荀守奎,秦夢(mèng)云

(安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,安徽 淮南 232001)

2022年,國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)發(fā)布《“十四五”新型城鎮(zhèn)化實(shí)施方案》,強(qiáng)調(diào)城鎮(zhèn)化要以推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展為主題,同時(shí)也要為城市可持續(xù)發(fā)展提供更加堅(jiān)實(shí)的客觀條件。這再次說(shuō)明城鎮(zhèn)化不是簡(jiǎn)單的人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,而是要堅(jiān)持以人為核心,從人口、布局、城市建設(shè)、城市治理水平、城鄉(xiāng)融合等多方面提高城鎮(zhèn)化建設(shè)質(zhì)量,增強(qiáng)城市的可持續(xù)發(fā)展能力。

長(zhǎng)三角是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍、開(kāi)放程度最高、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域之一。長(zhǎng)三角一體化發(fā)展上升為國(guó)家戰(zhàn)略以來(lái),其城鎮(zhèn)化進(jìn)程取得重大進(jìn)展。然而,快速城鎮(zhèn)化有時(shí)難免以生態(tài)環(huán)境為代價(jià)。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的高資源消耗、高能源消耗和高碳排放等問(wèn)題會(huì)影響環(huán)境的可持續(xù)性,從而對(duì)該地區(qū)的綠色發(fā)展產(chǎn)生不利影響[1]。綠色全要素生產(chǎn)率是用來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)或一個(gè)行業(yè)綠色發(fā)展效率的重要指標(biāo),研究城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用對(duì)促進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和實(shí)際意義。

一、文獻(xiàn)綜述

鑒于城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境狀況的協(xié)調(diào)程度會(huì)直接影響到一個(gè)地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展能力,近些年部分學(xué)者開(kāi)始研究城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用[2]。一部分學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化會(huì)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。尚娟運(yùn)用系統(tǒng)GMM模型對(duì)我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化能顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提高[3]。申丹虹運(yùn)用OLS估計(jì)方法對(duì)黃河流域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有正向影響[4]。但也有學(xué)者對(duì)此提出不同的見(jiàn)解,如吳麗娟運(yùn)用Tobit回歸模型分析了流通業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素,發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對(duì)流通業(yè)綠色全要素發(fā)展率具有顯著的負(fù)面影響[5]。鄭垂勇基于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2006—2015年省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了以人口城鎮(zhèn)化率為門檻變量的門檻模型,研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率總體對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率起抑制作用[6]。此外,也有學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是非線性的,如徐倩運(yùn)用OLS對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化率對(duì)綠色發(fā)展效率存在顯著的先抑制后促進(jìn)的“U”型關(guān)系[7]。

綜上所述,目前關(guān)于城鎮(zhèn)化與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系已經(jīng)有了一定的研究,但尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論,且現(xiàn)有研究大多從人口方面選取單一指標(biāo)研究城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,而較少?gòu)男滦统擎?zhèn)化視角下探究二者之間的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,本文從新型城鎮(zhèn)化體系測(cè)算城鎮(zhèn)化水平并進(jìn)行后續(xù)研究,契合政策的同時(shí)得出的結(jié)論也更加客觀全面。此外,目前的研究多從行業(yè)或省份層面上研究綠色全要素生產(chǎn)率及其影響因素,本文以長(zhǎng)三角地區(qū)為研究對(duì)象分析了城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,為長(zhǎng)三角地區(qū)綠色發(fā)展研究作出貢獻(xiàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

1.研究方法

(1)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度方法

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)是由Charnes等于1978年創(chuàng)建的績(jī)效評(píng)價(jià)方法,可用于在多投入多產(chǎn)出情況下對(duì)多個(gè)決策單元(DMU)的相對(duì)效率進(jìn)行評(píng)價(jià)。為了解決徑向模型在評(píng)價(jià)效率過(guò)程中對(duì)于松弛變量的忽視問(wèn)題,Tone于2001年提出了SBM模型(Slack Based Measure)[8],并于次年將超效率模型和SBM模型結(jié)合,提出超效率SBM模型,從而可以進(jìn)一步對(duì)標(biāo)準(zhǔn)效率模型中同時(shí)有效的DMU進(jìn)行效率排序[9]。考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型數(shù)學(xué)表達(dá)式如式(1)所示。

