蔡海靜，王雪青，謝喬昕

(浙江財經大學會計學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

以綠色創(chuàng)新引領綠色低碳循環(huán)發(fā)展是我國實現(xiàn)第二個百年奮斗目標新征程中的重大主題。2020年，“十四五”規(guī)劃綱要明確提出綠色發(fā)展與創(chuàng)新驅動發(fā)展的重要目標，要求實施可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，推動經濟社會發(fā)展全面綠色轉型。綠色創(chuàng)新是實現(xiàn)經濟發(fā)展和綠色轉型的關鍵抓手，如何建立完善制度環(huán)境、促進企業(yè)開展相關活動已成為亟待研究的重要課題。

近年來，我國深入推進新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，努力提升城市品質和文明水平。自2005年開始舉辦的全國文明城市評選活動(下稱“創(chuàng)文建設”)，以構建文明和諧城市為導向，被視為我國大陸城市類表彰的最高榮譽且兼具環(huán)境規(guī)制的政策屬性。一方面，創(chuàng)文建設將環(huán)保事項前置，具備命令-控制型工具的強制性特征，制定了細致嚴格的生態(tài)環(huán)境量化指標考核標準，涵蓋單位GDP能耗、城市空氣質量、工業(yè)廢水處理等諸多方面；另一方面，創(chuàng)文建設具有公眾參與型工具和自愿行動型工具的特質[1]。通過動員全社會參與，創(chuàng)文建設強化了社會輿論等外部監(jiān)督機制。不定期復查機制使當選城市受到嚴格的外生約束，城市綜合文明建設得以長期堅持，于企業(yè)而言是一種長期性的外生沖擊[2]，進而引發(fā)企業(yè)環(huán)境治理決策改變。

那么，創(chuàng)文建設的環(huán)境規(guī)制屬性能否促進企業(yè)綠色創(chuàng)新及其異質性特征如何？探討上述問題對評估創(chuàng)文建設的環(huán)境治理效應、構建和完善企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵制度體系具有鮮明的理論意義和實踐價值。因此，本文以2008—2018年滬深A股上市公司為研究樣本，考察創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響及其異質性特征，可能的貢獻在于：一是由創(chuàng)文建設入手分析企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的驅動因素，拓展環(huán)境規(guī)制與企業(yè)創(chuàng)新領域的相關研究。現(xiàn)有文獻多從環(huán)保法律法規(guī)、財稅費調控等命令-控制型工具或環(huán)境權益交易制度等市場激勵型工具的視角考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響[3][4][5]，對兼具環(huán)境規(guī)制屬性的創(chuàng)文建設在驅動企業(yè)綠色技術創(chuàng)新方面的作用尚缺乏檢驗，而本研究有助于深入理解以創(chuàng)文建設為代表的類環(huán)境規(guī)制政策工具在激勵企業(yè)綠色技術創(chuàng)新方面的積極作用；二是從企業(yè)綠色技術創(chuàng)新維度探究創(chuàng)文建設成效?，F(xiàn)有文獻主要從生產率、民生效應、區(qū)域經濟增長等方面考察創(chuàng)文建設的宏微觀經濟效應[6][7][8][9][10][11]，本研究則從綠色技術創(chuàng)新入手豐富創(chuàng)文建設的微觀經濟后果相關研究，切入視角與當下綠色創(chuàng)新發(fā)展環(huán)境高度契合。

二、文獻綜述與研究假設

(一)創(chuàng)文建設及其社會經濟效應

全國文明城市是指城市文明程度及市民素質均較高的城市，是反映城市整體文明水平的綜合性榮譽稱號，普遍視作最具價值的城市品牌。已有研究表明，全國文明城市稱號具備城市品牌效應[12]，能更好地吸引勞動力流入[13]。城市文明進步通過降低交易成本促進屬地企業(yè)發(fā)展水平提升[6][9]，并對區(qū)域經濟增長產生顯著的正向影響[14]。此外，創(chuàng)文建設還具有城市污染治理效應和空間溢出減排效應[10]，助推城市產業(yè)結構升級等[11]。

