葉娟惠，葉阿忠

(1.福州市社會科學院 經(jīng)濟學研究所，福建 福州 350007；2.福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福建 福州 350116)

黨的二十大報告指出，經(jīng)濟高質量發(fā)展是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務，是實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的必由之路。面對日益突出的環(huán)境污染問題，在既要“金山銀山”，又要“綠水青山”的雙重愿景下，“創(chuàng)新、協(xié)同、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念成為經(jīng)濟高質量發(fā)展的指引。由于環(huán)境污染的負外部性，僅僅依靠市場的調節(jié)無法有效減少環(huán)境污染和促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，環(huán)境規(guī)制是在經(jīng)濟高質量發(fā)展背景下政府激勵企業(yè)進行綠色技術轉型、平衡經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護的有效手段。綠色技術創(chuàng)新是解決環(huán)境污染問題的根本路徑，而經(jīng)濟高質量發(fā)展要求綠色可持續(xù)的發(fā)展模式。如何有效發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的作用，倒逼企業(yè)主動進行綠色技術創(chuàng)新，進而推動經(jīng)濟高質量發(fā)展和環(huán)境綠色可持續(xù)發(fā)展成為學術界關注的重點。因此，本文把環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展納入一個系統(tǒng)的研究框架，從時間和空間的動態(tài)視角深入探析三者兩兩之間的相互作用機制，為地方政府提供經(jīng)濟高質量發(fā)展和環(huán)境綠色可持續(xù)發(fā)展的政策參考。

一、文獻綜述和理論分析

環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展已經(jīng)成為國內外學者研究的熱門話題。但大部分學者主要圍繞環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展其中兩者之間的單向關系進行研究，關于三者關系的研究也僅局限于中介傳導效應和時間效應的分析。

(一)環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的關系

關于環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的研究，大多數(shù)文獻聚焦于環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響，較少文獻直接研究綠色技術創(chuàng)新對環(huán)境規(guī)制的影響。關于環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的關系主要有“遵循成本”效應和“創(chuàng)新補償”效應。一方面，環(huán)境規(guī)制政策的實施，增加了企業(yè)治污成本，減少了企業(yè)利潤，短期內技術研發(fā)投入占比下降，無法有效激勵企業(yè)進行綠色技術研發(fā)，抑制了綠色技術創(chuàng)新發(fā)展；另一方面，面對環(huán)境規(guī)制政策的約束，企業(yè)為了提升市場競爭力，傾向于增加技術研發(fā)投入，進而轉變生產方式、提高生產效率，通過綠色技術創(chuàng)新所產生的收益彌補增加的生產成本，有效促進綠色技術創(chuàng)新發(fā)展。同時，由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和要素資源稟賦的差異性，地方政府之間異質性的環(huán)境規(guī)制政策強度和方向會引起污染就近轉移效應[1]。環(huán)境規(guī)制政策的實施，可能會促進本地企業(yè)將污染產業(yè)就近遷移到環(huán)境規(guī)制力度小的鄰近地區(qū)。短期內鄰地的產業(yè)承接會提升其收入水平進而得以增加技術投入，推動綠色技術創(chuàng)新發(fā)展；長期來看，以環(huán)境污染為代價的技術提升是不可持續(xù)的，產業(yè)承接增加的收入不足以抵消日益增加的治污成本，企業(yè)利潤下滑，抑制了綠色技術創(chuàng)新。因此，環(huán)境規(guī)制短期來看可以促進鄰地綠色技術創(chuàng)新，長期來看抑制了鄰地綠色技術創(chuàng)新。而對于本地企業(yè)來說，由于環(huán)境規(guī)制政策的實施，短期內企業(yè)所增加的治污成本擠占了綠色技術創(chuàng)新投入，抑制本地綠色技術創(chuàng)新發(fā)展；長期來看，企業(yè)為彌補增加的治污成本，不得不提高技術和提升管理水平，從而促進了綠色技術創(chuàng)新發(fā)展。因此，環(huán)境規(guī)制短期內抑制本地綠色技術創(chuàng)新，長期來看可以促進本地綠色技術創(chuàng)新發(fā)展。如，董直慶等[2]通過面板數(shù)據(jù)結合空間杜賓模型的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對本地綠色技術進步呈現(xiàn)先抑制后促進的門檻特征，對鄰地綠色技術進步表現(xiàn)出倒“U”型作用效應。賈軍等[3]研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對綠色經(jīng)濟的影響效用不夠理想，不僅促進了綠色技術創(chuàng)新，還促進了非綠色技術的創(chuàng)新。基于上述分析，提出假設H1。

