科技金融政策如何促進城市綠色創(chuàng)新發(fā)展
——來自“科技和金融結合試點政策”的證據(jù)

顧江寒，柴華奇

(西北工業(yè)大學 管理學院，陜西 西安 710072)

0 引言

2020年9月，習近平總書記在第75屆聯(lián)合國大會上提出：“中國二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現(xiàn)碳中和(簡稱“3060”目標)。”“3060”目標不僅是對《巴黎協(xié)定》承諾的進一步踐行，更是新冠疫情下全球經(jīng)濟復蘇的一場“綠色復蘇”革命，展現(xiàn)了中國走綠色低碳高質量發(fā)展道路的堅定決心，這就需要對更多綠色技術項目進行全面投資[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、增強企業(yè)競爭力和提高綠色全要素生產(chǎn)率等多種路徑促進經(jīng)濟發(fā)展[2-4]。鑒于綠色創(chuàng)新對國家綜合實力提升和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要性，任何國家都無法回避綠色創(chuàng)新需求。為實現(xiàn)“3060”目標，推進生態(tài)文明建設，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]。科技和金融結合的目的在于促進科技創(chuàng)新成果轉化[6]。為促進科技和金融結合，加快科技成果轉化，增強自主創(chuàng)新能力，2010年科技部主導開展“促進科技和金融結合試點”工作，并于2011年12月確定首批試點城市，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，各試點城市相繼出臺政策近360項，提出未來要從多個方面為技術創(chuàng)新提供金融支持。國內(nèi)眾多學者研究發(fā)現(xiàn)，科技金融能夠助力城市經(jīng)濟和創(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，促進綠色創(chuàng)新發(fā)展，加快實現(xiàn)“3060”目標，推動生態(tài)文明建設？如果有，其作用機制是什么？如果沒有，又是何種因素阻礙科技金融驅動綠色創(chuàng)新發(fā)展？應該如何降低其負面影響？

鑒于此，本文基于2004—2019年中國內(nèi)地地級市面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分法，實證考察科技金融政策對城市綠色創(chuàng)新的影響。本文的邊際貢獻在于：第一，從綠色視角分析科技和金融結合政策對城市創(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合試點政策經(jīng)濟效應評估文獻，為科技金融政策大范圍推廣提供重要依據(jù)。第二，在評估方法上，由于科技和金融結合試點政策對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。相比于其它文獻[9]，本文克服相關政策對計量結果的干擾，能夠獲得更加精準的研究結論。第三，本文研究結論表明，在未來一段時間內(nèi)，繼續(xù)深化科技金融結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)濟發(fā)展。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 文獻評述

本文從科技金融測度和經(jīng)濟效應兩個方面對文獻進行梳理：第一，科技金融測度。科技金融資源包括公共科技金融資源和市場科技金融資源兩種，其中公共科技資源金融以政府財政科技支出為主，市場科技金融資源主要來自金融科技貸款、創(chuàng)業(yè)風險投資和資本市場投入等[7]。汪淑娟和谷慎[10]使用公共科技金融與市場科技金融的加總對科技金融進行測度，研究科技金融對中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。相比單一指標，徐玉蓮等[11]從總量、績效、結構、環(huán)境4個維度構建科技金融綜合評價指標體系；張芷若和谷國鋒[8]從資源、經(jīng)費、融資、產(chǎn)出4個維度構建科技金融綜合評價體系，并對科技金融與經(jīng)濟發(fā)展耦合度進行了測算。第二，科技金融經(jīng)濟效應。汪淑娟和谷慎[10]從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享5個維度分析科技金融對中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)科技金融能夠顯著推動中國經(jīng)濟高質量發(fā)展，且對創(chuàng)新的提升作用最為顯著；馬凌遠和李曉敏(2019)基于省級城市面板數(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)以促進科技和金融結合試點政策為“準自然試驗”，采用傾向得分匹配法和雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)，科技金融對創(chuàng)新具有直接和間接驅動作用；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，進而對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極促進作用；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，進而促進城市產(chǎn)業(yè)結構高度化與合理化。

