生態效率水平影響城市競爭力的空間溢出機制研究

李丹琪 龔思穎 通訊作者 戴 玲

（1、中山大學新華學院經濟與貿易學院 廣東廣州 510520；2、廣東財經大學文化創意與旅游學院 廣東廣州 510320；3、海南大學旅游學院 海南海口 570228）

問題的提出

改革開放以來，我國經濟發展取得重大成就，隨著經濟總量的快速增長，生態環保問題也日益受到重視，十八大、十九大均多次強調推進生態文明建設的重要性和戰略意義，特別是近幾年我國經濟由高速增長向高質量發展階段轉變，積極推進生態文明建設已成為各地區制定未來發展戰略不容忽視的重要部分。推進生態文明建設，其本質就是要減少環境污染、提高生態效率。然而，在推進生態文明建設過程中，高污染、高排放、高耗能企業環保治理成本大幅提升，有些企業甚至由于無法滿足生態環保要求而遷移（劉漢初等，2019），引起周邊城市環境污染加重，抑制周邊地區經濟發展。因此，本地區生態效率水平不僅影響本地區可持續發展，還可能通過空間溢出影響周邊城市發展和居民生活環境。因此，民眾難免有一些質疑的聲音。為釋疑解惑，對生態文明建設推進過程中可能出現的經濟增長陣痛現象進行科學詮釋，更有利于社會各層面在堅定推進生態文明建設、走綠色低碳發展道路上取得共識，引導全民參與。低生態效率是生態文明建設的瓶頸，制約著我國生態文明建設。尤其是在目前我國生態文明建設正處于關鍵期、攻堅期、窗口期 “三期疊加” 戰略調整階段的當下（李萌，2018），必須設法引導高效率地區發揮效率溢出的正向積極作用。評估生態文明建設對地方發展的影響作用有重大意義，探尋生態效率在城市之間空間溢出的途徑，引導其發揮正向溢出作用，才能積極改善和優化生態環境，吸引更多優勢資源為城市發展服務，進而提升城市綜合競爭力。本文從城市整體競爭力以及空間關聯的視角，選取生態效率指標對生態文明建設成效進行評估，并構建空間杜賓模型，既檢驗生態效率提高對本地城市競爭力的直接效應，還檢驗其對周邊城市競爭力的空間溢出效應，為回應民眾質疑以及探索城市間聯合推動生態文明建設提供具有說服力的依據。

關于生態效率與城市發展兩者之間的關系，目前的研究主要在于城市發展水平提升對本地生態效率變化的影響效應。如陳真玲（2016）發現，城市化水平提升顯著負向影響本地以及周邊城市生態效率水平。此外，也有少數學者研究城市生態效率提高對城市自身發展的影響效應。如李東方和楊柳青青（2018）研究發現城市生態效率存在空間溢出效應。綜上所述，目前已有研究成果大多關注城市發展對其生態效率的單向影響效應，鮮有學者研究城市生態效率提高對其競爭力的影響作用，進一步考慮其對周邊城市競爭力的空間溢出效應的相關研究則更為稀少。本文主要貢獻在于：第一，從城市競爭力提升的視角，探討城市生態效率水平提高對其綜合競爭力的影響效應；第二，從空間關聯的視角，探討城市生態效率水平提高對其周邊城市競爭力的空間溢出效應。

研究假說與計量模型

（一）理論分析及研究假說

生態效率是衡量一個地區生態文明建設狀況的重要指標。隨著地區生態文明建設工作的推進，當地經濟發展方式將加快轉變，經濟將保持可持續性高質量發展趨勢，城市生態環保將進一步改善提升，人與自然得以和諧共生，城市綜合競爭力將得到提升（楊繼瑞和楊蓉，2018）。此外，由于環境污染在地區間是可轉移的，這種轉移體現了地區間的外部性。本地區能夠通過提高環境規制門檻來促進本地區生態效率提升，其結果將導致污染活動向周邊環境規制門檻較低的區域轉移，其結果很可能導致周邊地區城市競爭力下降。因此，本文提出以下研究假說：

