生態文明示范區建設對綠色全要素生產率的影響與機制研究

王玉爽 鐘茂初

(南開大學 經濟學院,天津 300071)

一、引言

推動綠色發展,促進人與自然和諧共生是中國長久以來的價值追求。黨的二十大報告中指出:“中國式現代化是人與自然和諧共生的現代化”“要站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展”等。與之相應,中國一直致力于探索和制定更有效的生態環境政策,以加大環境保護力度、加深生態領域發展改革。這其中,以削減污染物產生、治理污染源排放、兼顧環境和經濟發展為目的的環境政策已不斷豐富和完善。然而,隨著經濟和環境之間的發展模式進入關鍵期、探索生態文明建設、促進綠色發展進程步入深水區,制定環境政策亟需充分考慮各地發展條件的差異性、環境容量的異質性、要素資源的不一性。因此,適合各地生態稟賦的區位導向型生態環境政策應運而生[1]。2013年,國家發展和改革委員會與其他部門共同印發了《關于印發國家生態文明先行示范區建設方案(試行)的通知》(以下簡稱《方案(試行)》),并在2014年明確首批示范區名單,截止目前,已增至第六批。該項政策在全面促進資源節約、加強維護自然生態系統、改善生態環境質量等方面作出重要部署,以此追求綠色循環低碳發展,有效發揮相應地區引領示范作用。

也就是說,生態文明示范區政策是在各區域內追求經濟發展和環境保護有機結合并促進綠色發展的先行嘗試、消除了既有環境規制在各地區實行時的政策壁壘、成為一項新的制度創新、政策創新。同時,黨的二十大報告明確提出“要堅持以推動高質量發展為主題……,著力提高全要素生產率”,要“協同推進減污、擴綠、增長”。這是中國政府對經濟發展形勢和發展方向的客觀研判,代表著將環境約束考慮在內的綠色全要素生產率以及如何提高綠色全要素生產率成為推動綠色發展至關重要的一環和持續動力源泉[2-3]。綠色全要素生產率的本質是希望以最少的資源消耗和最低環境的污染實現最大化的經濟、生態和社會效益[3-4]。這與生態文明示范區政策的建設要求不謀而合。有鑒于此,本文探究生態文明示范區政策對綠色全要素生產率是否起到促進作用?即深入探討,隨著該項政策的落實,生態文明示范區是否可形成以提高綠色全要素生產率為核心的可持續綠色發展模式,而非“曇花一現”。回答上述問題,既可為提高綠色全要素生產率提供新的可行方向,又可考察生態文明示范區政策能否成為推動綠色發展的“助力劑”。這為推廣生態文明示范區政策和探究下一步改進的方向提供更合理的科學依據、為中國以點帶面解決環境污染和資源約束問題提供更有效的發展模式。

二、文獻綜述

生態文明示范區政策是基于各地區異質性特征,所實施的差異化綠色發展戰略區位型生態環境政策。自該項政策提出以來,已有文獻對相應地區展開了政策效應進行研究。一方面為對該項政策產生的環境效應評估。研究認為,生態文明示范區政策以追求經濟發展和環境保護雙贏為目標,這在一定程度上緩解了生態系統整體性和行政管理體制條塊分割性的沖突、增強了各地政府制定政策的環境治理導向和約束力,可有效遏制生態足跡增長,提高可持續發展能力[2]。隨著“雙碳”目標提出,中國的“碳減排”工作面臨著不可忽視的壓力。以政府為主導的生態文明示范區基于其實施規劃,通過對技術進步、綠色金融的正向激勵機制和對能源結構、市場分割的逆向倒逼機制降低了相應省份的碳排放強度[5]。另一方面,鑒于生態文明示范區的建設目標不僅要考慮環境問題,還需兼顧對經濟、民生產生的影響,故部分文獻從“經濟—社會—環境”三系統的角度出發,評估生態文明示范區的政策效應。如施生旭(2015)[4]以福建省為案例,從生態經濟、生態社會、生態環境等方面構建評價指標體系,以體現生態文明示范區政策的實際實施效果。因相應政府存在著在面臨生態文明示范區約束條件下的策略性選擇,導致區位型生態政策的實施提高了相應地區的環境質量,但經濟發展水平和公共服務供給水平卻產生了下降[1]。就研究對象和研究方法而言,上述研究多以第一批生態文明示范區為研究對象,并且大多采用雙重差分法、合成控制法等因果推斷的方法評估生態文明示范區政策的實施效果。

隨著深入研究發現,在綠色發展過程中關于“經濟—社會—環境”的系統性指標比較難以獲取且缺乏準確性和科學性[6],已有文獻開始聚焦于效率指標體現生態環境政策的作用效果。其中,隨著可持續發展理念的盛行,對綠色全要素生產率在宏觀[7]、中微觀[8]等方面的研究接踵而至。綠色全要素生產率(GTFP)由傳統的全要素生產率(TFP)概念衍生出現,將各類環境污染排放等因素納入到核算傳統生產率的范疇中,解決了全要素生產率僅衡量對資本、勞動等要素的有效使用程度而忽略與綠色發展相關的能源環境要素的問題[3,9]。但從總體來看,目前關于生態文明示范區政策與綠色全要素生產率直接相關的研究較少,與之相關的文獻主要集中于三方面。一是生態文明示范區政策對其他效率指標的影響研究。如生態效率,生態效率是指以高效率的能源和資源投入實現經濟效益最大化,通常以資源環境投入與經濟效益產出比表示。同時,生態文明示范區政策通過驅動技術創新和優化產業結構提高生態效率[10]。在省級層面,生態文明示范區政策通過財政資金對社會資本的撬動作用實現經濟發展和生態建設的互利共贏,提高生態效率[6]。二是其他區位型生態環境政策如低碳試點城市政策對綠色全要素生產率的影響研究。科學合理的評價體系是探究低碳試點城市政策實施效果的關鍵,而綠色全要素生產率作為將環境要素考慮在內的綜合性指標代表性較強。進一步分析發現低碳試點城市通過產業結構效應和技術創新效應促進城市綠色發展[11]。低碳試點城市政策通過對城市技術效率和技術進步的作用促進城市綠色全要素生產率增長[12]。同時,低碳試點城市政策除了具有本地影響之外,還有不可忽略的空間作用[13]。三是傳統環境規制對綠色全要素生產率的影響研究。傳統環境規制與綠色全要素生產率之間的關系可分為正向促進[14]、反向抑制[15]和非線性關系[16],主要是“成本效應”和“創新補償效應”發揮作用[16-17]。