同時，地方政府在創(chuàng)文建設中的“錦標競賽”行為也可能引致負面效應。已有研究表明，主政官員對全國文明城市的積極參評意愿主要來源于獲評可能帶來的政績表現(xiàn)提升和晉升激勵[15]。然而，如果僅依靠行政手段強行達標獲評，而非基于產業(yè)結構轉型升級、技術創(chuàng)新等實質性經濟發(fā)展，創(chuàng)文建設或將對城市和企業(yè)發(fā)展造成負面沖擊。譬如，創(chuàng)文建設在招商引資、經濟發(fā)展和就業(yè)等領域的改善效應較為有限[7]，甚至可能抑制企業(yè)利潤水平[2]。

總體而言，當前創(chuàng)文建設的政策評估定量研究多從企業(yè)生產率和利潤水平、民生效應、區(qū)域經濟增長、產業(yè)結構升級等方面展開，鮮有文獻直接從企業(yè)綠色技術創(chuàng)新維度探究其成效。鑒于創(chuàng)文建設在發(fā)揮環(huán)境規(guī)制作用方面具有特殊性，能否形成綠色創(chuàng)新的促進效應值得探究，故進一步將創(chuàng)文建設研究拓展至企業(yè)綠色技術創(chuàng)新層面。

(二)創(chuàng)文建設的環(huán)境規(guī)制屬性

創(chuàng)評活動中嚴格的生態(tài)環(huán)境指標約束已構成對企業(yè)的一項環(huán)境規(guī)制。借鑒王紅梅(2016)的分類標準[1]，本文將環(huán)境規(guī)制政策工具分為下述四種類型。命令-控制型工具以環(huán)境管制和監(jiān)督層面的法律法規(guī)、標準制度為主要表現(xiàn)形式，以強制性、直接性為顯著特征，涵蓋國家級、各級地方政府、各級環(huán)保部門與行業(yè)組織三個層次(如區(qū)域環(huán)保督查制度)[16]。市場型工具以控制污染物排放量或價格為突出表征(如環(huán)境稅費補罰及各類環(huán)境權益交易制度)，核心為將污染負外部性內部化(如SO2排放權交易制度、碳排放權交易制度及其他排污權交易政策)。公眾參與型工具以社會公眾為實施主體，伴隨公民環(huán)保理念和環(huán)境維權意識的日益深化而逐步發(fā)展[17]。公眾將其環(huán)境利益需求訴諸于道德輿論，依憑專家咨詢、聽證信訪、媒體平臺等渠道間接推進相關環(huán)保法規(guī)落實，借以強化生態(tài)環(huán)保社會監(jiān)督機制。自愿型工具通常由政府部門、行業(yè)組織協(xié)會及公益團體機構發(fā)起的環(huán)境管理體系和自愿環(huán)保行動，偏向于元規(guī)制和自我規(guī)制[18]。其核心在于激勵企業(yè)的自發(fā)性環(huán)保行為，并依據(jù)自身情況實行差異化的環(huán)境績效標準[19]。

據(jù)此，創(chuàng)文建設實則具備多種環(huán)境規(guī)制特質。首先，全國文明城市評價指標中納入大量的環(huán)境生態(tài)考評指標，對參評城市在大氣、水體、能耗等重點環(huán)保事項方面提出較高要求。其次，創(chuàng)文建設過程涉及廣泛的群眾參與和評價，使其環(huán)境監(jiān)督功能更為立體化，良好的環(huán)境保護表現(xiàn)能獲得屬地群眾的正向反饋，從而增加城市獲評和維持“全國文明城市”稱號的幾率。同時，創(chuàng)文建設作為我國“榮譽稱號”錦標賽制度的重要一環(huán)，對地方官員具備較強的晉升激勵[20]。最后，盡管生態(tài)環(huán)境僅為創(chuàng)文建設的考核內容之一，卻是至關重要的評判項目，具體表現(xiàn)為：一是相較于文化教育、輿論宣傳、黨政建設、公共管理服務等考評項目，環(huán)境治理、城市基建等項目投入成本較高、改善周期較長，且通常難以在臨近復查的短時間內補救，更易受到地方政府部門重視，構成城市層面的長期性外生沖擊；二是對環(huán)境質量的考核具體至量化指標，迫使參評城市落實環(huán)境整改，促使轄區(qū)生態(tài)環(huán)境得到實質性改善。

