高志剛，茍紅霞

（新疆財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，新疆 烏魯木齊 830012）

0 引言

我國經(jīng)濟開始步入質(zhì)量優(yōu)先的新時代，提高綠色全要素生產(chǎn)率正是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要體現(xiàn)。貿(mào)易開放是擴大市場規(guī)模、提高科技創(chuàng)新、優(yōu)化資源配置的重要途徑，將科技創(chuàng)新水平提升融入到貿(mào)易發(fā)展中，可能更利于綠色技術(shù)溢出。

國內(nèi)外關于貿(mào)易開放對全要素生產(chǎn)率影響的文獻較多，主要包括促進、抑制、非線性3 種觀點。①促進觀點。一是基于技術(shù)溢出，學者研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開 放 和 進 口 貿(mào) 易 分 別 對APEC 成 員 國［1］和 企 業(yè)［2，3］發(fā)揮技術(shù)溢出，進而提升全要素生產(chǎn)率；二是基于競爭效應，有學者研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放的市場競爭作用［4］、政府稅收競爭間接作用［5］、出口產(chǎn)品競爭力提升［6］、進口貿(mào)易競爭的倒逼作用［7］利于促進經(jīng)濟增長和企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；三是基于規(guī)模效應，有學者研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務業(yè)貿(mào)易和貿(mào)易開放整體的規(guī)模擴張分別會提升我國制造業(yè)［8］和經(jīng)合組織國家的全要素生產(chǎn)率。Amirkhalkhali等［9］研究表明，出口的擴張作用更強。②抑制觀點。一是基于競爭效應，部分學者研究發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易行業(yè)過度競爭［10］、資源低效配置的進口貿(mào)易競爭［11］、出口貿(mào)易過度競爭［12］均抑制了全要素生產(chǎn)率和企業(yè)出口加成率的增長；二是基于結(jié)構(gòu)效應，有學者研究發(fā)現(xiàn)“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)的進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善［13］和我國出口加工貿(mào)易［14，15］均抑制了全要素生產(chǎn)率的提升。③非線性觀點。一是基于異質(zhì)性，有學者認為貿(mào)易開放的技術(shù)溢出對中高收入國家影響顯著，而對低收入國家不明顯［16］，也有學者認為進口貿(mào)易競爭僅對生產(chǎn)效率高的企業(yè)發(fā)揮促進作用［17］；二是基于門檻效應，部分學者研究了貿(mào)易開放對制造業(yè)生產(chǎn)率的公路基礎設施門檻效應［18］，農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易技術(shù)溢出的經(jīng)濟發(fā)展門檻效應［19］和貿(mào)易開放對農(nóng)業(yè)技術(shù)溢出的人力資本門檻效應等［20］；三是基于空間溢出效應，有學者研究了多個國家的進口貿(mào)易［21］和東亞國家的貿(mào)易開放［22］分別對經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應。

近年來國內(nèi)外關于貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率影響的文獻鮮少，目前主要包括促進、抑制、非線性3 種觀點。①促進觀點。認為服務出口貿(mào)易［23］、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易［24］、上海自由貿(mào)易試驗區(qū)的建立［25］能夠有效促進相應綠色全要素生產(chǎn)率的提升。②抑制觀點。有學者研究得出我國“一帶一路”沿線省份對相應綠色全要素生產(chǎn)率存在抑制作用［26，27］，劉鉆擴等［26］認為主要受貿(mào)易結(jié)構(gòu)不合理影響。③非線性觀點。一是基于門檻效應，研究得出貿(mào)易自由化的綠色技術(shù)溢出存在人力資本和FDI 的門檻效應［28］，貿(mào)易開放綠色技術(shù)溢出存在經(jīng)濟發(fā)展、金融發(fā)展、基礎設施、制度質(zhì)量的門檻效應［29］、貿(mào)易開放［30］與出口貿(mào)易［31］綠色技術(shù)溢出存在環(huán)境規(guī)制門檻效應等；二是基于其他視角，研究了貿(mào)易開放與外商直接投資的交互作用［32］，貿(mào)易過程中環(huán)境規(guī)制約束［33］對相應綠色全要素生產(chǎn)率的影響，以及進口貿(mào)易存在促進東中部城市的區(qū)域異質(zhì)性［34］等。

