環(huán)境分權(quán)下科技創(chuàng)新與地區(qū)生態(tài)福利績效

程廣斌，王朝陽

（石河子大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，新疆 石河子 832000）

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國經(jīng)濟實現(xiàn)了跨越式發(fā)展，但負面問題接踵而來，自然資源逐漸枯竭、生態(tài)環(huán)境日益惡化均不利于人類福祉的改善，嚴重制約中國可持續(xù)發(fā)展的進程。在新發(fā)展理念下，經(jīng)濟發(fā)展不等同于經(jīng)濟繁榮，而是集經(jīng)濟增長、環(huán)境保護、人類福利為一體的綜合性指標(biāo)（藺鵬和孟娜娜，2020）［1］。因此，中國需盡快打破經(jīng)濟發(fā)展瓶頸，以節(jié)約資源和環(huán)境保護為前提，以追求人民福利為目標(biāo)，實現(xiàn)經(jīng)濟、環(huán)境、社會協(xié)同并進。如何提高地區(qū)生態(tài)福利績效，實現(xiàn)經(jīng)濟、環(huán)境、社會協(xié)調(diào)發(fā)展，已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界和政府關(guān)注的熱點問題。要素驅(qū)動的經(jīng)濟發(fā)展方式已不再適應(yīng)新發(fā)展需要，科技創(chuàng)新成為經(jīng)濟發(fā)展的第一推動力?？萍紕?chuàng)新不僅可以緩解經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾，還可以提升人類福利水平，是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的主要動力（陳亮和哈戰(zhàn)榮，2018）［2］。中國已進入創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展階段，要提升地區(qū)生態(tài)福利績效，必須以扎實的創(chuàng)新能力為基礎(chǔ)。環(huán)境分權(quán)是中國具有的特色環(huán)境治理模式，中央政府將環(huán)境權(quán)力下放給地方政府，使得地方政府在環(huán)境治理方面具有一定的自主權(quán)。然而，在中央政府激勵和約束雙重制度下，地方政府因政績考核和官員晉升等因素，會導(dǎo)致一定程度的投資偏好和財政支出結(jié)構(gòu)扭曲（李光龍和周云蕾，2019）［3］。因此，在中國特色環(huán)境分權(quán)背景下，科技創(chuàng)新能否成為地區(qū)生態(tài)福利績效的重要推動力？環(huán)境分權(quán)能否發(fā)揮科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的驅(qū)動作用？環(huán)境分權(quán)的調(diào)節(jié)作用是否存在空間異質(zhì)性和門檻效應(yīng)？研究這些問題，對落實中國2030年可持續(xù)發(fā)展議程具有重要意義。

關(guān)于生態(tài)福利績效的研究可以分為三個階段，分別為早期階段、中期階段和現(xiàn)階段。①早期階段以Daly（1974）［4］為代表，他提出各國可持續(xù)發(fā)展水平可以通過衡量每消耗一單位自然資源所導(dǎo)致的社會福利水平進行度量，但在研究中并沒有給出具體的測算指標(biāo)。②中期階段主要從理論上強調(diào)生態(tài)福利績效的必要性、基本內(nèi)涵和遵循的原則。國內(nèi)學(xué)者以諸大建和張帥（2014）［5］為代表，在早期研究基礎(chǔ)上首次定義生態(tài)福利績效，即將自然資源投入轉(zhuǎn)化為社會福利的能力提升，并采用HDI與生態(tài)足跡之比將指標(biāo)量化。③現(xiàn)階段對生態(tài)福利績效的研究由理論研究逐漸轉(zhuǎn)為以數(shù)據(jù)為支撐的數(shù)理模型研究，研究范圍從國家層面（臧漫丹等，2013）［6］擴展到省級層面（鐘水映和馮英杰，2017）［7］和城市層面（朱遠和劉國平，2017）［8］；研究方法由比值法擴展到數(shù)據(jù)包絡(luò)法（龍亮軍等，2017）［9］；研究內(nèi)容從生態(tài)福利績效測度擴展到指標(biāo)分解（王圣云等，2020）［10］、影響因素（李成宇等，2019）［11］及空間效應(yīng)（鄧遠建等，2020）［12］。

關(guān)于科技創(chuàng)新與生態(tài)福利績效關(guān)系的研究，大多學(xué)者從綠色發(fā)展角度展開分析。科技創(chuàng)新引領(lǐng)綠色發(fā)展，一方面為生產(chǎn)提供綠色技術(shù)，實現(xiàn)生產(chǎn)方式綠色化；另一方面倡導(dǎo)綠色消費理念，實現(xiàn)生活方式綠色化。將生產(chǎn)、生活、生態(tài)三者高度融合，成為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要武器。黃娟（2016）基于“三生”視角，從理論方面論證科技創(chuàng)新的重要方向就是綠色發(fā)展，并從理念、機制和人才等方面探討了中國綠色創(chuàng)新的發(fā)展道路［13］。馮吉芳（2017）［14］通過構(gòu)建綠色發(fā)展指標(biāo)衡量地區(qū)生態(tài)福利績效水平，并從理論和實證兩方面分析綠色發(fā)展的創(chuàng)新驅(qū)動機制，進一步分析了創(chuàng)新與綠色發(fā)展的協(xié)同演化機理。滕堂偉等（2019）［15］從時間和空間兩個角度研究發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶科技創(chuàng)新與綠色發(fā)展之間實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展，兩者協(xié)調(diào)水平在時間上逐步上升，在空間上呈集群化分布。侯純光等（2017）［16］研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新與綠色發(fā)展在時間演變和空間分布上具有相似性，并進一步得出科技創(chuàng)新對綠色發(fā)展具有正向促進作用。李蘭冰等（2021）基于節(jié)能減排視角研究了中國城市層面綠色發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新賦能機制，研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新可顯著提升城市綠色發(fā)展，并進一步分析節(jié)能減排效應(yīng)是技術(shù)創(chuàng)新促進城市綠色發(fā)展的重要機制［17］。

