碳環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步異質(zhì)性與綠色全要素生產(chǎn)率

楊小輝

(石家莊鐵道大學(xué) 管理學(xué)院,河北 石家莊 050043)

一、引言

全要素生產(chǎn)率(TFP)是衡量一個(gè)國(guó)家可持續(xù)發(fā)展能力的常用指標(biāo),它是指一個(gè)經(jīng)濟(jì)體在一定投入下的產(chǎn)出水平。改革開(kāi)放以來(lái),全要素生產(chǎn)率的快速增長(zhǎng)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ?然而,2008年國(guó)際金融危機(jī)后,中國(guó)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率顯著下降,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也有所下降。要推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展,必須從提高全要素生產(chǎn)率入手,但目前的TFP措施不能支持綠色發(fā)展的理念。在“雙碳”成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展新方式的背景下,采用綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)來(lái)衡量和評(píng)價(jià)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)質(zhì)量更加科學(xué)。綠色TFP在傳統(tǒng)TFP的基礎(chǔ)上,將污染排放加入到產(chǎn)出指標(biāo)中,用以衡量在一定環(huán)境約束條件下各要素的投入產(chǎn)出效率[1]。過(guò)去20年中國(guó)主要通過(guò)要素投入保持經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重依賴資源消耗,往往高估其生產(chǎn)力貢獻(xiàn)。要實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展,中國(guó)需要密切關(guān)注綠色全要素生產(chǎn)率。

綠色全要素生產(chǎn)率的改善受到環(huán)境規(guī)制、能源結(jié)構(gòu)[2]、技術(shù)進(jìn)步[3]等諸多因素的影響。中國(guó)要在短時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)能源結(jié)構(gòu)的調(diào)整并不容易,環(huán)境規(guī)制主要通過(guò)影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)來(lái)影響綠色全要素生產(chǎn)率,而技術(shù)是綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的根本動(dòng)力,也是經(jīng)濟(jì)低碳化增長(zhǎng)的關(guān)鍵。雖然技術(shù)進(jìn)步在提高自然資源利用效率方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用,但不同形式的技術(shù)進(jìn)步(包括技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)溢出)也可能相互影響[4]。另外,考慮單一的技術(shù)進(jìn)步路徑可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏差,在同一框架下考慮不同形式的技術(shù)進(jìn)步的影響,也可以考慮到他們之間的相互作用。碳環(huán)境規(guī)制將納入中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的各方面,在碳環(huán)境規(guī)制約束下技術(shù)對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率的推動(dòng)作用將更加顯著[5]。此外,中國(guó)不同地區(qū)具有不同技術(shù)稟賦和技術(shù)吸收能力,而且不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳減排對(duì)技術(shù)也表現(xiàn)出很強(qiáng)的空間依賴性[6]。因此,明確碳環(huán)境規(guī)制下不同形式的技術(shù)進(jìn)步對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率空間的影響,對(duì)于實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新型國(guó)家和生態(tài)文明社會(huì)的雙重目標(biāo)具有重要意義。

本文在以下三個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了補(bǔ)充。第一,本研究將碳環(huán)境規(guī)制約束納入技術(shù)進(jìn)步與綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究中。第二,技術(shù)進(jìn)步既包括本土技術(shù)創(chuàng)新,也包括技術(shù)溢出,技術(shù)溢出進(jìn)一步分為國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散和跨省技術(shù)擴(kuò)散。第三,使用地理加權(quán)回歸(GWR)方法在2005—2020年間對(duì)30個(gè)省份進(jìn)行了空間回歸,該方法將技術(shù)進(jìn)步和綠色全要素生產(chǎn)率作為解釋變量和被解釋變量,探究技術(shù)進(jìn)步異質(zhì)性對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響。

