環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展
——基于DMSP/OLS夜間燈光校正數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

尹 秀，劉傳明

(1.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究所，天津 300071；2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081)

一、引 言

改革開放40年來，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。從發(fā)展速度上，1978～2015年中國GDP年均增長率達(dá)到9.8%。從經(jīng)濟(jì)規(guī)模上，到2016年底中國GDP總量達(dá)到74.41萬億元，經(jīng)濟(jì)總量穩(wěn)居世界第二位。盡管中國經(jīng)濟(jì)在發(fā)展速度和規(guī)模上取得了巨大成就，但以“高投入、高消耗、高排放”為特征的粗放型發(fā)展模式給中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展帶來嚴(yán)峻的資源環(huán)境壓力[1]。2014年，我國工業(yè)廢氣排放量高達(dá)694190億立方米，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量為329254萬噸，廢水排放總量為716.2億噸。在此形勢(shì)下加強(qiáng)對(duì)環(huán)境的管控能力，實(shí)施較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制成為政策制定者的必然選擇[2]。事實(shí)上，我國的污染治理以及環(huán)境管制工程初見成效，2014年我國環(huán)境污染治理投資總額高達(dá)9575.50億元，占該年GDP總量的1.49%。其中，工業(yè)污染治理完成投資997.65億元。環(huán)境規(guī)制在提高環(huán)境質(zhì)量的同時(shí)會(huì)增加企業(yè)的治污減排成本，降低企業(yè)的生產(chǎn)效率，也在一定程度上刺激企業(yè)增加研發(fā)投資，提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，環(huán)境規(guī)制在何種程度上影響我國的技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這個(gè)問題的回答對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

已有環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與中國經(jīng)濟(jì)增長的研究主要分為以下三類。第一類是研究環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。蔣為(2015)的研究證明環(huán)境規(guī)制不僅促進(jìn)企業(yè)增加研發(fā)投資，還促使企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝流程的改進(jìn)[3]。李陽等(2015)則認(rèn)為適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制水平會(huì)提高行業(yè)的技術(shù)開發(fā)和轉(zhuǎn)化能力[4]。但環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用因行業(yè)而異[5][6]。部分學(xué)者就環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)作用的階段異質(zhì)性檢驗(yàn)后認(rèn)為“波特假說”有一定時(shí)滯性，環(huán)境規(guī)制在當(dāng)期可能阻礙技術(shù)創(chuàng)新，但在滯后期促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新[7]。也有部分研究證明環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用存在“門檻效應(yīng)”，兩者之間呈現(xiàn)U型關(guān)系并且只在部分地區(qū)成立[8][9][10]。第二類注重環(huán)境規(guī)制對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。李樹和陳剛(2013)證明適度的環(huán)境規(guī)制可能實(shí)現(xiàn)環(huán)境改善和生產(chǎn)率提高的“雙贏”[11]。環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響不僅僅是簡單的線性關(guān)系，熊艷(2011)實(shí)證分析環(huán)境規(guī)制與我國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正U型關(guān)系，能同時(shí)解釋“遵循成本說”和“創(chuàng)新補(bǔ)償說”[12]。李鋼等(2012)的研究也認(rèn)為強(qiáng)化環(huán)境管制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的阻礙作用[13]。此類研究考察環(huán)境規(guī)制對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的作用，但環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮促進(jìn)或阻礙作用存在一定的路徑依賴，而該類研究缺乏對(duì)環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用的內(nèi)部機(jī)制刻畫。第三類或分別研究環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，或?qū)⒓夹g(shù)因素和環(huán)境規(guī)制放到同一框架下同時(shí)研究兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響[14][15]。

