黃慶華，劉 敏，胡江峰

西南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715

長江經(jīng)濟帶橫跨我國東中西部11個省市，覆蓋范圍十分廣泛，是我國經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略增長極[1]． 近年來，長江經(jīng)濟帶的經(jīng)濟發(fā)展水平得到快速提升，但由此所引發(fā)的環(huán)境污染問題也日益突出，這顯然有悖于我國加強生態(tài)文明建設(shè)的初衷[2]． 尤其是在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，長江經(jīng)濟帶亟需推動綠色經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，加快綠色發(fā)展步伐． 綠色全要素生產(chǎn)率因在傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上考慮了資源消耗、污染排放等資源環(huán)境約束，與新時代綠色發(fā)展理念更為契合，已成為衡量區(qū)域經(jīng)濟綠色發(fā)展水平的核心指標(biāo)[3]． 此外，綠色全要素生產(chǎn)率的增長能夠為加快綠色經(jīng)濟轉(zhuǎn)型提供重要動力，有助于經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境質(zhì)量實現(xiàn)“雙贏”[3-5]，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有積極影響． 因此，研究長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的增長機制十分必要．

長江經(jīng)濟帶作為我國重要的經(jīng)濟區(qū)域，具備貿(mào)易開放的天然優(yōu)勢，能夠在貿(mào)易開放過程中引入發(fā)達(dá)國家的先進技術(shù)與資源，推動區(qū)域經(jīng)濟增長[6-7]． 然而，貿(mào)易開放在對長江經(jīng)濟帶產(chǎn)生眾多有利影響的同時，也引發(fā)了“資源消耗過快、空氣污染壓力加大、生態(tài)環(huán)境日益脆弱”等一系列嚴(yán)重的資源環(huán)境問題[1]，造成生態(tài)環(huán)境對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的約束效應(yīng)愈發(fā)明顯，嚴(yán)重阻礙該區(qū)域的綠色發(fā)展[8-9]． 諸多研究表明，環(huán)境規(guī)制作為解決污染外部性問題的非市場方式，一方面有益于改善貿(mào)易開放對長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展帶來的不良影響，引導(dǎo)貿(mào)易結(jié)構(gòu)在升級過程中更加注重清潔技術(shù)和綠色能源的使用；另一方面還能夠推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)不斷向全球價值鏈中高端環(huán)節(jié)靠攏，促使長江經(jīng)濟帶獲得更多的綠色技術(shù)溢出[4，10-11]． 相關(guān)研究強調(diào)，只有合理的環(huán)境規(guī)制強度才能夠減輕貿(mào)易開放對自然環(huán)境造成的危害，促進綠色全要素生產(chǎn)率增長，但如果環(huán)境規(guī)制力度過大，不僅不利于“雙贏”目標(biāo)的實現(xiàn)，而且還會降低本國產(chǎn)業(yè)或企業(yè)競爭力[12-14]． 那么，在什么范圍內(nèi)環(huán)境規(guī)制強度才算合理、不同環(huán)境規(guī)制強度對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效果如何、以及是否存在區(qū)域差異是本文需要深入研究的重點問題．

1 文獻綜述

進入新時代，綠色發(fā)展已成為重要趨勢，綠色全要素生產(chǎn)率作為綠色發(fā)展水平的核心指標(biāo)，該如何測度的問題引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注． Chung等[15]在測度瑞典紙漿廠的全要素生產(chǎn)率時，運用方向性距離函數(shù)，將污染排放看作非預(yù)期產(chǎn)出，以測算考慮環(huán)境因素的綠色全要素生產(chǎn)率，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了基于比值的Malmquist-Luenberger指數(shù)． 然而，當(dāng)存在投入過度或產(chǎn)出不足，即存在投入或產(chǎn)出的非零松弛(Slack)時，這種徑向型的DEA(Data Development Analysis)效率測度會高估評價對象的效率． 因此，F(xiàn)are等[16]、Fukuyama等[17]在Tone[18-19]非徑向基于松弛的(SBM)效率測度的基礎(chǔ)上，發(fā)展出更加一般化的非徑向且基于松弛型的(SBM)方向性距離函數(shù)． 胡江峰等[13]、黃慶華等[3，20]在有關(guān)研究中，運用SBM函數(shù)分別測度出了中國工業(yè)和長江經(jīng)濟帶的綠色全要素生產(chǎn)率． 基于此，本文采用SBM方向性距離函數(shù)的Malmquist-Luenberger指數(shù)方法，對長江經(jīng)濟帶2007-2018年110個地市的綠色全要素生產(chǎn)率進行測度．