(三)創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的作用機理

創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響可概括為以下的兩種主要作用機理：

一是創(chuàng)新補償效應。盡管綠色技術創(chuàng)新活動對企業(yè)和社會發(fā)展均有諸多裨益，但“雙重外部性”和“技術鎖定”限制了企業(yè)自主開展綠色技術創(chuàng)新的行為意愿[21][22][23]。環(huán)境規(guī)制趨嚴引致環(huán)境遵循成本及污染型生產成本增加，進而影響企業(yè)經營效率和收益利潤，迫使企業(yè)改進現(xiàn)有生產工藝流程。創(chuàng)文建設中的生態(tài)環(huán)境保護要求促使參評城市地方政府持續(xù)強化環(huán)境監(jiān)管力度并形成外部規(guī)制壓力，以督促企業(yè)降低其環(huán)境負外部性、革新生產技術。同時，創(chuàng)文建設帶來的城市文明進步有助于構建良好的企業(yè)生產經營環(huán)境，行政管理優(yōu)化、人文生態(tài)環(huán)境和營商氛圍改進、法制基建完善等因素使企業(yè)降本減費、提質增效，為綠色技術創(chuàng)新活動提供有力保障。

二是遵循成本效應。新古典經濟學派認為環(huán)境規(guī)制取得的社會效益以增加企業(yè)環(huán)境遵循成本、降低企業(yè)利潤為代價，最終將削弱企業(yè)競爭力并阻礙區(qū)域經濟發(fā)展。綠色技術項目的前期高投入和不確定性產出及綠色創(chuàng)新技術對污染治理成效的外部性致使金融市場缺乏投資動力，企業(yè)承擔意愿亦欠缺。當環(huán)境規(guī)制趨緊時，企業(yè)可能采取成本規(guī)避措施(如污染產業(yè)向環(huán)境管制相對寬松的區(qū)域遷移)[24]。依據(jù)投資替代理論，環(huán)境規(guī)制引發(fā)的行業(yè)間收益率變動導致企業(yè)投資偏好改變并轉向投資金融業(yè)或低污染行業(yè)[25]，從而降低綠色投資、抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新。依照上述邏輯，創(chuàng)文建設的環(huán)境規(guī)制屬性可能將大幅增加企業(yè)在污染治理、安全生產等方面的環(huán)境遵循成本，影響企業(yè)財務狀況，增加企業(yè)經營壓力，對綠色技術創(chuàng)新形成擠出。圖1顯示了二者間的理論機制。

圖1 理論機制

綜上，本文提出假設H1a：若創(chuàng)新補償效應大于遵循成本效應，創(chuàng)文建設將促進企業(yè)綠色技術創(chuàng)新；H1b：若遵循成本效應大于創(chuàng)新補償效應，創(chuàng)文建設將抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

