劉 琦

（廣東科技學(xué)院，廣東 東莞 523083）

一、引言

改革開放四十余年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得顯著成就。但與此同時(shí)，傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式帶來(lái)的環(huán)境問(wèn)題日益凸顯[1]。十九大報(bào)告指出，當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)已開始由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，并將綠色發(fā)展作為高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)涵。2020年9月，中國(guó)正式提出“雙碳”目標(biāo)，并于2021年7月正式開放全國(guó)碳市場(chǎng)，穩(wěn)步推進(jìn)綠色低碳轉(zhuǎn)型工作實(shí)施。《“十四五”工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》提出，“著力構(gòu)建綠色低碳技術(shù)體系與綠色制造支撐體系”。此后，黨的十九屆六中全會(huì)《決議》指出，“要實(shí)現(xiàn)以創(chuàng)新為第一動(dòng)力、協(xié)調(diào)為內(nèi)生驅(qū)動(dòng)、綠色為普遍形態(tài)的高質(zhì)量發(fā)展之路”。種種跡象表明，國(guó)家構(gòu)建綠色低碳循環(huán)經(jīng)濟(jì)，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展全面綠色化轉(zhuǎn)型的基本思路已然確立。在此背景下，提升綠色全要素生產(chǎn)率不僅是兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境承載力的重要抓手，更是驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要手段[2]。

經(jīng)濟(jì)全球化背景下，中國(guó)已經(jīng)深度融入到全球產(chǎn)業(yè)鏈分工體系。這一態(tài)勢(shì)下，貿(mào)易開放已成為影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素。作為國(guó)家間知識(shí)溢出與技術(shù)轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵渠道，貿(mào)易開放有利于綠色新型技術(shù)國(guó)際間外溢擴(kuò)散，助推國(guó)內(nèi)企業(yè)研發(fā)綠色清潔技術(shù)，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率穩(wěn)步提升[3，4]。與此同時(shí)，本國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展的影響同樣不可忽視[5]。二者一內(nèi)一外，或?qū)⒊蔀橥苿?dòng)中國(guó)全要素生產(chǎn)率提升的“雙輪驅(qū)動(dòng)”。

基于新發(fā)展理念的重要內(nèi)涵，綜合考量經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境承載能力的情況下，開放發(fā)展與綠色發(fā)展是否能夠兼得，創(chuàng)新發(fā)展在二者間將扮演何種角色？文章從微觀視角切入，深入剖析貿(mào)易開放、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率三者的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。具體而言，文章研究的主要問(wèn)題包括：貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新是否對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用？貿(mào)易開放是否能夠通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提升綠色全要素生產(chǎn)率水平？不同類型貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否具有異質(zhì)性？貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率之間是否具有門檻效應(yīng)？在國(guó)家大力推行綠色發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，闡釋上述問(wèn)題對(duì)于政府調(diào)整對(duì)外開放政策、助推技術(shù)進(jìn)步具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究，劉淑茹等(2020)發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)行業(yè)內(nèi)低技術(shù)行業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向推動(dòng)作用，而高技術(shù)行業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)更依賴技術(shù)創(chuàng)新效率[6]。余奕杉、衛(wèi)平(2021)指出技術(shù)進(jìn)步是城市綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要?jiǎng)幽?，且存在區(qū)域差異[7]。貿(mào)易開放作為企業(yè)獲取國(guó)際市場(chǎng)技術(shù)溢出的主要途徑，學(xué)者們對(duì)其與綠色全要素生產(chǎn)率間的關(guān)系進(jìn)行了大量探討，但對(duì)于二者間具體的影響效應(yīng)尚未形成統(tǒng)一定論。一部分學(xué)者認(rèn)為貿(mào)易開放能顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率[8，9]。另一部分學(xué)者則持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為外貿(mào)易水平提升增加了企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中物資與能源過(guò)度損耗，不利于綠色全要素生產(chǎn)率提升[10，11]。

