環(huán)境分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新與中國(guó)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型

彭薇 熊科 李昊

[摘 要]文章利用2008—2017年省級(jí)行政區(qū)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用MalmquistLuenberger指數(shù)法測(cè)算各省級(jí)地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度。進(jìn)一步地，通過(guò)構(gòu)建空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)地方政府環(huán)境分權(quán)以及區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，省際工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在顯著的正向空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，地方政府環(huán)境分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型分別帶來(lái)負(fù)向和正向影響。從空間效應(yīng)分解來(lái)看，環(huán)境分權(quán)的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為負(fù)，顯示了環(huán)境分權(quán)對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的“競(jìng)次”效應(yīng);而技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為正，顯示了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)本區(qū)域以及對(duì)空間相近、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似區(qū)域產(chǎn)生了積極的溢出效應(yīng)。

[關(guān)鍵詞]環(huán)境分權(quán);技術(shù)創(chuàng)新;綠色轉(zhuǎn)型;空間效應(yīng)

[中圖分類號(hào)]F42;X322[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1673-0461（2020）10-0054-07

一、問(wèn)題的提出

自1978年市場(chǎng)化改革以來(lái)，中國(guó)工業(yè)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。然而，中國(guó)在向工業(yè)化道路前進(jìn)過(guò)程中亦呈現(xiàn)出依賴高投入、高耗能、高排放的粗放式增長(zhǎng)特征，并為之付出了高昂的資源環(huán)境代價(jià)。有數(shù)據(jù)顯示，1997年至2017年間，工業(yè)生產(chǎn)總值只占全國(guó)GDP總量的39%，而工業(yè)耗能占全國(guó)總耗能的70%，二氧化硫排放量占全國(guó)排放總量的85%。與此同時(shí)，伴隨著中國(guó)工業(yè)化進(jìn)程而出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡、產(chǎn)業(yè)技術(shù)貢獻(xiàn)度不高以及環(huán)境治理低效等問(wèn)題也廣受詬病。顯然，這種粗放式發(fā)展模式已無(wú)法適應(yīng)新時(shí)期中國(guó)工業(yè)發(fā)展增速換檔、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及增長(zhǎng)動(dòng)能轉(zhuǎn)換的要求，中國(guó)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展成為一種理性使然[1]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)從工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響因素出發(fā)，發(fā)現(xiàn)了制度變革、貿(mào)易開(kāi)放、技術(shù)變化，能源消耗等重要變量[2-3]。有學(xué)者進(jìn)一步指出，環(huán)境管理制度的變革與技術(shù)創(chuàng)新是關(guān)鍵動(dòng)力[4]。然而，現(xiàn)有研究鮮有將中國(guó)式環(huán)境分權(quán)及技術(shù)變革放在統(tǒng)一的研究框架下討論工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實(shí)現(xiàn)。隨著資源與環(huán)境對(duì)中國(guó)剛性約束愈發(fā)趨緊，中國(guó)地方政府環(huán)境分權(quán)治理實(shí)踐和產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型影響的復(fù)雜性有待于作更深入探討。為此，本文嘗試探索地方政府環(huán)境分權(quán)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的內(nèi)在關(guān)系，并進(jìn)一步檢驗(yàn)其空間影響效應(yīng)，以期從環(huán)境管理權(quán)責(zé)分配以及技術(shù)創(chuàng)新方向?qū)ξ覈?guó)工業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提出切實(shí)可行的建議。

