周芷帆：我國國家治理結構的演進、轉型和優(yōu)化

自治靠倫理，倫理造鄉(xiāng)紳”原則[22]

。新中國成立到改革開放伊始，這一時期的國家治理結構更傾向于管

控的模式，這種傳統(tǒng)的模式主體只能是政府，而社會、市場、企業(yè)和個人較少參與。政府主要通過行政手

段達到國家管控的目的。尤其在新中國成立初期，國家治理結構最顯著的特點是權力高度集中，中央權

威確立。然而，它過于統(tǒng)一，使當?shù)卣蜕鐣チ税l(fā)展的活力?！爸醒氲倪^度管制可能造成地方的身

份性束縛，使得國家結構在縱向上形成類似于家長與子女之間的關系，在橫向上形成類似于旁系血親的

兄弟姐妹關系?！盵23]

改革開放后，隨著獨立性和行政目標靈活性的進一步擴大，地方政府可以按照其獨立

意志治理相應事務，逐漸打破了高度集權的模式，形成了集權和分權的雙重治理模式。換句話說，中央

政府通過放權有效推動了經(jīng)濟體制改革，使地方經(jīng)濟得以快速恢復。這種放權方式賦予了地方政府更

多的自主發(fā)展權力，激發(fā)了它們的改革熱情，增強了國民經(jīng)濟的活力。但是，無論是對傳統(tǒng)國家管控模

式的總結，還是對現(xiàn)代國家治理模式的探索與實踐，政府都是國家治理的主導者。概而言之，隨著社會

主義市場經(jīng)濟體制的逐漸確立，傳統(tǒng)的國家管控模式已不能適應現(xiàn)代國家治理的需要。從傳統(tǒng)管控到

現(xiàn)代治理的轉型，體現(xiàn)的是國家治理主體由一元向多元的轉型和國家治理方式由人治向法治的轉化，反

映的是對國家治理能力和治理水平的新要求。

三、我國國家治理結構的路徑優(yōu)化

黨的二十大報告明確提出，未來五年，國家的主要目標任務是繼續(xù)深入推進“國家治理體系和治理

能力現(xiàn)代化”“到二〇三五年，我國發(fā)展的總體目標是基本實現(xiàn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化”[24]

。中

國共產(chǎn)黨、政府、社會力量和市場是國家治理的主體，他們在國家治理過程中扮演著不同的角色，在國家

治理結構中具有不同的功能。一個良好的國家治理體系只有在四者處于各自的位置，具有明確邊界的

基礎上，形成一個統(tǒng)一有機的整體，并實現(xiàn)良性互動時，才能更好地提高國家治理的效能。

（一）充分發(fā)揮黨的領導在國家治理中的核心作用

中國共產(chǎn)黨作為執(zhí)政黨，是中國特色社會主義事業(yè)的領導核心，也是國家治理的必然主體，更是領

導全國人民進行國家治理的核心。這一地位決定了在多元化的國家治理結構中必須堅持黨的全面領

導，發(fā)揮黨的領導核心作用?！白鳛楝F(xiàn)代政治的根本性標志，政黨在國家治理中起著關鍵作用。中國共產(chǎn)

黨處于國家權力架構中的核心位置，是最高政治領導力量?！盵25]

強國建設、民族復興，關鍵在黨。中國共

產(chǎn)黨在國家治理過程中，能否有效地發(fā)揮作用，關系到我國國家治理的成效。因此，黨的集中統(tǒng)一領導，

是實現(xiàn)國家有效治理的根本保證。中國共產(chǎn)黨在國家治理中處于核心地位，人民當家作主是黨領導人

民治理國家的基本方略，依法治國是黨領導人民治理國家的基本方式，三者統(tǒng)一于國家治理的偉大實踐

中。黨的領導是國家治理現(xiàn)代化的核心力量，人民當家作主是國家治理現(xiàn)代化的根本標準，依法治國是

國家治理現(xiàn)代化的基本遵循[26]

。而推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化是為了完善和發(fā)展中國特色社

會主義制度，因此，國家治理必須要堅持黨的領導、人民當家作主、依法治國三者的有機統(tǒng)一。中國革

命、建設、改革的實踐證明，只有充分發(fā)揮黨的領導在國家治理結構中的核心作用，才能不斷提升國家治

理體系和治理能力現(xiàn)代化水平，推動黨和國家各項事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，從而實現(xiàn)強國建設、民族復興的偉

大目標。

堅持黨的全面領導是實現(xiàn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的必然選擇。中國共產(chǎn)黨具有強大的領

導力、組織力和號召力，在推進國家治理現(xiàn)代化的進程中能夠有效發(fā)揮總攬全局、協(xié)調(diào)各方的領導核心

作用。作為國家治理的必然主體，中國共產(chǎn)黨與西方國家的政黨有著根本區(qū)別，前者是通過黨中央和地

方各級組織自身作用而成為國家治理的主體。在多元化的國家治理中，各方利益主體都希望自己的利

益最大化，這就存在利益沖突。而在解決國家治理中出現(xiàn)的利益沖突時，中國共產(chǎn)黨能夠領導廣大人民

重構國家治理體系，通過發(fā)揮國家制度的優(yōu)勢，協(xié)調(diào)各方利益，形成國家權力和社會的雙向互動，以實現(xiàn)

國家、社會的穩(wěn)定和發(fā)展，所以，在國家治理現(xiàn)代化的進程中，只有把中國共產(chǎn)黨的領導和推進國家治理

現(xiàn)代化統(tǒng)一起來，才能更好地發(fā)揮國家治理結構的功能，實現(xiàn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化，從而為

全面建設社會主義現(xiàn)代化國家和實現(xiàn)中華民族偉大復興提供制度支撐。

143

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

（二）切實發(fā)揮政府在國家治理中的主導作用

政府是國家治理的主要主體，在國家治理現(xiàn)代化中發(fā)揮著主導作用。一個有效的政府，能實現(xiàn)經(jīng)濟

和社會的可持續(xù)發(fā)展。換而言之，“政府主導”可視為一種政府發(fā)揮主導作用的發(fā)展模式，是推進國家治

理體系和治理能力現(xiàn)代化的關鍵所在?！皣抑卫眢w系是一個有機整體，更是一項龐大的系統(tǒng)工程，不僅

需要宏觀視角和整體思維，更需要長期投入，只有堅持‘黨委領導、政府負責’才能完成這一浩大工

程?！盵27]

一個現(xiàn)代化的國家治理結構，實質(zhì)上是一個政府職能合理到位、權力邊界清晰及公共權力不缺

位、不錯位和不越位的治理體系。政府掌握著國家治理的權力，政府職能要由“全能型”向“有限型”轉

變，對行政體制進行改革，突出政府的服務職能。“優(yōu)化政府的管理、服務和決策模式，聚焦提升公共服務

供給精準度和時效性，加快推動公共服務供給從‘能辦’向‘好辦’轉變，不斷增強人民群眾獲得感、幸福

感、安全感?！盵28]

發(fā)揮政府在國家治理中的主導作用，既符合現(xiàn)代國家治理的理念和要求，也符合當前我

國的基本國情。政府主導不是政府中心主義，而是要克服政府的一些不利因素，切實發(fā)揮政府的積極作

用。政府應盡量不干預具體事務，從頂層設計的角度對社會和市場行為進行戰(zhàn)略規(guī)劃。“自發(fā)形成的市

場存在市場失靈的問題，市場的有效運行離不開政府的動員和規(guī)制?！盵29]

特別是政府應引導社會力量和

市場參與決策過程，同時，應依靠政府通過法治確保社會秩序的正常運行，監(jiān)督約束社會力量和市場。

通過自由交換行為，市場允許各種要素充分交易，達到經(jīng)濟均衡狀態(tài)，從而促進經(jīng)濟活動有效開展。國

家改革的目標是實現(xiàn)經(jīng)濟市場化，但在該過程中需要一個過渡期，涉及最優(yōu)秩序問題，應由政府監(jiān)管。

馬克思、恩格斯在批判舊社會的過程中為新的、更美好社會的出現(xiàn)開辟了新道路，在階級斗爭的過

程中探索了社會發(fā)展的規(guī)律，在批判資本主義剝削性的基礎上揭示了資本主義生產(chǎn)的無序性和政府自

由性，并明確了這種無序的根源。雖然政府是社會公共服務的提供者，肩負著公共服務的責任，但僅靠

政府很難改善人民的福利。在政府主導下，不同的治理主體之間要相互認同和協(xié)調(diào)，形成政府、社會力

量、市場的良性互動。在國家治理的過程中，政府發(fā)揮主導作用，一方面必須要轉變自身職能，增強公共

服務能力；另一方面要把握好相應的權力邊界，不斷激發(fā)社會組織的活力，提升公眾參與國家治理的能

力。簡而言之，任何政府體制改革都必須處于相對穩(wěn)定的狀態(tài)，才能有效調(diào)節(jié)市場經(jīng)濟，逐步實現(xiàn)經(jīng)濟

平穩(wěn)發(fā)展。

（三）積極發(fā)揮社會力量和市場在國家治理中的協(xié)同作用

社會力量是國家治理的參與性主體?！霸谶m當?shù)闹贫劝才艞l件下，人類能夠非常有效地自主解決自

己的公共問題，而不需要外在政府的干預?！盵30]

在現(xiàn)代國家治理中，社會具有獨立、多樣化等特點，不僅能

夠為人民提供貼近生活的服務，促進市場經(jīng)濟的發(fā)展，還能夠監(jiān)督權力體系。社會群體形成的習俗、習

慣對個人的思維和行為有一定的支配作用。在推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的過程中，來源于

人民積極性、創(chuàng)造性的社會力量，一方面能夠以多種形式參與到國家治理中，在資源配置、社會服務及合

作機制等方面發(fā)揮積極作用；另一方面能夠在保障社會穩(wěn)定、改善民生、解決深層次矛盾和問題等方面

發(fā)揮重要作用，從不同角度增進人民福祉，提升公眾獲得感。因此，政府要充分利用社會力量，廣泛吸納

其積極參與國家治理。具體而言，政府要營造鼓勵社會力量參與國家治理的良好氛圍，建立健全其參與

國家治理的協(xié)同機制，積極引領社會組織參與國家治理。

市場也是國家治理的參與性主體。市場本身的強大經(jīng)濟優(yōu)勢是國家治理最重要的物質(zhì)基礎，也是

塑造國家治理形式的關鍵力量。黨的十九屆四中全會明確了資本市場在推進國家治理體系和治理能力

現(xiàn)代化中的地位和作用。亞當·斯密（Adam Smith）稱市場為無形之手，正是這只無形的手控制著人們的

交易。在市場經(jīng)濟的調(diào)節(jié)下，市場本身發(fā)揮著重要作用。在經(jīng)濟發(fā)展方面，市場有其獨特的優(yōu)勢，可以

實現(xiàn)資源的有效配置，改善供需關系，結合市場對生產(chǎn)的需求，實現(xiàn)資源利用效率的優(yōu)化[31]

。對于市場

主體來說，有序競爭可以協(xié)調(diào)生產(chǎn)和需求之間的關系，不僅促進企業(yè)有效發(fā)展，還可以淘汰不合格企業(yè)，

為經(jīng)濟社會發(fā)展提供動力。政府可以出臺公共政策，吸引市場力量的參與，為有效配置市場資源創(chuàng)造條

件，同時最大限度地提高人民的福利。在公共產(chǎn)品的供給過程中，如果僅僅依靠政府，就會出現(xiàn)權力尋

144

周芷帆：我國國家治理結構的演進、轉型和優(yōu)化

租現(xiàn)象及高成本、低效率等弊端，導致一系列治理腐敗問題。為避免上述問題的產(chǎn)生，政府應和市場深

入合作，吸引市場力量參與服務，接受社會各方面的監(jiān)督，從源頭上消除腐敗。

四、結 語

國家治理結構的轉型，既是國家治理理念的重大創(chuàng)新，又是實現(xiàn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的

重要條件。國家治理的過程本質(zhì)上是黨、政府、社會力量和市場之間的良性互動。在發(fā)揮國家治理的主

體作用時，需要各個利益主體在中國共產(chǎn)黨的領導下，在厘定各自權責的基礎上，勠力同心，實現(xiàn)多元治

理主體間的互動與共治，以提升國家治理能力，進而形成現(xiàn)代化的國家治理體系。在這一過程中，國家

治理主體的關系需要重構，而政府與市場的關系需要重新定位。國家治理的本質(zhì)是國家匯聚所有力量，

優(yōu)化配置所有資源，從而實現(xiàn)社會的平穩(wěn)有序發(fā)展。此外，東西方國家在建立國家治理體系的過程中，

既有成功的經(jīng)驗，也有失敗的教訓。故我國的現(xiàn)代化國家治理理論與實踐，應立足本土歷史文化實際，

探索自己獨特的治理模式，走中國特色的國家治理之路，并不斷深入推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代

化，為實現(xiàn)中華民族偉大復興提供更為完善的制度保證。

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2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

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42-57.

［責任編輯：嚴孟春］

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

海南大學學報（人文社會科學版）

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

基于目標導向的高?？冃徲嬔芯?/p>

張麗紅，馬尚敏，包淑婷

（蘭州大學 審計處，甘肅 蘭州，730000）

［摘 要］為有效實施績效審計、提高教育資金使用效益，本文以國家全面實施預算績效管理戰(zhàn)略部署為

指引，從高校內(nèi)部審計促進高校治理的目標出發(fā)，對高校重大政策措施貫徹落實、預算資金、建設工程項目三

方面重點領域的績效審計內(nèi)容進行了研究，確保高?？冃徲嫻ぷ髋c國家最新的績效管理的各項要求順暢銜

接，并以建設工程項目績效審計為例創(chuàng)新性地建立了績效審計評價指標體系，立足高?？冃徲嫭F(xiàn)狀提出了

推動高?？冃徲嫷陌l(fā)展建議，為高?？冃徲嬏峁┝藢嵺`參考。

［關鍵詞］績效審計；高等學校；指標體系

［中圖分類號］F239.45 ［文獻標志碼］A ［文章編號］1004-1710（2023）06-0147-07

［DOI］10.15886/j.cnki.hnus.202306.0349

《審計署 2003至 2007年審計工作發(fā)展規(guī)劃》首次明確要積極開展績效審計，《“十四五”國家審計工

作發(fā)展規(guī)劃》中要求將績效理念貫穿于審計工作始終，從倡導獨立型績效審計實踐到將績效理念深入貫

穿到其他審計項目中[1]

，緊跟國家改革的步伐，適時調(diào)整政府審計監(jiān)督重心，為我國全面推進績效審計工

作的發(fā)展提供了經(jīng)驗支持與工作思路。在國家審計的引領和帶動下，績效審計于2004年后進入高校審

計工作范圍。隨著高等教育高速發(fā)展，2010年后高?？冃徲嬛饾u活躍，《教育部辦公廳關于做好2010

年教育審計工作的通知》指出要“積極開展績效審計”，使績效審計成為高校強化財經(jīng)監(jiān)管的重要舉措。

隨后，績效審計價值及理念進一步深入人心，高校審計部門將績效審計納入審計工作規(guī)劃，印發(fā)績效審

計管理制度，開始全面探索開展績效審計項目。

2019年以來，黨中央、國務院作出全面實施預算績效管理的重大戰(zhàn)略部署，全面實施預算績效管理

是政府治理和預算管理的深刻變革，是推進國家治理體系建設及治理能力現(xiàn)代化建設的內(nèi)在要求，也成

為了高校優(yōu)化資源配置的重要措施，高校績效審計再度被推上新的高度，深度探索績效審計成為當前高

校內(nèi)部審計工作的重要任務。近年來，雖然各高校已對績效審計進行了積極探索，但是高?？冃徲嬋?/p>

然存在實際困難。根據(jù)對75所教育部直屬高校內(nèi)部審計部門的績效審計問卷調(diào)查結果顯示，43.42%的

高校 2018年以來未開展過績效審計項目，92% 的高校尚未建立績效審計相關規(guī)章制度，84.21% 的高校

尚未建立專用的績效審計指標體系。綜上，國家全面預算績效管理的實施、高校治理能力的建設以及高

校內(nèi)部審計發(fā)展瓶頸的破解，都需要更加系統(tǒng)、深入地研究績效審計，進而推動績效審計實踐更好地服

務于組織治理需要。

一、績效審計概念、職責目標及文獻綜述

（一）績效審計的概念

最高審計機關國際組織（INTOSAI）定義績效審計是對政府事業(yè)、系統(tǒng)、運營、項目、活動或組織的經(jīng)

濟性、效率性和有效性進行獨立、客觀和可靠的考核，并判斷其是否還有改進的余地。Boer在3E審計的

［收稿日期］2023-06-27

［基金項目］中國教育審計學會科研課題（JYSJ2021-14）

［作者簡介］張麗紅（1972-），女，甘肅白銀人，蘭州大學審計處高級審計師，主要從事高校內(nèi)部審計理論及應用研究。

中國改革發(fā)展研究

147

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

基礎上，加入了環(huán)境性和公平性指標，提出 5E 審計。中國內(nèi)部審計準則《第 2202號內(nèi)部審計具體準則

——績效審計》（2014）第二條定義績效審計是對本組織經(jīng)營管理活動的經(jīng)濟性、效率性和效果性進行審

查和評價。高?？冃徲嬍歉咝?nèi)部審計對高校經(jīng)濟活動的經(jīng)濟性、效率性和效果性，也可延伸至對環(huán)

境性和公平性進行的監(jiān)督、評價和建議。

（二）高?？冃徲嫷穆氊熌繕?/p>

教育部2020年出臺的《教育系統(tǒng)內(nèi)部審計工作規(guī)定》中明確規(guī)定了高校內(nèi)部審計職責權限中包括按

照國家有關規(guī)定和本單位的要求，對本單位及所屬單位的貫徹落實國家重大政策措施情況，發(fā)展規(guī)劃、

戰(zhàn)略決策、重大措施和年度業(yè)務計劃執(zhí)行情況，以及財政財務收支和預算管理情況等事項進行審計?？?/p>

效審計作為一種審計類型，其審計職責與審計客體均被包含在上述規(guī)定中?？冃徲嬙诟咝?nèi)部審計

中的職責主要包括對高校資金、資產(chǎn)、資源的管理和使用以及與經(jīng)濟活動相關的重大政策措施貫徹落實

的經(jīng)濟性、效率性和效果性實施獨立、客觀的監(jiān)督、評價和建議。

高校內(nèi)部審計的目標是通過對本單位及所屬單位財政財務收支、經(jīng)濟活動、內(nèi)部控制、風險管理等

實施獨立、客觀的監(jiān)督、評價和建議，促進單位完善治理、實現(xiàn)組織目標?；趦?nèi)部審計促進高?！傲贾巍?/p>

“善治”的目標，高?？冃徲嫅獜姆揽刂卫盹L險的角度，堅持真實合法合規(guī)和效率效益效果相統(tǒng)一，以

提升高校績效管理水平為抓手，促進高校治理體系和治理能力的現(xiàn)代化建設。

（三）文獻綜述

國外績效審計誕生于20世紀30年代，經(jīng)濟危機下的西方國家為提高政府公信力而著力推廣績效審

計，至今西方國家已將績效審計作為政府審計的主導業(yè)務，建立了完備的績效審計管理體制，并配套制

訂有績效審計指南（手冊）。世界審計組織（INTOSAI）2016年對原績效審計指南進行了修訂，美國審計

署2018年新發(fā)布的《政府審計準則》對績效審計準則作了修訂?？冃徲嫓蕜t、指南集績效審計理論和

實務研究于一體，凝聚了績效審計實踐的精華。近年來，Chen[2]

等認為可以將平衡記分卡和層次分析法

作為基礎，對績效審計指標體系中各個維度的指標進行分析，就這些指標分別確定其隸屬度和權重值方

程，將其運用到某大學學科建設的數(shù)據(jù)分析，最終的結果顯示該模型能合理對教學成果進行評價并有效

促進了學科建設；Johnsen[3]

等分析了績效審計對公共行政影響的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究表明績效審計有助于推

動被審計單位改進管理和實效問責。

國內(nèi)績效審計研究至今已有30多年，研究成果主要集中在績效審計的內(nèi)容、方法、評價指標體系構

建等方面。代表性的觀點包括賈云潔等[4]

研究指出在國家治理和財政現(xiàn)代化改革不斷深入推進的背景

下，政府績效審計日益受到重視；我國績效審計的基本定位是監(jiān)督并服務于國家治理，績效審計內(nèi)容從

資金管理使用向政策貫徹落實、項目管理過渡；審計署成都特派辦理論研究會課題組等[5]

認為從預算執(zhí)

行審計與全面預算績效管理改革深度融合，按照預算管理全流程從宏觀層面設計審計重點內(nèi)容，審計方

法上突出大數(shù)據(jù)審計等現(xiàn)代手段；鄭石橋[6]

認為績效審計應當圍繞績效管理中特定事項與既定標準之間

的相符程度，結合具體項目收集證據(jù)并發(fā)表意見等。

國外的績效審計理論研究成果豐富，績效審計實施與管理模式較為成熟。我國的績效審計理論研

究仍存在局限性，例如在執(zhí)行國家全面預算績效管理重大戰(zhàn)略中高校審計如何立足，以及確定高校績效

審計重點領域、績效審計的重點內(nèi)容、分類探索績效審計指標評價體系、健全高?？冃徲嬕?guī)章制度和

內(nèi)控規(guī)范、創(chuàng)新績效審計方式方法等領域都值得高校內(nèi)部審計深入研究。

二、高校績效審計重點領域和內(nèi)容

基于風險治理理論和績效審計積極影響理論，本文認為績效審計實現(xiàn)目標的路徑主要為通過選擇

高校改革發(fā)展中的重點難點作為審計對象，加強內(nèi)部審計監(jiān)督效能，從而發(fā)揮行政管理功能性作用防范

高校組織管理風險，通過提供改善績效的整改意見和審計建議，從而發(fā)揮工具性作用防范管理風險；通

過傳播績效理念，改善被審計對象的績效認知，從而發(fā)揮認知性預防作用推動財政資金聚力增效，提高

148

張麗紅等：基于目標導向的高?？冃徲嬔芯?/p>

公共服務供給質(zhì)量[7]

