绿色发展、省际空间溢出与区域开放度提升研究—基于主成分分析和空间杜宾模型

李丹琪 张佐敏 副教授 通讯作者 吴佳楷（、中山大学新华学院经济与贸易学院广州 5050 、海南大学经济学院 海口 5708 、华为技术股份有限公司商务部广东深圳 589）

引言

改革开放40年来中国经济发展取得伟大成就，统计数据显示，2018年中国人均国内生产总值接近1万美元，约是1978年的65倍。这主要得益于中国一贯坚持对外开放。伴随着中国经济的快速发展，中国对外开放程度日益深化，2017年中国对外非金融类直接投资流量为8108亿元、实际使用外商直接投资金额8776亿元、货物出口153321亿元、货物进口124602亿元、国际旅游外汇收入8332亿元。党的十九大报告明确提出要“坚持打开国门搞建设”，2018年底召开的中央经济工作会议也指出要“推动全方位对外开放”，可见进一步扩大对外开放，仍将是中国未来经济工作的重心所在。党的十九大报告强调要“推进绿色发展”，并将“污染防治”列为全面建成小康社会三大攻坚战之一。然而，在推进绿色发展过程中，总有部分企业因环境影响评估不达标等问题被处罚或是被关停，其中不乏外商在华投资的制造企业，于是有人担忧本省企业用于环境保护的成本支出过多，会降低企业的投资积极性以及研发能力，不利于本省企业“走出去”对外投资以及开展进出口贸易活动，可能会对中国进一步扩大对外开放造成一定程度的阻碍。然而，从长远来看，绿色发展是一项造福子孙后代的伟大事业，绿色发展过程中所淘汰的大多是重污染、高排放企业，仅仅因为个别案例而断定“绿色发展不利于对外开放”的判断并不成立。本文将尝试理清绿色发展与对外开放两者之间的内在关系，科学探讨一省绿色发展对其扩大对外开放程度的影响机制，为省级地方政府推进绿色发展和扩大对外开放战略部署提供理论依据。

关于绿色发展对对外开放的影响，国内外学者主要围绕国际贸易、国际投资以及国际旅游等方面进行讨论。关于绿色发展对国际贸易的影响作用，如Anderson&van Wincoop（2003）将环境管制视为限制两国间贸易的因素；李小平等（2012）研究发现环境管制对出口的影响作用呈倒U型关系；Hering&Poncet（2014）认为环境管制不利于出口贸易的扩大；任力和黄崇杰（2015）指出环境规制在一定程度上会对出口贸易产生抑制作用；盛丹和张慧玲（2017）研究发现环境管制显著促进出口产品质量的提升；盛丹和李蕾蕾（2018）分别从出口决策以及出口数量两个维度考察了环境立法对出口贸易的影响。关于绿色发展对国际投资的影响作用，如Naughton（2014）、姚大庆（2015）均认为环境管制对外商直接投资的影响作用呈倒U型关系；刘朝等（2014）研究发现环境管制显著降低外商直接投资的动机。关于绿色发展对国际旅游的影响作用，如马丽君等（2011）均认为，随着气候舒适度的提升，入境旅游游客数量也会随之增加；Saenz-de-Miera&Rosselló（2014）、刘嘉毅等（2018）均研究发现空气质量提升有利于国际旅游发展。综上所述，已有大量学者注意到绿色发展对本省国际贸易、国际投资或是国际旅游的影响作用，但是目前研究成果的不足之处主要在于：一是对外开放政策往往是同时通过国际贸易、国际投资以及国际旅游等多个渠道同时实施的，仅考虑其中一个因素可能会导致回归结果出现偏差；二是本省绿色发展往往对邻近地区存在空间溢出效应，已有研究成果尚未对绿色发展的空间溢出效应进行充分讨论。鉴于此，本文将使用2010-2017年中国大陆30个省份（由于数据缺失，不包括西藏自治区）面板数据，采用空间数据分析方法探索绿色发展与对外开放之间的空间自相关特征，并搭建空间杜宾模型考察绿色发展对本省以及邻近地区对外开放程度的影响作用，为地方政府落实“打开国门搞建设”国家政策提供理论参考。