目前，中央文明委分別于2005、2009、2011、2015、2017和2020年公布了六批全國文明城市名單。為聚焦政策影響并兼顧研究結論的代表性及數(shù)據(jù)可得性，本文剔除評選體系尚不成熟、獲評城市數(shù)量偏少的最初兩屆及數(shù)據(jù)缺失較多的第六屆，因而基于第三屆至第五屆的創(chuàng)文建設這一準自然實驗。選取2008—2018年滬深兩市A股上市公司作為樣本，刪除金融企業(yè)、ST等特殊處理企業(yè)及關鍵變量缺失樣本，最終獲取3695個年度-企業(yè)觀測值。其中，專利數(shù)據(jù)來自國家知識產權局，公司層面的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，城市層面的數(shù)據(jù)來自歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。同時，對初始數(shù)據(jù)進行如下的篩選：首先，根據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂)，僅保留第二產業(yè)的上市公司；其次，剔除北京、上海、縣級市層面及其他批次的全國文明城市；最后，剔除ST、*ST公司及數(shù)據(jù)嚴重缺失或異常的上市公司。為避免極端值的干擾，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的分位數(shù)上予以縮尾處理。

(二)變量定義

1.綠色技術創(chuàng)新水平。借鑒齊紹洲等(2018)的做法[5]，依據(jù)世界知識產權組織(WIPO)的“國際專利分類綠色清單”，結合國際專利分類號識別上市公司綠色專利授權數(shù)量并以此衡量綠色技術創(chuàng)新水平，因為綠色專利在反映企業(yè)綠色技術創(chuàng)新方面的產出具有直觀性、時效性、可量化性及行業(yè)內外的溢出性[26]。同時，將綠色專利區(qū)分為綠色發(fā)明專利和綠色實用新型專利，以考察創(chuàng)新質量的差異性。由于外觀設計專利通常不歸屬于綠色專利范疇，故未將其納入(見表1所示)。

表1 變量及其定義

2.DID虛擬變量。多期DID虛擬變量Civil表示某城市是否獲評全國文明城市，獲評當年及以后取值為1，否則為0。參考龔峰等(2018)、喬俊峰和黃智琛等(2020)的思路，對于全國文明城市名單在上半年公布的年份，當年即視作政策沖擊年份，否則次年視作政策沖擊年份。

3.控制變量。(1)公司經濟特征變量，包括公司年齡、公司規(guī)模、財務杠桿、盈利能力、資本密集度、投資機會。(2)城市層面指標，包括城市規(guī)模、經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、外商投資、人力資本、環(huán)境指標。(3)其他因素，包括行業(yè)、省份和年份。為減少模型的異方差問題，在數(shù)據(jù)處理中對部分控制變量取對數(shù)形式。

(三)模型設定

為檢驗創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響，本文構造如下的模型：

GreTechit=α0+φ1Civilut+γXit+∑Industry+∑Province+∑Year+εit

(1)

其中，i、t、u依次表示企業(yè)、時間和城市，被解釋變量GreTechit表示企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平并以上市公司綠色專利總數(shù)(GrePatn)、綠色發(fā)明專利數(shù)量(GreInv)及綠色實用新型專利數(shù)量(GreUti)衡量，交互項Civilut為解釋變量，待估系數(shù)φ1反映在是否當選全國文明城市、評選活動時間前后進行DID處理后創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響。若φ1顯著為正，表明創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新具有促進作用。Xit為控制變量，a0為常數(shù)項，εit為隨機擾動項并控制行業(yè)、省份和年份效應。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計結果

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。上市公司綠色專利GrePatn的均值為1.66，最小值為0，最大值為395。其中，綠色發(fā)明專利GreInv的均值為0.41，最小值為0，最大值為108；綠色實用新型專利GreUti的均值為1.25，最小值為0，最大值為287。上述結果表明樣本公司間的綠色技術創(chuàng)新水平存在明顯的差異。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(N=3695)

(二)基準檢驗結果

表3報告了創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響。列(1)—(3)為DID估計結果，當因變量為GrePatn和GreUti時，Civil均在10%的水平下顯著為正。列(4)—(6)為采用Logit模型和半徑匹配的PSM-DID估計結果，當因變量為GrePatn和GreUti時，Civil均在10%的水平下顯著為正。然而，GreInv和Civil在以上兩項檢驗中均不顯著。可見，創(chuàng)文建設顯著促進企業(yè)綠色技術創(chuàng)新主要體現(xiàn)于綠色實用新型專利方面，假設H1a得到了證實。但綠色實用新型專利多為已有發(fā)明的本地化改造，內含的創(chuàng)新程度偏低。在推動企業(yè)開展高質量綠色創(chuàng)新方面，創(chuàng)文建設的驅動作用尚不明顯。其原因可能在于：由于綠色創(chuàng)新存在“雙重外部性”問題，企業(yè)綠色研發(fā)和環(huán)保投入不足的現(xiàn)象較為普遍，創(chuàng)文建設的“運動式”治理特征無法持續(xù)強化企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿。

