環境分權下科技創新與地區生態福利績效

程廣斌，王朝陽

（石河子大學 經濟與管理學院，新疆 石河子 832000）

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國經濟實現了跨越式發展，但負面問題接踵而來，自然資源逐漸枯竭、生態環境日益惡化均不利于人類福祉的改善，嚴重制約中國可持續發展的進程。在新發展理念下，經濟發展不等同于經濟繁榮，而是集經濟增長、環境保護、人類福利為一體的綜合性指標（藺鵬和孟娜娜，2020）［1］。因此，中國需盡快打破經濟發展瓶頸，以節約資源和環境保護為前提，以追求人民福利為目標，實現經濟、環境、社會協同并進。如何提高地區生態福利績效，實現經濟、環境、社會協調發展，已經成為學術界和政府關注的熱點問題。要素驅動的經濟發展方式已不再適應新發展需要，科技創新成為經濟發展的第一推動力。科技創新不僅可以緩解經濟發展與生態環境之間的矛盾，還可以提升人類福利水平，是實現可持續發展的主要動力（陳亮和哈戰榮，2018）［2］。中國已進入創新驅動發展階段，要提升地區生態福利績效，必須以扎實的創新能力為基礎。環境分權是中國具有的特色環境治理模式，中央政府將環境權力下放給地方政府，使得地方政府在環境治理方面具有一定的自主權。然而，在中央政府激勵和約束雙重制度下，地方政府因政績考核和官員晉升等因素，會導致一定程度的投資偏好和財政支出結構扭曲（李光龍和周云蕾，2019）［3］。因此，在中國特色環境分權背景下，科技創新能否成為地區生態福利績效的重要推動力？環境分權能否發揮科技創新對地區生態福利績效的驅動作用？環境分權的調節作用是否存在空間異質性和門檻效應？研究這些問題，對落實中國2030年可持續發展議程具有重要意義。

關于生態福利績效的研究可以分為三個階段，分別為早期階段、中期階段和現階段。①早期階段以Daly（1974）［4］為代表，他提出各國可持續發展水平可以通過衡量每消耗一單位自然資源所導致的社會福利水平進行度量，但在研究中并沒有給出具體的測算指標。②中期階段主要從理論上強調生態福利績效的必要性、基本內涵和遵循的原則。國內學者以諸大建和張帥（2014）［5］為代表，在早期研究基礎上首次定義生態福利績效，即將自然資源投入轉化為社會福利的能力提升，并采用HDI與生態足跡之比將指標量化。③現階段對生態福利績效的研究由理論研究逐漸轉為以數據為支撐的數理模型研究，研究范圍從國家層面（臧漫丹等，2013）［6］擴展到省級層面（鐘水映和馮英杰，2017）［7］和城市層面（朱遠和劉國平，2017）［8］；研究方法由比值法擴展到數據包絡法（龍亮軍等，2017）［9］；研究內容從生態福利績效測度擴展到指標分解（王圣云等，2020）［10］、影響因素（李成宇等，2019）［11］及空間效應（鄧遠建等，2020）［12］。

關于科技創新與生態福利績效關系的研究，大多學者從綠色發展角度展開分析。科技創新引領綠色發展，一方面為生產提供綠色技術，實現生產方式綠色化；另一方面倡導綠色消費理念，實現生活方式綠色化。將生產、生活、生態三者高度融合，成為實現經濟高質量發展的重要武器。黃娟（2016）基于“三生”視角，從理論方面論證科技創新的重要方向就是綠色發展，并從理念、機制和人才等方面探討了中國綠色創新的發展道路［13］。馮吉芳（2017）［14］通過構建綠色發展指標衡量地區生態福利績效水平，并從理論和實證兩方面分析綠色發展的創新驅動機制，進一步分析了創新與綠色發展的協同演化機理。滕堂偉等（2019）［15］從時間和空間兩個角度研究發現，長江經濟帶科技創新與綠色發展之間實現協調發展，兩者協調水平在時間上逐步上升，在空間上呈集群化分布。侯純光等（2017）［16］研究發現，科技創新與綠色發展在時間演變和空間分布上具有相似性，并進一步得出科技創新對綠色發展具有正向促進作用。李蘭冰等（2021）基于節能減排視角研究了中國城市層面綠色發展的技術創新賦能機制，研究發現，技術創新可顯著提升城市綠色發展，并進一步分析節能減排效應是技術創新促進城市綠色發展的重要機制［17］。

