周亞雄，郭樹龍

摘要：環(huán)境治理與經濟高質量發(fā)展是中國城市發(fā)展面臨的兩大挑戰(zhàn)?；谛陆洕乩砟Ｐ?，在空間視域研究環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的內在影響機制，并運用中國城市與城市群樣本在時空動態(tài)SDM模型中進行實證檢驗。研究表明：城市經濟高質量發(fā)展具有空間溢出效應與時間慣性效應;環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新主要通過直接效應對城市經濟高質量發(fā)展發(fā)揮促進作用，技術創(chuàng)新具有傳導機制。在城市群樣本下技術創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展存在顯著推動作用，但尚未發(fā)揮傳導作用。

關鍵詞：環(huán)境規(guī)制;技術創(chuàng)新;城市經濟高質量發(fā)展;新經濟地理學

中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A文章編號：1007-2101（2022）04-0065-10

一、引言與文獻梳理

城市是中國經濟發(fā)展最重要的載體，2020年中國城鎮(zhèn)人口比重達到63.89%，297個地級及以上城市GDP占全國的96.46%、專利授權數(shù)占全國的97.24%。與此同時，環(huán)境污染已成為制約城市發(fā)展的頑疾，2015—2020年城鎮(zhèn)環(huán)境基礎設施建設投資占全國環(huán)境污染治理投資總額的比重為60%左右①。在中國環(huán)境污染已成為城市可持續(xù)發(fā)展的主要挑戰(zhàn)之一[1]，通過環(huán)境規(guī)制處理好城市經濟高質量發(fā)展與環(huán)境污染之間的矛盾是當前迫切需要解決的現(xiàn)實難題。

通常認為環(huán)境污染與經濟增長之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線[2]，早期研究大多認為環(huán)境規(guī)制不利于經濟增長，會給企業(yè)施加額外的減排和治污成本、侵蝕企業(yè)生產性資源、降低生產率和市場競爭力[3]。20世紀90年代以來，雙重紅利假說、波特假說等理論打開了新的研究視野[4-5]。但在實證研究上學者們的意見并不一致，Lorentzen等認為國有經濟比重會影響環(huán)境規(guī)制的就業(yè)增長效應[6]，Kilimani則認為在稅收中性條件下，環(huán)境規(guī)制能實現(xiàn)雙重紅利[7]。雖然一些學者認可技術創(chuàng)新能夠降低或完全彌補環(huán)境規(guī)制對經濟增長的影響[8]，但也意識到技術創(chuàng)新的影響可能是非線性的[9]。

近年來國內學者從國家、區(qū)域、產業(yè)與企業(yè)等不同層面關注環(huán)境規(guī)制與經濟高質量發(fā)展的關系。吳士煒等認為環(huán)境稅費與政府補貼相結合能夠提升區(qū)域經濟高質量發(fā)展[10]。郭然等從產業(yè)層面提出環(huán)境規(guī)制在生產性服務業(yè)集聚提升制造業(yè)發(fā)展質量過程中起到了積極強化作用[11]。郭濤等認為環(huán)境規(guī)制通過倒逼技術創(chuàng)新與糾正資源錯配促進企業(yè)高質量發(fā)展，且存在非線性門檻效應[12]。

總體來看，學者們主要從環(huán)境規(guī)制影響經濟高質量發(fā)展的內在機理、環(huán)境規(guī)制與其他要素組合對經濟高質量發(fā)展的政策效果等方面提供了豐富的研究成果。但仍存在以下局限：（1）空間要素關注不足，在城市層面環(huán)境規(guī)制政策不但與本地區(qū)環(huán)境與經濟狀況相關，而且與其他城市在空間上關聯(lián);（2）環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新影響經濟高質量發(fā)展的計量實證研究較多，而從經濟理論與數(shù)理邏輯上嚴謹推演的較少。本文可能的邊際貢獻在于：（1）構建了含有環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的新經濟地理學模型，從污染減排與社會總福利改進視角分析環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對城市經濟高質量影響的傳導機制。（2）構建了時空動態(tài)空間杜賓模型，以盡可能消除內生性導致的參數(shù)估計偏誤，并在中國城市與城市群層面進行實證研究。

二、模型推理與研究假說構建

本文試圖在Forslid和Ottaviano模型框架下建立環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展內在影響機制的新經濟地理模型[13]。