H1：環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新存在“本地—鄰地”的非一致性效應，在本地表現(xiàn)出先抑后揚效應，在鄰地則表現(xiàn)出先促進后抑制效應。

(二)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系

關于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究，大多數(shù)學者聚焦于環(huán)境規(guī)制通過“遵循成本”效應或“創(chuàng)新補償”效應影響經(jīng)濟高質量發(fā)展，而研究經(jīng)濟高質量發(fā)展對環(huán)境規(guī)制影響的文獻很少。環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟高質量發(fā)展主要存在兩個方面的影響：一方面，環(huán)境規(guī)制通過“成本效應”抑制經(jīng)濟高質量發(fā)展。生產企業(yè)為達到環(huán)境保護標準，擠占一部分人力資源和物質資本用于環(huán)境治理，其他領域投入隨之減少，導致企業(yè)利潤和收入減少，不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。另一方面，環(huán)境規(guī)制通過“創(chuàng)新補償效應”促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。環(huán)境規(guī)制激勵企業(yè)提高市場競爭力，提高企業(yè)技術創(chuàng)新效率，從而抵消因環(huán)境規(guī)制所增加的成本，進而推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。同時，Arrow等指出，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長具有不同的長期和短期效應[4]。短期內，高強度的環(huán)境規(guī)制因“成本效應”抑制了經(jīng)濟增長，長期內這種負向影響在經(jīng)歷了“陣痛期”后，能夠激發(fā)企業(yè)的“創(chuàng)新補償”效應，由“短期損失”向“長期收益”轉變，進而推動經(jīng)濟增長[5]。例如，楊白冰等[6]通過面板協(xié)整和誤差修正模型的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長存在短期和長期效應，短期內對中西部地區(qū)無顯著作用甚至可能產生抑制影響，長期來看顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長。陶靜等[7]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對于中國經(jīng)濟增長質量具有顯著的促進作用，且存在明顯的東中西部的區(qū)域差異性，同時環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長質量存在倒“U”型的動態(tài)關系?？追参牡萚8]基于京津冀地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，京津冀地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展存在空間溢出效應，環(huán)境規(guī)制和環(huán)境宜居性對經(jīng)濟高質量發(fā)展均有促進作用，二者交互后對本地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展促進作用顯著增強，但對鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展有抑制作用。基于上述分析，提出假設H2。

H2：環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響存在“長期—短期”的時間差異性，短期內因成本增加而抑制經(jīng)濟高質量發(fā)展，長期內彌補了成本的負面效應，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

(三)綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系

關于綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究，學者們側重于綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的推動作用，忽視了經(jīng)濟高質量發(fā)展對綠色技術創(chuàng)新的反向作用。綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響存在長期和短期差異性。短期內企業(yè)為推動綠色技術創(chuàng)新投入大量的人力資本和物資資本，減少了提升管理水平、擴大生產規(guī)模等其他生產性的投資，產生“擠出效應”，降低資源配置效率，不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。同時，由于綠色技術創(chuàng)新在初期呈現(xiàn)出高成本、低產出等特征，創(chuàng)新成果的轉化應用不能在短期內實現(xiàn)，導致企業(yè)成本增加、利潤減少，不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。但長期來看，綠色技術創(chuàng)新能夠減少污染排放，推動企業(yè)生產過程中的綠色和智能化轉型升級，提高企業(yè)的生產效率和市場競爭力，促進經(jīng)濟和環(huán)境協(xié)調發(fā)展，有利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。如，陳思杭等[9]基于面板向量自回歸模型研究發(fā)現(xiàn)，綠色技術進步的正向溢出效應發(fā)揮存在時間滯后性，短期內抑制綠色經(jīng)濟發(fā)展，但長期具有促進作用。汪明月等[10]指出，非綠色技術創(chuàng)新在短期內可以帶來經(jīng)濟收益，但是加速了資源的消耗，不利于生態(tài)環(huán)境的保護。隨著碳達峰目標和碳中和愿景的提出，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新可以有效促進經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染“脫鉤”。彭文斌等[11]運用面板門檻效應模型分析發(fā)現(xiàn)，綠色創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質量的影響不是單一線性的，而是隨著分工水平的的高低呈現(xiàn)不同的分階段特征。基于上述分析，提出假設H3。

