財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率

鄭威 陸遠(yuǎn)權(quán)

摘 要：經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型期典型的中國(guó)式“壓力型”財(cái)政，對(duì)地方創(chuàng)新活動(dòng)和綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要影響。運(yùn)用2004～2017年中國(guó)256個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響以及傳導(dǎo)機(jī)制?；鶞?zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，財(cái)政壓力顯著抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用;中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力通過(guò)抑制技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升，即驗(yàn)證了財(cái)政壓力→技術(shù)創(chuàng)新→綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制;進(jìn)一步門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)表明，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在基于財(cái)政壓力的雙門(mén)檻效應(yīng)，在財(cái)政壓力的不同門(mén)檻值區(qū)間，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的階梯性降低趨勢(shì)。未來(lái)需綜合完善中國(guó)式“壓力型”財(cái)政激勵(lì)制度，合理控制財(cái)政壓力的區(qū)間范圍，助力技術(shù)創(chuàng)新以提升城市綠色全要素生產(chǎn)率。

關(guān)鍵詞：財(cái)政壓力;技術(shù)創(chuàng)新;綠色全要素生產(chǎn)率;財(cái)政縱向失衡

文章編號(hào)：2095-5960（2021）04-0101-10;中圖分類(lèi)號(hào)：F812.7;F205;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)下，中國(guó)經(jīng)濟(jì)要應(yīng)對(duì)環(huán)境污染、生態(tài)退化以及資源過(guò)度耗費(fèi)等挑戰(zhàn)，傳統(tǒng)以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模和增加生產(chǎn)要素投入的發(fā)展模式并不能緩解資源環(huán)境約束趨緊的危機(jī)，只有走資源節(jié)約、環(huán)境友好的綠色發(fā)展道路才可實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而提升綠色全要素生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和綠色可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。不可忽視的是，在經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中，典型的中國(guó)式“壓力型”財(cái)政對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有重要影響。一方面，財(cái)政壓力過(guò)大會(huì)使地方政府對(duì)環(huán)保產(chǎn)業(yè)的綠色補(bǔ)貼與稅收優(yōu)惠缺少足夠的財(cái)力保障，導(dǎo)致綠色生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)與推廣積極性不強(qiáng)，從而制約綠色全要素生產(chǎn)率的提升;另一方面，為緩解財(cái)政壓力，地方政府愈發(fā)重視財(cái)源建設(shè)，更傾向于放松環(huán)境規(guī)制、引入產(chǎn)能過(guò)剩企業(yè)以擴(kuò)大稅基，而忽視投資周期長(zhǎng)、短期見(jiàn)效慢的技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目，最終導(dǎo)致地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新不足、污染效應(yīng)擴(kuò)張、綠色發(fā)展效果不明顯等問(wèn)題。那么，中國(guó)式“壓力型”財(cái)政是否會(huì)抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升，技術(shù)創(chuàng)新是否是財(cái)政壓力影響綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制？解答上述問(wèn)題，對(duì)于清晰識(shí)別中國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度成因、加快實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

目前，已有學(xué)者注意到中國(guó)式“壓力型”財(cái)政問(wèn)題，并從地方政府的財(cái)源建設(shè)、基本公共服務(wù)支出偏向、環(huán)境規(guī)制、污染治理效率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量等方面展開(kāi)了較充分的研究。譬如，謝貞發(fā)等在檢驗(yàn)財(cái)政壓力變化的財(cái)源增長(zhǎng)效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn)[1]，地方政府的財(cái)源建設(shè)行為更多來(lái)自財(cái)政壓力的激勵(lì)而非稅收結(jié)構(gòu)變化的激勵(lì)。當(dāng)?shù)胤缴舷录?jí)政府間存在權(quán)責(zé)錯(cuò)配時(shí)，財(cái)政壓力的增加會(huì)顯著降低地方政府基本公共服務(wù)支出偏向。[2]而受財(cái)政壓力增大的影響，地方政府放松環(huán)境規(guī)制以吸引更多污染密集型企業(yè)入駐，會(huì)導(dǎo)致地區(qū)工業(yè)污染水平提升。[3]彭飛和董穎研究發(fā)現(xiàn)，取消農(nóng)業(yè)稅之后地方財(cái)政壓力顯著上升，受財(cái)政收入沖擊越大的地區(qū)霧霾污染越嚴(yán)重。[4]與上述觀點(diǎn)不同，杜雯翠和張平淡研究證實(shí)，財(cái)政壓力的緩解并不會(huì)提升生態(tài)環(huán)境的治理效果。[5]財(cái)政壓力影響地方政府環(huán)境治理效率的作用機(jī)制在于公共價(jià)值沖突所扮演的中介作用，即財(cái)政壓力誘發(fā)地方政府出現(xiàn)公共價(jià)值沖突，并使其陷入公共價(jià)值困境中，進(jìn)而抑制環(huán)境治理效率。[6]詹新宇和苗真子在實(shí)證分析財(cái)政壓力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量關(guān)系時(shí)得出，地方財(cái)政壓力與轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量之間存在顯著的倒“U”型關(guān)系。[7]