由上可知,雖然既有研究圍繞評估生態文明示范區政策的實施效果和研究生態環境政策影響綠色全要素生產率的文獻較多,但生態文明示范區政策和綠色全要素生產率之間的相關研究依然有較大空間。首先,當前研究缺乏對該項政策與綠色全要素生產率兩大重要領域的結合,探究生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響效果的研究。同時,在研究對象和研究方法上,已有文獻大多聚焦于省級數據和雙重差分法,或多或少存在著對示范區省、市范圍覆蓋不全,從而導致對政策效果的評估穩健性不足問題。其次,已有文獻多以首批生態文明示范區政策的實施背景為基礎進行機理分析,但卻鮮有文獻系統性梳理該項政策尤其是不同批次生態文明示范區政策的實施模式。最后,已有文獻大多研究生態文明示范區政策在本地產生的效果,但卻忽略了實施該項政策可能存在的空間溢出性。

基于對已有文獻的梳理和總結,本文的邊際貢獻體現為以下幾點:第一,將研究視角拓展至生態文明示范區政策影響綠色全要素生產率這一關鍵領域,并在研究方法上首次利用多期雙重差分法綜合考察生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響結果,深入探究生態環保政策的實施效果和提高綠色全要素生產率的可行途徑。這為更好地兼顧環境保護和經濟發展、推動綠色發展提供了可能。第二,系統梳理多批次生態文明示范區政策的實施背景,納入生態文明示范區“自上而下”的選定模式和“自下而上”的“申請+遴選”模式,總結其所呈現的時間特點、空間特點和“約束—激勵”機制,以此為基礎厘清生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響機制,打開該項政策發揮作用的“黑箱”,豐富未來生態文明示范區政策的可改善方向。第三,進一步論述實施生態文明示范區政策對綠色全要素生產率存在的空間作用并實證檢驗空間溢出效應是否真實存在,以全面體現該項政策實施的真實效果,為生態文明示范區的建設、推廣提供學理支持和新的政策啟示。

三、政策背景和理論分析

(一)政策背景

除了上述印發的《方案(試行)》之外,中共中央辦公廳、國務院辦公廳等部門還印發了生態文明示范區政策實施方案、示范區目標和考核指標(1)詳見網址:中共中央辦公廳國務院辦公廳印發《國家生態文明試驗區(江西)實施方案》和《國家生態文明試驗區(貴州)實施方案》https://www.mee.gov.cn/zcwj/zyygwj/201912/t20191225_751567.shtml;國務院關于支持福建省深入實施生態省戰略加快生態文明先行示范區建設的若干意見https://www.mee.gov.cn/zcwj/gwywj/201811/t20181129_676563.shtml等;關于印發《國家生態文明建設試點示范區指標(試行)》的通知https://www.mee.gov.cn/gkml/hbb/bwj/201306/t20130603_253114.html;關于印發《國家生態文明建設示范區管理規程(試行)》《國家生態文明建設示范縣、市指標(試行)》的通知 https://www.mee.gov.cn/gkml/hbb/bwj/201601/t20160128_327045.html。。通過對比歸納上述文件可知,整體上,生態文明示范區政策立足全局發展,明確了以追求綠色發展、低碳發展和成為生態文明制度創新實驗區的發展導向和指導原則。建設內容既包括生態建設標準、節能減排和主體功能區規劃的明確實施細則,又涵蓋生態經濟、生態環境、生態制度等方面的改革重點和考核體系。具體而言,首批生態文明示范區被稱為“國家生態文明試驗區”,為中央政府和相應部門“自上而下”選定的地區。中央政府和相應部門會對各地區是否如期完成建設目標進行考核。隨著該項政策進一步推廣實施,各地區可“自下而上”主觀申報為生態文明示范區,相關部門依據建設指標遴選生態文明示范區。除2014年“自上而下”設立的生態文明示范區之外,通過與“自上而下”的“申報+遴選”模式結合的方式,又分批逐步增設生態文明示范區。在某種程度上,這既體現生態文明示范區政策的有效性和連續性,又體現該項政策的激勵性,否則各地區不會具有主動參與評選的動力。在空間上,生態文明示范區設立區域的行政級別或能級不斷細化,政策執行效力得到不斷提升。2014年初次設立的生態文明示范區在劃分區域上包括省級行政區,并以市級行政區為主。自2017年之后設立的生態文明示范區以市、區、縣行政區為主體。生態文明示范區的劃分充分考慮各地的資源要素稟賦和發展階段,范圍覆蓋沿海經濟發達地區、中西部地區和生態環境重點發展地區。

綜上可見,生態文明示范區政策在促進綠色發展過程中具有重要作用。基于傳統發展模式,各地區政府在綠色轉型過程中,很難直接快速地做出符合綠色發展需求的發展選擇,形成所謂的“船大掉頭難”現象[18]。而與傳統發展模式相比,入選為生態文明示范區對于當地政府來說既是責任又是激勵[19]。一方面,從設立為生態文明示范區的制度設計來看,相應地區具有明確具體的綠色發展和環境治理等方面的指標考核體系,具有約束性和強制性特點[20]。如“環境治理體系改革示范區、綠色發展評價導向實踐區、官員政績綠色考核落實區”的確切思想指引和污染物排放等方面的建設任務。另一方面,被評定為生態文明示范區的地區,相應政府既易形成利于政績考核的發展局面,所屬地區內的企業也更易獲得相應的資金補貼等政策激勵。也就是說,在某種程度上,被評選為生態文明示范區的地區與其他地區相比,在轉型發展過程中新增一層“約束—激勵”機制[2]。那么,當地政府和企業既能主動尋求綠色發展機會,承擔責任,又需被動接受監管,最終形成可有效提高綠色全要素生產率的體系,具體體現如下。

