郑 威,江唐洋

(1. 贵州财经大学 大数据应用与经济学院;2. 贵州财经大学 数字经济研究院,贵州 贵阳 550025;3.安徽大学 互联网学院,安徽 合肥 230039)

0 引言

作为城市绿色创新建设的重要推进者,地方政府发挥基础性与导向性作用,其制定的激励性或约束性政策体现了政府创新偏好。作为外部宏观环境的重要构成——制度环境会影响其范围内的所有主体,导致政府创新偏好也会受到制度环境扩散效应与社会规范效应的影响。那么,政府创新偏好是否会提升城市绿色创新水平?制度环境对城市绿色创新有何影响?制度环境在政府创新偏好影响城市绿色创新过程中发挥何种作用?为了解答上述疑问,本文尝试从制度环境视角考察政府创新偏好对城市绿色创新的影响,为提升中国城市绿色创新水平提供新理论释义与实践依据。

1 文献综述

有关政府创新偏好、制度环境与城市绿色创新关系的研究,多聚焦于探讨政府行为或不同制度对绿色创新的影响。

(1)侧重从财政支持、环境规制、政府竞争等方面探讨政府行为对绿色创新的影响。在政府财政支持方面,“促进论”者强调财政补贴、政府补助或税收抵免优惠等有助于弥补绿色创新资金不足,对企业绿色创新或区域绿色创新具有促进作用[1-3];“抑制论”者认为,财政资助或政府创新补贴会挤出绿色创新投入,导致绿色创新损失[4-5];“不确定论”者认为,政府补贴对绿色创新存在“U”型影响,只有当补贴规模超过临界值时,才有助于提升绿色创新水平[6-7]。在政府环境规制方面,郭捷和杨立成[8]指出,环境规制对绿色创新具有正向影响;肖仁桥等[9]则区分了环境规制类型,认为环境规制对企业绿色创新效率存在非线性影响;张鑫和徐枫[10]指出,激励型环境规制对我国东部地区和经济发达城市的绿色创新存在挤出效应,命令型环境规制对西部地区和经济不发达城市的绿色创新具有负向作用。在政府竞争方面,有研究发现,经济竞争会导致地方政府削弱环境污染内部化动力,挤占绿色创新研发成本,抑制绿色创新[11];生态竞争下的环境治理与生态文明建设会倒逼企业提升绿色创新水平[12];服务竞争侧重为居民与企业提供高质量服务,有利于驱动绿色创新[13]。

(2)侧重从市场制度、知识产权制度、环保约谈制度、环境税收制度等方面剖析制度环境对绿色创新的影响。在市场制度方面,Bayer等[14]提出,欧盟的碳排放市场交易制度有助于促进绿色创新;唐国平等[15]证实,中国碳排放权交易市场设立有利于试点企业推进绿色创新;张艾莉和陈茜[16]发现,尽管用能权交易制度会激励企业绿色创新,但是该交易制度仅促进发明专利增长,对实用新型专利影响不显著[17]。在知识产权制度方面,作为实现绿色低碳技术创新与扩散的重要条件,知识产权制度越完善越有助于绿色创新[18]。当知识产权保护强度较低时,创新优势企业偏好绿色自主创新,创新劣势企业偏好绿色模仿创新;当知识产权保护强度较高时,所有企业均更倾向绿色自主创新[19]。在环保约谈制度方面,有研究发现,该制度会通过环境成本补偿效应和环保竞赛效应激励企业绿色创新[20]。如王旭和岳素敏[21]发现,环保约谈制度对相邻辖区企业绿色创新具有激励效应,但该激励效应仅对实质性绿色创新影响显著,对策略性绿色创新无影响。在环境税收制度方面,张安军[22]强调,环境税收制度越严苛,越有利于企业绿色创新;刘金科和肖翊阳[23]则强调,环境税收制度虽然能够促进企业绿色创新,但主要激发企业提高化石能源使用效率和降低末端污染物排放,对新能源绿色创新影响不显著。