本文梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，當前關于科技金融政策對綠色創(chuàng)新影響的研究較少。綠色創(chuàng)新是實現(xiàn)“3060”目標的驅動力，也是推進生態(tài)文明建設的重要支撐，因此研究科技金融政策對綠色創(chuàng)新的影響具有一定現(xiàn)實意義。

1.2 理論假設

科技和金融結合試點政策從以下兩個方面對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用：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，銀行更加偏好實力雄厚的大企業(yè)[13]，對中小型科技企業(yè)的支持力度較小，由此嚴重束縛了企業(yè)創(chuàng)新積極性。綠色技術創(chuàng)新項目具有研發(fā)周期長和收益不確定等特征，相比普通項目，其時常面臨更加嚴重的融資約束難題[14]。融資約束不僅是企業(yè)啟動創(chuàng)新項目的決定性因素，而且對創(chuàng)新成果質量也有十分重要的影響[15]。馬凌遠和李曉敏(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，而且還有助于促進金融發(fā)展水平提升。相關數(shù)據(jù)顯示，截至2016年，中關村科技擔保已為企業(yè)提供超過1 700億元的債務擔保服務。由此可見，試點政策的實施能夠緩解融資約束難題，進而激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。第二，加速創(chuàng)新成果轉化，挖掘創(chuàng)新市場價值。技術成果轉化是將技術創(chuàng)新成果轉化為生產(chǎn)力的重要環(huán)節(jié)，也是實現(xiàn)創(chuàng)新高質量發(fā)展的有力支撐。金融是推動科技成果轉化的重要力量，但我國目前缺乏完善的金融體系，無法有效促進科技創(chuàng)新成果轉化[1]。因此，政府的引導作用至關重要。2015年《促進科技成果轉化法》進行了多條增補，增補內(nèi)容強調(diào)未來要加大財政資金投入，推動科技成果轉化?？萍己徒鹑谠圏c政策的實施使知識產(chǎn)權投融資體系不斷完善，科技創(chuàng)新成果得以更好地實現(xiàn)財富化(鄭石明等，2020)，從而進一步提高企業(yè)創(chuàng)新意愿，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。

根據(jù)上述分析，試點政策實施有利于促進綠色創(chuàng)新發(fā)展。那么，創(chuàng)新主體是否更愿意進行綠色創(chuàng)新？Zhang等[16]研究指出，在環(huán)境問題愈發(fā)嚴重情形下，利益相關者(如消費者、政府、金融機構和其它社會團體)均會鼓勵或迫使企業(yè)承擔可持續(xù)經(jīng)濟增長的責任。具體而言，消費者對污染產(chǎn)品的抵制促使企業(yè)不斷改進生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品，以實現(xiàn)綠色技術創(chuàng)新；政府和社會對環(huán)境的監(jiān)管促使企業(yè)不斷改進內(nèi)部流程，以更好地實現(xiàn)綠色創(chuàng)新[17]。相應地，企業(yè)可通過綠色創(chuàng)新獲取更多資源和利益，如良好的政府關系、更高的社會聲譽和更大的市場份額等[18]。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：相比于非試點城市，科技和金融結合試點政策有助于促進試點城市綠色創(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)新成果轉化、挖掘創(chuàng)新成果的市場價值，均離不開政府的引導作用。與發(fā)達國家相比，中國金融市場發(fā)育仍不成熟，亟需一個結構完整、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)揮政府支持和引導作用，調(diào)動多層次金融資源，通過科技銀行、科技保險、融資擔保和創(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)揮主導作用(蘆鋒等，2015)。據(jù)此，本文提出如下假設：

