（江西財經(jīng)大學 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，江西 南昌 330013）

一、引言

中國自1978年實行市場化改革與對外開放并舉的政策以來，實現(xiàn)了長達30多年的高速經(jīng)濟增長。然而，同世界各國工業(yè)化的一般趨勢一樣，與經(jīng)濟高速增長相伴的是能源與其他礦物資源的大量消耗，增長奇跡的背后是沉重的資源和環(huán)境代價，2013 年以來中東部大部分地區(qū)霧霾籠罩就是例證［1］。長期以來，依賴高投入、高消耗的經(jīng)濟增長模式導致環(huán)境承載能力持續(xù)下降和環(huán)境成本急劇上升，已經(jīng)嚴重威脅到我國經(jīng)濟與社會的可持續(xù)發(fā)展能力［2］，由此也引發(fā)了一系列亟待回答的重要問題：在中國快速工業(yè)化和城市化進程中，如何平衡經(jīng)濟增長與能源、環(huán)境問題？如果能源與環(huán)境約束下的經(jīng)濟增長是可能的，那么市場主體各自最優(yōu)化的分散決策將如何影響經(jīng)濟增長的動態(tài)均衡？能源約束與偏向于更少使用能源的技術(shù)進步在長期均衡增長中扮演什么樣的角色？這一系列問題的答案有助于豐富和深化對推動我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型及其具體路徑的理解。

早在20世紀70年代，著名經(jīng)濟學家Meadows在《增長的極限》中就曾提出，技術(shù)進步在經(jīng)濟與資源環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展中扮演著重要角色［3］。新古典增長理論認為，只要技術(shù)進步速度足夠快，資源稀缺不會制約經(jīng)濟增長，經(jīng)濟可持續(xù)增長可以在技術(shù)進步的條件下實現(xiàn)。與新古典增長理論的技術(shù)進步外生假定不同，內(nèi)生增長理論通過將技術(shù)進步內(nèi)生化來研究技術(shù)進步推動長期經(jīng)濟增長的內(nèi)生機制。已有文獻中，將能源、技術(shù)研發(fā)、質(zhì)量改進及市場均衡納入統(tǒng)一分析框架的內(nèi)生增長模型較少。Grimaud和Rouge（2003）構(gòu)建了包含不可再生能源約束的內(nèi)生增長模型，并在中間產(chǎn)品生產(chǎn)中考慮了熊彼特創(chuàng)新，但是并未考慮技術(shù)進步的偏向性問題［4］。隨著全球氣候變化與環(huán)境問題不斷凸顯，近年來環(huán)境經(jīng)濟與政策的研究者越來越多地將技術(shù)進步作為內(nèi)生變量引入到模型中，將技術(shù)進步與環(huán)境質(zhì)量、經(jīng)濟增長納入統(tǒng)一的分析框架，并提出了偏向能源節(jié)約與清潔生產(chǎn)的技術(shù)進步的概念，即綠色技術(shù)創(chuàng)新［5］［6］。Acemoglu等（2012）指出，污染投入與清潔投入的替代率對均衡的長期特征與最優(yōu)政策具有較大影響［6］。這些文獻為我們將技術(shù)進步與環(huán)境質(zhì)量、經(jīng)濟增長融合提供了基本的洞見。

在環(huán)境問題日益凸顯的背景下，已有研究已經(jīng)開始將技術(shù)進步與節(jié)能減排、經(jīng)濟的內(nèi)生增長（轉(zhuǎn)型）聯(lián)系起來，但是，技術(shù)進步與環(huán)境質(zhì)量、經(jīng)濟增長之間尚未形成內(nèi)在一致的統(tǒng)一分析框架?；谝延醒芯?，并克服上述局限，本文從偏向能源節(jié)約和清潔生產(chǎn)的綠色技術(shù)進步出發(fā)，通過解析能源偏向型技術(shù)進步在經(jīng)濟增長和節(jié)能減排中的貢獻，揭示能源偏向型技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的內(nèi)生機制，從而為推動我國經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定和綠色發(fā)展提供新觀點和新思路。進一步地，本文對綠色技術(shù)進步推動經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型的具體效應(yīng)進行了探索性的實證檢驗，為綠色技術(shù)進步推動經(jīng)濟增長提供了初步的實證證據(jù)。

