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2020 , Vol. 40 >Issue 4: 38 - 47

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2020.04.005

黄河流域高质量发展专栏

FDI、环境规制与黄河流域城市绿色全要素生产率

  • 赵明亮 , 1 ,
  • 刘芳毅 1 ,
  • 王欢 1 ,
  • 孙威 , 2, 3, ※
展开
  • 1.山东财经大学 国际经贸学院，中国山东 济南 250002
  • 2.中国科学院 地理科学与资源研究所，中国 北京 100101
  • 3.中国科学院大学 资源与环境学院，中国 北京 100049
※孙威（1975—），男，河南开封人，岗位教授，副研究员，硕士生导师。主要研究方向为区域可持续发展和空间规划。E-mail：。

赵明亮（1985—），男，山东昌乐人，博士，副教授，硕士生导师。主要研究方向为区域经济与产业经济、“一带一路”经贸合作、全球价值链。E-mail：。

收稿日期: 2019-11-30

  修回日期: 2020-04-03

  网络出版日期: 2025-04-08

基金资助

山东省自然科学基金青年项目(ZR2019QG006)

收起

Foreign Direct Investment, Environmental Regulation and Urban Green Total Factor Productivity of the Yellow River Basin

  • ZHAO Mingliang , 1 ,
  • LIU Fangyi 1 ,
  • WANG Huan 1 ,
  • SUN Wei , 2, 3, ※
Expand
  • 1. School of International Economics and Trade，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250002，Shandong，China
  • 2. Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research，CAS，Beijing 100101，China
  • 3. School of Resources and Environment，University of Chinese Academy of Sciences，Beijing 100049，China

Received date: 2019-11-30

  Revised date: 2020-04-03

  Online published: 2025-04-08

Fold

摘要

文章利用黄河流域65个重点城市2001—2017年的面板数据，基于非径向、非角度SBM方向性距离函数的ML指数，测度城市绿色全要素生产率的动态变化情况，并在此基础上考虑区位、时期差异特征，实证研究外商直接投资（FDI）、环境规制对城市绿色全要素生产率的影响。结果显示：①2001—2010年，上游城市增长动力源于绿色技术效率，中下游城市源于绿色技术进步，2011年以来绿色全要素生产率普遍呈现增长趋势。②从全样本回归结果看，FDI全时段、第二阶段对绿色全要素生产率的影响为负，第一阶段正向影响源于绿色技术进步。环境规制具有显著的正向影响，第二阶段的影响系数略小，且对绿色技术效率的影响为负。③上游城市FDI在全时段、第一阶段影响为正，中下游城市在全时段、第二阶段影响为负，环境规制有正向影响，绿色技术效率提升仍是短板。相应提出以下政策建议：优化要素配置，注重规模效应，着力提升绿色技术效率；以“一带一路”倡议为引领，制定差异化引资战略，提高FDI质量和水平；健全生态环境与经济发展协同监控机制，保障经济绿色、健康、高质量发展；加强绿色科技研发、提高投资成效和金融服务水平。

关键词： 外商直接投资（FDI）; 环境规制; 黄河流域; 绿色全要素生产率; “一带一路”倡议; 绿色技术; 金融服务

本文引用格式

赵明亮 , 刘芳毅 , 王欢 , 孙威 . FDI、环境规制与黄河流域城市绿色全要素生产率[J]. 经济地理, 2020 , 40(4) : 38 -47 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2020.04.005

Abstract

Based on the panel data of 68 key cities in the Yellow River Basin from 2001 to 2017,this paper firstly measures the dynamic change of urban green total factor productivity based on the ML index of non-radial and non-oriented SBM directional distance function. On this basis,considering the characteristics of location and time differences,we empirically studies the impact of foreign direct investment and environmental regulation on urban green TFP,and main conclusions are as follows: 1) The growth power of upstream cities stems from the green technology efficiency,and that of middle and downstream cities stems from the green technology progress during 2001-2010. The green TFP has generally increased since 2011. 2) From the results of full sample regression,FDI in the whole period and the second stage has a negative impact on green TFP,and it has a positive impact from green technology progress in the first stage. Environmental regulation has a significant positive impact,and the impact coefficient in the second stage is slightly small,and the impact on green technology efficiency is negative. 3) The impact of FDI in upstream cities is positive in the whole period and the first stage,while that in the middle and downstream cities is negative in the whole period and the second stage. Environmental regulation has a positive impact. Accordingly,the recommendations are put forward: firstly,we should optimize the allocation of factors,and focus on the scale effect and the efficiency of green technology. Secondly,taking the Belt and Road Initiative as the guide,formulating differentiated investment strategy,and improving the quality and level of foreign direct investment should also take into account; Thirdly,we should perfect the monitoring mechanism of ecological environment and economic development,Lastly,strengthen green technology research and development and improve the effectiveness of investment and the level of financial services.

