地區(qū)環(huán)保投資、城鎮(zhèn)化與綠色技術(shù)創(chuàng)新
——基于空間杜賓模型及中介效應(yīng)的實(shí)證研究

劉 暢，田曉麗

（昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南昆明 650093）

隨著資源環(huán)境日趨緊張，綠色已成為全球變革的重要方向之一。綠色技術(shù)創(chuàng)新是國家發(fā)展戰(zhàn)略的微觀基礎(chǔ)，是由不同要素構(gòu)成的綜合系統(tǒng)。我國經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展正逐步從粗放型發(fā)展模式轉(zhuǎn)入遵循自然規(guī)律的可持續(xù)發(fā)展模式。繼習(xí)近平總書記在十九大中提出要堅(jiān)持人與自然和諧相處，形成綠色發(fā)展方式和生活方式后，2019 年5月國家發(fā)展改革委、科技部共同發(fā)布的《指導(dǎo)意見》中明確提出2022 年基本建成市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的主要目標(biāo)。由此可見，綠色技術(shù)創(chuàng)新是推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)和推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。

地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化為我國綠色技術(shù)創(chuàng)新提供了資金和人力支持，一方面，綠色技術(shù)創(chuàng)新需要大量的資金投入，而地區(qū)環(huán)保投資作為政府的有效投資手段，其投資的比重體現(xiàn)了國家政府對于綠色技術(shù)創(chuàng)新的重視程度。那么，地區(qū)環(huán)保投資如何影響綠色技術(shù)創(chuàng)新已成為學(xué)術(shù)關(guān)注的重點(diǎn)。另一方面，城市作為人才和企業(yè)的聚集地，城鎮(zhèn)化必然作為地區(qū)進(jìn)行創(chuàng)新的重要推動(dòng)力。值得注意的是，地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的“主旋律”，二者之間可能存在著復(fù)雜的內(nèi)在關(guān)系。為此，本研究將城鎮(zhèn)化水平作為中介變量，以2004—2017 年我國30 個(gè)省級單位的面板數(shù)據(jù)作為研究對象，探尋我國綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的路徑，為我國區(qū)域進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新提供參考。

1 文獻(xiàn)綜述

地區(qū)環(huán)保投資與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究。國內(nèi)外研究學(xué)者對于環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響主要體現(xiàn)在創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率方面。馬紅等［1］基于長短期異質(zhì)性角度研究我國上市公司的技術(shù)創(chuàng)新，結(jié)果發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資在短期下抑制企業(yè)創(chuàng)新，而在長期下促進(jìn)我國企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。高萍等［2］運(yùn)用DEA 模型對我國各省份綠色技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資對于創(chuàng)新效率較低的地區(qū)有明顯的促進(jìn)作用。謝榮輝［3］通過兩階段模型發(fā)現(xiàn)了環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新的“引致效應(yīng)”。孫宏芃［4］通過對我國創(chuàng)新制度環(huán)境與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)政府對創(chuàng)新活動(dòng)自助不利于綠色技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)步。王旭等［5］利用包含非期望產(chǎn)出的Super-SBM 模型對我國制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測算，發(fā)現(xiàn)政府投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響。Lee 等［6］認(rèn)為環(huán)保R&D 投資對于綠色技術(shù)創(chuàng)新能力密切相關(guān)，環(huán)保投資會(huì)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。Huang 等［7］將貸款利率作為門檻變量，當(dāng)貸款利率較高時(shí)，環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響。Lee 等［8］對韓國IT 企業(yè)的綠色環(huán)保投入進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)提升投資效率可以直接正向影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。Heinkel 等［9］對污染企業(yè)進(jìn)行研究，研究表明有效的環(huán)保投資利于污染企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，并提升自身企業(yè)價(jià)值。Lee 等［10］通過對日本制造業(yè)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資在企業(yè)層面產(chǎn)生積極影響。

