綠色技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了我國城市出口產(chǎn)品質(zhì)量升級嗎?

黎元生 陳 華

一、引言與文獻(xiàn)綜述

推動出口產(chǎn)品質(zhì)量升級是促進(jìn)國內(nèi)國際雙循環(huán)、建設(shè)制造強國和貿(mào)易強國、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。從數(shù)據(jù)上看,2023年中國貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額高達(dá)41.76萬億元,有望連續(xù)7年穩(wěn)居世界第一,其中出口額為23.77萬億元(1)據(jù)海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù),https://www.gov.cn/yaowen/shipin/202401/content_6925752.htm,發(fā)布時間:2024年1月12日,訪問時間:2024年3月2日。。相比之下,我國出口產(chǎn)品質(zhì)量和出口增加值競爭力依然不高,《全球競爭力報告2023》顯示,相關(guān)項目中國僅排第21名,我國“大而不強”的貿(mào)易地位亟需改善(2)世界競爭力研究中心:《全球競爭力報告2023》,2023年6月20日,https://worldcompetitiveness.imd.org/countryprofile/CN/wcy,訪問時間:2024年2月8日。如果從分項來看,報告認(rèn)為,中國的優(yōu)勢在于龐大的市場規(guī)模和宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性。在市場規(guī)模上,中國國內(nèi)和出口市場相結(jié)合得到了100分,位居該項第一。但在創(chuàng)新、機制建設(shè)、產(chǎn)品市場效率、金融市場發(fā)展等指標(biāo)上得分較低,導(dǎo)致綜合排名下降。我國外貿(mào)呈現(xiàn)出規(guī)模大而產(chǎn)品質(zhì)量競爭力較低的局面。。在此背景下,如何提升出口產(chǎn)品質(zhì)量,破解我國價值鏈低端鎖定之困,成為各界關(guān)注的熱點問題。

出口產(chǎn)品質(zhì)量一直是學(xué)界研究的重點和難點問題?；诓煌嵌?學(xué)者們對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素進(jìn)行了一定研究。宏觀層面,研究發(fā)現(xiàn)外商投資(3)李坤望、王有鑫:《FDI促進(jìn)了中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級嗎?——基于動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法的研究》,《世界經(jīng)濟研究》2013年第5期。、政府財政政策(4)蘇丹妮、盛斌、邵朝對:《產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級》,《中國工業(yè)經(jīng)濟》2018年第11期。、產(chǎn)業(yè)集聚(5)張杰、翟福昕、周曉艷:《政府補貼、市場競爭與出口產(chǎn)品質(zhì)量》,《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2015年第4期。等都會顯著地影響出口產(chǎn)品質(zhì)量。此外,一些學(xué)者從中間品角度考察企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素,他們發(fā)現(xiàn)很多企業(yè)特別是發(fā)展中國家的企業(yè)難以進(jìn)入發(fā)達(dá)國家市場,主要原因在于這些企業(yè)難以在相同成本下使用本國的中間投入品生產(chǎn)出滿足目的國所需的高質(zhì)量產(chǎn)品(6)H. Fan, Y. A. Li, and S. R. Yeaple, “On the Relationship between Quality and Productivity: Evidence from China's Accession to the WTO,” in Journal of International Economics, Vol. 110 (2018), pp.28-49.。因此,發(fā)達(dá)國家的高質(zhì)量中間投入品進(jìn)入國內(nèi)市場可以助力國內(nèi)企業(yè)實現(xiàn)出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級。