我國經(jīng)濟發(fā)展方式正邁向創(chuàng)新驅(qū)動，以科技創(chuàng)新融入貿(mào)易開放進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的研究意義。相關研究多以科技創(chuàng)新對綠色全要素生產(chǎn)率影響為主，或默認貿(mào)易開放自身技術(shù)溢出，未曾探討科技創(chuàng)新在貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率影響過程中的門檻調(diào)節(jié)作用。鑒于此，本文從以下兩個方面進行探索：一是研究視角方面，以科技創(chuàng)新作為門檻變量，探索在貿(mào)易開放、進口貿(mào)易、出口貿(mào)易對綠色全要素生產(chǎn)率影響過程中發(fā)揮的門檻調(diào)節(jié)作用，以填補相關研究空白；二是研究區(qū)域方面，新疆作為絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)發(fā)揮著重要的貿(mào)易樞紐作用，以新疆14 個地州市作為研究區(qū)域，拓展了市域?qū)用嫜芯繀^(qū)域。

1 影響機制與理論假設

1.1 貿(mào)易開放的規(guī)模、技術(shù)、結(jié)構(gòu)效應

根據(jù)規(guī)模報酬遞增理論，貿(mào)易規(guī)模擴大，生產(chǎn)效率和技術(shù)提高，資本回輸利潤一部分用來增加技術(shù)投入。隨著國家對環(huán)境的日益重視和治理，逐漸抵消了環(huán)境污染和資源消耗的負外部性，總體上利于提升綠色全要素生產(chǎn)率（圖1）。根據(jù)知識、技術(shù)溢出和干中學相關理論，認為貿(mào)易開放作為知識、技術(shù)傳播和轉(zhuǎn)移的重要渠道，能夠帶來技術(shù)創(chuàng)新，進而提升綠色全要素生產(chǎn)率。面對不確定性國內(nèi)外營商環(huán)境，市場倒逼機制促使企業(yè)通過學習和改進工藝提高生產(chǎn)效率，降低污染環(huán)境治理成本，進而提升綠色全要素生產(chǎn)率。根據(jù)要素稟賦理論，隨著貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，國家重視改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)，鼓勵資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品的進出口貿(mào)易，促使企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，進而提升綠色全要素生產(chǎn)率。當然，細化進口和出口及具體區(qū)域上的影響可能不同，理論上經(jīng)濟發(fā)展水平越高的區(qū)域，影響作用可能越明顯。

圖1 貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制框架Figure 1 Framework diagram of the impact mechanism of trade opening on green total factor productivity

假設1：貿(mào)易開放程度越高越利于綠色全要素生產(chǎn)率的增長，進口和出口貿(mào)易越高越有利于提升綠色全要素生產(chǎn)率，且經(jīng)濟發(fā)展水平越高的區(qū)域，影響作用可能越顯著。

1.2 科技創(chuàng)新門檻效應

當某區(qū)域處于經(jīng)濟發(fā)展初期，科技創(chuàng)新意識薄弱且創(chuàng)新水平較低，生產(chǎn)技術(shù)難以應用，加上技術(shù)水平差距較大，貿(mào)易開放的技術(shù)溢出無法有效發(fā)揮，此時科技創(chuàng)新門檻調(diào)節(jié)作用有限；當經(jīng)濟發(fā)展和科技創(chuàng)新水平提升到一定階段，科技創(chuàng)新資金投入充盈，企業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)發(fā)展較成熟時，科技創(chuàng)新水平的提高利于激發(fā)貿(mào)易開放的綠色技術(shù)溢出，助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。不同經(jīng)濟體囿于經(jīng)濟發(fā)展差異，越過科技創(chuàng)新門檻閾值有所區(qū)別，進口貿(mào)易與出口貿(mào)易可能會存在不同的閾值。理論上，科技創(chuàng)新水平提高更利于承接吸收進口貿(mào)易渠道溢出的綠色技術(shù)，而出口貿(mào)易主要流向國外，科技創(chuàng)新對出口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻調(diào)節(jié)作用可能不明顯。科技創(chuàng)新門檻效應框架如圖2 所示。

圖2 科技創(chuàng)新門檻效應框架Figure 2 Framework diagram of the threshold effect of technological innovation

假設2：貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率可能存在科技創(chuàng)新門檻效應，科技創(chuàng)新水平越高，貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用越顯著，進口貿(mào)易相對出口貿(mào)易綠色技術(shù)可能更易溢出。

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設定

2.1 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)可獲取性，以新疆14 個地州市為研究單元，時間跨度為2001—2018 年。數(shù)據(jù)主要來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《新疆統(tǒng)計年鑒》《新疆科技統(tǒng)計年鑒》《新疆五十年》，以及新疆各地州市統(tǒng)計年鑒、新疆各地州市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報等。