(1)

其中,n表示DMU的個(gè)數(shù),即城市個(gè)數(shù);每個(gè)DMU有m種投入、S1種期望產(chǎn)出和S2種非期望產(chǎn)出;x表示投入矩陣中的元素;yd表示期望產(chǎn)出矩陣中的元素;yu表示非期望產(chǎn)出矩陣中的元素;ρ表示靜態(tài)的綠色發(fā)展效率值,ρ越大,說(shuō)明綠色發(fā)展效率值越大,即綠色發(fā)展水平越高。

超效率SBM模型只能對(duì)截面數(shù)據(jù)進(jìn)行效率分析,為了衡量效率的動(dòng)態(tài)變化程度,需要結(jié)合動(dòng)態(tài)指數(shù)對(duì)效率值進(jìn)行跨期比較。傳統(tǒng)的Malmquist指數(shù)沒(méi)有將非期望產(chǎn)出納入考慮范圍[10],Chung等人改進(jìn)后得到的Malmquist-Luenberger指數(shù)在測(cè)算跨期方向距離函數(shù)時(shí),面臨潛在的線性規(guī)劃無(wú)可行解的問(wèn)題[11]。為此,吳東賢將全局可能性生產(chǎn)集和方向距離函數(shù)的概念進(jìn)行整合,提出了Global Malmquist-Luenberger(GML)指數(shù)[11]。GML指數(shù)綜合運(yùn)用各期數(shù)據(jù)的總和作為參考集,由于各期參考的是共同的全局前沿,所以GML指數(shù)具備傳遞性,可累乘[12]。第t期～第t+1期的GML指數(shù)計(jì)算公式如式(2)所示。

(2)

(3)

(2)城鎮(zhèn)化水平測(cè)度方法

運(yùn)用熵值法確定城鎮(zhèn)化水平測(cè)度的指標(biāo)權(quán)重。具體步驟如下。

第一步,原始數(shù)據(jù)的設(shè)定。

假設(shè)數(shù)據(jù)為t個(gè)年度內(nèi)m個(gè)省份的n個(gè)指標(biāo),則Xθij表示第θ年省份i的第j個(gè)指標(biāo)值。

第二步,數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。

正向指標(biāo):

(4)

負(fù)向指標(biāo):

(5)

標(biāo)準(zhǔn)化后會(huì)出現(xiàn)0值,因此對(duì)所有數(shù)據(jù)加0.0001向右平移,使標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)在[0.0001,1.0001]的區(qū)間內(nèi)。

第三步:比重計(jì)算。

計(jì)算第θ年省份i的第j個(gè)指標(biāo)在第j個(gè)指標(biāo)中所占的比重。

(6)

第四步:信息熵計(jì)算。

計(jì)算第j個(gè)指標(biāo)對(duì)應(yīng)的信息熵。

(7)

第五步:權(quán)重計(jì)算。

首先,計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的差異系數(shù)。

Gj=1-Ej

(8)

其次,計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重。

(9)

第六步,綜合得分計(jì)算。

計(jì)算第θ年第i個(gè)省的綜合得分。

(10)

(3)城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響分析方法

由以上方法可以計(jì)算出綠色全要素生產(chǎn)率和城鎮(zhèn)化水平,為了進(jìn)一步檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用,構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型如式(11)所示。

(11)

其中,GTFPit為被解釋變量,表示第i個(gè)城市第t年的綠色全要素生產(chǎn)率;URBit為核心解釋變量,表示第i個(gè)城市第t年的城鎮(zhèn)化水平;β0為核心解釋變量的回歸系數(shù);βn為控制變量的回歸系數(shù);Xn為控制變量;αi是個(gè)體不隨時(shí)間變化的因素,表示個(gè)體固定效應(yīng);λt是不隨個(gè)體改變而隨時(shí)間變化的因素,表示時(shí)間固定效應(yīng);εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

(1)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算指標(biāo)

