余利豐，鄧柏盛

(1.江漢大學 武漢研究院，湖北 武漢 430056；2.湖南工商大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

黨的十九大報告提出，中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，這是改革開放40多年以來對經(jīng)濟快速增長所付出的巨大環(huán)境和社會代價作出的深刻反思，是在新形勢下作出的重大判斷[1]。多年來粗放式高速增長與GDP錦標賽的傳統(tǒng)思維，大氣污染久治不愈、生態(tài)環(huán)境屢遭破壞、霧霾頻發(fā)等一系列環(huán)境問題，經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境不和諧、不協(xié)調(diào)的問題日益凸顯，嚴重影響了中國經(jīng)濟的發(fā)展質量[2]，已經(jīng)成為制約中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的掣肘[3]。面對嚴峻的環(huán)境形勢，以習近平同志為核心的黨中央把生態(tài)文明建設作為統(tǒng)籌推進“五位一體”總體布局和協(xié)調(diào)推進“四個全面”戰(zhàn)略布局的重要內(nèi)容，出臺了一系列治污減排的法律法規(guī)[4]，并將污染防治列為決勝全面建成小康社會的三大攻堅戰(zhàn)之一。隨著我國進入中國特色社會主義建設的新時代，面臨的根本任務是改善環(huán)境和提升經(jīng)濟發(fā)展質量，不斷滿足人民日益增長的美好生活需要[5]。為此，中國政府提出了綠色發(fā)展理念，努力實現(xiàn)經(jīng)濟由粗放型向技術效率支撐型轉變[6]。從中國目前面臨的現(xiàn)實出發(fā)，要實現(xiàn)經(jīng)濟的高質量發(fā)展，必須要協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的兩難沖突，即在實現(xiàn)技術效率水平提升的同時，推動生態(tài)環(huán)境質量水平的提升。

二、文獻綜述

由于環(huán)境污染的負外部性及環(huán)保產(chǎn)品的公共產(chǎn)品屬性，極易造成環(huán)境污染的負外部性，這種負外部性導致環(huán)境污染難以通過市場調(diào)節(jié)得到有效治理，需要政府用制度規(guī)定企業(yè)對資源開發(fā)和利用所造成的污染進行治理[7]。一般而言，企業(yè)面臨一定水平的環(huán)境規(guī)制和有限的資金，針對環(huán)境污染的防治形成兩大途徑：一是通過建設治污設施對污染排放物進行末端治理；二是通過革新技術并作用于生產(chǎn)系統(tǒng)形成前端預防[8]。末端治理是以“先污染、后治理”為基本思想，通過對污染物的稀釋、掩埋等處理方式，以達到污染物排放標準；前端污染治理要求將污染控制與生產(chǎn)過程結合起來，從根本上減少所產(chǎn)生的污染物，前端污染治理的實質是改變以犧牲環(huán)境為代價的粗放型增長方式，將環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展結合起來[9]。從環(huán)境污染治理的功能上看，二者都可以在一定程度上減緩企業(yè)對環(huán)境污染的破壞程度。

經(jīng)濟高質量發(fā)展的核心是生產(chǎn)效率，包括體現(xiàn)在生產(chǎn)技術水平的提高以及生產(chǎn)技術效率的提升[10]。一些研究也表明，技術效率尤其是綠色技術效率的提升，不僅是經(jīng)濟增長的源泉，而且也是改善環(huán)境績效的重要手段[11]。因而，綠色技術效率是實現(xiàn)我國經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護協(xié)調(diào)發(fā)展的重要途徑，有效的環(huán)境治理又是綠色技術效率提升的重要動力[12]。在環(huán)境污染治理中，由于前端與末端在污染治理過程中采取的策略存在著差異，因而對綠色技術效率產(chǎn)生的影響也不同。前端污染治理模式采取預防為主、防控相結合的污染治理策略，通過提高環(huán)境準入門檻，限定污染物的排放量，使高污染、低效率企業(yè)逐步退出市場，并倒逼未退出市場的企業(yè)通過技術創(chuàng)新等措施來解決環(huán)境污染問題，進而起到改善綠色技術效率水平的作用[13]；而末端污染治理是以“先污染、后治理”為基本治理策略，不重視污染的防控，這樣勢必會增加后期環(huán)境治理方面的投入，也會在一定程度上“擠出”前期環(huán)境污染治理方面的投資額，進而可能影響綠色技術效率水平的提升。那么，隨之而來的問題是，兩種不同的污染治理方式對綠色技術效率產(chǎn)生怎樣的影響？是促進還是抑制綠色技術效率的提升？不同類型的污染治理模式對技術效率的影響是否相同？

