长江经济带绿色发展不平衡的...——市场失灵还是政府失灵？_陈芳.pdf

经济管理研究长江经济带绿色发展不平衡的驱动机制市场失灵还是政府失灵？陈芳，吴 春 玮，曹 晓 芸（安徽大学 经济学院，安徽 合肥 230000）摘要：基于20072018年长江经济带11个省市面板数据，实证分析长江经济带绿色发展不平衡的驱动机制。研究表明，在推动区域绿色协调发展上存在着政府失灵和市场失灵。应强化政府作为长江经济带绿色发展引导者的作用，扩大市场配置资源比重，建立以绿色发展为导向的政府绩效考核体系；把握绿色发展的政府环境管理与市场驱动两种机制的耦合性和联动效应，共同推进长江经济带的绿色发展；协调流域内省市之间的关系，在逐步消除行政壁垒的基础上，创造长江经济带绿色发展新的竞合关系。关键词：绿色发展不平衡；市场失灵；政府失灵；长江经济带中图分类号：F127文献标识码：A文章编号：1003-4730（2023）01-0075-10收稿日期：2022-04-22DOI：10.13757/34-1329/c.2023.01.013基金项目：国家社会科学基金一般项目“长江经济带跨界污染协同治理及政策研究”（20BJL101）。作者简介：陈芳，女，河南永城人，安徽大学经济学院副教授，理论经济学博士后；吴春玮，女，安徽合肥人，安徽大学经济学院硕士研究生；曹晓芸，女，山东东营人，安徽大学经济学院硕士研究生。绿色发展作为长江经济带发展的关键所在，面临着来自市场与政府的的双重挑战。市场失灵所表现出的外部性问题、公共物品供给短缺、信息不完全、垄断和不完全竞争问题使得长江经济带各省份间比较优势的发挥和协同受到极大制约。作为调整市场的有效手段，政府干预行为也存在在着许多失灵现象，例如拉大了城乡发展差距，加剧地方保护，加大严重环境污染和高昂能源消耗等,行政壁垒的存在使得长江经济带绿色发展与协同发展背离，绿色发展不平衡问题突出。因此推进有为政府与有效市场的相结合是解决长江经济带绿色发展不平衡问题的重要手段。探讨长江经济带绿色发展不平衡的内在触发机制，破解发展难题，深刻理解实施区域绿色发展战略的要义，各地区根据主体功能区定位，按照政策精准化、措施精细化、协调机制化的要求，发挥市场和政府的协同效应对推动长江经济带的高质量发展具有十分重要的意义。一、文献综述学术界关于政府干预与市场化程度影响绿色发展的研究主要聚焦以下几个方面：一是政府干预对绿色发展的影响。政府干预对绿色发展的影响是一把“双刃剑”，即存在着正向和负向的双重效应路径。正向效应路径下适度的政府直接介入和间接介入将会在微观层面引导企业正视环境管制政策意图，积极开展绿色工业创新，进而实现节能减排和环境保护的目标1，同时适当的政府干预还能激发环境规制对绿色全要素生产率促进作用2-3。此外在政府间的绿色发展竞争压力下，政府干预会对地方产业绿色发展产生推动作用4，而负向效应路径下政府干预与环境污染具有着不可分割的关系。地方政府为了实现短期内经济快速增长，会偏向于投资那些高产出高污染的资源密集型企业5，导致政府行政干预的越多，该地区的二氧化硫排放量就越难以控制3,6。地方官员政绩诉求也将使得政府干预对地区绿色发展产生负面影响7、通过弱化环境管制8、与高污染高耗能企业之间形成“合谋”9、财政分权体制下地方政府财权和事权不匹配10，引发地方政府间的竞争，产生重复建设、产业结构趋同和能源的过度消耗，不利于各省市之间的绿色协调发展。二是市场化程度对绿色发展的影响。市场化程度对绿色发展的影响2023年2月第42卷第1期安庆师范大学学报（社会科学版）Journal of Anqing Normal University（Social Science Edition）Feb.2023Vol.42 No.1安庆师范大学学报（社会科学版）2023年第1期路径主要表现为通过市场机制实现资源在区域间的配置，这种配置呈现出正向和负向的双重效应。正向效应下逐渐完善的各种市场机制能够带来企业微观生产效率的提高11-12，降低资源浪费，推动了中国区域绿色发展水平的提升。其次，随着市场化进程的逐渐深入，信息通过市场自由流通，各省市以信号机制的方式反映出地区行业的发展潜力和机会，降低绿色投资过程中的信息成本13，提升绿色投资的效益。然而也有学者指出市场机制对绿色发展的促进作用存在着一定程度的失灵，由于要素市场扭曲中能源价格要素的低估，使得相关企业可以密集使用低价能源要素开展生产经营活动，这种粗放增长模式的锁定导致企业研发投入动机不够强烈14，一定程度上抑制了技术创新，不利于能源效率的改善。