投入指標(biāo)從資本、勞動(dòng)和能源三方面選取,分別用固定資本存量、就業(yè)人員數(shù)和能源消費(fèi)總量來(lái)表示。其中,固定資本存量用永續(xù)盤存法測(cè)算,公式為Kt=(1-δ)Kt-1+It,Kt表示t期的固定資本存量,δ表示折舊率,It表示t期的投資。文章在張軍等的方法基礎(chǔ)上[13],選取資本形成總額作為當(dāng)期投資指標(biāo),以9.6%的折舊率、2000年為基期,得到更為接近現(xiàn)實(shí)的省際資本存量,并參考張少輝等的方法將省級(jí)資本存量按一定權(quán)重折算到各個(gè)城市[14]。就業(yè)人員數(shù)從各城市統(tǒng)計(jì)年鑒中直接獲取。能源消費(fèi)總量則以省級(jí)能源數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),通過(guò)GDP占比將省級(jí)能源數(shù)據(jù)折算為城市級(jí)能源投入數(shù)據(jù)。

期望產(chǎn)出用地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)表示。為了剔除價(jià)格因素的影響,對(duì)各年GDP以2009年為基期進(jìn)行平減處理。

非期望產(chǎn)出的指標(biāo)選取上,參考多數(shù)學(xué)者的研究,選取工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙(粉)塵排放量作為非期望產(chǎn)出指標(biāo)[15]。此外,考慮到國(guó)際上對(duì)“雙碳”問(wèn)題的愈發(fā)重視,加上氣候問(wèn)題的日益嚴(yán)峻,本文將二氧化碳排放量也納入非期望產(chǎn)出指標(biāo)體系中,最終構(gòu)建指標(biāo)體系如表1所示。

表1 綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算指標(biāo)體系

(2)城鎮(zhèn)化水平測(cè)算指標(biāo)

從人口、土地、生態(tài)、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)五個(gè)方面分別選取指標(biāo)構(gòu)建城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系,并用熵值法確定各指標(biāo)所占權(quán)重,結(jié)果如表2所示。

表2 城鎮(zhèn)化水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

(3)城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸模型變量

被解釋變量:綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)。以2009年為基期,以2009年各城市綠色發(fā)展效率值為基數(shù),以后各年的綠色全要素生產(chǎn)率由2009年的綠色發(fā)展效率值累乘每年的GML指數(shù)得到。

核心解釋變量:城鎮(zhèn)化指數(shù)(URB)。根據(jù)城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系計(jì)算得出的城鎮(zhèn)化指數(shù)。

控制變量:經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP),用人均生產(chǎn)總值取對(duì)數(shù)來(lái)表示;環(huán)境規(guī)制(ENV),用工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙(粉)塵排放量通過(guò)熵值法構(gòu)建的環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)來(lái)表示;外商直接投資(FDI),用實(shí)際利用外商投資額取對(duì)數(shù)來(lái)表示,其中實(shí)際利用外商投資額乘以人民幣匯率的年平均價(jià)轉(zhuǎn)化為以人民幣為單位的計(jì)價(jià)方式;技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度(RDE),用全社會(huì)R&D經(jīng)費(fèi)占GDP的比例來(lái)表示;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS),用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)表示。

(4)數(shù)據(jù)來(lái)源

如表3所示,數(shù)據(jù)來(lái)自2009—2021年長(zhǎng)三角三省一市及各地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源年鑒》以及中國(guó)碳核算數(shù)據(jù)庫(kù)(CEAD)。為保證面板數(shù)據(jù)的平衡性,剔除研究期內(nèi)出現(xiàn)行政區(qū)域變動(dòng)的巢湖市。少量缺失數(shù)據(jù)采取插值法補(bǔ)齊。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