與已有文獻相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：(1)在研究視角上，本文以兩種污染治理模式為研究對象，探討不同的污染治理模式對綠色技術效率的影響。現(xiàn)有關于污染治理的文獻雖然探討了其對綠色技術效率的影響，但大多集中于末端環(huán)境管制對綠色技術效率的影響。(2)在研究方法上，本文采用隨機前沿的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，隨機前沿方法的優(yōu)點在于，既充分考慮了隨機因素對產(chǎn)出的影響，又考慮了非投入因素對產(chǎn)出的影響。污染治理模式作為一種特殊的環(huán)境規(guī)制，其對產(chǎn)出的影響并不像投入要素(勞動力、資本和能源)那樣直接作用于生產(chǎn)過程，而是通過間接方式對生產(chǎn)過程產(chǎn)生影響。因而通過隨機前沿方法將不同污染治理模式作為影響技術無效率的因素，避免了傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)回歸方法直接將不同污染治理模式變量作為投入因素納入分析過程[14]。有鑒于此，本文嘗試以提升綠色技術效率為主線，采用我國30個省份2001—2015年的省際面板數(shù)據(jù)，從污染治理模式的視角分析綠色技術效率提升的策略，為相關理論發(fā)展、經(jīng)濟現(xiàn)實解釋提供實證依據(jù)[15]，從而為我國經(jīng)濟高質量發(fā)展提供有益的對策參考。

三、模型選擇與設定

(一)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的設定

隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型能夠將生產(chǎn)函數(shù)中的隨機擾動項分解為隨機誤差項和無效率項，通過對非負的無效率項進行估算，實現(xiàn)對非效率影響因素的分析和研究[16]。在評價技術效率時，不但要考慮經(jīng)濟產(chǎn)出，還要考慮能源消費對經(jīng)濟活動的影響。因此，在設定隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型時，除了傳統(tǒng)資本和勞動要素投入外，還要將能源投入作為投入要素納入超越對數(shù)的生產(chǎn)函數(shù)中[17]。常用的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)形式主要有柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，與柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式相比，超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式放寬了技術中性和產(chǎn)出彈性固定的假設，在生產(chǎn)函數(shù)形式上更為靈活[11]。在Battese 和 Coelli(1995)[18]模型的基礎上，借鑒楊振兵等(2016)的做法[19]，本文采用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型作為估計綠色技術效率的基礎。

lnYit=β0+βllnLit+βklnKit+βtt+βelnEit+0.5βll(lnLit)2+0.5βkk(lnKit)2+0.5βee(lnKit)2+βlk(lnLit)(lnKit)+βk(lnLit)(lnEit)+βit(lnLit)t+βke(lnKit)(lnEit)+βkt(lnKit)t+βet(lnEit)t+vit-uit

(1)

為探討不同污染治理模式對我國綠色技術效率的影響，可以通過對式(1)中的計算無效率項進行更明確的表述，即將兩種不同的污染治理模式作為影響技術非效率項的核心因素，來分別分析兩種污染治理模式對綠色技術效率的影響。除此之外，對外開放程度、財政支出、研發(fā)活動、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構、市場化等對綠色技術效率也產(chǎn)生影響，將這些影響綠色技術無效率的因素全部嵌入技術無效率方程，設定的技術非效率函數(shù)如下：

uit=δ0+δ1lnFEGit+δ2EGit+δ3Govit+δ4Openit+δ5lnRDit+δ6FDIit+δ7ISit+δ8Marketit

(2)