2.2 變量選取

被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率（gtfp）。采用MaxDEA 專業(yè)版軟件，基于投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，運用SBM的GML 生產(chǎn)率指數(shù)計算綠色全要素生產(chǎn)率，ML 指數(shù)表示t -1 期到t 期綠色全要素生產(chǎn)率的增長率。借鑒邱斌等［35］的計算方法，以2000 年為基期，令基期gtfp 為1，依次與ML 指數(shù)相乘得到各年度的綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)。GTFP ＞1，表示綠色全要素生產(chǎn)率提高；GTFP ＜1，表示綠色全要素生產(chǎn)率降低。綠色全要素生產(chǎn)率可分解為綠色技術(shù)效率（GEC）和綠色技術(shù)變化（GTC）的乘積。GEC ＞1，表示綠色技術(shù)效率提高，反之則降低；GTC ＞1，表示綠色技術(shù)進步，反之則表示綠色技術(shù)退步。

鑒于數(shù)據(jù)統(tǒng)一性及可獲取性，構(gòu)建綠色全要素生產(chǎn)率投入產(chǎn)出指標體系（表1）。①投入指標。勞動投入用三次產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人員總數(shù)表示；資本投入用資本存量表示，參考單豪杰［36］的永續(xù)盤存法進行估算，以2000 年為基期，用全社會固定資產(chǎn)投資額計算，折舊率為10.96%；能源投入用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)能源消費量，統(tǒng)一折算成標準煤表示。②產(chǎn)出指標。期望產(chǎn)出用2000 年為基期折算的不變價GDP來衡量，非期望產(chǎn)出用工業(yè)廢水和工業(yè)廢氣排放量來表示。

表1 綠色全要素生產(chǎn)率的投入—產(chǎn)出指標描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of input- output indicators of green total factor productivity

核心解釋變量（表2）：貿(mào)易開放水平（open）參考齊紹洲等［29］、李光龍等［32］文獻，采用進出口貿(mào)易總額占GDP的比重衡量。用進口總額（import）占GDP的比重和出口總額（export）占GDP 的比重來分別代表進口貿(mào)易水平和出口貿(mào)易水平，貿(mào)易額按當年人民幣匯率（中間價）進行折算。

控制變量（表2）：①經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）。一般經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對科技研發(fā)和綠色經(jīng)濟越重視。為提升綠色全要素生產(chǎn)率提供物質(zhì)基礎，參考齊紹洲等［29］，采用人均GDP來衡量，以2000 年為基期折算成不變價。②科技創(chuàng)新水平（rd）?？萍紕?chuàng)新是經(jīng)濟增長的動力，通過增加科技創(chuàng)新投入、提高污染治理技術(shù)手段等影響綠色全要素生產(chǎn)率。參考任陽軍等［37］的文獻，采用R＆D 經(jīng)費投入占GDP 的比重衡量。③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（ind）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化能有效減少污染，提升環(huán)境質(zhì)量。參考姜旭等［38］，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比衡量。④政府干預程度（gov）。政府干預一般通過財政補貼手段進行，財政資金投入利于改善綠色全要素生產(chǎn)率。參考張彰等［39］，用一般公共預算支出占GDP的比重衡量。⑤金融發(fā)展水平（fin）。參考齊紹洲等［29］的研究，選取金融機構(gòu)各項貸款余額占GDP 的比重衡量，通過貸款支持企業(yè)進行研發(fā)投入等來影響綠色全要素生產(chǎn)率。

表2 變量描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of variables

2.3 模型設定

為探究貿(mào)易開放、進口貿(mào)易、出口貿(mào)易對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應，構(gòu)建如下模型：

式中：I（·）為門檻指示性函數(shù)，按照門檻值進行分段；rd 為科技創(chuàng)新門檻變量；γ為門檻值；u 為待估系數(shù)；X 為控制變量集；ε為隨機擾動項。

3 綠色全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果

3.1 新疆整體

從圖3 可見，2001—2018 年新疆整體綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈增長趨勢。其中：2002—2014 年綠色全要素生產(chǎn)率均小于1，水平較低；2015—2018 年綠色全要素生產(chǎn)率有效提升。增速上，2001—2018年新疆綠色全要素生產(chǎn)率年均增長-2.89%，期間綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展較為緩慢。將綠色全要素生產(chǎn)率進一步分解為綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)變化。從綠色技術(shù)效率看，除2001 年、2002 年綠色技術(shù)效率小于1，其他年份均大于1，年均增速為12.49%，綠色技術(shù)效率得到有效改善；從綠色技術(shù)變化看，除2001年、2002 年大于1，其他年份綠色技術(shù)變化均小于1，年均增長為- 13.67%，表明新疆整體綠色前沿技術(shù)發(fā)展緩慢，新疆綠色全要素生產(chǎn)率不高主要受綠色技術(shù)退步影響。

圖3 2001—2018年新疆綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)及分解指數(shù)變化趨勢Figure 3 Trend of green total factor productivity index and decomposition index in Xinjiang，2001—2018

