綠色技術創新對碳生產率的空間溢出效應
——基于地方政府競爭的調節作用

段世霞 靳楊柳

（鄭州大學管理工程學院，鄭州 450000）

引 言

在全球經濟總量高速發展的同時，也伴隨著大量資源的過度掠奪，環境問題、碳排放問題日益嚴峻，各國都在為降低碳排放而努力。2020年9月我國提出2030年 “碳達峰”、2060年 “碳中和”的雙碳目標。而保持經濟高質量發展的同時，又要實現降低碳排放量的途徑便只有提高碳生產率。碳生產率是指國民生產總值與碳排放量的比值［1］。由世界銀行的數據測得，中國的碳生產率甚至達不到世界平均水平的一半，提高碳生產率任重而道遠。

十九大提出，“創新是建設現代化經濟體系的第一動力”。持續的經濟增長，需要通過提高技術創新從而提高碳生產率。綠色技術是指減少原材料和能源的消耗、降低環境污染的技術、工藝或產品的總稱［2］。有研究表明，技術進步將會降低碳排放量，而綠色技術創新則更會降低能源消耗、甚至引起資源的重置，從而降低碳生產率。因此，要實現 “雙碳”目標、提高碳生產率，提高綠色技術創新水平是重要著力點。

企業綠色技術創新水平的提升離不開地方政府的支持。地方政府競爭指的是一個國家內不同區域的政府，采取一定措施，如稅收減免、制定相關政策等，來吸引人力、資本等經濟資源要素，從而達到增強當地的競爭優勢的目的［3］。地方政府的競爭行為會對企業的綠色技術創新活動產生顯著的影響［4］。隨著國家發展理念的轉變，國家的治理方式也在發生變化，地方政府的考核方式也不再是之前的 “唯GDP論”，而將碳排放、環境指標納入考核中，甚至有些上級政府會將科技經費投入作為重要考核指標。地方政府在上級考核約束的條件下，勢必會權衡利弊，可能會選擇投入更多資源要素來支持企業進行綠色技術創新。

目前，關于碳生產率的研究大多集中于經濟水平、產業結構、環境規制、城鎮化水平等，僅從上述角度并未完全掌握碳生產率的影響機制。缺乏從綠色技術創新的角度來研究碳生產率的問題，對于綠色技術創新對碳生產率的影響機制更是缺乏足夠的說明，且更鮮有研究地方政府競爭對其的調節作用。由此，本文主要進行以下工作：（1）在碳中和、碳達峰的背景下，探討綠色技術創新對碳生產率的影響效應，同時將地方政府競爭作為調節變量，研究其對綠色技術創新以及碳生產率的調節機制；（2）使用空間杜賓模型來進行研究，強調直接效應和空間溢出效應，從而更好的對其空間效應進行研究。

1 文獻綜述及研究假設

1.1 綠色技術創新與碳生產率

本文梳理綠色技術創新和碳生產率的相關文獻，發現現有的研究主要有以下幾個方面：（1）技術創新與碳生產率。岳立等［5］基于128個國家17年的數據實證研究發現，對于處于發展階段的國家，技術進步都可以促進碳生產率的提高。王麗和張巖［6］、 郭衛香和孫慧［7］等， 均通過中國30個省（區、市）相關數據，實證研究表明，技術創新可以提高碳生產率，且在環境規制與碳生產率的關系中起到一定的中介作用。龍如銀等［8］將技術進步分為體現式和非體現式技術進步，實證研究表明，長期而言，兩者對碳生產率的提高都有積極影響；但短期內，體現式技術進步會抑制碳生產率的提高，而后者對碳生產率的影響存在地區差異性；（2）綠色技術創新與環境治理。Wurlod和Noailly［9］研究表明，綠色創新推動了大多數行業能源強度的下降。李風琦和龔娟［10］選取中國270個地級市的數據，實證研究發現，本地綠色技術進步會顯著改善當地的霧霾問題，但不利于相鄰地區霧霾問題的改善；（3）綠色技術創新與經濟發展。Azar和Ciabuschi［11］研究結果表明組織在技術創新的作用下會增加出口績效。張梅［12］研究表明綠色技術創新在資源配置方面發揮了重要作用，并且能夠促進經濟的發展。余淑秀和盧山冰［13］實證研究結果表明技術創新的引導有利于產業結構重置，從而可以減少對能源的消耗，但存在空間差異性，低碳地區對能源消耗的影響更大。

