環境規制、綠色技術創新與經濟高質量發展
——基于半參數空間面板VAR模型

葉娟惠，葉阿忠

(1.福州市社會科學院 經濟學研究所，福建 福州 350007；2.福州大學 經濟與管理學院，福建 福州 350116)

黨的二十大報告指出，經濟高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務，是實現中國式現代化的必由之路。面對日益突出的環境污染問題，在既要“金山銀山”，又要“綠水青山”的雙重愿景下，“創新、協同、綠色、開放、共享”的新發展理念成為經濟高質量發展的指引。由于環境污染的負外部性，僅僅依靠市場的調節無法有效減少環境污染和促進經濟高質量發展，環境規制是在經濟高質量發展背景下政府激勵企業進行綠色技術轉型、平衡經濟發展和環境保護的有效手段。綠色技術創新是解決環境污染問題的根本路徑，而經濟高質量發展要求綠色可持續的發展模式。如何有效發揮環境規制的作用，倒逼企業主動進行綠色技術創新，進而推動經濟高質量發展和環境綠色可持續發展成為學術界關注的重點。因此，本文把環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展納入一個系統的研究框架，從時間和空間的動態視角深入探析三者兩兩之間的相互作用機制，為地方政府提供經濟高質量發展和環境綠色可持續發展的政策參考。

一、文獻綜述和理論分析

環境規制、綠色技術創新與經濟高質量發展已經成為國內外學者研究的熱門話題。但大部分學者主要圍繞環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展其中兩者之間的單向關系進行研究，關于三者關系的研究也僅局限于中介傳導效應和時間效應的分析。

(一)環境規制與綠色技術創新的關系

關于環境規制與綠色技術創新的研究，大多數文獻聚焦于環境規制對綠色技術創新的影響，較少文獻直接研究綠色技術創新對環境規制的影響。關于環境規制與綠色技術創新的關系主要有“遵循成本”效應和“創新補償”效應。一方面，環境規制政策的實施，增加了企業治污成本，減少了企業利潤，短期內技術研發投入占比下降，無法有效激勵企業進行綠色技術研發，抑制了綠色技術創新發展；另一方面，面對環境規制政策的約束，企業為了提升市場競爭力，傾向于增加技術研發投入，進而轉變生產方式、提高生產效率，通過綠色技術創新所產生的收益彌補增加的生產成本，有效促進綠色技術創新發展。同時，由于地區經濟發展和要素資源稟賦的差異性，地方政府之間異質性的環境規制政策強度和方向會引起污染就近轉移效應[1]。環境規制政策的實施，可能會促進本地企業將污染產業就近遷移到環境規制力度小的鄰近地區。短期內鄰地的產業承接會提升其收入水平進而得以增加技術投入，推動綠色技術創新發展；長期來看，以環境污染為代價的技術提升是不可持續的，產業承接增加的收入不足以抵消日益增加的治污成本，企業利潤下滑，抑制了綠色技術創新。因此，環境規制短期來看可以促進鄰地綠色技術創新，長期來看抑制了鄰地綠色技術創新。而對于本地企業來說，由于環境規制政策的實施，短期內企業所增加的治污成本擠占了綠色技術創新投入，抑制本地綠色技術創新發展；長期來看，企業為彌補增加的治污成本，不得不提高技術和提升管理水平，從而促進了綠色技術創新發展。因此，環境規制短期內抑制本地綠色技術創新，長期來看可以促進本地綠色技術創新發展。如，董直慶等[2]通過面板數據結合空間杜賓模型的實證檢驗發現，環境規制對本地綠色技術進步呈現先抑制后促進的門檻特征，對鄰地綠色技術進步表現出倒“U”型作用效應。賈軍等[3]研究發現環境規制對綠色經濟的影響效用不夠理想，不僅促進了綠色技術創新，還促進了非綠色技術的創新。基于上述分析，提出假設H1。

