長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

荀守奎,秦夢云

(安徽理工大學 經(jīng)濟與管理學院,安徽 淮南 232001)

2022年,國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布《“十四五”新型城鎮(zhèn)化實施方案》,強調(diào)城鎮(zhèn)化要以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題,同時也要為城市可持續(xù)發(fā)展提供更加堅實的客觀條件。這再次說明城鎮(zhèn)化不是簡單的人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,而是要堅持以人為核心,從人口、布局、城市建設(shè)、城市治理水平、城鄉(xiāng)融合等多方面提高城鎮(zhèn)化建設(shè)質(zhì)量,增強城市的可持續(xù)發(fā)展能力。

長三角是我國經(jīng)濟發(fā)展最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一。長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略以來,其城鎮(zhèn)化進程取得重大進展。然而,快速城鎮(zhèn)化有時難免以生態(tài)環(huán)境為代價。城鎮(zhèn)化進程中的高資源消耗、高能源消耗和高碳排放等問題會影響環(huán)境的可持續(xù)性,從而對該地區(qū)的綠色發(fā)展產(chǎn)生不利影響[1]。綠色全要素生產(chǎn)率是用來衡量一個地區(qū)或一個行業(yè)綠色發(fā)展效率的重要指標,研究城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用對促進長三角地區(qū)經(jīng)濟綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和實際意義。

一、文獻綜述

鑒于城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境狀況的協(xié)調(diào)程度會直接影響到一個地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展能力,近些年部分學者開始研究城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用[2]。一部分學者認為城鎮(zhèn)化會對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。尚娟運用系統(tǒng)GMM模型對我國30個省份的面板數(shù)據(jù)進行分析,發(fā)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化能顯著促進綠色全要素生產(chǎn)率的提高[3]。申丹虹運用OLS估計方法對黃河流域面板數(shù)據(jù)進行回歸,發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率有正向影響[4]。但也有學者對此提出不同的見解,如吳麗娟運用Tobit回歸模型分析了流通業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素,發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對流通業(yè)綠色全要素發(fā)展率具有顯著的負面影響[5]。鄭垂勇基于長江經(jīng)濟帶2006—2015年省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了以人口城鎮(zhèn)化率為門檻變量的門檻模型,研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率總體對綠色全要素生產(chǎn)率起抑制作用[6]。此外,也有學者認為城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是非線性的,如徐倩運用OLS對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析,發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化率對綠色發(fā)展效率存在顯著的先抑制后促進的“U”型關(guān)系[7]。

綜上所述,目前關(guān)于城鎮(zhèn)化與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系已經(jīng)有了一定的研究,但尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論,且現(xiàn)有研究大多從人口方面選取單一指標研究城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響,而較少從新型城鎮(zhèn)化視角下探究二者之間的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,本文從新型城鎮(zhèn)化體系測算城鎮(zhèn)化水平并進行后續(xù)研究,契合政策的同時得出的結(jié)論也更加客觀全面。此外,目前的研究多從行業(yè)或省份層面上研究綠色全要素生產(chǎn)率及其影響因素,本文以長三角地區(qū)為研究對象分析了城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響,為長三角地區(qū)綠色發(fā)展研究作出貢獻。

二、研究設(shè)計

1.研究方法

(1)綠色全要素生產(chǎn)率測度方法

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)是由Charnes等于1978年創(chuàng)建的績效評價方法,可用于在多投入多產(chǎn)出情況下對多個決策單元(DMU)的相對效率進行評價。為了解決徑向模型在評價效率過程中對于松弛變量的忽視問題,Tone于2001年提出了SBM模型(Slack Based Measure)[8],并于次年將超效率模型和SBM模型結(jié)合,提出超效率SBM模型,從而可以進一步對標準效率模型中同時有效的DMU進行效率排序[9]。考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型數(shù)學表達式如式(1)所示。

(1)

其中,n表示DMU的個數(shù),即城市個數(shù);每個DMU有m種投入、S1種期望產(chǎn)出和S2種非期望產(chǎn)出;x表示投入矩陣中的元素;yd表示期望產(chǎn)出矩陣中的元素;yu表示非期望產(chǎn)出矩陣中的元素;ρ表示靜態(tài)的綠色發(fā)展效率值,ρ越大,說明綠色發(fā)展效率值越大,即綠色發(fā)展水平越高。