關(guān)于環(huán)境分權(quán)與生態(tài)福利績效的研究，多數(shù)學(xué)者單純從環(huán)境視角分析。一些學(xué)者支持環(huán)境集權(quán)，Burgess et al.（2012）［18］認為，中國現(xiàn)行的行政制度在很多方面給予地方政府較大的決定權(quán)，地方政府為了追逐自身利益，往往會降低地方環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，加劇地區(qū)逐底競爭，降低了環(huán)境政策的效率，最終導(dǎo)致環(huán)境污染嚴重。Boskovic（2015）［19］認為，環(huán)境污染具有外溢性特征，而環(huán)境管理權(quán)的不集中會導(dǎo)致環(huán)境污染內(nèi)部化動力不足，進一步加劇了地方政府逐底競爭，最終導(dǎo)致環(huán)境權(quán)力下放到地方政府的無效性。另一些學(xué)者支持環(huán)境分權(quán)，白俊紅和聶亮（2017）［20］認為，環(huán)境權(quán)力下放會對地方政府的環(huán)境管理形成一種強而有力的約束，促進環(huán)境保護。Goelr et al.（2017）［21］認為，地區(qū)之間存在異質(zhì)性，地方政府比中央政府擁有更好的信息優(yōu)勢，可以高效率滿足公共偏好。Millimet（2008）［22］認為，環(huán)境分權(quán)會提高地方政府對環(huán)境保護的責(zé)任，在特定范圍內(nèi)，地方政府制度的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)更具有一定的透明度，以便于公眾監(jiān)督，進而帶動公眾的環(huán)境保護意識。此外，也有學(xué)者認為環(huán)境分權(quán)對地方政府環(huán)境管理程度和執(zhí)法行為產(chǎn)生的影響不顯著，即使存在環(huán)境分權(quán)的污染外溢現(xiàn)象和搭便車行為，也并不能說明中央環(huán)境集權(quán)的效果要優(yōu)于環(huán)境分權(quán)（Sigman，2005）［23］。

現(xiàn)有文獻圍繞生態(tài)福利績效測算、科技創(chuàng)新與綠色發(fā)展、環(huán)境分權(quán)與環(huán)境污染等方面進行了深入研究，然而仍存在一些不足：一是大多數(shù)學(xué)者集中在創(chuàng)新、環(huán)境分權(quán)與生態(tài)環(huán)境之間的研究，缺乏基于福祉視角擴展生態(tài)效率的實證研究；二是缺乏環(huán)境分權(quán)下科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的影響研究。本文結(jié)合中國特色治理模式，以中國29個省份（不包括西藏、新疆和港澳臺地區(qū)）為研究對象，對地區(qū)綜合創(chuàng)新水平和生態(tài)福利績效進行測算，實證分析科技創(chuàng)新能否成為驅(qū)動地區(qū)生態(tài)福利績效提升的核心要素？科技創(chuàng)新驅(qū)動生態(tài)福利績效提升是否存在環(huán)境分權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)？厘清中央與地方政府的環(huán)境治理和科技創(chuàng)新責(zé)任，提高人民福祉水平，促進地區(qū)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）科技創(chuàng)新與生態(tài)福利績效

只有弄清科技創(chuàng)新影響地區(qū)生態(tài)福利績效的內(nèi)在機制，才能實現(xiàn)科技創(chuàng)新帶來的可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。生態(tài)福利績效體現(xiàn)了一國或地區(qū)自然資源消耗向人類福祉轉(zhuǎn)化的能力，是經(jīng)濟增長、環(huán)境保護和人類福利共同發(fā)力的結(jié)果，而科技創(chuàng)新作為經(jīng)濟發(fā)展的核心因素，對地區(qū)生態(tài)福利績效的提升有著重要推動作用。從生產(chǎn)方式上看，一方面，實現(xiàn)了能源結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，利用技術(shù)進步發(fā)現(xiàn)可循環(huán)能源和清潔能源，代替?zhèn)鹘y(tǒng)能源，減少能源消耗，為綠色生產(chǎn)提供堅實的基礎(chǔ)；另一方面，實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，利用技術(shù)進步培育新興產(chǎn)業(yè)，在節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)上不斷突破技術(shù)障礙，促使傳統(tǒng)高污染產(chǎn)業(yè)向高質(zhì)量、高效率產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。從生活方式上看，科技創(chuàng)新開拓了新的理念，利用技術(shù)進步不斷引導(dǎo)綠色消費，鼓勵綠色出行、綠色居住等，實現(xiàn)了文明健康的理想生活方式轉(zhuǎn)變（黃娟，2017）［13］。綜上，科技創(chuàng)新一方面促進企業(yè)生產(chǎn)向低污染、高附加值方向轉(zhuǎn)型，既增加了社會財富又實現(xiàn)了資源節(jié)約；另一方面深化綠色理念，助力全民綠色生活開啟新征程。因此，科技創(chuàng)新通過技術(shù)進步實現(xiàn)了生產(chǎn)和生活綠色化，促進地區(qū)生態(tài)福利績效的提高，實現(xiàn)地區(qū)可持續(xù)發(fā)展。

