龔凱翔，屠年松

(昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 云南 昆明 650093)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)增長迅速，創(chuàng)造了世人矚目的“中國奇跡”。但與經(jīng)濟(jì)快速增長相伴的并不是“綠水青山”新顏。相反，“十面霾伏”等環(huán)境污染問題正嚴(yán)重破壞著我國生態(tài)環(huán)境，威脅著居民健康。我國迫切需要實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型，權(quán)衡“經(jīng)濟(jì)增長、資源節(jié)約、環(huán)境友好、生態(tài)文明”的關(guān)系，加快生態(tài)文明體制改革，推進(jìn)綠色生態(tài)生活方式，提高綠色發(fā)展質(zhì)量，走出一條“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的發(fā)展道路，恢復(fù)綠水青山，建設(shè)美麗中國。

一個十分明顯的現(xiàn)象是制造業(yè)偏低的資本利用效率阻礙著綠色發(fā)展[1]。以制造業(yè)固定資產(chǎn)投資占比為例，由2005年的29.93%緩慢上升至2016年的30.99%，但同期我國制造業(yè)增加值占比卻下降至28.95%。制造業(yè)的綠色發(fā)展效率可見一斑。為提高我國制造業(yè)綠色發(fā)展效率，本文提出了制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的概念。所謂的“綠水青山”效應(yīng)是基于習(xí)近平總書記“綠水青山就是金山銀山”的兩山論提出的。一方面，保護(hù)我國綠水青山，推動綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，發(fā)展生態(tài)旅游、生態(tài)觀光等產(chǎn)業(yè)，可以發(fā)揮綠水青山本身的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，形成正向的“綠水青山”效應(yīng)；而另一方面，盲目破壞綠水青山，繼續(xù)粗放式發(fā)展經(jīng)濟(jì)，勢必造成較大的綠水青山治理成本，形成負(fù)向的“綠水青山”效應(yīng)?；诖?，本文提出“綠水青山”效應(yīng)指的是以改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量為目標(biāo)，在推動經(jīng)濟(jì)增長的同時保護(hù)生態(tài)環(huán)境，尤其強(qiáng)調(diào)從環(huán)境管理角度發(fā)展經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)，發(fā)揮綠水青山的生態(tài)經(jīng)濟(jì)價值，在滿足國民對于“金山銀山”物質(zhì)追求的同時實現(xiàn)其“綠水青山”生活愿景，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會綠色發(fā)展。由此，在我國經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”背景下，明晰制造業(yè)價值鏈攀升是否具有“綠水青山”效應(yīng)及其特征，厘清政府在這一效應(yīng)中的作用和角色，對于推進(jìn)我國制造業(yè)價值鏈攀升和實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會綠色健康發(fā)展具有重要意義。

與本文相關(guān)的文獻(xiàn)集中在兩個方面。第一是制造業(yè)全球價值鏈攀升。目前，關(guān)于制造業(yè)全球價值鏈的研究集中在兩個方面。其一是全球價值鏈指數(shù)測度，按照指標(biāo)不同可分為4類：一是Koopman等提出的以GVC位置指數(shù)為代表的KPWW方法，以某行業(yè)在中間產(chǎn)品的提供者和需求者上的相對重要性衡量其國際分工地位[2-3]；而后，Wang 等從生產(chǎn)視角出發(fā)對KPWW方法進(jìn)行改進(jìn)，研究不同類型生產(chǎn)活動的生產(chǎn)長度[4-5]。二是Antras等提出的等間距行業(yè)上游度，以某一產(chǎn)品距最終需求的平均距離衡量其全球價值鏈位置[6]；但周華等基于產(chǎn)品相鄰生產(chǎn)階段間距不同，提出非等間距行業(yè)上游度[7]。三是Hausmann等提出的出口復(fù)雜度指數(shù)[8]；任英華等利用世界投入產(chǎn)出表測算42個國家的出口復(fù)雜度，發(fā)現(xiàn)全球價值鏈嵌入顯著提高了低出口技術(shù)復(fù)雜度國家的技術(shù)水平[9]。四是Hummels等提出的垂直專業(yè)化指數(shù)，以進(jìn)口中間投入在一國出口產(chǎn)品中的占比衡量該國的國際分工地位[10]。其二是制造業(yè)價值鏈攀升影響因素，主要從3個層面展開：微觀上，盛斌等構(gòu)建雙向嵌入的綜合分析框架，認(rèn)為下游嵌入是我國GVC的主要嵌入方式，并呈異質(zhì)性空間形態(tài)[11]。中觀上，戴翔等從理論和經(jīng)驗層面上分析制造業(yè)服務(wù)化對制造業(yè)價值鏈攀升的影響，實證發(fā)現(xiàn)基于國內(nèi)服務(wù)投入的制造業(yè)服務(wù)化有利于制造業(yè)價值鏈攀升[12]。宏觀上，邱斌等測算了我國24個制造業(yè)行業(yè)出口復(fù)雜度，發(fā)現(xiàn)全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)顯著推動了我國制造業(yè)出口復(fù)雜度提升[13]。

