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

彭薇 熊科 李昊

[摘 要]文章利用2008—2017年省級行政區(qū)面板數(shù)據(jù)，運用MalmquistLuenberger指數(shù)法測算各省級地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度。進一步地，通過構(gòu)建空間杜賓模型，實證檢驗地方政府環(huán)境分權(quán)以及區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的空間溢出效應。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聯(lián)效應，地方政府環(huán)境分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型分別帶來負向和正向影響。從空間效應分解來看，環(huán)境分權(quán)的直接效應與間接效應均為負，顯示了環(huán)境分權(quán)對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的“競次”效應;而技術(shù)創(chuàng)新的直接效應與間接效應均為正，顯示了技術(shù)創(chuàng)新對本區(qū)域以及對空間相近、經(jīng)濟發(fā)展水平相似區(qū)域產(chǎn)生了積極的溢出效應。

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

[中圖分類號]F42;X322[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2020）10-0054-07

一、問題的提出

自1978年市場化改革以來，中國工業(yè)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。然而，中國在向工業(yè)化道路前進過程中亦呈現(xiàn)出依賴高投入、高耗能、高排放的粗放式增長特征，并為之付出了高昂的資源環(huán)境代價。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GDP總量的39%，而工業(yè)耗能占全國總耗能的70%，二氧化硫排放量占全國排放總量的85%。與此同時，伴隨著中國工業(yè)化進程而出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡、產(chǎn)業(yè)技術(shù)貢獻度不高以及環(huán)境治理低效等問題也廣受詬病。顯然，這種粗放式發(fā)展模式已無法適應新時期中國工業(yè)發(fā)展增速換檔、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及增長動能轉(zhuǎn)換的要求，中國工業(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)易開放、技術(shù)變化，能源消耗等重要變量[2-3]。有學者進一步指出，環(huán)境管理制度的變革與技術(shù)創(chuàng)新是關鍵動力[4]。然而，現(xiàn)有研究鮮有將中國式環(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)型的實現(xiàn)。隨著資源與環(huán)境對中國剛性約束愈發(fā)趨緊，中國地方政府環(huán)境分權(quán)治理實踐和產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型影響的復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)新對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的內(nèi)在關系，并進一步檢驗其空間影響效應，以期從環(huán)境管理權(quán)責分配以及技術(shù)創(chuàng)新方向?qū)ξ覈I(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提出切實可行的建議。

二、文獻綜述

基于環(huán)境聯(lián)邦主義（Environmental Federalism）的政府科層制分權(quán)思想（Decentralization）被廣泛用來指導環(huán)境管理活動在政府層級之間分配及分權(quán)治理公共物品供給效率等問題。其核心在于，將分權(quán)的思想與地方政府激勵、環(huán)境保護及經(jīng)濟增長相聯(lián)系，構(gòu)建了解釋污染控制與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的概念框架[5]。一種有代表性的觀點認為環(huán)境分權(quán)產(chǎn)生“競次”（Race to the bottom）現(xiàn)象，地方政府出于吸引流動資源進入轄區(qū)，增加轄區(qū)財政收入的考慮，對轄區(qū)內(nèi)的排污企業(yè)降低環(huán)境標準[6]?！盀樵鲩L而競爭”在轉(zhuǎn)型國家中表現(xiàn)得尤其明顯[7]。尤其在中國施行的是以“政治集權(quán)，經(jīng)濟、環(huán)境分權(quán)”為核心的分權(quán)制度，“晉升錦標賽”與“分稅制改革”進一步促使地區(qū)競爭開始從以地方保護主義為主的競爭模式向吸引流動性生產(chǎn)要素的模式轉(zhuǎn)變，從而進一步產(chǎn)生了地方政府執(zhí)行“服從經(jīng)濟增長下的環(huán)境治理任務代理”的扭曲[8]。實證研究方面，Kunce & Shogren（2007）、李靜（ 2015）等人均證實了財政分權(quán)與污染加劇的正向關系[9-10]。“競優(yōu)”主義（Race to the top）對“競次”的觀點提出了反駁[11]。有研究指出，以犧牲環(huán)境的方式換取短期內(nèi)的經(jīng)濟增長，不僅導致轄區(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。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。過往的研究中，亦有學者認為環(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，當減排的邊際成本為遞增的凸函數(shù)時，中央政府的環(huán)境政策效應優(yōu)于地方政府的環(huán)境政策效應[14]。