1.長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率分析

(1)靜態(tài)分析

通過(guò)超效率SBM模型測(cè)算2009—2020年間長(zhǎng)三角地區(qū)41個(gè)城市的綠色發(fā)展效率如表4所示。長(zhǎng)三角地區(qū)的綠色發(fā)展效率整體呈現(xiàn)出東南高、西北低的分布特征,從行政區(qū)劃來(lái)看,綠色發(fā)展效率最高的是上海,其次是江蘇,第三是浙江,最后是安徽,且安徽綠色發(fā)展效率與前面三個(gè)省市仍有差距。綠色發(fā)展效率高的城市主要有兩類:一類是上海、杭州、無(wú)錫等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城市,經(jīng)濟(jì)水平的提高彌補(bǔ)了其他方面的不足,從而帶來(lái)高綠色發(fā)展效率;另一類是黃山、蘇州和溫州等旅游型城市,以良好的生態(tài)環(huán)境和自然風(fēng)光作為發(fā)展基礎(chǔ),在經(jīng)濟(jì)水平提高的同時(shí)不會(huì)對(duì)環(huán)境造成嚴(yán)重污染,從而使綠色發(fā)展效率保持在高水平狀態(tài)。而馬鞍山、銅陵、淮南、淮北、宣城等資源型城市,主要依靠煤礦等重工業(yè)發(fā)展經(jīng)濟(jì),必然會(huì)給環(huán)境帶來(lái)嚴(yán)重負(fù)擔(dān),從而導(dǎo)致綠色發(fā)展效率水平低下。

表4 靜態(tài)綠色發(fā)展效率分析

(2)動(dòng)態(tài)分析

采用核密度估計(jì)長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)演進(jìn)情況,變化特征如圖1所示。從曲線分布特征來(lái)看,呈明顯的雙峰分布,說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率兩極分化態(tài)勢(shì)顯著,存在較大區(qū)域差異。主峰一直位于左側(cè),即長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率較低的城市居多。2009—2012年間,主峰高度持續(xù)上升,綠色全要素生產(chǎn)率低水平聚集程度加大。主峰高度在2012年達(dá)到最高,主峰與次峰高度差距大,表明這一年大多城市的綠色全要素生產(chǎn)率聚集于較低水平,較少城市的綠色全要素生產(chǎn)率聚集于較高水平。2014年開(kāi)始波峰變窄,主峰與次峰的高度差降低,隱隱呈現(xiàn)由雙峰向單峰過(guò)渡的趨勢(shì),說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)絕對(duì)差異總體減小,區(qū)域間發(fā)展不均衡程度降低、且綠色全要素生產(chǎn)率兩極化趨勢(shì)減弱。主峰總體向右偏移,說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率低水平聚集城市的綠色全要素生產(chǎn)率水平提升明顯。從2009—2020年的總體變化可以看出,長(zhǎng)三角區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率水平整體提高,區(qū)域差異總體縮小,兩極化趨勢(shì)減弱。

圖1 長(zhǎng)三角GTFP動(dòng)態(tài)特征

2.城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響實(shí)證分析

(1)基準(zhǔn)回歸

通過(guò)HT檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,結(jié)果p值都小于0.05,所以拒絕原假設(shè),即不存在單位根,數(shù)據(jù)平穩(wěn)。在模型的選擇上,首先,用LM檢驗(yàn)確定了隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS模型;其次,用修正的Hausman檢驗(yàn)確定了固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。因此,文章最終選擇用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。

城鎮(zhèn)化水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果如表5所示。第(1)列是僅考慮核心解釋變量的最小二乘回歸結(jié)果,第(2)列是僅考慮核心解釋變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。兩種情況下,URB的回歸系數(shù)分別為0.472和0.153,且都在1%的置信水平下顯著,說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的正向影響。第(3)-(7)列分別為依次加入控制變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果,在引入控制變量的過(guò)程中,核心解釋變量URB的系數(shù)始終為正,進(jìn)一步說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。

表5 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)系數(shù)顯著為負(fù),長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的抑制作用?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多表明,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期,由于技術(shù)水平有限、資源利用效率較低以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等原因,生產(chǎn)過(guò)程中污染排放量大,不利于環(huán)保,從而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生負(fù)面影響;當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到某一階段時(shí),技術(shù)迭代提高資源利用效率,生產(chǎn)方式變得綠色環(huán)保,從而使經(jīng)濟(jì)發(fā)展開(kāi)始逐漸對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。雖然長(zhǎng)三角地區(qū)自“一體化”戰(zhàn)略以來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提高,但仍存在較大區(qū)域差異,整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還處于“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”的右側(cè),尚未達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率發(fā)展的階段。