地區(qū)環(huán)保投資與城鎮(zhèn)化關(guān)系研究。國內(nèi)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生不同的影響效果。王國婷等［11］利用中國30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資在全國層面和東中西部影響不同。劉窮志等［12］測度了2007—2016 年長江經(jīng)濟(jì)帶11 個(gè)省(區(qū)市)中98 個(gè)地級市(直轄市)的財(cái)政環(huán)保支出效率，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)會(huì)導(dǎo)致環(huán)保支出效率的降低。辜勝祖等［13］認(rèn)為有效的投入有助于城鎮(zhèn)化的發(fā)展，進(jìn)而提高城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。Courtney 等［14］通過對英國環(huán)境管理計(jì)劃的分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資有助于地區(qū)發(fā)展。Wilson 等［15］利用遙感系統(tǒng)測算了不同城市群的NDVI 指數(shù)，發(fā)現(xiàn)環(huán)保投資有助于規(guī)劃者做決策進(jìn)而促進(jìn)城市的發(fā)展。

城鎮(zhèn)化與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究。城市的專業(yè)化、多樣化有助于形成技術(shù)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)［16］，楊維等［17］從人口聚集、知識溢出和成本費(fèi)用三個(gè)角度發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化可以驅(qū)動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新。魯元平等［18］基于空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響。曹鵬等［19］通過指數(shù)測算發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對整體綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響并不明顯，而對東部地區(qū)產(chǎn)生正向影響，對西部地區(qū)和中部地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向影響。蘭宜生等［20］利用中介效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新繼而提升環(huán)境績效。Curwell 等［21］基于市民期望的視角，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化有助于技術(shù)創(chuàng)新。Carlino 等［22］通過對美國城市研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)人口越稠密的地方，創(chuàng)新水平越高。

已有文獻(xiàn)研究多從地區(qū)環(huán)保投資、城鎮(zhèn)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新三者之間的兩兩關(guān)系進(jìn)行研究，尚未研究城鎮(zhèn)化在地區(qū)環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用。本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：運(yùn)用中介效應(yīng)模型分析城鎮(zhèn)化在環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介作用，探討地區(qū)環(huán)保投資通過城鎮(zhèn)化而影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的路徑；從地利經(jīng)濟(jì)空間方面建立空間權(quán)重矩陣，分別建立靜態(tài)和動(dòng)態(tài)空間面板模型進(jìn)行實(shí)證分析；不同于以往研究僅采用單一指標(biāo)衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新，除了考慮綠色專利授權(quán)數(shù)量這一指標(biāo)外，還將創(chuàng)新程度指標(biāo)納入研究內(nèi)容，分別考慮環(huán)保投資對二者的影響，獲得了更有力的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

2 理論分析與假設(shè)

環(huán)保投資表明環(huán)保的努力程度，同時(shí)也是一個(gè)外顯指標(biāo)［23］。除此之外，環(huán)保投資還能收獲經(jīng)濟(jì)利益，如減少糾紛、保障民生、擴(kuò)大就業(yè)機(jī)會(huì)、完善市場管理體制、促進(jìn)我國技術(shù)進(jìn)步［24］。近些年來，我國在綠色技術(shù)創(chuàng)新的過程中，需要足夠的環(huán)保投資金額。2001—2017 年間，我國環(huán)保投資從1 166.77億元增長至9 539 億元，我國綠色技術(shù)專利授權(quán)數(shù)量從3 403 件增長至108 201 件，表明我國已經(jīng)逐漸認(rèn)識到環(huán)保投資對于地區(qū)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要性。但是相對于發(fā)達(dá)國家來說，我國對環(huán)保投資方面仍處于起步階段，需要不斷進(jìn)行完善［25］。由此提出假設(shè)：

假設(shè)H1：綠色技術(shù)創(chuàng)新受到地區(qū)環(huán)保投資影響，隨著投資金額不斷增加，地區(qū)環(huán)保投資促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