3.2 區(qū)域?qū)用?/h3>

分南疆、北疆、東疆地區(qū)看：由圖3 可知，南疆地區(qū)2001—2010 年綠色全要素生產(chǎn)率平均指數(shù)略高于北疆和東疆地區(qū)，2010 年后略微下降后再度增長，2001—2018 年年均增速為-5.41%，綠色全要素生產(chǎn)率平均指數(shù)為0.9459；北疆地區(qū)綠色全要素生率指數(shù)總體呈上升趨勢，年均增速為-6.19%，年平均指數(shù)為0.9381；2001—2014 年東疆地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)與南北疆差異不大，2015 年增勢開始逐漸高于南疆和北疆地區(qū)，年均增速為-4.46%，年平均指數(shù)為0.9554?？梢?，南疆、北疆、東疆三大區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率增長緩慢，綠色全要素生產(chǎn)率提升不明顯，就平均綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)來看，東疆高于南疆高于北疆。

分地州市區(qū)域看：從圖4 可見，南疆地區(qū)巴音郭楞蒙古自治州（以下簡稱“巴州”）、阿克蘇地區(qū)、喀什地區(qū)、和田地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)平均小于1，年 均 增 速 分 別 為 - 0. 69%、- 32. 10%、-21.82%、-9.76%，表明南疆地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率水平較低，增速趨緩?？俗卫仗K柯爾克孜自治州（以下簡稱“克州”）除2010 年和2011 年綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)小于1，其他時期均大于1，年均增速為34.44%，表明克州地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率有明顯提升，增速較快。其原因可能是：克州能源消耗和工業(yè)廢水廢氣排放相對較低，加上以第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展為主，工業(yè)污染較少，但穩(wěn)定性較弱。

圖4 新疆14 個地州市綠色全要素生產(chǎn)率變化趨勢Figure 4 Trends of Green Total Factor Productivity in the 14 prefectures and cities in Xinjiang

北疆地區(qū)烏魯木齊市、昌吉回族自治州（昌吉州）、阿勒泰地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率平均大于1，年均增速分別為17.29%、11.40%、8.83%。其中，烏魯木齊市和昌吉州呈波動上升的趨勢，可能源于經(jīng)濟發(fā)展水平提高、生產(chǎn)率提升、技術(shù)水平改善、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、能源消耗的嚴格把控等，對環(huán)境釋放的壓力??；阿勒泰地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長相對平穩(wěn)，僅2017 年略微波動，主要是由于人口相對較少、城鎮(zhèn)化水平較低、工業(yè)化進程緩慢，以發(fā)展旅游業(yè)為主，因此對環(huán)境的污染較少。此外，克拉瑪依市、伊犁州直屬縣市（以下簡稱“伊犁州直”）、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州（以下簡稱“博州”）的綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)平均小于1，年均增速分別為-18.89%、-37.03%、-14.84%、-2.76%，可見綠色全要素生產(chǎn)率水平較低，增速較慢。其中，克拉瑪依市呈上升趨勢，伊犁州直接近水平線，塔城地區(qū)呈“微W 型”緩慢增長趨勢。博州2015 年后綠色全要素生產(chǎn)率明顯改善，可能與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型有關，2015 年后第三產(chǎn)業(yè)比重明顯提升。

東疆地區(qū)吐魯番市綠色全要素生產(chǎn)率平均小于1，年均增速為-14.34%，表明其綠色全要素生產(chǎn)率降低；而哈密市綠色全要素生產(chǎn)率近年來呈增長趨勢，平均大于1 且年均增速為4.41%。

4 實證分析

4.1 線性面板回歸估計

基準回歸結(jié)果：為了消除異方差，將所有變量進行對數(shù)化處理，經(jīng)多重共線性檢驗，變量間不存在多重共線性。本文分別運用OLS、FGLS 隨機效應模型、固定效應模型（FE）進行回歸擬合，通過組間異方差、組內(nèi)自相關、組間同期相關的檢驗，最終采用全面FGLS 隨機效應模型。以下均基于該模型分析，結(jié)果見表3。

表3 貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率線性面板估計結(jié)果Table 3 Results of linear panel estimation of trade openness on green total factor productivity

從核心解釋變量來看，貿(mào)易開放的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，貿(mào)易開放度每增加1%，綠色全要素生產(chǎn)率將上升0.012 個百分點，表明貿(mào)易開放程度越高越利于綠色全要素生產(chǎn)率增長。隨著貿(mào)易的縱深發(fā)展，知識技術(shù)的溢出效應、干中學效應和市場競爭倒逼等效應能提升綠色技術(shù)水平，提高生產(chǎn)效率，加強交流與學習，進而促進了綠色全要素生產(chǎn)率增長。其中，進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明新疆進口貿(mào)易和出口貿(mào)易均正向作用于綠色全要素生產(chǎn)率。近年來新疆開始注重貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，不斷降低棉類等初級加工產(chǎn)品出口，傾向引進高新技術(shù)產(chǎn)品（如醫(yī)療儀器機械等），進出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