二、文獻(xiàn)綜述

與本研究密切相關(guān)的文獻(xiàn)包括兩個(gè)方面:一方面研究集中在如何度量綠色全要素生產(chǎn)率上,這為我們構(gòu)建因變量提供了基本的方法論;另外一方面研究總結(jié)技術(shù)進(jìn)步對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響,為模型的構(gòu)建提供借鑒。

大量的研究使用全要素生產(chǎn)率(TFP)來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和可持續(xù)發(fā)展。在這些研究中,TFP可以分為傳統(tǒng)TFP和綠色TFP。傳統(tǒng)的TFP被用來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)性,但只考慮了勞動(dòng)力、資本和良好產(chǎn)出,沒(méi)有考慮到環(huán)境的制約因素。為了進(jìn)一步提高全要素生產(chǎn)率,許多學(xué)者試圖利用綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)解決這一問(wèn)題[7]。Kumar將CO2排放納入全要素生產(chǎn)率,分析了不同國(guó)家的綠色全要素生產(chǎn)率[8]。Zhang 等將各種環(huán)境不良產(chǎn)出與全要素生產(chǎn)率相結(jié)合,計(jì)算出中國(guó)各省的綠色全要素生產(chǎn)率[9]。Mahlberg使用溫室氣體排放作為綠色全要素生產(chǎn)率的輸出指標(biāo),從區(qū)域和產(chǎn)業(yè)視角分析綠色全要素生產(chǎn)率的變化[10]。綠色全要素生產(chǎn)率有多種計(jì)算方法,從測(cè)度方法的角度,采用DEA方法、隨機(jī)前沿方法和元前沿函數(shù)計(jì)算[11]。此外,Chung等提出了方向性距離函數(shù)(DDF)和超彈性生產(chǎn)率指數(shù)(ML),將環(huán)境約束納入投入產(chǎn)出模型[12]。Ren使用GML索引來(lái)包含非期望輸出,使用全域超彈性指數(shù)(GML)來(lái)計(jì)算綠色可持續(xù)性[13]。每種方法都有各自的優(yōu)點(diǎn),但GML索引可以避免線性規(guī)劃不可行的潛在問(wèn)題。

技術(shù)進(jìn)步對(duì)不同地區(qū)、不同行業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是不同的。Feng等發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)差距是綠色全要素生產(chǎn)率的主要影響因素,技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)差距對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在三個(gè)地區(qū)存在明顯差異[14]。王秀婷等認(rèn)為從整體來(lái)看,各類產(chǎn)業(yè)間溢出都有助于TFP增長(zhǎng),但產(chǎn)業(yè)自身的研發(fā)投入仍是影響TFP的核心因素[15]。作為技術(shù)進(jìn)步的源泉,也有學(xué)者分析了技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境和GTFP之間的關(guān)系。陳艷春等驗(yàn)證了綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過(guò)提高經(jīng)濟(jì)效率來(lái)促進(jìn)綠色效率和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型[16]。

根據(jù)不同的技術(shù)來(lái)源,大多數(shù)研究分析了自主研發(fā)和外商直接投資對(duì)綠色TFP的影響。關(guān)書(shū)等[17]發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)與能力積累都有助于全要素生產(chǎn)率提高。Bengoa等利用面板數(shù)據(jù)探究了研發(fā)投入與生產(chǎn)率之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)人力資本和社會(huì)資本對(duì)兩者具有調(diào)節(jié)作用[18]。張純等指出綠色技術(shù)的引進(jìn)和研發(fā)將提高自然資源的利用效率,而對(duì)技術(shù)轉(zhuǎn)化的投資將產(chǎn)生負(fù)面影響[19]。王政探討了FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移與水資源利用效率的關(guān)系。FDI促進(jìn)了國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移和管理水平的提高,從而提高了生產(chǎn)效率和資源利用。外商對(duì)綠色技術(shù)的直接投資將減少環(huán)境污染[20]。