近年來，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展步入新階段，要求城鎮(zhèn)化能吸引更多先進(jìn)技術(shù)［26］。2018 年國家發(fā)展改革委關(guān)于實(shí)施推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)的通知中明確提出要提升城市經(jīng)濟(jì)質(zhì)量，建設(shè)科技創(chuàng)新、實(shí)體經(jīng)濟(jì)、人力資源、現(xiàn)代金融協(xié)同發(fā)展體系等。近年來，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展步入新階段，要求城鎮(zhèn)化能吸引更多先進(jìn)技術(shù)。同時(shí)提出要建設(shè)綠色人文城市，并與先進(jìn)技術(shù)不斷融合。為分析城鎮(zhèn)化與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，圖1 給出了擬合圖，從圖中可以看出城鎮(zhèn)化與綠色技術(shù)創(chuàng)新存在正向相關(guān)關(guān)系，由此提出假設(shè)。

假設(shè)H2：在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)化可以推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新，即城鎮(zhèn)化具有顯著的促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。

圖1 城鎮(zhèn)化與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系

從上述分析中可以看出，地區(qū)環(huán)保投資、城鎮(zhèn)化與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在著密切的關(guān)聯(lián)。環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有直接和間接兩種影響機(jī)制：首先，環(huán)保投資可以通過外部性、提升自身效率等直接促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新；其次，環(huán)保投資可以通過推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程進(jìn)而間接影響綠色技術(shù)創(chuàng)新。可見，二者之間存在不同的作用機(jī)制。環(huán)保投資作為投資型環(huán)境規(guī)制，總體上對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵(lì)作用［27］，有利于地區(qū)間進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新的間接影響，主要考慮到綠色技術(shù)創(chuàng)新主要依靠技術(shù)人員以及相應(yīng)的配套設(shè)施等相關(guān)資本投入，城市化進(jìn)程帶動(dòng)了人力資本聚集以及科教經(jīng)費(fèi)的支出，進(jìn)而促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新［18］。因此，進(jìn)一步提出假設(shè)。

假設(shè)H3：城鎮(zhèn)化在地區(qū)環(huán)保投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響過程中存在顯著的中介效應(yīng)。

3 計(jì)量模型設(shè)定與變量數(shù)據(jù)說明

3.1 計(jì)量模型設(shè)定

3.1.1 地區(qū)投資和城鎮(zhèn)化對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

已有研究表明，地區(qū)環(huán)保投資［28］、城鎮(zhèn)化［29］和綠色技術(shù)創(chuàng)新［30］均具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性，因此適合空間面板模型開展實(shí)證研究。首先需要對我國綠色技術(shù)創(chuàng)新在空間上的依賴性進(jìn)行度量。本文利用全局Moran'sI指數(shù)及其統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行空間分析，Moran'sI指數(shù)的定義如下：

Moran'sI指數(shù)取值范圍為［-1,1］，當(dāng)取值大于0時(shí)，表示正自相關(guān)；當(dāng)取值小于0時(shí)，表示負(fù)自相關(guān)；當(dāng)取值等于0 時(shí)，表示不存在自相關(guān)。空間面板模型的一般形式為：

其中，i表示省份，t表示年份；lnGTI表示綠色技術(shù)創(chuàng)新，lncost表示地區(qū)環(huán)保投資總額，urban表示城鎮(zhèn)化水平，考慮到影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的因素眾多，本文引入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向指數(shù)、人力資本水平、對外開放程度、就業(yè)情況以及技術(shù)進(jìn)步在內(nèi)的相關(guān)控制變量X。u表示地區(qū)固定效應(yīng)，v表示時(shí)間固定效應(yīng)，表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。此外，在實(shí)證分析時(shí)為了降低樣本數(shù)據(jù)的離散程度，對非百分比指標(biāo)度量的變量進(jìn)行對數(shù)化處理［33］。

3.1.2 城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

在地區(qū)環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的過程中，可能直接作用于綠色技術(shù)創(chuàng)新，也可能通過城鎮(zhèn)化來影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，在此處城鎮(zhèn)化的功能為中介變量，地區(qū)環(huán)保投資經(jīng)過城鎮(zhèn)化進(jìn)程來影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，三者關(guān)系如圖2 所示。

