綠色發(fā)展、省際空間溢出與區(qū)域開放度提升研究—基于主成分分析和空間杜賓模型

李丹琪 張佐敏 副教授 通訊作者 吳佳楷（、中山大學(xué)新華學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院廣州 5050 、海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 海口 5708 、華為技術(shù)股份有限公司商務(wù)部廣東深圳 589）

引言

改革開放40年來中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得偉大成就，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2018年中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值接近1萬美元，約是1978年的65倍。這主要得益于中國一貫堅(jiān)持對外開放。伴隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中國對外開放程度日益深化，2017年中國對外非金融類直接投資流量為8108億元、實(shí)際使用外商直接投資金額8776億元、貨物出口153321億元、貨物進(jìn)口124602億元、國際旅游外匯收入8332億元。黨的十九大報(bào)告明確提出要“堅(jiān)持打開國門搞建設(shè)”，2018年底召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議也指出要“推動(dòng)全方位對外開放”，可見進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放，仍將是中國未來經(jīng)濟(jì)工作的重心所在。黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)要“推進(jìn)綠色發(fā)展”，并將“污染防治”列為全面建成小康社會(huì)三大攻堅(jiān)戰(zhàn)之一。然而，在推進(jìn)綠色發(fā)展過程中，總有部分企業(yè)因環(huán)境影響評(píng)估不達(dá)標(biāo)等問題被處罰或是被關(guān)停，其中不乏外商在華投資的制造企業(yè)，于是有人擔(dān)憂本省企業(yè)用于環(huán)境保護(hù)的成本支出過多，會(huì)降低企業(yè)的投資積極性以及研發(fā)能力，不利于本省企業(yè)“走出去”對外投資以及開展進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)，可能會(huì)對中國進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放造成一定程度的阻礙。然而，從長遠(yuǎn)來看，綠色發(fā)展是一項(xiàng)造福子孫后代的偉大事業(yè)，綠色發(fā)展過程中所淘汰的大多是重污染、高排放企業(yè)，僅僅因?yàn)閭€(gè)別案例而斷定“綠色發(fā)展不利于對外開放”的判斷并不成立。本文將嘗試?yán)砬寰G色發(fā)展與對外開放兩者之間的內(nèi)在關(guān)系，科學(xué)探討一省綠色發(fā)展對其擴(kuò)大對外開放程度的影響機(jī)制，為省級(jí)地方政府推進(jìn)綠色發(fā)展和擴(kuò)大對外開放戰(zhàn)略部署提供理論依據(jù)。

關(guān)于綠色發(fā)展對對外開放的影響，國內(nèi)外學(xué)者主要圍繞國際貿(mào)易、國際投資以及國際旅游等方面進(jìn)行討論。關(guān)于綠色發(fā)展對國際貿(mào)易的影響作用，如Anderson&van Wincoop（2003）將環(huán)境管制視為限制兩國間貿(mào)易的因素；李小平等（2012）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管制對出口的影響作用呈倒U型關(guān)系；Hering&Poncet（2014）認(rèn)為環(huán)境管制不利于出口貿(mào)易的擴(kuò)大；任力和黃崇杰（2015）指出環(huán)境規(guī)制在一定程度上會(huì)對出口貿(mào)易產(chǎn)生抑制作用；盛丹和張慧玲（2017）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管制顯著促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升；盛丹和李蕾蕾（2018）分別從出口決策以及出口數(shù)量兩個(gè)維度考察了環(huán)境立法對出口貿(mào)易的影響。關(guān)于綠色發(fā)展對國際投資的影響作用，如Naughton（2014）、姚大慶（2015）均認(rèn)為環(huán)境管制對外商直接投資的影響作用呈倒U型關(guān)系；劉朝等（2014）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管制顯著降低外商直接投資的動(dòng)機(jī)。關(guān)于綠色發(fā)展對國際旅游的影響作用，如馬麗君等（2011）均認(rèn)為，隨著氣候舒適度的提升，入境旅游游客數(shù)量也會(huì)隨之增加；Saenz-de-Miera&Rosselló（2014）、劉嘉毅等（2018）均研究發(fā)現(xiàn)空氣質(zhì)量提升有利于國際旅游發(fā)展。綜上所述，已有大量學(xué)者注意到綠色發(fā)展對本省國際貿(mào)易、國際投資或是國際旅游的影響作用，但是目前研究成果的不足之處主要在于：一是對外開放政策往往是同時(shí)通過國際貿(mào)易、國際投資以及國際旅游等多個(gè)渠道同時(shí)實(shí)施的，僅考慮其中一個(gè)因素可能會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差；二是本省綠色發(fā)展往往對鄰近地區(qū)存在空間溢出效應(yīng)，已有研究成果尚未對綠色發(fā)展的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行充分討論。鑒于此，本文將使用2010-2017年中國大陸30個(gè)省份（由于數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏自治區(qū)）面板數(shù)據(jù)，采用空間數(shù)據(jù)分析方法探索綠色發(fā)展與對外開放之間的空間自相關(guān)特征，并搭建空間杜賓模型考察綠色發(fā)展對本省以及鄰近地區(qū)對外開放程度的影響作用，為地方政府落實(shí)“打開國門搞建設(shè)”國家政策提供理論參考。

