段世霞 靳楊柳

（鄭州大學(xué)管理工程學(xué)院，鄭州 450000）

引 言

在全球經(jīng)濟總量高速發(fā)展的同時，也伴隨著大量資源的過度掠奪，環(huán)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(biāo)。而保持經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時，又要實現(xiàn)降低碳排放量的途徑便只有提高碳生產(chǎn)率。碳生產(chǎn)率是指國民生產(chǎn)總值與碳排放量的比值［1］。由世界銀行的數(shù)據(jù)測得，中國的碳生產(chǎn)率甚至達不到世界平均水平的一半，提高碳生產(chǎn)率任重而道遠。

十九大提出，“創(chuàng)新是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的第一動力”。持續(xù)的經(jīng)濟增長，需要通過提高技術(shù)創(chuàng)新從而提高碳生產(chǎn)率。綠色技術(shù)是指減少原材料和能源的消耗、降低環(huán)境污染的技術(shù)、工藝或產(chǎn)品的總稱［2］。有研究表明，技術(shù)進步將會降低碳排放量，而綠色技術(shù)創(chuàng)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(chǎn)率。因此，要實現(xiàn) “雙碳”目標(biāo)、提高碳生產(chǎn)率，提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平是重要著力點。

企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)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(nèi)不同區(qū)域的政府，采取一定措施，如稅收減免、制定相關(guān)政策等，來吸引人力、資本等經(jīng)濟資源要素，從而達到增強當(dāng)?shù)氐母偁巸?yōu)勢的目的［3］。地方政府的競爭行為會對企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生顯著的影響［4］。隨著國家發(fā)展理念的轉(zhuǎn)變，國家的治理方式也在發(fā)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(huán)境指標(biāo)納入考核中，甚至有些上級政府會將科技經(jīng)費投入作為重要考核指標(biāo)。地方政府在上級考核約束的條件下，勢必會權(quán)衡利弊，可能會選擇投入更多資源要素來支持企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

目前，關(guān)于碳生產(chǎn)率的研究大多集中于經(jīng)濟水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、城鎮(zhèn)化水平等，僅從上述角度并未完全掌握碳生產(chǎn)率的影響機制。缺乏從綠色技術(shù)創(chuàng)新的角度來研究碳生產(chǎn)率的問題，對于綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)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(diào)節(jié)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(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，同時將地方政府競爭作為調(diào)節(jié)變量，研究其對綠色技術(shù)創(chuàng)新以及碳生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)機制；（2）使用空間杜賓模型來進行研究，強調(diào)直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，從而更好的對其空間效應(yīng)進行研究。

1 文獻綜述及研究假設(shè)

1.1 綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率

本文梳理綠色技術(shù)創(chuàng)新和碳生產(chǎn)率的相關(guān)文獻，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有的研究主要有以下幾個方面：（1）技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率。岳立等［5］基于128個國家17年的數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，對于處于發(fā)展階段的國家，技術(shù)進步都可以促進碳生產(chǎn)率的提高。王麗和張巖［6］、 郭衛(wèi)香和孫慧［7］等， 均通過中國30個省（區(qū)、市）相關(guān)數(shù)據(jù)，實證研究表明，技術(shù)創(chuàng)新可以提高碳生產(chǎn)率，且在環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率的關(guān)系中起到一定的中介作用。龍如銀等［8］將技術(shù)進步分為體現(xiàn)式和非體現(xiàn)式技術(shù)進步，實證研究表明，長期而言，兩者對碳生產(chǎn)率的提高都有積極影響；但短期內(nèi)，體現(xiàn)式技術(shù)進步會抑制碳生產(chǎn)率的提高，而后者對碳生產(chǎn)率的影響存在地區(qū)差異性；（2）綠色技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境治理。Wurlod和Noailly［9］研究表明，綠色創(chuàng)新推動了大多數(shù)行業(yè)能源強度的下降。李風(fēng)琦和龔娟［10］選取中國270個地級市的數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)，本地綠色技術(shù)進步會顯著改善當(dāng)?shù)氐撵F霾問題，但不利于相鄰地區(qū)霧霾問題的改善；（3）綠色技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展。Azar和Ciabuschi［11］研究結(jié)果表明組織在技術(shù)創(chuàng)新的作用下會增加出口績效。張梅［12］研究表明綠色技術(shù)創(chuàng)新在資源配置方面發(fā)揮了重要作用，并且能夠促進經(jīng)濟的發(fā)展。余淑秀和盧山冰［13］實證研究結(jié)果表明技術(shù)創(chuàng)新的引導(dǎo)有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(qū)對能源消耗的影響更大。