此外由于市场经济的根本目的在于追求经济效益而不是改善生态环境15，在资本追求利润最大化的动机驱动下，市场化程度的提升可能会吸引资源型产业“扎堆”式集聚，在缺乏有效管制的情况下，导致自然资源过度开采、污染物肆意排放、进一步加剧环境污染16。通过对已有研究的梳理，鲜有文献将市场化、政府干预与绿色发展置于一个分析框架，对于市场与政府失灵对绿色发展影响差异的研究更少。随着市场化改革的深化及绿色发展的实践，有必要系统全面的认识市场化和政府干预在长江经济带绿色发展中的作用。本文采用20072018年省际面板数据，实证检验市场化和政府干预对长江经济带绿色发展水平及协调度的影响，从而深入识别长江经济带绿色发展不平衡的触发机制。二、理论分析与研究假设（一）市场化程度对长江经济带绿色发展的影响机理一个地区的市场化程度在一定程度上能够体现出该地区的市场化活力，市场化程度越高越能够说明该地区的资源配置合理化的程度就越高，资源配置效率的提升将进一步提高能源的利用效率，而能源效率的改进对于环境质量的改善具有促进作用。在一定的的生产技术特征和政府干预强度下，基于对外开放水平提高的市场化程度提升将使得该地区的绿色技术更容易受到周边地区技术水平的辐射影响17。然而市场失灵是任何区域市场无法规避的问题，特别是在市场机制并不完善的省域18，这些市场化程度较低省域市场的资源配置效率相比市场化程度较高的省域来说相对较弱，导致资源的浪费等情形的出现，不利于市场机制对长江经济带绿色协调发展的调节作用。基于长江经济带各省市之间市场化程度的实际差异，市场机制对绿色发展水平的影响也存在着一定的差异。高市场化程度地区通过改善地区的开发水平，促进产品竞争，提高技术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，且能够提升落后地区对技术的吸收能力，从而实现技术溢出效应19，厂商生产效率也将大幅度提升，有利于减少排污量，从而带动地区整体的绿色发展水平提升。其次从微观层面来看，市场机制能够倒逼企业绿色发展。由于企业的生产经营活动将会受到市场需求的影响，随着绿色消费、绿色生活理念的深入人心，消费者的绿色需求将会倒逼作为供给方的企业生产绿色产品、转变生产经营方式。然而，由于市场化程度在长江经济带区域间的不平衡，使得在其作用下的区域绿色发展水平的增长也呈现出较大的差距，同时，由于市场化程度的劣势，低市场化程度地区各要素主体进行要素投入的交易成本要高于高市场化程度地区，这不仅减少了落后省域的绿色生产要素投入量和收益率，而且提升了高市场化水平省域的绿色要素丰裕量，使得落后省域绿色发展水平受到极大限制，发达省域的绿色发展获得更为有利的市场条件，使得长江经济带区域间的绿色发展水平差距也在逐步扩大。此外，由于不完善的市场环境和低效率的资源配置，引发了低市场化程度地区的绿色生产要素外流，从而加剧了长江经济带绿色发展不平衡的现状。假设1：市场化程度通过影响绿色发展水平加剧了绿色发展不平衡。（二）政府干预对长江经济带绿色发展的影响机理政府干预作为地方发展的一个制度因素，会对地区的经济与环境问题产生一定的影响，是推动绿色发展的重要主体20。政府的适当干预可以有效缓解市场失灵所造成的一系列问题，促进长江经济带的绿色发展。首先，政府的制度供给有利于明确责任主体，促进绿色发展高效顺利推进。其次，政府的监督管理有利于绿色发展的规划落实、责任到位、评价公开、赏罚透明，为绿色发展营造一个健康有序的良好环境。通过依法依规的行政监督、财政监督、审计监督和司法机构的法律监 76第42卷总第232期督，加大对环境违法行为的处罚力度，矫正市场环境在促进环境保护与资源利用可持续方面能力的缺陷，使资源配置达到高效。最后，政府干预通过绿色财政支出等手段激励企业进行科技创新，生产出更多的清洁型产品，从而促进地区的绿色发展。另外，绿色财政支出还具有引致效应，通过引导非政府的投资方向，吸引更多的社会资本，既促进了地区的经济发展又减少了环境污染。尽管政府的介入是调节市场，促进区域绿色发展的有效手段，但并不是所有的政府干预所产生的外部影响都是符合预期的。一旦政府管制过度后反而会使市场信号扭曲、要素配置失衡21。过度的政府干预将分别通过影响绿色发展水平和协调度加剧绿色发展不平衡的现状：从影响绿色发展水平路径来看，政府干预程度过高地区的政府对于经济发展的参与度就越高，为了拉动就业促进地区经济增长，政府可能会更多关注地方当前的经济发展情况，而忽略对环境的关注，降低环境标准，放松对污染产业的管制，以牺牲环境为代价来换取经济的高速增长，长此以往便会恶化生态环境，对地区的绿色发展水平造成一定的负面影响3。