游達(dá)明 歐陽樂茜

摘? ?要：對我國省域工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的測算和財(cái)政分權(quán)條件下不同環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新效率影響的分析表明，工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有明顯的正向空間集聚效應(yīng)，財(cái)政分權(quán)對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在顯著的抑制作用，不同環(huán)境規(guī)制工具存在明顯差異，財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制的交互效應(yīng)在“行政命令型”環(huán)境規(guī)制中尤為顯著。不同地區(qū)的環(huán)境規(guī)制以及與財(cái)政分權(quán)的交互效應(yīng)具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性。我國應(yīng)優(yōu)化財(cái)政分權(quán)制度與地方官員績效考核評價(jià)體系，充分考慮環(huán)境規(guī)制工具與地方財(cái)政分權(quán)的交互效應(yīng)，在不同區(qū)域選擇不同的環(huán)境規(guī)制工具，制定跨區(qū)域的環(huán)境規(guī)制政策，發(fā)揮東部地區(qū)綠色創(chuàng)新的優(yōu)勢，進(jìn)一步完善中西部地區(qū)的綠色創(chuàng)新補(bǔ)償機(jī)制。

關(guān)鍵詞：綠色創(chuàng)新效率;財(cái)政分權(quán);環(huán)境規(guī)制;空間溢出效應(yīng)

中圖分類號：F279.2? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2020）05-0122-17

近年來，環(huán)境保護(hù)和治理問題受到了社會各界的廣泛關(guān)注。黨的十九大報(bào)告中多次提到“生態(tài)文明建設(shè)”，提出“既要?jiǎng)?chuàng)造更多物質(zhì)財(cái)富和精神財(cái)富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品以滿足人民日益增長的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要”。我國將生態(tài)環(huán)境保護(hù)的相關(guān)約束性指標(biāo)寫入《“十三五”生態(tài)環(huán)境保護(hù)規(guī)劃》，全面推進(jìn)工業(yè)等重點(diǎn)領(lǐng)域?qū)嵤┤孢_(dá)標(biāo)排放計(jì)劃。創(chuàng)新作為五大發(fā)展理念之首，對一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要，而綠色創(chuàng)新既擁有創(chuàng)新的特征，又能為地區(qū)環(huán)境保護(hù)、環(huán)境治理提供有力的解決方案和技術(shù)支持。同時(shí)，綠色創(chuàng)新的雙重外部性，必然導(dǎo)致市場配置上的無效性[1]，因而通過政府的環(huán)境規(guī)制政策進(jìn)行干預(yù)，是增進(jìn)社會福祉的必要條件。

在現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究中，大部分學(xué)者關(guān)注的是區(qū)域經(jīng)濟(jì)、創(chuàng)新環(huán)境及環(huán)境發(fā)展方面的因素，近幾年部分學(xué)者也開始關(guān)注地方政府決策力與環(huán)境規(guī)制相互的影響效應(yīng)。地方政府決策力往往取決于政府財(cái)政能力，于是財(cái)政分權(quán)在相關(guān)研究中被提及的頻率越來越高。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

（一）關(guān)于綠色創(chuàng)新的相關(guān)研究

對于綠色創(chuàng)新，現(xiàn)階段國內(nèi)外學(xué)術(shù)界尚沒有統(tǒng)一的界定，本文借鑒王彩明、李健對綠色創(chuàng)新的界定，認(rèn)為綠色創(chuàng)新是“均衡經(jīng)濟(jì)效益提升與資源消耗減少、環(huán)境污染降低的創(chuàng)新”[2]。為研究方便，本文假定“綠色創(chuàng)新”“生態(tài)創(chuàng)新”“環(huán)境創(chuàng)新”等類似研究術(shù)語為同一概念。

關(guān)于綠色創(chuàng)新的研究路徑，肖仁橋等提出了內(nèi)生努力與技術(shù)外部性效應(yīng)兩種途徑：內(nèi)生努力是指依靠企業(yè)研發(fā)人員和研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入等方式，通過技術(shù)和人力積累產(chǎn)生效應(yīng);技術(shù)外部性則主要通過區(qū)域企業(yè)間綠色技術(shù)的溢出及擴(kuò)散而產(chǎn)生效應(yīng)[3]。

就內(nèi)生效應(yīng)而言，現(xiàn)有研究主要以綠色創(chuàng)新效率作為綠色創(chuàng)新的重要測度指標(biāo)，它是同時(shí)考慮區(qū)域創(chuàng)新與環(huán)境兩種因素的創(chuàng)新發(fā)展質(zhì)量的綠色指數(shù)。本文借鑒王惠、苗壯、王樹喬的研究將其界定為一種“創(chuàng)新質(zhì)量的綠色指數(shù)，綜合考慮能源消耗和環(huán)境污染后創(chuàng)新發(fā)展質(zhì)量的測評”[4]。在綠色創(chuàng)新效率的研究方面，大量研究從創(chuàng)新投入和產(chǎn)出效率的角度，運(yùn)用參數(shù)和非參數(shù)方法對綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測度。張江雪等運(yùn)用四階段DEA模型對我國各省份工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行實(shí)證研究，將創(chuàng)新效率分解為規(guī)模效率和純技術(shù)創(chuàng)新效率[5]。馮志軍利用DEA-SBM模型對中國工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測算，結(jié)果表明東部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率顯著高于東北地區(qū)和中西部地區(qū)[6]。在模型改進(jìn)方面，任耀等利用非參數(shù)的DEA-RAM方法，將創(chuàng)新效率和綠色效率結(jié)合起來建立聯(lián)合模型，在內(nèi)部結(jié)構(gòu)上對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行了針對性的分析，重點(diǎn)討論了環(huán)境因素影響企業(yè)整體創(chuàng)新效率的程度[7]。此外，也出現(xiàn)了少量運(yùn)用MinDS模型對創(chuàng)新效率進(jìn)行分析的研究。MinDS模型不僅擁有SBM模型非徑向的優(yōu)點(diǎn)，而且可以有效地解決投影點(diǎn)的距離問題，因而更能真實(shí)地反映研究主體的生態(tài)效率狀況。

