郭炳南 唐 利

一、引言

作為中國最重要的經濟軸帶，長江經濟帶生態(tài)文明建設與經濟可持續(xù)發(fā)展問題一直受到黨中央、國務院的高度重視。2014年國務院首次將長江經濟帶作為生態(tài)文明建設的先行示范帶上升為重大國家戰(zhàn)略。2018年4月，習近平同志對長江經濟帶發(fā)展提出新要求：長江經濟帶應該走出一條生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展的新路子。因此，在環(huán)境保護前提下實現(xiàn)長江經濟帶綠色發(fā)展，提升長江經濟帶的綠色經濟效率成為當下學術界關注的重要課題。

伴隨著改革開放的偉大實踐，中國經濟已經深度融入國際價值鏈分工體系，并逐漸成為全球資本爭相投資的主要目的地。中國實際利用外商直接投資從1983年的22.6億美元，增長到2018年1349.7億美元，增長了近60倍。外商直接投資與經濟增長高度正相關，并得到了眾多文獻的支持（江小娟[1]，1999），但外商直接投資對東道國環(huán)境的影響卻莫衷一是，究竟是資源的掠奪者，并使之成為發(fā)達國家的污染避難所，還是帶來了先進的技術，成為環(huán)境的守護者？這一問題的答案眾說紛紜，且一直在爭論著。那么，外商直接投資對長江經濟帶的綠色經濟效率影響幾何？外商直接投資在長江經濟帶綠色發(fā)展中扮演何種角色？研究外商直接投資對長江經濟帶綠色經濟效率的影響，對于加深外商直接投資與長江經濟帶綠色經濟發(fā)展關系的理解，更好地制定外商直接投資政策，助推長江經濟帶生態(tài)文明建設有重要意義。

與中國經濟高速發(fā)展幾乎同時發(fā)生的另一個典型事實是經濟集聚。改革開放以來，中國各地區(qū)的經濟集聚都有不同程度的增加（林伯強、譚睿鵬[2]，2019）。經濟集聚作為一種經濟活動在某一區(qū)域內集中的現(xiàn)象與經濟增長密切相關，也得到了諸多文獻的驗證，但作用方向存有爭議（張艷、劉亮[3]，2007）。

隨著中國經濟集聚度的不斷提升，經濟集聚與環(huán)境的關系問題也成為近年來學術界研究的熱點。那么，經濟集聚對長江經濟帶綠色經濟效率存在怎樣的影響？這一問題的解答對于當下長江經濟帶協(xié)調產業(yè)政策，促進長江經濟帶綠色經濟發(fā)展有重要的應用價值。

因此，本文將外商直接投資、經濟集聚納入到一個統(tǒng)一的分析框架，研究外商直接投資、經濟集聚對長江經濟帶地級及以上城市綠色經濟效率的影響，并在此基礎上提出相應的對策。

二、文獻綜述

1.外商直接投資、經濟增長和環(huán)境污染。外商直接投資、經濟增長和環(huán)境污染的研究由來已久，相關文獻汗牛充棟。外商直接投資的經濟增長效應被多數(shù)文獻所證實，其與現(xiàn)實情況也大體一致，從各國政府對外商直接投資熱烈歡迎的態(tài)度甚至于爭相出臺各類吸引外資的優(yōu)惠條件中可見一斑。上世紀60年代的外商直接投資“雙缺口”理論風靡全球，外商直接投資能夠彌補東道國的“資本缺口”和“技術缺口”，加快東道國的資本積累與技術進步，從而促進東道國的經濟發(fā)展 （ H Chanery and A Strout[4]，1966）。Borensz?tein，Gregorio and Lee（1998）研究發(fā)現(xiàn)，OECD的外商直接投資對69個發(fā)展中國家的經濟增長作出了巨大貢獻，且遠高于國內投資作用[5]。沈坤榮（1999）研究了外商直接投資對中國經濟增長的效應后發(fā)現(xiàn)，每提升一個百分點的外商直接投資，中國的GDP就增加0.286個百分點[6]。