由于长江经济带各省市的政府干预程度不平衡导致各省市在政府干预下的绿色发展水平也呈现一定的差距，致使长江经济带绿色发展不平衡的现象出现。从影响绿色发展协调度路径来看：由于中国的财政分权与政绩考核体制，使地方政府当前的环境政策之间存在相互攀比式竞争的现象，一方面地方政府大量吸收污染严重但可以提供大量产值的重工业产业，另一方面加大对本地自然资源的开发利用，通过对自然资源过度开采，换来经济的短期快速上升。同时由于政府干预下的地方保护主义，环境污染的外部性显著，进一步导致了环境区域协调治理的困难，长江经济带上游地区的污染排放至下游地区的情况屡见不鲜。政府过多的干预所造成的是无效率产出的增加、环境治理投资的减少、生态保护的难度加大，对提高长江经济带绿色发展水平具有明显的抑制效应。此外地方政府竞争行为必然引致正、负双重效应，其对区域绿色协调发展的影响作用是这双重效应博弈的结果。适度的地方政府干预，其正向效应要强于负向效应，有利于长江经济带绿色协调发展；而过度的地方政府干预，其负向效应要强于正向效应，会在地区间低水平竞争的恶性循环中导致重复建设、过度投资和严重的资源浪费，扭曲要素资源配置、恶化能源利用效率10，制约了长江经济带绿色协调发展，引致长江经济带绿色发展不平衡的结果。另外，由于省域间的行政划分使得各级政府必须严格遵循“下级服从上级，地方服从中央”的政治规则，省域政府之间的合作需要和意愿通常会因行政壁垒而困难重重，长江经济带绿色治理受这种权利运行模式的影响，行政分割使得其难以高效实现地区间的协同发展22。除此之外，政府及其行政职能机关为了排除区域之间的竞争，使区域企业形成独占垄断，会采用一系列行政手段或行政命令来建立起行政性市场壁垒，对本区域市场主体外的经济活动和经济主体继续强行抑制23，不利于长江经济带各省市之间的交流协作，一定程度上削弱了中央宏观调控的能力。假设2：政府干预程度对长江经济带绿色发展水平具有倒U型的影响；假设3：政府干预通过影响绿色发展协调度对长江经济带绿色发展不平衡产生影响；假设4：行政分割下政府干预过度将会对长江经济带绿色发展产生负面影响，加剧长江经济带绿色发展不平衡的局面。三、模型设定与数据说明（一）计量模型设定基于上述理论分析，构建如下的计量模型用以考察市场化程度和政府干预对长江经济带绿色发展水平以及绿色发展协调度的影响：levelkt=0+1GovIkt+2GovIkt2+3MFkt+4MFkt2+5MFkt*GovIkt+Xkt+kt（1）Coorkt=0+1GovIkt+2GovIkt2+3MFkt+4MFkt2+5MFkt*GovIkt+Xkt+kt（2）其中，levelkt表示t年k地区的绿色发展水平，Coorkt 表示 t 年 k 地区的绿色发展协调度指数，MFkt表示t年k地区的市场化程度，GovIkt表示t年k 地区政府干预程度，是核心解释变量，二次项GovIkt2、MFkt2与交互项MFkt*GovIkt用来检验变量的非线性影响和交互影响。与为解释变量的回归系数，Xkt为其他影响绿色发展的控制变量，包括能源结构（energystr）、产业结构（industry）、研发投入（r&d）、对外开放（open）、经济增长（pgdp），为减少数据波动性降低异方差性将经济增长作对数陈芳，吴春玮，曹晓芸：长江经济带绿色发展不平衡的驱动机制 77 77安庆师范大学学报（社会科学版）2023年第1期处理。kt为随机误差项。（二）数据处理与变量说明本文样本数据由 20072018 年长江经济带11个省市的面板数据组成。文中原始数据主要来源于20082019年 中国环境统计年鉴 中国科技统计年鉴 中国能源统计年鉴 和长江经济带各省市历年统计年鉴，个别数据缺失值采用插值法进行补充。