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

此外，政府金融資源投入具有信號傳遞效應，其通過擴散創(chuàng)新信息，能夠撬動更多金融資源投入，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、資本市場和風險投資主體的科技金融資源。從信貸市場看，在科技金融政策實施的前兩年，全國共設立21家科技支行，專門為科技型中小企業(yè)提供融資服務，這21家銀行全部位于試點城市[19]。從資本市場看，截至2018年，有近百只創(chuàng)投基金在試點城市設立，總規(guī)模高達130億元(馬凌遠等，2019)。此外，國外風險投資基金和風險投資管理公司進入國內(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：

H3：科技和金融結合試點政策有助于拓展市場科技金融資源，進而促進綠色創(chuàng)新發(fā)展。

2 研究設計

2.1 基準模型設定

科技金融結合試點政策于2011年和2016年分兩批實施，在時間和城市層面上為政策效果評估提供了兩次差分的絕佳機會。因此，本文使用雙重差分法研究試點政策對城市綠色創(chuàng)新的影響?；鶞誓Ｐ蜆嫿ㄈ缦拢?/p>

(1)

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

2.2 變量定義與描述性統(tǒng)計分析

本文重點研究試點政策對綠色創(chuàng)新的影響，并對試點政策促進綠色創(chuàng)新的作用機制和異質性進行分析。由于綠色創(chuàng)新同時受城市其它經(jīng)濟變量的影響，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 相關變量定義及測量方法

(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)新活動產(chǎn)出情況，是衡量城市創(chuàng)新水平的可靠性指標[20]。參考韓先鋒等[21]的研究，本文使用綠色專利授權量衡量城市綠色創(chuàng)新水平，具體用“綠色專利授權量與城市總人口的比值”表征，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：科技和金融結合試點政策。試點政策于2011年和2016年分批次實施，其中有41個城市為首批試點城市、9個城市為第二批試點城市[12]。本文將這50個城市設置為實驗組，其它城市形成對照組。本文設置Pilotpolicy變量，對2011年和2016年實施試點政策的城市賦值為1，其它賦值為0。

(3)控制變量。為研究試點政策對城市綠色創(chuàng)新水平的影響，參考馬凌遠和李曉敏(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)質企業(yè)越愿意主動進行創(chuàng)新，而且更高的文化物質需求也會倒逼企業(yè)創(chuàng)新，因此本文對城市經(jīng)濟發(fā)展水平加以控制，用人均GDP對數(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?。虎郛a(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)展水平對創(chuàng)新主體資金籌集有重要影響，因此本文用“年末金融機構人民幣各項貸款余額/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“科研綜合技術服務從業(yè)人數(shù)/年末總人口”計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，政府干預在創(chuàng)新外部環(huán)境構造中扮演著重要角色，因此本文用“政府財政支出/年末GDP”的比值衡量政府干預程度；⑦外商直接投資水平，用外資額占當年GDP的比值表示，外商直接投資反映城市對外開放程度，對創(chuàng)新既有可能存在擠入效應，也有可能存在擠出效應；⑧城市環(huán)境污染，用城市二氧化硫排放量對數(shù)值衡量，政府十分重視生態(tài)文明建設，相繼頒布了一系列環(huán)保政策應對城市環(huán)境污染問題，這些環(huán)保政策均有助于推動綠色技術創(chuàng)新。

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文基于2004—2019年中國內(nèi)地283個地級市面板數(shù)據(jù)研究科技和金融結合試點政策對綠色創(chuàng)新的影響機制。起始年份設為2004年的原因在于，第一批試點城市名單于2011年12月公布，因此將2012—2019年設為政策實施期。作為對照，將2004—2011年設為政策未實施期，同樣包含8個年份。本文原始數(shù)據(jù)均來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果

