财政分权、审计监督与区域绿色创新（上）

●裴 育 刘志威

裴育，经济学博士，南京审计大学教授、副校长。现任教育部财政学类专业教学指导委员会委员、中国财政学会理事、中国成本学会常务理事、江苏省国际税收研究会副会长、江苏省预算与会计研究会副会长等，江苏省“青蓝工程”学术带头人、“六大人才高峰”项目人选、“五一”劳动奖章获得者。主要从事财税理论与政策、财政审计、财政风险管理等领域的研究和教学工作。主持或参与国家级、省部级项目20多项，在国家权威或核心期刊发表学术论文90多篇。

一、引言

习近平总书记强调发展是解决我国一切问题的基础和关键。进入新时代，我国经济发展正在从高速发展转向高质量发展。要实现高质量发展，必须以创新为动力，同时实现绿色发展。党的十八大明确提出了“实施创新驱动发展战略……坚持走中国特色自主创新道路”；2015年党的十八届五中全会就形成了绿色、创新、协调、开放、共享五大发展理念；党的十九大报告指出要加快建立绿色生产和消费的法律制度和政策导向；党的二十大报告再次强调污染防治攻坚向纵深推进，绿色、循环、低碳发展迈出坚实步伐，到2035年广泛形成绿色生产生活方式，美丽中国目标基本实现。

2015年国务院明确提出“放管服”改革思想，李克强总理在2020年国务院政府工作报告上提出“放管服”改革向纵深推进。2020年我国营商环境质量明显提升，市场法治化水平显著增强（宋林霖、何成祥，2018），“放管服”中“放”涉及中央与地方之间的权力划分，“管”则涉及监管方面的内容。在中国的发展改革路程中权力分配与监管结合才能促进经济健康高质量发展。

绿色技术的特征就是节约能源，减少对于生态环境的污染。绿色技术创新便可以理解为“减少环境污染、减少污染性原材料和能源使用的新技术、新工艺和新产品”（齐绍洲、林屾和崔静波，2018）。根据微观经济理论，只有减少原材料才符合企业成本最小化行为，其他目的利于整个社会环境而不符合企业个体的利益需求，所以，企业并不会主动进行绿色技术创新。这时候就需要政府进行干预，合理分配整个社会福利与企业福利来鼓励或督促企业进行绿色技术创新，特别是中国政府在资源配置中起到相当大的作用，能够影响企业进行绿色技术创新。Guan和Chen（2011）的研究表明政府政策干预对区域创新系统运行效率具有重要意义。

财政分权主要是指财权和事权在中央政府与地方政府之间的分配关系，不同财政分权形式会影响政府行为和财政支出结构。关于财政分权与绿色创新之间关系的研究并未形成统一结论，存在不利和有利两种观点。

由于地方官员晋升考核机制，财政分权引起了地方竞争增强反而不利于地方绿色治理，主要以牺牲环境的方式发展经济（杜俊涛等，2017）。同时，各地政策规定不同，企业可以选择环境规制较弱的地区进行生产，反而不利于实施严厉的环境规制地区绿色经济发展（沈坤荣等，2017）。Pearce（1991）的“双重红利”理论认为，环境税能倒逼企业节能减排，并促进企业提高生产技术水平，从而带来环境红利。游达明、欧阳乐茜（2020）验证了波特假说，认为适当的环境规制措施有利于企业绿色创新效率，而Porter（1995）认为环境规制能够倒逼企业开展绿色创新，绿色创新产生的效益能够抵消环境规制带来的额外成本形成创新补偿效应。宋马林等（2013）认为环境规制推动了技术进步并带动了整体生态效率的提高。

而从政府自身角度出发，也存在不同的观点。余泳泽（2011）认为政府补贴缺乏有效的跟踪评估与监督机制、政府意愿与企业创新意愿不一致；肖文和高林榜（2014）发现寻租行为会让政府资源配置行为发生扭曲。范如国、吴婷和樊唯（2022）建立了中央政府、地方政府和污染企业三方博弈模型，认为地方政府由于政策执行成本、经济利益等问题容易与当地污染企业合谋从而导致当地绿色创新效率下降，中央政府需要加强自身监督作用，逐步实现督政制度化、常态化。为了防止政府行为带来的不利后果，需要对政府进行监督以更好地发挥其资源配置以及对于绿色技术创新的支持激励效果。