梳理文獻可以得知，關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的相關(guān)文獻還較少，大多只是不加區(qū)分的研究技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文選取各?。▍^(qū)、市）綠色專利授權(quán)數(shù)代表綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，來研究其對碳生產(chǎn)率的影響。本文認為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提高將會帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源要素等的重置，且能夠降低能源的消耗，帶動當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平，從而提高當(dāng)?shù)氐奶忌a(chǎn)率。而綠色技術(shù)水平的外溢作用、資源的聚集等皆會擴散到相鄰地區(qū)，從而相應(yīng)的提高相鄰地區(qū)的碳生產(chǎn)率。由此，本文提出假設(shè)1和假設(shè)2。

假設(shè)1：當(dāng)?shù)氐木G色技術(shù)創(chuàng)新對本地區(qū)碳生產(chǎn)率具有顯著促進作用。

假設(shè)2：當(dāng)?shù)氐木G色技術(shù)創(chuàng)新對相鄰地區(qū)的碳生產(chǎn)率具有顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

1.2 地方政府競爭的調(diào)節(jié)作用

目前，學(xué)者們關(guān)于地方政府競爭與碳生產(chǎn)率還尚未進行系統(tǒng)的研究，關(guān)于地方政府競爭的研究主要存在于經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境問題兩個方面：（1）關(guān)于地方政府競爭和經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟競爭的制度會吸引外商直接投資，從而促進經(jīng)濟的增長；②抑制論。李江［15］實證研究得出中國西部地區(qū)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(yīng)，且不利于經(jīng)濟增長；（2）關(guān)于地方政府競爭與環(huán)境問題的研究存在以下觀點：①以提高經(jīng)濟增長速度為核心目的的地方政府競爭會加速環(huán)境的污染。即地方政府為了追求經(jīng)濟的增長速度，以此得到晉升機會，會降低環(huán)境要求，吸引有前景的企業(yè)進入當(dāng)?shù)?，降低對其的監(jiān)管，從而導(dǎo)致環(huán)境的惡化［16］。 如朱向東等［17］基于地級以上城市數(shù)據(jù)實證分析，得出地方政府競爭所采取的引資、規(guī)劃園區(qū)等措施會加劇當(dāng)?shù)睾拖噜彽貐^(qū)的環(huán)境惡化；②當(dāng)上級政府明確將環(huán)境質(zhì)量作為考核指標(biāo)時，地方政府則會不斷提高環(huán)境要求，改善當(dāng)?shù)丨h(huán)境。張文彬等［18］基于省際面板數(shù)據(jù)，實證研究表明在環(huán)境績效考核作用的不斷強化和考核體系的調(diào)整下，地方政府競爭行為發(fā)生了轉(zhuǎn)變，逐步趨于保護環(huán)境。Levinson［19］認為政府競爭將有助于政府加強對環(huán)境的重視，為招商引資創(chuàng)造條件，從而提高環(huán)境質(zhì)量；③地方政府競爭會根據(jù)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展情況選擇競爭方式。如較為發(fā)達的地區(qū)會適當(dāng)提高環(huán)境要求，而較為落后的地區(qū)則會降低環(huán)境要求，從而追求經(jīng)濟的發(fā)展。李勝蘭等［20］實證研究發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟發(fā)展和時間推移，地方政府競爭行為會由抑制生態(tài)發(fā)展，逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)椴町惢偁?。張為杰等?1］基于新政治經(jīng)濟學(xué)視角，發(fā)現(xiàn)地方政府競爭對環(huán)境污染的影響存在階段性以及區(qū)域性差異的特征。