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

表2 基準模型估計結果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

(1)平行趨勢檢驗和動態(tài)分析。進行試點政策創(chuàng)新效應評估的一個重要前提是，如果不存在試點政策的沖擊，試點城市和非試點城市之間的創(chuàng)新發(fā)展趨勢應該一致。本文可能存在如下質疑：實驗組城市在試點政策實施之前就比對照組城市有著更高或更低的綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，如果試點城市與非試點城市之間的綠色創(chuàng)新發(fā)展趨勢在之前就存在系統(tǒng)性差異，那么前文基準回歸結果就可能有誤。

鑒于此，參考Howell[22]的研究，本文在試點政策實施前后設置多個年份虛擬變量，將其作為解釋變量納入基準回歸模型，并繪圖展示年份虛擬變量回歸系數(shù)和5%置信區(qū)間。若在試點政策實施前年份虛擬變量置信區(qū)間包含0，則說明試點城市與非試點城市在之前滿足平行趨勢假設，即二者之間不存在系統(tǒng)性差異。具體而言，以政策頒布當年為基期，設置試點政策實施前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，在試點政策實施前，估計系數(shù)置信區(qū)間包含0。這說明：一方面，在試點政策實施前，處理組和實驗組綠色創(chuàng)新發(fā)展?jié)M足平行趨勢假設；另一方面，在試點政策實施后，年份估計系數(shù)為正且置信區(qū)間不包含0，說明試點政策對試點城市綠色創(chuàng)新發(fā)展起促進作用。此外，從動態(tài)視角看，隨著政策的不斷推進，綠色創(chuàng)新系數(shù)值逐漸增大，且呈現(xiàn)邊際效應遞增規(guī)律，說明試點政策對綠色創(chuàng)新的影響存在持續(xù)增強的動態(tài)演化規(guī)律。

圖1 平行趨勢檢驗與動態(tài)分析

(2)安慰劑檢驗。平行趨勢檢驗初步驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性，即試點政策對綠色創(chuàng)新發(fā)展具有積極推動作用。但同時也存在另一個疑問：估計結果顯著性可能源自一些其它隨機因素，而非試點政策的作用。鑒于此，參考Cantoni等[23]的研究，通過安慰劑檢驗試點政策對綠色創(chuàng)新的積極作用是否由其它不可觀測因素所導致。第一，任意選取50個城市作為處理組。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，對抽取數(shù)據(jù)進行500次回歸，并對500次試點政策回歸系數(shù)進行統(tǒng)計，繪制帶基準回歸試點政策估計系數(shù)的核密度圖(見圖2)。結果發(fā)現(xiàn)，基準回歸結果(虛線)位于右側，僅有少數(shù)值位于虛線右側，因此排除試點政策對綠色創(chuàng)新推動作用源自隨機因素的可能。

圖2 安慰劑檢驗

(3)省份時間趨勢。在創(chuàng)新型國家建設進程中，各省份均會制定促進城市創(chuàng)新發(fā)展的相關政策，并積極發(fā)揮政府的引導作用。各省份創(chuàng)新發(fā)展支持政策不同，對創(chuàng)新發(fā)展的影響結果也不同。本文在基準模型的基礎上納入省份時間固定效應模型，對各省份隨時間變化的其它因素加以控制。表3第(1)列估計結果顯示，在控制省份時間固定效應后，試點政策對綠色創(chuàng)新仍具有積極推動作用，驗證了前文研究結論的穩(wěn)健性。

(4)排除極端值的影響。對于基準模型回歸結果，極端值的存在可能會影響其穩(wěn)健性。原因在于，個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，導致部分城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平遠高于其它城市，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，前文估計結果有可能存在偏誤，會使研究結論可信度大大降低。因此，對綠色創(chuàng)新進行1%、2%和5%的縮尾處理，估計結果見表3第(2)列～(4)列。以第(2)列為例，對綠色創(chuàng)新指標進行1%的雙側縮尾處理，發(fā)現(xiàn)試點政策估計系數(shù)仍顯著為正，驗證了本文研究結論的穩(wěn)健性。第(3)列和第(4)列對綠色創(chuàng)新進行2%和5%的雙側縮尾處理，結果進一步驗證了研究結果的穩(wěn)健性。

