政府科技投入提升綠色全要素生產(chǎn)率效果測評

文圓 危懷安 王巧

摘要：提升綠色全要素生產(chǎn)率是新常態(tài)下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，政府科技投入在城市綠色發(fā)展過程中至關(guān)重要。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有實(shí)證其對城市綠色全要素生產(chǎn)率的實(shí)際驅(qū)動效應(yīng)。以長江經(jīng)濟(jì)帶沿線城市為例，選取政府科技投入作為自變量，基于非期望產(chǎn)出的SBM模型測算出的綠色全要素生產(chǎn)率為因變量，通過構(gòu)建面板固定效應(yīng)模型實(shí)證政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明：在控制一系列其他因素影響的前提下，政府科技投入顯著提升了城市綠色全要素生產(chǎn)率，政府每增加一個單位的投入，綠色全要素生產(chǎn)率會提升2.2%，據(jù)此提出了相應(yīng)對策建議。

關(guān)鍵詞：政府科技投入;綠色全要素生產(chǎn)率;長江經(jīng)濟(jì)帶;面板數(shù)據(jù);動態(tài)系統(tǒng)GMM

中圖分類號：F293

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B

文章編號：1001-9138-（ 2020） 04-0054-61

收稿日期：2020-01-03

1引言

在環(huán)境約束日趨從緊的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，基于非期望產(chǎn)出的綠色全要素生產(chǎn)率成為實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的關(guān)鍵，全面提升綠色全要素生產(chǎn)率在政界與學(xué)界已逐漸達(dá)成共識。而如何提升綠色全要素生產(chǎn)率是發(fā)揮其關(guān)鍵作用的落腳點(diǎn)，學(xué)界對此進(jìn)行了一系列探討，如卞元超等（ 2018）探討了財(cái)政雙重分權(quán)與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，認(rèn)為通過空間溢出效應(yīng)，財(cái)政收入分權(quán)間接正向顯著影響綠色全要素生產(chǎn)率，財(cái)政支出分權(quán)借由地方政府競爭激勵促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。弓嬡嬡（ 2018）研究不同環(huán)境規(guī)制類型對綠色經(jīng)濟(jì)效率差異化影響，建議環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度應(yīng)當(dāng)控制在適宜的區(qū)間，以最大限度提高綠色經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。而伍格致等（ 2019）運(yùn)用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制與綠色要素生產(chǎn)率的三者之間存在復(fù)雜關(guān)系，在具體實(shí)施過程中應(yīng)將兩者結(jié)合起來。張治棟等（ 2018）則從產(chǎn)業(yè)集聚視角出發(fā)，探討了不同類型的產(chǎn)業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性影響。還有部分學(xué)者從地方官員治理（劉玉海，2018）、節(jié)能減排（王兵等，2015）等視角出發(fā)，提出提升綠色全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長雙贏的對策?？v觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，學(xué)界雖對綠色全要素生產(chǎn)率給予了足夠關(guān)注，但鮮有學(xué)者關(guān)注政府科技投入在這過程中扮演的角色。

事實(shí)上，政府科技投入作為政府政策支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，能夠在理論上驅(qū)動城市綠色全要素生產(chǎn)率提升的機(jī)制在于：一方面，通過釋放政策信號，既能將產(chǎn)業(yè)發(fā)展重心引導(dǎo)在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)等前沿產(chǎn)業(yè)的方向上，促進(jìn)高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提升創(chuàng)新能力;同時發(fā)揮杠桿作用，誘導(dǎo)其他主體如企業(yè)資金、民間資金以及金融機(jī)構(gòu)資金的投入，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資金供給與資金來源的多元化。兩者共同推動了城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和技術(shù)創(chuàng)新能力提升，有助于綠色全要素生產(chǎn)率提升。另一方面，通過人力資本拉動效應(yīng)，吸引高科技人才和鼓勵人才創(chuàng)新活動，為經(jīng)濟(jì)綠色增長提供智力支撐。而在實(shí)際推行過程中，有學(xué)者指出政府科技投入會對其他主體的創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，過于依賴政府財(cái)政支持會降低創(chuàng)新主體的積極性，不利于城市綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

面對政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率提升應(yīng)然與實(shí)然之間可能存在的矛盾，基于大樣本的視角實(shí)證政府科技投入的實(shí)際驅(qū)動效果，對正確認(rèn)識政府科技投入在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中扮演的角色至關(guān)重要?；诖?，本文以長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市2003-2016年面板數(shù)據(jù)為例，通過動態(tài)系統(tǒng)CMM模型實(shí)證政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)的實(shí)際效果，引入OLS回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