綠色全要素生產率的內涵本質期望是以最小的污染排放和資源消耗獲取最大的經濟、社會效益,所以本文從生態文明示范區政策對環境質量和經濟發展的雙重有利影響論述其對綠色全要素生產率的提高作用。一方面,就環境質量而言,在上述示范區建設目標等方面的約束條件下,為有效降低生產生活中對環境的污染損耗,生態文明示范區會更加明確環境資源產權界定,降低環境資源市場交易成本,并自覺加大對環境資源的監察力度,以此應對相應部門對示范區內環境質量的監督考核。另外,生態文明示范區內的各級政府會將考核指標逐步分解,并以此為約束落實至管轄范圍內的各企業。同時,給予企業等經濟主體與綠色生產相關的資金補貼,激勵各經濟主體以淘汰落后產能的方式提高生產效率減少污染物排放,以此履行社會責任,最終降低各經濟主體對環境的破壞,減少環境污染[1]。另一方面,因生態文明示范區政策要求統籌平衡經濟發展和環境保護之間的關系,所以落實生態文明示范區政策的地區不可能放棄經濟發展,忽略民生需求。生態文明示范區亦有通過資源開發獲取經濟發展、經濟利益的權利[21]。相應地區的各級政府作為建設生態文明示范區過程中的重要參與者,可將當地具有區域優勢條件的生態資源轉化成貨幣資本、物質財富,通過推動技術創新等多種方式發揮環境要素與其他要素之間的協同作用,以此成為新的經濟增長點[22],最終形成促進經濟發展的合理路徑。基于以上分析,本文提出假說1。

H1生態文明示范區政策可提高綠色全要素生產率。

(二)生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響機制分析

結合《方案(試行)》和促進生態文明示范區建設的意見等,各示范區均制定并預期通過加大資金支持、推動技術創新和優化產業結構的方式實現綠色發展,提高綠色全要素生產率。因此,本部分內容以此現實背景為基礎深入論述生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響機制,具體如圖1所示。

圖1 生態文明示范區政策影響綠色全要素生產率理論分析框架

首先,與非生態文明示范區相比,生態文明示范區具有加強環保財政支出的動力。一方面,在生態文明示范區的發展規劃和方案中,強調“加大政策支持力度、加強投資”等原則,為增加環保資金提供明確目標指引。另一方面,生態文明示范區在減少污染排放和改善環境質量方面有突出性考核任務,但環境質量具有較強的正外部性,容易產生“市場失靈”現象。為解決上述問題,各生態文明示范區就會給予相應主體與環境保護相關的有效資金補貼。環保財政支出具有財政支出和環境規制的雙重特點,其既可引致社會投資,又可在宏微觀層面引導環境治理行為[23]。第一,在微觀層面,由政府主導的環保財政支出有助于解決企業由于發展環保項目面臨的強投入和長周期問題,緩解企業綠色轉型所面臨的融資約束,促進企業有效投資并進行清潔生產[3],推動經濟發展。同時,環保財政支出除了發揮自身對企業的補貼作用之外,還可引導社會資本的方向、規模及結構,吸引更多社會資本流入企業內部,從而引發資金的“乘數效應”[24]。第二,環保財政支出的直接目的在于參與環境治理[23]。在宏觀層面,環保財政支出可加強區域內利于環境保護、檢測環境污染的基礎設施和設備投入,這有利于獲取示范區內實際發展情況并夯實其綠色轉型的發展基礎,改善環境質量。即,環保財政支出可兼顧經濟發展和環境保護[23],提高綠色全要素生產率。

其次,與非生態文明示范區相比,結合生態文明示范區的發展規劃可知,其有如“健全提升技術裝備供給水平、完善技術創新體系”的明確發展原則,強調推動并應用技術創新的重要性。在宏觀層面,政府將會激發示范區內科研院所、高校的自主研發思維,有效構建政府、企業、科研院所和高校之間的“產學研”體系。在中微觀層面,各示范區會配合實施其他環境政策、產業政策等市場化調控手段,引導甚至強制某一企業乃至行業通過研發和引進節能減排的生產設備或技術的方式完成環保目標[12]。考慮到經濟發展所需要的持續資源投入和產業結構升級轉換的受限性,技術創新成為可減少能源消耗、改善環境狀況、推動經濟增長的重要手段[25]。具體體現為,一方面,示范區內的企業可通過利用益于綠色發展的清潔型循環技術、智能化技術和生產設備在生產源頭減少污染物產生。同時,示范區內的企業又可在生產末端利用技術創新改善或更換治污設備,減少污染物排放。最終,不斷提升某一企業乃至行業的綠色生產水平,優化對環境要素的資源配置效率。另一方面,技術創新也是實現經濟增長的內生動力[26],隨著示范區內進行技術創新的資源基礎和創新能力提升,會推動微觀層面的技術創新形成整個區域內的技術發展并推動經濟增長[27]。即,技術創新對資源環境和經濟發展的雙重有利影響,成為提高綠色全要素生產率的關鍵力量之一。

