地區環保投資、城鎮化與綠色技術創新
——基于空間杜賓模型及中介效應的實證研究

劉 暢，田曉麗

（昆明理工大學管理與經濟學院，云南昆明 650093）

隨著資源環境日趨緊張，綠色已成為全球變革的重要方向之一。綠色技術創新是國家發展戰略的微觀基礎，是由不同要素構成的綜合系統。我國經濟步入“新常態”時期，經濟發展正逐步從粗放型發展模式轉入遵循自然規律的可持續發展模式。繼習近平總書記在十九大中提出要堅持人與自然和諧相處，形成綠色發展方式和生活方式后，2019 年5月國家發展改革委、科技部共同發布的《指導意見》中明確提出2022 年基本建成市場導向的綠色技術創新體系的主要目標。由此可見，綠色技術創新是推進生態文明建設和推動高質量發展的重要支撐。

地區環保投資和城鎮化為我國綠色技術創新提供了資金和人力支持，一方面，綠色技術創新需要大量的資金投入，而地區環保投資作為政府的有效投資手段，其投資的比重體現了國家政府對于綠色技術創新的重視程度。那么，地區環保投資如何影響綠色技術創新已成為學術關注的重點。另一方面，城市作為人才和企業的聚集地，城鎮化必然作為地區進行創新的重要推動力。值得注意的是，地區環保投資和城鎮化作為綠色技術創新的“主旋律”，二者之間可能存在著復雜的內在關系。為此，本研究將城鎮化水平作為中介變量，以2004—2017 年我國30 個省級單位的面板數據作為研究對象，探尋我國綠色技術創新發展的路徑，為我國區域進行綠色技術創新提供參考。

1 文獻綜述

地區環保投資與綠色技術創新關系研究。國內外研究學者對于環保投資對綠色技術創新影響主要體現在創新產出和創新效率方面。馬紅等［1］基于長短期異質性角度研究我國上市公司的技術創新，結果發現環保投資在短期下抑制企業創新，而在長期下促進我國企業的綠色技術創新。高萍等［2］運用DEA 模型對我國各省份綠色技術創新效率進行分析，發現環保投資對于創新效率較低的地區有明顯的促進作用。謝榮輝［3］通過兩階段模型發現了環保投資對綠色技術創新的“引致效應”。孫宏芃［4］通過對我國創新制度環境與綠色技術創新效率之間的關系進行分析，發現政府對創新活動自助不利于綠色技術創新進步。王旭等［5］利用包含非期望產出的Super-SBM 模型對我國制造業綠色技術創新效率進行測算，發現政府投資對綠色技術創新績效產生積極的影響。Lee 等［6］認為環保R&D 投資對于綠色技術創新能力密切相關，環保投資會促進企業技術創新。Huang 等［7］將貸款利率作為門檻變量，當貸款利率較高時，環保投資對綠色技術創新產生積極影響。Lee 等［8］對韓國IT 企業的綠色環保投入進行研究，發現提升投資效率可以直接正向影響企業的技術創新能力。Heinkel 等［9］對污染企業進行研究，研究表明有效的環保投資利于污染企業進行創新，并提升自身企業價值。Lee 等［10］通過對日本制造業進行研究發現環保投資在企業層面產生積極影響。

地區環保投資與城鎮化關系研究。國內外學者研究發現環保投資對城鎮化產生不同的影響效果。王國婷等［11］利用中國30 個省份的面板數據，研究發現環保投資在全國層面和東中西部影響不同。劉窮志等［12］測度了2007—2016 年長江經濟帶11 個省(區市)中98 個地級市(直轄市)的財政環保支出效率，發現城鎮化進程的推進會導致環保支出效率的降低。辜勝祖等［13］認為有效的投入有助于城鎮化的發展，進而提高城鎮化發展的質量。Courtney 等［14］通過對英國環境管理計劃的分析，發現環保投資有助于地區發展。Wilson 等［15］利用遙感系統測算了不同城市群的NDVI 指數，發現環保投資有助于規劃者做決策進而促進城市的發展。

城鎮化與綠色技術創新關系研究。城市的專業化、多樣化有助于形成技術創新網絡［16］，楊維等［17］從人口聚集、知識溢出和成本費用三個角度發現城鎮化可以驅動技術創新。魯元平等［18］基于空間溢出效應，發現城鎮化對技術創新產生積極影響。曹鵬等［19］通過指數測算發現城鎮化水平對整體綠色技術創新的影響并不明顯，而對東部地區產生正向影響，對西部地區和中部地區產生負向影響。蘭宜生等［20］利用中介效應模型，發現城鎮化促進綠色技術創新繼而提升環境績效。Curwell 等［21］基于市民期望的視角，發現城鎮化有助于技術創新。Carlino 等［22］通過對美國城市研究發現，城鎮人口越稠密的地方，創新水平越高。