（二）環(huán)境分權(quán)、科技創(chuàng)新與生態(tài)福利績效

環(huán)境分權(quán)是一種特色環(huán)境管理方式，由中央政府向地方政府推行，將環(huán)境政策制定和實施的權(quán)利交由地方政府，地方政府成為環(huán)境保護的主要負責(zé)人。在產(chǎn)權(quán)界定明晰的前提下，環(huán)境具有兩大特征，一是排他性，二是可轉(zhuǎn)讓性。環(huán)境分權(quán)明確了地方政府的主體地位，環(huán)境分權(quán)下政府面臨的問責(zé)壓力加大，使得地方更致力于環(huán)境治理工作。然而，地區(qū)之間的環(huán)境污染問題存在密切聯(lián)系，環(huán)境污染具有較強的空間外溢性，地方政府在制定環(huán)境政策時往往忽略對其他地區(qū)環(huán)境污染帶來的影響，從而導(dǎo)致政策實施的無效率或低效率。另外，環(huán)境治理是一項投資規(guī)模大、周期長、見效慢的系統(tǒng)性工程，在中央政府和公眾需求雙重壓力下，地方政府會大幅度提高環(huán)境支出比例，在某種程度上對科技、教育、醫(yī)療等社會性支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于科技創(chuàng)新的產(chǎn)出，從而減緩經(jīng)濟增長速度（傅勇和張晏，2007）［24］。基于以上分析，本文提出假設(shè)1、假設(shè)2。

H1：科技創(chuàng)新正向促進地區(qū)生態(tài)福利績效，是提升地區(qū)生態(tài)福利績效的關(guān)鍵因素；

H2：環(huán)境分權(quán)對科技創(chuàng)新驅(qū)動地區(qū)生態(tài)福利績效具有負向調(diào)節(jié)作用。

三、科技創(chuàng)新能力與生態(tài)福利績效的測度

（一）科技創(chuàng)新能力測度

創(chuàng)新是一種綜合能力，僅從某單一指標(biāo)不足以全面評價中國各個區(qū)域的綜合創(chuàng)新水平。科技創(chuàng)新能否成為核心驅(qū)動力主要取決于三個方面：一是地區(qū)發(fā)展是否具備基本創(chuàng)新條件；二是從研發(fā)創(chuàng)新到產(chǎn)品生產(chǎn)，再到市場擴散，科技創(chuàng)新的整個過程是否通暢，這影響到科技創(chuàng)新成果是否實現(xiàn)了自身價值；三是是否具備有利的創(chuàng)新環(huán)境。為保證科學(xué)合理、全面評價地區(qū)科技創(chuàng)新能力，本文從以下三個方面構(gòu)建科技創(chuàng)新綜合指標(biāo)體系，具體見表1所列。

表1 科技創(chuàng)新綜合指標(biāo)體系

均方差客觀賦權(quán)法是一種測算綜合指標(biāo)常用的方法，并且可以在合成指標(biāo)的過程中減少信息損失量，故本文采用該方法測算科技創(chuàng)新能力。表1中，采用大中型工業(yè)企業(yè)國內(nèi)技術(shù)購買費用與國外技術(shù)引進費用之和來表示企業(yè)技術(shù)引進經(jīng)費；選取私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)之比來表示非國有經(jīng)濟比重；選取私營企業(yè)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比來表示非國有經(jīng)濟總產(chǎn)值份額。本文以中國29個省份2005—2018年的數(shù)據(jù)為分析基礎(chǔ)，以上數(shù)據(jù)均來源于win數(shù)據(jù)庫、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、各省份《統(tǒng)計年鑒》以及《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

（二）生態(tài)福利績效測度

本文將借鑒諸大建和張帥（2014）［5］的研究，通過比值法計算地區(qū)生態(tài)福利績效，采用人類發(fā)展指數(shù)（HDI）與人均生態(tài)足跡指數(shù)（AEF*）之比來表示，公式如下：

其中：EWP表示生態(tài)福利績效；HDI表示人類發(fā)展指數(shù)；AEF表示人均生態(tài)足跡，為保證計算結(jié)果準(zhǔn)確性，AEF在計算過程中與HDI保持一致，進行無量綱化處理。人類發(fā)展指數(shù)采用《2010人類發(fā)展報告》中的計算方法，公式如下：

其中，平均受教育年限由各個階段的人口受教育年限的平均值而得，預(yù)期受教育年限由累加各個階段的毛入學(xué)率而得。由于部分數(shù)據(jù)缺失，本文在計算過程中將小學(xué)毛入學(xué)率默認為100%，2005—2010年初高中毛入學(xué)率由后幾年的數(shù)據(jù)擬合得到，高等教育毛入學(xué)率近似等于高中毛入學(xué)率，而預(yù)期壽命數(shù)據(jù)通過線性插值法得到。