第二是“綠水青山”效應(yīng)。習(xí)近平總書記提出“綠水青山就是金山銀山”。兩者看似不同，但趙建軍等認(rèn)為兩者存在相互轉(zhuǎn)化的可能，而這種轉(zhuǎn)化的途徑必然是綠色發(fā)展[14]。這一結(jié)論與李曦輝等類似[15]。從經(jīng)濟(jì)角度看，“綠水青山”要轉(zhuǎn)化為“金山銀山”就必須將生態(tài)環(huán)境優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為生態(tài)農(nóng)業(yè)、生態(tài)工業(yè)、生態(tài)旅游等生態(tài)經(jīng)濟(jì)的優(yōu)勢[14]，即發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)。關(guān)于綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，相關(guān)研究集中在兩個方面：綠色經(jīng)濟(jì)效率測度及其影響因素。對于前者，錢爭鳴等認(rèn)為綠色經(jīng)濟(jì)效率必須考慮資源消費和環(huán)境代價，這與弓媛媛的觀點類似[16-17]。而其測算主要有兩類方法：一是以數(shù)據(jù)包絡(luò)法為代表的非參數(shù)估計方法。但由于傳統(tǒng)DEA忽略實際產(chǎn)出并不都是期望產(chǎn)出的缺陷，多數(shù)學(xué)者基于改進(jìn)的DEA-SBM方法和超效率數(shù)據(jù)包絡(luò)法等方法測算綠色經(jīng)濟(jì)效率[18-19]。二是以隨機(jī)前沿分析為代表的參數(shù)估計方法[20]。對于后者，張治棟等借助Tobit模型對長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化可有效促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展[21]；錢龍利用我國地級市層面的工業(yè)數(shù)據(jù)測算綠色經(jīng)濟(jì)效率，實證發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步有利于提高全要素生產(chǎn)率[22]；張英浩等基于超效率模型和空間面板計量模型，研究發(fā)現(xiàn)我國外資利用水平對綠色經(jīng)濟(jì)效率呈現(xiàn)顯著負(fù)向作用，這驗證了“污染天堂假說”的正確性[23]。部分研究認(rèn)為政府投資具有的正外部性可促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但會因為過度投資造成無效率支出，扭曲經(jīng)濟(jì)活動，阻礙綠色經(jīng)濟(jì)增長[24]。

回顧已有研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)于制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)研究并不豐富。盡管徐盈之等認(rèn)為制造業(yè)價值鏈攀升對綠色經(jīng)濟(jì)增長具有非線性影響[1]，但制造業(yè)價值鏈發(fā)展研究幾乎都沒有考慮政府干預(yù)的調(diào)節(jié)作用。基于此，本文借鑒白潔等[20]的方法測算我國2005—2016年的綠色經(jīng)濟(jì)增長效率，構(gòu)建省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)及特征，明晰政府干預(yù)在制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的影響。

二、理論分析與待檢驗假說

借鑒徐盈之等的分析[1]，我們認(rèn)為制造業(yè)企業(yè)初期整體發(fā)展水平較低，需要大量要素投入來維持發(fā)展和尋求全球價值鏈地位提升，這會增加企業(yè)發(fā)展負(fù)擔(dān)，致使制造業(yè)全球價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)不明顯。其次，初期企業(yè)多數(shù)側(cè)重于增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力，推動技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而降低環(huán)保投入，造成污染排放增加，進(jìn)一步壓制其價值鏈攀升過程中的“綠水青山”效應(yīng)。然后，初期制造業(yè)企業(yè)的價值鏈攀升會直接吸收外商直接投資和國際產(chǎn)能，導(dǎo)致大量劣質(zhì)投資或落后產(chǎn)能進(jìn)入生產(chǎn)環(huán)節(jié)，加劇生產(chǎn)過程污染物排放，造成其“綠水青山”效力低下甚至缺乏。更為重要的是，產(chǎn)品對外貿(mào)易會通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和環(huán)境效應(yīng)等造成環(huán)境污染，阻礙其“綠水青山”效應(yīng)提升[25]。Antweiler等在2001年創(chuàng)建的一般均衡模型表明制造業(yè)對外貿(mào)易的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與環(huán)境污染呈正相關(guān)關(guān)系[26]。制造業(yè)對外貿(mào)易規(guī)模越大，產(chǎn)生的污染越多，資本密集型產(chǎn)品越多，勞動密集型產(chǎn)品越少，產(chǎn)生的污染也越多，且這種效應(yīng)會隨著世界污染品價格上漲而加劇，加劇地區(qū)資源過度開發(fā)與環(huán)境污染，阻礙地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長，即初期的制造業(yè)價值鏈攀升并不存在“綠水青山”效應(yīng)。