貿(mào)易開放在影響綠色全要素生產(chǎn)率的同時(shí)，也從內(nèi)部或外部對(duì)中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力造成了影響。一方面，貿(mào)易開放帶來(lái)的技術(shù)溢出具有正外部性，能夠有效推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升。毛其淋(2010)指出，進(jìn)口貿(mào)易帶來(lái)的技術(shù)溢出顯著推動(dòng)了中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力提升，但存在人力資本“門檻”效應(yīng)[12]。金成國(guó)等(2021)認(rèn)為，進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出有助于技術(shù)創(chuàng)新能力提升，但這些外來(lái)技術(shù)需一定時(shí)間吸收與轉(zhuǎn)化，且對(duì)企業(yè)自身技術(shù)水平具有一定要求[13]。另一方面，貿(mào)易開放拓寬了中國(guó)企業(yè)國(guó)際市場(chǎng)渠道，隨之增加的技術(shù)性貿(mào)易壁壘能夠倒逼企業(yè)內(nèi)部自主創(chuàng)新能力提升?？抵居?2011)認(rèn)為貿(mào)易開放背景下，企業(yè)規(guī)模越大面臨的技術(shù)性貿(mào)易壁壘越顯著，對(duì)企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升越明顯[14]。梁俊偉、孫楊(2021)指出，對(duì)外貿(mào)易遭遇的技術(shù)性貿(mào)易壁壘能通過(guò)激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度、優(yōu)化員工結(jié)構(gòu)等方式，對(duì)企業(yè)自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向影響[15]。鑒于貿(mào)易開放能夠促術(shù)創(chuàng)新能力提升，而技術(shù)創(chuàng)新能力又是企業(yè)研發(fā)綠色技術(shù)、實(shí)現(xiàn)綠色化轉(zhuǎn)型的重要手段[16]，為此貿(mào)易開放能否通過(guò)影響技術(shù)創(chuàng)新能力間接提升綠色全要素生產(chǎn)率已成為一個(gè)值得探討的議題。

綜上，現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易開放、技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)較為豐富，其得出的結(jié)論也皆具現(xiàn)實(shí)意義，但仍存在以下幾方面不足：一是現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的研究中，有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新在二者間具體發(fā)揮怎樣作用的研究有待豐富與深化。二是鮮有研究從不同貿(mào)易開放類型視角探討貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響。文章可能的邊際貢獻(xiàn)在于：一是把貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新能力置于統(tǒng)一研究框架中，對(duì)貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響展開深入探討，并以技術(shù)創(chuàng)新為中介變量，檢驗(yàn)其中介效應(yīng)。二是將貿(mào)易開放分解為自然貿(mào)易開放與政策貿(mào)易開放兩個(gè)子維度，從不同貿(mào)易開放類型、不同地區(qū)的異質(zhì)性視角探討貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。三是考慮到貿(mào)易開放可能具有負(fù)外部性，對(duì)可能存在的門檻效應(yīng)展開進(jìn)一步探討。

三、研究設(shè)計(jì)

1.模型構(gòu)建

首先，將被解釋變量設(shè)定為綠色全要素生產(chǎn)率，將核心解釋變量定義為貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新。構(gòu)建式(1)以檢驗(yàn)貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的直接作用，公式如下所示：

上式中，下標(biāo)i，t分別表示地區(qū)與時(shí)間；GTFPi，t指代綠色全要素生產(chǎn)率；OPENi，t代表貿(mào)易開放；CONTROL為控制變量合集，包含人力資本水平(HC)、環(huán)境規(guī)制(ER)、城鎮(zhèn)化(CITY)、政府財(cái)政支出(GOV)；εi，t表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

其次，構(gòu)建針對(duì)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率直接作用的回歸模型。同時(shí)，為檢驗(yàn)貿(mào)易開放是否會(huì)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新間接影響綠色全要素生產(chǎn)率，將技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量，使用Sobel法檢驗(yàn)中介效應(yīng)。由于中介變量表現(xiàn)出一定程度的內(nèi)生解釋變量特征，為此建立聯(lián)立方程組。其中INNi，t指代技術(shù)創(chuàng)新，υi，t與φi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。具體公式如下所示：

最后，將貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新納入同一公式，分析二者對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。式中μi，t指代隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.變量選取

（1）核心解釋變量

貿(mào)易開放(OPEN)。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于貿(mào)易開放指標(biāo)衡量的方法較多，包含平均關(guān)稅率、貿(mào)易依存度等指標(biāo)[17]?？紤]到貿(mào)易依存度能夠更好地衡量區(qū)域間要素流動(dòng)，參鑒王立勇等(2021)的做法，使用貿(mào)易依存度作為衡量貿(mào)易開放的指標(biāo)，具體以進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重表征[18]。

技術(shù)創(chuàng)新(INN)。在以創(chuàng)新帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展的時(shí)代背景下，提高技術(shù)創(chuàng)新水平已成為促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)重要途徑。技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新成果最能直接體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力，因此在度量技術(shù)創(chuàng)新方面，選用能夠更客觀、更準(zhǔn)確體現(xiàn)企業(yè)從研發(fā)活動(dòng)至直接產(chǎn)出過(guò)程中創(chuàng)新投入實(shí)際水平的專利授權(quán)數(shù)表征技術(shù)創(chuàng)新，以各省專利授權(quán)數(shù)占全國(guó)總專利授權(quán)數(shù)的比值衡量。