就技術(shù)的外部性而言，王彩明、李健運(yùn)用時(shí)空分布對我國區(qū)域綠色創(chuàng)新績效進(jìn)行分析，結(jié)果表明空間維度下我國三大地區(qū)的綠色創(chuàng)新水平差異顯著且兩極分化嚴(yán)重，各省域綠色創(chuàng)新績效空間集聚特征明顯[2]。肖仁橋等基于兩階段綠色創(chuàng)新價(jià)值的視角進(jìn)行了空間溢出效應(yīng)的研究，結(jié)果表明我國工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新兩階段產(chǎn)出呈顯著空間正相關(guān)，其中環(huán)保投入和政府支持對相鄰地區(qū)的綠色創(chuàng)新存在顯著正溢出效應(yīng)[3]。

（二）關(guān)于環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新影響效應(yīng)的相關(guān)研究

對于環(huán)境規(guī)制的作用，現(xiàn)有研究有不同的觀點(diǎn)。波特從動(dòng)態(tài)的角度出發(fā)，肯定了環(huán)境規(guī)制對生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新的影響。“波特假說”認(rèn)為合理的環(huán)境規(guī)制政策可促使企業(yè)進(jìn)行生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，彌補(bǔ)甚至超過環(huán)境規(guī)制成本，從而達(dá)到提高環(huán)境績效和企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效的“雙贏”狀態(tài)[8]。與此同時(shí)，部分學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)市場條件改變時(shí)，被規(guī)制企業(yè)與政府之間的博弈條件或策略會發(fā)生改變，企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境、生命周期等影響企業(yè)的因素也會發(fā)生改變，這些都可能使環(huán)境規(guī)制與生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新在雙贏與制約之間轉(zhuǎn)化[9]。Testa et al.指出，經(jīng)濟(jì)手段對生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新有負(fù)面影響[10];黃慶華等認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制不僅無法持續(xù)促進(jìn)綠色創(chuàng)新，而且會誘發(fā)企業(yè)為補(bǔ)償污染減排成本而加速提高污染性經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，從而惡化環(huán)境狀況[11]。

就環(huán)境規(guī)制工具的分類而言，Tietenberg將其分為“控制型”工具和“激勵(lì)型”工具[12]。前者具有強(qiáng)制性、命令性的特點(diǎn)，一般包括環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)、市場準(zhǔn)入、污染治理投資等;后者一般包括排污許可證頒發(fā)、排污費(fèi)征收、政府環(huán)境專項(xiàng)補(bǔ)貼、押金返還制度等。

（三）關(guān)于財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制和綠色創(chuàng)新的關(guān)系研究

環(huán)境問題呈現(xiàn)成本高且短時(shí)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)效益不明顯的特點(diǎn)，政府在環(huán)境治理問題上發(fā)揮著不可替代的作用，但各地方政府在對當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理和保護(hù)的力度和效果上存在著明顯差異。同時(shí)，無論是企業(yè)創(chuàng)新還是綠色創(chuàng)新，都需要依靠多方面的支持和激勵(lì)，比如產(chǎn)業(yè)集聚、研發(fā)資源稟賦和環(huán)境規(guī)制政策的制定與執(zhí)行，這些都與地方政府的行為決策密不可分。政府行為決策主要取決于地方財(cái)力的大小，故中央政府賦予地方政府的財(cái)政權(quán)力對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)、創(chuàng)新和綠色創(chuàng)新有著不可忽視的影響。

現(xiàn)有的財(cái)政分權(quán)理論主要有有利觀和不利觀兩種結(jié)論。Tiebout、Oates等人提出，地方政府在供應(yīng)地方性公共品上具有效率和信息方面的優(yōu)勢[13-14]，而Dijkstra認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會使地方政府為吸引更多資本流入和留住有發(fā)展前景的企業(yè)而主動(dòng)降低環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而導(dǎo)致環(huán)境污染問題加劇，即“競爭到底”。自1994年我國推行分稅制改革以來，地方政府在經(jīng)濟(jì)上的自主權(quán)有所增加。同時(shí)，地方官員的政績考核往往由上級政府決定[15]。在此情形下，政績考核的標(biāo)準(zhǔn)尤為關(guān)鍵，當(dāng)績效指標(biāo)大幅度指向地方經(jīng)濟(jì)建設(shè)和生產(chǎn)發(fā)展時(shí)，地方政府可能會忽視環(huán)境問題甚至犧牲環(huán)境以爭取最大可能的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Halkos & Paizanos就財(cái)政分權(quán)對環(huán)境要素的影響進(jìn)行了研究，認(rèn)為無論從長期來看還是短期來看，財(cái)政分權(quán)對環(huán)境污染都有顯著的影響[16]。杜俊濤等指出，財(cái)政分權(quán)顯著影響地方政府的環(huán)境治理投資程度，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和中央政府的考核機(jī)制決定了地方政府在環(huán)境方面的重視程度[17]。

就財(cái)政分權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新或綠色創(chuàng)新的關(guān)系而言，Atkeson & Burstein提出，相較于其他政策，政府對企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的直接補(bǔ)助更有利于促進(jìn)創(chuàng)新[18]。國際貨幣基金組織指出，增強(qiáng)對企業(yè)研發(fā)支出的補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠可顯著提高生產(chǎn)率[19]。然而，楊志安等的研究表明，財(cái)政分權(quán)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，在東部和西部地區(qū)對綠色技術(shù)創(chuàng)新存在抑制作用，但在中部地區(qū)存在促進(jìn)作用[20]。

