節能減排財政政策促進了綠色技術創新的“量質齊升”嗎？

鄭蘭祥，郭 娟，鄭飛鴻

(1.安徽大學 經濟學院，安徽 合肥 230601；2.合肥學院 經濟與管理學院，安徽 合肥 230601)

一、問題提出

伴隨著經濟社會的快速發展，能源消耗和溫室氣體排放日趨增加，城市陷入經濟增長與環境保護的博弈困境，生態環境面臨嚴峻挑戰。綠色技術創新作為創新驅動與綠色發展有機整合的發展戰略，有利于實現城市經濟效益和環境保護“雙贏”，是破解城市發展困境的重要方法，也是達成中國雙碳目標的必然選擇。近年來，中國政府高度重視綠色技術創新在可持續發展中的重要性，“十四五”規劃明確提出要大力發展綠色技術創新，推動節能減排與經濟綠色轉型。黨的二十大報告進一步指出，“推動經濟社會發展綠色化、低碳化是實現高質量發展的關鍵環節”。然而，綠色技術創新一般具有高成本、高風險以及環境保護外溢性的特征[1]，致使綠色技術創新活動缺乏市場激勵，城市綠色技術創新水平提升效果不佳。因此，政府的制度支持顯得尤為重要，尤其是以環境規制與財政支持為核心的政策工具，不僅能夠通過各種規制措施倒逼企業進行低碳技術研發，還能發揮財政資金的引導、支撐和保障作用，成為推動城市綠色技術創新的重要動力。

為促進綠色技術創新，實現城市低碳經濟轉型和綠色可持續發展，2011年財政部、國家發展改革委在部分城市開展“節能減排財政政策綜合示范城市”試點(以下簡稱節能減排財政政策)，以北京、深圳、重慶等8個城市作為首批示范城市，2013年選擇唐山、鐵嶺等10個城市作為第二批示范城市，2014年又選定徐州、德陽等12個城市作為第三批示范城市。梳理三批示范城市名單可以發現，示范城市覆蓋全國27個省份，在城市資源稟賦、經濟發展水平等方面存在明顯差異，具有較強的代表性和示范性[2]。節能減排財政政策以城市為平臺，以加快體制機制創新為動力，強調通過財政政策綜合引導，堅持樹立綠色、循環、低碳發展理念，圍繞產業低碳化、交通清潔化、建筑綠色化、服務業集約化、主要污染物減量化、可再生能源利用規?；鶄€方面開展節能減排綜合示范城市試點，統籌安排資金用途，突破以往政策“點對點”的項目管理模式，加快轉變經濟發展方式。

節能減排財政政策作為綠色財政領域的一項重大實踐，旨在通過財政手段加快推動淘汰落后產能，嚴控高耗能、高排放行業過快增長，促進產業結構升級，從而實現城市從傳統發展到綠色發展的形態躍遷。區別于一般的環境政策，節能減排財政政策不僅設置了環境績效考核的約束機制，而且明確了財政支持的激勵機制，成為引導和激發主體進行綠色技術創新活動的重要引擎。一方面，財政部和國家發展改革委聯合印發的《節能減排財政政策綜合示范指導意見》(財建〔2011〕383號)明確指出，示范城市示范期為3年，在示范期間，中央財政提供綜合獎勵資金由示范城市統籌使用，按照城市性質獎勵示范城市4億～6億元資金，同時示范城市所在地省級政府和本級政府也給予一定的資金，用于示范城市節能減排相關項目的實施，充分發揮財政資金的引領帶動作用。另一方面，節能減排財政政策伴隨著一定的環境目標約束，示范城市嚴格制定績效考核管理辦法，每年績效考核結果與下一年度綜合獎勵資金分配掛鉤，若總體績效考核認定示范城市未完成實施方案確定的指標，則將取消示范城市示范資格并扣回全部綜合獎勵資金，這種約束機制增強了試點政策效果。那么，節能減排財政政策能否提升城市綠色技術創新的數量和質量？若能夠促進，其中的影響機制是什么？這種影響是否具有異質性？更進一步地，其是否具備空間溢出效應？厘清上述問題，有助于科學評估節能減排財政政策對示范城市綠色技術創新的“量質齊升”效應，并為后續進一步推廣示范城市的經驗提供借鑒與參考。

