貿易開放、技術創新與綠色全要素生產率

劉 琦

（廣東科技學院，廣東 東莞 523083）

一、引言

改革開放四十余年，中國經濟發展取得顯著成就。但與此同時，傳統粗放型經濟發展模式帶來的環境問題日益凸顯[1]。十九大報告指出，當前中國經濟已開始由高速增長階段轉向高質量發展階段，并將綠色發展作為高質量發展的重要內涵。2020年9月，中國正式提出“雙碳”目標，并于2021年7月正式開放全國碳市場，穩步推進綠色低碳轉型工作實施。《“十四五”工業綠色發展規劃》提出，“著力構建綠色低碳技術體系與綠色制造支撐體系”。此后，黨的十九屆六中全會《決議》指出，“要實現以創新為第一動力、協調為內生驅動、綠色為普遍形態的高質量發展之路”。種種跡象表明，國家構建綠色低碳循環經濟，推進經濟社會發展全面綠色化轉型的基本思路已然確立。在此背景下，提升綠色全要素生產率不僅是兼顧經濟發展與生態環境承載力的重要抓手，更是驅動經濟高質量發展的重要手段[2]。

經濟全球化背景下，中國已經深度融入到全球產業鏈分工體系。這一態勢下，貿易開放已成為影響綠色全要素生產率的重要因素。作為國家間知識溢出與技術轉移的關鍵渠道，貿易開放有利于綠色新型技術國際間外溢擴散，助推國內企業研發綠色清潔技術，進而驅動綠色全要素生產率穩步提升[3，4]。與此同時，本國技術創新能力對于綠色全要素生產率發展的影響同樣不可忽視[5]。二者一內一外，或將成為推動中國全要素生產率提升的“雙輪驅動”。

基于新發展理念的重要內涵，綜合考量經濟發展與環境承載能力的情況下，開放發展與綠色發展是否能夠兼得，創新發展在二者間將扮演何種角色？文章從微觀視角切入，深入剖析貿易開放、技術創新與綠色全要素生產率三者的內在關聯。具體而言，文章研究的主要問題包括：貿易開放與技術創新是否對綠色全要素生產率具有顯著促進作用？貿易開放是否能夠通過技術創新提升綠色全要素生產率水平？不同類型貿易開放對綠色全要素生產率的影響是否具有異質性？貿易開放對綠色全要素生產率之間是否具有門檻效應？在國家大力推行綠色發展的關鍵時期，闡釋上述問題對于政府調整對外開放政策、助推技術進步具有重要意義。

二、文獻綜述

關于綠色全要素生產率的影響因素研究，劉淑茹等(2020)發現技術進步對工業行業內低技術行業綠色全要素生產率具有正向推動作用，而高技術行業綠色全要素生產率的增長更依賴技術創新效率[6]。余奕杉、衛平(2021)指出技術進步是城市綠色全要素生產率增長的主要動能，且存在區域差異[7]。貿易開放作為企業獲取國際市場技術溢出的主要途徑，學者們對其與綠色全要素生產率間的關系進行了大量探討，但對于二者間具體的影響效應尚未形成統一定論。一部分學者認為貿易開放能顯著提升綠色全要素生產率[8，9]。另一部分學者則持相反觀點，認為外貿易水平提升增加了企業生產過程中物資與能源過度損耗，不利于綠色全要素生產率提升[10，11]。

貿易開放在影響綠色全要素生產率的同時，也從內部或外部對中國技術創新能力造成了影響。一方面，貿易開放帶來的技術溢出具有正外部性，能夠有效推動企業技術創新能力提升。毛其淋(2010)指出，進口貿易帶來的技術溢出顯著推動了中國技術創新能力提升，但存在人力資本“門檻”效應[12]。金成國等(2021)認為，進口貿易的技術溢出有助于技術創新能力提升，但這些外來技術需一定時間吸收與轉化，且對企業自身技術水平具有一定要求[13]。另一方面，貿易開放拓寬了中國企業國際市場渠道，隨之增加的技術性貿易壁壘能夠倒逼企業內部自主創新能力提升。康志勇(2011)認為貿易開放背景下，企業規模越大面臨的技術性貿易壁壘越顯著，對企業自主創新能力提升越明顯[14]。梁俊偉、孫楊(2021)指出，對外貿易遭遇的技術性貿易壁壘能通過激發企業研發投入強度、優化員工結構等方式，對企業自主創新能力產生正向影響[15]。鑒于貿易開放能夠促術創新能力提升，而技術創新能力又是企業研發綠色技術、實現綠色化轉型的重要手段[16]，為此貿易開放能否通過影響技術創新能力間接提升綠色全要素生產率已成為一個值得探討的議題。