就財(cái)政分權(quán)與環(huán)境規(guī)制的交互效應(yīng)而言，杜俊濤等[17]、李光勤和劉莉[21]在研究中都指出，財(cái)政分權(quán)會抑制綠色創(chuàng)新效率的提高和環(huán)境規(guī)制的實(shí)行，但通過環(huán)境規(guī)制的中介效應(yīng)可以降低財(cái)政分權(quán)對綠色創(chuàng)新效率的不利影響，即地方政府可通過增加環(huán)境治理和創(chuàng)新的投入來提升綠色經(jīng)濟(jì)效率。羅能生和王玉澤基于空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)程度提升會引起生態(tài)效率的下降，同時(shí)環(huán)境規(guī)制也會增強(qiáng)其抑制作用[22]。伍格致、游達(dá)明則研究了環(huán)境規(guī)制在財(cái)政分權(quán)的調(diào)節(jié)作用下對技術(shù)創(chuàng)新和綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響效應(yīng)，并探討了綠色效率與技術(shù)創(chuàng)新的空間異質(zhì)性[23]。

已有研究表明，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響大部分是顯著的，但因?qū)嵶C研究中樣本的時(shí)空異質(zhì)性，對“波特假說”的支持力度是存在差異的，這是本文的研究價(jià)值之一。財(cái)政分權(quán)視角在近年來逐漸進(jìn)入創(chuàng)新研究的范疇，大部分集中于對綠色經(jīng)濟(jì)和政府補(bǔ)助等因素的研究，對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響效應(yīng)研究因數(shù)據(jù)難以收集和變量選擇上存在諸多質(zhì)疑等問題而缺乏全面的探討，對財(cái)政分權(quán)與環(huán)境規(guī)制交互作用的思考也不足，這也是本文選擇該研究視角的原因之一。就研究方法而言，空間計(jì)量模型近年來應(yīng)用于大量實(shí)證領(lǐng)域，但在綠色創(chuàng)新領(lǐng)域的研究尚缺乏系統(tǒng)的模型驗(yàn)證和統(tǒng)一的實(shí)證結(jié)論?；诖?，本文試圖通過空間計(jì)量模型對企業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行空間集聚和空間溢出特征的驗(yàn)證，并對財(cái)政分權(quán)下不同環(huán)境規(guī)制工具對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間效應(yīng)及區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行分析，從時(shí)序和空間兩個(gè)角度探究企業(yè)綠色創(chuàng)新的發(fā)展趨勢和影響效應(yīng)。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)的提出

企業(yè)綠色創(chuàng)新是基于具體環(huán)境問題而產(chǎn)生的創(chuàng)新，與一般創(chuàng)新相比更具有針對性和特殊性，同時(shí)由于環(huán)境問題的區(qū)域異質(zhì)性較強(qiáng)，企業(yè)綠色創(chuàng)新的區(qū)域粘滯性和本地化現(xiàn)象更顯著，其所涵蓋的期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出都具有區(qū)域性特征。另外，區(qū)域內(nèi)的價(jià)值觀、態(tài)度、規(guī)范、慣例和期望被稱為區(qū)域文化，擁有共同的區(qū)域文化有助于增強(qiáng)區(qū)域內(nèi)企業(yè)互動(dòng)和創(chuàng)新的力度，能更好地解釋創(chuàng)新的區(qū)域集群現(xiàn)象。這種共同擁有的區(qū)域文化對企業(yè)研發(fā)人才的重視和研發(fā)資本投資規(guī)模的擴(kuò)大都有直接的影響，可在投入角度上影響企業(yè)綠色創(chuàng)新效率。

環(huán)境規(guī)制往往通過行政處罰或市場調(diào)控的方式對企業(yè)的污染行為進(jìn)行管控，并試圖激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新補(bǔ)償機(jī)制以降低合規(guī)成本。由于環(huán)境問題的差異性，地方環(huán)境規(guī)制政策與實(shí)施工具往往具有顯著的區(qū)域性特征，這有利于針對不同的環(huán)境問題進(jìn)行企業(yè)行為調(diào)控。環(huán)境規(guī)制工具的選擇和實(shí)施與企業(yè)綠色創(chuàng)新一致，也存在一定的區(qū)域特征。

本文以區(qū)域創(chuàng)新理論、公共利益理論和財(cái)政分權(quán)理論為理論基礎(chǔ)，提出與企業(yè)綠色創(chuàng)新相關(guān)的研究假設(shè)，以期通過實(shí)證分析驗(yàn)證綠色創(chuàng)新的機(jī)理以及與環(huán)境規(guī)制、財(cái)政分權(quán)的作用關(guān)系。

（一）區(qū)域創(chuàng)新理論

經(jīng)濟(jì)主體之間的交流和信息的傳播在一個(gè)特定區(qū)域范疇內(nèi)比穿過不同地區(qū)更為方便有效[24]。就創(chuàng)新而言，隱性知識與技術(shù)對企業(yè)和地理區(qū)位具有較強(qiáng)的粘性，在地理鄰近或技術(shù)相似的條件下更容易交流和模仿，這也是出現(xiàn)創(chuàng)新集群效應(yīng)的主要原因。就市場效應(yīng)而言，創(chuàng)新一旦以產(chǎn)出形式進(jìn)入市場，就不得不面臨技術(shù)層面、產(chǎn)品層面、流程及管理層面的創(chuàng)新溢出。因此，作為強(qiáng)外部性的生產(chǎn)性公共物品，研發(fā)活動(dòng)在短期內(nèi)缺乏增長效應(yīng)，企業(yè)自主創(chuàng)新的動(dòng)力往往不足?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：我國工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有顯著的空間集聚和溢出效應(yīng)。

（二）公共利益理論

公共利益理論假定企業(yè)行為不能遵守某些規(guī)則而需要政府以維護(hù)公共利益的名義進(jìn)行引導(dǎo)和規(guī)制，以保證社會福利的增加。環(huán)境作為一種公共物品，具有很強(qiáng)的非競爭性和非排他性，當(dāng)個(gè)體或企業(yè)進(jìn)行環(huán)境治理時(shí)勢必會帶來高額的成本，違背帕累托最優(yōu)原則。在現(xiàn)實(shí)中，企業(yè)作為環(huán)境的消費(fèi)者，一般不會主動(dòng)為其付出成本。在這種情況下，如果缺乏政府規(guī)制，自由市場就無法滿足這一公共物品的供給，因而政府進(jìn)行環(huán)境規(guī)制具有充分的理論基礎(chǔ)。政府規(guī)制一般是指為了增進(jìn)公共利益或合法的私人利益，由政府進(jìn)行宏觀調(diào)控的一種方式。政府可采取直接干預(yù)市場機(jī)制或間接改變企業(yè)決策來進(jìn)行調(diào)控。