關于環境分權與生態福利績效的研究，多數學者單純從環境視角分析。一些學者支持環境集權，Burgess et al.（2012）［18］認為，中國現行的行政制度在很多方面給予地方政府較大的決定權，地方政府為了追逐自身利益，往往會降低地方環境標準，加劇地區逐底競爭，降低了環境政策的效率，最終導致環境污染嚴重。Boskovic（2015）［19］認為，環境污染具有外溢性特征，而環境管理權的不集中會導致環境污染內部化動力不足，進一步加劇了地方政府逐底競爭，最終導致環境權力下放到地方政府的無效性。另一些學者支持環境分權，白俊紅和聶亮（2017）［20］認為，環境權力下放會對地方政府的環境管理形成一種強而有力的約束，促進環境保護。Goelr et al.（2017）［21］認為，地區之間存在異質性，地方政府比中央政府擁有更好的信息優勢，可以高效率滿足公共偏好。Millimet（2008）［22］認為，環境分權會提高地方政府對環境保護的責任，在特定范圍內，地方政府制度的環境標準更具有一定的透明度，以便于公眾監督，進而帶動公眾的環境保護意識。此外，也有學者認為環境分權對地方政府環境管理程度和執法行為產生的影響不顯著，即使存在環境分權的污染外溢現象和搭便車行為，也并不能說明中央環境集權的效果要優于環境分權（Sigman，2005）［23］。

現有文獻圍繞生態福利績效測算、科技創新與綠色發展、環境分權與環境污染等方面進行了深入研究，然而仍存在一些不足：一是大多數學者集中在創新、環境分權與生態環境之間的研究，缺乏基于福祉視角擴展生態效率的實證研究；二是缺乏環境分權下科技創新對生態福利績效的影響研究。本文結合中國特色治理模式，以中國29個省份（不包括西藏、新疆和港澳臺地區）為研究對象，對地區綜合創新水平和生態福利績效進行測算，實證分析科技創新能否成為驅動地區生態福利績效提升的核心要素？科技創新驅動生態福利績效提升是否存在環境分權的調節效應？厘清中央與地方政府的環境治理和科技創新責任，提高人民福祉水平，促進地區實現可持續發展目標。

二、理論分析與研究假設

（一）科技創新與生態福利績效

只有弄清科技創新影響地區生態福利績效的內在機制，才能實現科技創新帶來的可持續發展目標。生態福利績效體現了一國或地區自然資源消耗向人類福祉轉化的能力，是經濟增長、環境保護和人類福利共同發力的結果，而科技創新作為經濟發展的核心因素，對地區生態福利績效的提升有著重要推動作用。從生產方式上看，一方面，實現了能源結構的轉變，利用技術進步發現可循環能源和清潔能源，代替傳統能源，減少能源消耗，為綠色生產提供堅實的基礎；另一方面，實現了產業結構的轉型，利用技術進步培育新興產業，在節能環保產業上不斷突破技術障礙，促使傳統高污染產業向高質量、高效率產業轉型。從生活方式上看，科技創新開拓了新的理念，利用技術進步不斷引導綠色消費，鼓勵綠色出行、綠色居住等，實現了文明健康的理想生活方式轉變（黃娟，2017）［13］。綜上，科技創新一方面促進企業生產向低污染、高附加值方向轉型，既增加了社會財富又實現了資源節約；另一方面深化綠色理念，助力全民綠色生活開啟新征程。因此，科技創新通過技術進步實現了生產和生活綠色化，促進地區生態福利績效的提高，實現地區可持續發展。

