顧江寒，柴華奇

(西北工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710072)

0 引言

2020年9月，習(xí)近平總書記在第75屆聯(lián)合國大會(huì)上提出：“中國二氧化碳排放力爭(zhēng)于2030年前達(dá)到峰值，努力爭(zhēng)取2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和(簡(jiǎn)稱“3060”目標(biāo))?！薄?060”目標(biāo)不僅是對(duì)《巴黎協(xié)定》承諾的進(jìn)一步踐行，更是新冠疫情下全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的一場(chǎng)“綠色復(fù)蘇”革命，展現(xiàn)了中國走綠色低碳高質(zhì)量發(fā)展道路的堅(jiān)定決心，這就需要對(duì)更多綠色技術(shù)項(xiàng)目進(jìn)行全面投資[1]。眾多研究表明，綠色創(chuàng)新通過控制排放、減少污染、節(jié)約成本、增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和提高綠色全要素生產(chǎn)率等多種路徑促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[2-4]。鑒于綠色創(chuàng)新對(duì)國家綜合實(shí)力提升和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要性，任何國家都無法回避綠色創(chuàng)新需求。為實(shí)現(xiàn)“3060”目標(biāo)，推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，中國需要讓更多企業(yè)參與綠色創(chuàng)新。

然而，中國綠色創(chuàng)新發(fā)展在投入、外部環(huán)境及效率等方面存在諸多問題，解決這些問題離不開金融體系和科技創(chuàng)新體系的有效融合[5]?？萍己徒鹑诮Y(jié)合的目的在于促進(jìn)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化[6]。為促進(jìn)科技和金融結(jié)合，加快科技成果轉(zhuǎn)化，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，2010年科技部主導(dǎo)開展“促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)”工作，并于2011年12月確定首批試點(diǎn)城市，其中東、中、西部城市均有所涉及，這些城市有一定的政策代表性。截至2015年末，各試點(diǎn)城市相繼出臺(tái)政策近360項(xiàng)，提出未來要從多個(gè)方面為技術(shù)創(chuàng)新提供金融支持。國內(nèi)眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，科技金融能夠助力城市經(jīng)濟(jì)和創(chuàng)新發(fā)展[7-9]。那么，科技金融能否激發(fā)綠色創(chuàng)新活力，促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展，加快實(shí)現(xiàn)“3060”目標(biāo)，推動(dòng)生態(tài)文明建設(shè)？如果有，其作用機(jī)制是什么？如果沒有，又是何種因素阻礙科技金融驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展？應(yīng)該如何降低其負(fù)面影響？

鑒于此，本文基于2004—2019年中國內(nèi)地地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分法，實(shí)證考察科技金融政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新的影響。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從綠色視角分析科技和金融結(jié)合政策對(duì)城市創(chuàng)新水平的影響，不僅能夠豐富綠色創(chuàng)新研究理論，還有助于拓展科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策經(jīng)濟(jì)效應(yīng)評(píng)估文獻(xiàn)，為科技金融政策大范圍推廣提供重要依據(jù)。第二，在評(píng)估方法上，由于科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策對(duì)于各城市而言是一次“外生沖擊”，因此使用雙重差分法能夠有效考察科技金融的綠色創(chuàng)新效應(yīng)。相比于其它文獻(xiàn)[9]，本文克服相關(guān)政策對(duì)計(jì)量結(jié)果的干擾，能夠獲得更加精準(zhǔn)的研究結(jié)論。第三，本文研究結(jié)論表明，在未來一段時(shí)間內(nèi)，繼續(xù)深化科技金融結(jié)合政策不僅可以提升綠色創(chuàng)新水平，還有助于提高綠色全要素生產(chǎn)率，助推綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)評(píng)述

