綠色發展、省際空間溢出與區域開放度提升研究—基于主成分分析和空間杜賓模型

李丹琪 張佐敏 副教授 通訊作者 吳佳楷（、中山大學新華學院經濟與貿易學院廣州 5050 、海南大學經濟學院 海口 5708 、華為技術股份有限公司商務部廣東深圳 589）

引言

改革開放40年來中國經濟發展取得偉大成就，統計數據顯示，2018年中國人均國內生產總值接近1萬美元，約是1978年的65倍。這主要得益于中國一貫堅持對外開放。伴隨著中國經濟的快速發展，中國對外開放程度日益深化，2017年中國對外非金融類直接投資流量為8108億元、實際使用外商直接投資金額8776億元、貨物出口153321億元、貨物進口124602億元、國際旅游外匯收入8332億元。黨的十九大報告明確提出要“堅持打開國門搞建設”，2018年底召開的中央經濟工作會議也指出要“推動全方位對外開放”，可見進一步擴大對外開放，仍將是中國未來經濟工作的重心所在。黨的十九大報告強調要“推進綠色發展”，并將“污染防治”列為全面建成小康社會三大攻堅戰之一。然而，在推進綠色發展過程中，總有部分企業因環境影響評估不達標等問題被處罰或是被關停，其中不乏外商在華投資的制造企業，于是有人擔憂本省企業用于環境保護的成本支出過多，會降低企業的投資積極性以及研發能力，不利于本省企業“走出去”對外投資以及開展進出口貿易活動，可能會對中國進一步擴大對外開放造成一定程度的阻礙。然而，從長遠來看，綠色發展是一項造福子孫后代的偉大事業，綠色發展過程中所淘汰的大多是重污染、高排放企業，僅僅因為個別案例而斷定“綠色發展不利于對外開放”的判斷并不成立。本文將嘗試理清綠色發展與對外開放兩者之間的內在關系，科學探討一省綠色發展對其擴大對外開放程度的影響機制，為省級地方政府推進綠色發展和擴大對外開放戰略部署提供理論依據。

關于綠色發展對對外開放的影響，國內外學者主要圍繞國際貿易、國際投資以及國際旅游等方面進行討論。關于綠色發展對國際貿易的影響作用，如Anderson&van Wincoop（2003）將環境管制視為限制兩國間貿易的因素；李小平等（2012）研究發現環境管制對出口的影響作用呈倒U型關系；Hering&Poncet（2014）認為環境管制不利于出口貿易的擴大；任力和黃崇杰（2015）指出環境規制在一定程度上會對出口貿易產生抑制作用；盛丹和張慧玲（2017）研究發現環境管制顯著促進出口產品質量的提升；盛丹和李蕾蕾（2018）分別從出口決策以及出口數量兩個維度考察了環境立法對出口貿易的影響。關于綠色發展對國際投資的影響作用，如Naughton（2014）、姚大慶（2015）均認為環境管制對外商直接投資的影響作用呈倒U型關系；劉朝等（2014）研究發現環境管制顯著降低外商直接投資的動機。關于綠色發展對國際旅游的影響作用，如馬麗君等（2011）均認為，隨著氣候舒適度的提升，入境旅游游客數量也會隨之增加；Saenz-de-Miera&Rosselló（2014）、劉嘉毅等（2018）均研究發現空氣質量提升有利于國際旅游發展。綜上所述，已有大量學者注意到綠色發展對本省國際貿易、國際投資或是國際旅游的影響作用，但是目前研究成果的不足之處主要在于：一是對外開放政策往往是同時通過國際貿易、國際投資以及國際旅游等多個渠道同時實施的，僅考慮其中一個因素可能會導致回歸結果出現偏差；二是本省綠色發展往往對鄰近地區存在空間溢出效應，已有研究成果尚未對綠色發展的空間溢出效應進行充分討論。鑒于此，本文將使用2010-2017年中國大陸30個省份（由于數據缺失，不包括西藏自治區）面板數據，采用空間數據分析方法探索綠色發展與對外開放之間的空間自相關特征，并搭建空間杜賓模型考察綠色發展對本省以及鄰近地區對外開放程度的影響作用，為地方政府落實“打開國門搞建設”國家政策提供理論參考。