H1：本地生態效率提高顯著提升本地城市競爭力。

H2：本地生態效率提高顯著降低周邊城市競爭力。

H3：本地生態效率提高對本地及周邊城市競爭力的影響效應加總顯著為正。

（二）計量模型設定

由于城市競爭力受到地區環境質量以及經濟實力、基礎設施、城市規模等其他特征變量的影響，本文假定城市競爭力是環境質量和其他地區特征變量的函數，函數具體形式如式（1）所示：

其中，CPit表示城市競爭力指數；Eit表示地區環境質量，本文用城市生態效率指數來度量；Xit表示影響城市競爭力的其他地區特征變量。此外，因為生態效率對周邊城市的空間溢出效應是引起城市間經濟競爭策略性行為的一個不容忽視的重要因素，所以本文將在式（1）中引入生態效率空間溢出效應對這種策略性行為進行描述，此時，新的城市競爭力函數如式（2）所示：

其中，E* 表示城市生態效率空間溢出效應強度。根據上述模型，空間杜賓模型設定如式（3）所示：

其中，β1用來捕捉城市生態效率提高對本地城市競爭力的影響效應，θ1用來捕捉城市生態效率提高對周邊城市競爭力的空間溢出效應強度（李丹琪等，2020）；W為空間權重矩陣，本文構建171 個地級市的空間距離權重矩陣（用兩城市質心點距離的倒數來設置）和地理相鄰權重矩陣（兩地相鄰為1，反之為0），來刻畫城市間的空間關聯性。在實證分析過程中，本文將對上述權重矩陣進行標準化處理。

數據來源及變量選取

（一）數據來源

基于數據可得原則，本文選取我國171 個地級市作為研究樣本，覆蓋我國內地全部省、市、自治區，時間跨度為2010-2017 年，原始數據來源于2011-2018《中國城市統計年鑒》名卷以及各地級市統計年鑒和統計公報。

（二）變量選取及說明

本文被解釋變量為城市競爭力指數，核心解釋變量為城市生態效率指數，控制變量包括城市經濟發展水平、人力資本存量、科學技術水平、居民可獲得收入、公共服務配套、市容市貌等指標。其中，經濟發展水平用以2010年為基期的人均GDP 實際值來衡量；人力資本存量用普通高等院校在校學生人數來衡量；科學技術水平用科學研究、技術服務和地質勘查業城鎮單位年末從業人員占全市城鎮單位年末從業人員比重來衡量；居民可獲得收入用以2010 年為基期的在崗職工年平均實際工資額來衡量；公共服務配套用按照年末戶籍人口計算得到的每千人口醫院、衛生院床位數來衡量；市容市貌用綠地面積來衡量。上述控制變量均進行標準化處理，標準化處理后的變量指標說明及描述性統計如表1 所示。

實證結果分析

本文借助計量分析軟件Matlab 2016b，通過豪斯曼檢驗確定采用雙固定效應模型以及極大似然估計法進行回歸估計。為避免因內生性問題而導致的估計偏誤，本文采用核心解釋變量以及各控制變量的一階滯后項作為工具變量進行回歸。

（一）基準回歸結果及穩健性檢驗

使用地理距離權重矩陣進行基準回歸，回歸結果如表2 所示，結果表明：

表1 變量指標說明及描述性統計分析

表2 基準回歸結果

第一，用來捕捉城市間競爭力空間關聯性的估計系數ρ以及城市間生態效率空間關聯性的估計系數θ1均在統計意義上通過顯著性檢驗，表明用式（3）表示的空間計量模型既不會退化為空間自回歸模型，也不會退化為空間誤差模型，此時使用空間杜賓模型最為合適。