在(2)式中，F(xiàn)EGit表示i省份第t年前端污染治理變量，EGit表示i省份第t年末端污染治理變量，Govit表示i省份第t年的政府支出指標，Openit表示i省份第t年的對外開放程度指標，RDit表示i省份第t年的技術創(chuàng)新指標，F(xiàn)DIit表示i省份第t年的外商直接投資指標，ISit表示i省份第t年的產(chǎn)業(yè)結構指標，Marketit表示i省份第t年的市場化指標。在技術無效率模型中，如果δi<0(i=1，2，…，8)，并且統(tǒng)計是顯著的，表明δi對應的變量有利于綠色技術效率的改善。即在技術非效率函數(shù)中，如果前端污染治理變量或末端污染治理變量系數(shù)小于0，并且統(tǒng)計是顯著的，則前端污染治理或末端污染治理模式有利于綠色技術效率的改善。

(二)變量數(shù)據(jù)來源及說明

1.生產(chǎn)函數(shù)變量數(shù)據(jù)來源及說明

(1)各地區(qū)的產(chǎn)出(Y)。采用各地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值來表示，并以2000年為基期，將其折算為以2000年價格為基期的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。

(2)物質資本存量(K)。物質資本存量投入采用永續(xù)盤存法進行測算，各省份資本形成總額數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，并使用各省份的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)折算為2000年不變價，對于資本的折舊率，采用單豪杰(2008)[20]計算的資本折舊率10.96%。

(3)勞動力投入(L)。勞動力投入采用各地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員年末人數(shù)來表示。

(4)能源投入總量(E)。能源投入總量采用各省份能源消費總量來表示。

2.技術無效率影響因素變量數(shù)據(jù)來源及說明

(1)前端治理指標(FEGit)的度量。關于前端污染治理模式，現(xiàn)有文獻主要采用兩種不同的測算方式：一是采用虛擬變量來分析前端污染治理，如張慧玲等(2019)[7]的分析；二是采用實際變量作為前端污染治理指標的代理變量，如Fujii等(2013)[21]、梁勁銳等(2018)[4]、解學梅等(2019)[22]均采用污染物產(chǎn)生量與產(chǎn)值的比重作為前端污染治理模式的代理變量，其依據(jù)是前端污染治理側重從源頭上降低污染物產(chǎn)生，而通過采用清潔生產(chǎn)技術可以減少、改變或預防污染物的產(chǎn)生，清潔生產(chǎn)技術是最典型的前端污染治理模式。前端污染治理水平越高，污染產(chǎn)生強度就越低。與Fujii等(2013)[21]、梁勁銳等(2018)[4]、解學梅等(2019)[22]的研究思路不同，劉偉明(2014)[23]采用各地區(qū)環(huán)境保護系統(tǒng)各級機構年末實有人數(shù)作為前端污染治理的代理變量，其依據(jù)是環(huán)保機構是地方環(huán)境監(jiān)督和治理的主要職能部門，各地方政府在環(huán)境管理方面需要投入大量的人力、物力和財力，環(huán)境保護人員的數(shù)量反映了環(huán)境管制的力度，也反映了政府從前端對環(huán)境污染的防控力度[24]?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒劉偉明(2014)[23]的做法，采用各地區(qū)環(huán)境保護系統(tǒng)各級機構年末實有人數(shù)作為前端污染治理的代理變量。由于2016年及以后年份各地區(qū)環(huán)境保護系統(tǒng)各級機構年末實有人數(shù)統(tǒng)計不全，因此數(shù)據(jù)截止到2015年。

(2)末端治理指標(EGit)的度量。對于末端污染治理模式指標的測算，一般都采用各省份污染治理投資額占各省份地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示。