本文的貢獻可能在于：第一，從研究視角上，除了檢驗綠色發展對一省整體對外開放水平的影響作用，并將衡量對外開放程度的指標拆解為衡量“引進來”的內部開放程度以及衡量“走出去”的外部開放程度等細分指標，進一步考察綠色發展影響本省以及鄰近省份對外開放程度的內在機制；第二，從研究方法上，構建地理距離權重矩陣和經濟距離權重矩陣，同時引入空間數據分析方法和空間杜賓模型，除了考察某省綠色發展對當地對外開放程度的影響作用，同時考察對其距離鄰近省份的影響作用，從“全國一盤棋”的大局觀出發，探討各省之間合作共建綠色協同發展機制的可能性。

表1 初步回歸結果及穩健性檢驗

表2 進一步回歸結果

綠色發展與對外開放的空間關聯性檢驗

（一）指標選取及權重矩陣設定

第一，綠色發展指標測算。關于綠色發展水平的測算，主要從環境管制和環境質量兩個方面進行衡量。環境管制更多體現某個地區為實現綠色發展而采取的一系列措施，而環境質量則更多體現該省實現綠色發展的程度，本研究側重于探討某個省份綠色發展狀況對本省及鄰近省份進一步擴大對外開放的影響程度，因此采用環境質量指標來衡量綠色發展水平更為合適。

本文從環境污染排放、污染排放處理以及環境自凈能力三個層面選取指標：環境污染排放層面的指標包括廢水排放量WA、廢氣中二氧化硫排放量SO、廢氣中煙（粉）塵排放量D、城市生活垃圾清運量DG、化肥施用量CF；污染排放處理層面的指標包括工業固體廢棄物利用率RE、生活垃圾無害化處理率H、工業廢水處理完成投資額WI、工業廢氣治理完成投資額GI、工業固體廢物治理完成投資額SI、工業噪聲治理完成投資額NI；環境自凈能力層面的指標包括人均水資源量PW、年末造林總面積F、年末林業投資完成情況FI。其中，環境污染排放層面的指標均為逆指標，采用倒數形式處理；工業廢水處理完成投資額、工業廢氣治理完成投資額、工業固體廢物治理完成投資額、工業噪聲治理完成投資額、年末林業投資完成情況均以2010年為基期，用固定資產投資價格指數進行平減。同時對各指標進行z-score標準化處理。適用性檢驗結果顯示，KMO值為0.6555且Bartlett球形檢驗的P值等于0，說明原始變量之間存在相關關系，可以進行主成分分析。分析結果顯示，前八個主成分因子累積貢獻率超過85%的經驗值水平（分別為30.52%、16.05%、10.54%、8.19%、7.23%、6.94%、5.41%和4.36%）， 因此本文根據八個主成分因子的系數矩陣，計算得到相應的主成分表達式。此時用各主成分因子貢獻率除以累計貢獻率得到相應的權數，各主成分因子表達式分別乘以權數并加總求和得到綠色發展水平的計算公式。如式（1）所示：

最后，將標準化處理后的數據代入得到各省綠色水平指標GL。

第二，區域對外開放指標測算。中國對外開放包括“引進來”的內部開放和“走出去”的外部開放兩方面（陳文新等，2016），其中“引進來”的內部開放指的是要面向世界，吸引其他國家市場主體及個人進入國內開展經濟文化交流活動，本文將采用貨物進口總值占國內生產總值比重、當年實際使用外資金額占國內生產總值比重以及國際旅游外匯收入占國內生產總值比重來刻畫內部開放程度；“走出去”的外部開放指的是要放眼世界，鼓勵和支持中國本土企業“走出去”，融入世界經濟體系，參與國際分工，本文將采用貨物出口總值占國內生產總值比重、對外非金融類直接投資流量占國內生產總值比重來衡量外部開放程度。同時參考姚戰琪（2018）對大國特質的處理方法，本文在測算各省份開放度指標時設置權數1/(1-GDPi/∑GDPi)來捕捉經濟強省特質。區域開放度指標測算公式如式（2）所示：

其中，IM表示貨物進口貿易額，FDI表示外商在華直接投資流量，TR表示入境游客創造國際旅游外匯收入，EX表示貨物出口貿易額，OFDI表示中國企業對外非金融類直接投資流量。