主要变量的描述性统计如下（表1）：表1变量描述性统计变量类型被解释变量解释变量控制变量变量名称绿色发展水平（level）绿色发展协调度（Coor）市场化程度（MF）政府干预（Govl）产业结构（industry）对外开放（open）能源结构（energystr）研发投入（rd）经济增长（lnpgdp）衡量方法从绿色增长、绿色基础、绿色治理三个层面构建指标体系来衡量24采用绿色发展追赶系数来表示协调程度采用 中国市场化指数各地区市场化相对进程报告 中省级市场化的总指数财政支出/地区GDP第二产业产值/地区GDP外商直接投资/地区GDP煤炭消费量/能源消费总量研发支出/地区GDP人均GDP样本量132132132132132132132132132均值0.4120.8527.0450.2160.4560.006 870.8781.5942.35方差0.04620.050 81.8330.072 20.058 70.008 220.2840.7830.06最小值0.3050.7943.530.096 30.2880.000 3420.069 30.4772.194最大值0.5090.99311.710.4020.5560.039 71.4683.9342.477四、实证分析（一）政府干预与市场化程度对长江经济带绿色发展水平影响的实证检验面板数据容易产生异方差与序列相关的问题，可能会导致OLS估计失效25。为消除异方差和序列相关的不良影响，本部分首先采用Haus-man检验来确定选择固定效应还是随机效应，然后运用怀特检验是否存在异方差，最后得出模型估计存在异方差（怀特检验p0.001），因此本文选择采用FGLS估计方法来排除异方差的影响。表2列出了六种模型回归结果，为了检验估计结果的稳健性，依次加入控制变量。回归结果显示：样本区域内，政府干预程度一次项对长江经济带绿色发展水平的影响系数显著为正，政府干预程度二次项的系数显著为负，表明政府干预对长江经济带绿色发展水平的影响呈“倒U型”变化特征，即在初期政府干预程度较低时，这种影响为正，政府的一系列干预手段可以有效调节资源配置，缓解由于市场失灵所导致的垄断和信息不对称等问题，有利于经济发展效率的提高、减少资源浪费，会显著促进长江经济带绿色发展水平的总体提升。当政府干预程度超过一定点之后（例如模型6中，当政府干预程度大于 0.641 时，发生政府失灵），导致政府干预反向抑制了长江经济带绿色发展水平的提升，因此处于不同政府干预程度的各省市，政府干预对绿色发展水平的影响存在着不平衡的特征，造成绿色发展水平差距的出现，加剧了长江经济带绿色发展不平衡的现象，验证了本文的假设2。样本区域内，市场化程度一次项对长江经济带绿色发展水平的影响系数显著为正，其二次项系数并不显著，表明市场化程度对长江经济带绿色发展水平具有一定的促进作用，随着市场化程度的不断加深，市场机制促进人口、资金、技术、信息等生产要素的不断集聚，有利于实现资源的优化配置，从而使得长江经济带区域内各省市产业结构优化，促进区域经济绿色转型，有利于提升长江经济带的绿色发展水平。这从侧面印证了高市场化程度地区的绿色发展水平将会高于低市场化程度地区，市场化程度的差异导致长江经济带省域之间的绿色发展水平存在差距，对长江经济带绿色协调发展造成负面影响，导致了长江经济带绿色发展不平衡的局面，验证了本文的假设1。此外，市场化指数和政府干预程度的交互项回归结果显示，交互项系数显著为负，表明政府干预与市场化的交互效应对长江经济带绿色发展水平具有负向抑制作用，这意味着在市场手段发挥资源配置体制下，当地方政府干预过多时将造成 78第42卷总第232期重复投资和建设、同质化竞争等市场失灵问题，恶化了长江经济带区域内的资源配置效率，引发了严重的环境负外部性26，其对绿色发展水平的抑制效应将抵消市场化对绿色发展水平的促进作用。长江经济带绿色发展不平衡的典型事实印证了回归结果。首先，由于市场失灵和政府失灵所导致的资源错配率上升和产业布局不合理，加大了长江经济带的环境承载压力。如煤炭等能源基地主要集中在中西部地区，而钢铁、石化、建材等耗能型企业则多集中在东部地区；大量的进口油从东部上岸后往返运输中西部加工；东部地区轻工、纺织等产业外向型特征明显，而棉、毛、麻、丝等天然纤维原料需要从中、西部地区调运。其次，长江经济带东部市场未能带动产业结构的调整与转型，经济下行弱化东部企业的节能减排意愿，导致东部地区企业在污染治理和节能减排方面的投资不足。而中部地区由于其经济发展长期由重化工业占主导地位，无法通过市场调控促进产业绿色转型。最后，西部地区的绿色制造技术和创新能力较弱，与长江经济带东中部地区的技术发展差距较大，由于市场壁垒和行政壁垒的存在，较难获得技术外溢的红利。