H3：綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響具有“長期—短期”效應，呈現(xiàn)短期抑制、長期促進的波動式趨勢。

(四)環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展三者之間的關系

關于環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者關系的研究主要基于面板向量自回歸模型(PVAR)和中介傳導效應的分析，有學者發(fā)現(xiàn)三者兩兩之間存在互動關系。一是環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新存在“本地—鄰地”非一致性效應，有研究表明，綠色技術創(chuàng)新也會對環(huán)境規(guī)制產生影響[12]。企業(yè)提高綠色技術創(chuàng)新水平，短期內環(huán)境污染物的排放總量減少，環(huán)境污染治理投資占財政投入的比重下降，環(huán)境規(guī)制強度短期內降低。因此，環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新存在雙向互動影響。二是環(huán)境規(guī)制通過“成本效應”或“創(chuàng)新補償效應”影響經(jīng)濟高質量發(fā)展，有學者研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟高質量發(fā)展也會反作用于環(huán)境規(guī)制。經(jīng)濟發(fā)展質量的提升提高了環(huán)境資源的利用效率，減少了污染物的排放，降低了治污成本，環(huán)境污染治理投資比重降低，環(huán)境規(guī)制強度隨之下降。因此，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質量發(fā)展存在雙向互動影響。三是綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展存在“長期—短期”效應，部分學者認為經(jīng)濟高質量發(fā)展也會反作用于綠色技術創(chuàng)新發(fā)展。一方面，經(jīng)濟高質量發(fā)展為綠色技術創(chuàng)新研發(fā)投入提供物質基礎，促進綠色技術創(chuàng)新要素資源在區(qū)域內的有效流動，有利于技術創(chuàng)新成果的高效轉化利用。另一方面，經(jīng)濟高質量發(fā)展可能通過“吸虹效應”為本地區(qū)集聚人才、資本等要素資源，導致周邊鄰近地區(qū)人才等要素資源流失，不利于綠色技術創(chuàng)新發(fā)展。因此，綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展存在雙向互動影響。關于三者兩兩之間的互動關系研究，如郭凱路等[13]以長江經(jīng)濟帶的面板數(shù)據(jù)為樣本，利用向量自回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，區(qū)域環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與綠色全要素生產率存在動態(tài)互動關系。蘇斌等[14]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制、綠色創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者之間存在穩(wěn)定的長期協(xié)整關系，并且存在東中西部的區(qū)域異質性。范丹等[15]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新和綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響存在東、中、西部的區(qū)域差異性，同時通過傳導機制分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制通過綠色技術創(chuàng)新促進綠色經(jīng)濟發(fā)展。胡德順等[16]利用中介效應模型分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展產生影響，并且存在東、中、西部的區(qū)域差異性。武云亮等[17]的研究表明，綠色技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟高質量發(fā)展之間存在顯著的正向中介效應。基于上述分析，提出假設H4。

H4：環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展三者之間存在互動效應和區(qū)域異質性。

綜上，雖然國內外學者對環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展關系的研究文獻很豐富，但是仍然有值得進一步深入探討的方面。一是現(xiàn)有研究主要關注環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展中兩者之間的單向關系，而部分文獻對三者關系的研究沒有充分考慮變量的內生性問題；二是目前關于環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展三者關系的相關研究主要局限于非空間層面，而有研究表明這三者之間的相互影響存在區(qū)域異質性，因此有必要使用空間計量模型進行實證分析；三是考慮到外商直接投資對本地環(huán)境污染、技術創(chuàng)新的影響存在外部性，因此，有必要將外商直接投資作為外生變量的非參數(shù)項加入模型中，探析外商直接投資對環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響?；诖?，本文將構建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)研究環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展3個內生變量之間的時間和空間傳導效應，以及外商直接投資與3個內生變量的非線性關系，進而發(fā)現(xiàn)其內在的協(xié)同發(fā)展機制。