综上,尽管现有文献分析了政府行为与制度环境对绿色创新的影响,但是忽视了政府期望产出的长期社会整体收益目标与微观主体短期创新收益目标相背离的客观事实,且未聚焦探讨政府创新偏好对绿色创新的影响。此外,相关研究主要是从细分领域揭示制度环境对绿色创新的作用效果,多采用省级层面或工业层面数据,而较少涉及地级市层面;较少有研究构建制度环境的综合评价指标体系,系统分析制度环境对城市绿色创新的影响效应。鉴于此,本文将从以下方面进行拓展性研究:一是以城市作为基本单元,从宏观层面探究政府创新偏好对城市绿色创新的影响效应,并将政府创新偏好、制度环境与城市绿色创新纳入同一框架,分析制度环境对政府创新偏好与城市绿色创新的作用机理,为揭示政府创新偏好影响城市绿色创新的外在约束条件提供研究思路与依据。二是利用面板门槛模型检验政府创新偏好对城市绿色创新的影响是否存在基于制度环境的门槛效应,以及政府创新偏好对城市绿色创新的影响效应是否存在城市经济发展水平或者城市地理区位异质性,从而为实施差异化城市创新策略提供政策思路。三是考虑到城市绿色创新的差异性动机,检验政府创新偏好、制度环境对城市实质性绿色创新和策略性绿色创新的影响,拓展性研究不同类型绿色创新受政府创新偏好与制度环境的异质性影响,为协调政府创新偏好、优化制度环境、推动城市绿色创新提供参考。

2 理论分析与研究假设

2.1 政府创新偏好与城市绿色创新

政府创新偏好反映了地方政府对区域创新系统建设和创新活动开展的支持力度[21,25]。参考Albort等[26]、齐绍洲等[27]对绿色创新概念的解读,本文中的城市绿色创新是指城市为实现环境保护和经济增长双赢目标,遵循生态发展规律,借助新理念和新科技,致力于降低环境污染、减少原材料与能源消耗、提高资源利用效率以及建设生态环境系统的新技术、新工艺和新产品的统称。在“全面实施创新驱动发展战略”、“坚定不移走生态优先、绿色发展之路”的发展理念下,基于国家的创新发展与绿色发展要求,地方政府会通过以下创新偏好效应实现城市绿色创新目标。

(1)政府创新偏好的外部性矫正效应。一方面,从外部性角度而言,绿色技术创新成果会通过技术扩散产生正向溢出效应。具有创新偏好的政府会通过财政拨款、税收优惠、贷款贴息等干预性政策矫正绿色创新活动的外部性,补偿绿色创新主体的正外部性溢出[28],从而激励创新主体致力于城市污染治理与生态环境投入,不断优化绿色生产工艺与绿色加工方法,促进城市绿色生产技术革新。另一方面,针对区域内高能耗、高污染的负外部性经营行为,具有创新偏好的政府会通过加大环境处罚与监察等环境规制力度[13],激发市场主体加快研发污染治理技术或资源循环利用技术,促进碳捕获技术与清洁能源技术等在生产领域的应用及推广,从而助力城市绿色创新。

(2)政府创新偏好的融资约束缓解效应。从融资角度而言,环境友好型技术创新相较于其它研发项目,具有创新流程复杂、创新成本高、创新风险大等特点[8]。绿色创新既要整合产品的功能属性与绿色属性,又要兼顾生产工艺优化与节能减排要求,在研发与生产等环节需要投入大量资金以及创新资源[25]。仅依靠创新主体自身的资金供给,很难满足持续的绿色创新需求,而潜在的资金供给者又不愿意投入具有高风险的绿色研发项目。具有创新偏好的地方政府通过对创新主体提供财政支持、为企业背书,向市场释放积极信号,进而形成示范效应,引导社会资本加大对绿色创新主体的风险投资,进而缓解城市绿色创新的融资约束。

(3)政府创新偏好的协同创新效应。从构成角度而言,政府、企业、高等院校、科研院所、中介机构、社会组织等均是城市绿色创新的重要组成部分[29]。具有创新偏好的政府,注重在人才培育、创新主体协作、创新资源集聚等方面制定有利于本区域发展的绿色创新发展战略,通过提高城市教育、住房、医疗、社保等公共服务水平吸引高素质人才,并鼓励绿色技术创新主体与知识生产主体、中介机构进行资源整合及深入合作,从而打破城市间资本、技术、人才、数据、信息等创新要素流动壁垒,促进城市绿色生产技术研发与推广应用。

基于上述分析,本文提出以下研究假设:

H1:政府创新偏好对城市绿色创新具有促进效应。

2.2 制度环境与城市绿色创新

制度环境是影响创新主体行为与决策的外部宏观因素,制度环境的完善程度取决于该区域市场化水平。由樊纲等[30]提出的市场化指数,从政府与市场关系、非国有经济发展、产品市场发育程度、市场服务规模以及法律制度环境等方面综合反映我国市场化水平。结合当前学者们大多采用市场化指数衡量制度环境,本文主要从5个方面具体分析制度环境对城市绿色创新的影响效应。

(1)规范政府与市场关系,约束寻租行为。政府在对市场进行干预的过程中,会为实现社会与政治目的而干扰市场主体投资方向及投资规模,催生机会主义与寻租行为,诱发市场主体挤占创新资源[31],忽视绿色研发投入。基于此,在兼具“量”与“质”的制度保障下,优良的制度环境可以有效防止腐败现象发生,降低寻租行为对城市绿色创新的挤出效应。

(2)保障非国有经济平等发展,促进创新资源高效配置。优良的制度环境意味着社会环境公平、运营环境稳定,政府可根据市场主体规模、创新投入强度等合理分配创新资源,而不是进行制度性的特殊安排。通过优化创新资源配置,抑制投机行为,提供公平竞争机会,进一步激发创新主体的绿色创新积极性。

(3)健全产品市场,形成充分竞争。产品市场发育完善,有利于发挥市场机制在产品流通与定价过程中的调节作用,促进市场充分竞争。在新产品进入市场前,企业会充分考量产品定价问题,是由市场决定,还是由垄断企业或是地方政府决定?这是因为在地方保护主义较严重或具有价格管制的制度环境下,新产品准入门槛、市场拓展成本以及绿色创新成本均会显著增加。因此,不充分的市场竞争会抑制企业研发绿色产品或提供绿色创新服务。

(4)扩大市场规模,提升服务业发展水平。中介服务具有较强的无形性与信息不对称性等特点,极易形成逆向选择与道德风险等问题[32]。良好的制度环境有助于促进市场中介机构良性发展,实现技术、人才、知识、数据等物质流、信息流和价值流高效流转,推动服务业优化升级,保障创新主体科学决策,优化绿色创新要素配置,促进先导性技术突破,从而实现城市绿色创新水平提升的目标。

(5)完善法律制度,强化知识产权保护。在制度环境欠佳的地区,知识剽窃、技术创新的“搭便车”行为、机会主义行为极易发生,致使绿色创新风险与成本增大[18]。优良的制度环境通过提供专利权、商标权等知识产权保护以及契约制度,为创新主体提供法律保障[33],降低绿色创新维权成本,同时,对绿色创新中的违法行为进行惩戒,提高不正当竞争成本,弥补绿色创新成果规模化转化过程中的收益损失,激励创新主体提高绿色研发积极性。

基于上述分析,本文提出研究假设:

H2:制度环境优化对城市绿色创新具有促进效应。

2.3 制度环境、政府创新偏好与城市绿色创新

政府创新偏好主要表现为政府支持创新的行为决策,其不仅与居民福利、城市发展、官员晋升等因素相关,而且与制度环境有关。作为外部宏观治理因素的制度环境,其对政府创新偏好的作用主要表现为:

(1)制度环境影响政府创新偏好的行为选择空间。政府创新偏好的选择空间取决于制度环境的完善程度。制度越完善,政府与市场的职能边界就越清晰,有利于营造统一开放、竞争有序的社会生态环境,避免出现地方政府自利性投资或企业寻租等偏向性行为[34]。因此,具有战略意义的创新行为在优良的制度环境下更容易受到激励,政府创新偏好也会因制度环境优化而更加合理化。

(2)制度环境影响政府创新偏好的行为选择收益。在强调政府与市场职能分配、非国有经济公平发展、市场服务规模合理、知识产权保护健全等内容的制度环境下,政府颁布或执行绿色创新补贴或创新优惠政策将有完备的实施环境为其提供保障。完善的制度环境有利于创新政策贯彻落实,保障地方创新收益,增加地方财政收入,进而激励政府采取绿色创新偏好行为。尤其是在全面实施创新驱动发展战略和建设创新型国家的宏观背景下,制度环境会因宏观层面的战略部署获得进一步优化与改善,为地方政府执行创新政策提供条件保障[35],激励地方政府追求绿色创新效益,助推城市绿色创新水平提升。

基于上述分析,本文提出研究假设:

H3:制度环境优化会强化政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应。

综合前文分析与研究假设,构建政府创新偏好、制度环境与城市绿色创新的逻辑关系如图1所示。

图1 政府创新偏好、制度环境与城市绿色创新的逻辑关系Fig.1 Logical relationship among government innovation preference, institutional environment and urban green innovation

3 研究设计

3.1 计量模型设定

为了探究政府创新偏好、制度环境对城市绿色创新的影响,验证研究假设H1和H2,构建如下双向固定效应回归模型:

UGAit=α0+α1GTSit+α2INEit+λXit+μi+δt+εit

(1)

模型(1)中,i代表地级城市,t代表年份。UGA表示城市绿色创新,GTS表示政府创新偏好,INE表示制度环境;X表示影响城市绿色创新的其它控制变量,主要包括科技人力资本(HUM)、经济发展活力(UEV)、金融发展水平(FIN)、信息基础设施(IFR)、FDI依存度(FDI)与环境规制强度(ENR)。μi代表城市固定效应,δt代表年份固定效应,εit为随机扰动项。

为了进一步考察制度环境在政府创新偏好影响城市绿色创新中的具体作用,在模型(1)的基础上加入制度环境与政府创新偏好的交互项INE×GTS,模型(1)改写为如下形式:

UGAit=β0+β1GTSit+β2INEit+β3INEit×GTSit+λXit+μi+δt+εit

(2)

模型(2)中,在控制其它变量的情况下,如果INE×GTS的系数β3显著为正,则可以证实研究假设H3,即制度环境优化会强化政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应。

3.2 变量设定

(1)城市绿色创新。考虑到绿色专利可以反映城市绿色创新产出,借鉴相关研究(苏涛永等,2022),采用每万人拥有绿色专利申请数衡量城市绿色创新水平(UGA)。选用绿色专利申请数的主要原因为:一是绿色专利可以直观反映城市绿色创新产出水平;二是绿色专利授权耗时较长,且易受专利机构偏好以及工作效率的影响,在反映当期城市绿色创新水平上可能存在不足,而绿色专利申请时间较短,在考察政府创新偏好与制度环境对城市绿色创新活动的影响中,其时效性更强。

(2)政府创新偏好。政府在城市创新体系建设中扮演重要角色,政府创新偏好反映了地方政府对城市科技创新的支持力度。本文参考李政和杨思莹[36]的衡量方法,利用财政科技投入占地方财政总支出的比重(%)表征政府创新偏好(GTS)。

(3)制度环境。创新主体所在城市的制度环境是影响创新产出的重要外部因素,本文借鉴现有文献,采用市场化程度作为制度环境(INE)的代理变量。同时,参考樊纲等[30]构建省级层面市场化指数的设计思路,构建地级市市场化评价指标体系,并借助熵值赋权法,最终得到地级市市场化指数。考虑到数据可得性,具体评价指标如下:一是政府与市场关系,以财政支出与GDP之比衡量;二是非国有经济发展水平,以私营企业从业人数与个体从业人数之和占当地从业总人数的比重衡量;三是产品市场发育程度,以企业数衡量;四是市场服务规模,以服务业从业人数占地区总人口比重衡量;五是知识产权保护水平,以每万名科研人员的专利授权量衡量。

(4)控制变量。参考Mazzucato[37]、郭捷和杨立成[8]、张鑫和徐枫[10]等对绿色创新影响因素的研究,本文主要控制以下变量:①科技人力资本(HUM),科技人员拥有丰富的知识储备与专业技术能力,可以承担绿色科技产品开发与创新,本文采用从事科学研究与提供技术服务的人员数占城镇就业总人数的比重(%)表征科技人力资本;②经济发展活力(UEV),通过光学遥感技术获取的城市夜间灯光数能从一定程度上彰显城市经济能量与城市活力,因此本文以城市夜间灯光平均亮度数(DN值)表征经济发展活力;③金融发展水平(FIN),现阶段金融体系发展仍然是以银行信贷为主,本文以城市金融机构贷款余额占地区生产总值之比衡量;④信息基础设施(IFR),人均互联网用户数反映了城市互联网信息化普及程度以及信息化基础设施水平,本文利用城市互联网用户数与总人口数之比测度;⑤FDI依存度(FDI),其体现了城市经济发展对外商直接投资的依赖程度,本文以城市外商直接投资与地区生产总值之比测度;⑥环境规制强度(ENR),“三废”污染物排放的末端处理水平能够较好地反映环境规制强度,故本文以二氧化硫去除率、废水排放达标率与固体废物利用率的综合指数衡量环境规制强度。

