孫博文 謝賢君 張政

基金項目：基金項目國家社會科學(xué)基金青年項目《環(huán)境規(guī)制對僵尸企業(yè)形成的影響機(jī)制與異質(zhì)性研究》（19CJY028）。

作者簡介：作者簡介孫博文（1988—），男，河南商丘人，博士，中國社會科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員，主要研究方向為可持續(xù)性發(fā)展;謝賢君（1989—），男，四川南充人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，主要研究方向為綠色增長與可持續(xù)發(fā)展;張政（1988—），男，湖北襄陽人，博士，工業(yè)和信息化部國際經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作中心研究員，主要研究方向為工業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型。

[摘要]技術(shù)市場發(fā)展意味著技術(shù)創(chuàng)新激勵機(jī)制和市場化制度的完善，進(jìn)而有助于促進(jìn)創(chuàng)新要素的自由流動及提高創(chuàng)新要素的配置效率，對實現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升大有裨益。文章基于長江經(jīng)濟(jì)帶1998—2016年面板數(shù)據(jù)，并基于OECD綠色發(fā)展戰(zhàn)略框架下測度綠色全要素生產(chǎn)率水平的基礎(chǔ)之上，實證檢驗了技術(shù)市場對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)：長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出逐年波動上升的趨勢，且轉(zhuǎn)折點出現(xiàn)在2008年。長江經(jīng)濟(jì)帶技術(shù)市場通過提升勞動力市場、資本市場一體化路徑從而顯著性提升綠色全要素生產(chǎn)率水平，也通過提高資本配置效率路徑從而顯著性提高綠色全要素生產(chǎn)率，但勞動力配置路徑并不顯著，且結(jié)論具有穩(wěn)健性。R&D經(jīng)費支出、人均工資水平、市場一體化以及資源配置效率增強(qiáng)了市場技術(shù)發(fā)展提升綠色全要素生產(chǎn)率水平效應(yīng)的能力。

[關(guān)鍵詞]關(guān)鍵詞技術(shù)市場;綠色全要素生產(chǎn)率;OECD綠色發(fā)展;中介效應(yīng)

[中圖分類號]中圖分類號F1243[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A文獻(xiàn)標(biāo)志碼[文章編號]1673-0461（2020）08-0018-10

一、引言

據(jù)《長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展報告（2017）》公布，2011—2015年長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展指數(shù)由4939上升到5635，年均增速為267%，其綠色發(fā)展水平呈穩(wěn)定上升的趨勢。但由于長江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，其創(chuàng)新能力亟待提高，一方面，長江經(jīng)濟(jì)帶創(chuàng)新驅(qū)動指數(shù)一直處于較低水平，2011—2015年年均增速為072%，增長幅度非常小，對綠色發(fā)展的支撐不足;另一方面，科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)性投入明顯不足，創(chuàng)新能力薄弱，2011—2015年R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度年均增長率為386%，增長幅度較小。自2016年9月伊始，《長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展規(guī)劃綱要》正式出臺，指出：“必須堅持生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展，以長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展?！贬槍﹂L江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展的研究也不勝枚舉（羅良文、趙凡，2019;何壽奎，2019;羅志高、楊繼瑞，2019;張治棟、吳迪，2019;王曉芳等，2019;陳路等，2019）[1-6]，[JP]在此背景下，如何繼續(xù)提升長江經(jīng)濟(jì)帶創(chuàng)新驅(qū)動能力以促進(jìn)其綠色、可持續(xù)發(fā)展，這不僅是廣大學(xué)術(shù)工作者所面臨的一項重要研究課題，也是各級政府政策決策者和執(zhí)行者所面臨的一項重要議題。創(chuàng)新是實現(xiàn)綠色發(fā)展的一條重要途徑，但問題在于長江經(jīng)濟(jì)帶如何通過引導(dǎo)企業(yè)自主技術(shù)創(chuàng)新以提高自主創(chuàng)新能力和促進(jìn)創(chuàng)新市場機(jī)制，從而帶動其綠色發(fā)展;而技術(shù)市場發(fā)展意味著技術(shù)創(chuàng)新激勵機(jī)制和市場化制度的完善，進(jìn)而有助于促進(jìn)創(chuàng)新要素的自由流動及提高創(chuàng)新要素的配置效率，充分發(fā)掘企業(yè)在創(chuàng)新體系中的潛力，對實現(xiàn)綠色增長大有裨益。