最后,與非生態文明示范區相比,生態文明示范區的規劃中要求形成可兼顧經濟增長和環境保護的產業結構[10]。在此基礎上,各生態文明示范區根據區域特色和發展稟賦,有的放矢,制定與產業發展相關的明確指導方向。如江西省提出要“調整優化產業結構,依托資源優勢和產業基礎,加快發展戰略新興產業、現代服務業”等。但值得注意的是,產業結構調整并非“一朝一夕”之事,還受經濟發展基礎、市場需求、技術高度等多種因素影響。短期內示范區各企業更多將技術創新應用于生產源頭和末端治理,完成對產業內部既有生產技術的研發應用和有效替換,而暫未能形成規模性高新技術產業。各生態文明示范區雖然對高新技術或現代服務業有所布局,但政策發揮效果依然受限于科研成果的研發周期和產業孵化周期。產業結構優化是一個既包含優化資源配置實現產業結構合理化又包含產業形態從低級向高級演變的動態調整過程[28]。隨著產業結構優化也會減少在生產過程中的能源消耗和降低污染程度,使高消耗且低產出的產業逐漸被低消耗高產出的產業替代或實現自我升級[10],促進產業協調發展,實現生產要素和生產技術的合理配置[29],提高綠色全要素生產率。綜上,本文提出以下假說。

H2生態文明示范區政策通過提高環保財政支出和促進技術創新提高綠色全要素生產率。

H3a生態文明示范區政策可通過促進產業結構優化提高綠色全要素生產率。

H3b生態文明示范區政策不可通過促進產業結構優化方式提高綠色全要素生產率。

四、模型設定和數據說明

(一)變量選取

1.被解釋變量:綠色全要素生產率(gtfp)

綠色全要素生產率是衡量綠色發展的重要指標,涵蓋了經濟發展過程中付出的環境代價[16]。同時,基于非期望產出的SBM模型更加符合多要素投入、期望產出和非期望產出的gtfp測算需求,考慮非期望產出的SBM模型如下

(1)

為更進一步增強測算綠色全要素生產率的準確度,以既可測度出期望產出和最大化效率前沿距離,又可測度出非期望產出和負向最小化前沿距離的GML指數即SBM-GML方法測算綠色全要素生產率。具體公式如下

(2)

其中,DG(x,y,b)表示依賴于全局生產可能性集合的全部方向性距離函數,GMLt,t+1表示相鄰兩期綠色全要素生產率的變化。測算綠色全要素生產率的具體指標如表1所示。

表1 測算綠色全要素生產率的指標體系

2.核心解釋變量

生態文明示范區政策的虛擬變量(DID),等于實驗組虛擬變量(treated)和實驗期虛擬變量(time)的交乘項。其中,treated是處理組虛擬變量,代表是否被列為生態文明示范區。各批次被列為生態文明示范區的城市設為1,未列入設為0;time是實驗期虛擬變量,即被列入生態文明示范區名單的當年及之后的年份設為1,其余設為0。

3.影響機制變量

各地環保財政支出(lnefinance)、技術創新(lntec)、產業結構高級化(es)和產業結構合理化(tl)。在各地財政支出目錄中有“環境保護支出”這一項,后更改為“節能環保”科目,以此數據衡量各地環保財政支出[23],并取對數表示;專利申請和授權的數量可體現科技活動是否活躍及其供給情況,因此以各城市專利授權數衡量各地技術創新[28,31],并取對數表示;產業結構由第一產業向第二產業轉變最終向第三產業轉變的過程為產業結構升級過程。因此,本文以產業結構高級化(es)和產業結構合理化(tl)全面體現產業結構的變動過程。其中,產業結構高級化是指各產業所占比重沿著第一、二、三產業規律性上升的過程[32]。參考付凌暉(2010)[32]的衡量方法,以產業結構變化值計算產業結構高級化指數(es)。產業結構合理化體現各產業之間互相加強協調關聯的動態過程,是資源有效利用程度的一種體現[33]。因泰爾指數可以既度量各產業和就業人數之間的結構偏差又可兼顧各產業的差異性經濟地位[33],本文以泰爾指數衡量各地區產業結構合理化水平(tl)(2)限于篇幅,此處未列出產業結構高級化和產業結構合理化的具體計算公式,詳可見對應參考文獻或向作者索取。。

4.控制變量

參考已有文獻對綠色全要素生產率、生態文明示范區政策的研究[1,7,12]并結合各地經濟發展情況,本文選取各地人口密度(lnpd)、固定資產投資額(lninv)、人均經濟發展水平(lnrgdp)、各地區交通運輸量(lntra)、平均工資(lnwage)、環境規制(er)為控制變量。人口密度以各地區年末總人口數與當地行政區域面積比表示;固定資產投資額以各地區年末固定資產投資表示;人均經濟發展水平以各地區人均經濟發展水平表示;交通運輸量以各地區交通運輸貨運量表示;平均工資以各地區在崗職工平均工資表示;因政府工作報告中對環境的重視程度可體現政府參與環境治理的決心和力度,且使用省級政府報告還具有不受下級政府干擾的外生性優點[34],所以采用省級政府工作報告中“環境保護”相關詞匯的頻率[34]與各地級市工業用電量與總電量之比相乘。以上變量除環境規制之外均取對數。

(二)模型設定

生態文明示范區政策自2014年首次實施到全面展開,為研究提供了一個較好的“準自然實驗”情境。因此,本文參考既有文獻對多期雙重差分模型的設定,以2014年、2017年、2019年三批生態文明示范區政策實施時間為節點,構建生態文明示范區政策虛擬變量,分析該項政策對綠色全要素生產率的影響。此外,考慮到各地區的綠色全要素生產率受到地區資源稟賦等因素的影響并克服遺漏變量導致的內生性問題,構建以下雙向固定多期雙重差分模型

(3)

gtfpit表示地區i在t時期的綠色全要素生產率,i=1,2,…N,t=1,2,…T。Xit表示地區i在t時期的k維控制變量,DIDit為相應的生態文明示范區政策虛擬變量,若地區i屬于實驗組(treated=1),且t在政策沖擊發生后(time=1),則DIDit=1,否則為0。α0為常數項,α1為政策效果,也是本文主要關注的系數。如果α1顯著為正,則說明生態文明示范區政策可提高綠色全要素生產率,反之則不利于綠色全要素生產率。γ為其他控制變量的待估計參數,ρi、qt為個體、時間固定效應,εit為擾動項。