二、文獻綜述

本文從節能減排財政政策的實施效果以及綠色技術創新的影響因素兩個方面進行文獻梳理。

從理論上來看，財政政策可以有效引導社會資本和市場資金進入應對氣候變化的過程中，與其他公共政策協調合作來提升整個社會應對氣候變化的能力[3]。而節能減排財政政策作為一項典型的綠色財政政策，其對經濟低碳轉型發揮著重要作用，現有文獻從不同角度探討了該政策的實施效果。一方面，一些學者從宏觀視角分析了節能減排財政政策的碳減排效應。有學者評估了節能減排財政政策對污染減排的影響，發現節能減排財政政策的實施降低了示范城市的碳排放，并提升了生態效率[4]。薛飛和陳煦(2022)利用雙重差分法，研究發現節能減排財政政策顯著降低了示范城市的碳排放水平，并且對經濟發展具有積極作用[5]。另一方面，有學者從微觀企業的角度評估了節能減排財政政策的實施效果。田淑英等(2022)研究發現節能減排財政政策有利于促進企業生產效率優化、技術綠色創新，從而促進企業轉型升級[6]。

與此同時，綠色技術創新為實現低碳經濟轉型奠定了重要基礎，較多文獻圍繞綠色技術創新的影響因素開展了研究。環境規制是影響綠色技術創新的關鍵因素。一些學者認為環境規制能夠激發綠色技術創新[7-9]。進一步，有學者將環境規制劃分為命令控制型和市場激勵型，并比較兩種環境規制對節能減排技術創新的不同影響[10]。部分學者認為相較于命令型環境規制，市場激勵型環境規制能夠提供更靈活、更有效的創新激勵[11-12]。也有研究表明，環境規制對本地和鄰近城市的綠色技術創新均產生影響[13-14]。另外，歐陽曉靈等(2022)基于地級市數據，研究發現環境規制與城市的綠色技術創新之間存在非線性關系[15]。隨著各種環境政策的實施與推進，一些學者開始研究環境政策對綠色技術創新的影響。陶鋒等(2021)研究發現環保目標責任制推動了綠色技術創新數量，但導致了綠色技術創新質量的下滑[16]。有學者基于上市公司的專利申請數據，發現碳排放權交易試點政策促進了企業層面的低碳技術創新[17]。也有相關文獻圍繞低碳城市試點政策、排污權交易試點政策與綠色信貸政策展開研究[18-20]。

綜上所述，已有文獻主要探討了節能減排財政政策的實施效果和綠色技術創新的影響因素，而基于數量和質量兩個維度分析節能減排財政政策對綠色技術創新的“量質齊升”效應研究較為匱乏。本文的邊際貢獻體現為以下幾點：一是從數量和質量兩個維度，評估節能減排財政政策對綠色技術創新的影響效應，豐富了節能減排財政政策效應評估的相關研究；二是揭示了節能減排財政政策影響綠色技術創新的作用機制，從財政支持與環境規制兩個視角驗證了科技資源配置效應、人才集聚效應以及創新補償效應的作用機制，為更好地發揮政策效能提供了優化路徑；三是使用堆疊雙重差分和兩階段雙重差分模型進行異質性處理效應穩健估計，以此降低交疊雙重差分模型可能因負權重而導致的處理效應異質性等問題，同時運用空間自相關模型，挖掘了節能減排財政政策對綠色技術創新的空間溢出效應，為進一步發揮空間輻射效應、促進綠色技術創新的區域協同合作提供了現實依據。

三、理論分析與研究假設

(一)節能減排財政政策與綠色技術創新

鑒于綠色技術創新活動具有高成本、高風險、長周期的特性，企業進行綠色技術創新動力不足，城市綠色技術創新缺乏有效的政策干預。而與之相契合的節能減排財政政策，能夠積極引導示范城市樹立綠色、循環、低碳發展理念，為推動城市綠色技術創新和經濟綠色轉型提供重要支撐。與一般環境政策不同的是，節能減排財政政策堅持財政支持和環境績效考核相結合，在制定環境污染約束指標的同時，通過財政補貼、財政投資、政策支持等手段重塑資源配置格局，提高要素配置效率，充分發揮財政資金的引領帶動作用，增強城市綠色技術創新活力。此外，該政策不斷尋求機制創新，比如積極探索能源合同管理、碳排放權交易等機制，以構建綠色技術創新長效機制。同時積極推廣先進節能環保技術產品，改造提升傳統產業，發展現代服務業和戰略性新興產業，促進產業結構優化升級。并且節能減排財政政策還通過政府和社會合作的方式，吸引社會資本參與，進一步為綠色技術創新活動拓寬融資渠道。因此，本文提出假設H1。

H1：節能減排財政政策能有效促進綠色技術創新。

(二)機制分析

第一，科技資源配置效應。節能減排財政政策實施過程中，中央財政在試點期間每年給予示范城市綜合獎勵資金，綜合獎勵資金由示范城市自行決定如何使用，中央僅負責對相關項目進行備案管理，此外，示范城市所在地省級政府也安排專項資金用于城市節能減排綜合示范工作，這有效彌補了地方政府的財政缺口，緩解了地方的財政壓力。基于社會福利最大化的目的，財政壓力的減少有利于引導和激勵地方政府對綠色技術創新活動的財政支持，從而最大限度發揮財政支持的乘數效應和杠桿效應[21]。