已有文獻研究多從地區環保投資、城鎮化和綠色技術創新三者之間的兩兩關系進行研究，尚未研究城鎮化在地區環保投資對綠色技術創新的作用。本文的創新點在于：運用中介效應模型分析城鎮化在環保投資影響綠色技術創新的中介作用，探討地區環保投資通過城鎮化而影響綠色技術創新的路徑；從地利經濟空間方面建立空間權重矩陣，分別建立靜態和動態空間面板模型進行實證分析；不同于以往研究僅采用單一指標衡量綠色技術創新，除了考慮綠色專利授權數量這一指標外，還將創新程度指標納入研究內容，分別考慮環保投資對二者的影響，獲得了更有力的經驗證據。

2 理論分析與假設

環保投資表明環保的努力程度，同時也是一個外顯指標［23］。除此之外，環保投資還能收獲經濟利益，如減少糾紛、保障民生、擴大就業機會、完善市場管理體制、促進我國技術進步［24］。近些年來，我國在綠色技術創新的過程中，需要足夠的環保投資金額。2001—2017 年間，我國環保投資從1 166.77億元增長至9 539 億元，我國綠色技術專利授權數量從3 403 件增長至108 201 件，表明我國已經逐漸認識到環保投資對于地區進行綠色技術創新的重要性。但是相對于發達國家來說，我國對環保投資方面仍處于起步階段，需要不斷進行完善［25］。由此提出假設：

假設H1：綠色技術創新受到地區環保投資影響，隨著投資金額不斷增加，地區環保投資促進綠色技術創新。

近年來，我國城鎮化發展步入新階段，要求城鎮化能吸引更多先進技術［26］。2018 年國家發展改革委關于實施推進新型城鎮化建設重點任務的通知中明確提出要提升城市經濟質量，建設科技創新、實體經濟、人力資源、現代金融協同發展體系等。近年來，我國城鎮化發展步入新階段，要求城鎮化能吸引更多先進技術。同時提出要建設綠色人文城市，并與先進技術不斷融合。為分析城鎮化與綠色技術創新的關系，圖1 給出了擬合圖，從圖中可以看出城鎮化與綠色技術創新存在正向相關關系，由此提出假設。

假設H2：在其他條件不變的情況下，城鎮化可以推動綠色技術創新，即城鎮化具有顯著的促進綠色技術創新效應。

圖1 城鎮化與綠色技術創新的關系

從上述分析中可以看出，地區環保投資、城鎮化與綠色技術創新之間存在著密切的關聯。環保投資對綠色技術創新具有直接和間接兩種影響機制：首先，環保投資可以通過外部性、提升自身效率等直接促進綠色技術創新；其次，環保投資可以通過推動城鎮化進程進而間接影響綠色技術創新。可見，二者之間存在不同的作用機制。環保投資作為投資型環境規制，總體上對技術創新產生激勵作用［27］，有利于地區間進行綠色技術創新。環保投資對綠色技術創新的間接影響，主要考慮到綠色技術創新主要依靠技術人員以及相應的配套設施等相關資本投入，城市化進程帶動了人力資本聚集以及科教經費的支出，進而促進了技術創新［18］。因此，進一步提出假設。

假設H3：城鎮化在地區環保投資對綠色技術創新的影響過程中存在顯著的中介效應。

3 計量模型設定與變量數據說明

3.1 計量模型設定

3.1.1 地區投資和城鎮化對綠色技術創新影響的檢驗模型

已有研究表明，地區環保投資［28］、城鎮化［29］和綠色技術創新［30］均具有較強的空間相關性，因此適合空間面板模型開展實證研究。首先需要對我國綠色技術創新在空間上的依賴性進行度量。本文利用全局Moran'sI指數及其統計檢驗對數據進行空間分析，Moran'sI指數的定義如下：

Moran'sI指數取值范圍為［-1,1］，當取值大于0時，表示正自相關；當取值小于0時，表示負自相關；當取值等于0 時，表示不存在自相關。空間面板模型的一般形式為：

其中，i表示省份，t表示年份；lnGTI表示綠色技術創新，lncost表示地區環保投資總額，urban表示城鎮化水平，考慮到影響綠色技術創新的因素眾多，本文引入了產業結構偏向指數、人力資本水平、對外開放程度、就業情況以及技術進步在內的相關控制變量X。u表示地區固定效應，v表示時間固定效應，表示隨機干擾項。此外，在實證分析時為了降低樣本數據的離散程度，對非百分比指標度量的變量進行對數化處理［33］。