(三)樣本選取及數據說明

生態文明示范區政策自2014年首次公布實施之后,又在2017年、2018年、2019年、2020年及2021年分批分階段實施。因政策實施具有一定的滯后性,而第二批生態文明示范區名單公布時間為2018年12月31日,所以本文將2018年實施的生態文明示范區合并至2019年。生態文明示范區包含省、市、區和縣不同級別行政單位,但由于中國區、縣級層面的數據缺失和統計口徑等問題且市級行政單位的示范區較多,本文以地級市生態文明示范區為研究對象。值得注意的是,因生態文明示范區名單存在交叉,若某一省份為生態文明示范區,那么其包含的地級市即為生態文明示范區;若示范區為區、縣級單位,則以其所屬市為研究樣本;若同一市級的不同區、縣在不同時間被設為示范區,將其劃分為實施時間更早的批次[35]。

同時,囿于數據可得性,本文選取2007—2020年地級市數據為樣本,不考慮2021年設立的生態文明示范區;因2020年公布的生態文明示范區名單為2020年11月30日,難以考察其政策實際實施效果,為避免其可能存在的干擾性,將相應地區從總樣本中剔除。此外,考慮到城市體量問題,在總樣本中剔除北京、天津、重慶和上海四個直轄市;剔除西藏、云南和寧夏等地區所含數據遺漏較多的城市,最終以2014年、2017年、2019年三批生態文明示范區為研究對象,得到265個城市的面板數據。數據來源于《中國城市統計年鑒》、各城市《統計年鑒》及統計公報、中國研究數據服務平臺CNRDS數據庫、各省人民政府官網。若還有個別數據缺失,采用線性插值法和增長率預測等方法補齊,使用GDP平減指數將名義變量調整至以2007年為基期。對應變量的描述性統計分析如表2所示。

表2 變量描述性統計分析

五、實證分析

(一)基準回歸

為檢驗生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響,對基準多期雙重差分模型進行實證分析,結果如表3所示。列(1)—(6)顯示了逐步引入控制變量后,生態文明示范區政策對綠色全要素生產率產生的影響。結果顯示,在控制個體、時間效應之后,無論是否加入控制變量,生態文明示范區政策交互項的系數即核心解釋變量(DID)的估計系數均在1%的水平上顯著為正。以表3中列(7)包含全部控制變量的雙向固定效應模型的回歸系數為最終結果,可看出,其核心解釋變量(DID)的估計系數在1%的水平上顯著為正,為0.03。這說明與非生態文明示范區相比,生態文明示范區對提高綠色全要素生產率具有正向作用,可提高綠色全要素生產率,驗證本文假說1。即多批次生態文明示范區政策在推動綠色發展之路上發揮積極穩定作用,可兼顧經濟增長和環境保護。

表3 基準回歸結果

(二)穩健性檢驗

1.“平行趨勢”檢驗

用雙重差分法進行回歸時,基礎且重要的一個假設就是實驗組和控制組要滿足“平行趨勢”條件,在政策實施之前實驗組和控制組的綠色全要素生產率無顯著差異。只有這樣,政策效應系數才能體現政策效果。因此,參考Beck等(2010)[36]的做法,構建如下模型

(4)

其中,post-1至post-5、post0、post1至post5分別代表生態文明示范區政策實施之前的前五年及以前年度、前四年至前一年、政策實施當年和實施之后的后一年至后四年、后五年及以后年度。將生態文明示范區政策實施的前一年post-1作為基準年份實證回歸[37]。由圖2可知,生態文明示范區政策實施之前,對照組和實驗組的回歸系數無明顯差異,而在該項政策實施之后,系數顯著為正。說明組別之間綠色全要素生產率的差異不斷擴大,政策實施效果始終存在且具有持續性,滿足“平行趨勢”假設,由此驗證了基準模型的適用性。

圖2 “平行趨勢”檢驗結果

圖3 de Chaisemartin C& D′Haultfuille估計結果圖

2.考慮多期雙重差分模型的“潛在偏誤”問題

生態文明示范區政策的實施對于不同地區產生的效果可能存在不可忽視的異質性處理效應。這種差異主要體現在接受該政策實施后的時間或各地區在不同時點接受該項政策。最終出現“負權重”現象和基準模型估計存在“潛在偏誤”問題[38-40]。為控制“潛在偏誤”可能存在的干擾,從以下兩方面進行穩健性檢驗。一方面,因生態文明示范區政策并未全面展開實施,即樣本中存在“從未接受處理組”。在此基礎上,利用Goodman-Bacon分解法檢驗異質性問題的嚴重性。由表4中列(1)Goodman-Bacon分解結果可知,此時“較早接受處理組”為控制組的權重僅為0.069,說明異質性問題相對較輕[39]。另一方面,由于實驗組較大部分在2014年及2017年被評為生態文明示范區,而在2019年被評為生態文明示范區且符合本文實驗組條件的較少(僅為13個城市),本文剔除較晚被評為生態文明示范區的樣本,將基準回歸簡化為兩期雙重差分模型進行回歸[38],實證結果如表4中列(2)所示,此時核心解釋變量的回歸結果依然顯著。此外,根據樣本的數據特征[39]和de Chaisemartin C和D′Haultfuille(2020)[41]的改進方法,對樣本重新估計,如圖3所示,此時核心解釋變量的回歸系數在政策實施之后均顯著為正。綜上,證實了基準回歸結果的穩健性[38]。

表4 穩健性檢驗結果:Goodman-Bacon分解結果、改變樣本范圍

雖然基準回歸結果已證實生態文明示范區政策可提高綠色全要素生產率,但此結果可能是由其他隨機因素導致的,上述回歸結果可能因環境、政策因素的影響而出現偏差。因此,采用隨機抽取樣本和隨機生成政策實施年份的方式得到隨機政策處理組,生成偽虛擬政策的交互項進行安慰劑檢驗[37]。為提高安慰劑檢驗的有效性,本文基于500次隨機抽樣過程并按照模型(3)進行回歸。圖4圖5分別展示了安慰劑檢驗的結果,其中圖4橫軸代表了隨機抽樣的估計值系數大小。由圖4可看出,隨機抽樣檢驗系數的分布中心均在零值附近,與基準回歸的估計系數(虛線值=0.03)存在顯著差異。同時,圖5橫軸代表隨機抽樣檢驗結果的t值大小。由圖5可看出,大部分隨機抽樣檢驗的t值均位于零值附近。以上均證明基準回歸結果的穩健性,所受其他政策或不可觀察因素的干擾較少。