有關(guān)貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的理論和實證研究成果較為豐富，但對于二者之間究竟是正向還是負(fù)向的因果關(guān)系并未形成統(tǒng)一的結(jié)論． 部分學(xué)者認(rèn)為，貿(mào)易開放能夠促進綠色全要素生產(chǎn)率的增長． 彭星等[21]研究貿(mào)易開放對中國工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用機制發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放能夠顯著促進工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提高． Cao等[22]提出貿(mào)易開放可以通過改變研發(fā)投入成本、優(yōu)化勞動資本比率等方式正向作用于區(qū)域綠色技術(shù)進步率． Peng等[23]認(rèn)為貿(mào)易開放在一定程度上可以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生有利作用． 齊紹洲等[24]的研究結(jié)果進一步說明，貿(mào)易開放是實現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率增長的重要途徑，能夠促使“一帶一路”沿線國家的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率得到提升． 然而，也有一些學(xué)者對上述觀點進行了反駁． 王兵等[25]研究了APEC(Asia Pacific Economic Cooperation)國家的綠色全要素生產(chǎn)率增長機制，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放對一國綠色全要素生產(chǎn)率的增長具有負(fù)向影響． 王偉等[26]提出貿(mào)易開放水平的提高會使得長江經(jīng)濟帶依然利用以犧牲環(huán)境為代價的方式促進經(jīng)濟發(fā)展，阻礙了綠色全要素生產(chǎn)率的提高． 葛鵬飛等[27]認(rèn)為以初級產(chǎn)品為主的貿(mào)易模式會驅(qū)使許多企業(yè)采取雇傭廉價勞動力的方式降低生產(chǎn)成本，從而造成企業(yè)對技術(shù)革新的關(guān)注度下降，不利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長． 吳磊等[28]提出貿(mào)易開放可以通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、影響技術(shù)溢出等方式作用于綠色全要素生產(chǎn)率的變化，但無法判別究竟是正向還是負(fù)向影響．

近年來，隨著諸多環(huán)境保護和治理政策的出臺，學(xué)者們也開始關(guān)注起環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)作用． 目前，學(xué)界主要形成了以下3種觀點：① 支持正向調(diào)節(jié)論． 這是因為在貿(mào)易開放進程中，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制不僅能夠減少污染程度較高的資源進入，而且還能夠推動環(huán)保程度較好的資源發(fā)揮綠色技術(shù)溢出效應(yīng)，有利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高[6，29-32]． 余泳澤等[11]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會驅(qū)動企業(yè)主動改進自身生產(chǎn)技術(shù)，降低要素投入成本，提高產(chǎn)品質(zhì)量，推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，有助于提升綠色全要素生產(chǎn)率． 張峰等[33]也發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制政策的實施會促使貿(mào)易開放對中國綠色全要素生產(chǎn)率的增長起正向作用． ② 支持負(fù)向調(diào)節(jié)論． 聶雷等[34]發(fā)現(xiàn)在貿(mào)易開放過程中，寬松的環(huán)境規(guī)制會增加污染企業(yè)的流入，加大環(huán)境污染程度，造成綠色發(fā)展動力不足，從而對綠色全要素生產(chǎn)率具有一定的抑制作用． 謝榮輝[35]認(rèn)為在考慮環(huán)境規(guī)制因素的情況下，貿(mào)易開放與中國綠色全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)． ③ 認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強度存在一個合理區(qū)間． Wang等[14]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強度并非越大越好，環(huán)境規(guī)制強度存在一個合理區(qū)間，只有在這個合理區(qū)間內(nèi)，貿(mào)易開放才有利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長． 胡江峰等[13]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的正向調(diào)節(jié)作用存在一個合理的環(huán)境規(guī)制強度范圍．