在財政支持的激勵作用下，示范城市綜合利用獎勵資金，通過加大財政科技支出強度，建設一系列新能源技術利用項目，制定各種配套政策，比如成立循環經濟發展研究中心，為企業和園區推薦經濟適用的節能環保及循環低碳技術，提升地方政府對科技資源的優化配置功能，為綠色技術創新的數量和質量提供保障。一方面，從綠色技術創新數量來看，財政科技支出能夠為綠色技術創新活動提供必要的資金支撐，填補企業綠色技術創新的資金缺口。地方政府通過支持綠色技術研發項目落地、加強綠色技術創新基地平臺建設和鼓勵科技成果轉化等手段重塑資源配置結構，從而提高城市整體的科技資源效率，形成研究開發、應用推廣與產業發展融合貫通的綠色技術創新新格局。同時財政科技支出具有一定的引領和示范作用[22]，有助于市場投資者減少識別優質企業的成本，降低信息不對稱程度，這能夠引導金融資源向特定企業集中，支持綠色創新企業項目開發與融資，為綠色技術創新數量奠定良好的資金基礎[23]。另一方面，從綠色技術創新質量來看，財政科技支出能夠降低企業綠色技術高質量創新面臨的研發風險[24]，提高企業綠色技術研發效率，激勵企業主動實施高難度但能夠為自身贏得競爭優勢的高質量綠色技術創新。此外，基于信號傳遞理論，獲取財政科技支出的領域意味著政府無形的肯定，這有利于增強企業進行綠色技術創新的信心，進而擴大高質量綠色技術創新的規模，提升城市的綠色技術創新活力。由此，本文提出假設H2a。

H2a：節能減排財政政策通過財政支持的科技資源配置效應促進綠色技術創新的“量質齊升”。

第二，人才集聚效應。中央財政的支持使得示范城市將更多的財政資金用于提升示范城市的人力資本水平，以強化人才對綠色技術創新和經濟低碳轉型的支撐作用。比如，地方政府利用專項資金和獎勵資金實施職業技能提升行動，開展相關從業人員崗位技能提升培訓以及節能環保技能交流，人才培育的高投入優化了示范城市的人力資本結構。此外，節能減排財政政策建立和完善人才激勵機制，加大對取得重大創新成果人才的獎勵力度，為高質量人才發揮個人才能提供平臺支持，這種政策紅利增加了高質量人才留在示范城市工作的意愿，有利于吸引人才集聚。而人才是綠色技術創新的高端生產要素。一方面，從綠色技術創新數量來看，節能減排財政政策通過加強城市人才隊伍建設，擴大了城市的綠色消費市場規模。具體而言，區域的人力資本水平越高，越有利于人們形成良好的生態環保意識，這將激發人們對綠色低碳產品的消費需求，引導城市消費需求結構升級，更多以環保、節能為特征的新興產業應運而生，進而減少能源消耗和降低污染物排放，為示范城市塑造了良好的綠色技術創新環境。此外，人才集聚可以通過影響生產、投資及儲蓄等方式激發綠色創意[25]，形成有利于區域綠色技術創新發展的擴散效應，從而增加綠色技術創新數量。另一方面，從綠色技術創新質量來看，人才集聚所帶來的知識、技能和創造力是高質量綠色技術創新的重要原動力[26]。高質量的人才集聚能夠掌握和吸收更先進的技術和創新理念，有利于示范城市實現新技術的共享和新知識的傳播，使資源從配置效率較低的地方流入配置效率較高的地方，加速綠色新知識、新產品、新技術的研發，形成知識外溢效應[27]，進而推動綠色專利的原始創新和集成創新，加快綠色技術創新的實質性和突破性發展。由此，本文提出假設H2b。

