“雙碳”背景下綠色財政激勵政策的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化效應(yīng)

摘要 良好的生態(tài)環(huán)境是最公平的公共產(chǎn)品，是最普惠的民生福祉，是實現(xiàn)中華民族永續(xù)發(fā)展的內(nèi)在要求。綠色財政激勵政策作為促進綠色發(fā)展、應(yīng)對氣候變化公共政策體系中的關(guān)鍵性制度安排，其有效實施能夠顯著改善產(chǎn)業(yè)的碳排放績效，促進“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)。然而，現(xiàn)有研究大多忽略其對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的財政驅(qū)動作用?；诖?，該研究選取2007—2021年中國281個城市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，運用非徑向超效率SBM模型測算各城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，并以“節(jié)能減排財政政策綜合示范城市”為外部政策沖擊，通過多期雙重差分法實證考察綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響及其傳導(dǎo)機制。研究表明：綠色財政激勵政策能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展，并且這一結(jié)果在經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、排除干擾政策等一系列有效性識別和穩(wěn)健性檢驗后依然成立。作用機制檢驗表明：綠色財政激勵政策能夠通過激勵型的環(huán)境規(guī)制、財政補貼的資金扶持以及財政支出的綠色創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。進一步地，從城市行政等級、工業(yè)特征和財政自給率等角度對綠色財政激勵政策的異質(zhì)性進行分析，發(fā)現(xiàn)綠色財政激勵政策更能對高等級城市、非老工業(yè)基地城市和高財政自給率城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)揮促進作用。鑒于此提出：總結(jié)試點政策的成功經(jīng)驗，根據(jù)城市自身特點實施差異化的綠色財政激勵政策；重視綠色財政激勵政策的財政激勵作用，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)；有效發(fā)揮綠色財政激勵政策對企業(yè)的低碳引導(dǎo)效應(yīng)，推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展，助力實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)。

關(guān)鍵詞 綠色財政激勵政策；產(chǎn)業(yè)生態(tài)化；“雙碳”目標(biāo)；多期雙重差分模型

中圖分類號 F812. 0；F062. 2 文獻標(biāo)志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）07-0184-13 DOI：10. 12062/cpre. 20240315

中共二十大報告指出，要以中國式現(xiàn)代化推進中華民族偉大復(fù)興。其中，構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系是重中之重。中國式現(xiàn)代化首先是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化，現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系必須是綠色低碳的產(chǎn)業(yè)體系。然而，傳統(tǒng)發(fā)展階段過多依賴增加物質(zhì)資源消耗、規(guī)模粗放擴張以及高能耗高排放產(chǎn)業(yè)的發(fā)展模式造成了資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴重、生態(tài)系統(tǒng)退化等一系列問題，嚴重影響了人民群眾的生命健康與經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。進入新時代以來，黨中央加強對生態(tài)文明建設(shè)的全面領(lǐng)導(dǎo)，把生態(tài)文明建設(shè)擺在全局工作的突出位置［1］。作為經(jīng)濟發(fā)展的核心與基礎(chǔ)，產(chǎn)業(yè)是決定經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量與碳排放強度的責(zé)任主體，實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)關(guān)鍵在于盡快形成綠色低碳的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系［2］。中國碳核算數(shù)據(jù)庫（CEADs）有效數(shù)據(jù)顯示，2022年，中國碳排放量累計110億t，約占全球碳排放量的28. 87%。其中，電力行業(yè)排放量51億t，占全國排放量的46. 37%。傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)仍然是頭號碳排放大戶，而產(chǎn)業(yè)生態(tài)化作為不可忽視的碳減排途徑，終將成為實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的強力助推劑［3］。

盡管近年來中國財政投入持續(xù)發(fā)力，試圖通過加大環(huán)保投入力度、提高資源利用效率，以促進經(jīng)濟低碳化、無碳化，但資金瓶頸始終是制約產(chǎn)業(yè)生態(tài)化進程的一大阻礙［4］。綠色財政激勵政策作為經(jīng)濟激勵型工具，是政府為了推進經(jīng)濟綠色發(fā)展而頒布實施的以綠色為導(dǎo)向的補貼政策［5］，能進一步增強資金保障能力，有效提高資金統(tǒng)籌協(xié)調(diào)能力，使資金投入結(jié)構(gòu)明顯優(yōu)化，以推動產(chǎn)業(yè)的綠色低碳發(fā)展。因此，如何利用綠色財政激勵政策解決中國當(dāng)前環(huán)境政策單一化問題，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)向生態(tài)化、綠色化發(fā)展，已成為實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)和中國經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展的應(yīng)有之義。那么，綠色財政激勵政策是否有效促進了產(chǎn)業(yè)生態(tài)化？又是通過什么路徑與機制實現(xiàn)這種影響的？目前鮮有學(xué)者對其進行深入探究。本研究試圖回答上述問題，這對于中國未來完善財政政策體系，助力地區(qū)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型，有序推進實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)具有一定的借鑒意義。

1 文獻綜述

從現(xiàn)有研究來看，與本研究密切相關(guān)的文獻主要分為3類。第一類文獻主要關(guān)注綠色財政激勵政策及其政策效應(yīng)。綠色財政激勵政策是指在保持經(jīng)濟調(diào)控功能的同時，發(fā)揮污染治理、節(jié)能減排、生態(tài)保護等管理功能，有助于經(jīng)濟綠色發(fā)展的激勵型財政政策［6］。理論上，綠色財政激勵政策可以通過財政補貼和污染治理投資等方式鼓勵企業(yè)生產(chǎn)符合環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的產(chǎn)品，直接約束企業(yè)的排污行為，激勵企業(yè)提高要素使用率，促進節(jié)能減排［7］。實踐中，部分文獻利用財政試點和示范政策，借助雙重差分法等評估綠色財政激勵政策的實施效果，而“節(jié)能減排財政政策綜合示范城市”（以下簡稱為“節(jié)能減排財政政策”）作為其中的一項典型代表，對其進行相關(guān)實證檢驗?zāi)転榭疾炀G色財政激勵政策的政策效應(yīng)提供經(jīng)驗證據(jù)。例如，薛飛等［8］把“節(jié)能減排財政政策”作為準(zhǔn)自然實驗，探究了其碳減排效應(yīng)；Lin等［9］采用雙重差分法分析了“節(jié)能減排財政政策”對減排和經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)該政策在保證經(jīng)濟穩(wěn)定增長的同時，能夠有效降低污染排放，而且還可以提升示范城市的生態(tài)效率。

第二類文獻主要研究產(chǎn)業(yè)生態(tài)化測度及其影響因素。產(chǎn)業(yè)生態(tài)化是研究產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)如何運作、規(guī)制以及其與生物圈的相互作用，并基于對生態(tài)系統(tǒng)的認識，決定如何進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整，以使其與自然生態(tài)系統(tǒng)的運行相協(xié)調(diào)［10］。關(guān)于產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的測度方面主要可以歸納為兩類：一類是通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的評價指標(biāo)體系，基于主成分分析法［11］、因子分析法［12］、熵權(quán)法［13］和耦合協(xié)調(diào)法［14］等方法進行測度；另一類是通過Lotka?Volterra、SBM?DEA等模型測算產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平［15-16］。產(chǎn)業(yè)生態(tài)化是由自然因素、經(jīng)濟因素與社會因素等多種因素相互影響、相互制約形成的復(fù)合系統(tǒng)［17］，普遍認為資源能源消耗、污染排放、技術(shù)創(chuàng)新、對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費水平、經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)聚集度等均是影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的重要因素［4， 18-19］。也有學(xué)者從空間視角對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響因素進行實證分析，如李坤等［20］通過動態(tài)空間面板模型，從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新驅(qū)動、生態(tài)建設(shè)、市場機制和基礎(chǔ)設(shè)施五個方面對中國產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的影響因素進行分析。而財政政策作為影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的又一重要因素，其作用效果一直被低估，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化實際上具有強烈的財政驅(qū)動特征［21］。例如，鮑丙飛等［22］發(fā)現(xiàn)，財政轉(zhuǎn)移支付的提高不僅能夠顯著促進當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)的生態(tài)化發(fā)展，還會提高鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展水平。同時，如果產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展缺乏財政激勵，利益驅(qū)動力度不夠，相關(guān)企業(yè)開展產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的主動性將會降低［23］。

