环境规制、绿色技术创新与我国经济高质量发展*——基于中介效应及调节效应的实证检验

武云亮 钱嘉兢 张廷海

(安徽财经大学 国际经济贸易学院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

自党的十八大首次提出“美丽中国”这一概念后，绿色发展理念逐渐深入人心，随后党的十九大又提出“经济高质量发展”，协同推进我国生态文明建设与经济高质量发展。当前，我国经济增长速度与数量的目标要求已基本实现，于是“提高发展质量”就成为新时代的主导方向。高速增长目标可表述为一个统一体，但高质量发展却是多元化的[1]，除了涵盖生产效率、经济结构与产品质量等经济问题，更需要重视生态环境、社会协调等这些发展问题。

绿色技术创新因兼顾“绿色”与“创新”两大发展理念，注重通过创新技术来提供全新的产品工艺与服务市场，将自然资源的耗费与生态环境的损害降到最低，为中国实现绿色健康发展提供了动力支持。此外，中国市场竞争环境质量正在逐渐提升，市场在资源配置中已基本成为决定性因素，如果忽视其与经济发展之间的关系，必然不利于全面考察影响中国经济高质量发展的制度因素。因此，伴随我国市场化进程持续推进，如何在一个合理的环境管制强度下，驱动开发绿色技术创新效率，实现经济发展方式转变和产业转型升级，最终推动我国经济高质量发展是当前必须攻克的难题。

二、已有研究综述

以下主要从经济高质量发展评价及影响因素、环境规制对经济高质量发展的影响、绿色技术创新对经济高质量发展的影响三个方面对已有研究进行综述。

关于经济高质量发展的研究。梳理现有研究文献，发现国内学者主要对经济高质量发展的含义、测度以及如何实现经济高质量发展等方面研究居多。任保平、李禹墨等(2018)[2]指出经济高质量发展经历了量与质协调的演化发展，已经不再单纯只追求数量的增长，更多还是以质量取胜。徐瑞慧(2018)[3]从经济增长基本面、社会发展和环境保护等方面来综合衡量发展质量。王群勇等(2018)[4]考虑到经济高质量发展涉及范围较广，提出了新发展理念下的多维度指标体系。在影响因素方面，已有研究分析了科技创新、环境规制(上官绪明和葛斌华，2020)[5]、人力资本(刘伟和蔡志洲，2018)[6]及货币政策(刘金全等，2019)[7]等对经济高质量发展的影响。

关于环境规制影响经济高质量发展的研究。多数学者支持“创新补偿理论”，认为环境规制可以促进经济高质量增长。Ferjani、Ali(2011)[8]研究发现，环境管制虽然会提高企业生产成本，但又可以通过激励企业创新抵消成本效应，促进经济增长。另外，进一步加强地方政府环保法规的实施，也将促进中国绿色经济的快速发展(汤旖璆，2017[9]；郭捷等，2020[10])。陶静、胡雪萍(2019)[11]通过对省际面板数据的实证分析，认为在一定条件下，环境规制与经济高质量发展间的倒“U”型非线性关系显著。

关于绿色技术创新对经济高质量发展的影响研究。现有文献中，陈艳春(2019)[12]等人认为随着绿色技术存量的逐渐提升，产出增长率增加促使经济转型，从而有效促进经济高质量发展。Benhong Peng(2020)[13]等学者以江苏省制造业绿色技术为例进行实证探究，得出绿色技术创新的生态价值不断提高，以创新的方式可推动江苏省经济的可持续发展的结论。还有学者研究发现绿色技术创新对经济发展质量的影响并不是单一线性效应，而是随分工水平呈现阶段性特征(彭文斌，2019)[14]。

目前，学者们的研究重点多集中在环境规制、绿色技术创新与经济增长之间的关系上，而对这三者的综合分析较少。论文在采用熵值法科学测度经济高质量发展综合指数的基础上，将绿色技术创新、市场化程度纳入环境规制与经济高质量发展的模型框架中，利用中介效应及调节效应模型，更加全面地识别绿色技术创新和市场化程度影响环境规制推动经济高质量发展的主要路径通道，拓展了相关研究领域。