本文的贡献可能在于：第一，从研究视角上，除了检验绿色发展对一省整体对外开放水平的影响作用，并将衡量对外开放程度的指标拆解为衡量“引进来”的内部开放程度以及衡量“走出去”的外部开放程度等细分指标，进一步考察绿色发展影响本省以及邻近省份对外开放程度的内在机制；第二，从研究方法上，构建地理距离权重矩阵和经济距离权重矩阵，同时引入空间数据分析方法和空间杜宾模型，除了考察某省绿色发展对当地对外开放程度的影响作用，同时考察对其距离邻近省份的影响作用，从“全国一盘棋”的大局观出发，探讨各省之间合作共建绿色协同发展机制的可能性。

表1 初步回归结果及稳健性检验

表2 进一步回归结果

绿色发展与对外开放的空间关联性检验

（一）指标选取及权重矩阵设定

第一，绿色发展指标测算。关于绿色发展水平的测算，主要从环境管制和环境质量两个方面进行衡量。环境管制更多体现某个地区为实现绿色发展而采取的一系列措施，而环境质量则更多体现该省实现绿色发展的程度，本研究侧重于探讨某个省份绿色发展状况对本省及邻近省份进一步扩大对外开放的影响程度，因此采用环境质量指标来衡量绿色发展水平更为合适。

本文从环境污染排放、污染排放处理以及环境自净能力三个层面选取指标：环境污染排放层面的指标包括废水排放量WA、废气中二氧化硫排放量SO、废气中烟（粉）尘排放量D、城市生活垃圾清运量DG、化肥施用量CF；污染排放处理层面的指标包括工业固体废弃物利用率RE、生活垃圾无害化处理率H、工业废水处理完成投资额WI、工业废气治理完成投资额GI、工业固体废物治理完成投资额SI、工业噪声治理完成投资额NI；环境自净能力层面的指标包括人均水资源量PW、年末造林总面积F、年末林业投资完成情况FI。其中，环境污染排放层面的指标均为逆指标，采用倒数形式处理；工业废水处理完成投资额、工业废气治理完成投资额、工业固体废物治理完成投资额、工业噪声治理完成投资额、年末林业投资完成情况均以2010年为基期，用固定资产投资价格指数进行平减。同时对各指标进行z-score标准化处理。适用性检验结果显示，KMO值为0.6555且Bartlett球形检验的P值等于0，说明原始变量之间存在相关关系，可以进行主成分分析。分析结果显示，前八个主成分因子累积贡献率超过85%的经验值水平（分别为30.52%、16.05%、10.54%、8.19%、7.23%、6.94%、5.41%和4.36%）， 因此本文根据八个主成分因子的系数矩阵，计算得到相应的主成分表达式。此时用各主成分因子贡献率除以累计贡献率得到相应的权数，各主成分因子表达式分别乘以权数并加总求和得到绿色发展水平的计算公式。如式（1）所示：

最后，将标准化处理后的数据代入得到各省绿色水平指标GL。

第二，区域对外开放指标测算。中国对外开放包括“引进来”的内部开放和“走出去”的外部开放两方面（陈文新等，2016），其中“引进来”的内部开放指的是要面向世界，吸引其他国家市场主体及个人进入国内开展经济文化交流活动，本文将采用货物进口总值占国内生产总值比重、当年实际使用外资金额占国内生产总值比重以及国际旅游外汇收入占国内生产总值比重来刻画内部开放程度；“走出去”的外部开放指的是要放眼世界，鼓励和支持中国本土企业“走出去”，融入世界经济体系，参与国际分工，本文将采用货物出口总值占国内生产总值比重、对外非金融类直接投资流量占国内生产总值比重来衡量外部开放程度。同时参考姚战琪（2018）对大国特质的处理方法，本文在测算各省份开放度指标时设置权数1/(1-GDPi/∑GDPi)来捕捉经济强省特质。区域开放度指标测算公式如式（2）所示：

其中，IM表示货物进口贸易额，FDI表示外商在华直接投资流量，TR表示入境游客创造国际旅游外汇收入，EX表示货物出口贸易额，OFDI表示中国企业对外非金融类直接投资流量。