第三類文獻主要探討“雙碳”目標(biāo)與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化之間相輔相成的關(guān)系。根據(jù)中國能源平衡表的分部門統(tǒng)計特點，各地區(qū)碳排放來源可分為相對獨立的3個部門：發(fā)電、產(chǎn)業(yè)和生活［24］，產(chǎn)業(yè)作為碳排放和能源消耗的主要部門，不僅是碳減排的主力軍，也是實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的重要領(lǐng)域。處于不同發(fā)展階段的國家或地區(qū)，其產(chǎn)業(yè)碳排放強度受多重因素影響，主要包括：能源強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)［25］，而降低能源強度、開發(fā)利用新型清潔能源、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)與能源結(jié)構(gòu)不僅是實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的重要措施，也正是產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的具體表現(xiàn)形式［13，19，26］。同時，在生態(tài)補償政策實施背景下，“雙碳”目標(biāo)的提出又會促使地方政府加快淘汰當(dāng)?shù)氐母呶廴酒髽I(yè)、培育綠色產(chǎn)業(yè)，從而進一步促進區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化［27］，故“雙碳”目標(biāo)與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化二者雙向促進、相輔相成。

綜上所述，不難發(fā)現(xiàn)既有文獻還存在以下兩點不足：一是研究方法方面，盡管有學(xué)者探究了財政政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響效應(yīng)，但多數(shù)采用逐步回歸、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)等研究方法［28-29］，這些方法難以從根本上克服回歸模型的內(nèi)生性問題，少有學(xué)者將雙重差分模型（difference?in?differences，以下簡稱DID）應(yīng)用在此研究中。此外，關(guān)于DID模型，現(xiàn)有研究大多利用傳統(tǒng)雙向固定效應(yīng)模型估計量（two?way fixed effects，以下簡稱TWFE）進行估計，但是近兩年多篇計量文獻指出多期DID估計的處理效應(yīng)可能存在潛在偏誤［30］，然而現(xiàn)有關(guān)于綠色財政激勵政策與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的文獻并未考慮到處理效應(yīng)異質(zhì)性問題。二是政策效應(yīng)方面，現(xiàn)有文獻關(guān)于綠色財政激勵政策實施效果的研究多數(shù)僅聚焦于碳減排方面［8-9］，尚未關(guān)注其對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響，而關(guān)于這一問題的考量對實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)和推動綠色經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的政策選擇具有重要的現(xiàn)實意義。

因此，本研究基于“雙碳”目標(biāo)約束，將“節(jié)能減排財政政策”視作一項準(zhǔn)自然實驗，采用多期DID 估計方法實證分析綠色財政激勵政策影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的內(nèi)在機理。相比已有文獻，本研究可能的邊際貢獻主要為：第一，就研究視角而言，本研究從綠色財政這一新視角考察了財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響，并通過嚴謹?shù)膶嵶C分析綠色財政激勵政策產(chǎn)生的生態(tài)經(jīng)濟效益，而不是單純地聚焦于其減排效應(yīng)。第二，就研究方法而言，本研究利用多期DID 模型對綠色財政激勵政策的政策效應(yīng)進行評估，較好解決了以往文獻中存在的內(nèi)生性問題，為綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響提供更科學(xué)的實證依據(jù)，并借鑒De Chaisemartin等［31］提出的“twowayfeweights”命令進行多期DID 模型的有效性檢驗，探索性解決多期DID研究設(shè)計中TWFE估計量造成的偏誤問題。第三，就研究內(nèi)容而言，本研究從環(huán)境規(guī)制的“生態(tài)化激勵效應(yīng)”、財政激勵的“資源配置效應(yīng)”和財政支出的“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”3個方面闡釋綠色財政激勵政策影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的作用機制，彌補現(xiàn)有文獻對其傳導(dǎo)機制分析不足的問題；并從城市行政等級、工業(yè)特征和財政自給率等角度對政策效果進行異質(zhì)性分析，豐富了相關(guān)研究內(nèi)容。

2 政策背景與研究假說

2. 1 政策背景

為破解經(jīng)濟發(fā)展中的環(huán)境污染這一全球性“老大難”問題，中共十八大提出“綠水青山就是金山銀山”的生態(tài)文明建設(shè)理念，中國生態(tài)文明建設(shè)從認識到實踐取得了歷史性、轉(zhuǎn)折性、全局性成就，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量日益提升。2013—2022 年，中國GDP 年均增長6. 3%，明顯高于同期世界2%左右的平均水平，逐步實現(xiàn)由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段的轉(zhuǎn)型，推動世界經(jīng)濟增長的穩(wěn)定器和發(fā)動機功能日趨穩(wěn)定，其中綠色財政激勵政策在“降排放、促轉(zhuǎn)型”中發(fā)揮著重要作用。早在“十一五”期間，國家就針對發(fā)展中造成的環(huán)境污染問題提出節(jié)能減排的相關(guān)政策措施，其后國務(wù)院在每個五年規(guī)劃期間均印發(fā)了節(jié)能減排綜合工作方案。2011年，財政部、國家發(fā)展改革委同意啟動“節(jié)能減排財政政策”的建設(shè)工作，于同年6月確定北京、深圳等8座城市為全國首批綜合示范城市，并于2013年10月和2014年10月先后確定石家莊、唐山等10個城市和天津、臨沂等12個城市作為第二批和第三批示范城市。

綠色財政激勵政策的核心是通過財政補貼激勵引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。2013年，國家發(fā)改委發(fā)布的《節(jié)能減排財政政策綜合示范指導(dǎo)意見》指出，示范城市要以城市為平臺開展為期3年的節(jié)能減排試點工作，同時明確提出中央財政將根據(jù)項目投資、地方投入和節(jié)能減排效果等情況給予綜合獎勵，而綜合獎勵項目則以示范城市的性質(zhì)為基礎(chǔ)來劃分：直轄市和城市群每年6億元、計劃單列市和省會城市每年5億元、其余城市每年4億元。并要求在示范階段，示范城市所在地的省級人民政府和市本級財政部門都將設(shè)立專項資金支持節(jié)能減排的示范項目。這一綠色財政激勵政策的激勵作用明顯，使得示范城市的節(jié)能減排指標(biāo)顯著優(yōu)于其余城市，如首批示范城市中的吉林市和新余市提前兩年完成“十二五”節(jié)能目標(biāo)，北京市、重慶市、長沙市和貴陽市等示范城市到2013年底節(jié)能減排目標(biāo)完成進度高達“ 十二五”規(guī)劃所制定目標(biāo)的75%?！肮?jié)能減排財政政策”為研究綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響提供了一個良好的準(zhǔn)自然實驗。

2. 2 研究假說

2. 2. 1 綠色財政激勵政策的“產(chǎn)業(yè)生態(tài)化效應(yīng)”

產(chǎn)業(yè)生態(tài)化是指在自然系統(tǒng)承受能力內(nèi)研究產(chǎn)業(yè)的運作方式，試圖通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以達到充分利用資源、減輕環(huán)境破壞，使得產(chǎn)業(yè)與自然系統(tǒng)協(xié)調(diào)運行，促進社會與經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展［10］。綠色財政激勵政策作為經(jīng)濟激勵型工具，能夠在建立系統(tǒng)完整的“生態(tài)文明制度體系”以及可持續(xù)發(fā)展中發(fā)揮激勵與引導(dǎo)作用［32］，為產(chǎn)業(yè)的綠色發(fā)展提供制度保障?！肮?jié)能減排財政政策”作為綠色財政激勵政策的具體實踐形態(tài)，能通過政府轉(zhuǎn)移支付、稅收優(yōu)惠、獎勵補貼等多種直接、間接手段激勵地方政府與企業(yè)著力解決自然資源利用率偏低、生產(chǎn)開發(fā)成本過高以及保護生態(tài)得不到合理回報等問題。由于中國大部分地區(qū)財政底子較為薄弱，地方政府難以承擔(dān)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型中較重的財政負擔(dān)，從而導(dǎo)致其難以投入足夠的財力去引導(dǎo)和支持產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化轉(zhuǎn)型發(fā)展［33］。而示范城市通過中央財政對其給予的資金獎勵，在一定程度上加大了財政資金的支持力度，并且提供的補貼優(yōu)惠能引導(dǎo)公眾購買新能源汽車、高效節(jié)能電器等綠色產(chǎn)品，從消費端推動綠色低碳消費市場的發(fā)展，從而促進企業(yè)為了減少環(huán)境成本開展生態(tài)化運營，淘汰其高能耗高污染的生產(chǎn)經(jīng)營方式，系統(tǒng)推進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型升級［34］。根據(jù)上述分析，本研究提出假說H1。