三、理论机理与研究假设

(一)环境规制对经济高质量发展的作用机理

环境规制是指政府以控制环境污染、改善生态环境为目的，对企业的资源利用进行直接或间接控制和干预的行为，包括污染物排放标准制定、环保稽查、污染税征收等主要措施和手段。环境规制的主要目的是保护环境，同时又需兼顾经济增长、社会协调等目标。总体来说，环境规制对经济高质量发展有双向影响。一方面，环境规制会通过“成本效应”影响经济的高质量发展。在其生产经营过程中，企业为遵守环境法规会把一部分资本、劳动力等其他资源用于环境治理上，环境成本增加，企业生产活动受到抑制。同时，在污染控制方面的开支大量增加，导致其他领域的投资减少，阻碍了企业的经济可持续发展。另一方面，随着规制强度的提升，所产生的“创新补偿”效应又可以推动经济增长。环境规制会使企业的生产成本上涨，为提高市场竞争力，企业会加大研发经费和人员投入力度，以提高技术创新效率激发企业市场新活力[15]，从而大大抵消所增加的成本。基于此，本文提出假说H1a、H1b和H1c。

H1a：环境规制会对经济高质量发展产生抑制作用。

H1b：环境规制会对经济高质量发展产生促进作用。

H1c：环境规制与经济高质量发展之间存在非线性关系。

(二)绿色技术创新对经济高质量发展的作用机理

所谓技术创新是改进现有或创造新的产品、生产过程或服务方式的技术活动，而绿色技术创新就是同时兼顾“绿色”和“创新”两大理念，以节约资源和能源，避免、消除或减轻生态环境污染或破坏为目标的管理创新和技术创新。加强绿色技术创新，可以为经济发展注入新动力。如今的绿色技术创新已不再局限于简单的降低生产成本和提高经济效率，而强调通过建立管理模式和监管机制，协调经济、资源和环境，“倒逼”生产者把用于环境资源保护的成本考虑进企业生产成本中，使得清洁生产技术、绿色技术设备等需求不断增加，从而促进相关领域的深入研究和开发，有效供应生态环保产品。新时代背景下，推动绿色技术创新，加速生产过程的绿色、智能、可再生循环，触发各类生产组织在发展战略、产品服务、组织体系等方面的绿色转型，由此推动与我国自然环境相协调的经济高质量发展。基于以上分析，本文提出假说H2。

H2：绿色技术创新能够促进经济高质量发展。

(三)环境规制对绿色技术创新的作用机理

关于环境规制对绿色技术创新的影响可从两方面来分析。首先，环境政策法规要求那些受监管企业需配置终端治理污染的设备，导致污染治理投资和生产要素成本增加，竞争优势丧失[16]，这样带来的结果使企业减少对绿色技术的创新研发和投资力度。其次，“波特假说”表明，面对环境法规的约束，高额经营成本会抑制企业进行技术创新，但如果技术创新所带来的收益大于增加的生产成本，企业反而会加大对绿色技术研发的资金投入，以提高生产效率和转变生产方式所带来的创新效应。基于以上分析，本文提出假设H3a、H3b和H3c。

H3a：环境规制对绿色技术创新产生负向影响。

H3b：环境规制对绿色技术创新产生正向影响。

H3c：环境规制与绿色技术创新之间呈非线性关系。

(四)绿色技术创新的中介作用

结合以上分析，环境规制通过成本效应和创新补偿效应影响着经济发展，绿色技术创新对经济发展质量的提升起到一定的推动作用，同时环境规制又进一步影响着绿色技术创新水平。因此，猜想环境规制对经济高质量发展的影响可能部分是通过绿色技术创新作为传导来发挥作用的，即绿色技术创新在环境规制与经济高质量发展之间会起到部分中介变量的作用。基于此，本文提出假设H4。

H4：绿色技术创新在环境规制与经济高质量发展之间具有中介效应。

(五)市场化程度的调节作用

市场化程度充分体现出社会经济体的市场活力，市场化程度越高，社会经济资源的配置越合理，越能有效提升经济发展质量与效益。同时，市场化也是中国政府环境管理决策发生的大背景。政府建立良好的经济和法律环境保护制度，规范了具体的市场运行制度与市场主体行为，明确了产权关系，进一步强化了环境资源配置的有效性。因此，政府对环境规制政策制定与强度选择，也会受到市场化程度所提供信息与市场环境的影响。基于以上分析，本文提出假设H5。