二、文獻(xiàn)綜述

基于環(huán)境聯(lián)邦主義（Environmental Federalism）的政府科層制分權(quán)思想（Decentralization）被廣泛用來(lái)指導(dǎo)環(huán)境管理活動(dòng)在政府層級(jí)之間分配及分權(quán)治理公共物品供給效率等問(wèn)題。其核心在于，將分權(quán)的思想與地方政府激勵(lì)、環(huán)境保護(hù)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相聯(lián)系，構(gòu)建了解釋污染控制與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的概念框架[5]。一種有代表性的觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境分權(quán)產(chǎn)生“競(jìng)次”（Race to the bottom）現(xiàn)象，地方政府出于吸引流動(dòng)資源進(jìn)入轄區(qū)，增加轄區(qū)財(cái)政收入的考慮，對(duì)轄區(qū)內(nèi)的排污企業(yè)降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)[6]。“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”在轉(zhuǎn)型國(guó)家中表現(xiàn)得尤其明顯[7]。尤其在中國(guó)施行的是以“政治集權(quán)，經(jīng)濟(jì)、環(huán)境分權(quán)”為核心的分權(quán)制度，“晉升錦標(biāo)賽”與“分稅制改革”進(jìn)一步促使地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)開(kāi)始從以地方保護(hù)主義為主的競(jìng)爭(zhēng)模式向吸引流動(dòng)性生產(chǎn)要素的模式轉(zhuǎn)變，從而進(jìn)一步產(chǎn)生了地方政府執(zhí)行“服從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下的環(huán)境治理任務(wù)代理”的扭曲[8]。實(shí)證研究方面，Kunce & Shogren（2007）、李靜（ 2015）等人均證實(shí)了財(cái)政分權(quán)與污染加劇的正向關(guān)系[9-10]。“競(jìng)優(yōu)”主義（Race to the top）對(duì)“競(jìng)次”的觀點(diǎn)提出了反駁[11]。有研究指出，以犧牲環(huán)境的方式換取短期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，不僅導(dǎo)致轄區(qū)內(nèi)環(huán)境質(zhì)量的下降，扭曲了環(huán)境公共物品的供給模式亦不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)轉(zhuǎn)型[12]。Millimet（2003）基于地區(qū)的異質(zhì)性，指出分權(quán)體制更有利于地方政府提供更好的環(huán)境服務(wù)。由于轄區(qū)異質(zhì)性的存在，地方政府能夠根據(jù)轄區(qū)內(nèi)的具體狀況，采取成本收益分析法，更靈活地提供優(yōu)質(zhì)環(huán)境公共服務(wù)。過(guò)往的研究中，亦有學(xué)者認(rèn)為環(huán)境分權(quán)產(chǎn)生了不確定性的影響[13]。如，Banzhaf & Chupp（2012）基于分權(quán)的溢出效應(yīng)與區(qū)域異質(zhì)性出發(fā)，建立邊際成本如何影響環(huán)境政策的分析模型。研究結(jié)果顯示，當(dāng)減排的邊際成本為遞增的凸函數(shù)時(shí)，中央政府的環(huán)境政策效應(yīng)優(yōu)于地方政府的環(huán)境政策效應(yīng)[14]。

