異質性環境規制、財政分權與綠色創新

鄺金平

（湖南科技大學商學院，湖南 湘潭 411201）

黨的十八屆五中全會提出“創新、協調、綠色、開放、共享”五大發展理念，十九大將“綠色發展”與堅持“創新驅動”的作為我國經濟發展的重要指引。綠色創新兼具“創新”和“綠色”兩種特性，既體現了綠色發展、可持續發展的基本理念，又符合經濟高質量發展的時代要求，是解決經濟增長與資源環境沖突的重要手段。環境規制政策不僅是治理污染外部性問題的重要手段，也是激勵企業綠色創新的源驅動力[1]。但環境規制政策能否有效執行與分權制度有關[2]。因此，有必要從財政分權視角考察環境規制對綠色創新的影響，目前關于財政分權與環境規制及其相互結合對綠色創新的影響涉及尚少，財政分權制度作為了央地政府基本的制度配置，與地方政府的環境規制作為相輔相成。財政分權與環境規制的如何影響城市綠色創新的發展？三者之間存在怎樣的影響機制？關于上述問題的回答，對于環境規制政策的制定和實施，以及綠色創新的發展具有重要的現實意義。

一、研究假設

（一）環境規制影響綠色創新的直接效應

根據“成本效應”和“波特假設”理論，正式環境規制對綠色創新的影響呈“U型”。而“綠色需求引導”和“公眾輿論監督”的存在，也使得非正式環境規制對綠色創新的影響呈“U型”。

正式環境規制通過政府或行政部門的直接命令與控制對社會主體施加影響，一方面，“成本效應”認為在高強度的正式環境規制約束下，企業需要進行生產技術革新和生產流程的調整，這無疑增加企業的管理成本和運營成本，并且成本的增加又會進一步擠占企業的研發資金，從而抑制企業的綠色創新活動。另一方面，“波特假說”認為企業為了規避高昂的規制成本，會通過綠色工藝創新提升企業的污染治理能力，并且技術創新帶來的收益會抵消環境規制帶來的環境成本增厚企業利潤，促進企業的綠色創新活動。

假設1a：正式環境規制與綠色創新之間存在“U型”非線性關系。

非正式環境規制是公眾環保意識的集中體現，一方面，非正式環境規制通過政府、學校、和環保NGO等組織或團體對社會公眾進行環保教育，培育環保意識，引導公眾開展綠色消費，這會影響企業的供給結構，促使企業進行綠色工藝創新，改良生產流程，推動產品向綠色產品轉型。另一方面，當非正式環境規制為帶來較大的輿論壓力時，會增加企業的輿論公關成本。同時，輿論迫使企業減少排污行為，企業的生產成本相應增加，從而擠占企業的研發支出，不利于企業綠色創新活動的開展。

假設1b：非正式環境規制與綠色創新之間存在“U型”非線性關系。

（二）財政分權對環境規制與綠色創新的調節效應

財政分權作為一種制度安排，必然通過影響特定環境下的行為主體才能真正發揮效用[3]。一方面，在財政分權兩種激勵機制下，地方政府推動轄區綠色創新發展的動力將進一步強化。環境規制作為政府進行轄區環境管理的重要手段，是城市環境保護意識與污染治理能力的體現。在財政分權背景下環境規制規制效率得到改善[4]。另一方面，由于生態績效作為地方政府的績效考核指標之一，財政分權下地方政府獲得更多和財權和事權[5]，因此在投資時地方政府會考慮環境狀況以及民眾訴求，制定與本地的現狀相適應的政策制度，環境規制政策將具備更強的針對性和可操作性，從而提升正式、非正式環境規制的實施效率，有助于城市綠色創新的實現。

假設2a：財政分權在正式環境規制對綠色創新的影響中有正向調節作用。

假設2b：財政分權在非正式環境規制對綠色創新的影響中正向調節作用。

二、研究設計

（一）數據來源

本文選取的樣本為2005-2018年中國285個城市的面板數據。數據均來自《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》以及部分地方統計局，在實證中除綠色創新數據外對所有變量取對數處理。

（二）變量定義

綠色創新：本文運用SBM模型測算城市綠色創新水平。將地方科技從業人員數以及地方財政支出中科技投入作為綠色創新投入變量。用專利申請數作為綠色創新的期望產出指標。將工業廢水排放量，工業煙（粉）塵排放量以及工業二氧化硫排放量作為綠色創新的非期望產出，具體數值運用MAX—DEA軟件測算。