國內(nèi)外學(xué)者對貿(mào)易開放、環(huán)境規(guī)制以及綠色全要素生產(chǎn)率三者之間關(guān)系的研究尚未得到一致的結(jié)論． 梳理現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，將貿(mào)易開放和環(huán)境規(guī)制這兩個變量同時納入綠色全要素生產(chǎn)率模型考察的研究較少，關(guān)于長江經(jīng)濟帶的此類研究更是亟待補充． 鑒于此，本文在測度長江經(jīng)濟帶2007-2018年110個地市綠色全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，采用面板門檻模型實證考察環(huán)境規(guī)制強度對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效應(yīng)．

2 研究設(shè)計

2.1 計量模型構(gòu)建

為研究貿(mào)易開放水平對長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建基準(zhǔn)計量模型如式(1)所示．

lngtfpit=μ+β1lntrait+β2lnerit+φxit+εit

(1)

式(1)中，下標(biāo)i代表長江經(jīng)濟帶樣本地市，下標(biāo)t代表時間；ln表示對變量進行對數(shù)化處理，從而可以有效減輕異方差和量綱問題的干擾；lngtfpit表示綠色全要素生產(chǎn)率水平，lntrait表示貿(mào)易開放水平，lnerit代表環(huán)境規(guī)制強度；xit是本文的控制變量組，包含經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdpit)、基礎(chǔ)設(shè)施水平(lninfrit)、金融支持(lnfinit)、科技投入(lntechit)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnindit)；μ為常數(shù)項；β1，β2，φ分別為貿(mào)易開放變量、環(huán)境規(guī)制變量以及控制變量的系數(shù)；εit為隨機擾動項．

根據(jù)王洪慶等[4]的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制能夠?qū)Q(mào)易結(jié)構(gòu)升級的溢出效應(yīng)產(chǎn)生一定的影響，貿(mào)易開放與環(huán)境規(guī)制間存在交互作用，并且該作用可以影響綠色技術(shù)創(chuàng)新水平． 因此，為考察貿(mào)易開放水平與環(huán)境規(guī)制強度相互作用究竟會對長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生何種影響，本文在式(1)中加入lntrait×lnerit的交互項，得到式(2)．

lngtfpit=μ+β1lntrait+β2lnerit+β3lntrait×lnerit+φxit+εit

(2)

式(2)中，β3為貿(mào)易開放變量與環(huán)境規(guī)制變量交互項的系數(shù)．

盡管在式(2)中加入貿(mào)易開放與環(huán)境規(guī)制交互項后，可以檢驗貿(mào)易開放與環(huán)境規(guī)制相互作用對長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的影響，但仍然無法考察究竟在何種環(huán)境規(guī)制強度下才能使貿(mào)易開放促進綠色全要素生產(chǎn)率的增長． 面板門檻模型可以將門檻變量納入實證模型，實現(xiàn)對環(huán)境規(guī)制強度門檻值的檢驗，并且能以環(huán)境規(guī)制強度門檻值為分段點構(gòu)造分段函數(shù)，從而反映貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率間的非線性因果關(guān)系[36]． 基于此，本文主要采用面板門檻模型對前述問題進行分析，如式(3)所示．

(3)

式(3)中，β1，β2，…，βn為n個不同環(huán)境規(guī)制門檻值下的貿(mào)易開放變量系數(shù)；I(*)為指示函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)的條件滿足時，取之為1、反之為0；γ1、γ2…γn為n個不同水平的門檻值．

2.2 變量選取說明

1) 綠色全要素生產(chǎn)率(gtfp)． 傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的測算方法因未能將資源消耗、污染排放等環(huán)境約束條件納入投入產(chǎn)出指標(biāo)中而具有局限性，SBM方向性距離函數(shù)的ML指數(shù)方法可以彌補這一不足，故本文采用該方法，使用Matlab 2020a軟件測度長江經(jīng)濟帶各地級市2007-2018年的綠色全要素生產(chǎn)率． 綠色全要素生產(chǎn)率測算模型中的變量指標(biāo)包含要素投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出指標(biāo)． 各指標(biāo)計算方法如下：

要素投入：① 勞動投入，用年末單位從業(yè)人員數(shù)(單位：萬人)來衡量． ② 能源投入，采用全年用電量(單位：萬千瓦時)來表示． ③ 資本投入，用資本存量(單位：萬元)來衡量，本文采用永續(xù)存盤法來計算固定資產(chǎn)資本存量，并借鑒單豪杰[37]，Hall等[38]對基期資本存量、折舊率、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)以及固定資產(chǎn)形成總額的處理方法，計算出長江經(jīng)濟帶2007-2018年的資本存量． 期望產(chǎn)出：選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值(單位：元)來衡量． 非期望產(chǎn)出：采用工業(yè)“三廢”(工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水和工業(yè)煙塵)排放量(單位：萬噸)來表示．