本文以下部分按照“研究假設(shè)提出——樣本區(qū)概況——研究設(shè)計(jì)——基準(zhǔn)回歸分析——穩(wěn)健性檢驗(yàn)——對策建議”的思路對政府科技投入與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行一一闡釋。

2政府科技投入驅(qū)動綠色全要素生產(chǎn)率提升的作用機(jī)理

內(nèi)生增長理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的關(guān)鍵變量。政府科技投入通過將資金向科技創(chuàng)新、環(huán)境治理方向傾斜，依據(jù)城市實(shí)際發(fā)展條件和需求，將優(yōu)勢創(chuàng)新資源集中配置到城市優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，提升城市整體生產(chǎn)率，為綠色經(jīng)濟(jì)增長提供新動能。搭建科技創(chuàng)新公共服務(wù)平臺，密切創(chuàng)新主體交流合作，支持科技創(chuàng)新發(fā)展項(xiàng)目，協(xié)助攻克關(guān)鍵性重大技術(shù)難題，為創(chuàng)新主體注入公營事業(yè)支持力量，發(fā)揮政策驅(qū)動效應(yīng)，提升區(qū)域創(chuàng)新能力。此外，政府科技投入具有對企業(yè)創(chuàng)新投入的“引導(dǎo)效應(yīng)”。技術(shù)創(chuàng)新投入的增加不僅向企業(yè)內(nèi)部釋放政策信號，受政策驅(qū)動效應(yīng)影響的企業(yè)不斷加大研發(fā)力度，創(chuàng)新企業(yè)資源利用方式，不僅可以減弱對傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式的路徑依賴，努力朝綠色技術(shù)創(chuàng)新方向轉(zhuǎn)變，技術(shù)進(jìn)步加速實(shí)現(xiàn)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和綠色全要素生產(chǎn)率提升。就企業(yè)外部而言，政府科技投入的增加也可能間接向融資機(jī)構(gòu)釋放政策信號，融資機(jī)構(gòu)降低企業(yè)貸款門檻，增加對企業(yè)的貸款額度，新的資金流有效緩解企業(yè)研發(fā)活動的融資壓力。內(nèi)一外合力推動企業(yè)綠色研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新，城市綠色全要素生產(chǎn)率得以有效提升。

3研究區(qū)樣本概況

依托黃金水道建設(shè)長江經(jīng)濟(jì)帶是我國區(qū)域發(fā)展重要戰(zhàn)略，范圍涵蓋九省二市，由東至西依次為上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、江西省、湖北省、湖南省、重慶市、貴州省、四川省和云南省，共108個城市（不包括自治州和縣級市），涉及長江三角洲城市群、長江中游城市群、成渝城市群三大城市群。長江經(jīng)濟(jì)帶互通南北、融貫東西，挖掘需求，以下游帶動中上游，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。加強(qiáng)對長江經(jīng)濟(jì)帶的理論研究和實(shí)證分析，旨在激發(fā)巨大潛力，為加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和環(huán)境保護(hù)發(fā)展，讓黃金水道釋放“黃金效應(yīng)”。

長江是中華民族的母親河和重要生態(tài)保障，長江經(jīng)濟(jì)帶沿線城市數(shù)量多、人口集聚，又因豐富的自然資源儲量而成為產(chǎn)業(yè)承載區(qū)。長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展就是要把握好長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境保護(hù)、生態(tài)文明建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，處理好綠水青山與金山銀山的關(guān)系，守住生態(tài)位優(yōu)先的底線，探索綠色發(fā)展新路子。以長江經(jīng)濟(jì)帶作為研究樣本，探索長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率的牽引力具有突出現(xiàn)實(shí)意義，同時也可為培育長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展新動能、打造競爭新優(yōu)勢提供數(shù)理依據(jù)。剖析政府科技投入之于長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率的影響可為政策制定者提供理論參考。

4實(shí)證研究設(shè)計(jì)

4.1研究方法與模型設(shè)計(jì)