（二）環境分權、科技創新與生態福利績效

環境分權是一種特色環境管理方式，由中央政府向地方政府推行，將環境政策制定和實施的權利交由地方政府，地方政府成為環境保護的主要負責人。在產權界定明晰的前提下，環境具有兩大特征，一是排他性，二是可轉讓性。環境分權明確了地方政府的主體地位，環境分權下政府面臨的問責壓力加大，使得地方更致力于環境治理工作。然而，地區之間的環境污染問題存在密切聯系，環境污染具有較強的空間外溢性，地方政府在制定環境政策時往往忽略對其他地區環境污染帶來的影響，從而導致政策實施的無效率或低效率。另外，環境治理是一項投資規模大、周期長、見效慢的系統性工程，在中央政府和公眾需求雙重壓力下，地方政府會大幅度提高環境支出比例，在某種程度上對科技、教育、醫療等社會性支出產生擠出效應，不利于科技創新的產出，從而減緩經濟增長速度（傅勇和張晏，2007）［24］。基于以上分析，本文提出假設1、假設2。

H1：科技創新正向促進地區生態福利績效，是提升地區生態福利績效的關鍵因素；

H2：環境分權對科技創新驅動地區生態福利績效具有負向調節作用。

三、科技創新能力與生態福利績效的測度

（一）科技創新能力測度

創新是一種綜合能力，僅從某單一指標不足以全面評價中國各個區域的綜合創新水平。科技創新能否成為核心驅動力主要取決于三個方面：一是地區發展是否具備基本創新條件；二是從研發創新到產品生產，再到市場擴散，科技創新的整個過程是否通暢，這影響到科技創新成果是否實現了自身價值；三是是否具備有利的創新環境。為保證科學合理、全面評價地區科技創新能力，本文從以下三個方面構建科技創新綜合指標體系，具體見表1所列。

表1 科技創新綜合指標體系

均方差客觀賦權法是一種測算綜合指標常用的方法，并且可以在合成指標的過程中減少信息損失量，故本文采用該方法測算科技創新能力。表1中，采用大中型工業企業國內技術購買費用與國外技術引進費用之和來表示企業技術引進經費；選取私營企業就業人數占總就業人數之比來表示非國有經濟比重；選取私營企業占規模以上工業企業主營業務收入之比來表示非國有經濟總產值份額。本文以中國29個省份2005—2018年的數據為分析基礎，以上數據均來源于win數據庫、《中國勞動統計年鑒》、各省份《統計年鑒》以及《中國科技統計年鑒》。

（二）生態福利績效測度

本文將借鑒諸大建和張帥（2014）［5］的研究，通過比值法計算地區生態福利績效，采用人類發展指數（HDI）與人均生態足跡指數（AEF*）之比來表示，公式如下：

其中：EWP表示生態福利績效；HDI表示人類發展指數；AEF表示人均生態足跡，為保證計算結果準確性，AEF在計算過程中與HDI保持一致，進行無量綱化處理。人類發展指數采用《2010人類發展報告》中的計算方法，公式如下：

其中，平均受教育年限由各個階段的人口受教育年限的平均值而得，預期受教育年限由累加各個階段的毛入學率而得。由于部分數據缺失，本文在計算過程中將小學毛入學率默認為100%，2005—2010年初高中毛入學率由后幾年的數據擬合得到，高等教育毛入學率近似等于高中毛入學率，而預期壽命數據通過線性插值法得到。

本文借鑒王洪波（2013）［25］的研究，生態足跡（EF）以四種不同類型生態足跡之和來表示，其中：EF1表示污染生態足跡；EF2表示消費生態足跡；EF3表示水資源生態足跡；EF4表示生產生態消費足跡。具體計算公式如下：

