綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應
——基于財政分權(quán)的調(diào)節(jié)作用

（鄭州大學管理工程學院，鄭州 450001）

引 言

自英國2003年提出發(fā)展 “低碳經(jīng)濟”的倡議以來，提高碳排放效率、發(fā)展低碳經(jīng)濟已經(jīng)成為全人類的共識。低碳經(jīng)濟的本質(zhì)是實現(xiàn)經(jīng)濟增長的同時控制CO2的排放[1]，中國在2009年世界氣候大會上承諾中國單位GDP的CO2排放量到2020年將減少40%～45%。目前我國經(jīng)濟正處于高速度增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長的關鍵階段，以消耗化石能源為主的傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展方式已經(jīng)不能滿足人們對環(huán)境質(zhì)量的要求，必須推動經(jīng)濟增長和環(huán)境質(zhì)量的協(xié)調(diào)發(fā)展。碳生產(chǎn)率作為碳排放領域中衡量CO2排放產(chǎn)生經(jīng)濟效益的正向指標，可以有效融合經(jīng)濟發(fā)展和節(jié)能減排兩大指標，因此提高碳生產(chǎn)率水平成為我國發(fā)展低碳經(jīng)濟的關鍵所在[2]。

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的突破口是綠色發(fā)展，而加大綠色研發(fā)投入帶動綠色技術(shù)創(chuàng)新則是綠色發(fā)展的核心[3]。綠色研發(fā)投入是指研發(fā)投入中與環(huán)境保護、綠色產(chǎn)品研發(fā)等方面相關的部分，它可以對綠色技術(shù)創(chuàng)新能力和企業(yè)競爭優(yōu)勢產(chǎn)生直接影響[4]。為迎合政府出臺的環(huán)境規(guī)制政策，企業(yè)一般會加大綠色研發(fā)投入[5]，推動污染治理技術(shù)和清潔生產(chǎn)技術(shù)的產(chǎn)生，以期達到提高能源使用效率、減少污染排放的目的，因此認為加大綠色研發(fā)投入是國家實現(xiàn)經(jīng)濟增長和環(huán)境質(zhì)量共生發(fā)展的重要舉措[6]；在當今開放的經(jīng)濟體系下，任何地區(qū)之間都不是孤立發(fā)展，綠色研發(fā)投入也具有輻射效應和帶動效應，因此研究綠色研發(fā)投入對相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的空間外溢效應同樣具有重要意義。中國作為全球最大的碳排放國，促進節(jié)能減排、實現(xiàn)低碳經(jīng)濟已經(jīng)成為刻不容緩的任務，那么加大綠色研發(fā)投入到底會對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生何種影響？這種作用是否具有空間溢出效應呢？

除此之外，近年來制度環(huán)境因素對于我國環(huán)境治理的影響備受學者們的關注。綠色研發(fā)投入的有效利用離不開地方政府的支持，而地方政府職責發(fā)揮主要受以財政分權(quán)為核心的財政制度的影響[7]。在現(xiàn)行以GDP作為地方政府主要考核指標的體系下，財政分權(quán)給予了地方政府為促進經(jīng)濟發(fā)展而犧牲環(huán)境的動機[8]，但是近幾年我國開始注重將環(huán)境因素納入地方政府考核指標中，財政分權(quán)也給予政府充足的綠色研發(fā)資金和環(huán)境治理資金。那么進一步，財政分權(quán)是否會影響綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的作用機制呢？如果影響了，是促進還是抑制呢？

為回答上述研究問題，本文基于2010～2018年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間計量模型，實證研究綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的影響，以及財政分權(quán)對上述關系的調(diào)節(jié)作用，并針對研究結(jié)果提出改進的相關建議，以期為我國各區(qū)域提升碳生產(chǎn)率、實現(xiàn)低碳經(jīng)濟提供借鑒。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率