技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的關系也一直是學界研究的熱點。熊彼特（1912）將創(chuàng)新視為以“創(chuàng)造性的破壞”推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)從內(nèi)部進行變革。Anderson & Tushman （1990）構(gòu)造了技術(shù)變革循環(huán)模型，在這個過程中技術(shù)突破和主導設計的出現(xiàn)促使產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)跨越[15]?？梢?，技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型調(diào)整的關鍵途徑[16]。通過技術(shù)創(chuàng)新促使產(chǎn)品升級，從而進一步延緩舊產(chǎn)業(yè)衰退和促進新產(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，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的動態(tài)過程就是所謂的產(chǎn)業(yè)升級[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)升級轉(zhuǎn)型的渠道與途徑。從價值鏈的視角來看，持續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新會在產(chǎn)業(yè)價值鏈中嵌入大量的高級生產(chǎn)者服務，會源源不斷地吸附技術(shù)、人力資源與資本密集度等高級要素進一步整合到該產(chǎn)業(yè)鏈條中，產(chǎn)生吸附效應，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看，Pagano（1993）在AK 模型將技術(shù)知識作為智力資本與實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單的規(guī)模擴張，更多的是與技術(shù)融合催生新的投資品，勞動生產(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[20]。但由于技術(shù)引進依賴、技術(shù)創(chuàng)新的機會成本和逆向溢出等因素的影響，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的作用是不確定的，技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)引進提髙全要素生產(chǎn)率僅是促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的必要條件，而非充分條件[21]。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理，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)濟增長與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型效應，而極少有研究將兩者放在統(tǒng)一的研究框架下來討論兩者對工業(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。本文的邊際貢獻包括：第一，在研究視角上，從實現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型為出發(fā)點，在傳統(tǒng)的工業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎上，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，以此表征我國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型。第二，雖然學者證實了中國環(huán)境分權(quán)管理體制的環(huán)保效應與經(jīng)濟增長與轉(zhuǎn)型高度相關性，但影響的具體方向卻未有定論，且“中國式環(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]。對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型關系的討論也是眾說紛紜，沒有統(tǒng)一結(jié)論[21]。因此，在研究內(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)新也具有空間關聯(lián)性和空間溢出效應。

三、研究設計

（一）變量設定與數(shù)據(jù)來源

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)，測算t 期和t+1期之間的ML生產(chǎn)率指數(shù)[23-24]。在評價指標的選擇上，要素投入指標主要包括勞動投入、資本投入和能源投入。其中，勞動投入以各省工業(yè)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)來衡量;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總量來衡量[25]。產(chǎn)出指標包括了期望產(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)主營業(yè)務收入來衡量，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)固體廢物排放量來衡量。

2.解釋變量與控制變量的設定

（1）環(huán)境分權(quán)程度評價。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、環(huán)境保護及經(jīng)濟增長相聯(lián)系，構(gòu)建了解釋污染控制與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的概念框架[5]。中國式環(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)境管理激勵相容的局面[26]。過往的研究中，有的研究以財政分權(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)境事務的內(nèi)在邏輯和效應機理。祁毓等（2014）認為，機構(gòu)和人員編制是政府提供公共服務和職能實現(xiàn)的載體，以環(huán)保機構(gòu)及人員設置和變遷過程來透視環(huán)境事權(quán)的設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?shù)厝丝诒戎嫡既珖h(huán)保人員數(shù)與全國人口比值的比重來表征環(huán)境分權(quán)（ED），同時以（1-GDPit）/GDPi 進行平減。

（2）技術(shù)創(chuàng)新水平評價。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、購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費以及工業(yè)企業(yè)與高校和科研機構(gòu)等創(chuàng)新資源開展合作創(chuàng)新的R&D經(jīng)費外部支出之和的對數(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)濟發(fā)展水平（EG）和城市化水平（URB）。相關變量的說明如表1所示。

3.數(shù)據(jù)來源

本文涉及的主要數(shù)據(jù)均來源于相關年度的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》以及《中國科技統(tǒng)計年鑒》。限于數(shù)據(jù)的可得性，本文的樣本區(qū)間為2008—2017年，研究對象為中國30個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）（不含西藏、港澳臺數(shù)據(jù)）。