本文從科技金融測(cè)度和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)兩個(gè)方面對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理：第一，科技金融測(cè)度?？萍冀鹑谫Y源包括公共科技金融資源和市場(chǎng)科技金融資源兩種，其中公共科技資源金融以政府財(cái)政科技支出為主，市場(chǎng)科技金融資源主要來自金融科技貸款、創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資和資本市場(chǎng)投入等[7]。汪淑娟和谷慎[10]使用公共科技金融與市場(chǎng)科技金融的加總對(duì)科技金融進(jìn)行測(cè)度，研究科技金融對(duì)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。相比單一指標(biāo)，徐玉蓮等[11]從總量、績(jī)效、結(jié)構(gòu)、環(huán)境4個(gè)維度構(gòu)建科技金融綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系；張芷若和谷國鋒[8]從資源、經(jīng)費(fèi)、融資、產(chǎn)出4個(gè)維度構(gòu)建科技金融綜合評(píng)價(jià)體系，并對(duì)科技金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展耦合度進(jìn)行了測(cè)算。第二，科技金融經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。汪淑娟和谷慎[10]從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享5個(gè)維度分析科技金融對(duì)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)科技金融能夠顯著推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，且對(duì)創(chuàng)新的提升作用最為顯著；馬凌遠(yuǎn)和李曉敏(2019)基于省級(jí)城市面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，科技金融政策通過改善金融發(fā)展效率、加大政府支持力度提升城市創(chuàng)新水平；鄭石明等(2020)以促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策為“準(zhǔn)自然試驗(yàn)”，采用傾向得分匹配法和雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)，科技金融對(duì)創(chuàng)新具有直接和間接驅(qū)動(dòng)作用；馮銳等[9]的研究表明，科技金融政策有助于提高融資能力和創(chuàng)新水平，進(jìn)而對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極促進(jìn)作用；馮永琦和邱晶晶[11]的研究表明，科技金融政策有助于提升公共科技金融發(fā)展水平，進(jìn)而促進(jìn)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化與合理化。

本文梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前關(guān)于科技金融政策對(duì)綠色創(chuàng)新影響的研究較少。綠色創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)“3060”目標(biāo)的驅(qū)動(dòng)力，也是推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的重要支撐，因此研究科技金融政策對(duì)綠色創(chuàng)新的影響具有一定現(xiàn)實(shí)意義。

1.2 理論假設(shè)

科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策從以下兩個(gè)方面對(duì)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用：第一，緩解科技型企業(yè)融資約束，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。在信貸市場(chǎng)，銀行更加偏好實(shí)力雄厚的大企業(yè)[13]，對(duì)中小型科技企業(yè)的支持力度較小，由此嚴(yán)重束縛了企業(yè)創(chuàng)新積極性。綠色技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目具有研發(fā)周期長(zhǎng)和收益不確定等特征，相比普通項(xiàng)目，其時(shí)常面臨更加嚴(yán)重的融資約束難題[14]。融資約束不僅是企業(yè)啟動(dòng)創(chuàng)新項(xiàng)目的決定性因素，而且對(duì)創(chuàng)新成果質(zhì)量也有十分重要的影響[15]。馬凌遠(yuǎn)和李曉敏(2019)的研究表明，大幅提升以政府投資為主的公共科技金融資源供給，有助于緩解試點(diǎn)城市企業(yè)融資約束難題；馮永琦和邱晶晶[12]研究發(fā)現(xiàn)，科技金融政策不僅能夠拓展公共科技金融資源，而且還有助于促進(jìn)金融發(fā)展水平提升。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，截至2016年，中關(guān)村科技擔(dān)保已為企業(yè)提供超過1 700億元的債務(wù)擔(dān)保服務(wù)。由此可見，試點(diǎn)政策的實(shí)施能夠緩解融資約束難題，進(jìn)而激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。第二，加速創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化，挖掘創(chuàng)新市場(chǎng)價(jià)值。技術(shù)成果轉(zhuǎn)化是將技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的重要環(huán)節(jié)，也是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展的有力支撐。金融是推動(dòng)科技成果轉(zhuǎn)化的重要力量，但我國目前缺乏完善的金融體系，無法有效促進(jìn)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化[1]。因此，政府的引導(dǎo)作用至關(guān)重要。2015年《促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化法》進(jìn)行了多條增補(bǔ)，增補(bǔ)內(nèi)容強(qiáng)調(diào)未來要加大財(cái)政資金投入，推動(dòng)科技成果轉(zhuǎn)化?？萍己徒鹑谠圏c(diǎn)政策的實(shí)施使知識(shí)產(chǎn)權(quán)投融資體系不斷完善，科技創(chuàng)新成果得以更好地實(shí)現(xiàn)財(cái)富化(鄭石明等，2020)，從而進(jìn)一步提高企業(yè)創(chuàng)新意愿，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。