基于以上論述發(fā)現(xiàn),雖然自主研發(fā)和外商投資對(duì)GTFP的影響受到廣泛關(guān)注,但是以往研究也存在一些不足之處:第一,以往的研究對(duì)不同的技術(shù)進(jìn)步路徑進(jìn)行了單獨(dú)的分析,并沒(méi)有對(duì)不同的技術(shù)進(jìn)步途徑進(jìn)行統(tǒng)一的考慮,當(dāng)前的研究很少涉及跨省技術(shù)溢出;第二,現(xiàn)有研究很少考慮到碳環(huán)境規(guī)制對(duì)于技術(shù)進(jìn)步和綠色全要素生產(chǎn)率的影響;第三,中國(guó)是一個(gè)省份發(fā)展不平衡的國(guó)家,技術(shù)在不同地區(qū)存在著較大的空間異質(zhì)性,這一分析對(duì)于從區(qū)域?qū)用娓玫乩斫獠煌夹g(shù)進(jìn)步路徑如何影響中國(guó)省級(jí)綠色全要素生產(chǎn)率,從而實(shí)施更精細(xì)和有效的技術(shù)發(fā)展政策,促進(jìn)綠色高效經(jīng)濟(jì)具有重要意義。

為了解決這些問(wèn)題,本文擴(kuò)展了Huang等提出的技術(shù)影響模型[21],在中國(guó)不同省份構(gòu)建技術(shù)進(jìn)步對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響模型,技術(shù)進(jìn)步將包括R&D技術(shù)溢出、FDI技術(shù)溢出和省際間技術(shù)溢出。為了探究不同技術(shù)進(jìn)步路徑對(duì)省級(jí)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,本研究采用了地理加權(quán)回歸(GWR)方法。

三、方法和數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)量

關(guān)于GTFP的測(cè)量,Chung等人提出了方向距離函數(shù),將Malmquist指數(shù)擴(kuò)展為Malmquist-luenberger指數(shù),這種方法也可以把預(yù)期的產(chǎn)量增加考慮在內(nèi)。為了避免線性規(guī)劃不可行的潛在問(wèn)題,本文采用基于SBM方向距離函數(shù)的全局Malmquist-luenberger(GML)指數(shù)計(jì)算GTFP?；赟BM,距離函數(shù)從t階段到t+1階段的GML生產(chǎn)力指數(shù)可以表示為:

(1)

(2)

(3)

要素投入指標(biāo)主要包括勞動(dòng)投入、資本投入和能源投入。勞動(dòng)投入按年末各省就業(yè)人數(shù)計(jì)算;資本投入以資本存量(萬(wàn)元)計(jì)量。本文采用“永續(xù)盤(pán)存法”來(lái)估計(jì)企業(yè)的資本存量。省、自治區(qū)、直轄市的資本存量調(diào)整到2005年為基期;能源投入總能耗(單位為噸級(jí)標(biāo)準(zhǔn)煤)為能源消耗,被認(rèn)為是非預(yù)期產(chǎn)出的主要來(lái)源。產(chǎn)出指標(biāo)主要包括預(yù)期產(chǎn)出和非預(yù)期產(chǎn)出,預(yù)期產(chǎn)出以2005年的實(shí)際GDP計(jì)算,并轉(zhuǎn)換為GDP指數(shù);非期望產(chǎn)出使用二氧化碳排放來(lái)衡量。

(二)全局空間自相關(guān)

全局莫蘭指數(shù)(GMI)由Cliff和Ord提出,旨在測(cè)量某一變量對(duì)鄰近區(qū)域影響程度,以及對(duì)整個(gè)區(qū)域內(nèi)鄰近區(qū)域的相似程度和差異程度的檢驗(yàn),可計(jì)算如下:

(4)

式中,n為研究區(qū)域的個(gè)數(shù);ωij為空間權(quán)值中的區(qū)域i和區(qū)域j。xi和xj分別為區(qū)域i和區(qū)域j的觀測(cè)變量。x是觀測(cè)變量的平均屬性,S2是觀測(cè)變量的方差。