3.1.2 城鎮化的中介效應的檢驗模型

在地區環保投資影響綠色技術創新的過程中，可能直接作用于綠色技術創新，也可能通過城鎮化來影響綠色技術創新，在此處城鎮化的功能為中介變量，地區環保投資經過城鎮化進程來影響綠色技術創新，三者關系如圖2 所示。

圖2 三變量中介效應示意圖

從圖2 中可以看出，三者之間的關系可以用上述方程來表示。其中，地區環保投資X對綠色技術創新Y的總影響系數為c，地區環保投資通過城鎮化M這一中介變量的影響綠色技術創新的系數為ab，此時計算得出的中介效應為ab/c=ab/(ab+c')。

本文通過Baron 等［34］提出的逐步法的基礎上，借鑒溫忠麟等［35］做法，進行的檢驗步驟如下：第一步，計算地區環保投資（X）對綠色技術創新（Y）的總效應，如果回歸系數c顯著，則進行下一步，否則中介檢驗停止；第二步，依次檢驗方程（5）和方程（6）中的回歸系數a和b，如果二者都顯著，則表明中介效應檢驗通過，如果有一個不顯著則需進行Sobel檢驗；第三步，檢驗回歸系數c'，如果該系數顯著，則計算中介效應。第四步，進行Sobel 檢驗，檢驗通過則說明中介檢驗通過，否則中介檢驗不通過。

根據上述分析，具體設置的模型如下：

顯然，式（3）可對應于中介效應檢驗的式（6），而式（7）和式（8）分別對應于中介效應檢驗模型的式（4）和式（5）。由此可知，式（3）、式（7）、式（8）就構成了本文的完整檢驗效應模型。

3.2 數據來源及變量選取

本文選取中國30 個省級行政區（港澳臺及西藏地區除外）2004—2017 年數據進行實證分析和檢驗。本文的數據主要來源于《中國環境統計年鑒》《工業企業科技活動統計年鑒》《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》，衡量綠色技術創新的數據來源于國家知識產權局專利信息服務平臺。

（1）被解釋變量。綠色技術創新（lnGTI）：用各地區綠色專利授權總數表示，本文參考王班班等［36］的做法，采用各地區綠色專利授權總數（GTI，件數）予以度量。根據WIPO 定義的綠色技術專利分類進行數據過濾和篩選，得出各省各年綠色技術專利授權量數據。

（2）解釋變量、中介變量及控制變量。地區環保投資（lnEPI）：受到高明等［37］學者對環保投資測算方法的啟發，本文采用環境污染治理投資總額（EPI，億元）進行測度，其包括了城市基礎建設投資、工業污染治理投資以及建設項目“三同時”投資。

城鎮化（urban）：采用城鎮人口占總人口比重測度（urban，%）。

產業結構偏向指數（sec）:用工業占生產總值比重進行測量（sec，%）。產業結構的“綠色化”調整對我國現在經濟發展十分重要，目前政府還是會選擇采用補貼等方式促進地區產業發展［38］。

人力資本（l）:參照王鳳祥等［39］的做法，以各省市平均受教育年限表示，具體計算公式如下：其中分別表示各地區小學、初中、高中、大專及以上人口占總人口的比重。

對外開放度（FDI）：用FDI占GDP 的比重（FDI，%）表示。一方面，對外開放有利于吸收國外先進的“綠色技術”有助于推動我國各地區的綠色技術創新［40］。另一方面，技術的外溢效應可能并不能帶動本土地區創新能力的提高，主要還是依賴于當地的人力資本水平［41］。因此，對外開放對于綠色技術創新的影響并不確定。

技術進步（lnrd）:采用各地區研發機構從業人數（rd，人）測度。我國學者研究發現，綠色技術創新效率的提升需要研發人力的投入［42］。

就業情況（lnemploy）：選擇按三次產業劃分的地區就業人數（employ，萬人）測度。宋德軍研究表明技術創新通過自身關聯效應以及其他擴散效應可以擴大就業量，可以促進結構優化［43］。

4 實證結果與分析

4.1 空間相關性分析

在選擇空間面板模型估計之前，利用Moran'sI指數及其檢驗對我國綠色技術創新進行空間依賴性特征進行分析，基于地利經濟空間矩陣，表1 給出了Moran'sI指數及其統計檢驗結果。從表中可以看出，2004—2017 年間綠色技術創新的Moran'sI指數集中在0.07～0.118 之間波動，指數全部為正且通過了1%顯著性檢驗，因此可以認為我國各地區綠色技術創新存在正向空間依賴性。