綜上，現有關于貿易開放、技術創新與綠色全要素生產率影響的文獻較為豐富，其得出的結論也皆具現實意義，但仍存在以下幾方面不足：一是現有關于貿易開放對綠色全要素生產率的研究中，有關技術創新在二者間具體發揮怎樣作用的研究有待豐富與深化。二是鮮有研究從不同貿易開放類型視角探討貿易開放對綠色全要素生產率的異質性影響。文章可能的邊際貢獻在于：一是把貿易開放與技術創新能力置于統一研究框架中，對貿易開放與技術創新對綠色全要素生產率的影響展開深入探討，并以技術創新為中介變量，檢驗其中介效應。二是將貿易開放分解為自然貿易開放與政策貿易開放兩個子維度，從不同貿易開放類型、不同地區的異質性視角探討貿易開放對綠色全要素生產率的影響。三是考慮到貿易開放可能具有負外部性，對可能存在的門檻效應展開進一步探討。

三、研究設計

1.模型構建

首先，將被解釋變量設定為綠色全要素生產率，將核心解釋變量定義為貿易開放與技術創新。構建式(1)以檢驗貿易開放對綠色全要素生產率的直接作用，公式如下所示：

上式中，下標i，t分別表示地區與時間；GTFPi，t指代綠色全要素生產率；OPENi，t代表貿易開放；CONTROL為控制變量合集，包含人力資本水平(HC)、環境規制(ER)、城鎮化(CITY)、政府財政支出(GOV)；εi，t表示隨機擾動項。

其次，構建針對技術創新對綠色全要素生產率直接作用的回歸模型。同時，為檢驗貿易開放是否會通過技術創新間接影響綠色全要素生產率，將技術創新作為中介變量，使用Sobel法檢驗中介效應。由于中介變量表現出一定程度的內生解釋變量特征，為此建立聯立方程組。其中INNi，t指代技術創新，υi，t與φi，t為隨機擾動項。具體公式如下所示：

最后，將貿易開放與技術創新納入同一公式，分析二者對綠色全要素生產率的影響。式中μi，t指代隨機擾動項。

2.變量選取

（1）核心解釋變量

貿易開放(OPEN)。目前學術界關于貿易開放指標衡量的方法較多，包含平均關稅率、貿易依存度等指標[17]。考慮到貿易依存度能夠更好地衡量區域間要素流動，參鑒王立勇等(2021)的做法，使用貿易依存度作為衡量貿易開放的指標，具體以進出口貿易總額占GDP比重表征[18]。

技術創新(INN)。在以創新帶動經濟綠色可持續發展的時代背景下，提高技術創新水平已成為促進綠色全要素生產率增長重要途徑。技術研發創新成果最能直接體現技術創新能力，因此在度量技術創新方面，選用能夠更客觀、更準確體現企業從研發活動至直接產出過程中創新投入實際水平的專利授權數表征技術創新，以各省專利授權數占全國總專利授權數的比值衡量。

（2）被解釋變量

綠色全要素生產率(GTFP)。綠色發展背景下，低能耗、高環保的綠色經濟需要更高水平的技術支持。測算全要素生產率時，學術界通常會采取參數法與非參數法[19]，其中參數法對于非期望產出的考量有所欠缺，故多數研究以非參數DEA的方法測算綠色全要素生產率。Chung等(1997)提出了方向距離函數結合Malmquist指數方法，測算出綠色全要素生產率的變化率[20]，此后該方法亦被學術界拓展并不斷用于測算綠色全要素生產的動態變化。除方向距離函數法外，其余研究多使用SBM模型計算得到效率值作為綠色全要素生產率代理變量，且該方法能解決方向距離函數法的非效率值、結果偏誤等問題。參鑒李虹等(2022)的研究構建全局SBM模型測算各個省級行政區的綠色全要素生產率[21]，計算步驟如下所示。