技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的關(guān)系也一直是學(xué)界研究的熱點(diǎn)。熊彼特（1912）將創(chuàng)新視為以“創(chuàng)造性的破壞”推動(dòng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)從內(nèi)部進(jìn)行變革。Anderson & Tushman （1990）構(gòu)造了技術(shù)變革循環(huán)模型，在這個(gè)過(guò)程中技術(shù)突破和主導(dǎo)設(shè)計(jì)的出現(xiàn)促使產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)跨越[15]。可見(jiàn)，技術(shù)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型調(diào)整的關(guān)鍵途徑[16]。通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新促使產(chǎn)品升級(jí)，從而進(jìn)一步延緩舊產(chǎn)業(yè)衰退和促進(jìn)新產(chǎn)業(yè)涌現(xiàn)，使產(chǎn)業(yè)素質(zhì)從低附加值轉(zhuǎn)向高附加值升級(jí)，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)模式從高耗能向低耗能、從粗放向集約型升級(jí)的動(dòng)態(tài)過(guò)程就是所謂的產(chǎn)業(yè)升級(jí)[17]。理論界有豐碩的研究成果討論技術(shù)創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型的渠道與途徑。從價(jià)值鏈的視角來(lái)看，持續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新會(huì)在產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈中嵌入大量的高級(jí)生產(chǎn)者服務(wù)，會(huì)源源不斷地吸附技術(shù)、人力資源與資本密集度等高級(jí)要素進(jìn)一步整合到該產(chǎn)業(yè)鏈條中，產(chǎn)生吸附效應(yīng)，提高產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造附加值的能力[18]。從資本深化與金融支持的視角來(lái)看，Pagano（1993）在AK 模型將技術(shù)知識(shí)作為智力資本與實(shí)物資本等一同放入總量資本之中抹去了技術(shù)創(chuàng)新和資本積累之間本質(zhì)上的區(qū)別[19]。資本深化早已不是簡(jiǎn)單的規(guī)模擴(kuò)張，更多的是與技術(shù)融合催生新的投資品，勞動(dòng)生產(chǎn)率提高在很大程度上與凝結(jié)在生產(chǎn)工藝與生產(chǎn)流程中的資本要素相關(guān)[20]。但由于技術(shù)引進(jìn)依賴、技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)會(huì)成本和逆向溢出等因素的影響，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的作用是不確定的，技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)引進(jìn)提髙全要素生產(chǎn)率僅是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的必要條件，而非充分條件[21]。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，筆者發(fā)現(xiàn)以上研究成果分別從環(huán)境分權(quán)或技術(shù)創(chuàng)新的視角探究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型效應(yīng)，而極少有研究將兩者放在統(tǒng)一的研究框架下來(lái)討論兩者對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型可能產(chǎn)生的影響以及這種可能影響的空間異質(zhì)性。本文的邊際貢獻(xiàn)包括：第一，在研究視角上，從實(shí)現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型為出發(fā)點(diǎn)，在傳統(tǒng)的工業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，加入能源投入與污染物排放等非期望產(chǎn)出，以基于松弛變量的方向距離函數(shù)SBM構(gòu)建工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，以此表征我國(guó)工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型。第二，雖然學(xué)者證實(shí)了中國(guó)環(huán)境分權(quán)管理體制的環(huán)保效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與轉(zhuǎn)型高度相關(guān)性，但影響的具體方向卻未有定論，且“中國(guó)式環(huán)境分權(quán)”亦出現(xiàn)了有別于西方傳統(tǒng)分權(quán)的特征[22]。對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型關(guān)系的討論也是眾說(shuō)紛紜，沒(méi)有統(tǒng)一結(jié)論[21]。因此，在研究?jī)?nèi)容上，本文嘗試將環(huán)境分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新放在同一研究框架下，探討分權(quán)程度、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型可能產(chǎn)生的影響。此外，考慮到區(qū)域產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型具有跨空間相關(guān)影響與空間聚集特征，政府之間的“環(huán)境分權(quán)”和區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新也具有空間關(guān)聯(lián)性和空間溢出效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。本文參照岳鴻飛等（2017）的研究，以工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率表征工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度。研究方法上，根據(jù)Tone（2001），F(xiàn)ukuyama和Weber（2009）提出的SBM方向距離函數(shù)，測(cè)算t 期和t+1期之間的ML生產(chǎn)率指數(shù)[23-24]。在評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇上，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。其中，勞動(dòng)投入以各省工業(yè)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)來(lái)衡量;資本投入的估算，本文參考張軍（2005）的做法，采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算，并將所得資本存量數(shù)據(jù)調(diào)整為以2008年為基期，折舊率取值10.96%;能源投入采用能源消費(fèi)總量來(lái)衡量[25]。產(chǎn)出指標(biāo)包括了期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出兩大類，其中，期望產(chǎn)出采用工業(yè)產(chǎn)業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入來(lái)衡量，非期望產(chǎn)出以工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量以及工業(yè)固體廢物排放量來(lái)衡量。

2.解釋變量與控制變量的設(shè)定

（1）環(huán)境分權(quán)程度評(píng)價(jià)。環(huán)境分權(quán)的核心在于將分權(quán)的思想與地方政府激勵(lì)、環(huán)境保護(hù)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相聯(lián)系，構(gòu)建了解釋污染控制與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的概念框架[5]。中國(guó)式環(huán)境分權(quán)其主要目的在于在既有的分權(quán)框架下通過(guò)政府間環(huán)境事權(quán)劃分的逐步調(diào)整和優(yōu)化，形成央地環(huán)境管理激勵(lì)相容的局面[26]。過(guò)往的研究中，有的研究以財(cái)政分權(quán)程度近似地替代環(huán)境分權(quán)程度，但并不能體現(xiàn)環(huán)境事務(wù)的內(nèi)在邏輯和效應(yīng)機(jī)理。祁毓等（2014）認(rèn)為，機(jī)構(gòu)和人員編制是政府提供公共服務(wù)和職能實(shí)現(xiàn)的載體，以環(huán)保機(jī)構(gòu)及人員設(shè)置和變遷過(guò)程來(lái)透視環(huán)境事權(quán)的設(shè)定與劃分更能反映環(huán)境分權(quán)的本質(zhì)內(nèi)涵[27]。因此，本文參照祁毓等（2014）的研究，以地方環(huán)保人員數(shù)與當(dāng)?shù)厝丝诒戎嫡既珖?guó)環(huán)保人員數(shù)與全國(guó)人口比值的比重來(lái)表征環(huán)境分權(quán)（ED），同時(shí)以（1-GDPit）/GDPi 進(jìn)行平減。

