可持續(xù)貿(mào)易、綠色技術(shù)進步與全球創(chuàng)新鏈升級的交互作用
——碳中和背景下跨國多行業(yè)的數(shù)據(jù)實證

萬 璐，郭麗莎，康嘉玲

(北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院)

目前，全球新型冠狀病毒肺炎疫情仍具有不確定性且存在威脅，國際貿(mào)易保護主義愈演愈烈。同時，近年來極端天氣出現(xiàn)的頻率也在增加，全球氣候變化帶來的風險已逐步從偶發(fā)性的“黑天鵝”轉(zhuǎn)化為長期蟄伏的“灰犀?！?。鑒于此，2020年，中國在第七十五屆聯(lián)合國大會上提出了“雙碳目標”。強化綠色環(huán)境治理逐漸成為全球性趨勢，盡管貿(mào)易保護主義尚存，但綠色化仍是世界各國少有的達成共識的領(lǐng)域，這將促進全球創(chuàng)新鏈和世界貿(mào)易在綠色層面上的結(jié)構(gòu)性調(diào)整。

在這種背景下，中國經(jīng)濟要想繼續(xù)高質(zhì)量發(fā)展，必須要轉(zhuǎn)變參與、引領(lǐng)經(jīng)濟全球化的方式和路徑，從之前利用低成本優(yōu)勢參與全球產(chǎn)業(yè)鏈分工轉(zhuǎn)變?yōu)楦咚絽⑴c全球創(chuàng)新鏈的新格局，以此獲取動態(tài)比較優(yōu)勢。全球創(chuàng)新鏈是創(chuàng)新的新發(fā)展，關(guān)于全球創(chuàng)新鏈的理論內(nèi)涵，現(xiàn)有文獻基本都做出了具體的解釋。在開放創(chuàng)新體系的理論基礎(chǔ)上對全球創(chuàng)新鏈進行界定，一般認為全球創(chuàng)新鏈是指跨國公司利用全球知識網(wǎng)絡(luò)和比較優(yōu)勢構(gòu)建具備高度開放性的價值創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)體系[1-2]。林學(xué)軍在對全球創(chuàng)新鏈的理論內(nèi)涵進行研究時指出，開放創(chuàng)新可以提升一個國家的創(chuàng)新績效，進而推動創(chuàng)新效率的增長[3]?；诖?，本文選取創(chuàng)新效率作為全球創(chuàng)新鏈的表征。

貿(mào)易是宏觀經(jīng)濟活動的重要組成部分，上游生產(chǎn)和下游消費環(huán)節(jié)都受到貿(mào)易的導(dǎo)向作用的影響；同時，人類經(jīng)濟活動所帶來的環(huán)境影響也和貿(mào)易相互作用，二者聯(lián)系密切。因此，在國際能源署和聯(lián)合國秘書長提出的2050年全球?qū)崿F(xiàn)碳中和這一迫切使命的帶動下，國際貿(mào)易如何擺脫貿(mào)易保護主義、環(huán)境成本增加等困境，向可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展，日益成為學(xué)者們關(guān)注的話題。

綠色技術(shù)進步是促進貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的重要一環(huán)。可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的重要組成之一即為環(huán)境產(chǎn)品和服務(wù)（Environmental Goods and Services，簡稱為EGS）的貿(mào)易自由化及市場擴展，其為實現(xiàn)可持續(xù)貿(mào)易的具體形式。且自2010年開始，世貿(mào)組織秘書處陸續(xù)匯集整理成員國提交的EGS產(chǎn)品清單，并將產(chǎn)品分為6大類，環(huán)保技術(shù)是其中一類?？沙掷m(xù)貿(mào)易概念成熟較晚，且國內(nèi)對綠色技術(shù)進步的研究較為滯后，學(xué)者們對可持續(xù)貿(mào)易與綠色技術(shù)進步之間的關(guān)系研究比較欠缺，但綠色技術(shù)進步對可持續(xù)貿(mào)易有正向推動作用已得到學(xué)者們的普遍認可。其中，彭靜等[4]指出在外貿(mào)生產(chǎn)中要鼓勵綠色創(chuàng)新，從而使貿(mào)易走上低能耗、低污染、低排放、高效率的發(fā)展模式，實現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展。Shahbaz等[5]利用國際貿(mào)易中隱含著的碳排放問題來評價可持續(xù)貿(mào)易，發(fā)現(xiàn)能源技術(shù)創(chuàng)新對法國碳排放有顯著抑制作用，有利于可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展。

