系数；ui代表城市个体固定效应；it代表随机扰动项。进一步，本文将被解释变量绿色经济效率的一阶滞后项作为解释变量加入基准模型，由此构建动态面板模型，并使用两步系统广义矩估计（2Step SYS-GMM，以下简称SGMM）进行实证研究。使用SGMM方法的原因在于，在动态面板数据模型中，解释变量大多存在一定程度的内生性问题，如果仍使用一般的面板数据模型处理方法，如固定效应（FE）模型、随机效应（RE）模型，会导致估计结果有偏且不一致，有可能导致由此所推导出的结果的经济学含义出现扭曲。SGMM方法的优势在于既缓解了动态面板数据模型的内生性问题，又反映了被解释变量绿色经济效率可能存在的受自身影响的惯性问题。为了使SGMM方法的估计结果最终是有效的，还需要使用AR检验和Han-sen检验来验证模型设定的合理性和工具变量的有效性。同时，由于土地从完成出让到项目建设再到形成产能大多需要一定的时间，因此土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响并不一定在土地供给当期显现，意味着土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响可能存在一定程度上的时间滞后性。因此，本文将土地供给结构扭曲的当期以及一阶和二阶滞后项同时纳入回归模型进行分析，最终使用的动态面板数据模型如下：GEEit=+GEEit-1+0LandDisit+1LandDisit-1+2LandDisit-2+Xit+ui+it（2）其中，GEEit-1代表被解释变量绿色经济效率的一阶滞后项；LandDisit、LanddDisit-1和Landdisit-2分别代表核心解释变量土地供给结构扭曲的当期变量、一阶滞后项和二阶滞后项；代表被解释变量一阶滞后项的回归系数；其余变量的含义同式（1）。为进一步检验假设2，参考温忠麟和叶宝娟（2014）14关于中介效应的检验方法，构建如下中介效应检验模型：GEEit=+GEEit-1+0LandDisit+1LandDisit-1+2LandDisit-2+Xit+ui+it（3）Mit=+0Mit-1+0LandDisit+1LandDisit-1+2LandDisit-2+Xit+ui+it（4）GEEit=+0GEEit-1+0LandDisit+1LandDisit-1+2LandDisit-2+3Mit+Xit+ui+it（5）其中，Mit为中介变量，包括产业结构优化升级（IS）和城市技术创新（UI），其他变量的含义同上文。2.2变量说明（1）被解释变量：绿色经济效率（GEE）。参考已有研究15，本文使用考虑非期望产出的超效率SBM-DEA模型测度绿色经济效率。构建包含三个投入指标和两个产出指标的绿色经济效率测度指标体系。投入指标包括社会资本投入、社会资源投入以及社会劳动投入，其中，社会资本投入采用永续盘存法计算，用以2009年为基期核算的全社会资本存量表示；社会资源投入包括能源投入和土地投入，分别使用全社会用电量和城市建设用地面积表示；社会劳动投入以各地级及以上城市城镇非私营单位就业人数和私营与个体单位就业人数之和表示。产出指标分为期望产出和非期望产出，其中，期望产出又分为经济效益和环境效益两个部分16，经济效益用以2009年为基期对城市地区生产总值进行平减后得到的城市不变价实际127经 济 实 证统计与决策2023年第19期总第631期GDP表示，环境效益以城市绿化覆盖率表示；非期望产出使用城市工业废水排放量、工业二氧化硫排放量以及工业烟（粉）尘排放量表示。具体的测度指标体系见表1。表1绿色经济效率测度指标体系一级投入指标产出指标二级社会资本投入社会资源投入社会劳动投入期望产出非期望产出指标含义全社会资本存量全社会用电量城市建设用地面积城镇非私营单位就业人数+私营与个体单位就业人数城市实际GDP城市绿化覆盖率工业废水排放量工业二氧化硫排放量工业烟（粉）尘排放量单位亿元万千瓦 时平方千米人亿元%万吨吨吨（2）核心解释变量：土地供给结构扭曲（LandDis）。土地供给结构扭曲主要表现为在中国特有的土地制度下，受分税制改革和官员晋升机制影响的地方政府增加工业用地供给占比和缩减商住用地供给占比的差异化土地出让行为。因此，参考相关研究9，本文选取工矿仓储用地出让面积占国有建设用地供给面积的比重作为衡量土地供给结构扭曲的正向指标，该比重数值越大，意味着土地供给扭曲程度越严重。