H5：环境规制对经济高质量发展的影响会受到市场化程度的正向调节。

结合以上假设分析，得到以下理论模型(见图1)。

图1 理论模型

四、经济高质量发展水平测算

(一)测算指标体系

经济高质量发展是包含创新、协调、绿色、开放、共享五个方面的共同发展。创新发展增强内生动力，协调发展提升城市品质，绿色发展厚植生态优势，开放发展激发区域活力，共享发展增进民生福祉，只有贯彻这种新发展理念，更好满足人民日益增长的美好生活需要的发展才是高质量发展。鉴于此，并参考李梦欣、任保平(2019)[17]指标体系的构建，论文从五个维度选取21个指标构建我国经济高质量发展评价指标体系(见表1)。

表1 经济高质量发展指标体系

(二)测算方法与结果

关于测度综合指标的方法主要包括有因子分析法、层次分析法、主成分分析法和熵值法等。为了在一定程度上避免层次分析法和因子分析法带来的主观评价性，以及考虑到采用主成分分析法来合成综合指数需要达到一定的前提条件，不仅需要提取的前几个主成分达到较高的累计贡献率，而且提取的主成分必须和实际的意义相符合。因此，本文参考徐志向(2019)[18]的研究，选择熵值法对我国经济高质量发展水平进行测算。测算结果表明：

1.中国经济高质量发展水平大致呈波动上升态势

2006—2017年全国以及东、中、西部地区的平均经济高质量发展指数变动趋势见图2，从中看出，经济高质量发展指数大致呈现出波动中上升的态势。值得注意的是，东部地区经济高质量发展水平由2006年的0.3915下降至2017年的0.3716。基于熵值法测算出经济高质量发展指数中对外贸易指标权重占到了0.17，表明由于东部地区进出口总额占全国90%左右，具有较高的外贸依存度，而随着近年来外围经济复苏动力不足、国内要素成本上涨等内外因素叠加，外需持续疲弱，进而导致东部地区经济高质量发展水平出现小幅度下滑趋势。

图2 2006—2017年中国经济高质量发展趋势

2.中国经济高质量发展水平存在明显的区域差异

从图2分地区经济高质量发展水平周期性特征中不难发现，东、中、西部地区高质量发展水平波动趋势与全国整体水平相一致，且地区差异较为明显。经济高质量发展水平由高到低，依次为我国东部、中部、西部地区，即在区域间呈现出“东强西弱”的态势。另外，2017年中国30个省(市)的经济高质量发展水平的测度结果(见图3)显示，除北京市以外，其他所有省(市)综合指数值均在0.5以下，并从南北向看，2017年全国经济高质量发展水平排名前十五名的省份中有十个位于南方，北方地区数量不足，这说明我国经济高质量发展仍处于较低水平，且在区域内呈现出“南强北弱”的态势。东部地区不仅在地理位置、人才资源方面拥有较为明显的优势，而且市场环境更为成熟，因此可以在保持经济稳定的同时努力实现经济又好又快发展，进而拉大了与中、西部地区的差距。

图3 2017年全国30个省(市)经济高质量发展水平

五、研究设计与数据来源

(一)计量模型的设定

第一阶段检验绿色技术创新在环境规制强度与经济高质量发展间的中介效应，模型形式为：

(1)

(2)

(3)

其中，i、t分别表示地区和时期；EQ为经济高质量发展程度；ER为环境规制强度；GTI为绿色技术创新水平；control为一系列控制变量；另外，εit、δit、μit为随机干扰项。

第二阶段检验市场化进程在环境规制与经济高质量发展间的调节效应，模型形式为：

(4)

(5)

(6)

其中，Mar为市场化程度；σit、ψit、τit为随机干扰项。

(二)变量选取及数据来源

1.被解释变量

经济高质量发展水平(EQ)：采用熵值法对上述所构建的我国经济高质量发展指标体系进行测算出的各省份经济高质量发展的综合指数作为衡量指标。

2.解释变量

(1)核心解释变量：环境规制强度(ER)。结合现有文献，发现国内外的一些学者主要从企业污染减排成本、企业污染减排绩效、政府干预以及参与多边环境协定和国际调查数据等多个视角来测量环境规制强度指标。政府对污染治理的资金投入额可侧面反映出政府对地区环境资源保护方面的重视程度。基于数据可得性，借鉴杜龙政(2019)[19]等的环境规制的综合指标并将其进一步改进，用每百元主营业务成本的工业污染源治理完成投资来衡量各地区的环境规制强度。数据来源于《中国工业统计年鉴》。