梳理文獻可以得知，關于綠色技術創新與碳生產率的相關文獻還較少，大多只是不加區分的研究技術創新的影響，本文選取各?。▍^、市）綠色專利授權數代表綠色技術創新水平，來研究其對碳生產率的影響。本文認為綠色技術創新水平的提高將會帶動產業結構、資源要素等的重置，且能夠降低能源的消耗，帶動當地的經濟發展水平，從而提高當地的碳生產率。而綠色技術水平的外溢作用、資源的聚集等皆會擴散到相鄰地區，從而相應的提高相鄰地區的碳生產率。由此，本文提出假設1和假設2。

假設1：當地的綠色技術創新對本地區碳生產率具有顯著促進作用。

假設2：當地的綠色技術創新對相鄰地區的碳生產率具有顯著的正向空間溢出效應。

1.2 地方政府競爭的調節作用

目前，學者們關于地方政府競爭與碳生產率還尚未進行系統的研究，關于地方政府競爭的研究主要存在于經濟發展和環境問題兩個方面：（1）關于地方政府競爭和經濟發展方面的研究存在兩種觀點：①促進論。汪立鑫和閆笑［14］通過實證分析，得出中國的政府間經濟競爭的制度會吸引外商直接投資，從而促進經濟的增長；②抑制論。李江［15］實證研究得出中國西部地區各省域間采用支出競爭的方式，該種競爭方式不僅會擴大競爭的負面效應，且不利于經濟增長；（2）關于地方政府競爭與環境問題的研究存在以下觀點：①以提高經濟增長速度為核心目的的地方政府競爭會加速環境的污染。即地方政府為了追求經濟的增長速度，以此得到晉升機會，會降低環境要求，吸引有前景的企業進入當地，降低對其的監管，從而導致環境的惡化［16］。 如朱向東等［17］基于地級以上城市數據實證分析，得出地方政府競爭所采取的引資、規劃園區等措施會加劇當地和相鄰地區的環境惡化；②當上級政府明確將環境質量作為考核指標時，地方政府則會不斷提高環境要求，改善當地環境。張文彬等［18］基于省際面板數據，實證研究表明在環境績效考核作用的不斷強化和考核體系的調整下，地方政府競爭行為發生了轉變，逐步趨于保護環境。Levinson［19］認為政府競爭將有助于政府加強對環境的重視，為招商引資創造條件，從而提高環境質量；③地方政府競爭會根據當地的經濟發展情況選擇競爭方式。如較為發達的地區會適當提高環境要求，而較為落后的地區則會降低環境要求，從而追求經濟的發展。李勝蘭等［20］實證研究發現隨著經濟發展和時間推移，地方政府競爭行為會由抑制生態發展，逐漸轉變為差異化競爭。張為杰等［21］基于新政治經濟學視角，發現地方政府競爭對環境污染的影響存在階段性以及區域性差異的特征。

現今學者對于地方政府競爭和經濟、環境方面的研究已經較為完善，但較少有學者將地方政府競爭作為調節變量來研究綠色技術創新對碳生產率的影響。近年來，中央政府不斷下發碳約束的信號，在碳約束考核約束以及GDP考核約束雙重約束下，地方政府將會權衡利弊。部分地方政府將會提高企業環境準入門檻，大力鼓勵當地企業進行綠色技術創新，采取相應稅收減免等措施吸引綠色技術程度高的企業進入，從而達到提高當地經濟且同時降低碳排放的目標。而與此同時，污染排放較多的企業、綠色技術創新程度較低的企業將轉移到其他相鄰近區域進行發展。由此，本文提出假設3和假設4。

假設3：地方政府競爭對綠色技術創新和本?。▍^、市）的碳生產率的關系具有正向調節作用。

假設4：地方政府競爭對綠色技術創新和相鄰?。▍^、市）的碳生產率的溢出效應具有負向調節作用。

2 指標選取與數據來源

2.1 被解釋變量

本文采用Kaya和Yokobori［1］的方法對碳生產率進行測算，用各個省（區、市）的地區生產總值與二氧化碳排放量的比值進行表示，如式（1）所示。

CP表示碳生產率，GDP表示各省（區、市）的生產總值，CO2表示各?。▍^、市）二氧化碳的排放量。其中GDP來源于《中國統計年鑒》，以2010年為基期的GDP平減指數對歷年GDP進行平減。由于目前95%以上的二氧化碳排放是來自于化石燃料的燃燒［22］，且沒有直接的二氧化碳排放量觀測數據，因此本文使用IPCC提供的碳排放系數來計算得到碳排放量，如式 （2）所示。