圖2 三變量中介效應(yīng)示意圖

從圖2 中可以看出，三者之間的關(guān)系可以用上述方程來表示。其中，地區(qū)環(huán)保投資X對綠色技術(shù)創(chuàng)新Y的總影響系數(shù)為c，地區(qū)環(huán)保投資通過城鎮(zhèn)化M這一中介變量的影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)為ab，此時(shí)計(jì)算得出的中介效應(yīng)為ab/c=ab/(ab+c')。

本文通過Baron 等［34］提出的逐步法的基礎(chǔ)上，借鑒溫忠麟等［35］做法，進(jìn)行的檢驗(yàn)步驟如下：第一步，計(jì)算地區(qū)環(huán)保投資（X）對綠色技術(shù)創(chuàng)新（Y）的總效應(yīng)，如果回歸系數(shù)c顯著，則進(jìn)行下一步，否則中介檢驗(yàn)停止；第二步，依次檢驗(yàn)方程（5）和方程（6）中的回歸系數(shù)a和b，如果二者都顯著，則表明中介效應(yīng)檢驗(yàn)通過，如果有一個(gè)不顯著則需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)；第三步，檢驗(yàn)回歸系數(shù)c'，如果該系數(shù)顯著，則計(jì)算中介效應(yīng)。第四步，進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)通過則說明中介檢驗(yàn)通過，否則中介檢驗(yàn)不通過。

根據(jù)上述分析，具體設(shè)置的模型如下：

顯然，式（3）可對應(yīng)于中介效應(yīng)檢驗(yàn)的式（6），而式（7）和式（8）分別對應(yīng)于中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷氖剑?）和式（5）。由此可知，式（3）、式（7）、式（8）就構(gòu)成了本文的完整檢驗(yàn)效應(yīng)模型。

3.2 數(shù)據(jù)來源及變量選取

本文選取中國30 個(gè)省級行政區(qū)（港澳臺及西藏地區(qū)除外）2004—2017 年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局專利信息服務(wù)平臺。

（1）被解釋變量。綠色技術(shù)創(chuàng)新（lnGTI）：用各地區(qū)綠色專利授權(quán)總數(shù)表示，本文參考王班班等［36］的做法，采用各地區(qū)綠色專利授權(quán)總數(shù)（GTI，件數(shù)）予以度量。根據(jù)WIPO 定義的綠色技術(shù)專利分類進(jìn)行數(shù)據(jù)過濾和篩選，得出各省各年綠色技術(shù)專利授權(quán)量數(shù)據(jù)。

（2）解釋變量、中介變量及控制變量。地區(qū)環(huán)保投資（lnEPI）：受到高明等［37］學(xué)者對環(huán)保投資測算方法的啟發(fā)，本文采用環(huán)境污染治理投資總額（EPI，億元）進(jìn)行測度，其包括了城市基礎(chǔ)建設(shè)投資、工業(yè)污染治理投資以及建設(shè)項(xiàng)目“三同時(shí)”投資。

城鎮(zhèn)化（urban）：采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎販y度（urban，%）。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向指數(shù)（sec）:用工業(yè)占生產(chǎn)總值比重進(jìn)行測量（sec，%）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的“綠色化”調(diào)整對我國現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分重要，目前政府還是會(huì)選擇采用補(bǔ)貼等方式促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展［38］。

人力資本（l）:參照王鳳祥等［39］的做法，以各省市平均受教育年限表示，具體計(jì)算公式如下：其中分別表示各地區(qū)小學(xué)、初中、高中、大專及以上人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

對外開放度（FDI）：用FDI占GDP 的比重（FDI，%）表示。一方面，對外開放有利于吸收國外先進(jìn)的“綠色技術(shù)”有助于推動(dòng)我國各地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新［40］。另一方面，技術(shù)的外溢效應(yīng)可能并不能帶動(dòng)本土地區(qū)創(chuàng)新能力的提高，主要還是依賴于當(dāng)?shù)氐娜肆Y本水平［41］。因此，對外開放對于綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響并不確定。

技術(shù)進(jìn)步（lnrd）:采用各地區(qū)研發(fā)機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù)（rd，人）測度。我國學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提升需要研發(fā)人力的投入［42］。