第二，在控制其他地區特征變量的前提下，本地生態效率提高對本地城市競爭力的影響作用為正，且在1% 的顯著性水平上通過顯著性檢驗，說明本地生態效率提高將促進本地城市競爭力提升，假說1 成立。出現這一結果的原因可能在于，隨著本地生態效率水平的提高，當地經濟發展方式加快轉變，城市生態環保狀況進一步改善，人與自然得以和諧共生，城市綜合競爭力得到提升。

第三，在控制其他地區特征變量的前提下，本地生態效率提高對周邊城市競爭力的影響作用為負，且在1% 的顯著性水平上通過顯著性檢驗，說明本地生態效率提高導致周邊城市競爭力下降，假說2 成立。出現這一結果的原因可能在于，本地既可以通過環保技術改造來實現生態效率的提高，也可以通過轉移污染企業的方式來實現生態效率的提高，這一部分污染企業轉移到周邊城市，導致周邊城市生態效率水平下滑，影響其城市競爭力的提升。

第四，在控制其他地區特征變化的前提下，本地生態效率提高對本地及周邊城市競爭力的總效應為正，且在1% 的顯著性水平上通過顯著性檢驗。說明從城市組團的角度上看，本地生態效率提高雖然會導致周邊城市競爭力下降，但是總體效應加總依然顯著為正，假說3 成立。本地生態效率對本地競爭力的提升效應超過對周邊城市競爭力的抑制效應，這為城市間補償機制的搭建提供現實基礎。

使用地理相鄰權重矩陣重新回歸，進行穩健性檢驗。回歸結果與表2 基本一致，基準回歸通過穩健性檢驗。

（二）分組異質性

參照國家統計局關于區域劃分的最新調整，本文將研究樣本劃分為東部、中部、西部和東北地區，采用地理距離權重矩陣分別進行回歸，回歸結果如表3 所示，結果表明：

第一，用來捕捉城市間競爭力空間關聯性的估計系數ρ以及城市間生態效率空間關聯性的估計系數θ1均在統計意義上通過顯著性檢驗，表明用式（3）表示的空間計量模型既不會退化為空間自回歸模型，也不會退化為空間誤差模型，此時使用空間杜賓模型最為合適。

第二，在控制其他地區特征變量的前提下，東部城市生態效率提高無論是對本地城市競爭力的影響作用，還是對周邊城市競爭力的影響作用均在統計意義上不顯著。從控制變量估計系數回歸結果來看，東部城市競爭力主要受人力資本和科學技術水平的影響，本地人力資本以及科學技術水平的提高將顯著促進本地及周邊城市競爭力的提升。出現這一結果的原因可能在于：東部城市大多已完成由要素驅動向創新驅動的轉變，并處于以科技創新為核心增長動力的高質量發展階段，此時人力資本、科學技術等方面的投入對城市競爭力的提升作用遠超生態效率提高所產生的影響。

第三，在控制其他地區特征變量的前提下，中部城市生態效率提高對本地城市競爭力影響作用為正，且在1%的顯著性水平上通過顯著性檢驗，對周邊城市競爭力影響作用為負，且在10% 的顯著性水平上通過顯著性檢驗。說明中部城市生態效率提高顯著促進本地城市競爭力提升，并顯著抑制周邊城市競爭力提升。這與基準回歸結果基本一致，出現這一結果的原因可能與基準回歸結果一樣。

