城市經濟高質量發展研究

周亞雄，郭樹龍

摘要：環境治理與經濟高質量發展是中國城市發展面臨的兩大挑戰。基于新經濟地理模型，在空間視域研究環境規制與技術創新對經濟高質量發展的內在影響機制，并運用中國城市與城市群樣本在時空動態SDM模型中進行實證檢驗。研究表明：城市經濟高質量發展具有空間溢出效應與時間慣性效應;環境規制與技術創新主要通過直接效應對城市經濟高質量發展發揮促進作用，技術創新具有傳導機制。在城市群樣本下技術創新對經濟高質量發展存在顯著推動作用，但尚未發揮傳導作用。

關鍵詞：環境規制;技術創新;城市經濟高質量發展;新經濟地理學

中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A文章編號：1007-2101（2022）04-0065-10

一、引言與文獻梳理

城市是中國經濟發展最重要的載體，2020年中國城鎮人口比重達到63.89%，297個地級及以上城市GDP占全國的96.46%、專利授權數占全國的97.24%。與此同時，環境污染已成為制約城市發展的頑疾，2015—2020年城鎮環境基礎設施建設投資占全國環境污染治理投資總額的比重為60%左右①。在中國環境污染已成為城市可持續發展的主要挑戰之一[1]，通過環境規制處理好城市經濟高質量發展與環境污染之間的矛盾是當前迫切需要解決的現實難題。

通常認為環境污染與經濟增長之間存在環境庫茲涅茨曲線[2]，早期研究大多認為環境規制不利于經濟增長，會給企業施加額外的減排和治污成本、侵蝕企業生產性資源、降低生產率和市場競爭力[3]。20世紀90年代以來，雙重紅利假說、波特假說等理論打開了新的研究視野[4-5]。但在實證研究上學者們的意見并不一致，Lorentzen等認為國有經濟比重會影響環境規制的就業增長效應[6]，Kilimani則認為在稅收中性條件下，環境規制能實現雙重紅利[7]。雖然一些學者認可技術創新能夠降低或完全彌補環境規制對經濟增長的影響[8]，但也意識到技術創新的影響可能是非線性的[9]。

近年來國內學者從國家、區域、產業與企業等不同層面關注環境規制與經濟高質量發展的關系。吳士煒等認為環境稅費與政府補貼相結合能夠提升區域經濟高質量發展[10]。郭然等從產業層面提出環境規制在生產性服務業集聚提升制造業發展質量過程中起到了積極強化作用[11]。郭濤等認為環境規制通過倒逼技術創新與糾正資源錯配促進企業高質量發展，且存在非線性門檻效應[12]。

總體來看，學者們主要從環境規制影響經濟高質量發展的內在機理、環境規制與其他要素組合對經濟高質量發展的政策效果等方面提供了豐富的研究成果。但仍存在以下局限：（1）空間要素關注不足，在城市層面環境規制政策不但與本地區環境與經濟狀況相關，而且與其他城市在空間上關聯;（2）環境規制、技術創新影響經濟高質量發展的計量實證研究較多，而從經濟理論與數理邏輯上嚴謹推演的較少。本文可能的邊際貢獻在于：（1）構建了含有環境規制與技術創新的新經濟地理學模型，從污染減排與社會總福利改進視角分析環境規制與技術創新對城市經濟高質量影響的傳導機制。（2）構建了時空動態空間杜賓模型，以盡可能消除內生性導致的參數估計偏誤，并在中國城市與城市群層面進行實證研究。

二、模型推理與研究假說構建

本文試圖在Forslid和Ottaviano模型框架下建立環境規制與技術創新對經濟高質量發展內在影響機制的新經濟地理模型[13]。

（一）基本假定

假設經濟社會有A、B兩個城市，工業M和農業F兩個部門，資本K和勞動L兩種生產要素。勞動無差異且只在生產部門間流動，資本由所有勞動者平均持有且可在城市間自由流動。兩城市初始的勞動與資本分別為L、L*、K、K*②，總勞動與總資本為Lw=1、Kw=1。農業部門在完全競爭市場條件下用勞動生產無差異、無交易成本的農產品，以農產品為計價物（pF=1）。工業部門在Dixit-Stiglitz框架下使用勞動與資本兩種要素生產差異化工業品;城市間工業品交易存在冰山成本τ。