在控制变量上，产业结构（industry）对长江经济带绿色发展水平具有促进作用，充分说明产业结构的优化是促进长江经济带绿色发展的重要因素；对外开放（open）水平的提升在促进经济飞速发展的同时，也存在这“污染避难所“的现象，即对外开放使得长江经济带承受了国外高污染产业转移的环境成本，进一步阻碍长江经济带的绿色发展水平的提升；能源结构（energystr）对长江经济带绿色发展的影响显著为负，由于煤炭能源的低热效率，所以煤炭能源使用比重越大则越不利于长江经济带的绿色发展；研发投入（rd）变量显著为正，说明研发投入的提高将带动技术革新，促进清洁生产技术与污染治理技术的绿色技术进步，科技创新能力强，在一定产出水平下，资源消耗越低，污染排放强度越弱，降低对生态环境的破坏程度，从而对长江经济带整体绿色发展水平起到促进作用；经济增长（pgdp）能够为工业企业绿色转型提供物质基础，促进居民环保意识的提升并约束企业的排污行为，对长江经济带绿色发展起到了重要的推动作用（表2）。表2政府干预与市场化程度对长江经济带绿色发展的影响govlgovl2mfmf2Govl*mfindustryopenenergystrrdlnpgdpConstant观测值(1)level1.103*(0.416)-0.910*(0.544)0.012 4(0.013 6)0.000 980*(0.000 579)-0.088 5*(0.027 5)0.207*(0.090 4)132(2)level1.424*(0.383)-1.333*(0.547)0.026 7*(0.011 4)0.000 311(0.000 485)-0.120*(0.023 6)-0.116*(0.039 0)0.193*(0.080 2)132(3)level1.367*(0.390)-1.264*(0.565)0.0285*(0.011 5)0.000 193(0.000 495)-0.115*(0.0245)-0.121*(0.0439)-0.475*(0.241)0.192*(0.081 5)132(4)level1.157*(0.264)-0.636(0.423)0.023 5*(0.007 28)0.000 378(0.000 305)-0.121*(0.015 0)0.025 6(0.035 5)-0.051 2(0.139)-0.063 8*(0.006 06)0.229*(0.050 3)132(5)level2.141*(0.275)-1.366*(0.329)0.051 3*(0.009 54)-0.000 744*(0.0003 79)-0.218*(0.017 7)0.090 6*(0.025 7)-0.138(0.152)-0.052 7*(0.003 88)0.035 3*(0.002 41)-0.041 0(0.067 7)132(6)level2.171*(0.280)-1.694*(0.360)0.042 8*(0.009 76)-0.000 385(0.000 395)-0.207*(0.018 3)0.067 7*(0.028 2)-0.339*(0.182)-0.042 2*(0.004 66)0.025 3*(0.003 17)0.176*(0.038 6)-0.399*(0.110)132注：括号内为稳健标准误，*、*、*分别表示1%、5%和10%的显著水平，下同。陈芳，吴春玮，曹晓芸：长江经济带绿色发展不平衡的驱动机制 79 79安庆师范大学学报（社会科学版）2023年第1期（二）政府干预与市场化程度对长江经济带内部绿色发展协调度影响的实证检验为了进一步识别政府干预与市场化程度对长江经济带内部绿色发展协调度的影响，表3也依次列出了六种回归结果。回归结果显示：样本区域内，政府干预对长江经济带绿色发展协调度的一次项系数显著为负，其二次项系数显著为正，表明政府干预对长江经济带内部绿色发展协调度的影响呈“U”型变化特征，即当政府干预处于“U”型曲线两段时，经济追赶效应会推动地区间形成错位分工的发展格局27，通过优化要素的空间配置提升长江经济带整体绿色发展水平，拓展发达地区绿色转型空间并提升欠发达地区的生产效率，发挥省际之间的协调效应，对长江经济带绿色协调发展起到了一定的促进作用。当政府干预处于U型拐点附近时，欠发达地区由于对投入型和污染型的路径依赖，此时政府干预偏向于刺激经济增长而忽视了对环境污染的关注，导致此时政府干预的协调作用失效。落脚于长江经济带的现实层面，由于各省市地方政府环境政策之间存在着相互攀比式的竞争，其目的往往不是仅仅为了解决本地区的环境问题，导致出现了“绿色悖论”和“逐底效应”现象（何爱平，2019），最终造成长江经济带绿色发展不平衡的现象。验证了本文假说3。