二、綠色技術(shù)創(chuàng)新與可持續(xù)增長：理論機制

Grossman和Helpman（1991）以產(chǎn)品質(zhì)量改進研發(fā)為出發(fā)點提出了質(zhì)量提升型內(nèi)生經(jīng)濟增長模型［7］，該模型隨后得到了進一步的發(fā)展［8］。我們基于上述技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)生增長模型的分析框架，納入并拓展Popp（2002）、Acemoglu等（2012）等關(guān)于偏向型技術(shù)進步的概念［5］［6］，在生產(chǎn)函數(shù)中引入能源資源要素投入和綠色技術(shù)創(chuàng)新（技術(shù)創(chuàng)新的清潔程度），通過構(gòu)建包含新產(chǎn)品研發(fā)和綠色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生增長模型，演繹綠色技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長、節(jié)能減排之間的邏輯關(guān)系，推導出綠色技術(shù)創(chuàng)新導致經(jīng)濟長期可持續(xù)增長的模型。與拉姆齊-索羅模型的分析方法一致，假設(shè)時間為連續(xù)的。假設(shè)經(jīng)濟體中包含以下三類行為：（1）最終產(chǎn)品生產(chǎn)者通過雇傭勞動、使用能源資源投入和中間品來生產(chǎn)最終產(chǎn)品Y。（2）企業(yè)的研發(fā)部門將資源用于研發(fā)新的中間產(chǎn)品或?qū)ΜF(xiàn)有產(chǎn)品進行綠色技術(shù)創(chuàng)新型的質(zhì)量改進，一旦研發(fā)出新的中間產(chǎn)品或通過綠色技術(shù)創(chuàng)新改進了產(chǎn)品質(zhì)量，則企業(yè)可以選擇任意價格來銷售此類產(chǎn)品。但是，如果其他企業(yè)在原企業(yè)的基礎(chǔ)上，對此類產(chǎn)品進行了新的綠色創(chuàng)新型改進，那么原企業(yè)將喪失對此類產(chǎn)品的壟斷權(quán)，新的創(chuàng)新者獲得壟斷權(quán)力。因而，一項成功的產(chǎn)品研發(fā)或綠色創(chuàng)新型的質(zhì)量改進會使先前研發(fā)者的利潤流中斷。企業(yè)在考慮研發(fā)投入量的時候，不僅要考慮企業(yè)所獲取的利潤流大小，同時還必須考慮壟斷力量持續(xù)的時間。（3）消費者在滿足預算約束的條件下，最大化自身效用。

（一）最終產(chǎn)品生產(chǎn)者行為

假設(shè)企業(yè)i對各類中間產(chǎn)品進行綠色技術(shù)創(chuàng)新型的質(zhì)量改進，且綠色創(chuàng)新型質(zhì)量改進的程度與常數(shù)q＞1成比例，一個進行了綠色創(chuàng)新型質(zhì)量改進的第j種中間產(chǎn)品的質(zhì)量為（c為清潔程度）；對于質(zhì)量為的第j種中間產(chǎn)品，最終生產(chǎn)部門i的投入量為。為了計算簡便，我們將視為非耐用的商品與服務(wù)。因此，相應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)為：

企業(yè)i的目標是利潤最大化，且企業(yè)i的利潤為：

即此時企業(yè)i對第j種中間產(chǎn)品的需求量和能源資源價格為：

如果此時假設(shè)生產(chǎn)最終產(chǎn)品Y 的生產(chǎn)者之間不存在異質(zhì)性，那么，整個經(jīng)濟中對第j種中間產(chǎn)品的需求量可由式（5）求和得到，即：

（二）研發(fā)部門

企業(yè)i的研發(fā)部門面臨如下兩步?jīng)Q策：第一，決定是否投入資源來研發(fā)新產(chǎn)品或進行綠色技術(shù)創(chuàng)新以改進現(xiàn)有中間產(chǎn)品的質(zhì)量；第二，研發(fā)部門需要將新產(chǎn)品或具有綠色技術(shù)的高質(zhì)量產(chǎn)品銷售給最終產(chǎn)品部門，他們?nèi)绾谓o它定價？因為最終定價會影響到每個時刻企業(yè)利潤流的大小，進而影響到企業(yè)利潤現(xiàn)值，并對研發(fā)決策產(chǎn)生直接影響。以下，我們從后往前對模型進行求解。