H1：環境規制對綠色技術創新存在“本地—鄰地”的非一致性效應，在本地表現出先抑后揚效應，在鄰地則表現出先促進后抑制效應。

(二)環境規制與經濟高質量發展的關系

關于環境規制與經濟高質量發展的研究，大多數學者聚焦于環境規制通過“遵循成本”效應或“創新補償”效應影響經濟高質量發展，而研究經濟高質量發展對環境規制影響的文獻很少。環境規制對經濟高質量發展主要存在兩個方面的影響：一方面，環境規制通過“成本效應”抑制經濟高質量發展。生產企業為達到環境保護標準，擠占一部分人力資源和物質資本用于環境治理，其他領域投入隨之減少，導致企業利潤和收入減少，不利于經濟高質量發展。另一方面，環境規制通過“創新補償效應”促進經濟高質量發展。環境規制激勵企業提高市場競爭力，提高企業技術創新效率，從而抵消因環境規制所增加的成本，進而推動經濟高質量發展。同時，Arrow等指出，環境規制對經濟增長具有不同的長期和短期效應[4]。短期內，高強度的環境規制因“成本效應”抑制了經濟增長，長期內這種負向影響在經歷了“陣痛期”后，能夠激發企業的“創新補償”效應，由“短期損失”向“長期收益”轉變，進而推動經濟增長[5]。例如，楊白冰等[6]通過面板協整和誤差修正模型的實證檢驗發現，環境規制對經濟增長存在短期和長期效應，短期內對中西部地區無顯著作用甚至可能產生抑制影響，長期來看顯著促進地區經濟增長。陶靜等[7]研究發現，環境規制對于中國經濟增長質量具有顯著的促進作用，且存在明顯的東中西部的區域差異性，同時環境規制與經濟增長質量存在倒“U”型的動態關系。孔凡文等[8]基于京津冀地區的研究發現，京津冀地區經濟高質量發展存在空間溢出效應，環境規制和環境宜居性對經濟高質量發展均有促進作用，二者交互后對本地區經濟高質量發展促進作用顯著增強，但對鄰近地區經濟高質量發展有抑制作用。基于上述分析，提出假設H2。

H2：環境規制對經濟高質量發展影響存在“長期—短期”的時間差異性，短期內因成本增加而抑制經濟高質量發展，長期內彌補了成本的負面效應，進而促進經濟高質量發展。

(三)綠色技術創新與經濟高質量發展的關系

關于綠色技術創新與經濟高質量發展的研究，學者們側重于綠色技術創新對經濟高質量發展的推動作用，忽視了經濟高質量發展對綠色技術創新的反向作用。綠色技術創新對經濟高質量發展影響存在長期和短期差異性。短期內企業為推動綠色技術創新投入大量的人力資本和物資資本，減少了提升管理水平、擴大生產規模等其他生產性的投資，產生“擠出效應”，降低資源配置效率，不利于經濟高質量發展。同時，由于綠色技術創新在初期呈現出高成本、低產出等特征，創新成果的轉化應用不能在短期內實現，導致企業成本增加、利潤減少，不利于經濟高質量發展。但長期來看，綠色技術創新能夠減少污染排放，推動企業生產過程中的綠色和智能化轉型升級，提高企業的生產效率和市場競爭力，促進經濟和環境協調發展，有利于經濟高質量發展。如，陳思杭等[9]基于面板向量自回歸模型研究發現，綠色技術進步的正向溢出效應發揮存在時間滯后性，短期內抑制綠色經濟發展，但長期具有促進作用。汪明月等[10]指出，非綠色技術創新在短期內可以帶來經濟收益，但是加速了資源的消耗，不利于生態環境的保護。隨著碳達峰目標和碳中和愿景的提出，企業綠色技術創新可以有效促進經濟發展和環境污染“脫鉤”。彭文斌等[11]運用面板門檻效應模型分析發現，綠色創新對經濟發展質量的影響不是單一線性的，而是隨著分工水平的的高低呈現不同的分階段特征。基于上述分析，提出假設H3。