市场化程度的一次项与二次项系数均不显著，这表明由于生态环境的公共物品属性，存在很强的负外部性和搭便车问题，长江经济带区域中每个理性的经济主体都希望别人出面与污染者交涉，然后自己在不分担交易成本的前提下获取交易收益28，于是市场机制无法自发调节地区经济主体自觉参与到绿色发展之中，要素不自由流动造成无法缩小长江经济带内部的绿色发展的差距，加剧了长江经济带绿色发展不平衡的现象。市场化程度与政府干预程度的交互项显著为负，表明在市场化进程中，过度的政府干预将会导致长江经济带内部绿色发展协调度降低，不利于长江经济带整体的高质量发展，此外由于长江经济带流域内各省市市场化程度的差距使得区域之间的绿色发展意愿和目标各不相同，市场化程度高的地区更加追求绿色高质量发展，而市场化程度低的地区却面临经济增长与生态保护的双重压力，这就使得地方政府在落实绿色发展理念的过程中所采取的行为有所差异，进而不利于长江经济带内部绿色协调发展。总的来看，政府干预对长江经济带绿色发展不平衡的影响明显大于市场机制对其的影响，政府干预不当所造成的政府失灵将进一步扭曲市场在资源配置和要素流通中的作用，造成更大的失灵，不利于长江经济带各省市之间在绿色发展上的协作，造成了长江经济带绿色发展不平衡这一现象的出现。产业结构、经济增长和研发投入对长江经济带绿色发展协调度的影响显著为正，对外开放对绿色发展协调度的影响显著为负，能源结构对绿色发展协调度的影响并不显著。产业结构升级能够释放长江经济带区域要素的再配置红利，表现为协同节能减排成效、培育长江经济带内部关联性较强的新兴产业；经济发展和技术水平的提升具有一定的溢出效应，绿色发展高水平省市将带动绿色发展低水平省市，有效缩小长江经济带内绿色发展水平差距，促进流域内的协调合作。由于当前长江经济带仍然存在“以资引资”问题29，人力资本和研发资本未能充分发挥其吸收消化再创新的作用，外商直接投资可能仅仅会对长江经济带资本存量较高的地区产生水平增长效应，无法通过技术和人员流动的外溢效应对周边地区产生高层次的技术溢出，从而限制长江经济带区域绿色协调发展。（三）稳健性检验为了检验回归结果的可靠性，本文对上述结果进行三种稳健性检验，表4分别报告了三种稳健性检验的回归结果，稳健性检验结果都一致支持了本文上述基准回归结果。1.压缩样本时间剔除2007年和2018年样本数据以缩短时间减少数据量对上述方程进行回归来验证结论的可靠性，结果如表5列（1）与列（2）所示，列（1）中，政府干预的一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，市场化程度一次项和二次项系数均不显著，控制变量也与基准回归结果基本一致。列（2）中的政府干预一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，市场化程度一次项系数不显著且控制变量系数与显著程度同前述结果基本保持一致，验证了本文基准回归结果的稳健性。2.将被解释变量滞后一期分别将被解释变量绿色发展水平（level）与绿色发展协调度（coor）滞后一期对上述方程进行回归，对被解释变量绿色发展水平（level）滞后一期的回归结果9如表5的列（3）所示，对被解释变量 80第42卷总第232期绿色发展协调度（coor）滞后一期的回归结果如列（4）所示，两列回归结果都大致与基准回归结果相同，这进一步检验了本文基准回归结果的稳健性，即考虑了绿色发展水平和绿色发展协调度度量可能存在的滞后性之后不会改变本文的核心结论。3.增加控制变量加入绿色财政支出。本文使用各省市节能环保支出占一般公共财政支出的比重衡量绿色财政支出水平，并将其分别加入方程（1）和方程（2）中重新估计。回归结果如表3列（5）和列（6）所示，回归结果表明前文的主要发现依然成立，且绿色财政支出对长江经济带绿色发展水平显著为负，表明过度的财政投资会导致财政支出的无效率以及对环境保护活动的扭曲。绿色财政支出对长江经济带绿色发展协调度的影响在1%的水平上显著为正，可能是由于绿色财政具有引致效应3，通过引导非政府的投资方向，吸引更多的社会资本，同时吸引其他地区高新技术产业的进入，既促进了长江经济带地区的经济发展又减少了环境污染（表3、表4）。