。本文以國家、教育部全面實施預算績效管理的總體要求為指引，結合當前高校重

點工作，確定當前高校績效審計的重點領域包括重大政策措施貫徹落實、預算資金、建設工程項目，對三

個領域的績效審計的重點內(nèi)容進行了研究。

（一）重大政策措施貫徹落實績效審計

1.經(jīng)濟性審計 政策措施的貫徹落實涉及到相關的資金和項目，經(jīng)濟性審計應先從預算入手，關注在

政策措施貫徹落實的過程中相關預算的編制、調(diào)整、管理和執(zhí)行情況，一般包括政策措施相關的專項資

金、專用設備等資源、構建相關組織機構的創(chuàng)辦經(jīng)費及運行經(jīng)費等。一是關注相關預算管理的合規(guī)性，

是否存在無預算、超預算的相關支出；二是關注政策相關資金、資源的使用和管理情況，是否存在違規(guī)情

況以及資金資源的節(jié)約情況；三是關注投入的資金和資源與政策措施相關目標的一致性和相關資金資

源分配的公平性。

2.效率性審計 效率性審計主要內(nèi)容包括：一是政策措施貫徹落實的及時性，相關配套政策措施出臺

的及時性和實施的效率性；二是配套政策措施制訂的規(guī)范性和科學性，與國家政策措施相關目標的一致

性和相關性；三是政策相關專項資金的執(zhí)行率，是否存在資金使用低效和閑置浪費的情況以及政策相關

項目的完成率；四是政策措施相關的內(nèi)部控制建立的及時性和執(zhí)行的效率性；五是政策需要的體制機制

和組織機構的建立健全的及時性和效率性，相關機制的運行效率情況；六是政策措施執(zhí)行過程中的信息

反饋機制的建立情況，信息反饋是否及時有效，是否根據(jù)外界反饋的信息及時調(diào)整和改進政策措施的貫

徹落實情況。

3.效果性審計 基于高校實際，效果性審計的主要內(nèi)容一是要首先明確政策的目標，結合政策文本內(nèi)

容、政策相關背景資料、并通過訪談、調(diào)查等方式綜合確定政策目標；二是重點關注政策所蘊含的目標的

實現(xiàn)效果，即政策在促進分配公平性、促進穩(wěn)定等方面的效果，充分發(fā)揮審計的政治保障功能；三是全面

評價政策的執(zhí)行效果，可以通過問卷調(diào)查、訪談、座談等方式獲取師生對于政策執(zhí)行效果的評價；四是揭

示政策貫徹落實中存在的問題，包括政策執(zhí)行的偏差、未被貫徹落實的政策內(nèi)容、配套政策措施與國家

政策目標內(nèi)容不一致、政策執(zhí)行不到位等問題；五是判斷政策效果與政策之間的因果關系，對比政策執(zhí)

行前和執(zhí)行后的相關的定量、定性的政策效果[8]

，充分運用分析程序、訪談、座談等方式方法，確定政策效

果與政策實施的相關性，對于政策效果體現(xiàn)為數(shù)據(jù)且審計人員具備相關技術的，可以搜集變量進行敏感

度分析、相關性分析等。

（二）預算資金績效審計

1.經(jīng)濟性審計 一是審查經(jīng)費來源結構指標、經(jīng)費籌集的合規(guī)性指標、經(jīng)費自給率指標、資金到位率

與及時性指標等；二是審查經(jīng)費支出成本管控情況，包括分析支出結構、審查是否存在結構性浪費現(xiàn)象，

關注預算資金執(zhí)行過程是否采取有效措施控制物資購置成本，關注是否因決策失誤導致盲目立項、因管

理不善導致資金浪費的情形；三是審查預算資金盤活及統(tǒng)籌管理情況[9]

，關注是否存在閑置沉淀、損失浪

費等情形。

2.效率性審計 主要審查投入預算資金與產(chǎn)出成果之間的對比關系，審查預期產(chǎn)出比率與實際產(chǎn)出

比率的差異，分析差異原因，重點從人、財、物等資源利用的效率指標對比分析[10]

。人力資源利用效率指

標包括師生比、高級職稱專任教師比例、高層次人才比重等指標；財力資源利用效率指標包括生均教學

費用、生均財政撥款、人員經(jīng)費支出率、生均教育儀器設備購置率等指標；物力資源利用效率指標包括圖

書利用率、教室利用率、實驗室實驗人次、儀器設備利用率，以及辦公用房、教學用房利用率等指標。同

時應關注預算資金執(zhí)行中有關決策、采購、實施等主要管理活動的效率及其相關控制措施[11]

。

3.效果性審計 主要審查預算資金執(zhí)行所產(chǎn)生的效果，高校預算資金執(zhí)行效果評價通常集中在人才

培養(yǎng)、科研能力、師資隊伍建設、學科建設等方面。如人才培養(yǎng)方面評價畢業(yè)生就業(yè)率、學生獲獎人數(shù)、

學生科研創(chuàng)新能力等完成情況，科研能力方面評價學科建設指標、實驗室建設指標、授權發(fā)明專利、科研

成果獲獎率及應用轉化率等完成情況。此外，服務對象對實施效果的滿意度指標也是重要的評價參考

149

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

指標，還應延伸關注預算資金績效管理的規(guī)范性、單位績效管理的內(nèi)部控制及風險管理情況。

（三）建設工程項目績效審計

1.經(jīng)濟性審計 重點關注工程項目資金投入、使用的經(jīng)濟節(jié)約程度及成本控制的有效性，經(jīng)濟性目標

與質(zhì)量、工期等目標的平衡，是否在按期交付、保質(zhì)保量的前提下，減少了實際耗費的投資成本。審計時

應充分考量建設項目估、概、預、決算對建設項目投資立項、勘察設計、施工準備、施工過程、竣工驗收各

階段造價的控制作用和效果，關注工程在變更控制、工程管理審計等控制手段的有效性，以及工程管理

過程中是否存在損失浪費。項目后評價還應關注運行成本及費用。

2.效率性審計 重點關注項目資金投入與產(chǎn)出的關系，以及資金資產(chǎn)資源配置效率。衡量工程管理

內(nèi)部控制建立及執(zhí)行的健全性和有效性，在項目實施的關鍵環(huán)節(jié)管理措施和項目執(zhí)行效率，預算執(zhí)行是

否符合投資計劃，建設項目是否按期交付并發(fā)揮效益，以及項目管理過程中是否采用了提高效率的技術

方法和信息化管理手段，充分挖掘管理效能潛力。

3.效果性審計 重點關注項目投資、質(zhì)量、進度、安全等預期建設目標實現(xiàn)程度，主要反映和衡量項目

實施所產(chǎn)生的社會效益、經(jīng)濟效益、環(huán)境效益，內(nèi)部控制、資源利用和風險管理效果，分析實際產(chǎn)出與預

期產(chǎn)出的差異，綜合考量項目持續(xù)發(fā)展能力，用戶對項目的滿意程度，績效評價及項目后評價情況等。

三、高校建設工程項目績效審計指標體系的構建

（一）高?？冃徲嬛笜梭w系構建的原則與思路

根據(jù)上述對于高校績效審計的重點領域和內(nèi)容的研究以及以往學者對于績效審計指標體系的研究

成果，確立探索構建高校績效審計指標體系的原則與思路如下：

1.績效審計的領域和對象種類繁多，衡量審計對象績效的標準難以完全統(tǒng)一，目前尚無普適性的績

效審計指標體系及評價標準。但基于績效審計理論，不論何種類型的績效審計都需圍繞“3E”或“5E”開

展，所以績效審計指標體系中的一級指標可根據(jù)“3E”或“5E”理論建立，即包括經(jīng)濟性、效率性、效果性、

環(huán)境性、公平性，其次根據(jù)不同績效審計項目的審計對象的特征和審計內(nèi)容，構建二級指標和三級指標。

2.績效審計需要對績效進行多方位、多層次、多角度的衡量，以期提供更加全面、客觀、科學的審計

結論。尤其對社會效益、環(huán)境效益、持續(xù)發(fā)展等方面的衡量較為復雜，故績效審計指標的設定要堅持定

性與定量相結合、財務指標與非財務指標相結合的原則，同時兼顧成本效益原則[12]

。

3.建立指標體系運用的數(shù)理原理及方法，例如模糊層次分析法、德爾菲法等已經(jīng)較為成熟，可以運

用到高?？冃徲嬛笜梭w系的構建中；例如可以采用德爾菲法對分層級指標的重要性進行排序，構建層

次判斷矩陣，再次開展一致性檢驗，通過一致性檢驗后計算層次判斷矩陣的特征向量和最大特征根，得

出每個層級下各指標的相對權重，最后計算得出各個層級指標的總權重。

（二）高校建設工程項目績效審計指標體系及其運用

因建設工程項目具備數(shù)據(jù)較為齊全、項目受眾面廣、項目產(chǎn)生效益期限較長等特點，本文對高校建

設工程項目的績效審計指標體系的建立進行了探索。

基于前述建設工程項目績效審計重點內(nèi)容，本文在實踐中依托建設工程項目審計案例進一步研究

構建了高校建設工程項目的三級績效審計指標體系（共37項三級指標，表1），邀請了20位工程管理領域

的專家（獲得高級職稱或取得相關執(zhí)業(yè)資格的專家占比85%以上），對屬性層和子準則層指標的重要性

進行排序，依據(jù)各指標的相對重要性，構造判斷判斷矩陣計算權重，并通過計算特征向量、一致性檢驗等

對最終權重值的科學合理性進行了驗證[13]

。驗證及權重計算過程如下：

運用公式 CR=CI/RI進行一致性檢驗，CR為一致性評價指標，CI為一致性指標，RI為平均隨機一致

性指標，通過一致性檢驗的標準為 CR＜0.1，經(jīng)計算，CR 結果分別是{0.000045,0.000009,0.000024,0,

0.00014}，均通過一致性檢驗。通過計算層次判斷矩陣的特征向量和最大特征根，得出每個層級下各指

標的相對權重，最后計算得出各個層級指標的總權重。在實際應用過程中，可根據(jù)績效審計項目的實際

情況進行調(diào)整，以增強審計結果的科學性、合理性和適用性。

150

張麗紅等：基于目標導向的高?？冃徲嬔芯?/p>

表1　高校建設工程項目績效審計指標體系及釋義

一級指標

（權重）

A1經(jīng)濟性

（0.222）

A2效率性

（0.222）

A3效果性

（0.278）

A4環(huán)境性

（0.111）

A5公平性

（0.167）

二級指標

B1資金投入經(jīng)濟性

B2資金使用經(jīng)濟性

B3成本控制經(jīng)濟性

B4資金使用效率性

B5資源利用效率性

B6管理及服務效率性

B7目標實現(xiàn)效果性

B8持續(xù)發(fā)展能力

B9績效評價效果性

B10建設期環(huán)境績效

B11運行期環(huán)境績效

B12資源投入公平性

B13資源分配公平性

三級指標（權重）

C1總投資節(jié)約率（0.029）［14］

C2概算節(jié)約率（0.023）

C3建安造價變化率（0.018）

C4招標節(jié)約率（0.018）

C5單位建筑面積造價（0.023）

C6單位建筑面積材料消耗（0.023）

C7變更發(fā)生率（0.023）

C8工程造價審減率（0.018）

C9損失浪費率（0.023）

C10運行成本費用（0.023）

C11預算執(zhí)行率（0.028）

C12合同執(zhí)行率（0.028）

C13資金結余率（0.023）

C14房屋空置率（0.023）

C15大型儀器設備閑置率（0.017）

C16內(nèi)部控制建立效率（0.023）

C17內(nèi)部控制執(zhí)行效率（0.023）

C18工程項目管理效率（0.023）

C19工程項目管理信息化（0.017）

C20維修維保效率（0.017）

C21預期建設目標實現(xiàn)情況（0.041）

C22資金使用合規(guī)率（0.034）

C23安全管理效果（0.034）

C24質(zhì)量管理效果（0.027）

C25進度管理效果（0.027）

C26施工管理效果（0.027）

C27項目持續(xù)發(fā)展能力（0.020）

C28運行期管理效果（0.027）

C29服務對象滿意度（0.020）

C30績效評價和后評價效果（0.020）

C31環(huán)境影響評價情況（0.037）

C32建設期環(huán)境保護和治理（0.037）

C33運行期環(huán)境保護和治理（0.037）

C34資金來源合規(guī)率（0.046）

C35資源分配及程序合規(guī)性（0.046）

C36資源分配過程公平性（0.046）

C37資源分配滿意度（0.030）

指標釋義

（1-實際總投資/批復總投資）×100％

（1-實際總投資/批復概算）×100％

［（建安造價-預算造價）/預算造價］×100%

（1-中標價/招標控制價）×100％

實際總投資/建筑面積

主要材料用量/建筑面積

∣變更金額∣/合同金額×100%

審減金額/送審金額×100％

損失浪費金額/實際總投資×100％

運行期間水電暖等運行費用經(jīng)濟性

實際執(zhí)行金額/預算金額×100%

合同實際執(zhí)行金額/合同金額×100%

（撥付資金-實際使用資金）/撥付資金×100%

空置房屋面積/公用房總面積×100%

大型儀器設備閑置臺件數(shù)/總臺件數(shù)×100%

工程管理內(nèi)部控制制度、流程、措施等建立情況

工程管理內(nèi)部控制制度、流程、措施等執(zhí)行情況

投資項目各階段管理活動的效率

工程管理信息化、智慧工地建設情況

質(zhì)保期維修維保組織、響應及服務效率

預期建設目標實現(xiàn)程度

（實際總投資-不合規(guī)資金）/實際總投資×100%

安全管理措施落實情況及效果

質(zhì)量控制措施落實情況及質(zhì)量驗收結果

進度管理效果，是否及時竣工驗收并交付使用

施工過程管理活動實施效果和資源利用效果

政策、管理、組織等因素對項目持續(xù)的影響

運行期間各項管理活動的效果

調(diào)查問卷結果

績效評價及項目后評價開展情況及評價結果

環(huán)境影響評價程序合規(guī)性及有效性

環(huán)境保護和治理方案、措施的合理性、有效性

運行期實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展方面的措施及有效性

（實際總投資-來源不合規(guī)資金）/實際總投資

前期調(diào)研論證的充分性，決策及程序的合規(guī)性

分配過程的合規(guī)性與公平性，是否得到監(jiān)督

調(diào)查問卷結果

151

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

四、高?？冃徲嫲l(fā)展建議

基于高?？冃徲嫲l(fā)展的現(xiàn)實需要，高校應著力推動形成以績效審計理念為前置，以績效審計質(zhì)量

為核心，以績效審計方式方法創(chuàng)新、健全結果運用協(xié)同機制為依托的績效審計管理的新局面。

（一）樹立績效審計理念，開展綜合性審計

針對高校內(nèi)部審計的發(fā)展現(xiàn)狀，績效審計更重要的是一種審計理念、思維方式和方式方法在高校內(nèi)

部審計中的全過程和全方位貫穿，績效審計不僅僅注重事后效率效益效果的評價，更傾向于以提升績效

目標為導向，尋找事物發(fā)展過程中產(chǎn)生問題的根源。績效審計不僅是指標計算和得分評價，更是綜合了

多種審計類型和方法的綜合性審計。高?？梢赃M一步加強績效審計理念與方式方法的貫穿，將績效審

計與經(jīng)濟責任審計、政策措施貫徹落實審計、工程管理審計等進行貫通融合，開展綜合性審計。

（二）強化審計質(zhì)量管理，完善審計溝通機制

績效審計的效果與其提供的信息質(zhì)量呈正相關，績效審計要實現(xiàn)與高校治理良性互動的工作愿

景，還需以高質(zhì)量、有內(nèi)涵的審計結果作為信息傳送載體，高校應進一步增加衡量績效的角度和方法，

為報告使用者提供更加全面、科學和可靠的信息。同時在高校形成支持、重視績效審計結果運用的環(huán)

境氛圍[15]

，注重完善三類溝通機制：一是建立內(nèi)審機構與被審計單位之間的溝通機制，確保整改建議提

得實；二是建立內(nèi)部溝通機制，嚴格落實審計結果質(zhì)量復核機制，確保問題提得準；三是建立內(nèi)審機構

與學校管理層之間的信息溝通機制，確保與單位體制機制有關的重大問題整改建議落實得到管理層

支持。

（三）健全結果運用協(xié)同機制，增強績效管理合力

利用信息化技術推動績效審計的方式方法創(chuàng)新和提升，加大績效審計發(fā)現(xiàn)問題整改和建議采納的

跟蹤監(jiān)督力度，提升績效審計結果的公開程度；推動審計監(jiān)督、紀檢監(jiān)察監(jiān)督、巡視監(jiān)督、組織人事監(jiān)督、

財會監(jiān)督等形成貫通協(xié)調(diào)機制，整合結果運用協(xié)同機制；完善信息溝通、線索移交、措施配合、成果共享

等機制，保證審計成果運用及時有效；加強績效審計與績效評價等力量的整合，形成高?？冃徲嫻芾?/p>

合力，推動高校治理體系和治理能力現(xiàn)代化。

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152

張麗紅等：基于目標導向的高校績效審計研究

［14］王世成,武國.大規(guī)模投資績效審計評價指標體系研究[J].審計研究,2010(05):42-47.

［15］夏午寧,李冬梅,陳麗,等.高校內(nèi)審參與內(nèi)部治理的環(huán)境、途徑及保障機制[J].中國內(nèi)部審計,2018,No.226(04):22-26.

［責任編輯：劉家誠］

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

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大學學報（人文社會科學版）

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

“實質(zhì)綠”債券的綠色創(chuàng)新效應研究

——基于貼標與非貼標的對比視角

王 勇，蘆雪瑤

（海南大學 國際商學院，海南 海口 570228）

［摘 要］含括貼標和大量非貼標綠色債券的“實質(zhì)綠”債券是綠色創(chuàng)新的重要融資來源。采用2010—2020

年中國30個省份面板數(shù)據(jù)，基于貼標與非貼標的對比視角實證考察“實質(zhì)綠”債券對綠色技術創(chuàng)新的影響。研究

表明：第一，“實質(zhì)綠”債券總體上能夠顯著提高綠色創(chuàng)新水平，且相較貼標綠債，非貼標綠債的綠色創(chuàng)新驅(qū)動效應

更強；第二，“實質(zhì)綠”債券的創(chuàng)新驅(qū)動效應對高質(zhì)量綠色創(chuàng)新和我國東部地區(qū)樣本更加顯著；第三，貼標綠債較非

貼標綠債存在更大的“漂綠”風險，較高的政府環(huán)境關注度和綠色金融發(fā)展水平以及相對完善的司法環(huán)境是“漂

綠”風險的有效防范機制，也是綠色債券發(fā)揮積極作用的先決條件。研究結論不僅為非貼標綠債的積極作用提供

了有益證據(jù)，更證實了貼標并非綠色債券的“保證書”，貼標綠債存在較大的“漂綠”風險亟待規(guī)范。

［關鍵詞］綠色債券；綠色創(chuàng)新；“實質(zhì)綠”債券；漂綠

［中圖分類號］F062.2；F830 ［文獻標志碼］A ［文章編號］1004-1710（2023）06-0154-11

［DOI］10.15886/j.cnki.hnus.202209.0102

一、引 言

2020年9月，習近平總書記向全世界作出了中國將在2030年之前實現(xiàn)碳達峰、2060年之前實現(xiàn)碳中和

的莊嚴承諾，引導經(jīng)濟社會綠色創(chuàng)新轉型的任務更加迫切。推動大規(guī)模的綠色創(chuàng)新需要大量資金支持，為

此中國人民銀行、國家發(fā)展改革委和證監(jiān)會等國家主要部門接連發(fā)布了多項政策，支持和鼓勵綠色債券發(fā)

展，其中統(tǒng)一綠色債券標準、建立債券評級標準，為綠色債券貼上形象化、代表性標簽，成為落實國家綠色

產(chǎn)業(yè)政策與戰(zhàn)略導向的重要金融舉措之一，為推動國內(nèi)綠債市場與國際通行標準接軌，吸引全球投資者共

同參與中國低碳綠色發(fā)展創(chuàng)造了良好條件。據(jù) Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2022年上半年，中國境內(nèi)發(fā)行貼標綠色債

券①

（以下簡稱“貼標綠債”）及綠色資產(chǎn)支持證券規(guī)模達 4006.36 億元，同比增長 64%，存續(xù)規(guī)模 1.42 萬億

元，居世界前列。理論上，貼標綠債可以通過降低綠色項目的融資成本，更好地增進綠色創(chuàng)新[1-2]

，但近期國

外學者陸續(xù)發(fā)現(xiàn)，貼標綠債可能存在“漂綠”風險，即部分發(fā)行主體以綠色項目為名義募集資金，但實際從

事并不具有環(huán)保價值的投資[3]