基于上述理論基礎(chǔ)，本文借鑒Tietenberg[12]的研究將環(huán)境規(guī)制工具分為“行政命令型”和“市場激勵(lì)型”，進(jìn)而提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：“行政命令型”環(huán)境規(guī)制具有顯著的空間效應(yīng);

假設(shè)2b：“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制具有顯著的空間效應(yīng);

假設(shè)3a：“行政命令型”環(huán)境規(guī)制對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有顯著影響;

假設(shè)3b：“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有顯著影響。

（三）財(cái)政分權(quán)理論及內(nèi)生激勵(lì)效應(yīng)

財(cái)政分權(quán)理論強(qiáng)調(diào)分權(quán)可通過財(cái)政競爭和政治激勵(lì)的方式使地方政府更好地承擔(dān)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要責(zé)任，從而影響地方經(jīng)濟(jì)增長。近年來，在內(nèi)生增長模型的設(shè)置中，臺航、張凱強(qiáng)、孫瑞將財(cái)政分權(quán)變量引入政府預(yù)算約束中，通過考察財(cái)政分權(quán)的支出部分對企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)進(jìn)步方程的影響，并求最優(yōu)解，從理論上揭示了財(cái)政分權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新的正向激勵(lì)機(jī)制。研究表明，地方政府增加生產(chǎn)性服務(wù)的供給將提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的邊際生產(chǎn)率，進(jìn)而激勵(lì)企業(yè)增加自主研發(fā)比例[25]?；诖?，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)4：財(cái)政分權(quán)對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有顯著影響;

假設(shè)5a：財(cái)政分權(quán)和“行政命令型”環(huán)境規(guī)制的交互作用對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有顯著影響;

假設(shè)5b：財(cái)政分權(quán)和“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制的交互作用對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有顯著影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量與數(shù)據(jù)選擇

考慮數(shù)據(jù)來源的可獲取性和分析的全面性，本文采用2005—2017年我國30個(gè)?。▍^(qū)、市）的省級數(shù)據(jù)作為面板分析的樣本數(shù)據(jù)（不包括西藏），數(shù)據(jù)來源主要為《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國價(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫?？紤]到研發(fā)產(chǎn)出和研發(fā)成果轉(zhuǎn)化有一定的滯后期，這里將工業(yè)企業(yè)的財(cái)務(wù)、環(huán)境和運(yùn)營指標(biāo)的數(shù)據(jù)作滯后一期處理。

被解釋變量為工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率（eie），通過MinDS-DEA模型進(jìn)行測算而得。關(guān)于效率值的創(chuàng)新投入與產(chǎn)出變量的選取如表1（下頁）所示。投入變量中，選擇研發(fā)人員折合全時(shí)當(dāng)量（X1）和新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出（X2）（考慮到時(shí)間效應(yīng)，此指標(biāo)數(shù)據(jù)用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減處理），另為了考察企業(yè)研發(fā)基礎(chǔ)的區(qū)域異質(zhì)性，加入研發(fā)資本存量（X3）。本文采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，并參考了余永澤研究[26]中對價(jià)格指數(shù)和折舊率等相關(guān)參數(shù)的權(quán)數(shù)設(shè)定和計(jì)算①。相較于一般創(chuàng)新投入變量，綠色創(chuàng)新投入還考慮了能源消耗問題，用各地區(qū)能源消費(fèi)總量（折合標(biāo)準(zhǔn)煤）（X4）表示。產(chǎn)出變量包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，選取新產(chǎn)品銷售收入（Y1）、專利有效申請量（Y2）、技術(shù)市場成交合同額（Y3）和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（Y4）②。非期望產(chǎn)出主要研究在研發(fā)活動(dòng)中對環(huán)境的負(fù)面影響，指標(biāo)選取環(huán)境污染排放指數(shù)（Y5）和CO2排放量（Y6）。環(huán)境污染排放指數(shù)是將各地區(qū)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)粉塵排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量進(jìn)行熵值法測算而成。CO2排放量采用國際機(jī)構(gòu)IPCC給出的通用計(jì)算方法③ 。

解釋變量為環(huán)境規(guī)制工具和財(cái)政分權(quán)。環(huán)境規(guī)制工具分為“行政命令型”環(huán)境規(guī)制（er1）和“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制（er2），前者主要針對地方政府對環(huán)境問題的治理投資，后者主要通過市場工具（如征收排污費(fèi)、繳納環(huán)境有關(guān)稅目、鼓勵(lì)性政策）對企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)出效益的調(diào)節(jié)。財(cái)政分權(quán)是地方政府財(cái)政自主性程度的重要表征，本文選擇人均財(cái)政支出指標(biāo)進(jìn)行分析，有效地剔除人口規(guī)模的影響。

控制變量選取對區(qū)域經(jīng)濟(jì)和綠色研發(fā)水平有影響的因素，以控制和減少其他因素對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響，以保證模型的有效性，分別從地區(qū)開放程度、城市經(jīng)濟(jì)特征、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、公共環(huán)保資源、交通水平等方面進(jìn)行考慮。為避免異方差問題，對變量中絕對數(shù)值的指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)化處理。具體測算方法如表2（下頁）所示。

（二）空間模型的建立與選擇

本文擬建立三個(gè)空間計(jì)量模型，分別為空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），并通過各類檢驗(yàn)確定一個(gè)最合適的模型進(jìn)行后續(xù)回歸分析。