Key words： FDI; environmental regulation; Yellow River basin; green total factor productivity; the Belt and Road Initiative; green technology; financial services

改革开放40多年来，我国经济取得了举世瞩目的发展成就，工业经济实现跨越式发展，产业体系不断完善，产业竞争力和科技水平在参与国际竞争合作中得到不断提升，这些成绩的取得都与外商直接投资密不可分，多年来中国吸引外商直接投资规模稳居全球前三位。但与此同时，由于我国工业生产集中在全球价值链低附加值环节，“高污染”“高能耗”和“低技术”发展带来的资源环境约束问题加剧，生态高效发展的迫切性日益增加。近年来受国际经贸格局调整、国内经济步入新常态的影响，地区发展不平衡问题也日益突出，出现南北经济加速分化的新态势。东南沿海地区率先开放发展，研发等优质要素快速集聚，产业基础良好，发展后劲相对充足，而开放发展程度相对较低的北方地区产业结构相对单一、科技驱动乏力，经济发展下行压力增加。北方省份与广东、江苏、浙江等开放型经济发展较好省份的差距日益拉大，并且在新一轮的区域经济发展浪潮中南方地区已占得先机，长江经济带、粤港澳大湾区战略规划将成为驱动区域经济增长的重要推动力。
在国际经贸格局变幻、国内区域经济发展战略调整和“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念日益深入人心的大背景下，2019年3月，黄河流域九省区政协主席联名提交提案，建议将黄河生态带列入国家战略规划。2019年9月，习近平总书记在河南主持召开座谈会，就黄河流域生态保护和高质量发展工作提出意见，并上升为国家战略。作为“能源流域”、生态屏障的黄河流域的建设，对于化解经济发展困境、脱贫攻坚、生态环境优化、助力“一带一路”建设，实现南北经济平衡和东中西部协调发展将起到重大的推动作用。“开放”“绿色”发展是五大发展理念的重要内容，随着全球价值链合作区域的调整，黄河流域省区将成为未来中国参与国际合作，承接外商直接投资的重点区域，“一带一路”倡议的实施也为其提供了参与国际经贸合作的重要战略机遇。同时，生态绿色发展是黄河流域高质量发展的总基调，发展必须建立在绿色、可持续的基础上，生态环境保护和规制是必要的约束条件。因此，考虑污染物排放等非期望产出的绿色全要素生产率可以作为黄河流域生态保护和高质量发展水平的科学、合理的衡量指标。本文将重点关注外商直接投资、环境规制因素，验证开放经济发展过程中的“污染天堂”假说和环境规制对绿色生态发展的深层次影响，提出促进黄河流域高质量发展的建议。

1 FDI、环境规制对绿色全要素生产率影响的文献述评与影响机制

FDI的生产率效应一直是国内外学者研究的热点问题。前期主要关注FDI及其溢出效应对全要素生产率、环境污染等产生的影响。近年来，随着各国对环境规制问题的重视，FDI对绿色全要素生产率影响的研究文献逐渐增多，并同时关注了环境规制对绿色发展的影响机制。在FDI及其技术溢出效应对生产率的影响方面，Wang等研究认为FDI为东道国经济发展提供了丰富的资本、先进的管理经验和高效的生产链，会促进企业进行研发投资和进行技术创新，提高东道国的全要素生产率水平[1⇓⇓-4]。Girma等认为FDI带来的先进技术和技术外溢，通过示范效应和关联效应，可以提高能源、资源的利用水平和生产的清洁程度[5-6]。Daddi等认为通过竞争效应，可以激发东道国企业提高清洁技术创新水平，降低能耗和污染物排放[7⇓⇓-10]。Roca等指出FDI带来东道国收入水平提升，人们对环境质量的要求随之提升，促进绿色转型发展[11-12]。王兵等研究也认为FDI对东道国绿色全要素生产率有促进作用[13-14]。而更多的学者研究支持“污染天堂”假说。Rafindadi等指出发展中国家为了发展经济，往往对环境治理不够重视，发达国家将高污染的产品生产转移到这些国家，对东道国的环境污染效应显著，不利于绿色全要素生产率的提升，也不会改善绿色技术效率和技术水平[15⇓⇓-18]。任保平等人认为FDI的引进，具有垄断效应，而示范效应和竞争效应的发挥存在滞后，从而对绿色全要素生产率存在负面影响[19]。Kukulski等认为FDI对东道国绿色全要素生产率的影响受环境规制水平、金融发展水平、投资水平、创新异质性等的影响，存在不确定性，具有时变效应[20⇓-22]。原毅军指出只有FDI与环境规制共同作用才可促进绿色全要素生产率的提升[23]。王伟等认为金融发展和环境规制显著地促进了长江经济带绿色全要素生产率增长[24]。张建清等认为环境规制的影响效力存在地域异质性，对长江经济带中、上游的影响高于下游[25]。李毅等研究认为碳强度约束政策能够改善环境质量，影响效果呈先上升后下降的趋势，对城市空气质量的影响受制于地区制度环境[26]。胡琰欣等认为FDI对绿色全要素生产率的影响存在空间异质差异，提升作用只在某些省市存在[27]。
国内外学者就FDI、环境规制对绿色全要素生产率影响问题的研究，由于研究方法、研究对象及指标选取等存在差异，并没有得到一致的结论，并且主要关注对全要素生产率和环境问题的影响，对于绿色全要素生产率影响进行直接研究的文献较少。绿色全要素生产率指标测算也不够科学，研究关键影响因素时FDI和环境规制变量的关注还不够，将两者同时纳入模型考察的更少。对于黄河生态经济的研究，更是处于起步阶段，王海江、金凤君等学者就黄河经济带建设的可行性、路径，协同发展、生态经济发展存在的问题等进行了研究，但对生态和高质量发展问题探讨较少，也缺少实证研究[28⇓⇓-31]。本文将聚焦黄河流域，充分考虑FDI、环境规制对绿色全要素生产率影响机制的复杂性，科学选取投入产出变量测算绿色全要素生产率指标，考虑区域经济发展差异、环境规制强度差异等对绿色全要素生产率的影响效果，通过拓展研究方法和研究变量以期得到更为稳健的研究结论，为黄河流域生态保护和高质量发展提供参考依据。