首先，考慮第二階段：新產(chǎn)品研發(fā)或綠色技術(shù)創(chuàng)新導致質(zhì)量改進后的定價、利潤和生產(chǎn)決策。若在部門j中，研發(fā)部門研發(fā)出新產(chǎn)品，或進行綠色技術(shù)創(chuàng)新并將現(xiàn)有產(chǎn)品的質(zhì)量提升到，則研發(fā)部門在各時點所獲得的收入為，假設(shè)產(chǎn)出的邊際成本為ψ單位的Y，因此研發(fā)部門在各個時刻所能獲得的利潤流為：

企業(yè)研發(fā)部門的目標是最大化其壟斷時期內(nèi)全部利潤總和。當市場利率為r（t）時，研發(fā)部門壟斷利潤現(xiàn)值為：，其中表示第j種中間產(chǎn)品達到綠色創(chuàng)新型質(zhì)量的持續(xù)時間（壟斷持續(xù)時間）。因此，最優(yōu)壟斷價格為：

式（8）表明，壟斷價格是恒定不變的，且對所有中間產(chǎn)品j而言都是相同的，并且由于0＜α＜1，壟斷價格高于完全競爭條件下的市場價格ψ。為簡化計算，不失一般性，我們將完全競爭條件下的市場價格ψ設(shè)定為1，則此時P=1／α。那么，將P代入式（5）、（6）、（7）得到：

則整個社會的最終產(chǎn)出為：

對式（9b）進行加總可得整個社會中間產(chǎn)品總量為：

其次，考慮第一階段：進行新產(chǎn)品研發(fā)或綠色技術(shù)創(chuàng)新型質(zhì)量改進。第一步，進行產(chǎn)品的綠色創(chuàng)新改進。假設(shè)研發(fā)部門進行綠色技術(shù)創(chuàng)新將產(chǎn)品質(zhì)量進行改進成功的概率pc為：

因此，成功進行綠色技術(shù)創(chuàng)新并提升了產(chǎn)品綠色質(zhì)量的研發(fā)部門每單位時間所能獲得的期望收益現(xiàn)值為若綠色技術(shù)創(chuàng)新市場可以自由進入，在此條件下，必有期望收益現(xiàn)值與該部門的研發(fā)投入成本相等，即：

把式（9b）、（9c）代入上式，整理得：

由于假定市場利率r在整個壟斷時期內(nèi)保持不變，因此，p也是恒定不變的，而且對各企業(yè)研發(fā)部門而言，單位時間研發(fā)成功的概率是相同的。因此：

由式（16）可知，對于綠色質(zhì)量等級不同的部門而言，單位時間所需的投入成本是不同的，并且越先進的部門需要投入越多研發(fā)努力。整個社會進行綠色質(zhì)量提升的研發(fā)總投入為：

p是恒定的，因此，ZG是的線性函數(shù)。這說明，整個社會對綠色研發(fā)的總投入與其平均綠色技術(shù)創(chuàng)新（質(zhì)量）水平是成正比的：平均綠色技術(shù)創(chuàng)新現(xiàn)有水平越高，對后續(xù)綠色研發(fā)的投入將越多，一國的綠色創(chuàng)新活動具有路徑依賴特征和自增強效應(yīng)。

第二步，進行新的綠色產(chǎn)品研發(fā)。假設(shè)整個社會用于新產(chǎn)品的研發(fā)總投入（記為ZN）是用于進行產(chǎn)品綠色質(zhì)量改進的研發(fā)總投入的θ倍，即：

ZN與社會產(chǎn)品的平均綠色質(zhì)量水平成正比，表明平均綠色創(chuàng)新水平越高的國家進行新的綠色產(chǎn)品研發(fā)的投入意愿越大，新的綠色產(chǎn)品研發(fā)投入水平越高。