（2）被解釋變量

綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)。綠色發(fā)展背景下，低能耗、高環(huán)保的綠色經(jīng)濟(jì)需要更高水平的技術(shù)支持。測(cè)算全要素生產(chǎn)率時(shí)，學(xué)術(shù)界通常會(huì)采取參數(shù)法與非參數(shù)法[19]，其中參數(shù)法對(duì)于非期望產(chǎn)出的考量有所欠缺，故多數(shù)研究以非參數(shù)DEA的方法測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)率。Chung等(1997)提出了方向距離函數(shù)結(jié)合Malmquist指數(shù)方法，測(cè)算出綠色全要素生產(chǎn)率的變化率[20]，此后該方法亦被學(xué)術(shù)界拓展并不斷用于測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)的動(dòng)態(tài)變化。除方向距離函數(shù)法外，其余研究多使用SBM模型計(jì)算得到效率值作為綠色全要素生產(chǎn)率代理變量，且該方法能解決方向距離函數(shù)法的非效率值、結(jié)果偏誤等問(wèn)題。參鑒李虹等(2022)的研究構(gòu)建全局SBM模型測(cè)算各個(gè)省級(jí)行政區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率[21]，計(jì)算步驟如下所示。

假定決策單元總數(shù)為，時(shí)期內(nèi)(t=1，2，…，T)決策單元k有著n種投入期望產(chǎn)出以及j種非期望產(chǎn)出定義矩陣如下：

同時(shí)，令pt指代各個(gè)時(shí)期的生產(chǎn)技術(shù)集，則全局生產(chǎn)技術(shù)集的公式構(gòu)建如下所示：

非期望產(chǎn)出的全局SBM模型構(gòu)建如下所示：

式中ρ∈[0，1]為效率值，Sx，Sy，Sb依次指代投入、期望產(chǎn)出以及非期望產(chǎn)出松弛向量，λ表示權(quán)重向量，規(guī)模報(bào)酬可變則以eλ=1表示。

為考察綠色全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化，進(jìn)一步構(gòu)建全局Malmquist生產(chǎn)率函數(shù)，并將綠色全要素生產(chǎn)率拆分為綠色效率改善指數(shù)(ec)與綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(tc)，具體模型如下所示：

通常而言，綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算使用的主要指標(biāo)為投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出。選取2011—2020年除西藏和港澳臺(tái)地區(qū)外中國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)數(shù)據(jù)，構(gòu)建全局SBM模型的投入及產(chǎn)出指標(biāo)如表1所示。

表1 SBM模型投入與產(chǎn)出指標(biāo)

3.控制變量

為確保檢驗(yàn)結(jié)果具備準(zhǔn)確性及可靠性，基于其他綠色全要素生產(chǎn)率影響因素的考量，對(duì)如下變量進(jìn)行控制：人力資本水平(HC)，在一定程度上能反映地區(qū)勞動(dòng)力素質(zhì)，較高的人力資本水平有助于地區(qū)企業(yè)強(qiáng)化企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并研發(fā)綠色技術(shù)，該指標(biāo)以人均受教育年限表征；環(huán)境規(guī)制(ER)，作為針對(duì)環(huán)境污染而采取的行為，一定程度上能推動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率提升。關(guān)于環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的度量，學(xué)術(shù)界尚無(wú)統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，通常以環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制效果衡量環(huán)境規(guī)制指標(biāo)。考慮到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能依靠限制企業(yè)行為調(diào)整企業(yè)污染排放從而影響綠色全要素生產(chǎn)率，故將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為環(huán)境規(guī)制指標(biāo)，以工業(yè)污染治理投資完成額占第二產(chǎn)業(yè)比重表征。城鎮(zhèn)化(CITY)，城鎮(zhèn)化水平的提升有助于強(qiáng)化區(qū)域間要素與資源流動(dòng)，以人均公路長(zhǎng)度占總公路長(zhǎng)度的比重衡量；政府財(cái)政支出(GOV)，政府財(cái)政行為對(duì)地方企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)綠色技術(shù)具有重要指引作用，以地方政府一般預(yù)算支出表征。

4.數(shù)據(jù)來(lái)源

鑒于數(shù)據(jù)可得性與完整性，研究樣本選取中國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)（除西藏及港澳臺(tái)地區(qū)），研究時(shí)段為2011—2020年。數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省區(qū)市統(tǒng)計(jì)年鑒。針對(duì)缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)使用插值法進(jìn)行填充。同時(shí)，為解決異方差對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的偏誤以及數(shù)據(jù)的量綱問(wèn)題，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