本文根據上述討論，將省級區域開放度指標進一步分解為省級區域內部開放度指標RIO和區域外部開放度指標REO，測算公式如式（3）和式（4）所示：

第三，空間權重矩陣設定。本文參考林梨奎和余壯雄（2018）的研究成果，使用兩省質心點距離的倒數設置地理距離權重矩陣，并用各省份經濟發展平均水平占全國平均水平比重構成的對角矩陣與之相乘得到經濟距離權重矩陣，并對上述矩陣進行標準化處理。

（二）綠色發展與區域開放度變化的空間自相關特征

本文采用全域Geary's C指數和局域Moran's I指數，檢驗各省綠色發展與區域開放度兩者之間可能存在的空間相關性。全域Geary's C指數檢驗結果顯示，2010-2017年省級區域綠色發展水平GL、區域開放度RO、區域內部開放度RIO的全域Geary's C指數在大多數年份顯著為正，說明這三個指標在全域范圍內的空間正向自相關特征明顯，同時區域外部開放度REO的全域Geary's C指數在大多數年份均不顯著，說明該指標的空間自相關特征不明顯。

進一步計算區域綠色發展水平GL以及區域開放度RO、區域內部開放度RIO的局域Moran's I指數。采用地理距離權重矩陣的計算結果表明，2010-2017年省級區域綠色發展水平GL、區域開放度RO、區域內部開放度RIO的局域空間相關特征差異明顯。就GL而言，北京市、天津市、山東省等東部地區呈現出顯著的高-高集聚特征或是低-低集聚特征，山西省、安徽省等中部地區則呈現出顯著的低-低集聚特征，西部以及東北地區的局域空間相關特征并不明顯。就RO而言，北京市、天津市、上海市、江蘇省、海南省等東部地區呈現出顯著的高-高集聚特征，山西省、河南省、湖北省等中部地區則呈現出顯著的低-低集聚特征，西部以及東北地區的局域空間相關特征并不明顯。就RIO而言，上海市、江蘇省、海南省等東部地區呈現出顯著的高-高集聚特征，山西省、河南省等中部地區則呈現出顯著的低-低集聚特征，西部以及東北地區的局域空間相關特征并不明顯。

本文采用經濟距離權重矩陣得到的計算結果大致一樣。可見，區域綠色發展水平與區域開放度的全域空間相關特征以及局域空間相關特征都比較明顯，這說明地理空間是影響地區綠色發展水平以及區域開放度變化不容忽視的因素之一。下文借助空間計量模型，將空間因素納入考慮，從更為全面的視角考察區域綠色發展水平提升對其開放程度的影響作用。

模型構建與數據說明

（一）計量模型構建

如上所述，區域綠色發展與區域開放度之間存在某種空間關聯性，在計量模型的選取上須充分考慮空間溢出的相互影響作用。本文分別采用地理距離權重矩陣和經濟距離權重矩陣進行LM檢驗，檢驗結果顯示，LMlag統計量均大于LMerr統計量，這說明空間滯后影響占主導地位，此時選擇空間杜賓模型更為合適。因此，本文計量模型設定如式（5）、（6）和（7）所示：

其中，ρ表示空間滯后回歸系數，θ表示空間誤差回歸系數，X表示一系列控制變量。采用經濟距離權重矩陣以及地理距離權重矩陣的LR檢驗結果均在顯著性水平1%下拒絕“計量模型退化為空間自回歸模型”和“計量模型退化為空間誤差模型”的原假設，再次證明空間杜賓模型更為適用。通過豪斯曼檢驗結果確定選取個體固定效應模型進行回歸檢驗。