根據(jù)上述分析，試點(diǎn)政策實(shí)施有利于促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展。那么，創(chuàng)新主體是否更愿意進(jìn)行綠色創(chuàng)新？Zhang等[16]研究指出，在環(huán)境問題愈發(fā)嚴(yán)重情形下，利益相關(guān)者(如消費(fèi)者、政府、金融機(jī)構(gòu)和其它社會(huì)團(tuán)體)均會(huì)鼓勵(lì)或迫使企業(yè)承擔(dān)可持續(xù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的責(zé)任。具體而言，消費(fèi)者對(duì)污染產(chǎn)品的抵制促使企業(yè)不斷改進(jìn)生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品，以實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新；政府和社會(huì)對(duì)環(huán)境的監(jiān)管促使企業(yè)不斷改進(jìn)內(nèi)部流程，以更好地實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新[17]。相應(yīng)地，企業(yè)可通過綠色創(chuàng)新獲取更多資源和利益，如良好的政府關(guān)系、更高的社會(huì)聲譽(yù)和更大的市場(chǎng)份額等[18]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：相比于非試點(diǎn)城市，科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策有助于促進(jìn)試點(diǎn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展。

無論是緩解融資約束、激發(fā)創(chuàng)新活力還是加速創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化、挖掘創(chuàng)新成果的市場(chǎng)價(jià)值，均離不開政府的引導(dǎo)作用。與發(fā)達(dá)國家相比，中國金融市場(chǎng)發(fā)育仍不成熟，亟需一個(gè)結(jié)構(gòu)完整、功能齊全的政策性金融體系支持科技創(chuàng)新(鄭石明等，2020)。充分發(fā)揮政府支持和引導(dǎo)作用，調(diào)動(dòng)多層次金融資源，通過科技銀行、科技保險(xiǎn)、融資擔(dān)保和創(chuàng)新基金等多種融資方式緩解科技型企業(yè)融資難、融資貴問題[16]，可以有效激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。尤其是在科技型中小企業(yè)發(fā)展初期階段，創(chuàng)新具有公益性特征，相比市場(chǎng)科技金融資源，政府公共科技金融資源為企業(yè)提供直接金融資本，發(fā)揮主導(dǎo)作用(蘆鋒等，2015)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策有助于拓展公共科技金融資源，進(jìn)而促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

此外，政府金融資源投入具有信號(hào)傳遞效應(yīng)，其通過擴(kuò)散創(chuàng)新信息，能夠撬動(dòng)更多金融資源投入，發(fā)揮杠桿作用[16]。除公共科技金融資源外，創(chuàng)新型企業(yè)還能獲得信貸市場(chǎng)、資本市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)投資主體的科技金融資源。從信貸市場(chǎng)看，在科技金融政策實(shí)施的前兩年，全國共設(shè)立21家科技支行，專門為科技型中小企業(yè)提供融資服務(wù)，這21家銀行全部位于試點(diǎn)城市[19]。從資本市場(chǎng)看，截至2018年，有近百只創(chuàng)投基金在試點(diǎn)城市設(shè)立，總規(guī)模高達(dá)130億元(馬凌遠(yuǎn)等，2019)。此外，國外風(fēng)險(xiǎn)投資基金和風(fēng)險(xiǎn)投資管理公司進(jìn)入國內(nèi)，不僅為科技創(chuàng)新提供了必不可少的資金支持，而且其先進(jìn)的管理理念更有利于提高創(chuàng)新成功率[19]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策有助于拓展市場(chǎng)科技金融資源，進(jìn)而促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 基準(zhǔn)模型設(shè)定

科技金融結(jié)合試點(diǎn)政策于2011年和2016年分兩批實(shí)施，在時(shí)間和城市層面上為政策效果評(píng)估提供了兩次差分的絕佳機(jī)會(huì)。因此，本文使用雙重差分法研究試點(diǎn)政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新的影響?；鶞?zhǔn)模型構(gòu)建如下：

(1)

其中，t表示第t年；i表示第i個(gè)城市；Greeninn為被解釋變量，本文使用人均綠色專利授權(quán)量衡量試點(diǎn)政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新的影響；Control為控制變量；μi為城市固定效應(yīng)；λt為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為殘差項(xiàng)；Pilotpolicy為本文核心解釋變量科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策；系數(shù)α2為重點(diǎn)關(guān)注對(duì)象，用于衡量試點(diǎn)政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新的凈效應(yīng)。如果α2顯著為正，說明試點(diǎn)政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展具有促進(jìn)作用。

