程曉靜

(1.東莞職業(yè)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東 東莞 523808；2.菲律賓圣保羅大學(xué) 商業(yè)管理系，卡加延省土格加勞 3500)

一、引言

制造業(yè)是工業(yè)領(lǐng)域中的重要行業(yè)，為了加強(qiáng)國(guó)家制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的改良和升級(jí)，在“十四五”規(guī)劃中，認(rèn)為制造業(yè)出口產(chǎn)品將持續(xù)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?，F(xiàn)階段，中國(guó)制造業(yè)的發(fā)展已經(jīng)進(jìn)入高級(jí)化階段，商品消費(fèi)的外循環(huán)已經(jīng)被賦予了新的內(nèi)涵。與“十三五”規(guī)劃相比，“十四五”規(guī)劃更明確了制造業(yè)發(fā)展時(shí)期環(huán)境保護(hù)和可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)的驅(qū)動(dòng)下，加上綠色經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率有了新的發(fā)展機(jī)遇。

近幾年，制造業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占了很大比例，國(guó)內(nèi)消費(fèi)商品走出國(guó)門已經(jīng)是重要的趨勢(shì)和發(fā)展方向。鋼鐵、石化、建筑材料等制造領(lǐng)域?yàn)榫G色機(jī)械設(shè)備和自動(dòng)化產(chǎn)品帶來了更加廣闊的市場(chǎng)空間。高端設(shè)備產(chǎn)業(yè)和新能源制造業(yè)的快速發(fā)展，更為區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展帶來了諸多不確定的影響因素。為此，本文結(jié)合制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量以及區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展情況，以國(guó)內(nèi)外研究資料為重要依據(jù)，從制度、環(huán)境以及企業(yè)等領(lǐng)域，對(duì)其影響問題進(jìn)行深入剖析。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

目前，關(guān)于制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率問題的研究，需要從兩個(gè)方面分析，即國(guó)外研究情況和國(guó)內(nèi)研究情況。

1.國(guó)外研究情況

根據(jù)現(xiàn)有國(guó)外研究資料的統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)國(guó)外關(guān)于制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率問題均進(jìn)行區(qū)別分析。一部分專家學(xué)者以制造業(yè)出口服務(wù)化為研究對(duì)象。如Pattnayak和Chadha[1]提出了服務(wù)行業(yè)對(duì)印度制造業(yè)出口的影響，他們的研究佐證了服務(wù)業(yè)在制造業(yè)出口方面起到了關(guān)鍵作用。Jiang和Zhang[2]認(rèn)為，新時(shí)期制造業(yè)出口產(chǎn)品應(yīng)該包含更多的服務(wù)價(jià)值。發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家針對(duì)制造業(yè)產(chǎn)品服務(wù)功能輸出問題存在著差異，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比較而言，發(fā)展中國(guó)家的制造業(yè)出口更多地集中在運(yùn)輸、倉儲(chǔ)等低附加值企業(yè)中。另一部分專家學(xué)者則將關(guān)注的重點(diǎn)放在了區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率方面。Yu等[3]在研究中發(fā)現(xiàn)，外商投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是顯著的。他們認(rèn)為綠色全要素生產(chǎn)率具有較強(qiáng)的空間集聚特征，在外商直接投資較為聚集的城市中，綠色全要素生產(chǎn)率能夠產(chǎn)生輻射效應(yīng)。

2.國(guó)內(nèi)研究情況

目前，國(guó)內(nèi)關(guān)于制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的研究主要集中在以下兩個(gè)領(lǐng)域。王家庭和梁棟[4]59從中國(guó)文化制造業(yè)發(fā)展角度出發(fā)，認(rèn)為在制造業(yè)領(lǐng)域，林產(chǎn)工業(yè)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的影響。他們認(rèn)為中國(guó)文化制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率差異性較大，西部地區(qū)和東部地區(qū)要高于東北地區(qū)和中部地區(qū)，并提出了中國(guó)文化制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率受稟賦結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)需求、地區(qū)發(fā)展水平、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等要素的影響。朱風(fēng)慧和劉立峰[5]則從中國(guó)制造業(yè)集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率非線性影響的角度出發(fā)，認(rèn)為威廉姆森假說在中國(guó)制造業(yè)領(lǐng)域顯著存在，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，制造業(yè)集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響邊際遞減，而這一變化主要是由集聚對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響主導(dǎo)的；開放性假說在中國(guó)制造業(yè)領(lǐng)域被否定。隨著對(duì)外開放程度的擴(kuò)大，制造業(yè)集聚對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正。