特別地，根據(jù)全國技術(shù)市場統(tǒng)計，截至2017年底，全國共簽訂技術(shù)合同為367 586項，成交金額達(dá)13 42422億元，其中，長江經(jīng)濟(jì)帶“九省兩市”簽訂技術(shù)合同為144 316項，成交金額達(dá)4 111.84億元，占比分別為3926%、3063%;截至2018年底，全國共簽訂技術(shù)合同為411 985項，成交金額達(dá)17 69742億元，其中，長江經(jīng)濟(jì)帶“九省兩市”簽訂技術(shù)合同為163 469項，成交金額達(dá)6 57361億元，占比分別為3968%、3714%;2018年長江經(jīng)濟(jì)帶“九省兩市”簽訂技術(shù)合同、成交金額同比分別增加了1327%、5986%，二者增加比率均高于全國水平。可見，長江經(jīng)濟(jì)帶技術(shù)交易市場發(fā)展迅速，為其科技成果轉(zhuǎn)化等提供了良好契機(jī)和平臺。因此，探究長江經(jīng)濟(jì)帶技術(shù)交易市場發(fā)展及其對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，對于提升長江經(jīng)濟(jì)帶創(chuàng)新驅(qū)動能力、提高科技創(chuàng)新投入，進(jìn)一步實現(xiàn)長江經(jīng)濟(jì)帶可持續(xù)、綠色高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)階段，技術(shù)市場規(guī)模正處于不斷擴(kuò)張期（Arora & Fosfuri，2002;Elton et al.，2002）[7-8]，而由于存在技術(shù)市場交易障礙以及技術(shù)變動的拖累，我國技術(shù)市場運(yùn)行效率呈現(xiàn)波動起伏狀態(tài)（張座銘等，2018）[9]。技術(shù)市場的發(fā)展推動了創(chuàng)新資源優(yōu)化配置、技術(shù)成果轉(zhuǎn)化和技術(shù)轉(zhuǎn)移，增強(qiáng)了自主創(chuàng)新能力（劉和東，2006;張汝飛等，2016）[10-11]。一方面，技術(shù)市場發(fā)展有助于提高科技創(chuàng)新投入水平（胡凱等，2012）[12]，另一方面，技術(shù)市場發(fā)展有利于提高技術(shù)效率（韓晶，2012）[13]，同時葉祥松、劉敬（2018）認(rèn)為技術(shù)市場發(fā)展有利于疏通知識創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新之間的梗塞，從而提高科技創(chuàng)新效率[14]。技術(shù)市場發(fā)展不但反映了科技創(chuàng)新活動的市場化水平，而且展現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動力強(qiáng)度，原因在于在技術(shù)市場發(fā)展到一定規(guī)模的條件下，大大提高了科技成果的交易頻率，增加多樣化的交易方式，簡化交易流程，降低交易成本，逐漸形成和完善科技成果與科技資源的價格機(jī)制，創(chuàng)新主體獲得創(chuàng)新收益的收益率顯著提高，其開展技術(shù)創(chuàng)新的積極性也不斷提高，不僅有足夠的動力開展知識創(chuàng)新等技術(shù)開發(fā)活動，而且還能獲得政府資助，并將資助進(jìn)一步用于技術(shù)開發(fā)活動，產(chǎn)生大量科技成果。此外，完善的技術(shù)市場有利于降低科技創(chuàng)新活動的信息不對稱性，形成對創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化推動作用，有利于促進(jìn)創(chuàng)新效率提升。

創(chuàng)新效率顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率水平提升（萬倫來、朱琴，2013）[15]，而生產(chǎn)率水平的提升來自于自主研發(fā)和國外技術(shù)引進(jìn)，但國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移效果并不明顯（李小平，2007）[16]。唐保慶（2009）研究發(fā)現(xiàn)通過國外貿(mào)易進(jìn)口渠道的R&D投入對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，但通過國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移和自主研發(fā)能否促進(jìn)全要素生產(chǎn)率則依賴于投入強(qiáng)度高低[17]?？梢?，創(chuàng)新研發(fā)投入強(qiáng)度和規(guī)模依賴于技術(shù)市場發(fā)展程度，從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率水平間接依賴于技術(shù)市場發(fā)展水平。此外，葛鵬飛等（2017）通過構(gòu)建包含科研創(chuàng)新和綠色全要素生產(chǎn)率的一個新經(jīng)濟(jì)增長模型，并利用“一帶一路”沿線國家的跨國面板數(shù)據(jù)實證檢驗科研創(chuàng)新對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，研究指出，科研創(chuàng)新能夠通過純技術(shù)進(jìn)步路徑顯著提升沿線國家的綠色全要素生產(chǎn)率[18]。吳新中等（2017）進(jìn)一步指出長江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率整體呈上升趨勢，其重要驅(qū)動力來自于技術(shù)創(chuàng)新改進(jìn)和技術(shù)規(guī)模效率[19]。

縱觀學(xué)者對技術(shù)市場、技術(shù)創(chuàng)新影響綠色全要素生產(chǎn)率影響機(jī)制，主要表現(xiàn)在對純技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率兩個方面，但鮮有研究基于創(chuàng)新要素自由流動以及要素配置水平路徑進(jìn)行分析，原因在于，一方面，技術(shù)市場發(fā)展所帶來的創(chuàng)新資源優(yōu)化配置、技術(shù)成果轉(zhuǎn)化和技術(shù)轉(zhuǎn)移能夠引致要素轉(zhuǎn)移，促進(jìn)要素流動與配置，帶來要素市場一體化和要素配置效率提升，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率水平的提升。另一方面，技術(shù)市場發(fā)展所帶來的要素流動，加快要素市場一體形成，進(jìn)而有助于實現(xiàn)資源在地區(qū)之間配置，充分促進(jìn)要素的專業(yè)化分工，特別是要素流動為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級提供了大量的勞動力支持，而且也倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，更加注重產(chǎn)業(yè)資本、產(chǎn)業(yè)技術(shù)的投入以及產(chǎn)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平，有助于提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率;要素自由流動，還有助于通過“干中學(xué)”機(jī)制以及知識溢出效應(yīng)，提高農(nóng)村勞動力的人力資本積累，有助于逐漸實現(xiàn)綠色增長內(nèi)生能力的提升。有鑒于此，本文利用長江經(jīng)濟(jì)帶1998—2016年面板數(shù)據(jù)，通過基于OECD綠色發(fā)展戰(zhàn)略框架下測度長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率水平的基礎(chǔ)之上，重點分析和闡述技術(shù)市場影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制和影響路徑，從而為技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)綠色發(fā)展提供重要理論支撐，問題的澄清有助于為長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展戰(zhàn)略決策提供參考依據(jù)。