2.2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文重點(diǎn)研究試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的影響，并對(duì)試點(diǎn)政策促進(jìn)綠色創(chuàng)新的作用機(jī)制和異質(zhì)性進(jìn)行分析。由于綠色創(chuàng)新同時(shí)受城市其它經(jīng)濟(jì)變量的影響，因此本文引入一系列影響綠色創(chuàng)新的控制變量，具體變量定義見表1。

表1 相關(guān)變量定義及測(cè)量方法

(1)被解釋變量：綠色創(chuàng)新。專利包含科技信息，可以較好地反映創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)出情況，是衡量城市創(chuàng)新水平的可靠性指標(biāo)[20]。參考韓先鋒等[21]的研究，本文使用綠色專利授權(quán)量衡量城市綠色創(chuàng)新水平，具體用“綠色專利授權(quán)量與城市總?cè)丝诘谋戎怠北碚?，即用城市人均綠色專利數(shù)衡量綠色創(chuàng)新水平。

(2)核心解釋變量：科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策。試點(diǎn)政策于2011年和2016年分批次實(shí)施，其中有41個(gè)城市為首批試點(diǎn)城市、9個(gè)城市為第二批試點(diǎn)城市[12]。本文將這50個(gè)城市設(shè)置為實(shí)驗(yàn)組，其它城市形成對(duì)照組。本文設(shè)置Pilotpolicy變量，對(duì)2011年和2016年實(shí)施試點(diǎn)政策的城市賦值為1，其它賦值為0。

(3)控制變量。為研究試點(diǎn)政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新水平的影響，參考馬凌遠(yuǎn)和李曉敏(2019)、鄭石明等(2020)和韓先鋒等[21]的研究，控制以下變量：①在綠色創(chuàng)新過程中，城市發(fā)展水平越高，優(yōu)質(zhì)企業(yè)越愿意主動(dòng)進(jìn)行創(chuàng)新，而且更高的文化物質(zhì)需求也會(huì)倒逼企業(yè)創(chuàng)新，因此本文對(duì)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平加以控制，用人均GDP對(duì)數(shù)值衡量，②城市化水平，用城市非農(nóng)業(yè)人口占比衡量。城市化水平越高，意味著人力資源越豐富，創(chuàng)新人力資本投入越容易獲??；③產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，用城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占城市的GDP比值表示，較高的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平有利于倒逼企業(yè)創(chuàng)新；④資本投入是創(chuàng)新投入的重要組成部分，城市金融發(fā)展水平對(duì)創(chuàng)新主體資金籌集有重要影響，因此本文用“年末金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額/年末GDP”的比值反映金融發(fā)展水平；⑤城市人力資源越豐富，越容易培養(yǎng)出科研人才，因此本文用“科研綜合技術(shù)服務(wù)從業(yè)人數(shù)/年末總?cè)丝凇庇?jì)算得到的科技人才普及率衡量城市人力資本水平；⑥政府在資源配置中發(fā)揮著重要作用，政府干預(yù)在創(chuàng)新外部環(huán)境構(gòu)造中扮演著重要角色，因此本文用“政府財(cái)政支出/年末GDP”的比值衡量政府干預(yù)程度；⑦外商直接投資水平，用外資額占當(dāng)年GDP的比值表示，外商直接投資反映城市對(duì)外開放程度，對(duì)創(chuàng)新既有可能存在擠入效應(yīng)，也有可能存在擠出效應(yīng)；⑧城市環(huán)境污染，用城市二氧化硫排放量對(duì)數(shù)值衡量，政府十分重視生態(tài)文明建設(shè)，相繼頒布了一系列環(huán)保政策應(yīng)對(duì)城市環(huán)境污染問題，這些環(huán)保政策均有助于推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文基于2004—2019年中國內(nèi)地283個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)研究科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的影響機(jī)制。起始年份設(shè)為2004年的原因在于，第一批試點(diǎn)城市名單于2011年12月公布，因此將2012—2019年設(shè)為政策實(shí)施期。作為對(duì)照，將2004—2011年設(shè)為政策未實(shí)施期，同樣包含8個(gè)年份。本文原始數(shù)據(jù)均來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)和《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，根據(jù)基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)試點(diǎn)政策對(duì)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平的影響，估計(jì)結(jié)果見表2，各列均控制個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。從中可見，第(1)列試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)值為正，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，初步表明試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)作用。在控制一系列控制變量后，第(2)列試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，說明試點(diǎn)政策推動(dòng)了綠色創(chuàng)新發(fā)展。此外，第(3)列對(duì)人均綠色專利數(shù)進(jìn)行滯后一期處理，第(4)列和第(5)列的被解釋變量分別為人均實(shí)用新型綠色專利數(shù)和人均發(fā)明綠色專利數(shù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在考慮專利授權(quán)滯后性和綠色專利類型后，試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)值均為正且通過顯著性檢驗(yàn)，說明試點(diǎn)政策顯著推動(dòng)了綠色創(chuàng)新發(fā)展。