(5)更換被解釋變量測量方式。在基準回歸模型中使用人均綠色專利授權量衡量綠色創(chuàng)新發(fā)展水平。本文更換綠色創(chuàng)新計算方式，采用城市綠色專利授權量的對數(shù)值表征。鑒于部分城市存在當年未獲得綠色專利的可能，因此對綠色專利授權量加1后再取對數(shù)值，將其納入基準模型重新進行回歸，結果見表3第(5)列。從中可見，在更換綠色創(chuàng)新指標衡量方式后，試點政策依然對綠色創(chuàng)新具有顯著促進作用，進一步強化了本文研究結論。

(6)PSM-DID。為進一步消除城市個體差異可能造成的計量結果偏誤，本文采用傾向得分匹配法緩解個體差異，以期獲得更加有效的試點政策綠色創(chuàng)新溢出效應。具體而言，采用卡尺匹配法為試點城市匹配對照城市，半徑為0.001，匹配前后的標準化偏差結果見圖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)相對均衡，表明個體差異在使用匹配方法后得以緩解。進一步，根據(jù)匹配數(shù)據(jù)和模型(1)的設定，重新考察試點政策對綠色創(chuàng)新的影響，結果見表3第(6)列。從中可見，試點政策估計系數(shù)仍顯著為正，進一步驗證了本文研究結論的可靠性。

圖3 匹配前后標準化偏差

(7)排除其它政策的干擾。2012年3月起，浙江溫州設立全國第一家國家級金融試驗區(qū)。此后，多個國家級金融試驗區(qū)在不同城市設立，涉及中國42個城市。研究表明，試驗區(qū)設立有助于優(yōu)化金融資源配置[24]。如果金融試驗區(qū)的設立為一次性進行，那么通過雙重差分模型可以剔除其對本文計量結果的干擾。但是，金融試驗區(qū)的設立從溫州開始，分城市、分時段逐漸在全國鋪開。在這種情況下，設立金融試驗區(qū)的城市金融資源將發(fā)生明顯改變，且這種改變會對試點政策創(chuàng)新效應造成干擾。鑒于此，為控制金融試驗區(qū)成立對研究結果造成的干擾，本文設立金融試驗區(qū)虛擬變量(reform)，將其納入基準回歸模型，估計結果見表3第(7)列。從中可見，在控制金融試驗區(qū)設立的影響后，試點政策對綠色創(chuàng)新仍具有顯著推動作用，進一步驗證了本文研究結論的可靠性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

3.3 機制檢驗：科技金融資源視角

上述研究表明，試點政策顯著促進城市綠色創(chuàng)新水平提升。那么，試點政策是如何驅動綠色創(chuàng)新發(fā)展的？在政府政策主導下，創(chuàng)新型企業(yè)能夠獲得更多公共科技金融資源和市場科技金融資源，這些資源是否成為試點政策推動綠色創(chuàng)新發(fā)展的作用渠道？為解決這一問題，本文采用中介效應模型對科技金融資源作用機制進行驗證。第一步，檢驗試點政策對綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響，結果見表2第(2)列，發(fā)現(xiàn)試點政策能夠顯著促進綠色創(chuàng)新發(fā)展。第二步，檢驗試點政策對中介變量的影響。以科技投入強度反映政府公共科技金融資源，計算方式為“科技支出/財政支出”。另外，參考汪淑娟和谷慎[10]的研究，對市場科技金融資源進行衡量，并采用“市場科技金融資源/年末金融機構人民幣各項貸款余額”表征市場科技金融資源投入強度(inputmar)，估計結果見表4第(1)和第(3)列。從中可見，試點政策系數(shù)顯著為正，說明試點政策促使政府和市場加大了對科技型企業(yè)的投資力度。第三步，同時檢驗公共科技金融資源和市場科技金融資源對綠色創(chuàng)新發(fā)展的推動作用，結果見表4第(2)列和第(4)列。從中可見，試點政策和中介變量估計系數(shù)均顯著為正，表明公共科技金融資源和市場科技金融資源是試點政策作用于綠色創(chuàng)新的重要路徑。