目前國內(nèi)關于綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率的相關研究主要集中在以下兩個方面：（1）研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率。王娟等[9]以工業(yè)36個子行業(yè)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)增加R＆D投入對16個子行業(yè)的能源和環(huán)境績效均有改善作用。高大偉和聶海松[10]以我國30個省份為樣本，對比了國際研發(fā)資本存量和國內(nèi)研發(fā)強度對碳生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示R＆D投入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重對碳生產(chǎn)率的直接效應為負、間接效應顯著為正。李德山等[11]通過30個省市自治區(qū)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)技術(shù)水平能夠有效促進CO2排放效率的提升，但政府研發(fā)支出與CO2排放效率呈現(xiàn)負相關，可能是因為政府研發(fā)支出沒有將環(huán)境因素放在首位；（2）綠色研發(fā)與節(jié)能減排。蘭梓睿和孫振清[12]研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有的R＆D經(jīng)費對輕工業(yè)行業(yè)層面的綠色生產(chǎn)率有正向影響，但綠色環(huán)保研發(fā)才是未來實現(xiàn)低碳發(fā)展的重要突破點。顏青和殷寶慶[13]通過對2002～2018年我國30個省份樣本的綠色技術(shù)進步的測算發(fā)現(xiàn)，用綠色研發(fā)投入作為衡量指標的綠色技術(shù)創(chuàng)新對綠色技術(shù)進步具有顯著的正向促進作用。殷寶慶等[14]將 “中國制造”升級水平劃分為出口部門碳生產(chǎn)率、出口產(chǎn)品技術(shù)含量和產(chǎn)業(yè)高度3個維度，基于我國30個省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)綠色研發(fā)投入與 “中國制造”升級水平之間呈現(xiàn) “U”型關系。

通過對上述文獻的梳理不難發(fā)現(xiàn)：（1）由于目前的統(tǒng)計口徑中尚未出現(xiàn)直接與綠色研發(fā)經(jīng)費和綠色研究人員相關的數(shù)據(jù)，大多研究將傳統(tǒng)的研發(fā)人員、研發(fā)經(jīng)費直接視作綠色研發(fā)人員和經(jīng)費[15]。實際上，R＆D投入促進的技術(shù)創(chuàng)新里既有 “綠色技術(shù)”也有 “黑色技術(shù)”，黑色技術(shù)并不一定會促進節(jié)能減排，反而有可能造成環(huán)境污染。綠色研發(fā)作為研發(fā)投入中與環(huán)境保護、節(jié)能減排有關的部分，本文認為加大綠色研發(fā)投入可以推動本地區(qū)內(nèi)清潔生產(chǎn)技術(shù)和污染治理技術(shù)等綠色技術(shù)的產(chǎn)生，進而達到提高能源使用效率、減少碳排放的目的，因此本文提出研究假設1；（2）以往的相關研究多以R＆D投入對本地區(qū)因素的影響為主，探討R＆D投入對其他地區(qū)的空間外溢效應的研究并不多見。根據(jù)Tobler地理學第一定律：“任何事物都是相關的，越接近的事物關聯(lián)性越強”[16]。綠色研發(fā)投入也具有輻射擴散和帶動效益，因此認為加大綠色研發(fā)投入也會對相鄰區(qū)域碳生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，鑒于此，本文提出研究假設2。

假設1：從直接效應看，本地區(qū)綠色研發(fā)投入對本地區(qū)碳生產(chǎn)率有正向影響。

假設2：從間接效應看，本地區(qū)綠色研發(fā)投入對相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率存在正向空間溢出效應。

1.2 財政分權(quán)的調(diào)節(jié)作用

關于財政分權(quán)對環(huán)境治理的文獻可以分為以下3種。（1）財政分權(quán)不利觀。財政分權(quán)不利觀認為在當前以經(jīng)濟增長為主體的績效考核體系下，地方官員為了實現(xiàn)政治晉升，更傾向于實現(xiàn)經(jīng)濟的快速增長而不是改善地區(qū)環(huán)境質(zhì)量[17]，即財政分權(quán)給予了地方政府為了促進經(jīng)濟發(fā)展而犧牲環(huán)境的動機。如鄭潔等[18]基于動態(tài)視角對財政分權(quán)與環(huán)境治理進行實證研究發(fā)現(xiàn)，整體上我國財政分權(quán)不利于環(huán)境管理，但隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，財政分權(quán)對環(huán)境管理的負向作用呈現(xiàn)減弱趨勢；（2）財政分權(quán)有利觀。財政分權(quán)有利觀認為雖然地方政府追求地區(qū)GDP的絕對增長，但近年來我國在政策制定時開始注重將環(huán)境因素納入地方政府考核指標中，這也讓地方政府在迎合晉升機制的同時開始考慮節(jié)能減排、提高碳生產(chǎn)率的問題。如周敏等[19]研究發(fā)現(xiàn)當一個地區(qū)的財政自主度越高，地方政府在發(fā)展地方經(jīng)濟時越傾向于選擇污染程度較低的項目，即更能促進該地區(qū)的能源生態(tài)效率的提升；（3）財政分權(quán)在不同階段影響不同。如王壘等[20]從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級視角研究了區(qū)域財政自主能力對碳經(jīng)濟效益的影響，研究發(fā)現(xiàn)在高度財政分權(quán)地區(qū)，財政自主能力能夠通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提升碳經(jīng)濟績效，在低度財政分權(quán)地區(qū)，財政自主能力會對碳經(jīng)濟效益產(chǎn)生負向影響。