表2 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和動(dòng)態(tài)分析。進(jìn)行試點(diǎn)政策創(chuàng)新效應(yīng)評(píng)估的一個(gè)重要前提是，如果不存在試點(diǎn)政策的沖擊，試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市之間的創(chuàng)新發(fā)展趨勢(shì)應(yīng)該一致。本文可能存在如下質(zhì)疑：實(shí)驗(yàn)組城市在試點(diǎn)政策實(shí)施之前就比對(duì)照組城市有著更高或更低的綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，如果試點(diǎn)城市與非試點(diǎn)城市之間的綠色創(chuàng)新發(fā)展趨勢(shì)在之前就存在系統(tǒng)性差異，那么前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果就可能有誤。

鑒于此，參考Howell[22]的研究，本文在試點(diǎn)政策實(shí)施前后設(shè)置多個(gè)年份虛擬變量，將其作為解釋變量納入基準(zhǔn)回歸模型，并繪圖展示年份虛擬變量回歸系數(shù)和5%置信區(qū)間。若在試點(diǎn)政策實(shí)施前年份虛擬變量置信區(qū)間包含0，則說明試點(diǎn)城市與非試點(diǎn)城市在之前滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即二者之間不存在系統(tǒng)性差異。具體而言，以政策頒布當(dāng)年為基期，設(shè)置試點(diǎn)政策實(shí)施前3年至后6年的年份為虛擬變量，將其回歸系數(shù)和置信區(qū)間通過繪圖表示(見圖1)。從中可見，在試點(diǎn)政策實(shí)施前，估計(jì)系數(shù)置信區(qū)間包含0。這說明：一方面，在試點(diǎn)政策實(shí)施前，處理組和實(shí)驗(yàn)組綠色創(chuàng)新發(fā)展?jié)M足平行趨勢(shì)假設(shè)；另一方面，在試點(diǎn)政策實(shí)施后，年份估計(jì)系數(shù)為正且置信區(qū)間不包含0，說明試點(diǎn)政策對(duì)試點(diǎn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展起促進(jìn)作用。此外，從動(dòng)態(tài)視角看，隨著政策的不斷推進(jìn)，綠色創(chuàng)新系數(shù)值逐漸增大，且呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞增規(guī)律，說明試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的影響存在持續(xù)增強(qiáng)的動(dòng)態(tài)演化規(guī)律。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與動(dòng)態(tài)分析

(2)安慰劑檢驗(yàn)。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)初步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，即試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新發(fā)展具有積極推動(dòng)作用。但同時(shí)也存在另一個(gè)疑問：估計(jì)結(jié)果顯著性可能源自一些其它隨機(jī)因素，而非試點(diǎn)政策的作用。鑒于此，參考Cantoni等[23]的研究，通過安慰劑檢驗(yàn)試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的積極作用是否由其它不可觀測(cè)因素所導(dǎo)致。第一，任意選取50個(gè)城市作為處理組。第二，剔除首尾年份后，任意選取2005—2018年中的某一年份作為政策起始年份。第三，對(duì)抽取數(shù)據(jù)進(jìn)行500次回歸，并對(duì)500次試點(diǎn)政策回歸系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，繪制帶基準(zhǔn)回歸試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)的核密度圖(見圖2)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基準(zhǔn)回歸結(jié)果(虛線)位于右側(cè)，僅有少數(shù)值位于虛線右側(cè)，因此排除試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新推動(dòng)作用源自隨機(jī)因素的可能。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