盡管學(xué)者們對(duì)財(cái)政壓力及其效應(yīng)展開(kāi)了諸多有益探討，并證實(shí)了環(huán)境規(guī)制、OFDI、金融發(fā)展、要素市場(chǎng)扭曲等是影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素。[8-12]但是，尚未有文獻(xiàn)探究財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，僅有少量文獻(xiàn)從制度層面分析了財(cái)政分權(quán)影響綠色全要素生產(chǎn)率的具體效應(yīng)。譬如，卞元超等指出[9]，財(cái)政支出分權(quán)通過(guò)地方政府競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)發(fā)揮其對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。張彰等證實(shí)，財(cái)政分權(quán)顯著促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的提升。[13]與上述觀點(diǎn)不同的是，張建偉實(shí)證得出，財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的抑制作用。[14]盡管提高財(cái)政分權(quán)程度會(huì)促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步，但是分權(quán)程度的提高抑制了綠色技術(shù)效率的提升，整體而言對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向影響。[15]杜俊濤等指出，財(cái)政分權(quán)所引發(fā)的政府間惡性競(jìng)爭(zhēng)會(huì)促使政府犧牲環(huán)境以獲得地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益，環(huán)境治理不充分阻礙了綠色全要素生產(chǎn)率的提升。[16]此外，財(cái)政分權(quán)的提高不僅會(huì)引起本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的下降，還會(huì)造成周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的下降。[17]

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于財(cái)政壓力與綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究，大多集中在財(cái)政壓力的環(huán)境規(guī)制與污染治理領(lǐng)域，雖然學(xué)者們關(guān)注了財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，但尚未有文獻(xiàn)探討財(cái)政壓力與綠色全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。鑒于此，本文將主要從以下幾個(gè)方面豐富現(xiàn)有文獻(xiàn)：第一，基于中國(guó)式“壓力型”財(cái)政的典型事實(shí)，從技術(shù)創(chuàng)新視角考察財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理;第二，將財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率納入同一邏輯框架，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制，以定量識(shí)別財(cái)政壓力是否通過(guò)抑制技術(shù)創(chuàng)新來(lái)影響綠色全要素生產(chǎn)率;第三，以財(cái)政壓力為門(mén)檻變量，拓展研究財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率之間可能存在的非線性門(mén)檻關(guān)系，為“保持適度財(cái)政壓力以發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用”提供注解與思路。

二、理論分析與研究假說(shuō)

在經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中，中國(guó)地方政府的壓力來(lái)源變得日益復(fù)雜化，既有自上而下的政績(jī)考核壓力、自下而上的需求滿(mǎn)足壓力，又有水平方向的發(fā)展競(jìng)爭(zhēng)壓力，諸多壓力大都會(huì)轉(zhuǎn)化為地方政府的財(cái)政壓力。[1]為了應(yīng)對(duì)財(cái)政收入與支出剛性不均衡所導(dǎo)致的尖銳化財(cái)政沖突，地方政府將汲取財(cái)政收入、適當(dāng)縮減財(cái)政支出作為緩解財(cái)政壓力的重要途徑，并形成了典型的中國(guó)式“壓力型”財(cái)政。不可忽視的是，中國(guó)式“壓力型”財(cái)政可能會(huì)削弱地方政府對(duì)資源與環(huán)境的配置效率，從而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生負(fù)面影響。

一方面，地方政府財(cái)力不足，難以支撐綠色發(fā)展。地方財(cái)政承擔(dān)著生態(tài)環(huán)境保護(hù)的主要責(zé)任，在大量的生態(tài)保護(hù)與環(huán)境治理投資中產(chǎn)生了大規(guī)模的財(cái)力消耗。據(jù)《關(guān)于財(cái)政生態(tài)環(huán)境保護(hù)資金分配和使用情況調(diào)研報(bào)告》統(tǒng)計(jì)，從財(cái)政支出層級(jí)看，2018年中央財(cái)政生態(tài)環(huán)保支出3718億元，占全國(guó)支出的40.3%;地方財(cái)政生態(tài)環(huán)保支出5499億元，占全國(guó)支出的59.7%①[①全國(guó)人大常委會(huì)預(yù)算工作委員會(huì)、全國(guó)人大財(cái)政經(jīng)濟(jì)委員會(huì)、環(huán)境與資源保護(hù)委員會(huì)關(guān)于財(cái)政生態(tài)環(huán)境保護(hù)資金分配和使用情況調(diào)研報(bào)告。http：//www.npc.gov.cn/npc/c5871/202011/2b59f414632745daa6b157b7bf8dadca.shtml。]。在此基礎(chǔ)上，當(dāng)財(cái)政壓力較大時(shí)，地方政府提供環(huán)保產(chǎn)業(yè)的監(jiān)管人力、物資設(shè)備、綠色補(bǔ)貼、關(guān)停企業(yè)下崗工人的就業(yè)安置與保障等支出將更為窘迫。[6]此外，雖然環(huán)境污染治理投資對(duì)污染物的治理有抑制作用，但田淑英等研究證實(shí)，環(huán)保財(cái)政支出每增加1%，才可引致廢水排放量減少1.177%。[18]受制于有限的政策調(diào)控工具與待優(yōu)化的環(huán)保投資形式，地方政府財(cái)力不足制約了地區(qū)污染治理水平與綠色生產(chǎn)革新，從而抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的提升。另一方面，地方政府在較強(qiáng)的財(cái)政壓力水平下，更傾向于地區(qū)財(cái)源的穩(wěn)定與建設(shè)，并采取多種途徑擴(kuò)大稅基。地方政府既可能通過(guò)放松環(huán)境管制、引入部分產(chǎn)能過(guò)剩企業(yè)以擴(kuò)大稅基，縱容高能耗、高污染企業(yè)規(guī)避地方環(huán)境處罰與監(jiān)察，采取損耗資源、破壞環(huán)境的粗放式生產(chǎn);[19]又會(huì)以生態(tài)環(huán)境為代價(jià)過(guò)度強(qiáng)調(diào)招商引資優(yōu)惠，換取污染密集型企業(yè)入駐，并借助“逐底”競(jìng)爭(zhēng)擴(kuò)大地方稅基。[20]而放松環(huán)境管制的粗放式生產(chǎn)與非理智策略下的地方政府競(jìng)爭(zhēng)，均會(huì)引致生態(tài)惡化、能源耗費(fèi)嚴(yán)重與環(huán)境污染加劇，造成資源配置效率低下，進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。綜合上述分析，本文提出以下假說(shuō)：