隨著制造業(yè)的發(fā)展，其規(guī)模效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)。這會減少制造業(yè)企業(yè)進(jìn)一步完成價值鏈攀升的要素投入，減少生產(chǎn)過程中的污染物排放，推動綠色經(jīng)濟(jì)效率提升，增強(qiáng)其“綠水青山”效應(yīng)。同時，部分企業(yè)的價值鏈攀升由生產(chǎn)要素驅(qū)動轉(zhuǎn)為技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動，企業(yè)通過調(diào)整生產(chǎn)系統(tǒng)和引入高新技術(shù)，促進(jìn)新產(chǎn)品研發(fā)和舊產(chǎn)品優(yōu)化，推動企業(yè)向市場營銷等高附加值產(chǎn)業(yè)鏈轉(zhuǎn)移，增加單位產(chǎn)品增加值，拉動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。而綠色經(jīng)濟(jì)效率的最終產(chǎn)出目標(biāo)依然是地區(qū)總產(chǎn)值[1]，即制造業(yè)價值鏈攀升可通過提高產(chǎn)品附加值和促進(jìn)綠色增長經(jīng)濟(jì)效率提升的中間環(huán)節(jié)而形成“綠水青山”效應(yīng)。其次，外國直接投資通過學(xué)習(xí)效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和RD本地化從而實現(xiàn)技術(shù)溢出，而相關(guān)企業(yè)隨著技術(shù)創(chuàng)新能力提高，通過學(xué)習(xí)效應(yīng)、模仿創(chuàng)新和“干中學(xué)”效應(yīng)吸收外國技術(shù)溢出，提高自身技術(shù)創(chuàng)新能力，優(yōu)化產(chǎn)品生產(chǎn)過程，減少污染物排放，提高綠色經(jīng)濟(jì)效率，助推制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)形成。然后，隨著制造業(yè)價值鏈攀升，企業(yè)競爭能力增強(qiáng)，政府或企業(yè)會更傾向于引入優(yōu)質(zhì)外國資本，增強(qiáng)本地市場整體競爭性，產(chǎn)生市場競爭對低效率企業(yè)或落后產(chǎn)能企業(yè)的擠出效應(yīng)。最后，部分企業(yè)出于維護(hù)自身社會形象、承擔(dān)社會責(zé)任和促進(jìn)自身發(fā)展的考慮，在一定程度上引進(jìn)綠色環(huán)保技術(shù)，降低產(chǎn)品污染排放，并積極參與環(huán)保公益，推動節(jié)能減排，提高綠色經(jīng)濟(jì)效率，即后期的制造業(yè)價值鏈攀升會呈現(xiàn)“綠水青山”效應(yīng)。

綜上所述，基于制造業(yè)企業(yè)在不同發(fā)展階段對地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同影響，我們提出待檢驗假說1：

假說1：制造業(yè)全球價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)呈非線性特征，具體表現(xiàn)為U型關(guān)系。

在制造業(yè)全球價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)的過程中，政府主要從以下兩個方面發(fā)揮其調(diào)節(jié)作用。首先，政府干預(yù)在一定程度上會推動企業(yè)和社會的環(huán)境規(guī)制行為，實現(xiàn)“波特假說”，即企業(yè)適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會刺激其開展研發(fā)活動，增強(qiáng)企業(yè)科技創(chuàng)新能力。這一方面可提高企業(yè)生產(chǎn)力，提升產(chǎn)品質(zhì)量，增強(qiáng)企業(yè)盈利能力，抵消環(huán)境保護(hù)成本，提高單位產(chǎn)品增加值，提高綠色經(jīng)濟(jì)效率。另一方面，較高的技術(shù)水平可優(yōu)化產(chǎn)品生產(chǎn)過程，提高資本利用率，減少污染物排放，提高綠色經(jīng)濟(jì)效率，加速“綠水青山”效應(yīng)形成。其次，政府干預(yù)本身具有的強(qiáng)制性特征有利于環(huán)境保護(hù)，促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，強(qiáng)化“綠水青山”效應(yīng)。具體而言，第一，政府可以通過行政手段，提高市場準(zhǔn)入門檻，嚴(yán)格制定環(huán)保節(jié)能標(biāo)準(zhǔn)，關(guān)閉或淘汰高耗能、高污染產(chǎn)業(yè)，推動能源結(jié)構(gòu)調(diào)整，促進(jìn)服務(wù)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，拉動綠色經(jīng)濟(jì)增長；第二，政府可直接強(qiáng)化污染防治，增加環(huán)境保護(hù)投資以推動環(huán)境污染治理重點工程建設(shè)，引領(lǐng)循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)資源綜合利用，全面推進(jìn)清潔生產(chǎn)，減少污染物排放，恢復(fù)我國的綠水青山；第三，完善相關(guān)的法律與政策，形成環(huán)境保護(hù)約束和激勵機(jī)制，在全社會形成建設(shè)資源節(jié)約型社會和環(huán)境友好型社會的共識，從源頭上保護(hù)好綠水青山這座金山銀山。

綜上所述，基于政府干預(yù)對制造業(yè)全球價值鏈攀升的調(diào)節(jié)效應(yīng)，我們提出待檢驗假說2：

假說2：政府干預(yù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)將會加速或強(qiáng)化制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)，促進(jìn)綠色發(fā)展。