H3：綠色技術創新對經濟高質量發展影響具有“長期—短期”效應，呈現短期抑制、長期促進的波動式趨勢。

(四)環境規制、綠色技術創新與經濟高質量發展三者之間的關系

關于環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展三者關系的研究主要基于面板向量自回歸模型(PVAR)和中介傳導效應的分析，有學者發現三者兩兩之間存在互動關系。一是環境規制對綠色技術創新存在“本地—鄰地”非一致性效應，有研究表明，綠色技術創新也會對環境規制產生影響[12]。企業提高綠色技術創新水平，短期內環境污染物的排放總量減少，環境污染治理投資占財政投入的比重下降，環境規制強度短期內降低。因此，環境規制與綠色技術創新存在雙向互動影響。二是環境規制通過“成本效應”或“創新補償效應”影響經濟高質量發展，有學者研究發現，經濟高質量發展也會反作用于環境規制。經濟發展質量的提升提高了環境資源的利用效率，減少了污染物的排放，降低了治污成本，環境污染治理投資比重降低，環境規制強度隨之下降。因此，環境規制與經濟高質量發展存在雙向互動影響。三是綠色技術創新對經濟高質量發展存在“長期—短期”效應，部分學者認為經濟高質量發展也會反作用于綠色技術創新發展。一方面，經濟高質量發展為綠色技術創新研發投入提供物質基礎，促進綠色技術創新要素資源在區域內的有效流動，有利于技術創新成果的高效轉化利用。另一方面，經濟高質量發展可能通過“吸虹效應”為本地區集聚人才、資本等要素資源，導致周邊鄰近地區人才等要素資源流失，不利于綠色技術創新發展。因此，綠色技術創新與經濟高質量發展存在雙向互動影響。關于三者兩兩之間的互動關系研究，如郭凱路等[13]以長江經濟帶的面板數據為樣本，利用向量自回歸模型分析發現，區域環境規制、技術創新與綠色全要素生產率存在動態互動關系。蘇斌等[14]研究發現，環境規制、綠色創新和經濟高質量發展三者之間存在穩定的長期協整關系，并且存在東中西部的區域異質性。范丹等[15]研究發現，環境規制對綠色技術創新和綠色經濟發展的影響存在東、中、西部的區域差異性，同時通過傳導機制分析發現，環境規制通過綠色技術創新促進綠色經濟發展。胡德順等[16]利用中介效應模型分析發現，環境規制通過技術創新對經濟高質量發展產生影響，并且存在東、中、西部的區域差異性。武云亮等[17]的研究表明，綠色技術創新在環境規制和經濟高質量發展之間存在顯著的正向中介效應。基于上述分析，提出假設H4。

H4：環境規制、綠色技術創新與經濟高質量發展三者之間存在互動效應和區域異質性。

綜上，雖然國內外學者對環境規制、綠色技術創新與經濟高質量發展關系的研究文獻很豐富，但是仍然有值得進一步深入探討的方面。一是現有研究主要關注環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展中兩者之間的單向關系，而部分文獻對三者關系的研究沒有充分考慮變量的內生性問題；二是目前關于環境規制、綠色技術創新與經濟高質量發展三者關系的相關研究主要局限于非空間層面，而有研究表明這三者之間的相互影響存在區域異質性，因此有必要使用空間計量模型進行實證分析；三是考慮到外商直接投資對本地環境污染、技術創新的影響存在外部性，因此，有必要將外商直接投資作為外生變量的非參數項加入模型中，探析外商直接投資對環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展的影響。基于此，本文將構建半參數空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)研究環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展3個內生變量之間的時間和空間傳導效應，以及外商直接投資與3個內生變量的非線性關系，進而發現其內在的協同發展機制。

本文的創新之處在于：一是有別于以往研究僅局限于環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展三者之間的單向靜態分析，本文創新性地從聯動角度出發，研究三者在時間和空間上的雙向傳導效應；二是現有相關研究缺乏對截面個體空間溢出效應的關注，本文使用半參數空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)，從空間視角分析三者在時空維度的交互作用及各變量的時空脈沖響應情況；三是在半參數模型中引入外商直接投資這一外生變量，檢驗外商直接投資對環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展的非線性影響。

二、實證模型

(一)半參數空間面板向量自回歸模型的構建

傳統的單方程模型無法準確反映各變量之間的動態相關關系，需要建立聯立方程模型研究環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展之間的關系。同時，考慮到3個變量之間存在區域差異性，有必要在計量模型中加入空間相關性分析。在經濟活動中，經濟變量之間往往存在一定的非線性關系。借鑒葉阿忠等[18]的做法，構建半參數空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)，此模型綜合了向量自回歸模型、空間計量經濟模型和半參數回歸模型的內容，既考慮空間維度和時間維度的相互關系，又增加了放寬預設變量的半參數項，可以更好地分析3個變量之間在時間和空間上的動態關系。由于外商直接投資對環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展的影響存在不確定性，因此將其作為外生變量的半參數項引入模型中，建立如下實證模型：