本研究建立了地理空間矩陣。地理空間以30×30截面矩陣和二進(jìn)制0-1矩陣的形式相鄰。矩陣中的數(shù)值是1或0。默認(rèn)假設(shè)是兩個(gè)相鄰區(qū)域之間的政策互動(dòng)強(qiáng)于兩個(gè)非相鄰區(qū)域之間的政策互動(dòng)。地理矩陣如下:

(5)

(三)模型設(shè)定

根據(jù)Huang的模型:TFP=AS。TFP為全要素生產(chǎn)率,A為常數(shù),S為研發(fā)存量。為了探究不同技術(shù)進(jìn)步路徑對(duì)GTFP的影響,本研究首先建立了如下非空間計(jì)量模型:

GTFPit=α0+α1Techit+βXit+μi+εit

(6)

式中,i表示省份,t表示年份。GTFP代表綠色全要素生產(chǎn)率,Tech代表技術(shù)要素。X表示控制變量,μi表示各省的固定效果,而ε代表誤差項(xiàng)。式(1)中所有變量取對(duì)數(shù)。

根據(jù)Jiao等的研究,技術(shù)因素包括技術(shù)創(chuàng)新(RD)和技術(shù)溢出[22],技術(shù)溢出包括FDI技術(shù)溢出(FDIS)和跨省技術(shù)溢出(DS)。式(1)可以進(jìn)一步擴(kuò)展為:

GTFPit=α0+α1RDit+α2FDISit+

α3DSit+βXit+μi+εit

(7)

鑒于碳環(huán)境規(guī)制本質(zhì)上屬于環(huán)境規(guī)制,因此本文充分借鑒了環(huán)境規(guī)制的相關(guān)研究,采用中介效應(yīng)模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析,其中碳環(huán)境規(guī)制由CER指代,具體的模型設(shè)定如下:

GTFPit=α0+α1RDitCERit+α2FDISitCERit+

α3DSitCERit+βXit+μi+εit

(8)

(9)

式(9)中,CO2(S)表示碳排放增量,GDP(S)表示某地區(qū)GDP增加值。CER表示單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放降低值。

如上所述,技術(shù)活動(dòng)具有空間異質(zhì)性和空間相關(guān)性。GWR是一種改進(jìn)的空間線性回歸模型,其主要優(yōu)點(diǎn)在于將空間權(quán)重矩陣應(yīng)用到線性回歸模型中[23]。GWR模型考慮了空間異質(zhì)性,對(duì)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境問(wèn)題具有更強(qiáng)的解釋力。其表達(dá)式如下:

(10)

式中,yi為第i個(gè)省的綠色生產(chǎn)力總量;xik為第k個(gè)解釋變量在第i個(gè)省的值;(μi,vi)為第i個(gè)省的投影坐標(biāo),β0(μi,vi)為截距項(xiàng)。βk(μi,vi)表示第k個(gè)解釋變量在第i個(gè)省的回歸系數(shù),ε0是殘差項(xiàng)。

本研究將本土研發(fā)活動(dòng)(RD)、省際技術(shù)溢出效應(yīng)(DS)和外國(guó)直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)(FDI)考慮在內(nèi)。將回歸模型轉(zhuǎn)換為對(duì)數(shù)形式,模型規(guī)范為:

lnGTFPi=β0(μi,vi)+β1(μi,vi)lnRDiCERi+

β2(μi,vi)lnDSiCERi+β3(μi,vi)lnFDIiCERi+εit

(11)

省際技術(shù)溢出(DSi)可以認(rèn)為是除省際技術(shù)資源儲(chǔ)備外其他省份技術(shù)資源儲(chǔ)備的加權(quán)總和。結(jié)果如下:

(12)