式（4）中：d代表三種污染物（水、大氣、固體廢物）；Qd代表污染物排放量；γ為均衡因子，三種污染物均衡因子分別為0.05、0.37、3.91；Yd表示土地污染物吸收能力。式（5）中：j為化石能源種類；γb、γc分別代表化石能源、建筑用地均衡因子，取值為0.19和3.91；Cj和Ac分別代表化石能源和電能年消費量；Yj和Yc分別代表化石能源和電能全國平均生產力。式（6）中：e代表水資源；W為消費量；γe代表水資源均衡因子，取值5.19；P代表全國生產能力。式（7）中：k代表四種生產土地類型（耕地、林地、草地、水域）；n代表第k類生物質種數；γk代表四類土地均衡因子，取值為3.91、0.67、0.10、0.05；Yki、pki分別代表第k類土地第i種生物質平均生產力、年產量。

以上HDI和EF計算數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國林業統計年鑒》《中國農業統計年鑒》以及各地區教育統計公報和統計年鑒。

（三）測度結果

圖1展示了2005—2018年中國整體生態福利績效趨勢。由圖1可知，中國生態福利績效值整體呈上升趨勢，生態福利績效值自2005年的0.117上升至2018年的0.198，其中2005—2008年上升劇烈，2009—2011年上升趨于平穩，2012年有輕微下降，2013年以后又呈現平穩增長。黨的十八大以來，黨中央和國務院高度重視生態文明建設，對綠色發展和綠色生活制定重要方針政策，不斷釋放生態紅利。黨的十九大報告重新定義社會主要矛盾，并進一步指出現代化建設既要創造財富滿足生活需要，也要提供優質生態產品滿足生態環境需要。由此可見，中國近幾年以政策為引領，在人類福利上提升科教水平，完善社會保障體系；在生態治理上以綠色為底色，踐行綠色發展理念，從而使人類福利水平快速提高且自然消耗速度減慢，生態福利績效得以有效提升。

圖1 2005—2018年中國整體生態福利績效值

表2為中國29個省份2005—2018年科技創新能力和生態福利績效的平均值及排名。從科技創新能力看，東部地區高于全國平均值，而中西部地區均低于全國平均值，科技創新能力兩極化明顯，說明中國科技創新能力在東部地區形成增長極，中西部地區處于弱勢狀態。東部地區在創新資源、人力資本等方面優勢顯著，有利于激發創新活力，而中西部地區創新環境尚不成熟，既缺乏基礎設施等“硬件”建設，也缺乏制度保障等“軟件”措施，創新水平滯后。從生態福利績效看，高于全國平均水平的城市有8個，其中6個分布在東部地區，大多數中西部地區均低于全國平均水平。東部地區存在資本和技術優勢，經濟、科教和醫療實力雄厚，社會福利資源充足，生態福利績效水平遙遙領先；中部地區以能源和工業發展為主，經濟、科教和醫療條件較好，但因其工業結構不合理，以重工業為主的產業結構給生態環境帶來了破壞，降低了地區生態福利績效；西部地區經濟福利水平較低，雖存在自然資源優勢，但隨著資源依賴增強，生態環境問題日益嚴峻，在此雙重影響下，使得生態福利績效水平較低。整體來看，北京、上海、江蘇、廣東、浙江的科技創新能力在全國排名前五位，上海、浙江、北京、廣東、江蘇的生態福利績效在全國排名前五位，這些省市均分布在東部地區。因此，以上研究結果在一定程度上表明科技創新能力與生態福利績效具有一致性，一個地區的科技創新能力較強，意味著該地區也具有較高的生態福利績效。因此，為了更準確地考察科技創新能力與地區生態福利績效的關系，需進一步構建模型進行實證分析。