四、實(shí)證分析

1.基準(zhǔn)回歸分析

在進(jìn)行回歸分析之前，采用Hausman檢驗(yàn)方法判斷個(gè)體固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示P=0.0000，同時(shí)，對(duì)模型進(jìn)行時(shí)間固定效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果證實(shí)存在時(shí)間效應(yīng)，因此采用雙向固定效應(yīng)進(jìn)行線性回歸估計(jì)?；貧w結(jié)果見表2。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從模型(1)回歸結(jié)果來(lái)看，貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，且在1%水平下顯著，表明隨著中國(guó)貿(mào)易開放程度的增加，各地企業(yè)為貼合國(guó)際市場(chǎng)需求、打破國(guó)際市場(chǎng)中綠色貿(mào)易壁壘，推動(dòng)了綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。模型(2)回歸結(jié)果表明，貿(mào)易開放對(duì)技術(shù)創(chuàng)新存在顯著正向影響，且在1%顯著性水平顯著，表明隨著貿(mào)易開放程度的增加，通過(guò)貿(mào)易往來(lái)而產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出有助于提升中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平。與此同時(shí)，為了突破技術(shù)性貿(mào)易壁壘，中國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新能力亦有所提升。此外，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響為正，且在1%水平下顯著，說(shuō)明提升技術(shù)創(chuàng)新能力將有助于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級(jí)，助推綠色全要素生產(chǎn)率提高。同時(shí)，采取Sobel法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，結(jié)果顯示，P=0.0014，表明技術(shù)創(chuàng)新存在顯著中介效應(yīng)。

在模型(3)中，將貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新并入同一框架進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果表明，貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新均能提升綠色全要素生產(chǎn)率，其回歸系數(shù)分別為0.121與0.014，且均在1%水平下顯著?？刂谱兞糠矫妫肆Y本水平的系數(shù)為正，且通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明人力資本水平能顯著提升綠色全要素生產(chǎn)率。原因在于，高素質(zhì)勞動(dòng)力數(shù)量的增加，有助于地區(qū)綠色清潔技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新，從而實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)為正，在1%水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制能夠帶動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率提升。究其原因，環(huán)境規(guī)制政策的制定與落實(shí)倒逼地方粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式向低能耗、高環(huán)保的綠色經(jīng)濟(jì)模式轉(zhuǎn)型，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。城鎮(zhèn)化估計(jì)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，表明隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，綠色全要素生產(chǎn)率有所提升。原因可能在于，地方城鎮(zhèn)化水平的提升強(qiáng)化了地方要素流動(dòng)效率，加速企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而提升綠色全要素生產(chǎn)率。政府財(cái)政支出的估計(jì)系數(shù)為正，且在5%水平下顯著，說(shuō)明地方政府的財(cái)政扶持行為有助于地方綠色全要素生產(chǎn)率的提升。究其緣由，政府財(cái)政扶持將加速企業(yè)完成技術(shù)創(chuàng)新與綠色化轉(zhuǎn)型，構(gòu)建低碳綠色可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)模式，在一定程度上促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

2.異質(zhì)性分析

（1）貿(mào)易開放異質(zhì)性

從不同貿(mào)易開放類型入手，分析貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。學(xué)術(shù)界通常將貿(mào)易開放拆分為進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易[22]，但僅以進(jìn)出口衡量貿(mào)易開放無(wú)法準(zhǔn)確界定貿(mào)易開放的異質(zhì)性。因此文章參鑒李振等(2015)的研究，認(rèn)為某一區(qū)域的貿(mào)易開放一方面是受“自然因素”影響而形成的貿(mào)易開放，例如地理環(huán)境、資源稟賦以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平；另一方面是受“政策因素”影響引致的貿(mào)易開放，如地方政府調(diào)整關(guān)稅，頒布對(duì)外開放政策[23]。關(guān)于貿(mào)易開放的拆分方法借鑒Ortega&Peri(2012)的研究思路，采用拓展后的貿(mào)易引力模型估計(jì)方法，以貿(mào)易開放與“基礎(chǔ)”變量同時(shí)回歸得出的擬合結(jié)果視為自然貿(mào)易開放[24]，將擬合值與真實(shí)值的殘差視作政策貿(mào)易開放。具體模型構(gòu)建如下所示：

式中，c指代地區(qū)，j為貿(mào)易合作伙伴國(guó)。TSH為t時(shí)期內(nèi)地區(qū)c與國(guó)家j進(jìn)出口貿(mào)易總額與c地區(qū)GDP比值。其中GDP以及POP則表示的是生產(chǎn)總值與人口規(guī)模；Land表示國(guó)家（地區(qū)）陸地總面積，雙邊貿(mào)易距離的對(duì)數(shù)則以lnDistct指代，這一定程度上能體現(xiàn)貿(mào)易成本；Contingcj、Comlangoffcj分別指代貿(mào)易雙方領(lǐng)土是否接壤以及是否擁有相通語(yǔ)言；CPct、CPjt依次表示Contingcj與lnPOPct、lnPOPjt的交互項(xiàng)。

