土地資源錯(cuò)配與城市綠色技術(shù)創(chuàng)新

馬宇佳

（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué)城鄉(xiāng)建設(shè)經(jīng)濟(jì)系，北京 100089）

一、引 言

綠色技術(shù)創(chuàng)新對(duì)推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、加快實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰”和“碳中和”目標(biāo)、穩(wěn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要戰(zhàn)略意義。2021 年，習(xí)近平總書(shū)記在中共中央政治局第二十九次集體學(xué)習(xí)時(shí)明確提出要“支持綠色技術(shù)創(chuàng)新”；黨的二十大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)“推動(dòng)綠色發(fā)展，促進(jìn)人與自然和諧共生”。土地資源作為城市經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要載體以及推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的必備要素，其配置方式與效率勢(shì)必會(huì)對(duì)城市經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生深刻影響。不同于其他要素資源，地方政府對(duì)土地要素的開(kāi)發(fā)和出讓具有壟斷權(quán)。現(xiàn)實(shí)中，為實(shí)現(xiàn)財(cái)政收入最大化和政治晉升的雙重目標(biāo)，地方政府官員往往傾向于將建設(shè)用地指標(biāo)配置于工業(yè)領(lǐng)域，進(jìn)而降低了土地資源配置效率，阻滯城市綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)。在此背景下，系統(tǒng)考察土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制，對(duì)于優(yōu)化土地資源配置、提高中國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力具有重要的理論和實(shí)踐意義。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞綠色技術(shù)創(chuàng)新和土地資源錯(cuò)配開(kāi)展了大量研究，主要包括以下兩個(gè)方面：一是綠色技術(shù)創(chuàng)新影響因素的研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多圍繞“波特假說(shuō)”是否成立，實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。秦炳濤等指出，環(huán)境規(guī)制能顯著影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，并進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化、高級(jí)化轉(zhuǎn)型。［1］鄧玉萍等的研究結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制引致的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)大于遵循成本效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)了我國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。［2］張倩的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新都具有顯著的激勵(lì)作用。［3］Du等的研究表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制效應(yīng)會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而逐漸減弱。［4］此外，部分學(xué)者還考察了綠色金融、地方政府競(jìng)爭(zhēng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)等因素對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。［5-7］二是土地資源錯(cuò)配的社會(huì)效應(yīng)的影響研究。李力行等的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，一個(gè)城市以協(xié)議方式出讓的土地占比越大，其工業(yè)企業(yè)的資源配置效率越低。［8］張少輝和余泳澤的研究發(fā)現(xiàn)，地方政府抬高商服住宅用地價(jià)格以“橫向補(bǔ)貼”工業(yè)用地低價(jià)出讓的模式，導(dǎo)致土地價(jià)格和土地要素資源配置的扭曲，進(jìn)一步抑制了全要素生產(chǎn)率的提升。［9］Kien的研究顯示，農(nóng)業(yè)土地資源錯(cuò)配對(duì)社會(huì)生產(chǎn)率具有負(fù)面效應(yīng)，使得越南實(shí)際人均GDP損失了8%左右。［10］安勇和趙麗霞基于中國(guó)273 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地資源錯(cuò)配顯著抑制了城市創(chuàng)新能力。［11］毛文峰和陸軍的研究發(fā)現(xiàn)，土地要素錯(cuò)配顯著抑制了城市創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)質(zhì)量。［12］鄧楚雄等利用中國(guó)2004 ～2017 年285 個(gè)城市的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，測(cè)算了土地資源錯(cuò)配導(dǎo)致的城市綠色工業(yè)全要素生產(chǎn)率損失，結(jié)果表明，土地資源錯(cuò)配對(duì)中國(guó)城市綠色工業(yè)全要素生產(chǎn)率損失的年均貢獻(xiàn)率為10.05%，且總體呈上升趨勢(shì)。［13］韓峰等則發(fā)現(xiàn)，土地資源錯(cuò)配可以通過(guò)影響制造業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化進(jìn)而加重霧霾污染。［14］