從控制變量看，除科技創(chuàng)新外，其他控制變量系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。①經(jīng)濟發(fā)展水平。根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨理論，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平提升，收入水平不斷提高，區(qū)域科技投入增加和環(huán)境保護意識增強，進而使綠色全要素生產(chǎn)率有效提升。②科技創(chuàng)新水平。其系數(shù)在1%的水平上顯著為負。根據(jù)《中國區(qū)域科技創(chuàng)新評價報告》，2018 年新疆創(chuàng)新能力得分為40.59，低于全國平均水平，在沿邊省份中排名倒數(shù)第二。囿于創(chuàng)新能力不足、科技人才外流嚴重、研發(fā)投入低等因素，使科技創(chuàng)新未能發(fā)揮有效作用。③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。近年來新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“二三一”逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭弧?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，大大減少了環(huán)境污染，提升了綠色全要素生產(chǎn)率。④政府干預。近年來新疆政府財政支出持續(xù)增長，2018年財政支出占GDP的比重為41.1%，其中節(jié)能環(huán)保支出為94.33 億元，比2017 年增加了39.67億元。⑤金融發(fā)展。新疆金融發(fā)展水平不斷提升，2018年新疆金融機構(gòu)各項貸款為地區(qū)生產(chǎn)總值的1.49 倍。企業(yè)融資便利度增強，利于其進行研發(fā)投入和轉(zhuǎn)型升級，提升綠色全要素生產(chǎn)率。

分時間段估計結(jié)果：考慮到金融危機的沖擊影響，分前后兩個考察期來看貿(mào)易開放的綠色技術(shù)溢出是否存在差異。如表4 所示，從核心解釋變量看，金融危機前后貿(mào)易開放的綠色技術(shù)溢出始終為正，金融危機后顯著增強；進口貿(mào)易的綠色技術(shù)溢出始終顯著為正，且影響系數(shù)增大；出口貿(mào)易的綠色技術(shù)溢出在金融危機后才顯著為正。2008 年金融危機爆發(fā)，貿(mào)易環(huán)境惡劣且市場競爭壓力加大，倒逼企業(yè)通過不斷提高生產(chǎn)效率、加大科技研發(fā)水平、加快企業(yè)升級轉(zhuǎn)型來應對風險，進而使綠色全要生產(chǎn)率顯著提升。隨著2010 年歐亞經(jīng)濟一體化進程加快，2011年亞歐博覽會舉辦，2013 年“一帶一路”倡議提出，2014 年新疆絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)確立，“一帶一路”國際合作高峰論壇召開和“一帶一路”深入推進等系列活動，不同程度地激發(fā)了貿(mào)易開放的綠色技術(shù)溢出。從控制變量看，經(jīng)濟發(fā)展和政府干預對綠色全要素生產(chǎn)率的拉動系數(shù)不斷增大。2008 年后，科技創(chuàng)新對綠色全要素生產(chǎn)率的影響由負轉(zhuǎn)正，拉動系數(shù)持續(xù)增大。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平對綠色全要素生產(chǎn)率的拉動系數(shù)不斷增大，2008 年后顯著增強。金融發(fā)展水平未能有效推動綠色技術(shù)溢出，可能是受金融危機時間節(jié)點結(jié)構(gòu)突變影響。

表4 分時間段估計結(jié)果Table 4 Estimated results by time period

區(qū)域異質(zhì)性結(jié)果：本文通過Hausman 檢驗，采用混合效應變系數(shù)模型進行分析，結(jié)果如表5 所示。從核心解釋變量來看，貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率正向影響的地州較多，驗證貿(mào)易開放總體促進綠色全要素生產(chǎn)率的增長，進出口情況基本一致，不再贅述。

表5 區(qū)域異質(zhì)性—變系數(shù)模型估計結(jié)果Table 5 Regional heterogeneity—variable coefficient model estimation results