城市A的工業生產對城市B存在污染負外部性。為治理污染，政府對污染企業實施環保稅等經濟規制措施，并將環境規制收入用于技術創新以降低污染外部性。若環境規制政策能在降低污染的同時，至少使全社會的總福利水平不下降，則認為該政策對經濟高質量發展具有帕累托改進效果。

（二）消費者行為與需求函數決定

假定代表性消費者的效用函數為：

maxU=CμMC1-μF

s.t.pFCF+PMCM=y（1）

其中，CF為農產品消費量，CM=（∫n0c（σ-1）/σidi）σ/（σ-1）為工業品組合的CES函數，σ>1為工業品替代彈性;PM=（∫n0p（1-σ）idi）1/（1-σ）為工業品價格指數，pi為工業品i的價格;μ∈（0，1）為工業品支出份額，1-μ為農產品支出份額;y為消費者收入。由拉格朗日函數法可得工業品i的需求函數為：

ci=μy（PM）σ-1p-σi（2）

（三）農產品市場與勞動工資的決定

在完全競爭的農業市場中，城市A單位勞動生產1單位農產品，勞動工資為wF=1。受污染外部性影響，城市B單位勞動生產1/e單位農產品，勞動工資為w*F=1/e，其中e=（1+n）γ≥1為城市A向城市B排放的污染，n為城市A生產的工業品種類數，γ≥0為污染強度系數，γ和n越大，城市A的污染外部性越大。

（四）工業廠商成本與價格決定

設城市A工業廠商成本函數為TCm=π+αxwF，π為資本報酬，x為產量，α=（σ-1）/σ為可變成本，從而產品出廠價格為p1=1，城市A的產品在城市B的出售價格為p*1=τ。受污染外部性影響，城市B工業生產成本函數為TCm=（π+αx*w*F）e，π*、x*為資本報酬與產量，從而產品出廠價格為p*2=1，城市B的產品在城市A的出售價格為p2=τ。由Pm的公式可得城市A、B工業品價格指數為（PM）1-σ=Δ、（P*M）1-σ=Δ*，其中Δ=n+n*φ、Δ*=nφ+n*，φ=τ（1-σ）∈[0，1]為貿易自由度。

（五）環境規制與技術創新的污染治理措施

根據污染強度系數對城市A的廠商資本收益按比率γ·t征收污染治理費，其中t∈[0，1]為環境規制強度系數，城市A的資本收益為（1-γt）π，污染治理收費總額為T=γtπn。

污染治理收費全部用于污染企業降低污染排放的技術創新，從而污染強度系數γ=0γ>0，其中γ-為沒有技術創新時的最大污染強度，β≥0為技術進步率， β越大則技術進步率越高。

（六）廠商產量與資本收益的決定

壟斷競爭市場中企業超額利潤為0，即TR-TC=0，其中TR=px，可得資本收益：

π=be×

Δ*Le+ΔL*φ+bn*L*K（1-φ2）（1-e）ΔΔ*-b[n*（KΔ*φ+K*Δ）+（1-γt）n（KΔ*+K*Δφ）]

π*=be×

Δ*Lφ+ΔL*/e+bnLK*（1-φ2）（1-γt）（1-1/e）ΔΔ*-b[n*（KΔ*φ+K*Δ）+（1-γt）n（KΔ*+K*Δφ）]（3）

（七）長期均衡與數值模擬分析

長期資本向收益最高的城市流動，于是有長期均衡條件：

（1-γt）π=π*0<sn<1

（1-γt）π>π*sn=1

（1-γt）π<π*sn=0（4）

其中，sn為城市A的產業份額。用實際收入界定福利水平：

Ω=E/P

Ω*=E*/P*

Ωw=Ω+Ω*（5）

其中P、P*、E、E*、Ω、Ω*分別為城市A與B的總價格指數、總收益與福利。參照安虎森等[14]的方法得到數值模擬圖1，其中（A）、（C）、（E）圖的縱軸為社會總福利Ωw，（B）、（D）、（F）圖的縱軸為污染外部性e。