為了驗(yàn)證政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響，本文基于長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市2003-2016年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)來構(gòu)建實(shí)證分析模型。值得注意的是，面板數(shù)據(jù)雖能較好解決遺漏變量問題，但是使用單純的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建固定效應(yīng)模型，仍可能存在內(nèi)生性問題。在本文中，長江經(jīng)濟(jì)帶沿線各城市的綠色全要素生產(chǎn)率不僅受對外開放水平、人力資本水平等因素影響，還受該城市上一年度綠色全要素生產(chǎn)率的影響，綠色發(fā)展效率高低而地方往往存在一種發(fā)展慣性，其后的綠色全要素生產(chǎn)率會在此基礎(chǔ)上有更大的提升空間，這種綠色發(fā)展動態(tài)行為的存在，使得我們在考慮綠色全要素生產(chǎn)率影響因素時容易將上一年度該地區(qū)的綠色發(fā)展水平遺漏，進(jìn)而放在了模型的隨機(jī)擾動性中，導(dǎo)致內(nèi)生性問題的存在。實(shí)踐中，內(nèi)生性問題的存在將導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)有偏，從而難以準(zhǔn)確估計(jì)科技投入對綠色全要素生產(chǎn)率的真實(shí)影響。

為了解決內(nèi)生性問題，本文選用動態(tài)面板系統(tǒng)CMM模型進(jìn)行估計(jì)，將綠色全要素生產(chǎn)率滯后一期作為工具變量納入到模型中進(jìn)行回歸，以便解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，更好地考察變量之間的動態(tài)效果。動態(tài)模型基本形式如下：

GTFPi，t=α+βikjtrt，r+ β2lagGTFP，l+λcontroli，t+At+ Tt+εi，t

在上式中，GTFP為因變量，表示i城市第t年綠色全要素生產(chǎn)率，本文采用基于非期望產(chǎn)出的SBM模型測算。kjtr為核心自變量，表示城市i第t年政府科技投入狀況，本文利用政府科技投入強(qiáng)度，即科技投入占政府預(yù)算內(nèi)收入的比重來衡量。LagGTFP為滯后一期的城市綠色全要素生產(chǎn)率。controli，t為一系列控制變量，其中包括城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放水平、人力資本水平等變量。B1為科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率影響的系數(shù)，λ為相應(yīng)控制變量的系數(shù);Ai和Tt分別表示個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εit是隨個體與時間變化的擾動項(xiàng)。

4.2變量測量

4.2.1因變量：綠色全要素生產(chǎn)率

當(dāng)前，學(xué)界對綠色全要素生產(chǎn)率的測量主要體現(xiàn)在選取不同的投入產(chǎn)出指標(biāo)，以及采用不同的測量方法上。在選取指標(biāo)上，錢龍（ 2018）選取工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙塵排放量作為環(huán)境投入指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)價值產(chǎn)出指標(biāo)則選用城市工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行衡量。彭衡等（ 2019）選取了資本存量、就業(yè)人員、能源消費(fèi)量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）作為要素投入，采用GDP為期望產(chǎn)出指標(biāo)，S02和COD為非期望產(chǎn)出指標(biāo)。在測度綠色全要素生產(chǎn)率的方法上，學(xué)者主要基于DEA數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法為代表的非參數(shù)分析方法和以SFA隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析為代表的參數(shù)分析方法。綜合當(dāng)前學(xué)者的指標(biāo)選取與方法選擇上的優(yōu)缺點(diǎn)，本文選取了基于非期望產(chǎn)出的SBM模型，從投入產(chǎn)出視角測度長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率，其中，投入測度指標(biāo)包括人力投入、資本投入、能源投入。具體來說，人員投入指標(biāo)選用R&D人員折合全時當(dāng)量和環(huán)保行業(yè)從業(yè)人員數(shù)量之和作為表征變量，資本投入指標(biāo)選用環(huán)境污染治理費(fèi)作為表征變量，能源投入指標(biāo)選用能源消費(fèi)總量作為表征變量。產(chǎn)出測度指標(biāo)包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。其中期望產(chǎn)出指標(biāo)選用發(fā)明專利數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入。非期望產(chǎn)出指標(biāo)采用工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生總量進(jìn)行衡量。變量選取與測度指標(biāo)如表1所示。

4.2.2核心自變量：政府科技投入

政府科技投入反映政府對科技創(chuàng)新活動的支持。對政府科技投入的衡量有絕對指標(biāo)和相對指標(biāo)。政府科技投入屬于地方財(cái)政預(yù)算的部分，與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接相關(guān)，長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的情境下使用絕對指標(biāo)存在一定局限性，而相對指標(biāo)即政府科技投入強(qiáng)度更符合本文研究意圖，因此選用政府科技投入占GDP的比重表征政府科技投入強(qiáng)度，作為政府科技投入的代理變量。

4.2.3控制變量：其他影響綠色全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)