三、研究設(shè)計

（一） 綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)測度

本文基于最新的OECD綠色增長戰(zhàn)略框架下綠色全要素生產(chǎn)率的測度，綜合考慮了經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境、扶貧等多方面的因素。在綠色增長戰(zhàn)略框架下的社會生產(chǎn)必須重點考慮綠色經(jīng)濟(jì)增長，而OECD在綠色增長戰(zhàn)略中期報告中明確提出了核心和關(guān)鍵環(huán)境指標(biāo)、經(jīng)濟(jì)壓力減弱指標(biāo)、能源生產(chǎn)力指標(biāo)、政策融合指標(biāo)、創(chuàng)新指標(biāo)和可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)等要素來考察和衡量一個國家和地區(qū)的綠色發(fā)展?fàn)顩r（Zachariadis，2004）[20]。Brock & Taylor（2010）的“綠色索洛模型”[21]、Hallegatte（2012）的生產(chǎn)函數(shù)融合環(huán)境因素都闡釋了核心和關(guān)鍵環(huán)境指標(biāo)的重要性[22]。能源生產(chǎn)力指標(biāo)方面，Jouvet & Arminen（2013）認(rèn)為提升要素的生產(chǎn)效率和降低能源消耗是經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型的重要內(nèi)生性動力[23]。Kivyiro & Arminen（2014）指出了不斷增加清潔能源和減少能源消耗對于促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)綠色增長的重要作用[24]。Talberth & Bohara（2006）、Galeotti et al.（2006）、Loganathan et al.（2014）持續(xù)探究政府的環(huán)境治理能力、二氧化碳排放政策、城市化水平、產(chǎn)業(yè)布局等政策對社會經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的作用[25-27]?？紤]創(chuàng)新指標(biāo)方面，Anthony & Sandeep（2011） 、Goeschl & Perino（2009）指出綠色技術(shù)發(fā)展的重要推力來自創(chuàng)新投入水平[28-29]?？紤]社會生產(chǎn)力可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)方面，James（2009）指出要實現(xiàn)真正意義的可持續(xù)性發(fā)展就必須考慮綠色技術(shù)創(chuàng)新[30]。因此，一方面，經(jīng)濟(jì)社會生產(chǎn)指標(biāo)體系必須在充分考量綠色增長戰(zhàn)略下進(jìn)行構(gòu)建，以體現(xiàn)全面、系統(tǒng)、有效地反映社會經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)力可持續(xù)性的真實水平，保障指標(biāo)選取的依據(jù)性;另一方面，保證數(shù)據(jù)的可獲得性，從反映生產(chǎn)的環(huán)境效率和生產(chǎn)模式變化方面，反映消費的環(huán)境效率和消費模式變化方面以及反映政府和社會媒介的政策、措施和工具反應(yīng)方面構(gòu)建了可持續(xù)性綠色社會生產(chǎn)指標(biāo)體系，保障指標(biāo)選取的合理性。本文[JP2]主要指標(biāo)包括經(jīng)濟(jì)增長，生態(tài)環(huán)境改善，環(huán)境服務(wù)投入，政策融合、創(chuàng)新指標(biāo)和可持續(xù)扶貧性增長指標(biāo)等要素，并重點關(guān)注氣候變化、生態(tài)環(huán)境、自然資源等環(huán)境問題，因而具體指標(biāo)可以分為以下5個方面：傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)投入、反映環(huán)境服務(wù)投入、經(jīng)濟(jì)自然資產(chǎn)、生活環(huán)境質(zhì)量以及政策反應(yīng)和工具。本文在結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展實際的基礎(chǔ)上，整理出如表1所示的與之相對應(yīng)的指標(biāo)與評價體系。

具體的指標(biāo)分為投入指標(biāo)、常規(guī)產(chǎn)出指標(biāo)、非期望產(chǎn)出指標(biāo)3類：

第一，投入指標(biāo)包括：①勞動力，以全省年末從業(yè)人員數(shù)表示地區(qū)勞動力;②資本存量，資本存量包括人力資本和物質(zhì)資本兩個方面，其中，以各省平均受教育年限表示人力資本存量，物質(zhì)資本存量的估算公式表達(dá)為Ki1998=Ii1997/（gi1997+δi1997），其中g(shù)表示當(dāng)年的GDP增長率，I表示當(dāng)年的名義總投資，δ表示物質(zhì)資本經(jīng)濟(jì)折舊率;③能源，以林伯強(qiáng)（2003）認(rèn)為的電力消費與能源消費存在很高的相關(guān)性與精準(zhǔn)性為基準(zhǔn)，用電力消費數(shù)據(jù)作為能源消費指標(biāo);④公園綠地，以人均公園綠地面積（P）表示環(huán)境服務(wù)投入;⑤水資源，以人均水資源量表示;⑥R&D經(jīng)費支出，以R&D經(jīng)費支出作為政策反映和工具指標(biāo)。