（二）主要變量的空間相關性檢驗

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)新等相關變量是否存在空間自相關性，本文以全局Morans I指數(shù)檢驗以上3個主要變量的空間相關性，計算公式如式（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，此處只報告鄰接權(quán)重矩陣的測算結(jié)果。由表2可以看出，除個別年度外，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)基本通過了顯著性檢驗，且取值為正。這說明工業(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性關系。

（三）模型與方法

區(qū)域經(jīng)濟系統(tǒng)之間存在著廣泛的貿(mào)易、技術(shù)和要素流動等各種經(jīng)濟聯(lián)系，區(qū)域政府政策也往往存在著“策略互動”[28]。Morans I指數(shù)的正相關關系也說明在進行研究時忽略這種空間相關性會導致回歸模型選擇失誤，估計出現(xiàn)偏差。因此，本文選用空間面板計量模型來研究環(huán)境分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響及對周邊地區(qū)的空間溢出效應。模型具體設定形式如下：

1.空間滯后模型（SLM）

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

出效應，空間相關性由被解釋變量的空間滯后項

來反映。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;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為隨機誤差項。

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誤差沖擊對本地區(qū)的影響效應。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模型同時包含了被解釋變量與解釋變量的空間滯后項，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，θ，η為解釋變量的空間自相關系數(shù)。

4.空間權(quán)重矩陣的設定

空間權(quán)重矩陣的設定是空間計量分析的前提。本文參照張可云等（2017）對空間權(quán)重矩陣的設定，分別建立鄰近矩陣、地理距離矩陣及經(jīng)濟距離的矩陣[29]。具體設定見表3。

四、模型回歸與結(jié)果分析

（一）空間計量模型的選擇

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

（二）SDM 模型估計結(jié)果分析

表5報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)濟距離權(quán)重的回歸結(jié)果。地理距離權(quán)重與經(jīng)濟距離權(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，估計結(jié)果表現(xiàn)出良好的連貫性、一致性、穩(wěn)定性，也說明實證結(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)果來分析。

對空間效應系數(shù)ρ的分析發(fā)現(xiàn)，GTFP的空間關聯(lián)效應ρ在三種空間權(quán)重下均顯著為正，說明省際工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級程度存在正向空間關聯(lián)效應，即地理相鄰、距離相近及經(jīng)濟發(fā)展水平相似的省份會具有相似的綠色轉(zhuǎn)型升級水平，本省的工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級水平會受到其它省份的正向加權(quán)影響。對解釋變量的估計系數(shù)進行初步分析發(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，環(huán)境分權(quán)程度每上升1個百分點，會導致工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級下降0.236 4個百分點。對此可能的解釋是，“為增長而競爭”在轉(zhuǎn)型國家中表現(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效考核重要指標之一的背景下，可能引致地方政府對當?shù)亟?jīng)濟增長水平的更多關注，地方政府專注于發(fā)展地方經(jīng)濟以求在晉升錦標賽中取勝。因此，地方政府更傾向于將資源分配到地區(qū)

經(jīng)濟建設中，而往往會忽視難以在短期內(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)達到了0.268 7，這意味著省際技術(shù)創(chuàng)新水平的提升會顯著提升地方工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度，促進工業(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，說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。關于外商直接投資對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的討論，學界一直盛行“污染避難所”假說。一方面，發(fā)達國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)展中國家，這會加劇環(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 的引進也可能使國有企業(yè)形成技術(shù)依賴，阻礙自主研發(fā)能力的提升，從而對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型產(chǎn)生負面影響。城市化水平（URB）對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響顯著為正。這一結(jié)果說明了因收入增加和知識技能增長帶來的農(nóng)轉(zhuǎn)非，具備價值創(chuàng)造的比較優(yōu)勢，在一定程度上有利于能耗和污染的降低，促進區(qū)域發(fā)展效率的提升。通過對模型（2）中解釋變量的空間滯后項初步分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權(quán)的空間滯后顯著為負，說明本省環(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）的空間滯后項顯著為正，說明本省的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展能促進相鄰省份工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。