超效率SBM模型只能對截面數(shù)據(jù)進行效率分析,為了衡量效率的動態(tài)變化程度,需要結(jié)合動態(tài)指數(shù)對效率值進行跨期比較。傳統(tǒng)的Malmquist指數(shù)沒有將非期望產(chǎn)出納入考慮范圍[10],Chung等人改進后得到的Malmquist-Luenberger指數(shù)在測算跨期方向距離函數(shù)時,面臨潛在的線性規(guī)劃無可行解的問題[11]。為此,吳東賢將全局可能性生產(chǎn)集和方向距離函數(shù)的概念進行整合,提出了Global Malmquist-Luenberger(GML)指數(shù)[11]。GML指數(shù)綜合運用各期數(shù)據(jù)的總和作為參考集,由于各期參考的是共同的全局前沿,所以GML指數(shù)具備傳遞性,可累乘[12]。第t期～第t+1期的GML指數(shù)計算公式如式(2)所示。

(2)

(3)

(2)城鎮(zhèn)化水平測度方法

運用熵值法確定城鎮(zhèn)化水平測度的指標權(quán)重。具體步驟如下。

第一步,原始數(shù)據(jù)的設(shè)定。

假設(shè)數(shù)據(jù)為t個年度內(nèi)m個省份的n個指標,則Xθij表示第θ年省份i的第j個指標值。

第二步,數(shù)據(jù)標準化。

正向指標:

(4)

負向指標:

(5)

標準化后會出現(xiàn)0值,因此對所有數(shù)據(jù)加0.0001向右平移,使標準化后的數(shù)據(jù)在[0.0001,1.0001]的區(qū)間內(nèi)。

第三步:比重計算。

計算第θ年省份i的第j個指標在第j個指標中所占的比重。

(6)

第四步:信息熵計算。

計算第j個指標對應(yīng)的信息熵。

(7)

第五步:權(quán)重計算。

首先,計算第j項指標的差異系數(shù)。

Gj=1-Ej

(8)

其次,計算第j項指標的權(quán)重。

(9)

第六步,綜合得分計算。

計算第θ年第i個省的綜合得分。

(10)

(3)城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率影響分析方法

由以上方法可以計算出綠色全要素生產(chǎn)率和城鎮(zhèn)化水平,為了進一步檢驗城鎮(zhèn)化對長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用,構(gòu)建基準回歸模型如式(11)所示。

(11)

其中,GTFPit為被解釋變量,表示第i個城市第t年的綠色全要素生產(chǎn)率;URBit為核心解釋變量,表示第i個城市第t年的城鎮(zhèn)化水平;β0為核心解釋變量的回歸系數(shù);βn為控制變量的回歸系數(shù);Xn為控制變量;αi是個體不隨時間變化的因素,表示個體固定效應(yīng);λt是不隨個體改變而隨時間變化的因素,表示時間固定效應(yīng);εit為隨機誤差項。

2.指標選取及數(shù)據(jù)來源

(1)綠色全要素生產(chǎn)率測算指標

投入指標從資本、勞動和能源三方面選取,分別用固定資本存量、就業(yè)人員數(shù)和能源消費總量來表示。其中,固定資本存量用永續(xù)盤存法測算,公式為Kt=(1-δ)Kt-1+It,Kt表示t期的固定資本存量,δ表示折舊率,It表示t期的投資。文章在張軍等的方法基礎(chǔ)上[13],選取資本形成總額作為當期投資指標,以9.6%的折舊率、2000年為基期,得到更為接近現(xiàn)實的省際資本存量,并參考張少輝等的方法將省級資本存量按一定權(quán)重折算到各個城市[14]。就業(yè)人員數(shù)從各城市統(tǒng)計年鑒中直接獲取。能源消費總量則以省級能源數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),通過GDP占比將省級能源數(shù)據(jù)折算為城市級能源投入數(shù)據(jù)。

期望產(chǎn)出用地區(qū)生產(chǎn)總值來表示。為了剔除價格因素的影響,對各年GDP以2009年為基期進行平減處理。

非期望產(chǎn)出的指標選取上,參考多數(shù)學者的研究,選取工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙(粉)塵排放量作為非期望產(chǎn)出指標[15]。此外,考慮到國際上對“雙碳”問題的愈發(fā)重視,加上氣候問題的日益嚴峻,本文將二氧化碳排放量也納入非期望產(chǎn)出指標體系中,最終構(gòu)建指標體系如表1所示。

表1 綠色全要素生產(chǎn)率測算指標體系

(2)城鎮(zhèn)化水平測算指標

從人口、土地、生態(tài)、社會和經(jīng)濟五個方面分別選取指標構(gòu)建城鎮(zhèn)化指標體系,并用熵值法確定各指標所占權(quán)重,結(jié)果如表2所示。

