城市经济高质量发展研究

周亚雄，郭树龙

摘要：环境治理与经济高质量发展是中国城市发展面临的两大挑战。基于新经济地理模型，在空间视域研究环境规制与技术创新对经济高质量发展的内在影响机制，并运用中国城市与城市群样本在时空动态SDM模型中进行实证检验。研究表明：城市经济高质量发展具有空间溢出效应与时间惯性效应;环境规制与技术创新主要通过直接效应对城市经济高质量发展发挥促进作用，技术创新具有传导机制。在城市群样本下技术创新对经济高质量发展存在显著推动作用，但尚未发挥传导作用。

关键词：环境规制;技术创新;城市经济高质量发展;新经济地理学

中图分类号：F061.5 文献标识码：A文章编号：1007-2101（2022）04-0065-10

一、引言与文献梳理

城市是中国经济发展最重要的载体，2020年中国城镇人口比重达到63.89%，297个地级及以上城市GDP占全国的96.46%、专利授权数占全国的97.24%。与此同时，环境污染已成为制约城市发展的顽疾，2015—2020年城镇环境基础设施建设投资占全国环境污染治理投资总额的比重为60%左右①。在中国环境污染已成为城市可持续发展的主要挑战之一[1]，通过环境规制处理好城市经济高质量发展与环境污染之间的矛盾是当前迫切需要解决的现实难题。

通常认为环境污染与经济增长之间存在环境库兹涅茨曲线[2]，早期研究大多认为环境规制不利于经济增长，会给企业施加额外的减排和治污成本、侵蚀企业生产性资源、降低生產率和市场竞争力[3]。20世纪90年代以来，双重红利假说、波特假说等理论打开了新的研究视野[4-5]。但在实证研究上学者们的意见并不一致，Lorentzen等认为国有经济比重会影响环境规制的就业增长效应[6]，Kilimani则认为在税收中性条件下，环境规制能实现双重红利[7]。虽然一些学者认可技术创新能够降低或完全弥补环境规制对经济增长的影响[8]，但也意识到技术创新的影响可能是非线性的[9]。

近年来国内学者从国家、区域、产业与企业等不同层面关注环境规制与经济高质量发展的关系。吴士炜等认为环境税费与政府补贴相结合能够提升区域经济高质量发展[10]。郭然等从产业层面提出环境规制在生产性服务业集聚提升制造业发展质量过程中起到了积极强化作用[11]。郭涛等认为环境规制通过倒逼技术创新与纠正资源错配促进企业高质量发展，且存在非线性门槛效应[12]。

总体来看，学者们主要从环境规制影响经济高质量发展的内在机理、环境规制与其他要素组合对经济高质量发展的政策效果等方面提供了丰富的研究成果。但仍存在以下局限：（1）空间要素关注不足，在城市层面环境规制政策不但与本地区环境与经济状况相关，而且与其他城市在空间上关联;（2）环境规制、技术创新影响经济高质量发展的计量实证研究较多，而从经济理论与数理逻辑上严谨推演的较少。本文可能的边际贡献在于：（1）构建了含有环境规制与技术创新的新经济地理学模型，从污染减排与社会总福利改进视角分析环境规制与技术创新对城市经济高质量影响的传导机制。（2）构建了时空动态空间杜宾模型，以尽可能消除内生性导致的参数估计偏误，并在中国城市与城市群层面进行实证研究。

二、模型推理与研究假说构建

本文试图在Forslid和Ottaviano模型框架下建立环境规制与技术创新对经济高质量发展内在影响机制的新经济地理模型[13]。

（一）基本假定

假设经济社会有A、B两个城市，工业M和农业F两个部门，资本K和劳动L两种生产要素。劳动无差异且只在生产部门间流动，资本由所有劳动者平均持有且可在城市间自由流动。两城市初始的劳动与资本分别为L、L*、K、K*②，总劳动与总资本为Lw=1、Kw=1。农业部门在完全竞争市场条件下用劳动生产无差异、无交易成本的农产品，以农产品为计价物（pF=1）。工业部门在Dixit-Stiglitz框架下使用劳动与资本两种要素生产差异化工业品;城市间工业品交易存在冰山成本τ。

城市A的工业生产对城市B存在污染负外部性。为治理污染，政府对污染企业实施环保税等经济规制措施，并将环境规制收入用于技术创新以降低污染外部性。若环境规制政策能在降低污染的同时，至少使全社会的总福利水平不下降，则认为该政策对经济高质量发展具有帕累托改进效果。