H2b：節能減排財政政策可能通過財政支持的人才集聚效應促進綠色技術創新的“量質齊升”。

第三，創新補償效應。示范城市圍繞示范工作量、節能減排效果、長效機制建設等因素設置了具體、明確的環境考核指標。對未完成節能減排約束性指標的城市，采用一票否決制，取消城市示范資格，扣回全部綜合獎勵資金，這對地方官員產生了強大的約束力，從而調動了地方政府推進環境治理的積極性。因此，地方政府實施嚴格的環境規制以確保節能減排目標的順利實現，包括將擬淘汰整治的企業及生產設備信息在媒體網站公示，運用社會的輿論力量進行監督，統一碳排放權交易管理辦法，以及對環境績效不達標的企業進行環保約談與懲罰等規制措施。根據波特假說，地方政府實行適度的環境規制政策將觸發環境規制的創新補償效應[28]，從而為示范城市打造綠色技術創新引擎。一方面，從綠色技術創新數量層面分析，環境規制增加了企業的節能減排成本，企業意識到創新是抵消環境規制帶來的成本效應的重要手段[29]，進而不斷增加研發支出和創新投入力度，加速技術創新、產品創新和運營模式創新，為示范城市營造了良好的創新環境。豐富的創新資源有利于引導現代服務業和戰略性新興產業發展，促進綠色經濟發展，從而激發出更多以環境效益為導向的綠色創新活動。同時，環境規制引發了社會媒體的傳播，增加了公眾對環境保護的廣泛關注，進而引導高校和科研院所的創新資源更多地流入與環境相關的創新活動[16]，為綠色技術創新數量提供重要支撐。另一方面，從綠色技術創新質量來看，環境規制成本引發的進入壁壘和經營風險會強化企業之間的競爭機制[30]，此時僅僅提升綠色技術創新數量難以達到環境監管的標準，不利于提高企業的市場競爭力。因此，為了增強企業的長期競爭優勢，最優策略是增加創新投資，進行高質量的技術研發，提升專利轉化效率，由此獲得的技術進步能夠滿足利益相關者的環保期望，減少利益相關者對企業污染環境產生的負面預期[31]，從而激發企業自主進行綠色技術創新活動的意愿，為持續、穩定地開展周期較長、風險更大的高質量綠色技術創新活動提供有效驅動。由此，本文提出假設H2c：

H2c：節能減排財政政策可通過環境規制的創新補償效應促進綠色技術創新的“量質齊升”。

綜上所述，節能減排財政政策通過科技資源配置效應、人才集聚效應、創新補償效應實現綠色技術創新的“量質齊升”(見圖1)。

圖1 節能減排財政政策對綠色技術創新的影響機制

四、模型設定與指標選取

(一)計量模型構建

為考察節能減排財政政策對綠色技術創新的影響，本文將“節能減排財政政策綜合示范城市”試點視為準自然實驗，運用多期雙重差分法設定如下計量模型：

lnYi,t=α1+β1ESERi,t+γ1Xi,t+λi+μt+εi,t

(1)

其中，下標i表示第i個城市，t表示第t年，被解釋變量Y為綠色技術創新。ESERi，t為核心解釋變量，表示i城市在t年是否被批準為示范城市，其系數衡量節能減排財政政策對綠色技術創新的影響效應，若ESERi，t的系數顯著為正，則表示節能減排財政政策有利于促進綠色技術創新。Xi，t為一系列控制變量，λi表示個體固定效應，μt表示時間固定效應。εi，t為隨機擾動項。

上文的影響機制分析表明，節能減排財政政策通過科技資源配置效應、人才集聚效應以及創新補償效應提升綠色技術創新質量和數量。因此，本文設定如下中介效應模型進行驗證：

Mi,t=α2+β2ESERi,t+γ2Xi,t+λi+μt+εi,t

(2)

lnYi,t=α3+β3ESERi,t+θMi,t+γ3Xi,t+λi+μt+εi,t

(3)

其中，Mi，t為機制變量，其他變量設定同模型(1)。模型(2)中，若β2顯著，則表明節能減排財政政策能夠對機制變量產生影響。模型(3)中，若θ顯著，同時β3顯著且小于β1或β3不顯著時，表明節能減排財政政策通過機制變量影響了綠色技術創新。

(二)變量選取與數據說明

1.被解釋變量

綠色專利是衡量綠色技術創新的常見指標，現有研究較多采用綠色發明專利申請量衡量綠色技術創新質量，使用綠色實用新型專利申請量衡量綠色技術創新數量[32-33]。具體而言，綠色發明專利的申請須符合新穎性、創造性和實用性的要求，其包含的自主知識產權更多，是一種實質性綠色創新成果，因此能夠體現綠色技術創新質量；而綠色實用新型專利的申請難度和審查要求較低，其創造程度低于綠色發明專利申請，屬于策略性綠色技術創新的范疇，是綠色技術創新數量的體現。同時考慮到城市經濟發展規模的差異，參考宋德勇等(2021)[34]的處理方式，對城市層面綠色發明專利和綠色實用新型專利申請數量進行均值化處理，最終采用每萬人綠色發明專利申請衡量綠色技術創新質量，用每萬人綠色實用新型專利申請衡量綠色技術創新數量。