式中i表示能源的種類，本文選用原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8種化石能源來計算二氧化碳排放量。Ei表示第i種化石能源的總消耗量；NCVi表示第i種化石能源的平均低位發熱量；CEFi表示第i種化石能源的碳排放因子；COFi表示第i種化石能源的碳氧化因子；Q＝44／12，表示二氧化碳和碳的分子量的比值。

2.2 解釋變量和調節變量

本文將綠色技術創新（GTECH）作為被解釋變量，借鑒王班班和趙程［23］的研究，用各?。▍^、市）的綠色專利授權總數衡量，以授權專利的申請日期為準，并根據WIPO所定義的綠色技術專利分類對各項專利進行篩選，從而得出各省（區、市）各個年度綠色專利授權數。

本文將地方政府競爭（COMP）作為調節變量，借鑒田紅宇等［24］的構建方法，計算方式如式 （3）所示。該計算方式支持地方政府獲得政治晉升優勢和經濟利益的最佳表現方式為：獲取外商直接投資（FDI）來推動GDP的發展，且考慮了人口數量和地區經濟發展水平差距，從而考慮到地區資源稟賦差距所造成的FDI競爭差異。該指數越大說明地方政府的競爭能力越強。

表1 8種主要化石能源的碳排放系數

2.3 控制變量

鑒于碳生產率還會受到城鎮化率、經濟發展水平、產業結構等的影響［25］，為減少變量的遺漏對結果產生偏差，本文在空間計量模型中引入城鎮化、人力資本、產業結構、外商直接投資、經濟發展水平作為控制變量。城鎮化水平（UR）用城鎮人口數占總人口數表示；人力資本（EDU）采用各?。▍^、市）大專及以上學歷人口數占總人口數的比重進行表示；產業結構（IS）用第二、三產業總產值占GDP總值的比重來衡量；外商直接投資（FDI）采用各省（區、市）人均實際利用外商直接投資額來衡量；經濟發展水平（PGDP）用各省（區、市）人均GDP來衡量。

上述各數據來自于2011～2020年 《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《省級溫室氣體清單編制指南》及各?。▍^、市）統計年鑒等，本文選取中國30個省（區、市）（考慮到數據的可獲得性，西藏、港、澳、臺地區除外）的數據進行分析。各變量的描述性統計結果如表2所示。

表2 各變量的描述性統計

3 研究方法

3.1 空間自相關分析

空間自相關分析是檢測空間中某點的觀測值是否與相鄰的點存在相關性的方法，本文選取莫蘭指數（Moran's I）來檢測變量是否存在空間關聯性。計算方法如式 （4）所示：

其中n為省（區、市）個數，xi和xj為省（區、市）i和j的觀測值，ˉx是n個?。▍^、市）觀測值的平均值。Wij為空間權重矩陣，本文選用最常見的二進制空間鄰接矩陣，當兩?。▍^、市）相鄰時取1， 否則取 0， Moran's I的值域為［-1，1］， 其絕對值越大表示空間關聯性越強，大于0表示存在空間正相關，小于0表示存在空間負相關，等于0則表示空間不相關。

3.2 空間計量模型

當變量存在空間相關性時，為避免傳統的回歸得出有偏或無效的估計，可以考慮使用空間計量模型?？臻g計量模型包含：空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。

SLM是在經典回歸模型中加入被解釋變量的空間滯后項，其回歸方程如式 （5）所示。

其中y是因變量，x是解釋變量，ρ是衡量觀測值間的空間相互作用程度的空間自相關系數，Wy是空間滯后項，β是參數向量，μ是白噪音干擾項。

SEM是在經典回歸模型中加入了隨機誤差項的空間滯后項，其回歸方程如式 （6）所示。

其中y是因變量，x是解釋變量，ε是回歸殘差向量，λ是自回歸參數，Wε是空間滯后因子。

SDM是Lesage和 Pace［26］構建的一個可以同時體現空間滯后內生變量和外生變量的空間計量模型，同時考慮了因變量和自變量的空間相關性，其回歸方程如式 （7）所示。