南疆地區(qū)：僅阿克蘇地區(qū)和喀什地區(qū)貿(mào)易開放系數(shù)在1%的水平下顯著為負，囿于篇幅所限，僅分析影響為負的地區(qū)。阿克蘇地區(qū)2001—2013 年貿(mào)易總額呈增長趨勢，之后由2013 年的58448 萬美元下降至2018 年的28738 萬美元，主要受全球貿(mào)易動蕩調(diào)整期所引發(fā)的外需低迷和全球大宗商品價格下跌等影響，加上出口貿(mào)易以特色林果和日用百貨等初級產(chǎn)品為主，進口以原油等初級工業(yè)產(chǎn)品為主，技術(shù)含量低，且第二產(chǎn)業(yè)比重不斷提升，污染程度加深，進而抑制綠色全要素生產(chǎn)率提升；喀什地區(qū)貿(mào)易總額整體呈增長態(tài)勢，出口貿(mào)易貢獻較大，進口貿(mào)易占比較低，可能是出口貿(mào)易發(fā)揮的綠色技術(shù)溢出作用較弱，加上貿(mào)易產(chǎn)品科技含量低，以低端加工產(chǎn)品為主，故綠色全要素生產(chǎn)率提升不明顯。

北疆地區(qū)：克拉瑪依市、伊犁州直、塔城地區(qū)貿(mào)易開放的綠色技術(shù)溢出顯著為負?？死斠朗械闹еa(chǎn)業(yè)是石油工業(yè)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈重化工業(yè)特征，能耗較大，貿(mào)易產(chǎn)品以從事油田開采相關加工產(chǎn)品為主，環(huán)境污染較重，不利于綠色全要素生產(chǎn)率提升；伊犁州直貿(mào)易以初級加工產(chǎn)品為主，產(chǎn)品附加值低，近年來貿(mào)易總額呈遞增趨勢，由出口貿(mào)易帶動，出口貿(mào)易綠色技術(shù)溢出作用不明顯，加上規(guī)?；址派a(chǎn)不利于綠色全要素生產(chǎn)率提升；塔城地區(qū)貿(mào)易發(fā)展較為震蕩，總體呈下降趨勢，貿(mào)易開放水平由2003 年的50.06%減少至2018 年的6.13%，出口以鞋靴、服裝為主，進口以葵花籽、資源性工業(yè)原料為主，技術(shù)含量低，不利于綠色全要素生產(chǎn)率提升。

東疆地區(qū)：吐魯番市貿(mào)易開放系數(shù)在1%的水平下顯著為負。2018 年吐魯番市的貿(mào)易開放水平在14 個地州市中排名最后一位，貿(mào)易總額僅3244萬美元，可見其貿(mào)易規(guī)模較小，產(chǎn)業(yè)以重工業(yè)為主，能耗污染較高。葡萄加工產(chǎn)業(yè)雖然較為出名，但是未能形成高附加值產(chǎn)業(yè)鏈，產(chǎn)品競爭力不強故對綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用有限。

從控制變量看，經(jīng)濟發(fā)展、科技創(chuàng)新、政府干預、金融發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率的關系與基準回歸結(jié)果基本吻合，不再贅述。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的綠色技術(shù)溢出為負，但不顯著，可能是由于新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從2000—2014 年基本呈“二三一”的重工業(yè)特征，2014年后產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)才調(diào)整為“三二一”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化較滯后，但不能否定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用。

4.2 非線性門檻面板估計

將科技創(chuàng)新作為門檻變量，驗證貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的門檻效應。

門檻顯著性檢驗：借鑒Hansen 的門檻模型研究，對門檻顯著性進行檢驗，結(jié)果如表6 和圖5 所示，貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率確實存在科技創(chuàng)新門檻效應。貿(mào)易開放和進口貿(mào)易的綠色技術(shù)溢出均表現(xiàn)為單一門檻效應，門檻值分別為- 0.2884、-0.2578；出口貿(mào)易綠色技術(shù)溢出表現(xiàn)為雙重門檻效應，門檻值分別為-2.4925、-0.2884。門檻顯著性檢驗通過，可進行后續(xù)研究。

表6 門檻顯著性檢驗和門檻值估計Table 6 Threshold significance test and thresh old value estimation

圖5 科技創(chuàng)新門檻的似然比函數(shù)Figure 5 The likelihood ratio function diagram of the threshold of technological innovation

門檻回歸估計：如表7 所示，從核心解釋變量來看，當科技創(chuàng)新水平低于0.7495 時，貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率影響顯著為負；當科技創(chuàng)新水平門檻值大于或等于0.7495 時，貿(mào)易開放會在1%水平上顯著促進綠色全要素生產(chǎn)率提升；而當科技創(chuàng)新水平低于0.7728 時，進口貿(mào)易水平對綠色全要素生產(chǎn)率為負向影響，但是不顯著。只有科技創(chuàng)新水平大于或等于0.7728 時，進口貿(mào)易水平在1%水平上顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率；當科技創(chuàng)新水平未跨越第一個門檻值0.0827 時，出口貿(mào)易水平對綠色全要素生產(chǎn)率影響在10%的水平上顯著為負；當科技創(chuàng)新水平跨越第一個門檻但是未達到第二個門檻值0.7495時，出口貿(mào)易對綠色全要素生產(chǎn)率影響在1%水平上顯著為負；當科技創(chuàng)新水平跨越第二個門檻值0.7495 時，出口貿(mào)易綠色技術(shù)溢出在5%的水平上顯著為正。可見，科技創(chuàng)新水平越高，貿(mào)易開放對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用越顯著，進口貿(mào)易相對出口貿(mào)易綠色技術(shù)更易溢出，出口貿(mào)易的綠色技術(shù)溢出要經(jīng)過雙門檻后才能發(fā)揮正向作用。