H1：綠色財政激勵政策能有效促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化。

2. 2. 2 環(huán)境規(guī)制的“生態(tài)化激勵效應(yīng)”

環(huán)境規(guī)制政策是推進綠色發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的重要方式和手段。“節(jié)能減排財政政策”提出的產(chǎn)業(yè)低碳化、交通清潔化等六項建設(shè)重點也進一步明確了示范城市的工作重心。為此，示范城市除了對超標(biāo)地區(qū)實行收取環(huán)境污染稅、排放廢棄物費等行政規(guī)制外，還通過排污權(quán)交易、環(huán)境補貼等一系列配套的激勵型環(huán)境規(guī)制工具對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型進行引導(dǎo)。而為了滿足環(huán)境補貼標(biāo)準(zhǔn)，大型重污染企業(yè)會購置相關(guān)的排污設(shè)備、使用節(jié)能降碳先進技術(shù)以及調(diào)整要素投入組合，從而實現(xiàn)節(jié)能減排［35］。中小污染企業(yè)沒有多余的能力更新排污設(shè)備，嚴格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)又增加了其環(huán)境成本，從而無法實現(xiàn)最優(yōu)規(guī)模，最終會被迫退出市場。長此以往，環(huán)境規(guī)制會形成一道隱形的綠色壁壘，使得重污染行業(yè)的企業(yè)數(shù)目減少。同時，本地生態(tài)環(huán)境的改善會吸引更多清潔型產(chǎn)業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)［36］，清潔型產(chǎn)業(yè)在環(huán)境規(guī)制的激勵下產(chǎn)生內(nèi)部規(guī)模的專業(yè)化集聚，吸引著生產(chǎn)要素的涌入，并不斷擴大規(guī)模和占比，從而以服務(wù)業(yè)為代表的清潔型產(chǎn)業(yè)會逐漸發(fā)展為支柱產(chǎn)業(yè)，促使產(chǎn)業(yè)向生態(tài)化轉(zhuǎn)型［37］。雖然在以GDP為核心的政績考核約束下，官員為了政績可能會導(dǎo)致地方政府做出不利于產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的行為，但2015年中央生態(tài)環(huán)保督察開始試點，對地方政府產(chǎn)生了強震懾作用［38］。近年來，中央生態(tài)環(huán)保督察也通過對公眾參與、績效反饋和績效問責(zé)等制度要素的強化，進一步督促了地方各級黨委和政府有效落實生態(tài)環(huán)境治理責(zé)任［39］。根據(jù)上述分析，本研究提出假說H2。

H2：綠色財政激勵政策能通過激勵型的環(huán)境規(guī)制推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。

2. 2. 3 財政激勵的“資源配置效應(yīng)”

資源配置作為財政政策的首要職能，能夠通過政府投資、稅收政策和財政補貼等直接手段來調(diào)節(jié)、帶動和引導(dǎo)財政資源的合理分配，進而間接引導(dǎo)土地、資本、勞動、技術(shù)等經(jīng)濟資源的高效配置。“節(jié)能減排財政政策”明確提出，在示范階段示范城市所在的省級人民政府和市本級財政部門都將設(shè)立專項資金支持節(jié)能減排的示范項目，在節(jié)能減排政策“組合拳”的支持下，將進一步加快節(jié)能減排綜合示范工作進程。中央財政拿出綜合獎勵資金，由示范城市統(tǒng)籌使用，解決了政策的盲點和空白，使現(xiàn)有政策之間充分銜接、填漏補缺，并且將中央及地方財政節(jié)能減排相關(guān)資金整合使用，也有效地避免了資金量小面廣效果不彰的不足，發(fā)揮了資金的疊加倍增效應(yīng)?！肮?jié)能減排財政政策”所帶來的政策紅利在一定程度上形成了財政激勵，在保障地區(qū)財力的基礎(chǔ)上帶動社會資本進入，吸引外資和對外貿(mào)易以形成資本集聚，引導(dǎo)創(chuàng)新人才集群攻關(guān)，以形成產(chǎn)業(yè)綠色低碳轉(zhuǎn)型的主要突破口［36］。同時，示范城市在綠色財政激勵政策的作用下，將一般性和專項轉(zhuǎn)移支付向環(huán)保產(chǎn)業(yè)傾斜［40］，給予環(huán)保產(chǎn)業(yè)一定的資金和資源支持，在很大程度上緩解了清潔型企業(yè)的內(nèi)部融資約束，提高財政資源配置本身的效率，發(fā)揮了對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的乘數(shù)效應(yīng)與導(dǎo)向功能［41］。根據(jù)上述分析，本研究提出假說H3。

H3：綠色財政激勵政策能夠通過財政補貼的資金扶持推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。

2. 2. 4 財政支出的“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”

綠色技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的主要動力來源，而政府科技經(jīng)費投入反映了其對當(dāng)?shù)乜萍紕?chuàng)新的重視程度，在綠色技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域，政府的引導(dǎo)和激勵作用十分重要［42］。綠色財政激勵政策安排的節(jié)能減排專項資金在一定程度上緩解了地方政府的財政壓力，增加了政府對科學(xué)技術(shù)和教育的支出。隨著科技以及教育經(jīng)費投入力度的增大，使得示范城市的教育水平、勞動力素質(zhì)以及企業(yè)的創(chuàng)新能力都得以提升，為產(chǎn)業(yè)的科研創(chuàng)新提供了有力的技術(shù)支持，推動了示范城市創(chuàng)新環(huán)境的形成。而企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)對產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)d04321973a8d854a4746741e7acf8063化有著短期的促進作用，勞動密集型和資源密集型行業(yè)在此作用下逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)密集型行業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化、合理化以及生態(tài)化［43］。同時，綠色財政激勵政策中涉及的節(jié)能減排約束性指標(biāo)與示范城市歷年的工作績效考核直接掛鉤，很大程度上強化了政府責(zé)任［44］。地方政府為了完成目標(biāo)，將加大節(jié)能減排力度，倒逼企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，并通過科技創(chuàng)新完善生產(chǎn)流程、提高資源利用效率、降低環(huán)境污染物排放，構(gòu)建綠色供應(yīng)鏈體系，推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。根據(jù)上述分析，本研究提出假說H4。

H4：綠色財政激勵政策能夠通過財政支出的綠色創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。

3 研究設(shè)計

3. 1 關(guān)于綠色財政激勵政策的自然實驗設(shè)計

評估綠色財政激勵政策產(chǎn)業(yè)生態(tài)化效應(yīng)的最大難點在于國家在選擇示范城市時，可能傾向于綜合實力較強的城市。一方面，這些城市的當(dāng)?shù)卣赡鼙旧砭透匾暜a(chǎn)業(yè)生態(tài)化；另一方面，這些城市具有較強的經(jīng)濟實力，能對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)生態(tài)化進行大量財力支持。而這個現(xiàn)實問題會在一定程度上導(dǎo)致“節(jié)能減排財政政策”的政策沖擊產(chǎn)生嚴重的“政策內(nèi)生性”，這種內(nèi)生性不是進行“實驗前測”“實驗后測”以及平行趨勢檢驗、穩(wěn)健性檢驗、安慰性檢驗等就能克服的［45］。因此，本研究試圖從最初示范城市的選擇上解決內(nèi)生性問題。首先，通過梳理3批示范城市名單可知，示范城市中包含了徐州、唐山等老工業(yè)基地城市，而這些城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通常伴有“三高”特征，工業(yè)生產(chǎn)方式粗放，當(dāng)?shù)卣雽崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化轉(zhuǎn)型往往較為困難。其次，示范城市范圍覆蓋了全國27個省份，且東、中、西部地區(qū)皆有分布，其中不僅包含了北京、深圳等發(fā)達的一線城市，也包括了銅陵、鐵嶺等發(fā)展相對落后的四五線城市，表明示范城市在城市規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平等方面均存在明顯差異，國家在示范城市的選擇上具有一定的隨機性，并未傾向于綜合實力較強的城市。