(3)省份時(shí)間趨勢(shì)。在創(chuàng)新型國家建設(shè)進(jìn)程中，各省份均會(huì)制定促進(jìn)城市創(chuàng)新發(fā)展的相關(guān)政策，并積極發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用。各省份創(chuàng)新發(fā)展支持政策不同，對(duì)創(chuàng)新發(fā)展的影響結(jié)果也不同。本文在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上納入省份時(shí)間固定效應(yīng)模型，對(duì)各省份隨時(shí)間變化的其它因素加以控制。表3第(1)列估計(jì)結(jié)果顯示，在控制省份時(shí)間固定效應(yīng)后，試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新仍具有積極推動(dòng)作用，驗(yàn)證了前文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

(4)排除極端值的影響。對(duì)于基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果，極端值的存在可能會(huì)影響其穩(wěn)健性。原因在于，個(gè)別城市具有較好的創(chuàng)新投入條件、創(chuàng)新發(fā)展環(huán)境和創(chuàng)新基礎(chǔ)，導(dǎo)致部分城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平遠(yuǎn)高于其它城市，而部分城市綠色創(chuàng)新水平極低。如果納入這樣的極端值樣本，前文估計(jì)結(jié)果有可能存在偏誤，會(huì)使研究結(jié)論可信度大大降低。因此，對(duì)綠色創(chuàng)新進(jìn)行1%、2%和5%的縮尾處理，估計(jì)結(jié)果見表3第(2)列～(4)列。以第(2)列為例，對(duì)綠色創(chuàng)新指標(biāo)進(jìn)行1%的雙側(cè)縮尾處理，發(fā)現(xiàn)試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，驗(yàn)證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。第(3)列和第(4)列對(duì)綠色創(chuàng)新進(jìn)行2%和5%的雙側(cè)縮尾處理，結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

(5)更換被解釋變量測(cè)量方式。在基準(zhǔn)回歸模型中使用人均綠色專利授權(quán)量衡量綠色創(chuàng)新發(fā)展水平。本文更換綠色創(chuàng)新計(jì)算方式，采用城市綠色專利授權(quán)量的對(duì)數(shù)值表征。鑒于部分城市存在當(dāng)年未獲得綠色專利的可能，因此對(duì)綠色專利授權(quán)量加1后再取對(duì)數(shù)值，將其納入基準(zhǔn)模型重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3第(5)列。從中可見，在更換綠色創(chuàng)新指標(biāo)衡量方式后，試點(diǎn)政策依然對(duì)綠色創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)作用，進(jìn)一步強(qiáng)化了本文研究結(jié)論。

(6)PSM-DID。為進(jìn)一步消除城市個(gè)體差異可能造成的計(jì)量結(jié)果偏誤，本文采用傾向得分匹配法緩解個(gè)體差異，以期獲得更加有效的試點(diǎn)政策綠色創(chuàng)新溢出效應(yīng)。具體而言，采用卡尺匹配法為試點(diǎn)城市匹配對(duì)照城市，半徑為0.001，匹配前后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差結(jié)果見圖3。由圖3可知，在匹配后，各特征變量的偏差位于0附近，所得面板數(shù)據(jù)相對(duì)均衡，表明個(gè)體差異在使用匹配方法后得以緩解。進(jìn)一步，根據(jù)匹配數(shù)據(jù)和模型(1)的設(shè)定，重新考察試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的影響，結(jié)果見表3第(6)列。從中可見，試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文研究結(jié)論的可靠性。

圖3 匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差

(7)排除其它政策的干擾。2012年3月起，浙江溫州設(shè)立全國第一家國家級(jí)金融試驗(yàn)區(qū)。此后，多個(gè)國家級(jí)金融試驗(yàn)區(qū)在不同城市設(shè)立，涉及中國42個(gè)城市。研究表明，試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有助于優(yōu)化金融資源配置[24]。如果金融試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立為一次性進(jìn)行，那么通過雙重差分模型可以剔除其對(duì)本文計(jì)量結(jié)果的干擾。但是，金融試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立從溫州開始，分城市、分時(shí)段逐漸在全國鋪開。在這種情況下，設(shè)立金融試驗(yàn)區(qū)的城市金融資源將發(fā)生明顯改變，且這種改變會(huì)對(duì)試點(diǎn)政策創(chuàng)新效應(yīng)造成干擾。鑒于此，為控制金融試驗(yàn)區(qū)成立對(duì)研究結(jié)果造成的干擾，本文設(shè)立金融試驗(yàn)區(qū)虛擬變量(reform)，將其納入基準(zhǔn)回歸模型，估計(jì)結(jié)果見表3第(7)列。從中可見，在控制金融試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的影響后，試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新仍具有顯著推動(dòng)作用，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文研究結(jié)論的可靠性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 機(jī)制檢驗(yàn)：科技金融資源視角