圖4 安慰劑檢驗系數(隨機抽樣500次)

圖5 安慰劑檢驗t值(隨機抽樣500次)

4.改變觀測周期

前文實證過程以三批次生態文明示范區政策作為多期雙重差分模型的政策節點。為進一步確保政策結果的穩健性及避免統計周期帶來的偏差,本文僅以第一批次生態文明示范區的確定時間即2014年為節點進行實證分析。為避免其他批次政策對實證結果的干擾,將樣本數據的觀測周期改變為2007—2016年,并采用雙重差分模型進行檢驗,實證結果如表5中列(1)(2)所示。此時,第一批次生態文明示范區對綠色全要素生產率的作用系數即DID系數依然在1%的水平上顯著為正,驗證了基準回歸結果的穩健性。

表5 穩健性檢驗結果:改變觀測周期、內生性問題處理、刪除省會城市

5.內生性問題處理

雖然已檢驗并盡可能控制樣本范圍內影響綠色全要素生產率的因素,但依然不能忽視無法觀測和不可控制因素對回歸結果的干擾。因政策發揮效果尤其是體現在對綠色全要素生產率的促進作用中可能仍需一段周期,由此產生的滯后性導致內生性問題[42]。因此,在解釋變量中加入被解釋變量的滯后一期(gtfpt-1),在此基礎上判斷生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的作用系數即DID系數是否顯著,實證結果如表5中列(3)(4)所示。無論是否包含控制變量,核心解釋變量(DID)的系數依然在1%的水平上顯著為正,與基準回歸結果一致。

6.再次改變樣本數據范圍—刪除省會城市

在實施生態文明示范區政策時,考慮到省會城市的行政級別顯著高于其他城市,其擁有的資源支配權比其他地級市更多、更全面。因此,本文從總樣本數據中剔除省會城市,實證結果如表5中列(5)(6)所示。即使改變總樣本數據范圍,核心解釋變量(DID)的系數依然在1%的水平上顯著為正,與基準回歸結果一致。

7.替換被解釋變量

在實施規模經營以后，合作社按照對每個地塊竹林按照社員入社登記的采伐做工，測算出每50 kg平均采伐做工成本，再將竹林采伐作業承包給安徽采伐隊，每50 kg竹材采伐成本低于測算平均采伐成本2元左右，集約經營降低了成本。合作社與孝豐拉絲廠簽訂長期竹材供應協議，平均每50 kg大毛竹高于市場價格1.5元左右，小毛竹銷售價格高于當地收購價5元/50 kg，正6寸、正7寸毛竹高于市場價格16元/50 kg銷售到德清縣三腳河市場，規模銷售增加了收益。

測算綠色全要素生產率有多種方式,在SBM-GML模型的基礎上,本文進一步利用SBM-DDF模型測算綠色全要素生產率,將其作為被解釋變量的替換性指標(gtfp1)實證分析,結果如表6中列(3)(4)所示。無論是否加入控制變量,核心解釋變量(DID)的系數均在1%的水平上顯著為正,證實了基準回歸結果的穩健性。

表6 穩健性檢驗結果:替換被解釋變量、排除其他政策干擾

8.排除其他政策干擾

推動綠色發展、提高綠色全要素生產率是一項復雜工程。同時,各地區發展可能配合實施其他類似或相關政策。因此,本文考慮到樣本期內可能影響綠色全要素生產率的兩類政策并實證檢驗。一方面,為2015年實施印發的《關于在部分區域系統推進全面創新改革試驗的總體方案》。因該方案實施過程涉及東部、中部、西部和東北等區域的發展重點,與生態文明示范區的位置存在部分重合和銜接,所以引入分組變量和該項政策試點時間虛擬變量的交互項(D1=treat×time2015),進行實證分析。另一方面,低碳試點城市是治理碳排放強度過程中的重要政策,以2012年作為低碳試點城市政策時間節點,引入分組變量和該項政策試點時間虛擬變量的交互項(D2=treat×time2012),進行實證分析,結果如表6列(3)-(6)所示。無論是否包含控制變量,兩種類似政策和時間虛擬變量交互項D1、D2的系數并不顯著,而核心解釋變量(DID)的系數依然顯著為正,說明生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的促進作用并未受其他政策干擾。生態文明示范區作為推動綠色發展的重要政策,其實施效果也是穩健可靠的。

(三)異質性分析

1.城市地理位置異質性

如上文所述,生態文明示范區的設立分布在不同區域,而中國各個地區在發展水平、發展階段和資源稟賦方面存在較大差異,因此按照傳統的東部、中部、西部驗證生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的異質性影響是有必要的。本文將樣本城市劃分為東、中、西部并實證回歸,實證結果如表7中列(1)—(3)所示。在東部地區,核心解釋變量(DID)的系數并不顯著,即生態文明示范區政策對綠色全要素生產率無明顯影響。東部地區已經具備良好的發展基礎和成熟的發展方式,該項政策發揮作用的空間不大,難以顯現其實質影響。

表7 異質性分析結果:城市地理位置異質性、經濟發展水平異質性

因此未能提高綠色全要素生產率。而在中西部地區核心解釋變量的系數均在1%的水平上顯著為正。在中部地區,核心解釋變量(DID)的系數為0.03,在西部地區,核心解釋變量(DID)的系數為0.04。即該項政策在中西部地區均可提高綠色全要素生產率。雖然中西部地區的經濟資源和發展體系相對比較薄弱,但也正因如此,生態文明示范區政策可在相應地區發展之初就利用資源稟賦推動當地行綠色發展之路,以兼顧經濟發展和環境保護為目標,充分發揮其“后發優勢”,提高綠色全要素生產率。