(二)研究假設(shè)

在借鑒國(guó)內(nèi)外已有相關(guān)研究文獻(xiàn)的前提下，對(duì)制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量高低對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行分析探討，大致從兩個(gè)思路展開[6]。其一，國(guó)內(nèi)有研究認(rèn)為，進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的質(zhì)量越高，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的促進(jìn)作用和經(jīng)濟(jì)收益對(duì)綠色清潔技術(shù)發(fā)展產(chǎn)生的積極作用越顯著。在此基礎(chǔ)上，能夠帶動(dòng)和加速工業(yè)企業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型，有效對(duì)其產(chǎn)生的污染實(shí)現(xiàn)科學(xué)合理的控制。通常情況下，制造業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量越高，就越能說明相關(guān)制造業(yè)企業(yè)自身擁有技術(shù)水平較高的生產(chǎn)工藝以及更加環(huán)保的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)。這一類企業(yè)在一定程度上會(huì)向外部產(chǎn)生技術(shù)、知識(shí)等溢出效應(yīng)，從而對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)水平與環(huán)保投入產(chǎn)生相應(yīng)的促進(jìn)作用，進(jìn)而對(duì)地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生較為積極的影響[7]。其二，國(guó)內(nèi)研究認(rèn)為，地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)如果更加傾向于提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量，那么此類企業(yè)往往會(huì)在“邊做邊學(xué)”的效應(yīng)中通過實(shí)踐與學(xué)習(xí)獲得更多的經(jīng)驗(yàn)與知識(shí)，促進(jìn)企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新以及生產(chǎn)效率。但一旦出口規(guī)模隨之逐漸擴(kuò)大，就勢(shì)必會(huì)產(chǎn)生更多的污染，這些增加的污染排放必然會(huì)導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)?shù)丨h(huán)境的惡化[8]。因此，制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來的正向溢出等外部效應(yīng)的水平，最終決定了制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升對(duì)制造業(yè)企業(yè)當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生的積極影響的程度[9]。然而，制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升是否為當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率帶來了積極影響，還需要對(duì)此展開進(jìn)一步的研究。基于此，本文提出如下假設(shè):

H1:制造業(yè)企業(yè)當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升產(chǎn)生的影響有一定的不確定性。

除此以外，影響綠色全要素生產(chǎn)率的制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量作用機(jī)制還會(huì)受很多因素制約，這些因素通常包括當(dāng)?shù)氐恼吒淖?、市?chǎng)環(huán)境以及當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。所以，本文的研究路徑從環(huán)境規(guī)制、制度環(huán)境和所有制結(jié)構(gòu)這三個(gè)方面出發(fā)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率受制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的非線性影響展開進(jìn)一步分析。

國(guó)內(nèi)外已有研究文獻(xiàn)表明，進(jìn)出口產(chǎn)品和環(huán)境規(guī)制會(huì)產(chǎn)生相互影響，這種情況會(huì)對(duì)制造業(yè)企業(yè)當(dāng)?shù)氐奶寂欧女a(chǎn)生一定程度的控制[10]。通常情況下，綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來的積極影響，而環(huán)境規(guī)制又會(huì)以提升制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本為門檻，這可能會(huì)導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制在綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)產(chǎn)品出口質(zhì)量提升產(chǎn)生積極影響的過程中出現(xiàn)一定程度的約束。因此，本文借鑒此類觀點(diǎn)，認(rèn)為制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新以及生產(chǎn)要素配置會(huì)受到環(huán)境規(guī)制的制約，甚至使整個(gè)地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率受到影響[11]。不過，環(huán)境規(guī)制只要政策合理，又會(huì)出現(xiàn)“產(chǎn)品轉(zhuǎn)換效應(yīng)”等補(bǔ)償，使制造業(yè)企業(yè)在相關(guān)政策的引導(dǎo)下，積極展開綠色轉(zhuǎn)型，研發(fā)生產(chǎn)更多的清潔型產(chǎn)品；在滿足環(huán)境規(guī)制的同時(shí)，又提高了產(chǎn)品的質(zhì)量。如此，可以認(rèn)為作為外部作用力的環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升[12]，地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響也得到了加強(qiáng)?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè):