圖1中（A）、（B）分別模擬了在無環境規制與技術創新時γ對Ωw和e的影響。總體來看，隨著γ增加，Ωw趨于遞減而e趨于增加。就γ和e的關系而言，由e=（1+n）γ可知，γ增加將導致e增加。一方面，e增加使w*F=1/e減少，進而降低E*與Ω*;另一方面，e增加使城市B廠商的固定成本增加，在無治理的均衡條件下導致企業向城市A轉移，進一步增加城市B的污染外部性，致使Ωw減少。這表明污染排放強度增加將增加污染外部性，進而降低社會福利與經濟高質量發展水平。圖1中（C）、（D）分別模擬了無技術創新時t對Ωw和e的影響。從該圖中可見，隨著t增加Ωw趨于遞增而e趨于遞減。這是因為對于既定的γ>0，t增加將使單位資本在城市A的收益減少，從而使工業企業由城市A向城市B遷移，e趨于減少。對城市B來說，e減少會使w*F增加;同時，工業企業的固定成本減少，從而經濟產出增加、Ωw增加。同時從圖1中（C）、（D）可見，γ越大e越大而Ωw越小，這與圖1中（A）、（B）的結論是一致的。由此可得如下研究假設：

H1： 以降低污染排放為目標的環境規制能夠提升城市經濟高質量發展水平。

圖1中（E）、（F）分別模型了β對Ωw和e的影響。從該圖中可見，隨著β增加Ωw趨于遞增而e趨于遞減，這是因為β增加使單位產出的污染排放量減少，從而城市A的污染外部性降低。與圖1中（C）、（D）影響機理不同的是，t增加通過使城市A的工業企業數量減少而降低e，β增加通過城市A工業企業的污染排放強度而降低e。對城市A來說，β增加使γ減少，從而降低企業的污染治理費、增加單位資本收益，將使產業向城市A遷移、Ω增加。對城市B來說，e減少一方面使w*F增加，另一方面工業企業所承受的污染外部性下降、固定成本減少從而Ω*增加，最終使Ωw增加。由此可得如下研究假設：

H2： 環境規制能激發企業技術創新;技術創新與環境規制的雙重作用能提升城市經濟高質量發展水平。

三、計量模型構建與變量說明

（一）計量模型構建

理論研究表明，環境規制與技術創新能夠共同促進城市經濟高質量發展;同時城市在地理上處于空間經濟關聯狀態，因此借鑒任亞運等的方法構建時空動態空間杜賓（SDM）模型[15]：

HQit=ρ1W×HQit+ρ2HQi，t-1+ρ3W×HQi，t-1+α1ERit+α2W×ERit+β1TEit+β2W×TEit+φZit+μit（6）

其中，HQ為城市經濟高質量發展指數，ER為環境規制強度指數，TE為技術創新，Z為控制變量，W為空間權重矩陣，μ為殘差項，i為城市，t為年份，ρ、α、β、φ等均為系數。

（二）變量說明

1.被解釋變量：城市經濟高質量發展指數（HQ）。構建表1所示的城市經濟高質量發展指標體系[16]，用縱橫向拉開檔次法計算HQ[17]。計算步驟為：（1）在樣本期內對指標進行無量綱化處理，在相同時間內進行標準化處理，對污染排放等負向指標取倒數。（2）構建指標的截面矩陣，求每個截面矩陣的對稱陣，并求所有對稱陣的和矩陣H，矩陣H的最大特征值對應的特征向量即為權重。（3）計算HQ并進行平移擴大處理。

2.核心解釋變量。環境規制（ER）：現有研究對環境規制指標的選擇主要有單一污染排放法[18]，污染治理投入與運行費用、排污收費等費用支出法[19]，用多項指標構建指數法[20]。本文采用工業廢水、工業二氧化硫、工業煙粉塵排放量計算環境規制強度指數ER，ER值越大則環境規制強度越大[21]。技術創新（TE）：現有研究主要從研發投入[22]、知識存量[23]等視角度量技術創新。本文認為在城市層面，政府支持一方面能夠直接獲得技術產出，另一方面能夠營造良好的研發氛圍并鼓勵企業進行更多的技術創新。因此，用科學事業費支出與財政支出的比值表達技術創新能力[24]。