需要說明的是，由于ML生產(chǎn)率指數(shù)反映的不是綠色全要素生產(chǎn)率，而是綠色全要素生產(chǎn)率的變化率，所以本文需要對ML指數(shù)做進一步處理． 參考邱斌等[39]的方法，以2006年為基期設(shè)定2006年的綠色全要素生產(chǎn)率水平為1，并結(jié)合ML指數(shù)進行計算，即可得到2007-2018年長江經(jīng)濟帶110個地市的綠色全要素生產(chǎn)率水平指標(biāo)．

2) 貿(mào)易開放(tra)． 本文采用貿(mào)易進出口總額占GDP(Gross Domestic Product)的比例來衡量貿(mào)易開放水平[8]． 值得注意的是，貿(mào)易進出口總額應(yīng)由美元單位換算成人民幣單位．

3) 環(huán)境規(guī)制(er)． 本文選取單位產(chǎn)值工業(yè)“三廢”排放量作為環(huán)境規(guī)制強度的衡量指標(biāo)，采用工業(yè)“三廢”排放量除以GDP計算其指標(biāo)值，并對該指標(biāo)值進行倒數(shù)化處理，使其具有正向意義，從而更具參考價值．

4) 控制變量． ① 經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)：經(jīng)濟發(fā)展是區(qū)域發(fā)展的根本，也會影響綠色全要素生產(chǎn)率，本文選取人均GDP作為衡量指標(biāo)． ② 基礎(chǔ)設(shè)施水平(infr)：基礎(chǔ)設(shè)施水平的波動可以改變信息和知識傳播速度，影響規(guī)模經(jīng)濟的形成，對勞動分工能夠產(chǎn)生一定的作用，進而可能對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，本文采用人均道路面積來體現(xiàn)． ③ 金融支持(fin)：金融發(fā)展水平可以影響資源配置效率和綠色技術(shù)生產(chǎn)率，本文將金融機構(gòu)年末存貸款余額占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例作為金融支持的代理變量． ④ 科技投入(tech)：科技投入能夠通過技術(shù)外溢、技術(shù)進步等來促進環(huán)境治理能力和資源配置效率的提高，本文采用當(dāng)年科技支出總額占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例來衡量． ⑤ 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ind)：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與綠色全要素生產(chǎn)率息息相關(guān)，相較于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)會消耗更多的資源并產(chǎn)生更多的污染，本文選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例來表示此變量．

2.3 數(shù)據(jù)來源介紹

① 本文主要通過整理EPS(Economy Prediction System)數(shù)據(jù)庫和各省市區(qū)統(tǒng)計年鑒(2007-2018年)的有關(guān)數(shù)據(jù)獲得所需要的原始樣本． ② 本文針對原始樣本數(shù)據(jù)中嚴(yán)重缺失的數(shù)據(jù)進行了刪除處理，小部分缺失數(shù)據(jù)則借助Stata15軟件和R軟件，運用插值法和線性擬合方法予以補充． ③ 本文對上一步得到的數(shù)據(jù)進行相關(guān)計算整理后，即可得到長江經(jīng)濟帶2007-2018年110個地市的1 320個指標(biāo)量化面板數(shù)據(jù)．

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)線性回歸結(jié)果分析

表1為基準(zhǔn)線性O(shè)LS(Ordinary Least Square)回歸結(jié)果． 其中，模型1為貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的影響結(jié)果；模型2是在模型1的基礎(chǔ)上增加貿(mào)易開放與環(huán)境規(guī)制交互項后的基準(zhǔn)回歸結(jié)果；模型3是在模型1的基礎(chǔ)上加入控制變量后得到的回歸結(jié)果；模型4是在模型3的基礎(chǔ)上引入貿(mào)易開放與環(huán)境規(guī)制交互項后得到的回歸結(jié)果． 為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在回歸模型中控制了城市和時間固定效應(yīng)，同時采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進行回歸．