假說(shuō)1：財(cái)政壓力會(huì)抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于改善投入產(chǎn)出的要素規(guī)模、結(jié)構(gòu)和配置，提高綠色全要素生產(chǎn)率具有重要意義。一方面，技術(shù)創(chuàng)新通過(guò)降低單位產(chǎn)出的污染排放和能源消耗以提升綠色全要素生產(chǎn)率。技術(shù)創(chuàng)新通過(guò)優(yōu)化生產(chǎn)工藝、技術(shù)與模式，培育資源循環(huán)利用技術(shù)與生產(chǎn)污染治理技術(shù)等，將替代性清潔能源、碳捕獲與存儲(chǔ)技術(shù)等應(yīng)用于工業(yè)生產(chǎn)，有利于提高資源與能源利用效率，降低生產(chǎn)污染物、廢棄物的排放及能源消耗，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。[21]另一方面，技術(shù)創(chuàng)新通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)以提升綠色全要素生產(chǎn)率。技術(shù)創(chuàng)新有助于推動(dòng)新能源等科技成果涌現(xiàn)，逐漸淘汰高能耗、高污染企業(yè)，提升低能耗、低污染、高附加值的綠色產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中所占比重，促進(jìn)污染型傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向智能化、綠色化的研究設(shè)計(jì)環(huán)節(jié)延伸[22]，并在拓寬產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的過(guò)程中，構(gòu)建起高效、清潔、低碳、循環(huán)的綠色制造體系，改善綠色技術(shù)效率，從而助推綠色全要素生產(chǎn)率的提升?；谏鲜龇治?，本文提出以下假說(shuō)：

假說(shuō)2：技術(shù)創(chuàng)新會(huì)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

財(cái)政壓力作為地方政府動(dòng)態(tài)調(diào)整財(cái)政收支結(jié)構(gòu)的重要因素，能夠顯著影響技術(shù)創(chuàng)新，并進(jìn)一步作用于綠色全要素生產(chǎn)率。其一，當(dāng)財(cái)政壓力過(guò)大時(shí)，一方面地方政府較難滿(mǎn)足科研部門(mén)或企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所需的財(cái)政科技支出訴求，財(cái)政政策對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)與補(bǔ)償作用未能充分發(fā)揮;另一方面為了增加財(cái)政收入，地方政府借助所掌控的政策與資源等“有形之手”，間接影響企業(yè)等各類(lèi)市場(chǎng)主體的投資行為，其對(duì)于高稅收的生產(chǎn)性項(xiàng)目的投資意愿較強(qiáng)，而對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)、高投入、短期見(jiàn)效慢的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的行為偏好較弱。[23]因此，在財(cái)政壓力影響下，地方政府的較低財(cái)政科技支出及短視近利行為會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新，最終不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。其二，人才是開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的重要?jiǎng)恿υ慈?，加?qiáng)財(cái)政支出中的教育投入更是符合技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的需要，但是當(dāng)財(cái)政壓力增大時(shí)，地方政府會(huì)大幅度削減教育、社保及醫(yī)療等財(cái)政投入?；竟卜?wù)投入的減少不僅不利于培養(yǎng)高素質(zhì)科研人員及吸引人才集聚，還會(huì)限制技術(shù)創(chuàng)新成果在各地區(qū)、各領(lǐng)域間的流動(dòng)[2]。人才流失將滿(mǎn)足不了技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的資源需要，進(jìn)而抑制了創(chuàng)新共享與資源配置效率的提升，并對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生不利影響?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僬f(shuō)：

假說(shuō)3：財(cái)政壓力會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為了探究財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，以及識(shí)別財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新的共同作用對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，本文在模型中加入了財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)，具體構(gòu)建如下計(jì)量模型：

GTFPit=α0+α1PREit+α2INNit+α3PREit×INNit+βXit+εit? （1）

其中，i代表地級(jí)市，t代表年份。GTFP表示綠色全要素生產(chǎn)率;PRE表示財(cái)政壓力，預(yù)計(jì)估計(jì)系數(shù)為負(fù);INN表示技術(shù)創(chuàng)新，預(yù)計(jì)估計(jì)系數(shù)為正;PRE×INN表示財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)，如果交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，可以證實(shí)財(cái)政壓力會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用;X表示影響綠色全要素生產(chǎn)率的其他控制變量，包括金融發(fā)展（FIN）、人力資本（HUM）、FDI技術(shù)溢出（FDI）與科技投入（SCI）;εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加重視經(jīng)濟(jì)效益與高環(huán)境污染、高能源耗費(fèi)相脫離，在衡量綠色全要素生產(chǎn)率時(shí)有必要將環(huán)境污染與能源耗費(fèi)同時(shí)納入傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的分析框架。而為了避免傳統(tǒng)CCR模型和BCC模型基于徑向和角度未能將松弛性納入考慮范圍所造成的偏差，同時(shí)進(jìn)一步彌補(bǔ)Malmquist-Luenberger（ML）指數(shù)不具有傳遞性、循環(huán)性，在測(cè)算跨期方向性距離函數(shù)時(shí)可能存在線性規(guī)劃無(wú)解的難題。本文借鑒Fare等[24]、Oh[25]等構(gòu)造的包含期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集合，利用基于非徑向SBM方向性距離的Global Malmquist-Luenberger（GML）生產(chǎn)率指數(shù)，測(cè)算2004～2017年中國(guó)256個(gè)地級(jí)市綠色全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化情況。具體地，測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)率的投入與產(chǎn)出變量選擇如下：