作為全球經濟增長的伴生物，環(huán)境污染也越發(fā)嚴重，日漸侵蝕人類的健康，并成為國內外學者爭相研究的熱點?，F(xiàn)有文獻中關于外商直接投資是否引致了環(huán)境污染形成了兩種針鋒相對的觀點：一種是“污染避難所”假說，該假說認為發(fā)達國家的環(huán)境規(guī)制嚴格以及環(huán)保意識強烈，使得外商直接投資成為發(fā)達國家污染產業(yè)的轉移載體，造成東道國的環(huán)境惡化。Wagner and Timmins（2009）對德國對外投資FDI的行業(yè)數(shù)據研究后發(fā)現(xiàn)，化學化工行業(yè)存在明顯的污染避難所效應[7]。史青（2013）基于政府廉潔程度的角度分析了外商直接投資對中國環(huán)境污染的影響，研究表明外商直接投資在一定程度加劇了當?shù)氐沫h(huán)境污染[8]。Bu and Wagner（2016）指出寬松環(huán)境管制的東道國更容易接收污染型行業(yè)或較低環(huán)保水平行業(yè)的外商直接投資，因此外商直接投資在這類國家的污染避難所效應顯著[9]。另一種假說稱作“污染光環(huán)”假說，該假說基于跨國企業(yè)的技術與資本優(yōu)勢，認為外商直接投資能夠通過技術溢出效應、規(guī)模經濟效應、競爭效應、人力資本效應等深刻影響東道國企業(yè)的技術水平，進而提升生產效率與節(jié)約資源，并改善環(huán)境質量。污染光環(huán)假說在發(fā)展中國家得到了更為廣泛的傳播與驗證。Eskel?and and Harrison（2003）通過對委內瑞拉、墨西哥等四個國家的數(shù)據研究后發(fā)現(xiàn)，跨國企業(yè)可以比本土企業(yè)有更高效地能源利用且更傾向采用清潔能源進行綠色生產[10]。李金凱等（2017）通過面板平滑轉移模型研究了FDI對中國環(huán)境污染的影響，結果表明，盡管中國的環(huán)境標準寬松，但外商直接投資在中國仍然通過示范效應、溢出效應和競爭效應等降低了中國的環(huán)境污染，有力地支持了污染光環(huán)假說[11]。

2.經濟集聚、經濟增長和環(huán)境污染。上世紀90年代以來，經濟活動的集聚現(xiàn)象顯著增加，并成為一種普遍的經濟現(xiàn)象。經濟集聚與經濟增長是相伴相生的（Fujita and Thisse[12]，2002），得到了新經濟地理學、內生經濟增長理論與空間經濟學等理論的解釋 （Krugman and Vernable[13]，1995）。隨著理論研究的深入，形成了三種主要觀點：一種是經濟集聚會通過降低企業(yè)的各類成本，促進經濟增長。經濟集聚通過降低經濟活動中的運輸成本與商業(yè)信息成本帶來商務交易成本下降（Fan and Scott[14]，2003），也會通過減少企業(yè)雇傭信息與勞動者搜尋工作的匹配成本以及擴大知識的共享與外溢等，提升企業(yè)勞動生產率，帶來收益遞增，導致經濟集聚與經濟增長存在顯著的正相關（Brulhart and Mathys[15]，2008；孫浦陽、韓帥等[16]，2013）。另一種觀點認為，經濟集聚對經濟增長沒有影響，甚至還有負面影響。如Jones（1995）的研究發(fā)現(xiàn)，經合組織（OECD）主要國家經濟增長與勞動力集聚存在遞減或不變關系[17]。Sbergami（2002）對歐盟國家經濟增長與集聚的關系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)歐盟國家的經濟集聚（分為高中低三類技術的行業(yè)）對經濟增長的影響均為負面影響[18]。這類文獻強調了經濟集聚存在擁堵效應，經濟集聚造成資源利用過度或公共設施擁堵造成企業(yè)成本不降反升。除了上述兩種相互對立的觀點之外，還有部分研究結論介于兩者之間，認為經濟集聚對經濟增長的影響是先揚后抑的。楊揚、余壯雄（2010）探討了經濟集聚與城市經濟增長關系，研究發(fā)現(xiàn)經濟集聚與經濟增長存在倒“U”型關系，當經濟活動超過了某個臨界值，經濟集聚將阻礙經濟增長[19]。這類觀點認為經濟集聚的正反向影響取決于正向促進作用與反向擁堵阻礙的合力，當集聚程度超過了資源最優(yōu)利用范圍時，企業(yè)成本就會上升，形成對經濟增長的阻礙。

同樣的，環(huán)境污染與經濟集聚的關系也相當密切，眾多文獻對經濟集聚與環(huán)境污染的關系有過細致的探討，但研究結論仍存有較大的分歧。一些研究文獻認為經濟集聚加劇了環(huán)境污染，如Verhoef[20]（2002）、何雄浪[21]（2019）；另一類研究文獻表明集聚可以改善環(huán)境污染。陸銘、馮皓（2014）認為經濟活動的集聚度減少了工業(yè)增加值的污染排放物[22]。李順毅、王雙進（2014）的研究也認為集聚可以有效化解生態(tài)環(huán)境與工業(yè)發(fā)展之間的矛盾，從而改善環(huán)境[23]。這類文獻普遍認同集聚在技術進步與創(chuàng)新方面的正外部性，從而使得企業(yè)更容易進行綠色生產，減少環(huán)境污染。與上這兩種觀點不同的是，有部分學者認為，經濟集聚與環(huán)境污染不是單一的線性關系，而是非線性關系或存在不確定性，楊仁發(fā)（2015）認為經濟集聚存在門檻效應，只有超過了門檻值時，經濟集聚才會降低環(huán)境污染[24]。