表1 長江經(jīng)濟帶貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制

根據(jù)模型1和模型3的回歸結(jié)果可以看出，貿(mào)易開放系數(shù)為負(fù)且在1%的顯著性水平上顯著，這表明貿(mào)易開放抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的增長． 原因可能來自兩方面：① 長江經(jīng)濟帶的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)相對其他地區(qū)來說比較寬松，污染密集型企業(yè)會因該地區(qū)生產(chǎn)成本相對較低，產(chǎn)品價格在市場上更具競爭優(yōu)勢而選擇到長江經(jīng)濟帶駐扎，此時貿(mào)易開放度提高可能會促使其成為污染密集型產(chǎn)業(yè)的“避難所”，不利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長． ② 當(dāng)前污染密集型產(chǎn)業(yè)在長江經(jīng)濟帶的經(jīng)濟發(fā)展中占有重要地位，其在生產(chǎn)運作過程中會產(chǎn)生大量的污染物，對生態(tài)環(huán)境造成極其不利的影響． 長江經(jīng)濟帶的環(huán)境規(guī)制強度現(xiàn)階段較為薄弱，環(huán)境規(guī)制政策的實施不僅無法有效地改善這種現(xiàn)象，而且還會促使污染密集型產(chǎn)業(yè)依然保持貿(mào)易比較優(yōu)勢，抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提高．

分別對比模型1、模型2以及模型3、模型4的回歸結(jié)果可以觀測到，加入貿(mào)易開放與環(huán)境規(guī)制交互項后，貿(mào)易開放變量系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)為正，在模型2中通過了10%的顯著性水平檢驗，但在模型4中不顯著；而環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)始終顯著為正且增大． 這表明對貿(mào)易開放施加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，在一定程度上可能有利于促進綠色全要素生產(chǎn)率的提升． 本文認(rèn)為原因主要來自以下3個部分：① 對貿(mào)易開放施加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制在一定程度上能夠誘發(fā)企業(yè)進行綠色技術(shù)變革，優(yōu)化要素利用率，這對提升綠色全要素生產(chǎn)率具有正面影響． ② 長江經(jīng)濟帶的污染密集型產(chǎn)業(yè)具有貿(mào)易比較優(yōu)勢，貿(mào)易開放水平的提高會促進污染密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，造成地區(qū)生態(tài)環(huán)境惡化，而施加環(huán)境規(guī)制政策能夠改善這一問題． 但是，在貿(mào)易開放和環(huán)境規(guī)制兩股完全相反作用力的對沖下，貿(mào)易開放究竟會對長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率造成怎樣的影響具有不確定性． ③ 環(huán)境規(guī)制強度增強更容易推動地區(qū)企業(yè)產(chǎn)生“收益補償”效應(yīng)，從而刺激企業(yè)進行綠色技術(shù)革新，促使資源配置更加合理化，進而能夠為綠色全要素生產(chǎn)率的提升貢獻力量．

觀察模型3、模型4的各控制變量回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，lnpgdp的系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟發(fā)展水平的提高可以促進綠色全要素生產(chǎn)率的增長．lninfr的系數(shù)顯著為正，表明基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升對綠色全要素生產(chǎn)率的增長具有正向作用．lnfin的系數(shù)為負(fù)，在模型3、模型4中未通過顯著性檢驗，這表明金融發(fā)展水平對綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性．lntech的系數(shù)為負(fù)，通過了模型3的顯著性檢驗，但未通過模型4的顯著性檢驗，表明科技投入對綠色全要素生產(chǎn)率的增長具有一定的抑制作用． 這與本研究的設(shè)想相背離，可能是由于長江經(jīng)濟帶現(xiàn)階段對綠色技術(shù)研發(fā)的重視度不高，不利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長．lnind的系數(shù)顯著為負(fù)，表明第二產(chǎn)業(yè)比例的增加不利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長．

3.2 面板門檻模型結(jié)果分析

在上述線性基準(zhǔn)回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，將環(huán)境規(guī)制作為門檻變量，采用面板門檻模型考察貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率之間是否具有非線性關(guān)系，從而檢驗環(huán)境規(guī)制變量是否存在門檻效應(yīng)． 若存在門檻效應(yīng)，則可測算出對應(yīng)的環(huán)境規(guī)制門檻值(表2)．