表2 各地區科技創新能力與生態福利績效排名

續表2

四、模型設計與實證分析

（一）空間杜賓模型

在知識溢出和人才流動效應下，科技創新活動具有明顯的“空間外溢”特征［26］。地區經濟的發展特征也并非孤立存在，與其他地區可能存在某種空間聯系，考慮地區科技創新和生態福利績效的空間外溢性，本文首先使用經濟距離權重的Moran'sI指數對核心變量進行空間自相關檢驗，其次建立空間計量模型，最后實證分析科技創新與生態福利績效的關系。空間計量模型有三種，其中空間杜賓模型（SDM）同時考慮了自變量與因變量之間的相關性，其估計結果比空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）更具解釋性。故本文采用空間杜賓模型，具體形式如下：

在模型（8）的基礎上，結合中國特色治理模式，繼續研究環境分權下科技創新與生態福利績效的關系，在現有模型上增加環境分權與科技創新的交互項，公式如下：

其中：i為地區；t為時間；ewp為生態福利績效；innov為科技創新能力；X為控制變量；ρ為空間自回歸系數；W為空間權重矩陣；α為截距項；u為隨機擾動項。

由于存在內生空間交互項產生的反饋效應，在Lesage（2009）［27］研究的基礎上，為了減少甚至避免空間杜賓模型在檢驗空間溢出效應時出現的偏誤，又將空間溢出效應分為直接效應、間接效應和總效應三個部分。具體計算公式如下：

其中，X′為模型中所要決定的變量。Y對X′求偏導的第k個變量的矩陣如下：

其中：直接效應（X對本地區Y的影響）由矩陣對角線的平均值計算而得；間接效應（X對周邊地區Y的影響）由矩陣非對角線的平均值計算而得；總效應（X對Y的總影響）由矩陣所有元素平均值計算而得。

（二）變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為生態福利績效（ewp），采用上文的比值法進行測度。

2.核心解釋變量

核心解釋變量有2個：①科技創新能力（innov），采用上文均方差權值法進行測度；②環境分權（ed），借鑒祁毓等（2014）［28］的計算方法，用地區人均環保人員數與全國人均環保人員數之比來衡量，并以（1-GDPit）/GDPi進行平減處理。為了確保環境分權變量以及實證結果的有效性和準確性，同樣參照祁毓等（2014）的做法，在進行穩健性檢驗時，本文還選擇了環境行政分權指標（ed1）和環境監測分權指標（ed2）作為環境分權變量的代理變量，計算方法與環境分權的測度一致。

3.控制變量

控制變量包括：①城市化水平（urban），采用城市常住人口占地區總人口比重衡量；②基礎設施水平（infra），采用每萬人公路長度衡量；③社會性支出（pub），采用社會保障和就業支出占財政支出比重衡量；④金融水平（fin），采用金融機構存貸款總額占GDP比重衡量。

主要變量的基本統計見表3所列。

表3 變量的描述性統計

（三）實證結果分析

1.科技創新和生態福利績效空間相關性的Moran'sI指數

Moran'sI指數的范圍介于-1和1之間，若該指數為正值，則表示各區域之間存在正相關的空間關系；若指數為負，則表示區域之間存在負相關的空間關系；若該指數為零，則表示區域之間不存在相關性。Moran'sI指數的計算公式如下：

其中：n=39；Y表示生態福利績效；Y為其平均值；s2表示Y的方差；W為空間權重矩陣。表4為2005—2018年中國29個省份科技創新能力和生態福利績效的Moran'sI指數。由表4可知，兩個變量的Moran'sI指數顯著為正，表明中國各地區創新能力和生態福利績效存在顯著的空間外溢性。

表4 科技創新能力和生態福利績效的Moran's I指數

2.空間杜賓模型估計結果與分析

利用空間杜賓模型對方程（8）和（9）進行估計，得到模型1和模型2，結果見表5所列。由表5可知，在模型1和模型2中，生態福利績效的空間滯后項系數ρ顯著不為0，且為正值，說明地區之間的生態福利績效并不是相互獨立的，存在相互依賴性。在此情況下，科技創新的回歸系數不能準確解釋地區生態福利績效的變化。基于此，本文利用空間杜賓模型的直接效應、間接效應和總效應對方程（8）和（9）進一步估計，得到模型3和模型4，結果見表6所列。