假定決策單元總數為，時期內(t=1，2，…，T)決策單元k有著n種投入期望產出以及j種非期望產出定義矩陣如下：

同時，令pt指代各個時期的生產技術集，則全局生產技術集的公式構建如下所示：

非期望產出的全局SBM模型構建如下所示：

式中ρ∈[0，1]為效率值，Sx，Sy，Sb依次指代投入、期望產出以及非期望產出松弛向量，λ表示權重向量，規模報酬可變則以eλ=1表示。

為考察綠色全要素生產率的動態變化，進一步構建全局Malmquist生產率函數，并將綠色全要素生產率拆分為綠色效率改善指數(ec)與綠色技術進步指數(tc)，具體模型如下所示：

通常而言，綠色全要素生產率測算使用的主要指標為投入、期望產出、非期望產出。選取2011—2020年除西藏和港澳臺地區外中國30個省級行政區數據，構建全局SBM模型的投入及產出指標如表1所示。

表1 SBM模型投入與產出指標

3.控制變量

為確保檢驗結果具備準確性及可靠性，基于其他綠色全要素生產率影響因素的考量，對如下變量進行控制：人力資本水平(HC)，在一定程度上能反映地區勞動力素質，較高的人力資本水平有助于地區企業強化企業技術創新并研發綠色技術，該指標以人均受教育年限表征；環境規制(ER)，作為針對環境污染而采取的行為，一定程度上能推動綠色全要素生產率提升。關于環境規制指標的度量，學術界尚無統一標準，通常以環境規制強度與環境規制效果衡量環境規制指標。考慮到環境規制強度能依靠限制企業行為調整企業污染排放從而影響綠色全要素生產率，故將環境規制強度作為環境規制指標，以工業污染治理投資完成額占第二產業比重表征。城鎮化(CITY)，城鎮化水平的提升有助于強化區域間要素與資源流動，以人均公路長度占總公路長度的比重衡量；政府財政支出(GOV)，政府財政行為對地方企業技術創新與研發綠色技術具有重要指引作用，以地方政府一般預算支出表征。

4.數據來源

鑒于數據可得性與完整性，研究樣本選取中國30個省級行政區（除西藏及港澳臺地區），研究時段為2011—2020年。數據主要來自歷年《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》以及各省區市統計年鑒。針對缺失的部分數據使用插值法進行填充。同時，為解決異方差對估計結果造成的偏誤以及數據的量綱問題，對所有數據進行對數處理。

四、實證分析

1.基準回歸分析

在進行回歸分析之前，采用Hausman檢驗方法判斷個體固定效應與隨機效應，檢驗結果顯示P=0.0000，同時，對模型進行時間固定效應檢驗，結果證實存在時間效應，因此采用雙向固定效應進行線性回歸估計。回歸結果見表2。

表2 基準回歸結果

從模型(1)回歸結果來看，貿易開放對綠色全要素生產率產生顯著正向影響，且在1%水平下顯著，表明隨著中國貿易開放程度的增加，各地企業為貼合國際市場需求、打破國際市場中綠色貿易壁壘，推動了綠色全要素生產率的增長。模型(2)回歸結果表明，貿易開放對技術創新存在顯著正向影響，且在1%顯著性水平顯著，表明隨著貿易開放程度的增加，通過貿易往來而產生的逆向技術溢出有助于提升中國技術創新水平。與此同時，為了突破技術性貿易壁壘，中國企業自主創新能力亦有所提升。此外，技術創新對綠色全要素生產率的影響為正，且在1%水平下顯著，說明提升技術創新能力將有助于企業創新發展與轉型升級，助推綠色全要素生產率提高。同時，采取Sobel法檢驗中介效應，結果顯示，P=0.0014，表明技術創新存在顯著中介效應。