本文的創(chuàng)新之處在于：一是有別于以往研究僅局限于環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者之間的單向靜態(tài)分析，本文創(chuàng)新性地從聯(lián)動角度出發(fā)，研究三者在時間和空間上的雙向傳導效應；二是現(xiàn)有相關研究缺乏對截面?zhèn)€體空間溢出效應的關注，本文使用半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)，從空間視角分析三者在時空維度的交互作用及各變量的時空脈沖響應情況；三是在半?yún)?shù)模型中引入外商直接投資這一外生變量，檢驗外商直接投資對環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展的非線性影響。

二、實證模型

(一)半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型的構建

傳統(tǒng)的單方程模型無法準確反映各變量之間的動態(tài)相關關系，需要建立聯(lián)立方程模型研究環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的關系。同時，考慮到3個變量之間存在區(qū)域差異性，有必要在計量模型中加入空間相關性分析。在經(jīng)濟活動中，經(jīng)濟變量之間往往存在一定的非線性關系。借鑒葉阿忠等[18]的做法，構建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)，此模型綜合了向量自回歸模型、空間計量經(jīng)濟模型和半?yún)?shù)回歸模型的內容，既考慮空間維度和時間維度的相互關系，又增加了放寬預設變量的半?yún)?shù)項，可以更好地分析3個變量之間在時間和空間上的動態(tài)關系。由于外商直接投資對環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響存在不確定性，因此將其作為外生變量的半?yún)?shù)項引入模型中，建立如下實證模型：

(1)

(二)變量選擇

1.環(huán)境規(guī)制

環(huán)境規(guī)制(ER)。環(huán)境規(guī)制的度量標準主要有3種，包括從環(huán)境污染排放的角度選擇替代指標、從環(huán)境污染治理投資的角度選擇替代指標、通過綜合指標的構建進行衡量。3種方法都存在不足之處，構建綜合指標法雖可以全面反映環(huán)境規(guī)制強度，但存在數(shù)據(jù)缺失、統(tǒng)計誤差大等問題。與環(huán)境污染排放相比，環(huán)境污染治理投資可以更加直觀地反映政府環(huán)境規(guī)制的力度。因此，本文引用陶靜等[7]的做法，采用環(huán)境污染治理投資占地區(qū)生產總值的比重進行衡量。數(shù)據(jù)來源于各年份《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.綠色技術創(chuàng)新

綠色技術創(chuàng)新(GTI)。借鑒董直慶等[2]的做法，采用綠色發(fā)明專利授權數(shù)進行衡量。根據(jù)世界知識產權組織(WIPO)提供的國際綠色專利分類編碼(IPC)，從國家知識產權局中國專利公布公告網(wǎng)站通過高級查詢設置專利類型、IPC分類號、公布公告日期及申請地址，分別獲取各省市各年度的綠色發(fā)明專利授權數(shù)。

3.經(jīng)濟高質量發(fā)展

經(jīng)濟高質量發(fā)展(EQ)?；凇皠?chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享”發(fā)展理念，從5個維度構建經(jīng)濟高質量發(fā)展測度體系，詳見表1。根據(jù)測度體系，采用熵權TOPSIS法，得到經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合水平[19]。除了R&D經(jīng)費支出和R&D人員數(shù)據(jù)來源于各年份《中國科技統(tǒng)計年鑒》，一般工業(yè)固體廢物產生量數(shù)據(jù)來源于各年份《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，公共圖書館總藏量數(shù)據(jù)來自各年份《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》，其他測評指標數(shù)據(jù)均來源于各年份《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

表1 經(jīng)濟高質量發(fā)展水平測度體系

4.外商直接投資

外商直接投資(FDI)。采用外商直接投資額與地區(qū)生產總值的比重進行衡量。數(shù)據(jù)來源于各年份《中國統(tǒng)計年鑒》。

(三)數(shù)據(jù)說明

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取中國30個省市2004—2020年數(shù)據(jù)為樣本(由于西藏自治區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失嚴重，港澳臺地區(qū)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不一致，研究樣本暫未包括西藏和港澳臺地區(qū))。為消除異方差，對所有變量進行對數(shù)處理。變量的描述性統(tǒng)計詳見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