H2a:環(huán)境規(guī)制在制造業(yè)企業(yè)當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升產(chǎn)生影響的過程中可能存在門檻效應(yīng)。

制度環(huán)境是為生產(chǎn)、交換和分配建立的基本政治、社會(huì)及法律規(guī)則。其在綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響過程中也有著一定程度的影響。制度質(zhì)量通常是用來評(píng)價(jià)一種制度好壞的方法，其范疇一般為地區(qū)法治的程度、政府機(jī)構(gòu)的工作效率等，這些都屬于這個(gè)區(qū)域的整體軟約束度[13]。出口產(chǎn)品質(zhì)量在影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中，制度環(huán)境產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用會(huì)受到其質(zhì)量維度的影響。在現(xiàn)實(shí)情況中，中國(guó)的空氣污染顯著受到產(chǎn)品出口產(chǎn)生的正向影響，這是因?yàn)橹袊?guó)粗放型的貿(mào)易政策，不合理的資源開發(fā)和資源配置，帶來了空氣質(zhì)量下降、植被破壞等一系列的環(huán)境問題[14]。所以，良好的制度環(huán)境是必不可少的，其能夠?yàn)橐龑?dǎo)制造業(yè)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型提供相應(yīng)的市場(chǎng)環(huán)境基礎(chǔ)，對(duì)企業(yè)效率受到貿(mào)易投資發(fā)展促進(jìn)的影響起到推進(jìn)作用。由此，制度環(huán)境在制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中發(fā)揮了正向的調(diào)節(jié)作用。此外，制度質(zhì)量的提升還會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)氐慕灰壮杀?、資源配置效率產(chǎn)生正向的影響，對(duì)提升工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率有著促進(jìn)作用，并且可以通過影響人民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的方式，刺激制造業(yè)企業(yè)更傾向于綠色產(chǎn)品的生產(chǎn)研發(fā)[15]，以及更關(guān)注市場(chǎng)中相關(guān)服務(wù)的需求，進(jìn)一步提升相關(guān)出口產(chǎn)品的質(zhì)量，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的積極影響。

同時(shí)，本文還以所有制結(jié)構(gòu)為切入點(diǎn)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率展開研究。不過，國(guó)內(nèi)已有研究文獻(xiàn)中鮮有關(guān)于此類的研究，故而以此為視角展開進(jìn)一步的討論?；谥袊?guó)以公有制為基礎(chǔ)，多種所有制并行發(fā)展的現(xiàn)有國(guó)情[16]，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國(guó)有的企業(yè)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響尤為重要，因?yàn)槠渫ǔ＞哂匈Y金和規(guī)模優(yōu)勢(shì)，在綠色技術(shù)的研發(fā)和創(chuàng)新方面有著天然的優(yōu)勢(shì)[17]。制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的高低一般取決于制造業(yè)企業(yè)技術(shù)吸收的能力，而所有制結(jié)構(gòu)在制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中可能存在一定程度的制約?；诖?，本文提出如下假設(shè):

H2b:制度質(zhì)量在制造業(yè)企業(yè)當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升產(chǎn)生影響的過程中可能存在門檻效應(yīng)。

H2c:所有制結(jié)構(gòu)在制造業(yè)企業(yè)當(dāng)?shù)鼐G色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升產(chǎn)生影響的過程中可能存在門檻效應(yīng)。

三、研究方案設(shè)計(jì)

(一)綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)度

對(duì)比傳統(tǒng)的距離函數(shù)，基于松弛向量的非徑向以及非角度的SBM方向性距離函數(shù)，其可以涵蓋投入過度、產(chǎn)出不足以及非期望產(chǎn)出等[18]各種情形的發(fā)生，讓綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)度相對(duì)準(zhǔn)確并契合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。鑒于此，本文借鑒國(guó)內(nèi)外已有研究文獻(xiàn)的測(cè)度方法，設(shè)定SBM方向性距離函數(shù)如下:

(1)

(2)