本文根据上述讨论，将省级区域开放度指标进一步分解为省级区域内部开放度指标RIO和区域外部开放度指标REO，测算公式如式（3）和式（4）所示：

第三，空间权重矩阵设定。本文参考林梨奎和余壮雄（2018）的研究成果，使用两省质心点距离的倒数设置地理距离权重矩阵，并用各省份经济发展平均水平占全国平均水平比重构成的对角矩阵与之相乘得到经济距离权重矩阵，并对上述矩阵进行标准化处理。

（二）绿色发展与区域开放度变化的空间自相关特征

本文采用全域Geary's C指数和局域Moran's I指数，检验各省绿色发展与区域开放度两者之间可能存在的空间相关性。全域Geary's C指数检验结果显示，2010-2017年省级区域绿色发展水平GL、区域开放度RO、区域内部开放度RIO的全域Geary's C指数在大多数年份显著为正，说明这三个指标在全域范围内的空间正向自相关特征明显，同时区域外部开放度REO的全域Geary's C指数在大多数年份均不显著，说明该指标的空间自相关特征不明显。

进一步计算区域绿色发展水平GL以及区域开放度RO、区域内部开放度RIO的局域Moran's I指数。采用地理距离权重矩阵的计算结果表明，2010-2017年省级区域绿色发展水平GL、区域开放度RO、区域内部开放度RIO的局域空间相关特征差异明显。就GL而言，北京市、天津市、山东省等东部地区呈现出显著的高-高集聚特征或是低-低集聚特征，山西省、安徽省等中部地区则呈现出显著的低-低集聚特征，西部以及东北地区的局域空间相关特征并不明显。就RO而言，北京市、天津市、上海市、江苏省、海南省等东部地区呈现出显著的高-高集聚特征，山西省、河南省、湖北省等中部地区则呈现出显著的低-低集聚特征，西部以及东北地区的局域空间相关特征并不明显。就RIO而言，上海市、江苏省、海南省等东部地区呈现出显著的高-高集聚特征，山西省、河南省等中部地区则呈现出显著的低-低集聚特征，西部以及东北地区的局域空间相关特征并不明显。

本文采用经济距离权重矩阵得到的计算结果大致一样。可见，区域绿色发展水平与区域开放度的全域空间相关特征以及局域空间相关特征都比较明显，这说明地理空间是影响地区绿色发展水平以及区域开放度变化不容忽视的因素之一。下文借助空间计量模型，将空间因素纳入考虑，从更为全面的视角考察区域绿色发展水平提升对其开放程度的影响作用。

模型构建与数据说明

（一）计量模型构建

如上所述，区域绿色发展与区域开放度之间存在某种空间关联性，在计量模型的选取上须充分考虑空间溢出的相互影响作用。本文分别采用地理距离权重矩阵和经济距离权重矩阵进行LM检验，检验结果显示，LMlag统计量均大于LMerr统计量，这说明空间滞后影响占主导地位，此时选择空间杜宾模型更为合适。因此，本文计量模型设定如式（5）、（6）和（7）所示：

其中，ρ表示空间滞后回归系数，θ表示空间误差回归系数，X表示一系列控制变量。采用经济距离权重矩阵以及地理距离权重矩阵的LR检验结果均在显著性水平1%下拒绝“计量模型退化为空间自回归模型”和“计量模型退化为空间误差模型”的原假设，再次证明空间杜宾模型更为适用。通过豪斯曼检验结果确定选取个体固定效应模型进行回归检验。