現(xiàn)今學(xué)者對于地方政府競爭和經(jīng)濟、環(huán)境方面的研究已經(jīng)較為完善，但較少有學(xué)者將地方政府競爭作為調(diào)節(jié)變量來研究綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響。近年來，中央政府不斷下發(fā)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(quán)衡利弊。部分地方政府將會提高企業(yè)環(huán)境準入門檻，大力鼓勵當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，采取相應(yīng)稅收減免等措施吸引綠色技術(shù)程度高的企業(yè)進入，從而達到提高當(dāng)?shù)亟?jīng)濟且同時降低碳排放的目標(biāo)。而與此同時，污染排放較多的企業(yè)、綠色技術(shù)創(chuàng)新程度較低的企業(yè)將轉(zhuǎn)移到其他相鄰近區(qū)域進行發(fā)展。由此，本文提出假設(shè)3和假設(shè)4。

假設(shè)3：地方政府競爭對綠色技術(shù)創(chuàng)新和本省（區(qū)、市）的碳生產(chǎn)率的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

假設(shè)4：地方政府競爭對綠色技術(shù)創(chuàng)新和相鄰?。▍^(qū)、市）的碳生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)具有負向調(diào)節(jié)作用。

2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

2.1 被解釋變量

本文采用Kaya和Yokobori［1］的方法對碳生產(chǎn)率進行測算，用各個省（區(qū)、市）的地區(qū)生產(chǎn)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(chǎn)率，GDP表示各?。▍^(qū)、市）的生產(chǎn)總值，CO2表示各?。▍^(qū)、市）二氧化碳的排放量。其中GDP來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，以2010年為基期的GDP平減指數(shù)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(shù)據(jù)，因此本文使用IPCC提供的碳排放系數(shù)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(fā)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(diào)節(jié)變量

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

本文將地方政府競爭（COMP）作為調(diào)節(jié)變量，借鑒田紅宇等［24］的構(gòu)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(yōu)勢和經(jīng)濟利益的最佳表現(xiàn)方式為：獲取外商直接投資（FDI）來推動GDP的發(fā)展，且考慮了人口數(shù)量和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差距，從而考慮到地區(qū)資源稟賦差距所造成的FDI競爭差異。該指數(shù)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(shù)

2.3 控制變量

鑒于碳生產(chǎn)率還會受到城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等的影響［25］，為減少變量的遺漏對結(jié)果產(chǎn)生偏差，本文在空間計量模型中引入城鎮(zhèn)化、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資、經(jīng)濟發(fā)展水平作為控制變量。城鎮(zhèn)化水平（UR）用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)表示；人力資本（EDU）采用各?。▍^(qū)、市）大專及以上學(xué)歷人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重進行表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）用第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP總值的比重來衡量；外商直接投資（FDI）采用各?。▍^(qū)、市）人均實際利用外商直接投資額來衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）用各?。▍^(qū)、市）人均GDP來衡量。

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

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

3 研究方法

3.1 空間自相關(guān)分析

空間自相關(guān)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(guān)性的方法，本文選取莫蘭指數(shù)（Moran's I）來檢測變量是否存在空間關(guān)聯(lián)性。計算方法如式 （4）所示：

其中n為?。▍^(qū)、市）個數(shù)，xi和xj為?。▍^(qū)、市）i和j的觀測值，ˉx是n個?。▍^(qū)、市）觀測值的平均值。Wij為空間權(quán)重矩陣，本文選用最常見的二進制空間鄰接矩陣，當(dāng)兩省（區(qū)、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(guān)聯(lián)性越強，大于0表示存在空間正相關(guān)，小于0表示存在空間負相關(guān)，等于0則表示空間不相關(guān)。

3.2 空間計量模型

當(dāng)變量存在空間相關(guān)性時，為避免傳統(tǒng)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(jīng)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(guān)系數(shù)，Wy是空間滯后項，β是參數(shù)向量，μ是白噪音干擾項。

SEM是在經(jīng)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(shù)，Wε是空間滯后因子。

SDM是Lesage和 Pace［26］構(gòu)建的一個可以同時體現(xiàn)空間滯后內(nèi)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(guān)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(shù)。

4 實證分析

4.1 空間自相關(guān)結(jié)果分析

在進行空間計量模型構(gòu)建之前，先對碳生產(chǎn)率和綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間依賴性進行分析。依據(jù)上述計算方式計算得到2011～2020年各?。▍^(qū)、市）碳生產(chǎn)率和綠色技術(shù)創(chuàng)新的Moran's I指數(shù)，結(jié)果如表3所示?？梢?011～2020年碳生產(chǎn)率的莫蘭指數(shù)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(chǎn)率具有顯著的空間正相關(guān)性。綠色技術(shù)創(chuàng)新的莫蘭指數(shù)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(shù)創(chuàng)新也具有顯著的空間正相關(guān)性。由此，在進行模型估計結(jié)果時，應(yīng)考慮兩者的空間溢出效應(yīng)。