2 黄河流域城市绿色全要素生产率测算方法、变动特征与区域差异

2.1 绿色全要素生产率指标测算方法

传统的全要素生产率指标的测算没有包含能源消耗、污染物排放等环境约束条件，Chung等在方向性距离函数基础上，提出了Malmquist-Luenberger（ML）生产率指数，测度存在污染物排放等负面产出时的全要素生产率[32]。近年来，学者们将环境因素纳入生产率分析中的文献增多，主要是运用径向的（Radial）、角度的（Oriented）DEA来计算方向性距离函数。但当存在非零松弛（Slack）时，径向的DEA效率测度会高估评价对象的效率，而角度DEA效率测度忽视了投入或产出的某一方面，结果并不准确。Färe等发展出了非径向、非角度的方向性距离函数[33]，本文参考其构造的包含期望和非期望产出的生产可能性集合，利用基于非径向、非角度SBM方向性距离的Malmquist-Luenberger指数，测算2001—2017年黄河生态经济带65个城市绿色全要素生产率（ G T F P i t）的动态变化状况。同时将期望产出的增加与非期望产出的减少纳入到绿色全要素生产率指标（ G T F P i t）测算中来，这与黄河流域生态保护和高质量发展的总基调吻合，能较好地测度发展水平和质量。第 t到 t + 1期的Malmquist-Luenberger指数可以表示为：
M L t t + 1 = 1 + D 0 t ⃑ x t , y t , z t , g t 1 + D 0 t x t + 1 , y t + 1 , z t + 1 , g t + 1 ⃑ · 1 + D 0 t + 1 ⃑ x t , y t , z t , g t 1 + D 0 t + 1 x t + 1 , y t + 1 , z t + 1 , g t + 1 ⃑ 1 / 2
M E C t t + 1 = 1 + D 0 t ⃑ x t , y t , z t , g t 1 + D 0 t + 1 x t + 1 , y t + 1 , z t + 1 , g t + 1 ⃑
M T C t t + 1 = 1 + D 0 t + 1 ⃑ x t , y t , z t , g t 1 + D 0 t x t , y t , z t , g t ⃑ · 1 + D 0 t + 1 ⃑ x t + 1 , y t + 1 , z t + 1 , g t + 1 1 + D 0 t x t + 1 , y t + 1 , z t + 1 , g t + 1 ⃑ 1 / 2
式中： D ⃑为方向性距离函数； x t、 y t、 z t、 g t分别为投入指标、期望产出与非期望产出。
M L t t + 1 = M E C t t + 1 × M T C t t + 1， M E C t t + 1表示绿色技术效率，测度每个决策单元从t到t+1时期对生产可能性边界追赶程度，表征内部效率变化激发的产出增长，即“追赶效应”，大于1表示 t + 1时期较 t时期的绿色技术效率得到改善。 M T C t t + 1测度每个决策单元从t到t+1时期向最佳生产前沿面趋近程度，表征由技术进步引起的产出增长，大于1表示绿色技术进步。
测算投入指标选取：①劳动力投入：该指标采用各个城市的就业人数表示；②资本投入：参照张军等的处理方法[34]，采用“永续盘存法”测算，公式为 K i t = I i t + ( 1 - δ i t ) K i t - 1，其中， i表示城市， t表示年份，K、I、 δ分别表示资本存量、投资额和折旧率，并以2001年为基期平减，根据Hu等[35]经验将折旧率设定为15%，价格指数设定为各城市0.5·工业品出厂价格指数+0.5·固定资产投资价格指数。③能源消耗，采用城市全年全市用电量来表示。测算产出指标选取：①期望产出：城市国民生产总值，并以2001年为基期平减。②非期望产出：废水排放量、SO2排放量与烟尘排放量。数据均来源于历年各省（区）统计年鉴和《中国城市统计年鉴》。