在模型(3)中，將貿易開放與技術創新并入同一框架進行回歸。回歸結果表明，貿易開放與技術創新均能提升綠色全要素生產率，其回歸系數分別為0.121與0.014，且均在1%水平下顯著。控制變量方面，人力資本水平的系數為正，且通過了1%顯著性水平檢驗，表明人力資本水平能顯著提升綠色全要素生產率。原因在于，高素質勞動力數量的增加，有助于地區綠色清潔技術研發與創新，從而實現綠色全要素生產率增長；環境規制的回歸系數為正，在1%水平下顯著，表明環境規制能夠帶動綠色全要素生產率提升。究其原因，環境規制政策的制定與落實倒逼地方粗放型經濟發展模式向低能耗、高環保的綠色經濟模式轉型，對綠色全要素生產率產生正向影響。城鎮化估計系數為正，且在1%水平下顯著，表明隨著城鎮化進程的推進，綠色全要素生產率有所提升。原因可能在于，地方城鎮化水平的提升強化了地方要素流動效率，加速企業綠色轉型升級，進而提升綠色全要素生產率。政府財政支出的估計系數為正，且在5%水平下顯著，說明地方政府的財政扶持行為有助于地方綠色全要素生產率的提升。究其緣由，政府財政扶持將加速企業完成技術創新與綠色化轉型，構建低碳綠色可持續的經濟模式，在一定程度上促進綠色全要素生產率增長。

2.異質性分析

（1）貿易開放異質性

從不同貿易開放類型入手，分析貿易開放與技術創新對綠色全要素生產率的影響。學術界通常將貿易開放拆分為進口貿易與出口貿易[22]，但僅以進出口衡量貿易開放無法準確界定貿易開放的異質性。因此文章參鑒李振等(2015)的研究，認為某一區域的貿易開放一方面是受“自然因素”影響而形成的貿易開放，例如地理環境、資源稟賦以及地區經濟水平；另一方面是受“政策因素”影響引致的貿易開放，如地方政府調整關稅，頒布對外開放政策[23]。關于貿易開放的拆分方法借鑒Ortega&Peri(2012)的研究思路，采用拓展后的貿易引力模型估計方法，以貿易開放與“基礎”變量同時回歸得出的擬合結果視為自然貿易開放[24]，將擬合值與真實值的殘差視作政策貿易開放。具體模型構建如下所示：

式中，c指代地區，j為貿易合作伙伴國。TSH為t時期內地區c與國家j進出口貿易總額與c地區GDP比值。其中GDP以及POP則表示的是生產總值與人口規模；Land表示國家（地區）陸地總面積，雙邊貿易距離的對數則以lnDistct指代，這一定程度上能體現貿易成本；Contingcj、Comlangoffcj分別指代貿易雙方領土是否接壤以及是否擁有相通語言；CPct、CPjt依次表示Contingcj與lnPOPct、lnPOPjt的交互項。

根據上述方程回歸結果可得：

式中Nopenct表示擬合結果，即自然貿易開放；、Zcjt指代回歸方程中的系數與變量組合。政策貿易開放則采用貿易依存度與自然貿易開放相減得到，具體計算方法如下所示：

基于此，將自然貿易開放與政策貿易開放引入回歸模型，回歸結果如表3所示。由模型(4)、(5)可知，自然貿易開放對綠色全要素生產率產生顯著正向影響，其原因在于中國自然資源豐富且在地理位置及海上運輸方面存在優勢，使得貿易開放在自然因素影響下逐漸擴大，并對綠色全要素生產率產生正向推動作用。由模型(6)、(7)可知，相較于自然貿易開放，政策貿易開放的回歸系數更大，且通過了1%顯著性水平檢驗。究其原因，隨著《對外貿易“十三五”規劃》的落實以及《“十四五”對外貿易高質量發展規劃》對貿易政策的進一步優化，使得各地政府相繼施行減少關稅、簡化通關流程等利好政策，使得綠色全要素生產率在政策因素影響下的貿易開放中得到整體提升。

表3 不同貿易開放類型的回歸結果

（2）不同地區的異質性

由于中國領土遼闊，不同區域的自然資源稟賦及政策制定與實施也存在一定差異。依據國家統計局劃分標準，將30個省級面板數據分為東部、中部、西部以及東北地區四大地區，將四大地區數據分組回歸，依次分析東、中、西以及東北地區中不同類型貿易開放對綠色全要素生產率的區域異質性。回歸結果見表4。