3. 控制變量。財政支持（fina）：用財政支出占GDP的比重表示[25]。工業固定資產（fix）：用規模以上工業企業固定資產合計表示[21]。收入水平（wage）：用各城市職工平均工資表示[26]。基礎設施（base）：選取年末實有城市道路面積、年末實有公共汽（電）車營運車輛數、全年公共汽（電）車客運總量、年末實有出租汽車數4項指標，運用等權法計算城市基礎設施指數。

（三）數據來源與單位根檢驗

選取2011—2020年數據資料較全的我國內地268個地級以上城市為研究對象，數據來源于2012—2021年《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》，所有經濟類指標調整為以2011年為基期的數值。變量的統計性描述如表2所示。

對各變量分別采用HT和IPS方法進行面板單位根檢驗 ，結果表明所有變量的P值均在5%水平上拒絕面板單位根的原假設，說明變量均是平穩的。

（四）空間權重矩陣

地理相鄰空間權重矩陣：

WCij=1i≠j且i與j相鄰

0i=j或i與j不相鄰

地理距離空間權重矩陣：

WDij=1/diji≠j且dij≤800km

0i=j或且dij>800km

其中dij為城市i、j的地理球面距離，當dij>800km時WDij取0[27]。

WC、WD均采用行標準化處理。本文檢驗了被解釋變量與核心解釋變量在樣本期內的Moran I指數及其P值，結果顯示Moran I指數均在5%水平上顯著大于0。

四、計量回歸及結果分析

（一）模型篩選與檢驗

1.選擇面板模型類型。對于混合效應與面板固定效應模型構建F統計量進行識別，對于面板固定效應與隨機效應用Hausman方法檢驗，經檢驗選擇時點個體雙固定效應模型。

2.空間計量模型選擇。（1）混合效應回歸，對殘差進行Moran I指數檢驗，結果表明在WC、WD下Moran I指數顯著為正，說明殘差中存在未被考慮的空間相關性，需要選擇空間計量模型。（2）進行LM檢驗、LR檢驗、Wald檢驗，LM檢驗表明面板計量模型中存在空間效應，應該選擇SDM模型;LR對靜態與動態模型的檢驗，結果表明模型中含有時空動態效應;Wald檢驗是從SDM到空間自回歸（SAR）與空間誤差（SEM）的反向退化檢驗，結果顯示SDM模型優于SAR與SEM模型。

3.可能的內生性問題。創新是經濟高質量發展的重要特征，一方面技術創新顯然有利于經濟高質量發展，另一方面經濟高質量發展能夠營造有利于推動技術創新的社會環境。同時，經濟高質量發展是涉及創新、協調、綠色、開放、共享等的全面發展，模型中解釋變量也難以窮盡。對此，本文認為時空動態空間模型在一定程度上可以消除內生性影響，一是被解釋變量在時間上具有關聯性，其滯后項是較好的工具變量;二是被解釋變量滯后一期的空間效應，是周邊城市上期的被解釋變量對本城市被解釋變量的影響;三是被解釋變量與解釋變量的空間滯后項，考慮了當期的空間溢出效應，進一步消除了未考慮到的因素的影響。

（二）總樣本回歸結果分析

對公式（6）進行普通面板和靜態SDM、時空動態SDM模型的時點個體雙固定面板回歸，回歸結果如表3所示。

從空間關系來看，W×HQ的系數均顯著為正，說明城市經濟高質量發展水平具有顯著的空間溢出效應，即城市經濟高質量發展對周邊城市存在正向促進作用，同時也受到來自周邊城市的正向影響。HQi，t-1的系數均顯著為正，說明城市經濟高質量發展水平在時間上具有慣性效應。W×HQi，t-1的系數顯著為負，表明城市經濟高質量發展水平存在跨期空間競爭效應。