（2）技術(shù)創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)。技術(shù)創(chuàng)新是影響產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的重要因素。本文以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、消化吸收、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)技術(shù)引進(jìn)、購(gòu)買國(guó)內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)以及工業(yè)企業(yè)與高校和科研機(jī)構(gòu)等創(chuàng)新資源開(kāi)展合作創(chuàng)新的R&D經(jīng)費(fèi)外部支出之和的對(duì)數(shù)值做為技術(shù)創(chuàng)新水平的表征值。

此外，本文選擇如下控制變量：外商直接投資（FDI）、資本密集度（CA）、產(chǎn)業(yè)集聚度（IA）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（EG）和城市化水平（URB）。相關(guān)變量的說(shuō)明如表1所示。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文涉及的主要數(shù)據(jù)均來(lái)源于相關(guān)年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》以及《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。限于數(shù)據(jù)的可得性，本文的樣本區(qū)間為2008—2017年，研究對(duì)象為中國(guó)30個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）（不含西藏、港澳臺(tái)數(shù)據(jù)）。

（二）主要變量的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為了考察工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型、環(huán)境分權(quán)和技術(shù)創(chuàng)新等相關(guān)變量是否存在空間自相關(guān)性，本文以全局Morans I指數(shù)檢驗(yàn)以上3個(gè)主要變量的空間相關(guān)性，計(jì)算公式如式（1）：

Morans I=n∑ni=1∑nj=1SymbolvA@ij（xi-x-）（xj-x-）∑ni=1∑nj=1SymbolvA@ij∑ni=1（xi-x-）2（1）

其中，SymbolvA@ij為空間權(quán)重矩陣。

限于篇幅，此處只報(bào)告鄰接權(quán)重矩陣的測(cè)算結(jié)果。由表2可以看出，除個(gè)別年度外，工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型、環(huán)境分權(quán)以及技術(shù)創(chuàng)新水平的全局Moran s I 指數(shù)基本通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且取值為正。這說(shuō)明工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型、環(huán)境分權(quán)以及技術(shù)創(chuàng)新水平存在顯著的正向空間自相關(guān)性關(guān)系。

（三）模型與方法

區(qū)域經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)之間存在著廣泛的貿(mào)易、技術(shù)和要素流動(dòng)等各種經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，區(qū)域政府政策也往往存在著“策略互動(dòng)”[28]。Morans I指數(shù)的正相關(guān)關(guān)系也說(shuō)明在進(jìn)行研究時(shí)忽略這種空間相關(guān)性會(huì)導(dǎo)致回歸模型選擇失誤，估計(jì)出現(xiàn)偏差。因此，本文選用空間面板計(jì)量模型來(lái)研究環(huán)境分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響及對(duì)周邊地區(qū)的空間溢出效應(yīng)。模型具體設(shè)定形式如下：

1.空間滯后模型（SLM）

用來(lái)檢驗(yàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型是否具有空間溢

出效應(yīng)，空間相關(guān)性由被解釋變量的空間滯后項(xiàng)

來(lái)反映。即：

GTFPit=α+ρ·wij·GTFPit+β1EDit+β2lnTIit+

δXit+εit（2）

式（2）中，i，t 分別表示省份和年度;GTFPit 表示工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型程度指標(biāo);EDit 表示環(huán)境分權(quán)程度;TIit 表示技術(shù)創(chuàng)新程度;Xit 表示影響工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的其他因素;wij 代表空間權(quán)重矩陣，ρ是空間自回歸系數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.空間誤差模型（SEM）

SEM模型主要被用于研究鄰近區(qū)域被解釋變量的隨機(jī)誤差沖擊對(duì)本地區(qū)的影響效應(yīng)。即：

GTFPit=α+β1EDit+β2lnTIit+δXit+uit（3）

uit=λ·wij·uit+εit

其中，λ為空間誤差系數(shù)。

3.空間杜賓模型（SDM）

SDM模型同時(shí)包含了被解釋變量與解釋變量的空間滯后項(xiàng)，具體可以表示為：

GTFPit=α+ρ·wij·GTFPit+β1EDit+β2lnTIit+θ·wij· EDit+η·wij·lnTIit+δXit+εit（4）

模型中增加了解釋變量的空間滯后項(xiàng)，θ，η為解釋變量的空間自相關(guān)系數(shù)。

4.空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

空間權(quán)重矩陣的設(shè)定是空間計(jì)量分析的前提。本文參照張可云等（2017）對(duì)空間權(quán)重矩陣的設(shè)定，分別建立鄰近矩陣、地理距離矩陣及經(jīng)濟(jì)距離的矩陣[29]。具體設(shè)定見(jiàn)表3。