第四，在控制其他地區特征變量的前提下，西部城市生態效率提高對本地城市競爭力影響作用為負，且在5%的顯著性水平上通過顯著性檢驗，對周邊城市競爭力影響作用為正，且在10% 的顯著性水平上通過顯著性檢驗。說明西部城市生態效率提高顯著抑制本地城市競爭力提升，并顯著促進周邊城市競爭力提升。出現這一結果的原因可能在于：首先，對于本地的影響作用來說，本地生態效率提高過程中，對城市競爭力存在兩種相互制衡的影響作用。一方面，城市生態環保狀況改善對城市競爭力帶來正向影響效應；另一方面，為提高生態效率而采取的企業環保技術改進以及 “三高” 企業轉移等，提高了本地環保治理成本，制約本地經濟增長，經濟增速減緩對城市競爭力帶來負向影響效應。西部城市大多經濟發展水平較低，生態效率提高過程導致的經濟增速減緩對其城市競爭力的負向影響效應可能超過城市生態環保狀況改善帶來的正向影響效應，最終導致城市競爭力下降。其次，對周邊城市的影響作用來說，本地生態效率提高過程中往往伴隨著轄區內污染企業向周邊城市的轉移，對周邊城市的影響效應是 “雙刃劍”，在為周邊城市帶來更多經濟發展機會的同時，也使當地生態環保狀況惡化。可能是因為污染企業帶來的經濟效益對于城市競爭力的影響作用占據主導地位，所以估計系數在統計平均意義上顯著為正。

表3 分地區回歸結果

第五，在控制其他地區特征變量的前提下，東北城市生態效率提高無論是對本地城市競爭力的影響作用，還是對周邊城市競爭力的影響作用均在統計意義上不顯著。與東部城市不同，東北城市各控制變量也幾乎都在統計意義上不顯著。原因可能在于，東北城市競爭力提升的重心目前仍主要在其自身體制機制改革創新以及民營企業市場活力的激活上，有待進一步深入研究和論證。

結論與啟示

（一）結論

本文使用我國171個地級市2010-2017年面板數據樣本，在使用考慮非期望產出和共同前沿面的超效率SBM 模型對各城市生產效率水平進行測算的基礎上，構建空間杜賓模型檢驗本地生態效率提高對本地及周邊城市競爭力的影響效應，并分東部、中部、西部和東北等地區進行分組異質性檢驗。實證結果表明：第一，本地生態效率提高顯著提升本地城市競爭力，雖然對周邊城市競爭力產生抑制效應，但從總體上顯著提升城市組團的競爭力；第二，東部地區和東北地區生態效率提升對本地及周邊城市競爭力的影響效應均不顯著，中部地區生態效率提高顯著促進本地城市競爭力提升并導致周邊城市競爭力下降，西部地區生態效率提高則導致本地城市競爭力下降并顯著提升周邊城市競爭力。

（二）啟示

基于上述研究成果，得到以下政策啟示：

運用城市組團方式形成生態文明建設合力。本地生態效率提高對周邊城市競爭力具有負向空間溢出效應，導致雖然本地受益于生態文明建設工作的推進而實現升級提升，但同時也對周邊城市造成損害，此時建立城市間經濟效益補償機制就顯得尤為重要。從城市組團的角度上看，本地生態效率提高所帶來的正向影響效應遠超其所帶來的負向影響效應，最終導致城市組團的總效應顯著為正，這為城市間經濟效益補償機制的建立提供現實基礎。生態文明建設不能是一蹴而就，也不能是單打獨斗，要加大力度建立健全城市間經濟效益補償機制，加快形成城市組團合力，達到整體局面的帕累托最優狀態。

因地制宜兼顧生態效率以及城市競爭力的提升。對于東部城市來說，相較于生態效率，科技創新驅動對于城市競爭力的提升更為關鍵，加快推進落實創新驅動戰略，是東部城市在短期內實現城市競爭力快速提升的重要方式。對于中部城市來說，在推進生態效率提高過程中，要兼顧其對周邊城市的負面影響，與周邊城市聯合建立生態文明建設互動協作體制機制，避免出現污染轉移導致整體城市競爭力下降的局面。對于西部城市來說，則要堅定推進生態文明建設的決心，同時積極向國家爭取更多傾向性財政資金補貼，在保障轄區內經濟發展水平不后退的前提下加快實現生態效率提升；對于東北城市來說，其自身城市競爭力的提升可能得依靠自身體制機制改革創新，打破固有利益格局，為經濟發展注入新的活力。