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会员注册（一）模型设定与数据说明
由于理论分析表明绿色技术效率对污染密集型行业转移的影响具有门限效应，因此需构建面板门限模型对这一结论进行实证检验。我们首先对绿色技术效率对数进行门限检验，结果表明绿色经济效率存在显著的单一门槛，门槛值为1.516。为此本文首先构建如下面板门限模型检验绿色技术效率和环境规制影响污染密集型行业转移的门限效应：
（16）其中，t表示时期，i表示地区，
为门限变量。
表示污染密集型产业转移，
为绿色技术效率，
为环境规制，
表示经济增长，
代表城镇化水平，
表示经济开放水平，
表示地区金融发展水平，
为随机干扰项。同时考虑到产业区际转移可能具有空间相关性，因此本文还将使用空间计量经济模型进行实证检验。对于空间计量模型而言，空间权重矩阵的设定是一个关键问题，过往研究普遍使用临界空间权重矩阵处理与经济问题相关的空间计量模型（龙小宁，2014）[25]，但考虑到污染密集型行业转移不仅与区域经济特征有关，其转移成本也与地理距离相关密切，因此本文参考LI(2017)[26]所使用的方法构建经济距离空间权重矩阵对污染密集型行业转移的空间相关性进行检验。本文以两个省份的人均GDP比值表示其经济差距，以两省省会城市的直线距离表示其地理距离，用两者倒数的积反映两省份的空间相关度，最后将相关数据构造矩阵并执行行标准化从而得到经济距离空间权重矩阵。为验证空间计量模型的适用性，我们首先通过计算污染密集型行业转移截面数据的Moran's I指数进行检验（结果如表2所示）。
表2 污染密集型行业转移的年度Moran's I指数
|
年度 |
2001 |
2002 |
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
2007 |
|
Moran's I |
0.319*** |
0.426*** |
0.411*** |
0.452*** |
0.498*** |
0.422*** |
0.545*** |
|
Z-value |
4.529 |
4.611 |
4.849 |
5.059 |
5.298 |
5.339 |
5.368 |
|
年度 |
2008 |
2009 |
2010 |
2011 |
2012 |
2013 |
2014 |
|
Moran's I |
0.507*** |
0.516*** |
0.537*** |
0.528*** |
0.557*** |
0.549*** |
0.561*** |
|
Z-value |
5.405 |
5.563 |
5.666 |
5.699 |
5.717 |
5.814 |
5.935 |
注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平下显著。
结果显示，各年度Moran's I均高度显著为正，且Moran's I指数总体呈增大趋势，表明污染密集型行业转移具有显著的空间相关性且逐渐增强，同时考虑到产业转移在时间上的连续性，本文构建如下动态空间自回归模型：
（17）与面板门限模型相比新加入的变量含义为：
为被解释变量的滞后一期考察污染密集型行业转移的时间惯性，
表示本文所使用的经济距离空间权重矩阵，
为空间相关性系数，交叉项
表示环境规制的绿色技术效率效应。在上述两个模型中，污染密集型行业转移和绿色技术效率两个变量的数据基于上文的测算结果获得。对环境规制变量的设定，考虑到指标的完整与数据可得性参照相关学者研究成果选取地区工业污染治理投资完成额与地区工业增加值的比即环境保护成本衡量地区的实际环境规制强度（徐志伟，2016）[27]。经济增长，用平减后的人均GDP表示地区的经济发展水平；城镇化，用地区城镇人口比总人口表示地区的城镇化水平；对外开放，用年度实际使用外资额与GDP的比表示地方经济开放水平；金融发展，用地区金融机构存贷款总额与GDP的比表示地区金融发展水平（毛其淋，2012）[28]。本文所使用30个省2001-2014年的面板数据来源于《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》及各省市年鉴。为消除负数并保障数据的平稳性本文在对负值进行相应处理的基础上对全部数据进行对数化处理，表3为各变量的描述性统计。
表3 变量描述性统计
|
变量 |
变量释义 |
Obs |
Mean |
S.D. |
Min |
Max |
|
LnPIT |
污染密集型行业转移 |
420 |
2.037 |
0.816 |
0.865 |
4.579 |
|
LnTEC |
绿色技术效率 |
420 |
2.030 |
0.556 |
1.234 |
2.533 |
|