根據(jù)上述方程回歸結(jié)果可得：

式中Nopenct表示擬合結(jié)果，即自然貿(mào)易開放；、Zcjt指代回歸方程中的系數(shù)與變量組合。政策貿(mào)易開放則采用貿(mào)易依存度與自然貿(mào)易開放相減得到，具體計(jì)算方法如下所示：

基于此，將自然貿(mào)易開放與政策貿(mào)易開放引入回歸模型，回歸結(jié)果如表3所示。由模型(4)、(5)可知，自然貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，其原因在于中國(guó)自然資源豐富且在地理位置及海上運(yùn)輸方面存在優(yōu)勢(shì)，使得貿(mào)易開放在自然因素影響下逐漸擴(kuò)大，并對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向推動(dòng)作用。由模型(6)、(7)可知，相較于自然貿(mào)易開放，政策貿(mào)易開放的回歸系數(shù)更大，且通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。究其原因，隨著《對(duì)外貿(mào)易“十三五”規(guī)劃》的落實(shí)以及《“十四五”對(duì)外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃》對(duì)貿(mào)易政策的進(jìn)一步優(yōu)化，使得各地政府相繼施行減少關(guān)稅、簡(jiǎn)化通關(guān)流程等利好政策，使得綠色全要素生產(chǎn)率在政策因素影響下的貿(mào)易開放中得到整體提升。

表3 不同貿(mào)易開放類型的回歸結(jié)果

（2）不同地區(qū)的異質(zhì)性

由于中國(guó)領(lǐng)土遼闊，不同區(qū)域的自然資源稟賦及政策制定與實(shí)施也存在一定差異。依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局劃分標(biāo)準(zhǔn)，將30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)分為東部、中部、西部以及東北地區(qū)四大地區(qū)，將四大地區(qū)數(shù)據(jù)分組回歸，依次分析東、中、西以及東北地區(qū)中不同類型貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域異質(zhì)性?；貧w結(jié)果見表4。

表4模型(8)、(9)、(10)估計(jì)結(jié)果證實(shí)，對(duì)于東部地區(qū)，貿(mào)易開放的回歸系顯著為正，同時(shí)該地區(qū)自然貿(mào)易開放與政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響均為正，且分別通過(guò)5%、1%顯著性水平檢驗(yàn)。其原因可能在于：一方面，東部地區(qū)自然資源條件較高，且部分東部沿海地區(qū)擁有更為便利的交通條件，有助于東部地區(qū)貿(mào)易開放程度進(jìn)一步加大。另一方面，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相較其他地區(qū)更具優(yōu)勢(shì)，該地區(qū)企業(yè)依靠自身或政府的資金支持，在貿(mào)易開放程度較高的背景下能夠快速完成清潔技術(shù)研發(fā)。此外，技術(shù)創(chuàng)新能力的系數(shù)為正，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)。表明東部地區(qū)有著較強(qiáng)技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化能力，能夠迅速將技術(shù)轉(zhuǎn)化成果并應(yīng)用在綠色技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域。

表4 不同地區(qū)不同貿(mào)易開放類型異質(zhì)性回歸結(jié)果

表4模型(11)、(12)、(13)估計(jì)結(jié)果表明，對(duì)于中部地區(qū)，貿(mào)易開放的回歸系數(shù)顯著為正，政策貿(mào)易開放對(duì)中部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，但自然貿(mào)易開放的影響系數(shù)顯著為正，且在10%水平下顯著。究其原因，中部地區(qū)憑借煤炭、焦炭等能源資源優(yōu)勢(shì)，逐漸擴(kuò)大了貿(mào)易開放規(guī)模，且“雙碳”目標(biāo)的落實(shí)以及能源資源進(jìn)口國(guó)的綠色貿(mào)易壁壘倒逼中部地區(qū)綠色化轉(zhuǎn)型，有助于綠色全要素生產(chǎn)率提升。與此同時(shí)，中部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)，表明中部地區(qū)在一定程度上能夠吸收并轉(zhuǎn)化新型技術(shù)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)提升綠色全要素生產(chǎn)率的目的。