(1)

(二)變量選擇

1.環境規制

環境規制(ER)。環境規制的度量標準主要有3種，包括從環境污染排放的角度選擇替代指標、從環境污染治理投資的角度選擇替代指標、通過綜合指標的構建進行衡量。3種方法都存在不足之處，構建綜合指標法雖可以全面反映環境規制強度，但存在數據缺失、統計誤差大等問題。與環境污染排放相比，環境污染治理投資可以更加直觀地反映政府環境規制的力度。因此，本文引用陶靜等[7]的做法，采用環境污染治理投資占地區生產總值的比重進行衡量。數據來源于各年份《中國統計年鑒》。

2.綠色技術創新

綠色技術創新(GTI)。借鑒董直慶等[2]的做法，采用綠色發明專利授權數進行衡量。根據世界知識產權組織(WIPO)提供的國際綠色專利分類編碼(IPC)，從國家知識產權局中國專利公布公告網站通過高級查詢設置專利類型、IPC分類號、公布公告日期及申請地址，分別獲取各省市各年度的綠色發明專利授權數。

3.經濟高質量發展

經濟高質量發展(EQ)。基于“創新、協調、綠色、開放、共享”發展理念，從5個維度構建經濟高質量發展測度體系，詳見表1。根據測度體系，采用熵權TOPSIS法，得到經濟高質量發展綜合水平[19]。除了R&D經費支出和R&D人員數據來源于各年份《中國科技統計年鑒》，一般工業固體廢物產生量數據來源于各年份《中國環境統計年鑒》，公共圖書館總藏量數據來自各年份《中國文化文物統計年鑒》，其他測評指標數據均來源于各年份《中國統計年鑒》和國家統計局網站。

表1 經濟高質量發展水平測度體系

4.外商直接投資

外商直接投資(FDI)。采用外商直接投資額與地區生產總值的比重進行衡量。數據來源于各年份《中國統計年鑒》。

(三)數據說明

鑒于數據的可得性，本文選取中國30個省市2004—2020年數據為樣本(由于西藏自治區部分數據缺失嚴重，港澳臺地區的數據統計口徑不一致，研究樣本暫未包括西藏和港澳臺地區)。為消除異方差，對所有變量進行對數處理。變量的描述性統計詳見表2。

表2 變量的描述性統計

三、半參數空間面板向量自回歸模型的實證結果分析

(一)計量模型檢驗

1.平穩性檢驗

利用面板數據單位根檢驗的LLC、LM等方法對各變量進行平穩性檢驗，由表2可以看出，各變量都在5%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的原假設，表明4個變量都是平穩的。

2.格蘭杰因果關系檢驗

本文使用stata軟件的stgcause命令代碼對面板數據進行格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果顯示，環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展兩兩之間存在顯著的因果關系(由于篇幅有限，未詳細展示檢驗結果)。

3.空間相關性檢驗

基于0～1空間權重矩陣，利用Moran’I值對環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展2004—2020年的空間相關性進行檢驗，3個變量大部分年份的Moran’I值顯著為正，表明各變量存在顯著的正向空間溢出效應，有必要在實證模型中加入空間因素。由表3可以看出，環境規制(lnER)只有7個年份不顯著，其他10個年份都在10%水平上顯著，環境規制的空間相關性總體上呈現波動式上升趨勢；綠色技術創新(lnGTI)只有4個年份不顯著，其他13個年份都在10%水平上顯著，綠色技術創新的空間相關性呈現小幅穩步上升的態勢；經濟高質量發展(lnEQ)各年份的空間相關性均在1%水平上顯著，經濟高質量發展的空間相關性的波動性較小。

表3 lnER、lnGTI和lnEQ的Moran’I值

(二)半參數空間面板向量自回歸模型估計結果

借鑒郭國強等[20]的做法，利用Matlab和R軟件，在核密度估計的基礎上，使用局部線性估計和廣義矩估計(GMM)的方法，估算出模型的參數部分和非參數部分的彈性系數。其中，參數部分時間滯后一期項的系數和時間及空間均滯后一期項的系數估計結果詳見表4。