式中,Sj為第j省的研發(fā)儲(chǔ)備;Wij為跨省技術(shù)擴(kuò)散權(quán)重。根據(jù)lin對(duì)地緣經(jīng)濟(jì)空間矩陣的研究,省際R&D技術(shù)溢出權(quán)重可以表示為:

Wij=wijeij

(13)

式中,ωij是地理距離,采用省會(huì)之間球面距離的逆結(jié)構(gòu);eij描述了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)水平的差異,用研究期間各省份每年人均實(shí)際GDP的絕對(duì)差的倒數(shù)表示。

(四)數(shù)據(jù)來(lái)源

研究周期為2005年、2010年、2015年和2020年。由于數(shù)據(jù)缺乏,研究樣本不包括香港、澳門(mén)、臺(tái)灣、西藏。綠色全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)根據(jù)公式(1)(2)(3)計(jì)算,FDI溢出效應(yīng)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,研發(fā)經(jīng)費(fèi)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》,基于式(10)計(jì)算跨省技術(shù)溢出,“雙碳”約束數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、研究結(jié)果與討論

(一)多重共線性檢驗(yàn)

GWR模型的多重共線性診斷是準(zhǔn)確有效的回歸分析的重要環(huán)節(jié)。多重共線性的常見(jiàn)診斷方法有兩種:方差膨脹因子(VIF)和條件指數(shù)與方差分解比例(CIVDP),利用方差膨脹因子進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果表明,核心解釋變量之間不存在多重共線性問(wèn)題,見(jiàn)表1。

表1 VIF檢驗(yàn)結(jié)果

(二)技術(shù)因素與GTFP的全域空間相關(guān)性

圖1顯示了技術(shù)因素和綠色全要素生產(chǎn)率的全局莫蘭指數(shù)。在10%顯著性水平下,各變量的全局莫蘭指數(shù)均為正?？缡〖夹g(shù)溢出(DS)與綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)具有相似的空間相關(guān)性,從2005年到2015年,空間相關(guān)性下降,這可能與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不完善的障礙有關(guān)。在整個(gè)研究周期,研發(fā)投資和外國(guó)直接投資表現(xiàn)出相對(duì)穩(wěn)定的空間相關(guān)性,因?yàn)橹袊?guó)的研發(fā)活動(dòng)和外國(guó)直接投資活動(dòng)主要集中在東部地區(qū),研發(fā)和外國(guó)直接投資在空間上相互作用主要在東部省份之間進(jìn)行。因此,空間依賴性和空間相關(guān)性的波動(dòng)并不大。

圖1 技術(shù)進(jìn)步與綠色全要素生產(chǎn)率全域莫蘭指數(shù)

(三)碳環(huán)境規(guī)制下技術(shù)進(jìn)步異質(zhì)性的空間影響規(guī)律

模型實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明,模型擬合度R2為80.9%,調(diào)整后的模型擬合度R2為78.6%。模型的被解釋變量與解釋變量的擬合程度較高,證明模型具有較強(qiáng)的解釋能力。

(1)碳環(huán)境規(guī)制下研發(fā)(R&D)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)的影響如表2所示。2005—2020年,各省研發(fā)投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的平均回歸系數(shù)從0.055下降到0.021,然后上升到0.067。結(jié)果表明,碳減排約束下省級(jí)R&D投入對(duì)GTFP的影響先降后升。2005年,新疆、青海、甘肅、四川和云南的R&D投入影響因子為0.059,顯著高于中部和東部地區(qū)。一方面說(shuō)明R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有明顯的空間依賴性和空間相關(guān)性,另一方面碳約束在東西部地區(qū)較為寬松的條件下,東部地區(qū)碳排放水平更高,因此R&D投入在東部地區(qū)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升反而不如西部地區(qū)。西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施,導(dǎo)致大量投資增加于研發(fā)和西部地區(qū)人力資本的迅速積累,這一方面促進(jìn)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,另一方面提高了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的能源效率,這與Wang的觀點(diǎn)一致。東部地區(qū)與西部地區(qū)差異較大,京津冀地區(qū)、長(zhǎng)三角地區(qū)和珠三角地區(qū)三大城市群均表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間相關(guān)特征,但寬松的碳環(huán)境規(guī)制下R&D對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響低于西部地區(qū)。