2.經濟發展水平異質性

經濟發展水平作為各地區發展建設的基礎,在資源獲取、綠色轉型和環境保護等方面起重要作用。而各城市在經濟發展方式和經濟發展規模等方面存在較大差異,這一差異性特征可能會引致各城市對生態文明示范區政策產生不同的反應[38]。即,經濟發展水平的不同會導致生態文明示范區政策對提高綠色全要素生產率的積極作用存在差異[29]。因此,根據人均GDP均值將總樣本分為高低兩組,并對其實證分析,實證結果如表7中列(4)(5)所示。在經濟發展水平較高時,核心解釋變量(DID)的系數在1%的水平上顯著為正,為0.01;在經濟發展水平較低時,核心解釋變量(DID)的系數在1%的水平上顯著為正,為0.05。此時,若直接比較二者系數可能存在不可忽視的偏差,因此,進一步進行組間系數差異檢驗[37]。如表7所示,組間系數差異檢驗的P值為0.01,通過組間系數差異檢驗。這表明在經濟發展水平較低時,生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的促進作用更強。可能的解釋是較低經濟發展水平的城市往往具有還未穩定的產業結構、能源結構。因此,當相應地區被評為生態文明示范區時,其發展方式調整更快,即可更強地發揮提高綠色全要素生產率的正向實施效果。而高經濟發展水平地區擁有相對確定和具有優勢的發展基礎、產業體系,致使政策實施效果相對較弱。

(四)生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響機制檢驗

前文表明,生態文明示范區政策可提高綠色全要素生產率。那么,生態文明示范區政策影響綠色全要素生產率的內在機制是什么?理論上,生態文明示范區預期通過提高環保財政支出、推動技術創新和優化產業結構的路徑實現對綠色全要素生產率的積極作用。基于此,參考毛捷和管星華(2022)[38]和江艇(2022)[43]的研究,本文構建如下模型,檢驗生態文明示范區政策對環保財政支出、技術創新和產業結構的影響是否存在。

(5)

其中,Mit代表影響機制變量,分別為環保財政支出(lnefinanceit)、技術創新(lntecit)、產業結構高級化(esit)和產業結構合理化(tlit),系數λ1是影響機制的核心估計系數,相應回歸結果如表8所示。

表8 生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響機制檢驗結果

首先,探究生態文明示范區可否提高環保財政支出,結果如表8中列(1)所示。生態文明示范區政策即核心解釋變量(DID)的系數在1%的水平上顯著為正,為0.02。這說明與非示范區相比,生態文明示范區政策可提高示范區內環保財政支出規模。環保財政支出提高區域內各主體投資環保項目的積極性,加強區域內綠色轉型的基礎設施投入,兼顧經濟增長和環境保護,提高綠色全要素生產率。其次,探究生態文明示范區可否推動技術創新,結果如表8中列(2)所示。生態文明示范區政策即核心解釋變量(DID)的系數在1%的水平上顯著為正,為0.13。這說明與非示范區相比,生態文明示范區政策可推動技術創新。技術創新既是推動經濟增長的內在動力,也為治理環境污染、提升區域內環境治理能力并最終提高綠色全要素生產率的重要手段。結合上述機制分析結果,驗證本文研究假說2。

最后,探究生態文明示范區可否優化產業結構,結果如表8中列(3)所示。無論是產業結構高級化還是產業結構合理化,生態文明示范區政策即核心解釋變量(DID)的系數并不顯著,表明該項政策對產業結構無明顯影響。雖然生態文明示范區政策明確了對產業結構的發展要求和發展方向,擬以此實現綠色發展目標。但由于產業結構調整是需要時間和系統變革的升級過程,受多種因素影響,僅生態文明示范區政策短期內難以對產業結構優化發揮突出效果。未來持續激發生態文明示范區政策對產業結構的優化作用,成為該項政策的完善方向。結合上述機制分析結果,本文的研究假說3b得到驗證。

六、進一步分析

值得注意的是,實施生態文明示范區政策也可能會對綠色全要素生產率存在空間上的影響。一方面,與非生態文明示范區相比,各生態文明示范區追求以綠色發展為指引方向的力度更強。那么,由于政策強度的差異性,就可能出現本地污染型產業向鄰近地區梯度轉移的現象,對鄰近地區的污染物排放和污染物治理均產生不利影響。反之,環境質量作為一種公共品,生態文明示范區對污染物的有效治理和對環境質量的不斷改善,對鄰近地區也會產生正向影響。另一方面,生態文明示范區對當地官員的晉升考核機制、區域發展所獲的資金激勵和對經濟增長的帶動作用,會引起區域之間互相“模仿”和“策略互動”行為[44],影響綠色全要素生產率。此外,區位型生態環境政策不同又配合于環境政策,構建創新性平臺式綠色發展模式。在此過程中,無論是制度要素還是經濟激勵,都形成了政府內外部、企業和社會組織之間的互動協作關系,并整合于同一目標,具有空間和時間上的有序和自組織狀態,最終形成生態文明示范區政策的空間溢出效應。

為此,本文進一步增加生態文明示范區政策虛擬變量和其他外生變量的空間滯后項,將空間作用納入模型中,利用空間倍差法探究生態文明示范區政策對鄰近地區綠色全要素生產率產生的影響是否存在。空間倍差法放松了雙重差分法需滿足的SUTVA假設,可解決并驗證政策效應產生的空間問題[45]。綜上,建立如下空間杜賓(SDM)模型,下文進一步論述該模型的適用性。

(6)