表7 門檻模型估計結(jié)果—核心解釋變量Table 7 Threshold model estimation results- c ore explanatory variables

如表8 所示，從控制變量看，基本與前文一致，相反的是，政府干預程度的綠色技術(shù)溢出卻顯著為負?？赡苁且驗檎深A主要是從財政投入渠道進行，用于解決社會發(fā)展重大難題，集中在固定資產(chǎn)投資、社會公共服務等方面，對綠色全要素生產(chǎn)率的作用較小，也可能與模型設定有關。

表8 門檻效應估計結(jié)果-控制變量Table 8 Estimated results of threshold effect s- control variables

區(qū)域科技創(chuàng)新門檻通過情況：如表9 所示，2001年跨過科技創(chuàng)新門檻的地州市分別是烏魯木齊市和克拉瑪依市，其他12 個地州市均未跨越。除克拉瑪依市外，其他地區(qū)貿(mào)易開放水平、進口貿(mào)易和出口貿(mào)易對綠色全要素生產(chǎn)率的門檻效應均為負，可見克拉瑪依市初始科技研發(fā)水平基礎較好；2018 年新疆一半的地州市科技創(chuàng)新發(fā)展顯著提升，但發(fā)揮正向科技創(chuàng)新門檻效應的區(qū)域僅有烏魯木齊市和昌吉州，且通過了貿(mào)易開放和出口貿(mào)易的科技創(chuàng)新門檻。而克拉瑪依市由2001 年通過所有貿(mào)易科技創(chuàng)新門檻變化為僅通過出口貿(mào)易的第一門檻，可見其貿(mào)易開放綠色技術(shù)溢出的科技創(chuàng)新門檻效應有所弱化，受重石油工業(yè)發(fā)展影響，資源消耗嚴重，科技創(chuàng)新門檻調(diào)節(jié)作用有限，不利于綠色全要素生產(chǎn)率增長。

表9 新疆14 個地州市科技創(chuàng)新門檻通過情況Table 9 Passing of the threshold of scientific and technological innovation in 14 prefectur es and cities in Xinjiang

5 穩(wěn)健性檢驗

線性面板回歸穩(wěn)健性檢驗：增加城鎮(zhèn)化水平（urban）、人口密度（dens）、人力資本（hc）3 個控制變量進行OLS 估計，采用FGLS 隨機效應模型，增加人力資本（hc）控制變量進行估計。如表10 所示，估計結(jié)果與上述實證結(jié)果有較好的一致性，僅顯著程度和影響系數(shù)存在略微差異，故線性回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表10 線性面板回歸穩(wěn)健性檢驗Table 10 Robustness test of linear panel regression

門檻面板回歸穩(wěn)健性檢驗：參考劉耀彬等［40］的研究，逐步加入控制變量，依次檢驗門檻值的變化情況，同時觀察控制變量對科技創(chuàng)新門檻的影響。如表11 所示，控制變量的變換對科技創(chuàng)新門檻值影響較小，且貿(mào)易開放和進口貿(mào)易門檻值未發(fā)生變化，均存在顯著門檻效應；出口貿(mào)易方面，單門檻值比較穩(wěn)定，雙門檻值有略微變化，也都趨近門檻值，存在顯著門檻效應。故模型具有較好的穩(wěn)健性，實證結(jié)果較為可靠。

表11 科技創(chuàng)新門檻穩(wěn)健性檢驗Table 11 Robustness test of technological innovation threshold