在上述條件下，研發(fā)部門進行新產(chǎn)品研發(fā)的投入成本（Zj）和整個社會的研發(fā)總投入（ZT）分別為：

同樣假設(shè)新產(chǎn)品研發(fā)出來后，綠色創(chuàng)新產(chǎn)品的發(fā)明者對該產(chǎn)品的壟斷權(quán)僅能維持到另一創(chuàng)新者對此產(chǎn)品進行綠色質(zhì)量改進成功時，因而綠色新產(chǎn)品發(fā)明者的期望利潤現(xiàn)值為E［V0］。若單位時間內(nèi)綠色新產(chǎn)品研發(fā)成功的概率為p0，則綠色新產(chǎn)品研發(fā)者單位時間的期望收益為p0E［V0］。在綠色新產(chǎn)品技術(shù)創(chuàng)新市場可以自由進入的條件下，必然有綠色新產(chǎn)品研發(fā)的投入成本等于其期望收益現(xiàn)值，即：Zj=p0E［V0］，因此可得下式：

式（21）表明：（1）綠色新產(chǎn)品研發(fā)成功的概率與社會產(chǎn)品的平均綠色質(zhì)量水平成正比，綠色新產(chǎn)品研發(fā)成功的概率與進行綠色新產(chǎn)品研發(fā)總投入占產(chǎn)品綠色質(zhì)量改進研發(fā)總投入的比例θ成正比；（2）綠色新產(chǎn)品研發(fā)成功的概率與產(chǎn)品綠色質(zhì)量改進的成功概率成正比。這是符合直覺的，也能夠得到經(jīng)驗證據(jù)的支持。研究發(fā)現(xiàn)，主要的綠色研發(fā)投資和前沿性的綠色創(chuàng)新集中在發(fā)達國家，而發(fā)展中國家的綠色創(chuàng)新則以綠色技術(shù)引進與適應(yīng)性研發(fā)為主，真正的新的綠色技術(shù)很少［9］。

（三）綠色研發(fā)與經(jīng)濟增長

接下來，本文簡要分析消費者行為。消費者在無限期的情況下最大化其效用：

假設(shè)人口數(shù)量L單位化為1，家庭的財富水平為a，且消費者獲得的資產(chǎn)收益率為r，社會工資率為w，c為家庭平均消費支出。這樣，消費者面臨的預算約束為：

整個經(jīng)濟的資源約束為：Y=C+X+Z，即在任何時點，社會的最終產(chǎn)出被完全的用于消費、生產(chǎn)中間產(chǎn)品及進行研發(fā)投入。X、Y、Z均為的線性函數(shù)，這樣C 亦為的線性函數(shù)，即X、Y、Z、C的增長率同的增長率是相等的，即有：

在穩(wěn)態(tài)時，各經(jīng)濟變量X、Y、Z、C的增長率均為：γ=C·／C=（1／σ）（r-ρ）

由于式中r是由p決定的，而此時p是內(nèi)生的，因此需要繼續(xù)分析的行為，以得到最終的經(jīng)濟增長率。單位時間的預期變化來源于兩部分：產(chǎn)品種類擴大和綠色質(zhì)量改進。依照上文，對于綠色質(zhì)量創(chuàng)新，單位時間發(fā)生創(chuàng)新的概率為p；類似地，對于新產(chǎn)品研發(fā)，單位時間發(fā)生的概率為p0=那么單位時間的預期變化為：

至此，我們得到完整的包含新產(chǎn)品研發(fā)與綠色偏向型技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生增長模型。通過將技術(shù)內(nèi)生化，有效解釋了外生技術(shù)進步的來源問題，并且推導出綠色技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的邏輯關(guān)系。由式（25）和式（28）可得到如下命題：

命題1：新產(chǎn)品增加和產(chǎn)品質(zhì)量偏向更加清潔型的綠色技術(shù)創(chuàng)新改進程度都是經(jīng)濟增長的重要源泉；而且，能源節(jié)約和清潔生產(chǎn)偏向型技術(shù)創(chuàng)新成功的概率系數(shù)λ及其相應(yīng)產(chǎn)品的研發(fā)投入比例均是影響經(jīng)濟增長率的重要因素，綠色技術(shù)進步是推動經(jīng)濟增長的重要動力和源泉。

（四）綠色技術(shù)創(chuàng)新與節(jié)能減排

為考察綠色技術(shù)創(chuàng)新及其偏向性與節(jié)能減排的關(guān)系，我們假設(shè)二氧化碳排放僅來自于中間產(chǎn)品的生產(chǎn)過程。生產(chǎn)不同中間產(chǎn)品的二氧化碳排放量是不同的，企業(yè)i二氧化碳排放量主要受企業(yè)i的能源排放系數(shù)、綠色技術(shù)水平、技術(shù)偏向性（清潔程度）和中間產(chǎn)品數(shù)量的影響，由此，企業(yè)排放的二氧化碳量可以表述為如下形式：