本文的貢獻(xiàn)可能在于：第一，從研究視角上，除了檢驗(yàn)綠色發(fā)展對一省整體對外開放水平的影響作用，并將衡量對外開放程度的指標(biāo)拆解為衡量“引進(jìn)來”的內(nèi)部開放程度以及衡量“走出去”的外部開放程度等細(xì)分指標(biāo)，進(jìn)一步考察綠色發(fā)展影響本省以及鄰近省份對外開放程度的內(nèi)在機(jī)制；第二，從研究方法上，構(gòu)建地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，同時(shí)引入空間數(shù)據(jù)分析方法和空間杜賓模型，除了考察某省綠色發(fā)展對當(dāng)?shù)貙ν忾_放程度的影響作用，同時(shí)考察對其距離鄰近省份的影響作用，從“全國一盤棋”的大局觀出發(fā)，探討各省之間合作共建綠色協(xié)同發(fā)展機(jī)制的可能性。

表1 初步回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表2 進(jìn)一步回歸結(jié)果

綠色發(fā)展與對外開放的空間關(guān)聯(lián)性檢驗(yàn)

（一）指標(biāo)選取及權(quán)重矩陣設(shè)定

第一，綠色發(fā)展指標(biāo)測算。關(guān)于綠色發(fā)展水平的測算，主要從環(huán)境管制和環(huán)境質(zhì)量兩個(gè)方面進(jìn)行衡量。環(huán)境管制更多體現(xiàn)某個(gè)地區(qū)為實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展而采取的一系列措施，而環(huán)境質(zhì)量則更多體現(xiàn)該省實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的程度，本研究側(cè)重于探討某個(gè)省份綠色發(fā)展?fàn)顩r對本省及鄰近省份進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放的影響程度，因此采用環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)來衡量綠色發(fā)展水平更為合適。

本文從環(huán)境污染排放、污染排放處理以及環(huán)境自凈能力三個(gè)層面選取指標(biāo)：環(huán)境污染排放層面的指標(biāo)包括廢水排放量WA、廢氣中二氧化硫排放量SO、廢氣中煙（粉）塵排放量D、城市生活垃圾清運(yùn)量DG、化肥施用量CF；污染排放處理層面的指標(biāo)包括工業(yè)固體廢棄物利用率RE、生活垃圾無害化處理率H、工業(yè)廢水處理完成投資額WI、工業(yè)廢氣治理完成投資額GI、工業(yè)固體廢物治理完成投資額SI、工業(yè)噪聲治理完成投資額NI；環(huán)境自凈能力層面的指標(biāo)包括人均水資源量PW、年末造林總面積F、年末林業(yè)投資完成情況FI。其中，環(huán)境污染排放層面的指標(biāo)均為逆指標(biāo)，采用倒數(shù)形式處理；工業(yè)廢水處理完成投資額、工業(yè)廢氣治理完成投資額、工業(yè)固體廢物治理完成投資額、工業(yè)噪聲治理完成投資額、年末林業(yè)投資完成情況均以2010年為基期，用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。同時(shí)對各指標(biāo)進(jìn)行z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理。適用性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，KMO值為0.6555且Bartlett球形檢驗(yàn)的P值等于0，說明原始變量之間存在相關(guān)關(guān)系，可以進(jìn)行主成分分析。分析結(jié)果顯示，前八個(gè)主成分因子累積貢獻(xiàn)率超過85%的經(jīng)驗(yàn)值水平（分別為30.52%、16.05%、10.54%、8.19%、7.23%、6.94%、5.41%和4.36%）， 因此本文根據(jù)八個(gè)主成分因子的系數(shù)矩陣，計(jì)算得到相應(yīng)的主成分表達(dá)式。此時(shí)用各主成分因子貢獻(xiàn)率除以累計(jì)貢獻(xiàn)率得到相應(yīng)的權(quán)數(shù)，各主成分因子表達(dá)式分別乘以權(quán)數(shù)并加總求和得到綠色發(fā)展水平的計(jì)算公式。如式（1）所示：