3. 2 關(guān)于多期雙重差分模型的設(shè)定

為了探究綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響，本研究將2011年開始分批實施的“節(jié)能減排財政政策”視為一項外生政策沖擊。這一外生事件為本研究利用雙重差分法評估識別綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響提供了良好的機會?？紤]到3批示范城市的政策實施時間并不一致，傳統(tǒng)的DID模型無法滿足本研究，因此，通過參考Beck等［46］的研究構(gòu)建了多期DID模型?；鶞?zhǔn)模型設(shè)定如下：

ieit = β0 + β1 policyit + γcontrolit + μi + νt + εit （1）

其中：ieit為被解釋變量，表示第t 年i 城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平；policyit為解釋變量，表示綠色財政激勵政策的虛擬變量，若i 城市在第t 年被列為示范城市并享受中央財政給予的綜合獎勵資金則賦值為1，否則賦值為0，其系數(shù)β1是本研究關(guān)注的重點，代表了綠色財政激勵政策的政策效果。若β1>0，表明綠色財政激勵政策能促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化；若β1<0，表明綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化有抑制作用；若β1=0，表明綠色財政激勵政策與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化無關(guān)。controlit為控制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平、對外開放水平等可能會對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化產(chǎn)生影響的一系列變量。β0為常數(shù)，γ 為控制變量系數(shù)向量，μi和υt分別代表各城市的個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

3. 3 變量定義

本研究聚焦綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響效應(yīng)，此外還在模型中納入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平、對外開放水平、經(jīng)濟發(fā)展水平和消費水平作為控制變量。一方面，在一定程度上克服了遺漏變量可能帶來的內(nèi)生性問題；另一方面也總結(jié)了已有文獻對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化影響因素的認識，并在此基礎(chǔ)上探索影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的新因素。

3. 3. 1 被解釋變量：產(chǎn)業(yè)生態(tài)化（ie）

“十三五”以來，中國一直堅持綠色發(fā)展理念，實施綠色發(fā)展戰(zhàn)略，加大節(jié)能減排力度，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色化改造，促進產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化發(fā)展。由于在城市以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中，經(jīng)濟活動在產(chǎn)生期望產(chǎn)出的同時也伴隨著廢氣、廢水和固體廢棄物等非期望產(chǎn)出，單純地只考慮期望產(chǎn)出將導(dǎo)致實證結(jié)果無法切實合理地反映各地區(qū)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的實際情況。故在此基礎(chǔ)上，本研究借鑒Tone［47］的研究方法，通過構(gòu)建包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測算產(chǎn)業(yè)的生態(tài)效率，以此表示產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化水平，具體算法如下：

式中：ie 表示產(chǎn)業(yè)生態(tài)效率值；n、m、r1和r2分別為決策單元個數(shù)、投入指標(biāo)個數(shù)、期望產(chǎn)出指標(biāo)個數(shù)和非期望產(chǎn)出指標(biāo)個數(shù)；k 和j 表示第k 或第j 個決策單元；i、s、q 分別表示第i 個投入指標(biāo)、第s 個期望產(chǎn)出指標(biāo)和第q 個非期望產(chǎn)出指標(biāo)；x、yd和yu分別為投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出矩陣中的元素；λ 為權(quán)重向量。

投入指標(biāo)方面，通過參考楊得前等［21］的做法，從財政政策研究視角出發(fā)，加入了“財政總支出”指標(biāo)，以反映當(dāng)?shù)卣畬Ξa(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的資金投入實力，從而更好地探究綠色財政激勵政策在產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展中所扮演的角色。此外，城市公園綠地面積作為衡量一個城市綠化水平的核心指標(biāo)［48］，一方面能從側(cè)面推動以風(fēng)景公園、森林公園、濕地公園為依托的生態(tài)旅游業(yè)、森林康養(yǎng)、休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，另一方面又能進一步增強對高層次人才等要素的吸引力，為產(chǎn)業(yè)由粗放式發(fā)展轉(zhuǎn)向生態(tài)化發(fā)展奠定人力資源基礎(chǔ)。因此，本研究還加入了“公園綠地面積”指標(biāo)，以反映當(dāng)?shù)卣畬G化的投入力度。同時，《節(jié)能減排財政政策綜合示范指導(dǎo)意見》中也涉及了提高污水收集率、處理率和建設(shè)科學(xué)的垃圾收運處理體系等內(nèi)容［49］。這不僅在一定程度上促進了垃圾處理、污染治理、清潔生產(chǎn)、廢物的再利用等生態(tài)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使其他產(chǎn)業(yè)朝著產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的方向靠攏，還會抵消人類活動帶給自然環(huán)境的負面影響，從而改善人們的生產(chǎn)、生活和生態(tài)環(huán)境［50］。故在期望產(chǎn)出方面，本研究選擇了“第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重”“污水集中處理率”以及“生活垃圾無害化處理率”3項指標(biāo)，分別反映產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出水平、生產(chǎn)生活的污水處理水平以及資源的循環(huán)利用水平［51-52］。為了進一步探究綠色財政激勵政策對于改善產(chǎn)業(yè)碳排放，實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)所發(fā)揮的作用，將“碳排放量”作為非期望產(chǎn)出。在此基礎(chǔ)上，考慮到目前造成中國環(huán)境污染的主要原因是工業(yè)“三廢”的過量排放，還加入了“SO2排放量”和“煙（粉）塵排放量”兩項指標(biāo)［21］。由于CO2和“三廢”的排放主要源自產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)性能耗，故采用上述三項非期望產(chǎn)出指標(biāo)作為產(chǎn)業(yè)的相關(guān)替代值。具體指標(biāo)說明見表1。

3. 3. 2 解釋變量：綠色財政激勵政策虛擬變量（policy）

將財政部、國家發(fā)展改革委在2011年、2013年以及2014年批準(zhǔn)的示范城市作為實驗組，其余地級及以上城市作為對照組。并將示范城市的虛擬變量賦值為1，其余城市賦值為0；將各批示范城市開始享受財政綜合獎勵資金之后的年份賦值為1，否則賦值為0；最終將組間虛擬變量與時間虛擬變量的交互項作為綠色財政激勵政策的政策變量，構(gòu)建為核心解釋變量。

3. 3. 3 控制變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化受到諸多因素的影響［18-20］，為了控制遺漏變量對實證研究的干擾，本研究納入了一系列控制變量，其中包括：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平（iu），采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值進行衡量；消費水平（cons），采用社會消費品零售總額占GDP比重進行衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp），用人均GDP衡量；對外開放水平（fdi），用外商投資企業(yè)數(shù)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)比重作為其代替指標(biāo)。

3. 4 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本研究面板數(shù)據(jù)介于2007—2021年?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性和完整性，未涉及香港、澳門、臺灣，并剔除了海東市、三沙市、儋州市、巢湖市、萊蕪市等缺失值較多或時序不一致的城市。同時，為了研究對象更具可比性，避免行政因素的干擾，本研究還剔除了北京市等4個直轄市，最終選定281個地級及以上城市作為研究樣本。所用原始數(shù)據(jù)主要源自《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。描述性統(tǒng)計見表2。產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的均值為0. 154，說明中國產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平不高，仍有較大發(fā)展空間；產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的最大值和最小值分別為1. 763和0. 007，說明各城市之間的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平存在較大差異。另外，所有控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果均在合理范圍內(nèi)，且與現(xiàn)有研究基本一致，不再贅述。

4 實證結(jié)果分析

4. 1 基準(zhǔn)回歸

基于前文構(gòu)建的模型，對假說H1 進行雙重差分檢驗，以探究綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的政策效應(yīng)。所有回歸分析均同時控制了城市和時間的固定效應(yīng)，基準(zhǔn)結(jié)果見表3。列（1）表示未加入控制變量的回歸結(jié)果，列（2）—列（5）表示逐一加入控制變量后的回歸結(jié)果。