表2 城鎮(zhèn)化水平評價指標體系

(3)城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸模型變量

被解釋變量:綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)。以2009年為基期,以2009年各城市綠色發(fā)展效率值為基數(shù),以后各年的綠色全要素生產(chǎn)率由2009年的綠色發(fā)展效率值累乘每年的GML指數(shù)得到。

核心解釋變量:城鎮(zhèn)化指數(shù)(URB)。根據(jù)城鎮(zhèn)化指標體系計算得出的城鎮(zhèn)化指數(shù)。

控制變量:經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP),用人均生產(chǎn)總值取對數(shù)來表示;環(huán)境規(guī)制(ENV),用工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙(粉)塵排放量通過熵值法構(gòu)建的環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)來表示;外商直接投資(FDI),用實際利用外商投資額取對數(shù)來表示,其中實際利用外商投資額乘以人民幣匯率的年平均價轉(zhuǎn)化為以人民幣為單位的計價方式;技術(shù)創(chuàng)新投入強度(RDE),用全社會R&D經(jīng)費占GDP的比例來表示;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS),用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來表示。

(4)數(shù)據(jù)來源

如表3所示,數(shù)據(jù)來自2009—2021年長三角三省一市及各地級市的統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報、《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源年鑒》以及中國碳核算數(shù)據(jù)庫(CEAD)。為保證面板數(shù)據(jù)的平衡性,剔除研究期內(nèi)出現(xiàn)行政區(qū)域變動的巢湖市。少量缺失數(shù)據(jù)采取插值法補齊。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

1.長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率分析

(1)靜態(tài)分析

通過超效率SBM模型測算2009—2020年間長三角地區(qū)41個城市的綠色發(fā)展效率如表4所示。長三角地區(qū)的綠色發(fā)展效率整體呈現(xiàn)出東南高、西北低的分布特征,從行政區(qū)劃來看,綠色發(fā)展效率最高的是上海,其次是江蘇,第三是浙江,最后是安徽,且安徽綠色發(fā)展效率與前面三個省市仍有差距。綠色發(fā)展效率高的城市主要有兩類:一類是上海、杭州、無錫等經(jīng)濟發(fā)達的城市,經(jīng)濟水平的提高彌補了其他方面的不足,從而帶來高綠色發(fā)展效率;另一類是黃山、蘇州和溫州等旅游型城市,以良好的生態(tài)環(huán)境和自然風光作為發(fā)展基礎(chǔ),在經(jīng)濟水平提高的同時不會對環(huán)境造成嚴重污染,從而使綠色發(fā)展效率保持在高水平狀態(tài)。而馬鞍山、銅陵、淮南、淮北、宣城等資源型城市,主要依靠煤礦等重工業(yè)發(fā)展經(jīng)濟,必然會給環(huán)境帶來嚴重負擔,從而導(dǎo)致綠色發(fā)展效率水平低下。

表4 靜態(tài)綠色發(fā)展效率分析

(2)動態(tài)分析

采用核密度估計長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的動態(tài)演進情況,變化特征如圖1所示。從曲線分布特征來看,呈明顯的雙峰分布,說明長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率兩極分化態(tài)勢顯著,存在較大區(qū)域差異。主峰一直位于左側(cè),即長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率較低的城市居多。2009—2012年間,主峰高度持續(xù)上升,綠色全要素生產(chǎn)率低水平聚集程度加大。主峰高度在2012年達到最高,主峰與次峰高度差距大,表明這一年大多城市的綠色全要素生產(chǎn)率聚集于較低水平,較少城市的綠色全要素生產(chǎn)率聚集于較高水平。2014年開始波峰變窄,主峰與次峰的高度差降低,隱隱呈現(xiàn)由雙峰向單峰過渡的趨勢,說明長三角地區(qū)絕對差異總體減小,區(qū)域間發(fā)展不均衡程度降低、且綠色全要素生產(chǎn)率兩極化趨勢減弱。主峰總體向右偏移,說明長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率低水平聚集城市的綠色全要素生產(chǎn)率水平提升明顯。從2009—2020年的總體變化可以看出,長三角區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率水平整體提高,區(qū)域差異總體縮小,兩極化趨勢減弱。

圖1 長三角GTFP動態(tài)特征

2.城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率影響實證分析

(1)基準回歸

通過HT檢驗和IPS檢驗檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,結(jié)果p值都小于0.05,所以拒絕原假設(shè),即不存在單位根,數(shù)據(jù)平穩(wěn)。在模型的選擇上,首先,用LM檢驗確定了隨機效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS模型;其次,用修正的Hausman檢驗確定了固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。因此,文章最終選擇用固定效應(yīng)模型進行回歸。