另外，在稳健性检验中，本文还选取工矿仓储用地供给总量的自然对数作为衡量土地供给结构扭曲的代理变量，从土地供给的绝对规模上衡量土地供给扭曲程度。（3）控制变量。参照已有的绿色经济效率相关研究，选取以下变量作为控制变量。具体包括：经济发展水平（EL），将城市人均实际GDP的自然对数作为城市经济发展水平的代理变量。经济发展水平与绿色经济效率密切相关，随着经济发展水平的提高，人们的绿色发展意识也会越来越强。金融发展水平（FIN），采用年末金融贷款余额占GDP的比重作为城市金融发展水平的代理变量。金融发展水平高的城市更有可能突破金融约束，为企业进行绿色创新提供资金支持，但也有可能使得金融资本过度集中于制造业、建筑业从而阻碍绿色经济效率的提高。外商投资水平（FDI），采用外商投资实际使用额的自然对数作为城市外商投资水平的代理变量。周杰琦和张莹（2021）17的研究表明，外商投资既有可能产生污染天堂效应，抑制绿色发展，也有可能产生技术溢出效应，促进绿色发展。人口集聚程度（PA），采用城市人口密度的自然对数作为城市人口集聚程度的代理变量，在城镇化过程中，人口集聚程度的增加既可能会通过规模效应促进绿色经济效率的提高，也可能会由于忽视人口规模的无序扩张而产生拥挤效应从而阻碍绿色经济效率的提高18。政府干预强度（GOV），采用地方政府一般预算内财政支出占GDP的比重作为地方政府干预程度的代理变量。一定程度的政府干预能够促进要素的有效配置，但过多的政府干预可能会对绿色经济效率产生不利影响19。（4）中介变量：产业结构优化升级（IS），采用城市第三产业增加值占GDP的比重与第二产业增加值占GDP的比重的比值作为城市产业结构优化升级程度的代理变量。城市技术创新（UI），参考王馨和王营（2021）20的研究，使用城市绿色发明专利和绿色实用新型专利申请数之和加1后进行对数化处理所得的值作为城市技术创新的代理变量。2.3数据来源与描述性统计本文样本的时间跨度为20092017年，删除数据缺失较为严重的部分城市样本，最终选取了280个地级及以上城市的数据。除土地出让数据来自历年 中国国土资源统计年鉴 外，其余变量的原始数据均来自 中国城市统计年鉴、各省份和城市的统计年鉴以及年度统计公报,所有涉及 GDP的数据均以 2009 年为基期进行平减以排除价格因素的干扰。变量的描述性统计结果见表2。表2变量描述性统计变量名GEELandDisELFINFDIPAGOVISUI变量含义绿色经济效率土地供给结构扭曲经济发展水平金融发展水平外商投资水平人口集聚程度政府干预强度产业结构优化升级城市技术创新观测值252025202520252025202520252025202520均值0.5820.30810.4300.89611.4605.75818.5700.8685.013标准差0.2370.1570.6250.5532.5760.9109.8180.4591.761最小值0.2250.0034.5950.1181.5531.6034.3880.1090最大值1.9890.85112.9707.45016.8407.88291.5514.25511.4013实证结果分析3.1基准回归结果本文先在不引入控制变量的情况下进行基准回归，再将控制变量逐个添加至模型（1）中进行回归，结果见下页表3。从SGMM的回归结果（见表3列（1）至列（6）来看，AR（2）统计量与Hansen检验结果表明,各模型中的随机扰动项均存在显著的一阶序列相关但不存在二阶序列相关且没有出现过度识别问题。此外，参考Bond等（2001）21的研究，本文采用OLS和FE估计方法对动态面板数据模型进行估计，估计结果显示，SGMM中被解释变量的一阶滞后项系数介于 FE 的估计值（0.347）与 OLS 的估计值（0.829）之间，说明SGMM估计方法是有效的。表3列（1）结果显示，在未添加任何控制变量时，本文的核心解释变量土地供给结构扭曲的一阶和二阶滞后项系数分别在5%和1%的水平上显著为负，而土地供给结构扭曲的当期对绿色经济效率的影响则并不明显。在添加控制变量进行逐步回归后，这一基本实证结果仍然稳健，证实了本文的假设1，说明土地供给结构扭曲确实阻碍了绿色经济效率的提高，地方政府越是增加工业用地比重，越会加剧土地供给结构扭曲程度，这会对绿色经济效率产生严重的负面效应，并且这种负面效应存在显著的时间滞后性。