就業(yè)情況（lnemploy）：選擇按三次產(chǎn)業(yè)劃分的地區(qū)就業(yè)人數(shù)（employ，萬人）測度。宋德軍研究表明技術(shù)創(chuàng)新通過自身關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及其他擴(kuò)散效應(yīng)可以擴(kuò)大就業(yè)量，可以促進(jìn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化［43］。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 空間相關(guān)性分析

在選擇空間面板模型估計(jì)之前，利用Moran'sI指數(shù)及其檢驗(yàn)對我國綠色技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行空間依賴性特征進(jìn)行分析，基于地利經(jīng)濟(jì)空間矩陣，表1 給出了Moran'sI指數(shù)及其統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果。從表中可以看出，2004—2017 年間綠色技術(shù)創(chuàng)新的Moran'sI指數(shù)集中在0.07～0.118 之間波動(dòng)，指數(shù)全部為正且通過了1%顯著性檢驗(yàn)，因此可以認(rèn)為我國各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在正向空間依賴性。

表1 中國各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的Moran's I 指數(shù)

為了進(jìn)一步分析我國各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新在空間上的異質(zhì)性，本文基于標(biāo)準(zhǔn)化地理經(jīng)濟(jì)空間矩陣單尾檢驗(yàn)，圖3 描繪了2017 年的綠色技術(shù)創(chuàng)新Moran'sI指數(shù)散點(diǎn)圖。

如圖3 所示，除四川、內(nèi)蒙古、湖南、吉林、河南、江西和陜西省外，我國綠色技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)較強(qiáng)的空間相關(guān)性。具體來看，京津冀地區(qū)、東部沿海地區(qū)等處于第一象限，說明這些地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)“高-高”聚集，而甘肅、青海、寧夏和新疆等地區(qū)處于第三象限，表明這些地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)“低-低”聚集。綠色技術(shù)創(chuàng)新“高-高”和“低-低”這兩種分化，基本符合我國技術(shù)發(fā)展水平的空間分布布局，表明我國各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新在地理空間分布上存在明顯的依賴性。

圖3 2017 年lnGTI 的Moran's I 散點(diǎn)圖

4.2 空間計(jì)量模型分析

4.2.1 空間面板選擇與設(shè)定

首先，采用計(jì)量軟件matlab-R2015b，對空間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，以進(jìn)行后續(xù)分析。檢驗(yàn)包括混合OLS、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)以及時(shí)空固定效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

基于表2 的分析，根據(jù)Anselin［44］的研究方法，如果LM-error 比LM-lag 更加顯著，且R-LMerror 顯著，R-LMlag 不顯著，則說明空間誤差模型是合適的。但仍需對靜態(tài)空間杜賓模型進(jìn)行分析，需要對模型進(jìn)行Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)判斷其是否可以簡化成空間滯后模型和空間誤差模型。測算得出的兩組Wald 值和LR 值均在1%的水平上均拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)建立空間杜賓模型。除此之外，本文還進(jìn)行了Hausman 檢驗(yàn)，p值為0.00，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)。由表2 可知，時(shí)空固定模型中的擬合優(yōu)度R2和Log-likelihood 值均比其他模型更優(yōu)，且Sigma2最小，根據(jù)Elhorst［45］的研究，此時(shí)應(yīng)建立時(shí)空固定效應(yīng)的杜賓模型進(jìn)行后續(xù)分析。

4.2.2 地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響判斷——對假說1 和假說2 的檢驗(yàn)

從表3 中可以看出，考慮綠色技術(shù)創(chuàng)新一階滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)空間面板模型與普通面板和靜態(tài)面板模型相比，具有更好的擬合度，系數(shù)估計(jì)結(jié)果在符號和顯著性上基本一致，表現(xiàn)出一定的穩(wěn)健性。此外，在動(dòng)態(tài)空間杜賓模型中，綠色技術(shù)創(chuàng)新的一階滯后項(xiàng)顯著為正，空間溢出系數(shù)ρ顯著為正，表明該模型作為實(shí)證研究更具有解釋力。