綜上可知，已有文獻(xiàn)對(duì)土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的相關(guān)研究較少，本文將以此為切入點(diǎn)，彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的空白。相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面。一方面，本文全面考察了土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，從理論和實(shí)證兩方面豐富了相關(guān)研究。另一方面，在識(shí)別土地資源錯(cuò)配影響城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步從地方政府行為視角，檢驗(yàn)了二者的中介機(jī)制，并考察了土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，得出的結(jié)論能夠?yàn)槲磥?lái)的政策實(shí)踐提供一定的參考和借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

中國(guó)土地市場(chǎng)存在強(qiáng)烈的政府干預(yù)，［15］地方政府壟斷了土地一級(jí)市場(chǎng)的供給，對(duì)土地資源配置方式、數(shù)量和結(jié)構(gòu)等均會(huì)產(chǎn)生重要影響，考慮到土地資源要素本身存在稀缺性，政府為了用有限的土地資源實(shí)現(xiàn)較快的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，更傾向于將土地要素配置給相應(yīng)的工業(yè)企業(yè)，進(jìn)而在一定程度上導(dǎo)致了土地資源錯(cuò)配現(xiàn)象，［14］并進(jìn)一步影響城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。地方政府在干預(yù)土地資源配置和實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略過(guò)程中均發(fā)揮主導(dǎo)作用，為此，本文將主要從地方政府行為視角分析土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。圖1 繪制了本文的基本理論框架。

圖1 理論框架

在財(cái)政分權(quán)和晉升競(jìng)爭(zhēng)的雙重壓力下，地方政府利用自身在土地征收和出讓環(huán)節(jié)的壟斷地位，形成了“以地融資”和“以地謀發(fā)展”模式。具體而言，地方政府在通過(guò)廉價(jià)出讓大量工業(yè)用地招商引資的同時(shí)，通過(guò)限量高價(jià)出讓商住用地并建設(shè)各類土地抵押融資平臺(tái)為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)籌集資金，形成了高效快捷的融資模式。此外，招商引資直接拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，帶來(lái)了土地價(jià)值的提升，又進(jìn)一步推動(dòng)了土地財(cái)政和融資規(guī)模擴(kuò)張，獲取的資金投資于城市基建及相關(guān)行業(yè)，能夠進(jìn)一步提升招商引資的吸引力，從而形成引資和融資相互疊加的發(fā)展格局。在“以地融資”的模式下，地方政府預(yù)算約束在一定程度上被放松。與此同時(shí)，由于“晉升錦標(biāo)賽”的存在，地方政府官員往往傾向于推動(dòng)能夠在短期內(nèi)快速拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施投資，而非加大公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資，形成了“重基建、輕科技”的偏向性財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。［11］考慮到政府財(cái)政支出具有引導(dǎo)社會(huì)投資的示范效應(yīng)，政府的偏向性投資會(huì)引導(dǎo)社會(huì)減少對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的投入，從而降低轄區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。亦即土地資源錯(cuò)配為地方政府實(shí)行偏向性財(cái)政支出策略提供了強(qiáng)有力的資金保障，在一定程度上扭曲了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，降低了財(cái)政科技投入，并進(jìn)一步抑制了綠色技術(shù)創(chuàng)新?；谏鲜龇治?，本文提出假說(shuō)1：

假說(shuō)1：土地資源錯(cuò)配扭曲了地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，降低了財(cái)政科技支出，從而抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。

土地資源錯(cuò)配還會(huì)通過(guò)影響環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。地方政府在土地引資的競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程中，為了提高本地招商引資的吸引力，往往存在降低環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的底線競(jìng)爭(zhēng)行為。［16］土地資源錯(cuò)配通過(guò)負(fù)向影響地方政府的環(huán)境保護(hù)行為，降低本地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，影響本地企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的潛在收益，進(jìn)而影響城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。理論上，環(huán)境規(guī)制可以通過(guò)“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)共同影響綠色技術(shù)創(chuàng)新。其中，“遵循成本”效應(yīng)是指環(huán)境規(guī)制力度加強(qiáng)將會(huì)導(dǎo)致污染治理成本上升，從而擠出綠色技術(shù)創(chuàng)新投資；［17］“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)是指環(huán)境規(guī)制水平提高會(huì)增加企業(yè)成本，為了提高利潤(rùn)會(huì)倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)變革，加大綠色技術(shù)研發(fā)投入，提升綠色技術(shù)創(chuàng)新能力?？傮w而言，關(guān)于環(huán)境規(guī)制能否提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，現(xiàn)有研究尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。盡管如此，以中國(guó)為研究樣本的多數(shù)文獻(xiàn)研究結(jié)果支持“波特假說(shuō)”，即環(huán)境規(guī)制力度加強(qiáng)有利于促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。［3］本文認(rèn)為土地資源錯(cuò)配會(huì)通過(guò)降低環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僬f(shuō)2：