三、綠色經(jīng)濟(jì)增長效率測度

(一)研究方法

鑒于目前尚無“綠水青山”效應(yīng)的測度指標(biāo)和相關(guān)學(xué)者認(rèn)為實現(xiàn)“綠水青山”向“金山銀山”轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵路徑是綠色發(fā)展。本文借鑒北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理研究院、西南財經(jīng)大學(xué)發(fā)展研究院、國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測中心共同編制的《2016中國綠色發(fā)展指數(shù)報告——區(qū)域比較》構(gòu)建的綠色發(fā)展指數(shù)體系[27]，采用各省市綠色經(jīng)濟(jì)增長效率衡量其綠色發(fā)展水平，作為“綠水青山”效應(yīng)的替代指標(biāo)，采用SFA模型進(jìn)行綠色經(jīng)濟(jì)增長效率測算。將函數(shù)一般形式表示如下：

Yit=f(xit,β)exp(vit-uit),uit>0

(1)

TEit=exp(-uit)

(2)

其中，Yit為i省第t年的產(chǎn)出；xit為投入變量；f()為確定性前沿產(chǎn)出；β為待估參數(shù)；vit為隨機(jī)干擾項，服從均值為零的正態(tài)分布；uit為非效率項，通常假定其服從截尾正態(tài)分布。若uit>0表示技術(shù)非效率，此時效率值小于1。

關(guān)于前沿生產(chǎn)函數(shù)形式，常見有C-D函數(shù)和超越對數(shù)函數(shù)。鑒于超越對數(shù)函數(shù)的多重共線性問題，本文選擇對數(shù)形式的C-D函數(shù)，即：

lnYit=α0+α×lnKit+β×Lit+(vit-uit)

(3)

其中，Yit為i省第t年的綠色GDP；Kit和Lit分別為i省第t年的資本投入和勞動投入；α和β分別為資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性。

(二)變量說明

1.產(chǎn)出變量

當(dāng)前測算經(jīng)濟(jì)增長效率的產(chǎn)出變量幾乎都是GDP，并未考慮環(huán)境因素，本文借鑒白潔等[20]的方法，將各省綠色GDP作為產(chǎn)出變量。公式如下：

GGDPit=EIit×GDPit

(4)

其中，GGDPit為i省第t年的綠色GDP；EIit則是該省第t年的環(huán)境指數(shù)。測算方法如下：

首先，根據(jù)式(5)對工業(yè)三廢指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理。基于無量綱化后的數(shù)值Dijt，采用式(6)到式(11)的熵值法計算各省市環(huán)境評分指數(shù)Sit，最終按公式(12)將Sit轉(zhuǎn)換到區(qū)間[0,1]，得到EIit。

(5)

(6)

(7)

(8)

Rijt=1-Vijt

(9)

(10)

(11)

其中，Dijt為工業(yè)三廢指標(biāo)無量綱化后的數(shù)值；Qijt，max為i省第j個指標(biāo)的最大值，Qijt,min為i省第j個指標(biāo)的最小值；而Mijt則是i省份的指標(biāo)j在第t年的指標(biāo)集中度；Vijt是指標(biāo)j在i省第t年的熵值；T為時間跨度，Rijt為i省第j個指標(biāo)的信息冗余度。為使熵值與信息冗余度負(fù)相關(guān)而引入了系數(shù)k。由此可以得到i省j指標(biāo)在第t年的權(quán)重Wijt，權(quán)重Wijt和Dijt的乘積和即為i省第t年的環(huán)境指數(shù)Sit。

在各省份的環(huán)境評分指數(shù)基礎(chǔ)上，借鑒白潔等[20]的方法，按公式(12)將Sit轉(zhuǎn)換到區(qū)間[0,1]，得到各省市環(huán)境指數(shù)EIit。

(12)

2.投入變量

(2)通過對比分析基本查明了沁南區(qū)塊F4斷層的性質(zhì)、走向、落差、傾角等斷層要素：確定了F4為一正斷層；F4正斷層在QN-06V井區(qū)附近走向為N72°E，傾向為SSE，F(xiàn)4正斷層落差為205～315 m；QN-06V井位于F4正斷層的斷層帶上，F(xiàn)4正斷層在QN-06V井?dāng)帱c落差為315 m；QN-06V斷失地層為二疊系中統(tǒng)上石盒子組中下部(P2s2、P2s1)，二疊系下統(tǒng)下石盒子(P1x)，二疊系下統(tǒng)山西組(P1s)中上部大部分地層。

基于式(3)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，我們選取資本存量和勞動力投入作為投入變量。鑒于現(xiàn)有年鑒中缺乏資本存量數(shù)據(jù)，我們借鑒張軍等[28]的方法，采用永續(xù)盤存法盤存。具體如式(13)：

Kit=Ki,t-1×(1-π)+It

(13)

其中，Kit為i省第t年的資本存量；Kit-1為i省第t-1年的資本存量；It為i省的基期資本存量；π為折舊率。借鑒張軍等[28]的方法，結(jié)合本文實際，以2005年為基期，以基期固定資產(chǎn)投資總額除以10%作為初始資本存量，設(shè)定折舊率為9.6%。而勞動力投入采用各省年末就業(yè)人數(shù)來衡量。數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計年鑒。