其中，Ei表示企業(yè)i的二氧化碳排放量，ξi表示企業(yè)i的能源排放系數(shù)，它與企業(yè)i的能源使用結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟中的能源價格相關(guān)。表示企業(yè)i的二氧化碳排放不僅與企業(yè)自身的技術(shù)水平有關(guān)，并且與中間產(chǎn)品的綠色技術(shù)清潔程度負相關(guān)，技術(shù)偏向節(jié)能減排程度越高則排放越少。

由式（8）以及ψ=1的設(shè)定，可知，P=1／α。根據(jù)式（9a）和式（10）可推導出國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。由于在任何時點，社會的最終產(chǎn)出被完全地用于消費、生產(chǎn)中間產(chǎn)品以及進行研發(fā)投入，所以GDP等于最終產(chǎn)品Yi減去用于生產(chǎn)中間產(chǎn)品的部分，即：

將式（30）代入到式（29）可得：

式（31）表明，企業(yè)i的二氧化碳排放量與企業(yè)所消耗的能源資源和企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平以及綠色技術(shù)清潔程度（偏向性）有關(guān)，是能源資源投入和綠色生產(chǎn)技術(shù)加權(quán)的函數(shù)。根據(jù)式（30）和式（31）可以推知單位GDP排放水平為：

式（33）中的三項分別表明了二氧化碳排放的三種效應(yīng)：能源結(jié)構(gòu)效應(yīng)、GDP規(guī)模效應(yīng)和生產(chǎn)技術(shù)與綠色技術(shù)偏向的綜合效應(yīng)。生產(chǎn)技術(shù)是影響二氧化碳排放的重要因素，在給定的生產(chǎn)技術(shù)水平下（q＞1），技術(shù)的清潔程度越高，將產(chǎn)生越少的排放量，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平成為影響二氧化碳排放的重要因素，這是技術(shù)進步的綜合效應(yīng)。由此得到第二個命題：

命題2：在既定的生產(chǎn)技術(shù)水平下，企業(yè)技術(shù)的能源節(jié)約程度是影響企業(yè)二氧化碳排放的重要因素，技術(shù)進步的能源節(jié)約與清潔生產(chǎn)的偏向性越大（綠色程度越高），則越有利于企業(yè)生產(chǎn)過程中的節(jié)能減排（綠色技術(shù)偏向的綜合效應(yīng)）。

三、綠色技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型：基于中國行業(yè)層面的實證檢驗

接下來我們嘗試從實證上檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型的具體效應(yīng)。由于綠色技術(shù)創(chuàng)新較難刻畫，在已有眾多文獻中都是近似地將包含污染的技術(shù)進步作為綠色技術(shù)進步，這實際上是值得商榷的，并且存在一定的局限性［10］。實證中通常采用測算的技術(shù)進步能源偏向性來表示綠色技術(shù)創(chuàng)新，這在理論和概念上是基本一致的［5］［6］。此處，我們采用一種新穎的方法來測算能源偏向型技術(shù)進步，用來表征綠色技術(shù)創(chuàng)新（即技術(shù)清潔程度），借此檢驗推動經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型的具體效應(yīng)，我們從TFP增長率與污染排放兩個角度進行驗證。

（一）數(shù)據(jù)、變量與計量模型

1.能源偏向型技術(shù)進步測算與數(shù)據(jù)說明

與以往對資本、勞動偏向型技術(shù)進步的研究依賴于CES生產(chǎn)函數(shù)假定不同，我們采用一種新方法對技術(shù)進步偏向進行測算，這種方法基于超越對數(shù)成本函數(shù)［11］，使用不變時間趨勢表示技術(shù)進步率和偏向性。我們模型的新穎之處是將Binswanger方法中的不變時間趨勢替換成潛變量或不可觀測變量，用來刻畫技術(shù)偏向性，具體可參見何小鋼和王自力（2015）的詳細介紹［12］。