三、半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型的實證結果分析

(一)計量模型檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

利用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的LLC、LM等方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，由表2可以看出，各變量都在5%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的原假設，表明4個變量都是平穩(wěn)的。

2.格蘭杰因果關系檢驗

本文使用stata軟件的stgcause命令代碼對面板數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果顯示，環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展兩兩之間存在顯著的因果關系(由于篇幅有限，未詳細展示檢驗結果)。

3.空間相關性檢驗

基于0～1空間權重矩陣，利用Moran’I值對環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展2004—2020年的空間相關性進行檢驗，3個變量大部分年份的Moran’I值顯著為正，表明各變量存在顯著的正向空間溢出效應，有必要在實證模型中加入空間因素。由表3可以看出，環(huán)境規(guī)制(lnER)只有7個年份不顯著，其他10個年份都在10%水平上顯著，環(huán)境規(guī)制的空間相關性總體上呈現(xiàn)波動式上升趨勢；綠色技術創(chuàng)新(lnGTI)只有4個年份不顯著，其他13個年份都在10%水平上顯著，綠色技術創(chuàng)新的空間相關性呈現(xiàn)小幅穩(wěn)步上升的態(tài)勢；經(jīng)濟高質量發(fā)展(lnEQ)各年份的空間相關性均在1%水平上顯著，經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間相關性的波動性較小。

表3 lnER、lnGTI和lnEQ的Moran’I值

(二)半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型估計結果

借鑒郭國強等[20]的做法，利用Matlab和R軟件，在核密度估計的基礎上，使用局部線性估計和廣義矩估計(GMM)的方法，估算出模型的參數(shù)部分和非參數(shù)部分的彈性系數(shù)。其中，參數(shù)部分時間滯后一期項的系數(shù)和時間及空間均滯后一期項的系數(shù)估計結果詳見表4。

表4 各變量參數(shù)估計結果統(tǒng)計表

根據(jù)表4的估計結果，運用局部線性估計法[21]，計算出各內生變量對外商直接投資非參數(shù)項擬合的偏導數(shù)，并運用散點圖表示非參數(shù)部分的估計結果，如圖1～3所示。圖1～3中的橫軸表示外商直接投資(lnFDI)，數(shù)值越大表明外商直接投資強度越高，縱軸表示各內生變量的導數(shù)值，表明外商直接投資強度變化一個單位分別對環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響幅度。各內生變量的偏導數(shù)圖表明，外商直接投資與環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新、經(jīng)濟高質量發(fā)展之間均存在較為明顯的非線性關系，也進一步驗證了加入非參數(shù)項的合理性和必要性。

圖1 lnER對lnFDI的導數(shù)圖

從圖1可以看出，環(huán)境規(guī)制(lnER)與外商直接投資(lnFDI)存在橫向“S”形關系，主要呈現(xiàn)出3個階段的特點。在外商投資初期，外商直接投資對環(huán)境規(guī)制的影響呈現(xiàn)波動式下降趨勢；在外商投資中期，隨著外商直接投資強度的增強，環(huán)境規(guī)制力度也不斷增強；在外商投資后期，隨著外商直接投資強度的增加，環(huán)境規(guī)制呈現(xiàn)波動式下降的趨勢。從圖2和圖3可以看出，綠色技術創(chuàng)新(lnGTI)對外商直接投資(lnFDI)的導數(shù)圖和經(jīng)濟高質量發(fā)展(lnEQ)對外商直接投資(lnFDI)的導數(shù)圖趨勢基本一致，說明外商直接投資強度的變化對綠色技術創(chuàng)新的影響會直接反映在經(jīng)濟高質量發(fā)展水平上。在外商投資初期，綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展與外商直接投資呈現(xiàn)“N”型緩慢波動式上升關系；在外商投資中期，隨著外商直接投資強度的增加，綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展均呈現(xiàn)快速下降趨勢，表明當外商直接投資強度逐漸增加到一定程度，粗放型的發(fā)展方式使環(huán)境污染問題突顯，環(huán)境規(guī)制強度快速增加。通過外商投資企業(yè)技術外溢效應帶來的綠色技術創(chuàng)新水平相繼下降，經(jīng)濟高質量發(fā)展水平也隨之降低；在外商投資后期，外商直接投資強度的增加有利于綠色技術創(chuàng)新水平提升和經(jīng)濟高質量發(fā)展。