表4模型(8)、(9)、(10)估計結果證實，對于東部地區，貿易開放的回歸系顯著為正，同時該地區自然貿易開放與政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響均為正，且分別通過5%、1%顯著性水平檢驗。其原因可能在于：一方面，東部地區自然資源條件較高，且部分東部沿海地區擁有更為便利的交通條件，有助于東部地區貿易開放程度進一步加大。另一方面，東部地區經濟發展相較其他地區更具優勢，該地區企業依靠自身或政府的資金支持，在貿易開放程度較高的背景下能夠快速完成清潔技術研發。此外，技術創新能力的系數為正，且通過1%顯著性水平檢驗。表明東部地區有著較強技術吸收與轉化能力，能夠迅速將技術轉化成果并應用在綠色技術創新領域。

表4 不同地區不同貿易開放類型異質性回歸結果

表4模型(11)、(12)、(13)估計結果表明，對于中部地區，貿易開放的回歸系數顯著為正，政策貿易開放對中部地區綠色全要素生產率的影響不顯著，但自然貿易開放的影響系數顯著為正，且在10%水平下顯著。究其原因，中部地區憑借煤炭、焦炭等能源資源優勢，逐漸擴大了貿易開放規模，且“雙碳”目標的落實以及能源資源進口國的綠色貿易壁壘倒逼中部地區綠色化轉型，有助于綠色全要素生產率提升。與此同時，中部地區技術創新能力的估計系數顯著為正，且通過5%顯著性檢驗，表明中部地區在一定程度上能夠吸收并轉化新型技術，進而實現提升綠色全要素生產率的目的。

由表4模型(14)、(15)、(16)回歸結果可知，對于西部地區，貿易開放的回歸系數顯著為正，且通過10%顯著性檢驗，自然貿易開放的回歸系數不顯著，但政策貿易開放的估計系數顯著為正，且在10%水平下顯著。究其原因，雖然西部地區自然貿易開放不如能源資源豐富的中部地區，地理條件上亦不如沿海的東部地區，且經濟發展相對滯緩。但伴隨西部大開發等扶持政策相繼出臺，西部地區政策貿易開放得到強化，一定程度上促進了綠色全要素生產率的增長。另外，西部地區技術創新的回歸系數為正，且通過10%顯著性水平檢驗。原因在于，依托國家對西部地區科技創新的政策扶持，西部地區科技創新水平逐年提升，一定程度上擁有吸收與轉化國際市場綠色清潔技術溢出的能力。

表4模型(17)、(18)、(19)估計結果證實，對于東北地區，貿易開放對綠色全要素生產率具有正向影響，且在10%水平下顯著。自然貿易開放以及政策貿易開放對東北地區綠色全要素生產率的影響均為正，且通過10%顯著性檢驗。其原因可能在于，東北地區作為國家重要商品糧基地和工業基地，不僅在礦物資源與農業資源方面有著先天優勢，還有著大連、長春、丹東等城市的海運基礎，使得東北地區有著較高的自然貿易開放；而隨著《關于推進對外貿易創新發展的實施意見》的落實，東北地區的對外開放水平進一步得到提升，并在大連、長春、沈陽等城市的示范及帶動下，政策貿易開放水平整體得到增強。另外，技術創新的估計系數為正，且在5%水平下顯著，表明東北地區中，技術創新能力的提升能夠助推綠色全要素生產率增長。原因可能在于，東北地區有著較好工業企業基礎，隨著技術創新能力的提升，能夠更快地將外來的新技術轉化為成果，從而提升綠色全要素生產率。

3.拓展分析

（1）總體樣本門檻效應分析

為驗證貿易開放及其分解的自然貿易開放與政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響是否具有非線性，借鑒Hansen的門檻面板模型，對貿易開放的門檻效應展開深入探討。具體門檻模型設定如下：

其中，thr為門檻變量，γ為待估計的門檻值，I(·)為示性函數，其他變量定義與式(1)相同。

文章以貿易開放(OPEN)、自然貿易開放(NOPEN)、政策貿易開放(POPEN)為門檻變量展開門檻效應檢驗。首先確定門檻效應存在與否以及門檻數量。采取Bootstrap自抽樣重復500次方法，測得統計量F值以及p值和1%、5%、10%臨界值分布，檢驗結果見表5。由表可知，貿易開放與自然貿易開放不具備門檻效應。而政策貿易開放的單門檻與雙重門檻效應均顯著。故門檻效應分析均采用雙重門檻進行分析。政策貿易開放的單門檻效應與雙重門檻效應的估計值分別為1.328和2.091，見表6。