3.綠色經濟效率。這是一種同時考慮了資源與環(huán)境代價，綜合評價一個國家或地區(qū)經濟效率的指標（錢爭鳴、劉曉晨[25]，2013）。該指標涵蓋了資源環(huán)境投入與非期望產出，將資源利用與環(huán)境代價納入生產過程中，得到了綜合資源利用與環(huán)境損失值之后的“經濟效率”，即“綠色經濟效率”。綠色經濟效率注重資源集約利用與環(huán)境保護，將環(huán)境效益與經濟效益有機統(tǒng)一起來，成為評價經濟可持續(xù)發(fā)展的重要指標，受到了學術界越來越多的關注。張文博、鄧玲（2017）測算了一帶一路節(jié)點城市的綠色經濟效率，發(fā)現(xiàn)綠色經濟效率有下降趨勢，且與城市規(guī)模呈倒“U”關系[26]。王亞平等（2017）研究發(fā)現(xiàn)中國城鎮(zhèn)化與綠色經濟效率呈“U”型關系曲線[27]。

綜合上述三個方面的文獻，已有文獻在以下幾個方面尚存在深入改進的空間：第一，現(xiàn)有多數(shù)文獻側重于外商直接投資或經濟集聚對經濟增長或環(huán)境污染的影響，鮮有文獻同時考察兩者對經濟增長與環(huán)境污染綜合的指標“綠色經濟效率”的影響，并探討兩者的交互效應；第二，現(xiàn)有文獻的研究多集中于中國省級或行業(yè)層面，這一處理較為宏觀，無法得到更為微觀層面的信息，本文基于城市層面的數(shù)據則能夠更為精確地捕捉到微觀信息；第三，已有文獻多是以國家整體或省級區(qū)域為研究對象，而對于特定的重要流域經濟帶的研究涉及較少，而長江經濟帶作為國家重要的生態(tài)文明建設示范區(qū)，加強對長江經濟帶綠色經濟效率方面的研究有重要價值。本文將外商直接投資與經濟集聚納入同一個分析架構，并引入同時考慮經濟增長與環(huán)境保護的綠色經濟效率指標，選取中國最重要的經濟軸帶長江經濟帶的地級及以上城市的面板數(shù)據，基于非期望產出超效率SBM模型測算長江經濟帶108個地級及以上城市的綠色經濟效率；利用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計法實證分析外商直接投資與經濟集聚對長江經濟帶城市綠色經濟效率的影響；同時，引入外商直接投資與經濟集聚的交互項研究兩者對長江經濟帶城市綠色經濟效率的交互效應。

三、長江經濟帶城市綠色經濟效率測度

1.模型與方法。本文采用非期望產出超效率SBM模型測算長江經濟帶城市綠色經濟效率。通過構造生產可能性集，將每個城市視為單一的生產決策單元DMU，每個DMU有m種投入x，有n種期望產出y和k種非期望產出z，則第j個城市第t期的投入與產出值可以表示為（xj,t,yj,t,zj,t），構建長江經濟帶城市綠色經濟效率的生產可能性集合：

進一步地，構建非期望產出超效率SBM模型：

2.指標與數(shù)據。運用非期望產出超效率SBM模型需要用到投入要素、產出與非期望產出等三類指標。其中，投入包括勞動、資本、能源消耗等，勞動用各市年末從業(yè)人員數(shù)來表示；資本測算借鑒張軍等（2004）對省際資本存量估算方法[28]，以2004年為基期，折舊率統(tǒng)一為9.6%，基期資本存量采用Young（2000）的假設[29]，利用永續(xù)盤存法對各城市歷年資本存量進行估算，并利用固定資產價格進行平減到2004年不變價；由于中國地級城市層面的煤炭、石油等能源數(shù)據不可得，林伯強（2003）認為，電力消費與能源消費存在高度的相關性[30]，因此，基于數(shù)據可得性，且借鑒李江龍等（2018）的研究[31]，采用地級市電力消費數(shù)據作為能源消耗的指標。期望產出采用各城市的國內生產總值來表示，并將其調整到2004年不變價。非期望產出主要有三種，工業(yè)二氧化硫排放、工業(yè)廢水排放和工業(yè)煙塵排放，其中工業(yè)煙塵排放量在2011年之前為煙塵排放量，2011—2016年原始數(shù)據中包括了煙塵與粉塵，本文采用2010年煙塵占廢塵排放比例進行縮放得到2011—2016年可比口徑的煙塵排放數(shù)據。本文研究對象為長江經濟帶11省市（上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南）中的地級及以上城市，截至2018年長江經濟帶共有110個地級及以上城市，其中，貴州的畢節(jié)市與銅仁市的數(shù)據大量缺失。因此，本文研究范圍為除畢節(jié)市與銅仁市之外的108個地級以上城市。此外，為了深入研究長江經濟帶內部城市的微觀表現(xiàn)，按照通常的區(qū)域劃分，將長江經濟帶劃分為上游、中游與下游區(qū)域，上游區(qū)域包括云南、貴州、重慶、四川四省市所屬城市；中游區(qū)域包括湖南、湖北、江西、安徽四省的所屬城市；下游區(qū)域包括上海、浙江、江蘇三省市的所屬城市。本文中的原始數(shù)據均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和EPS數(shù)據庫。