（二）數據來源和變量說明

本文使用的原始數據主要來源于2011-2018《中國統計年鑒》、2010-2017年度《中國對外直接投資統計公報》以及各省份統計年鑒。除了環境質量因素外，為盡量避免因遺漏變量導致的內生性問題，本文將根據已有研究成果，選取本省經濟發展水平（分別用國內生產總值和人均國內生產總值來衡量）、生產率水平（用基于廣義矩估計方法估算的各地區全要素生產率來衡量）、固定資產投資強度（用全社會固定資產投資額占國內生產總值比重來衡量）、居民消費能力（用人均居民消費支出來衡量）、知識產權保護力度（用專利申請量來衡量，選取這一指標的原因在于，若地方政府的知識產權保護力度越大，則企業及個人申請專利的積極性就越高）、勞動力質量（用每十萬人高等教育學校平均在校生數來衡量）、勞動力成本（用城鎮單位就業人員平均工資來衡量）、研發投入強度（用規模以上工業企業新產品開發經費支出占國內生產總值比重來衡量）、城鎮化（用年末城鎮人口占總人口比重來衡量）、旅游接待服務設施（用接待入境過夜游客數來衡量）、交通基礎設施（分別用客運量和貨運量來衡量）、商業服務業發展水平（用社會消費品零售總額占國內生產總值比重來衡量）、通訊設施水平（用移動電話普及情況來衡量）、信貸約束（用年末金融機構人民幣貸款余額占國內生產總值比重來衡量）作為控制變量。此外，在進一步將開放度指標分解為內部開放度指標和外部開放度指標后，選取本省經濟發展水平、生產率水平、固定資產投資強度、居民消費能力、知識產權保護力度、勞動力質量、研發投入強度、城鎮化、旅游接待服務設施、交通基礎設施（分別用客運量和貨運量來衡量）、商業服務業發展水平、通訊設施水平、信貸約束作為檢驗綠色發展對內部開放度影響作用的控制變量，選取本省經濟發展水平、生產率水平、知識產權保護力度、勞動力質量、研發投入強度、城鎮化、交通基礎設施（用貨運量來衡量）、信貸約束作為檢驗綠色發展對區域外部開放度影響作用的控制變量。

本文以2010年為基期，國內生產總值、人均國內生產總值用各省份工業生產者出廠價格指數進行平減，外商在華直接投資流量、中國企業對外非金融類直接投資流量、全社會固定資產投資額、規模以上工業企業新產品開發經費支出、資本形成總額用固定資產投資價格指數進行平減，貨物進口貿易額、貨物出口貿易額、入境游客創造國際旅游外匯收入、城鎮單位就業人員平均工資、人均居民消費支出、年末金融機構人民幣貸款余額用居民消費價格指數進行平減，社會消費品零售總額用商品零售價格指數進行平減。為解決因被解釋變量與解釋變量以及控制變量之間可能存在的互為因果關系而導致的內生性問題，本文采用核心解釋變量以及控制變量的一階滯后項作為工具變量進行回歸。此外，國內生產總值、人均國內生產總值、人均居民消費支出、專利申請量、每十萬人高等教育學校平均在校生數、城鎮單位就業人員平均工資、接待入境過夜游客數、客運量、貨運量、移動電話普及情況等變量均采用對數化處理。

實證結果

（一）基準回歸結果及穩健性檢驗

采用地理距離權重矩陣回歸得到初步回歸結果，同時采用經濟距離權重矩陣回歸進行穩健性檢驗，結果如表1所示。估計結果表明：在采用地理距離權重矩陣進行加權后，用于捕捉綠色發展水平GL空間效應的估計系數θ以及用于捕捉區域開放度RO空間效應的估計系數ρ均通過顯著性檢驗且顯著性水平小于10%，這與前述LR檢驗結果一致，再次證實空間杜賓模型的適用性；在采用地理距離權重矩陣進行加權并控制影響區域開放度RO的其他變量后，區域綠色發展水平GL顯著提升區域對外開放程度RO，且綠色發展水平GL每增加1個單位，將帶動本省區域開放度RO在平均意義上提升0.1161個單位，同時促進鄰近省份區域開放度RO在平均意義上提升0.0637個單位；采用經濟距離權重矩陣進行加權后回歸得到的估計結果基本一致，本次估計結果通過穩健性檢驗。

（二）分解區域開放度分析

擴大對外開放，重點在于把“引進來”和“走出去”更好地結合起來（韓曉梅，2018），因此本文將區域開放度RO進一步分解為區域內部開放度RIO（側重衡量“引進來”的內部開放程度）以及區域外部開放度REO（側重衡量“走出去”的外部開放程度）兩個細分指標，深入探究區域綠色發展水平提升影響區域對外開放的內在機制。結果如表2所示。