。特別是針對國內(nèi)實踐中，發(fā)現(xiàn)綠色債券第三方機構認證的標準不一，導致

發(fā)行人變相利用模糊標準，項目申報大打“擦邊球”②，存在過度包裝或泛化傾向?！捌G”無疑是綠色債券市

場健康發(fā)展的巨大阻礙，既有文獻尚未對上述不良現(xiàn)象提供充足證據(jù)，因而深入探討中國貼標綠債的漂綠

風險及其能否有效驅(qū)動綠色創(chuàng)新具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

同時，根據(jù)中央結算公司披露，我國還存在大量未貼標、實際投向綠色項目的非貼標綠色債券（以下簡

稱“非貼標綠債”），截至2022年6月，非貼標綠債累計發(fā)行達3.36萬億元，是貼標綠債規(guī)模的2.4倍，包含二

［收稿日期］2022-09-07

［基金項目］國家自然科學基金項目（72164009）；海南省哲學社會科學規(guī)劃課題（HNSK（YB）21-19）；海南省院士團隊創(chuàng)新中

心資金資助

［作者簡介］王勇（1968-），男，安徽臨泉人，海南大學國際商學院教授，博士生導師，主要從事離岸金融與制度金融研究。

① 貼標綠色債券是指經(jīng)官方認可發(fā)行的綠色債券，募集資金主要用于解決氣候變化的項目。

② 資料來源：《綠色債券“貼標”：先要統(tǒng)一標準，爾后內(nèi)外一致》，中國經(jīng)濟導報，2019-01-05，http：//www.ceh.com.cn/zqxw/1113155.shtml

經(jīng)濟學

154

王 勇等：“實質(zhì)綠”債券的綠色創(chuàng)新效應研究

者在內(nèi)，我國整體“實質(zhì)綠”債券①規(guī)模已非常龐大。鑒于綠色創(chuàng)新是實現(xiàn)綠色轉型從規(guī)模擴張轉向結構升

級、從要素驅(qū)動轉向創(chuàng)新驅(qū)動的關鍵因素和必要條件[4]

，緊迫的“雙碳”目標勢必要求最大程度發(fā)揮綠色債

券的積極效應，當前我國整體“實質(zhì)綠”債券的創(chuàng)新效應如何？貼標綠債與非貼標綠債的作用存在何種差

異？如何識別與防范可能的“漂綠”風險？本文聚焦上述一系列問題，嘗試從綠色債券的貼標與非貼標視

角，探討我國綠色債券的“綠色價值”，意在為完善綠色債券市場建設，推動我國經(jīng)濟綠色轉型提供經(jīng)驗證

據(jù)與政策參考。

本文選取 2010—2020年中國 30個省份面板數(shù)據(jù)，構建雙向固定效應模型，實證檢驗了“實質(zhì)綠”債券

對綠色創(chuàng)新的影響及貼標綠債與非貼標綠債的對比差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）“實質(zhì)綠”債券整體上顯著提高了

中國綠色技術創(chuàng)新水平，其中非貼標綠債與貼標綠債均發(fā)揮了積極作用；（2）“實質(zhì)綠”債券的創(chuàng)新驅(qū)動效

應對發(fā)明專利和東部地區(qū)更顯著；（3）相較非貼標綠債，我國貼標綠債“漂綠”風險更高，相對完善的司法環(huán)

境、更密集的政府環(huán)境關注度和較高的綠色金融發(fā)展水平是防范“漂綠”風險的有效機制，能夠促進綠色債

券發(fā)揮積極作用。

本文有以下邊際貢獻：第一，本文以包含貼標綠債和非貼標綠債的“實質(zhì)綠”債券為研究對象，彌補了

既有研究僅考察貼標綠債，而忽視非貼標綠債的不足[5]

，更全面完整地詮釋了中國綠色債券的創(chuàng)新驅(qū)動效

應，為繼續(xù)擴大“實質(zhì)綠”債券市場，推動綠色發(fā)展提供了有益借鑒。第二，防范“漂綠”風險是確保綠色債

券賦能綠色發(fā)展的必要條件，但這一問題在現(xiàn)有研究中尚未得到重視。本文通過區(qū)分不同制度環(huán)境下貼

標與非貼標綠債創(chuàng)新驅(qū)動效應差異，揭示了“漂綠”風險的存在及其約束機制，拓展了綠色債券環(huán)境效益研

究的理論框架，是對綠色債券“漂綠”風險研究的有效補充。第三，本文發(fā)現(xiàn)中國綠色債券創(chuàng)新驅(qū)動效應在

東西部地區(qū)呈現(xiàn)出明顯的非對稱性，為綠色債券的非平衡發(fā)展及其金融排斥現(xiàn)象提供了新的證據(jù)，對加快

促進綠色債券區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述與理論假設

囿于技術創(chuàng)新本身前期資金投入大、獲利周期長、風險預估難，加之大量綠色節(jié)能技術尚未完全成熟，

存在諸多未知的新領域且處于不斷演化升級階段，綠色技術創(chuàng)新存在更大的風險和不確定性。傳統(tǒng)金融

市場更關注投資項目是否盈利等短期收益，忽視投資項目中的資源與環(huán)境因素，無法滿足綠色創(chuàng)新項目的

融資需求[6]

，因此，綠色創(chuàng)新更加依賴穩(wěn)定的綠色金融市場為其提供持續(xù)的資金支撐[7]

。綠色債券可能從以

下兩方面影響綠色創(chuàng)新：

一方面，貼標綠債和非貼標綠債能夠撬動社會資本，實質(zhì)性地投向綠色產(chǎn)業(yè)，為綠色技術創(chuàng)新提供資金

支持，形成技術驅(qū)動效應。與普通債券不同，“實質(zhì)綠”債券所籌資金主要投向綠色項目，期限相比普通債券

更長，資金使用上也更具穩(wěn)定性和確定性，有助于緩解清潔部門金融約束、消除綠色創(chuàng)新的資金瓶頸[8]

。其

中，貼標綠債作為一種政府支持的直接融資方式，配套有稅收優(yōu)惠和貼息優(yōu)惠政策②，相較綠色信貸等間接

融資方式，融資成本更低[9-10]

。此外，“實質(zhì)綠”債券對非綠產(chǎn)業(yè)還具有一定的懲罰效應。Seltzer等[11]

發(fā)現(xiàn)，相

比投向綠色項目的債券，非環(huán)境友好型項目的債券信用評級和債券價格均明顯下降，因而“實質(zhì)綠”債券的

融資優(yōu)勢不僅能夠吸引更多勞動力、社會資本等關鍵資源聚集于綠色產(chǎn)業(yè)，通過提高清潔部門的研發(fā)報酬，

激勵研發(fā)人員從非清潔部門轉移到清潔部門，驅(qū)動“朝向清潔的技術進步”，從而長期促進綠色技術創(chuàng)新[12]

，

而且能夠通過引導資本流向，倒逼非綠產(chǎn)業(yè)投入綠色技術創(chuàng)新，加快其綠色轉型。

另一方面，綠色債券可能存在“漂綠”風險，使綠色債券的發(fā)行偏離其應有的環(huán)保價值，從而削弱其對

① 由中央結算公司定義并識別，亦即將募集資金投向符合中國人民銀行《綠色債券支持項目目錄（2015版）》、國家發(fā)展改革委《綠色債券

發(fā)行指引》、國際資本市場協(xié)會（The International Capital Market Association， ICMA）《綠色債券原則 2015》、氣候債券組織（Climate Bonds

Initiative， CBI）《氣候債券分類方案》這四項綠債標準之一的，且投向綠色產(chǎn)業(yè)項目的資金規(guī)模在募集資金中占比（或發(fā)行人綠色主營業(yè)

務收入占比）不低于50%的債券，或在募集資金用途相關信息不足以支持對債券進行綠色屬性識別的情況下，債券發(fā)行人來源于綠色

產(chǎn)業(yè)的主營收入占比不低于50%的債券認定為“實質(zhì)綠”債券。

② 如《江蘇省綠色債券貼息政策實施細則（試行）》明確，支持對象為省內(nèi)非金融企業(yè)自2018年9月30日起首次成功付息，且募投項目位于

省內(nèi)的綠色債券，對成功發(fā)行綠色債券的非金融企業(yè)年度實際支付利息的30%進行貼息，貼息持續(xù)時間為2年，單支債券每年最高不超

過200萬元。

155

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

綠色創(chuàng)新的積極效應。2022年《中國綠色債券原則》發(fā)布前，我國綠色債券的一部分資金被允許用作一般

營運資金①，并且不強制要求所有綠色債券在發(fā)行或存續(xù)期間進行第三方認證，使得綠色債券發(fā)行方與

投資者間存在較大的信息不對稱，投資者難以發(fā)揮監(jiān)督作用，增加了綠色債券“漂綠”的空間。特別是貼

標綠債享有多方設置的審批“綠色通道”②，為了獲得進入資格，一些不具備綠色金融市場準入條件的發(fā)

行方更有動機通過尋租、粉飾項目來更快獲得低成本融資，或通過符合條件的綠色項目獲取資金后投入

于非綠領域[13]

。另外，面對綠色債券貼標過程中高昂的審查、評估費用，一部分真正需要綠色資金的發(fā)行

人只能望而卻步，轉向非貼標綠債，反之，部分并不真正投入綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)行方為了獲得綠色聲譽更愿

意承擔貼標綠債的高額費用，可能導致貼標綠債“漂綠”風險更高。一旦“漂綠”行為盛行，綠色資金則很

難流入清潔產(chǎn)業(yè)[14]

，進而導致綠色債券的創(chuàng)新驅(qū)動作用大打折扣。綜合以上分析，本文提出一組對立假

設 H1a與 H1b。

H1a：“實質(zhì)綠”債券能夠促進綠色創(chuàng)新。

H1b：“實質(zhì)綠”債券不能促進綠色創(chuàng)新。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取 2010—2020年中國 30個省市自治區(qū)（由于數(shù)據(jù)獲取困難及缺失原因，未包含西藏自治區(qū)及

中國港澳臺地區(qū)）的數(shù)據(jù)為研究樣本。地區(qū)經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫，歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中

國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》和《EPS中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》。貼標綠債數(shù)據(jù)來自 Wind數(shù)據(jù)庫，

“實質(zhì)綠”債券數(shù)據(jù)源于“中債-綠色債券環(huán)境效應信息數(shù)據(jù)庫”。

（二）模型設計

為檢驗綠色債券能否促進綠色技術創(chuàng)新，本文構建如下固定效應模型：

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

其中，i為省份，t為年份，GI為地區(qū)綠色創(chuàng)新水平，RGBond、Non_SGBond和 SGBond分別代表地區(qū)“實質(zhì)綠”

債券發(fā)行規(guī)模、非貼標綠債發(fā)行規(guī)模和貼標綠債發(fā)行規(guī)模，CVs為一系列地區(qū)層面控制變量，μi為省份固定

效應，以控制各?。ㄊ校┎浑S時間變化的因素，νt為時間固定效應，以控制不隨地區(qū)變化的影響因素。

（三）變量選取及變量定義

1.被解釋變量

本文被解釋變量為綠色創(chuàng)新（GI），參考張可的研究[15]

，采用萬人綠色專利申請量（GI_A）和萬人綠色專

利授權量（GI_O）兩個指標衡量，專利數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）中創(chuàng)新專利研究數(shù)據(jù)庫

（Chinese Innovation Research Database，CIRD），本文遵循世界知識產(chǎn)權組織（World Intellectual Property Or‐

ganization，WIPO）提出的“國際專利分類綠色清單”來核實綠色專利屬性。

2.解釋變量

“實質(zhì)綠”債券發(fā)行金額絕對值可能受到其他不可觀測因素影響，本文借鑒徐佳和崔靜波[16]

采用“實質(zhì)綠”

債券發(fā)行金額占地區(qū)GDP比例衡量地區(qū)綠色債券規(guī)模，以同時排除分子分母的混淆因素。其中，非貼標綠債

（Non_SGBond）為未貼標但實際資金投向綠色產(chǎn)業(yè)的債券，由中央結算公司識別而得。貼標綠債為通過發(fā)改委

或證監(jiān)會審批的綠色債券，或在交易場所注冊全稱包含“綠色”字樣標簽的債券。其他控制變量定義見下

頁表1。

① 雖然在2022年7月，新發(fā)布的《中國綠色債券原則》已經(jīng)將相應原則修改為“綠色債券募集資金應100%用于綠色項目”。但本文樣本期

間內(nèi)，仍遵循中國國家發(fā)展改革委員會規(guī)定的“綠債發(fā)行人將最高50%的募集資金用作一般營運資金”和上海證券交易所規(guī)定的“可至

多將30%的募集資金投向非綠領域”兩條原則。

② 中華人民共和國國家發(fā)展和改革委員會（以下簡稱“發(fā)改委”）辦公廳印發(fā)的《綠色債券發(fā)行指引》提出，“企業(yè)申請發(fā)行綠色債券，可適當

放松債券準入條件，提高審核效率”。類似地，中國證券監(jiān)督管理委員會（以下簡稱證監(jiān)會）以及中國人民銀行也明確提出綠色債券適用

“即報即審”政策，采取備案制管理和簡化的審核程序。

156

王 勇等：“實質(zhì)綠”債券的綠色創(chuàng)新效應研究

（四）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。在樣本期間內(nèi)，GI_A的均值為1.572，最大值為15.82，而最小

值僅有0.055，標準差為2.212；GI_O的均值為0.978，最大值為10.18，最小值為0.039，標準差為1.354?？梢?/p>

無論是綠色專利申請量還是獲得授權量，樣本區(qū)間內(nèi)各省間綠色創(chuàng)新水平均存在較大差異。由于綠色專

利涵蓋發(fā)明專利和實用新型專利兩類，發(fā)明專利通常代表地區(qū)技術創(chuàng)新質(zhì)量，是實質(zhì)性或突破性創(chuàng)新的體現(xiàn)，

價值相對較高。實用新型專利則反映了策略性或迎合性創(chuàng)新，與發(fā)明專利相比，其價值相對較低。

為進一步考察綠色債券能否改善地區(qū)綠色創(chuàng)新“低端鎖定”困境，將綠色創(chuàng)新指標進一步劃分為高質(zhì)

量創(chuàng)新（GI_AH&GI_OH）和低質(zhì)量創(chuàng)新（GI_AL&GI_OL），分別通過萬人發(fā)明專利申請（授權）量和萬人實用

新型專利申請（授權）量衡量。結果顯示，雖然綠色發(fā)明專利申請均值（0.851）超過了綠色實用新型專利申

表1　變量定義及說明

變量名稱

綠色創(chuàng)新

“實質(zhì)綠”債券規(guī)模

非貼標綠債規(guī)模

貼標綠債規(guī)模

產(chǎn)業(yè)結構

人均GDP

科研投入

外商投資

教育水平

城鎮(zhèn)化程度

政府干預

變量符號

GI_A

GI_O

RGBond

Non_SGBond

SGBond

Industry

PCGDP

TI

FDI

Edu

Urban

GI

變量說明

地區(qū)萬人綠色專利申請量

地區(qū)萬人綠色專利授權量

非貼標綠債與貼標綠債規(guī)模的總和

當年各地區(qū)實際發(fā)行非貼標綠債總金額/地區(qū)GDP*100

當年各地區(qū)實際發(fā)行貼標綠債總金額/地區(qū)GDP*100

第二產(chǎn)業(yè)增加值/地區(qū)GDP

地區(qū)GDP/年末常住人口

政府科技投入支出/地區(qū)GDP*100

外商直接投資額/地區(qū)GDP*100

地區(qū)人均受教育年限，具體計算方法為：人均受教育年限=未受教育勞動

者人數(shù)占比*0+小學文化勞動者占比*6+初中文化勞動者占比*9+高中文

化勞動者占比*12+中職文化勞動者占比*12+大學?？莆幕瘎趧诱哒急?

15+大學本科文化勞動者占比*16+研究生文化勞動者占比*19

城鎮(zhèn)人口/年末常住人口

政府財政支出/GDP

表2　描述性統(tǒng)計結果

變量名稱

綠色專利申請

綠色專利授權

高質(zhì)量綠色專利申請

低質(zhì)量綠色專利申請

高質(zhì)量綠色專利授權

低質(zhì)量綠色專利授權

“實質(zhì)綠”債券規(guī)模

非貼標綠債規(guī)模

貼標綠債規(guī)模

產(chǎn)業(yè)結構

人均GDP

科研投入

外商投資

教育水平

城鎮(zhèn)化程度

政府干預

變量符號

GI_A

GI_O

GI_AH

GI_AL

GI_OH

GI_OL

RGBond

Non_SGBond

SGBond

Industry

PCGDP

TI

FDI

Edu

Urban

GI

觀測值

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

中位數(shù)

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

標準差

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

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

請均值（0.721），但綠色發(fā)明專利授權量（0.242）卻仍遠低于綠色實用新型專利授權量（0.736），中國綠色技

術創(chuàng)新仍存在“低端鎖定”現(xiàn)象。Non_SGBond均值為0.249，最大值為8.940；SGBond均值為0.131，最大值為

4.539，顯示除貼標債券外，還有大量非貼標但實際投向綠色項目的綠色債券，因而充分考察包含非貼標綠

債在內(nèi)的“實質(zhì)綠”債券環(huán)境效益對于精確詮釋中國綠色債券市場現(xiàn)狀是必要且緊迫的。其他控制變量描

述性統(tǒng)計均在合理區(qū)間內(nèi)。

四、實證結果和分析

（一）多元回歸分析結果

表3列示了“實質(zhì)綠”債券對綠色創(chuàng)新的基本回歸結果。其中，“實質(zhì)綠”債券（RGBond）與綠色專利申請

（GI_A）及授權（GI_O）分別在5%和1%水平上正向顯著（回歸系數(shù)分別為0.160和0.285，t值分別為2.289和

8.058），代表“實質(zhì)綠”債券整體上能夠有效驅(qū)動綠色創(chuàng)新。分別觀察非貼標綠債（Non_SGBond）與貼標綠債

（SGBond）發(fā)現(xiàn)，Non_SGBond對GI_A和GI_O在1%水平上顯著為正（回歸系數(shù)分別為0.367和0.381，t值分別

為3.735和7.472），但SGBond對GI_A的影響卻不再顯著，僅對GI_O在1%水平正向顯著?？紤]獲得授權的

綠色專利數(shù)量更能代表實際綠色創(chuàng)新產(chǎn)出水平，上述結果依然驗證了“實質(zhì)綠”債券不僅整體上對綠色創(chuàng)新

有積極驅(qū)動作用，非貼標綠債和貼標綠債也均分別發(fā)揮了正向綠色創(chuàng)新效應，本文假設H1a成立。

表3　基本回歸檢驗結果

變量

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：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

158

王 勇等：“實質(zhì)綠”債券的綠色創(chuàng)新效應研究

進一步對比非貼標綠債和貼標綠債對綠色創(chuàng)新的經(jīng)濟意義發(fā)現(xiàn)，非貼標綠債規(guī)模每提高一個標準差，

綠色專利申請相對均值增長26.08%，綠色專利授權相對均值增長43.52%；而貼標綠債每提高一個標準差，

綠色專利申請相對均值減少1.49%，綠色專利授權相對均值增長17%?？梢娤啾荣N標綠債的影響，非貼標

綠債對綠色創(chuàng)新的促進作用明顯更強。這一結果不僅顯示了非貼標綠債的積極作用不容忽視，而且一定

程度上也說明貼標綠債的積極效應受到了負面干擾，貼標綠債可能存在“漂綠”風險。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量衡量

第一，采用綠色專利申請（授權）量與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量地區(qū)綠色創(chuàng)新水平，重新代入模型（1）。

結果如表4 列（1）、列（2）所示，“實質(zhì)綠”債券對地區(qū)綠色專利申請和授權的回歸結果均仍正向顯著，與表3

回歸結果一致。

2.工具變量法

參考文書洋等[17]

，采用滯后一期的綠色債券作為工具變量，以工具變量法重新估計模型，結果見表4 列

（3）、列（4），“實質(zhì)綠”債券對綠色創(chuàng)新的影響仍在1%水平上正向顯著，與前文結果一致。且一階段Wald F

統(tǒng)計量和 LM 統(tǒng)計量均拒絕了弱工具變量和識別不足假設。在控制內(nèi)生性問題后，本文估計結果依然

穩(wěn)健。

3.控制遺漏變量

考慮到可能存在遺漏變量問題，進一步在模型（1）中引入地區(qū)市場化水平（Mkt）和地區(qū)綠色信貸水平

（GCredit）變量。其中地區(qū)市場化水平（Mkt）以王小魯?shù)萚18]

披露的市場化指數(shù)衡量，綠色信貸水平（GCredit）

借鑒謝婷婷和劉錦華的研究[19]

，選取各地區(qū)六大高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出占工業(yè)產(chǎn)業(yè)利息總支出比率的反向指

標，即綠色信貸規(guī)模等于1減六大高耗能產(chǎn)業(yè)利息支出占工業(yè)產(chǎn)業(yè)利息總支出的比率,該指標越大，綠色信

貸規(guī)模越大。表 4 列（5）、列（6）匯報了相應的回歸結果。可以看出，引入遺漏變量后，“實質(zhì)綠”債券對綠

色創(chuàng)新的影響依然與基本回歸結果一致，表明本文模型及結論穩(wěn)健。

表4　穩(wěn)健性檢驗

變量

RGBond

Mkt

GCredit

Cons

CVs

年度

省份

N

R2

F-test

LM P值

更換綠色創(chuàng)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

工具變量法

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

控制遺漏變量

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：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

159

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

（三）異質(zhì)性檢驗

1.創(chuàng)新策略異質(zhì)性

根據(jù)描述性統(tǒng)計顯示，樣本區(qū)間內(nèi)我國綠色發(fā)明專利授權量均值占總綠色專利授權量均值的比重不

足四分之一，反映出中國綠色創(chuàng)新的“低端鎖定”困局。鄢萍等[20]

提出形成這種局面的一個重要原因在于我

國金融資源與顛覆性技術創(chuàng)新活動不匹配，融資約束降低了創(chuàng)新主體對具有實質(zhì)性或突破性創(chuàng)新項目攻

堅克難的積極性。綠色債券的資金供給功能為改善綠色技術創(chuàng)新“低端鎖定”困境提供了可能性,但依然不

能排除在趨利動機下，發(fā)行方為快速獲得綠色聲譽和積極的市場反應，將資金投向“短平快”的低端技術創(chuàng)