表1長江經濟帶城市綠色經濟效率均值（2004—2016）

3.測算結果分析。利用非期望產出超效率SBM模型測算長江經濟帶108個地級及以上城市綠色經濟效率值，得到了108個城市2004—2016年間各年度的城市綠色經濟效率值，限于篇幅，本文只顯示了2004—2016年長江經濟帶城市綠色經濟效率的均值，如表1所示。從表1可以看出，長江經濟帶綠色經濟效率整體均值為0.7129，上游城市均值為0.7199，中游均值為0.6888，下游均值為0.7542，呈現(xiàn)下游綠色經濟效率值最大，上游次之，中游最低的分布格局。與以往研究中多次出現(xiàn)的區(qū)域變量梯度分布格局不同的是，長江經濟帶上中下游各個區(qū)域的城市綠色經濟效率并沒有顯現(xiàn)區(qū)域層級式的梯度格局分布，這可能是由于本文綠色經濟效率測算中不但考慮了期望產出GDP的貢獻，同時也考量了非期望產出的因素。下游區(qū)域城市的經濟發(fā)展水平高，技術先進，自然而然綠色經濟效率較高，上游區(qū)域城市盡管經濟發(fā)展水平稍低，但非期望產出也較低，綜合了經濟發(fā)展水平與非期望產出的條件下，上游城市的綠色經濟效率高于中游城市的結果也屬意料之中。從單個城市來看，排名靠前的城市為長沙（1.1098）、常德（1.0435）、無錫（1.0339）、自貢（1.0286）、巴中（1.0085）等五個城市，且它們的綠色經濟效率處于DEA有效狀態(tài)，分布于上中下游區(qū)域。但從低于0.6效率值的城市來看，上游區(qū)域有5個城市，中游區(qū)域有11個城市，下游區(qū)域沒有低于0.6效率值的城市，最低值出現(xiàn)在中游區(qū)域，為安徽的淮南市（0.5686），說明了上游與中游區(qū)域內部的城市綠色經濟效率呈現(xiàn)不均衡狀態(tài)，尤其是中游區(qū)域城市綠色經濟效率的提升潛力巨大。

四、外商直接投資、經濟集聚與長江經濟帶城市綠色經濟效率的實證分析

1.模型設定。假定城市生產函數(shù)為柯布道格拉斯生產函數(shù)，城市綠色經濟效率不僅受到資本、勞動、能源投入的影響，還受到經濟集聚以及外商直接投資水平的影響，此時的C-D生產函數(shù)可以擴展為以下形式：

其中，i表示城市，t表示年份，Y表示產出，AGG表示經濟集聚水平，K、L、E分別表示資本、勞動力投入和能源消耗，α，β，τ分別表示資本、勞動力和能源的產出彈性系數(shù)，A（·）表示技術進步的效率函數(shù)，借鑒施本植（2018）的研究[32]，將技術進步的效率函數(shù)進一步分離為具體的函數(shù)形式，得到下式（4）。

將式（4）帶入式（3）中，可以得到下式（5）

式（5）中,Ai0表示初始的技術水平，φi表示外商直接投資的產出彈性，?i表示經濟集聚的產出彈性。將（5）進一步變形得到城市綠色經濟效率，如下式（6）：

兩邊同時取對數(shù)可以得到式（7）

本文在式（7）的基礎上，進一步加入相關控制變量如政府干預程度（GOV）、城市產業(yè)結構（IND）、環(huán)境規(guī)制水平（ER）等，同時加入經濟集聚的二次項，分析經濟集聚的非線性影響。此外，考慮外商直接投資與經濟集聚可能產生的交互影響，為了驗證外商直接投資與經濟集聚對綠色經濟效率是否存在協(xié)同推進效應，本文還引入外商直接投資與經濟集聚的交乘項。綠色經濟效率GEE在測度過程中會用到資本、勞動以及產出等，可能會與解釋變量相關而存在內生性問題。因此，為了消除可能存在的內生性問題，本文采用系統(tǒng)GMM估計法進行估計，計量模型如下：