從影響效應來看，ER與TE的系數均顯著為正，這說明環境規制與技術創新對城市經濟高質量發展具有正向促進作用，這與研究假設1和假設2是一致的，也與我國的政策實踐相同。黨的十九大報告指出要構建政府主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的現代環境治理體系，經濟調控政策從成本上形成了企業污染減排的動力，公眾參與手段通過全社會力量督促企業污染減排。科技創新已成為新時代的主題詞，2016—2020年全國R&D經費支出由15 676億元增加到24 393億元，專利申請數由3464萬件增加到5194萬件。因此，政府有效的環境規制與科技創新政策成為城市經濟高質量發展的重要保障。

表4為表3中（2）—（5）列模型的空間效應分解，ER和TE的系數在短期和長期直接效應下均顯著為正，但在短期和長期間接效應下不顯著，這表明環境規制與技術創新對城市經濟高質量發展的影響可以通過直接效應實現，即本地區嚴格的環境規制與技術創新對本地區經濟高質量發展具有正向促進作用。

（三）傳導機制分析

理論模型表明技術創新是環境規制影響城市經濟高質量發展的潛在傳導路徑，因此構建傳導機制的時空動態SDM模型：

TEit=ρ1W×TEit+ρ2TEi，t-1+ρ3W×TEi，t-1+α1ERit+α2W×ERit+φZit+μit（7）

回歸結果如表5所示。

從空間關系來看，W×TE的系數均為正，且在靜態模型下顯著，這說明在城市層面技術創新具有較好的空間溢出效應。從傳導機制來看，ER的系數均為正，且除模型（5）外，在其他模型中均顯著，即總體來看，環境規制的確能夠促進技術創新。這表明技術創新在環境規制提升經濟高質量發展水平間具有中介傳導作用，這也驗證了假設2的結論。

（四）城市群異質性分析

本文選取長三角、京津冀、珠三角、中原、長江中游、成渝、山東半島、海峽西岸等8個發展水平較高的城市群為研究對象，分別以公式（6）和（7）為模型，用WD進行時空動態SDM模型回歸，結果如表6所示。

從影響效應來看，表6中模型（1）—（8）ER的系數在京津冀城市群、中原城市群、山東半島城市群顯著為正，而在其他城市群均不顯著，這主要因為這3個城市群在地理上相對接近，且均位于我國北方霧霾等污染比較嚴重的區域，政府的環境規制力度較大;而其他城市群ER的系數均不顯著，說明在其他城市群環境規制還沒有形成城市經濟高質量發展的推動力。TE的系數均顯著為正，說明這8大城市群均具有顯著的技術創新推動經濟高質量發展的特征，這主要因為黨的十八以來國家將技術創新提高到了前所未有的高度，8大城市群代表了中國經濟水平最高、技術創新最活躍的區域。表6中模型（9）—（16）ER的系數除在長三角和珠三角城市群顯著為正外，在其他城市群均不顯著，這可能是因為長三角和珠三角城市群市場化水平較高，并且依靠沿海優勢與國際市場緊密相連，從而企業對價格與成本更為敏感，環境規制導致的生產運營成本增加會倒逼企業進行技術創新;而其他城市群的整體經濟發展與市場化水平比長三角和珠三角城市群低，企業對環境規制導致的成本增加也不夠敏感，同時技術創新的環境與要素資源相對不足，技術創新仍然需要政府推動來實現。

五、穩健性分析

為檢驗結果的穩健性，本文對樣本量、時期與變量進行了調整。一是為增強城市樣本的可比性，去掉了北京、上海、天津、重慶4個直轄市與孤島城市，形成了252個城市樣本。二是考慮到黨的十八以來中央政府對環境問題前所未有的重視，并從2015年以來逐步出臺了史上最嚴格的新環保法、環境督查風暴等環境規制政策，本文將研究期間調整為2015—2020年。三是用科學事業費支出與GDP的比值表達技術創新能力，并對變量進行1%縮尾處理。對公式（6）和（7）回歸，結果如表7所示。

表7中模型（1）—（5）ER、TE的系數均顯著為正，表明環境規制與技術創新均對城市經濟高質量發展存在正向促進效應;模型（6）—（10）ER的系數在普通面板、靜態SDM中顯著為正，說明環境規制對技術創新具有促進作用，技術創新在環境規制推動經濟高質量發展中具有傳導作用。這些結果與前文的結論是一致的，說明回歸結果具有較好的穩健性。