現(xiàn)有文獻在探討財政分權(quán)與環(huán)境管理方面已經(jīng)較為豐富，但將財政分權(quán)作為調(diào)節(jié)變量研究綠色研發(fā)投入與財政分權(quán)對碳生產(chǎn)率影響的文獻還較少。從理論上來說，財政分權(quán)是指上級政府向下級政府下放財政權(quán)利[19]。近年來國家日益重視環(huán)境保護，財政分權(quán)度較高的地方政府為了聲譽評價也會分配充足的資金于綠色研發(fā)投入和環(huán)境治理方面，且地方政府比中央政府更熟悉本區(qū)域狀況，能夠更高效的使用綠色研發(fā)投入資金進而達到提高能源使用效率、改善環(huán)境質(zhì)量的目的。因此認為在高度財政分權(quán)背景下，當?shù)卣畷e極地發(fā)展低碳經(jīng)濟；另外，在當?shù)刎斦灾鳈?quán)較大的背景下，地方政府更有能力和動力追求高度環(huán)境治理和節(jié)能減排，因此會在當?shù)卦O置更高的企業(yè)準入標準，這導致一些低效率高能耗的生產(chǎn)廠商和項目轉(zhuǎn)移至相鄰的其他地區(qū)，這種 “產(chǎn)業(yè)區(qū)位重置”的現(xiàn)象有可能會抑制其他地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升。綜上，本文提出研究假設3和研究假設4。

假設3：財政分權(quán)正向調(diào)節(jié)綠色研發(fā)投入對本地區(qū)碳生產(chǎn)率的直接效應。

假設4：財政分權(quán)負向調(diào)節(jié)綠色研發(fā)投入對相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的空間溢出效應。

2 研究方法

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

2.1.1 被解釋變量：碳生產(chǎn)率（CP）

本文借鑒 Kaya和 Yokobori[21]對碳生產(chǎn)率的研究，將各地區(qū)生產(chǎn)總值與二氧化碳排放量的比值視為碳生產(chǎn)率，其公式如下：

其中，CP表示碳生產(chǎn)率，GDP代表各地區(qū)生產(chǎn)總值，CO2表示各地區(qū)二氧化碳排放量。本文以2010年為基期對歷年GDP進行平減以消除價格變動帶來的影響。

二氧化碳的排放主要來源于能源化石的燃燒和工業(yè)生產(chǎn)過程，但工業(yè)生產(chǎn)過程產(chǎn)生的二氧化碳量較少，且以往的研究大多是根據(jù)能源消耗量估算二氧化碳排放量。因此，本文在數(shù)據(jù)可獲得的條件下根據(jù)IPCC提供的計算方法估算二氧化碳排放量，其表達公式如下：

其中，CO2，t表示t年二氧化碳排放總量，i表示能源的種類，E表示能源消耗的二氧化碳排放量，NCV表示各類能源的凈發(fā)熱量，CEF表示能源碳的排放因子，COF表示能源的碳氧化因子，44／12表示CO2與C的分子量比值。本文選取煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8種能源作為終端能源估算二氧化碳排放量。

2.1.2 解釋變量：綠色研發(fā)投入（GRD）

依據(jù)Hamamoto[22]的研究，將由環(huán)境規(guī)制引起的研發(fā)投入增加部分定義為綠色研發(fā)投入，具體測算方法參考殷寶慶等[14]的研究如下：