城鎮(zhèn)化水平對綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果如表5所示。第(1)列是僅考慮核心解釋變量的最小二乘回歸結(jié)果,第(2)列是僅考慮核心解釋變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。兩種情況下,URB的回歸系數(shù)分別為0.472和0.153,且都在1%的置信水平下顯著,說明城鎮(zhèn)化水平對綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的正向影響。第(3)-(7)列分別為依次加入控制變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果,在引入控制變量的過程中,核心解釋變量URB的系數(shù)始終為正,進一步說明城鎮(zhèn)化水平對長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用。

表5 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)系數(shù)顯著為負,長三角地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的抑制作用?，F(xiàn)有文獻大多表明,在經(jīng)濟發(fā)展初期,由于技術(shù)水平有限、資源利用效率較低以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等原因,生產(chǎn)過程中污染排放量大,不利于環(huán)保,從而對綠色全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生負面影響;當經(jīng)濟發(fā)展到某一階段時,技術(shù)迭代提高資源利用效率,生產(chǎn)方式變得綠色環(huán)保,從而使經(jīng)濟發(fā)展開始逐漸對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。雖然長三角地區(qū)自“一體化”戰(zhàn)略以來經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高,但仍存在較大區(qū)域差異,整體經(jīng)濟發(fā)展水平還處于“環(huán)境庫茲涅茨曲線”的右側(cè),尚未達到經(jīng)濟發(fā)展促進綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展的階段。

環(huán)境規(guī)制(ENV)的系數(shù)顯著為負,長三角地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度對于綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著抑制作用。根據(jù)目前的研究來看,綠色技術(shù)創(chuàng)新的補償效應(yīng)大小是能否實現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的雙贏的關(guān)鍵所在[16]。而在長三角地區(qū)目前的發(fā)展狀態(tài)下,環(huán)境規(guī)制引領(lǐng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的補償效應(yīng)還不能完全抵消其帶來的高成本與高投入,即環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的仍是抑制作用。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS)的系數(shù)顯著為負,長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負面影響。長三角地區(qū)雖已提出要產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型以推進高質(zhì)量發(fā)展,但主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)仍集中在制造業(yè)。除上海外,江蘇、浙江和安徽的第二產(chǎn)業(yè)增加值占生產(chǎn)總值比例都在40%以上,說明第二產(chǎn)業(yè)仍是長三角經(jīng)濟發(fā)展的重要支柱。而第二產(chǎn)業(yè)占比大不可避免會帶來高污染與高能耗,不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

外商直接投資(FDI)的系數(shù)為負,但并不顯著。在經(jīng)濟全球化背景下,外商直接投資帶來技術(shù)和知識,為推動各國經(jīng)濟增長作出重要貢獻。與此同時,大量吸引外資有時也意味著降低環(huán)境準入條件,外資企業(yè)因此選擇將高污染高能耗的生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移被投資地區(qū),從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負面作用。可能是因為長三角地區(qū)城市間吸引外商直接投資的能力懸殊,所以在城市群層面回歸中外商直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。

科技創(chuàng)新投入強度(RDE)的系數(shù)為正,但并不顯著。新古典經(jīng)濟增長理論認為,技術(shù)創(chuàng)新是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑。一方面,科技創(chuàng)新改進技術(shù)條件,提高資源利用效率;另一方面,科技創(chuàng)新可以減少污染物排放,提高污染治理能力。不論是從節(jié)能,還是減排方面來看,加大科技創(chuàng)新投入強度都能對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。長三角地區(qū)科技創(chuàng)新投入強度對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用不顯著可能是因為對創(chuàng)新資源的配置效率不高,科技創(chuàng)新投入未能充分發(fā)揮在對制約產(chǎn)業(yè)鏈的關(guān)鍵核心技術(shù)的創(chuàng)新發(fā)展上。

(2)分解指數(shù)回歸

為了探究城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的作用路徑,分別用綠色全要素生產(chǎn)率分解得出的效率進步(EC)和技術(shù)進步(TC)作為被解釋變量進行固定效應(yīng)回歸,結(jié)果如表6所示。

表6 綠色全要素分解指數(shù)回歸結(jié)果

城鎮(zhèn)化對EC和TC的系數(shù)都為正,且分別在5%和1%的置信水平下顯著,說明城鎮(zhèn)化對效率進步和技術(shù)進步都存在顯著促進作用。其中,TC的系數(shù)為0.186,EC的系數(shù)為0.060,說明城鎮(zhèn)化對技術(shù)進步的影響更強,通過影響技術(shù)進步從而促進綠色全要素生產(chǎn)率增長是長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化水平影響綠色全要素生產(chǎn)率的主要路徑。