表3的列（1）—列（5）結(jié)果顯示，核心解釋變量policy的回歸系數(shù)始終顯著為正。進一步分析列（5）的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，policy 的回歸系數(shù)為0. 112，且在5%水平上顯著，表明綠色財政激勵政策的實施使得示范城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平相比非示范城市提升11. 2個百分點，表明綠色財政激勵政策能顯著促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展，初步驗證了本研究提出的假說H1。同時，列（5）也解釋了其他控制變量的回歸結(jié)果。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的關(guān)鍵橋梁，其高度化水平的提升對要素投入、資源配置和污染物的排放等都發(fā)揮重要作用，在一定程度上促進了產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，這與程鈺等［4］的研究結(jié)論一致。消費水平的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明居民消費水平的提升能有效激發(fā)綠色消費潛力，促進消費體系合理轉(zhuǎn)型與消費綠色化，為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展注入動能，從而實現(xiàn)經(jīng)濟效益與生態(tài)效益共贏，這與郭付友等［17］的研究結(jié)論一致。經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展需要以經(jīng)濟為支撐，經(jīng)濟規(guī)模的擴大和調(diào)整帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理化，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升而增加，這與陸根堯等［18］的研究結(jié)論一致。對外開放水平的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明雖然對外開放水平的提升有利于當(dāng)?shù)匚鈬Y金和先進技術(shù)，但也可能存在發(fā)達國家為了自身生態(tài)環(huán)境將重污染企業(yè)向中國轉(zhuǎn)移［53］。因此，對外開放水平的提升雖然對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展有一定的正向影響，但作用效果并不明顯。

4. 2 多期DID有效性檢驗

4. 2. 1 平行趨勢檢驗

對于DID模型來說，滿足共同趨勢假設(shè)是進行政策評估的基本前提條件，為此通過借鑒Beck等［46］的做法，構(gòu)建如下模型對試點前后處理組和對照組的平行趨勢進行檢驗：

ieit = β0 + βk Σk = -4k = 5Dkit + δXit + μi + νt + εit （4）

式中：Dkit是以試點實行當(dāng)年為參照而生成的相對年份政策變量，入選的示范城市Dk變量為1，非示范城市Dk變量保持為0。由于樣本數(shù)據(jù)的時間區(qū)間為2007—2021年，覆蓋了政策實施的前4年和后10年，設(shè)定示范城市實施后第5年及之后所有年份為D5=1，其余變量設(shè)定與模型（1）一致。圖1展示了βk的估計結(jié)果和90%置信區(qū)間。實施綠色財政激勵政策前，置信區(qū)間都與0軸有交點，即實施綠色財政激勵政策前Dk的回歸系數(shù)均不顯著，說明示范城市與非示范城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平未存在顯著差異。政策實施后，Dk的回歸系數(shù)顯著，且示范城市和非示范城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的差異開始變大，政策的帶動作用開始顯現(xiàn)，平行趨勢檢驗通過。但在政策實施的第5年，其效應(yīng)有所下降，這可能與試點政策實行時間較短有關(guān)。

4. 2. 2 安慰劑檢驗

為了避免綠色財政激勵政策以外的其他因素對基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾，在確定政策起始時間保持不變的基礎(chǔ)上，通過隨機分配試點城市進行安慰劑測試。具體而言，從281個城市中隨機選取26個城市為處理組，假設(shè)這26個城市實施了綠色財政激勵政策，其他地區(qū)為對照組。圖2展示了500次隨機抽樣后“虛擬核心解釋變量”的回歸系數(shù)分布。估計系數(shù)集中在零點附近，且遠小于基準(zhǔn)回歸系數(shù)0. 112，同時其分布近似服從正態(tài)分布，P 值大多大于0. 10，在10%的水平上并不顯著。表明實施綠色財政激勵政策的政策效應(yīng)不受其他因素干擾，通過安慰劑檢驗。

4. 2. 3 反事實檢驗

實驗組與對照組具有可比性是采用DID模型的另一個假設(shè)前提條件，為此將政策時間分別提前2年和3年進行回歸，以此進行反事實檢驗，即考察實施綠色財政激勵政策前，虛擬變量policy 對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的影響。若核心解釋變量policy 的回歸系數(shù)顯著為正，則說明產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展很可能來自于其他政策變革或者隨機性因素，而不是綠色財政激勵政策的實施；如果此時policy 的回歸系數(shù)并不顯著為正，則說明產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的增量貢獻來自于綠色財政激勵政策的實施，具體結(jié)果見表4。在沒有控制變量和加入控制變量后，核心解釋變量policy 的回歸系數(shù)均不顯著，進一步證實了結(jié)論的穩(wěn)健性，通過反事實檢驗。

4. 2. 4 異質(zhì)性處理效應(yīng)檢驗

近年來，許多學(xué)者提出TWFE估計在識別多期DID模型的政策效果時，可能會因為異質(zhì)性處理效應(yīng)的存在使得其估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤［30， 54］。故本研究通過參考白俊紅等［55］的探究，構(gòu)建了多期DID雙向固定效應(yīng)模型估計的真實參數(shù)βreal，具體公式如下：

βreal = E （Σ（g，t）：Dg，t = 1W ） g，t Δg，t （5）

式中，Δg，t和Wg，t分別表示第g 個示范城市政策實施第t 年的處理效應(yīng)和處理效應(yīng)的相應(yīng)權(quán)重，當(dāng)負權(quán)重占比較大時，多期DID雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果可能并不穩(wěn)健。為此，通過運用Stata軟件中的“twowayfeweights”這一外部性命令對可能存在的異質(zhì)性處理效應(yīng)進行檢驗。結(jié)果顯示全部示范城市的各年度處理效應(yīng)Δg，t中，正權(quán)重之和為1，并不存在負權(quán)重，一定程度上表明了異質(zhì)性處理效應(yīng)對本研究的估計結(jié)果無實質(zhì)影響。

4. 3 穩(wěn)健性檢驗

4. 3. 1 剔除其他政策的影響

考慮到綠色財政激勵政策影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的凈效應(yīng)可能受到其他節(jié)能減排相關(guān)政策的影響，將國家發(fā)展改革委于2010年頒布的“低碳城市試點”政策作為樣本期內(nèi)潛在影響本研究估計結(jié)果準(zhǔn)確性的干擾性政策。為了排除其影響，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了“低碳城市試點”這一政策的虛擬變量lcc，回歸結(jié)果見表5的列（1），在考慮其他節(jié)能減排相關(guān)政策的影響后，核心解釋變量policy 的回歸系數(shù)為0. 086，在10%水平上顯著，表明政策評估效果較為穩(wěn)健。但通過與基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較可知，核心解釋變量policy 回歸系數(shù)的大小和顯著性均有所降低，主要原因可能是在“低碳城市試點”政策的驅(qū)動下，各示范城市相繼出臺了扶持綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)政策和財政稅收支持政策，以引導(dǎo)其產(chǎn)業(yè)向環(huán)保類、新興產(chǎn)業(yè)類發(fā)展，從而使得“節(jié)能減排財政政策”的政策效應(yīng)受到了干擾，一定程度上也驗證了政策疊加效應(yīng)的存在。

4. 3. 2 逐年傾向匹配得分（PSM?DID）

選擇逐年P(guān)SM?DID進行匹配以避免因樣本選擇性偏誤而導(dǎo)致的估計偏誤。首先將樣本逐年進行Logit回歸得到傾向得分，然后根據(jù)卡尺匹配法進行得分匹配，剔除未能參與匹配的樣本，再將每年的匹配樣本合并成一個新的面板數(shù)據(jù)，最后采用模型（1）進行回歸?；貧w結(jié)果見表5的列（2），核心解釋變量policy 的回歸系數(shù)在5%水平下顯著，表明政策評估效果的穩(wěn)健性。