由表4模型(14)、(15)、(16)回歸結(jié)果可知，對(duì)于西部地區(qū)，貿(mào)易開放的回歸系數(shù)顯著為正，且通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，自然貿(mào)易開放的回歸系數(shù)不顯著，但政策貿(mào)易開放的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且在10%水平下顯著。究其原因，雖然西部地區(qū)自然貿(mào)易開放不如能源資源豐富的中部地區(qū)，地理?xiàng)l件上亦不如沿海的東部地區(qū)，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯緩。但伴隨西部大開發(fā)等扶持政策相繼出臺(tái)，西部地區(qū)政策貿(mào)易開放得到強(qiáng)化，一定程度上促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。另外，西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)10%顯著性水平檢驗(yàn)。原因在于，依托國(guó)家對(duì)西部地區(qū)科技創(chuàng)新的政策扶持，西部地區(qū)科技創(chuàng)新水平逐年提升，一定程度上擁有吸收與轉(zhuǎn)化國(guó)際市場(chǎng)綠色清潔技術(shù)溢出的能力。

表4模型(17)、(18)、(19)估計(jì)結(jié)果證實(shí)，對(duì)于東北地區(qū)，貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，且在10%水平下顯著。自然貿(mào)易開放以及政策貿(mào)易開放對(duì)東北地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響均為正，且通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)。其原因可能在于，東北地區(qū)作為國(guó)家重要商品糧基地和工業(yè)基地，不僅在礦物資源與農(nóng)業(yè)資源方面有著先天優(yōu)勢(shì)，還有著大連、長(zhǎng)春、丹東等城市的海運(yùn)基礎(chǔ)，使得東北地區(qū)有著較高的自然貿(mào)易開放；而隨著《關(guān)于推進(jìn)對(duì)外貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展的實(shí)施意見》的落實(shí)，東北地區(qū)的對(duì)外開放水平進(jìn)一步得到提升，并在大連、長(zhǎng)春、沈陽(yáng)等城市的示范及帶動(dòng)下，政策貿(mào)易開放水平整體得到增強(qiáng)。另外，技術(shù)創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)為正，且在5%水平下顯著，表明東北地區(qū)中，技術(shù)創(chuàng)新能力的提升能夠助推綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。原因可能在于，東北地區(qū)有著較好工業(yè)企業(yè)基礎(chǔ)，隨著技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，能夠更快地將外來(lái)的新技術(shù)轉(zhuǎn)化為成果，從而提升綠色全要素生產(chǎn)率。

3.拓展分析

（1）總體樣本門檻效應(yīng)分析

為驗(yàn)證貿(mào)易開放及其分解的自然貿(mào)易開放與政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否具有非線性，借鑒Hansen的門檻面板模型，對(duì)貿(mào)易開放的門檻效應(yīng)展開深入探討。具體門檻模型設(shè)定如下：

其中，thr為門檻變量，γ為待估計(jì)的門檻值，I(·)為示性函數(shù)，其他變量定義與式(1)相同。

文章以貿(mào)易開放(OPEN)、自然貿(mào)易開放(NOPEN)、政策貿(mào)易開放(POPEN)為門檻變量展開門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。首先確定門檻效應(yīng)存在與否以及門檻數(shù)量。采取Bootstrap自抽樣重復(fù)500次方法，測(cè)得統(tǒng)計(jì)量F值以及p值和1%、5%、10%臨界值分布，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。由表可知，貿(mào)易開放與自然貿(mào)易開放不具備門檻效應(yīng)。而政策貿(mào)易開放的單門檻與雙重門檻效應(yīng)均顯著。故門檻效應(yīng)分析均采用雙重門檻進(jìn)行分析。政策貿(mào)易開放的單門檻效應(yīng)與雙重門檻效應(yīng)的估計(jì)值分別為1.328和2.091，見表6。

表5 貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表6 門檻值及置信區(qū)間估計(jì)

總體樣本的政策貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率的門檻回歸結(jié)果如表7所示。觀察可知，政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素影響的門檻效應(yīng)呈顯著的正“U”型特征。當(dāng)政策開放度低于1.328門檻值時(shí)，其對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響。原因在于，貿(mào)易開放初期大部分企業(yè)為迎合國(guó)際市場(chǎng)綠色貿(mào)易要求，著手綠色清潔技術(shù)研發(fā)并加速吸收國(guó)際市場(chǎng)溢出的新興技術(shù)，短期內(nèi)促使綠色全要素生產(chǎn)增長(zhǎng)。政策開放度處于1.328與2.091之間時(shí)，政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響為正，但系數(shù)與顯著性均有所下降。究其原因，降低關(guān)稅、簡(jiǎn)化通關(guān)流程等政策的陸續(xù)頒布，增加了企業(yè)能源損耗與污染排放。當(dāng)政策貿(mào)易開放跨過(guò)2.091門檻值時(shí)，其對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯示出更顯著的正向提升作用。可能的原因是，隨著貿(mào)易開放政策的持續(xù)實(shí)施，相關(guān)治理與監(jiān)管亦逐步完善，迫使企業(yè)加速綠色化轉(zhuǎn)型。