空間滯后模型假定被解釋變量的空間滯后項(xiàng)會對被解釋變量產(chǎn)生影響，公式如下：

在空間誤差模型中，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)會對被解釋變量產(chǎn)生影響，公式如下：

空間杜賓模型假定被解釋變量、解釋變量的空間滯后項(xiàng)都會對被解釋變量產(chǎn)生影響，公式如下：

其中：eie表示被解釋變量工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率，W（·）代表某變量的空間滯后項(xiàng)，fd代表財(cái)政分權(quán)，er1和er2分別代表“行政命令型”和“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制工具。

首先，進(jìn)行空間計(jì)量模型的Wald和LR檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)檢驗(yàn)拒絕了混合面板數(shù)據(jù)模型，再進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)。表3（下頁）以空間鄰接權(quán)重矩陣（w1）下為例進(jìn)行了三個(gè)空間計(jì)量模型的檢驗(yàn)，結(jié)果表明選擇固定效應(yīng)比隨機(jī)效應(yīng)更為恰當(dāng)。

其次，通過OLS回歸進(jìn)行LM-lag、LM-err、R-LMlag和R-LMerr檢驗(yàn)，結(jié)果如表4（下頁）所示。LM-err和R-LMerr檢驗(yàn)的p值小于0.01，即在1%的水平下拒絕原假設(shè)，而LM-lag和R-LMlag檢驗(yàn)不拒絕原假設(shè)，因而理論上應(yīng)傾向于選擇SEM模型。

除了利用模型LM檢驗(yàn)外，本文還就實(shí)際回歸結(jié)果進(jìn)行了SEM模型和SDM模型的比較?？臻g鄰接權(quán)重矩陣（w1）和研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣（w4）下模型（3）和模型（5）的回歸結(jié)果如表5（下頁）所示。表5中（1）和（2）分別為不加交互項(xiàng)和加交互項(xiàng)以后的回歸結(jié)果，此處省略具體各變量的標(biāo)準(zhǔn)誤。結(jié)果表明，無論是在哪種權(quán)重矩陣下，空間杜賓模型和空間誤差模型都可以較好地體現(xiàn)被解釋變量的空間效應(yīng);作為核心解釋變量的財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制在加了交互項(xiàng)后的模型中都起顯著作用，對于控制變量的結(jié)果也相對一致，R方值相差不大，空間杜賓模型略高于空間誤差模型。但在空間杜賓模型中發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制及二者交互項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)在空間鄰接權(quán)重矩陣下作用顯著，空間滯后項(xiàng)對模型的構(gòu)造和系數(shù)的影響是不能忽視的。針對本文的具體研究，SDM模型相較而言不會造成重大偏誤，也可以消除遺漏變量所帶來的誤差，故本文后續(xù)采用SDM模型進(jìn)行空間效應(yīng)研究。

（三）空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

在空間計(jì)量研究初期，根據(jù)地理學(xué)第一定律多數(shù)研究都從區(qū)域邊界是否接壤來判斷區(qū)域創(chuàng)新之間是否存在空間影響，隨著空間溢出效應(yīng)的研究不斷深入，學(xué)者們逐漸也開始考慮地理距離、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和創(chuàng)新因素上的“鄰接”意義。本研究試圖對比四種不同的空間權(quán)重矩陣下的變量的影響顯著性程度，具體設(shè)定如下：

空間鄰接權(quán)重矩陣（w1）：以兩個(gè)省份間的行政區(qū)劃位置是否相鄰進(jìn)行設(shè)定，相鄰取1，否則取0，即wij=1，i≠j，否則wij=0，i=j。

地理距離權(quán)重矩陣（w2）：通過經(jīng)緯度算出兩省份省會城市的地理距離，以距離的倒數(shù)作為權(quán)重設(shè)定，即wij=1/dij，i≠j;wij=0，i=j。

經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（w3）：計(jì)算兩省份間的人均GDP均值的差距，以均值差距的倒數(shù)作為權(quán)重設(shè)定，即wij=1/|GDPi-GDPj|，i≠j;wij=0，i=j。

研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣（w4）：計(jì)算兩省份之間的研發(fā)存量均值的差距，以均值差距的倒數(shù)作為權(quán)重設(shè)定，即wij=1/|R&Di-R&Dj|，i≠j;wij=0，i=j① 。

四、實(shí)證分析

（一）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

本文主要運(yùn)用Morans I指數(shù)對被解釋變量工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)。如表6（下頁）所示，Morans I指數(shù)均大于0，除地理距離權(quán)重矩陣不能通過顯著性檢驗(yàn)外，其余權(quán)重矩陣均通過了檢驗(yàn)，表明工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的正向空間自相關(guān)關(guān)系顯著，即工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率高值區(qū)趨向于與高值區(qū)集聚，低值區(qū)趨向于與低值區(qū)集聚。假設(shè)1得證。

（二）全國層面的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率分析

在研究全國層面的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率時(shí)，空間鄰接權(quán)重矩陣和研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣都通過了顯著性檢驗(yàn)，地理距離權(quán)重矩陣設(shè)定下模型不顯著。表7列出了空間鄰接權(quán)重矩陣和研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣的空間面板回歸結(jié)果。

工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間滯后項(xiàng)在兩類權(quán)重矩陣下全部通過了1%水平的檢驗(yàn)，即在地理距離和經(jīng)濟(jì)距離假設(shè)下都顯著地體現(xiàn)出空間自相關(guān)效應(yīng)。其中，空間滯后項(xiàng)系數(shù)都為正，表明周圍鄰近省份的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率提高，會顯著地對本省份（地理距離和經(jīng)濟(jì)距離上相近的省域）有正向效應(yīng)，省份之間的創(chuàng)新外部性顯著。