表3 基準回歸結果

五、進一步研究

(一)行業(yè)污染屬性

較之于清潔行業(yè)，環(huán)境規(guī)制在政策意圖和實際效果上均對污染行業(yè)形成更為強烈的沖擊，高耗能行業(yè)和成本難以轉嫁的行業(yè)通常更易誘發(fā)技術創(chuàng)新。然而，環(huán)境規(guī)制趨嚴引致的遵循成本大幅增加可能加重污染企業(yè)的經濟負擔，最終對技術創(chuàng)新構成負面沖擊。對此，依據(jù)《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》，本文將樣本區(qū)分為重污染和輕污染行業(yè)企業(yè)。

表4是分組檢驗的估計結果。列(1)—(3)的重污染行業(yè)檢驗結果顯示，Civil與GrePatn在10%的水平下呈顯著正相關，表明創(chuàng)文建設顯著促進重污染行業(yè)企業(yè)綠色技術創(chuàng)新。列(4)—(6)的輕污染行業(yè)檢驗結果顯示，Civil與GrePatn、GreUti呈正相關，而與GreInv呈負相關，但均未通過顯著性檢驗，表明創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的促進效應在輕污染行業(yè)不明顯。其原因可能在于：輕污染行業(yè)企業(yè)面臨的環(huán)境規(guī)制壓力和遵循成本較小，待治理污染體量偏少，企業(yè)傾向于直接購買現(xiàn)成環(huán)保設備而非自行開展研發(fā)。

表4 行業(yè)污染屬性檢驗結果

(二)產權性質

產權異質性可能引起創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響分化。一方面，國有企業(yè)作為區(qū)域經濟發(fā)展支柱，通常與政府關聯(lián)密切且享有政策優(yōu)惠，使其對創(chuàng)文建設沖擊不甚敏感。另一方面，國有企業(yè)一般承載政府意志，對貫徹創(chuàng)文建設的政策意愿須發(fā)揮表率作用，從而率先主動開展生產工藝改進和環(huán)境治理活動。表5報告了產權性質差異的分組檢驗。列(1)—(3)的國有企業(yè)檢驗結果顯示，Civil的系數(shù)皆為負且均未通過顯著性檢驗。列(4)—(6)的非國有企業(yè)檢驗結果顯示，Civil與GrePatn、GreUti在5%的水平下呈顯著正相關。這表明創(chuàng)文建設顯著促進非國有企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平。該現(xiàn)象可能源于：第一，創(chuàng)文建設不僅包含中央的社會文明發(fā)展和環(huán)境治理意愿，還對地方政府官員晉升具有重要意義。非國有企業(yè)在創(chuàng)文建設期間面臨更嚴格的環(huán)境檢查考核，需在綠色生產、環(huán)境保護等方面采取更多措施；第二，非國有企業(yè)通常擁有更加靈活的創(chuàng)新氛圍。