第二，常規(guī)產(chǎn)出指標(biāo)：地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出。

第三，非期望產(chǎn)出指標(biāo)：①廢水，以廢水排放總量表示廢水;②化學(xué)需氧量，以化學(xué)需氧排放總量表示化學(xué)需氧量;③二氧化硫（S），以二氧化硫排放總量表示二氧化硫。

測度結(jié)果顯示，1998—2016年間長江經(jīng)濟(jì)帶省級層面綠色全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)波動上升的趨勢，并且轉(zhuǎn)折點出現(xiàn)在2008年，可能的原因在于2008年出現(xiàn)金融危機(jī)的影響，隨著財政刺激計劃的推進(jìn)，長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率又出現(xiàn)上升趨勢。具體如圖1所示，圖1顯示了長江經(jīng)濟(jì)省級均值、相對較高地區(qū)、相對較低地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率變化趨勢。

（二）模型設(shè)計

為了探究技術(shù)市場如何影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用，將技術(shù)市場交易額作為解釋變量，將綠色全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，檢驗技術(shù)市場影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用，如模型（1）。同時，將技術(shù)市場交易額增加率作為工具變量，綠色全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，檢驗技術(shù)市場影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用穩(wěn)健性。為了進(jìn)一步分析技術(shù)市場影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制，本文基于中介效應(yīng)模型進(jìn)行作用機(jī)制檢驗，如模型（2）、（3）。主要模型表現(xiàn)形式如下：

其中，中介檢驗的基本思想是，首先，對模型（1）進(jìn)行估計，用以檢驗被解釋變量tchmarket對被解釋變量etfp的作用，回歸系數(shù)α顯著意味著被解釋變量tchmarket的作用顯著，否則停止中介效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑檢驗;其次，對模型（2）進(jìn)行估計，用以檢驗被解釋變量tchmarket是否通過中介變量q對被解釋變量eftp產(chǎn)生影響，如果β系數(shù)顯著，說明被解釋變量tchmarket對中介變量q有顯著的影響作用;第三，對模型（3）進(jìn)行估計， γ1與γ2分別反映了被解釋變量tchmarket與中介變量q對被解釋變量eftp的直接與間接影響效應(yīng);最后，綜合β與γ2系數(shù)的共同顯著性便可以判斷出中間傳導(dǎo)路徑的存在性。特別地，還需通過Sobel檢驗進(jìn)行中介效應(yīng)分析以判斷是否真正存在中介效應(yīng)。同時，為了消除經(jīng)濟(jì)變量內(nèi)生性問題和地區(qū)異質(zhì)性導(dǎo)致的誤差項同方差問題以及保障模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性，運(yùn)用 GMM 動態(tài)面板估計模型能夠得到較好的處理，因此，采用系統(tǒng)GMM 方法。由于其同時運(yùn)用差分信息和內(nèi)生變量水平變化，通過把具有弱外生變量的滯后項當(dāng)作工具變量納入估計方程，可獲得估計的一致性。

（三） 變量選擇與說明

1被解釋變量

綠色全要素生產(chǎn)率（etfp），以基于OECD綠色增長戰(zhàn)略框架下所測度的綠色全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量。

2核心解釋變量

本文主要涉及的核心解釋變量為技術(shù)市場交易額（tchmarket）以及其工具變量市場交易額變化率（tchmarket1）。

3中介變量

本文中，技術(shù)市場可能通過促進(jìn)勞動力和資本自由流動、提升資源配置效率以及創(chuàng)新水平途徑對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

第一，勞動力和資本自由流動方面。一方面，技術(shù)市場能夠帶來勞動力自由流動，加快勞動力市場一體化進(jìn)程，勞動力市場一體化程度較低的階段逐步向勞動力市場一體化較高階段轉(zhuǎn)變，勞動力市場一體化程度較低地區(qū)逐步向勞動力市場一體化較高地區(qū)轉(zhuǎn)變，導(dǎo)致高素質(zhì)勞動力的逐步增加，以及勞動力邊際回報的逐步上升，進(jìn)而形成勞動力市場升級;同理，另一方面，技術(shù)市場能夠帶來資本自由流動，加快資本市場一體化進(jìn)程，資本市場一體化程度較低的階段逐步向資本市場一體化較高階段轉(zhuǎn)變，資本市場一體化程度較低地區(qū)逐步向資本市場一體化較高地區(qū)轉(zhuǎn)變，導(dǎo)致資金積累的逐步增加，以及資本邊際回報的逐步上升，進(jìn)而形成資本市場升級。即以勞動力市場一體化（lmi）和資本市場一體化（lzi）作為中介變量。其中，基于單一工資率以及薩繆爾森的“一價定理”原則，本文在基于城市之間工資水平數(shù)據(jù)測度城市之間勞動力市場一體化的基礎(chǔ)上，擬采用長江經(jīng)濟(jì)帶城區(qū)與農(nóng)村工資性收入數(shù)據(jù)測度城鄉(xiāng)勞動力市場分割指標(biāo)，先計算城鄉(xiāng)工資性收入相對值△w，進(jìn)一步基于“價格法”計算相對工資收入的變動方差表示城鄉(xiāng)勞動力市場分割指數(shù)，倒數(shù)反映了城鄉(xiāng)勞動力市場一體化指數(shù)水平;通過計算出資本市場市場分割指數(shù)，也就是資本產(chǎn)出率的偏差，即獲得資本市場一體化指數(shù)。[JP]