使用生產(chǎn)成本超越對數(shù)模型需要用到各種要素的價格、成本、要素投入量與總產(chǎn)出數(shù)據(jù)，然而，要素價格的時間序列數(shù)據(jù)獲取往往較難，這也是這方面實證研究欠缺的一個重要原因。我們將研究聚焦于中國1990～2000年期間，主要在于數(shù)據(jù)集的可獲得性。中國分行業(yè)KLEM 數(shù)據(jù)集是由中國學者與日本研究機構(gòu)——經(jīng)濟貿(mào)易產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究所（RIETI）合作開發(fā)，RIETI公布了中國分行業(yè)的KLEM 數(shù)據(jù)集，但其中缺乏資本和勞動價格數(shù)據(jù)序列值。勞動工資（價格）數(shù)據(jù)來自于岳希明和任若恩［13］，資本投入價格數(shù)據(jù)來自孫琳琳和任若恩［14］［15］，各要素價格采用指數(shù)形式，以1995年為基期。我們利用KLEM 數(shù)據(jù)集與何小鋼和王自力（2015）所構(gòu)建的方法測算了中國1990～2000年行業(yè)層面的能源偏向型技術(shù)進步［12］。

2.計量模型設(shè)定

限于行業(yè)變量的可獲得性，采用1990～2000年的行業(yè)面板數(shù)據(jù)，我們通過構(gòu)建如下計量模型來對綠色技術(shù)進步的增長轉(zhuǎn)型效應(yīng)進行實證檢驗：

其中，TransF為被解釋變量，分別表示行業(yè)i在t年的行業(yè)TFP 增長率（TFPG）或行業(yè)污染排放（POLLUTION）。Fe是能源節(jié)約型技術(shù)創(chuàng)新，此處為了直觀起見我們?nèi)y算數(shù)值的負數(shù)，F(xiàn)e值越大表明技術(shù)進步越偏向能源節(jié)約即綠色程度更高，它為核心解釋變量。Soe為國有企業(yè)比率，用國有固定資產(chǎn)凈值除以所有行業(yè)固定資產(chǎn)凈值來表示。Fdi為外資比重，用外商投資和港澳臺商投資工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模占行業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的比例來表示。Gdzc為固定資產(chǎn)投資規(guī)模，采用行業(yè)固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比重來刻畫。Rd為行業(yè)研發(fā)投入，用科技活動經(jīng)費占產(chǎn)品銷售收入比重表示。αi用于控制行業(yè)效應(yīng)，ξit為隨機誤差項。

行業(yè)TFP增長率數(shù)據(jù)來自KLEM 數(shù)據(jù)集，具體測算方法可參見Jorgenson等的研究［16］，其他行業(yè)層面的變量包括FDI比例（Fdi）、研發(fā)比例（Rd）、污染排放（POLLUTION）以及固定資產(chǎn)規(guī)模（Gdzc）等來自歷年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)等。由于部分行業(yè)層面的污染排放數(shù)據(jù)和研發(fā)數(shù)據(jù)缺失，對綠色技術(shù)進步的增長效應(yīng)的實證只匹配到24個行業(yè)，對綠色技術(shù)進步的污染效應(yīng)的實證則匹配到14個行業(yè)；部分行業(yè)變量缺失采用線性插值方法獲得。因此，本文的樣本數(shù)據(jù)分別包括24個行業(yè)和14個行業(yè)1990～2000年的觀察記錄，樣本總觀察次數(shù)分別為264次和154次（限于篇幅未列出描述性統(tǒng)計表）。

（二）實證結(jié)果與分析

采用Stata12.0軟件對本文的計量模型進行回歸，回歸結(jié)果如表1和表2所示，模型1至模型5分別是用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型估計了回歸方程（34）的結(jié)果，為了驗證核心解釋變量結(jié)果的穩(wěn)健性，我們逐個引入控制變量。隨機效應(yīng)模型要求外生變量和個體效應(yīng)αi不相關(guān)，而固定效應(yīng)模型沒有這個要求。我們通過Hausman檢驗在這兩種估計方法之間進行選擇。此處，我們根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。