（二）消费者行为与需求函数决定

假定代表性消费者的效用函数为：

maxU=CμMC1-μF

s.t.pFCF+PMCM=y（1）

其中，CF为农产品消费量，CM=（∫n0c（σ-1）/σidi）σ/（σ-1）为工业品组合的CES函数，σ>1为工业品替代弹性;PM=（∫n0p（1-σ）idi）1/（1-σ）为工业品价格指数，pi为工业品i的价格;μ∈（0，1）为工业品支出份额，1-μ为农产品支出份额;y为消费者收入。由拉格朗日函数法可得工业品i的需求函数为：

ci=μy（PM）σ-1p-σi（2）

（三）农产品市场与劳动工资的决定

在完全竞争的农业市场中，城市A单位劳动生产1单位农产品，劳动工资为wF=1。受污染外部性影响，城市B单位劳动生产1/e单位农产品，劳动工资为w*F=1/e，其中e=（1+n）γ≥1为城市A向城市B排放的污染，n为城市A生产的工业品种类数，γ≥0为污染强度系数，γ和n越大，城市A的污染外部性越大。

（四）工业厂商成本与价格决定

设城市A工业厂商成本函数为TCm=π+αxwF，π为资本报酬，x为产量，α=（σ-1）/σ为可变成本，从而产品出厂价格为p1=1，城市A的产品在城市B的出售价格为p*1=τ。受污染外部性影响，城市B工业生产成本函数为TCm=（π+αx*w*F）e，π*、x*为资本报酬与产量，从而产品出厂价格为p*2=1，城市B的产品在城市A的出售价格为p2=τ。由Pm的公式可得城市A、B工业品价格指数为（PM）1-σ=Δ、（P*M）1-σ=Δ*，其中Δ=n+n*φ、Δ*=nφ+n*，φ=τ（1-σ）∈[0，1]为贸易自由度。

（五）环境规制与技术创新的污染治理措施

根据污染强度系数对城市A的厂商资本收益按比率γ·t征收污染治理费，其中t∈[0，1]为环境规制强度系数，城市A的资本收益为（1-γt）π，污染治理收费总额为T=γtπn。

污染治理收费全部用于污染企业降低污染排放的技术创新，从而污染强度系数γ=0γ>0，其中γ-为没有技术创新时的最大污染强度，β≥0为技术进步率， β越大则技术进步率越高。

（六）厂商产量与资本收益的决定

垄断竞争市场中企业超额利润为0，即TR-TC=0，其中TR=px，可得资本收益：

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）长期均衡与数值模拟分析

长期资本向收益最高的城市流动，于是有长期均衡条件：

（1-γt）π=π*0<sn<1

（1-γt）π>π*sn=1

（1-γt）π<π*sn=0（4）

其中，sn为城市A的产业份额。用实际收入界定福利水平：

Ω=E/P

Ω*=E*/P*

Ωw=Ω+Ω*（5）

其中P、P*、E、E*、Ω、Ω*分别为城市A与B的总价格指数、总收益与福利。参照安虎森等[14]的方法得到数值模拟图1，其中（A）、（C）、（E）图的纵轴为社会总福利Ωw，（B）、（D）、（F）图的纵轴为污染外部性e。

图1中（A）、（B）分别模拟了在无环境规制与技术创新时γ对Ωw和e的影响。总体来看，随着γ增加，Ωw趋于递减而e趋于增加。就γ和e的关系而言，由e=（1+n）γ可知，γ增加将导致e增加。一方面，e增加使w*F=1/e减少，进而降低E*与Ω*;另一方面，e增加使城市B厂商的固定成本增加，在无治理的均衡条件下导致企业向城市A转移，进一步增加城市B的污染外部性，致使Ωw减少。这表明污染排放强度增加将增加污染外部性，进而降低社会福利与经济高质量发展水平。图1中（C）、（D）分别模拟了无技术创新时t对Ωw和e的影响。从该图中可见，随着t增加Ωw趋于递增而e趋于递减。这是因为对于既定的γ>0，t增加将使单位资本在城市A的收益减少，从而使工业企业由城市A向城市B迁移，e趋于减少。对城市B来说，e减少会使w*F增加;同时，工业企业的固定成本减少，从而经济产出增加、Ωw增加。同时从图1中（C）、（D）可见，γ越大e越大而Ωw越小，这与图1中（A）、（B）的结论是一致的。由此可得如下研究假设：