假說(shuō)2：土地資源錯(cuò)配降低了地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，從而抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

本文采用雙向固定效應(yīng)模型考察土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)i和t分別表示城市和年份，Gpatent為被解釋變量，表示城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平；Lrm為核心解釋變量，表示城市土地資源錯(cuò)配程度；Control為控制變量；City和Year分別表示城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文主要關(guān)注的是核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)大小及顯著性，若β1顯著為負(fù)，則表明土地資源錯(cuò)配顯著抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新，反之亦然。

為進(jìn)一步識(shí)別土地資源錯(cuò)配影響城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上，增加兩個(gè)遞歸方程構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，M為中介變量，分別表示地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，其余變量定義同模型（1）。中介效應(yīng)檢驗(yàn)的主要步驟如下：首先，估計(jì)模型（1）的系數(shù)β1，檢驗(yàn)土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)，若β1顯著為負(fù)，則表明土地資源錯(cuò)配顯著抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。其次，估計(jì)模型（2）的系數(shù)δ1，檢驗(yàn)土地資源錯(cuò)配中介變量的影響。最后，估計(jì)模型（3）的系數(shù)α1和α2，檢驗(yàn)在加入中介變量的條件下，土地資源錯(cuò)配以及中介變量對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

（二）變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文利用中國(guó)2009 ～2017 年283 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。綠色專利數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS），土地資源錯(cuò)配的衡量指標(biāo)來(lái)源于《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余變量的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。需要說(shuō)明的是，之所以將研究樣本區(qū)間限定在2017 年而非距今更近的年份，主要是2019 年《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》尚未發(fā)布，因而無(wú)法獲得2018 年及以后年份城市層面土地資源錯(cuò)配的數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新。綠色技術(shù)創(chuàng)新的衡量方式大致可分為兩類：其一，基于DEA等非參數(shù)方法進(jìn)行測(cè)算；其二，使用綠色專利衡量。由于綠色專利統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相較于其他測(cè)度方式更能直觀體現(xiàn)一個(gè)城市整體的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平及規(guī)模，因此，本文借鑒董直慶和王輝的做法，采用城市綠色專利授權(quán)總數(shù)反映城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。［18］在實(shí)證分析中，按照現(xiàn)有文獻(xiàn)通常的做法，進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2.核心解釋變量：土地資源錯(cuò)配?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用間接方法測(cè)量土地資源錯(cuò)配程度，其中，較為常用的指標(biāo)有“國(guó)有建設(shè)用地協(xié)議出讓面積占總出讓面積的比重”“工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地供應(yīng)面積占建設(shè)用地總供應(yīng)面積比重”等?！秶?guó)務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)土地調(diào)控有關(guān)問(wèn)題的通知》等政策出臺(tái)后，中國(guó)工業(yè)用地協(xié)議出讓比例自2007 年開(kāi)始大幅下降，由2006 年的96%下降至2009 年的20%左右。［19］考慮到本文研究樣本起始于2009 年，為保證核心解釋變量衡量的準(zhǔn)確性，本文借鑒張苗等的研究，采用“工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地供應(yīng)面積占建設(shè)用地總供應(yīng)面積比重”衡量土地資源錯(cuò)配程度。［20］

3.中介變量。根據(jù)前文的理論分析，本文的中介變量主要有以下兩個(gè)：（1）財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。由于科技創(chuàng)新投入最能體現(xiàn)地方政府支持創(chuàng)新活動(dòng)的決心和力度，故本文使用“財(cái)政科技支出占財(cái)政支出的比值”衡量。（2）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。借鑒陳詩(shī)一和陳登科的研究，本文通過(guò)統(tǒng)計(jì)在各城市歷年政府工作報(bào)告中與節(jié)能減排相關(guān)的關(guān)鍵詞出現(xiàn)的頻次，將詞頻數(shù)的對(duì)數(shù)作為衡量該城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理變量。［21］該變量取值越大，表明地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越強(qiáng)。統(tǒng)計(jì)的關(guān)鍵詞包括“二氧化硫”“二氧化碳”等15 個(gè)關(guān)鍵詞。

