海南大学学报(人文社科版)2023年06期

发布时间:2023-9-28 | 杂志分类:其他
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海南大学学报(人文社科版)2023年06期

周芷帆:我国国家治理结构的演进、转型和优化自治靠伦理,伦理造乡绅”原则[22]。新中国成立到改革开放伊始,这一时期的国家治理结构更倾向于管控的模式,这种传统的模式主体只能是政府,而社会、市场、企业和个人较少参与。政府主要通过行政手段达到国家管控的目的。尤其在新中国成立初期,国家治理结构最显著的特点是权力高度集中,中央权威确立。然而,它过于统一,使当地政府和社会失去了发展的活力。“中央的过度管制可能造成地方的身份性束缚,使得国家结构在纵向上形成类似于家长与子女之间的关系,在横向上形成类似于旁系血亲的兄弟姐妹关系。”[23]改革开放后,随着独立性和行政目标灵活性的进一步扩大,地方政府可以按照其独立意志治理相应事务,逐渐打破了高度集权的模式,形成了集权和分权的双重治理模式。换句话说,中央政府通过放权有效推动了经济体制改革,使地方经济得以快速恢复。这种放权方式赋予了地方政府更多的自主发展权力,激发了它们的改革热情,增强了国民经济的活力。但是,无论是对传统国家管控模式的总结,还是对现代国家治理模式的探索与实践,政府都是国家治理的主导者。概而言之,随着社会主义市场经济体制的逐渐确立,传统的国家管控... [收起]
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海南大学学报(人文社科版)2023年06期
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周芷帆:我国国家治理结构的演进、转型和优化

自治靠伦理,伦理造乡绅”原则[22]

。新中国成立到改革开放伊始,这一时期的国家治理结构更倾向于管

控的模式,这种传统的模式主体只能是政府,而社会、市场、企业和个人较少参与。政府主要通过行政手

段达到国家管控的目的。尤其在新中国成立初期,国家治理结构最显著的特点是权力高度集中,中央权

威确立。然而,它过于统一,使当地政府和社会失去了发展的活力。“中央的过度管制可能造成地方的身

份性束缚,使得国家结构在纵向上形成类似于家长与子女之间的关系,在横向上形成类似于旁系血亲的

兄弟姐妹关系。”[23]

改革开放后,随着独立性和行政目标灵活性的进一步扩大,地方政府可以按照其独立

意志治理相应事务,逐渐打破了高度集权的模式,形成了集权和分权的双重治理模式。换句话说,中央

政府通过放权有效推动了经济体制改革,使地方经济得以快速恢复。这种放权方式赋予了地方政府更

多的自主发展权力,激发了它们的改革热情,增强了国民经济的活力。但是,无论是对传统国家管控模

式的总结,还是对现代国家治理模式的探索与实践,政府都是国家治理的主导者。概而言之,随着社会

主义市场经济体制的逐渐确立,传统的国家管控模式已不能适应现代国家治理的需要。从传统管控到

现代治理的转型,体现的是国家治理主体由一元向多元的转型和国家治理方式由人治向法治的转化,反

映的是对国家治理能力和治理水平的新要求。

三、我国国家治理结构的路径优化

党的二十大报告明确提出,未来五年,国家的主要目标任务是继续深入推进“国家治理体系和治理

能力现代化”“到二〇三五年,我国发展的总体目标是基本实现国家治理体系和治理能力现代化”[24]

。中

国共产党、政府、社会力量和市场是国家治理的主体,他们在国家治理过程中扮演着不同的角色,在国家

治理结构中具有不同的功能。一个良好的国家治理体系只有在四者处于各自的位置,具有明确边界的

基础上,形成一个统一有机的整体,并实现良性互动时,才能更好地提高国家治理的效能。

(一)充分发挥党的领导在国家治理中的核心作用

中国共产党作为执政党,是中国特色社会主义事业的领导核心,也是国家治理的必然主体,更是领

导全国人民进行国家治理的核心。这一地位决定了在多元化的国家治理结构中必须坚持党的全面领

导,发挥党的领导核心作用。“作为现代政治的根本性标志,政党在国家治理中起着关键作用。中国共产

党处于国家权力架构中的核心位置,是最高政治领导力量。”[25]

强国建设、民族复兴,关键在党。中国共

产党在国家治理过程中,能否有效地发挥作用,关系到我国国家治理的成效。因此,党的集中统一领导,

是实现国家有效治理的根本保证。中国共产党在国家治理中处于核心地位,人民当家作主是党领导人

民治理国家的基本方略,依法治国是党领导人民治理国家的基本方式,三者统一于国家治理的伟大实践

中。党的领导是国家治理现代化的核心力量,人民当家作主是国家治理现代化的根本标准,依法治国是

国家治理现代化的基本遵循[26]

。而推进国家治理体系和治理能力现代化是为了完善和发展中国特色社

会主义制度,因此,国家治理必须要坚持党的领导、人民当家作主、依法治国三者的有机统一。中国革

命、建设、改革的实践证明,只有充分发挥党的领导在国家治理结构中的核心作用,才能不断提升国家治

理体系和治理能力现代化水平,推动党和国家各项事业高质量发展,从而实现强国建设、民族复兴的伟

大目标。

坚持党的全面领导是实现国家治理体系和治理能力现代化的必然选择。中国共产党具有强大的领

导力、组织力和号召力,在推进国家治理现代化的进程中能够有效发挥总揽全局、协调各方的领导核心

作用。作为国家治理的必然主体,中国共产党与西方国家的政党有着根本区别,前者是通过党中央和地

方各级组织自身作用而成为国家治理的主体。在多元化的国家治理中,各方利益主体都希望自己的利

益最大化,这就存在利益冲突。而在解决国家治理中出现的利益冲突时,中国共产党能够领导广大人民

重构国家治理体系,通过发挥国家制度的优势,协调各方利益,形成国家权力和社会的双向互动,以实现

国家、社会的稳定和发展,所以,在国家治理现代化的进程中,只有把中国共产党的领导和推进国家治理

现代化统一起来,才能更好地发挥国家治理结构的功能,实现国家治理体系和治理能力现代化,从而为

全面建设社会主义现代化国家和实现中华民族伟大复兴提供制度支撑。

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2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

(二)切实发挥政府在国家治理中的主导作用

政府是国家治理的主要主体,在国家治理现代化中发挥着主导作用。一个有效的政府,能实现经济

和社会的可持续发展。换而言之,“政府主导”可视为一种政府发挥主导作用的发展模式,是推进国家治

理体系和治理能力现代化的关键所在。“国家治理体系是一个有机整体,更是一项庞大的系统工程,不仅

需要宏观视角和整体思维,更需要长期投入,只有坚持‘党委领导、政府负责’才能完成这一浩大工

程。”[27]

一个现代化的国家治理结构,实质上是一个政府职能合理到位、权力边界清晰及公共权力不缺

位、不错位和不越位的治理体系。政府掌握着国家治理的权力,政府职能要由“全能型”向“有限型”转

变,对行政体制进行改革,突出政府的服务职能。“优化政府的管理、服务和决策模式,聚焦提升公共服务

供给精准度和时效性,加快推动公共服务供给从‘能办’向‘好办’转变,不断增强人民群众获得感、幸福

感、安全感。”[28]

发挥政府在国家治理中的主导作用,既符合现代国家治理的理念和要求,也符合当前我

国的基本国情。政府主导不是政府中心主义,而是要克服政府的一些不利因素,切实发挥政府的积极作

用。政府应尽量不干预具体事务,从顶层设计的角度对社会和市场行为进行战略规划。“自发形成的市

场存在市场失灵的问题,市场的有效运行离不开政府的动员和规制。”[29]

特别是政府应引导社会力量和

市场参与决策过程,同时,应依靠政府通过法治确保社会秩序的正常运行,监督约束社会力量和市场。

通过自由交换行为,市场允许各种要素充分交易,达到经济均衡状态,从而促进经济活动有效开展。国

家改革的目标是实现经济市场化,但在该过程中需要一个过渡期,涉及最优秩序问题,应由政府监管。

马克思、恩格斯在批判旧社会的过程中为新的、更美好社会的出现开辟了新道路,在阶级斗争的过

程中探索了社会发展的规律,在批判资本主义剥削性的基础上揭示了资本主义生产的无序性和政府自

由性,并明确了这种无序的根源。虽然政府是社会公共服务的提供者,肩负着公共服务的责任,但仅靠

政府很难改善人民的福利。在政府主导下,不同的治理主体之间要相互认同和协调,形成政府、社会力

量、市场的良性互动。在国家治理的过程中,政府发挥主导作用,一方面必须要转变自身职能,增强公共

服务能力;另一方面要把握好相应的权力边界,不断激发社会组织的活力,提升公众参与国家治理的能

力。简而言之,任何政府体制改革都必须处于相对稳定的状态,才能有效调节市场经济,逐步实现经济

平稳发展。

(三)积极发挥社会力量和市场在国家治理中的协同作用

社会力量是国家治理的参与性主体。“在适当的制度安排条件下,人类能够非常有效地自主解决自

己的公共问题,而不需要外在政府的干预。”[30]

在现代国家治理中,社会具有独立、多样化等特点,不仅能

够为人民提供贴近生活的服务,促进市场经济的发展,还能够监督权力体系。社会群体形成的习俗、习

惯对个人的思维和行为有一定的支配作用。在推进国家治理体系和治理能力现代化的过程中,来源于

人民积极性、创造性的社会力量,一方面能够以多种形式参与到国家治理中,在资源配置、社会服务及合

作机制等方面发挥积极作用;另一方面能够在保障社会稳定、改善民生、解决深层次矛盾和问题等方面

发挥重要作用,从不同角度增进人民福祉,提升公众获得感。因此,政府要充分利用社会力量,广泛吸纳

其积极参与国家治理。具体而言,政府要营造鼓励社会力量参与国家治理的良好氛围,建立健全其参与

国家治理的协同机制,积极引领社会组织参与国家治理。

市场也是国家治理的参与性主体。市场本身的强大经济优势是国家治理最重要的物质基础,也是

塑造国家治理形式的关键力量。党的十九届四中全会明确了资本市场在推进国家治理体系和治理能力

现代化中的地位和作用。亚当·斯密(Adam Smith)称市场为无形之手,正是这只无形的手控制着人们的

交易。在市场经济的调节下,市场本身发挥着重要作用。在经济发展方面,市场有其独特的优势,可以

实现资源的有效配置,改善供需关系,结合市场对生产的需求,实现资源利用效率的优化[31]

。对于市场

主体来说,有序竞争可以协调生产和需求之间的关系,不仅促进企业有效发展,还可以淘汰不合格企业,

为经济社会发展提供动力。政府可以出台公共政策,吸引市场力量的参与,为有效配置市场资源创造条

件,同时最大限度地提高人民的福利。在公共产品的供给过程中,如果仅仅依靠政府,就会出现权力寻

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周芷帆:我国国家治理结构的演进、转型和优化

租现象及高成本、低效率等弊端,导致一系列治理腐败问题。为避免上述问题的产生,政府应和市场深

入合作,吸引市场力量参与服务,接受社会各方面的监督,从源头上消除腐败。

四、结 语

国家治理结构的转型,既是国家治理理念的重大创新,又是实现国家治理体系和治理能力现代化的

重要条件。国家治理的过程本质上是党、政府、社会力量和市场之间的良性互动。在发挥国家治理的主

体作用时,需要各个利益主体在中国共产党的领导下,在厘定各自权责的基础上,勠力同心,实现多元治

理主体间的互动与共治,以提升国家治理能力,进而形成现代化的国家治理体系。在这一过程中,国家

治理主体的关系需要重构,而政府与市场的关系需要重新定位。国家治理的本质是国家汇聚所有力量,

优化配置所有资源,从而实现社会的平稳有序发展。此外,东西方国家在建立国家治理体系的过程中,

既有成功的经验,也有失败的教训。故我国的现代化国家治理理论与实践,应立足本土历史文化实际,

探索自己独特的治理模式,走中国特色的国家治理之路,并不断深入推进国家治理体系和治理能力现代

化,为实现中华民族伟大复兴提供更为完善的制度保证。

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2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

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[责任编辑:严孟春]

Evolution, Transformation and Optimization of

China's National Governance Structure

ZHOU Zhi-fana,b

(a. School of Marxism, b. Intelligent Technology and National Governance Research Center,

Northwestern Polytechnical University, Xi'an 710129, China)

Abstract: The national governance structure determines the direction of national governance and holds major

significance in achieving the modernization of the national governance system and governance capabilities.

The traditional unitary governance structure is no longer able to meet the requirements of the modernization

of national governance and must undergo transformation. Since the establishment of the People's Republic of

China, China has gradually formed comprehensive-style, performance-style, and collaborative-style national

governance structures in the exploration of national governance. The Third Plenary Session of the 18th CPC

Central Committee proposed that the overall goal of comprehensively deepening reforms is to advance the

modernization of the national governance system and governance capacity, which signals a significant innovation

in China's national governance structure. Adhering to the Party's overall leadership, the people's position as

masters of the country, and law-based governance respectively constitute the core, the fundamental, and the

basic principles for advancing the modernization of national governance. The Party, government, social forces,

and the market have different functions within the national governance structure. Only through the positive

interaction among them can the effectiveness of national governance be improved so as to further achieve the

goals of modernizing the national governance system and governance capacity.

Key words: national governance structure; modernization of governance; the Party's leadership

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2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大学学报(人文社会科学版)

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

基于目标导向的高校绩效审计研究

张丽红,马尚敏,包淑婷

(兰州大学 审计处,甘肃 兰州,730000)

[摘 要]为有效实施绩效审计、提高教育资金使用效益,本文以国家全面实施预算绩效管理战略部署为

指引,从高校内部审计促进高校治理的目标出发,对高校重大政策措施贯彻落实、预算资金、建设工程项目三

方面重点领域的绩效审计内容进行了研究,确保高校绩效审计工作与国家最新的绩效管理的各项要求顺畅衔

接,并以建设工程项目绩效审计为例创新性地建立了绩效审计评价指标体系,立足高校绩效审计现状提出了

推动高校绩效审计的发展建议,为高校绩效审计提供了实践参考。

[关键词]绩效审计;高等学校;指标体系

[中图分类号]F239.45 [文献标志码]A [文章编号]1004-1710(2023)06-0147-07

[DOI]10.15886/j.cnki.hnus.202306.0349

《审计署 2003至 2007年审计工作发展规划》首次明确要积极开展绩效审计,《“十四五”国家审计工

作发展规划》中要求将绩效理念贯穿于审计工作始终,从倡导独立型绩效审计实践到将绩效理念深入贯

穿到其他审计项目中[1]

,紧跟国家改革的步伐,适时调整政府审计监督重心,为我国全面推进绩效审计工

作的发展提供了经验支持与工作思路。在国家审计的引领和带动下,绩效审计于2004年后进入高校审

计工作范围。随着高等教育高速发展,2010年后高校绩效审计逐渐活跃,《教育部办公厅关于做好2010

年教育审计工作的通知》指出要“积极开展绩效审计”,使绩效审计成为高校强化财经监管的重要举措。

随后,绩效审计价值及理念进一步深入人心,高校审计部门将绩效审计纳入审计工作规划,印发绩效审

计管理制度,开始全面探索开展绩效审计项目。

2019年以来,党中央、国务院作出全面实施预算绩效管理的重大战略部署,全面实施预算绩效管理

是政府治理和预算管理的深刻变革,是推进国家治理体系建设及治理能力现代化建设的内在要求,也成

为了高校优化资源配置的重要措施,高校绩效审计再度被推上新的高度,深度探索绩效审计成为当前高

校内部审计工作的重要任务。近年来,虽然各高校已对绩效审计进行了积极探索,但是高校绩效审计仍

然存在实际困难。根据对75所教育部直属高校内部审计部门的绩效审计问卷调查结果显示,43.42%的

高校 2018年以来未开展过绩效审计项目,92% 的高校尚未建立绩效审计相关规章制度,84.21% 的高校

尚未建立专用的绩效审计指标体系。综上,国家全面预算绩效管理的实施、高校治理能力的建设以及高

校内部审计发展瓶颈的破解,都需要更加系统、深入地研究绩效审计,进而推动绩效审计实践更好地服

务于组织治理需要。

一、绩效审计概念、职责目标及文献综述

(一)绩效审计的概念

最高审计机关国际组织(INTOSAI)定义绩效审计是对政府事业、系统、运营、项目、活动或组织的经

济性、效率性和有效性进行独立、客观和可靠的考核,并判断其是否还有改进的余地。Boer在3E审计的

[收稿日期]2023-06-27

[基金项目]中国教育审计学会科研课题(JYSJ2021-14)

[作者简介]张丽红(1972-),女,甘肃白银人,兰州大学审计处高级审计师,主要从事高校内部审计理论及应用研究。

中国改革发展研究

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2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

基础上,加入了环境性和公平性指标,提出 5E 审计。中国内部审计准则《第 2202号内部审计具体准则

——绩效审计》(2014)第二条定义绩效审计是对本组织经营管理活动的经济性、效率性和效果性进行审

查和评价。高校绩效审计是高校内部审计对高校经济活动的经济性、效率性和效果性,也可延伸至对环

境性和公平性进行的监督、评价和建议。

(二)高校绩效审计的职责目标

教育部2020年出台的《教育系统内部审计工作规定》中明确规定了高校内部审计职责权限中包括按

照国家有关规定和本单位的要求,对本单位及所属单位的贯彻落实国家重大政策措施情况,发展规划、

战略决策、重大措施和年度业务计划执行情况,以及财政财务收支和预算管理情况等事项进行审计。绩

效审计作为一种审计类型,其审计职责与审计客体均被包含在上述规定中。绩效审计在高校内部审计

中的职责主要包括对高校资金、资产、资源的管理和使用以及与经济活动相关的重大政策措施贯彻落实

的经济性、效率性和效果性实施独立、客观的监督、评价和建议。

高校内部审计的目标是通过对本单位及所属单位财政财务收支、经济活动、内部控制、风险管理等

实施独立、客观的监督、评价和建议,促进单位完善治理、实现组织目标。基于内部审计促进高校“良治”

“善治”的目标,高校绩效审计应从防控治理风险的角度,坚持真实合法合规和效率效益效果相统一,以

提升高校绩效管理水平为抓手,促进高校治理体系和治理能力的现代化建设。

(三)文献综述

国外绩效审计诞生于20世纪30年代,经济危机下的西方国家为提高政府公信力而着力推广绩效审

计,至今西方国家已将绩效审计作为政府审计的主导业务,建立了完备的绩效审计管理体制,并配套制

订有绩效审计指南(手册)。世界审计组织(INTOSAI)2016年对原绩效审计指南进行了修订,美国审计

署2018年新发布的《政府审计准则》对绩效审计准则作了修订。绩效审计准则、指南集绩效审计理论和

实务研究于一体,凝聚了绩效审计实践的精华。近年来,Chen[2]

等认为可以将平衡记分卡和层次分析法

作为基础,对绩效审计指标体系中各个维度的指标进行分析,就这些指标分别确定其隶属度和权重值方

程,将其运用到某大学学科建设的数据分析,最终的结果显示该模型能合理对教学成果进行评价并有效

促进了学科建设;Johnsen[3]

等分析了绩效审计对公共行政影响的调查数据,研究表明绩效审计有助于推

动被审计单位改进管理和实效问责。

国内绩效审计研究至今已有30多年,研究成果主要集中在绩效审计的内容、方法、评价指标体系构

建等方面。代表性的观点包括贾云洁等[4]

研究指出在国家治理和财政现代化改革不断深入推进的背景

下,政府绩效审计日益受到重视;我国绩效审计的基本定位是监督并服务于国家治理,绩效审计内容从

资金管理使用向政策贯彻落实、项目管理过渡;审计署成都特派办理论研究会课题组等[5]

认为从预算执

行审计与全面预算绩效管理改革深度融合,按照预算管理全流程从宏观层面设计审计重点内容,审计方

法上突出大数据审计等现代手段;郑石桥[6]

认为绩效审计应当围绕绩效管理中特定事项与既定标准之间

的相符程度,结合具体项目收集证据并发表意见等。

国外的绩效审计理论研究成果丰富,绩效审计实施与管理模式较为成熟。我国的绩效审计理论研

究仍存在局限性,例如在执行国家全面预算绩效管理重大战略中高校审计如何立足,以及确定高校绩效

审计重点领域、绩效审计的重点内容、分类探索绩效审计指标评价体系、健全高校绩效审计规章制度和

内控规范、创新绩效审计方式方法等领域都值得高校内部审计深入研究。

二、高校绩效审计重点领域和内容

基于风险治理理论和绩效审计积极影响理论,本文认为绩效审计实现目标的路径主要为通过选择

高校改革发展中的重点难点作为审计对象,加强内部审计监督效能,从而发挥行政管理功能性作用防范

高校组织管理风险,通过提供改善绩效的整改意见和审计建议,从而发挥工具性作用防范管理风险;通

过传播绩效理念,改善被审计对象的绩效认知,从而发挥认知性预防作用推动财政资金聚力增效,提高

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第157页

张丽红等:基于目标导向的高校绩效审计研究

公共服务供给质量[7]