2.解釋變量

本文選取節能減排財政政策綜合示范城市試點(ESER)作為核心解釋變量，將設立為示范城市試點當年及以后的ESER賦值為1，否則為0。

3.控制變量

為了控制其他因素對模型的干擾，參考現有研究的做法[35-36]，引入以下控制變量：經濟發展水平(PGDP)，采用各城市人均地區生產總值來表示；資源稟賦(RES)，采用采礦業就業人數來測度；環境規制(ER)，采用單位國內生產總值(GDP)的工業煙(粉)塵排放量表示；金融發展水平(FIN)，采用年末金融機構各項貸款余額衡量；對外開放水平(OPEN)，采用當年外商實際使用外資金額占GDP的比值表示；信息服務業發展水平(INF)，采用信息傳輸、計算機服務和軟件業從業人員占比進行表征。

考慮到部分城市數據存在缺失，本文剔除了萊蕪、銅仁、畢節、海東等城市，最終得到2003—2019年285個城市的樣本數據。本文綠色專利的相關數據來源于上海經禾信息技術有限公司中國研究數據服務平臺(CNRDS)綠色專利庫。其他數據均來自相關年份的《中國城市統計年鑒》以及北京?？ㄋ固匦畔⒓夹g有限公司EPS數據庫，部分缺失數據采用插值法填補。另外，本文對除虛擬變量外的變量進行了對數化處理。表1報告了各變量的描述性統計結果。

表1 主要變量描述性統計結果

五、實證分析

(一)基準回歸結果

節能減排財政政策的綠色技術創新效應基準回歸估計結果見表2。列(1)—列(4)顯示，無論是否加入控制變量，ESER的估計系數均顯著為正，表明節能減排財政政策對綠色技術創新質量與數量的促進效應顯著。根據列(2)和列(4)的估計結果，相對于非示范城市，示范城市的綠色發明專利申請數量增加了16.5%，綠色實用新型專利申請數量平均提高18.2%，節能減排財政政策提升了綠色技術創新質量和數量，因此假設H1得到驗證。

表2 基準回歸結果

從控制變量來看，經濟發展水平的系數顯著為負，說明經濟發展水平的提高會在一定程度上抑制綠色技術創新，可能的原因是當前在一些地區仍然存在以犧牲環境為代價發展經濟的現象，帶來了資源消耗和環境污染等問題，從而不利于綠色技術創新水平的提升。資源稟賦對綠色技術創新無顯著影響。環境規制的系數為負，表明環境規制有利于促進綠色技術創新。金融發展對綠色技術創新的影響顯著為正，說明金融發展水平的提升有利于緩解融資約束，進而促進綠色技術創新質量和數量。對外開放水平的系數為負，可能是由于外商投資的產業往往具有高耗能高污染的特征，從而不利于綠色技術創新的發展。信息服務業發展水平越高，越能促進綠色技術創新。

(二)平行趨勢檢驗

多期雙重差分模型的前提是滿足平行趨勢假設，由此，本文以政策實施前的第八年為基期，并借助事件分析法進行平行趨勢檢驗和動態效應分析。平行趨勢檢驗結果(限于篇幅，圖略)顯示，在入選示范城市試點前，ESER的系數均不顯著，表明示范城市與非示范城市綠色技術創新變化趨勢大致相同。而在試點政策實施后，節能減排財政政策對綠色技術創新數量有顯著促進作用，但其對綠色技術創新質量的影響存在一定的時滯性，原因可能是節能減排財政政策從頒布到實施需要一定的時間，并且部分綠色技術研發項目需要經歷一系列流程才能建設完成。隨著試點政策的推進，政策系數顯著為正，說明政策效果具有一定程度的持續性。

(三)安慰劑檢驗

為驗證前文的估計結果不是由于其他偶然因素引起的，本文通過隨機抽取個體作為處理組安慰劑檢驗，再為每個處理組個體隨機抽取一個時間作為其政策時點，生成偽虛擬政策的交互項進行安慰劑檢驗。安慰劑檢驗結果(限于篇幅，圖略)顯示，綠色技術創新質量與綠色技術創新數量的ESER估計系數均集中分布于0附近，絕大多數系數的P值高于0.1，且基準回歸估計系數處于虛假回歸估計結果的高尾位置，屬于異常值范圍。由此可知，上文的結論通過了安慰劑檢驗，進一步佐證了基準回歸結果的穩健性。

(四)異質性處理效應檢驗

傳統的雙向固定效應(two-way fixed effects，TWFE)雙重差分是識別處理效應最常用的估計方法之一，然而，古德曼-培根(Goodman-Bacon，2021)指出當政策的處理時點不唯一時，TWFE估計量得到的估計系數可能會由于處理效應存在異質性而產生偏誤[37]。此時ESER的估計系數不是各處理效應的凸加權平均和，即存在“負權重”問題，因此本文接下來通過堆疊雙重差分和兩階段雙重差分法獲取異質性穩健雙重差分估計量。