(3)政府干預指標(Govit)，采用各地區(qū)財政支出與各地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示。政府對經(jīng)濟的干預程度較高時，對市場運行的控制能力也較強[25]。

(4)對外開放程度指標(Openit)，采用進出口總額占GDP的比重來表示，其中進出口總額采用當期的匯率給予換算得到。

(5)技術創(chuàng)新指標(RDit)，采用各地區(qū)研究與開發(fā)機構R&D經(jīng)費的內(nèi)部支出來衡量，并對變量取自然對數(shù)。

(6)外商直接投資指標(FDIit)，采用各地區(qū)實際利用外商投資額與各地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示。

(7)產(chǎn)業(yè)結構指標(ISit)，采用各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值占各地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示。

(8)市場化指標(Marketit)，采用中國市場化指數(shù)課題組王小魯?shù)萚26]測度的市場化指數(shù)進行分析。

以上指標所采用的數(shù)據(jù)來源于中國30個省份(不含西藏地區(qū))，相關指標數(shù)據(jù)來源于2001—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。各項指標的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計分析

從表1中可以初步看出，整個分析期間內(nèi)所有變量都存在或多或少的差異。就影響技術無效率的核心因素前端污染治理變量和末端污染治理變量而言，前端污染治理指標的最大值為10.2042，最小值為6.4069，最大值與最小值比在1.59以上，表明不同省份在前端污染治理方面存在著較大差異；另外，末端污染治理變量的最大值為0.0424，最小值為0.0039，最大值與最小值之比在10.87以上，這也表明不同省份在末端污染治理方面存在著較大差異。那么，兩種不同的污染治理模式是否如前文所述的那樣對區(qū)域綠色技術效率產(chǎn)生不同的影響呢？下面結合設定的超越對數(shù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型進行實證分析。

四、不同污染治理模式對中國綠色技術效率影響的實證分析

(一)超越對數(shù)隨機前沿模型的適用性檢驗及估計分析

表2 超越對數(shù)的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型設定的適用性檢驗結果

根據(jù)表2的檢驗結果可知，隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型適用，采用超越對數(shù)的生產(chǎn)函數(shù)模型比柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型更適合經(jīng)濟結構的解釋。根據(jù)表2的檢驗結果，對隨機前沿超越對數(shù)的生產(chǎn)函數(shù)模型(1)和技術無效率模型(2)進行估計，估計結果見表3。

表3 超越對數(shù)的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)估計結果

續(xù)表

從表3中可以看出，γ=0.7080，表明隨機誤差項中有70.80%受到技術無效率的影響，29.2%的影響來自統(tǒng)計誤差等外部因素，這也表明采用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型是合理可靠的，技術無效可視為影響綠色技術效率的主要因素。從模型各參數(shù)的估計結果來看，基本均較好地通過了顯著性檢驗，擬合程度較為理想。

(二)不同污染治理模式對我國綠色技術效率的影響分析

第一，從表3中可以看出，就全國層面而言，不同的污染治理模式對綠色技術效率的影響存在一定差別。前端污染治理模式指標(FEGit)的系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，表明前端污染治理模式有利于綠色技術效率水平的改善。前端污染治理模式之所以能夠有效改善我國的綠色技術效率，是因為前端污染治理模式采取全程預防為主的環(huán)保策略，將污染處理轉變?yōu)閷ιa(chǎn)全過程的控制，從源頭上削減污染物的產(chǎn)生，有利于降低后期過程中環(huán)境治理壓力，從而倒逼污染企業(yè)進行減排治污技術的應用，淘汰技術落后、資源消耗高、環(huán)境污染重的生產(chǎn)工藝設備，優(yōu)先采用能源利用效率高、污染排放量少的生產(chǎn)工藝，推動了生產(chǎn)方式的變革，提高生產(chǎn)工藝水平[27]，從而以更好的管理方式、材料替代、循環(huán)工藝、工藝創(chuàng)新等方式來減少、改變或預防污染物的產(chǎn)生[22]，進而提升了綠色技術效率水平。