財(cái)政分權(quán)變量的回歸系數(shù)在兩種權(quán)重矩陣下均為負(fù)，且在1%的水平上顯著，這表明無論在哪一種距離權(quán)重矩陣的設(shè)定下，財(cái)政分權(quán)程度越高，對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率越產(chǎn)生抑制作用。這一結(jié)論與大量以往相關(guān)研究結(jié)論一致，可能的原因是地方政府官員由于考核機(jī)制和標(biāo)準(zhǔn)傾向于經(jīng)濟(jì)發(fā)展而忽略環(huán)境問題，因而政府財(cái)政支出對環(huán)境有關(guān)的研發(fā)專項(xiàng)補(bǔ)貼、研發(fā)資源引進(jìn)和研發(fā)基礎(chǔ)建設(shè)等方面缺乏傾向性投資，沒有向企業(yè)發(fā)出綠色創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的信號，對相關(guān)綠色研發(fā)激勵(lì)不足。同時(shí)，從空間滯后項(xiàng)可以看出，在空間鄰接權(quán)重矩陣下空間滯后項(xiàng)在5%的水平上顯著為負(fù)，表明周邊鄰近地區(qū)將財(cái)政支出重點(diǎn)投入經(jīng)濟(jì)建設(shè)而非鼓勵(lì)綠色創(chuàng)新，當(dāng)?shù)卣赡艹霈F(xiàn)效仿行為。

就“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型而言，是否加入環(huán)境規(guī)制和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)效果差異非常明顯。在兩個(gè)權(quán)重矩陣下，沒有考慮交互作用時(shí)er1的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)以及空間滯后項(xiàng)均不顯著;加入交互項(xiàng)之后，er1的一次項(xiàng)回歸系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明“行政命令型”環(huán)境規(guī)制和工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率之間存在顯著的倒U型關(guān)系。在U型拐點(diǎn)之前，此類環(huán)境規(guī)制對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率仍然存在促進(jìn)作用，這可能是由于“行政命令型”環(huán)境規(guī)制強(qiáng)制性高，短時(shí)間內(nèi)推動(dòng)工業(yè)企業(yè)不得不進(jìn)行生產(chǎn)線和研發(fā)改革以達(dá)到合規(guī)的標(biāo)準(zhǔn)，但在進(jìn)行必要的改革和調(diào)整后，工業(yè)企業(yè)長期發(fā)展中不再被合規(guī)的規(guī)制政策所束縛，甚至還會對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生一定的抑制作用，這表明宏觀調(diào)控手段不能替代市場效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)規(guī)律，我國工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的發(fā)展仍舊處于前期發(fā)展階段。交互項(xiàng)回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，這說明當(dāng)?shù)胤截?cái)政權(quán)力充分作用于環(huán)境規(guī)制政策的制定與執(zhí)行時(shí)，將會對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的提升作用?？刂谱兞糠矫妫蠖鄶?shù)控制變量都通過了5%或10%的顯著性水平檢驗(yàn)，且基本只在單個(gè)權(quán)重矩陣下顯著，在兩類距離矩陣下都體現(xiàn)顯著正向效應(yīng)的只有環(huán)保系統(tǒng)人力資本變量，即當(dāng)?shù)丨h(huán)保系統(tǒng)人員數(shù)量越多，越能顯著提升工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率。因此，假設(shè)3a、假設(shè)4、假設(shè)5a成立。

在“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制模型中，是否加入環(huán)境規(guī)制和財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)效果并不像在“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型中一樣顯著。兩個(gè)權(quán)重矩陣下無論是否考慮交互作用，環(huán)境規(guī)制變量的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)以及空間滯后項(xiàng)均不顯著，這說明即使當(dāng)?shù)卣呢?cái)政權(quán)力對環(huán)境規(guī)制工具的制定與執(zhí)行起到了支持效應(yīng)，“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制也并未有效激勵(lì)企業(yè)提升其綠色創(chuàng)新效率。這種激勵(lì)無效不僅體現(xiàn)在當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境規(guī)制工具上，而且體現(xiàn)在周邊鄰近區(qū)域的環(huán)境規(guī)制工具上。該模型下控制變量的顯著性較高一些，但也達(dá)不到1%的顯著性水平或者所有控制變量都存在顯著效應(yīng)。在兩種權(quán)重矩陣下，交通水平變量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量、環(huán)保系統(tǒng)人員變量基本通過5%或者10%的顯著性水平檢驗(yàn)。因此，假設(shè)3b、假設(shè)5b不成立。

（三）全國綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)分析

為進(jìn)一步考察工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)，這里對加入財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制交互項(xiàng)前后的模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進(jìn)行分析?？臻g溢出效應(yīng)是測量解釋變量每變化一個(gè)單位對其他相關(guān)地區(qū)被解釋變量影響的大小?？傂?yīng)是指變量對被解釋變量造成的綜合影響，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別表示變量對本地區(qū)和周邊省份的平均影響，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的總和為總效應(yīng)。如表8所示，以空間鄰接權(quán)重矩陣下為例，財(cái)政分權(quán)變量對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的總效應(yīng)顯著為負(fù)，且對周邊鄰近地區(qū)的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率也存在顯著負(fù)向影響。加入財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)后主要受到影響的是“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型，er1的一次項(xiàng)對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在顯著正效應(yīng)，對周邊鄰近地區(qū)的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在顯著負(fù)效應(yīng)，即當(dāng)環(huán)境規(guī)制程度增加1%時(shí)，當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率增加37.72%，周邊地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率降低22.14%?！靶姓钚汀杯h(huán)境規(guī)制促使當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新的改革，同時(shí)對周邊區(qū)域的工業(yè)企業(yè)有創(chuàng)新擠出效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制的二次項(xiàng)在當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新作用下為顯著負(fù)效應(yīng)，說明環(huán)境規(guī)制的效應(yīng)呈倒U型曲線趨勢，當(dāng)期依舊存在正向作用的“行政命令型”環(huán)境規(guī)制長期來看會逐漸降低對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的激勵(lì)程度，但對周邊鄰近地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效應(yīng)不顯著。同樣，對于交互項(xiàng)和大部分控制變量而言，也體現(xiàn)出對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新有顯著影響，但沒有作用于周邊地區(qū)。因此，假設(shè)2a得證。