（1）構(gòu)建由環(huán)境規(guī)制引致的綠色研發(fā)投入計量回歸模型：

其中β代表常數(shù)；i和t分別代表地區(qū)和年份；RD代表R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出；REG代表環(huán)境規(guī)制強度，參考張崇輝等[23]的研究可以采用人均收入近似計算；GF代表政府補貼，可以采用R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出中的政府資金部分進行計算；VA代表工業(yè)增加值。

（2）選取2010～2018年我國30個省域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)對綠色研發(fā)投入計量回歸模型中的θ系數(shù)θ1、θ2、θ3進行估計。

（3）根據(jù)內(nèi)部研發(fā)投入對環(huán)境規(guī)制強度的彈性，利用式（4）對綠色研發(fā)投入金額進行計算。

2.1.3 調(diào)節(jié)變量：財政分權(quán)

本文借鑒祁毓等[24]的研究，用地方財政支出占當年中央財政支出的比重來衡量財政分權(quán)（FQD），地方財政分權(quán)度越高，表示地方政府對各項公共支出進行分配的自由度越高。財政分權(quán)表達式如下：

2.1.4 控制變量

考慮到碳生產(chǎn)率還可能受到其他變量的影響，本文在上述空間計量模型中加入技術(shù)水平（TECH）、能源消耗結(jié)構(gòu)（ECS）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ISA）、人力資本（EDU）作為控制變量進行計量分析。其中，技術(shù)水平（TECH）用每萬人發(fā)明專利申請授權(quán)數(shù)表示；能源消耗結(jié)構(gòu)（ECS）用煤炭的消耗量占能源消耗總量的比重表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ISA）用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)值占地區(qū)GDP的比重表示；人力資本（EDU）用本地區(qū)人均受教育年限表示。

本文研究變量的相關數(shù)據(jù)均來源于相關年份《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及 《省級溫室氣體清單編制指南》。此外，依據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性和有效性原則，本文選用2010～2018年中國30個省域（西藏和港、澳、臺地區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)進行測算。上述各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

2.2 空間自相關分析

本文采用空間自相關指數(shù)Moran's I來檢驗變量是否存在區(qū)域關聯(lián)性與空間依賴性，Moran's I表達式：

其中，yi與yj分別代表省域i與省域j的指標值，n為省域總數(shù)，Wij是標準化的空間權(quán)重矩陣，如果兩個地區(qū)相鄰，則權(quán)重值為1；如果不相鄰，則為0。一般來說，Moran's I的取值在[-1，1]之間，大于0說明相鄰區(qū)域的變量存在正相關性，小于0說明變量在空間上表現(xiàn)為負相關，等于0表明變量不存在空間相關性。

2.3 空間計量模型

在研究綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的影響時，僅考慮直接效應而忽略地區(qū)之間的空間關聯(lián)性，可能會造成研究結(jié)果的偏差，因此需要同時考慮變量之間的空間相關性。Elhorst[25]提出3種空間效應設置方式，分別為空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）和空間杜賓模型（SDM）。其中，SLM是在一般回歸模型中加入被解釋變量的空間滯后項，SEM是在一般回歸模型中加入了隨機誤差項的空間滯后項，SDM綜合了解釋變量的空間溢出效應和被解釋變量的空間相關性。為了研究綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的影響，本文借鑒Elhorst[25]提到的空間面板模型，構(gòu)建SDM模型如下：

為考察財政分權(quán)對綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率關系的調(diào)節(jié)作用，本文在上述模型中加入財政分權(quán)和綠色研發(fā)投入的交互項，如下所示：

式中，CPit表示i省份t年的碳生產(chǎn)率；ρ為碳生產(chǎn)率的空間自相關系數(shù)，當ρ＞0時，說明相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率表現(xiàn)出空間溢出效應；當ρ＜0時，說明相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率間存在空間負效應。Wij表示省域i和j之間的空間關聯(lián)性；X為本文提到的控制變量；φi和vt分別表示地區(qū)效應和時間效應；εit為隨機誤差項；γ表示隨機誤差項的空間自相關系數(shù)。當ρ≠0、θ＝0、γ＝0，即僅碳生產(chǎn)率存在空間關聯(lián)性時，則上式代表空間滯后模型；當ρ＝0、θ＝0、γ≠0，則上式代表空間誤差模型；如果ρ≠0、θ≠0、γ＝0，則上式為空間杜賓模型。對于本文選取哪種模型做研究，需要采用Wald檢驗和LR檢驗進行甄別。