2.2 黄河流域城市绿色全要素生产率及其分解

本文应用MaxDEA 8 Ultra专业软件测算黄河流域城市绿色全要素生产率，并将其分解为绿色技术效率和绿色技术进步两部分。考虑到中国加入WTO后外商直接投资迅猛增加和“十三五”以来国家对生态环境问题重视程度加强，本文测算2001—2017年黄河流域重点城市的绿色全要素生产率，并以“十二五”结束年份2010年为界，将分析时间区间划分为两个阶段。2001—2010年，第一阶段涵盖“十一五”和“十二五”两个时期，2011—2017年，第二阶段主要考察“十三五”以来的情况。同时，考虑黄河流域上游城市与中下游城市①发展基础、经济规模、引资水平、环境规制等方面存在的差异，分别分析这两个区域的绿色全要素生产率变动和绿色技术效率指数（ E C）、绿色技术进步指数（ T C）变动情况，更加清晰地把握绿色全要素生产率的变动特征和区域差异，提出区域生态发展、高质量发展的不同思路和模式。
黄河流域主要城市绿色全要素生产率变动及其来源分解情况见表1。2001—2010年，黄河上游中心城市中西宁、兰州的绿色全要素生产率增速较快，动力来源较为均衡，绿色技术效率略高于绿色技术进步。成都、银川出现下降趋势，下降的原因分别为绿色技术进步和绿色技术效率的下降，其他城市绿色全要素生产率几何平均值均小于1。中下游中位于中西部的中心城市西安、太原绿色全要素生产率持续增长，西安增长来源是绿色技术进步。郑州、济南、青岛这些经济发展水平相对较好中心城市的绿色全要素生产率均出现了下降，且均为绿色技术进步下降引致，说明在这期间对绿色生产技术的重视还不够，生态环境问题管控力度小。其他城市除开封外，绿色全要素生产率均实现了增长，且增长动力来源主要为绿色技术进步。2011—2017年，虽然经济增速有所下滑，但黄河生态经济带绝大多数城市的绿色全要素生产率实现了增长，这与国家环境规制加强，各地对生态环境问题的重视程度提高紧密相关。黄河上游呼和浩特、包头的增速较快，西宁出现下降，主要由于绿色技术效率水平降低导致，从其他城市增长动力来源看，主要来源于绿色技术进步。中下游青岛、烟台等经济发展水平较高地市的绿色全要素生产率快速增长。郑州、济南等省会城市近年出台了系列措施促进新旧动能转换，绿色全要素生产率也实现较快增长。大同、开封、三门峡等地市由于过度依赖资源或本身经济发展基础和研发水平较弱，加之中心地市的竞争，近年来绿色全要素生产率几何平均值较低，且主要原因在于绿色技术效率降低，着力提高生产技术水平和资源配置效率，是提高绿色全要素生产率的关键所在。
表1 黄河流域主要城市绿色全要素生产率变动及其来源分解

Tab.1 Change and source decomposition of green total factor productivity of main cities in the Yellow River basin

城市 2001—2010 2011—2017
M L E C T C M L E C T C
上游 西宁 1.0039 1.0031 1.0008 0.9968 0.9535 1.0454
成都 0.9589 1.0248 0.9357 1.0255 0.9801 1.0463
兰州 1.0384 1.0294 1.0087 1.0264 0.9964 1.0301
天水 0.8980 0.9515 0.9437 0.9843 1.0095 0.9751
银川 0.9875 0.9862 1.0013 1.0065 0.9858 1.0210
呼和浩特 0.9660 0.9680 0.9979 1.0853 1.0454 1.0382
包头 0.9805 0.9774 1.0033 1.0630 1.0154 1.0469
中下游 西安 1.0163 0.9950 1.0213 1.0291 1.0019 1.0272
宝鸡 1.0009 0.9939 1.0070 1.0370 1.0060 1.0308
太原 1.0213 1.0297 0.9918 1.0065 0.9726 1.0348
大同 1.0035 0.9984 1.0051 0.9971 0.9806 1.0168
郑州 0.9918 1.0124 0.9796 1.0293 0.9759 1.0548
开封 0.9765 0.9879 0.9884 0.9996 0.9732 1.0271
洛阳 1.0129 1.0059 1.0070 1.0205 0.9940 1.0267
三门峡 1.0124 1.0086 1.0037 0.9793 0.9478 1.0333
济南 0.9900 1.0014 0.9886 1.0218 0.9992 1.0226
青岛 0.9719 1.0118 0.9606 1.0778 0.9994 1.0785
烟台 1.0151 0.9999 1.0152 1.0449 1.0080 1.0366
东营 1.0220 0.9920 1.0302 1.0386 1.0093 1.0291

注：表中数值均为相应指标的几何平均值， L M值为 E C和 T C值乘积。

3 黄河流域城市绿色全要素生产率影响因素分析模型设定与数据说明

3.1 影响因素分析模型设定

根据文献梳理和影响机制分析，绿色全要素生产率的核心影响因素除FDI、环境规制强度之外，还受到科技投入、固定资产投资水平和金融业服务水平等因素的影响。因此，在Hulten[36]理论模型的基础上，根据研究需要对模型进行扩展。假定城市生产函数为C-D函数形式，标准C-D生产函数可以扩展为：
Y = A F D I , E G , R D , G Z , F D , t F K , L
式中 : Y表示城市产出水平； A为考虑能源投入与非期望产出的绿色全要素生产率； F D I为实际利用外资水平； E G为环境规制强度； R D为科技投入； G Z为固定资产投资水平； F D为金融业服务水平； K为资本要素投入； L为劳动要素投入； A ( ∙ )表示希克斯中性的技术进步函数，其构成为多元组合， A ( ∙ )可以表示为：
A F D I i t , E G i t , R D i t , G Z i t , F D i t = A i 0 e λ i t F D I i t α i E G i t β i R D i t δ i G Z i t ε i F D i t ϵ i
将式（5）代入式（4）可得：
Y i t = A i 0 e λ i t F D I i t α i E G i t β i R D i t δ i G Z i t ε i F D i t ϵ i ∙ F ( K i t , L i t )
式中： A i 0为初始的生产技术效率水平； λ为外生的生产技术变迁； α、 β、 δ、 ε、 ϵ为FDI、环境规制强度、科技投入、固定资产投资水平、金融业服务水平的弹性系数； i表示城市； t代表时间。
将（6）式两边同除以 F K i t , L i t可得绿色全要素生产率计算公式：
G T F P i t = Y i t / F K i t , L i t = A i 0 e λ i t F D I i t α i E G i t β i R D i t δ i G Z i t ε i F D i t ϵ i
对式（7）取自然对数，可设定面板回归模型如下：
l n G T F P i t = l n A i 0 + λ i t + α i l n F D I i t + β i l n E G i t + δ i l n R D i t + ε i l n G Z i t + ϵ i l n F D i t + θ i + σ i t
式中： μ i t = θ i t + ϑ i t， θ i t表示城市固定效应； ϑ i t为时间固定效应； σ i t为随机误差项。