表2 CER×R&D不同年份GWR模型結(jié)果

2010年,在弱碳環(huán)境規(guī)制下研發(fā)投入對(duì)東北地區(qū)和京津冀地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了相當(dāng)大的影響。這可能是東北振興戰(zhàn)略的實(shí)施、北京和天津研發(fā)的快速增長(zhǎng)造成的。2005年以來(lái),天津?yàn)I海新區(qū)被納入國(guó)家戰(zhàn)略,極大地促進(jìn)了京津冀及周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但與此同時(shí),京津冀地區(qū)也成為中國(guó)污染最嚴(yán)重和能源消耗量最大的地區(qū),粗放型經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展導(dǎo)致了資源利用效率的降低。與2005年相比,綠色全要素生產(chǎn)率實(shí)際上不升反降。

2015年,碳環(huán)境規(guī)制不斷加強(qiáng),R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響有所提升,東北地區(qū)為0.05,京津冀地區(qū)為0.049,R&D投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著高于其他地區(qū)。生態(tài)文明建設(shè)更加強(qiáng)調(diào)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)先的前提下,資源利用的效率和自然與人類活動(dòng)的協(xié)調(diào)。

2020年,更高的碳環(huán)境規(guī)制使得研發(fā)投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用進(jìn)一步增強(qiáng)。中央和地方政府,特別是高污染地區(qū),如京津冀地區(qū),已經(jīng)采取了更嚴(yán)格的環(huán)境政策和治污降碳行動(dòng)來(lái)實(shí)現(xiàn)節(jié)約能源和減少排放。此外,研發(fā)投入在現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)升級(jí)中的作用更加明顯,進(jìn)一步提高了各地區(qū)資源的利用效率。通過(guò)推廣新能源技術(shù),進(jìn)一步減少了CO2排放,促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的改善。這與Feng的觀點(diǎn)一致。

(2)碳環(huán)境規(guī)制下省際技術(shù)溢出(DS)對(duì)GTFP的影響。表3為碳環(huán)境規(guī)制下省際間技術(shù)溢出(DS)對(duì)30個(gè)省份綠色全要素生產(chǎn)率的GWR估計(jì)結(jié)果。在國(guó)家層面上看,碳排放約束下DS對(duì)GTFP有顯著的抑制作用。從2005—2020年,這種影響一般表現(xiàn)為先增大后減小(影響系數(shù)的絕對(duì)值減小后增大)。這表明,弱碳環(huán)境規(guī)制下跨省技術(shù)溢出在促進(jìn)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí),會(huì)導(dǎo)致更大的能源需求增幅,總體上抑制綠色全要素生產(chǎn)率,結(jié)果與Costantini等的研究相一致[24]。碳環(huán)境規(guī)制會(huì)產(chǎn)生“以鄰為壑”的負(fù)面效應(yīng),省際間技術(shù)溢出對(duì)周邊地區(qū)生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張的“能源反彈效應(yīng)”遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于綠色技術(shù)的節(jié)能減排效應(yīng)。