四、模型回歸與結(jié)果分析

（一）空間計(jì)量模型的選擇

在運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析前，需要對(duì)模型的適用性進(jìn)行判斷。為此，需要考慮以下三個(gè)問(wèn)題：一是應(yīng)該選擇SLM、SEM 還是SDM模型？ 二是采用空間固定、時(shí)間固定還是雙固定效應(yīng)？ 三是空間固定效應(yīng)可否被空間隨機(jī)效應(yīng)替代？本文參考Elhorst（2014）的研究思路，首先判斷不同計(jì)量模型的適用性，具體結(jié)果如表4所示[30]。首先，利用拉格郎日乘數(shù)誤差項(xiàng)與滯后項(xiàng)及穩(wěn)健性檢驗(yàn)來(lái)判斷SLM與SEM的適用性。LM_error及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)均顯著，拒絕了被解釋變量不存在空間滯后項(xiàng)的原假設(shè);而LM_lag的p值不顯著，不能拒絕原假設(shè)。因此，選擇用SEM 模型優(yōu)于SLM模型。其次，判斷SDM固定效應(yīng)的類型，LR統(tǒng)計(jì)量對(duì)空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)檢驗(yàn)的p值都小于0.001，表明雙向固定效應(yīng)是較為合適的固定效應(yīng)類型。再次，從弱化性檢驗(yàn)來(lái)看，LR_lag及LR_error的檢驗(yàn)值均顯著拒絕了SDM模型可以弱化為SLM及SEM模型的假設(shè);且Hausman 檢驗(yàn)的p值小于0.05。綜合以上檢驗(yàn)，最終確定采用雙向固定效應(yīng)的SDM模型進(jìn)行實(shí)證估計(jì)。

（二）SDM 模型估計(jì)結(jié)果分析

表5報(bào)告了空間杜賓模型的回歸結(jié)果，模型（1）—模型（3）分別表示空間鄰接權(quán)重、地理距離權(quán)重與經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重的回歸結(jié)果。地理距離權(quán)重與經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重在模型的選擇上亦支持了空間杜賓模型，限于篇幅限制，此處不贅述。以上三類權(quán)重回歸下模型的R2分別為0.422 3、0.462 6以及0.385 8，表明模型具有較好的解釋能力。更為重要的是，在不同空間權(quán)重矩陣下，估計(jì)結(jié)果表現(xiàn)出良好的連貫性、一致性、穩(wěn)定性，也說(shuō)明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。具體系數(shù)分析中，本文將以擬合程度最高的地理距離權(quán)重，即模型（2）的回歸結(jié)果來(lái)分析。

對(duì)空間效應(yīng)系數(shù)ρ的分析發(fā)現(xiàn)，GTFP的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)ρ在三種空間權(quán)重下均顯著為正，說(shuō)明省際工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)程度存在正向空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，即地理相鄰、距離相近及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的省份會(huì)具有相似的綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)水平，本省的工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)水平會(huì)受到其它省份的正向加權(quán)影響。對(duì)解釋變量的估計(jì)系數(shù)進(jìn)行初步分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權(quán)（ED）的系數(shù)在地理距離權(quán)重下回歸值顯著為負(fù)，環(huán)境分權(quán)程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)下降0.236 4個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)此可能的解釋是，“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”在轉(zhuǎn)型國(guó)家中表現(xiàn)得尤其明顯。將環(huán)境管理權(quán)下放給地方政府，在GDP考核仍然是地方政府績(jī)效考核重要指標(biāo)之一的背景下，可能引致地方政府對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的更多關(guān)注，地方政府專注于發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)以求在晉升錦標(biāo)賽中取勝。因此，地方政府更傾向于將資源分配到地區(qū)