本文在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，選取了對外開放水平、人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平作為控制變量。具體來說：A.對外開放水平。FDI技術(shù)溢出具有示范效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。本文使用外商直接投資在GDP中所占比重衡量對外開放水平。B.人力資本水平。人力資本是區(qū)域創(chuàng)新能力的重要載體，本文使用普通高等院校師生比表征人力資本水平。C.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)保護(hù)協(xié)同發(fā)展程度不一，直接影響城市綠色全要素生產(chǎn)率。如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)越地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占比重大、貢獻(xiàn)高，產(chǎn)生的碳排放總量也較少，實(shí)現(xiàn)了綠色經(jīng)濟(jì)增長。本文使用第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的工業(yè)增加值占GDP的比重表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等指標(biāo)為控制變量。

4.3數(shù)據(jù)來源

本文旨在探討政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響，基于數(shù)據(jù)完整性和可得性，選取長江經(jīng)濟(jì)帶上108個城市2003-2016年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)實(shí)證政府科技投入的驅(qū)動效果。因變量、自變量以及各控制變量均來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。缺失數(shù)據(jù)采用均值法補(bǔ)充。表2顯示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析，囊括了相關(guān)變量的最大值、最小值、均值和標(biāo)準(zhǔn)差等情況。由表2描述性分析可知，長江經(jīng)濟(jì)帶1 08個城市綠色全要素生產(chǎn)率平均值為0.2000786，整體水平較低，表明長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率還有較大進(jìn)步空間。且綠色全要素生產(chǎn)率最大值與最小值之間差距較大，說明長江經(jīng)濟(jì)帶沿線城市綠色發(fā)展效率存在顯著差異，區(qū)域發(fā)展不平衡，需要切實(shí)推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，區(qū)域間密切聯(lián)系，實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)勢互補(bǔ)。政府科技投入強(qiáng)度平均值為0.2058121，顯示出政府科技投入占政府預(yù)算內(nèi)收入占比不高，科技創(chuàng)新領(lǐng)域在政府資源配置過程中份額不大，并非處于優(yōu)先序列。

5實(shí)證結(jié)果分析

5.1基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文通過運(yùn)行stata 14軟件，運(yùn)用動態(tài)系統(tǒng)GMM方法測評政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升效果?？紤]到上一期城市綠色全要素生產(chǎn)率可能影響下一期綠色全要素生產(chǎn)率，將上期的城市綠色全要素生產(chǎn)率引入模型中作為弱工具變量進(jìn)行回歸。在使用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM之前，本文首先對面板數(shù)據(jù)的多重共線性、異方差以及單位根等方面進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間不存在多重共線性問題，亦不存在單位根問題，而存在異方差問題，為解決異方差問題，本文在進(jìn)一步回歸時統(tǒng)一用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。再則，本文對所采用方法的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)，并通過過度識別檢驗(yàn)獲取最佳滯后期期數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果表明系統(tǒng)CMM合理，而只有當(dāng)因變量滯后兩期時，Sargan檢驗(yàn)才能通過所有工具變量都有效的原假設(shè)，故本文引入因變量一階滯后和二階滯后為工具變量。

表3為采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法估計(jì)政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的實(shí)際效果影響，本文采用逐步回歸法，以分步加入控制變量的形式進(jìn)行回歸。由表3所示，模型（1）不加入任何控制變量測評政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升效果。其次，再依次將控制變量對外開放水平、人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)放人模型（2）、模型（3）、模型（4），得到政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)。模型（5）則在考慮所有控制變量的前提下，實(shí)證分析政府科技投入對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響。模型（5）結(jié)果顯示影響系數(shù)為（.022**+）。即政府科技投入每增加1個單位科技投入，城市綠色全要素生產(chǎn)率將相應(yīng)地提升2.2個單位，且這種影響在0.001的水平上顯著。滯后一期和滯后兩期的綠色全要素生產(chǎn)率數(shù)值分別為（.700***）和（167***），滯后一期綠色全要素生產(chǎn)率明顯高于滯后兩期的綠色全要素生產(chǎn)率，說明隨著時間的推移，政府科技投入對綠色全要素生產(chǎn)率的影響逐漸變小。由結(jié)果可知，對外開放水平負(fù)向影響城市綠色全要素生產(chǎn)率。原因可能在于FDI依靠其技術(shù)先發(fā)優(yōu)勢、先進(jìn)的管理營銷手段、優(yōu)惠政策向外資企業(yè)傾斜等先發(fā)優(yōu)勢，加劇本土企業(yè)在競爭中處于劣勢地位的狀況，以此形成擠出效應(yīng)，抑制國內(nèi)資本的生成，進(jìn)而影響城市綠色全要素生產(chǎn)率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城市綠色全要素生產(chǎn)率具有正向促進(jìn)作用。傳統(tǒng)以第二產(chǎn)業(yè)為主的粗放型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)拉動城市經(jīng)濟(jì)增長的同時讓城市環(huán)境付出巨大的代價，第三產(chǎn)業(yè)比重伴隨減排降耗去產(chǎn)能的行動逐漸提升，遵循協(xié)同城市綠色經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)的關(guān)系，為城市綠色全要素生產(chǎn)率帶來正向促進(jìn)作用。