式（8）與式（9）中，ui表示用于控制不隨時間變化的個體異質性，ε為隨機擾動項。

2.變量選取與數(shù)據來源。被解釋變量城市綠色經濟效率（GEE）為前文中通過非期望產出超效率SBM模型計算而得。經濟集聚（AGG）程度用單位土地面積上的勞動力來度量。外商直接投資一方面帶來先進技術與管理經驗，并且存在技術外溢效應，提升當?shù)氐木G色經濟效率，另一面可能成為母國污染產業(yè)轉移載體，產生污染避難所效應。外商直接投資（FDI）用實際利用外商直接投資額占當?shù)谿DP的比重來度量。政府干預程度（GOV）會影響綠色經濟效率，政府干預一方面可以提供公共產品，消除市場失靈，從而提升綠色經濟效率，另一方面也可能干擾正常的市場資源配置，引起壟斷或尋租，降低資源配置效率，從而不利于綠色經濟效率的改善。用各個城市地方財政支出占當?shù)谿DP的比例來衡量政府干預程度。城市產業(yè)結構（IND）用城市第二產業(yè)產值比當?shù)谿DP來度量，一般來說，第二產業(yè)集中了多數(shù)污染行業(yè)和企業(yè)，第二產業(yè)比重提升帶來的污染就越多，會降低當?shù)氐木G色經濟效率。環(huán)境規(guī)制（ER）作為政府干預企業(yè)生產行為與污染的行政工具也是影響綠色經濟效率的重要因素。適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制會激勵企業(yè)進行技術研發(fā)，提升企業(yè)技術水平與減少污染改善綠色經濟效率；但也有研究認為，環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)成本，產生遵循成本，因而降低綠色經濟效率。已有文獻中多數(shù)用環(huán)境治理投資額、排污費收入等來表示環(huán)境規(guī)制水平，局限于城市層面數(shù)據可得性，參照林伯強等（2019）的做法[2]，使用城市工業(yè)固體廢物綜合利用率來衡量環(huán)境規(guī)制程度。環(huán)境規(guī)制強度越高的時候，企業(yè)工業(yè)固體廢物排放綜合率就越高，兩者有強相關關系。文中所用數(shù)據均來源于中國城市統(tǒng)計年鑒及EPS數(shù)據庫，并對所有時間變量（GDP、財政支出、實際利用外資等）折算到2004年基期。

3.實證檢驗及結果分析。

（1）整體檢驗結果分析。表2中（1）-（5）列出了式（8）和（9）的兩步法系統(tǒng)GMM估計結果，作為比較，第（6）-（10）列分別報告了兩步法差分GMM估計結果。從各列估計結果可知，Arellano-Bond檢驗表明各模型殘差均存在一階相關和二階不相關，Sargan檢驗顯示各模型的工具變量有效，因此上述模型系統(tǒng)GMM估計與差分GMM估計是一致的和有效的。

表2第（1）列僅列出了本文的關鍵解釋變量外商直接投資與經濟集聚的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，外商直接投資的系數(shù)為0.339，且在1%的置信水平上顯著。這表明外商直接投資對長江經濟帶城市綠色經濟效率有正向效應。經濟集聚的二次項為正（18.63），一次項系數(shù)為負（-4.591），且1%的置信水平上顯著，這說明經濟集聚對長江經濟帶城市綠色經濟效率的影響曲線為“U”型。然而，基準模型可能會遺漏重要變量，為此，繼續(xù)在第（2）-（4）中加入控制變量產業(yè)結構、政府干預程度、環(huán)境規(guī)制水平等。從第（2）-（4）列的回歸結果可知，在加了入這些控制變量之后，外商直接投資的系數(shù)始終為正，且在1%的置信水平下顯著。經濟集聚變量的二次項繼續(xù)為正，一次項系數(shù)為負，且在1%的置信水平下顯著。這進一步說明了外商直接投資對長江經濟帶城市綠色經濟效率的促進作用，以及經濟集聚對長江經濟帶城市綠色經濟效率的影響曲線為“U”型，同時也表明模型的估計結果相當穩(wěn)健。同時，從式（6）-（10）的差分GMM回歸結果對照來看，在系數(shù)的顯著性與影響方向與系統(tǒng)GMM估計結果有大體一致的結論，進一步驗證了結果的穩(wěn)健，因此本文選取系統(tǒng)GMM估計結果來進行具體分析。