（二）数据来源和变量说明

本文使用的原始数据主要来源于2011-2018《中国统计年鉴》、2010-2017年度《中国对外直接投资统计公报》以及各省份统计年鉴。除了环境质量因素外，为尽量避免因遗漏变量导致的内生性问题，本文将根据已有研究成果，选取本省经济发展水平（分别用国内生产总值和人均国内生产总值来衡量）、生产率水平（用基于广义矩估计方法估算的各地区全要素生产率来衡量）、固定资产投资强度（用全社会固定资产投资额占国内生产总值比重来衡量）、居民消费能力（用人均居民消费支出来衡量）、知识产权保护力度（用专利申请量来衡量，选取这一指标的原因在于，若地方政府的知识产权保护力度越大，则企业及个人申请专利的积极性就越高）、劳动力质量（用每十万人高等教育学校平均在校生数来衡量）、劳动力成本（用城镇单位就业人员平均工资来衡量）、研发投入强度（用规模以上工业企业新产品开发经费支出占国内生产总值比重来衡量）、城镇化（用年末城镇人口占总人口比重来衡量）、旅游接待服务设施（用接待入境过夜游客数来衡量）、交通基础设施（分别用客运量和货运量来衡量）、商业服务业发展水平（用社会消费品零售总额占国内生产总值比重来衡量）、通讯设施水平（用移动电话普及情况来衡量）、信贷约束（用年末金融机构人民币贷款余额占国内生产总值比重来衡量）作为控制变量。此外，在进一步将开放度指标分解为内部开放度指标和外部开放度指标后，选取本省经济发展水平、生产率水平、固定资产投资强度、居民消费能力、知识产权保护力度、劳动力质量、研发投入强度、城镇化、旅游接待服务设施、交通基础设施（分别用客运量和货运量来衡量）、商业服务业发展水平、通讯设施水平、信贷约束作为检验绿色发展对内部开放度影响作用的控制变量，选取本省经济发展水平、生产率水平、知识产权保护力度、劳动力质量、研发投入强度、城镇化、交通基础设施（用货运量来衡量）、信贷约束作为检验绿色发展对区域外部开放度影响作用的控制变量。

本文以2010年为基期，国内生产总值、人均国内生产总值用各省份工业生产者出厂价格指数进行平减，外商在华直接投资流量、中国企业对外非金融类直接投资流量、全社会固定资产投资额、规模以上工业企业新产品开发经费支出、资本形成总额用固定资产投资价格指数进行平减，货物进口贸易额、货物出口贸易额、入境游客创造国际旅游外汇收入、城镇单位就业人员平均工资、人均居民消费支出、年末金融机构人民币贷款余额用居民消费价格指数进行平减，社会消费品零售总额用商品零售价格指数进行平减。为解决因被解释变量与解释变量以及控制变量之间可能存在的互为因果关系而导致的内生性问题，本文采用核心解释变量以及控制变量的一阶滞后项作为工具变量进行回归。此外，国内生产总值、人均国内生产总值、人均居民消费支出、专利申请量、每十万人高等教育学校平均在校生数、城镇单位就业人员平均工资、接待入境过夜游客数、客运量、货运量、移动电话普及情况等变量均采用对数化处理。

实证结果

（一）基准回归结果及稳健性检验

采用地理距离权重矩阵回归得到初步回归结果，同时采用经济距离权重矩阵回归进行稳健性检验，结果如表1所示。估计结果表明：在采用地理距离权重矩阵进行加权后，用于捕捉绿色发展水平GL空间效应的估计系数θ以及用于捕捉区域开放度RO空间效应的估计系数ρ均通过显著性检验且显著性水平小于10%，这与前述LR检验结果一致，再次证实空间杜宾模型的适用性；在采用地理距离权重矩阵进行加权并控制影响区域开放度RO的其他变量后，区域绿色发展水平GL显著提升区域对外开放程度RO，且绿色发展水平GL每增加1个单位，将带动本省区域开放度RO在平均意义上提升0.1161个单位，同时促进邻近省份区域开放度RO在平均意义上提升0.0637个单位；采用经济距离权重矩阵进行加权后回归得到的估计结果基本一致，本次估计结果通过稳健性检验。

（二）分解区域开放度分析

扩大对外开放，重点在于把“引进来”和“走出去”更好地结合起来（韩晓梅，2018），因此本文将区域开放度RO进一步分解为区域内部开放度RIO（侧重衡量“引进来”的内部开放程度）以及区域外部开放度REO（侧重衡量“走出去”的外部开放程度）两个细分指标，深入探究区域绿色发展水平提升影响区域对外开放的内在机制。结果如表2所示。