（1）投入變量。一是勞動(dòng)要素投入，選取各地級(jí)市期末從業(yè)人員人數(shù)來(lái)表示。二是資本要素投入，選取各地級(jí)市估算出的各年份資本存量來(lái)表示，采用永續(xù)盤(pán)存法，其中流量用2004～2017年各地級(jí)市社會(huì)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，為了剔除價(jià)格因素的影響，對(duì)各期名義社會(huì)固定資產(chǎn)投資額進(jìn)行了平減處理。2004年資本存量按照K0=I0/（g+δ）公式求得，其中g(shù)為13年固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率的平均值，δ為5%的折舊率。三是能源要素投入，采用各地級(jí)市全年用電量來(lái)表示能源消費(fèi)水平。

（2）產(chǎn)出變量。一是期望產(chǎn)出，本文選擇各地級(jí)市生產(chǎn)總值表示，并將各地級(jí)市GDP調(diào)整為2004年不變價(jià)格的實(shí)際值，以消除價(jià)格因素的影響。二是非期望產(chǎn)出，將地級(jí)市工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量以及工業(yè)煙（粉）塵排放量統(tǒng)一納入非期望產(chǎn)出的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用線性加權(quán)求和法與熵值法計(jì)算非期望產(chǎn)出的綜合指數(shù)，以該綜合指數(shù)作為非期望產(chǎn)出的測(cè)度指標(biāo)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新。學(xué)者們?cè)跍y(cè)算財(cái)政壓力時(shí)通常有幾種思路：一是選擇收入分權(quán)或支出分權(quán)作為財(cái)政壓力的代理變量;二是測(cè)算財(cái)稅體制改革給地方政府造成的所得稅損失;三是利用財(cái)政縱向失衡度測(cè)算地方財(cái)政收支的不匹配現(xiàn)狀。考慮到財(cái)政分權(quán)（收入或支出分權(quán)）并不能較全面反映財(cái)政壓力的形成邏輯，所得稅實(shí)際損失率與財(cái)政縱向失衡度又同為中國(guó)財(cái)稅體制改革的產(chǎn)物，而財(cái)政縱向失衡度更能從宏觀層面反映地方財(cái)政收支失衡所帶來(lái)的財(cái)政壓力。綜合考慮，本文借鑒Eyraud和Lusinyan[26]、儲(chǔ)德銀和遲淑嫻[27]以及閻川和雷婕[28]等的研究，選擇財(cái)政縱向失衡度作為財(cái)政壓力的代理變量，并將財(cái)政縱向失衡度的測(cè)算公式進(jìn)一步優(yōu)化為如下表達(dá)（見(jiàn)表1）。在度量技術(shù)創(chuàng)新方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要選擇發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量或研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出來(lái)衡量，鑒于專(zhuān)利授權(quán)量可以較為客觀、準(zhǔn)確地反映技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展?fàn)顩r和科研產(chǎn)出結(jié)果，參考Furman等[29]、張玉明等[30]的研究，采用各地級(jí)市年末每萬(wàn)人擁有專(zhuān)利總授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。

（三）控制變量

為了科學(xué)探究財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響并獲得穩(wěn)健且可靠的檢驗(yàn)結(jié)果，本文控制了以下變量：金融發(fā)展（FIN）。提升綠色全要素生產(chǎn)率要依賴(lài)綠色生產(chǎn)技術(shù)與綠色科技創(chuàng)新，作為投資風(fēng)險(xiǎn)高、科技研發(fā)周期長(zhǎng)且正外部性溢出顯著的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，綠色全要素生產(chǎn)率的提升亟需金融體系的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)與融資配置支撐。采用地級(jí)市年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額比存款余額來(lái)衡量金融發(fā)展水平。人力資本（HUM）?？萍既藛T是綠色技術(shù)進(jìn)步的知識(shí)載體，是能源環(huán)境約束下實(shí)現(xiàn)降低資源消耗、減少污染排放的重要推動(dòng)力量。本文選擇地級(jí)市科技活動(dòng)人員數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來(lái)刻畫(huà)人力資本。FDI技術(shù)溢出（FDI）。FDI帶來(lái)的生產(chǎn)技術(shù)溢出會(huì)影響生產(chǎn)工藝變革、人員知識(shí)技能水平，進(jìn)而影響綠色技術(shù)進(jìn)步。本文利用外商投資企業(yè)總產(chǎn)值占地級(jí)市工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)反映FDI技術(shù)溢出?？萍纪度耄⊿CI）。提升綠色全要素生產(chǎn)率要以綠色環(huán)保技術(shù)為依托，科技投入則是實(shí)現(xiàn)技術(shù)研發(fā)的物質(zhì)保證。本文采用地級(jí)市科學(xué)技術(shù)支出占財(cái)政總支出的比重來(lái)衡量科技投入。

（四）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文用于研究財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率的面板數(shù)據(jù)介于2004～2017年，剔除四大直轄市、海南、西藏、新疆等年鑒中城市數(shù)量較少的?。▍^(qū)），以及從業(yè)人員少于10萬(wàn)人的城市，該樣本區(qū)間共涉及中國(guó)256個(gè)地級(jí)市的3584個(gè)樣本。本文所用原始數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、SOOPAT專(zhuān)利搜索引擎以及Wind數(shù)據(jù)庫(kù)等。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)檢驗(yàn)