從表2可知，環(huán)境規(guī)制的雙重門檻模型未通過顯著性檢驗水平，而單一門檻模型在5%的顯著性水平上顯著． 這表明環(huán)境規(guī)制可以非線性調(diào)節(jié)貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，并且具有顯著的單一門檻效應(yīng)，門檻值為9.018 0．

表2 面板門檻值估計與顯著性檢驗結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 環(huán)境規(guī)制門檻穩(wěn)健性檢驗

為檢驗面板門檻估計與顯著性檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用逐一加入控制變量的方法，分別估計環(huán)境規(guī)制門檻值的大小及其顯著性，從而考察各控制變量是否會對這一門檻值造成較大的影響(表3)．

根據(jù)表3可知，無論是否加入控制變量，環(huán)境規(guī)制門檻值均通過了5%或者10%的顯著性水平檢驗． 由此說明，控制變量對門檻值的顯著性水平影響不大，環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)較為顯著且穩(wěn)?。?/p>

表3 環(huán)境規(guī)制門檻穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

為保證門檻回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文在模型5-10中均加入穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進行回歸，詳細(xì)的環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)回歸結(jié)果見表4．

表4 環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用(門檻效應(yīng)分析)

由表4可知，在模型5-模型7中，貿(mào)易開放估計系數(shù)無論是否跨越門檻均為負(fù)，且數(shù)值大小都在增大；在模型8-模型10中，貿(mào)易開放估計系數(shù)(Tra1)在未跨越門檻值時(lner≤9.018 0)均為負(fù)，貿(mào)易開放估計系數(shù)(Tra2)在跨越門檻值后(lner>9.018 0)其系數(shù)均為正． 由此可知，控制變量的加入對結(jié)果的干擾十分有限． 本文以模型10的估計結(jié)果為例進行說明，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度小于9.018時，貿(mào)易開放變量的系數(shù)為-0.026 0，表示貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向效應(yīng)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度大于9.018時，貿(mào)易開放變量的系數(shù)為0.006 9，說明貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響． 由此可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度跨越門檻后，貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的作用效應(yīng)發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，由原來的負(fù)向效應(yīng)變成正向效應(yīng)，這進一步說明了對貿(mào)易開放施加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，能正向促進長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的提高，并與基準(zhǔn)線性回歸結(jié)果所得結(jié)果相符． 模型5-模型9的估計結(jié)果與前述相似，此部分不再贅述．

3.3.2 其他穩(wěn)健性測試

為確保上述研究結(jié)論的正確性，本文采用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗． ① 為消除模型內(nèi)生性的擔(dān)憂，本文采用滯后一期的貿(mào)易開放變量來表示貿(mào)易開放水平；② 環(huán)境規(guī)制強度改用單位產(chǎn)值污水排放量來衡量，即采用工業(yè)污水排放量除以GDP計算其指標(biāo)值，為使指標(biāo)值具有正向意義，對其進行倒數(shù)化處理[7]；③ 含有直轄市的樣本數(shù)據(jù)可能會對估計結(jié)果的準(zhǔn)確度有一定影響[40]，本文刪除了上海和重慶兩個直轄市的樣本數(shù)據(jù)；④ 異常值和非隨機性可能會影響估計結(jié)果的科學(xué)性，本文縮尾處理了綠色全要素生產(chǎn)率1%分位兩端的樣本數(shù)據(jù)；⑤ 考慮到樣本時間因素在一定程度上會造成統(tǒng)計結(jié)果出現(xiàn)較大的差異，本文剔除了首尾時間樣本數(shù)據(jù)． 前述各種方法得到的穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果如表5中模型11-模型15所示．

從表5可以看出，隨著環(huán)境規(guī)制強度的增大，貿(mào)易開放估計系數(shù)的大小都在變大，且有一半通過了顯著性水平檢驗． 這表明環(huán)境規(guī)制強度的增大弱化了貿(mào)易開放對長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的負(fù)面作用． 由此可見，本文研究結(jié)論穩(wěn)健性良好．