新，形成新的“低端鎖定”困境。為探究“實質(zhì)綠”債券驅(qū)動了何種類型的綠色創(chuàng)新，本文進一步劃分高質(zhì)量

創(chuàng)新（GI_AH&GI_OH）和低質(zhì)量創(chuàng)新（GI_AL&GI_OL），回歸結果如表 5 所示。表 5 中列（1）和列（3）列示了

RGBond 對高質(zhì)量綠色創(chuàng)新的回歸結果，顯示無論是 GI_AH 還是 GI_OH 均在 1% 水平上正向顯著。而如列

（2）與列（4）所示，“實質(zhì)綠”債券對低質(zhì)量創(chuàng)新的驅(qū)動作用則明顯削弱，RGBond僅對GI_OL在10%水平上正

向顯著，對GI_AL不顯著，可見“實質(zhì)綠”債券有效驅(qū)動了高端綠色創(chuàng)新活動，但并不會明顯增加低端綠色創(chuàng)

新活動，有助于幫助區(qū)域綠色創(chuàng)新走出“低端鎖定”。

2.地理區(qū)位異質(zhì)性

從中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展格局來看，東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間資源稟賦、工業(yè)基礎差異明顯。相對于中

西部城市來說，東部地區(qū)金融制度環(huán)境良好、基礎設施完善、金融發(fā)展水平較高。朱向東等[21]

考察了中國綠

色債券空間格局，也發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)綠色債券發(fā)行規(guī)模遠高于中西部地區(qū)，并提出較高的行政級別和發(fā)達的

金融行業(yè)基礎有助于金融創(chuàng)新，而偏遠和落后地區(qū)可能存在金融排斥現(xiàn)象?；诖?，本文進一步對“實質(zhì)

綠”債券對綠色創(chuàng)新影響的地理區(qū)位異質(zhì)性進行探究。根據(jù)國家統(tǒng)計局地域劃分，將30個樣本省份劃分為

東部和中西部樣本，其中東部區(qū)域為北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個

?。ㄊ校?；中西部區(qū)域為山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云

南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆19個省（市），回歸結果如表5列（5）至列（8）所示。其中列（5）和列（7）列示

的東部地區(qū)樣本中，“實質(zhì)綠”債券對綠色專利申請和授權的回歸結果均在1%水平上正向顯著，但列（6）和

列（8）列示的中西部城市樣本中，“實質(zhì)綠”債券對綠色創(chuàng)新則不再有顯著影響。這一結果表明我國“實質(zhì)

綠”債券的創(chuàng)新驅(qū)動效應存在明顯的區(qū)位非對稱性，綠色債券發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的不平衡態(tài)勢。

五、“漂綠”風險識別及防范機制檢驗

由上文基本回歸結果得出，貼標綠債可能存在“漂綠”風險，而非貼標綠債是否也存在“漂綠”風險，兩

者孰強孰弱尚未可知。強化外部監(jiān)管、完善綠色金融市場建設是防范“漂綠”風險的有效措施，在政府與市

場強監(jiān)管下，綠色債券“漂綠”風險應當更低。因此，如果貼標綠債與非貼標綠債在強監(jiān)管和弱監(jiān)管環(huán)境下

表5　異質(zhì)性回歸結果

變量

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

東部

（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

東部

（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：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

160

王 勇等：“實質(zhì)綠”債券的綠色創(chuàng)新效應研究

創(chuàng)新驅(qū)動效應無差異，則“漂綠”風險不存在，而若如預期在強監(jiān)管環(huán)境下創(chuàng)新驅(qū)動效應更強，則證明“漂

綠”風險存在。本文從地方政府環(huán)境關注、司法環(huán)境和綠色金融發(fā)展水平三個角度區(qū)分非貼標綠債與貼標

綠債的創(chuàng)新驅(qū)動效應差異，以識別貼標綠債的“漂綠”風險并探究其有效約束機制。

（一）地方政府環(huán)境關注度的影響

地方政府在政績訴求的激勵下為發(fā)展地方經(jīng)濟，可能會選擇犧牲環(huán)境甚至縱容企業(yè)超標排污，導致環(huán)

境治理失效[22]

，也可能因此增加綠色債券的投機行為，催生“漂綠”風險。本文參考 Chen等[23]

的做法，基于

各省政府工作報告中與“環(huán)境保護”相關詞匯①的頻率，構建地方政府環(huán)境關注度指標（EC）。各級政府在每

年年初“兩會”召開期間向大會報告過去一年的工作成績及未來的工作計劃，報告在形成過程中凝聚了社

會多方訴求和共識，對政府當年工作起著決定性的指引作用。因而政府工作報告中對環(huán)境的重視程度能

反映政府當年環(huán)境治理力度以及治理政策的全貌。按照各地區(qū)每年年度中位數(shù)對全樣本進行分組，分為

環(huán)境關注度較高（ER_high）和較低（ER_low）兩組，分別進行回歸。如表 6所示，雖然非貼標綠債在環(huán)境關

注度較低地區(qū)對綠色專利申請（GI_A）驅(qū)動力不足，但對綠色專利授權（GI_O）無論政府環(huán)境關注度高低均

在1%水平上顯著為正。而貼標綠債則僅在環(huán)境關注度較高地區(qū)在5%水平上促進綠色專利申請，其余條

件下均呈不顯著或負顯著效應?？梢娰N標綠債存在明顯的“漂綠”風險，其尤其依賴政府環(huán)境監(jiān)管，僅在政

府環(huán)境治理壓力下才能夠促進部分綠色創(chuàng)新活動，一旦政府環(huán)境治理缺位，即可能滋生“漂綠”行為，進而

抑制綠色創(chuàng)新，而非貼標綠債“漂綠”風險較低。

（二）地方司法環(huán)境的影響

地區(qū)司法環(huán)境體現(xiàn)了各項環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行能力，較完善的司法體系會增加地區(qū)高污染行業(yè)的環(huán)

境污染訴訟風險和轉型成本，市場投資者對“漂綠”風險的識別也更加精準[24]

。因此，在司法環(huán)境較好的

地區(qū)，綠色債券“漂綠”空間應當更小，創(chuàng)新驅(qū)動作用更強。本文通過王小魯?shù)萚18]

披露的“市場中介組織的

發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)衡量地區(qū)司法強度，指數(shù)越高代表司法強度越強，即地區(qū)司法環(huán)境越好。同

樣按照每年年度中位數(shù)對全樣本進行分組，分為司法強度較高（Law_high）和較低（Law_low）兩組，回歸結

果如下頁表 7所示。非貼標綠債（Non_SGBond）和貼標綠債（SGBond）對綠色創(chuàng)新的影響都僅在司法強度較

高組顯著為正，即非貼標綠債和貼標綠債均存在“漂綠”風險，其積極作用都依賴于司法部門對相關政策的

有效執(zhí)行。但相比非貼標綠債，貼標綠債在司法強度較弱組，對綠色創(chuàng)新的抑制作用暴露其“漂綠”風險更

甚，更需要嚴格的司法監(jiān)管。

① 具體選取詞匯為“環(huán)境保護、環(huán)保、綠色、清潔、低碳、藍天、綠水、青山、生態(tài)、氣候、空氣、排污、二氧化碳、化學需氧量、霧霾、顆粒物、二氧

化碳、能耗、燃煤、排污、尾氣、節(jié)能、減排、脫硫、脫硝”。

表6　地方政府環(huán)境關注度的影響

變量

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：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

161

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

（三）地方綠色金融發(fā)展的影響

除政府環(huán)境治理因素外，金融市場發(fā)展也是決定綠色債券能否發(fā)揮積極作用的關鍵因素。我國綠色債券

發(fā)展依然處于初步階段，相關法律、制度和政策法規(guī)仍不健全，難以保證綠色債券相關政策的切實落地。在綠

色金融較發(fā)達的地區(qū)，綠色金融政策與制度規(guī)范都更加完善，政府與金融機構可以通過建立符合環(huán)境發(fā)展的

金融市場，進而為綠色債券提供穩(wěn)定的秩序和環(huán)境，從而抑制其“漂綠”傾向。因此，綠色債券在綠色金融發(fā)展

較快的地區(qū)更能推動綠色創(chuàng)新。本文使用綠色信貸、證券、保險、投資四個指標，參考Lee和Lee[25]

的計算方法

構建綠色金融綜合指標，并按照每年年度中位數(shù)將全樣本分為綠色金融指數(shù)較高組（GF_high）和較低組

（GF_low）分別回歸。結果如表8所示。

在綠色金融發(fā)展較快的地區(qū)，非貼標綠債（Non_SGBond）對綠色專利申請和授權的回歸結果均顯著為正，

貼標綠債（SGBond）僅對綠色專利授權在1%水平上顯著為正。在綠色金融發(fā)展不足地區(qū)，Non_SGBond對綠

色創(chuàng)新影響不顯著，SGBond對綠色專利申請及授權均在1%水平上顯著為負，再次驗證了貼標綠債與非貼標

表7　地方司法環(huán)境的影響

變量

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：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表8　地方綠色金融發(fā)展的影響

變量

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：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

162

王 勇等：“實質(zhì)綠”債券的綠色創(chuàng)新效應研究

綠債均存在“漂綠”風險，但在綠色金融環(huán)境不穩(wěn)定、缺少相應金融服務與金融監(jiān)管的情況下，相較非貼標綠

債，貼標綠債對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出更顯著的負向作用，“漂綠”風險更大。

綜上對比貼標綠債與非貼標綠債可以發(fā)現(xiàn)，貼標綠債相比非貼標綠債更加依賴良好的制度環(huán)境約束，

其在政府環(huán)境關注度較低、司法環(huán)境較差及綠色金融水平較低的地區(qū)不僅無法對綠色創(chuàng)新起到正向驅(qū)動

作用，反而會抑制地區(qū)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出。這一結果與基本回歸中貼標綠債對綠色創(chuàng)新驅(qū)動效應較弱的結論

一致，驗證了貼標綠債潛在的“漂綠”風險更高。而較高的地方政府環(huán)境關注度、較為完善的司法環(huán)境和綠

色金融市場能夠有力防范“漂綠”風險，是綠色債券市場健康發(fā)展的先決條件和制度保障。

六、結論與建議

綠色創(chuàng)新是綠色發(fā)展的基礎支撐和關鍵動力。如何確保綠色資金流入綠色領域，驅(qū)動綠色創(chuàng)新是完

善綠色債券市場建設的重要問題。本文將“漂綠”風險納入研究框架，基于貼標綠債與非貼標綠債對綠色

創(chuàng)新的影響對比，對綠色債券“漂綠”風險識別及其防控機制進行探究。研究發(fā)現(xiàn)，第一，總體上“實質(zhì)綠”

債券顯著提高了綠色創(chuàng)新水平，而相比貼標綠債，非貼標綠債的創(chuàng)新驅(qū)動作用更強?；貧w結果經(jīng)過更換變

量、工具變量等一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊穩(wěn)??；第二，“實質(zhì)綠”債券的創(chuàng)新驅(qū)動效應對高質(zhì)量綠色創(chuàng)新和

東部地區(qū)更顯著；第三，進一步分析表明，“貼標”并非綠色債券環(huán)境效益的有效背書，貼標綠債反而存在更

高的“漂綠”風險。較高的政府環(huán)境關注度、綠色金融發(fā)展水平與較完善的司法環(huán)境是防控“漂綠”風險的

有效機制。

本文研究的政策啟示如下：第一，完善綠色債券制度、推進綠色債券發(fā)展。本文發(fā)現(xiàn)“實質(zhì)綠”債券對

綠色創(chuàng)新具有顯著驅(qū)動作用，且其中非貼標綠債相較貼標綠債作用更強、“漂綠”風險更低。應進一步擴大

“實質(zhì)綠”債券識別范圍，完善“實質(zhì)綠”債券數(shù)據(jù)庫，充分發(fā)揮綠色債券引導綠色創(chuàng)新的積極作用。第二，

改善地區(qū)制度環(huán)境建設，積極防范綠色債券“漂綠”風險。本文發(fā)現(xiàn)良好的制度環(huán)境是綠色債券驅(qū)動綠色

創(chuàng)新的前提，為最大程度發(fā)揮綠色債券驅(qū)動綠色創(chuàng)新的積極作用、遏制綠色債券“漂綠”風險，需提高地方

政府的環(huán)境關注度及司法執(zhí)行力，加快綠色金融體系建設和發(fā)展，進而促進整體綠色創(chuàng)新水平提升。第

三，因地制宜推動綠色債券發(fā)展。實證結果表明，我國綠色債券的創(chuàng)新驅(qū)動作用存在區(qū)域不平衡現(xiàn)象，僅

在東部地區(qū)效果顯著，金融地理排斥效應較強。因此，可對不同地區(qū)實施不同綠色債券激勵政策，建立區(qū)

域合作機制，提高中西部地區(qū)綠色債券水平和綠色創(chuàng)新能力。

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［責任編輯：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

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大學學報（人文社會科學版）

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

中央環(huán)保督察的微觀治理效果評估

——基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

余升國1

，汪長宏1

，滕聰波2

，安怡欣1

（1.海南大學 國際商學院，海南 ?？?570228；2.中南財經(jīng)政法大學 公共管理學院，湖北 武漢 430073）

［摘 要］隨著中國環(huán)境保護力度加強，環(huán)境污染問題得以改善，但地方政府以及企業(yè)經(jīng)濟利益與環(huán)境保

護的矛盾并未真正化解，而中央環(huán)保督察制度為此難題提供了解決思路。為探究中央環(huán)保督察能否以及如何

影響微觀企業(yè)的環(huán)境行為，基于2011—2019年披露排污費信息的225家滬深A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證。研

究發(fā)現(xiàn)：第一，中央環(huán)保督察能夠在短期內(nèi)顯著提升企業(yè)環(huán)境績效；第二，中央環(huán)保督察對國有企業(yè)、水污染類

型企業(yè)、環(huán)境規(guī)制較弱地區(qū)的企業(yè)以及競爭程度較強行業(yè)的企業(yè)存在顯著環(huán)境績效提升作用；第三，中央環(huán)保

督察通過增強地方環(huán)保壓力、促進社會監(jiān)督影響企業(yè)環(huán)保行為，卻未能顯著提升公眾環(huán)保意識。上述研究為

中央環(huán)保督察的有效性提供了微觀證據(jù)，對其制度和治理手段的完善提供了政策啟示。

［關鍵詞］中央環(huán)保督察；企業(yè)環(huán)境績效；地方環(huán)保壓力；公眾環(huán)境監(jiān)督；公眾環(huán)保意識

［中圖分類號］F205 ［文獻標志碼］A ［文章編號］1004-1710（2023）06-0165-12

［DOI］10.15886/j.cnki.hnus.202209.0253

黨的十八大提出“五位一體”總體布局，首次將生態(tài)文明建設提升至與經(jīng)濟建設等并列的高度，這充

分體現(xiàn)出中國走綠色發(fā)展道路的決心和魄力。伴隨著中國的工業(yè)化與經(jīng)濟飛速增長，環(huán)境污染問題日

益嚴峻，并逐漸成為中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的阻礙。生態(tài)環(huán)境部公布的數(shù)據(jù)顯示，2015年中國環(huán)境污染造

成的經(jīng)濟損失高達3.9萬億元，相當于當年河南全省的GDP，而這巨大的經(jīng)濟損失有70%來自企業(yè)。企

業(yè)作為污染排放與經(jīng)濟發(fā)展的主體，其環(huán)境行為關乎國家能否實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，然而企業(yè)經(jīng)濟

利益最大化與環(huán)境保護目的大相徑庭。加之，中國分權模式會產(chǎn)生“競次”現(xiàn)象。部分地方政府為實現(xiàn)

經(jīng)濟考核目標放松環(huán)境監(jiān)管標準，有甚者為污染企業(yè)充當“保護傘”，進一步助長了企業(yè)的污染排放。為

此，《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出進一步完善

中央生態(tài)環(huán)境保護督察、環(huán)保約談等中央主導式環(huán)境治理制度，克服分權模式下地方環(huán)境治理“失靈”問

題。那么，以中央環(huán)保督察表征的中央主導式環(huán)境治理究竟能否促進企業(yè)減少污染排放，提高環(huán)境績

效，助力中國發(fā)展綠色經(jīng)濟？是通過何種渠道影響企業(yè)環(huán)境行為？又表現(xiàn)為何種異質(zhì)性？

一、文獻綜述

（一）企業(yè)環(huán)境績效的衡量及其影響因素

環(huán)境績效體現(xiàn)了企業(yè)環(huán)保行為的效率和效果，企業(yè)環(huán)境績效的普遍提升是中國實現(xiàn)綠色發(fā)展的基

礎。但目前我國還未建立統(tǒng)一的環(huán)境績效度量標準及數(shù)據(jù)庫。當前，企業(yè)環(huán)境績效的衡量主要利用企

業(yè)的生產(chǎn)、管理和財務行為等數(shù)據(jù)，方法如下：（1）通過定量描述企業(yè)的環(huán)境管理、環(huán)境生產(chǎn)或環(huán)境公益[1]

等行為來衡量企業(yè)的環(huán)境績效。但這些指標以及由其構建的評價體系難以如實反映企業(yè)的污染物排放

情況，更不能反映所研究因素對環(huán)境的改善作用；（2）為了更為直觀地反映企業(yè)環(huán)境行為，有些學者選用

［收稿日期］2022-09-18

［基金項目］海南省自然科學基金項目（722MS044）；海南省哲學社會科學規(guī)劃課題重大項目（HNSK（ZD）19-106）；海南省

研究生創(chuàng)新科研課題（Qhys2021-126；Hys2020-104）

［作者簡介］余升國（1977-），男，湖北大悟人，海南大學國際商學院副教授，博士，主要從事世界經(jīng)濟學、環(huán)境經(jīng)濟學研究。

經(jīng)濟學

165

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

SO2

[2]

、CO2

[3]

等污染物的排放量或者減排量來衡量企業(yè)環(huán)境績效，由于變量單一、賦值主觀性強或缺乏數(shù)

據(jù)等問題，以上方法皆不能很好地衡量企業(yè)的環(huán)境績效；（3）有些學者選用企業(yè)披露的排污費作為度量

企業(yè)環(huán)境績效的依據(jù)，主要有胡曲應[4]

用單位營業(yè)收入排污費作為環(huán)境績效的代理變量。

企業(yè)環(huán)境績效影響因素解析也是學術界關注的熱點問題之一?，F(xiàn)有研究指出，企業(yè)產(chǎn)權、污染類

型、環(huán)境信息披露水平[5]

以及管理者環(huán)境傾向[6]

等內(nèi)部屬性對其環(huán)境績效存在影響，如Guo et al.