其中y是因變量，x是解釋變量，Wx是解釋變量的空間滯后項，θ是其系數。

4 實證分析

4.1 空間自相關結果分析

在進行空間計量模型構建之前，先對碳生產率和綠色技術創新的空間依賴性進行分析。依據上述計算方式計算得到2011～2020年各?。▍^、市）碳生產率和綠色技術創新的Moran's I指數，結果如表3所示?？梢?011～2020年碳生產率的莫蘭指數均大于0，分布于0.3492～0.3757，且都通過了1%的顯著性檢驗，說明碳生產率具有顯著的空間正相關性。綠色技術創新的莫蘭指數也均大于0，分布于0.1856～0.3004，且均通過了5%的顯著性檢驗，可見綠色技術創新也具有顯著的空間正相關性。由此，在進行模型估計結果時，應考慮兩者的空間溢出效應。

表3 綠色技術創新和碳生產率的Moran'I指數表

4.2 空間計量模型的構建

為了更好的研究綠色技術創新、地方政府競爭和碳生產率之間的關系，需對空間計量模型進行選擇。通過LM檢驗和穩健LM檢驗，判斷適合SLM模型還是SEM模型，檢驗結果如表4所示。可見未加調節變量和加入調節變量時，LM檢驗均在1%水平上顯著，穩健LM檢驗也均通過了10%顯著性檢驗，由此可判斷兩種模型都適用，故選用更為一般的SDM模型。接著通過Wald檢驗和LR檢驗，判斷SDM模型是否可以退化為SLM模型或SEM模型。由表4可見，未加入調節變量時，LR檢驗未通過10%顯著性檢驗，和LM檢驗指向的模型不一致，且SDM模型更為一般化，故選用SDM模型。加入調節變量時，Wald檢驗和LR檢驗均通過了5%顯著性檢驗，說明不能退化為SLM模型或SEM模型。由此本文選用SDM模型來研究綠色技術創新和碳生產率之間的關系，并探討地方政府競爭的調節作用。未加入調節變量時構建的模型表達式如式 （8）所示，加入調節變量時構建的模型表達式如式 （9）所示。

表4 LM檢驗、穩健LM檢驗、Wald檢驗和LR檢驗結果

最后通過Hausman檢驗，選擇固定效應還是隨機效應模型，模型 （8）和 （9）的T統計量分別為101.3349和106.47，且均通過1%顯著性檢驗，故應選擇固定效應模型。通過對比擬合優度R2和LOG L等指標，在未加入調節變量和加入地方政府競爭這一調節變量時，都應當選擇時間固定模型。

4.3 結果與分析

4.3.1 綠色技術創新與碳生產率

本文同時選用OLS模型進行對比分析，OLS和SDM模型的回歸結果如表5所示?？梢钥闯觯臻g杜賓模型中W*CP系數為0.5050，且在1%置信水平下顯著為正，說明碳生產率具有顯著的空間溢出作用，本地區的碳生產率的增加會顯著提升相鄰地區碳生產率的增加。綠色技術創新對碳生產率的影響系數顯著為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明綠色技術創新的提升對碳生產率的提高有顯著的促進作用?？刂谱兞恐?，城鎮化水平的提高對碳生產率的增長起到了負向影響，但并未通過顯著性檢驗；人力資本、外商直接投資的提高對碳生產率表現出顯著的正向影響；產業結構的比例增大對碳生產率的提升有顯著的抑制作用；經濟發展水平的提高對碳生產率的增長起到了正向影響，但也并未通過顯著性檢驗。

表5 空間杜賓模型估計結果

在空間計量模型中，由于存在空間滯后項，解釋變量對被解釋變量的影響較為復雜，簡單的利用回歸系數來研究變量的空間溢出效應會存在較大的誤差，為更好的研究綠色技術創新對碳生產率的影響作用，本文借鑒 Pace等［27］的做法：利用求偏微分的方法，按解釋變量對被解釋變量影響來源的不同，將影響效應的系數估計值分解為直接效應和間接效應。直接效應指解釋變量對本地區被解釋變量的影響；間接效應即空間溢出效應，指解釋變量對相鄰地區的被解釋變量的影響作用。分解結果如表6所示。

表6 空間杜賓模型直接效應和間接效應

由表6可看出，綠色技術創新對碳生產率的直接、間接效應都顯著為正，表明綠色技術創新的提升能夠對本地區和周邊地區的碳生產率都起到顯著的促進作用，也驗證了前文的假設1和假設2。綠色技術創新水平的提高可能會引起資源要素的重置，降低能源的消耗，且其具有明顯的外擴效應，從而在提高本地碳生產率的同時，可以帶動周邊地區的碳生產率的提高。此外，控制變量中，產業結構對碳生產率影響的直接效應、間接效應系數均顯著為正，說明二、三產業產值占GDP比重的提高會抑制本地區和相鄰地區碳生產率的提高?？赡苁怯捎诘诙?、三產業在帶動經濟發展的同時，會造成大量資源、能源要素的使用，從而引起碳排放量的提高。