表4 機制分析結果

4 進一步分析

4.1 異質性檢驗

在試點政策實施過程中，雖然政府可以引導市場科技金融資源優(yōu)化配置，進而促進綠色技術創(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)新投入的基礎上，試點城市頒布的相關配套金融政策不同，創(chuàng)新投入水平也不同；另一方面，城市創(chuàng)新能力對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)出有直接影響。因此，城市創(chuàng)新投入和創(chuàng)新水平是影響試點政策綠色創(chuàng)新溢出效應的重要因素。

(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)新依賴科學知識增長，其高投入特點需要金融資本的大力支持，當城市創(chuàng)新資源投入比較豐富時更容易進行科研活動，更能加快綠色創(chuàng)新發(fā)展；另一方面，豐富的創(chuàng)新資源投入蘊含著更大的市場價值，更容易激發(fā)創(chuàng)新主體活力，使創(chuàng)新主體在競爭環(huán)境中提高綠色創(chuàng)新水平。為檢驗創(chuàng)新投入對試點政策綠色創(chuàng)新溢出效應的影響，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政策估計系數(shù)值，表明試點政策對綠色創(chuàng)新的促進作用存在明顯的異質性，即創(chuàng)新資源投入越大，試點政策對綠色創(chuàng)新的推動作用越顯著。

(2)創(chuàng)新能力的影響。事實上，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，回歸結果見表5第(5)～(6)列。從中可見，試點政策對高創(chuàng)新能力城市綠色創(chuàng)新的促進作用更加明顯，對低創(chuàng)新能力城市綠色創(chuàng)新的推動作用相對較弱，進一步表明試點政策對綠色創(chuàng)新的促進作用具有明顯的異質性。

表5 異質性分析結果

4.2 綠色創(chuàng)新溢出效應

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

表6 綠色創(chuàng)新的經(jīng)濟效果

5 結語

5.1 研究結論

綠色技術創(chuàng)新需要科技和金融的有效結合，科技與金融結合試點政策的出臺提供了一個良好的“準自然實驗”機會，有助于精準考察科技金融政策對綠色創(chuàng)新的作用。本文基于2004—2019年中國內(nèi)地地級市面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分法探討科技金融政策對試點城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的驅動作用。結果發(fā)現(xiàn)，試點政策顯著提高了試點城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，且隨著政策的不斷推進，這種促進作用呈現(xiàn)持續(xù)增強的動態(tài)演化規(guī)律。機制研究結果表明，試點政策對綠色創(chuàng)新的促進作用通過拓展公共科技金融資源和市場科技金融資源得以實現(xiàn)。異質性研究結果表明，這種促進作用受城市創(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)新能力越強的城市，試點政策綠色創(chuàng)新的推動作用越明顯。進一步研究發(fā)現(xiàn)，試點政策不僅提高了試點城市綠色創(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)上述研究結論，本文提供如下啟示。

(1)本文研究結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，實現(xiàn)綠色技術與資本有效對接，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，應在更多城市落實科技金融結合政策。

(2)除政府為主的公共科技金融資源外，市場科技金融資源同樣是科技金融政策促進綠色創(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，應完善金融配套設施與服務，積極調(diào)動市場投資主體的積極性，探索多種類型的金融資源支撐模式。

(3)各城市需要根據(jù)自身實際情況靈活執(zhí)行科技金融政策，避免“一刀切”。尤其是對于創(chuàng)新稟賦較差區(qū)域，需要優(yōu)先強化區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，爭取早日實現(xiàn)科技金融政策對區(qū)域綠色創(chuàng)新促進效應的最大化。