表4 各變量參數估計結果統計表

根據表4的估計結果，運用局部線性估計法[21]，計算出各內生變量對外商直接投資非參數項擬合的偏導數，并運用散點圖表示非參數部分的估計結果，如圖1～3所示。圖1～3中的橫軸表示外商直接投資(lnFDI)，數值越大表明外商直接投資強度越高，縱軸表示各內生變量的導數值，表明外商直接投資強度變化一個單位分別對環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展的影響幅度。各內生變量的偏導數圖表明，外商直接投資與環境規制、綠色技術創新、經濟高質量發展之間均存在較為明顯的非線性關系，也進一步驗證了加入非參數項的合理性和必要性。

圖1 lnER對lnFDI的導數圖

從圖1可以看出，環境規制(lnER)與外商直接投資(lnFDI)存在橫向“S”形關系，主要呈現出3個階段的特點。在外商投資初期，外商直接投資對環境規制的影響呈現波動式下降趨勢；在外商投資中期，隨著外商直接投資強度的增強，環境規制力度也不斷增強；在外商投資后期，隨著外商直接投資強度的增加，環境規制呈現波動式下降的趨勢。從圖2和圖3可以看出，綠色技術創新(lnGTI)對外商直接投資(lnFDI)的導數圖和經濟高質量發展(lnEQ)對外商直接投資(lnFDI)的導數圖趨勢基本一致，說明外商直接投資強度的變化對綠色技術創新的影響會直接反映在經濟高質量發展水平上。在外商投資初期，綠色技術創新和經濟高質量發展與外商直接投資呈現“N”型緩慢波動式上升關系；在外商投資中期，隨著外商直接投資強度的增加，綠色技術創新和經濟高質量發展均呈現快速下降趨勢，表明當外商直接投資強度逐漸增加到一定程度，粗放型的發展方式使環境污染問題突顯，環境規制強度快速增加。通過外商投資企業技術外溢效應帶來的綠色技術創新水平相繼下降，經濟高質量發展水平也隨之降低；在外商投資后期，外商直接投資強度的增加有利于綠色技術創新水平提升和經濟高質量發展。

圖2 lnGTI對lnFDI的導數圖

圖3 lnEQ對lnFDI的導數圖

由于該內生變量系統模型對解釋參數的估計值不能完整地反映時空動態變化下內生變量之間的交互作用，需要采用脈沖響應函數分析各變量的某個個體受到一個單位標準差的沖擊時，其他所有截面個體的所有內生變量受到的影響，以此刻畫內生變量時間頻度和空間效應的動態關系。

(三)時空脈沖響應分析

空間向量自回歸模型的脈沖響應不僅可以反映時間層面變量間的“沖擊—響應”模式，而且可以反映空間層面變量間的“沖擊—響應”模式。一個變量受到一個標準差的沖擊，N個截面的K個內生變量都會產生響應[22]。由于篇幅有限，無法對一次沖擊產生的90(N*K，N=30，K=3)個響應模式一一進行分析。北京作為中國經濟和政治中心，一直是其他省市關注的重點，因此本文以具有區域發展代表性的京津冀地區作為主要研究對象[23]，選擇北京作為核心沖擊源，分析環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展三者的時空脈沖響應。

1.環境規制的沖擊影響

從圖4可知，在北京環境規制(lnER)一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展均產生不同幅度的響應，響應幅度由大到小依次為北京、天津、河北。具體而言：(1)在北京環境規制一個正向標準差的沖擊下，北京、天津和河北地區的環境規制均產生正向響應，北京地區的響應敏感度最高(43.39%)，天津次之(2.71%)，河北最低(0.77%)。該結果表明，北京地區的環境規制具有顯著的正向自強化效應和微弱的正向空間溢出效應。(2)在北京環境規制一個正向標準差的沖擊下，北京地區的綠色技術創新在第1期產生明顯的負向影響(-8.91%)，第3期達到最大正向響應值(4.86%)，總體呈現負向波動式收斂趨勢。天津和河北地區的綠色技術創新滯后一期呈現出正向響應，最大響應值分別為5.02%、1.43%，最小響應值分別為-3.17%、-0.87%，總體呈現正向波動式收斂趨勢。該結果表明，環境規制對綠色技術創新呈現“本地—鄰地”非一致性效應，對本地綠色技術創新表現出先抑制后促進特征，但對鄰地表現出先促進后抑制影響，且這種影響逐漸減弱。該結果還提示，環境規制既可以通過“空間溢出效應”促進鄰近地區的綠色技術創新，也遵循“成本效應”，通過增加本地企業的治污成本抑制綠色技術創新，驗證了假設H1。(3)在北京地區環境規制的正向沖擊下，北京經濟高質量發展在第2期達到最大值(4.19%)，在第3期達到最小值(-3.62%)，總體上表現出正向收斂趨勢。天津和河北地區經濟高質量發展的最大響應值分別為2.79%、0.53%，最小響應值分別為-2.32%、-0.45%，長期來看呈現正向收斂趨勢。該結果表明，環境規制在短期內抑制本地和鄰地經濟高質量發展，但長期來看對經濟高質量發展起到促進作用，證實了假設H2。