。本文以国家、教育部全面实施预算绩效管理的总体要求为指引,结合当前高校重

点工作,确定当前高校绩效审计的重点领域包括重大政策措施贯彻落实、预算资金、建设工程项目,对三

个领域的绩效审计的重点内容进行了研究。

(一)重大政策措施贯彻落实绩效审计

1.经济性审计 政策措施的贯彻落实涉及到相关的资金和项目,经济性审计应先从预算入手,关注在

政策措施贯彻落实的过程中相关预算的编制、调整、管理和执行情况,一般包括政策措施相关的专项资

金、专用设备等资源、构建相关组织机构的创办经费及运行经费等。一是关注相关预算管理的合规性,

是否存在无预算、超预算的相关支出;二是关注政策相关资金、资源的使用和管理情况,是否存在违规情

况以及资金资源的节约情况;三是关注投入的资金和资源与政策措施相关目标的一致性和相关资金资

源分配的公平性。

2.效率性审计 效率性审计主要内容包括:一是政策措施贯彻落实的及时性,相关配套政策措施出台

的及时性和实施的效率性;二是配套政策措施制订的规范性和科学性,与国家政策措施相关目标的一致

性和相关性;三是政策相关专项资金的执行率,是否存在资金使用低效和闲置浪费的情况以及政策相关

项目的完成率;四是政策措施相关的内部控制建立的及时性和执行的效率性;五是政策需要的体制机制

和组织机构的建立健全的及时性和效率性,相关机制的运行效率情况;六是政策措施执行过程中的信息

反馈机制的建立情况,信息反馈是否及时有效,是否根据外界反馈的信息及时调整和改进政策措施的贯

彻落实情况。

3.效果性审计 基于高校实际,效果性审计的主要内容一是要首先明确政策的目标,结合政策文本内

容、政策相关背景资料、并通过访谈、调查等方式综合确定政策目标;二是重点关注政策所蕴含的目标的

实现效果,即政策在促进分配公平性、促进稳定等方面的效果,充分发挥审计的政治保障功能;三是全面

评价政策的执行效果,可以通过问卷调查、访谈、座谈等方式获取师生对于政策执行效果的评价;四是揭

示政策贯彻落实中存在的问题,包括政策执行的偏差、未被贯彻落实的政策内容、配套政策措施与国家

政策目标内容不一致、政策执行不到位等问题;五是判断政策效果与政策之间的因果关系,对比政策执

行前和执行后的相关的定量、定性的政策效果[8]

,充分运用分析程序、访谈、座谈等方式方法,确定政策效

果与政策实施的相关性,对于政策效果体现为数据且审计人员具备相关技术的,可以搜集变量进行敏感

度分析、相关性分析等。

(二)预算资金绩效审计

1.经济性审计 一是审查经费来源结构指标、经费筹集的合规性指标、经费自给率指标、资金到位率

与及时性指标等;二是审查经费支出成本管控情况,包括分析支出结构、审查是否存在结构性浪费现象,

关注预算资金执行过程是否采取有效措施控制物资购置成本,关注是否因决策失误导致盲目立项、因管

理不善导致资金浪费的情形;三是审查预算资金盘活及统筹管理情况[9]

,关注是否存在闲置沉淀、损失浪

费等情形。

2.效率性审计 主要审查投入预算资金与产出成果之间的对比关系,审查预期产出比率与实际产出

比率的差异,分析差异原因,重点从人、财、物等资源利用的效率指标对比分析[10]

。人力资源利用效率指

标包括师生比、高级职称专任教师比例、高层次人才比重等指标;财力资源利用效率指标包括生均教学

费用、生均财政拨款、人员经费支出率、生均教育仪器设备购置率等指标;物力资源利用效率指标包括图

书利用率、教室利用率、实验室实验人次、仪器设备利用率,以及办公用房、教学用房利用率等指标。同

时应关注预算资金执行中有关决策、采购、实施等主要管理活动的效率及其相关控制措施[11]

3.效果性审计 主要审查预算资金执行所产生的效果,高校预算资金执行效果评价通常集中在人才

培养、科研能力、师资队伍建设、学科建设等方面。如人才培养方面评价毕业生就业率、学生获奖人数、

学生科研创新能力等完成情况,科研能力方面评价学科建设指标、实验室建设指标、授权发明专利、科研

成果获奖率及应用转化率等完成情况。此外,服务对象对实施效果的满意度指标也是重要的评价参考

149

第158页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

指标,还应延伸关注预算资金绩效管理的规范性、单位绩效管理的内部控制及风险管理情况。

(三)建设工程项目绩效审计

1.经济性审计 重点关注工程项目资金投入、使用的经济节约程度及成本控制的有效性,经济性目标

与质量、工期等目标的平衡,是否在按期交付、保质保量的前提下,减少了实际耗费的投资成本。审计时

应充分考量建设项目估、概、预、决算对建设项目投资立项、勘察设计、施工准备、施工过程、竣工验收各

阶段造价的控制作用和效果,关注工程在变更控制、工程管理审计等控制手段的有效性,以及工程管理

过程中是否存在损失浪费。项目后评价还应关注运行成本及费用。

2.效率性审计 重点关注项目资金投入与产出的关系,以及资金资产资源配置效率。衡量工程管理

内部控制建立及执行的健全性和有效性,在项目实施的关键环节管理措施和项目执行效率,预算执行是

否符合投资计划,建设项目是否按期交付并发挥效益,以及项目管理过程中是否采用了提高效率的技术

方法和信息化管理手段,充分挖掘管理效能潜力。

3.效果性审计 重点关注项目投资、质量、进度、安全等预期建设目标实现程度,主要反映和衡量项目

实施所产生的社会效益、经济效益、环境效益,内部控制、资源利用和风险管理效果,分析实际产出与预

期产出的差异,综合考量项目持续发展能力,用户对项目的满意程度,绩效评价及项目后评价情况等。

三、高校建设工程项目绩效审计指标体系的构建

(一)高校绩效审计指标体系构建的原则与思路

根据上述对于高校绩效审计的重点领域和内容的研究以及以往学者对于绩效审计指标体系的研究

成果,确立探索构建高校绩效审计指标体系的原则与思路如下:

1.绩效审计的领域和对象种类繁多,衡量审计对象绩效的标准难以完全统一,目前尚无普适性的绩

效审计指标体系及评价标准。但基于绩效审计理论,不论何种类型的绩效审计都需围绕“3E”或“5E”开

展,所以绩效审计指标体系中的一级指标可根据“3E”或“5E”理论建立,即包括经济性、效率性、效果性、

环境性、公平性,其次根据不同绩效审计项目的审计对象的特征和审计内容,构建二级指标和三级指标。

2.绩效审计需要对绩效进行多方位、多层次、多角度的衡量,以期提供更加全面、客观、科学的审计

结论。尤其对社会效益、环境效益、持续发展等方面的衡量较为复杂,故绩效审计指标的设定要坚持定

性与定量相结合、财务指标与非财务指标相结合的原则,同时兼顾成本效益原则[12]

3.建立指标体系运用的数理原理及方法,例如模糊层次分析法、德尔菲法等已经较为成熟,可以运

用到高校绩效审计指标体系的构建中;例如可以采用德尔菲法对分层级指标的重要性进行排序,构建层

次判断矩阵,再次开展一致性检验,通过一致性检验后计算层次判断矩阵的特征向量和最大特征根,得

出每个层级下各指标的相对权重,最后计算得出各个层级指标的总权重。

(二)高校建设工程项目绩效审计指标体系及其运用

因建设工程项目具备数据较为齐全、项目受众面广、项目产生效益期限较长等特点,本文对高校建

设工程项目的绩效审计指标体系的建立进行了探索。

基于前述建设工程项目绩效审计重点内容,本文在实践中依托建设工程项目审计案例进一步研究

构建了高校建设工程项目的三级绩效审计指标体系(共37项三级指标,表1),邀请了20位工程管理领域

的专家(获得高级职称或取得相关执业资格的专家占比85%以上),对属性层和子准则层指标的重要性

进行排序,依据各指标的相对重要性,构造判断判断矩阵计算权重,并通过计算特征向量、一致性检验等

对最终权重值的科学合理性进行了验证[13]

。验证及权重计算过程如下:

运用公式 CR=CI/RI进行一致性检验,CR为一致性评价指标,CI为一致性指标,RI为平均随机一致

性指标,通过一致性检验的标准为 CR<0.1,经计算,CR 结果分别是{0.000045,0.000009,0.000024,0,

0.00014},均通过一致性检验。通过计算层次判断矩阵的特征向量和最大特征根,得出每个层级下各指

标的相对权重,最后计算得出各个层级指标的总权重。在实际应用过程中,可根据绩效审计项目的实际

情况进行调整,以增强审计结果的科学性、合理性和适用性。

150

第159页

张丽红等:基于目标导向的高校绩效审计研究

表1 高校建设工程项目绩效审计指标体系及释义

一级指标

(权重)

A1经济性

(0.222)

A2效率性

(0.222)

A3效果性

(0.278)

A4环境性

(0.111)

A5公平性

(0.167)

二级指标

B1资金投入经济性

B2资金使用经济性

B3成本控制经济性

B4资金使用效率性

B5资源利用效率性

B6管理及服务效率性

B7目标实现效果性

B8持续发展能力

B9绩效评价效果性

B10建设期环境绩效

B11运行期环境绩效

B12资源投入公平性

B13资源分配公平性

三级指标(权重)

C1总投资节约率(0.029)[14]

C2概算节约率(0.023)

C3建安造价变化率(0.018)

C4招标节约率(0.018)

C5单位建筑面积造价(0.023)

C6单位建筑面积材料消耗(0.023)

C7变更发生率(0.023)

C8工程造价审减率(0.018)

C9损失浪费率(0.023)

C10运行成本费用(0.023)

C11预算执行率(0.028)

C12合同执行率(0.028)

C13资金结余率(0.023)

C14房屋空置率(0.023)

C15大型仪器设备闲置率(0.017)

C16内部控制建立效率(0.023)

C17内部控制执行效率(0.023)

C18工程项目管理效率(0.023)

C19工程项目管理信息化(0.017)

C20维修维保效率(0.017)

C21预期建设目标实现情况(0.041)

C22资金使用合规率(0.034)

C23安全管理效果(0.034)

C24质量管理效果(0.027)

C25进度管理效果(0.027)

C26施工管理效果(0.027)

C27项目持续发展能力(0.020)

C28运行期管理效果(0.027)

C29服务对象满意度(0.020)

C30绩效评价和后评价效果(0.020)

C31环境影响评价情况(0.037)

C32建设期环境保护和治理(0.037)

C33运行期环境保护和治理(0.037)

C34资金来源合规率(0.046)

C35资源分配及程序合规性(0.046)

C36资源分配过程公平性(0.046)

C37资源分配满意度(0.030)

指标释义

(1-实际总投资/批复总投资)×100%

(1-实际总投资/批复概算)×100%

[(建安造价-预算造价)/预算造价]×100%

(1-中标价/招标控制价)×100%

实际总投资/建筑面积

主要材料用量/建筑面积

∣变更金额∣/合同金额×100%

审减金额/送审金额×100%

损失浪费金额/实际总投资×100%

运行期间水电暖等运行费用经济性

实际执行金额/预算金额×100%

合同实际执行金额/合同金额×100%

(拨付资金-实际使用资金)/拨付资金×100%

空置房屋面积/公用房总面积×100%

大型仪器设备闲置台件数/总台件数×100%

工程管理内部控制制度、流程、措施等建立情况

工程管理内部控制制度、流程、措施等执行情况

投资项目各阶段管理活动的效率

工程管理信息化、智慧工地建设情况

质保期维修维保组织、响应及服务效率

预期建设目标实现程度

(实际总投资-不合规资金)/实际总投资×100%

安全管理措施落实情况及效果

质量控制措施落实情况及质量验收结果

进度管理效果,是否及时竣工验收并交付使用

施工过程管理活动实施效果和资源利用效果

政策、管理、组织等因素对项目持续的影响

运行期间各项管理活动的效果

调查问卷结果

绩效评价及项目后评价开展情况及评价结果

环境影响评价程序合规性及有效性

环境保护和治理方案、措施的合理性、有效性

运行期实现可持续发展方面的措施及有效性

(实际总投资-来源不合规资金)/实际总投资

前期调研论证的充分性,决策及程序的合规性

分配过程的合规性与公平性,是否得到监督

调查问卷结果

151

第160页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

四、高校绩效审计发展建议

基于高校绩效审计发展的现实需要,高校应着力推动形成以绩效审计理念为前置,以绩效审计质量

为核心,以绩效审计方式方法创新、健全结果运用协同机制为依托的绩效审计管理的新局面。

(一)树立绩效审计理念,开展综合性审计

针对高校内部审计的发展现状,绩效审计更重要的是一种审计理念、思维方式和方式方法在高校内

部审计中的全过程和全方位贯穿,绩效审计不仅仅注重事后效率效益效果的评价,更倾向于以提升绩效

目标为导向,寻找事物发展过程中产生问题的根源。绩效审计不仅是指标计算和得分评价,更是综合了

多种审计类型和方法的综合性审计。高校可以进一步加强绩效审计理念与方式方法的贯穿,将绩效审

计与经济责任审计、政策措施贯彻落实审计、工程管理审计等进行贯通融合,开展综合性审计。

(二)强化审计质量管理,完善审计沟通机制

绩效审计的效果与其提供的信息质量呈正相关,绩效审计要实现与高校治理良性互动的工作愿

景,还需以高质量、有内涵的审计结果作为信息传送载体,高校应进一步增加衡量绩效的角度和方法,

为报告使用者提供更加全面、科学和可靠的信息。同时在高校形成支持、重视绩效审计结果运用的环

境氛围[15]

,注重完善三类沟通机制:一是建立内审机构与被审计单位之间的沟通机制,确保整改建议提

得实;二是建立内部沟通机制,严格落实审计结果质量复核机制,确保问题提得准;三是建立内审机构

与学校管理层之间的信息沟通机制,确保与单位体制机制有关的重大问题整改建议落实得到管理层

支持。

(三)健全结果运用协同机制,增强绩效管理合力

利用信息化技术推动绩效审计的方式方法创新和提升,加大绩效审计发现问题整改和建议采纳的

跟踪监督力度,提升绩效审计结果的公开程度;推动审计监督、纪检监察监督、巡视监督、组织人事监督、

财会监督等形成贯通协调机制,整合结果运用协同机制;完善信息沟通、线索移交、措施配合、成果共享

等机制,保证审计成果运用及时有效;加强绩效审计与绩效评价等力量的整合,形成高校绩效审计管理

合力,推动高校治理体系和治理能力现代化。

参考文献:

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lytic hierarchy process[C]//International Conference on Economic Management and Model Engineering.IEEE, 2020.

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学版),2022,58(05):25-33.DOI:10.16783/j.cnki.nwnuz.2022.05.005.

152

第161页

张丽红等:基于目标导向的高校绩效审计研究

[14]王世成,武国.大规模投资绩效审计评价指标体系研究[J].审计研究,2010(05):42-47.

[15]夏午宁,李冬梅,陈丽,等.高校内审参与内部治理的环境、途径及保障机制[J].中国内部审计,2018,No.226(04):22-26.

[责任编辑:刘家诚]

Goal-Orientation Research on the Performance Audit

in Higher Education Institutions

ZHANG Li-hong, MA Shang-min, BAO Shu-ting

(Audit Office, Lanzhou University,Lanzhou 730000, China)

Abstract: To effectively implement performance auditing and improve the efficiency of educational fund utili‐

zation should be guided by the comprehensive implementation of the national budget performance manage‐

ment strategy deployment. Starting from the goal of promoting the governance of higher education institu‐

tions through internal auditing in higher education institutions, this paper researches the performance audit

content in such three key areas as the implementation of major policy measures, budget funds, and construction

projects in higher education institutions. While ensuring the smooth connection between their performance

audit work and the latest national performance management requirements, it, with the performance audit of

construction projects as an example, innovatively establishes an evaluation index system of performance

audit. On the basis of the current situations of performance audit in higher education institutions, suggestions

are put forward to promote the development of performance audit, providing practical reference for perfor‐

mance audit in the higher education institutions.

Key words: performance audit; higher education institution; index system

153

第162页

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大学学报(人文社会科学版)

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

“实质绿”债券的绿色创新效应研究

——基于贴标与非贴标的对比视角

王 勇,芦雪瑶

(海南大学 国际商学院,海南 海口 570228)

[摘 要]含括贴标和大量非贴标绿色债券的“实质绿”债券是绿色创新的重要融资来源。采用2010—2020

年中国30个省份面板数据,基于贴标与非贴标的对比视角实证考察“实质绿”债券对绿色技术创新的影响。研究

表明:第一,“实质绿”债券总体上能够显著提高绿色创新水平,且相较贴标绿债,非贴标绿债的绿色创新驱动效应

更强;第二,“实质绿”债券的创新驱动效应对高质量绿色创新和我国东部地区样本更加显著;第三,贴标绿债较非

贴标绿债存在更大的“漂绿”风险,较高的政府环境关注度和绿色金融发展水平以及相对完善的司法环境是“漂

绿”风险的有效防范机制,也是绿色债券发挥积极作用的先决条件。研究结论不仅为非贴标绿债的积极作用提供

了有益证据,更证实了贴标并非绿色债券的“保证书”,贴标绿债存在较大的“漂绿”风险亟待规范。

[关键词]绿色债券;绿色创新;“实质绿”债券;漂绿

[中图分类号]F062.2;F830 [文献标志码]A [文章编号]1004-1710(2023)06-0154-11

[DOI]10.15886/j.cnki.hnus.202209.0102

一、引 言

2020年9月,习近平总书记向全世界作出了中国将在2030年之前实现碳达峰、2060年之前实现碳中和

的庄严承诺,引导经济社会绿色创新转型的任务更加迫切。推动大规模的绿色创新需要大量资金支持,为

此中国人民银行、国家发展改革委和证监会等国家主要部门接连发布了多项政策,支持和鼓励绿色债券发

展,其中统一绿色债券标准、建立债券评级标准,为绿色债券贴上形象化、代表性标签,成为落实国家绿色

产业政策与战略导向的重要金融举措之一,为推动国内绿债市场与国际通行标准接轨,吸引全球投资者共

同参与中国低碳绿色发展创造了良好条件。据 Wind数据统计,2022年上半年,中国境内发行贴标绿色债

券①

(以下简称“贴标绿债”)及绿色资产支持证券规模达 4006.36 亿元,同比增长 64%,存续规模 1.42 万亿

元,居世界前列。理论上,贴标绿债可以通过降低绿色项目的融资成本,更好地增进绿色创新[1-2]

,但近期国

外学者陆续发现,贴标绿债可能存在“漂绿”风险,即部分发行主体以绿色项目为名义募集资金,但实际从

事并不具有环保价值的投资[3]

。特别是针对国内实践中,发现绿色债券第三方机构认证的标准不一,导致

发行人变相利用模糊标准,项目申报大打“擦边球”②,存在过度包装或泛化倾向。“漂绿”无疑是绿色债券市

场健康发展的巨大阻碍,既有文献尚未对上述不良现象提供充足证据,因而深入探讨中国贴标绿债的漂绿

风险及其能否有效驱动绿色创新具有重要的理论和现实意义。

同时,根据中央结算公司披露,我国还存在大量未贴标、实际投向绿色项目的非贴标绿色债券(以下简

称“非贴标绿债”),截至2022年6月,非贴标绿债累计发行达3.36万亿元,是贴标绿债规模的2.4倍,包含二

[收稿日期]2022-09-07

[基金项目]国家自然科学基金项目(72164009);海南省哲学社会科学规划课题(HNSK(YB)21-19);海南省院士团队创新中

心资金资助

[作者简介]王勇(1968-),男,安徽临泉人,海南大学国际商学院教授,博士生导师,主要从事离岸金融与制度金融研究。

① 贴标绿色债券是指经官方认可发行的绿色债券,募集资金主要用于解决气候变化的项目。

② 资料来源:《绿色债券“贴标”:先要统一标准,尔后内外一致》,中国经济导报,2019-01-05,http://www.ceh.com.cn/zqxw/1113155.shtml

经济学

154

第163页

王 勇等:“实质绿”债券的绿色创新效应研究

者在内,我国整体“实质绿”债券①规模已非常庞大。鉴于绿色创新是实现绿色转型从规模扩张转向结构升

级、从要素驱动转向创新驱动的关键因素和必要条件[4]