(2)中介变量：绿色技术创新(GTI)。目前研究对绿色技术创新的度量还并没有统一的衡量指标。鉴于环境规制能有效地促进企业进行绿色技术创新，本文借鉴张倩(2015)[20]的研究，通过绿色产品创新(GTIP)与绿色工艺创新(GTIS)两个变量来反映绿色技术创新，再基于改进后的熵值法合成绿色技术创新综合指数。其中，绿色产品创新用新产品销售收入与能源消耗总量的比值来反映，绿色工艺创新则采用R&D经费内部支出与技术改造经费投入的总和来反映。这两个指标的数据来源为《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

(3)调节变量：市场化程度(Mar)。市场化指数比较全面地反映了一个地区的市场化程度。采用樊纲(2019)[21]等学者编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中测度所得到的中国市场化指数来衡量各地区的市场化程度。

3.控制变量

考虑到我国经济高质量发展水平还会受其他因素的影响，主要选择以下控制变量：(1)对外开放(Open)：用进出口总额占地区GDP的比重来反映。(2)政府调控(Gov)：用地方政府财政支出占地区GDP的比重表示。(3)城市化率水平(Urb):采用城镇人口占总人口比重来表示，并将其取对数。(4)地区基础设施(Inf):用人均城市道路面积的自然对数表示。(5)教育发展水平(Edu)：用地区在校大学生人数与地区总人口数的比值进行衡量。以上五个指标的数据来源均为历年《中国统计年鉴》。

本研究选择2006—2017年间除港、澳、台、西藏外的全国30个省(区、市)的面板数据作为样本进行实证分析检验，并将部分缺失数据采用回归估计法进行补齐。为了避免异方差对模型结果的影响，对Urb、Inf变量进行对数化处理，各变量的描述性统计结果见表2。

表2 变量数据的描述性统计

六、实证检验与分析

(一)平稳性检验

文中首先通过LLC和ADF两种方法检验各变量的平稳性，发现各变量在进行一阶差分后均拒绝了面板单位根的原假设，即所有变量序列是平稳的(见表3)。再通过Kao方法对(1)-(6)等6个模型进行协整检验，结果显示所有模型均在5%水平下通过了显著性检验，则认为各变量间存在长期均衡的协整关系。另外，考虑到作为调节变量的市场化程度是个综合指标，可能与其他变量之间存在多重共线性问题，因此将其与其他各变量进行多重共线性检验。检验结果显示，各变量方差膨胀因子VIF值最大为7.60，小于10，说明市场化程度与其他各变量间基本不存在多重共线性问题。

表3 面板单位根检验结果

(二)假设检验及结果分析

考虑到前文设定的动态面板模型依然会有内生性问题的存在，为了提高模型估计效率，文中拟选择两步系统GMM估计方法。从表4、表5的估计结果来看，Arellano-Bond检验结果表明所构建的六个估计模型的随机误差项都不存在二阶自相关；Sargan的检验也均接受了“过度识别约束是有效的”的原假设。可以得到估计结果具有一定的可靠性。

表4 中介效应检验结果

1.基本实证结果分析

模型(1)回归结果中，环境规制强度变量一次项回归系数为-0.0543，平方项系数估计结果为0.0591，且在1%水平下显著，说明环境规制对我国经济高质量发展呈“U”型影响，假设H1c得到验证。模型(2)中结果显示，ER系数显著为正而ER2系数显著为负，表明环境规制的绿色技术创新效应呈现出先促进后抑制的倒“U”型态势，假设H3c中的非线性关系成立。其原因在于，企业为获得长期利润，通过制定标准化工作以提升企业的管理水平，使得用于投入绿色技术的研发资金可以得到科学有效的利用，但当环境规制强度越过某一临界值之后，逐渐增加的高额成本会导致企业资金负担愈加严重，从而又抑制了企业对绿色技术的创新研发。模型(3)中GTI的回归系数为0.1210，在1%水平下显著，表明绿色技术创新能够促进经济高质量发展，证实了假设H2。