本文借鑒王洪波（2013）［25］的研究，生態(tài)足跡（EF）以四種不同類型生態(tài)足跡之和來表示，其中：EF1表示污染生態(tài)足跡；EF2表示消費生態(tài)足跡；EF3表示水資源生態(tài)足跡；EF4表示生產(chǎn)生態(tài)消費足跡。具體計算公式如下：

式（4）中：d代表三種污染物（水、大氣、固體廢物）；Qd代表污染物排放量；γ為均衡因子，三種污染物均衡因子分別為0.05、0.37、3.91；Yd表示土地污染物吸收能力。式（5）中：j為化石能源種類；γb、γc分別代表化石能源、建筑用地均衡因子，取值為0.19和3.91；Cj和Ac分別代表化石能源和電能年消費量；Yj和Yc分別代表化石能源和電能全國平均生產(chǎn)力。式（6）中：e代表水資源；W為消費量；γe代表水資源均衡因子，取值5.19；P代表全國生產(chǎn)能力。式（7）中：k代表四種生產(chǎn)土地類型（耕地、林地、草地、水域）；n代表第k類生物質(zhì)種數(shù)；γk代表四類土地均衡因子，取值為3.91、0.67、0.10、0.05；Yki、pki分別代表第k類土地第i種生物質(zhì)平均生產(chǎn)力、年產(chǎn)量。

以上HDI和EF計算數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)教育統(tǒng)計公報和統(tǒng)計年鑒。

（三）測度結(jié)果

圖1展示了2005—2018年中國整體生態(tài)福利績效趨勢。由圖1可知，中國生態(tài)福利績效值整體呈上升趨勢，生態(tài)福利績效值自2005年的0.117上升至2018年的0.198，其中2005—2008年上升劇烈，2009—2011年上升趨于平穩(wěn)，2012年有輕微下降，2013年以后又呈現(xiàn)平穩(wěn)增長。黨的十八大以來，黨中央和國務(wù)院高度重視生態(tài)文明建設(shè)，對綠色發(fā)展和綠色生活制定重要方針政策，不斷釋放生態(tài)紅利。黨的十九大報告重新定義社會主要矛盾，并進一步指出現(xiàn)代化建設(shè)既要創(chuàng)造財富滿足生活需要，也要提供優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品滿足生態(tài)環(huán)境需要。由此可見，中國近幾年以政策為引領(lǐng)，在人類福利上提升科教水平，完善社會保障體系；在生態(tài)治理上以綠色為底色，踐行綠色發(fā)展理念，從而使人類福利水平快速提高且自然消耗速度減慢，生態(tài)福利績效得以有效提升。

圖1 2005—2018年中國整體生態(tài)福利績效值

表2為中國29個省份2005—2018年科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效的平均值及排名。從科技創(chuàng)新能力看，東部地區(qū)高于全國平均值，而中西部地區(qū)均低于全國平均值，科技創(chuàng)新能力兩極化明顯，說明中國科技創(chuàng)新能力在東部地區(qū)形成增長極，中西部地區(qū)處于弱勢狀態(tài)。東部地區(qū)在創(chuàng)新資源、人力資本等方面優(yōu)勢顯著，有利于激發(fā)創(chuàng)新活力，而中西部地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境尚不成熟，既缺乏基礎(chǔ)設(shè)施等“硬件”建設(shè)，也缺乏制度保障等“軟件”措施，創(chuàng)新水平滯后。從生態(tài)福利績效看，高于全國平均水平的城市有8個，其中6個分布在東部地區(qū)，大多數(shù)中西部地區(qū)均低于全國平均水平。東部地區(qū)存在資本和技術(shù)優(yōu)勢，經(jīng)濟、科教和醫(yī)療實力雄厚，社會福利資源充足，生態(tài)福利績效水平遙遙領(lǐng)先；中部地區(qū)以能源和工業(yè)發(fā)展為主，經(jīng)濟、科教和醫(yī)療條件較好，但因其工業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，以重工業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)給生態(tài)環(huán)境帶來了破壞，降低了地區(qū)生態(tài)福利績效；西部地區(qū)經(jīng)濟福利水平較低，雖存在自然資源優(yōu)勢，但隨著資源依賴增強，生態(tài)環(huán)境問題日益嚴峻，在此雙重影響下，使得生態(tài)福利績效水平較低。整體來看，北京、上海、江蘇、廣東、浙江的科技創(chuàng)新能力在全國排名前五位，上海、浙江、北京、廣東、江蘇的生態(tài)福利績效在全國排名前五位，這些省市均分布在東部地區(qū)。因此，以上研究結(jié)果在一定程度上表明科技創(chuàng)新能力與生態(tài)福利績效具有一致性，一個地區(qū)的科技創(chuàng)新能力較強，意味著該地區(qū)也具有較高的生態(tài)福利績效。因此，為了更準(zhǔn)確地考察科技創(chuàng)新能力與地區(qū)生態(tài)福利績效的關(guān)系，需進一步構(gòu)建模型進行實證分析。