表3政府干预与市场化程度对长江经济带绿色发展协调度的影响govlgovl2mfmf2Govl*mfindustryopenenergystrrdlnpgdpConstant观测值(1)coor-0.864*(0.141)1.333*(0.171)-0.001 58(0.004 37)0.000 345*(0.000 179)0.011 5(0.010 4)0.943*(0.028 4)132(2)coor-0.887*(0.154)1.368*(0.186)-0.002 59(0.004 67)0.000 388*(0.000 183)0.014 9(0.011 3)0.032 5*(0.012 9)0.930*(0.029 2)132(3)coor-0.846*(0.155)1.336*(0.191)-0.001 35(0.004 49)0.000 368*(0.000 174)0.011 2(0.011 3)0.035 0*(0.013 1)0.091 7(0.104)0.919*(0.028 5)132(4)coor-0.745*(0.140)1.303*(0.188)0.000 386(0.003 81)0.000 314*(0.000 165)-0.001 90(0.009 93)0.063 2*(0.013 2)0.102(0.102)-0.019 7*(0.002 48)0.913*(0.022 9)132(5)coor-0.292*(0.144)0.620*(0.197)-0.002 48(0.003 86)0.000 326*(0.000 175)-0.026 4*(0.010 7)0.076 5*(0.015 0)-0.187*(0.104)-0.003 32(0.002 33)0.031 4*(0.002 35)0.841*(0.026 0)132(6)coor-0.339*(0.147)0.642*(0.194)-0.002 58(0.004 57)0.000 286(0.000 221)-0.022 1*(0.010 6)0.070 0*(0.015 7)-0.216*(0.105)-7.96e-05(0.002 59)0.024 6*(0.002 53)0.112*(0.027 9)0.594*(0.075 3)132注：括号内为稳健标准误，*、*、*分别表示1%、5%和10%的显著水平。陈芳，吴春玮，曹晓芸：长江经济带绿色发展不平衡的驱动机制 81 81安庆师范大学学报（社会科学版）2023年第1期表4稳健性检验govlgovl2mfmf2govl*mfindustryopenenergystrrdlnpgdpexpConstant观测值(1)level1.391*(0.187)-1.104*(0.301)0.004 19(0.015 5)0.001 13(0.000 765)-0.149*(0.018 5)-0.008 07(0.047 6)0.108(0.227)-0.036 5*(0.007 47)0.018 3*(0.003 88)0.239*(0.069 9)-0.262*(0.114)110(5)coor-0.339*(0.117)0.903*(0.145)0.000 559(0.005 06)0.000 910*(0.000 265)-0.045 7*(0.008 95)0.057 2*(0.015 1)-0.0516(0.038 6)0.002 05(0.001 70)0.025 6*(0.002 39)-0.049 8(0.038 1)0.945*(0.085 5)110(3)level1.211*(0.352)-0.644(0.442)0.010 5(0.010 3)0.000 752*(0.000 357)-0.147*(0.024 1)0.008 74(0.031 6)-0.298(0.288)-0.029 6*(0.006 24)0.023 0*(0.004 10)0.188*(0.065 6)-0.169(0.156)132(4)coor-0.339*(0.147)0.642*(0.194)-0.002 58(0.004 57)0.000 286(0.000 221)-0.022 1*(0.010 6)0.070 0*(0.015 7)-0.216*(0.105)-7.96e-05(0.002 59)0.024 6*(0.002 53)0.112*(0.027 9)0.594*(0.075 3)132(1)level-0.555*(0.049 7)1.165*(0.105)-0.042 2*(0.001 18)0.002 48*(8.19e-05)0.074 0*(0.008 43)-0.184(0.145)-0.032 