經(jīng)濟(jì)建設(shè)中，而往往會(huì)忽視難以在短期內(nèi)迅速取得效果的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型。技術(shù)創(chuàng)新（TI）在模型（1）—模型（3）中均為正，除鄰接權(quán)重模型外，其它兩個(gè)模型顯著。地理距離權(quán)重矩陣下，技術(shù)創(chuàng)新（TI）系數(shù)達(dá)到了0.268 7，這意味著省際技術(shù)創(chuàng)新水平的提升會(huì)顯著提升地方工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度，促進(jìn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色發(fā)展。模型（2）中，外商直接投資（FDI）顯著為負(fù)，說(shuō)明外商直接投資并不利于省際工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。關(guān)于外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的討論，學(xué)界一直盛行“污染避難所”假說(shuō)。一方面，發(fā)達(dá)國(guó)家將一些污染密集型企業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制寬松的發(fā)展中國(guó)家，這會(huì)加劇環(huán)境污染，阻礙綠色全要素生產(chǎn)率的提升。另一方面，F(xiàn)DI 的引進(jìn)也可能使國(guó)有企業(yè)形成技術(shù)依賴，阻礙自主研發(fā)能力的提升，從而對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型產(chǎn)生負(fù)面影響。城市化水平（URB）對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響顯著為正。這一結(jié)果說(shuō)明了因收入增加和知識(shí)技能增長(zhǎng)帶來(lái)的農(nóng)轉(zhuǎn)非，具備價(jià)值創(chuàng)造的比較優(yōu)勢(shì)，在一定程度上有利于能耗和污染的降低，促進(jìn)區(qū)域發(fā)展效率的提升。通過(guò)對(duì)模型（2）中解釋變量的空間滯后項(xiàng)初步分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權(quán)的空間滯后顯著為負(fù)，說(shuō)明本省環(huán)境分權(quán)程度的提高不利于相鄰省份工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度的提升;而技術(shù)創(chuàng)新（TI）的空間滯后項(xiàng)顯著為正，說(shuō)明本省的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展能促進(jìn)相鄰省份工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。

（三） SDM 模型的空間效應(yīng)分析

根據(jù)Lesage & Pace（2009）的研究，解釋變量對(duì)被解釋變量的影響可分為平均直接效應(yīng)、平均間接效應(yīng)和總效應(yīng)。表6顯示了各解釋變量的三類效應(yīng)分解結(jié)果。

1.環(huán)境分權(quán)的空間溢出效應(yīng)

對(duì)于環(huán)境分權(quán)的直接效應(yīng)，在鄰接、地理距離以及經(jīng)濟(jì)距離三種空間權(quán)重下，直接效應(yīng)均顯著為負(fù)，表明環(huán)境分權(quán)對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在負(fù)向的區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng)。環(huán)境分權(quán)的間接效應(yīng)，即區(qū)域間的空間溢出效應(yīng)在三種權(quán)重下同樣為負(fù)，但只有鄰接權(quán)重下和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下顯著。從回歸系數(shù)值來(lái)看，鄰接權(quán)重和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下的間接效應(yīng)絕對(duì)值均大于直接效應(yīng)絕對(duì)值，說(shuō)明環(huán)境分權(quán)對(duì)外地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的負(fù)向影響要大于對(duì)本地區(qū)的影響，顯現(xiàn)出現(xiàn)區(qū)域間環(huán)境分權(quán)的“競(jìng)次”效應(yīng)。

2.技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)

對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新水平的直接效應(yīng)，在地理距離以及經(jīng)濟(jì)距離兩種空間權(quán)重下，直接效應(yīng)均顯著為正，表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在正向的區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng)。其中，地理距離矩陣的直接效應(yīng)系數(shù)為0.271 3，為三類矩陣中的最大值，說(shuō)明地理距離越近，區(qū)域內(nèi)的空間溢出效應(yīng)越明顯。對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新水平的間接效應(yīng)，在鄰接、地理距離兩種空間權(quán)重下顯著為正，表明在這兩種權(quán)重下技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在正向的區(qū)域間外溢效應(yīng)，這也進(jìn)一步印證了區(qū)域間技術(shù)創(chuàng)新的交流對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的積極作用。

五、結(jié)論與啟示

本文利用2008—2017年省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用MalmquistLuenberger指數(shù)法測(cè)算了各省級(jí)地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度，并用Morans I 指數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明了工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在空間自相關(guān)性。進(jìn)一步地，通過(guò)構(gòu)建空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)地方政府環(huán)境分權(quán)以及區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的空間溢出效應(yīng)。