第二，資源配置效率方面。由于在完全競爭條件下，競爭機(jī)制促使資源靜態(tài)配置，即促使資源從低生產(chǎn)率的企業(yè)或部門向高生產(chǎn)率的企業(yè)或部門流動;而現(xiàn)實中存在市場摩擦，則可能存在資源錯配問題，本文基于勞動力市場扭曲倒數(shù)（cl）和資本市場扭曲倒數(shù)（cz）來反映資源配置效率問題，即扭曲程度越低資源配置效率越高，反之則越低。因此，本文考慮N種行業(yè)不同性質(zhì)的企業(yè)的生產(chǎn)問題，由于本文重點關(guān)注的是企業(yè)異質(zhì)性間的要素錯配、要素扭曲，即不同企業(yè)規(guī)

生存型財政支出的權(quán)力，對于生產(chǎn)要素配置及其配置效率具有重要作用;五是交通便利程度（trans），本文以客運(yùn)量水平表示交通便利程度。

數(shù)據(jù)來源說明：本文的因變量、控制變量來自于長江經(jīng)濟(jì)帶“九省兩市”省級面板數(shù)據(jù)庫，而由于計算方法的需要，自變量與中間變量則來自于長江經(jīng)濟(jì)帶“九省兩市”的105個城市的1998—2016年間的面板數(shù)據(jù)。文中所有數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國財政統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)、各省份統(tǒng)計年鑒。另外，除了GDP采用GDP平減指數(shù)外，其他變量均采用價格指數(shù)對其平減，以保障估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。

（四） 描述性統(tǒng)計

針對所有變量均取對數(shù)值，相關(guān)變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)估計結(jié)果及分析

[JP]基準(zhǔn)效應(yīng)模型并沒有考慮到技術(shù)市場與綠色全要素生產(chǎn)率的互動內(nèi)生問題，但能夠從經(jīng)濟(jì)直覺上為進(jìn)一步分析兩者關(guān)系以及中間機(jī)制提供間接證據(jù)，基本估計結(jié)果如表3所示。方程1和方程3基準(zhǔn)估計模型分別顯示在OLS和固定效應(yīng)兩種估計方式下技術(shù)市場對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，二者的系數(shù)分別為0005 4、0007 7，且分別通過5%、1%的顯著水平檢驗（括號內(nèi)為t值），表明技術(shù)市場交易份額擴(kuò)大顯著有利于促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率水平的提高。同理，方程2和方程4基準(zhǔn)估計模型分別顯示在OLS和固定效應(yīng)兩種估計方式下技術(shù)市場對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，二者的系數(shù)分別為0002 3、0005 5，且分別通過5%、1%的顯著水平檢驗，表明技術(shù)市場交易增加率顯著有利于促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率水平的提高。進(jìn)一步從工具變量角度說明了技術(shù)市場顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率水平的提升。

注：分別表示在10%、5%以及1%的顯著水平上通過檢驗;括號內(nèi)數(shù)值表示系數(shù)的t值。

在控制變量中：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著增長提高了綠色全要素生產(chǎn)率水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高意味著地方經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展組織經(jīng)營形成規(guī)?；?，對于提升資源要素的配置效率具有積極作用;而政府規(guī)模顯著抑制了綠色全要素生產(chǎn)率水平的提升，此外，固定資產(chǎn)投資水平、對外開放水平以及交通便利程度對綠色全要素生產(chǎn)率影響并不顯著。

（二）影響機(jī)制檢驗及其分析

[JP+1]表4和表5分別顯示了技術(shù)市場影響綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制。分類來看，方程5顯示了技術(shù)市場交易擴(kuò)大顯著提高了勞動力市場一體化水平，而方程9顯示了納入勞動力市場一體化水平中介變量的綜合效應(yīng)，即表示技術(shù)市場交易擴(kuò)大通過促進(jìn)勞動力市場一體化從而影響綠色全要素生產(chǎn)率。方程6顯示了技術(shù)市場交易擴(kuò)大顯著提高了資本市場一體化水平，而方程10納入資本市場一體化水平中介變量的綜合效應(yīng)，即技術(shù)市場交易擴(kuò)大通過促進(jìn)資本市場一體化從而影響綠色全要素生產(chǎn)率。方程7顯示了技術(shù)市場交易擴(kuò)大顯著提高了勞動力配置水平，而方程11納入勞動力配置水平中介變量的綜合效應(yīng)，不同的是，勞動力配置水平的系數(shù)并不顯著，通過進(jìn)一步Sobel檢驗表明技術(shù)市場交易擴(kuò)大通過提高勞動力配置水平從而影響綠色全要素生產(chǎn)率這一中介效應(yīng)并不顯著?？赡艿脑蛟谟?，長江經(jīng)濟(jì)帶勞動力市場一體化進(jìn)程依然處于上升階段，包括長三角、長江中游城市群以及成渝城市群在內(nèi)的國家城市群成為長江經(jīng)濟(jì)帶新型城鎮(zhèn)化的空間載體，吸引更多的農(nóng)村富余勞動力向大型城市群轉(zhuǎn)移，對其他中小城市的勞動力配置不足，進(jìn)而對整體勞動力配置水平相對較低，導(dǎo)致技術(shù)市場通過影響勞動生產(chǎn)配置效率作用綠色全要素生產(chǎn)率機(jī)制并不明顯。方程8顯示了技術(shù)市場交易擴(kuò)大顯著提高了資本配置水平，而方程12納入資本配置水平中介變量的綜合效應(yīng)，即表明技術(shù)市場交易擴(kuò)大通過提高資本配置水平從而影響綠色全要素生產(chǎn)率。