在控制变量方面，经济发展水平对绿色经济效率的影128经 济 实 证统计与决策2023年第19期总第631期响始终在1%的水平上显著为正，说明经济发展水平的提高有利于绿色经济效率的提高，经济发展水平的提高不仅增加了群众收入，改善了人民生活，而且也一定程度上增强了个人、企业以及社会的绿色发展意识，有助于绿色经济效率的提升。金融发展水平的提高对绿色经济效率发挥了抑制作用，在土地供给结构扭曲的背景下，金融发展水平的提高虽然缓解了企业的融资约束，但相比于将资金投入绿色创新，企业更愿意将资金投入短期内更有利可图的其他行业，例如，有许多房地产企业从银行获取贷款，以贷款形式购买地皮进行房地产投资，最终既不利于经济的健康发展，又使得房地产泡沫愈发膨胀，不利于绿色经济效率的提高。外商投资水平对绿色经济效率存在正向影响，说明在对外开放过程中，应该合理利用外资，提高外资引入质量，促使外商投资形成技术溢出，而杜绝成为外商投资的“污染避难所”，发挥外商投资对于绿色经济效率的促进作用。人口集聚程度上升有助于绿色经济效率的提高，人口密度的增加促进了地区的集聚发展，提高了资源利用效率，促进了绿色经济的发展。政府干预强度并未对绿色经济效率产生显著的影响。3.2稳健性检验本文采用更换核心解释变量、上下缩尾1%以及剔除直辖市样本的方法检验基准回归结果的稳健性，结果见表4。本文将核心解释变量替换为工矿仓储用地供给面积的自然对数后进行回归。原核心解释变量是从工业用地供给面积的相对规模角度来刻画土地供给结构扭曲，而使用工矿仓储用地供给面积能够从绝对规模的角度反映土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响。表4列（1）的回归结果显示，在更换核心解释变量的度量方法后，以工矿仓储用地供应面积衡量的土地供给结构扭曲的一阶和二阶滞后项对绿色经济效率的影响显著为负，这在一定程度上验证了本文实证结果的稳健性。同时，为减少异常值对回归结果的干扰，以及处理部分样本数据可能存在的不可比问题，本文分别采用上下缩尾1%和剔除直辖市样本的方法对基准模型进行稳健性检验。列（2）和列（3）的结果显示，土地供给结构扭曲的一阶和二阶滞后项的回归系数仍然显著为负。以上稳健性检验结果说明，本文的实证结果是稳健的。3.3异质性分析在对全样本进行回归分析的基础上，本文进一步基于地理区划、城市规模以及资源禀赋对土地供给结构扭曲影响绿色经济效率的异质性进行分析。首先，本文根据城市所在省份将样本城市划分为东部地区、中部地区以及西部地区三组。由下页表5的回归结果可知，土地供给结构扭曲对绿色经济效率的滞后性负面影响在东部地区和中部地区较为明显，而在西部地区土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响并不显著。可能的原因在于，一方面，东部和中部地区城市的土地供给绝对规模较大，土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响的规模效应要远大于西部地区城市；另一方面，西部地区城市近几年较为注重第三产业的发展，经济发展的生态效益较高，可能部分抵消了土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响。其次，本文根据城市规模大小，将样本城市分为中小型城市（常住人口600万），并在此基础上进行回归分析。表6的回归结果显示，土地供给结构扭曲对中小型城市和大型城市绿色经济效率的负面影响在二阶滞后项上表现更为突出，而特大型城市的土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响的时滞性有所减弱，可能的原因在于，特大型城市人口众多，劳动力资源较为丰富，经济集聚程度较高，基础设施较为完善，缩短了土地资源从出让到建设并形成产能的周期，减少了项目建设时间，使得土地供给结构扭曲更快地显现出对绿色经济效率的负面影响。进一步比较三者系数绝对值的大小可以发现，土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响还存在程度上的不同。通过比较中小型城市和大型城市估计结果回归系数的绝对值可以发现，土地供给结构扭曲的二阶滞后项对中小型城市的负面影响略大于大型城市，可能的原因在于，中小型城市可供配置的土地资源较少，稀缺程度较高的土地资源低价出让给工业企业后所带来的对城市绿色经济发展的负向影响更为突出，而相较于中小型城市，大型城市土地供给总量更大，虽然一定程度上的土地供给结构扭曲会对绿色经济效率产生负面影响，但仍有较多的其他用途土地可以合理出让并削弱这种负面影响。