當(dāng)前,我國已進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段,持續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新逐漸成為推動出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的重要路徑(7)羅曲如曉、臧睿:《自主創(chuàng)新、外國技術(shù)溢出與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級》,《中國軟科學(xué)》2019年第5期。。在我國經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型背景下,外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展對技術(shù)創(chuàng)新提出了更高的要求,綠色技術(shù)創(chuàng)新也日益受到關(guān)注。綠色技術(shù)這一概念最早于1994年由E.Brawn等學(xué)者提出,被界定為能夠降低環(huán)境污染水平,同時也能節(jié)約能源使用的技術(shù)(8)E. Braun, and D. Wield, “Regulation as a Means for the Social Control of Technology,” in Technology Analysis &Strategic Management, Vol. 3(1994), pp.259-272.。從驅(qū)動力來看,綠色技術(shù)創(chuàng)新動因主要來自環(huán)境規(guī)制(9)陶鋒、趙錦瑜、周浩:《環(huán)境規(guī)制實現(xiàn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新的“增量提質(zhì)”嗎——來自環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的證據(jù)》,《中國工業(yè)經(jīng)濟》2021年第21期。。當(dāng)然也有很多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響不確定,甚至?xí)嬖谝种谱饔?10)王鋒正、姜濤:《環(huán)境規(guī)制對資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響——基于行業(yè)異質(zhì)性的視角》,《財經(jīng)問題研究》2015年第8期。。此外,市場化水平(11)汪明月、李穎明、王子彤:《技術(shù)和市場雙重不確定性下企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新及績效》,《系統(tǒng)管理學(xué)報》2021年第2期。、家族企業(yè)發(fā)展(12)馬駿、朱斌、何軒:《家族企業(yè)何以成為更積極的綠色創(chuàng)新推動者?——基于社會情感財富和制度合法性的解釋》,《管理科學(xué)學(xué)報》2020年第9期。等也是影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要因素。

綠色技術(shù)創(chuàng)新是否會影響城市層面出口產(chǎn)品質(zhì)量?具體的作用機制如何?這些問題的回答對于加快推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實意義。但是學(xué)界目前鮮有直接研究綠色技術(shù)創(chuàng)新與城市層面出口產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)系的文獻(xiàn)。目前除少數(shù)學(xué)者直接探究技術(shù)創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)系外,大部分學(xué)者還是將技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量,探究其他諸如制造業(yè)服務(wù)化等對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響(13)祝樹金、謝煜、段凡:《制造業(yè)服務(wù)化、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量》,《經(jīng)濟評論》2019年第6期。。相比已有研究,本文主要的邊際貢獻(xiàn)包括:(1)從理論和實證層面深入探究綠色技術(shù)創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系,為拓展綠色技術(shù)創(chuàng)新及國際貿(mào)易相關(guān)領(lǐng)域研究做了有益探索。(2)本文使用城市層面數(shù)據(jù),將城市因素綜合考慮在內(nèi),豐富了現(xiàn)有研究。(3)從全要素生產(chǎn)率和固定投入效率角度出發(fā),探究綠色技術(shù)創(chuàng)新提升城市出口產(chǎn)品質(zhì)量的具體作用機制,為相關(guān)部門制定政策提供建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)經(jīng)典的質(zhì)量內(nèi)生決定理論模型,企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量主要由企業(yè)生產(chǎn)率和固定投入效率決定(14)施炳展:《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性:測度與事實》,《經(jīng)濟學(xué)(季刊)》2014年第13期。。下面我們進(jìn)一步討論綠色技術(shù)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率和固定投入效率的影響。

從本質(zhì)上來看,綠色技術(shù)創(chuàng)新是技術(shù)創(chuàng)新的一種形式。羅麗英和齊月的研究表明,技術(shù)創(chuàng)新水平是提升我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要途徑(15)羅麗英、齊月:《技術(shù)創(chuàng)新效率對我國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響研究》,《國際經(jīng)貿(mào)探索》2016年第4期。。作為技術(shù)創(chuàng)新的重要表現(xiàn)形式,綠色技術(shù)創(chuàng)新也應(yīng)具有促進(jìn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的效應(yīng)。從事綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的企業(yè),其技術(shù)水平、環(huán)保能力和競爭力均將獲得提升,能夠改善原有產(chǎn)品結(jié)構(gòu),設(shè)計和生產(chǎn)質(zhì)量更高的產(chǎn)品。接下來,從全要素生產(chǎn)率和固定投入效率兩個方面具體闡述綠色技術(shù)創(chuàng)新影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的機制。