LnER |
环境规制 |
420 |
2.718 |
0.361 |
2.428 |
3.004 |
|
LnGDP |
经济增长 |
420 |
5.025 |
0.462 |
4.829 |
5.483 |
|
LnUL |
城镇化 |
420 |
2.869 |
0.688 |
2.127 |
3.495 |
|
LnFDI |
经济开放 |
420 |
2.789 |
0.941 |
0.548 |
5.347 |
|
LnFIC |
金融发展 |
420 |
3.565 |
0.531 |
1.645 |
4.102 |
（二）实证结果分析
本文首先使用面板门限模型对绿色技术效率及环境规制的门限效应进行初步分析，结果如表4所示。从回归结果中可以看出，当绿色技术效率的对数LnTEC小于门限值时，其回归结果不显著，表明此时绿色技术效率不能对污染密集型产业的合理转移产生积极影响，与理论分析的命题1相符；变量LnER在10%的显著性水平下显著为正，表明此时环境规制的提升可以对污染密集型行业的转移产生一定的积极作用，但从系数与显著性层面看，这种影响并不大。当LnTEC跨越门限时，回归结果发生了显著变化，此时LnTEC的系数高度显著为正，表明绿色技术效率的提高成为促进污染密集型行业合理转移的显著影响因素；而LnER也高度显著为正，表明此时环境规制水平的提升也促进了污染密集型行业合理转移，这与理论分析所得命题2相符。
表4 面板门限回归结果
|
变量 |
系数 |
z值 |
|
LnTEC (  ) |
0.147 |
1.05 |
|
LnTEC (  ) |
0.237*** |
4.55 |
|
LnER (  ) |
0.066* |
1.88 |
|
LnER (  ) |
0.168*** |
3.22 |
|
LnGDP |
0.162*** |
2.81 |
|
LnUL |
0.069** |
2.11 |
|
LnFDI |
-0.316*** |
3.22 |
|
LnFIC |
0.117*** |
3.02 |
注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平下显著。
从整体上看，面板门限模型的回归结果在一定程度上印证了理论分析的正确性，即当绿色技术效率不高时，绿色技术效率和环境规制对污染密集型行业转移的影响不明显，而当绿色技术效率达到一定水平时，绿色技术效率和环境规制显著促进污染密集型行业的合理转移。但面板门限模型也存在一定的缺陷，一方面该模型未能考虑到污染密集型行业转移的空间效应，同时没有考虑绿色技术效率与环境规制的交互作用。因此，为了得到更为稳健的回归结果，我们使用空间计量模型进行回归。由于我国的污染密集型行业主要从东部转出而由中西部地区接收，通过分析东部地区平均绿色技术效率发现其门限值1.516发生在2005-2006年，为此将全部数据划分为2001-2005和2006-2014两个时间段分别进行空间计量回归，结果如表5所示。
表5 空间计量回归结果
|
模型 变量 |
SAR-M1 |
SAR-M2 |
|
(2001-2005) |
(2006-2014) |
|
|
LnPIT (-1) |
0.436***（6.81） |
0.372***（5.05） |
|
ρ |
0.152*（1.82） |
0.177***（8.23） |
|
LnTEC |
-0.008（-1.43） |
0.260***（3.92） |
|
LnER |
0.064（1.51） |
0.161***（2.86） |
|
LnTEC×LnER |
-0.154（-1.06） |
0.051*（1.81） |
|
LnGDP |
-0.097*（1.93） |
0.076***（4.24） |
|
LnUL |
0.012（1.35） |
0.114（1.43） |
|
LnFDI |
-0.241**（-2.17） |
-0.134***（-7.25） |
|
LnFIC |
0.157(1.58) |
0.624**（2.06） |
|
Morans'I |
0.442**（2.14） |
0.512***（3.57） |
|
Adj-R2 |
0.426 |
0.517 |
|
Log likelihood-sar |
587.654 |
663.217 |
|
Log likelihood-sdm |
522.176 |
607.869 |
|
Log likelihood-fe |
327.158 |
366.257 |
|
AIC |
0.014 |
0.008 |
|
SC |
0.014 |
0.008 |
注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平下显著。