圖2 lnGTI對lnFDI的導數(shù)圖

圖3 lnEQ對lnFDI的導數(shù)圖

由于該內生變量系統(tǒng)模型對解釋參數(shù)的估計值不能完整地反映時空動態(tài)變化下內生變量之間的交互作用，需要采用脈沖響應函數(shù)分析各變量的某個個體受到一個單位標準差的沖擊時，其他所有截面?zhèn)€體的所有內生變量受到的影響，以此刻畫內生變量時間頻度和空間效應的動態(tài)關系。

(三)時空脈沖響應分析

空間向量自回歸模型的脈沖響應不僅可以反映時間層面變量間的“沖擊—響應”模式，而且可以反映空間層面變量間的“沖擊—響應”模式。一個變量受到一個標準差的沖擊，N個截面的K個內生變量都會產生響應[22]。由于篇幅有限，無法對一次沖擊產生的90(N*K，N=30，K=3)個響應模式一一進行分析。北京作為中國經(jīng)濟和政治中心，一直是其他省市關注的重點，因此本文以具有區(qū)域發(fā)展代表性的京津冀地區(qū)作為主要研究對象[23]，選擇北京作為核心沖擊源，分析環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者的時空脈沖響應。

1.環(huán)境規(guī)制的沖擊影響

從圖4可知，在北京環(huán)境規(guī)制(lnER)一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展均產生不同幅度的響應，響應幅度由大到小依次為北京、天津、河北。具體而言：(1)在北京環(huán)境規(guī)制一個正向標準差的沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制均產生正向響應，北京地區(qū)的響應敏感度最高(43.39%)，天津次之(2.71%)，河北最低(0.77%)。該結果表明，北京地區(qū)的環(huán)境規(guī)制具有顯著的正向自強化效應和微弱的正向空間溢出效應。(2)在北京環(huán)境規(guī)制一個正向標準差的沖擊下，北京地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新在第1期產生明顯的負向影響(-8.91%)，第3期達到最大正向響應值(4.86%)，總體呈現(xiàn)負向波動式收斂趨勢。天津和河北地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新滯后一期呈現(xiàn)出正向響應，最大響應值分別為5.02%、1.43%，最小響應值分別為-3.17%、-0.87%，總體呈現(xiàn)正向波動式收斂趨勢。該結果表明，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新呈現(xiàn)“本地—鄰地”非一致性效應，對本地綠色技術創(chuàng)新表現(xiàn)出先抑制后促進特征，但對鄰地表現(xiàn)出先促進后抑制影響，且這種影響逐漸減弱。該結果還提示，環(huán)境規(guī)制既可以通過“空間溢出效應”促進鄰近地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新，也遵循“成本效應”，通過增加本地企業(yè)的治污成本抑制綠色技術創(chuàng)新，驗證了假設H1。(3)在北京地區(qū)環(huán)境規(guī)制的正向沖擊下，北京經(jīng)濟高質量發(fā)展在第2期達到最大值(4.19%)，在第3期達到最小值(-3.62%)，總體上表現(xiàn)出正向收斂趨勢。天津和河北地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的最大響應值分別為2.79%、0.53%，最小響應值分別為-2.32%、-0.45%，長期來看呈現(xiàn)正向收斂趨勢。該結果表明，環(huán)境規(guī)制在短期內抑制本地和鄰地經(jīng)濟高質量發(fā)展，但長期來看對經(jīng)濟高質量發(fā)展起到促進作用，證實了假設H2。