(3)

當(dāng)下，較為主流的生產(chǎn)率測(cè)算方法有三類，即Malmquist指數(shù)、Luengerber指數(shù)和Malmquist-Luengerber指數(shù)。然而，上述指標(biāo)均或多或少地在可傳遞性以及不可行解等方面存在一些問題。比較而言，全局參比方法則能夠使以上問題迎刃而解，為了更加真實(shí)有效地測(cè)度GTFP，構(gòu)建了GML指數(shù)，具體模型如下:

(4)

式(4)中，t至t+1時(shí)，GTFP持續(xù)提升用GMLt+1>1表示；該指數(shù)如果GMLt+1<1，則意味著在t至t+1時(shí)，GTFP正在持續(xù)地下跌；GMLt+1=1，則意味著在t至t+1時(shí)，GTFP維持穩(wěn)定，沒有變化。其中，測(cè)度GML指數(shù)所需要的數(shù)據(jù)具體可見表1。

表1 GML指數(shù)相關(guān)數(shù)據(jù)解釋

本文數(shù)據(jù)來源為國(guó)研網(wǎng)對(duì)外貿(mào)易數(shù)據(jù)庫、國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫、中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒、EPS數(shù)據(jù)庫以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒等。

(二)研究變量

被解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)，本文構(gòu)建把各省份分別看做獨(dú)立的生產(chǎn)決策單元，且設(shè)定各省份每年最佳實(shí)踐邊界[4]61，然后通過SBM-GML模型對(duì)中國(guó)30個(gè)省份(不含西藏及港澳臺(tái)地區(qū))，時(shí)間范圍在2007—2021年的GML值進(jìn)行測(cè)算，用來表征各省份的綠色全要素生產(chǎn)率。

核心解釋變量是制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量(QUA)。該變量的測(cè)度，國(guó)內(nèi)外已有文獻(xiàn)中存在著大量的測(cè)度方法，因此近年以來，無論是測(cè)度方法或是測(cè)度維度均有了較為明顯的改進(jìn)。本文將從出口技術(shù)復(fù)雜度以及制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量等角度對(duì)制造業(yè)企業(yè)所在地區(qū)出口產(chǎn)品的質(zhì)量進(jìn)行衡量[19]。具體測(cè)算模型如下所示:

(5)

式(5)中，e省份出口的i產(chǎn)品的單位價(jià)值用pie表示；n省份出口的產(chǎn)品i，其額度和全國(guó)出口額度的占比用uin表示；彈性系數(shù)用θ表示。

圖1為2007—2021年全國(guó)30個(gè)省份的制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量發(fā)展趨勢(shì)，按照東、中、西部分為三個(gè)組，由該圖趨勢(shì)可知，相比東部地區(qū)，中部和西部的增速較為顯著。

圖1 2007—2021年全國(guó)30個(gè)省份的制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量發(fā)展趨勢(shì)

門檻變量為環(huán)境規(guī)制(ER)、制度質(zhì)量(SQ)和所有制結(jié)構(gòu)(OS)。其中，環(huán)境規(guī)制鑒于目前學(xué)界進(jìn)行衡量的指標(biāo)各異，本文將該指標(biāo)的代理變量采取環(huán)境治理投資額的對(duì)數(shù)進(jìn)行表示。制度質(zhì)量的代理變量則以中國(guó)30個(gè)省份的市場(chǎng)化指數(shù)進(jìn)行衡量[20]。所有制結(jié)構(gòu)借鑒國(guó)內(nèi)已有研究文獻(xiàn)，以國(guó)有企業(yè)實(shí)收資本和工業(yè)總資本的比值作為代理變量。

控制變量為外貿(mào)依存度(TRA)、政府支出規(guī)模(GOV)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INY)、對(duì)外開放水平(OPN)、人均生產(chǎn)總值(GRP)、工業(yè)污染治理投資強(qiáng)度(IPC)。

(三)模型構(gòu)建

基于區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率受到當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的檢驗(yàn)，本文構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型如下:

(6)

式(6)中，省份用i表示，年份用t表示，i省份t時(shí)期的綠色全要素生產(chǎn)率用GTFPi,t表示，i省份t時(shí)期的制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量用lnQUAi,t表示，年份滯后一期用t-1表示，個(gè)體觀測(cè)效應(yīng)用?i表示，研究中引入的一系列控制變量用controlsi,t表示，隨機(jī)誤差項(xiàng)用εi,t表示。