首先,生產(chǎn)率方面。第一,市場規(guī)模效應(yīng)。一方面,企業(yè)使用綠色工藝技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)可以滿足國內(nèi)市場對綠色產(chǎn)品的需求,擴大國內(nèi)市場份額。另一方面,使用綠色工藝技術(shù)有助于促進(jìn)企業(yè)全球價值鏈攀升、提升國際競爭力、獲得更大的海外市場。第二,資源配置效應(yīng)。區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升帶來的直接結(jié)果,就是使資源更多地從低生產(chǎn)率企業(yè)向高生產(chǎn)率企業(yè)流動,這種產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的資源配置效應(yīng)將帶來行業(yè)整體生產(chǎn)效率的提升(16)原毅軍、 戴寧:《基于綠色技術(shù)創(chuàng)新的中國制造業(yè)升級發(fā)展路徑》,《科技與管理》2017年第1期。。第三,成本節(jié)約效應(yīng)。綠色技術(shù)創(chuàng)新不僅可以在前期降低能源等要素的投入,節(jié)約資源成本,而且可以在后期減少廢棄物排放量,降低除污成本。除此之外,使用綠色技術(shù)可以提升企業(yè)的綠色聲譽,有助于企業(yè)更好地獲得金融機構(gòu)信貸支持,進(jìn)而降低企業(yè)融資成本。

其次,固定投入效率方面?，F(xiàn)有研究表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新改變了制造業(yè)生產(chǎn)工藝,使其兼具產(chǎn)品制造、能源轉(zhuǎn)換、廢棄物消納和資源化功能,提高了資源綜合利用率和循環(huán)使用率(17)原毅軍、謝榮輝:《工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)進(jìn)步與污染減排》,《中國人口·資源與環(huán)境》2012年第22期。?？梢哉f,在當(dāng)前綠色經(jīng)濟、低碳經(jīng)濟背景下,綠色技術(shù)創(chuàng)新是提升企業(yè)固定投入效率的關(guān)鍵性因素。微觀層面,企業(yè)可以通過綠色工藝和綠色流程提升自身的綠色制造能力以及能源資源投入利用效率。工藝視角下的綠色技術(shù)創(chuàng)新以工藝改造、技術(shù)升級等為主要途徑,提高生產(chǎn)過程中對原材料和能源的利用效率并降低與之相關(guān)的環(huán)境成本,這無疑會提升企業(yè)固定投入效率。產(chǎn)業(yè)層面,原毅軍等研究發(fā)現(xiàn),加強綠色技術(shù)創(chuàng)新有利于推進(jìn)污染密集型制造業(yè)向清潔型制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(18)原毅軍、陳喆:《環(huán)境規(guī)制、綠色技術(shù)創(chuàng)新與中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級》,《科學(xué)學(xué)研究》2019年第10期。。這也將提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)層面整體的固定投入效率,從而促進(jìn)地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量。據(jù)此,本文提出以下假說:

假說1:綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)城市出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

假說2:綠色技術(shù)創(chuàng)新通過生產(chǎn)率途徑影響城市出口產(chǎn)品質(zhì)量。

假說3:綠色技術(shù)創(chuàng)新通過固定投入效率途徑影響城市出口產(chǎn)品質(zhì)量。

三、研究設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

本文以城市層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量作為被解釋變量,以城市層面綠色技術(shù)創(chuàng)新水平作為解釋變量進(jìn)行實證回歸?；鶞?zhǔn)模型如下:

Qualityct=α0+α1Greenct+α2Controlsct+vc+vt+εct

(1)