表3 綠色技術(shù)創(chuàng)新和碳生產(chǎn)率的Moran'I指數(shù)表

4.2 空間計量模型的構(gòu)建

為了更好的研究綠色技術(shù)創(chuàng)新、地方政府競爭和碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系，需對空間計量模型進行選擇。通過LM檢驗和穩(wěn)健LM檢驗，判斷適合SLM模型還是SEM模型，檢驗結(jié)果如表4所示?？梢娢醇诱{(diào)節(jié)變量和加入調(diào)節(jié)變量時，LM檢驗均在1%水平上顯著，穩(wěn)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(diào)節(jié)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(diào)節(jié)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(shù)創(chuàng)新和碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系，并探討地方政府競爭的調(diào)節(jié)作用。未加入調(diào)節(jié)變量時構(gòu)建的模型表達式如式 （8）所示，加入調(diào)節(jié)變量時構(gòu)建的模型表達式如式 （9）所示。

表4 LM檢驗、穩(wěn)健LM檢驗、Wald檢驗和LR檢驗結(jié)果

最后通過Hausman檢驗，選擇固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)模型，模型 （8）和 （9）的T統(tǒng)計量分別為101.3349和106.47，且均通過1%顯著性檢驗，故應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。通過對比擬合優(yōu)度R2和LOG L等指標(biāo)，在未加入調(diào)節(jié)變量和加入地方政府競爭這一調(diào)節(jié)變量時，都應(yīng)當(dāng)選擇時間固定模型。

4.3 結(jié)果與分析

4.3.1 綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)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(jié)果如表5所示。可以看出，空間杜賓模型中W*CP系數(shù)為0.5050，且在1%置信水平下顯著為正，說明碳生產(chǎn)率具有顯著的空間溢出作用，本地區(qū)的碳生產(chǎn)率的增加會顯著提升相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的增加。綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)顯著為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新的提升對碳生產(chǎn)率的提高有顯著的促進作用?？刂谱兞恐?，城鎮(zhèn)化水平的提高對碳生產(chǎn)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(chǎn)率表現(xiàn)出顯著的正向影響；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比例增大對碳生產(chǎn)率的提升有顯著的抑制作用；經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對碳生產(chǎn)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(jié)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(fù)雜，簡單的利用回歸系數(shù)來研究變量的空間溢出效應(yīng)會存在較大的誤差，為更好的研究綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)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(yīng)的系數(shù)估計值分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)指解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響；間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)，指解釋變量對相鄰地區(qū)的被解釋變量的影響作用。分解結(jié)果如表6所示。

表6 空間杜賓模型直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

由表6可看出，綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的直接、間接效應(yīng)都顯著為正，表明綠色技術(shù)創(chuàng)新的提升能夠?qū)Ρ镜貐^(qū)和周邊地區(qū)的碳生產(chǎn)率都起到顯著的促進作用，也驗證了前文的假設(shè)1和假設(shè)2。綠色技術(shù)創(chuàng)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(yīng)，從而在提高本地碳生產(chǎn)率的同時，可以帶動周邊地區(qū)的碳生產(chǎn)率的提高。此外，控制變量中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳生產(chǎn)率影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)系數(shù)均顯著為正，說明二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的提高會抑制本地區(qū)和相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的提高?？赡苁怯捎诘诙?、三產(chǎn)業(yè)在帶動經(jīng)濟發(fā)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(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率加入地方政府競爭這一調(diào)節(jié)作用后的空間杜賓模型估計結(jié)果如表7所示。可見，空間滯后系數(shù)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(chǎn)率具有顯著的空間溢出作用。地方政府競爭與綠色技術(shù)創(chuàng)新的交互項的系數(shù)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(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的正向影響，對比OLS模型結(jié)果，可看出OLS模型高估了地方政府競爭的調(diào)節(jié)作用。