基于H2a、H2b以及H2c的檢驗(yàn)[21]，本文的門檻變量引入了環(huán)境規(guī)制、制度質(zhì)量以及所有制結(jié)構(gòu)，以對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量非線性影響進(jìn)行研究，構(gòu)建模型如下:

(7)

式(7)中，指示函數(shù)用I表示，門檻變量用X表示，門檻值用γ表示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)回歸分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 2007—2021年各變量的統(tǒng)計(jì)性描述

表2(續(xù))

表3是本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，通過該表結(jié)果可知，在引入控制變量之前綠色全要素生產(chǎn)率是受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量正向影響的，檢驗(yàn)中有個(gè)體效應(yīng)存在，混合回歸被拒絕。根據(jù)固定效應(yīng)模型的結(jié)果顯示，GTFP受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提高的促進(jìn)作用，回歸結(jié)果的系數(shù)值均在1%水平顯著。該結(jié)果與國(guó)內(nèi)外多數(shù)研究文獻(xiàn)的結(jié)論基本保持一致，也與本文的預(yù)期基本一致。不過，為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的真實(shí)有效，接下來還要進(jìn)一步展開分析。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性分析

本文基于驗(yàn)證模型所得結(jié)果的真實(shí)有效，展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，將研究中的解釋變量進(jìn)行替換。在國(guó)內(nèi)外已有的研究文獻(xiàn)中，很多人會(huì)用出口產(chǎn)品技術(shù)含量來衡量出口產(chǎn)品的質(zhì)量，因此本文將使用出口產(chǎn)品的技術(shù)含量替代出口產(chǎn)品質(zhì)量，具體估計(jì)結(jié)果見表4。通過該表結(jié)果可知，GTFP系數(shù)均為正值，且全部在1%水平顯著。該結(jié)果意味著中國(guó)30個(gè)省份各綠色全要素生產(chǎn)率的提高均會(huì)受到出口產(chǎn)品技術(shù)含量增加的正向影響。該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致，說明其結(jié)論基本可靠。其次，本文對(duì)研究數(shù)據(jù)展開分時(shí)段的分析，以驗(yàn)證回歸結(jié)果的可靠性。研究中選擇了2008年和2010年兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)，之所以選擇這兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)，是因?yàn)?008年世界金融危機(jī)導(dǎo)致外貿(mào)企業(yè)萎縮，2010年以后中國(guó)經(jīng)濟(jì)下行趨勢(shì)又比較明顯。在這兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)前后，綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品積極影響的水平并沒有顯著的波動(dòng)，說明本文結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

鑒于中國(guó)省份眾多，地域廣闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展因地域不同而存在較為顯著的差異性，由此導(dǎo)致各地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率受到制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的正向作用而出現(xiàn)差異。所以，本文把中國(guó)30個(gè)省份按照地域劃分成三個(gè)組，即東部、中部和西部。分組檢驗(yàn)結(jié)果具體見表5，通過該表結(jié)果可知，M1、M2和M3的系數(shù)值分別是-0.003、0.081、0.064，且M2和M3全都在1%水平顯著。這意味著東部地區(qū)產(chǎn)生的影響較不明顯，而中部和西部地區(qū)則十分明顯。造成這種情況的原因在于，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)，進(jìn)出口貿(mào)易起步較早，制造業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量早就在比較高的水平上，因此近幾年來的提升空間已經(jīng)在逐步變小。而中部和西部地區(qū)的情況則恰恰相反，除了提升空間較大以外，憑借著國(guó)家的政策扶持，很多企業(yè)搬遷過去，使得制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高幅度變得很大。

表5 分組異質(zhì)性檢驗(yàn)