H1： 以降低污染排放为目标的环境规制能够提升城市经济高质量发展水平。

图1中（E）、（F）分别模型了β对Ωw和e的影响。从该图中可见，随着β增加Ωw趋于递增而e趋于递减，这是因为β增加使单位产出的污染排放量减少，从而城市A的污染外部性降低。与图1中（C）、（D）影响机理不同的是，t增加通过使城市A的工业企业数量减少而降低e，β增加通过城市A工业企业的污染排放强度而降低e。對城市A来说，β增加使γ减少，从而降低企业的污染治理费、增加单位资本收益，将使产业向城市A迁移、Ω增加。对城市B来说，e减少一方面使w*F增加，另一方面工业企业所承受的污染外部性下降、固定成本减少从而Ω*增加，最终使Ωw增加。由此可得如下研究假设：

H2： 环境规制能激发企业技术创新;技术创新与环境规制的双重作用能提升城市经济高质量发展水平。

三、计量模型构建与变量说明

（一）计量模型构建

理论研究表明，环境规制与技术创新能够共同促进城市经济高质量发展;同时城市在地理上处于空间经济关联状态，因此借鉴任亚运等的方法构建时空动态空间杜宾（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为城市经济高质量发展指数，ER为环境规制强度指数，TE为技术创新，Z为控制变量，W为空间权重矩阵，μ为残差项，i为城市，t为年份，ρ、α、β、φ等均为系数。

（二）变量说明

1.被解释变量：城市经济高质量发展指数（HQ）。构建表1所示的城市经济高质量发展指标体系[16]，用纵横向拉开档次法计算HQ[17]。计算步骤为：（1）在样本期内对指标进行无量纲化处理，在相同时间内进行标准化处理，对污染排放等负向指标取倒数。（2）构建指标的截面矩阵，求每个截面矩阵的对称阵，并求所有对称阵的和矩阵H，矩阵H的最大特征值对应的特征向量即为权重。（3）计算HQ并进行平移扩大处理。

2.核心解释变量。环境规制（ER）：现有研究对环境规制指标的选择主要有单一污染排放法[18]，污染治理投入与运行费用、排污收费等费用支出法[19]，用多项指标构建指数法[20]。本文采用工业废水、工业二氧化硫、工业烟粉尘排放量计算环境规制强度指数ER，ER值越大则环境规制强度越大[21]。技术创新（TE）：现有研究主要从研发投入[22]、知识存量[23]等视角度量技术创新。本文认为在城市层面，政府支持一方面能够直接获得技术产出，另一方面能够营造良好的研发氛围并鼓励企业进行更多的技术创新。因此，用科学事业费支出与财政支出的比值表达技术创新能力[24]。

3. 控制变量。财政支持（fina）：用财政支出占GDP的比重表示[25]。工业固定资产（fix）：用规模以上工业企业固定资产合计表示[21]。收入水平（wage）：用各城市职工平均工资表示[26]。基础设施（base）：选取年末实有城市道路面积、年末实有公共汽（电）车营运车辆数、全年公共汽（电）车客运总量、年末实有出租汽车数4项指标，运用等权法计算城市基础设施指数。

（三）数据来源与单位根检验

选取2011—2020年数据资料较全的我国内地268个地级以上城市为研究对象，数据来源于2012—2021年《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》，所有经济类指标调整为以2011年为基期的数值。变量的统计性描述如表2所示。

对各变量分别采用HT和IPS方法进行面板单位根检验 ，结果表明所有变量的P值均在5%水平上拒绝面板单位根的原假设，说明变量均是平稳的。

（四）空间权重矩阵

地理相邻空间权重矩阵：

WCij=1i≠j且i与j相邻

0i=j或i与j不相邻

地理距离空间权重矩阵：

WDij=1/diji≠j且dij≤800km

0i=j或且dij>800km

其中dij为城市i、j的地理球面距离，当dij>800km时WDij取0[27]。

WC、WD均采用行标准化处理。本文检验了被解释变量与核心解释变量在样本期内的Moran I指数及其P值，结果显示Moran I指数均在5%水平上显著大于0。

四、计量回归及结果分析

（一）模型篩选与检验

1.选择面板模型类型。对于混合效应与面板固定效应模型构建F统计量进行识别，对于面板固定效应与随机效应用Hausman方法检验，经检验选择时点个体双固定效应模型。

2.空间计量模型选择。（1）混合效应回归，对残差进行Moran I指数检验，结果表明在WC、WD下Moran I指数显著为正，说明残差中存在未被考虑的空间相关性，需要选择空间计量模型。（2）进行LM检验、LR检验、Wald检验，LM检验表明面板计量模型中存在空间效应，应该选择SDM模型;LR对静态与动态模型的检验，结果表明模型中含有时空动态效应;Wald检验是从SDM到空间自回归（SAR）与空间误差（SEM）的反向退化检验，结果显示SDM模型优于SAR与SEM模型。