對可持續(xù)貿(mào)易與創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，目前尚未達成一致結(jié)論。一種普遍的觀點認為創(chuàng)新效率與可持續(xù)貿(mào)易的關(guān)系正相關(guān)：如張軍[6]把促進科技進步和創(chuàng)新作為對外貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)；邢孝兵等[7]實證發(fā)現(xiàn)，影響全球技術(shù)創(chuàng)新活動空間分布差異的重要因素之一是出口商品結(jié)構(gòu)，要想顯著促進技術(shù)創(chuàng)新，就要出口技術(shù)水平較高的產(chǎn)品。另一類觀點認為創(chuàng)新效率推動可持續(xù)貿(mào)易的作用并不顯著，可能存在一定局限：如Walz等[8]考察了各國創(chuàng)新動力的差異，研究結(jié)果表明科技進步對國家綜合實力有相對較高的要求，新興工業(yè)化國家由于較低的綜合國力，難以投入大量資金和人才進行深層、高效的科技創(chuàng)新。但這種局限性并不絕對，新興工業(yè)化國家正在研創(chuàng)的包括金融技術(shù)和金融科技在內(nèi)的新技術(shù)，如區(qū)塊鏈等已經(jīng)開始作用于國際貿(mào)易可持續(xù)供應(yīng)鏈的轉(zhuǎn)型[9]。

綠色技術(shù)的進步是科技創(chuàng)新的一個方向，關(guān)于二者之間的交互作用尚未有直接定論。一些學(xué)者曾在研究中間接提及，如黃小敬等[10]通過分析我國30個省份的專利面板數(shù)據(jù)，認為我國大部分省份創(chuàng)新水平偏低，但能有效促進當?shù)鼐G色增長。高質(zhì)量創(chuàng)新水平可以帶來創(chuàng)新效率的提升，進而獲得可持續(xù)的包含綠色技術(shù)進步等高質(zhì)量的綠色增長。宋曉玲等[11]分析認為技術(shù)創(chuàng)新對雙向外國直接投資的綠色經(jīng)濟效應(yīng)有調(diào)節(jié)作用，這種技術(shù)創(chuàng)新包含自身綠色生產(chǎn)技術(shù)和清潔工藝的進步。

綜上所述，學(xué)者們從各種角度對可持續(xù)貿(mào)易、綠色技術(shù)進步和創(chuàng)新效率之間的關(guān)系做了探討，為本文的研究提供了借鑒與參考。然而由于可持續(xù)貿(mào)易概念成熟較晚、數(shù)據(jù)難以收集、變量選取復(fù)雜等，學(xué)界仍然缺乏全面的探討，且已有成果大多忽略了空間溢出效應(yīng)。由于存在技術(shù)要素的流動，綠色技術(shù)進步和創(chuàng)新的影響并不會僅限于一個地區(qū)，而是會擴散到其他地區(qū)，即產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。若忽視這種影響，必定會造成綠色技術(shù)進步和創(chuàng)新的估計效應(yīng)與實際效應(yīng)不匹配，對可持續(xù)貿(mào)易影響的不確定性增強。

因此，本文通過空間杜賓模型探究綠色技術(shù)進步、可持續(xù)貿(mào)易與全球創(chuàng)新鏈升級的交互作用。本文在測算綠色技術(shù)進步和創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，強調(diào)了經(jīng)濟活動的空間關(guān)聯(lián)性，彌補了傳統(tǒng)研究僅重視時間因素而忽略空間因素的不足，既從地理空間的開放層面，又從綠色視角剖析、考量技術(shù)進步與創(chuàng)新溢出的影響和可持續(xù)貿(mào)易的空間相關(guān)性及交互作用機制，為探索可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展路徑提供了一定的科學(xué)參考。同時，在新型冠狀病毒肺炎疫情反復(fù)，全球供應(yīng)鏈受阻及國際形勢發(fā)生深刻變化的背景下，本文結(jié)論也為諸如中國等廣大發(fā)展中國家提供一種“破局”思路，找到在未來經(jīng)濟全球化發(fā)展中避免落入利益陷阱的一條可能路徑。