表3為財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的最小二乘虛擬變量估計(jì)（LSDV）①[①I(mǎi)slam曾經(jīng)運(yùn)用蒙特卡羅模擬研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于個(gè)體數(shù)目較大但時(shí)間期數(shù)有限的樣本而言，LSDV估計(jì)效果較好于工具變量估計(jì)（IV）和GMM估計(jì)。 ]結(jié)果。從表3中可以看出，用以檢驗(yàn)面板模型設(shè)定顯著性的F統(tǒng)計(jì)值均較大，且全部通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明面板模型整體系數(shù)顯著，結(jié)論較為可靠。表3中的模型（1）和模型（2）是包含財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，目的在于檢驗(yàn)財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。無(wú)論是否加入控制變量，財(cái)政壓力（PRE）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，技術(shù)創(chuàng)新（INN）的回歸系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有抑制作用，而技術(shù)創(chuàng)新有助于提升綠色全要素生產(chǎn)率，綜上可以證實(shí)研究假說(shuō)1與假說(shuō)2是成立的。模型（3）和模型（4）是加入財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，用以檢驗(yàn)財(cái)政壓力是否會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用。無(wú)論是否加入控制變量，技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)依舊顯著為正，再一次驗(yàn)證了假說(shuō)2是成立的，即技術(shù)創(chuàng)新會(huì)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)（PRE×INN）對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響則顯著為負(fù)，說(shuō)明財(cái)政壓力會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升，并初步證實(shí)研究假說(shuō)3是成立的。

從模型（2）與模型（4）中控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，金融發(fā)展（FIN）的影響系數(shù)顯著為正，說(shuō)明金融發(fā)展水平的提高有助于滿(mǎn)足綠色技術(shù)創(chuàng)新對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)與融資的要求，并對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生積極影響。人力資本（HUM）對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用，說(shuō)明科技人員比重越多，越有利于推動(dòng)綠色技術(shù)作用于污染減排與能源消耗，從而提升綠色全要素生產(chǎn)率。FDI技術(shù)溢出（FDI）和科技投入（SCI）均與綠色全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)?？梢宰C實(shí)，F(xiàn)DI帶來(lái)的生產(chǎn)技術(shù)溢出有利于提高綠色生產(chǎn)工藝與相關(guān)知識(shí)技能，而科技投入所提供的資金保障有利于滿(mǎn)足綠色環(huán)保技術(shù)的研發(fā)與應(yīng)用需求，二者均會(huì)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生促進(jìn)作用。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題主要源于以下兩個(gè)方面：一是，潛在遺漏變量引發(fā)的內(nèi)生性問(wèn)題。影響綠色全要素生產(chǎn)率的因素較多，實(shí)證分析時(shí)很難全部納入計(jì)量模型，遺漏變量的影響在估計(jì)時(shí)將被計(jì)入殘差項(xiàng)，從而引發(fā)內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)此，參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者的通常做法，將被解釋變量（綠色全要素生產(chǎn)率）滯后一階作為解釋變量加入計(jì)量模型中，采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4列（1）～列（2）。二是，變量之間逆向因果關(guān)系引發(fā)的內(nèi)生性問(wèn)題。即地方政府放松環(huán)境管制的粗放式生產(chǎn)與非理智策略下的地方政府競(jìng)爭(zhēng)行為抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，而綠色全要素生產(chǎn)率的提升過(guò)度倚重地方政府的財(cái)政支持也可能導(dǎo)致地方財(cái)政壓力增強(qiáng);另外，技術(shù)創(chuàng)新通過(guò)降低單位產(chǎn)出的污染排放和能源消耗促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，而綠色全要素生產(chǎn)率的提升也可能助推資源循環(huán)利用技術(shù)與生產(chǎn)污染治理技術(shù)的創(chuàng)新。為此，本文借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者的經(jīng)典做法，以核心解釋變量（財(cái)政壓力和技術(shù)創(chuàng)新）滯后一期作為工具變量，利用2SLS方法重新對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以檢驗(yàn)財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率之間可能存在的逆向因果關(guān)系。結(jié)果見(jiàn)表4列（3）～列（4）。從內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新以及兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號(hào)、顯著性水平與基準(zhǔn)檢驗(yàn)保持一致，說(shuō)明在控制計(jì)量模型的內(nèi)生性問(wèn)題之后，本文研究假說(shuō)1～假說(shuō)3的結(jié)論依然成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的有效性與可靠性，本文做了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是替換被解釋變量。將綠色全要素生產(chǎn)率的分解指標(biāo)綠色技術(shù)進(jìn)步作為綠色全要素生產(chǎn)率的代理變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5列（1）～列（2）。二是改變研究樣本。為了使研究結(jié)論更加具有普適性，本文剔除了重點(diǎn)城市樣本（包括省會(huì)城市、計(jì)劃單列市和副省級(jí)城市），并運(yùn)用LSDV方法重新檢驗(yàn)財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，結(jié)果見(jiàn)表5列（3）～列（4）。三是變量縮尾處理。為了減輕異常值對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，本文對(duì)所有變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理，結(jié)果見(jiàn)表5列（5）～列（6）。從上述三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，主要解釋變量的參數(shù)估計(jì)、顯著性水平與基準(zhǔn)檢驗(yàn)相比均未發(fā)生根本變化，可以證實(shí)本文的基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)論是穩(wěn)健、可靠的。