綜上，已有研究仍然存在以下三方面的不足。首先，既有研究將環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響置于微觀企業(yè)經(jīng)營績效、經(jīng)濟(jì)增長等增長數(shù)量方面，宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)也多采用GDP，而GDP作為一個(gè)總量概念，無法有效刻畫我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。楊妮等(2014)研究認(rèn)為夜間燈光數(shù)據(jù)與省域社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間的空間相關(guān)系數(shù)可達(dá)97.55%[16]，且該數(shù)據(jù)可綜合表征人類活動(dòng)的廣度和強(qiáng)度，是與城市擴(kuò)展面積、城市化水平等指標(biāo)呈顯著相關(guān)關(guān)系的綜合評(píng)估指標(biāo)[17]?；诖耍疚囊M(jìn)DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)替代傳統(tǒng)的GDP評(píng)價(jià)指標(biāo)。其次，既有文獻(xiàn)缺乏對(duì)環(huán)境規(guī)制促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制分析，忽視技術(shù)進(jìn)步作為中間變量，既受環(huán)境規(guī)制的影響，又對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到重要的推動(dòng)作用。本文將考察環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步的相互作用推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)部機(jī)理。最后，既有文獻(xiàn)將全國各省視為同質(zhì)，未考慮空間因素對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。而現(xiàn)實(shí)是隨著我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)性增強(qiáng)，區(qū)域內(nèi)部各省之間的政策取向也漸趨一致，因此對(duì)省際環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、技術(shù)進(jìn)步及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分析不能忽視空間因素的作用。為克服已有研究局限，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，利用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)，嘗試引入空間計(jì)量模型，考察環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。

二、理論分析機(jī)制

環(huán)境污染是社會(huì)負(fù)外部性的典型表現(xiàn)，它造成社會(huì)成本高于私人成本，因此治理環(huán)境污染需要政府制定相關(guān)政策。從短期看，環(huán)境規(guī)制提高企業(yè)的運(yùn)行成本，可能給企業(yè)帶來暫時(shí)的劣勢(shì)；但從長期看，環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入，從而實(shí)現(xiàn)減少污染與提高企業(yè)競爭力的“雙贏”。

在參考“波特假說”及新古典理論的基礎(chǔ)上，本部分的假設(shè)如下：第一，企業(yè)具備不斷創(chuàng)新的能力，可通過技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新提高生產(chǎn)率；第二，政府對(duì)企業(yè)進(jìn)行合理引導(dǎo)，幫助企業(yè)克服由于成本上升產(chǎn)生的不確定性及悲觀的心理預(yù)期，以政府管制促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；第三，政府制定合理的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，給予企業(yè)充分的技術(shù)改進(jìn)空間，以刺激企業(yè)的技術(shù)研發(fā)。

圖1分析了環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響路徑及機(jī)制。首先，從短期來看，環(huán)境規(guī)制需要企業(yè)將一部分生產(chǎn)性資金投入到污染治理中，在企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、資源及市場需求既定的條件下，額外的治污成本必定增加企業(yè)的運(yùn)作成本。其次，政府在環(huán)境規(guī)制過程中引發(fā)的部分生產(chǎn)要素價(jià)格提高也增加企業(yè)成本[18]。而企業(yè)生產(chǎn)成本的提高將對(duì)企業(yè)的其他投資產(chǎn)生“擠占效應(yīng)”。一方面，企業(yè)環(huán)保投資增加會(huì)擠占企業(yè)研發(fā)投資，研發(fā)投資的減少將直接影響技術(shù)創(chuàng)新的速度與質(zhì)量。另一方面，環(huán)境規(guī)制引發(fā)的企業(yè)成本上升可能擠占企業(yè)人力資本投資，主要表現(xiàn)為降低工資支出及培訓(xùn)費(fèi)用[19]。而人力資本所帶有的知識(shí)存量及其對(duì)知識(shí)的吸收、轉(zhuǎn)化能力是企業(yè)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新的源泉，因此對(duì)人力資本投資的減少在一定程度上阻礙企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。而研發(fā)投資及人力資本投資減少對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的阻礙作用最終影響我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

圖1 環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響路徑和機(jī)制

環(huán)保支出的長期積累、研發(fā)及人力資本投資的減少對(duì)企業(yè)來說并非長久之計(jì)。長期支付治污費(fèi)用會(huì)持續(xù)影響企業(yè)利潤，研發(fā)投資及人力資本投資的減少也影響企業(yè)的活力和可持續(xù)發(fā)展能力，進(jìn)而降低企業(yè)的市場競爭力。因此，在政府的積極引導(dǎo)及合理的政策激勵(lì)下，環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)權(quán)衡長期成本與收益。企業(yè)要減少環(huán)境規(guī)制帶來的影響，就必須從源頭上減少污染的產(chǎn)生及排放，實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的唯一路徑就是增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)促進(jìn)創(chuàng)新。一方面，企業(yè)提升產(chǎn)品創(chuàng)新，增加環(huán)保材料的使用量；另一方面，企業(yè)改進(jìn)產(chǎn)品生產(chǎn)工藝，減少產(chǎn)品在生產(chǎn)流程中的污染。不管是哪種創(chuàng)新形式，它們都在一定程度上促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高社會(huì)整體創(chuàng)新水平。而研發(fā)經(jīng)費(fèi)增加帶來的技術(shù)進(jìn)步不僅解決環(huán)境污染問題，而且在一定程度上促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提高。企業(yè)生產(chǎn)中的污染減少及企業(yè)生產(chǎn)效率的提高都直接提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