一、研究框架

（一）創(chuàng)新效率測算

1. 效率量化方式

創(chuàng)新效率是指在一定環(huán)境和資源配置下單位創(chuàng)新投入獲得的產(chǎn)出[12]，或單位創(chuàng)新產(chǎn)出所需要的投入。本文為了剔除管理無效率、環(huán)境因素和隨機擾動3種因素的影響，兼顧面板數(shù)據(jù)特點與研究需要，采用 Fic提出的三階段 SBM-DEA（Slack Based Measure-Data Envelopment Analysis）模型，同時加入Malmquist指數(shù)，計算每個決策單元在原始輸入和輸出情況下的初始階段效率及松弛變量，得到相對真實的創(chuàng)新效率。

第一階段：傳統(tǒng)DEA模型只能根據(jù)截面數(shù)據(jù)建立生產(chǎn)前沿面，這意味著所有的國家每年都將有一個生產(chǎn)前沿面，無法進行縱向歷史數(shù)據(jù)對比。而通過全局DEA模型計算的Malmquist指數(shù)能夠?qū)γ姘鍞?shù)據(jù)進行橫向、縱向?qū)Ρ?，有效解決了這個問題[13]。同時，因為不同國家的投入產(chǎn)出變動比例很難保持一致，規(guī)模報酬不變的假設(shè)不適用，因此采用規(guī)模報酬可變假設(shè)更貼近真實水平。

第二階段：對研發(fā)投入、研發(fā)人員全時當量分別進行隨機前沿回歸分析，可得似然比值分別為262.23、214.90，在臨界值為8.76（5%的顯著性水平）的情況下顯然拒絕不存在無效率項的原假設(shè)，表明投入要素松弛變量和所選擇的環(huán)境要素之間存在顯著的關(guān)系，存在無效率項[14]，使用三階段DEA模型可行。因此，建立SFA回歸方程如下：

式中，k=1，2，…，n表示決策單元，i表示第i項投入，則Sik表示第k個決策單元第i項投入的松弛變量值，Z為環(huán)境變量，β是相應(yīng)環(huán)境變量的系數(shù)，為環(huán)境變量對松弛變量值Sik的影響，（Vik+Uik）為聯(lián)合誤差項，Vik為隨機誤差，Uik為管理無效率值，即管理因素對投入松弛變量的影響。

第三階段：將調(diào)整后的新的投入和產(chǎn)出值重新代入模型，得到修正后的SBM-DEA效率值。

2. 創(chuàng)新效率評價指標

學(xué)界在衡量創(chuàng)新投入時，大多采用國內(nèi)研發(fā)支出總額和研發(fā)人員全時當量指標[15]。針對國家創(chuàng)新產(chǎn)出的評價，本質(zhì)上即為評估其在基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和研究成果商業(yè)化方面的產(chǎn)出能力，結(jié)合既有研究的做法，在基礎(chǔ)研究產(chǎn)出方面，利用科技論文發(fā)表數(shù)量進行衡量[16]；在應(yīng)用研究成果方面，專利是普遍采用的標準，本文選取居民專利授權(quán)量作為主要衡量指標[17]；在創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化方面，采用知識產(chǎn)權(quán)使用費，其經(jīng)常被用于衡量專利貿(mào)易水平，更適用于反映創(chuàng)新活動在國際商業(yè)競爭中的成果[12]。測度創(chuàng)新效率的環(huán)境指標則選取互聯(lián)網(wǎng)使用率、人均國民總收入（按購買力平價衡量）、高等院校入學(xué)率、高科技進口值（見表1）。

表1 創(chuàng)新效率評價指標

（二）計量模型設(shè)定

本文構(gòu)建空間計量模型研究綠色技術(shù)進步和創(chuàng)新效率對可持續(xù)貿(mào)易的影響?；灸Ｐ褪顷P(guān)于各解釋變量對各地區(qū)可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展的線性方程，在此基礎(chǔ)上引入空間影響因素。方程設(shè)定為：

其中，i和t分別代表國家（地區(qū)）和年份，則 S Tit表示第i個國家或地區(qū)在第t年的可持續(xù)貿(mào)易水平；空間矩陣Wij的構(gòu)建結(jié)合了目的國家或地區(qū)主要聚集區(qū)的緯度、經(jīng)度和人口等因素，數(shù)據(jù)由相關(guān)公式計算得到[18]，j表示空間單元；WijSTit為可持續(xù)貿(mào)易的空間溢出項；Xit為解釋變量集合； α 為Xit對應(yīng)的系數(shù)向量，ρ表示被解釋變量的空間溢出，δ為解釋變量的空間影響， μi和 λt分別是地區(qū)和時間效應(yīng)， εit為隨機擾動項，Zit為不同國家或地區(qū)的控制變量，其空間影響由系數(shù) γ表示。