[7]

研究發(fā)

現(xiàn)國有企業(yè)較之其他企業(yè)擁有一種與政府天然的政治聯(lián)系，更多的環(huán)保壓力和資金支持使其環(huán)境績效

更高。另有成果發(fā)現(xiàn)地區(qū)環(huán)境監(jiān)管[8]

、公眾環(huán)保意識以及行業(yè)競爭程度[9]

等外部因素同樣對企業(yè)環(huán)境績

效具有影響。如王賢彬和鐘夏洋[8]

基于新《環(huán)境空氣質(zhì)量標準》的實施，研究發(fā)現(xiàn)中央垂直環(huán)境監(jiān)管能夠

提升企業(yè)環(huán)境績效；綦勇等[10]

研究發(fā)現(xiàn)在競爭性行業(yè)中，環(huán)境違規(guī)帶來的停業(yè)整頓、行政處罰和聲譽受

損等使得企業(yè)面臨市場競爭力下降，市場份額被瓜分的風險，迫使企業(yè)進行環(huán)境投資。

（二）環(huán)境治理模式以及中央主導式環(huán)境治理政策效果

近年來，保持生態(tài)質(zhì)量同時穩(wěn)定經(jīng)濟增長成為國際社會關注的首要問題。但隨著生態(tài)環(huán)境惡化，人

們認識到單靠經(jīng)濟增長無法解決環(huán)境退化的問題，其應與相應的環(huán)境治理手段相結合。治理方式的選

擇由社會文化以及政治制度決定。在歐美市場體系下，環(huán)境污染的外部性主要以組織和企業(yè)吸收、政府

環(huán)境規(guī)制輔助的方式解決[11]

。而在中國，中央和地方政府承擔著環(huán)境治理的主要責任，通過中央委派任

務及監(jiān)督、地方落實的方式實現(xiàn)環(huán)境治理。但在科層管理體制下，中央與地方之間的利益博弈極為復

雜，常規(guī)型環(huán)境治理機制難以化解其中的矛盾，更無法實現(xiàn)環(huán)境治理的預期目標，從而中央主導式環(huán)境

治理應運而生[12]

。

中央主導式治理憑借中央權威，通過政治動員自上而下調(diào)動各類資源，打破政府層級間的信息壁

壘，強力推進環(huán)境保護政策的落實[13]

，主要體現(xiàn)為近些年實施的中央環(huán)保督察政策。其政策效果集中于

兩個方面：（1）經(jīng)濟績效。文秋霞等[14]

運用宏觀層面的數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察顯著促進了地區(qū)經(jīng)濟

高質(zhì)量發(fā)展。另有諶仁俊等[15]

從微觀企業(yè)層面考察了中央環(huán)保督察的政策效果，發(fā)現(xiàn)其顯著提升了企

業(yè)的經(jīng)濟績效（2）環(huán)境績效。王嶺等[16]

利用宏觀層面的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)中央環(huán)保督察改善了中國的空氣

質(zhì)量。劉張立和吳建南[17]

進一步基于城市異質(zhì)性進行研究，其結論與上述分析一致。

綜上所述：一方面，現(xiàn)有文獻對于企業(yè)環(huán)境績效的衡量尚未有定論。受限于中國相關環(huán)境數(shù)據(jù)缺

乏，目前已有研究多著眼于生產(chǎn)、管理或減排行為，但難以全面反映企業(yè)環(huán)境績效。此外，有關企業(yè)環(huán)境

績效影響因素的研究較為豐富，而關于環(huán)境規(guī)制對企業(yè)環(huán)境績效的作用機制多基于企業(yè)微觀視角，缺乏

地區(qū)層面生效機制的探討。另一方面，中央環(huán)保督察制度作為地方環(huán)境治理的補充政策，最應關注的環(huán)

境規(guī)制效果僅集中于宏觀層面，其對微觀企業(yè)環(huán)境行為有效性的研究較為缺乏。更重要的是，中央環(huán)保

督察如何影響微觀企業(yè)的環(huán)境行為，其內(nèi)在機制是什么，上述研究鮮有涉及?；诖?，本文以較能全面

反映企業(yè)排污行為的排污費作為切入點，重點探討中央環(huán)保督察的微觀政策效果及其作用機制。

相較已有研究，本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：（1）研究對象，以微觀企業(yè)為研究對象，豐富現(xiàn)有

對中央環(huán)保督察政策效果的評估角度；（2）研究視角，依據(jù)中央環(huán)保督察的實施方式，從地方政府以及公

眾視角探討中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效的作用機制；（3）研究方法選擇，創(chuàng)新性地使用地區(qū)貪污人員

總數(shù)和各省距北京的距離作為中央環(huán)保督察的工具變量考察政策效果穩(wěn)健性；（4）將產(chǎn)權屬性、污染類

型、環(huán)境規(guī)制以及行業(yè)競爭強度的異質(zhì)性納入中央環(huán)保督察的政策效果分析，進一步分析中央主導式環(huán)

境治理可能存在的不足。

二、制度背景與研究假說

（一）制度背景

1989年的《環(huán)境保護法》提出：“國務院環(huán)境保護行政主管部門對全國環(huán)境保護工作實施統(tǒng)一監(jiān)督管

理；縣級以上地方人民政府環(huán)境保護行政主管部門對本轄區(qū)環(huán)境保護工作實施統(tǒng)一監(jiān)督管理”。這標志

著中國環(huán)境分權的正式形成。但在財政分權與環(huán)境分權的背景下，部分地方官員追求經(jīng)濟增長以謀取

166

余升國等：中央環(huán)保督察的微觀治理效果評估

政治資本，在環(huán)保政策執(zhí)行過程中與當?shù)仄髽I(yè)合謀，縱容企業(yè)違規(guī)排污。其次，作為經(jīng)濟主體的企業(yè)，其

利益追求與環(huán)境保護成為普遍矛盾，地方環(huán)境污染呈愈演愈烈之勢。

中央主導式環(huán)境治理被認為是常規(guī)環(huán)境治理制度的補充，通過自上而下調(diào)動體制內(nèi)外各類資源，打

破分權制度下監(jiān)管障礙，實現(xiàn)地區(qū)環(huán)境治理。近年來實施的“中央生態(tài)環(huán)境保護督察”就是環(huán)境治理領

域的中央主導式治理實踐。2015年7月，中央全面深化改革領導小組第十四次會議表決通過《環(huán)境保護

督察方案（試行）》，提出建立新型環(huán)境保護督察制度。隨即，中共中央、國務院印發(fā)《黨政領導干部生態(tài)

環(huán)境損害責任追究辦法（試行）》，新型的、以“黨政同責”為核心的環(huán)境監(jiān)察制度正式建立。2016年 1月

至2017年9月期間，由生態(tài)環(huán)境部組織的多支中央環(huán)保督察組完成了第一輪對我國內(nèi)地31個省市自治

區(qū)的督察工作，具體實施情況見表1。

（二）研究假說

面對嚴峻的環(huán)境污染問題，中國部分地區(qū)仍然存在著地方政府環(huán)境執(zhí)法不嚴、充當污染企業(yè)“保護

傘”等現(xiàn)象，而部分企業(yè)為了經(jīng)濟利益罔顧環(huán)保義務，破壞自然環(huán)境。秉持著“政黨同責、一崗雙責”和

“督企”特征的中央主導式環(huán)境治理為有效解決這些現(xiàn)象提供了渠道：

首先，中央環(huán)保督察向地方政府傳遞環(huán)保壓力，以促進地方企業(yè)節(jié)能減排。中國環(huán)境治理的癥結在

于地方官員環(huán)境治理動機的缺失，能夠有效激發(fā)官員環(huán)保意愿的環(huán)境規(guī)制將利于提升企業(yè)環(huán)境治理效

能[18]

。通過“一插到底”的下沉督察、“高配”督察組設置以及“信訪、問責”的工作方式，中央環(huán)保督察組

向地方政府傳遞了前所未有的環(huán)保壓力，調(diào)動其環(huán)境治理積極性。在此情境下，地方通過實行財政政

策、行政監(jiān)督和產(chǎn)業(yè)政策引導等途徑對企業(yè)污染問題進行監(jiān)督和治理。具體地，如增加環(huán)保補貼、減免

稅費以降低企業(yè)污染治理成本，促進企業(yè)的綠色投資和生產(chǎn)過程中節(jié)能減排技術創(chuàng)新；環(huán)境執(zhí)法和監(jiān)督

過程中，通過關停和處罰等強制手段直接控制企業(yè)的污染物排放量。

其次，中央環(huán)保督察能夠鼓勵公眾參與環(huán)境治理和監(jiān)督，以此提升地方企業(yè)環(huán)境績效。公眾參與能

夠有效緩解“中央—地方”“地方—企業(yè)”間的信息不對稱，協(xié)調(diào)不同利益集團的矛盾沖突，克服地方政府

單邊決策的弊端，監(jiān)督企業(yè)的環(huán)境行為[9]

。中央環(huán)保督察組積極利用電話、微信等平臺接受群眾的舉報，

并通過建立環(huán)境信訪等機制降低公眾環(huán)境監(jiān)管和舉報成本，調(diào)動公眾的參與熱情。公眾既可以通過新

聞媒體、網(wǎng)絡等渠道引導社會輿論，將環(huán)境污染的負外部性轉嫁給排污企業(yè)，亦可通過向環(huán)境監(jiān)管部門

舉報，由政府部門警告、處罰甚至關停排污企業(yè)，迫使企業(yè)進行節(jié)能減排與綠色升級。

再者，中央環(huán)保督察通過提升民眾環(huán)保意識改善企業(yè)環(huán)境績效。中央環(huán)保督察組入駐地方期間通

過省市級官方微博等媒體平臺進行環(huán)保宣傳和同步的環(huán)保督察工作披露，可能會提高公眾的環(huán)保意識。

公眾環(huán)保意識提升使其傾向于選擇低能耗、低污染的產(chǎn)品，創(chuàng)造更多綠色消費需求，為企業(yè)綠色升級提

供動力。公眾環(huán)保意識提高還體現(xiàn)在環(huán)保參與，通過社會輿論和施壓于政府將環(huán)保壓力傳遞至企業(yè)，倒

表1　中央環(huán)保督察實施狀況

督察批次

試點

第一批次

第二批次

第三批次

第四批次

進駐時間

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

覆蓋區(qū)域

河北

內(nèi)蒙古、黑龍江、江蘇、江西、河南、

廣西、云南、寧夏

北京、上海、湖北、廣東、重慶、陜西、

甘肅、

山西、安徽、天津、湖南、福建、遼寧、

貴州

吉林、浙江、山東、海南、四川、西藏、

青海、新疆

約談

（人次）

65

2241

4149

6657

4835

問責

（人次）

366

3788

3121

4660

6461

群眾舉報

（件）

2856

15761

15631

31457

40706

處罰企業(yè)

（家）

200

8160

12184

24299

37088

167

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

逼企業(yè)進行節(jié)能減排。

據(jù)此，本文提出如下研究假說：

假說一：中央環(huán)保督察通過增強地區(qū)環(huán)保壓力提升地區(qū)企業(yè)環(huán)境績效。

假說二：中央環(huán)保督察通過促進公眾環(huán)保參與和監(jiān)督提升地區(qū)企業(yè)環(huán)境績效。

假說三：中央環(huán)保督察通過提升公眾環(huán)保意識提升地區(qū)企業(yè)環(huán)境績效。

三、研究設計

（一）研究方法與模型選擇

對微觀企業(yè)而言，中央環(huán)保督察是具有較強隨機性的外生突發(fā)事件，且個體企業(yè)行為并不會對中央

環(huán)保督察的實施與否產(chǎn)生逆向影響，故本文以中央環(huán)保督察組首次入駐時間作為節(jié)點，采用多期倍差法

評估中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效的影響。構建基準回歸模型如下：

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

其中，下標i表示上市企業(yè)，s表示企業(yè)i所在省市，t表示年份。EPi,s,t為t時期企業(yè)i的環(huán)境績效；核心解釋

變量CEPIi,s,t衡量企業(yè)所在省市是否接受中央環(huán)保督察，當且僅當環(huán)保督察組在t時期進駐企業(yè)i所在省

市s進行督查且企業(yè)i為處理組時，CEPIi,s,t取值為1，否則為0。考慮到中央環(huán)保督察意在構建長期“黨政

同責”“一崗雙責”的機制以及建立公眾環(huán)保監(jiān)督參與制度，督察過后仍保留處理組CEPIi,s,t值為1以探討

其長期效果。同時，為避免遺漏重要變量，本文加入省市和企業(yè)兩個層面的控制變量 Xi,s,t

。此外還控制

了個體固定效應δi和時間固定效應ηt

。μi,s,t表示隨機擾動項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文借鑒胡曲應[4]

等的做法，采用單位排污費的營業(yè)收入作為企業(yè)環(huán)境績效（EP）的代理變量。其

合理性如下：首先，排污費是企業(yè)依照《排污費征收使用管理條例》對其自身廢物排放等環(huán)境污染行為作

出的強制性補償，具有客觀性；其次，排污費的征收涉及企業(yè)所排放的污水、廢氣和廢棄物等污染物，對

于反映企業(yè)污染物的排放狀況具有全面性。

2.解釋變量

解釋變量中央環(huán)保督察（CEPI）為時間和空間虛擬變量的交乘項。有如下兩個方面需要說明：（1）考

慮到中央環(huán)保督察作用最終主體的企業(yè)存在異質(zhì)性，本文參考諶仁俊等[15]

的做法，將企業(yè)區(qū)分為重污染

企業(yè)和非重污染企業(yè)（重污染企業(yè)與非重污染企業(yè)劃分主要依據(jù)國家生態(tài)環(huán)境部2010年發(fā)布的《上市公

司環(huán)境信息披露指南》以及證監(jiān)會2012年制定的新行業(yè)分類標準），并將非重污染企業(yè)設置為對照組，重

污染企業(yè)設置為處理組，構建空間虛擬變量，取值分別為 0和 1。（2）考慮到中央環(huán)保督察意在構建長期

“黨政同責”“一崗雙責”的機制以及建立公眾環(huán)保監(jiān)督參與制度，本文設置為時間虛擬變量，企業(yè)所在省

份被督察及其之后年份時間虛擬變量取值1，否則為0。

3.控制變量

本文選取與企業(yè)環(huán)境績效相關的微觀和宏觀兩個層面控制變量。微觀企業(yè)層面包括：資本規(guī)模

（SIZE）、成長性（GRO）、盈利能力（ROE）、代理成本（ACT）、資本密集度（CPD）、董事會獨立性（IBD）、資產(chǎn)

負債率（ALR）、企業(yè)年齡（AGE）；宏觀層面包括：經(jīng)濟發(fā)展水平（EDL）、產(chǎn)業(yè)結構（ISD）。本文主要變量名

稱及其定義見下頁表2。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2019年滬深A股披露了排污費信息的上市公司作為研究樣本，剔除了屬于金融業(yè)、

被標記為ST或PT、某些指標缺失或資產(chǎn)負債率大于1的企業(yè)，最終獲得225家樣本企業(yè)，其中屬于處理

組的有167家，屬于對照組的有58家，共計獲得1502個企業(yè)年度觀測值。本文數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)

庫、《中國環(huán)境年鑒》以及部分省級《統(tǒng)計年鑒》。

168

余升國等：中央環(huán)保督察的微觀治理效果評估

實證分析所使用主要變量的名稱、定義和描述性統(tǒng)計分析見表2。

四、實證分析

（一）基準回歸結果分析

中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效影響的基準回歸結果如表3所示。第（1）列為未加入控制變量的估計

結果；第（2）列為加入控制變量的回歸結果；第（3）列為加入控制變量基礎上，控制企業(yè)的個體效應和時

間效應。結果顯示，無論加入控制變量，或者控制個體和時間效應與否，中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系

數(shù)皆顯著為正，表明中央環(huán)保督察能夠顯著提升企業(yè)環(huán)境績效。在加入控制變量、個體和時間固定效應

之后更接近現(xiàn)實狀況的第（3）列表示，中央環(huán)保督察的實施能夠使企業(yè)環(huán)境績效提升31.9%。

表2　描述性統(tǒng)計

變量

企業(yè)環(huán)境績效

資產(chǎn)規(guī)模

董事會獨立性

資本密集度

經(jīng)濟發(fā)展水平

產(chǎn)業(yè)結構

盈利能力

成長性

代理成本

資產(chǎn)負債率

企業(yè)年齡

變量符號

EP

SIZE

IBD

CPD

EDL

ISD

ROE

GRO

ACT

ALR

AGE

變量定義

營業(yè)收入/排污費+1，取對數(shù)

期末資產(chǎn)總額+1，取對數(shù)

獨立董事人數(shù)/董事會總人數(shù)

固定資產(chǎn)凈額/期末資產(chǎn)總額

地區(qū)人均生產(chǎn)總值，取對數(shù)

地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值/總產(chǎn)業(yè)增加值

凈資產(chǎn)收益率

營業(yè)收入增長率

管理費用/營業(yè)收入

總負債/總資產(chǎn)

企業(yè)年齡+1，取對數(shù)

均值

7.367

22.638

0.372

0.331

10.918

45.129

0.056

0.230

0.076

0.482

2.842

標準差

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　基準回歸與平行趨勢檢驗

變量

CEPI

pre_3

pre_2

pre_1

Constant

控制變量

個體固定效應

時間固定效應

N

R2

企業(yè)環(huán)境績效

（1）

0.723***

（11.278）

7.217***

（71.795）

否

否

否

225

0.100

（2）

0.495***

（5.873）

10.540***

（4.509）

是

否

否

225

0.137

（3）

0.319**

（2.417）

20.596**

（2.457）

是

是

是

225

0.208

（4）

0.022

（0.225）

-0.114

（-1.046）

-0.090

（-0.937）

22.814***

（2.738）

是

是

是

225

0.205

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平下顯著；括號內(nèi)為聚類到企業(yè)層面的t值（下同）。

169

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

（二）平行趨勢檢驗與動態(tài)效應分析

多期倍差法運用的前提是對照組與處理組滿足平行變化趨勢假設。為檢驗中央環(huán)保督察組進駐前

處理組與對照組的環(huán)境績效是否滿足平行趨勢假設，本文將中央環(huán)保督察實施前年份虛擬變量與上文

空間虛擬變量的交乘項納入基準模型進行回歸，結果如表3第（4）列所示。可以發(fā)現(xiàn)，交乘項的回歸系數(shù)

在10%水平下不顯著，說明中央環(huán)保督察實施前處理組與對照組不存在系統(tǒng)差異，滿足平行趨勢假設。

在中央環(huán)保督察的動態(tài)效應方面，本文以政策前一年為基期，將中央環(huán)保督察實施前后時間虛擬變量與

上文空間虛擬變量的交乘項納入并基準模型進行回歸。圖1呈現(xiàn)了95%置信區(qū)間水平下中央環(huán)保督察

動態(tài)效應檢驗結果。可以看出，中央環(huán)保督察組入駐當年政策效果不顯著，之后兩年內(nèi)當?shù)仄髽I(yè)環(huán)境績

效顯著提升，但在第三年改善效果不顯著，這表明中央環(huán)保督察政策并未產(chǎn)生持續(xù)的環(huán)境績效提高

效果。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

（1）安慰劑檢驗一：隨機分配處理組。為緩解中央環(huán)保督察政策效果受潛在非觀測遺漏變量的干

擾，本文通過自助抽樣的方法隨機生成處理組與對照組，帶入基準模型進行回歸。為提升該檢驗的有效

性，本文將上述過程重復 1000次，并繪制了回歸系數(shù)估計圖（見圖 2）。可以發(fā)現(xiàn)，隨機分配處理組的估

計系數(shù)集中分布于0附近，絕大部分估計系數(shù)在10%的置信水平下不顯著，基準回歸結果與隨機抽樣檢

驗結果存在顯著差異。上述表明，中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效的提升效應沒有受到潛在非觀測遺漏

變量的影響。

（2）安慰劑檢驗二：政策提前。中國對環(huán)境問題的重視程度日益提升，2015年通過的《環(huán)境保護督察

方案（試行）》明確提出要建立全國性的環(huán)境保護督察工作制度。為進一步排除2016年及其之前相關環(huán)

境政策的干擾以及檢驗企業(yè)對中央環(huán)保督察是否存在預期心理作用，本文將政策實施提前兩年生成新

的偽實驗期變量（AWJ）放入基準模型進行回歸?；貧w結果如表 4第（1）列，AWJ的估計系數(shù)在 10%置信

水平下不顯著，這表明中央環(huán)保督察對企業(yè)的環(huán)境績效提升效果不受督察前相關政策的干擾，且企業(yè)對

于中央環(huán)保督察的實施并未產(chǎn)生相應預期。可能的原因是企業(yè)的逐利和短視。一般來說，如果企業(yè)應

對一項環(huán)境政策的預期成本超過了預期收益，企業(yè)將會對該政策反應較慢甚至抵觸。

圖1 動態(tài)效應分析

回歸系數(shù)

1.5

1

0.5

0

政策實施相對時間

170

余升國等：中央環(huán)保督察的微觀治理效果評估

2.傾向匹配得分雙重差分法

盡管雙重差分模型能夠測度出中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效的凈政策效應，但仍可能存在樣本選

擇偏誤，造成估計結果的偏差。本文采用 PSM-DID 法進一步分析中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效的影

響。具體地，本文選擇企業(yè)的資本規(guī)模（SIZE）、成長性（GRO）、盈利能力（ROE）、代理成本（ACT）、資本密

集度（CPD）、董事會獨立性（IBD）、資產(chǎn)負債率（ALR）、企業(yè)年齡（AGE）作為協(xié)變量，根據(jù)logit模型估計每

個樣本被選為處理組的概率，然后采用以0.05為半徑的半徑匹配法為處理組匹配特征相似的對照組。

圖2 基于隨機抽樣的安慰劑檢驗

表4　穩(wěn)健性檢驗

變量

AWJ

CEPI

HBF

FGS

RIE

Constant

控制變量

個體固定效應

時間固定效應

N

R2

企業(yè)環(huán)境績效

政策提前

（1）

0.155

（1.046）

22.218***

（2.697）

是

是

是

225

0.205

PSM-DID

（2）

0.369**

（2.373）

19.097*

（1.775）

是

是

是

216

0.244

新環(huán)保法

（3）

0.319**

（2.417）

1.770**

（2.143）

20.596**

（2.457）

是

是

是

225

0.208

費改稅

（4）

0.303**

（2.252）

-0.375

（-1.553）

22.775***

（2.684）

是

是

是

225

0.213

遺漏變量

（5）

0.364***

（2.820）

0.468***

（2.772）

20.454**

（2.440）

是

是

是

224

0.224

工具變量

（6）

0.407***

（2.622）

10.382***

（5.237）

是

是

是

225

0.158

系數(shù)估計值

P值

P

值

2

1.5

0.5

1

0

-1 -0.5 0 0.5 1

系數(shù)估計值

171

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

傾向得分匹配的平衡性檢驗結果顯示匹配后特征變量標準偏差率的絕對值都小于10%，且匹配后t

檢驗的p值均大于0.1，即各特征變量通過傾向得分匹配之后，在處理組與對照組之間不存在顯著差異，

匹配效果良好。將匹配成功的樣本帶入基準模型進行回歸，回歸結果如表4第（2）列所示，中央環(huán)保督察

（CEPI）的估計系數(shù)為正，且在10%的置信水平下顯著，這表明中央環(huán)保督察在排除可能的樣本選擇偏誤

干擾之后仍對企業(yè)的環(huán)境績效有顯著提升效果。

3.排除政策干擾

（1）控制新《環(huán)境保護法》的影響。新環(huán)境保護法提出的諸如國家建立完善環(huán)境監(jiān)測制度、完善跨行

政區(qū)污染防治制度和控制污染物排放量等環(huán)保措施皆會對企業(yè)的環(huán)境績效產(chǎn)生影響。本文設置虛擬變

量 HBF，新環(huán)保法開始實施（即 2015年）及其之后年份的取值為 1，否則為 0。將該變量加入基準模型進

行回歸，結果如表 4第（3）列，解釋變量（CEPI）的估計系數(shù)在 5%的水平下顯著為正，這表明中央環(huán)保督

察能夠顯著提高企業(yè)的環(huán)境績效。

（2）控制“費改稅”的影響。2018年開始實施的《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》將以往生態(tài)環(huán)境部

收取的環(huán)保費改為由稅務部門征收的環(huán)保稅，要求企業(yè)依據(jù)其排放的污染物種類和數(shù)量繳納相應稅額。

“費改稅”增加了企業(yè)的環(huán)保壓力，可能倒逼企業(yè)進行綠色創(chuàng)新，以規(guī)避繁重的稅費，即影響本文環(huán)境績

效的代理變量排污費。本文設置環(huán)保稅負提標地區(qū)企業(yè)和環(huán)保稅實施時間的交乘項為 FGS，將其加入

基準模型進行回歸。結果如表 4第（4）列，在控制“費改稅”的影響后，中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系數(shù)