其中,被解釋變量Qualityct為城市c在年份t的出口產(chǎn)品質(zhì)量;Greenct為城市c在年份t的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平;Controlsct為城市層面的一系列控制變量;α0為常數(shù)項;vc與vt分別為個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng);εct為誤差擾動項。

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量。本文被解釋變量為城市出口產(chǎn)品質(zhì)量(Quality),由城市內(nèi)部企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量加權(quán)平均得到?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對于企業(yè)層面出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算主要包括出口產(chǎn)品單位價值法、產(chǎn)品特征法、供給需求法與需求信息反推法等四種方法。其中,需求信息反推法因其測算產(chǎn)品質(zhì)量更精準(zhǔn)、可操作性強而被廣泛使用。具體地,本文參考施炳展(19)施炳展:《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性:測度與事實》,《經(jīng)濟學(xué)(季刊)》2014年第13期。的研究對出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行測算。

對于海關(guān)HS6位碼下的某種類產(chǎn)品j而言,企業(yè)i在t年向出口目的國m出口j的數(shù)量為:

(2)

其中,q表示產(chǎn)品的數(shù)量,p表示產(chǎn)品的價格,λ表示產(chǎn)品的質(zhì)量,σ>1表示產(chǎn)品種類間的替代彈性,E表示消費者支出,P表示價格指數(shù)。

對方程的左右兩邊同時取對數(shù),進(jìn)行整理后可以得到如下回歸方程式:

lnqijmt=χmt-σlnpijmt+εijmt

(3)

其中,χmt是“出口國—年份”兩維虛擬變量,可以控制出口目的國地理距離、收入水平與總體價格指數(shù);lnpijmt表示企業(yè)出口產(chǎn)品的價格;εijmt=(σ-1)lnλijmt,是包含產(chǎn)品質(zhì)量信息的殘差項。通過OLS方法估計上述模型即可得到殘差項,再據(jù)此推導(dǎo)出產(chǎn)品的出口質(zhì)量。因為本文對于產(chǎn)品質(zhì)量的計算是建立在產(chǎn)品層面的,已包含了出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度等產(chǎn)品特征。

在對公式(3)進(jìn)行估計時需要注意兩點:首先,公式中未考慮產(chǎn)品種類多元化這一特征,因此本文在估計過程中加入了企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)來控制企業(yè)產(chǎn)品種類多元化帶來的異質(zhì)性。其次,公式中的產(chǎn)品質(zhì)量與產(chǎn)品價格是相關(guān)的,可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題。因此,參考施炳展(20)施炳展:《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性:測度與事實》,《經(jīng)濟學(xué)(季刊)》2014年第13期。對于工具變量的構(gòu)建方式,采用企業(yè)在出口國以外的其他出口國的出口產(chǎn)品的平均價格,作為企業(yè)在出口國m的出口產(chǎn)品價格的工具變量。之后使用OLS方法對公式(3)進(jìn)行回歸,可得產(chǎn)品質(zhì)量的具體計算公式為:

(4)

其中,替代彈性σ的取值為3。由公式(4)可以測算每個企業(yè)在每個出口國每個年度出口的某種HS6位碼產(chǎn)品的質(zhì)量。在將產(chǎn)品質(zhì)量加總到整體層面以獲得整體質(zhì)量之前,參考施炳展的研究(21)施炳展:《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性:測度與事實》,《經(jīng)濟學(xué)(季刊)》2014年第13期。,對產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量加總到企業(yè)層面的方法,具體公式如下:

(5)

其中,qualityit表示企業(yè)層面的產(chǎn)品出口質(zhì)量,vijmt表示企業(yè)i對于出口國m的出口價值量。企業(yè)層面的產(chǎn)品質(zhì)量最后以對數(shù)形式進(jìn)入回歸方程。基于上面得到的企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量水平,以企業(yè)出口額進(jìn)行加權(quán)平均就可以得到城市層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量(22)不失一般性,后文實證過程中對該指標(biāo)取對數(shù)使用。:

(6)

2.核心解釋變量。本文核心解釋變量是城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(Green),采用城市綠色發(fā)明專利數(shù)量作為其代理變量,并對城市綠色發(fā)明專利數(shù)量取對數(shù)。在穩(wěn)健性檢驗部分,本文還使用城市綠色發(fā)明數(shù)量占全部技術(shù)發(fā)明專利數(shù)量的比重來衡量城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

3.控制變量。為了盡可能避免遺漏變量偏誤,本文控制以下影響因素:城市地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP),根據(jù)國際貿(mào)易引力模型,經(jīng)濟規(guī)模會對一國貿(mào)易產(chǎn)生影響;城市第二產(chǎn)業(yè)比重(Second),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異會影響資源配置效率以及企業(yè)生產(chǎn)率;人力資本(HC),人力資本積累會影響城市技術(shù)創(chuàng)新水平,促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;外商直接投資水平(FDI),對外開放會優(yōu)化資源配置,紓解融資約束,本文使用城市當(dāng)年實際使用外資規(guī)模取對數(shù)作為代理變量。此外,在穩(wěn)健性檢驗部分,本文進(jìn)一步控制了城市層面的其他變量:城市平均工資水平(Wage_av)、城市SO2排放量(SO2)、人口密度(Density)、固定資產(chǎn)投資占城市GDP的比重(FAI)、城市每萬人在校本科生人數(shù)(College)、科研教育外的地方財政支出占 GDP 比重(Government)。對所有名義變量均以2001年為基期進(jìn)行了平減,對GDP、Wage_av、SO2等變量做了取對數(shù)處理。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文樣本數(shù)據(jù)主要來源于四個數(shù)據(jù)庫。企業(yè)自身的特征數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫;企業(yè)出口數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫;城市層面的數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》;綠色創(chuàng)新專利數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺。最后選擇四個樣本的共同區(qū)間2001—2013年(23)由于數(shù)據(jù)可獲得性等原因,目前海關(guān)數(shù)據(jù)在2013年后無法保證數(shù)據(jù)樣本的質(zhì)量,參照學(xué)界通常做法,我們主要使用2013年及以前的樣本數(shù)據(jù),也將本文研究區(qū)間定位于2001年至2013年。作為研究期。國際通用商品分類有HS1996、HS2002、HS2007、HS2012共四個版本。本文樣本區(qū)間內(nèi),上述四個版本編制的數(shù)據(jù)均有所涉及,為方便數(shù)據(jù)處理,本文將后三個版本統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為HS1996版本。關(guān)于數(shù)據(jù)匹配,本文首先將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配,再按照企業(yè)所在城市與城市層面數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,最終得到275個城市2001—2013年共計3097個樣本數(shù)據(jù)(非平衡面板數(shù)據(jù))。變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸

首先,我們使用樣本數(shù)據(jù)對本文的基準(zhǔn)觀點進(jìn)行了驗證,回歸結(jié)果如表2所示。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由表2可以看出,在三列回歸結(jié)果中,城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平變量的系數(shù)始終為正,且在1%水平高度顯著,初步驗證了本文的假說1。加入的控制變量中,第二產(chǎn)業(yè)比重系數(shù)顯著為負(fù),表明城市第二產(chǎn)業(yè)比重對出口產(chǎn)品質(zhì)量可能存在負(fù)向影響效應(yīng)。而人力資本變量系數(shù)顯著為正,表明城市人力資本水平的提升有助于提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。

(二)穩(wěn)健性檢驗(24)限于篇幅,穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列出,留存?zhèn)渌鳌?/h3>

1.城市層面的其他控制變量影響識別。首先加入了城市平均工資水平、城市SO2排放量、人口密度、固定資產(chǎn)投資水平、每萬人在校本科生人數(shù)等變量進(jìn)行回歸檢驗。在考慮更多城市因素后,核心解釋變量的系數(shù)依然顯著為正,這表明本文基準(zhǔn)結(jié)論依然成立。