最后，將標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)代入得到各省綠色水平指標(biāo)GL。

第二，區(qū)域?qū)ν忾_放指標(biāo)測算。中國對外開放包括“引進(jìn)來”的內(nèi)部開放和“走出去”的外部開放兩方面（陳文新等，2016），其中“引進(jìn)來”的內(nèi)部開放指的是要面向世界，吸引其他國家市場主體及個(gè)人進(jìn)入國內(nèi)開展經(jīng)濟(jì)文化交流活動(dòng)，本文將采用貨物進(jìn)口總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重、當(dāng)年實(shí)際使用外資金額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重以及國際旅游外匯收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來刻畫內(nèi)部開放程度；“走出去”的外部開放指的是要放眼世界，鼓勵(lì)和支持中國本土企業(yè)“走出去”，融入世界經(jīng)濟(jì)體系，參與國際分工，本文將采用貨物出口總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重、對外非金融類直接投資流量占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量外部開放程度。同時(shí)參考姚戰(zhàn)琪（2018）對大國特質(zhì)的處理方法，本文在測算各省份開放度指標(biāo)時(shí)設(shè)置權(quán)數(shù)1/(1-GDPi/∑GDPi)來捕捉經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省特質(zhì)。區(qū)域開放度指標(biāo)測算公式如式（2）所示：

其中，IM表示貨物進(jìn)口貿(mào)易額，F(xiàn)DI表示外商在華直接投資流量，TR表示入境游客創(chuàng)造國際旅游外匯收入，EX表示貨物出口貿(mào)易額，OFDI表示中國企業(yè)對外非金融類直接投資流量。

本文根據(jù)上述討論，將省級(jí)區(qū)域開放度指標(biāo)進(jìn)一步分解為省級(jí)區(qū)域內(nèi)部開放度指標(biāo)RIO和區(qū)域外部開放度指標(biāo)REO，測算公式如式（3）和式（4）所示：

第三，空間權(quán)重矩陣設(shè)定。本文參考林梨奎和余壯雄（2018）的研究成果，使用兩省質(zhì)心點(diǎn)距離的倒數(shù)設(shè)置地理距離權(quán)重矩陣，并用各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展平均水平占全國平均水平比重構(gòu)成的對角矩陣與之相乘得到經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，并對上述矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（二）綠色發(fā)展與區(qū)域開放度變化的空間自相關(guān)特征

本文采用全域Geary's C指數(shù)和局域Moran's I指數(shù)，檢驗(yàn)各省綠色發(fā)展與區(qū)域開放度兩者之間可能存在的空間相關(guān)性。全域Geary's C指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，2010-2017年省級(jí)區(qū)域綠色發(fā)展水平GL、區(qū)域開放度RO、區(qū)域內(nèi)部開放度RIO的全域Geary's C指數(shù)在大多數(shù)年份顯著為正，說明這三個(gè)指標(biāo)在全域范圍內(nèi)的空間正向自相關(guān)特征明顯，同時(shí)區(qū)域外部開放度REO的全域Geary's C指數(shù)在大多數(shù)年份均不顯著，說明該指標(biāo)的空間自相關(guān)特征不明顯。

進(jìn)一步計(jì)算區(qū)域綠色發(fā)展水平GL以及區(qū)域開放度RO、區(qū)域內(nèi)部開放度RIO的局域Moran's I指數(shù)。采用地理距離權(quán)重矩陣的計(jì)算結(jié)果表明，2010-2017年省級(jí)區(qū)域綠色發(fā)展水平GL、區(qū)域開放度RO、區(qū)域內(nèi)部開放度RIO的局域空間相關(guān)特征差異明顯。就GL而言，北京市、天津市、山東省等東部地區(qū)呈現(xiàn)出顯著的高-高集聚特征或是低-低集聚特征，山西省、安徽省等中部地區(qū)則呈現(xiàn)出顯著的低-低集聚特征，西部以及東北地區(qū)的局域空間相關(guān)特征并不明顯。就RO而言，北京市、天津市、上海市、江蘇省、海南省等東部地區(qū)呈現(xiàn)出顯著的高-高集聚特征，山西省、河南省、湖北省等中部地區(qū)則呈現(xiàn)出顯著的低-低集聚特征，西部以及東北地區(qū)的局域空間相關(guān)特征并不明顯。就RIO而言，上海市、江蘇省、海南省等東部地區(qū)呈現(xiàn)出顯著的高-高集聚特征，山西省、河南省等中部地區(qū)則呈現(xiàn)出顯著的低-低集聚特征，西部以及東北地區(qū)的局域空間相關(guān)特征并不明顯。