（四）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新的“交互項(xiàng)”檢驗(yàn)初步探究了財(cái)政壓力會(huì)通過(guò)抑制技術(shù)創(chuàng)新來(lái)影響綠色全要素生產(chǎn)率。但是，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)也可能是因?yàn)樨?cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新之間存在某種相互關(guān)系，即財(cái)政壓力會(huì)影響技術(shù)創(chuàng)新的戰(zhàn)略選擇與發(fā)展水平，技術(shù)創(chuàng)新的財(cái)政科技支持及其高風(fēng)險(xiǎn)屬性又會(huì)對(duì)財(cái)政壓力產(chǎn)生影響。因此，交互項(xiàng)檢驗(yàn)不一定能有效識(shí)別假說(shuō)3，即財(cái)政壓力會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升。為此，本文借鑒Baron和Kenny的研究思路，通過(guò)構(gòu)建中介效應(yīng)模型改進(jìn)交互項(xiàng)檢驗(yàn)，以準(zhǔn)確識(shí)別財(cái)政壓力→技術(shù)創(chuàng)新→綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制。[31]具體步驟如下：

第一步，檢驗(yàn)財(cái)政壓力（PRE）是否影響綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），倘若式（2）中β1顯著，表明財(cái)政壓力會(huì)影響綠色全要素生產(chǎn)率。

GTFPit=β0+β1PREit+θXit+εit? ?（2）

第二步，檢驗(yàn)財(cái)政壓力（PRE）是否影響技術(shù)創(chuàng)新（INN）。倘若式（3）中γ1顯著，表明財(cái)政壓力會(huì)影響技術(shù)創(chuàng)新。

INNit=γ0+γ1PREit+ηXit+εit? ?（3）

最后，將財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新同時(shí)納入模型進(jìn)行檢驗(yàn)。倘若式（4）中α1和α2均顯著，且回歸系數(shù)α1的絕對(duì)值小于β1的絕對(duì)值，表明存在部分中介效應(yīng)，即財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響部分來(lái)自技術(shù)創(chuàng)新的傳導(dǎo);倘若僅α2顯著，回歸系數(shù)α1不顯著，則存在完全中介效應(yīng)，即財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響完全來(lái)自于技術(shù)創(chuàng)新的傳導(dǎo)。

GTFPit=α0+α1PREit+α2INNit+λXit+εit? （4）

表6為中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)結(jié)果。從模型（1）與模型（2）的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是否加入控制變量，財(cái)政壓力的回歸系數(shù)β1均顯著為負(fù)。在模型（3）與模型（4）中財(cái)政壓力的回歸系數(shù)γ1也均顯著為負(fù)。在模型（5）與模型（6）中財(cái)政壓力的回歸系數(shù)α1在1%的水平上顯著為負(fù)，技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)α2均顯著為正。另外，不論是否加入控制變量，與模型（1）、模型（2）中的回歸系數(shù)β1相比，模型（5）、模型（6）中回歸系數(shù)α1的絕對(duì)值均有所下降，這說(shuō)明財(cái)政壓力對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響部分來(lái)自技術(shù)創(chuàng)新的傳導(dǎo)。綜上，中介效應(yīng)模型證實(shí)了財(cái)政壓力通過(guò)抑制技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升，也即揭示了財(cái)政壓力→技術(shù)創(chuàng)新→綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制，并證實(shí)了研究假說(shuō)3是成立的。

（五）拓展性討論：門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

當(dāng)面對(duì)較低程度財(cái)政壓力時(shí)，地方政府的財(cái)政資源配置更傾向于兼顧公共產(chǎn)品供給與地區(qū)發(fā)展需求，其為科研部門(mén)或企業(yè)科技創(chuàng)新提供資金、風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償?shù)闹鲃?dòng)性較強(qiáng)，由此激發(fā)了各類(lèi)市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新積極性，并促進(jìn)資源循環(huán)利用技術(shù)與生產(chǎn)污染治理技術(shù)的研發(fā)與推廣，有利于提升綠色全要素生產(chǎn)率。但是，隨著財(cái)政壓力的持續(xù)增強(qiáng)并超越某一臨界值，極易引發(fā)地方政府的短視近利行為或偏向性招商引資等問(wèn)題，進(jìn)而削弱各類(lèi)市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新積極性，造成地區(qū)總體技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱。缺少綠色技術(shù)支撐的工業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)則會(huì)面臨高資源消耗、高污染排放的風(fēng)險(xiǎn)，最終不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。換句話說(shuō)，財(cái)政壓力與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能存在非線性門(mén)檻特征，即在財(cái)政壓力的不同門(mén)檻值區(qū)間，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在明顯差異。對(duì)此，本文利用面板門(mén)檻模型對(duì)財(cái)政壓力情境下技術(shù)創(chuàng)新影響綠色全要素生產(chǎn)率的非線性效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

在采用Hansen提出的LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)財(cái)政壓力的門(mén)檻值及其真實(shí)性后，得到財(cái)政壓力（PRE）的雙重門(mén)檻估計(jì)值分別為0.6180和0.7340。[32]表7列示了面板門(mén)檻模型的回歸結(jié)果。從表7來(lái)看，在控制了其他變量的情況下，當(dāng)財(cái)政壓力未跨過(guò)門(mén)檻值0.6180時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.0175，通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn);當(dāng)財(cái)政壓力跨過(guò)第一個(gè)門(mén)檻值0.6180時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)由0.0175降為0.0052，通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn);當(dāng)財(cái)政壓力跨過(guò)第二個(gè)門(mén)檻值0.7340時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)由0.0052降為0.0021，但依然通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。綜上表明，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在基于財(cái)政壓力的雙門(mén)檻效應(yīng)，即隨著財(cái)政壓力的不斷增強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的階梯性降低趨勢(shì)?？梢?jiàn)，只有保持適度的財(cái)政壓力，才能有效發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用。