4. 3. 3 其他穩(wěn)健性檢驗

除了剔除其他政策影響和進行逐年傾向匹配得分外，還進行了如下穩(wěn)健性檢驗：首先在對被解釋變量進行了上下1%縮尾處理的基礎(chǔ)上重新回歸；其次更換了被解釋變量的測算方法，通過借鑒魏麗莉等［13］的做法，構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的綜合指標(biāo)體系，并利用熵值法進行測算后重新回歸；最后，樣本的研究區(qū)間為2007—2021年，但由于2019年1月1日起正式開始施行個稅改革，為避免兩者統(tǒng)計口徑等方面可能存在不一致而對回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性造成干擾，剔除了2019年及以后的樣本，縮短樣本的研究年限以驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果見表5的列（3）—列（5），核心解釋變量policy 的回歸系數(shù)均顯著為正，進一步增強了本研究回歸結(jié)果的可信度。

4. 4 異質(zhì)性分析

4. 4. 1 城市行政等級異質(zhì)性

城市行政等級是政府行政干預(yù)的產(chǎn)物，行政等級不同的城市在政策優(yōu)惠、資源稟賦、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和科技創(chuàng)新等方面也具有一定的差異性?；诖?，把省會城市、副省會城市和國務(wù)院核定的“較大的市”界定為高等級城市，剩余城市則設(shè)定為低等級城市，進一步探究綠色財政激勵政策的實施對行政等級不同城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的異質(zhì)性影響，回歸結(jié)果見表6的列（1）和列（2）。綠色財政激勵政策對兩類城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展都有顯著的促進作用，但高等級城市的policy 系數(shù)大于低等級城市，說明其對高等級城市的政策效果要強于低等級城市。結(jié)合實際發(fā)展情況來看，高等級城市往往經(jīng)濟發(fā)展水平較高，產(chǎn)業(yè)發(fā)展也相對更加成熟，在技術(shù)創(chuàng)新、人力資本等方面都比低等級城市更具優(yōu)勢，能充分發(fā)揮綠色財政激勵政策帶來的政策紅利，為產(chǎn)業(yè)的綠色科技研發(fā)吸納充足的人才、資金和知識等各類要素資源，從而對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展有更加明顯的促進作用。

4. 4. 2 工業(yè)特征異質(zhì)性

老工業(yè)基地，是指計劃經(jīng)濟時期依靠國家投資建設(shè)而形成的門類比較齊全、相對集中的工業(yè)區(qū)域。隨著全球綠色經(jīng)濟受重視程度日益增強，良好的生態(tài)已然成為老工業(yè)城市提升、進階、晉級的關(guān)鍵一環(huán)，老工業(yè)城市的改造調(diào)整與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級工作刻不容緩。因此，將《全國老工業(yè)基地調(diào)整改造規(guī)劃（2013—2022年）》中列出的全國95個老工業(yè)基地劃分為老工業(yè)基地城市，并將剩余的歸為非老工業(yè)基地城市，回歸結(jié)果見表6 的列（3）和列（4）。綠色財政激勵政策對非老工業(yè)基地城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的影響在1％水平上顯著為正，而對老工業(yè)基地城市的影響則并不顯著。這可能是由于中國老工業(yè)基地大多集中于中西部地區(qū)，其地理條件和經(jīng)濟發(fā)展水平相對于非老工業(yè)基地城市較弱，且老工業(yè)基地城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通常伴有“三高”特征，工業(yè)生產(chǎn)方式粗放，使得其產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化轉(zhuǎn)型存在較大阻礙，故綠色財政激勵政策的短期推行難以對老工業(yè)基地城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展產(chǎn)生明顯的促進作用。

4. 4. 3 財政自給率異質(zhì)性

財政自給率是指地方一般預(yù)算收入對一般預(yù)算支出的覆蓋程度，用以衡量地方財政自力更生能力。而綠色財政激勵政策的實施效果在財政自給率不同的城市可能存在差異性。故選取各城市的一般預(yù)算收入占一般預(yù)算支出的比重來衡量財政自給率，并按中位數(shù)將樣本劃分為高財政自給率城市和低財政自給率城市兩組，回歸結(jié)果見表6的列（5）和列（6）。高財政自給率城市的回歸系數(shù)為0. 114，且在1%水平上顯著，而低財政自給率城市的回歸系數(shù)和顯著性均低于高財政自給率城市，表明綠色財政激勵政策在高財政自給率城市的執(zhí)行效果更理想。這可能是因為高財政自給率城市在財政收入方面具有更強的融資能力，地方政府自有財力更為充沛，從而更有能力負擔(dān)完善排污設(shè)施建設(shè)、推動廢水處理技術(shù)升級改造等一系列環(huán)保財政支出，進一步帶動了產(chǎn)業(yè)的生態(tài)化發(fā)展。同時，低財政自給率城市可能會受到更大的財政壓力，迫使其出于生存需求而減少了環(huán)保投入。

5 機制分析

根據(jù)前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，綠色財政激勵政策可以顯著促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展，并且政策效果會因為城市行政等級、工業(yè)特征和財政自給率的不同而存在異質(zhì)性，但綠色財政激勵政策如何影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的內(nèi)在機制仍有待分析。在前文理論分析的基礎(chǔ)上，對環(huán)境規(guī)制的“生態(tài)化激勵效應(yīng)”、財政激勵的“資源配置效應(yīng)”和財政支出的“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”的傳導(dǎo)機制進行驗證，并對模型（1）進行擴展，構(gòu)建綠色財政激勵政策影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化內(nèi)在機制的計量模型。

Mit = β0 + β1treatedit + γControlit + μi + νt + εit （6）

其中，Mit代表機制變量，其他變量的設(shè)定與模型（1）相同。

5. 1 環(huán)境規(guī)制的“生態(tài)化激勵效應(yīng)”

基于假設(shè)H2，選取環(huán)境規(guī)制強度（er）作為衡量“生態(tài)化激勵效應(yīng)”的替代指標(biāo)并進行機制檢驗。同時，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性及指標(biāo)的準(zhǔn)確性和綜合性考慮，參考了曹越等［56］的做法，以地區(qū)生產(chǎn)總值與能源消耗總量的比值表示。該指標(biāo)反映了能源利用率，一定程度上度量了政府針對環(huán)境所制定的一系列規(guī)則和條款的執(zhí)行效果。表7的列（1）顯示，綠色財政激勵政策與環(huán)境規(guī)制強度呈顯著正相關(guān)。結(jié)合理論分析來看，激勵型的環(huán)境規(guī)制能激勵企業(yè)落實整改工作，激發(fā)企業(yè)環(huán)保意識，促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級［33］，故綠色財政激勵政策能通過激勵型的環(huán)境規(guī)制推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，假設(shè)H2得以驗證。

5. 2 財政激勵的“資源配置效應(yīng)”

基于假設(shè)H3，選取政府支持力度（gov）作為衡量“資源配置效應(yīng)”的替代指標(biāo)，以財政支出占GDP比重表示。表7的列（2）結(jié)果顯示，綠色財政激勵政策顯著提升了政府支持力度，促進了財政激勵的形成。這說明綠色財政激勵政策能加強金融、稅收、資金等財政政策激勵，對有待綠色低碳轉(zhuǎn)型的產(chǎn)業(yè)板塊進行投資引導(dǎo)，精準(zhǔn)解決綠色環(huán)?？萍夹推髽I(yè)融資需求，通過財政補貼的資金扶持推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，假設(shè)H3得以驗證。

5. 3 財政支出的“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”

基于假設(shè)H4，選取綠色技術(shù)創(chuàng)新（tec）作為衡量“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”的替代指標(biāo)，以科教支出占財政支出比重表示。表7的列（3）結(jié)果顯示，綠色財政激勵政策顯著促進了城市綠色技術(shù)創(chuàng)新，呈現(xiàn)出較強的“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”。科技創(chuàng)新作為引領(lǐng)發(fā)展的第一動力和解決環(huán)境問題的利器，在節(jié)能減排工作的發(fā)展中起著舉足輕重的作用，產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展更是離不開綠色技術(shù)的助力。開發(fā)清潔能源行業(yè)等的綠色科技創(chuàng)新，有利于生態(tài)環(huán)境治理能力和治理水平的提升，從而能有效節(jié)約能源、減少排放，促進資源循環(huán)利用，對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化系統(tǒng)的經(jīng)濟效益和生態(tài)效益都具有正向的促進作用。進一步說明了綠色財政激勵政策可以通過促進綠色技術(shù)創(chuàng)新來推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，假設(shè)H4得以驗證。