（一）基本假定

假設經濟社會有A、B兩個城市，工業(yè)M和農業(yè)F兩個部門，資本K和勞動L兩種生產要素。勞動無差異且只在生產部門間流動，資本由所有勞動者平均持有且可在城市間自由流動。兩城市初始的勞動與資本分別為L、L*、K、K*②，總勞動與總資本為Lw=1、Kw=1。農業(yè)部門在完全競爭市場條件下用勞動生產無差異、無交易成本的農產品，以農產品為計價物（pF=1）。工業(yè)部門在Dixit-Stiglitz框架下使用勞動與資本兩種要素生產差異化工業(yè)品;城市間工業(yè)品交易存在冰山成本τ。

城市A的工業(yè)生產對城市B存在污染負外部性。為治理污染，政府對污染企業(yè)實施環(huán)保稅等經濟規(guī)制措施，并將環(huán)境規(guī)制收入用于技術創(chuàng)新以降低污染外部性。若環(huán)境規(guī)制政策能在降低污染的同時，至少使全社會的總福利水平不下降，則認為該政策對經濟高質量發(fā)展具有帕累托改進效果。

（二）消費者行為與需求函數(shù)決定

假定代表性消費者的效用函數(shù)為：

maxU=CμMC1-μF

s.t.pFCF+PMCM=y（1）

其中，CF為農產品消費量，CM=（∫n0c（σ-1）/σidi）σ/（σ-1）為工業(yè)品組合的CES函數(shù)，σ>1為工業(yè)品替代彈性;PM=（∫n0p（1-σ）idi）1/（1-σ）為工業(yè)品價格指數(shù)，pi為工業(yè)品i的價格;μ∈（0，1）為工業(yè)品支出份額，1-μ為農產品支出份額;y為消費者收入。由拉格朗日函數(shù)法可得工業(yè)品i的需求函數(shù)為：

ci=μy（PM）σ-1p-σi（2）

（三）農產品市場與勞動工資的決定

在完全競爭的農業(yè)市場中，城市A單位勞動生產1單位農產品，勞動工資為wF=1。受污染外部性影響，城市B單位勞動生產1/e單位農產品，勞動工資為w*F=1/e，其中e=（1+n）γ≥1為城市A向城市B排放的污染，n為城市A生產的工業(yè)品種類數(shù)，γ≥0為污染強度系數(shù)，γ和n越大，城市A的污染外部性越大。

（四）工業(yè)廠商成本與價格決定

設城市A工業(yè)廠商成本函數(shù)為TCm=π+αxwF，π為資本報酬，x為產量，α=（σ-1）/σ為可變成本，從而產品出廠價格為p1=1，城市A的產品在城市B的出售價格為p*1=τ。受污染外部性影響，城市B工業(yè)生產成本函數(shù)為TCm=（π+αx*w*F）e，π*、x*為資本報酬與產量，從而產品出廠價格為p*2=1，城市B的產品在城市A的出售價格為p2=τ。由Pm的公式可得城市A、B工業(yè)品價格指數(shù)為（PM）1-σ=Δ、（P*M）1-σ=Δ*，其中Δ=n+n*φ、Δ*=nφ+n*，φ=τ（1-σ）∈[0，1]為貿易自由度。

（五）環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的污染治理措施

根據(jù)污染強度系數(shù)對城市A的廠商資本收益按比率γ·t征收污染治理費，其中t∈[0，1]為環(huán)境規(guī)制強度系數(shù)，城市A的資本收益為（1-γt）π，污染治理收費總額為T=γtπn。

污染治理收費全部用于污染企業(yè)降低污染排放的技術創(chuàng)新，從而污染強度系數(shù)γ=0γ>0，其中γ-為沒有技術創(chuàng)新時的最大污染強度，β≥0為技術進步率， β越大則技術進步率越高。

（六）廠商產量與資本收益的決定

壟斷競爭市場中企業(yè)超額利潤為0，即TR-TC=0，其中TR=px，可得資本收益：

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）長期均衡與數(shù)值模擬分析

長期資本向收益最高的城市流動，于是有長期均衡條件：

（1-γt）π=π*0<sn<1

（1-γt）π>π*sn=1

（1-γt）π<π*sn=0（4）

其中，sn為城市A的產業(yè)份額。用實際收入界定福利水平：

Ω=E/P

Ω*=E*/P*

Ωw=Ω+Ω*（5）

其中P、P*、E、E*、Ω、Ω*分別為城市A與B的總價格指數(shù)、總收益與福利。參照安虎森等[14]的方法得到數(shù)值模擬圖1，其中（A）、（C）、（E）圖的縱軸為社會總福利Ωw，（B）、（D）、（F）圖的縱軸為污染外部性e。