由表3 的模型7 結(jié)果可知，綠色技術(shù)創(chuàng)新同時(shí)具有顯著的時(shí)間滯后效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。表明綠色技術(shù)創(chuàng)新在時(shí)間維度上具有較強(qiáng)的依賴性，該地區(qū)上一期技術(shù)創(chuàng)新如果呈現(xiàn)較高的水平，那么下一期的技術(shù)創(chuàng)新水平也可能繼續(xù)提升，這說明地區(qū)間的綠色技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)逐漸累積的過程［46］。進(jìn)一步分析地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化對綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間影響，從模型7 中可以看出，在選取的樣本區(qū)間內(nèi)，地區(qū)環(huán)保投資（lnEPI）顯著促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新，環(huán)保投資越多表明地區(qū)政府對綠色技術(shù)創(chuàng)新越重視，研究結(jié)果和張江雪等［47］相一致，至此假設(shè)H1 得到驗(yàn)證。城鎮(zhèn)化水平（urban）顯著推動(dòng)了地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新，表明城鎮(zhèn)化通過“集聚效應(yīng)”，引入了大量先進(jìn)的技術(shù)和創(chuàng)新要素，進(jìn)而促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新，此時(shí)假設(shè)2 得以驗(yàn)證。此外，結(jié)構(gòu)偏向指數(shù)（sec）、技術(shù)進(jìn)步（lnrd）和就業(yè)情況（lnemploy）對綠色技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)出顯著的正向作用，表明產(chǎn)業(yè)合理化、就業(yè)保障以及技術(shù)升級是促進(jìn)我國不斷進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展動(dòng)力。人力資本（l）對綠色技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)出正向影響，但結(jié)果不顯著，這與邱兆林等［48］研究結(jié)果相同，表明目前我國仍需不斷提高人力資本，人力資本技術(shù)進(jìn)步的源泉。對外開放程度（FDI）并未促進(jìn)地區(qū)間綠色技術(shù)創(chuàng)新作用，這與外商投資抑制了本地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新能力有關(guān)，F(xiàn)DI會(huì)降低地區(qū)企業(yè)內(nèi)部的生產(chǎn)成本，促使部分企業(yè)選擇跨國公司技術(shù)，削弱了自身創(chuàng)新能力，進(jìn)而降低本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平［49］。

為了更好地分析地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化對綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間影響，本文參照羅能生等［50］的做法，選取不同的權(quán)重矩陣（地理距離矩陣W1和經(jīng)濟(jì)矩陣W2）進(jìn)行相應(yīng)的分析，結(jié)果見表4。在3 種不同的空間權(quán)重矩陣下，綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，且在經(jīng)濟(jì)矩陣（W2）中估計(jì)結(jié)果更優(yōu)，表明我國的綠色技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)水平相近的地區(qū)存在溢出效應(yīng)。此外，環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化在不同空間權(quán)重矩陣下均有顯著效應(yīng)，表明環(huán)保投資、城鎮(zhèn)化推動(dòng)了本區(qū)域的綠色技術(shù)創(chuàng)新，其他控制變量對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響情況與上文一樣，佐證了檢驗(yàn)分析結(jié)果的可靠性。

表3 地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響（W=W3）

表3 （續(xù)）

表4 地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響：基于不同空間權(quán)重

4.2.3 城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)考察—對假說3 的檢驗(yàn)

本節(jié)將綜合式（3）、式（7）和式（8）對假說3，即城鎮(zhèn)化是否作為地區(qū)環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)過程如上文所述，得到檢驗(yàn)結(jié)果，如表5 所示。考慮了滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的擬合效果比其他模型更優(yōu)，再次表明了該模型的優(yōu)越性。其估計(jì)結(jié)果顯示，式（8）中地區(qū)環(huán)保投資（lnEPI）顯著促進(jìn)了城鎮(zhèn)化（urban）發(fā)展，這一結(jié)果在一定程度表明城鎮(zhèn)化可能是地區(qū)環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的一個(gè)中介變量，換言之，地區(qū)環(huán)保投資可能通過影響城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)而促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，但仍需通過式（7）進(jìn)行結(jié)果分析，得出嚴(yán)謹(jǐn)?shù)闹С帧?/p>