上述研究表明，試點(diǎn)政策顯著促進(jìn)城市綠色創(chuàng)新水平提升。那么，試點(diǎn)政策是如何驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展的？在政府政策主導(dǎo)下，創(chuàng)新型企業(yè)能夠獲得更多公共科技金融資源和市場(chǎng)科技金融資源，這些資源是否成為試點(diǎn)政策推動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展的作用渠道？為解決這一問題，本文采用中介效應(yīng)模型對(duì)科技金融資源作用機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。第一步，檢驗(yàn)試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響，結(jié)果見表2第(2)列，發(fā)現(xiàn)試點(diǎn)政策能夠顯著促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展。第二步，檢驗(yàn)試點(diǎn)政策對(duì)中介變量的影響。以科技投入強(qiáng)度反映政府公共科技金融資源，計(jì)算方式為“科技支出/財(cái)政支出”。另外，參考汪淑娟和谷慎[10]的研究，對(duì)市場(chǎng)科技金融資源進(jìn)行衡量，并采用“市場(chǎng)科技金融資源/年末金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額”表征市場(chǎng)科技金融資源投入強(qiáng)度(inputmar)，估計(jì)結(jié)果見表4第(1)和第(3)列。從中可見，試點(diǎn)政策系數(shù)顯著為正，說明試點(diǎn)政策促使政府和市場(chǎng)加大了對(duì)科技型企業(yè)的投資力度。第三步，同時(shí)檢驗(yàn)公共科技金融資源和市場(chǎng)科技金融資源對(duì)綠色創(chuàng)新發(fā)展的推動(dòng)作用，結(jié)果見表4第(2)列和第(4)列。從中可見，試點(diǎn)政策和中介變量估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明公共科技金融資源和市場(chǎng)科技金融資源是試點(diǎn)政策作用于綠色創(chuàng)新的重要路徑。

表4 機(jī)制分析結(jié)果

4 進(jìn)一步分析

4.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

在試點(diǎn)政策實(shí)施過程中，雖然政府可以引導(dǎo)市場(chǎng)科技金融資源優(yōu)化配置，進(jìn)而促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。但是，一方面綠色創(chuàng)新發(fā)展建立在現(xiàn)有創(chuàng)新投入的基礎(chǔ)上，試點(diǎn)城市頒布的相關(guān)配套金融政策不同，創(chuàng)新投入水平也不同；另一方面，城市創(chuàng)新能力對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出有直接影響。因此，城市創(chuàng)新投入和創(chuàng)新水平是影響試點(diǎn)政策綠色創(chuàng)新溢出效應(yīng)的重要因素。

(1)創(chuàng)新投入的影響。創(chuàng)新投入主要包括人力投入和資本投入。一方面，科技創(chuàng)新依賴科學(xué)知識(shí)增長(zhǎng)，其高投入特點(diǎn)需要金融資本的大力支持，當(dāng)城市創(chuàng)新資源投入比較豐富時(shí)更容易進(jìn)行科研活動(dòng)，更能加快綠色創(chuàng)新發(fā)展；另一方面，豐富的創(chuàng)新資源投入蘊(yùn)含著更大的市場(chǎng)價(jià)值，更容易激發(fā)創(chuàng)新主體活力，使創(chuàng)新主體在競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中提高綠色創(chuàng)新水平。為檢驗(yàn)創(chuàng)新投入對(duì)試點(diǎn)政策綠色創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響，本文選取人力投入和資本投入作為城市創(chuàng)新投入的代理變量，并根據(jù)城市科研人員數(shù)量樣本均值，將人員投入劃分為高人力投入和低人力投入兩種。類似地，將資本投入劃分為高資本投入和低資本投入，回歸結(jié)果見表5第(1)～(4)列。從中可見，高人力投入和高資本投入試點(diǎn)政策回歸系數(shù)值分別高于低人力投入及低資本投入試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)值，表明試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用存在明顯的異質(zhì)性，即創(chuàng)新資源投入越大，試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的推動(dòng)作用越顯著。