注：分別表示在10%、5%以及1%的顯著水平上通過檢驗;括號內(nèi)數(shù)值表示系數(shù)的t值。

（三）穩(wěn)健性檢驗

技術(shù)市場與綠色全要素生產(chǎn)率之間可能存在互動內(nèi)生問題，除此之外，遺漏變量以及測量誤差等問題也都會帶來技術(shù)市場交易變量的內(nèi)生問題。進(jìn)一步，為了緩解潛在的內(nèi)生問題，本文基于動態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計方法對模型再次估計了技術(shù)市場對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。具體做法是，通過主成分分析法將勞動力市場一體化和資本市場一體化整合形成統(tǒng)一的要素市場一體化指數(shù)，同理，也通過主成分分析法將勞動力配置效率和資本配置效率整合成要素配置效率指數(shù)，以要素市場一體化和要素配置效率作為新的中介代理變量，以及以技術(shù)市場交易增加率作為新的核心解釋變量，并運(yùn)用GMM估計方法進(jìn)行重新估計，其結(jié)果如表6所示。在基準(zhǔn)方程13和方程14顯示技術(shù)市場增加率的系數(shù)分別為0002 8和0001 9，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明技術(shù)市場增加率顯著提高了綠色全要素生產(chǎn)率;方程15和方程16顯示，技術(shù)市場增加率分別對要素市場一體化、要素配置效率具有顯著的促進(jìn)作用;方程17和方程18在分別納入要素市場一體化、要素配置效率中介變量的綜合效應(yīng)后，表明技術(shù)市場增加率通過提高要素市場一體化和要素配置效率水平從而影響綠色全要素生產(chǎn)率。

注：分別表示在10%、5%以及1%的顯著水平上通過檢驗;括號內(nèi)數(shù)值表示系數(shù)的t值。

注：分別表示在10%、5%以及1%的顯著水平上通過檢驗;括號內(nèi)數(shù)值表示系數(shù)的t值。

（四） 進(jìn)一步分析：市場技術(shù)對綠色全要素生產(chǎn)率效應(yīng)的敏感度

為了進(jìn)一步分析技術(shù)市場對綠色全要素生產(chǎn)率效應(yīng)的敏感度，即更為實際反映技術(shù)市場所帶來的效應(yīng)，本文通過技術(shù)市場分別與R&D經(jīng)費支出、人均工資水平、市場一體化以及資源配置效[HJ1.5mm]率進(jìn)行交互，具體檢驗結(jié)果如表7所示。其中，tchmarket×R&D、tchmarket×w、tchmarket×lmzi、tchmarket×clz系數(shù)顯著為正，表明R&D經(jīng)費支出、人均工資水平、市場一體化以及資源配置效率增強(qiáng)了市場技術(shù)發(fā)展提升綠色全要素生產(chǎn)率水平效應(yīng)，即技術(shù)市場能夠有效增加科技基礎(chǔ)性投入力度、改善技術(shù)創(chuàng)新激勵機(jī)制、提高技術(shù)市場化制度水平，從而有利于發(fā)掘企業(yè)自主創(chuàng)新潛力，促進(jìn)企業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化，進(jìn)一步增強(qiáng)技術(shù)市場提升綠色全要素生產(chǎn)率效應(yīng)的能力。

注：分別表示在10%、5%以及1%的顯著水平上通過檢驗;括號內(nèi)數(shù)值表示系數(shù)的t值。

五、 研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

本文利用長江經(jīng)濟(jì)帶1998—2016年面板數(shù)據(jù)，基于OECD綠色發(fā)展戰(zhàn)略框架下測度綠色全要素生產(chǎn)率水平的基礎(chǔ)上，實證檢驗了技術(shù)市場對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)：①長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出逐年波動上升的趨勢，且轉(zhuǎn)折點出現(xiàn)在2008年;②長江經(jīng)濟(jì)帶技術(shù)市場通過提升勞動力市場、資本市場一體化路徑從而顯著性提升綠色全要素生產(chǎn)率水平，也通過提高資本配置效率路徑從而顯著性提高綠色全要素生產(chǎn)率，但勞動力配置路徑并不顯著，且結(jié)論具有穩(wěn)健性;③R&D經(jīng)費支出、人均工資水平、市場一體化以及資源配置效率增強(qiáng)了市場技術(shù)發(fā)展提升綠色全要素生產(chǎn)率水平效應(yīng)的能力。