已有研究主要考虑的是财政分权对于地方绿色创新的影响以及作用机制，从具体环境政策、环境规制出发考虑其对企业绿色技术创新的影响，并没有考虑监督在其中发挥的作用。本文的贡献体现在四个方面：第一，研究了财政分权对于地方绿色创新能力的影响，补充了当前对于相关方面的研究；第二，引入监督机制，研究监督在财政分权对于地方绿色创新能力影响中所起的作用，拓展了当前财政分权与绿色创新能力的研究；第三，研究了财政分权影响地方绿色创新能力的作用机制，同时考虑了审计监督在其中起到的作用；第四，研究了不同地域审计监督与财政分权作用于绿色创新能力的效果，为如何提高分权与监管的效果提供了参考。

二、理论分析与研究假说

（一）财政分权对绿色创新能力的影响

从地方财力角度来看，杨阳等（2016）的研究发现，财政分权早期阶段的地方财权大导致地方收入增速快，1994年分税制改革后地方财权下降、地方经济增速下降。财政分权高的地区往往经济实力更强，能够影响地方政府偏好。而杨志安等（2018）的研究发现财政分权对东部地区绿色全要素生产率和技术进步具有显著促进作用，而西部地区则表现为抑制作用，进一步证实了这一点。财政分权对于绿色创新具有显著影响，且具有区域异质性。

从公共服务角度来看，适度的财政分权能够降低交易成本，优化资源配置来提升公共服务效率（刘飞等，2020）。科技创新行为尤其是绿色技术创新具有正外部性，公共服务效率的提高能够降低信息收集成本，本区域的其他创新个体能够更加容易地享受到创新行为的外溢性。

从区域创新效率角度来看，吴延兵（2017）认为地方政府存在“重生产、轻创新”的自利性偏好，所以会降低创新方面的投入，导致区域内部创新资源配置的市场与政府“双失灵”，抑制了区域创新效率的提升（Zou和Zhang，1999）。但是“重生产”偏好也会从基础建设方面带来溢出效应而促进区域创新，如高铁的开通显著提高了区域创新水平（卞元超等，2019）。

从政府偏好角度来看，傅勇（2010）认为，在中国式财政分权的影响下，地方政府不愿提供经济收益较低且财力消耗较大的非经济公共品。李政等（2018）通过省级面板数据发现财政分权虽然综合提升了区域创新效率，但是抑制了政府创新偏好。也有学者发现财政分权有利于提高地方政府对于科技创新的偏好，周克清等（2011）的研究发现科技创新实际上具有经济性公共物品属性，财政分权能够提高地方财政科技投入水平。

从不同角度看待财政分权与区域绿色创新之间的关系能够得到不同的结论，所以，根据现有文献分析得到财政分权能够影响区域绿色创新，提出以下假设：

假设1：财政分权促进地区绿色创新发展。

假设2：财政分权抑制地区绿色创新发展。

（二）审计监督影响区域绿色创新

根据委托代理理论，中央政府可以视为委托人，地方政府可以视为代理人。中央政府为了保证地方政府充分发挥自身能力需要对其进行监督。

在企业创新研究中，伍林蓉和王玮（2022）的研究发现：多个大股东数量与企业创新行为之间呈现“倒U型”关系，从监督角度来说监督存在一个阈值，低于阈值时企业监督行为促进企业创新行为，高于阈值时则表现为抑制作用。王营和冯佳浩（2022）认为绿色债券能够强化企业监督机制，进而促进企业绿色创新。赵晓霞（2020）发现审计监督与中小企业创新投入之间显著正相关并且能够增强互联网众筹与中小企业创新投入之间的相关性。

从政府角度来看，省级预算审查监督条例立法能够显著抑制地方政府预算支出和决算支出规模（杨进、化汝婷和龚小芸，2022）。来自上级监督的强化同时会增加政府承受的压力，过强的监督甚至会极大约束地方政府的工作风格和行为（李振和王浩瑜，2022）；上级政府的监督形成地方政府压力会促使政府（特别是财力受限的政府）选择“先污染，后治理”策略（龚旻、钱津津和张帆，2021）。