末端污染治理模式指標(EGit)的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明末端污染治理模式不利于綠色技術效率水平的改善。末端污染治理之所以不利于我國綠色技術效率水平的提升，其原因在于：一方面，末端污染治理模式投資大、治理成本高，給企業(yè)后期污染治理帶來沉重的經(jīng)濟負擔，出于晉升激勵等因素的考慮，地方政府可能會以犧牲環(huán)境為代價放松對環(huán)境污染的治理來換取短期的經(jīng)濟增長，出現(xiàn)環(huán)境污染治理與經(jīng)濟增長相矛盾的現(xiàn)象[28]，進而影響了綠色技術效率水平的提升；另一方面，由于在污染治理過程中沒有將污染控制與生產(chǎn)過程控制密切結合起來，導致資源和能源不能在生產(chǎn)過程中得到充分利用，大大降低了有限資源的利用率，再加上污染治理技術的限制，污染的隱患并未從根本上得到解決，未真正達到保護生態(tài)和環(huán)境的目的，從而嚴重阻礙了我國綠色技術效率水平的提升[13]。

第二，對外開放程度指標(Openit)、技術創(chuàng)新指標(RDit)、外商直接投資指標(FDIit)都小于0，且都通過了顯著性水平檢驗，表明對外開放、技術創(chuàng)新、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構都有利于我國綠色技術效率水平的改善。從各變量系數(shù)估計值可以得知，對外開放、技術創(chuàng)新、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構對綠色技術效率變化的邊際影響系數(shù)分別為0.8487、0.0194、1.5922，從各變量對綠色技術效率變化的邊際影響系數(shù)中可以看出，技術創(chuàng)新對綠色技術效率的改善中的作用遠小于外商直接投資和對外開放，這很可能與我國缺少對技術創(chuàng)新成果有效轉化的管理有關。事實上，我國技術創(chuàng)新年均投入增幅在15%以上，2016年中國全社會研發(fā)投入占GDP的比重已達2.1%，超過歐盟平均水平(1.91%)，接近高收入國家平均水平(2.38%)[29]。但與發(fā)達國家相比，我國科技成果轉化效率明顯偏低，導致技術創(chuàng)新對綠色技術效率的提升作用遠未達到預期[30]。

第三，產(chǎn)業(yè)結構指標(ISit)的系數(shù)大于0，且通過了10%的顯著性水平檢驗，表明產(chǎn)業(yè)結構對我國綠色技術效率水平的改善具有負面影響。這與預期相反，究其原因在于本文采用的產(chǎn)業(yè)結構指標反映的是我國服務業(yè)占GDP的比重，較高的服務業(yè)比重往往意味著較高的城市化水平，這可能導致過度的環(huán)境資源負荷，較高的生態(tài)資源占用，從而不利于綠色技術效率水平的改善[31]。

第四，政府干預程度指標(Govit)系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明政府干預顯著不利于我國綠色技術效率水平的改善；而市場化指標(Marketit)的系數(shù)為負，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明市場化有利于我國綠色技術效率水平的改善。政府干預程度指標之所以不利于綠色技術效率水平的改善，其原因在于政府對經(jīng)濟活動的干預，嚴重影響了資源配置的效率，導致市場在優(yōu)化資源配置時沒有起到應有的效果，進而影響了我國綠色技術效率水平的改善；而通過發(fā)揮市場化在資源配置中的決定性作用，極大地提升了我國的綠色技術效率水平[11]。