5.2穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文在動態(tài)系統(tǒng)GMM模型基礎(chǔ)上，還采取了幾項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)以確?；貧w結(jié)果的合理性和準(zhǔn)確性。首先，更換估計(jì)方法，分別采用混合效應(yīng)模型和面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表4模型（1）所示。OLS回歸模型顯示政府科技投入與城市綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且在0.001的水平上顯著，影響系數(shù)為（.107***）。其次，增加控制變量城市化水平。模型（2）加入城市化水平作為新的控制變量，回歸結(jié)果顯示政府科技投入正向驅(qū)動城市綠色全要素生產(chǎn)率。最后，剔除異常值檢驗(yàn)（運(yùn)用系統(tǒng)GMM）。剔除長江經(jīng)濟(jì)帶1 08個城市中所有省會城市的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，模型（3）和模型（4）回歸結(jié)果依舊與上文研究結(jié)論一致。

6結(jié)論與啟示

6.1結(jié)論

本文選取長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市2003-2016年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)實(shí)證政府科技投入的驅(qū)動效果。研究發(fā)現(xiàn)，政府科技投入對長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著驅(qū)動效應(yīng)。采用系統(tǒng)GMM模型并在控制一系列其他因素影響的前提下，政府科技投入顯著提升了城市綠色全要素生產(chǎn)率，影響系數(shù)為（.022***）。即政府每增加1個單位的投入，綠色全要素生產(chǎn)率會提升2.2%。為確?；貧w結(jié)果的合理準(zhǔn)確性，通過更換估計(jì)方法、增加控制變量、剔除異常值實(shí)現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果依舊與上文研究結(jié)論一致。

6.2啟示

據(jù)以上研究結(jié)果，本文給出如下相應(yīng)政策建議：第一，加大政府支持力度。一方面，增加政府科技投入強(qiáng)度，政府可以通過設(shè)立科技創(chuàng)新引導(dǎo)基金，或以政策補(bǔ)貼、補(bǔ)助等方式給予必要的財(cái)政支持。同時發(fā)揮公共服務(wù)和宏觀調(diào)控職能，搭建科技創(chuàng)新平臺提升區(qū)域科技創(chuàng)新能力，政策引導(dǎo)其他主體的科技投入、法規(guī)管制創(chuàng)新主體資源利用方式，處理好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)關(guān)系，鼓勵向綠色技術(shù)創(chuàng)新、綠色流程創(chuàng)新、綠色產(chǎn)品創(chuàng)新等綠色行為范式轉(zhuǎn)變，驅(qū)動區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率提升。第二，政府積極貫徹實(shí)施綠色可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，營造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、綠色發(fā)展氛圍，助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化和高級化方向轉(zhuǎn)變。嚴(yán)控企業(yè)污染物排放，超額完成的企業(yè)授予“綠色企業(yè)”等稱號，對綠色發(fā)展置之不顧的企業(yè)加以生產(chǎn)管制和適當(dāng)罰款。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方式直接決定城市經(jīng)濟(jì)增長方式，綠色經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提升依賴于經(jīng)濟(jì)增長和生態(tài)效率的統(tǒng)一，以生態(tài)環(huán)境為代價的經(jīng)濟(jì)增長不是綠色經(jīng)濟(jì)增長所需要的。因此，創(chuàng)新產(chǎn)品生產(chǎn)方式，逐漸降低高污染物排放的產(chǎn)業(yè)所占比重，鼓勵積極發(fā)展服務(wù)業(yè)和生態(tài)產(chǎn)業(yè)。第三，推行因“城”而異的綠色經(jīng)濟(jì)增長模式。依據(jù)城市行政級別、區(qū)域位置和資源稟賦情況，因地制宜，建立城市綠色經(jīng)濟(jì)增長極，驅(qū)動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

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作者簡介：文圓，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院博士研究生。

危懷安，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，通訊作者。

王巧，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院博士研究生。