表5 空間面板杜賓模型估計結果

表6 空間效應分解

由表6模型3可知，對于核心解釋變量而言，科技創新對生態福利績效的直接效應、間接效應和總效應在1%水平下都顯著為正，說明科技創新是提升地區生態福利績效的關鍵因素，驗證了本文的H1。一方面，在技術進步和制度改革下，企業通過改變生產方式、降低能耗、生產綠色產品，實現經濟結構的高端化調整；另一方面，創新引領綠色消費，促進生活方式提升，推動生產綠色化和生活綠色化的融合，最終實現經濟、環境、社會的協調發展。此外，隨著信息技術的不斷傳播以及市場化水平的提高，相鄰地區可依托地理優勢，通過模仿和學習實現技術突破，進而推動地區產業功能升級，不斷增加地區生態福祉。因此，科技創新一旦在某地區產生，在外溢作用下不斷向周邊地區擴散，帶動了相鄰地區的生態福利績效。

在一系列控制變量中，城市化的直接效應、間接效應和總效應都顯著為負，說明城市化不利于地區生態福利績效的提高。一方面，城市規模擴大導致“擠出效應”大于“集聚效應”，大量人口在城市集聚，最終導致就業不足、基礎設施負荷過重、環境污染等負面效應，對地區生態福利績效產生不利影響；另一方面，本地區城市化“虹吸效應”的存在導致鄰近地區大量資本和人才流失，并向相鄰地區進行污染轉移，不利于鄰近地區的經濟發展和環境保護。基礎設施的直接效應顯著為正，間接效應顯著為負。基礎設施的改善提高了區域可達性，加快了區域間知識與技術的流動，創造了跨地區競爭環境，推動企業進行綠色創新，淘汰污染環境的落后企業，對人們的生活狀態和企業的生產方式都會產生積極影響；同樣，本地區基礎設施完備會對周邊地區經濟產生拉力，產生負向外溢性。社會性支出的直接效應顯著為正，間接效應為負，說明政府社會性財政支出的增加不僅可以提高居民生活質量，還可以加速人力資本積累，進而提升人們幸福指數［29］。金融發展水平的直接效應、間接效應和總效應都顯著為正，說明金融具有引導經濟資源優化配置等功能，能夠在極大程度上決定實體經濟發展方向，促使資本更多地流向綠色創新企業，同時也為經濟發展注入充足的市場活力［30］，有利于地區生態福利績效的提升。

對于交叉項而言，由模型4可知，環境分權的估計系數顯著為正，環境分權與科技創新交叉項的估計系數顯著為負。在環境分權下，一方面，各地方環保部門依據本地居民環境偏好的差異以及本地環境治理的實際情況等制定符合本地具體情況的環境保護政策，提高環境質量；另一方面，在權責明晰制下，地方政府環境治理的責任和壓力較大，中央政府構建了環境政策激勵和約束機制，同時，公眾對環境保護的偏好日益增加，使得地方政府對環境保護的關注和投入更多［31］。企業為了響應地方號召，在產品生產過程中不斷提高“環境合規成本”，對研發創新投入產生一定的“擠出效應”，不利于企業的技術進步，弱化了創新對生態福利績效的推動作用。因此，環境分權減弱了科技創新對地區生態福利績效的正向推動作用，驗證了本文的H2。

3.穩健性檢驗

（1）替換環境分權變量。為保證本文的結果更加穩健，將環境分權指標替換為環境行政分權（ed1）和環境監測分權（ed2）指標，對地區生態福利績效進行回歸，回歸結果見表7所列。由表7可知，科技創新對本地生態福利績效的估計結果顯著為正，環境行政分權、環境監測分權分別與科技創新的交叉項對本地生態福利績效的估計結果均顯著為負，表明科技創新有利于地區生態福利績效提升，科技創新對生態福利績效的促進作用會隨著環境分權程度的加劇而降低。替換環境分權指標后，與前文估計結果基本保持一致，說明了本文回歸結果的穩健可靠性。