表7 總體樣本門檻回歸估計(jì)結(jié)果

（2）不同地區(qū)門檻效應(yīng)分析

進(jìn)一步地，為探究不同地區(qū)貿(mào)易開放的門檻效應(yīng)，以政策貿(mào)易開放為門檻變量，分別檢驗(yàn)四大地區(qū)貿(mào)易開放的門檻效應(yīng)。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。觀察可知，東、中、西以及東北地區(qū)政策貿(mào)易開放均通過(guò)雙重門檻檢驗(yàn)。故使用雙重門檻模型分析四大地區(qū)較為合理。

表8 不同地區(qū)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表9為四大地區(qū)具體門檻模型回歸結(jié)果。由表可知，政策貿(mào)易開放對(duì)東、中、西以及東北地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)具有顯著差異。其中，東部地區(qū)政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)顯著“邊際遞增”非線性趨勢(shì)。當(dāng)東部地區(qū)政策貿(mào)易開放跨過(guò)2.124時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響達(dá)到最強(qiáng)。究其原因，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與技術(shù)水平較高，由政策因素導(dǎo)致的貿(mào)易開放提升有助于推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)企業(yè)快速實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)，賦能綠色全要素生產(chǎn)率。

表9 不同地區(qū)門檻回歸估計(jì)結(jié)果

中部地區(qū)政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)“N”型動(dòng)態(tài)影響。當(dāng)政策貿(mào)易開放低于1.241時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響；當(dāng)政策貿(mào)易開放處于1.241與1.864之間時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響由強(qiáng)減弱；當(dāng)政策貿(mào)易開放跨過(guò)1.864時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響將增至最大。原因可能在于，政策貿(mào)易開放水平提升初期，中部地區(qū)為貼合國(guó)際綠色貿(mào)易要求而增加綠色技術(shù)研發(fā)投入力度并加速吸收與轉(zhuǎn)化國(guó)際市場(chǎng)技術(shù)溢出，助力綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。隨著貿(mào)易利好政策在中部地區(qū)頒布與落實(shí)，可能出現(xiàn)部分企業(yè)為實(shí)現(xiàn)短期盈利忽視能源消耗與環(huán)境污染，從而導(dǎo)致中部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯緩。當(dāng)政策貿(mào)易開放達(dá)到一定程度時(shí)，國(guó)際市場(chǎng)進(jìn)一步擴(kuò)大，使得相關(guān)環(huán)境規(guī)制政策與治理更加完善。

西部地區(qū)貿(mào)易政策開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出“邊際遞減”非線性態(tài)勢(shì)。當(dāng)政策貿(mào)易開放低于1.104時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響但不顯著；當(dāng)政策貿(mào)易開放處于1.104與1.677之間時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響開始減弱；當(dāng)政策貿(mào)易開放跨過(guò)1.677時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)，且在10%水平下顯著。原因在于，與中部地區(qū)類似，隨著政策貿(mào)易開放水平逐漸提升，西部地區(qū)受限于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與技術(shù)水平，初級(jí)產(chǎn)品輸出所占比重較大，以至于隨著國(guó)際市場(chǎng)逐漸擴(kuò)大，西部地區(qū)只能選擇擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模進(jìn)而忽略綠色技術(shù)研發(fā)。

東北地區(qū)政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈正向倒“U”型態(tài)勢(shì)。當(dāng)政策貿(mào)易開放低于1.124時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正；當(dāng)政策貿(mào)易開放處于1.124與1.908之間時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響有所提高；當(dāng)政策貿(mào)易開放超過(guò)1.908時(shí)，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響由強(qiáng)減弱。原因可能是，政策貿(mào)易開放初期，東北地區(qū)為滿足國(guó)際市場(chǎng)，更加注重生產(chǎn)收益，忽略了生產(chǎn)過(guò)程的污染排放與能源損耗。隨著國(guó)際貿(mào)易的綠色貿(mào)易壁壘逐漸增多，東北地區(qū)依托較強(qiáng)的工業(yè)基礎(chǔ)能夠更快完成綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)，實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率提升。但受限于技術(shù)水平及重工業(yè)基礎(chǔ)規(guī)模龐大，東北地區(qū)吸收與轉(zhuǎn)化國(guó)際溢出的綠色清潔技術(shù)所需時(shí)間更長(zhǎng)，因此當(dāng)國(guó)際市場(chǎng)逐漸擴(kuò)大后，東北地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率上升速度有所滯緩。