4.控制變量。借鑒已有研究，本文選取如下控制變量：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均GDP 的對(duì)數(shù)衡量；（2）政府干預(yù)，使用財(cái)政支出占GDP的比重衡量；（3）工業(yè)發(fā)展水平，以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比度量；（4）金融規(guī)模，以金融機(jī)構(gòu)存貸款余額占GDP比重表示；（5）對(duì)外開(kāi)放，用進(jìn)出口總額占GDP比重衡量；（6）基礎(chǔ)設(shè)施，用人均道路面積衡量；（7）城市規(guī)模，用城市總?cè)丝诘膶?duì)數(shù)衡量；（8）人力資本，使用每萬(wàn)人在校大學(xué)生人數(shù)表示。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

（三）土地資源錯(cuò)配與城市綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的特征事實(shí)分析

在進(jìn)行具體的實(shí)證分析之前，本文首先繪制了土地資源錯(cuò)配與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖2）。①由于觀測(cè)值較多，為了更清晰地描繪土地資源錯(cuò)配與城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，本文使用Stata 軟件的binscatter命令繪制散點(diǎn)圖，該命令可以通過(guò)分組的方法減少散點(diǎn)數(shù)量，同時(shí)保證散點(diǎn)的分布格局與總體分布相似，且擬合曲線斜率不變。可以看出，土地資源錯(cuò)配與城市綠色技術(shù)創(chuàng)新之間呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在一定程度上支持了前文的理論分析。當(dāng)然，土地資源錯(cuò)配與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系還需通過(guò)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析進(jìn)一步驗(yàn)證。

圖2 土地資源錯(cuò)配與城市綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系散點(diǎn)圖

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文采用逐步回歸法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，表2 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）列為未加入控制變量的估計(jì)結(jié)果，核心解釋變量土地資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)為-0.151，且在5%的水平上顯著，初步表明土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的負(fù)向影響。第（2）～（5）列為依次加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)等控制變量后的估計(jì)結(jié)果，可以看出，土地資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)和顯著性未發(fā)生明顯改變，進(jìn)一步表明土地資源錯(cuò)配顯著抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）機(jī)制分析

前文的理論分析結(jié)果表明，土地資源錯(cuò)配主要是通過(guò)影響地方政府行為進(jìn)而抑制城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。為驗(yàn)證“土地資源錯(cuò)配→地方政府行為→城市綠色技術(shù)創(chuàng)新”這一邏輯，本文分別從地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)以及地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度兩個(gè)維度進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表3 報(bào)告了中介效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，其中，第（1）～（3）列為以財(cái)政支出結(jié)構(gòu)作為中介變量的估計(jì)結(jié)果，第（4）～（6）列為以環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為中介變量的估計(jì)結(jié)果。①由于部分城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失，故表3 第（4）～（6）列樣本量略小于基準(zhǔn)回歸的2309 個(gè)。

表3 機(jī)制分析

從地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)渠道看，表3 第（1）列估計(jì)結(jié)果對(duì)應(yīng)于表2 第（5）列的結(jié)果，反映了土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的總效應(yīng)。表3 第（2）列估計(jì)結(jié)果顯示，土地資源錯(cuò)配顯著降低了地方政府財(cái)政科技支出占比。第（3）列估計(jì)結(jié)果表明，財(cái)政科技支出占比的增加有利于城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，同時(shí)，第（3）列土地資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值為0.132，小于第（1）列的0.138，說(shuō)明財(cái)政科技支出占比在土地資源錯(cuò)配負(fù)向影響城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的過(guò)程中發(fā)揮了中介作用，從而驗(yàn)證了假說(shuō)1。

從地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度渠道看，表3 第（4）列估計(jì)結(jié)果顯示，土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)為-0.143。第（5）列估計(jì)結(jié)果表明，土地資源錯(cuò)配對(duì)地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響。第（6）列估計(jì)結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度未對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。這可能是因?yàn)?，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新本身存在“創(chuàng)新補(bǔ)償”和“遵循成本”正反兩方面的作用，使得其未能發(fā)揮出明顯的中間渠道作用。本文的實(shí)證結(jié)果表明，土地資源錯(cuò)配雖然降低了地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，但并未發(fā)現(xiàn)因此抑制城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證證據(jù)，假說(shuō)2 僅得到了部分驗(yàn)證。