表5 各種穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

續(xù)表5

3.4 異質(zhì)性檢驗

為進一步考察環(huán)境規(guī)制門檻對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的作用機制是否具有區(qū)域差異，本文以長江經(jīng)濟帶上游、中游、下游3個區(qū)域為對象，對比長江經(jīng)濟帶整體的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果，分析在環(huán)境規(guī)制門檻條件下，不同區(qū)域貿(mào)易開放水平對綠色全要素生產(chǎn)率會產(chǎn)生何種影響． 從表6可以看出，各區(qū)域的貿(mào)易開放度均存在顯著的單一門檻效應(yīng)，但環(huán)境規(guī)制門檻值有所不同． 長江經(jīng)濟帶整體、上游、中游、下游的環(huán)境規(guī)制門檻值分別為9.018 0，5.842 1，9.785 9，8.721 9． 除此之外，環(huán)境規(guī)制對不同區(qū)域貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制也存在明顯差異．

表6 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

長江經(jīng)濟帶上游與長江經(jīng)濟帶總體的貿(mào)易開放系數(shù)變化趨勢正好相反，隨著環(huán)境規(guī)制強度的增大，其系數(shù)由顯著為負(fù)變?yōu)檎?當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度小于5.842 1時，其估計系數(shù)為0.788 5；反之，其估計系數(shù)為-0.030 3． 這表明隨著環(huán)境規(guī)制強度的增大，貿(mào)易開放阻礙了長江經(jīng)濟帶上游綠色全要素生產(chǎn)率的提高． 可能的原因在于長江經(jīng)濟帶上游城市主要位于我國西部，由于西部地區(qū)單位產(chǎn)值的資源消耗總量大且經(jīng)濟發(fā)展、科技發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施等水平較低，使環(huán)境規(guī)制強度增大造成貿(mào)易開放難以發(fā)揮技術(shù)外溢的作用，從而致使長江經(jīng)濟帶上游城市對貿(mào)易開放帶來的資源要素、先進技術(shù)、規(guī)模效應(yīng)、示范效應(yīng)等吸收利用率不高，抑制了其綠色全要素生產(chǎn)率的提高．

長江經(jīng)濟帶中游與長江經(jīng)濟帶總體的貿(mào)易開放系數(shù)變化趨勢略有不同，隨著環(huán)境規(guī)制加強，其系數(shù)始終為正且增大． 當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度小于9.785 9時，貿(mào)易開放估計系數(shù)為0.011 6；反之，貿(mào)易開放估計系數(shù)則增大到0.147 4． 這表明隨著環(huán)境規(guī)制強度增大，貿(mào)易開放對長江經(jīng)濟帶中游綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用加強． 這可能是因為長江經(jīng)濟帶中游城市在國家中部崛起戰(zhàn)略的引領(lǐng)下，貿(mào)易開放環(huán)境得到較大改善，產(chǎn)業(yè)承接能力日益增強，加之其本身就具備勞動力、土地等要素成本優(yōu)勢，給該地區(qū)造就了極大的綠色發(fā)展空間，強化了環(huán)境規(guī)制為貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率這兩者關(guān)系帶來的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)．

長江經(jīng)濟帶下游與長江經(jīng)濟帶總體的貿(mào)易開放系數(shù)變化趨勢相同，都是隨環(huán)境規(guī)制強度增大由負(fù)變?yōu)檎?當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度小于8.721 9時，其估計系數(shù)為-0.027 2；反之，其估計系數(shù)為0.013 5． 這表明當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度跨越門檻后，貿(mào)易開放能夠促使長江經(jīng)濟帶下游綠色全要素生產(chǎn)率變高． 可能的原因在于長江經(jīng)濟帶下游的江浙滬經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)通過利用較高的技術(shù)創(chuàng)新水平推動了產(chǎn)業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型進程，促使產(chǎn)業(yè)逐漸向產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈中高端聚集，為下游地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率增長貢獻了力量．

由此可知，在環(huán)境規(guī)制門檻條件下，貿(mào)易開放水平對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是非線性的，且存在較為明顯的區(qū)域異質(zhì)性．

4 研究結(jié)論與政策建議

本文采用2007-2018年長江經(jīng)濟帶110個地市的面板數(shù)據(jù)，以基準(zhǔn)線性回歸模型、面板門檻模型、區(qū)域異質(zhì)性門檻效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果為切入點，分析了環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率這兩者關(guān)系產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用．