,紧迫的“双碳”目标势必要求最大程度发挥绿色债

券的积极效应,当前我国整体“实质绿”债券的创新效应如何?贴标绿债与非贴标绿债的作用存在何种差

异?如何识别与防范可能的“漂绿”风险?本文聚焦上述一系列问题,尝试从绿色债券的贴标与非贴标视

角,探讨我国绿色债券的“绿色价值”,意在为完善绿色债券市场建设,推动我国经济绿色转型提供经验证

据与政策参考。

本文选取 2010—2020年中国 30个省份面板数据,构建双向固定效应模型,实证检验了“实质绿”债券

对绿色创新的影响及贴标绿债与非贴标绿债的对比差异。研究发现:(1)“实质绿”债券整体上显著提高了

中国绿色技术创新水平,其中非贴标绿债与贴标绿债均发挥了积极作用;(2)“实质绿”债券的创新驱动效

应对发明专利和东部地区更显著;(3)相较非贴标绿债,我国贴标绿债“漂绿”风险更高,相对完善的司法环

境、更密集的政府环境关注度和较高的绿色金融发展水平是防范“漂绿”风险的有效机制,能够促进绿色债

券发挥积极作用。

本文有以下边际贡献:第一,本文以包含贴标绿债和非贴标绿债的“实质绿”债券为研究对象,弥补了

既有研究仅考察贴标绿债,而忽视非贴标绿债的不足[5]

,更全面完整地诠释了中国绿色债券的创新驱动效

应,为继续扩大“实质绿”债券市场,推动绿色发展提供了有益借鉴。第二,防范“漂绿”风险是确保绿色债

券赋能绿色发展的必要条件,但这一问题在现有研究中尚未得到重视。本文通过区分不同制度环境下贴

标与非贴标绿债创新驱动效应差异,揭示了“漂绿”风险的存在及其约束机制,拓展了绿色债券环境效益研

究的理论框架,是对绿色债券“漂绿”风险研究的有效补充。第三,本文发现中国绿色债券创新驱动效应在

东西部地区呈现出明显的非对称性,为绿色债券的非平衡发展及其金融排斥现象提供了新的证据,对加快

促进绿色债券区域协调发展有重要的现实意义。

二、文献综述与理论假设

囿于技术创新本身前期资金投入大、获利周期长、风险预估难,加之大量绿色节能技术尚未完全成熟,

存在诸多未知的新领域且处于不断演化升级阶段,绿色技术创新存在更大的风险和不确定性。传统金融

市场更关注投资项目是否盈利等短期收益,忽视投资项目中的资源与环境因素,无法满足绿色创新项目的

融资需求[6]

,因此,绿色创新更加依赖稳定的绿色金融市场为其提供持续的资金支撑[7]

。绿色债券可能从以

下两方面影响绿色创新:

一方面,贴标绿债和非贴标绿债能够撬动社会资本,实质性地投向绿色产业,为绿色技术创新提供资金

支持,形成技术驱动效应。与普通债券不同,“实质绿”债券所筹资金主要投向绿色项目,期限相比普通债券

更长,资金使用上也更具稳定性和确定性,有助于缓解清洁部门金融约束、消除绿色创新的资金瓶颈[8]

。其

中,贴标绿债作为一种政府支持的直接融资方式,配套有税收优惠和贴息优惠政策②,相较绿色信贷等间接

融资方式,融资成本更低[9-10]

。此外,“实质绿”债券对非绿产业还具有一定的惩罚效应。Seltzer等[11]

发现,相

比投向绿色项目的债券,非环境友好型项目的债券信用评级和债券价格均明显下降,因而“实质绿”债券的

融资优势不仅能够吸引更多劳动力、社会资本等关键资源聚集于绿色产业,通过提高清洁部门的研发报酬,

激励研发人员从非清洁部门转移到清洁部门,驱动“朝向清洁的技术进步”,从而长期促进绿色技术创新[12]

而且能够通过引导资本流向,倒逼非绿产业投入绿色技术创新,加快其绿色转型。

另一方面,绿色债券可能存在“漂绿”风险,使绿色债券的发行偏离其应有的环保价值,从而削弱其对

① 由中央结算公司定义并识别,亦即将募集资金投向符合中国人民银行《绿色债券支持项目目录(2015版)》、国家发展改革委《绿色债券

发行指引》、国际资本市场协会(The International Capital Market Association, ICMA)《绿色债券原则 2015》、气候债券组织(Climate Bonds

Initiative, CBI)《气候债券分类方案》这四项绿债标准之一的,且投向绿色产业项目的资金规模在募集资金中占比(或发行人绿色主营业

务收入占比)不低于50%的债券,或在募集资金用途相关信息不足以支持对债券进行绿色属性识别的情况下,债券发行人来源于绿色

产业的主营收入占比不低于50%的债券认定为“实质绿”债券。

② 如《江苏省绿色债券贴息政策实施细则(试行)》明确,支持对象为省内非金融企业自2018年9月30日起首次成功付息,且募投项目位于

省内的绿色债券,对成功发行绿色债券的非金融企业年度实际支付利息的30%进行贴息,贴息持续时间为2年,单支债券每年最高不超

过200万元。

155

第164页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

绿色创新的积极效应。2022年《中国绿色债券原则》发布前,我国绿色债券的一部分资金被允许用作一般

营运资金①,并且不强制要求所有绿色债券在发行或存续期间进行第三方认证,使得绿色债券发行方与

投资者间存在较大的信息不对称,投资者难以发挥监督作用,增加了绿色债券“漂绿”的空间。特别是贴

标绿债享有多方设置的审批“绿色通道”②,为了获得进入资格,一些不具备绿色金融市场准入条件的发

行方更有动机通过寻租、粉饰项目来更快获得低成本融资,或通过符合条件的绿色项目获取资金后投入

于非绿领域[13]

。另外,面对绿色债券贴标过程中高昂的审查、评估费用,一部分真正需要绿色资金的发行

人只能望而却步,转向非贴标绿债,反之,部分并不真正投入绿色产业的发行方为了获得绿色声誉更愿

意承担贴标绿债的高额费用,可能导致贴标绿债“漂绿”风险更高。一旦“漂绿”行为盛行,绿色资金则很

难流入清洁产业[14]

,进而导致绿色债券的创新驱动作用大打折扣。综合以上分析,本文提出一组对立假

设 H1a与 H1b。

H1a:“实质绿”债券能够促进绿色创新。

H1b:“实质绿”债券不能促进绿色创新。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文选取 2010—2020年中国 30个省市自治区(由于数据获取困难及缺失原因,未包含西藏自治区及

中国港澳台地区)的数据为研究样本。地区经济数据来源于国家统计局数据库,历年《中国统计年鉴》《中

国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》和《EPS中国宏观经济数据库》。贴标绿债数据来自 Wind数据库,

“实质绿”债券数据源于“中债-绿色债券环境效应信息数据库”。

(二)模型设计

为检验绿色债券能否促进绿色技术创新,本文构建如下固定效应模型:

GIit = α0 + α1RGBondit (Non_SGBondit /SGBondit ) + αCVsit + μi + υt + εit (1)

其中,i为省份,t为年份,GI为地区绿色创新水平,RGBond、Non_SGBond和 SGBond分别代表地区“实质绿”

债券发行规模、非贴标绿债发行规模和贴标绿债发行规模,CVs为一系列地区层面控制变量,μi为省份固定

效应,以控制各省(市)不随时间变化的因素,νt为时间固定效应,以控制不随地区变化的影响因素。

(三)变量选取及变量定义

1.被解释变量

本文被解释变量为绿色创新(GI),参考张可的研究[15]

,采用万人绿色专利申请量(GI_A)和万人绿色专

利授权量(GI_O)两个指标衡量,专利数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)中创新专利研究数据库

(Chinese Innovation Research Database,CIRD),本文遵循世界知识产权组织(World Intellectual Property Or‐

ganization,WIPO)提出的“国际专利分类绿色清单”来核实绿色专利属性。

2.解释变量

“实质绿”债券发行金额绝对值可能受到其他不可观测因素影响,本文借鉴徐佳和崔静波[16]

采用“实质绿”

债券发行金额占地区GDP比例衡量地区绿色债券规模,以同时排除分子分母的混淆因素。其中,非贴标绿债

(Non_SGBond)为未贴标但实际资金投向绿色产业的债券,由中央结算公司识别而得。贴标绿债为通过发改委

或证监会审批的绿色债券,或在交易场所注册全称包含“绿色”字样标签的债券。其他控制变量定义见下

页表1。

① 虽然在2022年7月,新发布的《中国绿色债券原则》已经将相应原则修改为“绿色债券募集资金应100%用于绿色项目”。但本文样本期

间内,仍遵循中国国家发展改革委员会规定的“绿债发行人将最高50%的募集资金用作一般营运资金”和上海证券交易所规定的“可至

多将30%的募集资金投向非绿领域”两条原则。

② 中华人民共和国国家发展和改革委员会(以下简称“发改委”)办公厅印发的《绿色债券发行指引》提出,“企业申请发行绿色债券,可适当

放松债券准入条件,提高审核效率”。类似地,中国证券监督管理委员会(以下简称证监会)以及中国人民银行也明确提出绿色债券适用

“即报即审”政策,采取备案制管理和简化的审核程序。

156

第165页

王 勇等:“实质绿”债券的绿色创新效应研究

(四)描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。在样本期间内,GI_A的均值为1.572,最大值为15.82,而最小

值仅有0.055,标准差为2.212;GI_O的均值为0.978,最大值为10.18,最小值为0.039,标准差为1.354。可见

无论是绿色专利申请量还是获得授权量,样本区间内各省间绿色创新水平均存在较大差异。由于绿色专

利涵盖发明专利和实用新型专利两类,发明专利通常代表地区技术创新质量,是实质性或突破性创新的体现,

价值相对较高。实用新型专利则反映了策略性或迎合性创新,与发明专利相比,其价值相对较低。

为进一步考察绿色债券能否改善地区绿色创新“低端锁定”困境,将绿色创新指标进一步划分为高质

量创新(GI_AH&GI_OH)和低质量创新(GI_AL&GI_OL),分别通过万人发明专利申请(授权)量和万人实用

新型专利申请(授权)量衡量。结果显示,虽然绿色发明专利申请均值(0.851)超过了绿色实用新型专利申

表1 变量定义及说明

变量名称

绿色创新

“实质绿”债券规模

非贴标绿债规模

贴标绿债规模

产业结构

人均GDP

科研投入

外商投资

教育水平

城镇化程度

政府干预

变量符号

GI_A

GI_O

RGBond

Non_SGBond

SGBond

Industry

PCGDP

TI

FDI

Edu

Urban

GI

变量说明

地区万人绿色专利申请量

地区万人绿色专利授权量

非贴标绿债与贴标绿债规模的总和

当年各地区实际发行非贴标绿债总金额/地区GDP*100

当年各地区实际发行贴标绿债总金额/地区GDP*100

第二产业增加值/地区GDP

地区GDP/年末常住人口

政府科技投入支出/地区GDP*100

外商直接投资额/地区GDP*100

地区人均受教育年限,具体计算方法为:人均受教育年限=未受教育劳动

者人数占比*0+小学文化劳动者占比*6+初中文化劳动者占比*9+高中文

化劳动者占比*12+中职文化劳动者占比*12+大学专科文化劳动者占比*

15+大学本科文化劳动者占比*16+研究生文化劳动者占比*19

城镇人口/年末常住人口

政府财政支出/GDP

表2 描述性统计结果

变量名称

绿色专利申请

绿色专利授权

高质量绿色专利申请

低质量绿色专利申请

高质量绿色专利授权

低质量绿色专利授权

“实质绿”债券规模

非贴标绿债规模

贴标绿债规模

产业结构

人均GDP

科研投入

外商投资

教育水平

城镇化程度

政府干预

变量符号

GI_A

GI_O

GI_AH

GI_AL

GI_OH

GI_OL

RGBond

Non_SGBond

SGBond

Industry

PCGDP

TI

FDI

Edu

Urban

GI

观测值

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

330

平均值

1.572

0.978

0.851

0.721

0.242

0.736

0.380

0.249

0.131

0.414

5.167

0.462

0.326

9.124

0.578

0.262

中位数

0.820

0.520

0.402

0.395

0.102

0.404

0.021

0

0

0.423

4.490

0.366

0.280

9.064

0.565

0.235

标准差

2.212

1.354

1.391

0.908

0.484

0.947

1.299

1.117

0.407

0.082

2.693

0.261

0.302

0.929

0.126

0.114

最小值

0.055

0.039

0.023

0.032

0.002

0.030

0

0

0

0.158

1.299

0.155

0.002

6.764

0.338

0.113

最大值

15.820

10.180

10.97

4.978

4.573

5.603

9.844

8.940

4.539

0.620

16.490

1.286

1.943

12.780

0.942

0.758

157

第166页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

请均值(0.721),但绿色发明专利授权量(0.242)却仍远低于绿色实用新型专利授权量(0.736),中国绿色技

术创新仍存在“低端锁定”现象。Non_SGBond均值为0.249,最大值为8.940;SGBond均值为0.131,最大值为

4.539,显示除贴标债券外,还有大量非贴标但实际投向绿色项目的绿色债券,因而充分考察包含非贴标绿

债在内的“实质绿”债券环境效益对于精确诠释中国绿色债券市场现状是必要且紧迫的。其他控制变量描

述性统计均在合理区间内。

四、实证结果和分析

(一)多元回归分析结果

表3列示了“实质绿”债券对绿色创新的基本回归结果。其中,“实质绿”债券(RGBond)与绿色专利申请

(GI_A)及授权(GI_O)分别在5%和1%水平上正向显著(回归系数分别为0.160和0.285,t值分别为2.289和

8.058),代表“实质绿”债券整体上能够有效驱动绿色创新。分别观察非贴标绿债(Non_SGBond)与贴标绿债

(SGBond)发现,Non_SGBond对GI_A和GI_O在1%水平上显著为正(回归系数分别为0.367和0.381,t值分别

为3.735和7.472),但SGBond对GI_A的影响却不再显著,仅对GI_O在1%水平正向显著。考虑获得授权的

绿色专利数量更能代表实际绿色创新产出水平,上述结果依然验证了“实质绿”债券不仅整体上对绿色创新

有积极驱动作用,非贴标绿债和贴标绿债也均分别发挥了正向绿色创新效应,本文假设H1a成立。

表3 基本回归检验结果

变量

RGBond

Non_SGBond

SGBond

Industry

PCGDP

TI

FDI

Edu

Urban

GI

Cons

年度

省份

N

R2

GI_A

(1)

0.160**

(2.289)

-0.139

(-0.069)

0.949***

(12.125)

-0.613***

(-2.626)

1.176***

(3.091)

0.865***

(3.432)

-2.294

(-0.993)

8.895***

(4.295)

-10.669***

(-4.098)

控制

控制

330

0.789

(2)

0.367***

(3.735)

-0.434

(-0.220)

0.907***

(11.606)

1.286***

(3.413)

-0.702***

(-3.033)

0.863***

(3.492)

-2.498

(-1.118)

8.504***

(4.164)

-10.208***

(-3.974)

控制

控制

330

0.795

(3)

-0.034

(-0.434)

-0.064

(-0.032)

0.997***

(12.680)

1.091***

(2.850)

-0.600**

(-2.548)

0.949***

(3.746)

-3.668

(-1.585)

8.837***

(4.228)

-10.785***

(-4.107)

控制

控制

330

0.749

GI_O

(4)

0.285***

(8.058)

-0.820

(-0.813)

0.675***

(17.083)

-0.746***

(-6.331)

0.442**

(2.301)

-0.076

(-0.597)

1.644

(1.410)

4.523***

(4.326)

-2.611**

(-1.987)

控制

控制

330

0.876

(5)

0.381***

(7.472)

-1.072

(-1.047)

0.662***

(16.312)

0.498**

(2.547)

-0.829***

(-6.895)

-0.024

(-0.187)

0.557

(0.480)

4.094***

(3.860)

-2.218*

(-1.663)

控制

控制

330

0.873

(6)

0.242***

(5.977)

-0.689

(-0.653)

0.695***

(16.912)

0.359*

(1.795)

-0.718***

(-5.837)

-0.020

(-0.150)

0.903

(0.747)

4.662***

(4.266)

-2.821**

(-2.055)

控制

控制

330

0.842

注:括号内为t值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

158

第167页

王 勇等:“实质绿”债券的绿色创新效应研究

进一步对比非贴标绿债和贴标绿债对绿色创新的经济意义发现,非贴标绿债规模每提高一个标准差,

绿色专利申请相对均值增长26.08%,绿色专利授权相对均值增长43.52%;而贴标绿债每提高一个标准差,

绿色专利申请相对均值减少1.49%,绿色专利授权相对均值增长17%。可见相比贴标绿债的影响,非贴标

绿债对绿色创新的促进作用明显更强。这一结果不仅显示了非贴标绿债的积极作用不容忽视,而且一定

程度上也说明贴标绿债的积极效应受到了负面干扰,贴标绿债可能存在“漂绿”风险。

(二)稳健性检验

1.替换被解释变量衡量

第一,采用绿色专利申请(授权)量与地区生产总值之比衡量地区绿色创新水平,重新代入模型(1)。

结果如表4 列(1)、列(2)所示,“实质绿”债券对地区绿色专利申请和授权的回归结果均仍正向显著,与表3

回归结果一致。

2.工具变量法

参考文书洋等[17]

,采用滞后一期的绿色债券作为工具变量,以工具变量法重新估计模型,结果见表4 列

(3)、列(4),“实质绿”债券对绿色创新的影响仍在1%水平上正向显著,与前文结果一致。且一阶段Wald F

统计量和 LM 统计量均拒绝了弱工具变量和识别不足假设。在控制内生性问题后,本文估计结果依然

稳健。

3.控制遗漏变量

考虑到可能存在遗漏变量问题,进一步在模型(1)中引入地区市场化水平(Mkt)和地区绿色信贷水平

(GCredit)变量。其中地区市场化水平(Mkt)以王小鲁等[18]

披露的市场化指数衡量,绿色信贷水平(GCredit)

借鉴谢婷婷和刘锦华的研究[19]

,选取各地区六大高耗能产业利息支出占工业产业利息总支出比率的反向指

标,即绿色信贷规模等于1减六大高耗能产业利息支出占工业产业利息总支出的比率,该指标越大,绿色信

贷规模越大。表 4 列(5)、列(6)汇报了相应的回归结果。可以看出,引入遗漏变量后,“实质绿”债券对绿

色创新的影响依然与基本回归结果一致,表明本文模型及结论稳健。

表4 稳健性检验

变量

RGBond

Mkt

GCredit

Cons

CVs

年度

省份

N

R2

F-test

LM P值

更换绿色创新衡量

GI_A2

(1)

0.012*

(1.694)

-0.470**

(-2.058)

控制

控制

控制

330

0.791

GI_O2

(2)

0.014***

(3.764)

-0.136

(-1.136)

控制

控制

控制

330

0.850

工具变量法

GI_A

(3)

0.762***

(4.283)

控制

控制

控制

300

0.756

98.550

0.000

GI_O

(4)

0.459***

(5.014)

控制

控制

控制

300

0.854

98.550

0.000

控制遗漏变量

GI_A

(5)

0.328***

(4.085)

-0.151*

(-1.834)

-1.985***

(-3.069)

-7.015***

(-2.674)

控制

控制

控制

330

0.810

GI_O

(6)

0.290***

(6.687)

0.033

(0.754)

-0.476

(-1.367)

-1.875

(-1.326)

控制

控制

控制

330

0.851

注:括号内为t值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

159

第168页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

(三)异质性检验

1.创新策略异质性

根据描述性统计显示,样本区间内我国绿色发明专利授权量均值占总绿色专利授权量均值的比重不

足四分之一,反映出中国绿色创新的“低端锁定”困局。鄢萍等[20]

提出形成这种局面的一个重要原因在于我

国金融资源与颠覆性技术创新活动不匹配,融资约束降低了创新主体对具有实质性或突破性创新项目攻

坚克难的积极性。绿色债券的资金供给功能为改善绿色技术创新“低端锁定”困境提供了可能性,但依然不

能排除在趋利动机下,发行方为快速获得绿色声誉和积极的市场反应,将资金投向“短平快”的低端技术创

新,形成新的“低端锁定”困境。为探究“实质绿”债券驱动了何种类型的绿色创新,本文进一步划分高质量

创新(GI_AH&GI_OH)和低质量创新(GI_AL&GI_OL),回归结果如表 5 所示。表 5 中列(1)和列(3)列示了

RGBond 对高质量绿色创新的回归结果,显示无论是 GI_AH 还是 GI_OH 均在 1% 水平上正向显著。而如列

(2)与列(4)所示,“实质绿”债券对低质量创新的驱动作用则明显削弱,RGBond仅对GI_OL在10%水平上正

向显著,对GI_AL不显著,可见“实质绿”债券有效驱动了高端绿色创新活动,但并不会明显增加低端绿色创

新活动,有助于帮助区域绿色创新走出“低端锁定”。

2.地理区位异质性

从中国区域经济发展格局来看,东部地区与中西部地区之间资源禀赋、工业基础差异明显。相对于中

西部城市来说,东部地区金融制度环境良好、基础设施完善、金融发展水平较高。朱向东等[21]