（三）異質(zhì)性分析

1.綠色專利類型的異質(zhì)性。既有研究表明，專利不僅有數(shù)量之分，也有質(zhì)量之別。一般而言，在不同專利類別中，發(fā)明專利的申請(qǐng)周期最長(zhǎng)、申請(qǐng)難度最大、所包含的技術(shù)含量也最高。［22］那么，土地資源錯(cuò)配對(duì)不同類型綠色專利的影響是否存在異質(zhì)性？為檢驗(yàn)土地資源錯(cuò)配對(duì)不同類型綠色創(chuàng)新的影響，本文分別以綠色發(fā)明專利授權(quán)數(shù)和綠色實(shí)用新型專利授權(quán)數(shù)的對(duì)數(shù)作為被解釋變量，并分別進(jìn)行回歸。

表4 報(bào)告了不同類型綠色專利作為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯冢?）列土地資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)為-0.288，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明在其他條件不變的前提下，工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地供應(yīng)面積占建設(shè)用地總供應(yīng)面積比重每提高1 個(gè)百分點(diǎn)，將使得城市綠色發(fā)明專利數(shù)量降低約28.8%；第（2）列土地資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)雖然為負(fù)，但不顯著，表明土地資源錯(cuò)配對(duì)綠色實(shí)用新型專利不存在顯著影響。由此可見(jiàn)，土地資源錯(cuò)配僅抑制了高質(zhì)量的綠色技術(shù)創(chuàng)新，而對(duì)低質(zhì)量的綠色技術(shù)創(chuàng)新并未產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響。也就是說(shuō)，土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新具有“減量降質(zhì)”的雙重負(fù)向作用。

表4 綠色專利類型的異質(zhì)性

2.城市基本特征的異質(zhì)性。土地資源錯(cuò)配對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響可能因城市基本特征不同而有所差異。為此，本文將分別從城市區(qū)位和城市規(guī)模兩個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。首先，地理區(qū)位是城市的固有基本屬性，本文按通常的東、中、西部地區(qū)劃分方式，將樣本城市劃分為東部地區(qū)城市和中西部地區(qū)城市兩個(gè)子樣本進(jìn)行分組回歸。其次，城市規(guī)模大小體現(xiàn)了城市的要素集聚能力，本文借鑒聶長(zhǎng)飛等的研究，將300 萬(wàn)及以上人口城市定義為規(guī)模較大城市，300 萬(wàn)以下人口城市則定義為規(guī)模較小城市，進(jìn)行分樣本回歸。［23］

表5 報(bào)告了城市基本特征異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯恋刭Y源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)在中西部地區(qū)和規(guī)模較小城市顯著為負(fù)，說(shuō)明土地資源錯(cuò)配會(huì)顯著降低這些城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平；相反，土地資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)在東部地區(qū)和規(guī)模較大城市雖然為負(fù)但不顯著，說(shuō)明土地資源錯(cuò)配對(duì)這些城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平不存在明顯的負(fù)向影響。這可能是因?yàn)?，相?duì)于中西部地區(qū)和規(guī)模較小城市而言，東部地區(qū)和規(guī)模較大城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高，土地資源配置的市場(chǎng)化程度也相對(duì)較高，這些地區(qū)土地資源錯(cuò)配程度相對(duì)較低，最終使得其對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新未能產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)。［24］