從表2中模型（4）可以發(fā)現(xiàn)，外商直接投資系數(shù)為1.403，且在1%置信水平下顯著，表明外商直接投資通過先進的技術與管理經驗，會對當?shù)仄髽I(yè)產生技術外溢效應，同時也可能會有要素流動效應以及規(guī)模效應、競爭效應促進當?shù)仄髽I(yè)生產技術水平提升，提升生產率和降低污染，有利于長江經濟帶城市綠色經濟效率水平改善。進一步證明了外商直接投資在長江經濟帶不存在“污染避難所效應”，需要積極響應黨十九大報告中提出的進一步擴大開放的號召，努力爭取更多的外商直接投資到當?shù)赝顿Y。經濟集聚對城市綠色經濟效率的影響呈現(xiàn)“U”型曲線，說明經濟集聚對綠色經濟效率存在非線性影響，當經濟集聚程度較低時，隨著它的增加將對長江經濟帶綠色經濟效率產生不利影響；當經濟集聚程度超過一定規(guī)模時，經濟資源配置效率得到進一步優(yōu)化，它的提高將有利于綠色經濟效率。這表明，自入世以來，經濟資源不斷匯集，在要素資源集約化利用過程中，某種程度上會增加環(huán)境污染，降低長江經濟帶城市綠色經濟效率；但是，隨著經濟資源集聚到某一個階段，經濟集聚的資源節(jié)約、效率優(yōu)化的優(yōu)勢開始顯現(xiàn)，經濟集聚的提升會進一步促進長江經濟帶城市綠色經濟效率。有文獻認為經濟集聚可能存在擁堵效應，從而會提升成本，且不利于環(huán)境（林伯強等[2]，2019），但本文的結果表明，長江經濟帶城市經濟集聚還沒有顯示擁堵效應，當下仍處于加強經濟集聚與提升要素集約利用的階段，需要進一步提升經濟集聚度，發(fā)揮其對城市綠色經濟效率的正向影響。產業(yè)結構水平變量估計系數(shù)為-0.035，呈現(xiàn)負影響，且在1%置信水平上顯著，表明第二產業(yè)占比上升，越不利于長江經濟帶城市綠色經濟效率提升。這主要是由于長江經濟帶沿線城市第二產業(yè)的比重較大，且第二產業(yè)集中了大量的污染型企業(yè)，造成了第二產業(yè)占比上升對長江經濟帶城市綠色經濟效率產生不利影響。政府干預程度的影響系數(shù)為-0.055，且在1%的置信水平上顯著，表明政府干預不利于城市綠色經濟效率提升。因為，政府對經濟的過度干預會造成市場信號失真以及資源配置扭曲，甚至于產生多種尋租行為，不利于資源的最優(yōu)化配置與生產率的改進，從而不利于長江經濟帶城市綠色經濟效率。環(huán)境規(guī)制水平也表現(xiàn)出負面影響，影響系數(shù)為-0.049，且在1%的置信水平顯著。環(huán)境規(guī)制的經濟效應一般來說有兩種：遵循成本假說與波特假說，而本文的研究結論表明，長江經濟帶的環(huán)境規(guī)制影響更多地表現(xiàn)出遵循成本，環(huán)境規(guī)制不能有效地保護環(huán)境，反而加大了企業(yè)成本，降低了綠色經濟效率?？赡苡捎诋斚颅h(huán)境規(guī)制工具有限，且存在運動式執(zhí)法，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的技術創(chuàng)新激勵效應尚未顯現(xiàn)，反而增加了企業(yè)的負擔，不利于綠色經濟效率的提升。

表2 外商直接投資、經濟集聚與長江經濟帶城市綠色經濟效率（整體檢驗）：2004—2016

此外，本文引入外商直接投資與經濟集聚的交互項，考慮兩者對綠色經濟效率的交互作用，回歸結果在表2模型（5）中。從模型（5）中我們發(fā)現(xiàn)，兩者交互項系數(shù)為110.5，且在1%的置信水平下顯著。外商直接投資通過經濟集聚有力地提升了長江經濟帶城市綠色經濟效率。外商直接投資的技術溢出效應、規(guī)模效應、要素流動效應等通過經濟集聚產生“集聚的乘數(shù)效應”，進一步放大其影響。一方面外資企業(yè)的集聚會帶來產業(yè)價值鏈上下游企業(yè)的集聚，這些企業(yè)會更容易接受外資企業(yè)的生產標準，提升了經濟集聚的生產率改進效應；另一面經濟集聚會降低信息、運輸成本，提供更為便利與優(yōu)惠的外資企業(yè)落地條件，促進了外資的集聚，兩者相互促進協(xié)同推進綠色經濟效率改善。

（2）分區(qū)域檢驗結果分析。長江經濟帶11省市108個地級及以上城市分屬于不同的區(qū)域，為了更加細致分析外商直接投資、經濟集聚對長江經濟帶不同所屬區(qū)域城市綠色經濟效率的影響是否存在差異，本文分區(qū)域對計量模型（8）與（9）利用兩步系統(tǒng)GMM估計法進行估計，得到表3所示結果。表3模型（11）-（13）分別是上游、中游與下游城市的計量檢驗結果，模型（14）-（16）是加入了外商直接投資與經濟集聚交互項之后的計量結果。從模型（11）-（16）的結果來看，Arelleno-Bond檢驗表明各模型的殘差不存在二階序列相關，Sargan檢驗顯示各模型的工具變量有效，說明模型的結果是可靠的。