(一)模型構(gòu)建

首先建立OLS線性模型來考察環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的線性關(guān)系。

1.線性回歸模型(OLS)

y=α+βx+μ

(1)

其中，α、β是待估參數(shù)，x為因變量，μ是隨機(jī)誤差。普通OLS模型忽略經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的空間聯(lián)系，空間相關(guān)性可能使OLS估計(jì)系數(shù)存在一定偏差，因此本部分構(gòu)建空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。

2.空間面板滯后模型(SAR)

y=α+ρWy+βx+μ

(2)

其中，ρ是空間自回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，Wy為因變量的空間依賴，μ是隨機(jī)誤差。

3.空間面板誤差模型(SEM)

y=α+xβ+μμ=λWμ+ε

(3)

其中，λ為誤差項(xiàng)的空間自回歸系數(shù)，Wμ為因變量的空間依賴，ε、μ是隨機(jī)誤差。

4.空間面板杜賓模型(SDM)

y=αln+ρWy+βX+θWX+ε

(4)

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，ln為N*1階單位矩陣，N為地區(qū)個(gè)數(shù)，Wy為因變量的空間依賴， WX是自變量的空間依賴，θ為自變量空間依賴項(xiàng)的系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為合理解釋空間杜賓模型的回歸系數(shù)，本文參考Pace and LeSage(2009)的空間回歸模型偏微分方法，將解釋變量對(duì)被解釋變量的影響分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)[20]。首先將式(4)改寫為：

(In-ρW)y=αln+βX+θWX+ε

(5)

(6)

Sr(W)=V(W)(Inβr+Wθr)

(7)

V(W)=(In-ρW)-1=In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+…

(8)

其中，In是n階單位矩陣，k為解釋變量個(gè)數(shù)，xr為解釋變量(r=1,2,…)，βr為解釋變量向量X中第r個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)，θr表示W(wǎng)X的第r個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)。整理后可得：

(9)

根據(jù)(9)式，將yi對(duì)其他區(qū)域j的第r個(gè)解釋變量xjr求偏導(dǎo)得到(10)式，將yi對(duì)本區(qū)域的第r個(gè)解釋變量xjr求偏導(dǎo)得到(11)式：

(10)

(11)

其中，Sr(W)ij是區(qū)域j的第r個(gè)解釋變量對(duì)區(qū)域i被解釋變量的影響，衡量區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)，也稱為直接效應(yīng)；Sr(W)ii衡量的是區(qū)域i的第r個(gè)解釋變量對(duì)本區(qū)域被解釋變量的影響，衡量空間溢出效應(yīng)，稱為間接效應(yīng)。兩者之和為總效應(yīng)。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

本文采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，鑒于DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)的可得性和可操作性，樣本選取全國30個(gè)省(不包括西藏和港澳臺(tái)地區(qū))2004～2013年的數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量。被解釋變量為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，采用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)表示。為得到中國范圍的數(shù)據(jù)，該燈光數(shù)據(jù)利用中國國界圖對(duì)經(jīng)過幾何校正后的全球燈光圖進(jìn)行裁剪。最終獲得中國30個(gè)省市的夜間燈光數(shù)據(jù)，并據(jù)此計(jì)算年均值數(shù)據(jù)。