2.基于微觀數(shù)據(jù)的再檢驗。直接考慮城市層面綠色技術(shù)創(chuàng)新水平對城市內(nèi)部企業(yè)層面出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響(25)需要說明的是,在該穩(wěn)健性檢驗中,我們將被解釋變量從城市層面出口產(chǎn)品質(zhì)量替換為企業(yè)層面出口產(chǎn)品質(zhì)量,研究城市層面綠色技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。在回歸過程中,我們也加入了一些企業(yè)層面的控制變量,如企業(yè)存在時間(Time)、企業(yè)融資水平(Financing)、企業(yè)規(guī)模(Log_size)、外資企業(yè)和國有企業(yè)虛擬變量(Forfirm;Stfirm)、企業(yè)資本密集度(Klratio)等。,回歸結(jié)果顯示,在將變量口徑細(xì)化到企業(yè)層面后,核心解釋變量的系數(shù)依然顯著為正,這說明本文基準(zhǔn)結(jié)論依然成立。

3.替換核心解釋變量。用城市綠色發(fā)明專利占總發(fā)明專利比重作為解釋變量重新進(jìn)行回歸,結(jié)果顯示,新的解釋變量雖然在系數(shù)大小和顯著性方面有變化,但是依然顯著為正,這進(jìn)一步支持了本文的基準(zhǔn)結(jié)論。

(三)內(nèi)生性問題處理(26)限于篇幅,內(nèi)生性檢驗結(jié)果未列出,留存?zhèn)渌鳌?/h3>

經(jīng)濟發(fā)展水平高、出口產(chǎn)品質(zhì)量高的城市可能本身也會有較高的綠色技術(shù)水平,這可能會導(dǎo)致雙向因果問題。為了解決這一問題,本文使用城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平變量滯后一期作為工具變量重新進(jìn)行回歸,基準(zhǔn)結(jié)論沒有受到大的影響。此外,雖然使用前一年數(shù)據(jù)較大程度上緩解了反向因果引起的內(nèi)生性問題,但是仍可能存在因遺漏變量引起的內(nèi)生性問題。參照李雅婷等(27)李雅婷、張竹、武常岐:《綠色創(chuàng)新能否助力中國企業(yè)跨國并購?:組織合法性視角》, 《世界經(jīng)濟研究》2023年第4期。、王雅麗等(28)王雅莉、侯林岐、朱金鶴:《文明城市創(chuàng)建如何“催生”企業(yè)“道德血液”?——基于企業(yè)社會責(zé)任視角的分析》,《財經(jīng)研究》2022年第6期。的方法,本文以企業(yè)所在地區(qū)的河流總面積作為工具變量進(jìn)行回歸。該工具變量的使用可較好地滿足相關(guān)性和外生性要求。進(jìn)一步地,本文使用兩階段工具變量模型(IV2SLS)進(jìn)行回歸,第二階段的回歸結(jié)果表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新依然對城市出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的正向提升作用。而第一階段結(jié)果表明工具變量對綠色技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上具有正向影響。弱工具變量識別檢驗AR和Wald統(tǒng)計值均顯著,這表明工具變量的選擇是有效的。該部分結(jié)果表明本文基準(zhǔn)結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

(四)異質(zhì)性分析

1.東部、中部、西部地區(qū)。按照企業(yè)所屬省份,本文將總樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個子樣本,對應(yīng)的回歸結(jié)果見表3第(1)—(3)列。結(jié)果顯示,只有中部地區(qū)樣本組核心解釋變量的系數(shù)顯著為正。這說明樣本期內(nèi),綠色技術(shù)創(chuàng)新僅顯著促進(jìn)了中部地區(qū)城市的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級,對于西部和東部地區(qū)城市的影響不大?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)對外出口貿(mào)易發(fā)展較快,綠色技術(shù)創(chuàng)新所帶來的產(chǎn)品質(zhì)量升級的空間較小;西部地區(qū)一直以來出口貿(mào)易相對薄弱,與出口相關(guān)的配套措施不足;而中部地區(qū)則具備綠色技術(shù)創(chuàng)新推動出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的堅實基礎(chǔ)。