表3 CER×DS 不同年份GWR 模型結(jié)果

2005年,弱碳環(huán)境規(guī)制下省際間技術(shù)溢出(DS)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的系數(shù)為-0.252。此階段,省際技術(shù)轉(zhuǎn)移水平相對(duì)較低,省際技術(shù)溢出限制了生產(chǎn)率的提高,弱碳環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了更多的碳排放。隨著西部大開(kāi)發(fā)的推進(jìn),這些省份一直在接受東部地區(qū)的技術(shù)資源和中央政府的轉(zhuǎn)移支付,而西部地區(qū)內(nèi)部間的技術(shù)溢出水平較低,跨省技術(shù)溢出對(duì)新疆、青海和云南的影響最大。2010年,西部地區(qū)主要接受重化工技術(shù)溢出,經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出高能耗特征?？陀^上,弱碳排放約束增加了“不良產(chǎn)出”。廣東地區(qū)DS的回歸系數(shù)為-0.015,明顯優(yōu)于北方地區(qū)。由于4萬(wàn)億元的投資計(jì)劃、大量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快,廣東能源需求和能源利用效率明顯高于其他地區(qū),較強(qiáng)的碳環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用更加明顯。2015年,隨著碳環(huán)境規(guī)制的不斷強(qiáng)化,DS對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響持續(xù)減弱。此時(shí),南方地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)正處于初級(jí)階段,而東北地區(qū)和京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍處于重工業(yè)狀態(tài)。因此,碳環(huán)境規(guī)制下北方DS對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響更為顯著。2020年,DS對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響在新疆最為明顯,在廣東最弱。碳環(huán)境規(guī)制下當(dāng)DS在中國(guó)東南部部分地區(qū)超過(guò)一定門(mén)檻值時(shí),技術(shù)升級(jí)開(kāi)始改善該地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率。這與Jiao的研究結(jié)論相一致。京津冀地區(qū)的減污降碳治理措施也顯著減少了能源消耗,但新疆的資源利用效率沒(méi)有明顯提高。

(3)碳環(huán)境規(guī)制下FDI對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。從表4可以看出,“雙碳”約束下FDI技術(shù)溢出的影響在研究周期內(nèi)呈先減小后增大的趨勢(shì)。2005年、2010年、2015年和2020年的回歸系數(shù)分別為0.038、0.022、0.036和0.046。這表明碳環(huán)境規(guī)制下FDI技術(shù)溢出對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響從“污染避風(fēng)港”效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)椤拔廴緯炤啞毙?yīng)。

表4 CER×FDI 不同年份GWR 模型結(jié)果

2005年,碳環(huán)境規(guī)制下西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略吸引了部分外資企業(yè)加大對(duì)西部的投資,為西部地區(qū)帶來(lái)了資金和技術(shù),促進(jìn)了西部大開(kāi)發(fā),提高了西部地區(qū)資源的利用效率。因此,碳環(huán)境規(guī)制與FDI協(xié)同提升了綠色全要素生產(chǎn)率。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低,市場(chǎng)化程度較低。對(duì)市場(chǎng)化水平相對(duì)較低地區(qū)的FDI主要表現(xiàn)為節(jié)能技術(shù)溢出。此時(shí),“污染暈輪”效應(yīng)強(qiáng)于“污染避風(fēng)港”效應(yīng)。2009年,弱碳環(huán)境規(guī)制下東北地區(qū)和京津冀地區(qū)FDI對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響最大。但從全國(guó)范圍來(lái)看,FDI的影響系數(shù)有所下降,這是因?yàn)檫@一時(shí)期弱碳環(huán)境規(guī)制意味著寬松的環(huán)境規(guī)制,更多的FDI流向了能源密集型行業(yè),其中以京津冀和東北地區(qū)重工業(yè)的增長(zhǎng)率最為顯著。此階段,外商直接投資提高能源效率引發(fā)了能源反彈效應(yīng)?！拔廴颈茱L(fēng)港”效應(yīng)明顯強(qiáng)于“污染暈輪”效應(yīng)。隨著時(shí)間的推移,2015年和2020年碳環(huán)境規(guī)制不斷加強(qiáng),FDI對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升進(jìn)一步增強(qiáng)。碳環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)化程度的提高會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更加激烈,更多的企業(yè)會(huì)選擇能源偏向的技術(shù)擴(kuò)散。“污染暈輪”效應(yīng)逐漸增強(qiáng),“污染避風(fēng)港”效應(yīng)逐漸減弱,這些效應(yīng)均表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間相關(guān)性,但影響系數(shù)差異較小,這說(shuō)明外商直接投資對(duì)不同地區(qū)能源利用效率提升的作用呈遞減趨勢(shì)。這是因?yàn)樵谌肆Y源和研發(fā)投入達(dá)到一定水平后,中西部地區(qū)對(duì)跨國(guó)技術(shù)轉(zhuǎn)移的吸收能力與東部地區(qū)的差距逐漸縮小,這印證了Feng的研究,認(rèn)為過(guò)高或過(guò)低的技術(shù)差距不利于技術(shù)擴(kuò)散。東部更強(qiáng)碳環(huán)境規(guī)制也促進(jìn)了FDI從東部地區(qū)向西部地區(qū)溢出。