2.4 直接效應和間接效應

與經(jīng)典回歸模型不同，空間杜賓模型中的解釋變量不僅對本地碳生產(chǎn)率產(chǎn)生直接影響（直接效應），還會對周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生間接影響（空間溢出效應）。因此，需要對直接效應和間接效應進行分解研究。本文借鑒 Pace和Lesage[26]的研究，通過偏微分方法計算空間杜賓模型中解釋變量對碳生產(chǎn)率的直接效應和間接效應（空間溢出效應）：

在等式中間的偏微分矩陣中，對角線元素之和的平均值即為解釋變量對被解釋變量的直接效應，非對角線元素之和的平均值為其間接效應（空間溢出效應）。

3 實證分析

3.1 空間自相關結(jié)果分析

本文按照上述Moran's I指數(shù)表達式分別對2010～2018年綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率的Moran's I指數(shù)進行計算，計算結(jié)果如表2所示。從表2中可以看出，2010～2018年綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率的Moran's I指數(shù)均在1%水平下顯著為正，這表明綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率在空間范圍內(nèi)存在顯著正向空間相關性，具有空間集聚效應。因此，構(gòu)建綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率的影響模型時應該考慮空間效應才符合事實。

表2 綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率的Moran's I指數(shù)表

Moran's I指數(shù)散點圖能夠更直觀地反映出中國各省份綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率的區(qū)域相關性和集聚性。局部Moran's I指數(shù)散點圖將各個省份碳生產(chǎn)率劃分為4個象限：第一象限代表碳生產(chǎn)率高的省域周圍也是高值省域；第二象限代表高碳生產(chǎn)率的省域被低碳生產(chǎn)率省域包圍；第三象限表示碳生產(chǎn)率低的省域周圍同為低值省域；第四象限表示碳生產(chǎn)率高的省域被低碳生產(chǎn)率省域包圍。本文給出了2010年、2014年和2018年碳生產(chǎn)率局部空間散點圖，如圖1所示。從圖中可見，大多數(shù)省份的碳生產(chǎn)率處在第一和第三象限，說明中國碳生產(chǎn)率在空間上存在明顯的空間集聚效應。

3.2 空間面板計量模型的選擇

為了正確估計綠色研發(fā)投入、財政分權(quán)與碳生產(chǎn)率的關系，需要選擇一種最合適的空間面板計量模型進行參數(shù)估計?？梢苑譃閮蓚€步驟：（1）利用LM檢驗和穩(wěn)健LM檢驗，判斷其空間依賴性的表現(xiàn)形式（SLM還是SEM），若兩者都合適則選擇更為一般的SDM；（2）通過Wald檢驗和LR檢驗判斷SDM是否可以簡化為SLM和SEM。由LM檢驗和穩(wěn)健LM檢驗、Wald檢驗和LR檢驗的結(jié)果可知（表略），未加入調(diào)節(jié)變量時，SLM和SEM的LM檢驗和穩(wěn)健LM檢驗均在1%水平上顯著，說明設定的模型均存在控制相關項和空間誤差項，而SDM可以同時反映空間相關項和空間誤差項的空間互動關系，故應該選擇更為一般的SDM。同時，Wald檢驗和LR檢驗也均通過10%顯著性檢驗，表明本文模型（7）SDM不能簡化為SLM和SEM。因此，本文選用空間杜賓模型（SDM）對綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率之間的關系進行估計分析才是最合適的。加入調(diào)節(jié)變量后的4種檢驗結(jié)果同上，本文也選用空間杜賓模型（SDM）探討財政分權(quán)對綠色研發(fā)投入和碳生產(chǎn)率作用機制的影響。

圖1 2010年、2014年、2018年碳生產(chǎn)率局部空間散點圖

3.3 回歸結(jié)果分析

本文對綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率模型進行回歸，探討無調(diào)節(jié)變量時綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率之間的關系，之后引入財政分權(quán)作為調(diào)節(jié)變量，探討財政分權(quán)與綠色研發(fā)投入交互項對碳生產(chǎn)率的影響。在進行回歸估計之前，需要判斷是選擇隨機效應還是固定效應作為本文的基本模型，本文通過Hausman檢驗分析空間效應和解釋變量之間的關系。結(jié)果顯示模型（7）和模型（8）的Haus?man的T統(tǒng)計量分別為為41.3219和62.8217，并均通過1%的顯著性檢驗，說明無調(diào)節(jié)變量和加入調(diào)節(jié)變量時本文都應選擇固定效應模型。同時，本文通過對空間固定、時間固定和雙固定模型的R2和Log L對比發(fā)現(xiàn)，未加入調(diào)節(jié)變量時，SDM時間固定模型是最合適的，加入調(diào)節(jié)變量后，SDM雙固定模型是最合適的。