3.2 变量与数据说明

①被解释变量：城市绿色全要素生产率指数（ M L i t）及其分解的绿色技术效率（ E C i t）和绿色技术进步（ T C i t）。绿色全要素生产率指数是对上一年指数的相对变化率，因此以基期为1进行逐年累积量化，得到各年城市绿色全要素生产率的累积动态变化值。
②解释变量：外商直接投资、环境规制强度。外商直接投资（ F D I i t）：考虑到外商直接投资的累积效应和滞后效应，采用各地市历年实际利用外资存量来衡量，外商直接投资存量按照Goldsmith开创的永续盘存法计算，计算公式为 F D I i t = F D I i t - 1 1 - σ i t + I i t， F D I i t表示 i城市 t期的外商直接投资存量； F D I i t - 1表示 i城市 t - 1期的外商直接投资存量； σ i t表示 i城市 t期的折旧率，根据Hu等[35]经验直接将折旧率设定为15%；基期的外商直接投资存量，计算公式为 F D I i t = I i t / g + δ， I i t表示 i城市 t期的外商直接投资额， g为2001—2017年为外商直接投资的年均增长率， δ为折旧率。外商直接投资进行了价格指数平减处理，价格指数设定为0.5·固定资产投资价格指数+0.5·工业品出厂价格指数。嘉峪关、金昌等西部城市外商直接投资量较少，同时存在数据缺失问题，将这2个地市剔除。个别城市有的年份存在数据值缺失，用该市前两年实际利用外资额的加权平均值替代，考虑到数据的对数化处理，零值数据用1替代。环境规制强度：用工业废水排放量、工业SO2排放量、工业烟（粉）尘排放之和与GDP的比重的倒数衡量，指标值越高，说明环境规制越强，个别城市污染排放缺失数据用近两年算数平均值替代。数据来源于历年各省（区）统计年鉴和《中国城市统计年鉴》。
③控制变量：科技投入、固定资产投资水平、金融业服务水平。科技投入（ l n R D i t）：用地方财政一般预算内科学技术支出表示。由于科技投资累积效应和滞后效应也较为明显，因此使用存量数据来进行实证分析，测算方法参照外商直接投资存量测算方式。固定资产投资水平（ G Z i t）：用各市全社会固定资产投资总额衡量，个别缺失数据用近两年算数平均值替代。金融业服务水平（ F D i t）：用各市年末金融机构存款余额来衡量，个别城市缺失数据用近5年的年均增长率进行递推处理。数据来源于历年各省（区）统计年鉴和《中国城市统计年鉴》。

4 黄河流域城市绿色全要素生产率影响因素分析

为了更准确地把握FDI和环境规制对城市绿色全要素生产率增长的影响效果，本文在对城市绿色全要素生产率进行实证检验的基础上，将对其分解的绿色技术效率和绿色技术进步的影响进行考察。在全样本检验基础上，分上游城市和中下游城市两个区域实证检验，考虑区域差异化影响。同时，“十三五”以来国家对生态环境问题日益重视，以“十二五”结束年份2010年为界，将分析时间区间划分为两个阶段，验证不同时期影响因素效果。
为了减少量纲差异、异方差等影响，对变量进行对数化处理。为确保估计有效，避免伪回归，采用面板单位根的LLC法对各序列的平稳性进行检验。从全样本、分区域、分阶段检验结果看，除了 l n G Z i t变量和 L n F D i t变量外，其它变量都是平稳的。变量一阶差分后平稳，被解释变量的单整阶数都低于解释变量的阶数，变量关系检验，均拒绝不存在协整关系的原假设，其方程回归残差是平稳的，构造的回归方程不存在“伪回归”问题。解释变量的方差膨胀因子都在10以内，根据经验可以认为不存在多重共线性问题。应用Stata15.0计量软件，通过F检验，选取“个体效应模型”进行估计。Hausman检验均拒绝随机效应零假设，因此采用固定效应模型进行估计研究。

4.1 黄河流域城市全样本回归结果

从黄河流域城市全样本回归结果看，FDI对全时段、第二阶段绿色全要素生产率的影响为负，第一阶段绿色全要素生产率回归系数为正，这与FDI主要集中在低附加值、高能耗、高污染产业有关，第一阶段正向影响主要体现为绿色技术进步因素，引资起步阶段外资的技术溢出效应较大，抵消了环境污染带来的负面影响，第二阶段外资引进的产业领域和环节没有根本改变，技术溢出效应减弱，未能促进绿色经济增长（表2）。环境规制对绿色全要素生产率产生了明显的正向影响，第二阶段的影响系数略小，这与当前转型时期经济增速的下滑有一定关系，第二阶段对绿色技术效率的影响为负，说明当前环境规制的加强，更多的是提高了绿色技术进步，发展方式仍然较为粗放。科技投入对绿色全要素生产率提升产生了一定的促进作用，对绿色技术进步的影响更大，第二阶段的影响系数值高于第一阶段。固定资产投资的影响系数为负，房地产、工业园等的建设，可能会挤占研发资金，更易导致粗放发展。金融发展水平的提升提高了全时段和第二阶段的绿色全要素生产率，对第一阶段的影响为负，可能与发展前期金融资金相对不足及配置效率低下有关。
表2 FDI、环境规制与黄河流域城市绿色全要素生产率