回归结果表明：第一，在采用地理距离权重矩阵进行加权后，用于捕捉绿色发展水平空间效应的估计系数θ以及用于捕捉区域内部开放度以及区域外部开放度空间效应的估计系数ρ均通过显著性检验且显著性水平小于10%，这与前述LR检验结果一致，再次证实空间杜宾模型的适用性；第二，在采用地理距离权重矩阵进行加权并控制影响区域内部开放度的其他变量后，地区绿色发展水平GL显著促进本省及邻近省份“引进来”的内部开放程度 ，且绿色发展水平GL每增加1个单位，将带动本省区域内部开放度RIO在平均意义上提升0.1012个单位，同时促进邻近省份区域内部开放度RIO在平均意义上提升0.0439个单位；第三，在采用地理距离权重矩阵进行加权并控制影响区域开放度的其他变量后，地区绿色发展水平GL对本省及邻近省份区域外部开放度REO的影响作用并不显著，这意味着地区绿色发展水平对本省及邻近省份对外开放程度的影响作用更多地体现在其对扩大进口贸易、吸收外商在华直接投资以及吸引国际游客入境旅游等“引进来”方面上；第四，采用经济距离权重矩阵进行加权后回归得到的估计结果基本一致，本次估计结果通过稳健性检验。

结论与政策启示

本文以中国大陆30个省份（由于数据缺失，不包括西藏自治区）为例，采用2010-2017年面板数据样本，在运用主成分分析法测算各省份绿色发展水平的基础上，构建杜宾空间计量模型分析地区绿色发展水平提升对本省及邻近省份区域开放度的影响效应。实证结果显示：第一，本省绿色发展水平提升显著促进本省对外开放程度，这说明本省绿色发展水平提升，尤其是环境质量的提升，将更好地提高该省的国际形象和对外吸引力，促进当地进一步扩大对外开放；第二，本省绿色发展水平提升对邻近省份对外开放程度存在显著的正向溢出效应，这说明绿色发展工作的推进并非各个省份“各人自扫门前雪”的家事，而应是“全国一盘棋”的国事；第三，本省绿色发展水平提升对区域开放度的影响，更多表现在促进本省扩大进口贸易、吸收外商在华直接投资、吸引国际游客入境旅游等“引进来”方面，而中国企业对外直接投资、出口贸易等“走出去”方面，是否更多地受到东道国绿色发展水平的影响，尚需进一步研究。

通过基于主成分分析法和空间杜宾模型的实证研究，得到以下政策启示：

第一，科学认识绿色发展对区域开放程度的促进作用。上述研究结果显示，加快推进生态文明建设、实现绿色发展是一项与进一步扩大对外开放密切相关的战略措施。本地绿色发展水平的提升，特别是环境质量改善，将直接帮助本地居民减少用于医疗保健的支出比例，居民用于购买其他商品的支出水平将得到提升，增强进口商对本地市场消费需求水平的信心；本地环境质量的改善，将有利于增强本地对外资企业以及国际游客的吸引力，更容易得到外资企业以及国际游客在投资或旅游目的地选择上的青睐。基于更好发挥促进对外开放作用的角度，地方政府应加大力度推进绿色发展工作，淘汰劣质企业，为中国进一步扩大对外开放预留发展动力。

第二，建立健全绿色发展信息共享机制。上述研究结果也表明，一省绿色发展水平的提升，对邻近省份对外开放程度也存在正向溢出效应，这为省际之间合作共建绿色发展区域协同机制提供理论支撑。在环境整治工作中，经常有制造企业在其因自身环境影响评估不达标被关停后，没有选择就地环保改造，而是将生产基地迁往其他地方，继续污染环境。虽然某个地区的环境质量有所改善，但是其他地区却承接了污染转移所带来的环境损害，从全国大局来看并没有实现真正意义上的绿色发展。因此，各地政府应当建立健全绿色发展信息共享机制，依托区域协作方式建立跨区域的企业环境影响信息档案，让污染企业无处遁形。

囿于数据的限制，特别是目前《中国对外直接投资统计公报》仅公布到省级层面的对外直接投资数据，本文仅采用省级空间面板数据样本进行实证分析，未来争取获取更为详尽的数据样本做进一步研究。