表7 替換環境分權指標的穩健性檢驗

（2）科技創新滯后一期。科技創新從投入到產出經歷的時間較長，對地區生態福利績效的影響可能存在滯后性。基于此，為保證估計結果穩健，本文將核心解釋變量科技創新滯后一期（L.innov），對地區生態福利績效進行分析，回歸結果見表8所列。由表8可知，科技創新對本地生態福利績效的估計系數顯著為正，環境分權與科技創新的交互項對本地生態福利績效的估計系數顯著為負，與前文估計回歸結果基本保持一致，進一步驗證了本文回歸結果的穩健可靠性。

表8 科技創新滯后一期的回歸結果

五、進一步分析

（一）地區異質性檢驗

鑒于地區間環境分權水平和科技創新能力存在較大差異，有必要對環境分權下科技創新對生態福利績效的影響進行異質性檢驗，結果見表9所列。由表9可知，對于東部地區，在1%顯著水平下，科技創新驅動本地區生態福利績效提升，環境分權負向調節科技創新對本地生態福利績效的正向驅動作用，表明科技創新是提升東部地區生態福利績效的關鍵因素，但會隨著環境分權程度的加大而逐漸減弱；對于中西部地區，科技創新對本地生態福利績效的估計結果在10%水平下顯著為正，科技創新與環境分權交互項對本地生態福利績效的估計結果為正，但不顯著，表明中西部地區環境分權對科技創新驅動生態福利績效的調節作用不明顯。主要是因為中西部地區缺乏產品研發積極性，研發投入不高，科技創新能力低，環境治理成本的增加對研發投入的擠出效應影響較小。

表9 地區異質性回歸結果

（二）門檻效應檢驗

上文分析環境分權存在負向調節作用，那么對于不同程度的環境分權，科技創新對地區生態福利績效的作用如何？是否存在環境分權門檻效應？只有打開中間環節才能深刻認識科技創新對地區生態福利績效的影響。Hansen（1999）［32］在傳統門檻模型的基礎上克服其缺點，在模型中建立了未知門檻值作為變量，形成了非連續函數，檢驗是否存在“門檻效應”，并有效估計模型參數值。為了弄清科技創新影響生態福利績效的中心環節，本文選取環境分權、環境行政分權及環境監測分權三個分權指標作為門檻變量，分別建立門限面板數據模型。

其中：edi分別代表環境分權、環境行政分權以及環境監測分權；I（g）為指標函數；λ1，λ2，…，λn為模型估計的門檻值。

根據上述模型，本文首先檢驗不同環境分權下門檻值效應的存在性，見表10所列。再采用Hansen三步法確定變量的門檻值和參數估計，見表11所列。由表10可知，在1%的顯著水平下，科技創新對地區生態福利績效存在環境分權單門檻效應；在1%的顯著水平下，科技創新對地區生態福利績效存在環境行政分權單門檻效應；在5%顯著水平下，科技創新對地區生態福利績效存在環境監測分權雙門檻效應。由表11可知，當環境分權小于1.214 3時，科技創新對生態福利績效的估計系數為0.302 6；當環境分權大于1.214 3時，科技創新對生態福利績效的估計系數下降到0.195 3，顯著性水平也在下降（t值由5.58下降到3.45）。當環境行政分權小于2.602 7時，科技創新對生態福利績效的估計系數為0.253 7；當環境行政分權大于2.602 7時，科技創新對生態福利績效的估計系數下降到0.188 0，顯著性水平也在下降（t值由4.13下降到2.90）。當環境監測分權小于3.561 7時，科技創新對生態福利績效的估計系數為0.232 5（t=4.04）；當環境監測分權介于3.561 7～6.360 2時，科技創新對生態福利績效的估計系數下降到0.149 8（t=2.28）；當環境監測分權大于6.360 2時，科技創新對生態福利績效的估計系數下降到0.029 4（t=0.44），且不再顯著。因此，由門檻估計結果可得，科技創新只有在合適的環境分權水平下，才能積極推動地區生態福利績效，進一步驗證了H2。