3.3 数据描述

本文以2011—2020年中国255个地级市的2 550个数据为样本。其中,绿色专利申请数与后文稳健性检验中的绿色专利授权数来源于中国创新专利研究数据库(CIRD),城市夜间灯光平均亮度数来源于美国国家地球物理数据中心(NGDC),其余数据主要来源于《中国城市统计年鉴》和EPS数据库。相关变量描述性统计结果如表1所示。

表1 变量描述性统计结果Tab.1 Descriptive statistics of variables

4 实证检验与结果分析

4.1 基准影响检验

表2为政府创新偏好、制度环境对城市绿色创新的基准影响检验结果。列(1)(2)为未加入制度环境与政府创新偏好交互项的检验结果,从中可以看出,政府创新偏好(GTS)、制度环境(INE)对城市绿色创新的影响系数均显著为正,说明政府创新偏好、制度环境优化对城市绿色创新具有显著促进效应,验证了本文研究假设H1与H2。列(3)(4)为加入制度环境与政府创新偏好交互项的检验结果,用以探究制度环境在政府创新偏好影响城市绿色创新过程中的具体作用。结果显示:一方面,政府创新偏好与制度环境对城市绿色创新依旧存在显著正向影响,再次证实了研究假设H1与H2;另一方面,制度环境与政府创新偏好交互项(INE×GTS)的估计系数为正,并且通过了1%水平下的显著性检验,说明制度环境优化会强化政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应,进而证明了研究假设H3。

表2 基准影响检验结果Tab.2 Test results of benchmark influence

从控制变量的估计结果来看,在加入科技人力资本(HUM)、经济发展活力(UEV)、金融发展水平(FIN)、信息基础设施(IFR)、FDI依存度(FDI)与环境规制强度(ENR)变量后,政府创新偏好与制度环境对城市绿色创新的影响效应依旧显著为正,并且科技人力资本、经济发展活力、信息基础设施均对城市绿色创新具有正向激励作用,说明提升城市绿色创新水平需要充分发挥多方作用,科技人力资本拥有的知识与技术、城市经济发展活力与创新潜能、信息基础设施便利化程度等均是助力城市绿色创新的重要因素。FDI依存度与环境规制强度对城市绿色创新则存在显著抑制效应,原因可能是,吸引的外商直接投资并未投向城市绿色技术研发,抑或是城市对外商投资中的绿色研发经验汲取不足,而作为环境污染行为的约束机制,环境规制提高了市场主体的污染治理成本,可能会挤占城市绿色技术研发投入,导致城市绿色创新产出减少。

4.2 稳健性检验

稳健性检验结果如表3所示。具体包括:第一,内生性问题处理。由于城市绿色创新影响因素较多,为了尽可能避免遗漏变量造成的内生性问题,考虑到政府创新偏好发挥效用需要一定的时间周期,即政府创新偏好对城市绿色创新的影响可能存在时滞效应,因此本文以核心解释变量政府创新偏好滞后一期作为工具变量,利用2SLS方法重新对模型进行估计。第二,替换被解释变量。采用现有统计数据中的绿色专利授权数(UGW)作为城市绿色创新水平的代理变量,重新对计量模型(2)进行估计。第三,更换计量模型。现代通讯技术与数字信息技术发展压缩了城市间时空距离,促进了城市间绿色创新资源流动与溢出作用发挥,导致本地绿色创新水平可能受到周边城市绿色创新水平的影响。鉴于此,本文利用广义空间回归模型(SAC)重新对研究假设进行稳健性估计。第四,调整研究样本。为了使研究结论更具普适性,剔除省会城市、计划单列市、副省级城市等重点城市样本,重新对计量模型(2)进行估计。综上,在经过系列稳健性检验后,政府创新偏好、制度环境对城市绿色创新的影响效应依旧显著为正,制度环境与政府创新偏好交互项的估计系数也显著为正,说明本文检验结果稳健。