環(huán)境規(guī)制(ENV)的系數(shù)顯著為負(fù),長(zhǎng)三角地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著抑制作用。根據(jù)目前的研究來(lái)看,綠色技術(shù)創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)大小是能否實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的雙贏的關(guān)鍵所在[16]。而在長(zhǎng)三角地區(qū)目前的發(fā)展?fàn)顟B(tài)下,環(huán)境規(guī)制引領(lǐng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)還不能完全抵消其帶來(lái)的高成本與高投入,即環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的仍是抑制作用。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS)的系數(shù)顯著為負(fù),長(zhǎng)三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。長(zhǎng)三角地區(qū)雖已提出要產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型以推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展,但主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)仍集中在制造業(yè)。除上海外,江蘇、浙江和安徽的第二產(chǎn)業(yè)增加值占生產(chǎn)總值比例都在40%以上,說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)仍是長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱。而第二產(chǎn)業(yè)占比大不可避免會(huì)帶來(lái)高污染與高能耗,不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

外商直接投資(FDI)的系數(shù)為負(fù),但并不顯著。在經(jīng)濟(jì)全球化背景下,外商直接投資帶來(lái)技術(shù)和知識(shí),為推動(dòng)各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作出重要貢獻(xiàn)。與此同時(shí),大量吸引外資有時(shí)也意味著降低環(huán)境準(zhǔn)入條件,外資企業(yè)因此選擇將高污染高能耗的生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移被投資地區(qū),從而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面作用?？赡苁且?yàn)殚L(zhǎng)三角地區(qū)城市間吸引外商直接投資的能力懸殊,所以在城市群層面回歸中外商直接投資對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。

科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度(RDE)的系數(shù)為正,但并不顯著。新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為,技術(shù)創(chuàng)新是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑。一方面,科技創(chuàng)新改進(jìn)技術(shù)條件,提高資源利用效率;另一方面,科技創(chuàng)新可以減少污染物排放,提高污染治理能力。不論是從節(jié)能,還是減排方面來(lái)看,加大科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度都能對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。長(zhǎng)三角地區(qū)科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用不顯著可能是因?yàn)閷?duì)創(chuàng)新資源的配置效率不高,科技創(chuàng)新投入未能充分發(fā)揮在對(duì)制約產(chǎn)業(yè)鏈的關(guān)鍵核心技術(shù)的創(chuàng)新發(fā)展上。

(2)分解指數(shù)回歸

為了探究城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的作用路徑,分別用綠色全要素生產(chǎn)率分解得出的效率進(jìn)步(EC)和技術(shù)進(jìn)步(TC)作為被解釋變量進(jìn)行固定效應(yīng)回歸,結(jié)果如表6所示。

表6 綠色全要素分解指數(shù)回歸結(jié)果

城鎮(zhèn)化對(duì)EC和TC的系數(shù)都為正,且分別在5%和1%的置信水平下顯著,說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)效率進(jìn)步和技術(shù)進(jìn)步都存在顯著促進(jìn)作用。其中,TC的系數(shù)為0.186,EC的系數(shù)為0.060,說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響更強(qiáng),通過(guò)影響技術(shù)進(jìn)步從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)是長(zhǎng)三角地區(qū)城鎮(zhèn)化水平影響綠色全要素生產(chǎn)率的主要路徑。

(3)異質(zhì)性檢驗(yàn)

根據(jù)城區(qū)常住人口數(shù)量將城市規(guī)模劃分為小型、中型、大型、特大和超大。因?yàn)槌蟪鞘袃H有上海,所以將其和特大城市一起做回歸。表7中(1)-(4)列分別表示特大及超大城市、大型城市、中型城市和小型城市樣本的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。