3.3.1 綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率

綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率的空間杜賓模型回歸結(jié)果如表3所示，同時加入OLS模型回歸結(jié)果作為對比進行分析。（1）可以看到綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為正且在1%水平下顯著，說明綠色研發(fā)投入對提升碳生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，這表明由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)投入增加部分可以改良生產(chǎn)設備性能、促進企業(yè)綠色清潔技術(shù)和污染治理技術(shù)的產(chǎn)生，使得能源使用效率和污染治理能力得到提升，最終促進碳生產(chǎn)率得到顯著提升；（2）通過OLS模型和SDM模型的對比發(fā)現(xiàn)，OLS模型高估了綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的影響效應； （3）可以看到SDM模型的空間滯后項系數(shù)為0.3260，且在1%水平下顯著，證明我國碳生產(chǎn)率具有正向空間溢出效應，即碳生產(chǎn)率較高的省份會帶動鄰近省份的碳生產(chǎn)率，與李小平等[27]關于 “碳生產(chǎn)率會表現(xiàn)出一榮俱榮，一損俱損特征”的結(jié)論相同。

控制變量中，人力資本（EDU）對碳生產(chǎn)率具有顯著的正向促進作用，能源消費結(jié)構(gòu)（ECS）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ISA）和技術(shù)水平（TECH）對碳生產(chǎn)率均有顯著的負向影響。人才是綠色創(chuàng)新的關鍵因素，加大綠色研發(fā)投入的同時有研發(fā)人力資本的投入能夠更有效地提升碳生產(chǎn)率；煤炭的消耗會伴隨著大量CO2氣體的排放，降低煤炭的消耗可能對提升碳生產(chǎn)率具有促進作用；第二、三產(chǎn)業(yè)在提升產(chǎn)值的同時也伴隨著大量礦物燃料的使用和污染物的排放，可能是由于總體效果不佳導致碳生產(chǎn)率的降低；技術(shù)水平負向影響碳生產(chǎn)率可能是因為發(fā)明專利授權(quán)中存在能源技術(shù)和低碳技術(shù)缺乏針對性、效率低下等問題，導致其對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響。

表3 空間杜賓模型估計結(jié)果

在空間計量模型中，解釋變量的系數(shù)不能直接反映其對被解釋變量的影響，且在空間自相關結(jié)果中可見綠色研發(fā)投入具有顯著的空間效應，因此本文進一步將模型（7）的綠色研發(fā)投入效應分解為直接效應和間接效應（空間溢出效應），以解釋綠色研發(fā)投入對本地區(qū)碳生產(chǎn)率及其他地區(qū)碳生產(chǎn)率的作用，分解結(jié)果如表4所示。從表4中可以看出，綠色研發(fā)投入的直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，表明加大綠色研發(fā)投入不僅能夠提升本地區(qū)的碳生產(chǎn)率，其所產(chǎn)生的空間溢出效應對其他地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升也具有顯著促進作用，符合假設1和假設2的猜想。

3.3.2 財政分權(quán)下綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率關系

表5為財政分權(quán)作為調(diào)節(jié)變量的空間杜賓模型估計結(jié)果。（1）綠色研發(fā)投入與財政分權(quán)的交互項系數(shù)為正，且在5%顯著性水平下顯著，說明財政分權(quán)能夠促進綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率的正向關系；（2）W?CP的系數(shù)仍然顯著為正，再次證明我國碳生產(chǎn)率具有正向空間溢出效應。為進一步探索財政分權(quán)的調(diào)節(jié)作用，本文將其分解為直接效應和間接效應，結(jié)果如表6所示。