表1 中國各地區綠色技術創新水平的Moran's I 指數

為了進一步分析我國各地區綠色技術創新在空間上的異質性，本文基于標準化地理經濟空間矩陣單尾檢驗，圖3 描繪了2017 年的綠色技術創新Moran'sI指數散點圖。

如圖3 所示，除四川、內蒙古、湖南、吉林、河南、江西和陜西省外，我國綠色技術創新水平呈現較強的空間相關性。具體來看，京津冀地區、東部沿海地區等處于第一象限，說明這些地區綠色技術創新呈現“高-高”聚集，而甘肅、青海、寧夏和新疆等地區處于第三象限，表明這些地區綠色技術創新呈現“低-低”聚集。綠色技術創新“高-高”和“低-低”這兩種分化，基本符合我國技術發展水平的空間分布布局，表明我國各地區綠色技術創新在地理空間分布上存在明顯的依賴性。

圖3 2017 年lnGTI 的Moran's I 散點圖

4.2 空間計量模型分析

4.2.1 空間面板選擇與設定

首先，采用計量軟件matlab-R2015b，對空間面板數據進行檢驗，以進行后續分析。檢驗包括混合OLS、空間固定效應、時間固定效應以及時空固定效應，檢驗結果如表2 所示。

表2 靜態面板數據模型相關檢驗結果

基于表2 的分析，根據Anselin［44］的研究方法，如果LM-error 比LM-lag 更加顯著，且R-LMerror 顯著，R-LMlag 不顯著，則說明空間誤差模型是合適的。但仍需對靜態空間杜賓模型進行分析，需要對模型進行Wald 檢驗和LR 檢驗判斷其是否可以簡化成空間滯后模型和空間誤差模型。測算得出的兩組Wald 值和LR 值均在1%的水平上均拒絕原假設，表明應建立空間杜賓模型。除此之外，本文還進行了Hausman 檢驗，p值為0.00，拒絕了隨機效應的假設。由表2 可知，時空固定模型中的擬合優度R2和Log-likelihood 值均比其他模型更優，且Sigma2最小，根據Elhorst［45］的研究，此時應建立時空固定效應的杜賓模型進行后續分析。

4.2.2 地區環保投資和城鎮化對綠色技術創新的影響判斷——對假說1 和假說2 的檢驗

從表3 中可以看出，考慮綠色技術創新一階滯后項的動態空間面板模型與普通面板和靜態面板模型相比，具有更好的擬合度，系數估計結果在符號和顯著性上基本一致，表現出一定的穩健性。此外，在動態空間杜賓模型中，綠色技術創新的一階滯后項顯著為正，空間溢出系數ρ顯著為正，表明該模型作為實證研究更具有解釋力。

由表3 的模型7 結果可知，綠色技術創新同時具有顯著的時間滯后效應和空間溢出效應。表明綠色技術創新在時間維度上具有較強的依賴性，該地區上一期技術創新如果呈現較高的水平，那么下一期的技術創新水平也可能繼續提升，這說明地區間的綠色技術創新是一個逐漸累積的過程［46］。進一步分析地區環保投資和城鎮化對綠色技術創新的空間影響，從模型7 中可以看出，在選取的樣本區間內，地區環保投資（lnEPI）顯著促進了綠色技術創新，環保投資越多表明地區政府對綠色技術創新越重視，研究結果和張江雪等［47］相一致，至此假設H1 得到驗證。城鎮化水平（urban）顯著推動了地區的綠色技術創新，表明城鎮化通過“集聚效應”，引入了大量先進的技術和創新要素，進而促進了綠色技術創新，此時假設2 得以驗證。此外，結構偏向指數（sec）、技術進步（lnrd）和就業情況（lnemploy）對綠色技術創新表現出顯著的正向作用，表明產業合理化、就業保障以及技術升級是促進我國不斷進行技術創新的發展動力。人力資本（l）對綠色技術創新表現出正向影響，但結果不顯著，這與邱兆林等［48］研究結果相同，表明目前我國仍需不斷提高人力資本，人力資本技術進步的源泉。對外開放程度（FDI）并未促進地區間綠色技術創新作用，這與外商投資抑制了本地區企業的創新能力有關，FDI會降低地區企業內部的生產成本，促使部分企業選擇跨國公司技術，削弱了自身創新能力，進而降低本地區的技術創新水平［49］。