堅吉茲等(Cengiz al.，2019)提出堆疊雙重差分估計量[38]，其思想是根據處理時點劃分子實驗組別，在各子實驗組別內確定處理組，并為每一個處理組n匹配從未接受處理或尚未接受處理的樣本作為控制組，再將各子實驗組數據合并，然后利用合并數據集進行估計，以此得到處理效應的加權平均值[39]。堆疊雙重差分模型避免了較早接受處理組作為控制組(也就是“壞控制組”)的問題，本文根據該方法，構建模型(4)進行檢驗：

lnYitn=λin+μtn+∑kδk1[t-Ei=k]+εitn

(4)

其中，Ei即個體i接受處理的時點，k為時點t距離政策發生時點的時間間隔，1[t-Ei=k]即為傳統雙重差分模型中的時間虛擬變量。堆疊雙重差分結果(限于篇幅，正文未顯示檢驗結果，備索)顯示，在政策實施之前，政策變量的估計系數不顯著，處理組與控制組呈現平行的趨勢，但在政策實施之后，節能減排財政政策顯著提升了綠色技術創新質量和數量，表明本文的研究結論穩健。

本文接下來采用兩階段雙重差分法進行穩健性檢驗，第一階段先識別組別效應和時期效應，然后在第二階段將其剔除后，再對處理變量進行回歸，這種方法適用于被處理的時間是交錯的以及處理效應具有異質性的情況。表3顯示無論是否添加控制變量，ESER的系數均顯著為正，表明節能減排財政政策對于綠色技術創新質量和綠色技術創新數量有著顯著的促進作用，本文的結論具有穩健性。

表3 兩階段雙重差分法回歸結果

(五)傾向得分匹配-雙重差分(PSM-DID)法

為了緩解樣本選擇偏差問題，本文使用PSM-DID進行穩健性檢驗。將基準回歸中控制變量作為匹配變量，采用半徑匹配法對樣本進行匹配，通過評定模型(Logit)回歸估計得出傾向匹配得分，將與處理組得分最相近的城市作為對照組。平衡性檢驗結果顯示，匹配后的協變量t統計值均不顯著，且匹配后的標準化偏差的絕對值明顯低于10%，表明匹配后的實驗組與控制組無顯著差異。最后將匹配好的樣本進行雙重差分估計。表4的PSM-DID回歸結果顯示，ESER的估計系數均顯著為正，進一步驗證了基準回歸結果。

表4 PSM-DID和更換被解釋變量回歸結果

(六)更換被解釋變量

進一步采取更換被解釋變量的方法進行穩健性檢驗，分別采用每萬人綠色發明專利授權量(lnPI1)和每萬人綠色實用新型專利授權量(lnPU1)作為代理變量。表4的更換被解釋變量回歸結果顯示，ESER的系數方向與顯著性均無變化，證明本文研究結論具有一定的穩健性。

(七)排除其他政策干擾

除節能減排財政政策外，其他政策也可能對綠色技術創新產生影響，造成估計結果的偏誤。其中具有代表性的有智慧城市試點政策和碳排放權交易試點政策，為剔除其他政策的影響，本文在基準回歸模型的基礎上加入了這兩項政策的虛擬變量，分別用Did1和Did2表示。表5的回歸結果顯示，在考慮其他政策影響時，無論被解釋變量是綠色技術創新質量還是綠色技術創新數量，ESER的系數依舊顯著為正，與基準回歸結果一致。

表5 排除其他政策干擾回歸結果

六、機制檢驗與異質性分析

(一)機制檢驗

1.科技資源配置效應

本文采用地方政府科技財政支出占一般預算支出的比值來表示財政科技支出強度(lnTech)，以衡量科技資源配置效應。表6各列結果中ESER的系數都顯著為正，且綠色發明專利申請和綠色實用新型專利申請的回歸中ESER的系數小于基準回歸結果的系數，表明節能減排財政政策可通過增加財政科技支出強度實現綠色技術創新的“量質齊升”。節能減排財政政策充分利用財政資金，增加財政科技支出強度，引導資金流向科技部門，為綠色技術創新提供資金保障，同時有效降低企業研發風險，進而從質量和數量兩個維度促進綠色技術創新，假設H2a得到驗證。

表6 影響機制檢驗：科技資源配置效應回歸結果

2.人才集聚效應

人力資本是促進城市綠色技術創新的活躍要素，本文參考王家庭等(2023)[40]的研究，選取每萬人中普通高等學校在校生數(lnHc)作為機制變量，衡量人才集聚效應。表7各列結果中ESER的系數都顯著為正，且綠色發明專利申請和綠色實用新型專利申請的回歸中ESER的系數均小于基準回歸的系數，表明節能減排財政政策可以通過優化人力資本結構，吸引人才集聚實現綠色技術創新的“量質齊升”。節能減排財政政策可以提升人力資本存量，進而實現新技術的共享和新知識的傳播，提升綠色產品的研發效率，為綠色技術創新質量和數量提供智力支持，假設H2b得到驗證。