圖4 沖擊源北京lnER：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

2.綠色技術創(chuàng)新的沖擊影響

從圖5可知，在北京地區(qū)綠色技術創(chuàng)新(lnGTI)一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展均產生不同幅度的響應，在一定程度上呈現(xiàn)出空間異質性。具體而言：(1)在北京綠色技術創(chuàng)新一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制均在第2期產生負向響應，在第3期達到最大響應值(1.45%、2.41%、0.86%)，在第4期達到最小響應值(-0.86%、-1.78%、-0.60%)，總體上均呈現(xiàn)正向收斂趨勢。結果表明，短期內綠色技術創(chuàng)新降低本地和鄰地環(huán)境規(guī)制力度，長期內綠色技術創(chuàng)新加大本地和鄰地的環(huán)境規(guī)制力度，表明綠色技術創(chuàng)新促進了生態(tài)環(huán)境的保護。(2)在北京綠色技術創(chuàng)新一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的最大響應幅度分別為53.63%、-1.90%、-0.54%，這種影響隨著時間推移到第6期趨于零。該結果表明，綠色技術創(chuàng)新具有顯著的正向自強化效應和微弱的負向溢出效應，通過吸虹效應抑制鄰近地區(qū)綠色技術創(chuàng)新。(3)在北京綠色技術創(chuàng)新一個標準差的正向沖擊下，北京經(jīng)濟高質量發(fā)展第1期的響應值為-9.54%，到第2期回升到正值0.5%，天津和河北地區(qū)滯后一期開始響應，響應值分別為-10.94%和-3.13%，到第3期分別回升到5.63%和1.4%的正值，總體呈現(xiàn)波動式收斂趨勢，驗證了假設H3。該結果表明，綠色技術創(chuàng)新短期內抑制了本地和鄰地的經(jīng)濟高質量發(fā)展，長期來看這種負向影響逐漸減弱，綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響呈現(xiàn)分階段的特征，這與彭文斌等[11]的研究相一致。該結果還提示，綠色技術創(chuàng)新對鄰地經(jīng)濟高質量發(fā)展的最大正向響應值高于本地，表明綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展存在顯著的正向空間溢出效應。

圖5 沖擊源北京lnGTI：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

3.經(jīng)濟高質量發(fā)展的沖擊影響

從圖6可知，在北京地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展(lnEQ)一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展均產生不同程度的響應，響應幅度由大到小依次為北京、天津、河北，呈現(xiàn)出空間異質性。具體而言：(1)在北京地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展一個標準差的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制均產生不同幅度的負向響應，響應值分別為-7.69%、-3.54%和-1.01%，響應幅度隨著時間推移呈現(xiàn)波動式收斂趨勢。結果表明，隨著經(jīng)濟發(fā)展質量的提升、環(huán)境規(guī)制強度下降，經(jīng)濟高質量發(fā)展是自然環(huán)境綠色協(xié)調的發(fā)展。(2)在北京經(jīng)濟高質量發(fā)展的正向沖擊下，北京、天津和河北地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新均在第2期開始響應，北京地區(qū)表現(xiàn)出明顯的正向響應(10.47%)，而天津和河北地區(qū)均表現(xiàn)出負向響應，響應值分別為-7.59%、-2.17%，響應幅度都隨著時間推移呈現(xiàn)波動式收斂趨勢。該結果表明，經(jīng)濟高質量發(fā)展對綠色技術創(chuàng)新的影響存在時間滯后性，短期內有利于本地綠色技術創(chuàng)新，但是通過空間傳導效應對鄰地的綠色技術創(chuàng)新產生抑制作用。(3)對于來自北京地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的正向沖擊，北京、天津和河北地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展均產生了不同幅度的正向響應，響應值分別為46.18%、5.93%、1.69%。結果表明，北京地區(qū)的環(huán)境規(guī)制具有顯著的正向自強化效應和正向空間溢出效應。

圖6 沖擊源北京lnEQ：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

四、結論與政策啟示

(一)主要結論

本文基于2004—2020年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，構建了半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型(SSPVAR)，選取具有區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展代表性的京津冀地區(qū)為例，以中國的經(jīng)濟和政治中心北京為核心沖擊源，運用時空脈沖響應函數(shù)刻畫了環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者之間的時空傳導效應。同時，將外商直接投資作為外生變量的非參數(shù)項加入模型中，通過偏導數(shù)圖刻畫了外商直接投資與環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的非線性關系。通過實證模型分析，得出以下幾個方面的結論：

(1)環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者表現(xiàn)出明顯的兩兩互動關系和區(qū)域異質性，并且所有脈沖響應都在時間和空間兩個維度上呈現(xiàn)收斂趨勢。環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展都具有較強的正向自強化效應，環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟高質量發(fā)展都存在正向空間溢出效應，而綠色技術創(chuàng)新具有微弱的負向空間溢出效應。