2.解釋變量。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，采用各省環(huán)境污染治理投資總額的對(duì)數(shù)表示，環(huán)境污染治理投資總額數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。技術(shù)創(chuàng)新程度采用各省國內(nèi)專利授權(quán)量表示，并對(duì)專利授權(quán)量做取對(duì)數(shù)處理。產(chǎn)業(yè)高級(jí)化指數(shù)采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值表示。能源強(qiáng)度采用碳排放量與實(shí)際GDP的比值表示，表明單位GDP能耗大小，實(shí)際GDP以2000年為基期進(jìn)行調(diào)整。所有制結(jié)構(gòu)采用各地區(qū)國有企業(yè)年末從業(yè)人數(shù)占地區(qū)年末從業(yè)人口總數(shù)的比重表示。經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開勞動(dòng)力和資本的積累，引進(jìn)各省年末就業(yè)人數(shù)的對(duì)數(shù)代表各省勞動(dòng)力數(shù)量。本文借鑒單豪杰(2008)對(duì)資本存量的核算方法，以2000年為基期，測(cè)算我國各省的資本存量[21]。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)夜間燈光強(qiáng)度的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

表1為Moran’s I指數(shù)的測(cè)算值及其顯著性指標(biāo)。大部分指數(shù)測(cè)算均通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)。Moran’s I指數(shù)均大于0，均值為0.127，表明我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的省份在地理空間上具有明顯的集聚效應(yīng)。

表1 夜間燈光Moran’s I 指數(shù)值及其顯著性指標(biāo)

圖2刻畫我國夜間燈光值Moran’s I指數(shù)在2004～2013年的演變趨勢(shì)。由圖可知，Moran’s I指數(shù)呈現(xiàn)“先下降后上升再下降”三個(gè)發(fā)展階段。第一階段，2004～2006年Moran’s I指數(shù)值呈下降趨勢(shì)，表明在此期間我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間集聚出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。第二階段，2006～2008年全局Moran’s I指數(shù)持續(xù)提高，表明我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間集聚趨勢(shì)不斷加強(qiáng)，該階段高經(jīng)濟(jì)增長率是空間自相關(guān)程度提高的主要原因。第三階段為2008～2013年，全球金融危機(jī)以后，我國經(jīng)濟(jì)增速放緩，各地區(qū)資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等具有顯著差異，空間差異逐漸顯現(xiàn)，空間自相關(guān)程度降低。

圖2 我國夜間燈光Moran’s I指數(shù)演變趨勢(shì)

圖3 2013年我國夜間燈光Moran’s I指數(shù)散點(diǎn)圖

圖3為2013年Moran’s I指數(shù)散點(diǎn)圖。該圖能更直觀地顯示各省與鄰近省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系。由圖可知，全國有17個(gè)省份處于第一、三象限中，占比為56.67%，表明2013年我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的空間正相關(guān)。

(二)回歸結(jié)果分析

表2分別給出SAR、SEM及SDM的回歸結(jié)果。為驗(yàn)證SDM的穩(wěn)健性，本文對(duì)SDM是否可簡化為SAR和SEM進(jìn)行LR檢驗(yàn)，LR值分別為318.7611、158.7427，均在1%的顯著性條件下拒絕原假設(shè)，表明SDM無法轉(zhuǎn)化為SLM和SEM。因此，本文利用偏微分方法將環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)(結(jié)果如表3所示)。

表2 回歸結(jié)果分析

注：*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；限于篇幅，此處SDM并未報(bào)告部分自變量的回歸結(jié)果，作者備索。

表3顯示，從直接效應(yīng)上看，治污投資的效應(yīng)為負(fù)且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明環(huán)境規(guī)制阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而在考慮環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”后，環(huán)境規(guī)制的偏效應(yīng)為正，表明雖然環(huán)境規(guī)制本身提高企業(yè)運(yùn)營成本、減少企業(yè)盈利進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但環(huán)境規(guī)制通過提高企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的改善。從間接效應(yīng)上看，治污投資的偏效用為負(fù)且通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有抑制作用。造成上述問題的原因可能是：首先，部分地區(qū)環(huán)境協(xié)同治理機(jī)制的產(chǎn)生使區(qū)域內(nèi)部加強(qiáng)污染聯(lián)防聯(lián)控，一體化的環(huán)境準(zhǔn)入和退出機(jī)制也使環(huán)境規(guī)制不僅僅局限于地區(qū)內(nèi)部，區(qū)域環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加影響周圍地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長；其次，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的地區(qū)差異促使污染企業(yè)遷到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低的區(qū)域，污染企業(yè)的跨區(qū)遷移雖然促進(jìn)遷入地GDP增長，但不利于遷入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高；第三，環(huán)境規(guī)制引發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新由于產(chǎn)權(quán)壁壘很難在短時(shí)間內(nèi)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