3.可能的内生性问题。创新是经济高质量发展的重要特征，一方面技术创新显然有利于经济高质量发展，另一方面经济高质量发展能够营造有利于推动技术创新的社会环境。同时，经济高质量发展是涉及创新、协调、绿色、开放、共享等的全面发展，模型中解释变量也难以穷尽。对此，本文认为时空动态空间模型在一定程度上可以消除内生性影响，一是被解释变量在时间上具有关联性，其滞后项是较好的工具变量;二是被解释变量滞后一期的空间效应，是周边城市上期的被解释变量对本城市被解释变量的影响;三是被解释变量与解释变量的空间滞后项，考虑了当期的空间溢出效应，进一步消除了未考虑到的因素的影响。

（二）总样本回归结果分析

对公式（6）进行普通面板和静态SDM、时空动态SDM模型的时点个体双固定面板回归，回归结果如表3所示。

从空间关系来看，W×HQ的系数均显著为正，说明城市经济高质量发展水平具有显著的空间溢出效应，即城市经济高质量发展对周边城市存在正向促进作用，同时也受到来自周边城市的正向影响。HQi，t-1的系数均显著为正，说明城市经济高质量发展水平在时间上具有惯性效应。W×HQi，t-1的系数显著为负，表明城市经济高质量发展水平存在跨期空间竞争效应。

从影响效应来看，ER与TE的系数均显著为正，这说明环境规制与技术创新对城市经济高质量发展具有正向促进作用，这与研究假设1和假设2是一致的，也与我国的政策实践相同。党的十九大报告指出要构建政府主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的现代环境治理体系，经济调控政策从成本上形成了企业污染减排的动力，公众参与手段通过全社会力量督促企业污染减排。科技创新已成为新时代的主题词，2016—2020年全国R&D经费支出由15 676亿元增加到24 393亿元，专利申请数由3464万件增加到5194万件。因此，政府有效的环境规制与科技创新政策成为城市经济高质量发展的重要保障。

表4为表3中（2）—（5）列模型的空间效应分解，ER和TE的系数在短期和长期直接效应下均显著为正，但在短期和长期间接效应下不显著，这表明环境规制与技术创新对城市经济高质量发展的影响可以通过直接效应实现，即本地区严格的环境规制与技术创新对本地区经济高质量发展具有正向促进作用。

（三）传导机制分析

理论模型表明技术创新是环境规制影响城市经济高质量发展的潜在传导路径，因此构建传导机制的时空动态SDM模型：

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

回归结果如表5所示。

从空间关系来看，W×TE的系数均为正，且在静态模型下显著，这说明在城市层面技术创新具有较好的空间溢出效应。从传导机制来看，ER的系数均为正，且除模型（5）外，在其他模型中均显著，即总体来看，环境规制的确能够促进技术创新。这表明技术创新在环境规制提升经济高质量发展水平间具有中介传导作用，这也验证了假设2的结论。

（四）城市群异质性分析

本文选取长三角、京津冀、珠三角、中原、长江中游、成渝、山东半岛、海峡西岸等8个发展水平较高的城市群为研究对象，分别以公式（6）和（7）为模型，用WD进行时空动态SDM模型回归，结果如表6所示。

从影响效应来看，表6中模型（1）—（8）ER的系数在京津冀城市群、中原城市群、山东半岛城市群显著为正，而在其他城市群均不显著，这主要因为这3个城市群在地理上相对接近，且均位于我国北方雾霾等污染比较严重的区域，政府的环境规制力度较大;而其他城市群ER的系数均不显著，说明在其他城市群环境规制还没有形成城市经济高质量发展的推动力。TE的系数均显著为正，说明这8大城市群均具有显著的技术创新推动经济高质量发展的特征，这主要因为党的十八以来国家将技术创新提高到了前所未有的高度，8大城市群代表了中国经济水平最高、技术创新最活跃的区域。表6中模型（9）—（16）ER的系数除在长三角和珠三角城市群显著为正外，在其他城市群均不显著，这可能是因为长三角和珠三角城市群市场化水平较高，并且依靠沿海优势与国际市场紧密相连，从而企业对价格与成本更为敏感，环境规制导致的生产运营成本增加会倒逼企业进行技术创新;而其他城市群的整体经济发展与市场化水平比长三角和珠三角城市群低，企业对环境规制导致的成本增加也不够敏感，同时技术创新的环境与要素资源相对不足，技术创新仍然需要政府推动来实现。