同時，為了探究創(chuàng)新效率和綠色技術(shù)進步在可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展過程中的交互作用，在模型（1）的基礎(chǔ)上，引入創(chuàng)新效率和綠色技術(shù)進步的交互項，構(gòu)建模型（2）：

其中，X1為綠色技術(shù)進步，X2為創(chuàng)新效率， β1則是X1和X2空間交互項的彈性系數(shù)。

二、樣本選取與數(shù)據(jù)說明

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究遵循指標選取的可比性、可得性、科學(xué)性原則，剔除數(shù)據(jù)缺失的對象，選取覆蓋各個洲際的32個國家和地區(qū)作為考察對象(包括中國、美國、日本、南非等)，測算這些國家或地區(qū)在1995?2018年的創(chuàng)新效率。同時，將普通最小二乘法模型、空間自回歸模型和空間杜賓模型的實證結(jié)果進行對比研究。樣本數(shù)據(jù)中綠色專利數(shù)據(jù)由世界知識產(chǎn)權(quán)組織統(tǒng)計數(shù)據(jù)中心提供，其余數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。

（二）指標體系

1. 被解釋變量

可持續(xù)貿(mào)易（ST）。可持續(xù)貿(mào)易近年來已經(jīng)成為人類命運共同體選擇的一種發(fā)展方式，其評估可以從多個角度入手[9]。而隨著全國碳排放權(quán)交易市場的進一步發(fā)展及全球?qū)μ紲p排重視程度的進一步提高，同時國際貿(mào)易本身在標的商品生產(chǎn)過程中就存在碳排放問題，因此，從碳排放角度衡量可持續(xù)貿(mào)易有助于探索促進節(jié)能減排的有效機制，研究其與綠色技術(shù)進步、創(chuàng)新效率的關(guān)系。本文借鑒Atkinson等的做法，選取調(diào)整后的國民凈儲蓄，即凈國民儲蓄與教育支出之和減去能源、礦產(chǎn)、森林等資源消耗及二氧化碳和顆粒物排放損害后的值，表征可持續(xù)貿(mào)易[19]，并進行對數(shù)處理。

2. 解釋變量

①綠色技術(shù)進步（GTP）。為降低因投入-產(chǎn)出難以區(qū)分而帶來的偏誤，本文選取綠色技術(shù)發(fā)明專利授權(quán)數(shù)衡量綠色技術(shù)進步[20]。根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織統(tǒng)計數(shù)據(jù)中心提供的綠色專利清單中列示的綠色專利國際專利分類編碼，匯總得出每萬名研發(fā)人員的綠色技術(shù)專利產(chǎn)出數(shù)量，并進行對數(shù)處理。②創(chuàng)新效率（IE）。創(chuàng)新效率由前文所構(gòu)建的創(chuàng)新效率評價指標測算得到。

3. 控制變量

①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（SR）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度有助于反映產(chǎn)業(yè)之間協(xié)調(diào)程度及資源有效利用程度[21]。近年來，學(xué)者多用泰爾熵指數(shù)來衡量樣本之間的差異，該指數(shù)由泰爾提出，通常用來衡量個人之間或者地區(qū)間收入的差距，該指標最大的優(yōu)勢是能衡量組內(nèi)及組間差距對總差距的貢獻，并避免了對絕對值的計算。因此，本文將其引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的測度過程中，其中泰爾指數(shù)偏離0的程度即可說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理程度[22]。②貿(mào)易開放度（TO）。貿(mào)易開放度對貿(mào)易的可持續(xù)性也存在著影響，貿(mào)易開放效應(yīng)通過降低二氧化碳排放而引起復(fù)合效應(yīng)，進而改善環(huán)境質(zhì)量，促進可持續(xù)發(fā)展[23]。本文利用進出口貿(mào)易總額與GDP的比值來衡量貿(mào)易開放度[24]。③區(qū)域經(jīng)濟增長（REG）。區(qū)域經(jīng)濟增長用該國GDP的對數(shù)來測度。④金融服務(wù)進口（FS）。金融服務(wù)可在一定程度上影響可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展[9]，本文用金融服務(wù)進口量占GDP的比值來衡量。⑤溫室氣體排放（EOG）。溫室氣體的多少會直接影響貿(mào)易的可持續(xù)性，需要加以控制，并進行對數(shù)處理。