五、結(jié)論與啟示

文章基于2011—2020年中國(guó)30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)回歸估計(jì)以及門檻模型對(duì)貿(mào)易開放、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響展開實(shí)證探討。結(jié)果顯示：第一，貿(mào)易開放和技術(shù)創(chuàng)新均對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，且貿(mào)易開放能夠通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生中介效應(yīng)。第二，將貿(mào)易開放拆分為自然貿(mào)易開放與政策貿(mào)易開放分別回歸后發(fā)現(xiàn)，二者對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性，政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。第三，貿(mào)易開放與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)不同地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率存在差異化影響。第四，從不同地區(qū)不同類型貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素影響來(lái)看，東部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率受自然貿(mào)易開放與政策貿(mào)易開放的影響均顯著正向影響；僅自然貿(mào)易開放對(duì)中部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正；西部地區(qū)僅政貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響；政策貿(mào)易開放與自然貿(mào)易開放對(duì)東北地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響均顯著為正。第五，四大地區(qū)政策貿(mào)易開放具有顯著雙重門檻；政策貿(mào)易開放對(duì)東部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)非線性“邊際遞增”態(tài)勢(shì)；政策貿(mào)易開放對(duì)中部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈正“N”型動(dòng)態(tài)趨勢(shì)；西部地區(qū)政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)非線性的“邊際遞減”態(tài)勢(shì)；東北地區(qū)政策貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)倒“U”型態(tài)勢(shì)。基于此，提出如下政策啟示：

第一，加速推進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。貿(mào)易開放對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)明顯。因此，在新發(fā)展理念和“雙碳”目標(biāo)背景下，優(yōu)化進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、節(jié)碳減排，發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)成為高質(zhì)量發(fā)展的大勢(shì)所趨。進(jìn)口貿(mào)易方面，政府應(yīng)擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模，引進(jìn)符合中國(guó)綠色與環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)甚至是高于該標(biāo)準(zhǔn)的產(chǎn)品。憑此積極引導(dǎo)企業(yè)增加技術(shù)創(chuàng)新投入并開展綠色清潔技術(shù)研發(fā)，強(qiáng)化企業(yè)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)技術(shù)溢出的吸收與轉(zhuǎn)化能力。出口貿(mào)易方面，依托《“十四五”對(duì)外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃》提出的構(gòu)建綠色貿(mào)易體系建議，中國(guó)政府應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)加速完成綠色化轉(zhuǎn)型，制定企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)利好政策與資金扶持。借此為企業(yè)不斷突破國(guó)際市場(chǎng)綠色貿(mào)易壁壘提供支撐，促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易向更高層次邁進(jìn)。

第二，重點(diǎn)提升創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化能力。技術(shù)創(chuàng)新有助于綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，且在貿(mào)易開放與綠色全要素生產(chǎn)率中發(fā)揮中介作用。因此，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展下行背景下，為提升綠色全要素生產(chǎn)率，助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，政府制定政策應(yīng)適當(dāng)向企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域傾斜。一方面，各地方政府應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)加大科技、物質(zhì)以及人才培養(yǎng)方面的投入力度并給予相應(yīng)資金與服務(wù)扶持，提高自主創(chuàng)新能力，提升企業(yè)吸收與轉(zhuǎn)化外來(lái)技術(shù)的能力。另一方面，政府應(yīng)充分發(fā)揮宏觀調(diào)控能力，通過(guò)市場(chǎng)積極運(yùn)作實(shí)現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果完美轉(zhuǎn)化，避免物資與能源的不必要損耗，從而助推企業(yè)實(shí)現(xiàn)科學(xué)利用資源完成綠色可持續(xù)發(fā)展。

第三，實(shí)施差異化貿(mào)易開放政策。研究發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)貿(mào)易開放對(duì)綠色全要素產(chǎn)生差異化影響，且存在門檻效應(yīng)。一方面，針對(duì)資源稟賦與工業(yè)企業(yè)基礎(chǔ)相對(duì)較好的東、中、東北地區(qū)，政府應(yīng)同時(shí)實(shí)施促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新與擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模的政策，提升這些地區(qū)技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化能力，并通過(guò)對(duì)外貿(mào)易的形式將轉(zhuǎn)化而成的成果投入至規(guī)模更大的國(guó)際市場(chǎng)中。另一方面，針對(duì)西部地區(qū)應(yīng)優(yōu)先實(shí)施對(duì)外貿(mào)易開放政策，充分發(fā)揮貿(mào)易的技術(shù)溢出效用，強(qiáng)化西部地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)。此外，政府還需著手提升西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力，加大對(duì)企業(yè)研發(fā)資金扶持，加速西部地區(qū)吸收與轉(zhuǎn)化貿(mào)易技術(shù)溢出，助力綠色全要素生產(chǎn)率提升。