五、稳健性分析

为检验结果的稳健性，本文对样本量、时期与变量进行了调整。一是为增强城市样本的可比性，去掉了北京、上海、天津、重庆4个直辖市与孤岛城市，形成了252个城市样本。二是考虑到党的十八以来中央政府对环境问题前所未有的重视，并从2015年以来逐步出台了史上最严格的新环保法、环境督查风暴等环境规制政策，本文将研究期间调整为2015—2020年。三是用科学事业费支出与GDP的比值表达技术创新能力，并对变量进行1%缩尾处理。对公式（6）和（7）回归，结果如表7所示。

表7中模型（1）—（5）ER、TE的系数均显著为正，表明环境规制与技术创新均对城市经济高质量发展存在正向促进效应;模型（6）—（10）ER的系数在普通面板、静态SDM中显著为正，说明环境规制对技术创新具有促进作用，技术创新在环境规制推动经济高质量发展中具有传导作用。这些结果与前文的结论是一致的，说明回归结果具有较好的稳健性。

六、结论与政策建议

本文在新经济地理框架下推理了环境规制与技术创新对城市经济高质量发展的内在影响机制;構建了时空动态SDM模型，并在中国2011—2020年城市样本与城市群样本下进行了实证检验，主要结论如下。

第一，城市经济高质量发展具有空间溢出效应与时间惯性效应，即经济发展质量较高的城市在空间上呈集聚特征，第t-1期城市经济高质量发展能促进第t期城市经济高质量发展。

第二，环境规制与技术创新主要通过直接效应对城市经济高质量发展发挥促进作用，即本地区严格的环境规制与技术创新对本地区经济高质量发展具有正向促进作用;技术创新在环境规制促进城市经济高质量发展之间具有中介传导效应。

第三，在8大城市群样本下，经济高质量发展具有空间溢出效应与时间惯性效应;技术创新对城市群经济高质量发展存在显著推动作用;环境规制在京津冀城市群、中原城市群、山东半岛城市群等地理位置上接近、雾霾等污染比较严重的区域对经济高质量发展具有显著促进作用;在城市群层面技术创新尚未有效发挥环境规制促进经济高质量发展的中介传导作用。

基于如上分析，本文认为环境规制已成为推动我国城市经济高质量发展的正向驱动力，今后应该着力于创造将环境规制压力更为顺畅地转化为技术创新动力的政策环境，使技术创新有效地发挥中介传导机制。因此提出如下政策思考：

第一，联合政府、企业、科研机构共同参与构建与污染产业技术改造升级相关的技术研发与交易平台，降低企业应对环境规制的技术创新成本。技术创新成本高导致部分企业在严格的环境规制来临时，难以通过技术创新化解环境规制压力，而同时大量新技术则在实验室休眠。因此，需要建立政府、企业、科研机构共同参与的技术研发与交易平台，企业提出技术创新需求清单，具有技术优势的研发机构与企业直接对接解决技术难题。

第二，在用好政府技术补贴政策的同时，充分利用金融、保险等现代金融工具解决技术创新资金短缺问题。政府补贴是对污染型企业技术创新的重要支持，但往往难以满足技术创新的资金需求，因此企业可以采取技术创新研发入股、为技术创新活动购买保险、联合金融机构、保险公司与研发机构共同进行技术创新等方式，利用现代金融工具为技术创新提供资金支持。

第三，实施差异化的环境规制与技术创新政策。处于发达地区的城市群可发挥先发优势，适当实施更为严格的环境规制政策，同时逐渐建立以现代金融工具融资为主、政府补贴为辅的资金支持模式。相对落后地区的城市群需要注重营造更有利于技术创新的社会环境，发挥城市群在区域经济高质量发展中的引领作用。

注释：

①根据《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》的相关数据计算。

②用上标“*”“w”分别表示城市与全社会的变量。

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责任编辑：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