3.綠色經(jīng)濟(jì)增長效率測算結(jié)果

由于前文環(huán)境指數(shù)測算的原始“工業(yè)三廢”數(shù)據(jù)來自于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》，同時鑒于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》目前只更新至2016年，故我們借助Frontier 4.1軟件，測算2005—2016年各省市綠色經(jīng)濟(jì)增長效率。結(jié)果發(fā)現(xiàn)這期間盡管我國的綠色經(jīng)濟(jì)增長效率較低，呈技術(shù)非效率，但整體呈曲折上升趨勢。從圖1可知，整體上我國2016年的綠色經(jīng)濟(jì)增長效率位于最上方，而2005年的綠色經(jīng)濟(jì)增長效率位于最下方。這說明我國2005年到2016年的各省份綠色經(jīng)濟(jì)增長效率曲折上升。其次，從平均綠色經(jīng)濟(jì)增長效率來看，該效率由2005年的0.141 2增長到2016年的0.342 6，雖符合曲折上升態(tài)勢，但整體上說明我國綠色經(jīng)濟(jì)增長效率還較低，綠水青山建設(shè)任重道遠(yuǎn)。最后，從我國綠色經(jīng)濟(jì)增長效率的橫向發(fā)展態(tài)勢來看，我國綠色經(jīng)濟(jì)增長效率呈由東部沿海向西北內(nèi)陸遞減的態(tài)勢。從圖1可知，東部沿海地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長效率較高，西部內(nèi)陸地區(qū)增長效率較低。這符合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體態(tài)勢。

資料來源：作者借助Frontier 4.1測算圖1 綠色經(jīng)濟(jì)增長效率測算結(jié)果

四、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型建立

為了研究制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)及特征，基于現(xiàn)有文獻(xiàn)[28-30]，考慮數(shù)據(jù)可得性，我們選取制造業(yè)出口復(fù)雜度作為制造業(yè)價值鏈攀升的衡量變量，構(gòu)建如下計量模型：

(14)

考慮到政府干預(yù)對制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的加速或強(qiáng)化作用，我們構(gòu)建計量模型(15)：

GREENGDPit=α0+α1×EXPYit+α2×EXPYit×GOVit+α3×CONTROLit+εit

(15)

其中，GOVit為i省第t年的政府干預(yù)指標(biāo)。

(二)指標(biāo)選取

1.被解釋變量：“綠水青山”效應(yīng)

如前所述，采用綠色經(jīng)濟(jì)增長效率作為“綠水青山”效應(yīng)的替代標(biāo)量。鑒于測算時采用對數(shù)形式的C-D函數(shù)，后續(xù)不對其取對數(shù)。

2.解釋變量：各省制造業(yè)出口復(fù)雜度指數(shù)

依照貿(mào)易結(jié)構(gòu)反映生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的邏輯，Hausmann等[8]指出一國或地區(qū)的出口復(fù)雜度可反映該國或地區(qū)的全球價值鏈地位，故我們采用各省市制造業(yè)出口復(fù)雜度衡量其全球價值鏈攀升，測算公式如下：

(16)

(17)

其中，xijt為i省份j行業(yè)在第t年的出口額；Xit則是i省第t年的出口額；PGDPit為i省第t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；PRODYjt為j行業(yè)在第t年的出口復(fù)雜度；EXPYit為i省第t年的出口復(fù)雜度。數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫采用HS海關(guān)編碼，包含22類行業(yè)，我們剔除了其中活動物、動物產(chǎn)品行業(yè)和植物產(chǎn)品行業(yè)等非制造業(yè)行業(yè)，測算結(jié)果如圖2(1)囿于篇幅，僅匯報了北京等部分省市的制造業(yè)全球價值鏈地位。。從結(jié)果可知，整體上各省市制造業(yè)全球價值鏈地位曲折上升，這與前文所述各省市綠色經(jīng)濟(jì)增長效率呈上升趨勢相吻合，初步證實了制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的存在。

資料來源：作者整理測算圖2 部分省市制造業(yè)全球價值鏈地位

3.調(diào)節(jié)變量：政府干預(yù)

政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)指的是地方政府在制造業(yè)價值鏈攀升過程中通過財政手段發(fā)揮政府職能，引導(dǎo)制造業(yè)價值鏈攀升，加速“綠水青山”效應(yīng)形成。但政府也可能因過度干預(yù)、錯誤干預(yù)和不當(dāng)干預(yù)而形成阻礙。因此，我們將政府干預(yù)與制造業(yè)全球價值鏈地位的交乘項納入計量模型，采用政府財政支出衡量政府干預(yù)程度，檢驗政府干預(yù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4.控制變量

1) 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：武建新等指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級化顯著促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)綠色增長[29]。因此，本文以各省市二、三產(chǎn)業(yè)占比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，并預(yù)測第二產(chǎn)業(yè)占比與綠色經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，而第三產(chǎn)業(yè)占比與綠色經(jīng)濟(jì)增長效率正相關(guān)。