6 研究結(jié)論與政策建議

6. 1 研究結(jié)論

綠色財政激勵政策的有效實施使得節(jié)能減排的制度框架在財政系統(tǒng)的支持下進一步優(yōu)化，加快了節(jié)能減排標(biāo)準(zhǔn)、法規(guī)和執(zhí)法體系的建立，助力“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)。本研究從環(huán)境規(guī)制的“生態(tài)化激勵效應(yīng)”、財政激勵的“資源配置效應(yīng)”和財政支出的“綠色創(chuàng)新效應(yīng)”三個方面具體闡釋了綠色財政激勵政策影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展的作用機理，基于2007—2021年中國281個城市的面板數(shù)據(jù)，運用非徑向超效率SBM模型測算了各城市的產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平，并把“節(jié)能減排財政政策”的實施視為一項準(zhǔn)自然實驗，借助多期DID法實證檢驗了綠色財政激勵政策對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響、傳導(dǎo)機制和異質(zhì)性。主要結(jié)論如下：綠色財政激勵政策能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的發(fā)展，并且這一結(jié)果在經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、反事實檢驗和異質(zhì)性處理效應(yīng)等有效性檢驗以及剔除其他政策影響和逐年傾向匹配得分等一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。作用機制檢驗表明：綠色財政激勵政策能夠通過激勵型的環(huán)境規(guī)制、財政補貼的資金扶持以及財政支出的綠色創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。從異質(zhì)性分析看，綠色財政激勵政策在高等級城市、非老工業(yè)基地城市和高財政自給率城市更能發(fā)揮對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的促進作用。

6. 2 政策建議

上述結(jié)論為政府應(yīng)對氣候變化、統(tǒng)籌污染治理和生態(tài)保護提供有力支撐，同時也為各地發(fā)掘綠色經(jīng)濟效益，推動產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展提供更多的政策選擇。

第一，總結(jié)“節(jié)能減排財政政策”經(jīng)驗，在綜合實力較強的高等級城市、非老工業(yè)基地城市和高財政自給率城市形成可復(fù)制、可推廣的經(jīng)驗?zāi)Ｊ?。根?jù)平行趨勢檢驗可知，在政策實施的第五年，其政策效應(yīng)有所下降。因此，建議對相關(guān)城市進行持續(xù)性補貼，強化財政資金支持引導(dǎo)作用，有效帶動更多金融資本、社會資本投資生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域。同時，在綜合實力較弱、完成產(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型較為困難的低等級城市、老工業(yè)基地城市和低財政自給率城市實施財政專項資金配套獎勵、貸款貼息補貼、債券資金支持等一系列扶持措施，解決財政政策體系支持不足的關(guān)鍵痛點，以財政政策的“含金量”提升生態(tài)環(huán)境的“含綠量”，更好服務(wù)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展。

第二，有效發(fā)揮綠色財政激勵政策對企業(yè)的低碳引導(dǎo)作用，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)“節(jié)水降耗減排”的綠色升級。不僅要重視環(huán)境污染防治投入，更要鼓勵碳捕獲、碳收集、碳循環(huán)利用等技術(shù)創(chuàng)新，而不是一味地征收排污費。加強廢氣焚燒爐、污水站等環(huán)境治理設(shè)施的建設(shè)，堅決遏制高耗能、高排放、低水平項目盲目發(fā)展，同步推進淘汰落后產(chǎn)能和過剩產(chǎn)能，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，降低碳排放，助力“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)。

第三，重視綠色財政激勵政策的財政激勵作用，蓄勢賦能產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展。制定以點帶面、點面結(jié)合的財政分層分類激勵辦法，通過整合現(xiàn)有資金，加大對國家級重點企業(yè)、重點領(lǐng)域的補貼力度，支持重點行業(yè)領(lǐng)域綠色低碳轉(zhuǎn)型，以點帶面，引領(lǐng)綠色發(fā)展重點突破。而對于低等級城市、老工業(yè)基地城市和低財政自給率城市，要在財政激勵的基礎(chǔ)上適當(dāng)增加促進產(chǎn)業(yè)綠色低碳發(fā)展的相關(guān)指標(biāo)，使激勵政策與單位產(chǎn)值或產(chǎn)品的碳排放強度等綠色低碳指標(biāo)掛鉤，對當(dāng)?shù)氐奈廴九欧判纬梢欢ǖ姆聪蚣s束作用。

第四，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，增加科學(xué)、教育以及環(huán)保支出，引導(dǎo)節(jié)能降耗。在財政政策加力提效的具體方向上，要更多地為培養(yǎng)和吸引高科技人才而作出調(diào)整，明確財政資金配置方向，緊扣社會主要矛盾變化和高質(zhì)量發(fā)展要求，加大重點扶持區(qū)域引進急需緊缺人才的財政保障力度和企業(yè)對核心技術(shù)的研發(fā)力度，為中國如期實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)提供有力科技支撐。

參考文獻

［1］ 成金華，李悅，陳軍. 中國生態(tài)文明發(fā)展水平的空間差異與趨同性［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2015，25（5）：1-9.

［2］ 于法穩(wěn)，林珊.“雙碳” 目標(biāo)下企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的促進策略［J］. 改革，2022（2）：144-155.

［3］ 黃蕊，劉昌新. 中國參與全球氣候治理的影響分析［J］. 地理研究，2017，36（11）：2213-2224.

［4］ 程鈺，李曉彤，孫藝璇，等. 我國沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化演變與影響因素［J］. 經(jīng)濟地理，2020，40（9）：133-144.

［5］ 童健. 碳中和約束下綠色財稅政策耦合機制研究［J］. 管理評論，2022，34（8）：15-28.

［6］ 洪源，袁莙健，陳麗. 財政分權(quán)、環(huán)境財政政策與地方環(huán)境污染：基于收支雙重維度的門檻效應(yīng)及空間外溢效應(yīng)分析［J］. 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2018，40（7）：1-15.

［7］ 朱小會，陸遠權(quán). 環(huán)境財稅政策的治污效應(yīng)研究：基于區(qū)域和門檻效應(yīng)視角［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2017，27（1）：83-90.

［8］ 薛飛，陳煦. 綠色財政政策的碳減排效應(yīng)：來自“節(jié)能減排財政政策綜合示范城市” 的證據(jù)［J］. 財經(jīng)研究，2022，48（7）：79-93.

［9］ LIN B Q，ZHU J P. Is the implementation of energy saving and emissionreduction policy really effective in Chinese cities： a policy evaluationperspective［J］. Journal of cleaner production，2019，220：1111-1120.

［10］ ERKMAN S. Industrial ecology： an historical view［J］. Journal ofcleaner production，1997，5（1-2）：1-10.

［11］ 秦曼，劉陽，程傳周. 中國海洋產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平綜合評價［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（9）：102-111.

［12］ 張媛媛，袁奮強，劉東皇，等. 產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的測度及其影響因素研究［J］. 長江流域資源與環(huán)境，2019，28（10）：2331-2339.

［13］ 魏麗莉，修宏巖，侯宇琦. 數(shù)字經(jīng)濟對城市產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的影響研究：基于國家級大數(shù)據(jù)綜合試驗區(qū)設(shè)立的準(zhǔn)自然試驗［J］. 城市問題，2022（11）：34-42.

［14］ 王禮剛. 漢江生態(tài)經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)生態(tài)化與生態(tài)產(chǎn)業(yè)化耦合協(xié)調(diào)發(fā)展研究［J］. 長江流域資源與環(huán)境，2022，31（6）：1198-1207.

［15］ 周甜甜，王文平. 基于Lotka?Volterra模型的省域產(chǎn)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)協(xié)調(diào)性研究［J］. 中國管理科學(xué)，2014，22（S1）：240-246.

［16］ SEPP?L?A J，MELANEN M，M?ENP?? I，et al. How can theeco?efficiency of a region be measured and monitore［J］. Journal ofindustrial ecology，2005，9（4）：117-130.