2.绿色技术创新的中介效应分析

结合模型(1)-(3)，验证了绿色技术创新在环境规制与经济高质量发展之间的中介效应。从模型(1)中总效应来看，环境规制与经济高质量发展间的“U”型非线性关系显著。进一步，模型(2)表明环境规制与绿色技术创新的倒“U”型关系显著。模型(3)的回归结果显示环境规制强度的一次项系数(β=-0.0639，p<0.01)、平方项系数(β=0.0762，p<0.01)，以及绿色技术创新变量系数(β=0.1210，p<0.01)三者符号均未发生改变且显著。综上所述，绿色技术创新在环境规制与经济高质量发展之间的部分中介效应成立，证实了假设H4。

在环境规制条件下，受规制企业生产成本增加会在一定程度减少技术创新，但绿色技术创新以实现绿色发展为核心追求，企业考虑到长期利润最大化，会通过寻求绿色技术创新来获得市场竞争优势。而这种技术创新所带来的高效率生产模式可以提供新的绿色产品、工艺和服务，有效弥补传统技术创新中忽视自然资源消耗和生态环境损害的缺陷，提高资源配置效率，由此带动产业实现绿色转型。

3.市场化程度的调节效应分析

模型(4)-模型(6)检验了市场化程度在环境规制与经济高质量发展之间的调节效应。模型(4)中Mar的回归系数显著为负，这说明市场化指数与我国经济高质量发展存在负相关关系。已有研究表明，市场化进程显著促进经济增长，但其作用存在递减趋势[22]；市场化程度对经济高质量发展影响的实证研究未见报道。市场化指数与我国经济高质量发展的负向关系，说明在我国市场化进程中，没能有效破除影响经济发展质量的一些重要因素，如产业结构升级缓慢、产能过剩、产业创新和技术水平较低、产品出口附加值低、僵尸企业长期存在、生态环境恶化等问题。

模型(5)中加入调节变量市场化程度后，与环境规制的一次交互项系数显著为正(β=0.0152，p<0.1)，平方交互项系数显著为负(β=-0.0492，p<0.01)，表明市场化程度在环境规制与经济高质量发展间起到了负向调节的作用，即弱化了环境规制与经济高质量发展的“U”型关系，与假设H5部分相符。国内的GDP竞赛带来的经济数量增长效应有目共睹，但这种以GDP为核心的政绩考核机制必然也会以牺牲生态环境质量为代价，阻碍地区优势的发挥，对于经济发展动能正在从要素投入向全要素生产率提升的我国来说，这无疑是一个重要的制约因素。

模型(6)中绿色技术创新与市场化程度的交互项系数显著为负，这表明两者的关联效应会抑制经济高质量发展水平的提升。市场化导致的产品利润差异使其具有生产污染型产品的路径依赖，阻碍了落后地区向发达地区学习清洁型技术[23]，使得绿色技术创新的“补偿”效应发挥受限，进而绿色技术创新和市场化交互项对经济高质量发展产生阻碍作用。

图4中可以更直观地看出，相比于高市场化程度，在市场化程度较低的情境下，环境规制对经济高质量发展具有更显著的作用。模型(5)中政府调控的回归系数绝对值高达0.2068，可看出当前我国市场经济发展还尚未完全脱离政府部门的干预和约束[24]。一方面，随着市场化进程的持续推进，中国政府支出结构体系不完善问题日益凸显。政府将大量资金主要投向工业化发展，而给予环境治理和科技创新方面的资金支持还不够，影响产业结构升级优化。另一方面，以GDP为核心的绩效考核体制使地方政府的行为短期化，在制定相关政策措施时没有考虑到长期带来严重的环境污染和资源短缺问题反过来会阻碍地区优势发挥和经济发展的转型，影响了经济增长质量和效益[25]。

4.相关控制变量结果分析

控制变量中，发现对外开放、城镇率水平的提升对经济高质量发展有显著的提升作用。但值得指出的是，政府财政支出比重(Gov)对经济高质量发展的影响较大并显著为负，可能原因在于：随着我国政府支出规模的不断扩大，政府支出的“越位”与“缺位”现象并存，并形成了重投资建设性支出、轻公共服务性支出的结构性偏向，以及追求GDP的工业化投资偏向，在较大程度上加剧了环境污染问题，影响经济发展质量和效益的提升。与此同时只注重量的增长的这种倾向导致了地区政府官员政绩激励机制的扭曲，也进一步阻滞了资源的高效配置。另外，从回归系数及显著性来看，基础设施水平(lnInf)对经济高质量发展的正向影响相对较小，教育发展水平对经济高质量发展影响表现出不确定性。