2) 技術(shù)進(jìn)步水平：技術(shù)進(jìn)步可通過以下兩方面加速“綠水青山”效應(yīng)的形成：第一，技術(shù)進(jìn)步能夠促進(jìn)資源有效利用，推進(jìn)資源節(jié)約，推動綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二，技術(shù)進(jìn)步推動知識外溢，提高人力資本素質(zhì)，推動綠色消費和生態(tài)經(jīng)濟(jì)。因此，本文以各省市專利申請數(shù)衡量技術(shù)進(jìn)步水平，預(yù)測技術(shù)進(jìn)步結(jié)果呈正向。

3) 基礎(chǔ)設(shè)施：基礎(chǔ)設(shè)施是社會發(fā)展的物質(zhì)指標(biāo)之一。完善基礎(chǔ)設(shè)施可縮短服務(wù)時間和距離，緩解信息不對稱，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)綠色發(fā)展[31]。因此，我們將基礎(chǔ)設(shè)施作為控制變量，通過互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)來衡量，預(yù)測結(jié)果為正。

4) 外商投資：部分學(xué)者認(rèn)為外商投資會通過技術(shù)培訓(xùn)和技術(shù)授權(quán)等方式形成技術(shù)溢出，推動外國先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗擴(kuò)散，促進(jìn)綠色發(fā)展。也有學(xué)者認(rèn)為外商投資會加劇外國落后產(chǎn)能轉(zhuǎn)移，形成“污染天堂”。我們將外商投資作為控制變量納入模型，考慮到外商投資對經(jīng)濟(jì)社會的作用存在滯后性，以滯后一期的外商投資企業(yè)的投資總額來衡量，預(yù)期結(jié)果不明確。

5) 教育水平：綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要強(qiáng)化個人生態(tài)環(huán)保意識。因此，我們以教育行業(yè)年末城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員衡量居民受教育水平，并將其作為控制變量納入計量模型中[20]，預(yù)期結(jié)果為正。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文研究時間段為2005—2016年?？紤]到數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，除綠色經(jīng)濟(jì)增長效率外，我們將所有數(shù)據(jù)對數(shù)化處理。出口復(fù)雜度數(shù)據(jù)來自于國研網(wǎng)對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》與各省市年鑒。表1給出了數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證研究

基于以上說明，構(gòu)建我國31個省市2005—2016年面板數(shù)據(jù)，實證研究制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)及特征，檢驗政府調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響。

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于研究制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)及特征的模型(14)和檢驗政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型(15)，我們根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗，選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行主要分析，并給出隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果，具體如表2。

回歸逐步加入控制變量。表2中第①列到第④列控制了出口復(fù)雜度及其平方項，表明制造業(yè)價值鏈攀升與綠色經(jīng)濟(jì)增長呈“U”型特征。而第⑤列到第⑧列則控制了出口復(fù)雜度及政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)，表明政府干預(yù)可加速制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的形成或顯現(xiàn)。分開來看，出口復(fù)雜度一次項估計結(jié)果為-0.460 4，在1%的水平上顯著，表明制造業(yè)出口復(fù)雜度提升10%，其“綠水青山”效應(yīng)將下降4.604%；但二次項的估計結(jié)果顯著為0.032 7，說明后期制造業(yè)價值鏈攀升有明顯的“綠水青山”作用。這說明制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”呈“U”型特征，驗證了假說1。關(guān)于政府干預(yù)對制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的加速作用，出口復(fù)雜度一次項結(jié)果為-0.025 4，在5%的水平上顯著，說明制造業(yè)出口復(fù)雜度10%的提升會造成“綠水青山”效應(yīng)下降0.254%。但政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的結(jié)果為0.009，在1%的水平上顯著，說明在一定的政府干預(yù)下，制造業(yè)出口復(fù)雜度10%的上升會拉動“綠水青山”效應(yīng)上升0.09%。這說明政府干預(yù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)在一定程度上可加速制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的形成或顯現(xiàn)，驗證了假說2。

表2 基準(zhǔn)回歸

控制變量對我國“綠水青山”也有一定影響。首先，第二產(chǎn)業(yè)占比系數(shù)為負(fù)，說明第二產(chǎn)業(yè)尤其是高能耗高污染產(chǎn)業(yè)發(fā)展阻礙著我國綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型；但第三產(chǎn)業(yè)占比系數(shù)顯著為正，這說明產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展可推動“綠水青山”煥發(fā)新顏。目前，我國正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，推進(jìn)企業(yè)重組，淘汰落后產(chǎn)能，發(fā)揮生物制藥、新能源等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和旅游等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟(jì)生態(tài)優(yōu)勢可較好地提升制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)。其次，技術(shù)進(jìn)步估計系數(shù)為0.011 2，在1%的水平上通過顯著性檢驗，即技術(shù)水平10%的提升會促進(jìn)“綠水青山”效應(yīng)0.112%的增長，說明技術(shù)進(jìn)步可優(yōu)化產(chǎn)品生產(chǎn)過程，提高資本利用效率，增加單位產(chǎn)品附加值，推動企業(yè)綠色生產(chǎn)，提高綠色經(jīng)濟(jì)增長效率。但這一正向作用在政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)下不顯著，可能的原因在于我國科研基礎(chǔ)、中高端人才和良好的科技生態(tài)環(huán)境分布不均，整體上東部地區(qū)技術(shù)能力強(qiáng)于中西部地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施的估計結(jié)果類似。最后，教育水平和外商直接投資結(jié)果為正，說明我國居民素質(zhì)的提高，環(huán)境保護(hù)意識的提升和外資先進(jìn)技術(shù)溢出會推動我國環(huán)境治理發(fā)展，發(fā)揮“綠水青山”的生態(tài)經(jīng)濟(jì)價值，助力“綠水青山”轉(zhuǎn)化為“金山銀山”。