表7 空間杜賓模型估計結(jié)果

為更好的研究地方政府競爭的調(diào)節(jié)機制，仍將空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，空間杜賓模型的分解結(jié)果如表8所示。綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)都為正，且通過了1%顯著性檢驗，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的促進作用十分穩(wěn)健。地方政府競爭與綠色技術(shù)創(chuàng)新交互項的直接效應(yīng)顯著為正，說明地方政府競爭會顯著促進綠色技術(shù)創(chuàng)新對本地區(qū)內(nèi)碳生產(chǎn)率的提升作用，符合前文假設(shè)3的設(shè)想。在碳約束和GDP考核雙重約束下，地方政府競爭高的地區(qū)會采取相應(yīng)措施，如提高企業(yè)環(huán)境準入門檻、進行相應(yīng)稅收減免政策等，來鼓勵企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，吸引綠色技術(shù)程度高的企業(yè)進入，從而提高當(dāng)?shù)靥忌a(chǎn)率。地方政府競爭與綠色技術(shù)創(chuàng)新交互項的間接效應(yīng)為負，說明地方政府競爭對綠色技術(shù)創(chuàng)新對周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升有抑制作用，符合前文假設(shè)4的設(shè)想。從而達到提高當(dāng)?shù)亟?jīng)濟且同時降低碳排放的目標(biāo)。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(shù)創(chuàng)新程度較低的企業(yè)將轉(zhuǎn)移到鄰近區(qū)域進行發(fā)展，從而將會抑制相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的提高。

表8 空間杜賓模型直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

5 結(jié)論與建議

本文基于2011～2020年中國30個?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)，運用空間杜賓模型，實證研究了中國綠色技術(shù)創(chuàng)新、地方政府競爭和碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系。研究表明：本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力越強，則碳生產(chǎn)率越高，且會對周邊地區(qū)碳生產(chǎn)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(diào)節(jié)變量，研究其對綠色技術(shù)創(chuàng)新和碳生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)機制。研究發(fā)現(xiàn)：地方政府競爭可以加強綠色技術(shù)創(chuàng)新對本地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升作用，但會抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新對相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。由此，本文提出以下對策建議：

（1）綠色技術(shù)創(chuàng)新是提高企業(yè)碳生產(chǎn)率的重要方式。各企業(yè)理應(yīng)順應(yīng)發(fā)展趨勢，淘汰落后的生產(chǎn)方式，提升自身技術(shù)研發(fā)能力，提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，加快現(xiàn)有的研究成果的落地實施，提高自身生產(chǎn)效能的同時提高國內(nèi)碳生產(chǎn)率。

（2）充分發(fā)揮綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，各相鄰地區(qū)應(yīng)當(dāng)建立良好的合作關(guān)系，整合各地區(qū)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(dān)、成果互通、利益共享，增強地區(qū)間綠色技術(shù)研發(fā)能力，從而提高碳生產(chǎn)率。

（3）政府部門應(yīng)當(dāng)建立良好的營商環(huán)境，制定獎懲政策，對于污染嚴重、效能低的企業(yè)制定有效措施進行懲罰、強令整改，而對于致力于綠色技術(shù)創(chuàng)新、自主研發(fā)的企業(yè)進行政策補貼等獎勵措施，引導(dǎo)企業(yè)走綠色技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展道路。同時，政府部門還可以構(gòu)建創(chuàng)新平臺，大力引進專業(yè)技術(shù)型人才，推動綠色技術(shù)的落地實施及擴散。

（4）地方政府競爭方面，應(yīng)當(dāng)完善官員的考核機制，加強過程監(jiān)管，而并不是唯經(jīng)濟、結(jié)果論，把地區(qū)的環(huán)保、經(jīng)濟綠色高質(zhì)量發(fā)展與官員的晉升直接掛鉤，引導(dǎo)地方政府良性競爭，從而促進各地區(qū)碳生產(chǎn)率的提高。

（5）相鄰地區(qū)地方政府間可建立一定的協(xié)商機制，利用地區(qū)優(yōu)勢，制定合理的政策，探討符合各自地區(qū)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展模式，形成區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)合體，引導(dǎo)各地區(qū)企業(yè)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(qū)的碳生產(chǎn)率的消極影響，從而提升我國整體碳生產(chǎn)率。