从已有文献来看，监督对于绿色创新的作用也存在不同的声音。考虑到本文研究的审计监督是上级对下级的监督，其目的受到上级中央政府意愿的影响。而本文选择2010—2016年的数据，此时中国正处于高速增长转型为高质量发展阶段，中央政府与地方政府仍偏向于经济中高速发展，所以提出假设3：

假设3：审计监督抑制了区域绿色创新发展。

综合上述文献单独对于财政分权与监督作用于绿色创新的研究，考虑二者的协同效应。根据财政分权理论，地方政府掌握更多的当地信息，能够更好地分配当地资源；但是权力过大的同时缺乏监督机制也会产生诸如寻租、腐败、政府间过度竞争等问题，损害了地方政府在资源配置上的效率，从而不利于区域绿色技术创新，所以提出假设4：

假设4：审计监督与财政分权协同作用能够促进区域绿色创新。

三、研究设计

（一）变量界定

1.被解释变量：地方绿色创新能力。本文选用全国29个省份①绿色发明专利和实用新型专利申请量代表地方绿色创新能力。为了剔除省份规模对于地方绿色创新申请数量的影响，选择使用每千人绿色专利申请量表示省级绿色创新水平（GInn）。

2.解释变量：财政分权（Frd）。现有文献对于财政分权变量的选择并不统一，主要包括财政收入分权、财政支出分权和财政自给度（或自给能力），三者代表的逻辑和事实不同所以不能混用（江红莉和蒋鹏程，2019）。本文选择使用财政自给度作为财政分权变量。因为财政自给度是衡量区域财政收支关系的变量，一定程度上体现出区域政府对于中央财政的依赖程度，依赖程度低的政府能够更自由地支配本地财政收入。

3.调节变量：审计监督。审计监督对于政府运行情况有着巨大影响，中国式财政分权体系下配合适当的审计监督能够更好地发挥政府作用。本文参考杨贺、郑石桥（2015）的研究，使用省级审计覆盖率代表审计监督。由于审计覆盖率只能部分代表监督情况，所以对数据进行处理，对每一年各省的审计覆盖率取均值，高于均值的省份代表强监督取值1，低于均值的省份代表弱监督取值0。

4.控制变量：参考了吴延兵（2019）和陈斌、李拓（2020）的研究，选择以下控制变量。

（1）产业结构。一是第二产业增加值占GDP的比重（ind）。高污染企业往往属于第二产业，需要进行绿色技术升级。二是第三产业增加值占GDP的比重（ser）。第三产业具有创新活力，占比越高往往技术创新水平越高，因此影响到绿色技术创新。

（2）金融发展。进行创新活动需要投入资本，除了政府的支持之外企业也需要进行投入。企业投入绿色创新活动的资金来源可以是银行等融资机构。所以选择地区人均年末贷款额（fin）和人均年末存款余额（dep）进行表示。

（3）地方政府偏好（v）。本文用地方政府在科技和环境上的财政支出占一般预算支出的比例表示政府对于创新和环保方面的重视程度，占比越高表明地方政府对于绿色创新方面的支持力度越大，反之则越小。变量汇总见表1。

表1 变量释义及描述性统计

（二）样本选择与数据来源

本文以我国29个省份2010—2016年的数据为样本进行实证检验。数据来源于《中国审计年鉴》《中国基本单位统计年鉴》、CNRDS数据库、ESP数据库和CSMAR数据库。

（三）模型设定

基于现有文献研究以及假设，探究财政分权、审计监督以及二者的协同效应对区域绿色创新的影响，设定以下基准回归模型：

其中，i表示省，t表示时间；GInnit表示省级绿色创新能力；Frdit表示财政分权；Ckit为控制变量，包括代表地区产业结构的第二产业增加值占GDP的比重（%）、第三产业增加值占GDP的比重（%），代表地区金融水平的年末金融机构人均贷款余额（万元）、年末金融机构人均存款余额（万元），代表地方政府偏好的环境偏好（%）、创新偏好（%）；Vi、Vt分别表示地区固定效应和时间固定效应；ηit为随机误差项，β、λ为待定参数。

考虑到监督在整个过程中发挥的作用以及与财政分权共同产生的影响，设定以下回归模型：

其中Xit为监督；Frdit×Xit表示监督与 财政分权的交乘项。其他参数含义同模型（1）。■