(二)地區(qū)異質(zhì)性研究

我國幅員遼闊，地大物博，各地區(qū)制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)可能存在地區(qū)異質(zhì)性。因此，我們在文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，將31個省份劃分成東中西3個地區(qū)，進(jìn)行地區(qū)回歸，探討制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性,結(jié)果如表3。

表3 分地區(qū)回歸

表3第①列、第③列和第⑤列為包含出口復(fù)雜度的二次項，而第②列、第④列以及第⑥列包含出口復(fù)雜度與政府干預(yù)的交乘項。從表3的結(jié)果可以看出：制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的U型特征及政府調(diào)節(jié)效應(yīng)對“綠水青山”效應(yīng)的加速作用具有穩(wěn)健性。

分開來看，對于東部地區(qū)，制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)U型特征仍然存在。在考慮政府調(diào)節(jié)效應(yīng)后，出口復(fù)雜度估計系數(shù)為-0.019 4，不顯著，說明在政府調(diào)節(jié)效應(yīng)下，東部地區(qū)大部分制造業(yè)已處于價值鏈較高位置，對綠色經(jīng)濟(jì)效率的阻礙作用不明顯，主要表現(xiàn)為對“綠水青山”效應(yīng)的加速作用，助力我國綠水青山煥發(fā)新顏。對于中部地區(qū)，制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)U型特征仍然存在?？紤]政府調(diào)節(jié)效應(yīng)后，出口復(fù)雜度估計系數(shù)顯著為-0.044 5，說明制造業(yè)價值鏈攀升仍然存在對“綠水青山”效應(yīng)的阻礙作用。中部地區(qū)正處于制造業(yè)轉(zhuǎn)型突破的關(guān)鍵期，較大部分省市制造業(yè)仍以大量生產(chǎn)要素投入推動發(fā)展，資本利用效率較低，污染排放較多，不利于區(qū)域綠色發(fā)展。西部地區(qū)結(jié)果與中部地區(qū)類似，原因在于西部地區(qū)受地理位置等因素限制，基礎(chǔ)設(shè)施并不完善，多數(shù)企業(yè)處于發(fā)展初期，價值鏈地位偏低，規(guī)模效應(yīng)不明顯，技術(shù)溢出不足，發(fā)展中仍以大量生產(chǎn)要素投入來推動價值鏈攀升，資源浪費嚴(yán)重，產(chǎn)品附加值較低，“綠水青山”不明顯?？刂谱兞糠矫媾c前文差異不大，值得注意的是考慮政府調(diào)節(jié)效應(yīng)后的東中部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步對“綠水青山”效應(yīng)的提升作用不明顯，而西部地區(qū)卻較顯著，可能的原因是東中部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為實用技術(shù)存在一定滯后，尤其是政府專利受理時間，故其正向作用不明顯；而西部地區(qū)由于自身技術(shù)落后，更多是靠技術(shù)引進(jìn)推動技術(shù)進(jìn)步。

(三)內(nèi)生性問題處理

我們采用面板工具變量方法對模型中的內(nèi)生性問題進(jìn)行處理，以核心解釋變量的滯后1期作為工具變量，結(jié)果如表4。

表4 內(nèi)生性處理

表4的結(jié)果表明制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)呈U型特征，且一定的政府干預(yù)可加速制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)形成。分開來看，對于制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的U型特征而言，出口復(fù)雜度一次項結(jié)果在1%的水平上顯著為-0.745 0，說明制造業(yè)出口復(fù)雜度每提升10%，其“綠水青山”效應(yīng)就下降7.450%，而出口復(fù)雜度二次項結(jié)果在1%的水平上顯著為0.050 6，出口復(fù)雜度10%的提升就會帶來“綠水青山”效應(yīng)0.506%的優(yōu)化，說明制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的U型特征是顯著的。對于政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)，其結(jié)果在1%的水平上顯著為0.010 9，說明一定的政府干預(yù)可助推制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)提升0.109%，政府干預(yù)對制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的加速作用是穩(wěn)健的。政府應(yīng)通過環(huán)境規(guī)制刺激技術(shù)進(jìn)步，優(yōu)化生產(chǎn)過程，推動企業(yè)綠色生產(chǎn)，發(fā)揮“綠水青山”的生態(tài)經(jīng)濟(jì)價值，助力“綠水青山”轉(zhuǎn)化為“金山銀山”。