4.3.2 地方政府競爭下綠色技術創新與碳生產率加入地方政府競爭這一調節作用后的空間杜賓模型估計結果如表7所示。可見，空間滯后系數為0.5280，仍顯著為正，且通過了1%顯著性檢驗，再次驗證碳生產率具有顯著的空間溢出作用。地方政府競爭與綠色技術創新的交互項的系數為正，且通過了1%顯著性檢驗，說明地方政府競爭能夠促進綠色技術創新對碳生產率的正向影響，對比OLS模型結果，可看出OLS模型高估了地方政府競爭的調節作用。

表7 空間杜賓模型估計結果

為更好的研究地方政府競爭的調節機制，仍將空間效應分解為直接效應和間接效應，空間杜賓模型的分解結果如表8所示。綠色技術創新與碳生產率的直接效應、間接效應與總效應都為正，且通過了1%顯著性檢驗，說明綠色技術創新對碳生產率的促進作用十分穩健。地方政府競爭與綠色技術創新交互項的直接效應顯著為正，說明地方政府競爭會顯著促進綠色技術創新對本地區內碳生產率的提升作用，符合前文假設3的設想。在碳約束和GDP考核雙重約束下，地方政府競爭高的地區會采取相應措施，如提高企業環境準入門檻、進行相應稅收減免政策等，來鼓勵企業進行綠色技術創新，吸引綠色技術程度高的企業進入，從而提高當地碳生產率。地方政府競爭與綠色技術創新交互項的間接效應為負，說明地方政府競爭對綠色技術創新對周邊地區碳生產率的提升有抑制作用，符合前文假設4的設想。從而達到提高當地經濟且同時降低碳排放的目標。地方政府在對本地提高準入門檻的同時，污染排放較多、綠色技術創新程度較低的企業將轉移到鄰近區域進行發展，從而將會抑制相鄰地區碳生產率的提高。

表8 空間杜賓模型直接效應和間接效應

5 結論與建議

本文基于2011～2020年中國30個?。▍^、市）的面板數據，運用空間杜賓模型，實證研究了中國綠色技術創新、地方政府競爭和碳生產率之間的關系。研究表明：本地區綠色技術創新能力越強，則碳生產率越高，且會對周邊地區碳生產率的提升起到顯著促進作用。另外，本文將地方政府競爭作為調節變量，研究其對綠色技術創新和碳生產率的調節機制。研究發現：地方政府競爭可以加強綠色技術創新對本地區碳生產率的提升作用，但會抑制綠色技術創新對相鄰地區碳生產率的空間溢出效應。由此，本文提出以下對策建議：

（1）綠色技術創新是提高企業碳生產率的重要方式。各企業理應順應發展趨勢，淘汰落后的生產方式，提升自身技術研發能力，提高綠色技術創新水平，加快現有的研究成果的落地實施，提高自身生產效能的同時提高國內碳生產率。

（2）充分發揮綠色技術創新的空間溢出效應，各相鄰地區應當建立良好的合作關系，整合各地區的資源要素稟賦，探討良好的合作模式，進行資源共享、成本共擔、成果互通、利益共享，增強地區間綠色技術研發能力，從而提高碳生產率。

（3）政府部門應當建立良好的營商環境，制定獎懲政策，對于污染嚴重、效能低的企業制定有效措施進行懲罰、強令整改，而對于致力于綠色技術創新、自主研發的企業進行政策補貼等獎勵措施，引導企業走綠色技術創新的發展道路。同時，政府部門還可以構建創新平臺，大力引進專業技術型人才，推動綠色技術的落地實施及擴散。

（4）地方政府競爭方面，應當完善官員的考核機制，加強過程監管，而并不是唯經濟、結果論，把地區的環保、經濟綠色高質量發展與官員的晉升直接掛鉤，引導地方政府良性競爭，從而促進各地區碳生產率的提高。

（5）相鄰地區地方政府間可建立一定的協商機制，利用地區優勢，制定合理的政策，探討符合各自地區發展的產業結構發展模式，形成區域經濟聯合體，引導各地區企業間資源共享和進行良好的合作，盡可能的避免地方政府競爭對相鄰地區的碳生產率的消極影響，從而提升我國整體碳生產率。