由表5 最后一列可知，地區(qū)環(huán)保投資（lnEPI）在1%的水平下顯著為正，系數(shù)估計(jì)值為0.063，表明在不考慮城鎮(zhèn)化水平時(shí)，地區(qū)環(huán)保投資會(huì)正向推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，綜合考慮式（3）、式（7）和式（8）的估計(jì)結(jié)果，地區(qū)環(huán)保投資的系數(shù)在3 個(gè)方程中均顯著為正，進(jìn)一步證明了城鎮(zhèn)化是地區(qū)環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的中介變量，假設(shè)3 得以驗(yàn)證。

表5 基于綠色技術(shù)創(chuàng)新的城鎮(zhèn)化中介效應(yīng)檢驗(yàn)（W=W3）

為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用創(chuàng)新程度指標(biāo)代替綠色專利授權(quán)總量，通過借鑒王鋒正等［51］做法，采用工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入與能源消耗總量比重（GPTI）作為衡量標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表6 所示。對比表6 和表3 和表5 可以發(fā)現(xiàn)模型結(jié)果基本一致，從而表明本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的，且城鎮(zhèn)化作為中介變量是地區(qū)環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要渠道。此外，還報(bào)告了基于創(chuàng)新程度指標(biāo)下的地區(qū)環(huán)保投資和城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng)，基于空間經(jīng)濟(jì)距離矩陣下，存在顯著的正向溢出效應(yīng)，與前文結(jié)論相一致。

表6 中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)（W=W3）

表6 （續(xù)）

5 結(jié)論與政策啟示

本文采用動(dòng)態(tài)空間計(jì)量模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)，考慮了城鎮(zhèn)化在地區(qū)環(huán)保投資影響綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展過程中起到了中介作用，利用2004—2017 年間中國30 個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，研究發(fā)現(xiàn)：地區(qū)環(huán)保投資、城鎮(zhèn)化水平均有助于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新，并且二者存在顯著的空間溢出效應(yīng)。此外，地區(qū)環(huán)保投資通過城鎮(zhèn)化能夠間接影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，穩(wěn)健性檢驗(yàn)對此也進(jìn)行了證實(shí)。

基于以上研究，本文得到以下啟示：（1）提升環(huán)保投資金額，促進(jìn)地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新，綠色技術(shù)創(chuàng)新作為科技強(qiáng)國的重要部分，需要政府的強(qiáng)有力支撐，目前我國綠色技術(shù)創(chuàng)新水平仍處于起步階段，因此需要大大調(diào)動(dòng)地區(qū)間的研發(fā)積極性，增強(qiáng)其研發(fā)能力。（2）促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)“1+1＞2”的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。城鎮(zhèn)化可以促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，并存在中介效應(yīng)，因此政府在制定政策時(shí)需要考慮到二者之間的關(guān)系，充分發(fā)揮二者的融合作用。（3）保證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、提升地區(qū)間技術(shù)水平以及人力資本質(zhì)量，減少對外貿(mào)易的依賴程度，在城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中，多管齊下，不斷提升地區(qū)間綠色技術(shù)創(chuàng)新。

最后，本文通過研究發(fā)現(xiàn)，綠色技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)保投資均存在顯著的空間溢出效應(yīng)，從而證實(shí)了綠色技術(shù)創(chuàng)新需要地區(qū)間形成協(xié)同作用。在綠色技術(shù)創(chuàng)新方面，我國已經(jīng)建立了綠色技術(shù)培養(yǎng)基地，布局在津京冀、珠三角、長江經(jīng)濟(jì)帶等地區(qū)，不斷培育壯大綠色技術(shù)創(chuàng)新主體。因此，地區(qū)間應(yīng)盡快開展綠色技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同合作，爭取在環(huán)保投資和相關(guān)技術(shù)產(chǎn)業(yè)間有效對接，這樣才能更好推動(dòng)我國綠色技術(shù)創(chuàng)新。