表2 各地區(qū)科技創(chuàng)新能力與生態(tài)福利績效排名

續(xù)表2

四、模型設(shè)計與實證分析

（一）空間杜賓模型

在知識溢出和人才流動效應(yīng)下，科技創(chuàng)新活動具有明顯的“空間外溢”特征［26］。地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展特征也并非孤立存在，與其他地區(qū)可能存在某種空間聯(lián)系，考慮地區(qū)科技創(chuàng)新和生態(tài)福利績效的空間外溢性，本文首先使用經(jīng)濟距離權(quán)重的Moran'sI指數(shù)對核心變量進行空間自相關(guān)檢驗，其次建立空間計量模型，最后實證分析科技創(chuàng)新與生態(tài)福利績效的關(guān)系。空間計量模型有三種，其中空間杜賓模型（SDM）同時考慮了自變量與因變量之間的相關(guān)性，其估計結(jié)果比空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）更具解釋性。故本文采用空間杜賓模型，具體形式如下：

在模型（8）的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國特色治理模式，繼續(xù)研究環(huán)境分權(quán)下科技創(chuàng)新與生態(tài)福利績效的關(guān)系，在現(xiàn)有模型上增加環(huán)境分權(quán)與科技創(chuàng)新的交互項，公式如下：

其中：i為地區(qū)；t為時間；ewp為生態(tài)福利績效；innov為科技創(chuàng)新能力；X為控制變量；ρ為空間自回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；α為截距項；u為隨機擾動項。

由于存在內(nèi)生空間交互項產(chǎn)生的反饋效應(yīng)，在Lesage（2009）［27］研究的基礎(chǔ)上，為了減少甚至避免空間杜賓模型在檢驗空間溢出效應(yīng)時出現(xiàn)的偏誤，又將空間溢出效應(yīng)分為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)三個部分。具體計算公式如下：

其中，X′為模型中所要決定的變量。Y對X′求偏導(dǎo)的第k個變量的矩陣如下：

其中：直接效應(yīng)（X對本地區(qū)Y的影響）由矩陣對角線的平均值計算而得；間接效應(yīng)（X對周邊地區(qū)Y的影響）由矩陣非對角線的平均值計算而得；總效應(yīng)（X對Y的總影響）由矩陣所有元素平均值計算而得。

（二）變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為生態(tài)福利績效（ewp），采用上文的比值法進行測度。

2.核心解釋變量

核心解釋變量有2個：①科技創(chuàng)新能力（innov），采用上文均方差權(quán)值法進行測度；②環(huán)境分權(quán)（ed），借鑒祁毓等（2014）［28］的計算方法，用地區(qū)人均環(huán)保人員數(shù)與全國人均環(huán)保人員數(shù)之比來衡量，并以（1-GDPit）/GDPi進行平減處理。為了確保環(huán)境分權(quán)變量以及實證結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性，同樣參照祁毓等（2014）的做法，在進行穩(wěn)健性檢驗時，本文還選擇了環(huán)境行政分權(quán)指標(biāo)（ed1）和環(huán)境監(jiān)測分權(quán)指標(biāo)（ed2）作為環(huán)境分權(quán)變量的代理變量，計算方法與環(huán)境分權(quán)的測度一致。

3.控制變量

控制變量包括：①城市化水平（urban），采用城市常住人口占地區(qū)總?cè)丝诒戎睾饬?；②基礎(chǔ)設(shè)施水平（infra），采用每萬人公路長度衡量；③社會性支出（pub），采用社會保障和就業(yè)支出占財政支出比重衡量；④金融水平（fin），采用金融機構(gòu)存貸款總額占GDP比重衡量。

主要變量的基本統(tǒng)計見表3所列。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

（三）實證結(jié)果分析

1.科技創(chuàng)新和生態(tài)福利績效空間相關(guān)性的Moran'sI指數(shù)

Moran'sI指數(shù)的范圍介于-1和1之間，若該指數(shù)為正值，則表示各區(qū)域之間存在正相關(guān)的空間關(guān)系；若指數(shù)為負，則表示區(qū)域之間存在負相關(guān)的空間關(guān)系；若該指數(shù)為零，則表示區(qū)域之間不存在相關(guān)性。Moran'sI指數(shù)的計算公式如下：

其中：n=39；Y表示生態(tài)福利績效；Y為其平均值；s2表示Y的方差；W為空間權(quán)重矩陣。表4為2005—2018年中國29個省份科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效的Moran'sI指數(shù)。由表4可知，兩個變量的Moran'sI指數(shù)顯著為正，表明中國各地區(qū)創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效存在顯著的空間外溢性。

表4 科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效的Moran's I指數(shù)

2.空間杜賓模型估計結(jié)果與分析

利用空間杜賓模型對方程（8）和（9）進行估計，得到模型1和模型2，結(jié)果見表5所列。由表5可知，在模型1和模型2中，生態(tài)福利績效的空間滯后項系數(shù)ρ顯著不為0，且為正值，說明地區(qū)之間的生態(tài)福利績效并不是相互獨立的，存在相互依賴性。在此情況下，科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)不能準(zhǔn)確解釋地區(qū)生態(tài)福利績效的變化。基于此，本文利用空間杜賓模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)對方程（8）和（9）進一步估計，得到模型3和模型4，結(jié)果見表6所列。