本文研究發(fā)現(xiàn)如下：①在不同的空間權(quán)重矩陣（包括鄰接空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣）下，我國(guó)省際工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度均呈現(xiàn)顯著的空間依賴性和空間聯(lián)動(dòng)性。②環(huán)境分權(quán)回歸值顯著為負(fù)，對(duì)此可能的解釋是，為“增長(zhǎng)”而競(jìng)爭(zhēng)可能導(dǎo)致地方政府專注于發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)以求在晉升錦標(biāo)賽中取勝，地方政府更傾向于將資源分配到地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)中，往往會(huì)忽視難以在短期內(nèi)迅速取得效果的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型。技術(shù)創(chuàng)新在模型（2）與模型（3）中均顯著為正，這意味著省際技術(shù)創(chuàng)新水平的提升會(huì)顯著提升地方工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度，促進(jìn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色發(fā)展。③通過(guò)對(duì)于空間效應(yīng)的分解發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權(quán)的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為負(fù)，顯示了環(huán)境分權(quán)對(duì)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的“競(jìng)次”效應(yīng);而技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為正，顯示了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)本區(qū)域以及對(duì)空間相近、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似區(qū)域產(chǎn)生了積極的溢出效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文得到如下政策啟示：①考慮到我國(guó)省際工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在的空間依賴性，各地政府在制定區(qū)域性政策時(shí)，要綜合考慮將自身優(yōu)勢(shì)與外部競(jìng)爭(zhēng)壓力相結(jié)合，加強(qiáng)與相鄰區(qū)域之間、跨區(qū)域之間的交流與合作，積極推進(jìn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略。②針對(duì)環(huán)境分權(quán)未能有效地推進(jìn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實(shí)證結(jié)果，應(yīng)積極推進(jìn)從“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”向“為發(fā)展而競(jìng)爭(zhēng)”的考核體系的轉(zhuǎn)變，解決環(huán)境公共物品供給的“失靈”問(wèn)題。同時(shí)，可考慮壓縮地方政府在環(huán)境政策上的自由裁量空間，確保政令上傳下達(dá)，避免環(huán)境政策“非完全執(zhí)行”的現(xiàn)象。③實(shí)證檢驗(yàn)證明，技術(shù)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵變量。為此，區(qū)域內(nèi)部需要加強(qiáng)自主創(chuàng)新能力建設(shè)，增強(qiáng)區(qū)域環(huán)境、區(qū)域企業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的融合。同時(shí)，積極搭建科技市場(chǎng)平臺(tái)，增強(qiáng)創(chuàng)新空間集聚效應(yīng)，拉動(dòng)創(chuàng)新要素集聚，推動(dòng)產(chǎn)品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新、模式創(chuàng)新等創(chuàng)新模式的多樣化，實(shí)現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)質(zhì)與量的協(xié)同發(fā)展。

[參考文獻(xiàn)]

[1]賀俊.技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級(jí)——“產(chǎn)業(yè)政策與創(chuàng)新”兩岸學(xué)術(shù)研討會(huì)會(huì)議綜述[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（9）：91-96.

[2]FREDRIKSSON P G，WOLLSCHEID J R.Environmental decentralization and political centralization[J].Ecological economics，2014，107（4）：402-410.

[3]蔡海亞，徐盈之.貿(mào)易開(kāi)放是否影響了中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)？[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)究，2017，34（10）：3-22.

[4]SONG M，DU J T，TAN K H.Impact of fiscal decentralization on green total factor productivity[J].International journal of production economics，2018，205：359-367.

[5]張華.環(huán)境支出、地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)與環(huán)境污染——對(duì)環(huán)境競(jìng)次一種解釋[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，40（12）：1-14.

[6]OATES W A，SCHWAB R M.Economic competition among jurisdictions：efficiency enhancing or distortion inducing？[J].Journal of public economics，1988，35 （3）：333-354.

[7]傅勇，張晏.中國(guó)式分權(quán)與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向：為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)的代價(jià)[J].管理世界，2007（3）：4-12，22.

[8]張華，豐超，劉貫春.中國(guó)式環(huán)境聯(lián)邦主義：環(huán)境分權(quán)對(duì)碳排放的影響研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2017，43（9）：33-49.

[9]KUNCE M，SHOGREN J F.Destructive interjurisdictional competition：firm，capital and labor mobility in a model of direct emission control[J].Ecological economics，2007，60（3）：543-549.

[10]李靜，楊娜，陶璐.跨境河流污染的“邊界效應(yīng)”與減排政策效果研究——基于重點(diǎn)斷面水質(zhì)監(jiān)測(cè)周數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（3）：31-43.

[11]GLAZER A.Local regulation may be excessively stringent[J].Regional science and urban economics，1999，29：553-558.

[12]黃新華，于瀟.環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策工具檢驗(yàn)——基于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化視角的分析[J].河南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2018，45（3）：42-48.

[13]MILLIMENT D L.Assessing the empirical impact of environmental federalism[J].Journal of regional science，2003，43（4）：711-733.

[14]BANZHAF H S，CHUPP B A.Fiscal federalism and interjurisdictional externalities：new results and an application to US air pollution[J].Journal of public economics，2012（96）：449-464.