本文采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣得到的計(jì)算結(jié)果大致一樣?？梢姡瑓^(qū)域綠色發(fā)展水平與區(qū)域開放度的全域空間相關(guān)特征以及局域空間相關(guān)特征都比較明顯，這說明地理空間是影響地區(qū)綠色發(fā)展水平以及區(qū)域開放度變化不容忽視的因素之一。下文借助空間計(jì)量模型，將空間因素納入考慮，從更為全面的視角考察區(qū)域綠色發(fā)展水平提升對其開放程度的影響作用。

模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）計(jì)量模型構(gòu)建

如上所述，區(qū)域綠色發(fā)展與區(qū)域開放度之間存在某種空間關(guān)聯(lián)性，在計(jì)量模型的選取上須充分考慮空間溢出的相互影響作用。本文分別采用地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LMlag統(tǒng)計(jì)量均大于LMerr統(tǒng)計(jì)量，這說明空間滯后影響占主導(dǎo)地位，此時(shí)選擇空間杜賓模型更為合適。因此，本文計(jì)量模型設(shè)定如式（5）、（6）和（7）所示：

其中，ρ表示空間滯后回歸系數(shù)，θ表示空間誤差回歸系數(shù)，X表示一系列控制變量。采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣以及地理距離權(quán)重矩陣的LR檢驗(yàn)結(jié)果均在顯著性水平1%下拒絕“計(jì)量模型退化為空間自回歸模型”和“計(jì)量模型退化為空間誤差模型”的原假設(shè)，再次證明空間杜賓模型更為適用。通過豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果確定選取個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

（二）數(shù)據(jù)來源和變量說明

本文使用的原始數(shù)據(jù)主要來源于2011-2018《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、2010-2017年度《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。除了環(huán)境質(zhì)量因素外，為盡量避免因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文將根據(jù)已有研究成果，選取本省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（分別用國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量）、生產(chǎn)率水平（用基于廣義矩估計(jì)方法估算的各地區(qū)全要素生產(chǎn)率來衡量）、固定資產(chǎn)投資強(qiáng)度（用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量）、居民消費(fèi)能力（用人均居民消費(fèi)支出來衡量）、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度（用專利申請量來衡量，選取這一指標(biāo)的原因在于，若地方政府的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度越大，則企業(yè)及個(gè)人申請專利的積極性就越高）、勞動(dòng)力質(zhì)量（用每十萬人高等教育學(xué)校平均在校生數(shù)來衡量）、勞動(dòng)力成本（用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資來衡量）、研發(fā)投入強(qiáng)度（用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量）、城鎮(zhèn)化（用年末城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬浚⒙糜谓哟?wù)設(shè)施（用接待入境過夜游客數(shù)來衡量）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（分別用客運(yùn)量和貨運(yùn)量來衡量）、商業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（用社會(huì)消費(fèi)品零售總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量）、通訊設(shè)施水平（用移動(dòng)電話普及情況來衡量）、信貸約束（用年末金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量）作為控制變量。此外，在進(jìn)一步將開放度指標(biāo)分解為內(nèi)部開放度指標(biāo)和外部開放度指標(biāo)后，選取本省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、生產(chǎn)率水平、固定資產(chǎn)投資強(qiáng)度、居民消費(fèi)能力、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、勞動(dòng)力質(zhì)量、研發(fā)投入強(qiáng)度、城鎮(zhèn)化、旅游接待服務(wù)設(shè)施、交通基礎(chǔ)設(shè)施（分別用客運(yùn)量和貨運(yùn)量來衡量）、商業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、通訊設(shè)施水平、信貸約束作為檢驗(yàn)綠色發(fā)展對內(nèi)部開放度影響作用的控制變量，選取本省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、生產(chǎn)率水平、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、勞動(dòng)力質(zhì)量、研發(fā)投入強(qiáng)度、城鎮(zhèn)化、交通基礎(chǔ)設(shè)施（用貨運(yùn)量來衡量）、信貸約束作為檢驗(yàn)綠色發(fā)展對區(qū)域外部開放度影響作用的控制變量。