結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化對(duì)中型城市的綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用,對(duì)其他規(guī)模城市的綠色全要素生產(chǎn)率影響作用并不顯著。規(guī)模大的城市城鎮(zhèn)化進(jìn)程大多已經(jīng)到中后期,物質(zhì)資源、人力資本等已經(jīng)與產(chǎn)業(yè)充分融合,所以進(jìn)一步城鎮(zhèn)化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。中型城市處于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展期,在發(fā)展模式的探索上已經(jīng)形成相對(duì)成熟的經(jīng)驗(yàn),通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等路徑對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的帶動(dòng)作用。小型城市城鎮(zhèn)化進(jìn)程大多處于較為初期的階段,在這一階段往往會(huì)過(guò)分注重城鎮(zhèn)化速度,忽視城鎮(zhèn)化的質(zhì)量,造成土地過(guò)度開(kāi)發(fā)、資源過(guò)分開(kāi)采等問(wèn)題,從而無(wú)法給綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)帶來(lái)顯著的正面影響?？傮w來(lái)看,回歸結(jié)果與實(shí)際情況相符合。

表7 城市規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)

續(xù)表7

四、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

本文運(yùn)用超效率SBM-GML模型測(cè)算了長(zhǎng)三角地區(qū)41個(gè)城市的綠色全要素生產(chǎn)率,并運(yùn)用固定效應(yīng)回歸模型實(shí)證分析了城鎮(zhèn)化水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響,得到主要結(jié)論如下。第一,長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率整體提高,兩極分化趨勢(shì)減弱,即城市間綠色發(fā)展協(xié)調(diào)性提高,但區(qū)域差異仍然存在。第二,城鎮(zhèn)化水平總體提升,呈現(xiàn)東高西低、中部高南北低的態(tài)勢(shì);同時(shí),城鎮(zhèn)化能顯著促進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng),且這種促進(jìn)作用主要是通過(guò)影響技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)的。第三,異質(zhì)性分析表明,城鎮(zhèn)化對(duì)中型城市的全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用十分顯著,對(duì)小型城市和超大、特大及大型城市的作用不明顯。

2.建議

根據(jù)上述結(jié)論,提出以下建議。

第一,推動(dòng)城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展,提升城市可持續(xù)發(fā)展能力。從長(zhǎng)三角整體來(lái)看,城鎮(zhèn)化水平提高會(huì)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正面影響。因此,要深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略,促進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)的提質(zhì)增效,以此實(shí)現(xiàn)提高長(zhǎng)三角地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率、增強(qiáng)可持續(xù)發(fā)展能力的目的。

第二,加大科技創(chuàng)新投入,促進(jìn)對(duì)綠色技術(shù)的研發(fā)與應(yīng)用。通過(guò)對(duì)分解指數(shù)進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn),“城鎮(zhèn)化-技術(shù)進(jìn)步-綠色全要素生產(chǎn)率”是城鎮(zhèn)化影響綠色全要素生產(chǎn)率的主要作用路徑。在城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程中,政府可以通過(guò)制定政策、發(fā)放補(bǔ)貼等方式引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā),大力推動(dòng)技術(shù)革新,推動(dòng)城鎮(zhèn)化向綠色集約方向發(fā)展。

第三,因地制宜實(shí)施城鎮(zhèn)化建設(shè)措施,推動(dòng)長(zhǎng)三角地區(qū)城鎮(zhèn)化均衡、協(xié)調(diào)發(fā)展。對(duì)于城鎮(zhèn)化建設(shè)已經(jīng)較完善的超大、特大和大型城市,要避免過(guò)度城鎮(zhèn)化,將重點(diǎn)放在城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升上,推動(dòng)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、公共服務(wù)業(yè)、文化旅游等產(chǎn)業(yè)發(fā)展,形成更高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化體系。對(duì)于城鎮(zhèn)化規(guī)模擴(kuò)張較快的中型城市,應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)調(diào)整,在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中控制對(duì)環(huán)境的影響,使城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加顯著。對(duì)于城鎮(zhèn)化初期的小型城市,應(yīng)重點(diǎn)健全產(chǎn)業(yè)體系,保證充足的就業(yè)機(jī)會(huì),避免因人口流失導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)規(guī)?？s小;同時(shí),提高城市治理能力,最大程度降低城鎮(zhèn)化過(guò)程中給環(huán)境帶來(lái)的負(fù)面影響。