表4 空間杜賓模型直接效應和間接效應

表5 財政分權(quán)作為調(diào)節(jié)變量的空間杜賓模型估計結(jié)果

表6 財政分權(quán)作為調(diào)節(jié)變量下空間杜賓模型的直接效應和間接效應

續(xù) 表

（1）綠色研發(fā)投入與碳生產(chǎn)率的直接效應和間接效應仍然為正，但未通過顯著性檢驗； （2）財政分權(quán)與綠色研發(fā)投入交互項的直接效應顯著為正，說明財政分權(quán)能夠顯著增強地區(qū)內(nèi)綠色研發(fā)投入對碳生產(chǎn)率的促進作用，符合假設3的猜想，即財政分權(quán)高的地區(qū)政府有更充足的綠色研發(fā)和污染治理資金，加上地方政府比中央政府掌握更多的關于本區(qū)域的信息，使得地方政府更能高效率的使用綠色研發(fā)資金并推動污染治理技術(shù)和清潔生產(chǎn)技術(shù)的產(chǎn)生，進而使得本地碳生產(chǎn)率得到提升；（3）財政分權(quán)與綠色研發(fā)投入交互項的間接效應顯著為負，說明財政分權(quán)對本地綠色研發(fā)投入帶動相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率提升具有抑制作用，符合假設4的猜想，即本地財政分權(quán)度較高會導致 “產(chǎn)業(yè)區(qū)位重置”繼而對相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。

4 結(jié)論與建議

本文基于新地理經(jīng)濟學，采用2010～2018年中國30個省域面板數(shù)據(jù)為樣本，通過建立空間杜賓模型實證研究我國綠色研發(fā)投入、財政分權(quán)和碳生產(chǎn)率之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）加大綠色研發(fā)投入不僅能夠提升本地區(qū)的碳生產(chǎn)率，其所產(chǎn)生的空間溢出效應對相鄰地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升也具有顯著促進作用；（2）財政分權(quán)可以加強綠色研發(fā)投入對本地區(qū)碳生產(chǎn)率的促進作用，但抑制了綠色研發(fā)投入對其他地區(qū)碳生產(chǎn)率的空間溢出效應。根據(jù)以上結(jié)論，本文提出如下對策建議：

（1）在綠色研發(fā)投入方面。①企業(yè)應該順應綠色發(fā)展趨勢、不斷加大綠色研發(fā)投入的力度，推動以清潔生產(chǎn)技術(shù)和污染治理技術(shù)為主的綠色技術(shù)的進步，這是各省域提升碳生產(chǎn)率的重要渠道；②由于本文將綠色研發(fā)投入定義為由環(huán)境規(guī)制引致的研發(fā)投入增加部分，因此政府部門可以通過適度加強環(huán)境規(guī)制力度，促進企業(yè)在進行研發(fā)活動時偏向綠色產(chǎn)品和綠色技術(shù)創(chuàng)新方向，培育企業(yè)成為綠色研發(fā)活動的主體，引導企業(yè)走上綠色低碳的可持續(xù)發(fā)展道路；③利用綠色研發(fā)投入提升碳生產(chǎn)率離不開高素質(zhì)的人力資本，各省域在著重提高人均受教育年限的同時還要對現(xiàn)有的存量人才進行綠色創(chuàng)新方面的培訓，引導人才向綠色研發(fā)方面聚集。

（2）在財政分權(quán)方面。①基于現(xiàn)行的政績考核體系，中央政府應該擴大地方政府的財政自主度，給予地方政府更多 “財權(quán)”，當財政自主度上升時，地方政府會在追求GDP增長的同時積極加大綠色研發(fā)投入進而帶動綠色技術(shù)和產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，最后促進碳生產(chǎn)率的提升；②在地方政府政績考核體系方面，應該打破 “唯GDP”的考核方式，將環(huán)境管理狀況、經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量等納入考核體系，將官員自身晉升與當?shù)亟?jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展結(jié)合在一起，以此調(diào)動當?shù)卣l(fā)展低碳經(jīng)濟的積極性，推動我國碳生產(chǎn)率的提升；③為了降低相鄰地區(qū)財政分權(quán)對本地區(qū)碳生產(chǎn)率的消極影響，各地區(qū)在制定低碳經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略時，應該充分考慮自身資源優(yōu)勢稟賦和區(qū)位優(yōu)勢稟賦，有針對性地制定適合本區(qū)域低碳經(jīng)濟發(fā)展的政策，并引導資源在各地區(qū)之間合理流動，保證本地區(qū)低碳經(jīng)濟發(fā)展的穩(wěn)定性。