(四)內(nèi)生性分析

關(guān)于內(nèi)生性討論，本文由三個(gè)方面進(jìn)行分析。第一，采用不同的GMM估計(jì)方法，先后使用動(dòng)態(tài)面板兩階段:系統(tǒng)GMM以及差分GMM，其中前者很多國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)都證實(shí)其比較可靠。表6是內(nèi)生性分析結(jié)果，通過該表結(jié)果可知，估計(jì)系數(shù)相較于基準(zhǔn)回歸顯著較大，這說明本文的回歸結(jié)果是可靠的。第二，將核心解釋變量進(jìn)行一期滯后，通過固定效應(yīng)模型展開估計(jì)，滯后一期的產(chǎn)品質(zhì)量估計(jì)系數(shù)在1%水平顯著，同時(shí)系數(shù)值也和基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果較為一致。這都意味著滯后效應(yīng)對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的影響微乎其微。第三，將出口產(chǎn)品質(zhì)量分別滯后一期和二期的工具變量作為滯后項(xiàng)，且使用兩階段的SLS模型，分別通過了LM檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)以及Sargan檢驗(yàn)。出口產(chǎn)品質(zhì)量系數(shù)值為正值，且在1%水平顯著。

表6 內(nèi)生性分析

表6(續(xù))

(五)門檻回歸分析

表7是環(huán)境規(guī)制、制度環(huán)境以及所有制結(jié)構(gòu)的門檻估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果。通過該表結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制在作門檻變量的情況下，模型有門檻值2個(gè)，分別是3.756和1.888。制度環(huán)境在作門檻變量的情況下，模型存在1個(gè)門檻值，為0.299。所有制結(jié)構(gòu)在作門檻變量的情況下，模型存在2個(gè)門檻值，分別是72.440和61.834。

表7 門檻估計(jì)顯著性檢驗(yàn)和置信水平

表8是根據(jù)模型(7)的相關(guān)參數(shù)回歸結(jié)果。通過該表結(jié)果可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制門檻值小于1.888時(shí)，環(huán)境規(guī)制在出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中并沒有產(chǎn)生明顯的作用。但是，當(dāng)環(huán)境規(guī)制的門檻值在1.888和3.756之間時(shí)，環(huán)境規(guī)制就會(huì)在出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生較為顯著的提升作用。當(dāng)環(huán)境規(guī)制的門檻值大于3.756時(shí)，又會(huì)在出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生抑制作用。在現(xiàn)實(shí)情況中，環(huán)境規(guī)制水平較低時(shí)，企業(yè)進(jìn)行節(jié)能減排的動(dòng)力較??；當(dāng)環(huán)境規(guī)制介于第一門檻和第二門檻之間時(shí)，企業(yè)排放污染的成本變大，企業(yè)節(jié)能減排的動(dòng)力增強(qiáng)，綠色產(chǎn)品的技術(shù)創(chuàng)新力增強(qiáng)。也就是環(huán)境規(guī)制的壓力促進(jìn)了出口產(chǎn)品質(zhì)量推動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率的顯著提升。

表8 門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果

當(dāng)制度環(huán)境的門檻值小于單一門檻值0.299時(shí)，制度環(huán)境在出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生的作用不顯著，而當(dāng)門檻值大于0.299時(shí)，則發(fā)揮了較為顯著的提升作用。出現(xiàn)這種情況的原因應(yīng)該是，當(dāng)市場(chǎng)環(huán)境軟約束得到改善時(shí)，加強(qiáng)了制造業(yè)企業(yè)尋求綠色產(chǎn)品技術(shù)創(chuàng)新的意愿和動(dòng)力，且綠色清潔技術(shù)密集度高的產(chǎn)品在市場(chǎng)中有著更大的競(jìng)爭(zhēng)能力，良性循環(huán)的制度環(huán)境必然會(huì)促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行綠色產(chǎn)品的技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而促進(jìn)整體綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