本文以2010年為基期，國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值用各省份工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，外商在華直接投資流量、中國企業(yè)對外非金融類直接投資流量、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出、資本形成總額用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，貨物進(jìn)口貿(mào)易額、貨物出口貿(mào)易額、入境游客創(chuàng)造國際旅游外匯收入、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資、人均居民消費(fèi)支出、年末金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，社會(huì)消費(fèi)品零售總額用商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。為解決因被解釋變量與解釋變量以及控制變量之間可能存在的互為因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用核心解釋變量以及控制變量的一階滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行回歸。此外，國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均居民消費(fèi)支出、專利申請量、每十萬人高等教育學(xué)校平均在校生數(shù)、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資、接待入境過夜游客數(shù)、客運(yùn)量、貨運(yùn)量、移動(dòng)電話普及情況等變量均采用對數(shù)化處理。

實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用地理距離權(quán)重矩陣回歸得到初步回歸結(jié)果，同時(shí)采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。估計(jì)結(jié)果表明：在采用地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)后，用于捕捉綠色發(fā)展水平GL空間效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)θ以及用于捕捉區(qū)域開放度RO空間效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)ρ均通過顯著性檢驗(yàn)且顯著性水平小于10%，這與前述LR檢驗(yàn)結(jié)果一致，再次證實(shí)空間杜賓模型的適用性；在采用地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)并控制影響區(qū)域開放度RO的其他變量后，區(qū)域綠色發(fā)展水平GL顯著提升區(qū)域?qū)ν忾_放程度RO，且綠色發(fā)展水平GL每增加1個(gè)單位，將帶動(dòng)本省區(qū)域開放度RO在平均意義上提升0.1161個(gè)單位，同時(shí)促進(jìn)鄰近省份區(qū)域開放度RO在平均意義上提升0.0637個(gè)單位；采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)后回歸得到的估計(jì)結(jié)果基本一致，本次估計(jì)結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（二）分解區(qū)域開放度分析

擴(kuò)大對外開放，重點(diǎn)在于把“引進(jìn)來”和“走出去”更好地結(jié)合起來（韓曉梅，2018），因此本文將區(qū)域開放度RO進(jìn)一步分解為區(qū)域內(nèi)部開放度RIO（側(cè)重衡量“引進(jìn)來”的內(nèi)部開放程度）以及區(qū)域外部開放度REO（側(cè)重衡量“走出去”的外部開放程度）兩個(gè)細(xì)分指標(biāo)，深入探究區(qū)域綠色發(fā)展水平提升影響區(qū)域?qū)ν忾_放的內(nèi)在機(jī)制。結(jié)果如表2所示。

回歸結(jié)果表明：第一，在采用地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)后，用于捕捉綠色發(fā)展水平空間效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)θ以及用于捕捉區(qū)域內(nèi)部開放度以及區(qū)域外部開放度空間效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)ρ均通過顯著性檢驗(yàn)且顯著性水平小于10%，這與前述LR檢驗(yàn)結(jié)果一致，再次證實(shí)空間杜賓模型的適用性；第二，在采用地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)并控制影響區(qū)域內(nèi)部開放度的其他變量后，地區(qū)綠色發(fā)展水平GL顯著促進(jìn)本省及鄰近省份“引進(jìn)來”的內(nèi)部開放程度 ，且綠色發(fā)展水平GL每增加1個(gè)單位，將帶動(dòng)本省區(qū)域內(nèi)部開放度RIO在平均意義上提升0.1012個(gè)單位，同時(shí)促進(jìn)鄰近省份區(qū)域內(nèi)部開放度RIO在平均意義上提升0.0439個(gè)單位；第三，在采用地理距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)并控制影響區(qū)域開放度的其他變量后，地區(qū)綠色發(fā)展水平GL對本省及鄰近省份區(qū)域外部開放度REO的影響作用并不顯著，這意味著地區(qū)綠色發(fā)展水平對本省及鄰近省份對外開放程度的影響作用更多地體現(xiàn)在其對擴(kuò)大進(jìn)口貿(mào)易、吸收外商在華直接投資以及吸引國際游客入境旅游等“引進(jìn)來”方面上；第四，采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)后回歸得到的估計(jì)結(jié)果基本一致，本次估計(jì)結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