（三） SDM 模型的空間效應分析

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

1.環(huán)境分權(quán)的空間溢出效應

對于環(huán)境分權(quán)的直接效應，在鄰接、地理距離以及經(jīng)濟距離三種空間權(quán)重下，直接效應均顯著為負，表明環(huán)境分權(quán)對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在負向的區(qū)域內(nèi)空間溢出效應。環(huán)境分權(quán)的間接效應，即區(qū)域間的空間溢出效應在三種權(quán)重下同樣為負，但只有鄰接權(quán)重下和經(jīng)濟距離權(quán)重下顯著。從回歸系數(shù)值來看，鄰接權(quán)重和經(jīng)濟距離權(quán)重下的間接效應絕對值均大于直接效應絕對值，說明環(huán)境分權(quán)對外地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的負向影響要大于對本地區(qū)的影響，顯現(xiàn)出現(xiàn)區(qū)域間環(huán)境分權(quán)的“競次”效應。

2.技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應

對于技術(shù)創(chuàng)新水平的直接效應，在地理距離以及經(jīng)濟距離兩種空間權(quán)重下，直接效應均顯著為正，表明技術(shù)創(chuàng)新對工業(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。其中，地理距離矩陣的直接效應系數(shù)為0.271 3，為三類矩陣中的最大值，說明地理距離越近，區(qū)域內(nèi)的空間溢出效應越明顯。對于技術(shù)創(chuàng)新水平的間接效應，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，這也進一步印證了區(qū)域間技術(shù)創(chuàng)新的交流對工業(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年省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用MalmquistLuenberger指數(shù)法測算了各省級地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度，并用Morans I 指數(shù)檢驗的結(jié)果說明了工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型存在空間自相關性。進一步地，通過構(gòu)建空間杜賓模型，實證檢驗地方政府環(huán)境分權(quán)以及區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的空間溢出效應。

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)濟距離空間權(quán)重矩陣）下，我國省際工業(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)動性。②環(huán)境分權(quán)回歸值顯著為負，對此可能的解釋是，為“增長”而競爭可能導致地方政府專注于發(fā)展地方經(jīng)濟以求在晉升錦標賽中取勝，地方政府更傾向于將資源分配到地區(qū)經(jīng)濟建設中，往往會忽視難以在短期內(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)新水平的提升會顯著提升地方工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度，促進工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綠色發(fā)展。③通過對于空間效應的分解發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權(quán)的直接效應與間接效應均為負，顯示了環(huán)境分權(quán)對工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的“競次”效應;而技術(shù)創(chuàng)新的直接效應與間接效應均為正，顯示了技術(shù)創(chuàng)新對本區(qū)域以及對空間相近、經(jīng)濟發(fā)展水平相似區(qū)域產(chǎn)生了積極的溢出效應。

基于上述結(jié)論，本文得到如下政策啟示：①考慮到我國省際工業(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，要綜合考慮將自身優(yōu)勢與外部競爭壓力相結(jié)合，加強與相鄰區(qū)域之間、跨區(qū)域之間的交流與合作，積極推進工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略。②針對環(huán)境分權(quán)未能有效地推進工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實證結(jié)果，應積極推進從“為增長而競爭”向“為發(fā)展而競爭”的考核體系的轉(zhuǎn)變，解決環(huán)境公共物品供給的“失靈”問題。同時，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，避免環(huán)境政策“非完全執(zhí)行”的現(xiàn)象。③實證檢驗證明，技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型的關鍵變量。為此，區(qū)域內(nèi)部需要加強自主創(chuàng)新能力建設，增強區(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，積極搭建科技市場平臺，增強創(chuàng)新空間集聚效應，拉動創(chuàng)新要素集聚，推動產(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，實現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)質(zhì)與量的協(xié)同發(fā)展。

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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

（責任編輯：張麗陽）

收稿日期：2020-02-10

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

基金項目：教育部人文社會科學研究青年基金項目（19YJC790099）;廣東省教育廳重點平臺和重大科研項目特色創(chuàng)新類項目（2017WTSCX128）。

作者簡介：彭薇（1980—），女，湖南新化人，博士，北京師范大學珠海分校副教授，主要研究方向為區(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，北京師范大學珠海分校副教授，主要研究方向為地方政府分權(quán)治理;李昊（1977—），男，湖南長沙人，博士，北京師范大學珠海分校副教授，主要研究方向為環(huán)境經(jīng)濟與公共事業(yè)管理。