當(dāng)所有制結(jié)構(gòu)的門檻值小于61.834時(shí)，其在出口產(chǎn)品質(zhì)量影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生的作用并不顯著；當(dāng)門檻值介于61.834與72.440之間時(shí)，則產(chǎn)生顯著的提升作用；當(dāng)門檻值大于72.440時(shí)，產(chǎn)生的作用又趨于不顯著。其原因可能在于國(guó)有企業(yè)大多在規(guī)模和資金上擁有較大的優(yōu)勢(shì)，其在綠色技術(shù)研發(fā)上有著更大的優(yōu)勢(shì)。所以，在低于第一門檻值時(shí)，意味著該區(qū)間內(nèi)存在著大量的中小制造業(yè)企業(yè)，其出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的能力較低。而所有制結(jié)構(gòu)門檻值一旦越過了第一門檻值，且小于第二門檻值時(shí)，說明國(guó)有控股的制造業(yè)企業(yè)比例變得更加合理，其在綠色產(chǎn)品技術(shù)創(chuàng)新上的能力更強(qiáng)，所以在出口產(chǎn)品質(zhì)量提升影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程中產(chǎn)生的促進(jìn)作用也更強(qiáng)。但是，其門檻值一旦越過第二門檻值，這種積極的影響作用又開始變得不明顯，這可能是國(guó)有企業(yè)比重增加，政府環(huán)境規(guī)制與利益結(jié)合而出現(xiàn)制度上的軟化，進(jìn)而使得企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的意愿出現(xiàn)停滯，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升緩慢，綠色全要素生產(chǎn)率的提升也隨之變慢。

五、研究結(jié)論和政策建議

(一)研究結(jié)論

本文對(duì)2007—2021年中國(guó)30個(gè)省份的GTFP指數(shù)值進(jìn)行了測(cè)算，通過動(dòng)態(tài)面板和動(dòng)態(tài)GMM對(duì)GTFP受到制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升影響進(jìn)行了檢驗(yàn)。具體研究結(jié)論如下:第一，在2007—2021年中國(guó)制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量整體呈上升趨勢(shì)，但在東部地區(qū)的增速較為緩慢，與中部和西部地區(qū)相比有著較大的差異性。因此GTFP受到區(qū)域制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響隨地區(qū)不同存在差異性。第二，在引入一系列控制變量以后，GTFP受到區(qū)域制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響依然顯著，且在分析內(nèi)生性和替換核心解釋變量以后，研究結(jié)果依然穩(wěn)健有效。第三，通過門檻檢驗(yàn)，環(huán)境規(guī)制、制度環(huán)境和所有制結(jié)構(gòu)在GTFP受到區(qū)域制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響過程中存在非線性的門檻效應(yīng)。

(二)政策建議

基于研究結(jié)論，本文提出政策建議如下:第一，在中國(guó)當(dāng)前的發(fā)展戰(zhàn)略背景下，綠色發(fā)展一直是制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)。鑒于中國(guó)東部和中西部發(fā)展的差異，應(yīng)積極制定和實(shí)施環(huán)保相關(guān)政策，促進(jìn)企業(yè)通過自身改進(jìn)展開污染排放的相關(guān)治理，在制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的同時(shí)提升綠色全要素生產(chǎn)率。尤其是中西部地區(qū)，應(yīng)該加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制壓力，對(duì)重污染企業(yè)的發(fā)展和遷移做嚴(yán)格限制，督導(dǎo)其加強(qiáng)排污治理，促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐G色經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。第二，在基于中國(guó)加大力度推動(dòng)對(duì)外貿(mào)易開放的大背景下，國(guó)內(nèi)企業(yè)在加強(qiáng)國(guó)際交流合作的同時(shí)，應(yīng)大力引進(jìn)高新技術(shù)以及綠色企業(yè)的相關(guān)投資，加強(qiáng)企業(yè)自身的自主創(chuàng)新能力，對(duì)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)進(jìn)行改善，積極主動(dòng)地探索綠色清潔產(chǎn)品，提升制造業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量，整體推動(dòng)各省份綠色全要素生產(chǎn)率的提高。第三，基于各省份不同的經(jīng)濟(jì)水平和政策情況，因地制宜地制定和落實(shí)環(huán)境政策，改善市場(chǎng)環(huán)境，完善市場(chǎng)機(jī)制和營(yíng)商環(huán)境，增強(qiáng)要素配置效率。引導(dǎo)出口企業(yè)重視綠色產(chǎn)品及綠色服務(wù)的創(chuàng)新。此外，通過市場(chǎng)化改革大力推動(dòng)制造業(yè)所有制結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在提高國(guó)有控股企業(yè)GTFP的同時(shí)，增加高活力民營(yíng)企業(yè)的占比，以各種有效政策扶持，鼓勵(lì)其進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，跨越出口產(chǎn)品質(zhì)量的所有制結(jié)構(gòu)門檻。