在5%的水平下顯著為正，這表明中央環(huán)保督察能夠顯著提高企業(yè)的環(huán)境績效。

4.加入遺漏變量

中央環(huán)保督察作為以“黨政同責”為主要特征的環(huán)境保護管理制度，主要通過對地方政府傳導環(huán)保

壓力，加強和督促地方環(huán)境監(jiān)管和執(zhí)法以促進當?shù)丨h(huán)境治理，進而影響企業(yè)的環(huán)境治理行為。作為一種

環(huán)境保護領域權力制約的方式，中央環(huán)保督察與地方政府不可避免地造成一定程度的拮抗關系，導致管

理資源的浪費，甚至其一些措施會與地方環(huán)境政策沖突，且當?shù)氐沫h(huán)境規(guī)制也會對企業(yè)環(huán)境行為產(chǎn)生影

響，繼而影響中央環(huán)保督察的政策效果。本文將由環(huán)境投入等綜合測度的環(huán)境規(guī)制強度加入基準模型

進行回歸。結果如表4第（5）列，在控制地方環(huán)境規(guī)制的情況下，中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系數(shù)為正，

且在1%的置信水平下顯著，這表明中央環(huán)保督察能夠顯著提高企業(yè)的環(huán)境績效。

5.工具變量

本文利用多期雙重差分法研究中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境績效的凈政策效應，但仍然可能會存在

樣本自選擇偏誤、遺漏變量和逆向因果等內(nèi)生性問題。為此，本文采用 2013—2015年各省剔除環(huán)保相

關部門的貪腐官員總數(shù)以及各省距離北京的距離作為工具變量緩解上述內(nèi)生性問題。工具變量應滿

足相關性和外生性假設。理論上：（1）相關性。孫剛等[19]

研究發(fā)現(xiàn)，貪腐源于政府特權，會造成社會資

源的損耗以及資源錯配。官員貪污腐敗體現(xiàn)了地方政府的行政壟斷狀況，而以“黨政同責”“一崗雙

責”為主要原則的中央環(huán)保督察入駐選擇必定受地方政府行為影響，具有一定的相關性?？紤]到中國

政策的政治性，中央環(huán)保督察的實施與各省市距首都北京的距離也存在一定的相關性。（2）外生性。

貪腐問題作為歷史和政治因素對企業(yè)清潔生產(chǎn)情況并無影響，而各省距離北京的距離作為地理因素

與企業(yè)清潔生產(chǎn)行為也無直接關聯(lián)?？紤]到政治歷史因素和地理因素固定不變，缺乏時間變化趨勢，

本文分別將各省貪污人數(shù)、距離北京距離與政策實施年份的虛擬變量相乘作為中央環(huán)保督察的工具

變量。

實證中：DW 檢驗中 p 值均小于 10%，表明解釋變量存在內(nèi)生性；第一階段檢驗中 F 值大于經(jīng)驗值

10，說明工具變量滿足外生性假設；過度識別檢驗中p值大于10%，工具變量滿足外生性要求。工具變量

穩(wěn)健性檢驗的結果如表 4第（6）列，中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系數(shù)為正，且在 1%的置信水平下顯著，

即通過工具變量法緩解內(nèi)生性問題之后，本文主要結論依舊穩(wěn)健。

172

余升國等：中央環(huán)保督察的微觀治理效果評估

五、進一步分析

（一）異質(zhì)性分析

1.基于內(nèi)部約束視角

（1）企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)。本文將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行分析。表5第（1）和（2）列分別匯

報了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的回歸結果。結果顯示，國有企業(yè)組的估計系數(shù)在1%水平下顯著為正，非

國有企業(yè)組系數(shù)不顯著。這表明中央環(huán)保督察能夠顯著提升國有企業(yè)的環(huán)境績效，而對非國有企業(yè)作

用效果不顯著。

（2）企業(yè)污染類型。本文將樣本劃分為大氣污染密集型和水污染密集型行業(yè)進行異質(zhì)性回歸。表5

第（3）和（4）列分別匯報了大氣污染和水污染組的回歸結果。結果顯示，大氣污染組回歸系數(shù)不顯著，水

污染組系數(shù)在10%水平下顯著，即中央環(huán)保督察能夠顯著提升水污染密集型企業(yè)的環(huán)境績效，但對大氣

污染密集型企業(yè)作用不顯著。

2.基于外部壓力視角

（1）地區(qū)環(huán)境規(guī)制。本文將樣本劃分為強環(huán)境規(guī)制組和弱環(huán)境規(guī)制組并進行分析。表5第（5）和（6）

列分別匯報了強環(huán)境規(guī)制組和弱環(huán)境規(guī)制組的回歸結果。結果顯示，弱環(huán)境規(guī)制組的回歸系數(shù)正向顯

著，而強環(huán)境規(guī)制組的回歸系數(shù)為正但不顯著。這意味著，中央環(huán)保督察提升弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)企業(yè)環(huán)境

績效，但對強環(huán)境規(guī)制地區(qū)作用效果不顯著。

（2）行業(yè)競爭壓力。本文依據(jù)企業(yè)所在行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)（HHI）進行分組回歸。表5第（7）和（8）

列分別匯報了弱行業(yè)競爭組和強行業(yè)競爭組的回歸結果。結果表明，中央環(huán)保督察對強競爭行業(yè)企業(yè)

的環(huán)境績效提升效果顯著，但對弱競爭行業(yè)企業(yè)影響不顯著。

（二）機制分析

以上實證表明，中央環(huán)保督察能夠提升企業(yè)環(huán)境績效，那么該政策效果如何實現(xiàn)？基于企業(yè)環(huán)境行

為影響因素以及中央環(huán)保督察實施策略，本文進一步從地方政府環(huán)保壓力、社會公眾監(jiān)督和公眾環(huán)保意

識方面探討中央環(huán)保督察提升企業(yè)環(huán)境績效的作用機制。為此，構建如下實證模型進行檢驗：

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

其中，Yi,s,t為被解釋變量，在實證分析中分別取i企業(yè)所處地區(qū)s在t時期的地區(qū)環(huán)保壓力（RGPSi,s,

）、t 社會

公眾監(jiān)督水平（REPi,s,

）t 和公眾環(huán)保意識（REAi,s,

）。t CEPIi,s,t 表示 i 企業(yè)所處地區(qū) s 在 t 時期的環(huán)保督察情

況，Xi,s,t為地區(qū)層面控制變量。δi為個體固定效應，ηt為時間固定效應，μi,s,t為隨機擾動項。其中，地區(qū)環(huán)

表5　異質(zhì)性分析

變量

CEPI

Constant

控制變量

個體固定效應

時間固定效應

N

R2

產(chǎn)權屬性

國有

（1）

0.519***

（2.712）

22.778*

（1.856）

是

是

是

127

0.266

非國有

（2）

-0.017

（-0.078）

15.928

（1.253）

是

是

是

98

0.174

污染類型

大氣

（3）

-0.175

（-0.883）

12.061

（1.057）

是

是

是

98

0.282

水

（4）

0.364*

（1.831）

32.481***

（3.246）

是

是

是

116

0.207

環(huán)境規(guī)制強度

強規(guī)制

（5）

0.100

（0.485）

21.105

（1.513）

是

是

是

107

0.163

弱規(guī)制

（6）

0.758***

（3.701）

37.400***

（3.042）

是

是

是

118

0.367

行業(yè)競爭強度

弱競爭

（7）

0.011

（0.074）

30.362***

（3.703）

是

是

是

114

0.154

強競爭

（8）

0.575***

（2.682）

10.588

（0.764）

是

是

是

111

0.272

173

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

保壓力由省級年均PM2.5濃度表示，地區(qū)公眾監(jiān)督由社會組織數(shù)目與人口規(guī)模之比表示，公眾環(huán)保意識

由環(huán)境信訪數(shù)目表示。具體實證分析如下：

一是增強地區(qū)環(huán)保壓力。表6第（1）和（2）列匯報了中央環(huán)保督察影響地區(qū)環(huán)境保護壓力（RGPS）的

檢驗結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在基準回歸與帶入工具變量回歸中中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系數(shù)皆在5%水平

下顯著為正，所以中央環(huán)保督察組的入駐能夠顯著增強地方政府面臨的環(huán)保壓力。這說明中央環(huán)保督

察能夠通過向地方傳遞環(huán)保壓力，通過地方的環(huán)境監(jiān)察、財政政策以及產(chǎn)業(yè)環(huán)境政策引導地方企業(yè)提升

環(huán)境績效。二是促進社會公眾參與和監(jiān)督。表6第（3）和（4）列匯報了中央環(huán)保督察對社會公眾參與和

監(jiān)督水平（REP）的檢驗結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系數(shù)在5%水平下顯著為正，且?guī)?/p>

入工具變量的估計系數(shù)亦在1%水平下顯著，故中央環(huán)保督察組的入駐能夠顯著促進地區(qū)社會公眾的環(huán)

保參與和監(jiān)督。這說明中央環(huán)保督察的實施能夠促進地區(qū)公眾的環(huán)保參與度，通過社會輿論引導和施

壓地方政府等方式來緩解地方企業(yè)的環(huán)境污染問題。三是提高公眾環(huán)保意識。表6第（5）和（6）列匯報

了中央環(huán)保督察對公眾環(huán)保意識（REA）影響的檢驗結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，中央環(huán)保督察（CEPI）的估計系數(shù)

并不顯著，所以中央環(huán)保督察的實施并不能有效提高地區(qū)公眾的環(huán)保意識。以往研究證明，環(huán)保意識的

提升更多地受到教育水平以及收入等的影響，而為期一個月的中央環(huán)保督察入駐對督察地區(qū)公眾的環(huán)

保意識影響微弱。

六、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

為扭轉常規(guī)監(jiān)管體制下地方環(huán)境治理失靈的困境，中央主導式環(huán)境治理應運而生。為探究中央主

導式治理中的中央環(huán)保督察對企業(yè)環(huán)境行為是否具有約束力以及長效作用，通過何種方式實現(xiàn)政策效

果，又表現(xiàn)出何種異質(zhì)性，本文運用多期雙重差分法，利用2011—2019年深滬A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)進行

實證。結果表明：（1）中央環(huán)保督察能夠顯著提升企業(yè)的環(huán)境績效，且該結論在安慰劑檢驗、排除政策干

擾、加入遺漏變量、采用工具變量法和傾向匹配得分法后依然穩(wěn)??；（2）中央環(huán)保督察能夠在短期內(nèi)顯著

提升企業(yè)環(huán)境績效；（3）中央環(huán)保督察通過增強地方政府的環(huán)保壓力以及促進社會公眾的環(huán)境監(jiān)督來提

升企業(yè)的環(huán)境績效；（4）在內(nèi)部約束方面，中央環(huán)保督察對國有企業(yè)和水污染企業(yè)的環(huán)境績效提升效果

顯著；在外部壓力方面，中央環(huán)保督察對弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)企業(yè)和強行業(yè)競爭企業(yè)的環(huán)境績效提高效果

顯著。

（二）政策啟示

本文的研究結論對于中國環(huán)境、政務等領域的中央主導式治理提供了重要政策啟示：

表6　機制分析

變量

CEPI

Constant

控制變量

個體固定效應

時間固定效應

N

R2

地區(qū)環(huán)保壓力

（1）

0.230**

（2.339）

-2.931

（-0.155）

是

是

是

220

0.706

（2）

0.367**

（2.463）

-8.510

（-0.405）

是

是

是

166

0.721

公眾環(huán)境監(jiān)督

（3）

0.053**

（2.276）

12.072***

（3.204）

是

是

是

220

0.325

（4）

0.092***

（3.128）

14.036***

（3.946）

是

是

是

166

0.345

公眾環(huán)保意識

（5）

-0.072

（-1.111）

-25.448***

（-2.813）

是

是

是

217

0.456

（6）

0.055

（0.780）

-16.341

（-1.525）

是

是

是

164

0.428

174

余升國等：中央環(huán)保督察的微觀治理效果評估

第一，深化中央環(huán)保督察制度改革，健全長效治理機制。地方政府及環(huán)保部門應深入剖析督察組反

饋的環(huán)保問題，完善“回頭看”舉措以強化中央環(huán)保督察的治理效果。中央應完善環(huán)境監(jiān)管與舉報體系，

降低公眾環(huán)境舉報成本。同時，中央政府應持續(xù)強化地方黨委和政府的環(huán)保職責，落實問責、追責機制，

調(diào)動地方政府監(jiān)管積極性，提高基層責任主體環(huán)保意識，如將中央環(huán)保督察和“回頭看”結果納入官員績

效以及晉升考核范圍，建立干部的環(huán)保追責制度。此外，中央應重點關注和限制“一刀切”“先停再說”以

及“以停代治”等行為，推動督察法治建設，保障中央環(huán)保督察長效治理效能。

第二，充分發(fā)揮社會公眾在環(huán)境治理領域的監(jiān)督優(yōu)勢。通過新聞、影視和短視頻等渠道宣傳環(huán)境保

護，提升公眾的環(huán)保意識，并鼓勵其參與環(huán)境保護的行動。中央和地方政府應完善環(huán)境保護方面的法律

制度，建立污染舉報和反饋機制，最大程度上保障社會公眾的環(huán)境訴求。地方政府應加強環(huán)境信息公布

渠道，建立健全環(huán)境信息公開制度，提高社會公眾的環(huán)保監(jiān)督、參與熱情。面對地方環(huán)境污染問題，公眾

也應積極維護自身合法權益。

第三，綜合考量地方以及企業(yè)的差異性，有的放矢地制定政策和實施督查。中央與地方政府應針對

企業(yè)內(nèi)部約束與外部壓力的差異進行“量體裁衣”，確保中央環(huán)保督察充分發(fā)揮其政策效果。例如，保障

市場競爭主導作用的同時完善環(huán)境監(jiān)管制度，改變非國有企業(yè)的環(huán)?！岸栊浴保贿M一步強化對壟斷競爭企

業(yè)以及大氣污染企業(yè)的督察與懲罰力度；依據(jù)地區(qū)環(huán)境問題與經(jīng)濟發(fā)展確定環(huán)保督察時間以及督察資

源的投入，改變當前環(huán)保督察全面督察、固定期限督察的現(xiàn)狀，建立因地制宜、因題制宜的“精準”型環(huán)保

督察制度體系。

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2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

23-42+193-194.

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［責任編輯：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

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大學學報（人文社會科學版）

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

政府主導型產(chǎn)業(yè)轉移與城市資源錯配

——基于國家級承接產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的實證研究

張 暉，吳偉豪，樊 燕

（海南大學 國際商學院，海南 ?？?570228）

［摘 要］利用政策工具驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉移是我國優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈布局、促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要手段，但目

前國家級承接產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置的政策效應并不明確。文章基于HK模型，測算了2007—2016

年中西部160個地級以上城市的資源錯配程度，并利用雙重差分法，評估了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置的

政策效應。研究發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)顯著加劇了產(chǎn)業(yè)承接地城市的資源錯配程度，并且經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗后

該結論依然成立。但在不同的區(qū)域、是否明確承接目標和不同市場化程度的城市，其政策效果存在著明顯差

異。從機制上看，政府競爭壓力強化了示范區(qū)對產(chǎn)業(yè)承接地城市資源錯配的加劇作用；政府能力有助于減弱

產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對產(chǎn)業(yè)承接地城市資源錯配的加劇作用。本文的研究對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)轉移政策，從而提高中西部

城市資源配置效率，推動中西部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

［關鍵詞］承接產(chǎn)業(yè)轉移；資源配置；雙重差分法；地區(qū)異質(zhì)性

［中圖分類號］F062.9 ［文獻標志碼］A ［文章編號］1004-1710（2023）06-0177-11

［DOI］10.15886/j.cnki.hnus.202211.0040

一、引 言

黨的二十大報告指出，“推動西部大開發(fā)形成新格局，推動東北全面振興取得新突破，促進中部地區(qū)

加快崛起，鼓勵東部地區(qū)加快推進現(xiàn)代化”。支持中西部地區(qū)承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移是我國推動產(chǎn)業(yè)結

構升級、重塑區(qū)域經(jīng)濟地理格局的重大戰(zhàn)略舉措。在產(chǎn)業(yè)轉移的過程中，政府會采取多種措施，直接或

間接地引導，以配合產(chǎn)業(yè)轉移的實施[1]

。為了助力中西部承接東部沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，打造區(qū)域增長

極，國家先后批復設立了10個國家級承接產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)（下文簡稱為“產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)”）。產(chǎn)業(yè)轉移

示范區(qū)作為國家層面的產(chǎn)業(yè)政策，在享受一定國家政策傾斜的同時，各地方也出臺相應的優(yōu)惠政策進行

配套，以吸引產(chǎn)業(yè)和要素資源由東部向中西部轉移。由政府主導的產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)在一定程度上能推

動后發(fā)地區(qū)的經(jīng)濟起飛。然而，“有形之手”在一定程度上可以主導產(chǎn)業(yè)或資源要素的轉移，但無法有效

地解決二者之間的耦合[2]

。當東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)大量涌入中西部地區(qū)時，中西部地區(qū)的資源要素配置狀況

可能無法與之進行匹配，這會對中西部的產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)帶來巨大的挑戰(zhàn)。于是，探究產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)

的設立對城市資源配置的影響，成為一個值得關注的問題。

從現(xiàn)有的文獻來看，已有學者關注到了中國經(jīng)濟發(fā)展過程中存在著資源錯配的現(xiàn)象，并就資源錯配

程度的成因、度量以及對經(jīng)濟發(fā)展帶來的影響進行了較為深入的研究與探討[3-6]

。關于造成資源錯配的

原因，一些學者認為，產(chǎn)品市場補貼[7-8]

、增值稅稅率的差異[9]

、金融摩擦的存在[10]

、區(qū)域劃分導致的市場分

割[11]

、戶籍制度的限制[12]

、行政壟斷下的所有制歧視[13-14]

和城市等級[15]

等因素，會造成資源錯配。以上文

獻對中國資源錯配影響的研究主要集中在市場機制與政府兩個方面，而與本文直接相關的一支文獻是

產(chǎn)業(yè)轉移對資源錯配的影響。謝呈陽等[2]

基于江蘇省傳統(tǒng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉移會造成地

［收稿日期］2022-11-03

［基金項目］國家社會科學基金重大項目（19ZDA110）；國家自然科學基金地區(qū)項目（718630056）

［作者簡介］張暉（1980-），男，湖北武漢人，海南大學國際商學院副教授，博士，主要從事政治經(jīng)濟學和區(qū)域經(jīng)濟學研究。

經(jīng)濟學

177

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

區(qū)的資源錯配。David等[16]

認為，地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉型與產(chǎn)業(yè)轉移受制于原有成本與技術結構以及地區(qū)轉移

壁壘等因素，會導致地區(qū)產(chǎn)業(yè)資源錯配。張龍鵬和湯志偉[17]

研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策拉大了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的

生產(chǎn)率離散程度，導致了資源錯配。錢學鋒等[18]

通過模型分析，發(fā)現(xiàn)上游國有企業(yè)為多寡頭，而下游民

營企業(yè)為壟斷競爭的“垂直結構”模式，這使得下游民營企業(yè)存在進入不足的傾向，從而導致了資源錯

配。綜上所述，本文認為產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)作為國家實施產(chǎn)業(yè)轉移的重要政策，可能會對城市的資源配置

產(chǎn)生重要影響。

關于產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的研究，目前學術界對產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的經(jīng)濟效應的研究主要聚焦于地區(qū)收

入差距[19]

、能源環(huán)境[20-21]

、城市全要素生產(chǎn)率[22]

、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整[23]

、土地資源配置[24]

等方面。既有研究發(fā)

現(xiàn)，設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對工業(yè)用地要素市場化配置具有顯著的抑制作用[24]

。也有文獻發(fā)現(xiàn)，中西部地

區(qū)建立國家級承接產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)并沒有提高地區(qū)的全要素生產(chǎn)率，甚至出現(xiàn)了顯著下降[22]

。還有文

獻發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)有利于降低能耗，提高全要素能源效率[21]

?？梢?，目前關于承接產(chǎn)業(yè)轉移示范

區(qū)的評估結果既有正效應也有負效應，但土地配置效率和能源效率未能全面地反映產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對

資源配置的影響。通過對現(xiàn)有文獻進行梳理，本文發(fā)現(xiàn)以往文獻缺乏設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源

配置的政策效應研究。因此，本文評估建立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置的政策效應，有助于推進示

范區(qū)的進一步優(yōu)化發(fā)展，也有利于促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

本文的創(chuàng)新之處有以下幾個方面：第一，已有的相關研究分析了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對土地、能源、生產(chǎn)

率等要素的影響，但缺乏對資源配置的影響效應分析。本文研究有利于豐富和拓展產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對

要素資源的影響研究。第二，已有的文獻大多利用企業(yè)層面和省級層面的數(shù)據(jù)計算資源錯配程度，利用

城市層面的數(shù)據(jù)測算資源錯配程度的文獻相對不足。本文研究有利于豐富城市層面資源配置效率的文

獻。第三，由于缺乏合適的工具變量，現(xiàn)有研究在使用雙重差分法評估產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)政策效應時，對

內(nèi)生性問題的解決顯得不足，也沒有考慮多期DID的估計偏誤問題。本文使用異方差工具變量和Bacon

分解對這些問題進行了完善，有利于提高產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)政策效應的穩(wěn)健性和可信度。第四，已有的研

究僅將產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)視為產(chǎn)業(yè)轉移的一項外生沖擊，對其政策工具屬性考慮不足。本文從政府行為

角度，分析了政府競爭和政府能力影響下產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置的作用效應差異，有利于在促

進產(chǎn)業(yè)轉移過程中推動有效市場和有為政府更好地結合。

二、理論假說

進入新時期，我國東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展壓力愈加明顯，其傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢日益減退，而中西部

地區(qū)具有資源豐富、成本低等特點，具備承接東部產(chǎn)業(yè)轉移的條件。在這種形勢之下，東部沿海的傳統(tǒng)