圖1中（A）、（B）分別模擬了在無環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新時γ對Ωw和e的影響?？傮w來看，隨著γ增加，Ωw趨于遞減而e趨于增加。就γ和e的關系而言，由e=（1+n）γ可知，γ增加將導致e增加。一方面，e增加使w*F=1/e減少，進而降低E*與Ω*;另一方面，e增加使城市B廠商的固定成本增加，在無治理的均衡條件下導致企業(yè)向城市A轉移，進一步增加城市B的污染外部性，致使Ωw減少。這表明污染排放強度增加將增加污染外部性，進而降低社會福利與經濟高質量發(fā)展水平。圖1中（C）、（D）分別模擬了無技術創(chuàng)新時t對Ωw和e的影響。從該圖中可見，隨著t增加Ωw趨于遞增而e趨于遞減。這是因為對于既定的γ>0，t增加將使單位資本在城市A的收益減少，從而使工業(yè)企業(yè)由城市A向城市B遷移，e趨于減少。對城市B來說，e減少會使w*F增加;同時，工業(yè)企業(yè)的固定成本減少，從而經濟產出增加、Ωw增加。同時從圖1中（C）、（D）可見，γ越大e越大而Ωw越小，這與圖1中（A）、（B）的結論是一致的。由此可得如下研究假設：

H1： 以降低污染排放為目標的環(huán)境規(guī)制能夠提升城市經濟高質量發(fā)展水平。

圖1中（E）、（F）分別模型了β對Ωw和e的影響。從該圖中可見，隨著β增加Ωw趨于遞增而e趨于遞減，這是因為β增加使單位產出的污染排放量減少，從而城市A的污染外部性降低。與圖1中（C）、（D）影響機理不同的是，t增加通過使城市A的工業(yè)企業(yè)數(shù)量減少而降低e，β增加通過城市A工業(yè)企業(yè)的污染排放強度而降低e。對城市A來說，β增加使γ減少，從而降低企業(yè)的污染治理費、增加單位資本收益，將使產業(yè)向城市A遷移、Ω增加。對城市B來說，e減少一方面使w*F增加，另一方面工業(yè)企業(yè)所承受的污染外部性下降、固定成本減少從而Ω*增加，最終使Ωw增加。由此可得如下研究假設：

H2： 環(huán)境規(guī)制能激發(fā)企業(yè)技術創(chuàng)新;技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的雙重作用能提升城市經濟高質量發(fā)展水平。

三、計量模型構建與變量說明

（一）計量模型構建

理論研究表明，環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新能夠共同促進城市經濟高質量發(fā)展;同時城市在地理上處于空間經濟關聯(lián)狀態(tài)，因此借鑒任亞運等的方法構建時空動態(tài)空間杜賓（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為城市經濟高質量發(fā)展指數(shù)，ER為環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)，TE為技術創(chuàng)新，Z為控制變量，W為空間權重矩陣，μ為殘差項，i為城市，t為年份，ρ、α、β、φ等均為系數(shù)。

（二）變量說明

1.被解釋變量：城市經濟高質量發(fā)展指數(shù)（HQ）。構建表1所示的城市經濟高質量發(fā)展指標體系[16]，用縱橫向拉開檔次法計算HQ[17]。計算步驟為：（1）在樣本期內對指標進行無量綱化處理，在相同時間內進行標準化處理，對污染排放等負向指標取倒數(shù)。（2）構建指標的截面矩陣，求每個截面矩陣的對稱陣，并求所有對稱陣的和矩陣H，矩陣H的最大特征值對應的特征向量即為權重。（3）計算HQ并進行平移擴大處理。

2.核心解釋變量。環(huán)境規(guī)制（ER）：現(xiàn)有研究對環(huán)境規(guī)制指標的選擇主要有單一污染排放法[18]，污染治理投入與運行費用、排污收費等費用支出法[19]，用多項指標構建指數(shù)法[20]。本文采用工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵排放量計算環(huán)境規(guī)制強度指數(shù)ER，ER值越大則環(huán)境規(guī)制強度越大[21]。技術創(chuàng)新（TE）：現(xiàn)有研究主要從研發(fā)投入[22]、知識存量[23]等視角度量技術創(chuàng)新。本文認為在城市層面，政府支持一方面能夠直接獲得技術產出，另一方面能夠營造良好的研發(fā)氛圍并鼓勵企業(yè)進行更多的技術創(chuàng)新。因此，用科學事業(yè)費支出與財政支出的比值表達技術創(chuàng)新能力[24]。