4. 描述性統(tǒng)計

對目的國家的可持續(xù)貿(mào)易、綠色技術(shù)進步等變量進行描述性統(tǒng)計，由前文可知，32個國家或地區(qū)24年的總樣本量為768：可持續(xù)貿(mào)易（ln ST）均值為24.10，標準差為2.08，最大值和最小值分別為28.89和17.44，說明不同國家間的可持續(xù)貿(mào)易指數(shù)存在一定的差異；綠色技術(shù)進步（ln GTP）均值為4.69，最小值為0，最大值可達10.25，標準差為2.83，表明不同國家的綠色技術(shù)進步水平具有顯著性差異；創(chuàng)新效率（IE）均值為0.66，最大值、最小值分別為1.00和0.55，方差為0.05，差異較?。划a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（SR）最小值為?8.47，最大值可達102.30，標準差也達到了17.06，可見不同國家的產(chǎn)業(yè)合理化程度差距較大；貿(mào)易開放度（TO）均值為72.68，最大值、最小值分別為437.30、16.44，說明不同國家的貿(mào)易開放程度存在極其顯著的差異；區(qū)域經(jīng)濟增長（ln REG）最大值為30.66，最小值為22.20，表明國家不同，區(qū)域經(jīng)濟增長存在一定的差異；金融服務(wù)進口（FS）的最大值、最小值分別為0.10、0，平均值為0.01，方差為0.01，可見不同國家間的金融服務(wù)進口存在一定的差異；溫室氣體排放（ln EOG）的最小值為9.20，最大值為16.33，標準差為1.59，說明不同國家溫室氣體排放量有所不同，差異較大。變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

（一）空間自相關(guān)檢驗

由Stata計算得出1995年至2018年全球部分國家可持續(xù)貿(mào)易Moran's指數(shù)（如表3所示）。由表3可知，在使用標準化后的0-1空間權(quán)重矩陣條件下，所研究國家各年份Moran's指數(shù)均小于0，且在2008年之后（不含2008年）呈現(xiàn)出在5%的水平下顯著，表明全球可持續(xù)貿(mào)易從2008年（不含）之后存在顯著的負的空間相關(guān)性。結(jié)合2008年全球金融危機的時間節(jié)點可知，后金融危機時代世界市場需求持續(xù)銳減，發(fā)達國家經(jīng)濟有所衰退，發(fā)展中國家經(jīng)濟增速明顯放緩，從而導(dǎo)致了商品需求大幅減少，產(chǎn)品價格下跌嚴重[25]，降低了企業(yè)和國家的出口能力，因此可持續(xù)貿(mào)易空間相關(guān)性越來越強。

表3 面板自相關(guān)檢驗

進一步繪制1995年、2004年、2014年和2018年的Moran散點圖可知：從數(shù)量上來看，過半數(shù)國家地區(qū)的Moran's指數(shù)位于第二和第四象限，具有明顯的低-高聚集和高-低聚集（見圖1 ～4）。可持續(xù)貿(mào)易愈發(fā)達的地區(qū)呈現(xiàn)低聚集，而愈不發(fā)達的地區(qū)呈現(xiàn)高聚集，即全球可持續(xù)貿(mào)易在空間上存在一定的區(qū)域可持續(xù)貿(mào)易的極化?？沙掷m(xù)貿(mào)易帶來的技術(shù)進步，如交通進步，促進了相關(guān)國家的經(jīng)濟增長，卻抑制了周圍地區(qū)的經(jīng)濟增長，從而助長這種極化經(jīng)濟的產(chǎn)生。從時間上來看，自1995年以來，全球尺度的Moran's指數(shù)一直從聚集向著離散方向變化，表現(xiàn)為一、三象限的散點增多，整體聚集情況下降，這表明全球經(jīng)濟格局伴隨著全球化而不斷改變。

圖1 1995年Moran散點圖

圖2 2004年Moran散點圖

圖3 2014年Moran散點圖

圖4 2018年Moran散點圖

（二）空間杜賓模型估計結(jié)果與分析

1. 計量模型檢驗

空間杜賓面板模型考慮了空間滯后被解釋變量和空間滯后解釋變量對被解釋變量的影響，具有比空間滯后和空間誤差模型更一般的形式，因而能夠有效捕捉其他地區(qū)傳導(dǎo)作用的外部性和管制政策的外溢性?；谇拔拇_定的該空間計量模型，下面我們將對國家層面的可持續(xù)貿(mào)易及影響因素進行空間面板模型分析，由于2008年之后空間相關(guān)性比較顯著，所以需對2008年空間面板模型的最優(yōu)選擇進行檢驗。