五、結(jié)論及政策啟示

利用GWR模型,研究了碳環(huán)境規(guī)制下研發(fā)、省際技術(shù)溢出和FDI技術(shù)溢出等技術(shù)進(jìn)步路徑對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響。碳環(huán)境規(guī)制下R&D投入綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈先減小后增大的趨勢(shì)。碳環(huán)境規(guī)制下,DS對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因子始終為負(fù),影響存在門(mén)檻效應(yīng)。碳環(huán)境規(guī)制下,FDI對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響取決于“污染避風(fēng)港”效應(yīng)和“污染暈輪”效應(yīng),“污染暈輪”效應(yīng)主要表現(xiàn)為FDI的節(jié)能技術(shù)和能源偏向性技術(shù)溢出效應(yīng),在研究期間FDI對(duì)暈輪的影響呈先弱后強(qiáng)的趨勢(shì)。

上述結(jié)果對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策啟示如下:

研發(fā)投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是不穩(wěn)定的,因此,要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和降低能源消耗的雙重目標(biāo),僅僅增加研發(fā)投入是不夠的。相反,它應(yīng)該被納入國(guó)家的重大戰(zhàn)略和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之中。研發(fā)資金應(yīng)該流向節(jié)能減排技術(shù),而不僅僅是提高生產(chǎn)率。宏觀上,加大對(duì)水電、風(fēng)電、太陽(yáng)能、沼氣、地?zé)崮?含土地和水源)、潮汐能等能源的研發(fā)投入和政策優(yōu)惠力度。在微觀層面,加大對(duì)節(jié)能環(huán)保企業(yè)的資金支持和研發(fā)補(bǔ)貼力度。

省際間技術(shù)溢出對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的升級(jí)具有負(fù)向作用。優(yōu)先促進(jìn)省際技術(shù)交流,提高地方技術(shù)吸收能力。推進(jìn)大都市圈戰(zhàn)略,縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。同時(shí),加強(qiáng)落后省份和發(fā)達(dá)省份之間的基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通(包括通訊、交通設(shè)施)。以京津冀地區(qū)為例,可在都市圈建設(shè)過(guò)程中制定技術(shù)共享和交通一體化等低碳協(xié)同行動(dòng)計(jì)劃。各省應(yīng)建立綠色技術(shù)發(fā)展實(shí)驗(yàn)平臺(tái),建立具有吸引力的科技產(chǎn)出薪酬分配方案。

碳環(huán)境規(guī)制既是壓力也是機(jī)遇,一方面減少企業(yè)傳統(tǒng)能源的依賴,另一方面會(huì)促進(jìn)企業(yè)不斷進(jìn)行技術(shù)升級(jí)。政府需加強(qiáng)監(jiān)管,構(gòu)建嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度,防止市場(chǎng)失靈,充分發(fā)揮市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作用。然而,本研究仍存在一些不足之處。例如,對(duì)于基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率升級(jí)的影響,未能針對(duì)個(gè)別省份提出具體的政策。未來(lái)應(yīng)探索基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)GTFP的影響機(jī)制,為各省提出更有針對(duì)性的建議。