6 結(jié)論與政策啟示

結(jié)論如下：①新疆綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展水平較低，依靠綠色技術(shù)效率驅(qū)動，受綠色技術(shù)退步影響。平均綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)上，東疆＞南疆＞北疆；南疆地區(qū)除克州外，其他地州市綠色全要素生產(chǎn)率降低；北疆地區(qū)烏魯木齊市、昌吉州、阿勒泰地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率較快提升，克拉瑪依市、伊犁州直、塔城、博州則相反，增速趨緩；東疆地區(qū)的吐魯番市綠色全要素生產(chǎn)率水平降低，哈密市近年來增長較快。②貿(mào)易開放能顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率，進口和出口貿(mào)易均能發(fā)揮綠色技術(shù)溢出，對經(jīng)濟發(fā)展水平較高的北疆地區(qū)影響更為顯著?？刂谱兞可?，經(jīng)濟發(fā)展水平提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、政府有效干預、金融發(fā)展水平提升均能發(fā)揮正向綠色技術(shù)溢出作用，囿于新疆科技創(chuàng)新水平低、創(chuàng)新能力不足、科技人才流失、科技經(jīng)費投入不足等因素，致使科技創(chuàng)新未發(fā)揮有效作用。③貿(mào)易開放、進口貿(mào)易、出口貿(mào)易對綠色全要素生產(chǎn)率均存在“倒U 型”的科技創(chuàng)新門檻效應。當科技創(chuàng)新水平越過0.7495 的門檻值時，貿(mào)易開放才會正向提升綠色全要素生產(chǎn)率；進口貿(mào)易的科技創(chuàng)新門檻效應更顯著，科技創(chuàng)新水平越過0.7728 的門檻時提升綠色全要素生產(chǎn)率；出口貿(mào)易科技創(chuàng)新門檻效應較為滯后，經(jīng)雙門檻才發(fā)揮作用；2018 年，新疆14 個地州市科技創(chuàng)新水平明顯提升，但整體質(zhì)量不高，僅烏魯木齊市和昌吉州通過貿(mào)易開放和出口貿(mào)易的科技創(chuàng)新門檻。

政策啟示：①提高科技創(chuàng)新水平，打造區(qū)域科技創(chuàng)新引擎，為絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)高質(zhì)量發(fā)展提供強勁動力。一是深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略和人才強區(qū)戰(zhàn)略，加大R＆D 經(jīng)費和財政科技投入力度，加強對科技人才的重視；二是強化新疆優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的科技水平，鼓勵企業(yè)堅持自主科技創(chuàng)新，提升產(chǎn)品競爭力，逐步使企業(yè)成為科技成果轉(zhuǎn)化主體；三是推進科研院所、高校、企業(yè)深度科教融合和產(chǎn)教融合，不斷提高科技成果轉(zhuǎn)化率；四是發(fā)揮烏昌石國家自主創(chuàng)新示范區(qū)和絲綢之路經(jīng)濟帶創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展試驗區(qū)示范引領作用，積極與國內(nèi)外先進企業(yè)進行技術(shù)合作交流，增強創(chuàng)新開放整體能效；五是深入推進科技援疆政策，將政策落到實處，不斷促進科技成果轉(zhuǎn)化、先進技術(shù)推廣和科技人才培養(yǎng)。②以推進絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)建設為驅(qū)動，立足區(qū)位優(yōu)勢，全面提高新疆貿(mào)易開放水平。一是政府要完善沿邊貿(mào)易開放相關法律制度建設，為其提供制度支持；二是積極倡導新業(yè)態(tài)升級傳統(tǒng)貿(mào)易模式，加快新業(yè)態(tài)如跨境電子商務服務公共平臺建設，拓寬跨境通道；三是加快海外倉建設，依托一站式通關陸港、空港資源聯(lián)動優(yōu)勢，不斷拓寬“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易市場；四是推進“一港、兩區(qū)、五大中心、口岸經(jīng)濟帶”建設，推動通道經(jīng)濟向產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、口岸經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展；五是提高貿(mào)易自由化和便利化，持續(xù)推進新疆貿(mào)易全方位開放；六是重視綠色貿(mào)易發(fā)展，構(gòu)建綠色貿(mào)易發(fā)展體系，加大貿(mào)易發(fā)展的綠色金融信貸支持，企業(yè)要增強環(huán)境保護主體擔當意識，實現(xiàn)經(jīng)濟效益和環(huán)境效益雙贏。③全面提升綠色全要素生產(chǎn)率和綠色前沿技術(shù)水平，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一是在新發(fā)展理念和“碳達峰、碳中和”背景下，加快促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，新疆工業(yè)發(fā)展主要依靠煤炭等資源消耗，節(jié)能減排壓力較大，鼓勵傳統(tǒng)企業(yè)進行綠色改造升級、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，提高能源利用率，不斷挖掘節(jié)能降耗潛力；二與環(huán)保技術(shù)較強國家和我國發(fā)達省份進行技術(shù)合作學習，引進前沿生產(chǎn)技術(shù)，提高企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)效率；三是加強綠色技術(shù)研發(fā)投入，提升綠色信貸投資，推廣清潔能源使用等，不斷挖掘經(jīng)濟增長新動能，降低非期望產(chǎn)出，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。