表3 稳健性检验结果Tab.3 Robustness test results

4.3 门槛效应检验

前文的交互项检验结果证实,制度环境优化会强化政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应,且交互项检验通常是假定“制度环境的作用效果是单调递增或单调递减的线性影响”,而部分学者研究发现,制度环境与创新活动之间还存在非线性关系。因此,难免会产生这样的疑问——制度环境会不会成为政府创新偏好影响城市绿色创新的非线性因素?政府创新偏好、制度环境与城市绿色创新之间是否存在非线性关系?由于制度环境的作用发挥可能具有门槛效应,在制度环境的不同门槛值区间政府创新偏好对城市绿色创新的影响效应存在差异性。鉴于此,本文将改进交互项检验,采用面板门槛模型对政府创新偏好、制度环境与城市绿色创新的非线性门槛关系进行检验,即检验政府创新偏好对城市绿色创新的影响是否存在基于制度环境的门槛效应。

在采用Hansen[38]提出的LR统计量检验制度环境的门槛值及其真实性后,得到制度环境的双重门槛估计值,见表4。表4中列(1)和列(2)分别为未加入控制变量与加入控制变量的面板门槛模型回归结果。列(1)回归结果显示,当门槛变量制度环境未跨越第一门槛值3.479 9时,政府创新偏好的影响系数显著为正,但系数值仅为0.075 1,随着制度环境先后跨越第一门槛值与第二门槛值,政府创新偏好的影响系数逐渐提高到0.918 5,说明随着制度环境不断优化,政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应不断增强。同样,在加入控制变量后,随着制度环境陆续跨越门槛临界值,政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应依旧呈现出显著的阶梯式上升态势。综上,证实政府创新偏好对城市绿色创新的影响存在基于制度环境的双门槛效应,在制度环境的不同门槛值区间政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应存在明显差异,即制度环境越完善,政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应越显著,换而言之,制度环境优化会强化政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应,保持良好的制度环境有助于充分发挥政府创新偏好的促进效应。

表4 面板门槛模型检验结果Tab.4 Test results of panel threshold model

4.4 城市异质性检验

(1)城市经济发展水平异质性。城市经济发展水平不同,其科技创新能力也不同,导致地方政府对城市绿色创新的支持意愿也可能存在差异。为了考察政府创新偏好对城市绿色创新的影响在不同经济发展水平城市是否存在异质性,本文计算出样本期城市人均 GDP的均值,以均值中位数作为划分依据,重新分组样本,将大于等于均值中位数的样本划分为发达城市,小于均值中位数的样本为欠发达城市。在此基础上,分组进行门槛效应检验,结果发现,制度环境在发达城市样本中通过双重门槛效应检验,在欠发达城市样本中通过单门槛效应检验。表5的异质性回归结果显示,考虑到制度环境的门槛效应后,无论是发达城市还是欠发达城市,政府创新偏好对城市绿色创新均存在显著促进效应,但从影响程度来看,在发达城市中政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应更显著。原因可能是,经济发展水平越高,意味着城市技术革新能力越强,绿色发展潜力越大,更倾向建立城市绿色创新生态体系,助力城市创新驱动发展与绿色发展相融合,从而推动城市绿色创新。

表5 城市异质性检验结果Tab.5 Test results of urban heterogeneity

(2)城市地理区位条件异质性。不同地理位置会导致地方政府在技术创新诉求、区域创新意识、政策目标选择等方面存在差异。为了进一步探究政府创新偏好对城市绿色创新的影响在不同地理区位城市间是否存在异质性,本文将城市样本划分为沿海城市(东部省份城市94个)与内陆城市(中西部省份城市161个),在此基础上分组进行门槛效应检验。结果发现,制度环境在沿海城市样本中通过双重门槛效应检验,在内陆城市样本中通过单门槛效应检验。表5的异质性回归结果显示,在考虑制度环境的门槛效应后,不同地理区位城市样本中政府创新偏好均对城市绿色创新有显著正向影响,但从影响程度来看,内陆城市政府创新偏好的促进效应明显弱于沿海城市。可能的原因是,相对于沿海城市,大多数内陆城市的创新资源禀赋不足,严重束缚了城市开展绿色创新活动。