五、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于中國(guó)式“壓力型”財(cái)政的典型事實(shí)，理論分析了財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理，提出財(cái)政壓力通過(guò)抑制技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的研究假說(shuō)，并利用基于非徑向SBM方向性距離的ML生產(chǎn)率指數(shù)，科學(xué)測(cè)算了2004～2017年中國(guó)256個(gè)地級(jí)市的綠色全要素生產(chǎn)率水平。在此基礎(chǔ)上，實(shí)證探究了財(cái)政壓力、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響以及傳導(dǎo)機(jī)制。第一，基準(zhǔn)檢驗(yàn)表明，財(cái)政壓力抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，財(cái)政壓力會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升。第二，中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，技術(shù)創(chuàng)新是財(cái)政壓力影響綠色全要素生產(chǎn)率水平的重要作用途徑，即驗(yàn)證了財(cái)政壓力→技術(shù)創(chuàng)新→綠色全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制。第三，門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)表明，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在基于財(cái)政壓力的雙門(mén)檻效應(yīng)，隨著財(cái)政壓力的不斷增強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的階梯性降低趨勢(shì)。本文研究結(jié)論對(duì)于有序推進(jìn)財(cái)稅體制改革、提升綠色全要素生產(chǎn)率水平具有重要的政策啟示與現(xiàn)實(shí)意義。

（二）政策啟示

首先，綜合完善中國(guó)式“壓力型”財(cái)政激勵(lì)制度。一方面，堅(jiān)持投入與產(chǎn)出高效率結(jié)合的思路，明確財(cái)政資金在基本公共服務(wù)配置中的投入標(biāo)準(zhǔn)與考核要求，致力于將資源消耗、環(huán)境損害、生態(tài)效益等體現(xiàn)生態(tài)文明建設(shè)狀況的指標(biāo)納入政績(jī)?cè)u(píng)價(jià)體系;另一方面，樹(shù)立綠色財(cái)政新觀念，引導(dǎo)和培育基于綠色GDP建設(shè)的主體稅種以穩(wěn)定地方財(cái)源，加快推進(jìn)地方政府環(huán)保垂直管理改革，切斷環(huán)保監(jiān)管體制中地方政府對(duì)環(huán)保工作的負(fù)面干擾，創(chuàng)新地方政府激勵(lì)性環(huán)境政策工具，形成地區(qū)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的多元化制度。

其次，合理控制財(cái)政壓力的區(qū)間范圍。當(dāng)財(cái)政壓力較小時(shí)，在法律法規(guī)要求的限度與合理門(mén)檻值區(qū)間內(nèi)，充分發(fā)揮地方財(cái)政在技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)中緩解研發(fā)融資約束、矯正創(chuàng)新活動(dòng)外部性以及補(bǔ)償創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)損失等的杠桿作用;而當(dāng)財(cái)政壓力日益趨緊時(shí)，既要警惕地方政府放松環(huán)境管制、“逐底”競(jìng)爭(zhēng)等短視化行為，加大環(huán)境治理的懲治處罰與監(jiān)管力度，又要重視因地制宜的稅源建設(shè)與提升財(cái)政支出效率，最大化保證財(cái)政收支平衡。

最后，助力技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。鼓勵(lì)地方政府設(shè)立綠色技術(shù)發(fā)展基金，促進(jìn)技術(shù)孵化、科技研發(fā)與技術(shù)成果市場(chǎng)化，為地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供融資保障，并形成支持經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的技術(shù)系統(tǒng)。同時(shí)，擴(kuò)大地方財(cái)政在教育與科研等領(lǐng)域的支出規(guī)模，注重高素質(zhì)人才的培養(yǎng)，盤(pán)活人力資本存量，建立系統(tǒng)性的人才引進(jìn)配套措施，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新渠道的多樣化。

參考文獻(xiàn)：

[1]謝貞發(fā)，嚴(yán)瑾，李培.中國(guó)式“壓力型”財(cái)政激勵(lì)的財(cái)源增長(zhǎng)效應(yīng)——基于取消農(nóng)業(yè)稅改革的實(shí)證研究[J].管理世界，2017（12）：46～60.

[2]孫開(kāi)，張磊.分權(quán)程度省級(jí)差異、財(cái)政壓力與基本公共服務(wù)支出偏向——以地方政府間權(quán)責(zé)安排為視角[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2019，40（8）：18～32.

[3]席鵬輝，梁若冰，謝貞發(fā).稅收分成調(diào)整、財(cái)政壓力與工業(yè)污染[J].世界經(jīng)濟(jì)（10）：172～194.

[4]彭飛，董穎.取消農(nóng)業(yè)稅、財(cái)政壓力與霧霾污染[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2019（2）：114～126.

[5]杜雯翠，張平淡.縣級(jí)市生態(tài)環(huán)境治理的兩維向度：增長(zhǎng)壓力與財(cái)政壓力[J].改革，2017（8）：133～142.

[6]包國(guó)憲，關(guān)斌.財(cái)政壓力會(huì)降低地方政府環(huán)境治理效率嗎——一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介模型[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2019，29（4）：41～51.

[7]詹新宇，苗真子.地方財(cái)政壓力的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量效應(yīng)——來(lái)自中國(guó)282個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)政研究，2019（6）：57～71.

[8]張帆.金融發(fā)展影響綠色全要素生產(chǎn)率的理論和實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2017（9）：154～167.

[9]卞元超，宋凱藝，白俊紅.雙重分權(quán)、競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)與綠色全要素生產(chǎn)率提升[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2018（3）：15～34.

[10]黃慶華，胡江峰，陳習(xí)定.環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率：兩難還是雙贏？[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2018，28（11）：142～151.