(3)異質(zhì)性檢驗

根據(jù)城區(qū)常住人口數(shù)量將城市規(guī)模劃分為小型、中型、大型、特大和超大。因為超大城市僅有上海,所以將其和特大城市一起做回歸。表7中(1)-(4)列分別表示特大及超大城市、大型城市、中型城市和小型城市樣本的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。

結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化對中型城市的綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用,對其他規(guī)模城市的綠色全要素生產(chǎn)率影響作用并不顯著。規(guī)模大的城市城鎮(zhèn)化進程大多已經(jīng)到中后期,物質(zhì)資源、人力資本等已經(jīng)與產(chǎn)業(yè)充分融合,所以進一步城鎮(zhèn)化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。中型城市處于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展期,在發(fā)展模式的探索上已經(jīng)形成相對成熟的經(jīng)驗,通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、能源消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化等路徑對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的帶動作用。小型城市城鎮(zhèn)化進程大多處于較為初期的階段,在這一階段往往會過分注重城鎮(zhèn)化速度,忽視城鎮(zhèn)化的質(zhì)量,造成土地過度開發(fā)、資源過分開采等問題,從而無法給綠色全要素生產(chǎn)率增長帶來顯著的正面影響?？傮w來看,回歸結(jié)果與實際情況相符合。

表7 城市規(guī)模異質(zhì)性檢驗

續(xù)表7

四、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

本文運用超效率SBM-GML模型測算了長三角地區(qū)41個城市的綠色全要素生產(chǎn)率,并運用固定效應(yīng)回歸模型實證分析了城鎮(zhèn)化水平對綠色全要素生產(chǎn)率的影響,得到主要結(jié)論如下。第一,長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率整體提高,兩極分化趨勢減弱,即城市間綠色發(fā)展協(xié)調(diào)性提高,但區(qū)域差異仍然存在。第二,城鎮(zhèn)化水平總體提升,呈現(xiàn)東高西低、中部高南北低的態(tài)勢;同時,城鎮(zhèn)化能顯著促進長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長,且這種促進作用主要是通過影響技術(shù)進步實現(xiàn)的。第三,異質(zhì)性分析表明,城鎮(zhèn)化對中型城市的全要素生產(chǎn)率促進作用十分顯著,對小型城市和超大、特大及大型城市的作用不明顯。

2.建議

根據(jù)上述結(jié)論,提出以下建議。

第一,推動城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展,提升城市可持續(xù)發(fā)展能力。從長三角整體來看,城鎮(zhèn)化水平提高會對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正面影響。因此,要深入推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略,促進城鎮(zhèn)化建設(shè)的提質(zhì)增效,以此實現(xiàn)提高長三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率、增強可持續(xù)發(fā)展能力的目的。

第二,加大科技創(chuàng)新投入,促進對綠色技術(shù)的研發(fā)與應(yīng)用。通過對分解指數(shù)進行回歸發(fā)現(xiàn),“城鎮(zhèn)化-技術(shù)進步-綠色全要素生產(chǎn)率”是城鎮(zhèn)化影響綠色全要素生產(chǎn)率的主要作用路徑。在城鎮(zhèn)化發(fā)展進程中,政府可以通過制定政策、發(fā)放補貼等方式引導(dǎo)企業(yè)進行綠色技術(shù)研發(fā),大力推動技術(shù)革新,推動城鎮(zhèn)化向綠色集約方向發(fā)展。

第三,因地制宜實施城鎮(zhèn)化建設(shè)措施,推動長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化均衡、協(xié)調(diào)發(fā)展。對于城鎮(zhèn)化建設(shè)已經(jīng)較完善的超大、特大和大型城市,要避免過度城鎮(zhèn)化,將重點放在城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升上,推動現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、公共服務(wù)業(yè)、文化旅游等產(chǎn)業(yè)發(fā)展,形成更高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化體系。對于城鎮(zhèn)化規(guī)模擴張較快的中型城市,應(yīng)重點關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整,在發(fā)展經(jīng)濟的過程中控制對環(huán)境的影響,使城鎮(zhèn)化進程對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用更加顯著。對于城鎮(zhèn)化初期的小型城市,應(yīng)重點健全產(chǎn)業(yè)體系,保證充足的就業(yè)機會,避免因人口流失導(dǎo)致經(jīng)濟規(guī)?？s小;同時,提高城市治理能力,最大程度降低城鎮(zhèn)化過程中給環(huán)境帶來的負面影響。