Hausman檢驗的結(jié)果為31.82，且在1%的水平下顯著，拒絕了隨機效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)的原假設(shè)，因此后續(xù)模型檢驗均為基于2008年之后的固定效應(yīng)進行分析。根據(jù)在空間固定、時間固定以及時空雙固定條件下空間杜賓模型估計結(jié)果[26]，我們發(fā)現(xiàn)時空雙固定效應(yīng)中的系數(shù)較大，且由似然比檢驗結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下認為時空雙固定是最優(yōu)選擇，因此后續(xù)模型分析均采用時空雙固定效應(yīng)來進行。此外，似然比檢驗、拉格朗日乘子檢驗、沃爾德檢驗結(jié)果均在5%的顯著性水平下拒絕了空間杜賓模型會退化為空間誤差模型與空間自回歸模型的假設(shè)，這說明本文選取空間杜賓模型具有一定的合理性。

2. 計量模型結(jié)果分析

Anselin[27]認為，由于空間杜賓模型所得的結(jié)果中加入了自變量與因變量的空間滯后項，如只考慮直接的回歸結(jié)果會忽視自變量對因變量帶來的邊際影響，從而導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏差。Lesage等[28]針對空間效應(yīng)作用范圍與對象的差異性，將空間杜賓模型中自變量對因變量的影響效應(yīng)分為直接、間接與總效應(yīng)。本文空間杜賓模型效應(yīng)的估計結(jié)果如表4所示。

表4 空間杜賓模型效應(yīng)估計結(jié)果分析

從表4可知，可持續(xù)貿(mào)易具有顯著的溢出效應(yīng)，本地區(qū)可持續(xù)貿(mào)易的提升會對鄰近地區(qū)的可持續(xù)貿(mào)易有顯著促進作用，忽略溢出效應(yīng)的存在會使得估計結(jié)果有偏差[29]。而其中，綠色技術(shù)進步對可持續(xù)貿(mào)易的影響在5%的水平下顯著為正，說明綠色技術(shù)進步介入后原本高能源消耗、高污染排放的生產(chǎn)方式得以改變，而這種正空間相關(guān)性具有逐年遞增趨勢；創(chuàng)新效率對可持續(xù)貿(mào)易影響為正，但顯著性不強，說明創(chuàng)新確實能夠提升可持續(xù)貿(mào)易，但投資回報受到多方面影響而不具備典型性；溫室氣體排放、金融服務(wù)進口對可持續(xù)貿(mào)易影響為負，但并不顯著。

（三）分解效應(yīng)分析

由表5可知，從直接效應(yīng)的回歸結(jié)果來看，綠色技術(shù)進步、創(chuàng)新效率、溫室氣體排放對可持續(xù)貿(mào)易有一定抑制作用，但作用不明顯，這說明從促進可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展來看，綠色創(chuàng)新等傳統(tǒng)理念并不能直接發(fā)揮作用；由于綠色創(chuàng)新、節(jié)能減排等需要資金的投入，在發(fā)展初級階段勢必會因資金的大量投入而導(dǎo)致貿(mào)易競爭力下降，從而不利于短期的貿(mào)易可持續(xù)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化在5%的水平下顯著為負，影響系數(shù)?0.008，結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)越接近于0則合理化程度越高的情況，這表明可持續(xù)貿(mào)易受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化影響，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理，貿(mào)易可持續(xù)性越高。貿(mào)易開放度在1%的水平下正顯著，系數(shù)為0.017，這表明依賴外資外貿(mào)的程度越高，產(chǎn)業(yè)鏈條關(guān)系愈發(fā)緊密，從而貿(mào)易愈發(fā)可持續(xù)；同時持續(xù)開放貿(mào)易有利于發(fā)揮外來資本對市場和生產(chǎn)的調(diào)控作用，從而正反饋于可持續(xù)貿(mào)易。區(qū)域經(jīng)濟增長在1%的顯著性水平下正顯著，系數(shù)為2.058，這說明隨著國民收入水平提高，對貿(mào)易的接受程度和依賴程度愈高，居民對生活質(zhì)量愈發(fā)重視，導(dǎo)致大量外來商品流入本地市場。