对于特大型城市而言，土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响程度更大，可能的原因在于，特大型城市人口众多，城市规模过大，城市环境承载力可能已经存在不足，使得土地供给结构一旦出现扭曲就会形成放大效应，从而对城市的绿色经济效率产生较强的负面影响。表6城市规模异质性回归结果变量L1.GEELandDisL1.LandDisL2.LandDis控制变量ConstantNCityAR（1）AR（2）Hansen（1）中小型城市0.511*（5.368）0.019（0.633）-0.050（-1.308）-0.065*（-1.800）YES-0.742*（-3.160）7071020.1170.3970.110（2）大型城市0.606*（5.624）-0.017（-0.481）0.010（0.336）-0.062*（-2.077）YES-0.862*（-2.038）7771120.0130.1650.149（3）特大型城市0.706*（7.023）-0.081（-1.295）-0.121*（-1.748）-0.076（-1.088）YES-0.469*（-2.192）476680.0210.1320.893最后，根据国务院2013年发布的 全国资源型城市可持续发展规划（20132020年），将样本城市划分为101个资源型城市和179个非资源型城市，从城市资源禀赋角度分析土地供给结构扭曲对绿色经济效率的异质性影响。由表7的回归结果可知，资源型城市土地供给结构扭曲对绿色经济效率存在负面影响，但这种负面影响在统计学上并不显著；而非资源型城市土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响则在一阶和二阶滞后项上均显著为负。对于这一实证结果，本文给出的解释是：对于资源型城市而言，虽然土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响为负向，但增加工业用地供给作为促进工业集聚发展的一种方式，在本地区自然资源丰富的情况下，发展相应的资源密集型工业能够享受完善的工业配套设施和便捷的交通条件所带来的便利，有助于提高资源利用效率，最终部分抵消土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响；而对于非资源型城市的地方政府而言，他们在大量低价出让工业用地的引资竞争中更为盲目，这种短视的引资行为不仅无法实现地区工业的高效率发展，而且还忽视了本地区经济发展可能存在的相对优势，使得非资源型城市的土地供给结构扭曲会更为显著地影响绿色发展，阻碍绿色经济效率的提高。表7城市资源禀赋异质性回归结果变量L1.GEELandDisL1.LandDisL2.LandDis控制变量ConstantNCityAR（1）AR（2）Hansen（1）资源型城市0.775*（33.656）0.035（0.930）-0.018（-0.591）-0.033（-1.328）YES-0.471*（-2.742）7071010.1860.3540.101（2）非资源型城市0.576*（6.341）-0.032（-1.362）-0.056*（-2.112）-0.077*（-3.179）YES-0.557*（-2.823）12531790.0020.1040.1403.4影响机制检验上文分析了土地供给结构扭曲对绿色经济效率的直接影响。接下来，本文使用中介效应模型，从产业结构优化升级和城市技术创新两个角度来验证土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响机制。将产业结构优化升级和城市技术创新分别作为被解释变量进行回归，下页表8的结果显示，土地供给结构扭曲显著阻碍了产业结构优化升级与城市技术创新，而且这种阻碍作用不论是在土地供给结构扭曲当期还是滞后一期和滞后二期都非常显著。