表5 空間面板杜賓模型估計結(jié)果

表6 空間效應(yīng)分解

由表6模型3可知，對于核心解釋變量而言，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%水平下都顯著為正，說明科技創(chuàng)新是提升地區(qū)生態(tài)福利績效的關(guān)鍵因素，驗證了本文的H1。一方面，在技術(shù)進步和制度改革下，企業(yè)通過改變生產(chǎn)方式、降低能耗、生產(chǎn)綠色產(chǎn)品，實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的高端化調(diào)整；另一方面，創(chuàng)新引領(lǐng)綠色消費，促進生活方式提升，推動生產(chǎn)綠色化和生活綠色化的融合，最終實現(xiàn)經(jīng)濟、環(huán)境、社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。此外，隨著信息技術(shù)的不斷傳播以及市場化水平的提高，相鄰地區(qū)可依托地理優(yōu)勢，通過模仿和學(xué)習(xí)實現(xiàn)技術(shù)突破，進而推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)功能升級，不斷增加地區(qū)生態(tài)福祉。因此，科技創(chuàng)新一旦在某地區(qū)產(chǎn)生，在外溢作用下不斷向周邊地區(qū)擴散，帶動了相鄰地區(qū)的生態(tài)福利績效。

在一系列控制變量中，城市化的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都顯著為負，說明城市化不利于地區(qū)生態(tài)福利績效的提高。一方面，城市規(guī)模擴大導(dǎo)致“擠出效應(yīng)”大于“集聚效應(yīng)”，大量人口在城市集聚，最終導(dǎo)致就業(yè)不足、基礎(chǔ)設(shè)施負荷過重、環(huán)境污染等負面效應(yīng)，對地區(qū)生態(tài)福利績效產(chǎn)生不利影響；另一方面，本地區(qū)城市化“虹吸效應(yīng)”的存在導(dǎo)致鄰近地區(qū)大量資本和人才流失，并向相鄰地區(qū)進行污染轉(zhuǎn)移，不利于鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護。基礎(chǔ)設(shè)施的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為負?；A(chǔ)設(shè)施的改善提高了區(qū)域可達性，加快了區(qū)域間知識與技術(shù)的流動，創(chuàng)造了跨地區(qū)競爭環(huán)境，推動企業(yè)進行綠色創(chuàng)新，淘汰污染環(huán)境的落后企業(yè)，對人們的生活狀態(tài)和企業(yè)的生產(chǎn)方式都會產(chǎn)生積極影響；同樣，本地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施完備會對周邊地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生拉力，產(chǎn)生負向外溢性。社會性支出的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)為負，說明政府社會性財政支出的增加不僅可以提高居民生活質(zhì)量，還可以加速人力資本積累，進而提升人們幸福指數(shù)［29］。金融發(fā)展水平的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都顯著為正，說明金融具有引導(dǎo)經(jīng)濟資源優(yōu)化配置等功能，能夠在極大程度上決定實體經(jīng)濟發(fā)展方向，促使資本更多地流向綠色創(chuàng)新企業(yè)，同時也為經(jīng)濟發(fā)展注入充足的市場活力［30］，有利于地區(qū)生態(tài)福利績效的提升。

對于交叉項而言，由模型4可知，環(huán)境分權(quán)的估計系數(shù)顯著為正，環(huán)境分權(quán)與科技創(chuàng)新交叉項的估計系數(shù)顯著為負。在環(huán)境分權(quán)下，一方面，各地方環(huán)保部門依據(jù)本地居民環(huán)境偏好的差異以及本地環(huán)境治理的實際情況等制定符合本地具體情況的環(huán)境保護政策，提高環(huán)境質(zhì)量；另一方面，在權(quán)責(zé)明晰制下，地方政府環(huán)境治理的責(zé)任和壓力較大，中央政府構(gòu)建了環(huán)境政策激勵和約束機制，同時，公眾對環(huán)境保護的偏好日益增加，使得地方政府對環(huán)境保護的關(guān)注和投入更多［31］。企業(yè)為了響應(yīng)地方號召，在產(chǎn)品生產(chǎn)過程中不斷提高“環(huán)境合規(guī)成本”，對研發(fā)創(chuàng)新投入產(chǎn)生一定的“擠出效應(yīng)”，不利于企業(yè)的技術(shù)進步，弱化了創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的推動作用。因此，環(huán)境分權(quán)減弱了科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的正向推動作用，驗證了本文的H2。

3.穩(wěn)健性檢驗

（1）替換環(huán)境分權(quán)變量。為保證本文的結(jié)果更加穩(wěn)健，將環(huán)境分權(quán)指標(biāo)替換為環(huán)境行政分權(quán)（ed1）和環(huán)境監(jiān)測分權(quán)（ed2）指標(biāo)，對地區(qū)生態(tài)福利績效進行回歸，回歸結(jié)果見表7所列。由表7可知，科技創(chuàng)新對本地生態(tài)福利績效的估計結(jié)果顯著為正，環(huán)境行政分權(quán)、環(huán)境監(jiān)測分權(quán)分別與科技創(chuàng)新的交叉項對本地生態(tài)福利績效的估計結(jié)果均顯著為負，表明科技創(chuàng)新有利于地區(qū)生態(tài)福利績效提升，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的促進作用會隨著環(huán)境分權(quán)程度的加劇而降低。替換環(huán)境分權(quán)指標(biāo)后，與前文估計結(jié)果基本保持一致，說明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健可靠性。