表7 影響機制檢驗：人才集聚效應回歸結果

3.創新補償效應

為檢驗創新補償效應，采用城市每萬人申請的專利數量來衡量技術創新(lnPatent)。表8各列結果中ESER的系數都顯著為正，且綠色發明專利申請和綠色實用新型專利申請的回歸中ESER的系數小于基準回歸結果，表明節能減排財政政策可以促進技術創新，進而實現示范城市綠色技術創新“量質齊升”。節能減排財政政策伴隨的環境規制增加了企業的治污成本，倒逼企業加快綠色產品的研發，大力淘汰落后產能，激發創新主體潛力，為綠色技術創新的“量質齊升”注入強大動力，假設H2c得以驗證。

表8 影響機制檢驗：創新補償效應回歸結果

(二)異質性分析

本文接下來從不同地理區位、不同城市資源稟賦、不同金融科技發展水平展開異質性分析。

1.地理區位異質性

本文將全樣本劃分為東、中、西部地區三個部分，來考察不同地理位置下節能減排財政政策對綠色技術創新的異質性影響。根據表9綠色技術創新質量的回歸結果，節能減排財政政策在西部地區城市提升了綠色技術創新質量，而對于東部與中部地區城市的綠色技術創新質量無顯著影響。當被解釋變量為綠色技術創新數量時，節能減排財政政策能夠顯著提升中部與西部地區城市的綠色技術創新數量，且這種促進效應在西部地區城市更加明顯，而對于東部地區城市，其促進效應不顯著?？赡艿脑蚴俏鞑康貐^城市的財政資金相比東部和中部地區城市較為匱乏，金融發展水平落后、人力資源不夠充裕，在實施試點政策時綠色技術創新提升空間更大，促進效應更為顯著。而東部地區城市財政資金比較充裕，其對綠色技術創新產生的邊際效益較低。

表9 地理區位異質性分析回歸結果

2.城市資源稟賦異質性

綠色技術創新水平會因為資源稟賦不同而存在顯著差異。本文以國務院發布的《全國資源型城市可持續發展規劃(2013-2020年)》為劃分依據，將285個城市分為資源型城市與非資源型城市兩種類型。表10分組回歸的結果顯示，節能減排財政政策顯著推動了非資源型城市綠色技術創新質量和數量增加，但對資源型城市綠色技術創新質量與數量的影響不顯著，可能的原因是，資源型城市經濟發展存在明顯的資源路徑依賴，因此產業結構較為單一，且接續替代產業發展滯后，造成城市可持續發展后勁不足，高新技術人才也相對匱乏，綠色技術創新缺乏有力保障。

表10 城市資源稟賦異質性分析回歸結果

3.金融科技水平異質性

不同金融科技水平下節能減排財政政策對綠色技術創新的影響不同。本文借鑒李春濤等(2020)[41]的做法，通過“金融科技”關鍵詞百度新聞高級搜索，使用網絡爬蟲技術獲取城市在每一年中發布的新聞中各個關鍵詞的數量加總取對數獲得金融科技發展水平變量(FT)，并按中位數將樣本劃分為金融科技發展水平較高和金融科技發展水平較低兩組。表11回歸結果顯示，當金融科技發展水平較高時，節能減排財政政策能夠顯著促進綠色技術創新質量和數量；而當金融科技發展水平較低時，政策效應均不顯著?？赡艿脑蚴牵鹑诳萍嫉陌l展不僅能夠緩解融資約束，給予綠色技術創新資金支持，而且能夠有效突破時空限制，提高信息傳遞效率，進而促進綠色創新成果的轉化效率，與節能減排財政政策達到相輔相成的效果，促進綠色技術創新的“量質齊升”。

表11 基于金融科技水平的異質性分析回歸結果

七、進一步分析：空間溢出效應檢驗

上述實證結果表明節能減排財政政策有利于促進綠色技術創新的“量質齊升”，那么節能減排財政政策是否存在空間溢出效應？接下來，采用經濟距離矩陣作為空間權重矩陣，運用空間雙重差分模型進行拓展性分析。經濟距離矩陣的每個元素均用城市間樣本期實際人均GDP(以2003年為基期)均值的差距絕對值的倒數表示。

在進行空間計量分析之前，本文采用全局莫蘭指數檢驗節能減排財政政策與綠色技術創新的全局空間相關性。檢驗結果顯示(限于篇幅，結果未在正文顯示，備索)，2003—2019年綠色技術創新質量與數量的莫蘭指數均顯著為正，表明綠色技術創新質量和數量均存在正向空間關聯性。