表1的增長率面板回歸結(jié)果基本符合我們的理論預期，代表綠色技術(shù)創(chuàng)新Fe的回歸系數(shù)顯著為正，并且均能通過5%以上的顯著性水平檢驗，說明能源節(jié)約型技術(shù)進步顯著地促進了行業(yè)TFP 增長率的提高。這有力地驗證了本文的命題1，即偏向更加清潔型的綠色技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的重要源泉，能源節(jié)約和清潔生產(chǎn)偏向型技術(shù)創(chuàng)新是影響經(jīng)濟增長率的重要因素，成為推動經(jīng)濟增長的重要動力和源泉。從模型1至模型5，在逐個引入行業(yè)層面的控制變量的情況下，綠色技術(shù)創(chuàng)新Fe的回歸系數(shù)始終顯著為正，說明這一結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性，綠色技術(shù)創(chuàng)新確實對行業(yè)TFP增長率的提升具有促進作用。實際上，與一般的技術(shù)創(chuàng)新一樣，綠色技術(shù)創(chuàng)新會通過提高企業(yè)生產(chǎn)過程中的清潔程度和生產(chǎn)效率促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升［5］。綠色技術(shù)創(chuàng)新在清潔化產(chǎn)品的同時也改進了產(chǎn)品性能、提高了產(chǎn)品生產(chǎn)效率，從總體上提高了產(chǎn)品質(zhì)量［12］。因此，綠色技術(shù)創(chuàng)新通過改進企業(yè)生產(chǎn)過程中的清潔程度和工藝流程有效地促進了行業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

表1 增長率面板回歸結(jié)果（被解釋變量為TFPG）

表2 污染面板回歸結(jié)果（被解釋變量為POLLUTION）

另外一方面，從表2的污染率面板回歸結(jié)果來看，也基本符合理論預期。代表綠色技術(shù)創(chuàng)新Fe的回歸系數(shù)顯著為負，并且均能通過10%以上的顯著性水平檢驗，說明能源節(jié)約型技術(shù)進步顯著地降低了行業(yè)的污染水平。這驗證了理論命題2，即在既定的生產(chǎn)技術(shù)水平下，企業(yè)技術(shù)的能源要素節(jié)約型偏向性水平是影響企業(yè)污染排放的重要因素，綠色技術(shù)偏向?qū)π袠I(yè)節(jié)能減排具有綜合效應(yīng)。表2中的模型1至模型5在逐個引入控制變量的情況下，綠色技術(shù)創(chuàng)新Fe的回歸系數(shù)始終顯著為負，說明這一結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性，綠色技術(shù)創(chuàng)新確實能夠有效地降低行業(yè)污染。長期以來，中國對企業(yè)污染治理的主要手段是要求企業(yè)在生產(chǎn)末端安裝除污設(shè)備、建立污染集中處理點等末端治理措施。與只對生產(chǎn)過程中污染物去除的末端治理方式不同，綠色技術(shù)創(chuàng)新在清潔化產(chǎn)品的同時也改進了產(chǎn)品生產(chǎn)的中間過程，極大地提高了產(chǎn)品性能和產(chǎn)品生產(chǎn)效率，從總體上提高了產(chǎn)品清潔度和質(zhì)量［17］。因此，綠色技術(shù)創(chuàng)新具有同時提高產(chǎn)品清潔度和企業(yè)生產(chǎn)效率的作用，是工業(yè)行業(yè)實現(xiàn)綠色可持續(xù)增長轉(zhuǎn)型的動力。

四、結(jié)論與啟示

本文在內(nèi)生經(jīng)濟增長的框架下，將能源節(jié)約偏向型技術(shù)進步（綠色技術(shù)創(chuàng)新）納入到經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的分析框架中，探討了綠色技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟增長與節(jié)能減排中的貢獻，揭示了綠色技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟向可持續(xù)增長方式轉(zhuǎn)型的內(nèi)生機制。理論和實證研究表明：（1）能源節(jié)約和清潔生產(chǎn)偏向型技術(shù)創(chuàng)新成功的概率及其相應(yīng)產(chǎn)品的研發(fā)投入比例均是影響經(jīng)濟增長率的重要因素，綠色技術(shù)進步是推動經(jīng)濟增長的重要動力和源泉；（2）在既定的生產(chǎn)技術(shù)水平下，技術(shù)進步的能源節(jié)約與清潔生產(chǎn)的偏向性越大（綠色程度越高）則越有利于企業(yè)生產(chǎn)過程中的節(jié)能減排。