Tab.2 FDI, environmental regulation and green total factor productivity of cities in the Yellow River basin

M L E C T C
全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段
l n F D I i t -0.021* 0.003* -0.046** -0.007* -0.001 -0.002 -0.014* 0.005* -0.043**
0.011 0.011 0.021 0.007 0.007 0.019 0.011 0.008 0.023
l n E G i t 0.116* 0.057** 0.031** -0.008 0.047** -0.041** 0.123* 0.010 0.072*
0.020 0.035 0.020 0.012 0.024 0.018 0.019 0.028 0.022
l n R D i t 0.015** 0.010** 0.094* 0.001 0.003 0.014 0.015*** 0.007 0.081**
0.008 0.007 0.035 0.005 0.005 0.032 0.008 0.005 0.039
l n G Z i t -0.103* -0.077* -0.105** -0.004* -0.030 -0.031* -0.099* -0.047* -0.074*
0.029 0.029 0.054 0.018 0.020 0.050 0.028 0.023 0.060
l n F D i t 0.013* -0.057* 0.410* -0.022 -0.042* -0.098 0.036* -0.014 0.508*
0.036 0.038 0.092 0.022 0.026 0.086 0.034 0.029 0.103
CONS 1.025* 1.673* -4.053* 0.442* 0.875* 2.437 0.582*** 0.797** -6.500
0.316 0.420 0.925 0.191 0.286 0.859 0.301 0.330 1.032
F值 43.090 25.58 86.61 35.87 23.26 25.44 33.01 21.57 56.19
P值 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Hausman值 35.35* 30.53* 16.68* 16.92* 20.92* 10.20 26.88* 19.64* 15.39*

注：*、**、***分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下显著。变量对应的首行为系数值，第二行为标准差。表3~表5同。

4.2 黄河流域城市分区域回归结果

从上游城市回归结果看（表3），FDI对全时段、第一阶段绿色全要素生产率的影响为正，可能与第一阶段的外资主要集中在农业、服务业和污染相对较低的制造业有关。近年来，随着FDI的增加，部分高污染、低附加值产业往中西部转移，FDI的环境污染效应显现，但对绿色技术进步起到了一定的促进作用。环境规制对绿色全要素生产率产生了明显的正向影响，第二阶段的影响系数略小，第二阶段对绿色技术效率的影响为负，与全样本分析结果一致。科技投入对全时段和第二阶段绿色全要素生产率提升产生了一定的促进作用，科技经费支出的作用在上游城市仍然重要。固定资产投资的影响系数为负，大规模基础设施建设主导的投资，对于经济绿色高质量发展起到抑制作用，第二阶段负向影响减弱。金融发展水平的提升提高了全时段和第二阶段的绿色全要素生产率，第二阶段的影响系数较高，且更多地体现在绿色技术进步上，说明金融资金充裕，服务水平、配置效率的提升，对于促进上游城市绿色全要素生产率作用明显。
表3 FDI、环境规制与黄河流域上游城市绿色全要素生产率

Tab.3 FDI, environmental regulation and green total factor productivity of cities in the upper reaches of the Yellow River basin

M L E C T C
全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段
l n F D I i t 0.009* 0.021** -0.040* -0.001 0.011* -0.050 0.009* 0.010* 0.010*
0.015 0.011 0.028 0.010 0.009 0.031 0.015 0.010 0.022
l n E G i t 0.021* 0.061*** 0.049* 0.008 0.070** -0.036* 0.013* -0.009 0.085*
0.031 0.036 0.037 0.021 0.031 0.042 0.032 0.031 0.030
l n R D i t 0.017* -0.001 0.147* 0.004 0.007 -0.017 0.021*** -0.008 0.130*
0.012 0.008 0.051 0.008 0.007 0.057 0.012 0.007 0.041
l n G Z i t -0.105** -0.140* -0.059* 0.009 -0.071** -0.008 -0.113* -0.069** -0.051*
0.042 0.038 0.060 0.029 0.032 0.068 0.043 0.033 0.049
l n F D i t 0.057* -0.014 0.290** -0.038 -0.037 -0.143 0.094*** 0.023 0.432*
0.053 0.046 0.121 0.036 0.039 0.137 0.055 0.040 0.098
CONS 0.475* 1.658* -2.461*** 0.341 1.092* 3.308** 0.134 0.566 -5.769*
0.200 0.046 1.375 0.305 0.397 1.558 0.462 0.405 1.114
F值 33.56 21.78 72.85 21.59 14.36 13.97 31.23 21.31 125.63
P值 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Hausman Test 4.89 11.77** 3.56 3.02 10.79** 6.13 1.56 1.82 3.52
从中下游城市回归结果看（表4），FDI对全时段、第二阶段绿色全要素生产率的影响为负，中下游城市特别是山东、河南等省份城市吸引外资额较高，主要集中在低附加值、高能耗、高污染产业，近年来虽然对高附加值产业引资力度加大，但转变引资结构需要较长的过程，目前仍未能改变环境污染较高的状况。环境规制对绿色全要素生产率产生了明显的正向影响，绿色全要素生产率的增长也更多地体现在绿色技术进步上，对绿色技术效率的影响为负。科技投入对全时段和第二阶段绿色全要素生产率提升产生了一定的促进作用，第二阶段的系数值较高，说明近年来科技经费支出增加对于绿色全要素生产率增长提升作用明显，特别体现在绿色技术进步上，科技投入应该是重点关注的影响因素。固定资产投资的影响系数为负，与上游城市不同，第二阶段的负向影响程度增加，说明当前粗放投资问题仍较为严重。金融发展水平的提升提高了全时段和第二阶段的绿色全要素生产率，第二阶段的影响系数相比上游城市高，在经济增速下滑、产业转型发展背景下，金融发展水平提升，充足的资金保障，对于中下游城市绿色、生态发展的促进作用也极为重要。
表4 FDI、环境规制与黄河流域中下游城市绿色全要素生产率