正式環境規制用熵權法對工業固體廢物利用率、生活垃圾無害化處理率以及污水集中處理率三個指標進行綜合測度。非正式環境規制用熵權法對工資水平、人口密度以及教育水平三個指標進行綜合測度，其中工資水平用城鎮職工平均工資水平表示，教育水平用每萬人在校大學生數表示。財政分權：為全面考察地方政府的財政分權程度，財政支出分權水平：用地區人均一般公共預算財政支出與當年全國人均總預算財政支出之比衡量。

在控制變量中，外商投資：選取各地區實際使用外資金額與地區生產總值之比表示，并用歷年的美元年平均匯率將其折算為人民幣。政府干預：用地方政府公共預算支出與地方生產總值之比衡量。地區交通水平：用人均實有道路面積數衡量。地區產業結構：用第二產業占比除以第三產業占比衡量。

（三）估計方法

為考察正式、非正式環境規制對綠色創新的影響，本文構建如下模型：

在式（1）中，giit為被解釋變量，表示綠色創新水平，l.giit為滯后一期的綠色創新水平。X為解釋變量，分別表示正式環境規制、非正式環境規制。X2分別表示正式環境規制、非正式環境規制的二次項。Control為各控制變量，λi為個體固定效應、μt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。α、β0～β6表示待估參數。

為進一步考察財政分權對正式、非正式環境規制和綠色創新的調節效應，構建如下模型：

在式（2）中，lnfediit表示財政分權水平、Xlnfediit分別表示正式、非正式環境規制與財政分權水平的交互項，用于考察財政分權的調節效應。γ1、γ2表示待估參數。其余變量參考式（1）。

三、實證分析

（一）環境規制對綠色創新的直接影響

表1給出了系統GMM模型下，綠色創新滯后項以及正式、非正式環境規制對綠色創新的回歸結果。

表1 正式、非正式環境規制影響綠色創新的實證檢驗

各模型中綠色創新滯后一期的估計系數在1%的水平下均顯著為正，表明我國綠色創新的發展存在明顯的路徑依賴特征，具有顯著的正向積累效應。模型（1）中，非正式環境規制的二次項系數在5%水平上顯著為正，表明非正式環境規制對綠色創新的影響整體上呈先抑制后促進的“U型”關系。模型（2）中，正式環境規制二次項系數在5%的水平下顯著為正。表明正式環境規制對綠色創新的影響整體上呈現出先抑制后促進的“U型”動態變化過程，實證結果驗證了假設1a。從控制變量來看，交通水平和外商投資對綠色創新的影響為正。政府干預和產業結構對綠色創新的影響顯著為負。

（二）財政分權對環境規制與綠色創新的調節作用

表2 為運用系統GMM模型考察財政分權對正式、非正式環境規制與綠色創新調節作用的影響。

在表2中，財政分權的回歸系數分別在5%和1%的水平下顯著為正，表明財政分權有助于綠色創新活動的開展，在模型（3）中，正式環境規制與財政分權的交互項系數為0.0129，在10%的水平下顯著為正，表明財政分權在環境規制與綠色創新之間產生了正向調節效應，財政分權下正式環境規制政策具有更強調動性和針對性，增加了正式環境規制的靈活性，有助于綠色創新活動的開展。非正式環境規制與財政分權的交互項為0.0297在1%水平下顯著為正。表明財政分權在非正式環境規制與綠色創新的影響中存在顯著的正向調節效應，財政分權提高了普通社會民眾的政治參與意識，非正式環境規制主體的政治積極性得到提高，有助于監督和約束地方政府的投資偏好行為，進而促進政府參與城市綠色創新活動的效果，支持了假設2a、2b。

表2 財政分權調節效應的實證檢驗

四、結論與建議

通過理論分析與實證檢驗得出以下結論：一是整體上正式、非正式環境規制與綠色創新存在“U”型非線性關系。二是財政分權在正式、非正式環境規制對綠色創新的影響中均存在正向調節效應。因此，政府需要優化分權體制，明確地方政府在環境規制中的事權與職責。健全地方環保責任機制，按照責權對等原則合理分配中央和地方在環境規制中的權責利益，引導規范地方政府良性競爭；規范地方激勵機制，避免地方環境規制政策扭曲。深化地方政府官員的晉升考核機制改革；制定差異化的環境規制政策體系。無論在監管還是執行的過程中，應有的放矢，目標明確。針對不同財政分權水平、區域發展水平以及行政等級等因素實施差異化的環境規制政策。