從模型（11）-（13）來看，上中下游城市的經濟集聚二次項系數(shù)為正，一次項系統(tǒng)為負，與全樣本檢驗結果一致，經濟集聚與綠色經濟效率之間存在“U”型曲線關系，在這里便不再贅述。與全樣本檢驗顯著不同的是，不同區(qū)域的外商直接投資影響有著較大的差異，下游城市外商直接投資影響系數(shù)為1.934，且通過1%的顯著性水平檢驗；中游城市外商直接投資影響系數(shù)為-0.118，且在10%的置信水平下顯著；上游城市外商直接投資影響為正，但不顯著。之所以產生了迥異的結果，可能是與不同區(qū)域城市利用外資的質量與類型密切聯(lián)系，下游地區(qū)經濟發(fā)達、競爭激烈，技術水平先進，利用外資質量更高，技術型外資占主導地位，因此這些外資企業(yè)會提升綠色經濟效率。而中游城市更多地是承接了下游區(qū)域轉移的產業(yè)，對外資質量要求較低，此類外資可能更多地屬于資源尋求型企業(yè)，從而不利于當?shù)鼐G色經濟效率。同時，由于西部多數(shù)城市交通與地理位置不佳，外資對當?shù)亟洕挠绊戄^小，所以對當?shù)爻鞘芯G色經濟效率影響不顯著。產業(yè)結構對上中游城市的影響顯著為負，而對下游城市影響不顯著，可能是因為下游城市的工業(yè)技術發(fā)達，第二產業(yè)比重提升對環(huán)境影響小，所以不顯著。政府干預程度在上中游城市顯著為負，對下游城市影響不顯著，說明下游城市的政府對資源配置扭曲較小，一方面可能是下游城市政府財政支出中的科教支出比重較多，另一方面是由于下游城市市場經濟發(fā)達，政府的干預行為受到更多的限制，所以下游城市政府干預未對綠色經濟效率產生顯著影響。環(huán)境規(guī)制在各個區(qū)域都顯著為負，與全樣本回歸結果類似，這里便不再贅述。

從模型（14）-（16）顯示的外商直接投資與經濟集聚的交互項來看，與全樣本檢驗結果截然不同，上中游城市的交互項影響系數(shù)不顯著，而下游城市的交互影響顯著。說明上中游城市外商直接投資與經濟集聚對綠色經濟效率未能發(fā)揮交互促進作用，在內地擴大開放的背景下，相較于下游城市，上中游城市利用外商直接投資與經濟集聚方面還有很大的提升空間。

五、結論與建議

本文以長江經濟帶108個地級及以上城市為研究對象，利用2004—2016年間的城市面板數(shù)據，使用非期望產出超效率SBM模型測算了長江經濟帶地級及以上城市的綠色經濟效率，并基于兩步系統(tǒng)GMM估計法實證研究了外商直接投資、經濟集聚對長江經濟帶整體與分區(qū)域城市綠色經濟效率的影響，并同時考慮了兩者交互項對綠色經濟效率的影響。本文研究有以下結論：（1）2004—2016年間，長江經濟帶城市綠色經濟效率均值為0.7129，長江經濟帶城市綠色經濟效率呈現(xiàn)下游城市高，上游城市次之，中游城市低的分布格局，且上游、中游區(qū)域城市內部的綠色經濟效率差異明顯大于下游城市；（2）外商直接投資對長江經濟帶城市綠色經濟效率有促進作用，外資企業(yè)存在技術外溢效應有利于城市綠色經濟效率的提升；（3）經濟集聚對長江經濟帶城市綠色經濟效率影響存在非線性關系，并呈“U”型曲線狀。當經濟集聚程度較低時，隨著它的增加將對綠色經濟效率產生不利影響，而當集聚程度跨越某個臨界值時，經濟集聚的資源節(jié)約、效率優(yōu)化效應開始顯現(xiàn)，經濟集聚會促進長江經濟帶城市綠色經濟效率的提升；（4）考慮了兩者交互項之后，發(fā)現(xiàn)外商直接投資會在經濟集聚過程中產生“集聚乘數(shù)效應”，進一步放大其影響，兩者共同促進長江經濟帶城市綠色經濟效率的改善；（5）第二產業(yè)結構比重上升、政府干預程度以及環(huán)境規(guī)制等變量都顯著地不利于長江經濟帶城市綠色經濟效率的提升。（6）從分區(qū)域的結果來看，不同區(qū)域的外商直接投資對城市綠色經濟效率的影響有強烈的差異，外商直接投資對下游城市綠色經濟效率有促進作用，對上游城市綠色經濟效率無顯著影響，對中游城市綠色經濟效率有消極作用，這種迥異的區(qū)域差異來自于外資質量與構成的不同；同時，外商直接投資與經濟集聚交互影響在下游城市顯著，而在上中游城市并不顯著；產業(yè)結構與政府干預變量也顯現(xiàn)了區(qū)域差異?？梢?，未來長江經濟帶綠色發(fā)展過程中，需要充分考慮不同區(qū)域城市綠色經濟效率影響因素的異質性。