表5 貿易開放對綠色全要素生產率的門檻效應檢驗

表6 門檻值及置信區間估計

總體樣本的政策貿易開放與綠色全要素生產率的門檻回歸結果如表7所示。觀察可知，政策貿易開放對綠色全要素影響的門檻效應呈顯著的正“U”型特征。當政策開放度低于1.328門檻值時，其對綠色全要素生產率產生顯著正向影響。原因在于，貿易開放初期大部分企業為迎合國際市場綠色貿易要求，著手綠色清潔技術研發并加速吸收國際市場溢出的新興技術，短期內促使綠色全要素生產增長。政策開放度處于1.328與2.091之間時，政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響為正，但系數與顯著性均有所下降。究其原因，降低關稅、簡化通關流程等政策的陸續頒布，增加了企業能源損耗與污染排放。當政策貿易開放跨過2.091門檻值時，其對綠色全要素生產率的影響顯示出更顯著的正向提升作用。可能的原因是，隨著貿易開放政策的持續實施，相關治理與監管亦逐步完善，迫使企業加速綠色化轉型。

表7 總體樣本門檻回歸估計結果

（2）不同地區門檻效應分析

進一步地，為探究不同地區貿易開放的門檻效應，以政策貿易開放為門檻變量，分別檢驗四大地區貿易開放的門檻效應。門檻效應檢驗結果如表8所示。觀察可知，東、中、西以及東北地區政策貿易開放均通過雙重門檻檢驗。故使用雙重門檻模型分析四大地區較為合理。

表8 不同地區門檻效應檢驗結果

表9為四大地區具體門檻模型回歸結果。由表可知，政策貿易開放對東、中、西以及東北地區綠色全要素生產率影響的門檻效應具有顯著差異。其中，東部地區政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響呈現顯著“邊際遞增”非線性趨勢。當東部地區政策貿易開放跨過2.124時，對綠色全要素生產率的影響達到最強。究其原因，東部地區經濟發展水平與技術水平較高，由政策因素導致的貿易開放提升有助于推動東部地區企業快速實現綠色轉型升級，賦能綠色全要素生產率。

表9 不同地區門檻回歸估計結果

中部地區政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響呈現“N”型動態影響。當政策貿易開放低于1.241時，對綠色全要素生產率產生顯著正向影響；當政策貿易開放處于1.241與1.864之間時，對綠色全要素生產率的影響由強減弱；當政策貿易開放跨過1.864時，對綠色全要素生產率的影響將增至最大。原因可能在于，政策貿易開放水平提升初期，中部地區為貼合國際綠色貿易要求而增加綠色技術研發投入力度并加速吸收與轉化國際市場技術溢出，助力綠色全要素生產率增長。隨著貿易利好政策在中部地區頒布與落實，可能出現部分企業為實現短期盈利忽視能源消耗與環境污染，從而導致中部地區綠色全要素生產率增長滯緩。當政策貿易開放達到一定程度時，國際市場進一步擴大，使得相關環境規制政策與治理更加完善。

西部地區貿易政策開放對綠色全要素生產率的影響呈現出“邊際遞減”非線性態勢。當政策貿易開放低于1.104時，對綠色全要素生產率產生正向影響但不顯著；當政策貿易開放處于1.104與1.677之間時，對綠色全要素生產率的影響開始減弱；當政策貿易開放跨過1.677時，對綠色全要素生產率的影響為負，且在10%水平下顯著。原因在于，與中部地區類似，隨著政策貿易開放水平逐漸提升，西部地區受限于經濟發展與技術水平，初級產品輸出所占比重較大，以至于隨著國際市場逐漸擴大，西部地區只能選擇擴大生產規模進而忽略綠色技術研發。

東北地區政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響呈正向倒“U”型態勢。當政策貿易開放低于1.124時，對綠色全要素生產率的影響顯著為正；當政策貿易開放處于1.124與1.908之間時，對綠色全要素生產率的影響有所提高；當政策貿易開放超過1.908時，對綠色全要素生產率的影響由強減弱。原因可能是，政策貿易開放初期，東北地區為滿足國際市場，更加注重生產收益，忽略了生產過程的污染排放與能源損耗。隨著國際貿易的綠色貿易壁壘逐漸增多，東北地區依托較強的工業基礎能夠更快完成綠色轉型升級，實現綠色全要素生產率提升。但受限于技術水平及重工業基礎規模龐大，東北地區吸收與轉化國際溢出的綠色清潔技術所需時間更長，因此當國際市場逐漸擴大后，東北地區的綠色全要素生產率上升速度有所滯緩。