為了更好地分析地區環保投資和城鎮化對綠色技術創新的空間影響，本文參照羅能生等［50］的做法，選取不同的權重矩陣（地理距離矩陣W1和經濟矩陣W2）進行相應的分析，結果見表4。在3 種不同的空間權重矩陣下，綠色技術創新的空間滯后項系數均顯著為正，且在經濟矩陣（W2）中估計結果更優，表明我國的綠色技術創新在經濟水平相近的地區存在溢出效應。此外，環保投資和城鎮化在不同空間權重矩陣下均有顯著效應，表明環保投資、城鎮化推動了本區域的綠色技術創新，其他控制變量對綠色技術創新的影響情況與上文一樣，佐證了檢驗分析結果的可靠性。

表3 地區環保投資和城鎮化對綠色技術創新的影響（W=W3）

表3 （續）

表4 地區環保投資和城鎮化對綠色技術創新的影響：基于不同空間權重

4.2.3 城鎮化的中介效應考察—對假說3 的檢驗

本節將綜合式（3）、式（7）和式（8）對假說3，即城鎮化是否作為地區環保投資影響綠色技術創新的中介變量進行實證檢驗，檢驗過程如上文所述，得到檢驗結果，如表5 所示。考慮了滯后項的動態空間杜賓模型的擬合效果比其他模型更優，再次表明了該模型的優越性。其估計結果顯示，式（8）中地區環保投資（lnEPI）顯著促進了城鎮化（urban）發展，這一結果在一定程度表明城鎮化可能是地區環保投資影響綠色技術創新的一個中介變量，換言之，地區環保投資可能通過影響城鎮化發展進而促進綠色技術創新，但仍需通過式（7）進行結果分析，得出嚴謹的支持。

由表5 最后一列可知，地區環保投資（lnEPI）在1%的水平下顯著為正，系數估計值為0.063，表明在不考慮城鎮化水平時，地區環保投資會正向推動綠色技術創新。根據中介效應檢驗步驟，綜合考慮式（3）、式（7）和式（8）的估計結果，地區環保投資的系數在3 個方程中均顯著為正，進一步證明了城鎮化是地區環保投資影響綠色技術創新的中介變量，假設3 得以驗證。

表5 基于綠色技術創新的城鎮化中介效應檢驗（W=W3）

為了確保結果的穩健性，本文采用創新程度指標代替綠色專利授權總量，通過借鑒王鋒正等［51］做法，采用工業企業新產品銷售收入與能源消耗總量比重（GPTI）作為衡量標準進行穩健性檢驗，回歸結果如表6 所示。對比表6 和表3 和表5 可以發現模型結果基本一致，從而表明本文的實證結果是穩健的，且城鎮化作為中介變量是地區環保投資影響綠色技術創新的重要渠道。此外，還報告了基于創新程度指標下的地區環保投資和城鎮化的空間溢出效應，基于空間經濟距離矩陣下，存在顯著的正向溢出效應，與前文結論相一致。

表6 中介效應的穩健性檢驗（W=W3）

表6 （續）

5 結論與政策啟示

本文采用動態空間計量模型和中介效應檢驗，考慮了城鎮化在地區環保投資影響綠色技術創新發展過程中起到了中介作用，利用2004—2017 年間中國30 個省市的面板數據進行實證研究，研究發現：地區環保投資、城鎮化水平均有助于提升綠色技術創新，并且二者存在顯著的空間溢出效應。此外，地區環保投資通過城鎮化能夠間接影響綠色技術創新，穩健性檢驗對此也進行了證實。

基于以上研究，本文得到以下啟示：（1）提升環保投資金額，促進地區綠色技術創新，綠色技術創新作為科技強國的重要部分，需要政府的強有力支撐，目前我國綠色技術創新水平仍處于起步階段，因此需要大大調動地區間的研發積極性，增強其研發能力。（2）促進城鎮化發展，最終實現“1+1＞2”的經濟效應。城鎮化可以促進綠色技術創新，并存在中介效應，因此政府在制定政策時需要考慮到二者之間的關系，充分發揮二者的融合作用。（3）保證產業結構合理化、提升地區間技術水平以及人力資本質量，減少對外貿易的依賴程度，在城鎮化建設進程中，多管齊下，不斷提升地區間綠色技術創新。

最后，本文通過研究發現，綠色技術創新和環保投資均存在顯著的空間溢出效應，從而證實了綠色技術創新需要地區間形成協同作用。在綠色技術創新方面，我國已經建立了綠色技術培養基地，布局在津京冀、珠三角、長江經濟帶等地區，不斷培育壯大綠色技術創新主體。因此，地區間應盡快開展綠色技術創新協同合作，爭取在環保投資和相關技術產業間有效對接，這樣才能更好推動我國綠色技術創新。