表3 異質(zhì)性分析結(jié)果

2.沿海地區(qū)與非沿海地區(qū)。出口貿(mào)易離不開海港,沿海城市發(fā)展出口貿(mào)易優(yōu)勢得天獨厚。為進(jìn)一步考察區(qū)位因素對本文核心結(jié)果的影響,將樣本分為沿海地區(qū)和非沿海地區(qū)兩個子樣本分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表3第(4)—(5)列。結(jié)果顯示,僅非沿海地區(qū)子樣本回歸系數(shù)顯著為正,表明綠色技術(shù)創(chuàng)新僅顯著促進(jìn)了非沿海地區(qū)城市出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

3.省會城市與非省會城市。省會城市與非省會城市在經(jīng)濟發(fā)展水平、科技發(fā)展水平以及市場化程度等方面都有很大差異,為此,我們將樣本按照是否為省會城市分為兩個子樣本分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表3第(6)—(7)列。結(jié)果顯示,非省會城市組別系數(shù)顯著為正,表明綠色技術(shù)創(chuàng)新有效提高了非省會城市出口產(chǎn)品質(zhì)量。而省會城市技術(shù)發(fā)展水平相對比較高,綠色技術(shù)創(chuàng)新所帶來的產(chǎn)品質(zhì)量升級空間較小,故促進(jìn)作用不顯著。

4.金融市場化程度較低與較高地區(qū)。作為一項重要的企業(yè)投資行為,出口嚴(yán)重依賴金融市場水平以及融資環(huán)境。本文使用樊綱和王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告(2016)》中“要素市場發(fā)展程度”指數(shù)作為地區(qū)層面金融市場發(fā)展水平的代理變量。該指數(shù)主要從三個方面進(jìn)行了評估:金融業(yè)市場化、人力資源供應(yīng)情況和技術(shù)成果市場化。其中,金融業(yè)市場化指數(shù)是本文關(guān)注的重點。按照金融業(yè)市場化指數(shù)中位數(shù)將樣本分為兩個子樣本分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表3第(8)—(9)列。結(jié)果顯示,僅金融市場化程度較高地區(qū)樣本回歸系數(shù)顯著為正,表明綠色技術(shù)創(chuàng)新僅顯著促進(jìn)了金融市場化程度較高地區(qū)的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

五、進(jìn)一步研究:影響機制分析

根據(jù)理論模型的推導(dǎo)結(jié)果,本文提出綠色技術(shù)創(chuàng)新主要通過生產(chǎn)率和固定投入效率兩個途徑影響城市出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。我們參考施炳展和邵文波(29)施炳展、邵文波:《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算及其決定因素——培育出口競爭新優(yōu)勢的微觀視角》,《管理世界》2014年第9期。的設(shè)置,采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為生產(chǎn)率渠道的代理變量,并采用創(chuàng)新投入效率作為固定投入效率渠道的代理變量。參考溫忠麟和葉寶娟(30)溫忠麟、葉寶娟:《中介效應(yīng)分析:方法和模型發(fā)展》,《心理科學(xué)進(jìn)展》2014年第5期。的做法,本文使用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗:

Mit=α0+α1Greenit+α2controlsit+vi+vt+εit

(7)

Qualityit=β0+β1Greenit+β2Mit+β3controlsit+vi+vt+εit

(8)