表7 替換環(huán)境分權(quán)指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗

（2）科技創(chuàng)新滯后一期?？萍紕?chuàng)新從投入到產(chǎn)出經(jīng)歷的時間較長，對地區(qū)生態(tài)福利績效的影響可能存在滯后性?；诖?，為保證估計結(jié)果穩(wěn)健，本文將核心解釋變量科技創(chuàng)新滯后一期（L.innov），對地區(qū)生態(tài)福利績效進行分析，回歸結(jié)果見表8所列。由表8可知，科技創(chuàng)新對本地生態(tài)福利績效的估計系數(shù)顯著為正，環(huán)境分權(quán)與科技創(chuàng)新的交互項對本地生態(tài)福利績效的估計系數(shù)顯著為負，與前文估計回歸結(jié)果基本保持一致，進一步驗證了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健可靠性。

表8 科技創(chuàng)新滯后一期的回歸結(jié)果

五、進一步分析

（一）地區(qū)異質(zhì)性檢驗

鑒于地區(qū)間環(huán)境分權(quán)水平和科技創(chuàng)新能力存在較大差異，有必要對環(huán)境分權(quán)下科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的影響進行異質(zhì)性檢驗，結(jié)果見表9所列。由表9可知，對于東部地區(qū)，在1%顯著水平下，科技創(chuàng)新驅(qū)動本地區(qū)生態(tài)福利績效提升，環(huán)境分權(quán)負向調(diào)節(jié)科技創(chuàng)新對本地生態(tài)福利績效的正向驅(qū)動作用，表明科技創(chuàng)新是提升東部地區(qū)生態(tài)福利績效的關(guān)鍵因素，但會隨著環(huán)境分權(quán)程度的加大而逐漸減弱；對于中西部地區(qū)，科技創(chuàng)新對本地生態(tài)福利績效的估計結(jié)果在10%水平下顯著為正，科技創(chuàng)新與環(huán)境分權(quán)交互項對本地生態(tài)福利績效的估計結(jié)果為正，但不顯著，表明中西部地區(qū)環(huán)境分權(quán)對科技創(chuàng)新驅(qū)動生態(tài)福利績效的調(diào)節(jié)作用不明顯。主要是因為中西部地區(qū)缺乏產(chǎn)品研發(fā)積極性，研發(fā)投入不高，科技創(chuàng)新能力低，環(huán)境治理成本的增加對研發(fā)投入的擠出效應(yīng)影響較小。

表9 地區(qū)異質(zhì)性回歸結(jié)果

（二）門檻效應(yīng)檢驗

上文分析環(huán)境分權(quán)存在負向調(diào)節(jié)作用，那么對于不同程度的環(huán)境分權(quán)，科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的作用如何？是否存在環(huán)境分權(quán)門檻效應(yīng)？只有打開中間環(huán)節(jié)才能深刻認識科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的影響。Hansen（1999）［32］在傳統(tǒng)門檻模型的基礎(chǔ)上克服其缺點，在模型中建立了未知門檻值作為變量，形成了非連續(xù)函數(shù)，檢驗是否存在“門檻效應(yīng)”，并有效估計模型參數(shù)值。為了弄清科技創(chuàng)新影響生態(tài)福利績效的中心環(huán)節(jié)，本文選取環(huán)境分權(quán)、環(huán)境行政分權(quán)及環(huán)境監(jiān)測分權(quán)三個分權(quán)指標(biāo)作為門檻變量，分別建立門限面板數(shù)據(jù)模型。

其中：edi分別代表環(huán)境分權(quán)、環(huán)境行政分權(quán)以及環(huán)境監(jiān)測分權(quán)；I（g）為指標(biāo)函數(shù)；λ1，λ2，…，λn為模型估計的門檻值。

根據(jù)上述模型，本文首先檢驗不同環(huán)境分權(quán)下門檻值效應(yīng)的存在性，見表10所列。再采用Hansen三步法確定變量的門檻值和參數(shù)估計，見表11所列。由表10可知，在1%的顯著水平下，科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效存在環(huán)境分權(quán)單門檻效應(yīng)；在1%的顯著水平下，科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效存在環(huán)境行政分權(quán)單門檻效應(yīng)；在5%顯著水平下，科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效存在環(huán)境監(jiān)測分權(quán)雙門檻效應(yīng)。由表11可知，當(dāng)環(huán)境分權(quán)小于1.214 3時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)為0.302 6；當(dāng)環(huán)境分權(quán)大于1.214 3時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)下降到0.195 3，顯著性水平也在下降（t值由5.58下降到3.45）。當(dāng)環(huán)境行政分權(quán)小于2.602 7時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)為0.253 7；當(dāng)環(huán)境行政分權(quán)大于2.602 7時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)下降到0.188 0，顯著性水平也在下降（t值由4.13下降到2.90）。當(dāng)環(huán)境監(jiān)測分權(quán)小于3.561 7時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)為0.232 5（t=4.04）；當(dāng)環(huán)境監(jiān)測分權(quán)介于3.561 7～6.360 2時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)下降到0.149 8（t=2.28）；當(dāng)環(huán)境監(jiān)測分權(quán)大于6.360 2時，科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的估計系數(shù)下降到0.029 4（t=0.44），且不再顯著。因此，由門檻估計結(jié)果可得，科技創(chuàng)新只有在合適的環(huán)境分權(quán)水平下，才能積極推動地區(qū)生態(tài)福利績效，進一步驗證了H2。