六、結論與政策建議

本文在新經濟地理框架下推理了環境規制與技術創新對城市經濟高質量發展的內在影響機制;構建了時空動態SDM模型，并在中國2011—2020年城市樣本與城市群樣本下進行了實證檢驗，主要結論如下。

第一，城市經濟高質量發展具有空間溢出效應與時間慣性效應，即經濟發展質量較高的城市在空間上呈集聚特征，第t-1期城市經濟高質量發展能促進第t期城市經濟高質量發展。

第二，環境規制與技術創新主要通過直接效應對城市經濟高質量發展發揮促進作用，即本地區嚴格的環境規制與技術創新對本地區經濟高質量發展具有正向促進作用;技術創新在環境規制促進城市經濟高質量發展之間具有中介傳導效應。

第三，在8大城市群樣本下，經濟高質量發展具有空間溢出效應與時間慣性效應;技術創新對城市群經濟高質量發展存在顯著推動作用;環境規制在京津冀城市群、中原城市群、山東半島城市群等地理位置上接近、霧霾等污染比較嚴重的區域對經濟高質量發展具有顯著促進作用;在城市群層面技術創新尚未有效發揮環境規制促進經濟高質量發展的中介傳導作用。

基于如上分析，本文認為環境規制已成為推動我國城市經濟高質量發展的正向驅動力，今后應該著力于創造將環境規制壓力更為順暢地轉化為技術創新動力的政策環境，使技術創新有效地發揮中介傳導機制。因此提出如下政策思考：

第一，聯合政府、企業、科研機構共同參與構建與污染產業技術改造升級相關的技術研發與交易平臺，降低企業應對環境規制的技術創新成本。技術創新成本高導致部分企業在嚴格的環境規制來臨時，難以通過技術創新化解環境規制壓力，而同時大量新技術則在實驗室休眠。因此，需要建立政府、企業、科研機構共同參與的技術研發與交易平臺，企業提出技術創新需求清單，具有技術優勢的研發機構與企業直接對接解決技術難題。

第二，在用好政府技術補貼政策的同時，充分利用金融、保險等現代金融工具解決技術創新資金短缺問題。政府補貼是對污染型企業技術創新的重要支持，但往往難以滿足技術創新的資金需求，因此企業可以采取技術創新研發入股、為技術創新活動購買保險、聯合金融機構、保險公司與研發機構共同進行技術創新等方式，利用現代金融工具為技術創新提供資金支持。

第三，實施差異化的環境規制與技術創新政策。處于發達地區的城市群可發揮先發優勢，適當實施更為嚴格的環境規制政策，同時逐漸建立以現代金融工具融資為主、政府補貼為輔的資金支持模式。相對落后地區的城市群需要注重營造更有利于技術創新的社會環境，發揮城市群在區域經濟高質量發展中的引領作用。

注釋：

①根據《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》的相關數據計算。

②用上標“*”“w”分別表示城市與全社會的變量。

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責任編輯：李金霞

Research on High-quality Development of Urban Economy

——Based on the Perspective of Environmental Regulation and Technological Innovation

Zhou Yaxiong1， Guo Shulong2

（1.School of Economics，Hangzhou Dianzi University， Hangzhou Zhejiang 310018， China;

2.Business School， Tianjin University of Finance and Economics， Tianjin 300222， China）

Abstract：Environmental governance and high-quality economic development are two major challenges for China's urban development. Based on the new economic geography model， this paper studies the internal impact mechanism of environmental regulation and technological innovation on high-quality economic development， and makes an empirical test in the spatiotemporal dynamic SDM model using cities and urban agglomerations in China. The research shows that under the Chinese urban sample， high-quality economic development has spatial spillover effect and time inertia effect; environmental regulation and technological innovation mainly promote high-quality economic development through direct effects， and technological innovation has an transmission mechanism. Under the sample of urban agglomeration， technological innovation plays a significant role in promoting high-quality economic development， but it has not yet played an intermediary role.

Key words：environmental regulation; technological innovation; high quality development of urban economy; new economic geography