在“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制模型中加入財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)并沒有顯著作用于工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率（見表9，下頁）。控制變量中交通水平對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率有正向效應(yīng)，主要作用于當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)保系統(tǒng)人力資本變量同時(shí)對當(dāng)?shù)睾椭苓呧徑貐^(qū)的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生同向影響作用。因此，假設(shè)2b不成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證空間計(jì)量模型的穩(wěn)健性，這里采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（w3）進(jìn)行檢驗(yàn)。“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型下的回歸結(jié)果與空間鄰接權(quán)重矩陣和研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣的結(jié)果近似：加入交互項(xiàng)后模型整體的顯著性提高，主要體現(xiàn)在財(cái)政分權(quán)變量、環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)和部分二次項(xiàng)上，空間滯后項(xiàng)皆為負(fù)效應(yīng)，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。在“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制模型下，加入交互項(xiàng)的效應(yīng)不顯著，并不能改變原有模型中各變量的顯著性。財(cái)政分權(quán)變量系數(shù)和顯著性與其他兩個(gè)矩陣下的回歸結(jié)果一致，環(huán)境規(guī)制和交互項(xiàng)作用不顯著，與研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣模型結(jié)果近似①。這表明，本文的計(jì)量模型通過了不同空間權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.不同變量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證變量選擇對相關(guān)效應(yīng)的穩(wěn)健性，這里采用財(cái)政收入變量替換財(cái)政支出變量進(jìn)行檢驗(yàn)，指標(biāo)計(jì)算公式為各省份預(yù)算內(nèi)人均地方財(cái)政收入/（中央預(yù)算內(nèi)人均財(cái)政收入+各省份預(yù)算內(nèi)人均地方財(cái)政收入）。在空間鄰接權(quán)重矩陣和研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣的設(shè)定下都體現(xiàn)出近似的回歸結(jié)果，財(cái)政分權(quán)環(huán)境規(guī)制及其空間滯后項(xiàng)的結(jié)果幾乎一致，但財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)與財(cái)政支出變量所構(gòu)建的模型結(jié)果更加顯著①。因此，本文變量選擇通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（五）工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的區(qū)域異質(zhì)性分析

由于工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新具有顯著的區(qū)域差異，因而這里重點(diǎn)探討不同區(qū)域環(huán)境規(guī)制對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響是否存在一定的異質(zhì)性特征。本文按照兩種區(qū)域劃分方式，分別將工業(yè)企業(yè)劃分為統(tǒng)計(jì)區(qū)域和高（低）效率值區(qū)域。統(tǒng)計(jì)區(qū)域根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒設(shè)定的區(qū)域劃分方式進(jìn)行劃分;高（低）效率值區(qū)域根據(jù)前文對綠色創(chuàng)新效率的測算取其中位數(shù)的方式劃分，高于中位數(shù)的區(qū)域稱為高效率值區(qū)域，反之為低效率值區(qū)域。

1.按統(tǒng)計(jì)區(qū)域劃分的異質(zhì)性分析

這里將全國劃分為東部、中部、西部和東北四大區(qū)域，分別對各區(qū)域工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行空間回歸。與全國層面的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間效應(yīng)不同，局部區(qū)域不僅在原有的地理距離（空間鄰接權(quán)重矩陣）和經(jīng)濟(jì)距離（研發(fā)資本存量權(quán)重矩陣）下空間效應(yīng)顯著，而且在地理距離權(quán)重矩陣下通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。此處僅呈現(xiàn)空間鄰接權(quán)重矩陣下的回歸結(jié)果與對應(yīng)的全國層面的結(jié)果進(jìn)行比較分析。

如表10（下頁）和表11所示，無論是否考慮財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)，在各區(qū)域周邊省份工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率均存在顯著的正向影響，財(cái)政分權(quán)變量在四個(gè)區(qū)域都呈現(xiàn)負(fù)向顯著效應(yīng)，這表明無論地方財(cái)政分權(quán)程度是高還是低，都會對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制作用，同時(shí)周邊省份的財(cái)政分權(quán)程度越高，對當(dāng)?shù)毓I(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的抑制作用越顯著。加入交互項(xiàng)后，“行政命令型”環(huán)境規(guī)制變量在大部分區(qū)域都呈現(xiàn)顯著正向效應(yīng)，二次項(xiàng)則體現(xiàn)為負(fù)向作用，交互項(xiàng)存在顯著效應(yīng)，這都與全國層面的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率回歸結(jié)果近似。就控制變量而言，投資開放度（z1）和城鎮(zhèn)化水平（z2）在部分區(qū)域體現(xiàn)出一定的顯著作用，區(qū)域差異較大。與全國層面的回歸結(jié)果相比，大部分地區(qū)的控制變量效應(yīng)更顯著，中部地區(qū)幾乎在所有控制變量上都呈現(xiàn)顯著性特征。

與“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型不同，“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制模型體現(xiàn)出更大的區(qū)域異質(zhì)性。核心解釋變量“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制及其空間滯后項(xiàng)在大部分區(qū)域依然呈現(xiàn)不顯著的特征，但在東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)在所有權(quán)重矩陣下都通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，二次項(xiàng)系數(shù)大多數(shù)仍不顯著，這表明東部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率已經(jīng)受到“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制一定程度上的正向效應(yīng)影響。同樣，財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)也只在東部地區(qū)呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)。