考察了中国绿

色债券空间格局,也发现东部地区绿色债券发行规模远高于中西部地区,并提出较高的行政级别和发达的

金融行业基础有助于金融创新,而偏远和落后地区可能存在金融排斥现象。基于此,本文进一步对“实质

绿”债券对绿色创新影响的地理区位异质性进行探究。根据国家统计局地域划分,将30个样本省份划分为

东部和中西部样本,其中东部区域为北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个

省(市);中西部区域为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云

南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆19个省(市),回归结果如表5列(5)至列(8)所示。其中列(5)和列(7)列示

的东部地区样本中,“实质绿”债券对绿色专利申请和授权的回归结果均在1%水平上正向显著,但列(6)和

列(8)列示的中西部城市样本中,“实质绿”债券对绿色创新则不再有显著影响。这一结果表明我国“实质

绿”债券的创新驱动效应存在明显的区位非对称性,绿色债券发展呈现出明显的不平衡态势。

五、“漂绿”风险识别及防范机制检验

由上文基本回归结果得出,贴标绿债可能存在“漂绿”风险,而非贴标绿债是否也存在“漂绿”风险,两

者孰强孰弱尚未可知。强化外部监管、完善绿色金融市场建设是防范“漂绿”风险的有效措施,在政府与市

场强监管下,绿色债券“漂绿”风险应当更低。因此,如果贴标绿债与非贴标绿债在强监管和弱监管环境下

表5 异质性回归结果

变量

RGBond

Cons

CVs

年度

省份

N

R2

GI_A

GI_AH

(1)

0.376***

(8.389)

-4.767***

(-3.333)

控制

控制

控制

330

0.812

GI_AL

(2)

0.009

(0.205)

-5.010***

(-3.439)

控制

控制

控制

330

0.716

GI_O

GI_OH

(3)

0.242***

(18.507)

0.027

(0.064)

控制

控制

控制

330

0.848

GI_OL

(4)

0.064*

(1.716)

-2.045*

(-1.731)

控制

控制

控制

330

0.837

GI_A

东部

(5)

0.415***

(3.665)

-16.118***

(-2.786)

控制

控制

控制

121

0.882

中西部

(6)

-0.111

(-0.965)

0.558

(0.408)

控制

控制

控制

209

0.868

GI_O

东部

(7)

0.311***

(5.023)

-5.831*

(-1.842)

控制

控制

控制

121

0.919

中西部

(8)

-0.009

(-0.156)

-0.380

(-0.623)

控制

控制

控制

209

0.934

注:括号内为t值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

160

第169页

王 勇等:“实质绿”债券的绿色创新效应研究

创新驱动效应无差异,则“漂绿”风险不存在,而若如预期在强监管环境下创新驱动效应更强,则证明“漂

绿”风险存在。本文从地方政府环境关注、司法环境和绿色金融发展水平三个角度区分非贴标绿债与贴标

绿债的创新驱动效应差异,以识别贴标绿债的“漂绿”风险并探究其有效约束机制。

(一)地方政府环境关注度的影响

地方政府在政绩诉求的激励下为发展地方经济,可能会选择牺牲环境甚至纵容企业超标排污,导致环

境治理失效[22]

,也可能因此增加绿色债券的投机行为,催生“漂绿”风险。本文参考 Chen等[23]

的做法,基于

各省政府工作报告中与“环境保护”相关词汇①的频率,构建地方政府环境关注度指标(EC)。各级政府在每

年年初“两会”召开期间向大会报告过去一年的工作成绩及未来的工作计划,报告在形成过程中凝聚了社

会多方诉求和共识,对政府当年工作起着决定性的指引作用。因而政府工作报告中对环境的重视程度能

反映政府当年环境治理力度以及治理政策的全貌。按照各地区每年年度中位数对全样本进行分组,分为

环境关注度较高(ER_high)和较低(ER_low)两组,分别进行回归。如表 6所示,虽然非贴标绿债在环境关

注度较低地区对绿色专利申请(GI_A)驱动力不足,但对绿色专利授权(GI_O)无论政府环境关注度高低均

在1%水平上显著为正。而贴标绿债则仅在环境关注度较高地区在5%水平上促进绿色专利申请,其余条

件下均呈不显著或负显著效应。可见贴标绿债存在明显的“漂绿”风险,其尤其依赖政府环境监管,仅在政

府环境治理压力下才能够促进部分绿色创新活动,一旦政府环境治理缺位,即可能滋生“漂绿”行为,进而

抑制绿色创新,而非贴标绿债“漂绿”风险较低。

(二)地方司法环境的影响

地区司法环境体现了各项环境规制政策的执行能力,较完善的司法体系会增加地区高污染行业的环

境污染诉讼风险和转型成本,市场投资者对“漂绿”风险的识别也更加精准[24]

。因此,在司法环境较好的

地区,绿色债券“漂绿”空间应当更小,创新驱动作用更强。本文通过王小鲁等[18]

披露的“市场中介组织的

发育和法律制度环境”指数衡量地区司法强度,指数越高代表司法强度越强,即地区司法环境越好。同

样按照每年年度中位数对全样本进行分组,分为司法强度较高(Law_high)和较低(Law_low)两组,回归结

果如下页表 7所示。非贴标绿债(Non_SGBond)和贴标绿债(SGBond)对绿色创新的影响都仅在司法强度较

高组显著为正,即非贴标绿债和贴标绿债均存在“漂绿”风险,其积极作用都依赖于司法部门对相关政策的

有效执行。但相比非贴标绿债,贴标绿债在司法强度较弱组,对绿色创新的抑制作用暴露其“漂绿”风险更

甚,更需要严格的司法监管。

① 具体选取词汇为“环境保护、环保、绿色、清洁、低碳、蓝天、绿水、青山、生态、气候、空气、排污、二氧化碳、化学需氧量、雾霾、颗粒物、二氧

化碳、能耗、燃煤、排污、尾气、节能、减排、脱硫、脱硝”。

表6 地方政府环境关注度的影响

变量

Non_SGBond

SGBond

Cons

CVs

年度

省份

N

R2

GI_A

EC_high

(1)

0.554***

(4.475)

-11.927***

(-2.837)

控制

控制

控制

165

0.856

EC_low

(2)

-0.054

(-0.135)

1.988

(0.784)

控制

控制

控制

165

0.866

EC_high

(3)

0.080

(0.681)

-14.122***

(-3.095)

控制

控制

控制

165

0.832

EC_low

(4)

-0.160*

(-1.672)

1.032

(0.406)

控制

控制

控制

165

0.869

GI_O

EC_high

(5)

0.235***

(3.370)

-0.310

(-0.131)

控制

控制

控制

165

0.886

EC_low

(6)

0.678***

(2.956)

-2.910**

(-1.989)

控制

控制

控制

165

0.865

EC_high

(7)

0.162**

(2.581)

-1.969

(-0.810)

控制

控制

控制

165

0.882

EC_low

(8)

0.081

(1.414)

-3.140**

(-2.059)

控制

控制

控制

165

0.857

注:括号内为t值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

161

第170页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

(三)地方绿色金融发展的影响

除政府环境治理因素外,金融市场发展也是决定绿色债券能否发挥积极作用的关键因素。我国绿色债券

发展依然处于初步阶段,相关法律、制度和政策法规仍不健全,难以保证绿色债券相关政策的切实落地。在绿

色金融较发达的地区,绿色金融政策与制度规范都更加完善,政府与金融机构可以通过建立符合环境发展的

金融市场,进而为绿色债券提供稳定的秩序和环境,从而抑制其“漂绿”倾向。因此,绿色债券在绿色金融发展

较快的地区更能推动绿色创新。本文使用绿色信贷、证券、保险、投资四个指标,参考Lee和Lee[25]

的计算方法

构建绿色金融综合指标,并按照每年年度中位数将全样本分为绿色金融指数较高组(GF_high)和较低组

(GF_low)分别回归。结果如表8所示。

在绿色金融发展较快的地区,非贴标绿债(Non_SGBond)对绿色专利申请和授权的回归结果均显著为正,

贴标绿债(SGBond)仅对绿色专利授权在1%水平上显著为正。在绿色金融发展不足地区,Non_SGBond对绿

色创新影响不显著,SGBond对绿色专利申请及授权均在1%水平上显著为负,再次验证了贴标绿债与非贴标

表7 地方司法环境的影响

变量

Non_SGBond

SGBond

Cons

CVs

年度

省份

N

R2

GI_A

Law_high

(1)

0.371***

(3.162)

-21.778***

(-4.992)

控制

控制

控制

165

0.875

Law_low

(2)

-0.221

(-1.609)

-0.538

(-0.575)

控制

控制

控制

165

0.880

Law_high

(3)

0.053

(0.523)

-23.322***

(-5.182)

控制

控制

控制

165

0.866

Law_low

(4)

-0.107**

(-2.001)

-0.676

(-0.721)

控制

控制

控制

165

0.881

GI_O

Law_high

(5)

0.370***

(5.581)

-4.420*

(-1.794)

控制

控制

控制

165

0.878

Law_low

(6)

-0.080

(-0.903)

-1.340**

(-2.224)

控制

控制

控制

165

0.913

Law_high

(7)

0.248***

(4.279)

-5.913**

(-2.314)

控制

控制

控制

165

0.867

Law_low

(8)

-0.003

(-0.088)

-1.261**

(-2.069)

控制

控制

控制

165

0.912

注:括号内为t值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

表8 地方绿色金融发展的影响

变量

Non_SGBond

SGBond

Cons

CVs

年度

省份

N

R2

GI_A

GF_high

(1)

0.410***

(3.302)

-17.317***

(-3.688)

控制

控制

控制

162

0.859

GF_low

(2)

-0.215

(-1.150)

-0.829

(-0.628)

控制

控制

控制

168

0.862

GF_high

(3)

0.055

(0.522)

-19.684***

(-4.077)

控制

控制

控制

162

0.848

GF_low

(4)

-0.267***

(-2.646)

-1.127

(-0.870)

控制

控制

控制

168

0.867

GI_O

GF_high

(5)

0.373***

(5.463)

-2.193

(-0.849)

控制

控制

控制

162

0.875

GF_low

(6)

-0.070

(-0.833)

-0.735

(-1.239)

控制

控制

控制

168

0.932

GF_high

(7)

0.222***

(3.798)

-4.162

(-1.548)

控制

控制

控制

162

0.890

GF_low

(8)

-0.124***

(-2.751)

-0.900

(-1.551)

控制

控制

控制

168

0.935

注:括号内为t值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

162

第171页

王 勇等:“实质绿”债券的绿色创新效应研究

绿债均存在“漂绿”风险,但在绿色金融环境不稳定、缺少相应金融服务与金融监管的情况下,相较非贴标绿

债,贴标绿债对绿色创新呈现出更显著的负向作用,“漂绿”风险更大。

综上对比贴标绿债与非贴标绿债可以发现,贴标绿债相比非贴标绿债更加依赖良好的制度环境约束,

其在政府环境关注度较低、司法环境较差及绿色金融水平较低的地区不仅无法对绿色创新起到正向驱动

作用,反而会抑制地区绿色创新产出。这一结果与基本回归中贴标绿债对绿色创新驱动效应较弱的结论

一致,验证了贴标绿债潜在的“漂绿”风险更高。而较高的地方政府环境关注度、较为完善的司法环境和绿

色金融市场能够有力防范“漂绿”风险,是绿色债券市场健康发展的先决条件和制度保障。

六、结论与建议

绿色创新是绿色发展的基础支撑和关键动力。如何确保绿色资金流入绿色领域,驱动绿色创新是完

善绿色债券市场建设的重要问题。本文将“漂绿”风险纳入研究框架,基于贴标绿债与非贴标绿债对绿色

创新的影响对比,对绿色债券“漂绿”风险识别及其防控机制进行探究。研究发现,第一,总体上“实质绿”

债券显著提高了绿色创新水平,而相比贴标绿债,非贴标绿债的创新驱动作用更强。回归结果经过更换变

量、工具变量等一系列稳健性检验后依旧稳健;第二,“实质绿”债券的创新驱动效应对高质量绿色创新和

东部地区更显著;第三,进一步分析表明,“贴标”并非绿色债券环境效益的有效背书,贴标绿债反而存在更

高的“漂绿”风险。较高的政府环境关注度、绿色金融发展水平与较完善的司法环境是防控“漂绿”风险的

有效机制。

本文研究的政策启示如下:第一,完善绿色债券制度、推进绿色债券发展。本文发现“实质绿”债券对

绿色创新具有显著驱动作用,且其中非贴标绿债相较贴标绿债作用更强、“漂绿”风险更低。应进一步扩大

“实质绿”债券识别范围,完善“实质绿”债券数据库,充分发挥绿色债券引导绿色创新的积极作用。第二,

改善地区制度环境建设,积极防范绿色债券“漂绿”风险。本文发现良好的制度环境是绿色债券驱动绿色

创新的前提,为最大程度发挥绿色债券驱动绿色创新的积极作用、遏制绿色债券“漂绿”风险,需提高地方

政府的环境关注度及司法执行力,加快绿色金融体系建设和发展,进而促进整体绿色创新水平提升。第

三,因地制宜推动绿色债券发展。实证结果表明,我国绿色债券的创新驱动作用存在区域不平衡现象,仅

在东部地区效果显著,金融地理排斥效应较强。因此,可对不同地区实施不同绿色债券激励政策,建立区

域合作机制,提高中西部地区绿色债券水平和绿色创新能力。

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163

第172页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

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[责任编辑:靳香玲]

A Study of the Green Innovation Effect of Substantial Green Bonds:

A Comparative Perspective of Labeled and Unlabeled Bonds

WANG Yong, LU Xue-yao

(School of International Business, Hainan University, Haikou 570228, China)

Abstract: Plenty of green bonds, including the labeled and non-labeled green bonds, are an important source of

financing for green innovation. With the panel data of 30 Chinese provinces from 2010 to 2020, this paper

empirically examines the impact of \"substantial green\" bonds on green technology innovation based on the

comparison between the labeled and non-labeled bonds. Research shows that (1) \"substantial green\" bonds can

significantly improve the green innovation in general, and the driving effect of green innovation from the nonlabeled green bonds is stronger. (2) The driving effect is more significant for high-quality green innovation and

for the eastern region of China. (3) The labeled green bonds have a greater \"greenwashing\" risk than the nonlabeled ones. The higher level of government environmental concern, the green financial development as well as

the relatively perfect judicial environment are the effective prevention mechanisms for the \"greenwashing\" risk

and the prerequisites for green bonds to play a positive role. The findings not only provide useful evidence for

the positive effects of non-labeled green bonds, but also confirm that the labeled are not a guarantee for green

bonds. Since the labeled green bonds have a greater \"greenwashing\" risk, it is urgent for them to be regulated.

Key words: green bond; green innovation; \"substantial green\" bond; greenwashing

164

第173页

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大学学报(人文社会科学版)

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

中央环保督察的微观治理效果评估

——基于A股上市公司的经验证据

余升国1

,汪长宏1

,滕聪波2

,安怡欣1

(1.海南大学 国际商学院,海南 海口 570228;2.中南财经政法大学 公共管理学院,湖北 武汉 430073)

[摘 要]随着中国环境保护力度加强,环境污染问题得以改善,但地方政府以及企业经济利益与环境保

护的矛盾并未真正化解,而中央环保督察制度为此难题提供了解决思路。为探究中央环保督察能否以及如何

影响微观企业的环境行为,基于2011—2019年披露排污费信息的225家沪深A股上市企业数据进行实证。研

究发现:第一,中央环保督察能够在短期内显著提升企业环境绩效;第二,中央环保督察对国有企业、水污染类

型企业、环境规制较弱地区的企业以及竞争程度较强行业的企业存在显著环境绩效提升作用;第三,中央环保

督察通过增强地方环保压力、促进社会监督影响企业环保行为,却未能显著提升公众环保意识。上述研究为

中央环保督察的有效性提供了微观证据,对其制度和治理手段的完善提供了政策启示。

[关键词]中央环保督察;企业环境绩效;地方环保压力;公众环境监督;公众环保意识

[中图分类号]F205 [文献标志码]A [文章编号]1004-1710(2023)06-0165-12

[DOI]10.15886/j.cnki.hnus.202209.0253

党的十八大提出“五位一体”总体布局,首次将生态文明建设提升至与经济建设等并列的高度,这充

分体现出中国走绿色发展道路的决心和魄力。伴随着中国的工业化与经济飞速增长,环境污染问题日

益严峻,并逐渐成为中国经济高质量发展的阻碍。生态环境部公布的数据显示,2015年中国环境污染造

成的经济损失高达3.9万亿元,相当于当年河南全省的GDP,而这巨大的经济损失有70%来自企业。企

业作为污染排放与经济发展的主体,其环境行为关乎国家能否实现经济与环境协调发展,然而企业经济

利益最大化与环境保护目的大相径庭。加之,中国分权模式会产生“竞次”现象。部分地方政府为实现

经济考核目标放松环境监管标准,有甚者为污染企业充当“保护伞”,进一步助长了企业的污染排放。为

此,《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出进一步完善

中央生态环境保护督察、环保约谈等中央主导式环境治理制度,克服分权模式下地方环境治理“失灵”问

题。那么,以中央环保督察表征的中央主导式环境治理究竟能否促进企业减少污染排放,提高环境绩

效,助力中国发展绿色经济?是通过何种渠道影响企业环境行为?又表现为何种异质性?

一、文献综述

(一)企业环境绩效的衡量及其影响因素

环境绩效体现了企业环保行为的效率和效果,企业环境绩效的普遍提升是中国实现绿色发展的基

础。但目前我国还未建立统一的环境绩效度量标准及数据库。当前,企业环境绩效的衡量主要利用企

业的生产、管理和财务行为等数据,方法如下:(1)通过定量描述企业的环境管理、环境生产或环境公益[1]

等行为来衡量企业的环境绩效。但这些指标以及由其构建的评价体系难以如实反映企业的污染物排放

情况,更不能反映所研究因素对环境的改善作用;(2)为了更为直观地反映企业环境行为,有些学者选用

[收稿日期]2022-09-18

[基金项目]海南省自然科学基金项目(722MS044);海南省哲学社会科学规划课题重大项目(HNSK(ZD)19-106);海南省

研究生创新科研课题(Qhys2021-126;Hys2020-104)

[作者简介]余升国(1977-),男,湖北大悟人,海南大学国际商学院副教授,博士,主要从事世界经济学、环境经济学研究。

经济学

165

第174页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

SO2

[2]

、CO2

[3]

等污染物的排放量或者减排量来衡量企业环境绩效,由于变量单一、赋值主观性强或缺乏数

据等问题,以上方法皆不能很好地衡量企业的环境绩效;(3)有些学者选用企业披露的排污费作为度量

企业环境绩效的依据,主要有胡曲应[4]

用单位营业收入排污费作为环境绩效的代理变量。

企业环境绩效影响因素解析也是学术界关注的热点问题之一。现有研究指出,企业产权、污染类

型、环境信息披露水平[5]

以及管理者环境倾向[6]

等内部属性对其环境绩效存在影响,如Guo et al.