回歸結果表明：第一，在采用地理距離權重矩陣進行加權后，用于捕捉綠色發展水平空間效應的估計系數θ以及用于捕捉區域內部開放度以及區域外部開放度空間效應的估計系數ρ均通過顯著性檢驗且顯著性水平小于10%，這與前述LR檢驗結果一致，再次證實空間杜賓模型的適用性；第二，在采用地理距離權重矩陣進行加權并控制影響區域內部開放度的其他變量后，地區綠色發展水平GL顯著促進本省及鄰近省份“引進來”的內部開放程度 ，且綠色發展水平GL每增加1個單位，將帶動本省區域內部開放度RIO在平均意義上提升0.1012個單位，同時促進鄰近省份區域內部開放度RIO在平均意義上提升0.0439個單位；第三，在采用地理距離權重矩陣進行加權并控制影響區域開放度的其他變量后，地區綠色發展水平GL對本省及鄰近省份區域外部開放度REO的影響作用并不顯著，這意味著地區綠色發展水平對本省及鄰近省份對外開放程度的影響作用更多地體現在其對擴大進口貿易、吸收外商在華直接投資以及吸引國際游客入境旅游等“引進來”方面上；第四，采用經濟距離權重矩陣進行加權后回歸得到的估計結果基本一致，本次估計結果通過穩健性檢驗。

結論與政策啟示

本文以中國大陸30個省份（由于數據缺失，不包括西藏自治區）為例，采用2010-2017年面板數據樣本，在運用主成分分析法測算各省份綠色發展水平的基礎上，構建杜賓空間計量模型分析地區綠色發展水平提升對本省及鄰近省份區域開放度的影響效應。實證結果顯示：第一，本省綠色發展水平提升顯著促進本省對外開放程度，這說明本省綠色發展水平提升，尤其是環境質量的提升，將更好地提高該省的國際形象和對外吸引力，促進當地進一步擴大對外開放；第二，本省綠色發展水平提升對鄰近省份對外開放程度存在顯著的正向溢出效應，這說明綠色發展工作的推進并非各個省份“各人自掃門前雪”的家事，而應是“全國一盤棋”的國事；第三，本省綠色發展水平提升對區域開放度的影響，更多表現在促進本省擴大進口貿易、吸收外商在華直接投資、吸引國際游客入境旅游等“引進來”方面，而中國企業對外直接投資、出口貿易等“走出去”方面，是否更多地受到東道國綠色發展水平的影響，尚需進一步研究。

通過基于主成分分析法和空間杜賓模型的實證研究，得到以下政策啟示：

第一，科學認識綠色發展對區域開放程度的促進作用。上述研究結果顯示，加快推進生態文明建設、實現綠色發展是一項與進一步擴大對外開放密切相關的戰略措施。本地綠色發展水平的提升，特別是環境質量改善，將直接幫助本地居民減少用于醫療保健的支出比例，居民用于購買其他商品的支出水平將得到提升，增強進口商對本地市場消費需求水平的信心；本地環境質量的改善，將有利于增強本地對外資企業以及國際游客的吸引力，更容易得到外資企業以及國際游客在投資或旅游目的地選擇上的青睞。基于更好發揮促進對外開放作用的角度，地方政府應加大力度推進綠色發展工作，淘汰劣質企業，為中國進一步擴大對外開放預留發展動力。

第二，建立健全綠色發展信息共享機制。上述研究結果也表明，一省綠色發展水平的提升，對鄰近省份對外開放程度也存在正向溢出效應，這為省際之間合作共建綠色發展區域協同機制提供理論支撐。在環境整治工作中，經常有制造企業在其因自身環境影響評估不達標被關停后，沒有選擇就地環保改造，而是將生產基地遷往其他地方，繼續污染環境。雖然某個地區的環境質量有所改善，但是其他地區卻承接了污染轉移所帶來的環境損害，從全國大局來看并沒有實現真正意義上的綠色發展。因此，各地政府應當建立健全綠色發展信息共享機制，依托區域協作方式建立跨區域的企業環境影響信息檔案，讓污染企業無處遁形。

囿于數據的限制，特別是目前《中國對外直接投資統計公報》僅公布到省級層面的對外直接投資數據，本文僅采用省級空間面板數據樣本進行實證分析，未來爭取獲取更為詳盡的數據樣本做進一步研究。