其中,W為N×N維空間權重矩陣,其他變量含義同基準模型。ρ代表被解釋變量的空間溢出系數,即空間自相關系數,α代表生態文明示范區政策對本地綠色全要素生產率的影響系數,β代表生態文明示范區政策的實施對周圍其他鄰近地區綠色全要素生產率的影響系數,γ′、δ′為其他控制變量的待估參數。因在總樣本中剔除部分城市且空間模型對空間矩陣比較敏感。所以,本文選擇基于經緯度的空間地理距離矩陣(W1)和基于2007—2020年人均GDP平均值進行標準化處理的空間經濟距離矩陣(W2)作為實證回歸中所用的空間權重矩陣W。

首先,對綠色全要素生產率做空間相關性檢驗,以驗證是否可使用空間倍差法探究生態文明示范區政策對鄰近地區的空間溢出效應。因此,對綠色全要素生產率進行全局莫蘭指數檢驗。無論是空間地理距離矩陣(W1)還是空間經濟距離矩陣(W2),綠色全要素生產率的莫蘭指數均大于零,而且除2011年、2013年之外,其他年份的莫蘭指數均顯著,證明綠色全要素生產率存在不可忽略的空間相關性(3)限于篇幅,此處未披露莫蘭指數具體值,如需可向作者索取。。

接下來,為驗證空間溢出效應的存在,分別采用SAR模型和SDM模型實證回歸。由表9可知,無論是地理距離矩陣還是經濟距離矩陣,SAR模型和SDM模型的空間相關系數ρ、核心解釋變量(DID)的系數、WDID的系數、直接效應和空間溢出效應的系數均顯著為正,這說明生態文明示范區政策確實存在正向的空間溢出效應。同時,經過LR檢驗(LR_error和LR_lag的p=0.00)、LM檢驗(LM_error和LM_erro_robust的p=0.00)、Wald檢驗(Wald_lag和Wald_error的p=0.00)的結果表明,與SAR模型相比,選用SDM模型即空間杜賓模型進行回歸和解釋更合理。

表9 生態文明示范區政策的空間溢出效應檢驗結果

更進一步,通過表9中列(2)和列(4)SDM模型的效應分解結果可知,在兩種空間權重矩陣下,生態文明示范區政策對本地綠色全要素生產率的促進作用不變,其直接效應依然在1%的水平上顯著為正,分別為0.02和0.03。同時,生態文明示范區政策對鄰近地區的綠色全要素生產率也具有正向促進作用,其空間溢出效應的系數分別在10%和1%的水平上顯著為正,分別為0.02和0.06。隨著生態文明示范區政策對經濟發展和環境保護的雙重目標追求和環境治理體系的不斷完善,弱化了鄰近地區之間可能存在的“標尺競爭”和“合謀”等問題,并逐漸轉為各地區之間對綠色發展模式的“互相效仿”和“向上競爭”。同時,本地區環境質量的改善和對經濟增長的拉動作用對鄰近地區也有積極作用。另外,該項政策所構建的創新性平臺式綠色發展模式,加強了地區之間的地理聯系、經濟發展和污染治理合作,使其產生標桿作用,最終形成生態文明示范區政策影響綠色全要素生產率的空間溢出效應。

七、結論和政策啟示

生態文明示范區政策作為國家促進綠色發展的生態環境政策之一,其目標不僅在于關注對環境保護的有利影響,還需兼顧對各地經濟發展和民生效應的影響。那么,綠色全要素生產率是考察此過程的重要指標和關鍵因素。因此,本文以生態文明示范區政策作為一項準自然實驗,基于2007—2020年中國265個城市面板數據,利用多期雙重差分法實證檢驗生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的作用效果和影響機制。研究發現,第一,與未實施該項政策的地區相比,生態文明示范區政策顯著提高了相應地區綠色全要素生產率。經過系列穩健性檢驗后,該結論依然成立。第二,影響機制檢驗表明,生態文明示范區可通過提高環保財政支出和推動技術創新提高綠色全要素生產率。但生態文明示范區政策對促進產業結構優化的作用并不顯著,尚不能通過此路徑發揮對綠色全要素生產率的正向作用。第三,異質性分析表明,在東部地區,生態文明示范區政策對綠色全要素生產率的影響不顯著;在中西部地區,該項政策如預期般發揮作用。另外,在經濟水平發展較低地區,該項政策對綠色全要素生產率的正向作用強于經濟發展水平較高地區。第四,生態文明示范區政策具有正向空間溢出效應,可提高鄰近地區綠色全要素生產率,發揮標桿作用。

本文的研究為優化生態文明示范區政策設計、探究提高綠色全要素生產率的可行路徑、實現綠色發展提供了應有依據。基于上述研究結論,本文提出以下政策啟示:第一,推廣設立生態文明示范區。生態文明示范區政策可提高綠色全要素生產率。這為已經設立和將要設立的示范區提供可行經驗和有利依據。因此,應推廣設立生態文明示范區,充分發揮并放大該項政策對綠色全要素生產率的正向作用。第二,充分發揮各示范區給予的資金支持效應。明確環保財政支出的資金流向,高效利用環保資金吸引社會資本投入,促進生態文明示范區發展;對某些欠發達地區或財政較弱地區,匹配專項資金扶持,據此更好發揮生態文明示范區政策在提高綠色全要素生產率過程中的資金支持效應。第三,充分發揮各示范區對技術創新的推動作用。加強各示范區對技術創新尤其是綠色技術創新的資金投資,推動科研院所、大學、企業聯合促進技術創新成果轉化為推動綠色發展的內生動力,進而持續提高綠色全要素生產率。第四,需持續激發生態文明示范區政策對產業結構的優化作用。因生態文明示范區政策尚未能達到推動產業結構優化進而提高綠色全要素生產率的目標,各示范區可深入推動發展環保產業和現代服務業、因地制宜完成對本地污染產業的有效替代或升級,以期達到該項政策促進產業結構有效轉型的目標。第五,需考慮城市所處地理位置和經濟發展水平異質性。對位于東部和經濟發展水平較高地區的生態文明示范區實施差異化組合政策,以更好地激發該項政策的實施效果。此外,應加強區域之間合作發展、做好本地和鄰近地區之間的協同作用,充分發揮生態文明示范區政策的正向空間溢出效應。