表5 空間杜賓模型分解效應(yīng)估計結(jié)果分析

從間接效應(yīng)的回歸結(jié)果來看，周邊地區(qū)的綠色技術(shù)進步在5%的顯著性水平下正向促進可持續(xù)貿(mào)易，系數(shù)為0.800。隨著各地區(qū)綠色技術(shù)的進步，綠色高新產(chǎn)業(yè)得到發(fā)展，從而有更多核心競爭品參與到全球貿(mào)易中，對可持續(xù)貿(mào)易的促進作用愈強；相鄰地區(qū)間的創(chuàng)新效率提升也對可持續(xù)貿(mào)易有一定的促進作用。此外，貿(mào)易開放度在10%的顯著性水平上正向促進可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展，系數(shù)為0.036。且區(qū)域經(jīng)濟增長、溫室氣體排放量增加對可持續(xù)貿(mào)易均有負向作用，但結(jié)果不夠顯著。當區(qū)域經(jīng)濟顯著增長時，側(cè)面反映本地區(qū)生產(chǎn)力提高，則該地區(qū)生產(chǎn)產(chǎn)品愈發(fā)多元和高質(zhì)量，從而對周邊地區(qū)的貿(mào)易依賴度降低，對貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生一定的負效應(yīng)；而排放溫室氣體越多代表需支付的碳成本愈多，一定程度上不利于全球貿(mào)易博弈。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為驗證結(jié)論的可靠性，本文從以下3個方面進行穩(wěn)健性檢驗：一，由于基準回歸可能存在數(shù)據(jù)依賴性問題，采用還原變量金融服務(wù)進口的方法，使其不再為對數(shù)形式，進而檢驗其穩(wěn)健性；二，對模型可能存在的內(nèi)生性問題，即可持續(xù)貿(mào)易與綠色技術(shù)進步、創(chuàng)新效率可能存在雙向的因果關(guān)系，借鑒楊世迪等[30]、聶名華等[31]的做法，把核心解釋變量進行滯后化處理；三，考慮到可能存在的遺漏變量和反向因果關(guān)系而造成的內(nèi)生性問題，采用廣義空間兩階段最小二乘法對基準方程重新進行參數(shù)估計，以削弱內(nèi)生性對估計結(jié)果造成的偏誤[32]。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示以上檢驗方法所得與基準模型近似，這充分說明了計量結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性。

（五）交互作用分析

1. 空間計量分析

為了探究綠色技術(shù)進步、創(chuàng)新效率對可持續(xù)貿(mào)易影響的交互性，在模型（1）中加入二者的交互項得到模型（2），進行實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)拉格朗日乘數(shù)檢驗不顯著，即空間杜賓模型失效，因此本文采用空間誤差模型進行分析，實證結(jié)果見表6。由表6可得交互項P值為0.680，說明綠色技術(shù)進步與創(chuàng)新效率的交互項對可持續(xù)貿(mào)易的影響不具有顯著的空間效應(yīng)，無法用空間計量模型進行分析。

表6 空間誤差模型效應(yīng)估計結(jié)果分析

2. 中介效應(yīng)分析

根據(jù)模型（1）所得結(jié)論，綠色技術(shù)進步對可持續(xù)貿(mào)易影響顯著，而創(chuàng)新效率對其沒有顯著影響，借鑒黃小敬等[10]的研究，推斷創(chuàng)新效率可能對綠色技術(shù)進步和可持續(xù)貿(mào)易之間的作用發(fā)揮中介效應(yīng)。所謂中介效應(yīng)，即當變量X和Y間的關(guān)系不是直接的因果關(guān)系，而是通過一個或一個以上的變量M間接產(chǎn)生影響，此時我們稱M為中介變量，X通過M對Y產(chǎn)生的間接影響為中介效應(yīng)。因目前國內(nèi)廣泛應(yīng)用的Baron和Kenny提出的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ褪艿搅嗽絹碓蕉嗟膶W(xué)者質(zhì)疑，本文采用Bootstrap法對中介效應(yīng)進行考察。該方法由Preacher和Hayes首次提出，其估計結(jié)果包括直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)，本文在采用Bootstrap抽樣1 000次后，得到結(jié)果如表7所示。