1) 基于基準(zhǔn)線性模型回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易開放與長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率這兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用具有正向效應(yīng)． 對貿(mào)易開放施加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，有利于長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的提高． 本文認(rèn)為在實施嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制政策的情況下，貿(mào)易開放可以通過擴大產(chǎn)品的生產(chǎn)和銷售規(guī)模引發(fā)規(guī)模效應(yīng)，促使地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由污染密集型向清潔型轉(zhuǎn)變，這種局面在一定程度上能夠激勵企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新以適應(yīng)環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，促進綠色技術(shù)溢出效應(yīng)產(chǎn)生，從而有利于綠色全要素生產(chǎn)率增長．

2) 基于環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放對長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在單一環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)． 當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度未跨越門檻時，其對貿(mào)易開放與長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率這兩者的關(guān)系能起到顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用；反之，則起到正向調(diào)節(jié)作用，但不顯著． 這表明環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易開放與長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用呈現(xiàn)出非線性規(guī)律． 本文認(rèn)為當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度保持在一定的合理區(qū)間時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會由污染密集型逐漸向清潔型轉(zhuǎn)變，此時貿(mào)易開放水平提高所帶來的生產(chǎn)率提升效應(yīng)會大于環(huán)境污染效應(yīng)，這會促使綠色全要素生產(chǎn)率增長．

3) 基于區(qū)域異質(zhì)性門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放對長江經(jīng)濟帶上中下游綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異且都存在單一環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)． 對于長江經(jīng)濟帶上游，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度未跨越門檻時，可以為貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率這兩者的關(guān)系起到顯著的正向作用；反之，則起到顯著的負(fù)向作用． 對于長江經(jīng)濟帶中游，環(huán)境規(guī)制可以為貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率這兩者的關(guān)系產(chǎn)生有利影響，且邊際效應(yīng)存在上升趨勢． 對于長江經(jīng)濟帶下游，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度未跨越門檻時，可以為貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率這兩者的關(guān)系起顯著的負(fù)向作用；反之，則起正向作用，但不顯著． 本文認(rèn)為在實施環(huán)境規(guī)制政策的過程中，貿(mào)易開放水平能否促進一個區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的增長，主要看該區(qū)域在實施環(huán)境規(guī)制政策狀態(tài)下其成本依賴效應(yīng)與知識溢出效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)的相互作用結(jié)果，若成本依賴效應(yīng)發(fā)揮的作用大于知識溢出和規(guī)模效應(yīng)發(fā)揮的作用，貿(mào)易開放則不利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長；反之，則有利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長．

綜合上述所有研究分析結(jié)果，本文提出以下政策建議：① 實施階段性環(huán)境規(guī)制政策． 長江經(jīng)濟帶沿線各地市應(yīng)清晰地掌握環(huán)境規(guī)制在調(diào)節(jié)貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率兩者關(guān)系中存在的非線性規(guī)律，并根據(jù)各自實際的貿(mào)易開放情況，在不同環(huán)境規(guī)制強度門檻區(qū)間內(nèi)合理革新環(huán)境規(guī)制政策，體現(xiàn)出其階段性． 特別是當(dāng)前我國正處于環(huán)境規(guī)制體系全面提升時期，長江經(jīng)濟帶各地市政府在設(shè)計環(huán)境規(guī)制工具時，應(yīng)堅持生態(tài)優(yōu)先，更多地關(guān)注經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護工作是否和諧統(tǒng)一，將激發(fā)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力視為重點，全面推廣節(jié)能減排技術(shù)、清潔高效工藝的使用，促進生產(chǎn)技術(shù)綠色化，提升各地區(qū)綠色技術(shù)水平． ② 實施差異化環(huán)境規(guī)制政策． 貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)在長江經(jīng)濟帶上中下游各流域呈現(xiàn)出較為顯著的差異． 因此，長江經(jīng)濟帶沿線各地市應(yīng)因地制宜地推進綠色對外貿(mào)易發(fā)展，有針對性地根據(jù)地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策適時調(diào)整對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促進對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，減少各地市發(fā)展“不平衡、不協(xié)調(diào)、不可持續(xù)”現(xiàn)象的出現(xiàn)，提高各地區(qū)綠色發(fā)展水平． 尤其是環(huán)境規(guī)制強度相對較低的長江經(jīng)濟帶上游各地市更應(yīng)結(jié)合其自身的資源稟賦和環(huán)境承載能力，靈活搭配環(huán)境規(guī)制類型，使用多樣化激勵型工具，提高資源配置效率，為推動綠色全要素生產(chǎn)率的增長助力．