6*(0.001 52)0.018 1*(0.001 00)0.192*(0.014 4)-0.555*(0.049 7)-0.481*(0.027 6)0.166*(0.031 7)132(2)coor-1.053*(0.129)2.040*(0.279)-0.003 41(0.003 61)0.000 509*(0.000 220)0.157*(0.026 2)-0.700*(0.085 7)-0.003 15(0.002 24)0.031 8*(0.003 39)0.131*(0.033 5)-1.053*(0.129)1.505*(0.169)0.518*(0.083 5)132注：括号内为稳健标准误，*、*、*分别表示1%、5%和10%的显著水平。五、进一步分析据前文分析和实证检验可知政府失灵为影响长江经济带绿色发展不平衡的主导因素，事实上由于省际行政壁垒的存在阻断了各类生产要素在长江经济带内各省际之间的自由流动和市场配置，可能会加剧长江经济带绿色发展的不平衡。分税制改革实施后，行政机构管理地方经济，行政区域的分治状态造成了地方经济发展也以行政区为界，形成行政壁垒。具体来说，地方政府为了各自自身的利益，经常会存在地区之间的竞争，通过在税收、信贷方面对区域内和区域外实施不同的政策，以争夺资本、劳动力等资源，保证地区经济等快速发展30。在长江经济带省际发展的竞争中，这种以省级行政单位为核心而实施的偏重保护行政区域内经济发展的双重政策以及其所形成的行政壁垒，阻碍了长江经济带各省市之间的生产要素和产品的自由流动，降低了市场的资源配置效率，不利于长江经济间的产业转移和升级优化，大大降低了地区间产业合作的效率。同时，由于行政壁垒的存在，各省市的环境标准存在差异，体制机制存在一定障碍，是制约长江经济带的绿色协调发展关键因素。基于以上行政分割对长江经济带绿色发展协调度影响的机理分析，本部分借助于不同省份的地级市数量（AD）作为行政分割的替代指标，加入政府干预域行政分割的交互项（Govl*AD），用以检验行政分割下政府的干预手段对长江经济带绿色发展水平和协调度的影响，进而分析行政分割下政府干预对长江经济带绿色发展不平衡的影响（表5）：82第42卷总第232期表5行政分割下政府干预对长江经济带绿色发展的影响govlgovl2mfmf2Govl*mfGovl*ADindustryopenenergystrrdlnpgdpConstant观测值(1)coor-0.416*(0.088 8)0.906*(0.105)0.015 9*(0.003 13)-0.000 387*(0.000 140)-0.023 2*(0.006 89)-0.009 70*(0.000 571)0.852*(0.018 5)132(2)coor-0.032 5(0.132)0.341*(0.176)0.003 23(0.004 11)7.91e-05(0.000 179)-0.039 3*(0.009 08)-0.009 17*(0.001 04)0.096 1*(0.014 8)-0.054 1(0.091 8)-0.002 14(0.002 27)0.024 7*(0.002 13)0.090 2*(0.027 4)0.597*(0.073 1)132(3)level-0.191(0.309)0.480(0.379)-0.028 9*(0.011 0)0.002 23*(0.000 455)-0.001 87(0.022 9)0.000 604(0.001 99)0.519*(0.067 7)132(4)level1.167*(0.346)-0.607(0.433)0.008 61(0.010 2)0.000 821*(0.000 357)-0.142*(0.023 9)-0.000 551(0.002 77)0.011 3(0.032 1)-0.30 8(0.287)-0.028 3*(0.006 25)0.022 6*(0.004 25)0.185*(0.064 5)-0.151(0.155)132注：括号内为稳健标准误，*、*、*分别表示1%、5%和10%的显著水平。表5反映了行政分割下，市场和政府因素影响长江经济带绿色发展水平和绿色发展协调度的经济计量结果。结果显示，行政分割和政府干预的交互项对长江经济带绿色发展协调度影响显著为负，而行政分割与政府干预的交互项对长江经济带绿色发展水平的影响并不显著，说明在行政分割下，长江经济带各省市的