Tab.4 FDI，environmental regulation and green total factor productivity of cities in the middle and lower reaches of the Yellow River basin

M L E C T C
全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段
l n F D I i t -0.053* -0.217 -0.062* -0.008 -0.017 0.050** -0.045* -0.005 -0.111*
0.016 0.018 0.031 0.010 0.011 0.026 0.015 0.014 0.039
l n E G i t 0.157* 0.067 0.015* -0.015* 0.022 -0.045* 0.171* 0.044 0.059**
0.025 0.059 0.024 0.014 0.037 0.019 0.023 0.045 0.029
l n R D i t 0.014** -0.015 0.029** 0.005 -0.009 0.008** 0.009** -0.006 0.021**
0.011 0.010 0.048 0.007 0.006 0.040 0.010 0.007 0.059
l n G Z i t -0.088* -0.033 -0.281* 0.004 0.008 -0.111 -0.093* -0.041 -0.169*
0.040 0.043 0.111 0.023 0.027 0.091 0.036 0.033 0.137
l n F D i t 0.003* -0.083 0.700* -0.037 -0.045 -0.010 0.041* -0.0389 0.709*
0.049 0.054 0.168 0.028 0.034 0.138 0.044 0.041 0.206
CONS 1.094* 1.703* -6.435* 0.625 0.659 1.637 0.469 1.044 -8.072*
0.429 0.633 1.352 0.247 0.400 1.110 0.388 0.485 1.661
F值 45.44 23.88 75.55 41.37 26.54 30.70 35.30 19.17 37.04
P值 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
HausmanTest 32.74* 36.66* 31.69* 19.92* 21.08* 7.65 47.33 33.82 26.49*

4.3 稳健性检验

稳健性检验一般可以通过更换估计方法和变量替换来实现，如果变换前后的估计结果没有太大差异，表示估计结果具有较强稳健性。本文为了检验FDI、环境规制对黄河生态经济带绿色全要素生产率影响效果的稳健性，在固定效应回归模型估计之外，选取面板数据的其他估计方法广义最小二乘法（OLS）对模型进行重新估计。从对绿色全要素生产率增长指数（ML）影响的检验结果看出（表5），虽部分变量的系数值有些许变化，但模型解释变量的影响方向、显著性水平基本没有变化，说明本文的研究结论具有较强的稳健性。有关绿色技术效率和绿色技术进步回归结果与面板固定效应模型研究结论也表现出一致性，表明最终的研究结论是可靠的、稳健的，限于篇幅，回归结果在此不再列出。
表5 FDI、环境规制与黄河流域城市绿色全要素生产率

Tab.5 FDI, environmental regulation and green total factor productivity of cities in the Yellow River basin

全样本 上游城市 中下游城市
全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段 全时段 一阶段 二阶段
l n F D I i t -0.011* 0.013* -0.024* 0.011* 0.022** -0.035** -0.030** -0.003 -0.016*
0.011 0.011 0.020 0.015 0.011 0.026 0.017 0.018 0.031
l n E G i t 0.091* 0.015* 0.024** 0.005* 0.018** 0.032** 0.125* 0.063 0.020*
0.019 0.031 0.019 0.030 0.031 0.034 0.025 0.050 0.023
l n R D i t 0.016** 0.011** 0.092** 0.018** -0.003 0.153* 0.014* -0.017** 0.031**
0.009 0.007 0.035 0.012 0.008 0.050 0.012 0.010 0.049
l n G Z i t -0.117* -0.071** -0.094** -0.109* -0.131* -0.062** -0.123* -0.026 -0.177*
0.029 0.028 0.051 0.041 0.036 0.058 0.040 0.041 0.095
l n F D i t 0.053* -0.010 0.409* 0.082* -0.033 0.342* 0.068* -0.015 0.523*
0.029 0.034 0.081 0.051 0.043 0.107 0.047 0.048 0.131
CONS 0.612 0.761 -4.436* 0.200 0.991* -3.182* 0.516 0.372 -5.674*
0.311 0.377 0.804 0.436 0.424 1.191 0.424 0.551 1.082
Wald统计量 58.65 53.81 72.81 26.64 43.88 26.07 46.93 26.94 53.31