［17］ 郭付友，佟連軍，劉志剛，等. 山東省產(chǎn)業(yè)生態(tài)化時空分異特征與影響因素：基于17地市時空面板數(shù)據(jù)［J］. 地理研究，2019，38（9）：2226-2238.

［18］ 陸根堯，盛龍，唐辰華. 中國產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平的靜態(tài)與動態(tài)分析：基于省際數(shù)據(jù)的實證研究［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2012（3）：147-159.

［19］ 王信敏，丁浩. 產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出、能源結(jié)構(gòu)調(diào)整與產(chǎn)業(yè)生態(tài)化：基于我國工業(yè)部門的經(jīng)驗研究［J］. 軟科學(xué)，2017，31（6）：10-14.

［20］ 李坤，殷朝華. 高質(zhì)量發(fā)展對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化水平及地區(qū)差異的影響：基于動態(tài)空間面板杜賓模型［J］. 生態(tài)經(jīng)濟，2021，37（11）：40-45.

［21］ 楊得前，劉仁濟. 財政投入對中國產(chǎn)業(yè)生態(tài)化效率提升的實證研究［J］. 財經(jīng)理論與實踐，2017，38（1）：109-115.

［22］ 鮑丙飛，曾子洋，肖文海，等. 重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付對生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)：以江西省80個縣為例［J］. 自然資源學(xué)報，2022，37（10）：2720-2735.

［23］ 郭付友，高思齊，張全景，等. 多源數(shù)據(jù)視角下山東省限制開發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)生態(tài)轉(zhuǎn)型的時空異質(zhì)性識別［J］. 地理科學(xué)，2022，42（11）：1932-1942.

［24］ 卞勇，曾雪蘭. 基于三部門劃分的能源碳排放總量目標(biāo)地區(qū)分解［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（10）：106-114.

［25］ 張偉，朱啟貴，高輝. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化與產(chǎn)業(yè)體系低碳化發(fā)展［J］. 經(jīng)濟研究，2016，51（12）：62-75.

［26］ 逯承鵬，霍雨田. 黃河流域甘肅段產(chǎn)業(yè)生態(tài)化空間演化及溢出機制［J］. 地理科學(xué)，2023，43（6）：1122-1130.

［27］ 張紅鳳，李睿. 低碳試點政策與高污染工業(yè)企業(yè)績效［J］. 經(jīng)濟評論，2022（2）：137-153.

［28］ 王磊，李黎. 資源型產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展影響因素研究：以新疆為例［J］. 經(jīng)濟管理，2016，38（2）：34-46.

［29］ 郭曄，賴章福. 政策調(diào)控下的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2011（4）：74-83.

［30］ 劉沖，沙學(xué)康，張妍. 交錯雙重差分：處理效應(yīng)異質(zhì)性與估計方法選擇［J］. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2022，39（9）：177-204.

［31］ DE CHAISEMARTIN C，D’HAULTFOEUILLE X. Two?way fixedeffects estimators with heterogeneous treatment effects［J］. Americaneconomic review，2020，110（9）：2964-2996.

［32］ 呂敏，齊曉安. 我國綠色稅收體系改革之我見［J］. 稅務(wù)與經(jīng)濟，2015（1）：99-105.

［33］ 冉凈斐，曹靜，劉清峰. 南水北調(diào)中線水源地產(chǎn)業(yè)生態(tài)化轉(zhuǎn)型的路徑研究［J］. 區(qū)域經(jīng)濟評論，2021（4）：82-94.

［34］ 趙普. 重污染行業(yè)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的環(huán)境成本分擔(dān)機制與路徑研究［J］. 價格理論與實踐，2019（10）：4-8.

［35］ 鄭加梅. 環(huán)境規(guī)制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)與作用機制分析［J］. 財貿(mào)研究，2018，29（3）：21-29.

［36］ 楊書，范博凱，顧蕓. 投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性影響［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2022，32（5）：120-131.

［37］ 王勇，陳詩一，朱歡. 新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)視角下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型：事實、邏輯與展望［J］. 經(jīng)濟評論，2022（4）：59-75.

［38］ 張國興，林偉純，BIN S. 中央生態(tài)環(huán)境保護督察何以生效：基于弱排名激勵視角的實證分析［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2023，33（5）：60-74.

［39］ 姜雅婷， 杜焱強. 中央生態(tài)環(huán)保督察如何生成地方生態(tài)環(huán)境治理：基于岱海湖治理的長時段過程追蹤［J］. 管理世界， 2023，39（11）： 133-152.

［40］ 余紅艷，沈坤榮. 財政制度改革與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展：基于全景視野的績效評估［J］. 財政研究，2021（12）：34-47.

［41］ 儲德銀，建克成. 財政政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整：基于總量與結(jié)構(gòu)效應(yīng)雙重視角的實證分析［J］. 經(jīng)濟學(xué)家，2014（2）：80-91.

［42］ 余東華，王青. 國有工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新效率變化及影響因素：基于1998—2007年省域面板數(shù)據(jù)的DEA分析［J］. 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010，32（1）：94-101.

［43］ 孫燕銘，諶思邈. 長三角區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的時空演化格局及驅(qū)動因素［J］. 地理研究，2021，40（10）：2743-2759.·195

［44］ 王雅秋，李桂平. 山西打造全國能源革命排頭兵的內(nèi)在邏輯、現(xiàn)實困境與突破路徑［J］. 經(jīng)濟問題，2020（1）：95-102.

［45］ 陳林，萬攀兵，許瑩盈. 混合所有制企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新行為：基于自然實驗與斷點回歸的實證檢驗［J］. 管理世界，2019，35（10）：186-205.

［46］ BECK T，LEVINE R，LEVKOV A. Big bad banks： the winnersand losers from bank deregulation in the United States［J］. Journalof finance，2010，65（5）：1637-1667.

［47］ TONE K. A slacks?based measure of efficiency in data envelopmentanalysis［J］. European journal of operational research，2001，130（3）：498-509.

［48］ 馬凌，李麗梅，朱竑. 中國城市舒適物評價指標(biāo)體系構(gòu)建與實證［J］. 地理學(xué)報，2018，73（4）：755-770.

［49］ 國家發(fā)展和改革委員會. 節(jié)能減排財政政策綜合示范指導(dǎo)意見［J］. 中國資源綜合利用，2011（7）：12-13.

［50］ 韓順法，李向民. 基于產(chǎn)業(yè)融合的產(chǎn)業(yè)類型演變及劃分研究［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2009（12）：66-75.

［51］ 楊得前，劉仁濟. 地方財政支出對產(chǎn)業(yè)生態(tài)化的空間溢出效應(yīng)研究［J］. 財貿(mào)經(jīng)濟，2018，39（7）：49-64.

［52］ 宋洋，賀燦飛，YEUNG G，等. 中國資源型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對土地利用效率的影響［J］. 地理研究，2023，42（1）：86-105.

［53］ 蓋美，朱瑩瑩，鄭秀霞. 中國沿海省區(qū)海洋綠色發(fā)展測度及影響機理［J］. 生態(tài)學(xué)報，2021，41（23）：9266-9281.

［54］ GOODMAN?BACON A. Difference?in?differences with variationin treatment timing［J］. Journal of econometrics，2021，225（2）：254-277.

［55］ 白俊紅，張藝璇，卞元超. 創(chuàng)新驅(qū)動政策是否提升城市創(chuàng)業(yè)活躍度：來自國家創(chuàng)新型城市試點政策的經(jīng)驗證據(jù)［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2022（6）：61-78.

［56］ 曹越，陳文瑞，魯昱. 環(huán)境規(guī)制會影響公司的稅負嗎［J］. 經(jīng)濟管理，2017，39（7）：163-182.

（責(zé)任編輯：劉照勝）

基金項目：國家社會科學(xué)基金一般項目“基于國家認同的南疆新型城鎮(zhèn)化助推機制研究”（批準(zhǔn)號：20BJL090）；山東省重點研發(fā)計劃（軟科學(xué)）項目“科技支撐中國式現(xiàn)代化山東實踐路徑研究”（批準(zhǔn)號：2023RZA01004）。