產(chǎn)業(yè)紛紛向中西部地區(qū)轉移，并得到我國中央政府和地方政府的積極推動。在中西部地區(qū)財政資源要

素緊張的情況下，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)作為重要的政策工具，既能夠推動東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部轉移，促使

資金、技術和人才等要素的跨區(qū)域流動，也能夠推動中西部地區(qū)招商引資、彌補經(jīng)濟發(fā)展差距。然而，在

“晉升錦標賽”的激勵下[25]

，為了吸引并承接東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，以促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，中西部地區(qū)的

地方政府開展了激烈的競爭，競相改善交通基礎設施，加大對資源要素配置的干預，出臺稅收優(yōu)惠政策，

吸引產(chǎn)業(yè)轉移。這抑制了市場在資源配置中的正常運作，使市場價格未能真實地反映資源要素的實際

價值，增大了城市資源錯配的風險。同時，對于產(chǎn)業(yè)園區(qū)配套設施的建設，短期內(nèi)集中建設和大規(guī)模投

入難以產(chǎn)生立竿見影的效果，當資源要素投入與產(chǎn)出無法形成耦合時，則會對城市的資源配置造成影

響。因此，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立會影響要素市場的競爭性，制約要素市場發(fā)育。而且，大規(guī)模的產(chǎn)業(yè)

配套設施建設，容易造成資源閑置，政府對市場的干預也容易扭曲市場資源要素的配置機制、擾亂資源

要素的市場秩序，從而讓資源要素市場化配置的進程受阻?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僬fH1：

H1：產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)可能加劇了城市的資源錯配程度。

由于東部地區(qū)可轉移產(chǎn)業(yè)資源總量相對有限，并且在地方利益和政府考核機制的驅(qū)動下，中西部地

區(qū)的地方政府為承接產(chǎn)業(yè)轉移而展開激烈的競爭。同時，地方政府可能會依賴于固定資產(chǎn)投資和資源

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張 暉等：政府主導型產(chǎn)業(yè)轉移與城市資源錯配

的利用開發(fā)，在相關優(yōu)惠政策的落實時，更加偏重短期經(jīng)濟增長，從而忽略了資源配置效率和市場環(huán)境

的建設。因此，地方政府競爭壓力可能會強化產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置產(chǎn)生影響。作為政策實

施的主體，地方政府的財政實力是產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)有效實施的有力保障。政府能力強的地方，能夠更好

地改善交通基礎設施，提高產(chǎn)業(yè)承載能力。與此同時，地方政府還能加大對科、教、文、衛(wèi)的建設力度，簡

政放權，努力提高政府服務水平，為承接產(chǎn)業(yè)轉移打造良好的市場環(huán)境。因而，地方政府的能力可能會

弱化產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文提出研究假說H2：

H2：政府競爭壓力可能會強化產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源錯配的加劇作用，而政府能力可能有助于

減弱產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源錯配的加劇作用。

三、變量測算與模型假定

（一）變量測算

1.資源錯配的測算

Hsien和 Klenow[3]

開創(chuàng)性地采用行業(yè)生產(chǎn)率離散程度來衡量行業(yè)資源錯配。本文借鑒其建模思路，

參照鄧楚雄等[26]

的做法，利用城市層面數(shù)據(jù)測算出城市的資源錯配程度。具體的方法如下：

假設城市的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯函數(shù)形式，可以寫成：

Ys，i = As，iL

αLi

s，iK αKi

s，i （1）

其中，Ys,i表示省份s城市i的產(chǎn)出水平，As,i為省份s城市i的全要素生產(chǎn)率，Ls,i和Ks,i分別表示省份s城市i

生產(chǎn)時所使用的勞動和資本的數(shù)量，αLi

和αKi

分別表示城市i關于勞動和資本的彈性系數(shù)，勞動和資本的

彈性系數(shù)之和為1，即規(guī)模報酬不變。

城市i的工業(yè)最大利潤函數(shù)為：

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所面臨的勞動和資本市場的扭曲，ω和r表示城市的單位勞動和資本收益。在

完全沒有市場摩擦和扭曲的城市經(jīng)濟體中，τLs,i

和τKs,i

的絕對值水平越高，資源錯配越嚴重。

當不存在扭曲時，城市最優(yōu)的全要素生產(chǎn)率(TFP*

S )為：

TFP*

s，i = ( As，i )

σ - 1 （3）

而城市的實際生產(chǎn)率為：

TFPs，i = ( As，i

---------- TFPRs

TFPRs，i

)

σ - 1 （4）

根據(jù) Hsien 和 Klenow[3]

的做法，基于式（3）和（4），將資源配置效率定義為 TFPs,i 與 TFP*

s,i 的比值來

衡量。

Af = TFPs，i

TFP*

s，i

（5）

用最優(yōu)的資源配置效率Af * = 1減去實際的資源配置效率（Af）便可得到資源錯配所導致的城市TFP

損失（Mis）。Mis越大，意味著城市面臨的扭曲程度越大，城市的資源要素配置的效率就越低。

2.參數(shù)設定與變量選取

根據(jù)上述分析，要測算城市的資源錯配程度，需要對以下參數(shù)進行設定：勞動和資本的彈性系數(shù)αLi

和αKi

，替代彈性σ，勞動和資本的使用成本r和ω。

關于投入要素的產(chǎn)出彈性，本文參照Brand等[13]

與陳詩一和陳登科[27]

的做法，分別將αLi

和αKi

設定為

0.3和0.7。對于替代彈性σ，本文參考HK模型的設定，本文將σ設定為3。

關于要素的使用成本，參照Hsien 和 Klenow[3]

的做法，設定資本投入價格r為10%，由5%的實際利率

和5%的折舊率構成。對勞動力價格ω的設定，本文參照鄧楚雄等[26]

的做法，采用就業(yè)人員平均工資（萬

元）來表示。

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2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

本文采用城市規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值（萬元）來表示城市的產(chǎn)出變量；用城市在崗職工平均人數(shù)（萬

人）表示城市工業(yè)勞動投入；采用城市固定資本存量來表示城市工業(yè)的資本投入。由于缺乏城市固定資

本存量的數(shù)據(jù)，需要用永續(xù)盤存法進行估算。此外，為消除通脹因素對結果的影響，本文采用工業(yè)品出

廠價格總指數(shù)和居民消費價格指數(shù)對規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值和城市制造業(yè)就業(yè)人員平均工資進行價格平

減。價格指數(shù)來源于《中國價格統(tǒng)計年鑒》，以上各個測算變量均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（二）模型假定

1.模型設定

截至 2016年，全國在中西部地區(qū)的 29個城市設立了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)。因此，本文根據(jù)各城市建立

產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的年份作為產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的沖擊變量，構建雙重差分模型，來檢驗實施該政策對城市

資源配置的政策效應。建立的計量模型如下：

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年的資源錯配程度；TRANSi,t為0-1虛擬變量，某一城市在t年設立或已

經(jīng)設立了示范區(qū)時取值為1，否則為0；controlj,i,t為控制變量，γt為時間固定效應，μi為城市固定效應，εi,t為

隨機擾動項。

借鑒已有文獻，本文設定的控制變量具體如下：（1）地區(qū)發(fā)展水平（lnGdp），采用城市 GDP取對數(shù)來

表示，同時 GDP 利用居民消費價格指數(shù)進行平滑，以消除通脹因素對結果的影響；（2）工業(yè)化發(fā)展程度

（Industry），選用規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重來表示；（3）政府能力（Gov），采用政府一般預算內(nèi)支

出占 GDP的比重來表示；（4）貿(mào)易開放程度（Trade），采取城市進出口貿(mào)易總額占 GDP的比重來表示，進

出口貿(mào)易總額利用當年的平均匯率化為人民幣單位；（5）二氧化硫排放量（Pollute），用單位工業(yè)總產(chǎn)值

的工業(yè)二氧化硫排放量表示；（6）基礎設施建設（Fi），采用城市的公路里程數(shù)與城市的行政區(qū)劃面積的

比值來表示；（7）外商直接投資（Fdi），采用規(guī)模以上外商企業(yè)產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的比重來

衡量；（8）服務業(yè)發(fā)展水平（Service），采用第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重表示；（9）融資環(huán)境（Finance），使用年末

金融機構各項貸款余額加上年末金融機構各項存款余額占 GDP 的比重來表示；（10）市場化程度（Mar?

ket），采用該城市的城鎮(zhèn)私營與個體從業(yè)人員之和與該城市年末總就業(yè)人數(shù)的比值來表示。

2.數(shù)據(jù)來源與說明

本文的樣本期為 2007—2016年，由于計算城市資源錯配的基礎數(shù)據(jù)在 2016年以后沒有進行統(tǒng)計，

基于數(shù)據(jù)的限制，本文的樣本期截至2016年。而產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立主要是在中西部城市，若把東部

地區(qū)加入到樣本中進行回歸，會增加不可觀測因素的干擾，故將東部沿海省份的地級以上城市剔除。與

此同時，排除了地理上距離設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)較遠的省份，包括：黑龍江、遼寧、吉林、新疆、西藏。此

外，本文還剔除直轄市重慶、發(fā)生行政區(qū)劃調(diào)整的巢湖市、非地級市城市的仙桃市、潛江市、天門市以及

數(shù)據(jù)缺失嚴重的城市。最終進入樣本的處理組與控制組的地級以上城市共有160個，其中進入樣本的示

范區(qū)城市有28個，其余城市皆為控制組。各個控制變量數(shù)據(jù)均來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。描述性統(tǒng)

計見表1。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

為了檢驗產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源配置效率的影響，本文對基準回歸模型（6）進行回歸分析，回

歸結果如表2所示。在表2列（1）中，只加入了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的雙重差分項TRANS?；貧w結果顯示，雙

重差分項在 1% 的水平下顯著為正。列（2）-（4）逐步加入控制變量和控制城市與時間固定效應后，

TRANS系數(shù)依然顯著為正。上述的回歸結果表明了，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立顯著地加劇了城市的資源

錯配程度。列（5）是把基準回歸聚類到省份層面情況下的回歸結果，可以看出 TRANS 的顯著性有所降

低，但基本結論依然不變。

180

張 暉等：政府主導型產(chǎn)業(yè)轉移與城市資源錯配

（二）平行趨勢假設

平行趨勢假設成立是雙重差分方法能夠有效地識別因果關系的關鍵前提，本文采用以下估計模型

進一步分析：

Misi，t = α0 + α1∑l = -3

5 TRANSl

i，t +∑j

10

βjcontrolj，i，t + γt + μi + εi，t （7）

式（7）中，以產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)設立當年為基期，TRANSl

i,t為第l年倍差項虛擬變量，即若地級及以上的

城市 i建立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)之前（后）的第 l年取值為 1，否則為 0。式（7）還控制了城市固定效應和時間

效應。其余控制變量與基準模型式（6）保持一致。從圖1可以看出，在設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)之前，處理組

和控制組之間差異不明顯，因此平行趨勢假設成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗 本文利用隨機分配處理組和對照組的方法來進行安慰劑檢驗，以檢驗估計結果是

否受到遺漏變量的影響。為了提升該檢驗的有效性，本文將以上隨機抽樣過程進行了1000次。根據(jù)圖

2可知，虛擬的產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)估計系數(shù)分布在0附近，且真實估計系數(shù)在分布的右端，說明示范區(qū)對城

市資源配置并未產(chǎn)生影響，故現(xiàn)實中的示范區(qū)對城市資源錯配的加劇作用是真實存在的。

2.反事實檢驗 本文把產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)所在省份中的其他城市作為政策實施的虛擬處理組，以進

一步評估該政策對城市資源錯配的政策效應。從表3列（1）的回歸結果顯示，TRANS的估計系數(shù)為負且

不顯著，說明在虛假處理組中產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立對城市資源錯配并沒有產(chǎn)生顯著的影響。進一步

地表明，城市的資源錯配加劇是源自產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立。

表1　描述性統(tǒng)計

變量

Mis

TRANS

lnGdp

Industry

Gov

Trade

Pollute

Fi

Fdi

Service

Finance

Market

變量名稱

資源錯配程度

產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)

地區(qū)發(fā)展水平

工業(yè)化發(fā)展程度

政府能力

貿(mào)易開放程度

二氧化硫排放量

基礎設施建設

外商直接投資

服務業(yè)發(fā)展水平

融資環(huán)境

市場化程度

樣本量

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

標準差

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　基準回歸

TRANS

控制變量

城市固定效應

時間固定效應

觀測值

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：***、 **、 *分別表示 1%、5%、10%的顯著性水平。括號內(nèi)為聚類到城市的穩(wěn)健標準誤，列（5）括號內(nèi)的穩(wěn)健

標準誤聚類到省份層面（下同）。

181

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

3.重新定義政策時間 考慮到政策的實施具有一定的時滯性，本文對實證檢驗部分的政策實施時

間進行了重新定義，將產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)批復的次年作為政策實施時間，以進行穩(wěn)健性檢驗。在表3列（2）

的實證結果可以看出，TRANS的估計系數(shù)在10%水平上顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)加劇了城市資源

錯配的結論是穩(wěn)健的。

4.考慮干擾性政策 考慮到“一帶一路”倡議、高鐵開通、“低碳城市”試點、“智慧城市”試點與設立

省級或國家級開發(fā)區(qū)等因素都會對城市的資源配置產(chǎn)生重要的影響。因此，本文把上述干擾性政策的

虛擬變量加入到基準回歸模型的控制變量里進行回歸，來進一步考察產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立對城市資

源配置的政策效應。從表3列（3）的回歸結果看出，雙重差分項TRANS的回歸系數(shù)依舊顯著為正?；貧w

結果表明，在考慮了干擾性政策因素的影響后，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立確實加劇了城市的資源錯配

程度。

圖2 安慰劑檢驗

圖1 平行趨勢檢驗

政策動態(tài)效應

政策時點

系數(shù)估計值

P

值

系數(shù)估計值

P值

182

張 暉等：政府主導型產(chǎn)業(yè)轉移與城市資源錯配

表3　穩(wěn)健性檢驗

TRANS

White 檢驗

Over-identifica‐

tion 檢驗

控制變量

城市固定效應

時間固定效應

觀測值

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方法檢驗中，文章以0.05為匹配半徑，并剔除未匹配樣本；列（7）White檢驗中的（）內(nèi)為p值，其余

（）內(nèi)為聚類標準誤。

5.改變控制組樣本 本文參考宋弘等[28]

的做法，分別剔除了沒有設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)城市的省份與

產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)非臨近的城市。表3列（4）、（5）分別是剔除沒有設立示范區(qū)城市的省份和剔除與示范區(qū)

非臨近城市的回歸結果，從回歸結果可以看出，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立對城市資源錯配的加劇影響依然

顯著，說明未受到控制組地區(qū)選擇的影響。

6.PSM-DID方法檢驗 本文使用PSM-DID檢驗以解決樣本自選擇問題和反事實框架的問題。本文

以選取的控制變量作為協(xié)變量，使用半徑匹配的方法進行匹配，并再次進行基準回歸。從表3列（6）的回

歸結果可知，TRANS的估計系數(shù)顯著為正，與基準回歸的估計一致。這表明了，在進一步緩解了內(nèi)生性

問題后，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立對城市資源錯配的加劇作用依然存在。

7.異方差構造工具變量 為了緩解由內(nèi)生性問題導致的估計偏誤，本文運用工具變量法進一步考

察。由于產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)難以找到合適的工具變量，本文采用 Lewbel[29]

提出的利用異方差構造工具變

量的識別方法排除可能存在的內(nèi)生性問題。表3列（7）回歸結果顯示，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的建立對城市資

源錯配程度的加劇作用在10%水平下仍然顯著為正，本文的基本結論依然穩(wěn)健。同時，本文還匯報了異

方差的White檢驗結果，檢驗結果拒絕了同方差的原假設，滿足異方差性。過度識別檢驗結果也滿足工

具變量外生性，說明本文采用Lewbel IV方法構造工具變量克服內(nèi)生性問題是有效的。

8.多期雙重差分法估計結果的偏誤問題 根據(jù)研究多時點 DID 的理論文獻，雙向固定效應的框架

下的多時點DID估計量可能存在較大的偏誤[30-32]

。本文參照Goodman-Bacon[32]

的做法，對本文的處理組

和對照組進行Bacon分解。由結果可知，“Later T vs Earlier C”這一類影響估計結果的對照組所占權重僅

為 2.5%，所以這類對照組最終的 TWFE估計量的影響不大。對 TWFE估計量影響最大的還是處理組與

從未處理的對照組，即“T vs Never treat”，這一類對照組的權重為 92.7%。故可知，基準回歸中雙向固定

效應的多期DID估計量偏誤很小。

五、進一步討論：異質(zhì)性分析與機制檢驗

（一）異質(zhì)性分析

本文利用分組回歸進行異質(zhì)性分析。第一，地區(qū)異質(zhì)性。從表4列（1）、（2）的回歸結果可以看出，中

部產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立顯著地加劇了城市資源錯配程度。而西部產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立并沒有顯著

地影響城市的資源配置。其原因可能在于，中部地區(qū)具有相對完善的產(chǎn)業(yè)基礎設施，而且在地理位置上

183

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

具有優(yōu)勢，靠近東部沿海地區(qū)，更有利于承接該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，故中部地區(qū)設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)顯著

加劇了城市資源錯配。

第二，承接目標的異質(zhì)性。從表 4列（3）、（4）的回歸結果可以看出，有明確承接目標或地區(qū)的示范

區(qū)，其對城市資源錯配的影響是不顯著的。無明確承接區(qū)域的示范區(qū)，其設立顯著地加劇了當?shù)氐馁Y源

錯配程度。其原因可能在于，文件中無明確承接的示范區(qū)，在政策實施落地之后，地方政府則會盲目地

加大各種資源要素的投入，甚至人為地干預資源要素的配置，從而加劇城市的資源錯配程度。

第三，市場化程度的異質(zhì)性。本文以城市年平均市場化程度的中位數(shù)為界，劃分成市場化程度高與

市場化程度低的城市。從表4列（5）、（6）的回歸結果可知，市場化程度較高的城市，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城

市資源配置的影響并不顯著；而市場化程度較低的城市，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)顯著加劇了城市的資源錯配程

度。其原因可能在于，市場化較低的城市，意味著在配置資源的過程中政府干預的作用較大，沒有較好

地尊重市場規(guī)律，故加劇了城市的資源錯配程度。

（二）機制分析

上文理論和實證均證明了設立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源錯配具有加劇的作用，而產(chǎn)業(yè)轉移示范

區(qū)的設立在影響城市資源錯配的路徑上，可能會受到其他一些因素的影響。因此，本文建立以下模型來

考察產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)設立影響城市資源錯配的作用機制，并且為優(yōu)化城市資源要素配置、科學制定產(chǎn)業(yè)

轉移示范區(qū)提供政策參考。

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，同時控制了時間和城市固定效應，其余控制變量與基準模型式（6）保持一致。adjust包括

地方政府競爭壓力（Complete）和政府能力（Power）。具體來說，地方政府之間的競爭會影響地方政府在

資源配置中的經(jīng)濟行為，故本文參照張軍等[33]

的做法，采用實際外商直接投資取對數(shù)間接衡量地方政府

競爭（Complete）。此外，政府能力是影響區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略實施的重要影響因素。地方政府作為示范區(qū)政策

實施的主體，其財政實力是該政策有效實施的有力保障。本文采用地方政府的財政支出與地方政府

GDP的比值來衡量政府能力（Power）。

第一，地方政府競爭壓力的作用。從表 5列（1）的回歸結果可知，主效應 TRANS的估計系數(shù)顯著為

正，進一步地表明，建立產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源錯配具有加劇作用的結論依然成立。而交互項

TRANS*Complete顯著為正，說明存在政府競爭壓力的作用機制，政府競爭壓力強化了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的

設立對城市資源錯配的加劇影響。其主要原因可能在于，為了完成經(jīng)濟增長的目標，競爭壓力較大的地

方政府更渴望地承接東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，可能會加大政府對市場的干預程度，進行各種短視化的投資

和重復建設，以吸引產(chǎn)業(yè)轉移。同時，地方政府也會采取地方保護主義的措施，不愿意進行區(qū)域合作，從

表4　異質(zhì)性分析

TRANS

控制變量

城市固定效應

時間固定效應

觀測值

R2

Mis

（1）中部

區(qū)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）有明確

承接目標

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）無明確

Mis

（5）高

市場化程度

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

張 暉等：政府主導型產(chǎn)業(yè)轉移與城市資源錯配

而使得本地市場資源配置效率低下，形成資源錯配。

第二，政府能力的作用。從表5列（2）的回歸結果可知，主效應TRANS的估計系數(shù)顯著為正，再次驗

證了基準回歸得出的結論。類似地，交互項 TRANS*Power也顯著為負，說明存在政府能力的作用機制，

政府能力弱化了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立對城市資源錯配的加劇影響。其原因可能在于，政府能力較強

的地方政府，其豐富的財政資源能夠有力地保障示范區(qū)相關配套政策的實施與推進，例如財政補貼、稅

收優(yōu)惠等，還能夠改善基礎設施建設，提供更好的公共服務，營造一個良好的市場環(huán)境，從而使得產(chǎn)業(yè)轉

移示范區(qū)的資源配置效率得到改善。

六、結論與政策建議

產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)作為一項重要的國家政策，其設立對發(fā)展當?shù)厥袌鲶w系、改善資源配置效率具有較

強的現(xiàn)實意義?；?007—2016年地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，本文構建雙重差分模型去評估產(chǎn)業(yè)轉移

示范區(qū)對城市資源配置的政策影響效應。研究表明，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立顯著加劇了城市的資源錯

配，該結論經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗后依然成立。但政策效果在不同的區(qū)域、是否明確承接目標和不同