圖4 沖擊源北京lnER：樣本地區相關變量的響應圖

2.綠色技術創新的沖擊影響

從圖5可知，在北京地區綠色技術創新(lnGTI)一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展均產生不同幅度的響應，在一定程度上呈現出空間異質性。具體而言：(1)在北京綠色技術創新一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的環境規制均在第2期產生負向響應，在第3期達到最大響應值(1.45%、2.41%、0.86%)，在第4期達到最小響應值(-0.86%、-1.78%、-0.60%)，總體上均呈現正向收斂趨勢。結果表明，短期內綠色技術創新降低本地和鄰地環境規制力度，長期內綠色技術創新加大本地和鄰地的環境規制力度，表明綠色技術創新促進了生態環境的保護。(2)在北京綠色技術創新一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的最大響應幅度分別為53.63%、-1.90%、-0.54%，這種影響隨著時間推移到第6期趨于零。該結果表明，綠色技術創新具有顯著的正向自強化效應和微弱的負向溢出效應，通過吸虹效應抑制鄰近地區綠色技術創新。(3)在北京綠色技術創新一個標準差的正向沖擊下，北京經濟高質量發展第1期的響應值為-9.54%，到第2期回升到正值0.5%，天津和河北地區滯后一期開始響應，響應值分別為-10.94%和-3.13%，到第3期分別回升到5.63%和1.4%的正值，總體呈現波動式收斂趨勢，驗證了假設H3。該結果表明，綠色技術創新短期內抑制了本地和鄰地的經濟高質量發展，長期來看這種負向影響逐漸減弱，綠色技術創新對經濟高質量發展的影響呈現分階段的特征，這與彭文斌等[11]的研究相一致。該結果還提示，綠色技術創新對鄰地經濟高質量發展的最大正向響應值高于本地，表明綠色技術創新對經濟高質量發展存在顯著的正向空間溢出效應。

圖5 沖擊源北京lnGTI：樣本地區相關變量的響應圖

3.經濟高質量發展的沖擊影響

從圖6可知，在北京地區經濟高質量發展(lnEQ)一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展均產生不同程度的響應，響應幅度由大到小依次為北京、天津、河北，呈現出空間異質性。具體而言：(1)在北京地區經濟高質量發展一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的環境規制均產生不同幅度的負向響應，響應值分別為-7.69%、-3.54%和-1.01%，響應幅度隨著時間推移呈現波動式收斂趨勢。結果表明，隨著經濟發展質量的提升、環境規制強度下降，經濟高質量發展是自然環境綠色協調的發展。(2)在北京經濟高質量發展的正向沖擊下，北京、天津和河北地區的綠色技術創新均在第2期開始響應，北京地區表現出明顯的正向響應(10.47%)，而天津和河北地區均表現出負向響應，響應值分別為-7.59%、-2.17%，響應幅度都隨著時間推移呈現波動式收斂趨勢。該結果表明，經濟高質量發展對綠色技術創新的影響存在時間滯后性，短期內有利于本地綠色技術創新，但是通過空間傳導效應對鄰地的綠色技術創新產生抑制作用。(3)對于來自北京地區經濟高質量發展的正向沖擊，北京、天津和河北地區的經濟高質量發展均產生了不同幅度的正向響應，響應值分別為46.18%、5.93%、1.69%。結果表明，北京地區的環境規制具有顯著的正向自強化效應和正向空間溢出效應。