2.按效率值高低劃分的異質(zhì)性分析

根據(jù)前文工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的測算值進(jìn)行上中位數(shù)和下中位數(shù)的劃分，將所有省份劃分為綠色創(chuàng)新效率高值區(qū)和低值區(qū)，再分別進(jìn)行空間回歸分析。“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型回歸結(jié)果和按照統(tǒng)計(jì)區(qū)域劃分時(shí)的結(jié)果相近，故這里不呈現(xiàn)相關(guān)結(jié)果?！笆袌黾?lì)型”環(huán)境規(guī)制模型中低值區(qū)的解釋變量在所有權(quán)重矩陣下作用都不顯著，高值區(qū)的回歸結(jié)果近似于按統(tǒng)計(jì)區(qū)域劃分中的東部地區(qū)的結(jié)果，但解釋變量及解釋變量的交互項(xiàng)系數(shù)顯著性沒有按統(tǒng)計(jì)區(qū)域劃分時(shí)的強(qiáng)，大多只通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)。這可能是由于統(tǒng)計(jì)區(qū)域劃分法將區(qū)域劃分得更細(xì)，其空間效應(yīng)體現(xiàn)得更客觀和更具針對性。兩種劃分方法的回歸結(jié)果趨于一致，主要是因?yàn)樾手祫澐窒碌膮^(qū)域和統(tǒng)計(jì)區(qū)域劃分下的區(qū)域基本吻合（其中東部地區(qū)、部分中部地區(qū)和東北地區(qū)在效率高值區(qū)，部分中部地區(qū)和西部地區(qū)在效率低值區(qū)），同時(shí)也驗(yàn)證了前文對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率值測算結(jié)果的準(zhǔn)確性。

五、結(jié)論及政策建議

本文運(yùn)用空間杜賓模型在不同空間權(quán)重矩陣下分析工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間集聚和溢出特征，以及財(cái)政分權(quán)制度下“行政命令型”環(huán)境規(guī)制和“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制工具對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，同時(shí)也充分考慮了財(cái)政分權(quán)與環(huán)境規(guī)制的交互效應(yīng)。另外，將全國省域進(jìn)行區(qū)域劃分，對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行分析，主要得到以下結(jié)論：

第一，財(cái)政分權(quán)在不同環(huán)境規(guī)制模型、不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定下都對省域工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在顯著負(fù)效應(yīng)。在“行政命令型”環(huán)境規(guī)制模型下，加入財(cái)政分權(quán)和環(huán)境規(guī)制交互項(xiàng)后的模型顯著性變強(qiáng)，環(huán)境規(guī)制變量的一次項(xiàng)在大多數(shù)權(quán)重矩陣下呈顯著正效應(yīng)，部分權(quán)重矩陣下還存在二次項(xiàng)的負(fù)效應(yīng)，即存在倒U型影響趨勢。交互項(xiàng)系數(shù)也在大多數(shù)權(quán)重矩陣下顯著為正。在“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制模型下，加入交互項(xiàng)的作用不明顯，環(huán)境規(guī)制變量及交互項(xiàng)對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響不顯著。

第二，將企業(yè)按統(tǒng)計(jì)區(qū)域和效率高低值區(qū)域劃分后，財(cái)政分權(quán)在不同環(huán)境規(guī)制模型、不同空間權(quán)重矩陣下都存在顯著負(fù)效應(yīng)，加入交互項(xiàng)后“行政命令型”環(huán)境規(guī)制存在顯著正效應(yīng)，與全國省域的空間回歸結(jié)果一致?！笆袌黾?lì)型”環(huán)境規(guī)制及其交互項(xiàng)在東部地區(qū)和綠色創(chuàng)新效率高值區(qū)存在顯著正向作用，與全國省域的空間回歸結(jié)果不一致?？刂谱兞吭趨^(qū)域空間模型中體現(xiàn)出更好的顯著性，尤其是中部地區(qū)。

第三，就空間溢出效應(yīng)而言，全國省域空間回歸結(jié)果表明，財(cái)政分權(quán)、“行政命令型”環(huán)境規(guī)制及其交互項(xiàng)對周邊鄰近地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在顯著的抑制作用，而“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制與交互項(xiàng)對周邊地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間效應(yīng)不顯著。在分區(qū)域的空間回歸結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)具有顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，“行政命令型”環(huán)境規(guī)制和交互項(xiàng)在大部分地區(qū)存在顯著的負(fù)向外溢效應(yīng)，“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制和交互項(xiàng)只在東部地區(qū)和效率高值區(qū)存在顯著的負(fù)向外溢效應(yīng)。

據(jù)此，本文提出如下政策建議：

第一，優(yōu)化財(cái)政分權(quán)制度與地方官員績效考核評價(jià)體系。促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)考核指標(biāo)的有機(jī)平衡，使地方政府決策通過財(cái)政手段有效實(shí)現(xiàn)對企業(yè)綠色創(chuàng)新的指引和激勵(lì)作用。同時(shí)，強(qiáng)化財(cái)政分權(quán)對環(huán)境規(guī)制工具的支撐作用，以此加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)綠色創(chuàng)新的推動(dòng)作用。

第二，在運(yùn)用“行政命令型”環(huán)境規(guī)制工具時(shí)，要充分考慮到地方財(cái)政分權(quán)的交互效應(yīng)。就短期而言，應(yīng)推動(dòng)和幫助企業(yè)進(jìn)行綠色生產(chǎn)和創(chuàng)新的轉(zhuǎn)型和發(fā)展;就長期而言，應(yīng)逐步降低“行政命令型”環(huán)境規(guī)制的調(diào)控作用，更加重視“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制的激勵(lì)效用，促使企業(yè)自發(fā)提升綠色創(chuàng)新效率。

第三，豐富和優(yōu)化各區(qū)域的環(huán)境規(guī)制工具。中西部地區(qū)應(yīng)增強(qiáng)“市場激勵(lì)型”環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新的推動(dòng)作用，逐步將創(chuàng)新激勵(lì)轉(zhuǎn)移到市場調(diào)控方面，以期獲得企業(yè)綠色創(chuàng)新的長期發(fā)展。

第四，制定跨區(qū)域合作的環(huán)境規(guī)制政策。充分利用綠色創(chuàng)新效率的空間集聚性和外部性，進(jìn)一步發(fā)揮東部地區(qū)綠色創(chuàng)新的引領(lǐng)作用，不斷完善中西部地區(qū)對企業(yè)綠色創(chuàng)新的補(bǔ)償機(jī)制，合理避免地區(qū)間的競次競爭。

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