市場化的城市間存在著明顯差異。具體表現(xiàn)為，中部城市、未明確產(chǎn)業(yè)承接目標以及市場化程度較低的

城市，產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的設立對這些城市的資源錯配具有顯著的加劇作用。從機制上看，政府競爭壓力

強化了產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資源錯配的加劇作用；而政府能力有助于減弱產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)對城市資

源錯配的加劇作用?；诒疚牡难芯拷Y論，具體的政策啟示如下：

第一，要清晰地認識各城市資源要素配置程度的空間差異，分類指導與因地制宜，結合示范區(qū)的特

點制定相應的發(fā)展政策。在政策實施的過程中，適當?shù)貙⒄呦蛭鞑康貐^(qū)傾斜，引導這些地區(qū)完善基礎

設施建設，改善投資軟環(huán)境，以吸引東部產(chǎn)業(yè)轉移。對于中部地區(qū)一定要明確以高質(zhì)量發(fā)展目標，優(yōu)化

資源配置效率，避免盲目地進行大規(guī)模建設。對于未明確產(chǎn)業(yè)承接目標的城市，需要嚴格控制地方政府

盲目地投資建設，更多地引導其完善產(chǎn)業(yè)布局發(fā)展的標準制定，明確其產(chǎn)業(yè)承接目標。

第二，為實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，中西部地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉移過程中，需要重視市場經(jīng)濟規(guī)律，不斷

深化市場化改革，減少政府對市場的干預，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，讓資本、勞動、土地、人

才等資源要素在市場機制作用下自由流動，以改善資源配置效率。此外，未來新的產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)選

表5　政府競爭壓力與政府能力的調(diào)節(jié)作用

TRANS

TRANS*Complete

Complete

TRANS*Power

Power

控制變量

城市固定效應

時間固定效應

觀測值

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

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

址，可設在基礎設施較為完善、市場化程度較高和資源配置效率較好的城市。

第三，在產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)建設的過程中，也要更好發(fā)揮政府作用，努力提高政府的公共服務水平和

運行效率，減少政府的行政干預，努力打造良好的投資營商軟環(huán)境。破除唯“GDP”的政績觀，完善地方

官員的考核制度，緩解地方政府競爭壓力，促進地方政府之間良性合作，共享產(chǎn)業(yè)轉移示范區(qū)的發(fā)展

成果。

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［特約編輯：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

2023年11月

第41卷 第6期

Nov. 2023

Vol. 41 No. 6

海南大學學報（人文社會科學版）

JOURNAL OF HAINAN UNIVERSITY(HUMANITIES & SOCIAL SCIENCES)

稅制結構對居民消費的時變沖擊效應研究

劉妍瓊a

，章愛文b

（湖南第一師范學院a.數(shù)學與統(tǒng)計學院，b.商學院，湖南 長沙 410205）

［摘 要］使用貝葉斯框架下的 MCMC 方法和 TVP-VAR-SV 模型研究了稅制結構對居民消費支出的動

態(tài)沖擊效應。結果表明，商品稅、所得稅和財產(chǎn)稅均對居民消費支出影響具有顯著的時變特征，其中財產(chǎn)稅對

居民消費支出影響的時變性相對較弱。從不同時點的脈沖響應來看，商品稅和所得稅對居民消費支出的影響

大于財產(chǎn)稅對居民消費支出的影響，商品稅和財產(chǎn)稅對于居民消費支出沖擊的脈沖響應表現(xiàn)出正向影響，而

所得稅對于居民消費支出沖擊的脈沖響應表現(xiàn)出負向影響，且長期的脈沖響應的影響大于短期和中期。因

此，文章提出了適當提高直接稅比重，完善所得稅征收政策，適時開征遺產(chǎn)稅、贈與稅和綠色稅收的政策建議。

［關鍵詞］稅制結構；居民消費支出；TVP-VAR-SV模型

［中圖分類號］F812.42 ［文獻標志碼］A ［文章編號］1004-1710（2023）06-0188-08

［DOI］10.15886/j.cnki.hnus.202301.0023

一、引 言

“十四五”規(guī)劃和2035年遠景目標綱要強調(diào)形成強大國內(nèi)市場，構建新發(fā)展格局，提出堅持擴大內(nèi)需

這個戰(zhàn)略基點，加快培育完整內(nèi)需體系，把實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略同深化供給側結構性改革有機結合起來，

以創(chuàng)新驅(qū)動、高質(zhì)量供給引領和創(chuàng)造新需求。在擴大內(nèi)需和提高居民消費水平的政策體系中，稅制結構

具有十分重要的作用，我國近年來一直在提倡深化稅制結構改革，然而，即使我國稅制結構一直在不斷

完善，但仍存在不足之處。改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展突飛猛進，但經(jīng)每年各季度消費數(shù)據(jù)分析，雖然

我國居民消費需求不斷提升，但居民消費率卻偏低且逐漸下降。1980 年，中國居民消費率約為 50%，

2020年為39%，下滑了11個百分點，對經(jīng)濟增長的拉動作用處于較低水平。因此，研究稅制結構對居民

消費支出的影響效應，對稅收政策的優(yōu)化和居民消費支出的高質(zhì)量發(fā)展均具有重要的現(xiàn)實意義。

目前已有諸多文獻對稅制改革和居民消費進行了討論。一部分學者認為稅制結構改革有利于居民

消費的增長，主張通過下調(diào)稅率促進居民消費增長與升級。如李香菊和周麗珠[1]

采用向量誤差修正模型

分析了稅收政策對居民消費的影響，認為深化和實施“結構性減稅”的改革措施，可以推動居民可持續(xù)消

費，形成消費主導的內(nèi)生經(jīng)濟增長動力。劉銳卿[2]

認為，在經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展的過程中，科學改革稅制，

完善稅收體系，全面發(fā)揮財政稅收政策的核心作用，更好地提升居民的消費能力，有效提升居民的整體

消費水平。曲一申等[3]

采用雙重差分法分析了稅制結構對居民消費的影響，得出個人所得稅降低，可支

配收入增加，從而居民消費支出增加。另一部分學者認為稅制結構改革不利于居民消費的增長，通過對

我國勞動稅、資本稅和消費稅的發(fā)展進行分析發(fā)現(xiàn)，除稅負偏高外，消費稅中的部分稅種還因重復征收、

較易轉移等原因抑制居民消費增長。如楊宜勇和池振合[4]

認為我國以流轉稅為主的稅制結構，容易產(chǎn)生

稅負轉嫁，導致消費者購買產(chǎn)品和服務的價格提高，從而降低居民消費。BAE[5]

采用面板門檻模型從消

［收稿日期］2023-01-03

［基金項目］湖南省自然科學基金項目（2021JJ30175）；湖南省大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)項目（202112034002）

［作者簡介］劉妍瓊（1980-），女，湖南邵東人，湖南第一師范學院數(shù)學與統(tǒng)計學院講師，博士，主要從事經(jīng)濟統(tǒng)計研究。

［通信作者］章愛文（1972-），女，湖南汨羅人，湖南第一師范學院商學院副教授，主要從事大數(shù)據(jù)財務管理研究。

經(jīng)濟學

188

劉妍瓊等：稅制結構對居民消費的時變沖擊效應研究

費稅的視角對稅收政策與居民消費之間的關系進行探討，指出消費稅對居民消費升級和居民消費水平

都有抑制作用，且這一抑制作用在居民消費水平上體現(xiàn)得更加明顯，且消費支出稅對居民消費升級和消

費水平的抑制作用隨收入的提升而遞減。還有一部分學者研究了稅制結構對宏觀經(jīng)濟水平的影響。如

Pereira[6]

選取葡萄牙1977—2004年的消費數(shù)據(jù)進行VAR建模，分析了直接稅、間接稅等不同財政政策的

長期產(chǎn)出效應。儲德銀和呂煒[7]

構建動態(tài)面板模型分析了稅制結構對價格水平變動的動態(tài)影響。韓彬

和吳俊培等[8]

等從稅系結構、稅類結構和稅種結構三個層面來分析了稅制結構對經(jīng)濟增長的影響。

綜上可知，目前從理論和實踐，定性和定量方面來研究稅制結構對居民消費的影響研究相對充分，

但稅制結構對居民消費的研究仍有待進一步擴展。因此本文的邊際貢獻在于：（1）以往文獻多使用傳統(tǒng)

的VAR模型或線性回歸對普通面板數(shù)據(jù)研究稅制結構對居民消費支出的靜態(tài)關系，忽略了時變效應，本

文對傳統(tǒng)的 VAR模型進行擴充，采用隨機波動時變向量自回歸 TVP-VAR-SV 模型，分析稅制結構對居

民消費支出的時變效應。（2）以往文獻從稅系結構、稅種結構和稅類結構不同的視角分析了稅制結構對

居民消費支出的影響，但稅制結構對居民消費的影響方向存在爭議。本文從稅種結構視角，分析商品

稅、所得稅和財產(chǎn)稅在不同時期和特定時點對居民消費支出的異質(zhì)性效應。（3）本文著重于研究中國稅

制結構和居民消費之間的時變關系，并以此為基礎，針對性地提出了一些旨在促進居民消費的減稅措施

建議。

二、TVP-VAR-SV模型構建

TVP-VAR-SV 模型在VAR 模型的基礎上進行了擴展，對時變參數(shù)進行處理，允許系數(shù)參數(shù)與協(xié)方

差矩陣具有時變特征，使模型能夠有效解決異方差問題，提高參數(shù)估計的準確性。

首先引入一個基本的結構性向量自回歸模型：

Ayt = F1 yt - 1 + … + Fs yt - s + μt

，t = s + 1，…，n （1）

其中，yt是m × 1維觀測向量，A是m × m維的系數(shù)矩陣，F(xiàn)1…Fs為m × m維的滯后系數(shù)矩陣，擾動項μt是

m × 1維的結構沖擊向量。假設μt~N ( 0,ΣΣ)，其中，

Σ =

( ) σ1 ? 0

? ? ?

0 ? σm

（2）

設A為下三角矩陣，即

A =

é

?

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ê ù

?

ú

ú

ú

ú

ú

ú

ú

ú 1 0

α21 1

? 0

? 0

? ?

αm1 αm2

? ?

? 1

（3）

將模型Ayt整理成簡化的模型形式如下：

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 )，進一步，（4）式可以寫為縮減形式：

yt = Xt β + A-1

Σεt

，t = s + 1，…，n （5）

堆積矩陣Bi中每一行元素，均寫成m2

s × 1維向量β，并定義Xt = It ? ( y't - 1,…,y't - s)，其中?為Kronecker

積。（5）式為普通的SVAR的一般縮減形式，參數(shù)是不可變的。

最后，將所有參數(shù)列入等式中，對參數(shù)和方差賦予時變特性，可以獲得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 )'為下三角形 At 中非 0 和 1 的元素堆積形成的列向量，同時令 ht =

(h1,t,…,hm,t )'，hj,t = logσ2

j,t

，j = 1,…,m。

βt + 1 = βt + μβt （7）

αt + 1 = αt + μαt （8）

189

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

ht + 1 = ht + μht （9）

?

è

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

?

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

εt

μβt

μαt

μht

~N

?

è

?

?

?

?

?

??

?

?

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?

?

0，

?

è

?

?

?

?

?

?

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?

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷

÷ I 0

0 Σβ

? 0

? ?

? ?

0 ?

Σα 0

0 Σh

?

?

÷

÷

÷

÷

÷

÷÷

÷

÷

÷

÷

÷

（10）

其中，t = s + 1,…,n，βs + 1~N ( μβ0

,Σβ0 )，αs + 1~N ( μα0

,Σα0 )，hs + 1~N ( μh0

,Σh0 )。

由于模型中引入了隨機波動（SV），模型估計較為困難，為了規(guī)避TVP -VAR-SV模型的估計的過度

識別問題，參考Primiceri[9]

和Nakajima[10]

的處理，采用馬爾可夫鏈和蒙特卡洛（MCMC）方法對模型參數(shù)進

行估計，假設參數(shù)的先驗分布β，α，h符合正態(tài)分布，將參數(shù)初始值設定為μβ0 = μα0 = μh0 = 0，Σβ0 = Σα0 =

Σh0 = 10 × I，同時設定模型中各個參數(shù)的先驗分布如下：

(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表示矩陣的第i個對角元。

三、實證檢驗與分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文研究稅制結構對居民消費支出的動態(tài)沖擊效應，參照儲德銀和呂煒[7]

，以及葉園園等[11]

的方法，

從稅種結構視角，將我國的稅制結構劃分為三類：商品稅，所得稅和財產(chǎn)稅。其中，商品稅包括增值稅、

消費稅和關稅，使用sps表示，所得稅包括個人所得稅、企業(yè)所得稅，使用sds表示，財產(chǎn)稅包括房產(chǎn)稅、城

鎮(zhèn)土地使用稅、耕地占用稅、契稅、土地增值稅和車船稅，其中車船稅所占比例太小，沒有計算在內(nèi)，使用

ccs表示。居民消費支出使用 xfzc表示，該指標能夠從整體上衡量居民消費的變動情況。因為財政稅收

在2007年實施收支分類改革，且考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和統(tǒng)一性，本文的數(shù)據(jù)選取的范圍為2013年第2季

度到2022年第1季度，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，使用Eviews和OxMetrics軟件進行數(shù)據(jù)分析。

（二）平穩(wěn)性檢驗

為了保持商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅以及居民消費支出數(shù)據(jù)之間的穩(wěn)定性和一致性，并且消除異方差

的影響，本文對 sps、sds、ccs以及 xfzc等季度數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)化處理。為了避免模型出現(xiàn)偽回歸問題，

先對sps、sds、ccs以及xfzc等時間序列進行了平穩(wěn)性檢驗。本文使用了ADF檢驗方法進行平穩(wěn)性檢驗，通

過SIC準則來確定ADF檢驗的之后階數(shù)，平穩(wěn)性檢驗的具體結果如表1所示。

由表1可知，商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅和居民消費支出數(shù)據(jù)的ADF統(tǒng)計值均大于其5%的顯著性水平

下的臨界值，不能拒絕存在單位根的假設成立，表明商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅和居民消費支出在5%的顯

著性水平下均為非平穩(wěn)序列。同時，商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅和居民消費支出數(shù)據(jù)經(jīng)過一階差分之后的

表1　平穩(wěn)性檢驗

變量

sps

D（sps）

sds

D（sds）

ccs

D（ccs）

xfzc

D（xfzc）

ADF檢驗值

-1.491151

-11.86661

-1.560996

-18.42313

-0.813308

-13.34268

-1.375846

-10.7136

5%臨界值

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.957110

-2.971853

-2.957111

結論

非平穩(wěn)

平穩(wěn)

非平穩(wěn)

平穩(wěn)

非平穩(wěn)

平穩(wěn)

非平穩(wěn)

平穩(wěn)

190

劉妍瓊等：稅制結構對居民消費的時變沖擊效應研究

ADF統(tǒng)計值均小于其5%的顯著性水平下的臨界值，拒絕存在單位根的假設，表明商品稅、所得稅、財產(chǎn)

稅和居民消費支出的一階差分序列均是平穩(wěn)序列，因此可以使用商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅和居民消費支

出的差分數(shù)據(jù)進行實證分析。

（三）樣本參數(shù)模擬結果

根據(jù)AIC，BIC等準則和AR圖的穩(wěn)定性檢驗可知，最佳滯后階數(shù)為2，在對TVP -VAR-SV 模型的時

變參數(shù)進行估計時，主要使用 MCMC 算法連續(xù)模擬 10000 次，并丟棄了不滿足固定條件的前 1000 個樣

本，然后利用后9000次的抽樣對后驗分布的參數(shù)進行估計，最終的模型估計結果如下表2所示。

由表 2可知，所有參數(shù)的后驗均值都落在 95% 的置信區(qū)間內(nèi)，而且它們的標準差都很小，由此可以

得出所有參數(shù)的估計結果都很好。Geweke診斷值（Geweke[12]

提出的 CD 統(tǒng)計量）均小于 5% 顯著性水平

下的臨界值 1.96，均無法拒絕估計參數(shù)收斂于后驗標準分布的原假設，這說明，該模型的各個參數(shù)顯著

收斂于后驗分布。各個要估計的參數(shù)的無效影響因子都保持在較小的水平，最大值為 94.26，這意味著

從 10000次模擬中至少可以獲取 107（10000/94.26）個不相關樣本，由此可以證明，該參數(shù)估計結果是有

效的。以上結果表明，MCMC算法有效地模擬了參數(shù)的分布。

（四）變量的同期影響關系

從圖1第1行可以看出，樣本的自相關系數(shù)隨著模擬次數(shù)的增加都收斂于0，表明本文所設定的抽樣

次數(shù)能夠很好的消除樣本之間的相關性。從圖1第2行可以看出，樣本序列在均值附近以“白噪聲”的軌

跡波動。圖1第3行后驗分布圖驗證了利用MCMC算法進行抽樣得到的樣本是不相關的、有效的，能夠

很好的模擬參數(shù)的分布狀況（詳見增強出版附加材料附圖1）。

此外，在模擬結束時，所有采樣數(shù)據(jù)都聚類為樣本收斂平均值?？傊Ｐ凸烙嫷慕Y果很好。

（五）時變脈沖響應分析

基于模型實證估計的有效性檢驗和TVP -VAR-SV模型所具有時變參數(shù)，下文對變量間脈沖響應結

果進行不同滯后階數(shù)與不同時點的異質(zhì)性分析。

1.等間隔脈沖響應函數(shù)分析

等時間間隔脈沖響應函數(shù)反映不同滯后期變量受到一個單位正向沖擊后形成的動態(tài)沖擊影響。本

文選擇滯后階數(shù) 1，2，4期，分別代表短期、中期、長期的脈沖響應，如圖 2所示（詳見增強出版附加材料

附圖2）。

首先，中國居民消費支出對我國稅制結構的沖擊效應呈現(xiàn)出顯著的時變性，說明了在不同時期我國

的消費性支出對稅收的溢出效應存在差異。其次，本文從稅制結構對居民消費支出沖擊效應的比較入

手，發(fā)現(xiàn)居民消費支出對商品稅和所得稅具有顯著的溢出效應，對財產(chǎn)稅的溢出效應則不明顯。最后，

通過比較三個不同滯后期下消費支出對稅收政策的沖擊效應，結果表明，滯后一個季度的情況下消費者

支出對商品稅的沖擊作用最大，而滯后兩個季度的沖擊作用，商品稅的沖擊作用仍然較強，所得稅、財產(chǎn)

稅的沖擊作用隨著時間的推移逐漸減弱。

從商品稅沖擊對居民消費支出的影響來看，2018年之前商品稅在短期和中期對居民消費支出幾乎

表2　基于TVP-VAR-SV模型的稅制結構與居民消費支出之間MCMC算法的參數(shù)估計結果

參數(shù)

sb1

sb2

sa1

sa2

sh1

sh2

均值

0.1290

0.4736

0.0930

0.0942

0.1505

0.1390

標準差

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檢驗

0.014

0.076

0.039

0.539

0.172

0.981

無效因子

22.15

94.26

24.60

37.57

90.30

32.74

注：均值和標準差分別是后驗均值和標準差。95%下界和 95%上界分別是 95%的上下置信區(qū)間。Geweke檢驗

是Geweke收斂診斷統(tǒng)計數(shù)據(jù)。無效因子是效率低下的因素。

191

2023年 海南大學學報（人文社會科學版） 第6期

沒有影響，但自 2018年起商品稅短期對居民消費支出有較大的正向影響，中期對居民消費支出影響較

大，為負向影響，長期對居民消費支出影響較大，且為正向影響。表明增收商品稅在短期內(nèi)和長期對居

民消費增長有推升作用，而中期所產(chǎn)生的對居民消費產(chǎn)生抑制作用的根本原因是稅負轉嫁機制。商品

稅覆蓋了居民生活必需品和服務的范圍，消費者對商品稅的需求彈性較小，因此稅負主要由消費者承

擔，一定程度上會抑制消費，導致消費需求下降。

從所得稅沖擊對居民消費支出的影響來看，短期為負向影響，中期為正向影響，長期又轉為負向影

響。所得稅對居民消費支出的負向影響一方面是由于企業(yè)所得稅的征收實質(zhì)上是資本稅，即扣除相關

成本和費用后，對未分配利潤征稅，另一方面是由于個人所得稅主要針對居民工資、薪金所得征稅，從而

使得居民可支配收入減少，居民消費規(guī)模減小。

從財產(chǎn)稅沖擊對居民消費支出的影響來看，短期對居民消費支出影響極小，不具有短期影響效應，

中期對居民消費產(chǎn)生較小的負向影響，但對長期后未來居民消費增長產(chǎn)生正向影響。2007年以來特別

是在經(jīng)濟危機時期與經(jīng)濟復蘇時期，對財產(chǎn)稅的增收，降低了居民投資房產(chǎn)的積極性，從而抑制居民消

費。但財產(chǎn)稅主要是通過替代效應來影響居民消費的，增收財產(chǎn)稅有利于減少存儲增加現(xiàn)下即期消費。

2.特定時點上的脈沖響應函數(shù)分析

從 2016年 5月 1日起，全面推行營業(yè)稅改增值稅，2018年 5月 1日起，增值稅從 17% 變?yōu)?16%，2019

年4月1日起，增值稅從16%變?yōu)?3%，因此本文選取2016年第2季度、2018年第2季度和2019年第2季

度3個時點進行特定時點脈沖響應分析，如圖3所示（詳見增強出版附加材料附圖3）。

居民消費支出對商品稅和所得稅的影響方向在三個時期基本一致，居民消費支出對商品稅和所得

稅的期的響應為負，在第一期負向峰值，但在 1期后迅速轉正并達到正向峰值，之后逐步減弱，3期后影

圖 1 TVP-VAR-SV模型中六個參數(shù)的動態(tài)仿真路徑

樣本自相關系數(shù)（上）、樣本路徑（中）、后驗分布（下）

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