在選擇空間計量模型時，首先使用LM檢驗，發現滯后效應和誤差效應均顯著，需要采用空間面板進行分析。然后進行LR檢驗和Wald檢驗，結果均表明空間杜賓模型(SDM)不能簡化為空間自回歸(SAR)模型和空間誤差模型(SEM)，接著在空間自相關(SAC)模型與空間杜賓模型之間做出選擇，比較兩個模型的AIC和BIC值，發現空間自相關模型的AIC與BIC值較小，且空間自相關模型的顯著性更好，因此本文最終選擇空間自相關模型進行分析。表12為經濟距離矩陣的空間溢出效應結果，從中可以看出，無論被解釋變量是綠色技術創新質量還是綠色技術創新數量，空間自回歸系數ρ顯著為正，這表明綠色技術創新存在顯著的正向空間關聯性。

表12 空間溢出效應結果

接下來通過求偏微分的方式將主回歸分解為直接效應和間接效應。從表12的直接效應估計結果可以看出，直接效應為正，表明節能減排財政政策能夠促進本地綠色技術創新，進一步驗證了基準回歸結果。根據間接效應估計結果，節能減排財政政策的間接效應顯著為正，節能減排財政政策的實施會提升相鄰城市的綠色技術創新質量和數量，即存在正向空間溢出效應。試點政策的一個重要目標就是示范城市探索先行，形成可推廣、可復制的經驗模式，并通過廣播、電視、互聯網等多種媒體和渠道廣泛宣傳，因此節能減排財政政策的實施使得相鄰城市通過模仿學習，如吸引人才集聚、提高科技資源配置效率、驅動技術創新等手段來促進綠色技術創新，形成良好的示范效應。

八、研究結論及政策建議

準確評估節能減排財政政策對綠色技術創新的影響，對于中國實現低碳轉型發展具有重要意義。本文以2003—2019年中國285個地級市面板數據為研究樣本，將“節能減排財政政策綜合示范城市”試點視為準自然實驗，運用多期雙重差分法，系統考察了節能減排財政政策對綠色技術創新質量和數量的影響機制，得出如下研究結論：

第一，節能減排財政政策提升了示范城市綠色技術創新質量與數量，具有“量質齊升”效應，這一結論在一系列穩健性檢驗后依然成立。

第二，中介效應分析表明，節能減排財政政策主要通過財政支持的科技資源配置效應、人才集聚效應以及環境規制的創新補償效應實現示范城市綠色技術創新的“量質齊升”。

第三，異質性分析發現，在西部地區城市、非資源型城市、金融科技發展水平較高城市，節能減排財政政策更能提升綠色技術創新質量與數量。

第四，節能減排財政政策不僅促進了本地的綠色技術創新，而且對鄰近城市的綠色技術創新具有正向空間溢出效應。

基于以上研究結論，提出如下政策建議：

第一，進一步擴大試點范圍，充分發揮節能減排財政政策對綠色技術創新的激勵效應。應該及時總結示范城市的積極經驗，形成可復制可推廣的典型經驗。同時繼續擴大示范城市建設工作的范圍和領域，牢牢抓住節能減排財政政策的重點任務和重大項目的實施，充分完善節能減排財政政策體系，積極探索節能減排長效機制，大力培育節能環保市場，持續推動城市綠色技術創新，從而實現節能減排、低碳經濟轉型的目標。

第二，打好財政支持與環境規制的“組合拳”，構建財政支持與環境規制等多維路徑協同共進的綠色技術創新發展新模式。一方面，充分發揮財政支持的科技資源配置效應與人才集聚效應，積極整合各級政府節能減排資金，推動財政資金“精準滴灌”，加大對科研經費投入和補貼力度，強化財政資金對人才的支撐作用，提高財政資金的使用效益。另一方面，要繼續強化環境規制的創新補償效應，建立科學有效的績效考核體系，形成環境目標約束機制，從而倒逼企業提高研發效率，為城市打造良好的創新環境，提升綠色技術創新質量和數量。

第三，根據不同城市特征，因地制宜制定差異化策略，同時構筑政府與金融機構等主體促進城市綠色技術創新的協同力。應繼續加強西部地區城市節能減排財政政策的實施，對于資源型城市，應積極制定財稅優惠與人才獎勵政策，財政資金可適當向資源型城市傾斜，提高資源型城市科技資源配置效率。此外，對于金融科技發展水平較低的城市，應該加快完善金融科技服務平臺建設，降低金融科技行業的門檻，構建財政金融協同聯動機制，為綠色技術創新提供有利的融資環境。

第四，推動城市之間跨區域合作，統籌協調發揮示范城市帶動作用。應加強城市間人才、科技、創新等要素的流動，拓寬城市間綠色技術先進發展經驗交流的渠道，不斷放大試點政策的外溢效應，堅持“以點帶面，點面結合”的政策導向，加快形成區域間協同互補的綠色技術創新格局。