表10 門檻效應估計與檢驗結果

表11 門檻值及參數估計

六、結論與政策建議

實現經濟增長、生態保護、民生福祉協調發展，必須要以堅實的科技創新能力為基礎。本文基于2005—2018年中國29個省份數據，采用均方差權值法和比值法測算地區科技創新能力和生態福利績效，從理論和實證兩方面研究環境分權下科技創新與地區生態福利績效的關系。研究發現：①各地區科技創新能力和生態福利績效差距較大，東部大多地區科技創新能力和生態福利績效高于全國均值，而中西部地區科技創新能力和生態福利績效低于全國均值；②科技創新能顯著提升地區生態福利績效，環境分權與科技創新之間存在交互效應，環境分權負向調節科技創新對地區生態福利績效的正向推動作用；③環境分權對科技創新驅動地區生態福利績效的調節作用存在空間異質性和門檻效應，東部地區環境分權負向調節作用顯著，中西部地區環境分權調節作用不顯著，科技創新對地區生態福利績效的驅動作用隨著環境分權程度的增大而逐漸減弱。由此可見，提升地區生態福利績效，既要完善地區科技創新體系，又要采取合適的環境分權管理方式。

第一，推進人類福利提升和資源節約雙贏模式。各地區應積極響應國家綠色發展政策，培育新業態新模式以促進綠色可持續發展，提高自然資源消耗帶來的人類福利產出效率［33］。在中國生態福利績效“東強、中西弱”的局面下，各地區應結合自身特點，瞄準“滯增”痛點，尋找綠色發展新路徑。東部地區依托資本和技術優勢，加大資源開發類技術創新投入，大力開發新能源產業，實現生產方式和生活方式綠色化；中西部地區應擺脫自然資源依賴困境，制定資源節約和循環利用的稅收優惠政策，對高污染產業加強監管，形成倒逼機制，從而加快產業轉型升級，推動產業鏈向中高端邁進。

第二，充分發揮科技創新對地區生態福利績效的正向驅動作用。在“創新中尋找出路”，是中國實現經濟、環境、社會協調發展的唯一選擇。積極發揮政府引導作用，明確科技創新兩大任務：一是強化科技創新對綠色發展的驅動作用，解決經濟發展中的環境污染問題，加快產業轉型升級，逐步實現生產過程清潔化和產業結構綠色化；二是加強科技創新的轉化利用，推動創新成果市場化，建立科技創新激勵與約束機制，加快實現社會福利最大化。此外，優化創新資源配置，實現資本、人才、技術等創新資源在不同地區的充分流動，最大限度發揮要素流動過程中的空間溢出效應，進而促進各地區生態福利績效的協同提升。

第三，厘清政府的環境治理與科技創新責任。要合理引導地方政府偏好，優化地區環境治理支出與科技創新支出結構，減輕環境支出對科技創新投入的壓力，將壓力轉化為動力，提升地區科技創新效率。推進中央和地方有關環境保護方面事權和管理權的合理劃分，把握適度的環境分權水平。

第四，科技創新驅動地區生態福利績效的政策制定需因地制宜。東部地區要充分發揮科技創新對生態福利績效的推動作用，可適當降低環境分權程度，一方面加快東部地區在創新引領上的突破，實現創新量變到質變的轉換；另一方面提升地區環保政策的執行能力，對地方環保機構的垂直管理進行本質性改革。中西部地區要進一步加大科技創新投入，既要夯實創新的物質技術基礎，也要健全創新激勵制度，不斷激活創新活力。