五、結論與啟示

文章基于2011—2020年中國30個省級面板數據，采用雙向固定效應回歸估計以及門檻模型對貿易開放、技術創新對綠色全要素生產率的影響展開實證探討。結果顯示：第一，貿易開放和技術創新均對綠色全要素生產率產生顯著正向影響，且貿易開放能夠通過技術創新產生中介效應。第二，將貿易開放拆分為自然貿易開放與政策貿易開放分別回歸后發現，二者對綠色全要素生產率的影響存在異質性，政策貿易開放對綠色全要素生產率的促進作用更強。第三，貿易開放與技術創新對不同地區綠色全要素生產率存在差異化影響。第四，從不同地區不同類型貿易開放對綠色全要素影響來看，東部地區綠色全要素生產率受自然貿易開放與政策貿易開放的影響均顯著正向影響；僅自然貿易開放對中部地區綠色全要素生產率的影響顯著為正；西部地區僅政貿易開放對綠色全要素生產率具有顯著正向影響；政策貿易開放與自然貿易開放對東北地區綠色全要素生產率的影響均顯著為正。第五，四大地區政策貿易開放具有顯著雙重門檻；政策貿易開放對東部地區綠色全要素生產率的影響呈現非線性“邊際遞增”態勢；政策貿易開放對中部地區綠色全要素生產率的影響呈正“N”型動態趨勢；西部地區政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響呈現非線性的“邊際遞減”態勢；東北地區政策貿易開放對綠色全要素生產率的影響呈現倒“U”型態勢。基于此，提出如下政策啟示：

第一，加速推進貿易結構轉型升級。貿易開放對于綠色全要素生產率的提升效應明顯。因此，在新發展理念和“雙碳”目標背景下，優化進出口貿易結構轉型、節碳減排，發展綠色經濟成為高質量發展的大勢所趨。進口貿易方面，政府應擴大高新技術產品的進口貿易規模，引進符合中國綠色與環保標準甚至是高于該標準的產品。憑此積極引導企業增加技術創新投入并開展綠色清潔技術研發，強化企業對國際市場技術溢出的吸收與轉化能力。出口貿易方面，依托《“十四五”對外貿易高質量發展規劃》提出的構建綠色貿易體系建議，中國政府應鼓勵企業加速完成綠色化轉型，制定企業綠色技術研發利好政策與資金扶持。借此為企業不斷突破國際市場綠色貿易壁壘提供支撐，促進對外貿易向更高層次邁進。

第二，重點提升創新成果轉化能力。技術創新有助于綠色全要素生產率增長，且在貿易開放與綠色全要素生產率中發揮中介作用。因此，在當前經濟發展下行背景下，為提升綠色全要素生產率，助推經濟高質量發展，政府制定政策應適當向企業技術創新領域傾斜。一方面，各地方政府應鼓勵企業加大科技、物質以及人才培養方面的投入力度并給予相應資金與服務扶持，提高自主創新能力，提升企業吸收與轉化外來技術的能力。另一方面，政府應充分發揮宏觀調控能力，通過市場積極運作實現企業技術創新成果完美轉化，避免物資與能源的不必要損耗，從而助推企業實現科學利用資源完成綠色可持續發展。

第三，實施差異化貿易開放政策。研究發現，不同地區貿易開放對綠色全要素產生差異化影響，且存在門檻效應。一方面，針對資源稟賦與工業企業基礎相對較好的東、中、東北地區，政府應同時實施促進技術創新與擴大貿易規模的政策，提升這些地區技術吸收與轉化能力，并通過對外貿易的形式將轉化而成的成果投入至規模更大的國際市場中。另一方面，針對西部地區應優先實施對外貿易開放政策，充分發揮貿易的技術溢出效用，強化西部地區工業基礎。此外，政府還需著手提升西部地區技術創新能力，加大對企業研發資金扶持，加速西部地區吸收與轉化貿易技術溢出，助力綠色全要素生產率提升。