表5 城市基本特征的異質(zhì)性

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)。盡管本文引入了多個(gè)影響城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的控制變量，但仍可能遺漏部分城市特征和其他不可觀測(cè)因素?？紤]到這一問(wèn)題，本文借鑒豆建民等的做法，設(shè)計(jì)了如下安慰劑檢驗(yàn)：將不同城市的土地資源錯(cuò)配程度進(jìn)行隨機(jī)分配，得到虛擬的土地資源錯(cuò)配數(shù)值，并重新進(jìn)行回歸分析。［25］將上述過(guò)程重復(fù)進(jìn)行1000 次，即可得到1000 次“虛擬”的估計(jì)結(jié)果。圖3 繪制了1000 次回歸中土地資源錯(cuò)配t值的核密度圖，可以發(fā)現(xiàn)，安慰劑檢驗(yàn)的t值分布與正態(tài)分布較為接近，說(shuō)明遺漏變量和其他不可觀測(cè)因素并未對(duì)本文的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。除安慰劑檢驗(yàn)外，本文還分別從四個(gè)方面對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6 所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，替換核心解釋變量。本文參考謝冬水的研究，采用工礦倉(cāng)儲(chǔ)用地出讓面積的對(duì)數(shù)值作為土地資源錯(cuò)配的替代變量，并重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6 第（1）列。［26］第二，解釋變量滯后一期?？紤]到土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響可能具有滯后性，同時(shí)，為緩解反向因果帶來(lái)的估計(jì)偏誤，本文對(duì)解釋變量進(jìn)行滯后一期處理，并重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6 第（2）列。第三，排除異常值的干擾。為排除研究樣本中可能存在的異常值對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，本文對(duì)所有變量進(jìn)行1%水平上的Winsorize處理，并重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6 第（3）列。第四，變換研究樣本?？紤]到直轄市樣本行政地位特殊，為排除這一特殊因素對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的干擾，本文剔除了直轄市樣本，并重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6 第（4）列?？梢园l(fā)現(xiàn)，無(wú)論采用何種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步表明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，即土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。

五、結(jié)論與政策建議

在中國(guó)，地方政府主導(dǎo)下的土地資源錯(cuò)配可能對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生長(zhǎng)期的不利影響，進(jìn)而阻礙“碳達(dá)峰”和“碳中和”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。本文基于中國(guó)2009 ～2017 年283 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，首次系統(tǒng)考察了土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制，并得到了如下主要研究結(jié)論：第一，土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，在經(jīng)過(guò)安慰劑檢驗(yàn)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，這一結(jié)論依然成立。第二，機(jī)制分析表明，土地資源錯(cuò)配扭曲了地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，降低了城市財(cái)政科技支出，進(jìn)而抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。此外，土地資源錯(cuò)配雖然降低了地方政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，但并未因此進(jìn)一步降低城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。第三，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，土地資源錯(cuò)配僅降低了綠色發(fā)明專利數(shù)量，而未降低綠色實(shí)用新型專利數(shù)量。同時(shí)，土地資源錯(cuò)配對(duì)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響僅在中西部地區(qū)和規(guī)模較小城市存在。

基于研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：首先，完善財(cái)稅制度和地方官員績(jī)效考核機(jī)制，從源頭上緩解地方政府財(cái)政壓力和約束地方政府招商引資的“底線競(jìng)爭(zhēng)”行為，進(jìn)而從根本上遏制“以地融資”和“以地謀發(fā)展”模式。其次，緩解土地資源錯(cuò)配對(duì)地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的負(fù)向影響。本文的研究表明，土地資源錯(cuò)配通過(guò)扭曲地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)進(jìn)而抑制了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新，因此，除了需要緩解土地資源錯(cuò)配本身，還需要出臺(tái)相關(guān)政策減少其對(duì)地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的直接影響。2021 年6 月的《關(guān)于將國(guó)有土地使用權(quán)出讓收入、礦產(chǎn)資源專項(xiàng)收入、海域使用金、無(wú)居民海島使用金四項(xiàng)政府非稅收入劃轉(zhuǎn)稅務(wù)部門(mén)征收有關(guān)問(wèn)題的通知》，無(wú)疑是對(duì)地方政府土地財(cái)政收入的管控，可以一定程度上減輕土地資源錯(cuò)配導(dǎo)致的地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)扭曲現(xiàn)象。最后，加大對(duì)欠發(fā)達(dá)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的政策支持力度。由于土地資源錯(cuò)配僅抑制了中西部地區(qū)和規(guī)模較小城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，而這些城市本身的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平相對(duì)較低、難度相對(duì)較大，土地資源錯(cuò)配會(huì)導(dǎo)致這些城市與其他城市的差距進(jìn)一步擴(kuò)大，因此，有必要重點(diǎn)關(guān)注這些城市并加大對(duì)其綠色技術(shù)創(chuàng)新的政策支持力度。

責(zé)任編輯：任 玲