結(jié)論與政策啟示

本文以中國大陸30個(gè)省份（由于數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏自治區(qū)）為例，采用2010-2017年面板數(shù)據(jù)樣本，在運(yùn)用主成分分析法測算各省份綠色發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，構(gòu)建杜賓空間計(jì)量模型分析地區(qū)綠色發(fā)展水平提升對本省及鄰近省份區(qū)域開放度的影響效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果顯示：第一，本省綠色發(fā)展水平提升顯著促進(jìn)本省對外開放程度，這說明本省綠色發(fā)展水平提升，尤其是環(huán)境質(zhì)量的提升，將更好地提高該省的國際形象和對外吸引力，促進(jìn)當(dāng)?shù)剡M(jìn)一步擴(kuò)大對外開放；第二，本省綠色發(fā)展水平提升對鄰近省份對外開放程度存在顯著的正向溢出效應(yīng)，這說明綠色發(fā)展工作的推進(jìn)并非各個(gè)省份“各人自掃門前雪”的家事，而應(yīng)是“全國一盤棋”的國事；第三，本省綠色發(fā)展水平提升對區(qū)域開放度的影響，更多表現(xiàn)在促進(jìn)本省擴(kuò)大進(jìn)口貿(mào)易、吸收外商在華直接投資、吸引國際游客入境旅游等“引進(jìn)來”方面，而中國企業(yè)對外直接投資、出口貿(mào)易等“走出去”方面，是否更多地受到東道國綠色發(fā)展水平的影響，尚需進(jìn)一步研究。

通過基于主成分分析法和空間杜賓模型的實(shí)證研究，得到以下政策啟示：

第一，科學(xué)認(rèn)識(shí)綠色發(fā)展對區(qū)域開放程度的促進(jìn)作用。上述研究結(jié)果顯示，加快推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展是一項(xiàng)與進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放密切相關(guān)的戰(zhàn)略措施。本地綠色發(fā)展水平的提升，特別是環(huán)境質(zhì)量改善，將直接幫助本地居民減少用于醫(yī)療保健的支出比例，居民用于購買其他商品的支出水平將得到提升，增強(qiáng)進(jìn)口商對本地市場消費(fèi)需求水平的信心；本地環(huán)境質(zhì)量的改善，將有利于增強(qiáng)本地對外資企業(yè)以及國際游客的吸引力，更容易得到外資企業(yè)以及國際游客在投資或旅游目的地選擇上的青睞?；诟冒l(fā)揮促進(jìn)對外開放作用的角度，地方政府應(yīng)加大力度推進(jìn)綠色發(fā)展工作，淘汰劣質(zhì)企業(yè)，為中國進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放預(yù)留發(fā)展動(dòng)力。

第二，建立健全綠色發(fā)展信息共享機(jī)制。上述研究結(jié)果也表明，一省綠色發(fā)展水平的提升，對鄰近省份對外開放程度也存在正向溢出效應(yīng)，這為省際之間合作共建綠色發(fā)展區(qū)域協(xié)同機(jī)制提供理論支撐。在環(huán)境整治工作中，經(jīng)常有制造企業(yè)在其因自身環(huán)境影響評(píng)估不達(dá)標(biāo)被關(guān)停后，沒有選擇就地環(huán)保改造，而是將生產(chǎn)基地遷往其他地方，繼續(xù)污染環(huán)境。雖然某個(gè)地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量有所改善，但是其他地區(qū)卻承接了污染轉(zhuǎn)移所帶來的環(huán)境損害，從全國大局來看并沒有實(shí)現(xiàn)真正意義上的綠色發(fā)展。因此，各地政府應(yīng)當(dāng)建立健全綠色發(fā)展信息共享機(jī)制，依托區(qū)域協(xié)作方式建立跨區(qū)域的企業(yè)環(huán)境影響信息檔案，讓污染企業(yè)無處遁形。

囿于數(shù)據(jù)的限制，特別是目前《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》僅公布到省級(jí)層面的對外直接投資數(shù)據(jù)，本文僅采用省級(jí)空間面板數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行實(shí)證分析，未來爭取獲取更為詳盡的數(shù)據(jù)樣本做進(jìn)一步研究。