表7 中介效應(yīng)分析

由表7可得，間接效應(yīng)在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，且置信區(qū)間不包含0，即說明間接效應(yīng)顯著。由此可得，綠色技術(shù)進步對可持續(xù)貿(mào)易的作用會受到創(chuàng)新效率的正向影響，中介效應(yīng)顯著。

四、結(jié)論及啟示

本文基于1995?2018年32個具有代表性的國家和地區(qū)的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建以可持續(xù)貿(mào)易為被解釋變量，綠色技術(shù)進步和創(chuàng)新效率為解釋變量，溫室氣體排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、貿(mào)易開放度、區(qū)域經(jīng)濟增長、金融服務(wù)進口為控制變量的空間杜賓模型。實證研究結(jié)果表明：第一，總體上而言，綠色技術(shù)進步顯著促進可持續(xù)貿(mào)易的發(fā)展，對周邊地區(qū)或經(jīng)濟發(fā)展水平相近的地區(qū)具有積極的正向溢出效應(yīng)，本地區(qū)則可以從其他地區(qū)的綠色技術(shù)進步中獲得“搭車”的好處。第二，在綠色技術(shù)進步正向推動可持續(xù)貿(mào)易發(fā)展的過程中，表征全球創(chuàng)新鏈的創(chuàng)新效率提升是一個關(guān)鍵性的同向中介因素。第三，區(qū)域經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對可持續(xù)貿(mào)易均有顯著的促進作用；貿(mào)易開放度不僅可以帶動本地區(qū)的貿(mào)易可持續(xù)，還可以通過輻射效應(yīng)為周邊地區(qū)帶來正的外部溢出效應(yīng)；外來資本對地區(qū)環(huán)境具有雙面作用；而溫室氣體排放、金融服務(wù)進口的提升不僅會降低本地區(qū)可持續(xù)貿(mào)易程度，還會通過溢出作用對鄰近地區(qū)的可持續(xù)貿(mào)易產(chǎn)生較強的抑制作用，這說明構(gòu)建周邊地區(qū)良好的經(jīng)濟環(huán)境對本地區(qū)的可持續(xù)貿(mào)易具有重要意義。

根據(jù)以上研究結(jié)果，本文提出以下建議：第一，總體上仍然提倡綠色技術(shù)進步，鼓勵企業(yè)走節(jié)能且環(huán)保的綠色技術(shù)進步發(fā)展道路。對在科技創(chuàng)新和節(jié)能降耗方面表現(xiàn)突出的工業(yè)企業(yè)，可以給予多種激勵政策如稅收減免等；政府需要向社會強調(diào)綠色技術(shù)進步的重要性與必要性，為綠色技術(shù)進步創(chuàng)造良好環(huán)境。在優(yōu)化綠色技術(shù)創(chuàng)新體系方面，需重點完善兩方面：一是讓綠色技術(shù)專利保護制度日趨成熟，促進綠色技術(shù)市場化；二是加強產(chǎn)學(xué)研的協(xié)同創(chuàng)新合作，推動綠色技術(shù)進步及其產(chǎn)業(yè)化的進程。第二，要積極推動國家、地區(qū)、區(qū)域間的綠色技術(shù)合作互助，強化正向溢出效應(yīng)給可持續(xù)貿(mào)易帶來的優(yōu)化作用。雖然我國企業(yè)已掌握了一定程度的技術(shù)，也有較為雄厚的資金實力，但原始性的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力不足，需要積極學(xué)習國外先進的綠色創(chuàng)新技術(shù)。發(fā)達國家的綠色技術(shù)具有國際技術(shù)溢出效應(yīng)，能夠?qū)Πl(fā)展中國家自主研發(fā)提供研究參考，形成示范效應(yīng)，同時還能減少創(chuàng)新中的資源損耗，發(fā)展中國家以此搭上“便車”。第三，我國在提倡綠色技術(shù)進步、發(fā)展可持續(xù)貿(mào)易的過程中，必須提高創(chuàng)新的規(guī)劃性，除了對應(yīng)的創(chuàng)新研發(fā)政策外，還應(yīng)加強政府在創(chuàng)新中的作用，加大政府創(chuàng)新研發(fā)資金在綠色技術(shù)層面上的投入，強化政府創(chuàng)新研發(fā)資金對綠色技術(shù)進步的引導(dǎo)作用，發(fā)揮好創(chuàng)新效率在綠色技術(shù)進步對可持續(xù)貿(mào)易作用上的中介效應(yīng)，實現(xiàn)可持續(xù)貿(mào)易驅(qū)動。