五、末端污染治理對我國綠色技術效率影響的門檻效應分析

(一)門檻面板模型的設定

從以上的分析中可以看出，末端污染治理模式顯著阻礙了我國綠色技術效率水平的提升。末端污染治理模式反映了地方政府在經(jīng)濟發(fā)展過程中片面追求經(jīng)濟增長速度，而不注重環(huán)境保護。其主要原因在于，現(xiàn)有以GDP為考核指標的晉升方式導致地方政府片面追求經(jīng)濟增長速度，而不注重環(huán)境保護，這種“唯GDP論”的錯誤做法給地方的環(huán)境污染治理帶來嚴重后患。由于生態(tài)環(huán)境破壞嚴重，再加上環(huán)境污染治理投資歷史欠賬太多，導致我國環(huán)境污染治理難度大、任務艱巨，極大地影響了我國綠色技術效率水平的改善。根據(jù)2018年《中國統(tǒng)計年鑒》上的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國環(huán)保支出從2007年的0.10萬億元人民幣上漲至2017年的0.9539萬億元人民幣，年間增速高達25.3%。盡管我國環(huán)境污染治理投資呈現(xiàn)上升的趨勢，但其占GDP的比重仍然較低，我國用于環(huán)境污染治理投資占GDP的比重在1%～1.9%之間(見表4)。

表4 我國環(huán)境污染治理投資總額及其占GDP的比重

另一方面，由于我國地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平不平衡，在以GDP為考核指標的晉升錦標賽模式的激勵下，各地方政府對污染治理的態(tài)度、采取的決策就不相同，用于環(huán)境污染治理投資額也就存在著差異，導致末端污染治理模式對綠色技術效率水平的影響可能呈現(xiàn)不同的門檻特征①[32]。基于Hansen[33]提出的面板門檻模型，本文構建末端污染治理模式與綠色技術效率之間的門檻效應模型一般形式：

(3)

在式(3)中，TEit表示綠色技術效率，根據(jù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型計算所得。EGit表示末端污染治理指標，本文將其作為門檻變量，探究不同的污染治理投資占GDP比重下末端污染治理對綠色技術效率存在的門檻效應；η為需要估計的門檻值；I(·)為指示性函數(shù)，取值依據(jù)門檻變量與其對應門檻值η的情況而定；Z表示一些影響綠色技術效率水平的控制變量集合，為了保持一致性，控制變量選取與前文一致。μit表示隨機擾動項。

(二)門檻效應檢驗

1.門檻檢驗

本文采用面板門檻效應模型分析末端污染治理模式對綠色技術效率的影響，首先對末端污染治理模式與綠色技術效率之間是否存在著門檻效應及門檻個數(shù)進行檢驗，以確定模型的具體形式。本文采用Wang(2015)[34]的門檻面板模型命令程序，并采用bootstrap方法依次計算單一門檻、雙重門檻和三重門檻對應模型的P值(如表5所示)。從表4可以看出，模型中末端污染治理對綠色技術效率影響的單一門檻效應和雙重門檻效應分別在1%和5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，而三重門檻效應則沒有通過顯著性水平檢驗，這也表明末端污染治理對綠色技術效率的影響存在著門檻效應，且存在著兩個門檻值。

表5 門檻效應檢驗

2.門檻值檢驗和門檻區(qū)間劃分

在確定門檻效應和門檻數(shù)后，需進一步估計和檢驗門檻模型的門檻值，本文分別對末端污染治理指標的雙重門檻模型門檻值進行估計(結果如表6 所示)。從表6中可以看出，末端污染治理指標的第一、第二門檻值分別為0.0101和0.0301，依次分布在[0.0099, 0.0102]和[0.0287, 0.0310]且均通過顯著性檢驗。

表6 門檻值的估計結果

(三)模型估計及結果分析

根據(jù)表5的檢驗結果和表6的估計結果，可以設定末端污染治理指標與綠色技術效率之間關系的門檻面板模型：

(4)