(三)稳健性检验

为验证上述结论的可靠性，本文将从以下两个方面进行稳健性检验：(1)首先采用核心变量替换方法，用每百元企业总产值的工业污染源治理完成投资(即100×工业污染治理投资额/工业总产值)作为环境规制强度的替代指标。(2)依然引入被解释变量的滞后一期项，更换估计方法，采用两阶段差分广义矩估计(DIFF-GMM)对所有模型再次进行动态估计。

表6、表7分别为替换核心解释变量和更换估计方法后的中介效应及调节效应的稳健性检验估计结果。结果显示，除变量系数以及少数显著性水平略微变化以外，所有模型中变量的符号及显著性均与表4、表5保持一致，主要结论未发生任何变化。因此，此研究结果具有较高的可靠性。

表6 稳健性检验结果:替换核心解释变量

表7 稳健性检验结果：更换估计方法

七、结论与政策启示

(一)研究结论

根据上述实证分析，得出主要结论如下：

(1)环境规制与经济高质量发展之间存在“U”型非线性关系；(2)环境规制的绿色技术创新效应具有显著的规制强度差异性，呈现出先促进后抑制的倒“U”型影响；(3)绿色技术创新在环境规制与经济高质量发展之间起到了明显正向中介效应的作用；(4)市场化程度在环境规制、绿色技术创新与经济高质量发展间具有负向调节效应；(5)政府支出规模(Gov)对经济高质量发展的影响较大并显著为负；对外开放、城镇化、基础设施水平等对经济的高质量发展具有显著的正向影响。

(二)政策启示

1.适当提高环境规制的强度。研究发现，只有在超过一定规制强度下，环境规制才能对经济高质量发展起到明显促进作用，其主要政策启示就是要根据各地区实际发展状况因时制策，适当提高环境规制的强度。环境规制能够显著促进产业结构升级[26],市场化程度弱化了环境规制与经济高质量发展的“U”型非线性关系，说明了我国市场化进程中，没能比较好地破除影响经济高质量发展的一些重要障碍，环境规制对经济高质量发展的影响作用未能有效发挥。市场化改革是我国经济新常态发展的必然趋势，市场化程度越高，越不能忽视环境规制的影响作用，特别是社会性环境规制越要加强。因此，要进一步明确环境规制目标，严格排放标准和监控，把绿色考核纳入地方政府官员晋升绩效考核体系，加强环境执法监督力度，重视多种环境规制方式相结合，改变以命令型环境规制为主的现状，发挥经济激励型和公众参与型环境规制的复合作用，提高环境规制的有效性。

2.加大绿色技术创新的政策支持。研究发现，绿色技术创新在环境规制与经济高质量发展间存在正向中介效应，其主要政策启示是把绿色技术创新作为推动经济高质量发展的重要动力源泉，加大绿色技术创新的支持力度。一方面，利用环境规制的约束和激励手段促进绿色技术创新，在保证环境绩效的同时适当减轻罚款力度，提升环境规制的创新补偿效应；另一方面，环境规制与绿色技术创新之间的倒“U”型关系，说明过高环境规制，增加了企业成本，影响研发投入，不利于绿色技术创新。因此，应将环境规制与其他政策结合起来，如绿色生态补偿、政府财政补贴等，加大环境研发补贴和税费减免力度激励企业进行自主研发，发挥政策合力，促进技术进步的绿色偏向性。以绿色技术创新为抓手，加快环境政策从“谁污染谁治理”“环境保护与经济发展并重”转向“保护优先、预防为主”，这样才能更加有效地推进经济高质量发展。

经济高质量发展的影响因素相当复杂，除环境规制和绿色技术创新外，加大对外开放、提高城镇化和基础设施水平都能够促进经济高质量发展。另外，文中研究得出政府支出规模(财政支出占GDP比重)负向效应也值得思考。一方面政府支出规模大，说明政府对市场具有更强的干预和控制能力，可能抑制资源配置效率，影响经济高质量发展；另一方面，地方政府财政支出结构优化更应当引起重视，政府财政支出向生产性服务业、教育医疗卫生和环境保护等方面偏向，将有利于促进经济高质量发展，这方面值得进一步研究。