(2)環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新存在雙向互動關系。環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新存在“本地—鄰地”非一致性效應，在本地表現(xiàn)出先抑后揚的“U”型關系，在鄰地則表現(xiàn)出先促進后抑制的倒“U”型關系。短期內綠色技術創(chuàng)新對本地和鄰地的環(huán)境規(guī)制均產生負向響應，長期來看綠色技術創(chuàng)新增加本地和鄰地的環(huán)境規(guī)制力度。

(3)環(huán)境規(guī)制和和綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展都存在“長期—短期”的時間差異性。短期內環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新均抑制本地和鄰地的經(jīng)濟高質量發(fā)展，長期來看對經(jīng)濟高質量發(fā)展均起促進作用。經(jīng)濟高質量發(fā)展對本地和鄰地的環(huán)境規(guī)制影響均呈現(xiàn)負向響應，而對綠色技術創(chuàng)新呈現(xiàn)滯后一期的“本地—鄰地”非一致性效應，本地呈現(xiàn)明顯的正向響應，鄰地由于“吸虹效應”表現(xiàn)出負向響應。

(4)外商直接投資與環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展之間均存在顯著的非線性關系。進一步驗證了，在空間向量自回歸模型中加入非參數(shù)項的必要性和合理性，解決了系統(tǒng)模型中外生變量的非線性影響問題。同時，外商直接投資對3個內生變量的影響效應說明，僅僅依靠引入FDI來推動中國經(jīng)濟高質量發(fā)展從長期來看是不可行的。FDI與經(jīng)濟發(fā)展長期內伴隨著環(huán)境污染，隨著FDI不斷引入帶來技術外溢效應減弱、環(huán)境污染負外部效應凸顯等問題，綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展水平隨之下降。

(二)政策啟示

基于上述研究結論得到以下幾點政策啟示：

(1)根據(jù)各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展實際，建立具有區(qū)域差異性的、適時適度的環(huán)境規(guī)制政策體系。由于環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新既“遵循成本”效應，也存在“創(chuàng)新補償”效應，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的響應敏感度存在區(qū)域差異性，對經(jīng)濟高質量發(fā)展存在“長期—短期”的時間差異性，因此，地方政府要明確環(huán)境規(guī)制引導綠色技術創(chuàng)新的目標和方向，建立分階段的環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行和監(jiān)測聯(lián)動機制，選擇恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制政策實施時機和最優(yōu)的規(guī)制強度，精準確定政策的區(qū)域異質性效應，推動綠色環(huán)保產品和新技術的研發(fā)和推廣，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

(2)鼓勵綠色偏向性的技術創(chuàng)新發(fā)展，健全完善綠色創(chuàng)新技術跨區(qū)域流動機制。由于綠色技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有長期促進作用，且存在較強的空間溢出效應，因此，地方政府要營造有利于綠色技術創(chuàng)新發(fā)展環(huán)境，進一步發(fā)揮綠色創(chuàng)新技術的促進作用，暢通綠色技術研發(fā)、應用和推廣渠道，推動綠色技術研發(fā)人員、研發(fā)資金等跨區(qū)域流動，切實釋放綠色技術的內生動力。

(3)增強綠色經(jīng)濟發(fā)展理念，創(chuàng)新區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展協(xié)同互動機制[24]。由于環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新和經(jīng)濟高質量發(fā)展三者存在明顯的互動關系和空間異質性，因此，地方政府要加強區(qū)域間的合作，共同建立經(jīng)濟發(fā)展質量監(jiān)測、預警等方案，創(chuàng)新利益協(xié)調和合作補償機制，建立健全跨區(qū)域協(xié)同發(fā)展機制。同時，地方政府要意識到經(jīng)濟增長和環(huán)境污染并未“脫鉤”的現(xiàn)實，要建立區(qū)域協(xié)同治理和協(xié)調發(fā)展體系，權衡環(huán)境規(guī)制可能對綠色技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的差異化影響。

(4)注重引入外資的“質”而非“量”。不同地區(qū)應根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展實際，將“質”比“量”作為更加重要的引進外資原則，有選擇地引入合適的外資，注重引入外資與區(qū)域內投資的兼容性，促進外資與當?shù)剞D型升級的產業(yè)合拍。同時，要提高外商直接投資的利用效率，不斷提升外商直接投資產出和環(huán)境代價的比值。