（二） 政策建議

依據(jù)本文所得出的結(jié)論，結(jié)合《長江經(jīng)濟(jì)帶規(guī)劃綱要》政策實施的實際，為助推長江經(jīng)濟(jì)帶實現(xiàn)綠色發(fā)展，提出如下政策建議：

第一，一方面，增強(qiáng)R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度以突顯長江經(jīng)濟(jì)帶科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)性投入，擴(kuò)大科技創(chuàng)新基礎(chǔ)條件規(guī)模，豐富關(guān)鍵技術(shù)和集成性技術(shù)，提高科技競爭能力進(jìn)而形成有效的創(chuàng)新機(jī)制;另一方面，鼓勵和支持信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展，政府通過借自貿(mào)區(qū)之力，開展人才引進(jìn)、資金引進(jìn)、經(jīng)驗引進(jìn)“三引進(jìn)”行動，增強(qiáng)政府對企業(yè)自主創(chuàng)新的引導(dǎo)力度，提高自主創(chuàng)新能力的激勵性機(jī)制和市場化機(jī)制，有效促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶技術(shù)市場發(fā)展，為其綠色發(fā)展提供保障。

第二，注重區(qū)域協(xié)同發(fā)展，適當(dāng)鼓勵和支持勞動力向中小城市流動，以就業(yè)補(bǔ)貼、住房補(bǔ)貼、教育、健康資助等形式引導(dǎo)人才向中小城市流動，從而促進(jìn)勞動力配置，有效緩解不充分、不平衡問題，進(jìn)而創(chuàng)新勞動力、資本等要素投入機(jī)制。

第三，持續(xù)推進(jìn)和完善技術(shù)市場交易體系，通過財政補(bǔ)貼、稅收返還等形式鼓勵和支持技術(shù)市場發(fā)展，并逐步建立和完善技術(shù)交易市場監(jiān)督機(jī)制，規(guī)范技術(shù)市場交易的準(zhǔn)入條件和退出機(jī)制，從而形成良性技術(shù)市場交易循環(huán)體系，促使形成長江經(jīng)濟(jì)帶穩(wěn)定可持續(xù)性技術(shù)市場交易生態(tài)環(huán)境，為長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展提供重要支撐。

（三） 研究不足與展望

本文結(jié)合長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展現(xiàn)狀，充分考慮長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策，據(jù)此提出提升長江經(jīng)濟(jì)帶創(chuàng)新驅(qū)動策略，對其可持續(xù)綠色發(fā)展具有較強(qiáng)的指導(dǎo)意義。誠然，本文依然存在以下部分的不足：一是在測度長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)體系方面，僅根據(jù)OECD綠色增長戰(zhàn)略框架制定，而忽略了包含UNEP 綠色經(jīng)濟(jì)衡量框架、世界銀行綠色增長政策評價指標(biāo)體系以及GGGI綠色增長計劃評估指標(biāo)體系在內(nèi)的指標(biāo)體系，可能導(dǎo)致長江經(jīng)濟(jì)帶綠色全要素生產(chǎn)率測度存在一定的片面性;二是本文尚未涉及針對長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域?qū)用娈愘|(zhì)性和企業(yè)層面異質(zhì)性的探討。

[JP2]隨著長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略深入推進(jìn)，未來探究可在以下方面繼續(xù)深入分析：一方面，獲取更為實時的數(shù)據(jù)，運(yùn)用多種指標(biāo)體系進(jìn)行測度分析，以增強(qiáng)探究結(jié)論的時效性與全面性及實效性;另一方面，同時考慮地區(qū)差異以及微觀企業(yè)差異，從異質(zhì)性視角分析不同區(qū)域?qū)用嬉约捌髽I(yè)類別層面下技術(shù)市場對綠色增長影響的不同。

[參考文獻(xiàn)]

[1]羅良文，趙凡.工業(yè)布局優(yōu)化與長江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展：基于區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移視角[J].改革，2019（2）：27-36.

[2]何壽奎.長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境治理與綠色發(fā)展協(xié)同機(jī)制及政策體系研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2019（8）：57-63.

[3]羅志高，楊繼瑞.長江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)環(huán)境網(wǎng)絡(luò)化治理框架構(gòu)建[J].改革，2019（1）：87-96.

[4]張治棟，吳迪.人力資本結(jié)構(gòu)高級化與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率提升——基于長江經(jīng)濟(jì)帶的實證分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2019（9）：67-74.

[5]王曉芳，謝賢君，孫博文.區(qū)域一體化的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)路徑研究——基于長江經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2019（3）：64-71.

[6]陳路，孫博文，謝賢君.產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)——基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，2019（4）：42-52.

[7]ARORA [JP2]A，F(xiàn)OSFURI A，GAMBARDELLA A.Markets for technology：the economics of innovation and corporate strategy[J].Managerial & decision economics，2002，23（7）：437-438.[JP]

[8]ELTON[JP2] J J ，SHAH B R，VOVZEY J N.Intellectual property：partnering for profit[J].Mckinsey quarterly，2002（5）：58-67.[JP]

[9]張座銘，彭甲超，易明.中國技術(shù)市場運(yùn)行效率：動態(tài)演進(jìn)規(guī)律及空間差異特征[J].科技進(jìn)步與對策，2018（20）：55-63.[ZK）]

[10][ZK（#]劉和東.中國技術(shù)市場與自主創(chuàng)新關(guān)系的實證研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2006（6）：974-978.