在確定門檻值及其置信區(qū)間分布后，需要對式(4)進行參數(shù)估計，估計結果見表7。從表7估計結果中可以看出，當末端污染治理變量(即環(huán)境污染治理投資占GDP的比重)處于不同的門檻值時，末端污染治理對綠色技術效率的抑制效應是不同的。具體來說，當門檻值η<0.0101時，即當環(huán)境污染治理投資占GDP的比重小于1.01%時，末端污染治理對綠色技術效率的邊際負影響為9.5231；當門檻值0.0101<η<0.0301時，即當環(huán)境污染治理投資占GDP的比重大于1.01%而小于3.01%時，末端污染治理對綠色技術效率的邊際負影響為4.8226；當門檻值η>0.0301時，即當環(huán)境污染治理投資占GDP的比重大于3.01%時，末端污染治理對綠色技術效率的邊際負影響為2.5249。這表明，當末端污染治理變量處于不同的門檻值時，隨著環(huán)境污染治理投資額占GDP的比重上升，末端污染治理對綠色技術效率的邊際負向影響在降低。這也說明，通過加大污染治理的投資力度，有利于提升綠色技術效率水平。

表7 門檻模型參數(shù)估計結果

總而言之，末端污染治理對綠色技術效率的影響具有消極作用，但末端污染治理模式對區(qū)域綠色技術效率造成的負面影響存在著差異，隨著污染治理投資占GDP的比重增加，末端污染治理對綠色技術效率的邊際負面影響在降低。

六、研究結論及政策建議

隨著我國經(jīng)濟由高速增長向高質量發(fā)展階段邁進，環(huán)境污染問題不僅嚴重制約了經(jīng)濟的發(fā)展，而且影響了我國區(qū)域綠色技術效率水平的提升，在此背景下，研究環(huán)境污染治理與綠色技術效率之間的關系具有重要的理論和現(xiàn)實意義。本文采用2001—2015年間我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，運用隨機前沿分析模型和門檻模型，分析了不同污染治理模式與綠色技術效率之間的關系，得到主要結論如下：

第一，從全國層面來看，前端污染治理模式顯著促進了中國綠色技術效率水平的改善，而末端污染治理模式則不利于綠色技術效率水平的改善，末端污染治理模式對綠色技術效率的影響具有顯著的門檻效應，隨著環(huán)境污染治理投資占GDP比重的增加，末端污染治理對綠色技術效率的邊際負向影響在降低。

第二，對外開放、技術創(chuàng)新、外商直接投資都有利于我國綠色技術效率水平的改善，但技術創(chuàng)新對綠色技術效率的改善作用遠小于外商直接投資和對外開放。

第三，政府干預顯著阻礙了我國綠色技術效率水平的改善，而市場化則有利于綠色技術效率水平的改善。這就需要處理好政府與市場的關系，減少政府對經(jīng)濟的干預，通過市場化改革提升綠色技術效率水平。

因此，要想提升我國綠色技術效率水平，首先，必須從根本上解決環(huán)境污染治理問題，采取生產(chǎn)全過程控制預防為主的前端污染治理策略，逐步實現(xiàn)污染治理由“末端”向“前端”邁進；同時，要加大對污染治理的投資力度，對已經(jīng)惡化的環(huán)境進行末端治理，推動我國綠色技術效率水平的提升。其次，要大力提升技術創(chuàng)新在改善綠色技術效率水平中的作用，積極鼓勵和搭建各類技術創(chuàng)新服務平臺，完善技術創(chuàng)新成果轉化的扶持政策，加快綠色科技成果在環(huán)境污染治理中的應用和轉化，提升綠色技術效率水平。最后，要加快市場化在提升綠色技術效率水平中的作用，不斷完善中國特色社會主義市場經(jīng)濟體制，構建市場驅動綠色發(fā)展的新機制，充分釋放市場在綠色發(fā)展中的制度紅利；同時不斷完善市場在資源配置中起決定性作用的體制機制，減少政府對市場活動和企業(yè)的過度干預，引導金融、人力資源向綠色產(chǎn)業(yè)集聚，使更多的綠色資源向綠色產(chǎn)業(yè)傾斜，推動綠色技術效率水平提升[35]。

注 釋：

① 經(jīng)檢驗，前端污染治理模式與綠色技術效率之間不存在門檻效應，因此，本文只分析了末端污染治理與綠色技術效率之間的門檻效應。