3. 控制變量。財政支持（fina）：用財政支出占GDP的比重表示[25]。工業(yè)固定資產（fix）：用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產合計表示[21]。收入水平（wage）：用各城市職工平均工資表示[26]。基礎設施（base）：選取年末實有城市道路面積、年末實有公共汽（電）車營運車輛數(shù)、全年公共汽（電）車客運總量、年末實有出租汽車數(shù)4項指標，運用等權法計算城市基礎設施指數(shù)。

（三）數(shù)據(jù)來源與單位根檢驗

選取2011—2020年數(shù)據(jù)資料較全的我國內地268個地級以上城市為研究對象，數(shù)據(jù)來源于2012—2021年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，所有經濟類指標調整為以2011年為基期的數(shù)值。變量的統(tǒng)計性描述如表2所示。

對各變量分別采用HT和IPS方法進行面板單位根檢驗 ，結果表明所有變量的P值均在5%水平上拒絕面板單位根的原假設，說明變量均是平穩(wěn)的。

（四）空間權重矩陣

地理相鄰空間權重矩陣：

WCij=1i≠j且i與j相鄰

0i=j或i與j不相鄰

地理距離空間權重矩陣：

WDij=1/diji≠j且dij≤800km

0i=j或且dij>800km

其中dij為城市i、j的地理球面距離，當dij>800km時WDij取0[27]。

WC、WD均采用行標準化處理。本文檢驗了被解釋變量與核心解釋變量在樣本期內的Moran I指數(shù)及其P值，結果顯示Moran I指數(shù)均在5%水平上顯著大于0。

四、計量回歸及結果分析

（一）模型篩選與檢驗

1.選擇面板模型類型。對于混合效應與面板固定效應模型構建F統(tǒng)計量進行識別，對于面板固定效應與隨機效應用Hausman方法檢驗，經檢驗選擇時點個體雙固定效應模型。

2.空間計量模型選擇。（1）混合效應回歸，對殘差進行Moran I指數(shù)檢驗，結果表明在WC、WD下Moran I指數(shù)顯著為正，說明殘差中存在未被考慮的空間相關性，需要選擇空間計量模型。（2）進行LM檢驗、LR檢驗、Wald檢驗，LM檢驗表明面板計量模型中存在空間效應，應該選擇SDM模型;LR對靜態(tài)與動態(tài)模型的檢驗，結果表明模型中含有時空動態(tài)效應;Wald檢驗是從SDM到空間自回歸（SAR）與空間誤差（SEM）的反向退化檢驗，結果顯示SDM模型優(yōu)于SAR與SEM模型。

3.可能的內生性問題。創(chuàng)新是經濟高質量發(fā)展的重要特征，一方面技術創(chuàng)新顯然有利于經濟高質量發(fā)展，另一方面經濟高質量發(fā)展能夠營造有利于推動技術創(chuàng)新的社會環(huán)境。同時，經濟高質量發(fā)展是涉及創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享等的全面發(fā)展，模型中解釋變量也難以窮盡。對此，本文認為時空動態(tài)空間模型在一定程度上可以消除內生性影響，一是被解釋變量在時間上具有關聯(lián)性，其滯后項是較好的工具變量;二是被解釋變量滯后一期的空間效應，是周邊城市上期的被解釋變量對本城市被解釋變量的影響;三是被解釋變量與解釋變量的空間滯后項，考慮了當期的空間溢出效應，進一步消除了未考慮到的因素的影響。

（二）總樣本回歸結果分析

對公式（6）進行普通面板和靜態(tài)SDM、時空動態(tài)SDM模型的時點個體雙固定面板回歸，回歸結果如表3所示。

從空間關系來看，W×HQ的系數(shù)均顯著為正，說明城市經濟高質量發(fā)展水平具有顯著的空間溢出效應，即城市經濟高質量發(fā)展對周邊城市存在正向促進作用，同時也受到來自周邊城市的正向影響。HQi，t-1的系數(shù)均顯著為正，說明城市經濟高質量發(fā)展水平在時間上具有慣性效應。W×HQi，t-1的系數(shù)顯著為負，表明城市經濟高質量發(fā)展水平存在跨期空間競爭效應。