[7]

研究发

现国有企业较之其他企业拥有一种与政府天然的政治联系,更多的环保压力和资金支持使其环境绩效

更高。另有成果发现地区环境监管[8]

、公众环保意识以及行业竞争程度[9]

等外部因素同样对企业环境绩

效具有影响。如王贤彬和钟夏洋[8]

基于新《环境空气质量标准》的实施,研究发现中央垂直环境监管能够

提升企业环境绩效;綦勇等[10]

研究发现在竞争性行业中,环境违规带来的停业整顿、行政处罚和声誉受

损等使得企业面临市场竞争力下降,市场份额被瓜分的风险,迫使企业进行环境投资。

(二)环境治理模式以及中央主导式环境治理政策效果

近年来,保持生态质量同时稳定经济增长成为国际社会关注的首要问题。但随着生态环境恶化,人

们认识到单靠经济增长无法解决环境退化的问题,其应与相应的环境治理手段相结合。治理方式的选

择由社会文化以及政治制度决定。在欧美市场体系下,环境污染的外部性主要以组织和企业吸收、政府

环境规制辅助的方式解决[11]

。而在中国,中央和地方政府承担着环境治理的主要责任,通过中央委派任

务及监督、地方落实的方式实现环境治理。但在科层管理体制下,中央与地方之间的利益博弈极为复

杂,常规型环境治理机制难以化解其中的矛盾,更无法实现环境治理的预期目标,从而中央主导式环境

治理应运而生[12]

中央主导式治理凭借中央权威,通过政治动员自上而下调动各类资源,打破政府层级间的信息壁

垒,强力推进环境保护政策的落实[13]

,主要体现为近些年实施的中央环保督察政策。其政策效果集中于

两个方面:(1)经济绩效。文秋霞等[14]

运用宏观层面的数据实证发现中央环保督察显著促进了地区经济

高质量发展。另有谌仁俊等[15]

从微观企业层面考察了中央环保督察的政策效果,发现其显著提升了企

业的经济绩效(2)环境绩效。王岭等[16]

利用宏观层面的数据研究发现中央环保督察改善了中国的空气

质量。刘张立和吴建南[17]

进一步基于城市异质性进行研究,其结论与上述分析一致。

综上所述:一方面,现有文献对于企业环境绩效的衡量尚未有定论。受限于中国相关环境数据缺

乏,目前已有研究多着眼于生产、管理或减排行为,但难以全面反映企业环境绩效。此外,有关企业环境

绩效影响因素的研究较为丰富,而关于环境规制对企业环境绩效的作用机制多基于企业微观视角,缺乏

地区层面生效机制的探讨。另一方面,中央环保督察制度作为地方环境治理的补充政策,最应关注的环

境规制效果仅集中于宏观层面,其对微观企业环境行为有效性的研究较为缺乏。更重要的是,中央环保

督察如何影响微观企业的环境行为,其内在机制是什么,上述研究鲜有涉及。基于此,本文以较能全面

反映企业排污行为的排污费作为切入点,重点探讨中央环保督察的微观政策效果及其作用机制。

相较已有研究,本文可能的边际贡献主要体现在:(1)研究对象,以微观企业为研究对象,丰富现有

对中央环保督察政策效果的评估角度;(2)研究视角,依据中央环保督察的实施方式,从地方政府以及公

众视角探讨中央环保督察对企业环境绩效的作用机制;(3)研究方法选择,创新性地使用地区贪污人员

总数和各省距北京的距离作为中央环保督察的工具变量考察政策效果稳健性;(4)将产权属性、污染类

型、环境规制以及行业竞争强度的异质性纳入中央环保督察的政策效果分析,进一步分析中央主导式环

境治理可能存在的不足。

二、制度背景与研究假说

(一)制度背景

1989年的《环境保护法》提出:“国务院环境保护行政主管部门对全国环境保护工作实施统一监督管

理;县级以上地方人民政府环境保护行政主管部门对本辖区环境保护工作实施统一监督管理”。这标志

着中国环境分权的正式形成。但在财政分权与环境分权的背景下,部分地方官员追求经济增长以谋取

166

第175页

余升国等:中央环保督察的微观治理效果评估

政治资本,在环保政策执行过程中与当地企业合谋,纵容企业违规排污。其次,作为经济主体的企业,其

利益追求与环境保护成为普遍矛盾,地方环境污染呈愈演愈烈之势。

中央主导式环境治理被认为是常规环境治理制度的补充,通过自上而下调动体制内外各类资源,打

破分权制度下监管障碍,实现地区环境治理。近年来实施的“中央生态环境保护督察”就是环境治理领

域的中央主导式治理实践。2015年7月,中央全面深化改革领导小组第十四次会议表决通过《环境保护

督察方案(试行)》,提出建立新型环境保护督察制度。随即,中共中央、国务院印发《党政领导干部生态

环境损害责任追究办法(试行)》,新型的、以“党政同责”为核心的环境监察制度正式建立。2016年 1月

至2017年9月期间,由生态环境部组织的多支中央环保督察组完成了第一轮对我国内地31个省市自治

区的督察工作,具体实施情况见表1。

(二)研究假说

面对严峻的环境污染问题,中国部分地区仍然存在着地方政府环境执法不严、充当污染企业“保护

伞”等现象,而部分企业为了经济利益罔顾环保义务,破坏自然环境。秉持着“政党同责、一岗双责”和

“督企”特征的中央主导式环境治理为有效解决这些现象提供了渠道:

首先,中央环保督察向地方政府传递环保压力,以促进地方企业节能减排。中国环境治理的症结在

于地方官员环境治理动机的缺失,能够有效激发官员环保意愿的环境规制将利于提升企业环境治理效

能[18]

。通过“一插到底”的下沉督察、“高配”督察组设置以及“信访、问责”的工作方式,中央环保督察组

向地方政府传递了前所未有的环保压力,调动其环境治理积极性。在此情境下,地方通过实行财政政

策、行政监督和产业政策引导等途径对企业污染问题进行监督和治理。具体地,如增加环保补贴、减免

税费以降低企业污染治理成本,促进企业的绿色投资和生产过程中节能减排技术创新;环境执法和监督

过程中,通过关停和处罚等强制手段直接控制企业的污染物排放量。

其次,中央环保督察能够鼓励公众参与环境治理和监督,以此提升地方企业环境绩效。公众参与能

够有效缓解“中央—地方”“地方—企业”间的信息不对称,协调不同利益集团的矛盾冲突,克服地方政府

单边决策的弊端,监督企业的环境行为[9]

。中央环保督察组积极利用电话、微信等平台接受群众的举报,

并通过建立环境信访等机制降低公众环境监管和举报成本,调动公众的参与热情。公众既可以通过新

闻媒体、网络等渠道引导社会舆论,将环境污染的负外部性转嫁给排污企业,亦可通过向环境监管部门

举报,由政府部门警告、处罚甚至关停排污企业,迫使企业进行节能减排与绿色升级。

再者,中央环保督察通过提升民众环保意识改善企业环境绩效。中央环保督察组入驻地方期间通

过省市级官方微博等媒体平台进行环保宣传和同步的环保督察工作披露,可能会提高公众的环保意识。

公众环保意识提升使其倾向于选择低能耗、低污染的产品,创造更多绿色消费需求,为企业绿色升级提

供动力。公众环保意识提高还体现在环保参与,通过社会舆论和施压于政府将环保压力传递至企业,倒

表1 中央环保督察实施状况

督察批次

试点

第一批次

第二批次

第三批次

第四批次

进驻时间

2016.1.4-2016.2.5

2016.7.12-2016.8.19

2016.11.24-2016.12.30

2017.4.24-2017.5.28

2017.8.7-2017.9.15

覆盖区域

河北

内蒙古、黑龙江、江苏、江西、河南、

广西、云南、宁夏

北京、上海、湖北、广东、重庆、陕西、

甘肃、

山西、安徽、天津、湖南、福建、辽宁、

贵州

吉林、浙江、山东、海南、四川、西藏、

青海、新疆

约谈

(人次)

65

2241

4149

6657

4835

问责

(人次)

366

3788

3121

4660

6461

群众举报

(件)

2856

15761

15631

31457

40706

处罚企业

(家)

200

8160

12184

24299

37088

167

第176页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

逼企业进行节能减排。

据此,本文提出如下研究假说:

假说一:中央环保督察通过增强地区环保压力提升地区企业环境绩效。

假说二:中央环保督察通过促进公众环保参与和监督提升地区企业环境绩效。

假说三:中央环保督察通过提升公众环保意识提升地区企业环境绩效。

三、研究设计

(一)研究方法与模型选择

对微观企业而言,中央环保督察是具有较强随机性的外生突发事件,且个体企业行为并不会对中央

环保督察的实施与否产生逆向影响,故本文以中央环保督察组首次入驻时间作为节点,采用多期倍差法

评估中央环保督察对企业环境绩效的影响。构建基准回归模型如下:

EPi,s,t = β0 + β1CEPIi,s,t + λXi,s,t + δi + ηt + μi,s,t (1)

其中,下标i表示上市企业,s表示企业i所在省市,t表示年份。EPi,s,t为t时期企业i的环境绩效;核心解释

变量CEPIi,s,t衡量企业所在省市是否接受中央环保督察,当且仅当环保督察组在t时期进驻企业i所在省

市s进行督查且企业i为处理组时,CEPIi,s,t取值为1,否则为0。考虑到中央环保督察意在构建长期“党政

同责”“一岗双责”的机制以及建立公众环保监督参与制度,督察过后仍保留处理组CEPIi,s,t值为1以探讨

其长期效果。同时,为避免遗漏重要变量,本文加入省市和企业两个层面的控制变量 Xi,s,t

。此外还控制

了个体固定效应δi和时间固定效应ηt

。μi,s,t表示随机扰动项。

(二)变量选取

1.被解释变量

本文借鉴胡曲应[4]

等的做法,采用单位排污费的营业收入作为企业环境绩效(EP)的代理变量。其

合理性如下:首先,排污费是企业依照《排污费征收使用管理条例》对其自身废物排放等环境污染行为作

出的强制性补偿,具有客观性;其次,排污费的征收涉及企业所排放的污水、废气和废弃物等污染物,对

于反映企业污染物的排放状况具有全面性。

2.解释变量

解释变量中央环保督察(CEPI)为时间和空间虚拟变量的交乘项。有如下两个方面需要说明:(1)考

虑到中央环保督察作用最终主体的企业存在异质性,本文参考谌仁俊等[15]

的做法,将企业区分为重污染

企业和非重污染企业(重污染企业与非重污染企业划分主要依据国家生态环境部2010年发布的《上市公

司环境信息披露指南》以及证监会2012年制定的新行业分类标准),并将非重污染企业设置为对照组,重

污染企业设置为处理组,构建空间虚拟变量,取值分别为 0和 1。(2)考虑到中央环保督察意在构建长期

“党政同责”“一岗双责”的机制以及建立公众环保监督参与制度,本文设置为时间虚拟变量,企业所在省

份被督察及其之后年份时间虚拟变量取值1,否则为0。

3.控制变量

本文选取与企业环境绩效相关的微观和宏观两个层面控制变量。微观企业层面包括:资本规模

(SIZE)、成长性(GRO)、盈利能力(ROE)、代理成本(ACT)、资本密集度(CPD)、董事会独立性(IBD)、资产

负债率(ALR)、企业年龄(AGE);宏观层面包括:经济发展水平(EDL)、产业结构(ISD)。本文主要变量名

称及其定义见下页表2。

(三)样本选择与数据来源

本文选取2011—2019年沪深A股披露了排污费信息的上市公司作为研究样本,剔除了属于金融业、

被标记为ST或PT、某些指标缺失或资产负债率大于1的企业,最终获得225家样本企业,其中属于处理

组的有167家,属于对照组的有58家,共计获得1502个企业年度观测值。本文数据来源于CSMAR数据

库、《中国环境年鉴》以及部分省级《统计年鉴》。

168

第177页

余升国等:中央环保督察的微观治理效果评估

实证分析所使用主要变量的名称、定义和描述性统计分析见表2。

四、实证分析

(一)基准回归结果分析

中央环保督察对企业环境绩效影响的基准回归结果如表3所示。第(1)列为未加入控制变量的估计

结果;第(2)列为加入控制变量的回归结果;第(3)列为加入控制变量基础上,控制企业的个体效应和时

间效应。结果显示,无论加入控制变量,或者控制个体和时间效应与否,中央环保督察(CEPI)的估计系

数皆显著为正,表明中央环保督察能够显著提升企业环境绩效。在加入控制变量、个体和时间固定效应

之后更接近现实状况的第(3)列表示,中央环保督察的实施能够使企业环境绩效提升31.9%。

表2 描述性统计

变量

企业环境绩效

资产规模

董事会独立性

资本密集度

经济发展水平

产业结构

盈利能力

成长性

代理成本

资产负债率

企业年龄

变量符号

EP

SIZE

IBD

CPD

EDL

ISD

ROE

GRO

ACT

ALR

AGE

变量定义

营业收入/排污费+1,取对数

期末资产总额+1,取对数

独立董事人数/董事会总人数

固定资产净额/期末资产总额

地区人均生产总值,取对数

地区第二产业增加值/总产业增加值

净资产收益率

营业收入增长率

管理费用/营业收入

总负债/总资产

企业年龄+1,取对数

均值

7.367

22.638

0.372

0.331

10.918

45.129

0.056

0.230

0.076

0.482

2.842

标准差

1.748

1.253

0.053

0.164

0.438

7.816

0.101

0.838

0.065

0.188

0.329

最小值

3.937

20.171

0.333

0.007

9.706

16.200

-0.838

-0.816

0.005

0.069

1.099

最大值

12.770

26.063

0.571

0.860

12.009

59.000

0.338

6.129

0.896

0.836

3.611

表3 基准回归与平行趋势检验

变量

CEPI

pre_3

pre_2

pre_1

Constant

控制变量

个体固定效应

时间固定效应

N

R2

企业环境绩效

(1)

0.723***

(11.278)

7.217***

(71.795)

225

0.100

(2)

0.495***

(5.873)

10.540***

(4.509)

225

0.137

(3)

0.319**

(2.417)

20.596**

(2.457)

225

0.208

(4)

0.022

(0.225)

-0.114

(-1.046)

-0.090

(-0.937)

22.814***

(2.738)

225

0.205

注:*、**和***分别表示在10%、5%和1%的置信水平下显著;括号内为聚类到企业层面的t值(下同)。

169

第178页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

(二)平行趋势检验与动态效应分析

多期倍差法运用的前提是对照组与处理组满足平行变化趋势假设。为检验中央环保督察组进驻前

处理组与对照组的环境绩效是否满足平行趋势假设,本文将中央环保督察实施前年份虚拟变量与上文

空间虚拟变量的交乘项纳入基准模型进行回归,结果如表3第(4)列所示。可以发现,交乘项的回归系数

在10%水平下不显著,说明中央环保督察实施前处理组与对照组不存在系统差异,满足平行趋势假设。

在中央环保督察的动态效应方面,本文以政策前一年为基期,将中央环保督察实施前后时间虚拟变量与

上文空间虚拟变量的交乘项纳入并基准模型进行回归。图1呈现了95%置信区间水平下中央环保督察

动态效应检验结果。可以看出,中央环保督察组入驻当年政策效果不显著,之后两年内当地企业环境绩

效显著提升,但在第三年改善效果不显著,这表明中央环保督察政策并未产生持续的环境绩效提高

效果。

(三)稳健性检验

1.安慰剂检验

(1)安慰剂检验一:随机分配处理组。为缓解中央环保督察政策效果受潜在非观测遗漏变量的干

扰,本文通过自助抽样的方法随机生成处理组与对照组,带入基准模型进行回归。为提升该检验的有效

性,本文将上述过程重复 1000次,并绘制了回归系数估计图(见图 2)。可以发现,随机分配处理组的估

计系数集中分布于0附近,绝大部分估计系数在10%的置信水平下不显著,基准回归结果与随机抽样检

验结果存在显著差异。上述表明,中央环保督察对企业环境绩效的提升效应没有受到潜在非观测遗漏

变量的影响。

(2)安慰剂检验二:政策提前。中国对环境问题的重视程度日益提升,2015年通过的《环境保护督察

方案(试行)》明确提出要建立全国性的环境保护督察工作制度。为进一步排除2016年及其之前相关环

境政策的干扰以及检验企业对中央环保督察是否存在预期心理作用,本文将政策实施提前两年生成新

的伪实验期变量(AWJ)放入基准模型进行回归。回归结果如表 4第(1)列,AWJ的估计系数在 10%置信

水平下不显著,这表明中央环保督察对企业的环境绩效提升效果不受督察前相关政策的干扰,且企业对

于中央环保督察的实施并未产生相应预期。可能的原因是企业的逐利和短视。一般来说,如果企业应

对一项环境政策的预期成本超过了预期收益,企业将会对该政策反应较慢甚至抵触。

图1 动态效应分析

回归系数

1.5

1

0.5

0

政策实施相对时间

170

第179页

余升国等:中央环保督察的微观治理效果评估

2.倾向匹配得分双重差分法

尽管双重差分模型能够测度出中央环保督察对企业环境绩效的净政策效应,但仍可能存在样本选

择偏误,造成估计结果的偏差。本文采用 PSM-DID 法进一步分析中央环保督察对企业环境绩效的影

响。具体地,本文选择企业的资本规模(SIZE)、成长性(GRO)、盈利能力(ROE)、代理成本(ACT)、资本密

集度(CPD)、董事会独立性(IBD)、资产负债率(ALR)、企业年龄(AGE)作为协变量,根据logit模型估计每

个样本被选为处理组的概率,然后采用以0.05为半径的半径匹配法为处理组匹配特征相似的对照组。

图2 基于随机抽样的安慰剂检验

表4 稳健性检验

变量

AWJ

CEPI

HBF

FGS

RIE

Constant

控制变量

个体固定效应

时间固定效应

N

R2

企业环境绩效

政策提前

(1)

0.155

(1.046)

22.218***

(2.697)

225

0.205

PSM-DID

(2)

0.369**

(2.373)

19.097*

(1.775)

216

0.244

新环保法

(3)

0.319**

(2.417)

1.770**

(2.143)

20.596**

(2.457)

225

0.208

费改税

(4)

0.303**

(2.252)

-0.375

(-1.553)

22.775***

(2.684)

225

0.213

遗漏变量

(5)

0.364***

(2.820)

0.468***

(2.772)

20.454**

(2.440)

224

0.224

工具变量

(6)

0.407***

(2.622)

10.382***

(5.237)

225

0.158

系数估计值

P值

P

2

1.5

0.5

1

0

-1 -0.5 0 0.5 1

系数估计值

171

第180页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

倾向得分匹配的平衡性检验结果显示匹配后特征变量标准偏差率的绝对值都小于10%,且匹配后t

检验的p值均大于0.1,即各特征变量通过倾向得分匹配之后,在处理组与对照组之间不存在显著差异,

匹配效果良好。将匹配成功的样本带入基准模型进行回归,回归结果如表4第(2)列所示,中央环保督察

(CEPI)的估计系数为正,且在10%的置信水平下显著,这表明中央环保督察在排除可能的样本选择偏误

干扰之后仍对企业的环境绩效有显著提升效果。

3.排除政策干扰

(1)控制新《环境保护法》的影响。新环境保护法提出的诸如国家建立完善环境监测制度、完善跨行

政区污染防治制度和控制污染物排放量等环保措施皆会对企业的环境绩效产生影响。本文设置虚拟变

量 HBF,新环保法开始实施(即 2015年)及其之后年份的取值为 1,否则为 0。将该变量加入基准模型进

行回归,结果如表 4第(3)列,解释变量(CEPI)的估计系数在 5%的水平下显著为正,这表明中央环保督

察能够显著提高企业的环境绩效。

(2)控制“费改税”的影响。2018年开始实施的《中华人民共和国环境保护税法》将以往生态环境部

收取的环保费改为由税务部门征收的环保税,要求企业依据其排放的污染物种类和数量缴纳相应税额。

“费改税”增加了企业的环保压力,可能倒逼企业进行绿色创新,以规避繁重的税费,即影响本文环境绩

效的代理变量排污费。本文设置环保税负提标地区企业和环保税实施时间的交乘项为 FGS,将其加入

基准模型进行回归。结果如表 4第(4)列,在控制“费改税”的影响后,中央环保督察(CEPI)的估计系数

在5%的水平下显著为正,这表明中央环保督察能够显著提高企业的环境绩效。

4.加入遗漏变量

中央环保督察作为以“党政同责”为主要特征的环境保护管理制度,主要通过对地方政府传导环保

压力,加强和督促地方环境监管和执法以促进当地环境治理,进而影响企业的环境治理行为。作为一种

环境保护领域权力制约的方式,中央环保督察与地方政府不可避免地造成一定程度的拮抗关系,导致管

理资源的浪费,甚至其一些措施会与地方环境政策冲突,且当地的环境规制也会对企业环境行为产生影

响,继而影响中央环保督察的政策效果。本文将由环境投入等综合测度的环境规制强度加入基准模型

进行回归。结果如表4第(5)列,在控制地方环境规制的情况下,中央环保督察(CEPI)的估计系数为正,

且在1%的置信水平下显著,这表明中央环保督察能够显著提高企业的环境绩效。

5.工具变量

本文利用多期双重差分法研究中央环保督察对企业环境绩效的净政策效应,但仍然可能会存在

样本自选择偏误、遗漏变量和逆向因果等内生性问题。为此,本文采用 2013—2015年各省剔除环保相

关部门的贪腐官员总数以及各省距离北京的距离作为工具变量缓解上述内生性问题。工具变量应满

足相关性和外生性假设。理论上:(1)相关性。孙刚等[19]