表5 產權性質檢驗結果

(三)城市行政級別

一般地，高行政級別城市的社會經濟發(fā)展水平更高，綠色創(chuàng)新的基礎環(huán)境和資源稟賦較為優(yōu)良。由于原有技術創(chuàng)新氛圍較好，創(chuàng)文建設對此類城市企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的促進作用可能不明顯，因而本文將正副省級城市和國務院批準的“較大的市”歸為高行政級別城市[11]，其余的歸為普通城市(分組檢驗結果見表6所示)。列(1)—(3)的高行政級別城市檢驗結果顯示，Civil與因變量均未顯著相關。列(4)—(6)的普通城市檢驗結果顯示，Civil與GrePatn、GreUti均在5%的水平下呈顯著正相關。這表明創(chuàng)文建設對普通城市企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的促進作用更為顯著。其原因可能在于：高行政級別城市的基礎設施和城市信息網(wǎng)絡更完善，更易吸引較強技術創(chuàng)新能力、具備綠色發(fā)展優(yōu)勢的企業(yè)入駐，從而削弱創(chuàng)文建設的相應激勵作用。

表6 城市行政級別檢驗結果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)平衡性檢驗

平衡性檢驗結果表明(1)限于篇幅，平衡性檢驗結果未展示，作者備索。，各變量經匹配后的偏差率均小于10%且總體上顯著下降，匹配后絕大多數(shù)變量在實驗組與對照組之間無顯著差異。圖2顯示，匹配后變量的離散度降低，樣本分布相對集中。圖3顯示，絕大多數(shù)樣本均匹配成功，樣本損失量較少。

圖2 PSM匹配結果(a)

圖3 PSM匹配結果(b)

(二)個體固定效應

為避免個體層面的遺漏變量對估計結果的影響，本文控制個體固定效應和時間效應對基準模型進行檢驗(見表7所示)。結果顯示，創(chuàng)文建設在整體層面對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新產生顯著的促進作用且主要體現(xiàn)于綠色實用新型專利方面，這與前文的結論相一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗結果(Ⅰ)

(三)控制并行政策的影響

環(huán)保政策法規(guī)及生態(tài)環(huán)境監(jiān)管制度可能影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平。為此，本文選取2012年《中華人民共和國環(huán)境保護法》修訂及2015年環(huán)保督察工作機制建立兩項典型事件，構造虛擬變量EPL和EPI并進行檢驗?？梢姡?的列(1)—(3)的檢驗結果與基準回歸相一致。

(四)重新篩選樣本

在第三屆至第五屆的全國文明城市評選中，珠海市、無錫市、西安市等11個城市在后續(xù)的復查中被取消稱號(具體原因包括當選后城市文明和環(huán)境治理水平走回原樣、政府治理和官員作風問題、發(fā)生重特大安全事故等)，導致創(chuàng)文建設并未對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新構成長期性沖擊。表8的列(4)—(6)是剔除上述摘牌城市樣本后的檢驗結果。當因變量為GrePatn和GreUti時，Civil的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，系數(shù)值和顯著性均有所增加(較之于基準回歸結果)，進而前文的結論得到更有力的驗證。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果(Ⅱ)

(五)工具變量估計

創(chuàng)文建設是一項準自然實驗，缺乏隨機性的樣本選擇可能引致自我選擇偏誤。參照Criscuolo等(2019)及姚鵬等(2021)的研究[12]，本文構建工具變量以解決上述內生性問題。首先，對式(2)進行Logit估計。其中，Ri，12表示某城市是否于2012年獲評全國文明城市，Xi，12表示某城市參評時的特征，估計系數(shù)θ12近似表示各指標決定某城市是否入圍的權重。其次，將式(2)擴展至式(3)。其中，△Xi，08-12表示樣本初期至入圍年份期間的城市特征變化。

Ri，12=θ12Xi，12

(2)

Ri，12=θ12(Xi，08+△Xi，08-12)=θ12Xi，08+θ12△Xi，08-12

(3)

這里，θ12Xi，08為根據(jù)核心解釋變量Civilut構造的工具變量，與某城市是否入圍全國文明城市相關，且剔除城市特征變化的影響后滿足相關性和排斥性假設。同理，為第四屆及第五屆創(chuàng)文建設構建相應的工具變量。最后，對式(3)進行2SLS估計。其中，識別不足檢驗結果顯示，P值接近于0，表明該工具變量與內生變量相關；第一階段的回歸F統(tǒng)計量為69.6，表明該工具變量為非弱工具變量。表9顯示，檢驗結果依舊支持前文的主檢驗結論。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果(Ⅲ)