表10 門檻效應(yīng)估計與檢驗結(jié)果

表11 門檻值及參數(shù)估計

六、結(jié)論與政策建議

實現(xiàn)經(jīng)濟增長、生態(tài)保護、民生福祉協(xié)調(diào)發(fā)展，必須要以堅實的科技創(chuàng)新能力為基礎(chǔ)。本文基于2005—2018年中國29個省份數(shù)據(jù)，采用均方差權(quán)值法和比值法測算地區(qū)科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效，從理論和實證兩方面研究環(huán)境分權(quán)下科技創(chuàng)新與地區(qū)生態(tài)福利績效的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：①各地區(qū)科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效差距較大，東部大多地區(qū)科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效高于全國均值，而中西部地區(qū)科技創(chuàng)新能力和生態(tài)福利績效低于全國均值；②科技創(chuàng)新能顯著提升地區(qū)生態(tài)福利績效，環(huán)境分權(quán)與科技創(chuàng)新之間存在交互效應(yīng)，環(huán)境分權(quán)負向調(diào)節(jié)科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的正向推動作用；③環(huán)境分權(quán)對科技創(chuàng)新驅(qū)動地區(qū)生態(tài)福利績效的調(diào)節(jié)作用存在空間異質(zhì)性和門檻效應(yīng)，東部地區(qū)環(huán)境分權(quán)負向調(diào)節(jié)作用顯著，中西部地區(qū)環(huán)境分權(quán)調(diào)節(jié)作用不顯著，科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的驅(qū)動作用隨著環(huán)境分權(quán)程度的增大而逐漸減弱。由此可見，提升地區(qū)生態(tài)福利績效，既要完善地區(qū)科技創(chuàng)新體系，又要采取合適的環(huán)境分權(quán)管理方式。

第一，推進人類福利提升和資源節(jié)約雙贏模式。各地區(qū)應(yīng)積極響應(yīng)國家綠色發(fā)展政策，培育新業(yè)態(tài)新模式以促進綠色可持續(xù)發(fā)展，提高自然資源消耗帶來的人類福利產(chǎn)出效率［33］。在中國生態(tài)福利績效“東強、中西弱”的局面下，各地區(qū)應(yīng)結(jié)合自身特點，瞄準(zhǔn)“滯增”痛點，尋找綠色發(fā)展新路徑。東部地區(qū)依托資本和技術(shù)優(yōu)勢，加大資源開發(fā)類技術(shù)創(chuàng)新投入，大力開發(fā)新能源產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)生產(chǎn)方式和生活方式綠色化；中西部地區(qū)應(yīng)擺脫自然資源依賴困境，制定資源節(jié)約和循環(huán)利用的稅收優(yōu)惠政策，對高污染產(chǎn)業(yè)加強監(jiān)管，形成倒逼機制，從而加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，推動產(chǎn)業(yè)鏈向中高端邁進。

第二，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對地區(qū)生態(tài)福利績效的正向驅(qū)動作用。在“創(chuàng)新中尋找出路”，是中國實現(xiàn)經(jīng)濟、環(huán)境、社會協(xié)調(diào)發(fā)展的唯一選擇。積極發(fā)揮政府引導(dǎo)作用，明確科技創(chuàng)新兩大任務(wù)：一是強化科技創(chuàng)新對綠色發(fā)展的驅(qū)動作用，解決經(jīng)濟發(fā)展中的環(huán)境污染問題，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，逐步實現(xiàn)生產(chǎn)過程清潔化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色化；二是加強科技創(chuàng)新的轉(zhuǎn)化利用，推動創(chuàng)新成果市場化，建立科技創(chuàng)新激勵與約束機制，加快實現(xiàn)社會福利最大化。此外，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，實現(xiàn)資本、人才、技術(shù)等創(chuàng)新資源在不同地區(qū)的充分流動，最大限度發(fā)揮要素流動過程中的空間溢出效應(yīng)，進而促進各地區(qū)生態(tài)福利績效的協(xié)同提升。

第三，厘清政府的環(huán)境治理與科技創(chuàng)新責(zé)任。要合理引導(dǎo)地方政府偏好，優(yōu)化地區(qū)環(huán)境治理支出與科技創(chuàng)新支出結(jié)構(gòu)，減輕環(huán)境支出對科技創(chuàng)新投入的壓力，將壓力轉(zhuǎn)化為動力，提升地區(qū)科技創(chuàng)新效率。推進中央和地方有關(guān)環(huán)境保護方面事權(quán)和管理權(quán)的合理劃分，把握適度的環(huán)境分權(quán)水平。

第四，科技創(chuàng)新驅(qū)動地區(qū)生態(tài)福利績效的政策制定需因地制宜。東部地區(qū)要充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對生態(tài)福利績效的推動作用，可適當(dāng)降低環(huán)境分權(quán)程度，一方面加快東部地區(qū)在創(chuàng)新引領(lǐng)上的突破，實現(xiàn)創(chuàng)新量變到質(zhì)變的轉(zhuǎn)換；另一方面提升地區(qū)環(huán)保政策的執(zhí)行能力，對地方環(huán)保機構(gòu)的垂直管理進行本質(zhì)性改革。中西部地區(qū)要進一步加大科技創(chuàng)新投入，既要夯實創(chuàng)新的物質(zhì)技術(shù)基礎(chǔ)，也要健全創(chuàng)新激勵制度，不斷激活創(chuàng)新活力。