研究发现,贪腐源于政府特权,会造成社会资

源的损耗以及资源错配。官员贪污腐败体现了地方政府的行政垄断状况,而以“党政同责”“一岗双

责”为主要原则的中央环保督察入驻选择必定受地方政府行为影响,具有一定的相关性。考虑到中国

政策的政治性,中央环保督察的实施与各省市距首都北京的距离也存在一定的相关性。(2)外生性。

贪腐问题作为历史和政治因素对企业清洁生产情况并无影响,而各省距离北京的距离作为地理因素

与企业清洁生产行为也无直接关联。考虑到政治历史因素和地理因素固定不变,缺乏时间变化趋势,

本文分别将各省贪污人数、距离北京距离与政策实施年份的虚拟变量相乘作为中央环保督察的工具

变量。

实证中:DW 检验中 p 值均小于 10%,表明解释变量存在内生性;第一阶段检验中 F 值大于经验值

10,说明工具变量满足外生性假设;过度识别检验中p值大于10%,工具变量满足外生性要求。工具变量

稳健性检验的结果如表 4第(6)列,中央环保督察(CEPI)的估计系数为正,且在 1%的置信水平下显著,

即通过工具变量法缓解内生性问题之后,本文主要结论依旧稳健。

172

第181页

余升国等:中央环保督察的微观治理效果评估

五、进一步分析

(一)异质性分析

1.基于内部约束视角

(1)企业产权性质。本文将企业划分为国有企业和非国有企业进行分析。表5第(1)和(2)列分别汇

报了国有企业和非国有企业的回归结果。结果显示,国有企业组的估计系数在1%水平下显著为正,非

国有企业组系数不显著。这表明中央环保督察能够显著提升国有企业的环境绩效,而对非国有企业作

用效果不显著。

(2)企业污染类型。本文将样本划分为大气污染密集型和水污染密集型行业进行异质性回归。表5

第(3)和(4)列分别汇报了大气污染和水污染组的回归结果。结果显示,大气污染组回归系数不显著,水

污染组系数在10%水平下显著,即中央环保督察能够显著提升水污染密集型企业的环境绩效,但对大气

污染密集型企业作用不显著。

2.基于外部压力视角

(1)地区环境规制。本文将样本划分为强环境规制组和弱环境规制组并进行分析。表5第(5)和(6)

列分别汇报了强环境规制组和弱环境规制组的回归结果。结果显示,弱环境规制组的回归系数正向显

著,而强环境规制组的回归系数为正但不显著。这意味着,中央环保督察提升弱环境规制地区企业环境

绩效,但对强环境规制地区作用效果不显著。

(2)行业竞争压力。本文依据企业所在行业的赫芬达尔指数(HHI)进行分组回归。表5第(7)和(8)

列分别汇报了弱行业竞争组和强行业竞争组的回归结果。结果表明,中央环保督察对强竞争行业企业

的环境绩效提升效果显著,但对弱竞争行业企业影响不显著。

(二)机制分析

以上实证表明,中央环保督察能够提升企业环境绩效,那么该政策效果如何实现?基于企业环境行

为影响因素以及中央环保督察实施策略,本文进一步从地方政府环保压力、社会公众监督和公众环保意

识方面探讨中央环保督察提升企业环境绩效的作用机制。为此,构建如下实证模型进行检验:

Yi,s,t = α0 + α1CEPIi,s,t + λXi,s,t + δi + ηt + μi,s,t (2)

其中,Yi,s,t为被解释变量,在实证分析中分别取i企业所处地区s在t时期的地区环保压力(RGPSi,s,

)、t 社会

公众监督水平(REPi,s,

)t 和公众环保意识(REAi,s,

)。t CEPIi,s,t 表示 i 企业所处地区 s 在 t 时期的环保督察情

况,Xi,s,t为地区层面控制变量。δi为个体固定效应,ηt为时间固定效应,μi,s,t为随机扰动项。其中,地区环

表5 异质性分析

变量

CEPI

Constant

控制变量

个体固定效应

时间固定效应

N

R2

产权属性

国有

(1)

0.519***

(2.712)

22.778*

(1.856)

127

0.266

非国有

(2)

-0.017

(-0.078)

15.928

(1.253)

98

0.174

污染类型

大气

(3)

-0.175

(-0.883)

12.061

(1.057)

98

0.282

(4)

0.364*

(1.831)

32.481***

(3.246)

116

0.207

环境规制强度

强规制

(5)

0.100

(0.485)

21.105

(1.513)

107

0.163

弱规制

(6)

0.758***

(3.701)

37.400***

(3.042)

118

0.367

行业竞争强度

弱竞争

(7)

0.011

(0.074)

30.362***

(3.703)

114

0.154

强竞争

(8)

0.575***

(2.682)

10.588

(0.764)

111

0.272

173

第182页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

保压力由省级年均PM2.5浓度表示,地区公众监督由社会组织数目与人口规模之比表示,公众环保意识

由环境信访数目表示。具体实证分析如下:

一是增强地区环保压力。表6第(1)和(2)列汇报了中央环保督察影响地区环境保护压力(RGPS)的

检验结果。可以发现,在基准回归与带入工具变量回归中中央环保督察(CEPI)的估计系数皆在5%水平

下显著为正,所以中央环保督察组的入驻能够显著增强地方政府面临的环保压力。这说明中央环保督

察能够通过向地方传递环保压力,通过地方的环境监察、财政政策以及产业环境政策引导地方企业提升

环境绩效。二是促进社会公众参与和监督。表6第(3)和(4)列汇报了中央环保督察对社会公众参与和

监督水平(REP)的检验结果。可以发现,中央环保督察(CEPI)的估计系数在5%水平下显著为正,且带

入工具变量的估计系数亦在1%水平下显著,故中央环保督察组的入驻能够显著促进地区社会公众的环

保参与和监督。这说明中央环保督察的实施能够促进地区公众的环保参与度,通过社会舆论引导和施

压地方政府等方式来缓解地方企业的环境污染问题。三是提高公众环保意识。表6第(5)和(6)列汇报

了中央环保督察对公众环保意识(REA)影响的检验结果。可以发现,中央环保督察(CEPI)的估计系数

并不显著,所以中央环保督察的实施并不能有效提高地区公众的环保意识。以往研究证明,环保意识的

提升更多地受到教育水平以及收入等的影响,而为期一个月的中央环保督察入驻对督察地区公众的环

保意识影响微弱。

六、研究结论与政策启示

(一)研究结论

为扭转常规监管体制下地方环境治理失灵的困境,中央主导式环境治理应运而生。为探究中央主

导式治理中的中央环保督察对企业环境行为是否具有约束力以及长效作用,通过何种方式实现政策效

果,又表现出何种异质性,本文运用多期双重差分法,利用2011—2019年深沪A股上市企业的数据进行

实证。结果表明:(1)中央环保督察能够显著提升企业的环境绩效,且该结论在安慰剂检验、排除政策干

扰、加入遗漏变量、采用工具变量法和倾向匹配得分法后依然稳健;(2)中央环保督察能够在短期内显著

提升企业环境绩效;(3)中央环保督察通过增强地方政府的环保压力以及促进社会公众的环境监督来提

升企业的环境绩效;(4)在内部约束方面,中央环保督察对国有企业和水污染企业的环境绩效提升效果

显著;在外部压力方面,中央环保督察对弱环境规制地区企业和强行业竞争企业的环境绩效提高效果

显著。

(二)政策启示

本文的研究结论对于中国环境、政务等领域的中央主导式治理提供了重要政策启示:

表6 机制分析

变量

CEPI

Constant

控制变量

个体固定效应

时间固定效应

N

R2

地区环保压力

(1)

0.230**

(2.339)

-2.931

(-0.155)

220

0.706

(2)

0.367**

(2.463)

-8.510

(-0.405)

166

0.721

公众环境监督

(3)

0.053**

(2.276)

12.072***

(3.204)

220

0.325

(4)

0.092***

(3.128)

14.036***

(3.946)

166

0.345

公众环保意识

(5)

-0.072

(-1.111)

-25.448***

(-2.813)

217

0.456

(6)

0.055

(0.780)

-16.341

(-1.525)

164

0.428

174

第183页

余升国等:中央环保督察的微观治理效果评估

第一,深化中央环保督察制度改革,健全长效治理机制。地方政府及环保部门应深入剖析督察组反

馈的环保问题,完善“回头看”举措以强化中央环保督察的治理效果。中央应完善环境监管与举报体系,

降低公众环境举报成本。同时,中央政府应持续强化地方党委和政府的环保职责,落实问责、追责机制,

调动地方政府监管积极性,提高基层责任主体环保意识,如将中央环保督察和“回头看”结果纳入官员绩

效以及晋升考核范围,建立干部的环保追责制度。此外,中央应重点关注和限制“一刀切”“先停再说”以

及“以停代治”等行为,推动督察法治建设,保障中央环保督察长效治理效能。

第二,充分发挥社会公众在环境治理领域的监督优势。通过新闻、影视和短视频等渠道宣传环境保

护,提升公众的环保意识,并鼓励其参与环境保护的行动。中央和地方政府应完善环境保护方面的法律

制度,建立污染举报和反馈机制,最大程度上保障社会公众的环境诉求。地方政府应加强环境信息公布

渠道,建立健全环境信息公开制度,提高社会公众的环保监督、参与热情。面对地方环境污染问题,公众

也应积极维护自身合法权益。

第三,综合考量地方以及企业的差异性,有的放矢地制定政策和实施督查。中央与地方政府应针对

企业内部约束与外部压力的差异进行“量体裁衣”,确保中央环保督察充分发挥其政策效果。例如,保障

市场竞争主导作用的同时完善环境监管制度,改变非国有企业的环保“惰性”;进一步强化对垄断竞争企

业以及大气污染企业的督察与惩罚力度;依据地区环境问题与经济发展确定环保督察时间以及督察资

源的投入,改变当前环保督察全面督察、固定期限督察的现状,建立因地制宜、因题制宜的“精准”型环保

督察制度体系。

参考文献:

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175

第184页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

23-42+193-194.

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[责任编辑:靳香玲]

Evaluating Micro-Governance Effects of

Central Environmental Protection Inspection:

Empirical Evidence from A-Share Listed Companies

YU Sheng-guo1

, WANG Chang-hong1

, TENG Cong-bo2

, AN Yi-xin1

(1. School of International Business, Hainan University, Haikou 570228, China;

2. School of Public Administration, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China)

Abstract: As the environmental protection in China strengthens, the problem of environmental pollution has

been gradually addressed. However, the contradiction between the economic interests of local governments

and enterprises and environmental protection has not been truly resolved, and the central environmental

protection inspection system provides a solution to this problem. In order to explore whether and how the

central environmental protection supervision can affect the environmental behaviors of micro-enterprises, this

paper conducts an empirical study of the data of 225 A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen that

disclosed pollution discharge fee information from 2011 to 2019. Research finds that the implementation of

the central environmental protection supervision can significantly improve the environmental performance of

enterprises in the short term. Furthermore, the central environmental protection supervision has a significant

effect on improving the environmental performance of state-owned enterprises, water-polluting enterprises,

enterprises in the areas with weak environmental regulations, and enterprises in the industries with stronger

competition. Additionally, the central environmental protection inspector has influenced the environmental

protection behaviors of enterprises by enhancing the local environmental protection pressure and promoting

the public supervision, but has failed to significantly improve public environmental awareness. Current

research provides the micro-evidence for the effectiveness of the central environmental protection inspection,

and provides policy inspirations for the improvement of its system and governance methods.

Key words: central environmental protection inspection; corporate environmental performance; local environ‐

mental protection pressure; public environmental supervision; public awareness of environmental protection

176

第185页

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大学学报(人文社会科学版)

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

政府主导型产业转移与城市资源错配

——基于国家级承接产业转移示范区的实证研究

张 晖,吴伟豪,樊 燕

(海南大学 国际商学院,海南 海口 570228)

[摘 要]利用政策工具驱动产业转移是我国优化区域产业链布局、促进区域协调发展的重要手段,但目

前国家级承接产业转移示范区对城市资源配置的政策效应并不明确。文章基于HK模型,测算了2007—2016

年中西部160个地级以上城市的资源错配程度,并利用双重差分法,评估了产业转移示范区对城市资源配置的

政策效应。研究发现:产业转移示范区显著加剧了产业承接地城市的资源错配程度,并且经过稳健性检验后

该结论依然成立。但在不同的区域、是否明确承接目标和不同市场化程度的城市,其政策效果存在着明显差

异。从机制上看,政府竞争压力强化了示范区对产业承接地城市资源错配的加剧作用;政府能力有助于减弱

产业转移示范区对产业承接地城市资源错配的加剧作用。本文的研究对优化产业转移政策,从而提高中西部

城市资源配置效率,推动中西部地区经济高质量发展具有重要的现实意义。

[关键词]承接产业转移;资源配置;双重差分法;地区异质性

[中图分类号]F062.9 [文献标志码]A [文章编号]1004-1710(2023)06-0177-11

[DOI]10.15886/j.cnki.hnus.202211.0040

一、引 言

党的二十大报告指出,“推动西部大开发形成新格局,推动东北全面振兴取得新突破,促进中部地区

加快崛起,鼓励东部地区加快推进现代化”。支持中西部地区承接东部地区产业转移是我国推动产业结

构升级、重塑区域经济地理格局的重大战略举措。在产业转移的过程中,政府会采取多种措施,直接或

间接地引导,以配合产业转移的实施[1]

。为了助力中西部承接东部沿海地区的产业转移,打造区域增长

极,国家先后批复设立了10个国家级承接产业转移示范区(下文简称为“产业转移示范区”)。产业转移

示范区作为国家层面的产业政策,在享受一定国家政策倾斜的同时,各地方也出台相应的优惠政策进行

配套,以吸引产业和要素资源由东部向中西部转移。由政府主导的产业转移示范区在一定程度上能推

动后发地区的经济起飞。然而,“有形之手”在一定程度上可以主导产业或资源要素的转移,但无法有效

地解决二者之间的耦合[2]

。当东部地区的产业大量涌入中西部地区时,中西部地区的资源要素配置状况

可能无法与之进行匹配,这会对中西部的产业转移示范区带来巨大的挑战。于是,探究产业转移示范区

的设立对城市资源配置的影响,成为一个值得关注的问题。

从现有的文献来看,已有学者关注到了中国经济发展过程中存在着资源错配的现象,并就资源错配

程度的成因、度量以及对经济发展带来的影响进行了较为深入的研究与探讨[3-6]

。关于造成资源错配的

原因,一些学者认为,产品市场补贴[7-8]

、增值税税率的差异[9]

、金融摩擦的存在[10]

、区域划分导致的市场分

割[11]

、户籍制度的限制[12]

、行政垄断下的所有制歧视[13-14]

和城市等级[15]

等因素,会造成资源错配。以上文

献对中国资源错配影响的研究主要集中在市场机制与政府两个方面,而与本文直接相关的一支文献是

产业转移对资源错配的影响。谢呈阳等[2]

基于江苏省传统企业调查数据的研究,发现产业转移会造成地

[收稿日期]2022-11-03

[基金项目]国家社会科学基金重大项目(19ZDA110);国家自然科学基金地区项目(718630056)

[作者简介]张晖(1980-),男,湖北武汉人,海南大学国际商学院副教授,博士,主要从事政治经济学和区域经济学研究。

经济学

177

第186页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

区的资源错配。David等[16]

认为,地区的产业转型与产业转移受制于原有成本与技术结构以及地区转移

壁垒等因素,会导致地区产业资源错配。张龙鹏和汤志伟[17]

研究发现,产业政策拉大了行业内企业间的

生产率离散程度,导致了资源错配。钱学锋等[18]

通过模型分析,发现上游国有企业为多寡头,而下游民

营企业为垄断竞争的“垂直结构”模式,这使得下游民营企业存在进入不足的倾向,从而导致了资源错

配。综上所述,本文认为产业转移示范区作为国家实施产业转移的重要政策,可能会对城市的资源配置

产生重要影响。

关于产业转移示范区的研究,目前学术界对产业转移示范区的经济效应的研究主要聚焦于地区收

入差距[19]

、能源环境[20-21]

、城市全要素生产率[22]

、产业结构调整[23]

、土地资源配置[24]

等方面。既有研究发

现,设立产业转移示范区对工业用地要素市场化配置具有显著的抑制作用[24]

。也有文献发现,中西部地

区建立国家级承接产业转移示范区并没有提高地区的全要素生产率,甚至出现了显著下降[22]

。还有文

献发现,产业转移示范区有利于降低能耗,提高全要素能源效率[21]

。可见,目前关于承接产业转移示范

区的评估结果既有正效应也有负效应,但土地配置效率和能源效率未能全面地反映产业转移示范区对

资源配置的影响。通过对现有文献进行梳理,本文发现以往文献缺乏设立产业转移示范区对城市资源

配置的政策效应研究。因此,本文评估建立产业转移示范区对城市资源配置的政策效应,有助于推进示

范区的进一步优化发展,也有利于促进区域协调发展,推动经济高质量发展。

本文的创新之处有以下几个方面:第一,已有的相关研究分析了产业转移示范区对土地、能源、生产

率等要素的影响,但缺乏对资源配置的影响效应分析。本文研究有利于丰富和拓展产业转移示范区对

要素资源的影响研究。第二,已有的文献大多利用企业层面和省级层面的数据计算资源错配程度,利用

城市层面的数据测算资源错配程度的文献相对不足。本文研究有利于丰富城市层面资源配置效率的文

献。第三,由于缺乏合适的工具变量,现有研究在使用双重差分法评估产业转移示范区政策效应时,对

内生性问题的解决显得不足,也没有考虑多期DID的估计偏误问题。本文使用异方差工具变量和Bacon

分解对这些问题进行了完善,有利于提高产业转移示范区政策效应的稳健性和可信度。第四,已有的研

究仅将产业转移示范区视为产业转移的一项外生冲击,对其政策工具属性考虑不足。本文从政府行为

角度,分析了政府竞争和政府能力影响下产业转移示范区对城市资源配置的作用效应差异,有利于在促

进产业转移过程中推动有效市场和有为政府更好地结合。

二、理论假说

进入新时期,我国东部沿海地区产业发展压力愈加明显,其传统产业比较优势日益减退,而中西部

地区具有资源丰富、成本低等特点,具备承接东部产业转移的条件。在这种形势之下,东部沿海的传统

产业纷纷向中西部地区转移,并得到我国中央政府和地方政府的积极推动。在中西部地区财政资源要

素紧张的情况下,产业转移示范区作为重要的政策工具,既能够推动东部地区产业向中西部转移,促使

资金、技术和人才等要素的跨区域流动,也能够推动中西部地区招商引资、弥补经济发展差距。然而,在

“晋升锦标赛”的激励下[25]

,为了吸引并承接东部地区的产业转移,以促进当地经济发展,中西部地区的

地方政府开展了激烈的竞争,竞相改善交通基础设施,加大对资源要素配置的干预,出台税收优惠政策,

吸引产业转移。这抑制了市场在资源配置中的正常运作,使市场价格未能真实地反映资源要素的实际

价值,增大了城市资源错配的风险。同时,对于产业园区配套设施的建设,短期内集中建设和大规模投

入难以产生立竿见影的效果,当资源要素投入与产出无法形成耦合时,则会对城市的资源配置造成影

响。因此,产业转移示范区的设立会影响要素市场的竞争性,制约要素市场发育。而且,大规模的产业

配套设施建设,容易造成资源闲置,政府对市场的干预也容易扭曲市场资源要素的配置机制、扰乱资源

要素的市场秩序,从而让资源要素市场化配置的进程受阻。基于以上分析,本文提出研究假说H1:

H1:产业转移示范区可能加剧了城市的资源错配程度。

由于东部地区可转移产业资源总量相对有限,并且在地方利益和政府考核机制的驱动下,中西部地

区的地方政府为承接产业转移而展开激烈的竞争。同时,地方政府可能会依赖于固定资产投资和资源

178

第187页

张 晖等:政府主导型产业转移与城市资源错配

的利用开发,在相关优惠政策的落实时,更加偏重短期经济增长,从而忽略了资源配置效率和市场环境

的建设。因此,地方政府竞争压力可能会强化产业转移示范区对城市资源配置产生影响。作为政策实

施的主体,地方政府的财政实力是产业转移示范区有效实施的有力保障。政府能力强的地方,能够更好

地改善交通基础设施,提高产业承载能力。与此同时,地方政府还能加大对科、教、文、卫的建设力度,简

政放权,努力提高政府服务水平,为承接产业转移打造良好的市场环境。因而,地方政府的能力可能会

弱化产业转移示范区对城市资源配置产生影响。据此,本文提出研究假说H2:

H2:政府竞争压力可能会强化产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用,而政府能力可能有助于

减弱产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用。

三、变量测算与模型假定

(一)变量测算

1.资源错配的测算

Hsien和 Klenow[3]