[11]朱文濤，呂成銳，顧乃華.OFDI、逆向技術(shù)溢出對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2019，29（9）：63～73.

[12]謝賢君.要素市場(chǎng)扭曲如何影響綠色全要素生產(chǎn)率——基于地級(jí)市經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)研究[J].財(cái)貿(mào)研究，2019 （6）：36～46.

[13]張彰，鄭艷茜，李玉姣.財(cái)政分權(quán)、政府行為與綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)[J].財(cái)經(jīng)論叢，2020 （3）：22～33.

[14]張建偉.財(cái)政分權(quán)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2019（17）：170～172.

[15]李斌，祁源，李倩.財(cái)政分權(quán)、FDI與綠色全要素生產(chǎn)率——基于面板數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)GMM方法的實(shí)證檢驗(yàn)[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2016（7）：119～129.

[16]杜俊濤，陳雨，宋馬林.財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率[J].科學(xué)決策，2017（9）：65～92.

[17]肖遠(yuǎn)飛，吳允.財(cái)政分權(quán)、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率——基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的實(shí)證分析[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2019（11）：15～23.

[18]田淑英，董瑋，許文立.環(huán)保財(cái)政支出、政府環(huán)境偏好與政策效應(yīng)——基于省際工業(yè)污染數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2016 （7）：14～21.

[19]魯桐，黨印.投資者保護(hù)、行政環(huán)境與技術(shù)創(chuàng)新[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（10）：99～124.

[20]唐未兵，伍敏敏.財(cái)政分權(quán)與資源配置效率關(guān)系研究進(jìn)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2017（4）：124～134.

[21]潘明明，謝榮見(jiàn).科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色生態(tài)效率空間分異探析——基于地區(qū)市場(chǎng)分割視角[J].軟科學(xué)，2019，33（10）：20～25.

[22]任陽(yáng)軍，汪傳旭，李伯棠.等.分權(quán)程度省級(jí)差異、財(cái)政壓力與基本公共服務(wù)支出偏向——以地方政府權(quán)責(zé)安排為視角[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2019（8）：18～32.

[23]鄭威，陸遠(yuǎn)權(quán).金融分權(quán)、地方官員激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新投入[J].研究與發(fā)展管理，2018，30（5）：53～62.

[24]Fare R，Grosskopf，Pasurka C A.Environmental Production Functions and Environmental Directional Distance Functions[J].Energy，2007，32（7）：1055～1066.

[25]Oh D H.A Global Malmquist-Luenberger Productivity Index[J].Journal of Productivity Analysis，2010，34（3）：183～197.

[26]Eyraud L，Lusinyan L.Vertical Fiscal Imbalances and Fiscal Performance in Advanced Economies[J].Journal of Monetary Economics，2013，60（5）：571～587.

[27]儲(chǔ)德銀，遲淑嫻.轉(zhuǎn)移支付降低了中國(guó)式財(cái)政縱向失衡嗎[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2018，39（9）：25～40.

[28]閻川，雷婕.財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚影響的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2019（3）：104～122.

[29]Furman J L，Porter M E，Stern S.The determinants of national innovative capacity[J].Research Policy，2002，（31）：899～933.

[30]張玉明，聶艷華，李凱.知識(shí)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響的實(shí)證分析——以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例[J].軟科學(xué)，2009（7）：99～102.

[31]Baron R，Kenny D.The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research：Conceptual，Strategic，and Statistical Considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：117～31198.

[32]Hansen B.E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing and Inference[J].Journal of Econometrics，1999，93（2）：345～368.

Fiscal Pressure，Technological Innovation and Green Total Factor Productivity

ZHENG Wei，LU Yuan-quan

（College of Big Data Application and Economics，Guizhou University of Finance and Economics，Guiyang，Guizhou 550025，China;School of Public Administration，Chongqing University，Chongqing 400030，China）

Abstract：

The typical Chinese-style “pressure-type” finance in economic and social transition period has important influence on local innovation activities and green sustainable development.By using the panel data of 256 prefecture-level cities in China in 2004～2017，this paper empirically examines the influence of fiscal pressure on green total factor productivity and the transmission mechanism.The results of benchmark test show that fiscal pressure significantly inhibits the improvement of green total factor productivity，and technological innovation significantly promoted green total factor productivity; The intermediary effect test found that the financial pressure prevented the green total factor productivity by restraining the technological innovation; Further threshold effect test shows that the effect of technological innovation on green total factor productivity has a double threshold effect based on financial pressure.In the different threshold range of financial pressure，the promotion effect of technological innovation on green total factor productivity shows a significant step down.In the future，it is necessary to comprehensively improve the Chinese-style “pressure-type” financial incentive system，reasonably control the range of financial pressure，and help technological innovation to enhance urban green total factor productivity.

Key words：

fiscal pressure;technological innovation;green total factor productivity;fiscal vertical imbalance

責(zé)任編輯：吳錦丹

收稿日期：2020-08-20

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“農(nóng)村金融服務(wù)深化與縣域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展研究”（項(xiàng)目編號(hào)：17AJY020）;貴州省教育廳高校人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目青年項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：2020QN035）;貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)引進(jìn)人才科研啟動(dòng)項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：2019YJ039）。

作者簡(jiǎn)介：鄭 威（1989—），女，山東威海人，貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，博士，研究方向?yàn)榧夹g(shù)經(jīng)濟(jì)及管理、公共經(jīng)濟(jì)與公共政策;陸遠(yuǎn)權(quán)（1966—），男，重慶云陽(yáng)人，重慶大學(xué)公共管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楣步?jīng)濟(jì)與公共政策。