圖6 沖擊源北京lnEQ：樣本地區相關變量的響應圖

四、結論與政策啟示

(一)主要結論

本文基于2004—2020年中國30個省份的面板數據，構建了半參數空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)，選取具有區域經濟發展代表性的京津冀地區為例，以中國的經濟和政治中心北京為核心沖擊源，運用時空脈沖響應函數刻畫了環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展三者之間的時空傳導效應。同時，將外商直接投資作為外生變量的非參數項加入模型中，通過偏導數圖刻畫了外商直接投資與環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展之間的非線性關系。通過實證模型分析，得出以下幾個方面的結論：

(1)環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展三者表現出明顯的兩兩互動關系和區域異質性，并且所有脈沖響應都在時間和空間兩個維度上呈現收斂趨勢。環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展都具有較強的正向自強化效應，環境規制和經濟高質量發展都存在正向空間溢出效應，而綠色技術創新具有微弱的負向空間溢出效應。

(2)環境規制和綠色技術創新存在雙向互動關系。環境規制對綠色技術創新存在“本地—鄰地”非一致性效應，在本地表現出先抑后揚的“U”型關系，在鄰地則表現出先促進后抑制的倒“U”型關系。短期內綠色技術創新對本地和鄰地的環境規制均產生負向響應，長期來看綠色技術創新增加本地和鄰地的環境規制力度。

(3)環境規制和和綠色技術創新對經濟高質量發展都存在“長期—短期”的時間差異性。短期內環境規制和綠色技術創新均抑制本地和鄰地的經濟高質量發展，長期來看對經濟高質量發展均起促進作用。經濟高質量發展對本地和鄰地的環境規制影響均呈現負向響應，而對綠色技術創新呈現滯后一期的“本地—鄰地”非一致性效應，本地呈現明顯的正向響應，鄰地由于“吸虹效應”表現出負向響應。

(4)外商直接投資與環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展之間均存在顯著的非線性關系。進一步驗證了，在空間向量自回歸模型中加入非參數項的必要性和合理性，解決了系統模型中外生變量的非線性影響問題。同時，外商直接投資對3個內生變量的影響效應說明，僅僅依靠引入FDI來推動中國經濟高質量發展從長期來看是不可行的。FDI與經濟發展長期內伴隨著環境污染，隨著FDI不斷引入帶來技術外溢效應減弱、環境污染負外部效應凸顯等問題，綠色技術創新和經濟高質量發展水平隨之下降。

(二)政策啟示

基于上述研究結論得到以下幾點政策啟示：

(1)根據各地區經濟發展實際，建立具有區域差異性的、適時適度的環境規制政策體系。由于環境規制對綠色技術創新既“遵循成本”效應，也存在“創新補償”效應，環境規制對綠色技術創新的響應敏感度存在區域差異性，對經濟高質量發展存在“長期—短期”的時間差異性，因此，地方政府要明確環境規制引導綠色技術創新的目標和方向，建立分階段的環境規制政策執行和監測聯動機制，選擇恰當的環境規制政策實施時機和最優的規制強度，精準確定政策的區域異質性效應，推動綠色環保產品和新技術的研發和推廣，實現經濟高質量發展。

(2)鼓勵綠色偏向性的技術創新發展，健全完善綠色創新技術跨區域流動機制。由于綠色技術創新對經濟高質量發展具有長期促進作用，且存在較強的空間溢出效應，因此，地方政府要營造有利于綠色技術創新發展環境，進一步發揮綠色創新技術的促進作用，暢通綠色技術研發、應用和推廣渠道，推動綠色技術研發人員、研發資金等跨區域流動，切實釋放綠色技術的內生動力。

(3)增強綠色經濟發展理念，創新區域經濟高質量發展協同互動機制[24]。由于環境規制、綠色技術創新和經濟高質量發展三者存在明顯的互動關系和空間異質性，因此，地方政府要加強區域間的合作，共同建立經濟發展質量監測、預警等方案，創新利益協調和合作補償機制，建立健全跨區域協同發展機制。同時，地方政府要意識到經濟增長和環境污染并未“脫鉤”的現實，要建立區域協同治理和協調發展體系，權衡環境規制可能對綠色技術創新與經濟增長的差異化影響。

(4)注重引入外資的“質”而非“量”。不同地區應根據經濟發展實際，將“質”比“量”作為更加重要的引進外資原則，有選擇地引入合適的外資，注重引入外資與區域內投資的兼容性，促進外資與當地轉型升級的產業合拍。同時，要提高外商直接投資的利用效率，不斷提升外商直接投資產出和環境代價的比值。