從影響效應來看，ER與TE的系數(shù)均顯著為正，這說明環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對城市經濟高質量發(fā)展具有正向促進作用，這與研究假設1和假設2是一致的，也與我國的政策實踐相同。黨的十九大報告指出要構建政府主導、企業(yè)為主體、社會組織和公眾共同參與的現(xiàn)代環(huán)境治理體系，經濟調控政策從成本上形成了企業(yè)污染減排的動力，公眾參與手段通過全社會力量督促企業(yè)污染減排?？萍紕?chuàng)新已成為新時代的主題詞，2016—2020年全國R&D經費支出由15 676億元增加到24 393億元，專利申請數(shù)由3464萬件增加到5194萬件。因此，政府有效的環(huán)境規(guī)制與科技創(chuàng)新政策成為城市經濟高質量發(fā)展的重要保障。

表4為表3中（2）—（5）列模型的空間效應分解，ER和TE的系數(shù)在短期和長期直接效應下均顯著為正，但在短期和長期間接效應下不顯著，這表明環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對城市經濟高質量發(fā)展的影響可以通過直接效應實現(xiàn)，即本地區(qū)嚴格的環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對本地區(qū)經濟高質量發(fā)展具有正向促進作用。

（三）傳導機制分析

理論模型表明技術創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制影響城市經濟高質量發(fā)展的潛在傳導路徑，因此構建傳導機制的時空動態(tài)SDM模型：

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

回歸結果如表5所示。

從空間關系來看，W×TE的系數(shù)均為正，且在靜態(tài)模型下顯著，這說明在城市層面技術創(chuàng)新具有較好的空間溢出效應。從傳導機制來看，ER的系數(shù)均為正，且除模型（5）外，在其他模型中均顯著，即總體來看，環(huán)境規(guī)制的確能夠促進技術創(chuàng)新。這表明技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制提升經濟高質量發(fā)展水平間具有中介傳導作用，這也驗證了假設2的結論。

（四）城市群異質性分析

本文選取長三角、京津冀、珠三角、中原、長江中游、成渝、山東半島、海峽西岸等8個發(fā)展水平較高的城市群為研究對象，分別以公式（6）和（7）為模型，用WD進行時空動態(tài)SDM模型回歸，結果如表6所示。

從影響效應來看，表6中模型（1）—（8）ER的系數(shù)在京津冀城市群、中原城市群、山東半島城市群顯著為正，而在其他城市群均不顯著，這主要因為這3個城市群在地理上相對接近，且均位于我國北方霧霾等污染比較嚴重的區(qū)域，政府的環(huán)境規(guī)制力度較大;而其他城市群ER的系數(shù)均不顯著，說明在其他城市群環(huán)境規(guī)制還沒有形成城市經濟高質量發(fā)展的推動力。TE的系數(shù)均顯著為正，說明這8大城市群均具有顯著的技術創(chuàng)新推動經濟高質量發(fā)展的特征，這主要因為黨的十八以來國家將技術創(chuàng)新提高到了前所未有的高度，8大城市群代表了中國經濟水平最高、技術創(chuàng)新最活躍的區(qū)域。表6中模型（9）—（16）ER的系數(shù)除在長三角和珠三角城市群顯著為正外，在其他城市群均不顯著，這可能是因為長三角和珠三角城市群市場化水平較高，并且依靠沿海優(yōu)勢與國際市場緊密相連，從而企業(yè)對價格與成本更為敏感，環(huán)境規(guī)制導致的生產運營成本增加會倒逼企業(yè)進行技術創(chuàng)新;而其他城市群的整體經濟發(fā)展與市場化水平比長三角和珠三角城市群低，企業(yè)對環(huán)境規(guī)制導致的成本增加也不夠敏感，同時技術創(chuàng)新的環(huán)境與要素資源相對不足，技術創(chuàng)新仍然需要政府推動來實現(xiàn)。

五、穩(wěn)健性分析

為檢驗結果的穩(wěn)健性，本文對樣本量、時期與變量進行了調整。一是為增強城市樣本的可比性，去掉了北京、上海、天津、重慶4個直轄市與孤島城市，形成了252個城市樣本。二是考慮到黨的十八以來中央政府對環(huán)境問題前所未有的重視，并從2015年以來逐步出臺了史上最嚴格的新環(huán)保法、環(huán)境督查風暴等環(huán)境規(guī)制政策，本文將研究期間調整為2015—2020年。三是用科學事業(yè)費支出與GDP的比值表達技術創(chuàng)新能力，并對變量進行1%縮尾處理。對公式（6）和（7）回歸，結果如表7所示。