开创性地采用行业生产率离散程度来衡量行业资源错配。本文借鉴其建模思路,

参照邓楚雄等[26]

的做法,利用城市层面数据测算出城市的资源错配程度。具体的方法如下:

假设城市的生产函数为柯布-道格拉斯函数形式,可以写成:

Ys,i = As,iL

αLi

s,iK αKi

s,i (1)

其中,Ys,i表示省份s城市i的产出水平,As,i为省份s城市i的全要素生产率,Ls,i和Ks,i分别表示省份s城市i

生产时所使用的劳动和资本的数量,αLi

和αKi

分别表示城市i关于劳动和资本的弹性系数,劳动和资本的

弹性系数之和为1,即规模报酬不变。

城市i的工业最大利润函数为:

πs,i = Ps,i

Ys,i - (1 + τLs,i

)ωLs,i - (1 + τKs,i

)rKs,i (2)

其中,τLs,i

和τKs,i

代表城市i所面临的劳动和资本市场的扭曲,ω和r表示城市的单位劳动和资本收益。在

完全没有市场摩擦和扭曲的城市经济体中,τLs,i

和τKs,i

的绝对值水平越高,资源错配越严重。

当不存在扭曲时,城市最优的全要素生产率(TFP*

S )为:

TFP*

s,i = ( As,i )

σ - 1 (3)

而城市的实际生产率为:

TFPs,i = ( As,i

---------- TFPRs

TFPRs,i

)

σ - 1 (4)

根据 Hsien 和 Klenow[3]

的做法,基于式(3)和(4),将资源配置效率定义为 TFPs,i 与 TFP*

s,i 的比值来

衡量。

Af = TFPs,i

TFP*

s,i

(5)

用最优的资源配置效率Af * = 1减去实际的资源配置效率(Af)便可得到资源错配所导致的城市TFP

损失(Mis)。Mis越大,意味着城市面临的扭曲程度越大,城市的资源要素配置的效率就越低。

2.参数设定与变量选取

根据上述分析,要测算城市的资源错配程度,需要对以下参数进行设定:劳动和资本的弹性系数αLi

和αKi

,替代弹性σ,劳动和资本的使用成本r和ω。

关于投入要素的产出弹性,本文参照Brand等[13]

与陈诗一和陈登科[27]

的做法,分别将αLi

和αKi

设定为

0.3和0.7。对于替代弹性σ,本文参考HK模型的设定,本文将σ设定为3。

关于要素的使用成本,参照Hsien 和 Klenow[3]

的做法,设定资本投入价格r为10%,由5%的实际利率

和5%的折旧率构成。对劳动力价格ω的设定,本文参照邓楚雄等[26]

的做法,采用就业人员平均工资(万

元)来表示。

179

第188页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

本文采用城市规模以上工业总产值(万元)来表示城市的产出变量;用城市在岗职工平均人数(万

人)表示城市工业劳动投入;采用城市固定资本存量来表示城市工业的资本投入。由于缺乏城市固定资

本存量的数据,需要用永续盘存法进行估算。此外,为消除通胀因素对结果的影响,本文采用工业品出

厂价格总指数和居民消费价格指数对规模以上工业总产值和城市制造业就业人员平均工资进行价格平

减。价格指数来源于《中国价格统计年鉴》,以上各个测算变量均来源于《中国城市统计年鉴》。

(二)模型假定

1.模型设定

截至 2016年,全国在中西部地区的 29个城市设立了产业转移示范区。因此,本文根据各城市建立

产业转移示范区的年份作为产业转移示范区的冲击变量,构建双重差分模型,来检验实施该政策对城市

资源配置的政策效应。建立的计量模型如下:

Misi,t = α0 + α1TRANSi,t +∑j

10

βjcontrolj,i,t + γt + μi + εi,t (6)

式(6)中,Misi,t表示城市i第t年的资源错配程度;TRANSi,t为0-1虚拟变量,某一城市在t年设立或已

经设立了示范区时取值为1,否则为0;controlj,i,t为控制变量,γt为时间固定效应,μi为城市固定效应,εi,t为

随机扰动项。

借鉴已有文献,本文设定的控制变量具体如下:(1)地区发展水平(lnGdp),采用城市 GDP取对数来

表示,同时 GDP 利用居民消费价格指数进行平滑,以消除通胀因素对结果的影响;(2)工业化发展程度

(Industry),选用规模以上工业总产值占GDP的比重来表示;(3)政府能力(Gov),采用政府一般预算内支

出占 GDP的比重来表示;(4)贸易开放程度(Trade),采取城市进出口贸易总额占 GDP的比重来表示,进

出口贸易总额利用当年的平均汇率化为人民币单位;(5)二氧化硫排放量(Pollute),用单位工业总产值

的工业二氧化硫排放量表示;(6)基础设施建设(Fi),采用城市的公路里程数与城市的行政区划面积的

比值来表示;(7)外商直接投资(Fdi),采用规模以上外商企业产值占规模以上工业企业总产值的比重来

衡量;(8)服务业发展水平(Service),采用第三产业占GDP的比重表示;(9)融资环境(Finance),使用年末

金融机构各项贷款余额加上年末金融机构各项存款余额占 GDP 的比重来表示;(10)市场化程度(Mar⁃

ket),采用该城市的城镇私营与个体从业人员之和与该城市年末总就业人数的比值来表示。

2.数据来源与说明

本文的样本期为 2007—2016年,由于计算城市资源错配的基础数据在 2016年以后没有进行统计,

基于数据的限制,本文的样本期截至2016年。而产业转移示范区的设立主要是在中西部城市,若把东部

地区加入到样本中进行回归,会增加不可观测因素的干扰,故将东部沿海省份的地级以上城市剔除。与

此同时,排除了地理上距离设立产业转移示范区较远的省份,包括:黑龙江、辽宁、吉林、新疆、西藏。此

外,本文还剔除直辖市重庆、发生行政区划调整的巢湖市、非地级市城市的仙桃市、潜江市、天门市以及

数据缺失严重的城市。最终进入样本的处理组与控制组的地级以上城市共有160个,其中进入样本的示

范区城市有28个,其余城市皆为控制组。各个控制变量数据均来自于《中国城市统计年鉴》。描述性统

计见表1。

四、实证分析

(一)基准回归结果

为了检验产业转移示范区对城市资源配置效率的影响,本文对基准回归模型(6)进行回归分析,回

归结果如表2所示。在表2列(1)中,只加入了产业转移示范区的双重差分项TRANS。回归结果显示,双

重差分项在 1% 的水平下显著为正。列(2)-(4)逐步加入控制变量和控制城市与时间固定效应后,

TRANS系数依然显著为正。上述的回归结果表明了,产业转移示范区的设立显著地加剧了城市的资源

错配程度。列(5)是把基准回归聚类到省份层面情况下的回归结果,可以看出 TRANS 的显著性有所降

低,但基本结论依然不变。

180

第189页

张 晖等:政府主导型产业转移与城市资源错配

(二)平行趋势假设

平行趋势假设成立是双重差分方法能够有效地识别因果关系的关键前提,本文采用以下估计模型

进一步分析:

Misi,t = α0 + α1∑l = -3

5 TRANSl

i,t +∑j

10

βjcontrolj,i,t + γt + μi + εi,t (7)

式(7)中,以产业转移示范区设立当年为基期,TRANSl

i,t为第l年倍差项虚拟变量,即若地级及以上的

城市 i建立产业转移示范区之前(后)的第 l年取值为 1,否则为 0。式(7)还控制了城市固定效应和时间

效应。其余控制变量与基准模型式(6)保持一致。从图1可以看出,在设立产业转移示范区之前,处理组

和控制组之间差异不明显,因此平行趋势假设成立。

(三)稳健性检验

1.安慰剂检验 本文利用随机分配处理组和对照组的方法来进行安慰剂检验,以检验估计结果是

否受到遗漏变量的影响。为了提升该检验的有效性,本文将以上随机抽样过程进行了1000次。根据图

2可知,虚拟的产业转移示范区估计系数分布在0附近,且真实估计系数在分布的右端,说明示范区对城

市资源配置并未产生影响,故现实中的示范区对城市资源错配的加剧作用是真实存在的。

2.反事实检验 本文把产业转移示范区所在省份中的其他城市作为政策实施的虚拟处理组,以进

一步评估该政策对城市资源错配的政策效应。从表3列(1)的回归结果显示,TRANS的估计系数为负且

不显著,说明在虚假处理组中产业转移示范区的设立对城市资源错配并没有产生显著的影响。进一步

地表明,城市的资源错配加剧是源自产业转移示范区的设立。

表1 描述性统计

变量

Mis

TRANS

lnGdp

Industry

Gov

Trade

Pollute

Fi

Fdi

Service

Finance

Market

变量名称

资源错配程度

产业转移示范区

地区发展水平

工业化发展程度

政府能力

贸易开放程度

二氧化硫排放量

基础设施建设

外商直接投资

服务业发展水平

融资环境

市场化程度

样本量

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

均值

0.8918

0.1019

15.7554

1.3793

0.2024

0.0836

0.0075

0.9640

0.0473

0.3504

2.0390

0.4536

标准差

0.1172

0.3026

0.7778

0.6069

0.1013

0.1263

0.0103

0.4715

0.0591

0.0815

0.9984

0.1294

最小值

0.2428

0.0000

13.9453

0.3387

0.0840

0.0010

0.0002

0.0877

0.0000

0.1812

0.8544

0.1411

最大值

0.9981

1.0000

17.8951

3.5358

0.6741

0.7922

0.0667

2.0455

0.3161

0.6058

6.3331

0.7416

表2 基准回归

TRANS

控制变量

城市固定效应

时间固定效应

观测值

R2

Mis

(1)

0.0555***

(0.0000)

未控制

未控制

未控制

1600

0.0348

Mis

(2)

0.0305***

(0.0040)

控制

未控制

未控制

1600

0.3134

Mis

(3)

0.0265*

(0.0590)

控制

控制

未控制

1600

0.3470

Mis

(4)

0.0253**

(0.0350)

控制

控制

控制

1600

0.4782

Mis

(5)

0.0253*

(0.0680)

控制

控制

控制

1600

0.4782

注:***、 **、 *分别表示 1%、5%、10%的显著性水平。括号内为聚类到城市的稳健标准误,列(5)括号内的稳健

标准误聚类到省份层面(下同)。

181

第190页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

3.重新定义政策时间 考虑到政策的实施具有一定的时滞性,本文对实证检验部分的政策实施时

间进行了重新定义,将产业转移示范区批复的次年作为政策实施时间,以进行稳健性检验。在表3列(2)

的实证结果可以看出,TRANS的估计系数在10%水平上显著为正,表明产业转移示范区加剧了城市资源

错配的结论是稳健的。

4.考虑干扰性政策 考虑到“一带一路”倡议、高铁开通、“低碳城市”试点、“智慧城市”试点与设立

省级或国家级开发区等因素都会对城市的资源配置产生重要的影响。因此,本文把上述干扰性政策的

虚拟变量加入到基准回归模型的控制变量里进行回归,来进一步考察产业转移示范区的设立对城市资

源配置的政策效应。从表3列(3)的回归结果看出,双重差分项TRANS的回归系数依旧显著为正。回归

结果表明,在考虑了干扰性政策因素的影响后,产业转移示范区的设立确实加剧了城市的资源错配

程度。

图2 安慰剂检验

图1 平行趋势检验

政策动态效应

政策时点

系数估计值

P

系数估计值

P值

182

第191页

张 晖等:政府主导型产业转移与城市资源错配

表3 稳健性检验

TRANS

White 检验

Over-identifica‐

tion 检验

控制变量

城市固定效应

时间固定效应

观测值

R2

Mis

(1)

-0.0120

(0.3240)

控制

控制

控制

1600

0.4740

Mis

(2)

0.0212*

(0.0710)

控制

控制

控制

1600

0.4768

Mis

(3)

0.0260**

(0.0290)

控制

控制

控制

1600

0.4835

Mis

(4)

0.0225*

(0.0630)

控制

控制

控制

1390

0.4917

Mis

(5)

0.0239**

(0.0449)

控制

控制

控制

760

0.5377

Mis

(6)

0.0241**

(0.0480)

控制

控制

控制

1572

0.4996

Mis

(7)

0.0425*

(0.0810)

255.63

(0.000)

29.077

(0.3161)

控制

控制

控制

1600

0.479

注:在PSM-DID方法检验中,文章以0.05为匹配半径,并剔除未匹配样本;列(7)White检验中的()内为p值,其余

()内为聚类标准误。

5.改变控制组样本 本文参考宋弘等[28]

的做法,分别剔除了没有设立产业转移示范区城市的省份与

产业转移示范区非临近的城市。表3列(4)、(5)分别是剔除没有设立示范区城市的省份和剔除与示范区

非临近城市的回归结果,从回归结果可以看出,产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧影响依然

显著,说明未受到控制组地区选择的影响。

6.PSM-DID方法检验 本文使用PSM-DID检验以解决样本自选择问题和反事实框架的问题。本文

以选取的控制变量作为协变量,使用半径匹配的方法进行匹配,并再次进行基准回归。从表3列(6)的回

归结果可知,TRANS的估计系数显著为正,与基准回归的估计一致。这表明了,在进一步缓解了内生性

问题后,产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧作用依然存在。

7.异方差构造工具变量 为了缓解由内生性问题导致的估计偏误,本文运用工具变量法进一步考

察。由于产业转移示范区难以找到合适的工具变量,本文采用 Lewbel[29]

提出的利用异方差构造工具变

量的识别方法排除可能存在的内生性问题。表3列(7)回归结果显示,产业转移示范区的建立对城市资

源错配程度的加剧作用在10%水平下仍然显著为正,本文的基本结论依然稳健。同时,本文还汇报了异

方差的White检验结果,检验结果拒绝了同方差的原假设,满足异方差性。过度识别检验结果也满足工

具变量外生性,说明本文采用Lewbel IV方法构造工具变量克服内生性问题是有效的。

8.多期双重差分法估计结果的偏误问题 根据研究多时点 DID 的理论文献,双向固定效应的框架

下的多时点DID估计量可能存在较大的偏误[30-32]

。本文参照Goodman-Bacon[32]

的做法,对本文的处理组

和对照组进行Bacon分解。由结果可知,“Later T vs Earlier C”这一类影响估计结果的对照组所占权重仅

为 2.5%,所以这类对照组最终的 TWFE估计量的影响不大。对 TWFE估计量影响最大的还是处理组与

从未处理的对照组,即“T vs Never treat”,这一类对照组的权重为 92.7%。故可知,基准回归中双向固定

效应的多期DID估计量偏误很小。

五、进一步讨论:异质性分析与机制检验

(一)异质性分析

本文利用分组回归进行异质性分析。第一,地区异质性。从表4列(1)、(2)的回归结果可以看出,中

部产业转移示范区的设立显著地加剧了城市资源错配程度。而西部产业转移示范区的设立并没有显著

地影响城市的资源配置。其原因可能在于,中部地区具有相对完善的产业基础设施,而且在地理位置上

183

第192页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

具有优势,靠近东部沿海地区,更有利于承接该地区的产业转移,故中部地区设立产业转移示范区显著

加剧了城市资源错配。

第二,承接目标的异质性。从表 4列(3)、(4)的回归结果可以看出,有明确承接目标或地区的示范

区,其对城市资源错配的影响是不显著的。无明确承接区域的示范区,其设立显著地加剧了当地的资源

错配程度。其原因可能在于,文件中无明确承接的示范区,在政策实施落地之后,地方政府则会盲目地

加大各种资源要素的投入,甚至人为地干预资源要素的配置,从而加剧城市的资源错配程度。

第三,市场化程度的异质性。本文以城市年平均市场化程度的中位数为界,划分成市场化程度高与

市场化程度低的城市。从表4列(5)、(6)的回归结果可知,市场化程度较高的城市,产业转移示范区对城

市资源配置的影响并不显著;而市场化程度较低的城市,产业转移示范区显著加剧了城市的资源错配程

度。其原因可能在于,市场化较低的城市,意味着在配置资源的过程中政府干预的作用较大,没有较好

地尊重市场规律,故加剧了城市的资源错配程度。

(二)机制分析

上文理论和实证均证明了设立产业转移示范区对城市资源错配具有加剧的作用,而产业转移示范

区的设立在影响城市资源错配的路径上,可能会受到其他一些因素的影响。因此,本文建立以下模型来

考察产业转移示范区设立影响城市资源错配的作用机制,并且为优化城市资源要素配置、科学制定产业

转移示范区提供政策参考。

Misi,t = α0 + α1TRANSi,t + α2TRANSi,t × adjusti,t + α3 adjusti,t +∑j

10

βjcontrolj,i,t + γt + μi + εi,t (8)

式(8)中,同时控制了时间和城市固定效应,其余控制变量与基准模型式(6)保持一致。adjust包括

地方政府竞争压力(Complete)和政府能力(Power)。具体来说,地方政府之间的竞争会影响地方政府在

资源配置中的经济行为,故本文参照张军等[33]

的做法,采用实际外商直接投资取对数间接衡量地方政府

竞争(Complete)。此外,政府能力是影响区域发展战略实施的重要影响因素。地方政府作为示范区政策

实施的主体,其财政实力是该政策有效实施的有力保障。本文采用地方政府的财政支出与地方政府

GDP的比值来衡量政府能力(Power)。

第一,地方政府竞争压力的作用。从表 5列(1)的回归结果可知,主效应 TRANS的估计系数显著为

正,进一步地表明,建立产业转移示范区对城市资源错配具有加剧作用的结论依然成立。而交互项

TRANS*Complete显著为正,说明存在政府竞争压力的作用机制,政府竞争压力强化了产业转移示范区的

设立对城市资源错配的加剧影响。其主要原因可能在于,为了完成经济增长的目标,竞争压力较大的地

方政府更渴望地承接东部地区的产业转移,可能会加大政府对市场的干预程度,进行各种短视化的投资

和重复建设,以吸引产业转移。同时,地方政府也会采取地方保护主义的措施,不愿意进行区域合作,从

表4 异质性分析

TRANS

控制变量

城市固定效应

时间固定效应

观测值

R2

Mis

(1)中部

区域

0.0319*

(0.0670)

控制

控制

控制

800

0.5683

Mis

(2)西部

0.0018

(0.8900)

控制

控制

控制

800

0.4447

Mis

(3)有明确

承接目标

0.0072

(0.4170)

控制

控制

控制

250

0.6330

0.0509***

(0.0040)

控制

控制

控制

1,360

0.4910

Mis

(4)无明确

Mis

(5)高

市场化程度

0.0092

(0.2390)

控制

控制

控制

800

0.5243

Mis

(6)低

0.0490*

(0.0590)

控制

控制

控制

800

0.4920

184

第193页

张 晖等:政府主导型产业转移与城市资源错配

而使得本地市场资源配置效率低下,形成资源错配。

第二,政府能力的作用。从表5列(2)的回归结果可知,主效应TRANS的估计系数显著为正,再次验

证了基准回归得出的结论。类似地,交互项 TRANS*Power也显著为负,说明存在政府能力的作用机制,

政府能力弱化了产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧影响。其原因可能在于,政府能力较强

的地方政府,其丰富的财政资源能够有力地保障示范区相关配套政策的实施与推进,例如财政补贴、税

收优惠等,还能够改善基础设施建设,提供更好的公共服务,营造一个良好的市场环境,从而使得产业转

移示范区的资源配置效率得到改善。

六、结论与政策建议

产业转移示范区作为一项重要的国家政策,其设立对发展当地市场体系、改善资源配置效率具有较

强的现实意义。基于2007—2016年地级及以上城市面板数据,本文构建双重差分模型去评估产业转移

示范区对城市资源配置的政策影响效应。研究表明,产业转移示范区的设立显著加剧了城市的资源错

配,该结论经过一系列的稳健性检验后依然成立。但政策效果在不同的区域、是否明确承接目标和不同

市场化的城市间存在着明显差异。具体表现为,中部城市、未明确产业承接目标以及市场化程度较低的

城市,产业转移示范区的设立对这些城市的资源错配具有显著的加剧作用。从机制上看,政府竞争压力

强化了产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用;而政府能力有助于减弱产业转移示范区对城市资

源错配的加剧作用。基于本文的研究结论,具体的政策启示如下:

第一,要清晰地认识各城市资源要素配置程度的空间差异,分类指导与因地制宜,结合示范区的特

点制定相应的发展政策。在政策实施的过程中,适当地将政策向西部地区倾斜,引导这些地区完善基础

设施建设,改善投资软环境,以吸引东部产业转移。对于中部地区一定要明确以高质量发展目标,优化

资源配置效率,避免盲目地进行大规模建设。对于未明确产业承接目标的城市,需要严格控制地方政府

盲目地投资建设,更多地引导其完善产业布局发展的标准制定,明确其产业承接目标。

第二,为实现经济的高质量发展,中西部地区在承接产业转移过程中,需要重视市场经济规律,不断

深化市场化改革,减少政府对市场的干预,发挥市场在资源配置中的决定性作用,让资本、劳动、土地、人

才等资源要素在市场机制作用下自由流动,以改善资源配置效率。此外,未来新的产业转移示范区选

表5 政府竞争压力与政府能力的调节作用

TRANS

TRANS*Complete

Complete

TRANS*Power

Power

控制变量

城市固定效应

时间固定效应

观测值

R2

Mis

(1)

0.0256**

(0.0260)

0.0727**

(0.0140)

-0.0067

(0.8600)

控制

控制

控制

1600

0.4814

Mis

(2)

0.0265**

(0.0210)

-0.2829**

(0.0170)

-0.1434***

(0.0020)

控制

控制

控制

1600

0.4813

185

第194页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

址,可设在基础设施较为完善、市场化程度较高和资源配置效率较好的城市。

第三,在产业转移示范区建设的过程中,也要更好发挥政府作用,努力提高政府的公共服务水平和

运行效率,减少政府的行政干预,努力打造良好的投资营商软环境。破除唯“GDP”的政绩观,完善地方

官员的考核制度,缓解地方政府竞争压力,促进地方政府之间良性合作,共享产业转移示范区的发展

成果。

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张 晖等:政府主导型产业转移与城市资源错配

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[特约编辑:金 禾]

Government-Led Industrial Transfer and Urban Resource

Misallocation:An Empirical Study of the National

Industrial Relocation Demonstration Zones

ZHANG Hui, WU Wei-hao, FAN Yan

(School of International Business, Hainan University, Hainan Haikou, 570228,China)

Abstract: Policy tools can be utilized to drive the industrial transfer, which is an important means for China to

optimize the layout of regional industrial chains and promote coordinated regional development. However, it

is still not clear to see the policy effects that the national industrial transfer demonstration zones make on the

allocation of urban resources. Based on the HK model, this paper measures the degrees of resource misalloca‐

tion in 160 cities above the prefecture level in the central and western regions from 2007 to 2016, and uses

the double difference method to evaluate the policy effects of industrial transfer demonstration areas on urban

resource allocation. Research shows that the industrial relocation demonstration zones significantly intensify

the degree of resource misallocation in cities, and this conclusion still remains effective after a series of ro‐

bustness tests. However, obvious differences in the polity effects exist in the different regions, as to whether

they clarify the relocation goals and in the cities with different degrees of marketization. In terms of mecha‐

nism, the pressure of government competition has intensified the aggravating effect of the demonstration

zones on the resource misallocation of relocation cities. Government capacity can help reduce the aggravating

effect of industrial transfer demonstration zones on the resource misallocation of relocation cities. Current re‐

search is of greatly practical significance for optimizing the industrial transfer policies so as to improve the ef‐

ficiency of resource allocation in the central and western cities, and promote the high-quality economic devel‐

opment in the central and western regions.