(四)穩(wěn)健性檢驗

前文已明確制造業(yè)價值鏈攀升的U型“綠水青山”效應(yīng)，并檢驗了政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的加速作用。為進(jìn)一步確定制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的U型特征及政府調(diào)節(jié)作用的穩(wěn)健性，我們進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：首先，以人均綠色GDP作為SFA模型的產(chǎn)出變量測算綠色人均經(jīng)濟(jì)增長效率，記為PGGDP，并以PGGDP作被解釋變量進(jìn)行回歸分析(2)人均綠色GDP的測算方法類似于綠色GDP，即PGGDPit=EIit×PGDPit，其中EIit為各省份環(huán)境指數(shù)，PGDPit為各省市人均GDP。；其次，變換估計方法，使用最大似然法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗；最后，考慮到北京等4個直轄市的政策優(yōu)勢，我們剔除4個直轄市進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗

表5第①列和第②列是以人均綠色經(jīng)濟(jì)增長效率為被解釋變量的回歸結(jié)果，與前文并無明顯差異，說明結(jié)果較為穩(wěn)健。第③和第④列是最大似然估計方法的回歸結(jié)果，第⑤和第⑥列是剔除4個直轄市后的估計結(jié)果。從結(jié)果可知，制造業(yè)價值鏈攀升的U型“綠水青山”效應(yīng)較為穩(wěn)健，且一定的政府干預(yù)仍能夠加速制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的形成。

六、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于前人研究，借助SFA模型測算我國31個省份2005—2016年的綠色經(jīng)濟(jì)增長效率，構(gòu)建2005—2016年省域面板數(shù)據(jù)研究制造業(yè)價值鏈攀升“綠水青山”效應(yīng)及特征，檢驗政府干預(yù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)制造業(yè)全球價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)呈非線性特征，具體表現(xiàn)為U型。當(dāng)制造業(yè)位于價值鏈較高位置時，制造業(yè)價值鏈地位每提升10%，會帶來“綠水青山”效應(yīng)0.587%的提升。(2)政府干預(yù)可加速制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)的形成。當(dāng)政府調(diào)節(jié)效應(yīng)一定時，制造業(yè)價值鏈10%的攀升可推動其“綠水青山”效應(yīng)提升0.09%。(3)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展顯著促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)效率提升，第二產(chǎn)業(yè)的作用不明顯，產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展可加速我國綠水青山煥發(fā)新顏。(4)制造業(yè)價值鏈攀升的“綠水青山”效應(yīng)存在地區(qū)異質(zhì)性。在考慮政府調(diào)節(jié)效應(yīng)后，東部地區(qū)制造業(yè)價值鏈攀升對“綠水青山”效應(yīng)的阻礙作用已不明顯。(5)由于存在政府專利受理的時滯，東部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步對綠色發(fā)展的積極作用不顯著，而西部地區(qū)直接引入技術(shù)，其技術(shù)進(jìn)步對綠色發(fā)展有明顯作用。(6)外商直接投資通過學(xué)習(xí)效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和RD本地化實現(xiàn)先進(jìn)技術(shù)溢出，提升我國企業(yè)技術(shù)水平，發(fā)揮“綠水青山”的生態(tài)經(jīng)濟(jì)價值，助力“綠水青山”轉(zhuǎn)化為“金山銀山”。

(二)建議

基于以上研究結(jié)論，在我國經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”背景下，我們認(rèn)為我國可從以下幾方面助力綠色發(fā)展：第一，堅持綠色發(fā)展理念，積極推進(jìn)綠色節(jié)能的生產(chǎn)模式，加快轉(zhuǎn)換經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。在我國經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型的背景下，若仍一味依賴傳統(tǒng)的要素投入推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，勢必會造成綠水青山退化與其生態(tài)經(jīng)濟(jì)價值的浪費，不利于綠色發(fā)展和綠色生態(tài)生活方式的形成。綠色轉(zhuǎn)型的高質(zhì)量發(fā)展要堅持生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展，通過提高全要素生產(chǎn)率來推動經(jīng)濟(jì)動能轉(zhuǎn)換，淘汰落后產(chǎn)能，促進(jìn)可持續(xù)發(fā)展。第二，重視政府干預(yù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在現(xiàn)有條件下，建立更完備的環(huán)保支出效率評價體系，將效率值納入官員考核評價體系，注重綠色GDP增長，提升各級環(huán)保部門的獨立執(zhí)行力，增強(qiáng)環(huán)保領(lǐng)域的預(yù)算獨立，保證環(huán)保政策目標(biāo)和執(zhí)行不受地方政府總體目標(biāo)干擾，恢復(fù)綠水與青山，助力“綠水青山”向“金山銀山”轉(zhuǎn)化。第三，完善相關(guān)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，在鼓勵發(fā)明創(chuàng)新的同時，在企業(yè)和學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)之間搭建溝通平臺，促進(jìn)理論研究轉(zhuǎn)化為實用科技，發(fā)揮科學(xué)技術(shù)對綠色經(jīng)濟(jì)增長效率提升的促進(jìn)作用，助力我國綠水青山煥發(fā)新顏。第四，精簡政府效能，建設(shè)高效政府，縮短技術(shù)創(chuàng)新與實用技術(shù)間的時滯，發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的生態(tài)價值，推進(jìn)“綠水青山”轉(zhuǎn)化為“金山銀山”。