5 研究结论与政策建议

5.1 研究结论

本文研究结果显示：①2001—2010年，多数城市的绿色全要素生产率都较低，黄河上游城市增长动力主来源于绿色技术效率，中下游城市来源于绿色技术进步。上游西宁、兰州增速较快，绿色技术效率略高于绿色技术进步。中下游西安、太原持续增长，郑州、济南、青岛等经济发展水平较好的中心城市出现下降趋势。2011年以来，黄河流域城市绿色全要素生产率普遍呈现增长趋势，特别是中下游城市实现全面增长，动力来源是绿色技术进步的提升。上游呼和浩特、包头的增速较快，中下游青岛、烟台、郑州、济南等地市快速增长，动力来源为绿色技术进步，这些地区工业研发基础较好，近年对生态环保较为重视，推动绿色技术水平提升。②从黄河流域城市全样本回归结果看，FDI对全时段、第二阶段绿色全要素生产率的影响为负，第一阶段绿色全要素生产率回归系数为正，主要受绿色技术进步影响。环境规制对绿色全要素生产率产生了明显的正向影响，第二阶段的影响系数略小，且对绿色技术效率的影响为负，说明当前环境规制的加强，更多的是提高了绿色技术进步。③黄河流域上游城市FDI对全时段、第一阶段绿色全要素生产率的影响为正。环境规制对绿色全要素生产率产生了明显的正向影响，第二阶段的影响系数略小，第二阶段对绿色技术效率的影响为负，与全样本分析结果一致，绿色技术效率的提升仍然是短板。中下游城市FDI对全时段、第二阶段绿色全要素生产率的影响为负。环境规制对绿色全要素生产率产生了正向影响，而对绿色技术效率的影响为负。

5.2 政策建议

5.2.1 优化要素配置，注重规模效应，着力提升绿色技术效率

绿色技术效率偏低是抑制绿色全要素生产率增长的主因，FDI等影响变量也未能提升绿色技术效率水平。因此，效率的提升是关键。在黄河流域高质量发展战略的推动下，要通过深化改革、区域协调、产业集聚等措施，进一步优化要素资源配置机制，提升资源配置效率。通过优化资本监管和流动体系、自然资源监管和生态补偿制度，打破区域内影响资源要素充分自由流动的各种壁垒，充分发挥市场的资源配置作用，引导产业科学合理集聚，推进跨区域产业转移和产业融合，有效发挥规模效应，降低企业生产物质成本和环境成本，推动绿色经济效率变革，在绿色技术进步实现的同时，提升绿色技术效率。

5.2.2 以“一带一路”倡议为引领，制定差异化引资战略，提高外商直接投资质量和水平

当前外商直接投资对绿色全要素生产率主要产生负向影响，提高FDI质量和水平十分迫切，应发挥各地区域特色优势，制定差异化引资战略。上游城市是重要生态功能区，应将生态保护放在首要位置，引资产业应重点聚焦在高效生态农业、风电、光伏等新能源产业，商贸物流、会议会展、金融、科技、文化旅游等服务业，围绕核心区域、中心城市打造示范园区和开放平台。中下游城市要以山东半岛、河南郑洛新、西安高新国家自主创新示范区为龙头，积极推进引资结构优化，加大高附加值产业的引资力度，重点打造机械装备、电子通讯等优势特色产业，提高产业附加值，实现价值链攀升。构建区域有别、关联互动，具有黄河特色的现代产业体系，实现高效生态发展。

5.2.3 健全生态环境与经济发展协同监控机制，保障经济绿色、健康、高质量发展

环境规制对黄河生态经济带绿色全要素生产率提升产生了正向影响，但第二阶段影响系数明显变小，说明并非管制力度越大，绿色全要素生产率越高。在生态发展硬性约束条件下，应建立健全黄河流域环境检测网络，加强区域协作，实现联防联控，打造生态安全保障体系。与此同时，要把握好环境规制的力度和节点，特别是在当前国际经贸形势面临深刻调整、经济发展不确定性增加，国内经济发展步入新常态，企业转型发展处于攻坚期背景下，要给予企业充分的绿色转型发展时间和空间。环境规制政策要因地、因时制宜，避免“一刀切”模式给经济发展带来的负面影响。建立完善地区经济发展数据监测体系，实现生态环境与经济发展协同监控，通过科学、合理的协同措施，保障经济绿色、健康、高质量发展。

5.2.4 加强绿色科技研发、提高投资成效和金融服务水平

科技创新的绿色全要素生产率促进效应明显，政府应给予对黄河流域产业发展有巨大推动作用的绿色科技创新项目以优惠贷款、税收减免、专利保护等措施激发企业的研发热情，加强技术创新、引进消化吸收与改造，促进绿色生产效率的提升。固定资产投资重点应集中在有利于区域协同发展的黄河航道港口、码头建设，支线、干线铁路建设，区域合作园区平台建设等方面，助推区域经济联动、融合、绿色高质量发展。黄河生态经济带金融资源相对匮乏，要以青岛财富管理试验区、郑东新区金融集聚核心功能区为先导，积极打造沿黄区域性金融服务中心，引导优质金融要素集聚，提高金融服务研发和绿色、生态产业发展的能力，为黄河生态经济带高质量发展提供充足的资金保障。

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