5 关于异质性的进一步讨论:更利于实质性绿色创新还是策略性绿色创新

从城市绿色创新实践来看,除以推动技术进步和保持竞争优势为目的的实质性绿色创新外,还存在以获取其它利益为目的的策略性绿色创新活动。不同的绿色创新动机使得政府创新偏好和制度环境的作用效果也存在差异化。为此,本文参考刘金科和肖翊阳[23]、王永贵和李霞[39]的研究,从城市绿色创新动机入手,将城市绿色创新划分为实质性绿色创新和策略性绿色创新两类。其中,前者是指为推动技术进步、获取竞争优势和环境绩效的绿色创新行为,主要表现为绿色发明专利申请;后者是指为谋求其它利益而追求创新数量和速度的绿色创新行为,表现为绿色新型实用专利申请。鉴于此,本文采用每万人拥有绿色发明专利申请数和每万人拥有绿色新型实用专利申请数分别表征实质性绿色创新与策略性绿色创新,进一步考察政府创新偏好和制度环境对城市绿色创新的异质性影响。

表6为城市绿色创新动机异质性检验结果。从结果来看,政府创新偏好、制度环境对城市实质性绿色创新和策略性绿色创新的影响系数均显著为正,说明政府创新偏好、制度环境优化不仅有利于促进城市实质性绿色创新,还有利于促进城市策略性绿色创新。同时,政府创新偏好与制度环境交互项的估计系数在各模型中均显著为正,表明制度环境优化会强化政府创新偏好对城市实质性绿色创新和策略性绿色创新的促进效应。然而,相比于城市策略性绿色创新,政府创新偏好和制度环境更有利于促进城市实质性绿色创新,说明在深入实施创新驱动发展战略的背景下,地方政府更加注重实现城市高质量发展的实质性绿色创新,这也从侧面诠释了当前中国城市绿色创新能力逐步提升的特征事实。此外,制度环境优化更有利于强化政府创新偏好对城市实质性绿色创新的促进效应,主要原因是制度环境越完善,地方政府的经济敏感性越高,越有利于对城市绿色创新重点领域进行全局研判与精准支持,从而强化政府创新偏好对实质性绿色创新的促进效应。

表6 城市绿色创新动机异质性检验结果Tab.6 Test results of heterogeneity of urban green innovation motivation

6 研究结论与政策启示

6.1 研究结论

本文利用2011—2020年中国255个地级市数据,从制度环境视角考察政府创新偏好对城市绿色创新的影响效应。研究结果表明:一是政府创新偏好、制度环境优化均能显著提升城市绿色创新水平,制度环境优化会强化政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应。上述研究结论在经过内生性处理、替换被解释变量、更换计量模型、调整研究样本等稳健性检验后依旧成立。二是政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应存在基于制度环境的双门槛效应,制度环境越完善,政府创新偏好对城市绿色创新的促进效应越显著。三是在考虑制度环境的门槛效应后,政府创新偏好对发达城市与沿海城市绿色创新的促进效应要强于欠发达城市以及内陆城市。四是进一步从城市绿色创新动机的异质性角度检验发现,政府创新偏好与制度环境优化有助于促进城市实质性绿色创新以及城市策略性绿色创新,但相比于后者,政府创新偏好和制度环境对前者的促进效应更显著。

6.2 政策启示

(1)有效引导政府创新偏好。结合国家战略性、纲领性文件中的绿色创新部署,助力地方政府把握城市绿色创新发展重点方向,明确推动绿色技术研发与成果转化的创新功能定位;严格约束地方政府自利性投资偏好,将城市绿色创新融入政府多元化政绩考核中,强化政府对城市污染治理与生态环境保护的选择偏好;逐渐完善国家创新调查制度,发挥创新活动统计调查对地方创新行为的制约与监督作用。

(2)不断完善制度环境的顶层框架设计。提高政府创新管理与调控范围的规范性,充分发挥市场的创新资源配置作用;完善市场化、法治化、国际化营商环境,重点降低城市创新主体的制度性交易成本,通过集中办理、推进数字标准化、简政放权等多种手段与制度创新,完善全流程联合审批服务;实施包括知识产权创造与应用在内的全链条知识产权保护,构建涵盖产权维权、仲裁调解、司法审判、行政执法、社会监管等环节的知识产权保护体系。

(3)充分发挥各类因素的绿色创新辅助作用。不断强化城市在科技人才培养、经济发展活力提升、信息基础设施建设等方面的职能,通过建设国家科研基础条件平台,促进创新资源在城市间开放共享,吸引优质人才向城市绿色创新领域集聚,兼顾政府创新意识及地区创新生态的异质性,综合考虑差异化城市创新策略和非对称创新路径选择,健全城市间梯次联动的区域创新基础网络设施建设,助力城市绿色创新发展。