(2)創(chuàng)新能力的影響。事實(shí)上，即使科技金融資源十分豐富，企業(yè)脫離自身創(chuàng)新能力也容易出現(xiàn)錯(cuò)配。因此，本文根據(jù)城市人均綠色專利數(shù)均值，將樣本城市劃分為高創(chuàng)新能力組和低創(chuàng)新能力組，回歸結(jié)果見表5第(5)～(6)列。從中可見，試點(diǎn)政策對(duì)高創(chuàng)新能力城市綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加明顯，對(duì)低創(chuàng)新能力城市綠色創(chuàng)新的推動(dòng)作用相對(duì)較弱，進(jìn)一步表明試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用具有明顯的異質(zhì)性。

表5 異質(zhì)性分析結(jié)果

4.2 綠色創(chuàng)新溢出效應(yīng)

實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，著力點(diǎn)最終應(yīng)放在提高全要素生產(chǎn)率上。本文采用SBM模型計(jì)算各城市的綠色全要素生產(chǎn)率(gtfp)，其中投入和產(chǎn)出指標(biāo)參考陳浩等[25]的研究，借鑒中介效應(yīng)回歸思路，進(jìn)行逐步回歸。由表6第(1)列回歸結(jié)果可知，綠色創(chuàng)新能夠顯著提高綠色全要素生產(chǎn)率；第(2)列將試點(diǎn)政策和綠色創(chuàng)新同時(shí)作為解釋變量納入回歸模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)綠色創(chuàng)新估計(jì)系數(shù)顯著為正，而試點(diǎn)政策估計(jì)系數(shù)卻不顯著。綜上可知，試點(diǎn)政策的綠色全要素生產(chǎn)率促進(jìn)效應(yīng)需要通過綠色創(chuàng)新傳導(dǎo)，即試點(diǎn)政策有助于提高試點(diǎn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升。

表6 綠色創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)效果

5 結(jié)語

5.1 研究結(jié)論

綠色技術(shù)創(chuàng)新需要科技和金融的有效結(jié)合，科技與金融結(jié)合試點(diǎn)政策的出臺(tái)提供了一個(gè)良好的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”機(jī)會(huì)，有助于精準(zhǔn)考察科技金融政策對(duì)綠色創(chuàng)新的作用。本文基于2004—2019年中國內(nèi)地地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分法探討科技金融政策對(duì)試點(diǎn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策顯著提高了試點(diǎn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，且隨著政策的不斷推進(jìn)，這種促進(jìn)作用呈現(xiàn)持續(xù)增強(qiáng)的動(dòng)態(tài)演化規(guī)律。機(jī)制研究結(jié)果表明，試點(diǎn)政策對(duì)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用通過拓展公共科技金融資源和市場(chǎng)科技金融資源得以實(shí)現(xiàn)。異質(zhì)性研究結(jié)果表明，這種促進(jìn)作用受城市創(chuàng)新投入和創(chuàng)新能力的影響，創(chuàng)新資源投入越豐富、創(chuàng)新能力越強(qiáng)的城市，試點(diǎn)政策綠色創(chuàng)新的推動(dòng)作用越明顯。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策不僅提高了試點(diǎn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，還能提升綠色全要素生產(chǎn)率。

5.2 政策啟示

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提供如下啟示。

(1)本文研究結(jié)論為在全國更多城市推廣科技金融政策提供了重要政策依據(jù)。國家加大科技金融支持力度，實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)與資本有效對(duì)接，可以持續(xù)提升綠色創(chuàng)新水平和城市綠色全要素生產(chǎn)率。由此可見，應(yīng)在更多城市落實(shí)科技金融結(jié)合政策。

(2)除政府為主的公共科技金融資源外，市場(chǎng)科技金融資源同樣是科技金融政策促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展的重要力量。因此，政府在增加公共科技金融資源的同時(shí)，應(yīng)完善金融配套設(shè)施與服務(wù)，積極調(diào)動(dòng)市場(chǎng)投資主體的積極性，探索多種類型的金融資源支撐模式。

(3)各城市需要根據(jù)自身實(shí)際情況靈活執(zhí)行科技金融政策，避免“一刀切”。尤其是對(duì)于創(chuàng)新稟賦較差區(qū)域，需要優(yōu)先強(qiáng)化區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，爭(zhēng)取早日實(shí)現(xiàn)科技金融政策對(duì)區(qū)域綠色創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)的最大化。