上述結(jié)論對現(xiàn)有關(guān)于“技術(shù)進步對中國經(jīng)濟增長（轉(zhuǎn)型）的貢獻”的研究形成很好的驗證和補充。本文的研究表明，推動綠色技術(shù)創(chuàng)新不但不會降低經(jīng)濟增長，反而有利于提高增長效率，同時減少對環(huán)境的污染。未來在推動中國經(jīng)濟增長的結(jié)構(gòu)性調(diào)整與轉(zhuǎn)型過程中，應(yīng)更加注重綠色技術(shù)的研發(fā)、引進與消化吸收?？紤]到前沿性的綠色技術(shù)研發(fā)主要發(fā)生在發(fā)達國家，而發(fā)展中國家則以適應(yīng)性研發(fā)（adaptive innovation）為主，并且主要通過外資引進戰(zhàn)略并結(jié)合適度的環(huán)境規(guī)制政策以促進對綠色技術(shù)的引進和吸收［9］。綠色技術(shù)創(chuàng)新誘發(fā)政策的選擇是一個多重目標彼此權(quán)衡的結(jié)果，需要有效地平衡國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新、國外技術(shù)引進、技術(shù)保護與綠色技術(shù)推廣等各種政策［17］。因此，應(yīng)根據(jù)不同行業(yè)特征、不同綠色技術(shù)創(chuàng)新類型，采取適度的環(huán)境規(guī)制，針對我國目前所處的技術(shù)和市場發(fā)展階段采取相應(yīng)的技術(shù)引進戰(zhàn)略（其中就包括研發(fā)和規(guī)制政策）和FDI戰(zhàn)略（以及相關(guān)的對外開放政策），以便更加有效地引進和吸收發(fā)達國家的綠色技術(shù)并進行市場化推廣和應(yīng)用。

［1］秦鵬，代霞.中國能源消費總量：時序演變、影響因素與管控路徑［J］.求索，2015，（1）：111—115.

［2］何瓊.中國碳排放、貿(mào)易、能源與經(jīng)濟增長的實證研究［J］.湖南科技大學學報（社會科學版），2013，（6）：76—79.

［3］梅多斯，蘭德斯等.增長的極限［M］.李濤，王智勇，譯.北京：機械工業(yè)出版社，2006.

［4］Grimaud，A.，Rouge，L.Non-renewable Resources and Growth with Vertical Innovations：Optimum，Equilibrium and Economic Policies［J］.Journal of Environmental Economics and Management，2003，45（2）：433—453.

［5］Popp，D.Induced Innovation and Energy Prices［J］.American Economic Review，2002，92（1）：160—180.

［6］Acemoglu，D.，Aghion，P.，Bursztyn，L.，Hemous，D.The Environment and Directed Technical Changes［J］.American Economic Review，2012，102（1）：131—166.

［7］Grossman，G.M.，Helpman，E.Quality Ladders in the Theory of Growth［J］.Review of Economic Studies，1991，58（1）：43—61.

［8］Aghion，P.，Howitt，P.A Model of Growth through Creative Destruction［J］.Econometrica，1992，60（2）：323—351.

［9］Popp，D.The Role of Technological Change in Green Growth［Z］.NBER Working Paper，No.18506，2012.

［10］易綱，樊綱，李巖.關(guān)于中國經(jīng)濟增長與全要素生產(chǎn)率的理論思考［J］.經(jīng)濟研究，2003，（8）：13—20.

［11］Binswanger，H.P.The Measurement of Technical Change Biases with Many Factors of Production［J］.American Economic Review，1974，64（6）：964—976.

［12］何小鋼，王自力.能源偏向型技術(shù)進步與綠色增長轉(zhuǎn)型——基于中國33個行業(yè)的實證考察［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2015，（2）：50—62.

［13］岳希明，任若恩.測量中國經(jīng)濟的勞動投入：1982-2000年［J］.經(jīng)濟研究，2008，（3）：16—28.

［14］孫琳琳，任若恩.中國資本投入指數(shù)和全要素生產(chǎn)率的估算［J］.世界經(jīng)濟，2005，（12）：3—13.

［15］孫琳琳，任若恩.資本投入測算綜述［J］.經(jīng)濟學（季刊），2005，（4）：823—842.

［16］Jorgenson，D.W.，Ho，M.S.，Samuels，J.D.，Stiroh，K.J.Industry Origins of the American Productivity Resurgence［J］.Economic Systems Research，2007，19（3）：229—252.

［17］聶愛云，何小鋼.企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)凡：環(huán)境規(guī)制與政策組合［J］.改革，2012，（4）：102—108.