[11]張汝飛，劉超，趙彥云.技術(shù)市場與科技創(chuàng)新互動效應(yīng)研究——以北京技術(shù)市場為例 [J].數(shù)學(xué)的實踐與認(rèn)識，2016（8）：43-51.

[12]胡凱，吳清，胡毓敏.知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)——基于技術(shù)交易市場視角和省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].財經(jīng)研究，2012（8）：15-25.

[13]韓晶.本土技術(shù)轉(zhuǎn)移與國際技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)的比較——基于省際數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2012（1）：195-202.

[14]葉祥松，劉敬.政府支持、技術(shù)市場與科技創(chuàng)新效率[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2018（7）：67-81.

[15]萬倫來，朱琴.R&D投入對工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響——來自中國工業(yè)1999—2010年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2013（9）：20-26.

[16]李小平.自主R&D、技術(shù)引進(jìn)和生產(chǎn)率增長——對中國分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)的實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（7）：15-24.

[17]唐保慶.國內(nèi)R&D投入、國際R&D溢出與全要素生產(chǎn)率[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2009（9）：69-75.

[18]葛鵬飛，徐璋勇，黃秀路.科研創(chuàng)新提高了“一帶一路”沿線國家的綠色全要素生產(chǎn)率嗎[J].國際貿(mào)易問題，2017（9）：48-58.

[19]吳新中，董仕奇.高校畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價要素及體系建構(gòu)[J].科技進(jìn)步與對策，2017（4）：140-144.

[20]ZACHARIADIS[JP2] M PALMER.R&Dinduced growth in the OECD？[J].Review of development economics，2004，8（3）：423-439.[JP]

[21]BROCK W A，TAYLOR M S.The green so low model[J].Journal of economic growth，2010，15（2）：127-153.

[22]HALLEGATTE S，et al.From growth to green growth a framework[R].National Bureau of Economic Research，2012.

[23]JOUVET [JP3]P A，PERTHUIS C.Green growth：from intention to implementation [J].International economics，2013，134：29-55.[JP]

[24]KIVYIRO P，ARMINEN H.Carbon dioxide emissions，energy consumption，economic growth，and foreign direct investment：causality analysis for Sub Saharan Africa[J].Energy，2014，74：595-606.

[25]TALBERTH J，BOHARA A K. Economic openness and green GDP[J].Ecological economics，2006，58（4）：743-758.

[26]GALEOTTI M，LANZA A，PAULI F.Reassessing the environmental Kuznets curve for CO 2 emission：a robustness exercise[J].Ecological economics，2006，57（1）：152-163.

[27]LOGANATHAN N，SHAHBAZ M，TAHA R.The link between green taxation and economic growth on CO2 emissions：fresh evidence from Malaysia[J].Renewable and sustainable energy reviews，2014，38：1083-1091.

[28]ANTHONY H，SANDEEP K.Regulatory attitudes and environmental innovation in a model combining internal and external R&D[J].Journal of environmental economics and management，2011，61（3）：32-340.

[29]GOESCHL T，PERINO G.On backstops and boomerangs：environmental R&D under technological uncertainty[J].Energy economics，2009，31（5）：800-809.

[30]JAMES R，COHEN. Hues of green：sustainable development values and green industrial development[R].Conference of the Association of Collegiate Schools of Planning，2009.

[ZK）][FL）]

How Does the Technology Market Affect Green Total Factor Productivity？

——From the Perspective of OECD Green Growth Strategy

Sun Bowen1 ，Xie Xianjun2，Zhang Zheng3

（1Institute of Quantitative & Technical Economics，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100732，China;2School of Finance and Economics，Xi an Jiaotong University，Xi an 710061，China;3Institute of Energy Resources and Environment，Center for International Economic and Technological，Beijing 100070，China）

Abstract： The development of technology market means the improvement of technological innovation incentive mechanism and marketoriented system.This in turn helps to promote the free flow of innovation elements and improve the efficiency of the allocation of innovation factors，which is beneficial to the realization of green total factor productivity.Based on the panel data of the Yangtze River Economic Belt from 1998 to 2016 and the measuring level of green total factor productivity under the OECD green development strategy framework，this paper empirically tests the impact of technology market development on green total factor productivity.The study finds：the level of green total factor productivity of the Yangtze River Economic Belt shows a trend of increasing volatility year by year，and the turning point appeared in 2008.The technology market in the Yangtze River Economic Belt has significantly improved the level of green total factor productivity by enhancing the integration path of the labor market and the capital market，and has also significantly improved the green total factor productivity by improving the capital allocation efficiency path.But the labor allocation path is Not significant，and the conclusion is robust.R&D expenditure，per capita wage level，market integration and resource allocation efficiency have promoted the ability of market technology development to enhance the effect of green total factor productivity.

Key words： technology market; green total factor productivity; OECD green development; mediating effect

責(zé)任編輯（責(zé)任編輯：李萌）