表3 解釋變量影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)分解

注：*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

從直接效應(yīng)上看，人力資本與資本存量的系數(shù)都為正且分別通過1%、5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明勞動(dòng)力與資本存量作為經(jīng)濟(jì)增長不可或缺的投入要素，對(duì)本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用。從系數(shù)大小來看，資本存量對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于勞動(dòng)力。從間接效應(yīng)來看，勞動(dòng)力的正向空間溢出效應(yīng)明顯，即本地的勞動(dòng)力將有效促進(jìn)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，表明勞動(dòng)力的跨省遷移對(duì)遷入地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用。資本的間接效應(yīng)為正，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。從總效應(yīng)上看，資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用顯著為正，但資本的空間溢出效應(yīng)并不明顯，而勞動(dòng)力則在促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)通過人口遷移顯著提升鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)的總效用顯著為正且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明地區(qū)國有企業(yè)占比越高，國有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力越強(qiáng)。在我國社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)條件下，地區(qū)國有企業(yè)占比的增加有效提高國有企業(yè)在本地區(qū)的領(lǐng)導(dǎo)作用，促進(jìn)本地居民就業(yè)，提高本地政府稅收，從而起到促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用。而從分解效應(yīng)來看，國有企業(yè)占比的提高對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的抑制作用，這表明現(xiàn)階段地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在保證國有企業(yè)合理發(fā)展的同時(shí)也需要適當(dāng)提高市場化程度，提高市場經(jīng)濟(jì)活力。國有企業(yè)占比的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出間接效應(yīng)為正且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，可能的原因是國有企業(yè)一般規(guī)模較大、分支機(jī)構(gòu)眾多，對(duì)鄰近地區(qū)的輻射帶動(dòng)作用較大。因此，考慮空間溢出效應(yīng)后，國有企業(yè)占比的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用。

產(chǎn)業(yè)高級(jí)化指數(shù)、能源強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用為負(fù)，但并未通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。產(chǎn)業(yè)高級(jí)化指數(shù)采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重表示，這意味著考察期內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)依然是我國經(jīng)濟(jì)增長的支柱產(chǎn)業(yè)，對(duì)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要推動(dòng)作用。2013年，我國第三產(chǎn)業(yè)比重首次超過第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主動(dòng)力將是大勢(shì)所趨，服務(wù)主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展將給我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供新潛力和新空間。同時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)國內(nèi)居民就業(yè)、消費(fèi)升級(jí)及提升我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性具有重要作用。能源強(qiáng)度越高，表明我國單位經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源依賴較大，也意味著經(jīng)濟(jì)增長帶來的資源消耗、環(huán)境負(fù)效應(yīng)多，不利于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的改善。

五、結(jié) 語

基于2004～2013年DMSP/OLS夜間燈光校正數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用空間計(jì)量模型，考察環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，得到如下的幾點(diǎn)結(jié)論：第一，Moran’s I指數(shù)顯著為正，表明我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的省份在地理空間上具有明顯的集聚效應(yīng)；第二，環(huán)境規(guī)制通過增加企業(yè)生產(chǎn)成本抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時(shí)通過刺激技術(shù)進(jìn)步提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，但環(huán)境規(guī)制對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，主要原因可能是環(huán)境規(guī)制的地區(qū)差異引起污染企業(yè)的跨區(qū)遷移，進(jìn)而影響遷入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的改善，且環(huán)境規(guī)制“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)的空間溢出并不明顯，因此環(huán)境規(guī)制的總效用為負(fù)，“波特假說”在地區(qū)內(nèi)部成立，但加入空間因素后失效；第三，資本存量和人力資本對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的推動(dòng)作用，國有企業(yè)占比的提高有利于我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的改善，但部分影響因素的空間溢出效應(yīng)并不明顯。

據(jù)此，本文提出如下的建議：第一，為提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度應(yīng)適中；第二，打造全國統(tǒng)一的生產(chǎn)要素市場，促進(jìn)生產(chǎn)要素的有序流動(dòng)；第三，打破創(chuàng)新的地區(qū)壁壘，加強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新合作，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)的發(fā)揮；第四，增加創(chuàng)新的資本和人員投入，切實(shí)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，通過技術(shù)創(chuàng)新提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；第五，“堅(jiān)定不移做強(qiáng)做優(yōu)做大國有企業(yè)”，充分發(fā)揮國有企業(yè)資本、人力優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新。