进一步，将产业结构优化升级和城市技术创新这两个机制变量分别放入土地供给结构扭曲影响绿色经济效率的计量模型中进行估计，下页表9的结果显示，在分别加入这两个机制变量后，土地供给结构扭曲的二阶滞后项对绿色经济效率的负面影响仍然显著，说明产业结构优化升级和城市技术创新在土地供给结构扭曲对绿色经济效率的负面影响中发挥了部分中介作用，阻碍产业结构优化升级和抑制城市技术创新是土地供给结构扭曲降低绿色经济效率表5城市区域异质性回归结果变量L1.GEELandDisL1.LandDisL2.LandDis控制变量ConstantNCityAR（1）AR（2）Hansen（1）东部地区0.504*（6.375）-0.008（-0.282）-0.017（-0.509）-0.051*（-1.781）YES-1.006*（-3.697）8051150.0260.2500.162（2）中部地区0.749*（26.409）0.039（1.367）-0.025（-0.893）-0.087*（-3.606）YES-0.211*（-1.503）7491070.0190.3620.147（3）西部地区0.581*（3.873）0.013（0.315）-0.009（-0.278）-0.018（-0.601）YES-0.660*（-2.302）406580.0100.2440.681130经 济 实 证统计与决策2023年第19期总第631期的重要途径。以上分析验证了本文的假设2，说明土地供给结构扭曲会通过阻碍产业结构优化升级和抑制城市技术创新对绿色经济效率产生负面影响。表8影响机制检验结果变量L1.ISL1.UILandDisL1.LandDisL2.LandDis控制变量ConstantNCityAR（1）AR（2）Hansen（1）产业结构优化升级0.976*（46.156）-0.126*（-4.754）-0.105*（-5.233）-0.083*（-4.230）YES-0.405*（-2.590）19602800.0000.1180.120（2）城市技术创新0.817*（21.223）-0.242*（-5.932）-0.886*（-6.435）-1.113*（-6.441）YES-0.523*（-0.602）19602800.0090.4250.291表9影响机制检验结果变量L1.GEELandDisL1.LandDisL2.LandDisISUI控制变量ConstantNCityAR（1）AR（2）Hansen（1）绿色经济效率0.625*（8.363）-0.001（-0.018）-0.022（-1.126）-0.048*（-2.613）0.062*（2.587）YES-0.447*（-2.879）19602800.0170.7880.125（2）绿色经济效率0.641*（7.327）-0.005（-0.291）-0.024*（-1.264）-0.036*（-1.725）0.009*（2.178）YES-0.381*（-2.190）19602800.0130.7900.2284结论本文选取20092017年我国280个地级及以上城市的面板数据，实证检验了土地供给结构扭曲对绿色经济效率的影响及作用机制。本文的实证结果表明：土地供给结构扭曲严重阻碍了绿色经济效率的提高，这种抑制作用具有明显的时间滞后性，在使用多种稳健性检验方法进行检验后，这一实证结果仍然稳健。异质性分析结果表明，土地供给结构扭曲显著降低了东部和中部地区城市的绿色经济效率，但对西部地区城市的绿色经济效率的负面影响不显著；土地供给结构扭曲对中小型和大型城市绿色经济效率的影响存在明显的时间滞后性，但对特大型城市负面影响的时间滞后性则有所减弱；土地供给结构扭曲对非资源型城市的负面影响及其滞后性相较于资源型城市更为显著。影响机制分析结果表明，土地供给结构扭曲会通过阻碍产业结构优化升级和抑制城市技术创新这两个途径阻碍绿色经济效率的提高。参考文献：1吴敬琏.中国经济面临的挑战与选择J.中共浙江省委党校学报,2016,32(1).2林伯强,谭睿鹏.中国经济集聚与绿色经济效率J.经济研究,2019,54(2).3李斌,苏珈漩.产业结构调整有利于绿色经济发展吗?基于空间计量模型的实证研究J.生态经济,2016,32(6).4周杰文,张云,蒋正云.创新要素集聚对绿色经济效率的影响基于空间计量模型的实证分析J.生态经济,2018,34(6).5李力行,黄佩媛,马光荣.土地资源错配与中国工业企业生产率差异J.管理世界,2016,(8).6余泳泽,宋晨晨,容开建.土地资源错配与环境污染J.财经问题研究,2018,(9).7杨其静,卓品,杨继东.工业用地出让与引资质量底线竞争基于20072011 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