表7中模型（1）—（5）ER、TE的系數(shù)均顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新均對城市經濟高質量發(fā)展存在正向促進效應;模型（6）—（10）ER的系數(shù)在普通面板、靜態(tài)SDM中顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新具有促進作用，技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制推動經濟高質量發(fā)展中具有傳導作用。這些結果與前文的結論是一致的，說明回歸結果具有較好的穩(wěn)健性。

六、結論與政策建議

本文在新經濟地理框架下推理了環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對城市經濟高質量發(fā)展的內在影響機制;構建了時空動態(tài)SDM模型，并在中國2011—2020年城市樣本與城市群樣本下進行了實證檢驗，主要結論如下。

第一，城市經濟高質量發(fā)展具有空間溢出效應與時間慣性效應，即經濟發(fā)展質量較高的城市在空間上呈集聚特征，第t-1期城市經濟高質量發(fā)展能促進第t期城市經濟高質量發(fā)展。

第二，環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新主要通過直接效應對城市經濟高質量發(fā)展發(fā)揮促進作用，即本地區(qū)嚴格的環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對本地區(qū)經濟高質量發(fā)展具有正向促進作用;技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制促進城市經濟高質量發(fā)展之間具有中介傳導效應。

第三，在8大城市群樣本下，經濟高質量發(fā)展具有空間溢出效應與時間慣性效應;技術創(chuàng)新對城市群經濟高質量發(fā)展存在顯著推動作用;環(huán)境規(guī)制在京津冀城市群、中原城市群、山東半島城市群等地理位置上接近、霧霾等污染比較嚴重的區(qū)域對經濟高質量發(fā)展具有顯著促進作用;在城市群層面技術創(chuàng)新尚未有效發(fā)揮環(huán)境規(guī)制促進經濟高質量發(fā)展的中介傳導作用。

基于如上分析，本文認為環(huán)境規(guī)制已成為推動我國城市經濟高質量發(fā)展的正向驅動力，今后應該著力于創(chuàng)造將環(huán)境規(guī)制壓力更為順暢地轉化為技術創(chuàng)新動力的政策環(huán)境，使技術創(chuàng)新有效地發(fā)揮中介傳導機制。因此提出如下政策思考：

第一，聯(lián)合政府、企業(yè)、科研機構共同參與構建與污染產業(yè)技術改造升級相關的技術研發(fā)與交易平臺，降低企業(yè)應對環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新成本。技術創(chuàng)新成本高導致部分企業(yè)在嚴格的環(huán)境規(guī)制來臨時，難以通過技術創(chuàng)新化解環(huán)境規(guī)制壓力，而同時大量新技術則在實驗室休眠。因此，需要建立政府、企業(yè)、科研機構共同參與的技術研發(fā)與交易平臺，企業(yè)提出技術創(chuàng)新需求清單，具有技術優(yōu)勢的研發(fā)機構與企業(yè)直接對接解決技術難題。

第二，在用好政府技術補貼政策的同時，充分利用金融、保險等現(xiàn)代金融工具解決技術創(chuàng)新資金短缺問題。政府補貼是對污染型企業(yè)技術創(chuàng)新的重要支持，但往往難以滿足技術創(chuàng)新的資金需求，因此企業(yè)可以采取技術創(chuàng)新研發(fā)入股、為技術創(chuàng)新活動購買保險、聯(lián)合金融機構、保險公司與研發(fā)機構共同進行技術創(chuàng)新等方式，利用現(xiàn)代金融工具為技術創(chuàng)新提供資金支持。

第三，實施差異化的環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新政策。處于發(fā)達地區(qū)的城市群可發(fā)揮先發(fā)優(yōu)勢，適當實施更為嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，同時逐漸建立以現(xiàn)代金融工具融資為主、政府補貼為輔的資金支持模式。相對落后地區(qū)的城市群需要注重營造更有利于技術創(chuàng)新的社會環(huán)境，發(fā)揮城市群在區(qū)域經濟高質量發(fā)展中的引領作用。

注釋：

①根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》的相關數(shù)據(jù)計算。

②用上標“*”“w”分別表示城市與全社會的變量。

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責任編輯：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