(六)平行趨勢檢驗

圖4為DID平行趨勢檢驗結果。為避免多重共線性，本文剔除政策時點前一期的數(shù)據(jù)，交互項的系數(shù)在政策沖擊年份前未通過顯著性檢驗，表明實驗組與對照組的變化趨勢大致相當，此后二者的變化趨勢則形成明顯差異，檢驗結果符合平行趨勢假設。

(七)安慰劑檢驗

為考察未觀測地區(qū)的特征影響，本文采用隨機虛構處理組的方式進行安慰劑檢驗。圖5顯示，對偽處理組形成隨機創(chuàng)文建設政策沖擊并重復500次，核心估計系數(shù)均值近似于0且絕大多數(shù)估計系數(shù)未通過顯著性檢驗，因此本文的研究結論具有一定的穩(wěn)健性。

圖4 平行趨勢檢驗

圖5 安慰劑檢驗

七、結 語

本文基于第三屆至第五屆的全國文明城市評選這一準自然實驗，采用2008—2018年滬深兩市A股上市公司面板數(shù)據(jù)和企業(yè)綠色專利授權數(shù)量，從微觀層面考察創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平的影響效應。研究結果表明，創(chuàng)文建設對獲評城市企業(yè)綠色技術創(chuàng)新具有顯著的促進作用且主要體現(xiàn)于綠色實用新型專利領域，綠色發(fā)明專利方面則未產生顯著影響；較之于輕污染行業(yè)企業(yè)、國有企業(yè)和高行政級別城市，創(chuàng)文建設對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的促進作用在重污染行業(yè)企業(yè)、非國有企業(yè)和普通城市更為明顯。

綜上結論，本文具有重要的啟示意義。第一，完善全國文明城市評選測評體系，補充綠色創(chuàng)新考核指標，提高綠色創(chuàng)新的評價權重，強化創(chuàng)文建設在企業(yè)綠色技術創(chuàng)新方面的驅動作用。創(chuàng)文建設對內含創(chuàng)新質量較高的綠色發(fā)明專利未呈現(xiàn)明顯的推動作用。鑒于創(chuàng)文建設對地方政府行為的導向性影響，在未來評選時應強化測評體系中的城市環(huán)境治理技術水平、綠色生產技術水平等指標，促進全國文明城市評選與環(huán)境規(guī)制制度形成更為有力的政策互動，增強企業(yè)實施原創(chuàng)程度更高的綠色發(fā)明創(chuàng)新的主動性，減少環(huán)境領域的低效粗放式投資。第二，采取因地制宜的多元化手段推進創(chuàng)文建設。目前，創(chuàng)文建設的綠色技術創(chuàng)新促進作用在各類企業(yè)主體間表現(xiàn)明顯的差異分化，暗喻地方政府在今后評選中使用靈活多樣的方式。比如，對重污染企業(yè)的環(huán)境治理和技術研發(fā)支出予以補貼，減輕由突擊評選引發(fā)的遵規(guī)成本驟增；在發(fā)揮國有企業(yè)帶動效應的同時，以政策激勵民營企業(yè)積極開展綠色技術創(chuàng)新。

此外，警惕創(chuàng)文建設中的形式主義作風和“錦標賽”現(xiàn)象。創(chuàng)文建設未能促進高行政級別城市企業(yè)綠色技術創(chuàng)新，可能源于此類城市的高行政干預和集中型“運動式治理”。地方政府官員在晉升激勵下有動機以最低成本在短期內實現(xiàn)創(chuàng)評目標，而忽視營造綠色技術創(chuàng)新的長期環(huán)境。對此，可考慮將全國文明城市的后續(xù)建設情況納入地方黨政領導長效考核機制。如有摘牌現(xiàn)象，即便相應官員已晉遷也需追責。