其中,Mit為中介變量,包括生產(chǎn)率和固定投入效率。其他設(shè)定與基準(zhǔn)模型保持一致。

(一)生產(chǎn)率機制

本文采用LP法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算估計,城市層面生產(chǎn)率由企業(yè)全要素生產(chǎn)率按照出口額加權(quán)平均得到?；貧w結(jié)果見表4第(1)—(2)列。結(jié)果顯示,列(1)綠色技術(shù)創(chuàng)新變量的系數(shù)顯著為正,表明綠色技術(shù)創(chuàng)新可以提升城市層面生產(chǎn)率水平。進(jìn)一步,將生產(chǎn)率作為解釋變量與綠色技術(shù)創(chuàng)新一起放進(jìn)基準(zhǔn)模型中,回歸結(jié)果見列(2),可以看到,綠色技術(shù)創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率變量系數(shù)依然顯著為正,本文基準(zhǔn)結(jié)論保持不變,驗證了假說2。

表4 影響機制分析

(二)固定投入效率機制

參考諸竹君等(31)諸竹君、黃先海、王煌:《產(chǎn)品創(chuàng)新提升了出口企業(yè)加成率嗎》,《國際貿(mào)易問題》2017年第7期。的做法,本文選取企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值比重作為衡量企業(yè)創(chuàng)新投入效率的代理變量。但是,中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2011—2013年的數(shù)據(jù)中企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失,故采用2001—2010年數(shù)據(jù)計算企業(yè)創(chuàng)新投入效率。同樣的,城市層面固定投入效率由加權(quán)平均得到?；貧w結(jié)果見表4第(3)—(4)列。列(3)的結(jié)果表明綠色技術(shù)創(chuàng)新可以提升城市層面固定投入效率。同時,將固定投入效率作為解釋變量與綠色技術(shù)創(chuàng)新一起放進(jìn)基準(zhǔn)模型中,回歸結(jié)果見列(4),可以看到,綠色技術(shù)創(chuàng)新和固定投入效率變量系數(shù)依然顯著為正,假說3得以驗證。

六、結(jié)論與啟示

優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu),培育貿(mào)易競爭新優(yōu)勢,實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展是新形勢下我國對外貿(mào)易發(fā)展的要求與目標(biāo)。綠色技術(shù)創(chuàng)新正在成為實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心要素和動力源泉。本文主要研究了綠色技術(shù)創(chuàng)新對城市層面出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。研究表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠顯著提升城市出口產(chǎn)品質(zhì)量。機制研究表明,綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過提高城市全要素生產(chǎn)率和固定投入效率來提升城市出口產(chǎn)品質(zhì)量。

在經(jīng)濟發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型的大背景下,本文研究結(jié)論具有如下政策啟示。第一,重視綠色技術(shù)創(chuàng)新對提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)鍵作用,通過加大綠色技術(shù)研發(fā)投入、優(yōu)化綠色技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境等措施,推動綠色技術(shù)與出口產(chǎn)業(yè)深度融合。第二,針對城市異質(zhì)性特征,政策制定應(yīng)更具針對性和靈活性。對于中部地區(qū)城市,推動綠色技術(shù)轉(zhuǎn)移和擴散,提升出口產(chǎn)品質(zhì)量競爭力;對于非沿海城市,加大技術(shù)研發(fā)投入,推進(jìn)外貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)方式綠色低碳轉(zhuǎn)型;對于非省會城市,通過優(yōu)化資源配置、激發(fā)創(chuàng)新活力等方式,提高綠色技術(shù)創(chuàng)新能力;對于金融市場化程度較高地區(qū)的城市,發(fā)揮金融服務(wù)支撐作用,為綠色技術(shù)創(chuàng)新和出口貿(mào)易提供資金保障。第三,注重提高全要素生產(chǎn)率和固定投入效率,以實現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的全面提升。具體來說,通過加強企業(yè)技術(shù)改造、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級、提高資源利用效率等方式,提高全要素生產(chǎn)率;通過優(yōu)化固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)、提高投資效益等方式,提高固定投入效率。