綜合以上研究結論，本文提出以下政策建議：

（1）提升利用外資質量，建立外資與環(huán)境保護的聯(lián)系機制。外商直接投資對長江經濟帶整體城市綠色經濟效率有促進作用，要進一步擴大開放，提升利用外資質量，積極有效地利用外資的先進技術與管理經驗，促進外資企業(yè)的技術溢出。鑒于長江經濟帶不同區(qū)域城市的外資影響差異，不同城市對外資的管理上需要有針對性，尤其是中游區(qū)域城市需要注意外資的行業(yè)屬性以及對環(huán)境的影響。嘗試建立外資與環(huán)境保護的聯(lián)系機制，加強外資的分類管理，強化對外資企業(yè)生產的環(huán)境后果審查，促進外資企業(yè)承擔環(huán)境保護責任，鼓勵外資投向環(huán)保型領域或高技術產業(yè)，并限制污染型外資企業(yè)在長江經濟帶各城市之間轉移。

（2）完善制度與環(huán)境條件，促進經濟集聚。經濟集聚對綠色經濟效率的影響需要跨越一定的規(guī)模，要進一步創(chuàng)造有利于經濟集聚的制度與環(huán)境條件，放松對勞動力要素、資本要素流動的束縛，加快城市化步伐，徹底解決二元結構壁壘的阻礙。同時，加快集聚環(huán)境條件的改善，加強城市基礎設施建設，減少經濟集聚的交通、信息與通訊等交易成本，促進經濟集聚，使得經濟集聚的資源優(yōu)化、成本節(jié)約功能得以發(fā)揮，提升長江經濟帶城市綠色經濟效率。

（3）加大對外資企業(yè)集聚的政策支持。促進外資企業(yè)進入經濟集聚范疇，促進外資企業(yè)上下游相關產業(yè)鏈的形成，從而有利于經濟集聚規(guī)模與質量的提升。在經濟集聚的相關硬件條件與軟環(huán)境上對外資集聚給予適當?shù)闹С?，包括財政政策、稅收政策以及基礎設施條件等，從而更有效地發(fā)揮兩者的乘數(shù)擴大效應，有利于長江經濟帶城市綠色經濟效率的改善。

（4）加大科技投入，減少政府對市場的直接干預。政府干預市場的運行會扭曲資源配置，不利于綠色經濟效率，要進一步梳理與減少政府對市場的直接干預，尤其是要減少上中游城市的政府干預。提高財政支出中科技與教育支出的比重，更多地將政府干預轉化為政府提供優(yōu)質的公共物品上來，轉向支持與鼓勵企業(yè)創(chuàng)新與研發(fā)。

（5）進一步優(yōu)化產業(yè)結構，協(xié)同城市產業(yè)政策。大力支持高新技術產業(yè)和高附加值產業(yè)的發(fā)展，積極發(fā)展第三產業(yè)，注重第二產業(yè)的優(yōu)化升級，利用綠色生產技術，促進產業(yè)轉型。同時，加強長江經濟帶不同區(qū)域城市之間產業(yè)政策的銜接，建立區(qū)域間產業(yè)促進政策協(xié)調聯(lián)動機制，避免污染產業(yè)的跨區(qū)轉移。

（6）協(xié)調長江經濟帶城市環(huán)境執(zhí)法，適度調整環(huán)境規(guī)制工具與強度。要采用適宜的環(huán)境規(guī)制工具，避免運動型執(zhí)法，保持環(huán)境執(zhí)法的統(tǒng)一性與一致性，嘗試建立跨區(qū)域的環(huán)境執(zhí)行機制，協(xié)調不同區(qū)域的城市環(huán)境執(zhí)法，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制工具對企業(yè)技術創(chuàng)新的激勵效應，減少長江經濟帶城市環(huán)境污染,提升綠色經濟效率。

注：由于城市層面的數(shù)據國家更新出版非常慢，本文的指標涉及數(shù)據量比較多，當前，有些指標數(shù)據更新到了2017年，但有些指標仍然還在2016年，比如說涉及到非期望產出的城市環(huán)境污染數(shù)據，目前還找不到，因此，全面到2017年更新有難度。同時考慮到由于數(shù)據量非常大，總共有近萬個數(shù)據，從統(tǒng)計學意義上看，相差1年的數(shù)據對于結果幾乎沒有影響。因此，本文只選用了截止到2016年的數(shù)據。