[15]ANDERSON P，TUSHMAN M L.Technological discontinuities and dominant designs：a cyclical model of technological change[J].Administrative science quarterly，1990，35（4）：267-290.

[16]NGAI L R，PISSLMIDES C A.Structural change in a multisector model of growth[J].The American economic review，2007，97：429-443.

[17]李勝文，楊學(xué)儒，檀宏斌.技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)業(yè)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)——基于技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)業(yè)交互效應(yīng)的視角[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2016（1）：111-117.

[18]李焱，原毅軍.中國(guó)裝備制造業(yè)價(jià)值鏈升級(jí)與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].國(guó)際貿(mào)易，2017（6）：52-56.

[19]PAGANO M.The flotation for companies on the stock market：a coordination failure model[J].European economic review，1993，37（5）：1101-1125.

[20]孫婷，余東華，張明志.技術(shù)創(chuàng)新、資本深化與制造業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力——基于環(huán)境規(guī)制視角的實(shí)證檢驗(yàn)[J].財(cái)經(jīng)論叢，2018（1）：3-11.

[21]唐未兵，傅元海，王展祥.技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)引進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（7）：31-43.

[22]陳詩(shī)一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（2）：20-34.

[23]TONE K.A slacksbased measure of efficiency in data envelopment analysis[J].European journal of operational research，2001，130（3），498-509.

[24]FUKUYAMA H，WEBER W L.A directional slacksbased measure of technical inefficiency[J].SocioEconomic planning sciences，2009，43（4），274-287.

[25]張軍，金煜.中國(guó)的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測(cè)：1987—2001[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（11）：34-45.

[26]彭星.環(huán)境分權(quán)有利于中國(guó)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型嗎？ ——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)視角下的動(dòng)態(tài)空間效應(yīng)檢驗(yàn)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2016（2）：21-31，110.

[27]祁毓，盧洪友，徐彥坤.中國(guó)環(huán)境分權(quán)體制改革研究：制度變遷、數(shù)量測(cè)算與效應(yīng)評(píng)估[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（1）：31-43.

[28]彭薇.財(cái)政分權(quán)體制下的中國(guó)省級(jí)地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)——基于省際面板數(shù)據(jù)的研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2016（3）：29-36，95.

[29]張可云，王裕瑾，王婧.空間權(quán)重矩陣的設(shè)定方法研究[J].區(qū)域經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2017（1）：19-25.

[30]ELHORST P，SOLMARIA H V.On spatial econometric models，spillover effects[R].Europeanregional science association，2013.

Environmental Decentralization， Technological Innovation

and Green Transformation of Chinas Industry：

An Empirical Study Based on Provincial Spatial Panel Data

Peng Wei，Xiong Ke，Li Hao

（School of Management， Beijing Normal University，Zhuhai，Zhuhai 519087，China）

Abstract：

Based on the provincial panel data from 2008 to 2017， this study uses MalmquistLuenberger index method to calculate the green transformation degree of industry in provincial regions in China. Furthermore， the spatial Durbin model is constructed to empirically test the spatial spillover effects of environmental decentralization of local governments and regional technological innovation on the green transformation of industry.The study finds that there is a significant positive spatial correlation effect in the green transformation of interprovincial industry. The environmental decentralization of local governments and technological innovation have negative and positive effects on the green transformation of industrial industries respectively.From the decomposition of spatial effects， the direct and indirect effects of environmental decentralization are both negative; while the direct and indirect effects of technological innovation are both positive.

Key words： environmental decentralization; technological innovation; green transformation; spatial effect

（責(zé)任編輯：張麗陽(yáng)）

收稿日期：2020-02-10

網(wǎng)絡(luò)出版網(wǎng)址：https：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20200312.1347.002.html網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2020-03-1215：47：05

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目（19YJC790099）;廣東省教育廳重點(diǎn)平臺(tái)和重大科研項(xiàng)目特色創(chuàng)新類項(xiàng)目（2017WTSCX128）。

作者簡(jiǎn)介：彭薇（1980—），女，湖南新化人，博士，北京師范大學(xué)珠海分校副教授，主要研究方向?yàn)閰^(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新;熊科（1978—），女，湖南新化人，博士，北京師范大學(xué)珠海分校副教授，主要研究方向?yàn)榈胤秸謾?quán)治理;李昊（1977—），男，湖南長(zhǎng)沙人，博士，北京師范大學(xué)珠海分校副教授，主要研究方向?yàn)榄h(huán)境經(jīng)濟(jì)與公共事業(yè)管理。