Key words: relocation of industrial transfer; resource allocation; DID; regional heterogeneity

187

第196页

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大学学报(人文社会科学版)

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

税制结构对居民消费的时变冲击效应研究

刘妍琼a

,章爱文b

(湖南第一师范学院a.数学与统计学院,b.商学院,湖南 长沙 410205)

[摘 要]使用贝叶斯框架下的 MCMC 方法和 TVP-VAR-SV 模型研究了税制结构对居民消费支出的动

态冲击效应。结果表明,商品税、所得税和财产税均对居民消费支出影响具有显著的时变特征,其中财产税对

居民消费支出影响的时变性相对较弱。从不同时点的脉冲响应来看,商品税和所得税对居民消费支出的影响

大于财产税对居民消费支出的影响,商品税和财产税对于居民消费支出冲击的脉冲响应表现出正向影响,而

所得税对于居民消费支出冲击的脉冲响应表现出负向影响,且长期的脉冲响应的影响大于短期和中期。因

此,文章提出了适当提高直接税比重,完善所得税征收政策,适时开征遗产税、赠与税和绿色税收的政策建议。

[关键词]税制结构;居民消费支出;TVP-VAR-SV模型

[中图分类号]F812.42 [文献标志码]A [文章编号]1004-1710(2023)06-0188-08

[DOI]10.15886/j.cnki.hnus.202301.0023

一、引 言

“十四五”规划和2035年远景目标纲要强调形成强大国内市场,构建新发展格局,提出坚持扩大内需

这个战略基点,加快培育完整内需体系,把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来,

以创新驱动、高质量供给引领和创造新需求。在扩大内需和提高居民消费水平的政策体系中,税制结构

具有十分重要的作用,我国近年来一直在提倡深化税制结构改革,然而,即使我国税制结构一直在不断

完善,但仍存在不足之处。改革开放以来,我国经济发展突飞猛进,但经每年各季度消费数据分析,虽然

我国居民消费需求不断提升,但居民消费率却偏低且逐渐下降。1980 年,中国居民消费率约为 50%,

2020年为39%,下滑了11个百分点,对经济增长的拉动作用处于较低水平。因此,研究税制结构对居民

消费支出的影响效应,对税收政策的优化和居民消费支出的高质量发展均具有重要的现实意义。

目前已有诸多文献对税制改革和居民消费进行了讨论。一部分学者认为税制结构改革有利于居民

消费的增长,主张通过下调税率促进居民消费增长与升级。如李香菊和周丽珠[1]

采用向量误差修正模型

分析了税收政策对居民消费的影响,认为深化和实施“结构性减税”的改革措施,可以推动居民可持续消

费,形成消费主导的内生经济增长动力。刘锐卿[2]

认为,在经济持续快速发展的过程中,科学改革税制,

完善税收体系,全面发挥财政税收政策的核心作用,更好地提升居民的消费能力,有效提升居民的整体

消费水平。曲一申等[3]

采用双重差分法分析了税制结构对居民消费的影响,得出个人所得税降低,可支

配收入增加,从而居民消费支出增加。另一部分学者认为税制结构改革不利于居民消费的增长,通过对

我国劳动税、资本税和消费税的发展进行分析发现,除税负偏高外,消费税中的部分税种还因重复征收、

较易转移等原因抑制居民消费增长。如杨宜勇和池振合[4]

认为我国以流转税为主的税制结构,容易产生

税负转嫁,导致消费者购买产品和服务的价格提高,从而降低居民消费。BAE[5]

采用面板门槛模型从消

[收稿日期]2023-01-03

[基金项目]湖南省自然科学基金项目(2021JJ30175);湖南省大学生创新创业项目(202112034002)

[作者简介]刘妍琼(1980-),女,湖南邵东人,湖南第一师范学院数学与统计学院讲师,博士,主要从事经济统计研究。

[通信作者]章爱文(1972-),女,湖南汨罗人,湖南第一师范学院商学院副教授,主要从事大数据财务管理研究。

经济学

188

第197页

刘妍琼等:税制结构对居民消费的时变冲击效应研究

费税的视角对税收政策与居民消费之间的关系进行探讨,指出消费税对居民消费升级和居民消费水平

都有抑制作用,且这一抑制作用在居民消费水平上体现得更加明显,且消费支出税对居民消费升级和消

费水平的抑制作用随收入的提升而递减。还有一部分学者研究了税制结构对宏观经济水平的影响。如

Pereira[6]

选取葡萄牙1977—2004年的消费数据进行VAR建模,分析了直接税、间接税等不同财政政策的

长期产出效应。储德银和吕炜[7]

构建动态面板模型分析了税制结构对价格水平变动的动态影响。韩彬

和吴俊培等[8]

等从税系结构、税类结构和税种结构三个层面来分析了税制结构对经济增长的影响。

综上可知,目前从理论和实践,定性和定量方面来研究税制结构对居民消费的影响研究相对充分,

但税制结构对居民消费的研究仍有待进一步扩展。因此本文的边际贡献在于:(1)以往文献多使用传统

的VAR模型或线性回归对普通面板数据研究税制结构对居民消费支出的静态关系,忽略了时变效应,本

文对传统的 VAR模型进行扩充,采用随机波动时变向量自回归 TVP-VAR-SV 模型,分析税制结构对居

民消费支出的时变效应。(2)以往文献从税系结构、税种结构和税类结构不同的视角分析了税制结构对

居民消费支出的影响,但税制结构对居民消费的影响方向存在争议。本文从税种结构视角,分析商品

税、所得税和财产税在不同时期和特定时点对居民消费支出的异质性效应。(3)本文着重于研究中国税

制结构和居民消费之间的时变关系,并以此为基础,针对性地提出了一些旨在促进居民消费的减税措施

建议。

二、TVP-VAR-SV模型构建

TVP-VAR-SV 模型在VAR 模型的基础上进行了扩展,对时变参数进行处理,允许系数参数与协方

差矩阵具有时变特征,使模型能够有效解决异方差问题,提高参数估计的准确性。

首先引入一个基本的结构性向量自回归模型:

Ayt = F1 yt - 1 + … + Fs yt - s + μt

,t = s + 1,…,n (1)

其中,yt是m × 1维观测向量,A是m × m维的系数矩阵,F1…Fs为m × m维的滞后系数矩阵,扰动项μt是

m × 1维的结构冲击向量。假设μt~N ( 0,ΣΣ),其中,

Σ =

( ) σ1 ⋯ 0

⋮ ⋱ ⋮

0 ⋯ σm

(2)

设A为下三角矩阵,即

A =

é

ë

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ê ù

û

ú

ú

ú

ú

ú

ú

ú

ú 1 0

α21 1

⋯ 0

⋯ 0

⋮ ⋮

αm1 αm2

⋱ ⋯

⋯ 1

(3)

将模型Ayt整理成简化的模型形式如下:

yt = B1 yt - 1 + … + Bs yt - s + A-1

Σεt (4)

模型中,Bi = A-1

Fi,i = 1,…,s,εt~N (0,Im ),进一步,(4)式可以写为缩减形式:

yt = Xt β + A-1

Σεt

,t = s + 1,…,n (5)

堆积矩阵Bi中每一行元素,均写成m2

s × 1维向量β,并定义Xt = It ⊗ ( y't - 1,…,y't - s),其中⊗为Kronecker

积。(5)式为普通的SVAR的一般缩减形式,参数是不可变的。

最后,将所有参数列入等式中,对参数和方差赋予时变特性,可以获得TVP-VAR-SV模型:

yt = Xt βt + A-1

Σtεt

,t = s + 1,…,n (6)

其中,令 at = (a2,1,a3,1,a3,2,a4,1,…,am,m - 1 )'为下三角形 At 中非 0 和 1 的元素堆积形成的列向量,同时令 ht =

(h1,t,…,hm,t )',hj,t = logσ2

j,t

,j = 1,…,m。

βt + 1 = βt + μβt (7)

αt + 1 = αt + μαt (8)

189

第198页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

ht + 1 = ht + μht (9)

æ

è

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ö

ø

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

εt

μβt

μαt

μht

~N

æ

è

ç

ç

ç

ç

ç

çç

ç

ç

ç

ç

ç

0,

æ

è

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ç

ö

ø

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷ I 0

0 Σβ

⋯ 0

⋱ ⋮

⋮ ⋱

0 ⋯

Σα 0

0 Σh

ö

ø

÷

÷

÷

÷

÷

÷÷

÷

÷

÷

÷

÷

(10)

其中,t = s + 1,…,n,βs + 1~N ( μβ0

,Σβ0 ),αs + 1~N ( μα0

,Σα0 ),hs + 1~N ( μh0

,Σh0 )。

由于模型中引入了随机波动(SV),模型估计较为困难,为了规避TVP -VAR-SV模型的估计的过度

识别问题,参考Primiceri[9]

和Nakajima[10]

的处理,采用马尔可夫链和蒙特卡洛(MCMC)方法对模型参数进

行估计,假设参数的先验分布β,α,h符合正态分布,将参数初始值设定为μβ0 = μα0 = μh0 = 0,Σβ0 = Σα0 =

Σh0 = 10 × I,同时设定模型中各个参数的先验分布如下:

(Σβ )

-2

i

~Γ( 4,0.02) (11)

(Σα )

-2

i ~Γ( 4,0.02) (12)

(Σh )

-2

i ~Γ( 4,0.02) (13)

其中(Σβ )i

,(Σα )i

,(Σh )i表示矩阵的第i个对角元。

三、实证检验与分析

(一)数据选取

本文研究税制结构对居民消费支出的动态冲击效应,参照储德银和吕炜[7]

,以及叶园园等[11]

的方法,

从税种结构视角,将我国的税制结构划分为三类:商品税,所得税和财产税。其中,商品税包括增值税、

消费税和关税,使用sps表示,所得税包括个人所得税、企业所得税,使用sds表示,财产税包括房产税、城

镇土地使用税、耕地占用税、契税、土地增值税和车船税,其中车船税所占比例太小,没有计算在内,使用

ccs表示。居民消费支出使用 xfzc表示,该指标能够从整体上衡量居民消费的变动情况。因为财政税收

在2007年实施收支分类改革,且考虑数据的可获得性和统一性,本文的数据选取的范围为2013年第2季

度到2022年第1季度,数据来源于中经网统计数据库,使用Eviews和OxMetrics软件进行数据分析。

(二)平稳性检验

为了保持商品税、所得税、财产税以及居民消费支出数据之间的稳定性和一致性,并且消除异方差

的影响,本文对 sps、sds、ccs以及 xfzc等季度数据均进行了对数化处理。为了避免模型出现伪回归问题,

先对sps、sds、ccs以及xfzc等时间序列进行了平稳性检验。本文使用了ADF检验方法进行平稳性检验,通

过SIC准则来确定ADF检验的之后阶数,平稳性检验的具体结果如表1所示。

由表1可知,商品税、所得税、财产税和居民消费支出数据的ADF统计值均大于其5%的显著性水平

下的临界值,不能拒绝存在单位根的假设成立,表明商品税、所得税、财产税和居民消费支出在5%的显

著性水平下均为非平稳序列。同时,商品税、所得税、财产税和居民消费支出数据经过一阶差分之后的

表1 平稳性检验

变量

sps

D(sps)

sds

D(sds)

ccs

D(ccs)

xfzc

D(xfzc)

ADF检验值

-1.491151

-11.86661

-1.560996

-18.42313

-0.813308

-13.34268

-1.375846

-10.7136

5%临界值

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.971853

-2.957111

结论

非平稳

平稳

非平稳

平稳

非平稳

平稳

非平稳

平稳

190

第199页

刘妍琼等:税制结构对居民消费的时变冲击效应研究

ADF统计值均小于其5%的显著性水平下的临界值,拒绝存在单位根的假设,表明商品税、所得税、财产

税和居民消费支出的一阶差分序列均是平稳序列,因此可以使用商品税、所得税、财产税和居民消费支

出的差分数据进行实证分析。

(三)样本参数模拟结果

根据AIC,BIC等准则和AR图的稳定性检验可知,最佳滞后阶数为2,在对TVP -VAR-SV 模型的时

变参数进行估计时,主要使用 MCMC 算法连续模拟 10000 次,并丢弃了不满足固定条件的前 1000 个样

本,然后利用后9000次的抽样对后验分布的参数进行估计,最终的模型估计结果如下表2所示。

由表 2可知,所有参数的后验均值都落在 95% 的置信区间内,而且它们的标准差都很小,由此可以

得出所有参数的估计结果都很好。Geweke诊断值(Geweke[12]

提出的 CD 统计量)均小于 5% 显著性水平

下的临界值 1.96,均无法拒绝估计参数收敛于后验标准分布的原假设,这说明,该模型的各个参数显著

收敛于后验分布。各个要估计的参数的无效影响因子都保持在较小的水平,最大值为 94.26,这意味着

从 10000次模拟中至少可以获取 107(10000/94.26)个不相关样本,由此可以证明,该参数估计结果是有

效的。以上结果表明,MCMC算法有效地模拟了参数的分布。

(四)变量的同期影响关系

从图1第1行可以看出,样本的自相关系数随着模拟次数的增加都收敛于0,表明本文所设定的抽样

次数能够很好的消除样本之间的相关性。从图1第2行可以看出,样本序列在均值附近以“白噪声”的轨

迹波动。图1第3行后验分布图验证了利用MCMC算法进行抽样得到的样本是不相关的、有效的,能够

很好的模拟参数的分布状况(详见增强出版附加材料附图1)。

此外,在模拟结束时,所有采样数据都聚类为样本收敛平均值。总之,模型估计的结果很好。

(五)时变脉冲响应分析

基于模型实证估计的有效性检验和TVP -VAR-SV模型所具有时变参数,下文对变量间脉冲响应结

果进行不同滞后阶数与不同时点的异质性分析。

1.等间隔脉冲响应函数分析

等时间间隔脉冲响应函数反映不同滞后期变量受到一个单位正向冲击后形成的动态冲击影响。本

文选择滞后阶数 1,2,4期,分别代表短期、中期、长期的脉冲响应,如图 2所示(详见增强出版附加材料

附图2)。

首先,中国居民消费支出对我国税制结构的冲击效应呈现出显著的时变性,说明了在不同时期我国

的消费性支出对税收的溢出效应存在差异。其次,本文从税制结构对居民消费支出冲击效应的比较入

手,发现居民消费支出对商品税和所得税具有显著的溢出效应,对财产税的溢出效应则不明显。最后,

通过比较三个不同滞后期下消费支出对税收政策的冲击效应,结果表明,滞后一个季度的情况下消费者

支出对商品税的冲击作用最大,而滞后两个季度的冲击作用,商品税的冲击作用仍然较强,所得税、财产

税的冲击作用随着时间的推移逐渐减弱。

从商品税冲击对居民消费支出的影响来看,2018年之前商品税在短期和中期对居民消费支出几乎

表2 基于TVP-VAR-SV模型的税制结构与居民消费支出之间MCMC算法的参数估计结果

参数

sb1

sb2

sa1

sa2

sh1

sh2

均值

0.1290

0.4736

0.0930

0.0942

0.1505

0.1390

标准差

0.0526

0.2861

0.0701

0.0619

0.1128

0.0932

95%下界

0.0591

0.1324

0.0418

0.0417

0.0494

0.0504

95%上界

0.2613

1.2001

0.2480

0.2378

0.4521

0.4027

Geweke检验

0.014

0.076

0.039

0.539

0.172

0.981

无效因子

22.15

94.26

24.60

37.57

90.30

32.74

注:均值和标准差分别是后验均值和标准差。95%下界和 95%上界分别是 95%的上下置信区间。Geweke检验

是Geweke收敛诊断统计数据。无效因子是效率低下的因素。

191

第200页

2023年 海南大学学报(人文社会科学版) 第6期

没有影响,但自 2018年起商品税短期对居民消费支出有较大的正向影响,中期对居民消费支出影响较

大,为负向影响,长期对居民消费支出影响较大,且为正向影响。表明增收商品税在短期内和长期对居

民消费增长有推升作用,而中期所产生的对居民消费产生抑制作用的根本原因是税负转嫁机制。商品

税覆盖了居民生活必需品和服务的范围,消费者对商品税的需求弹性较小,因此税负主要由消费者承

担,一定程度上会抑制消费,导致消费需求下降。

从所得税冲击对居民消费支出的影响来看,短期为负向影响,中期为正向影响,长期又转为负向影

响。所得税对居民消费支出的负向影响一方面是由于企业所得税的征收实质上是资本税,即扣除相关

成本和费用后,对未分配利润征税,另一方面是由于个人所得税主要针对居民工资、薪金所得征税,从而

使得居民可支配收入减少,居民消费规模减小。

从财产税冲击对居民消费支出的影响来看,短期对居民消费支出影响极小,不具有短期影响效应,

中期对居民消费产生较小的负向影响,但对长期后未来居民消费增长产生正向影响。2007年以来特别

是在经济危机时期与经济复苏时期,对财产税的增收,降低了居民投资房产的积极性,从而抑制居民消

费。但财产税主要是通过替代效应来影响居民消费的,增收财产税有利于减少存储增加现下即期消费。

2.特定时点上的脉冲响应函数分析

从 2016年 5月 1日起,全面推行营业税改增值税,2018年 5月 1日起,增值税从 17% 变为 16%,2019

年4月1日起,增值税从16%变为13%,因此本文选取2016年第2季度、2018年第2季度和2019年第2季

度3个时点进行特定时点脉冲响应分析,如图3所示(详见增强出版附加材料附图3)。

居民消费支出对商品税和所得税的影响方向在三个时期基本一致,居民消费支出对商品税和所得

税的期的响应为负,在第一期负向峰值,但在 1期后迅速转正并达到正向峰值,之后逐步减弱,3期后影

图 1 TVP-VAR-SV模型中六个参数的动态仿真路径

样本自相关系数(上)、样本路径(中)、后验分布(下)

192

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