我國省際綠色創(chuàng)新效率的影響因素及空間溢出效應(yīng)

■ 曾 冰

（江西財經(jīng)大學(xué)江西經(jīng)濟發(fā)展與改革研究院，江西南昌330013）

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告中提出“建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計”，明確要求“實行最嚴(yán)格的生態(tài)環(huán)境保護制度，形成綠色發(fā)展方式和生活方式”，并進一步提出“推進綠色發(fā)展，建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系”。綠色發(fā)展是習(xí)近平新時代中國特色社會主義思想的重要組成部分，彰顯了推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、順應(yīng)人民對更加美好生活的追求、實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的責(zé)任擔(dān)當(dāng)。因此，如何將綠色科技和環(huán)境因素納入技術(shù)創(chuàng)新研究框架，有效提升綠色創(chuàng)新效率是新時代下綠色發(fā)展、建設(shè)美麗中國的重要落腳點，也是推進創(chuàng)新驅(qū)動和綠色發(fā)展兩大國家發(fā)展戰(zhàn)略協(xié)同發(fā)展的有效契合點。

現(xiàn)有研究綠色創(chuàng)新效率發(fā)展文獻,主要沿著兩條主線展開：一是綠色創(chuàng)新績效評價方面，華振、付幗等人從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境3個方面建立指標(biāo)體系，并運用因子分析、主成分分析、熵值法等方法研究我國綠色創(chuàng)新績效[1-2]；周力、史修松、余泳澤等學(xué)者利用DEA與SFA等方法對我國相關(guān)地區(qū)綠色創(chuàng)新績效情況進行了測度[3-5]；蘇越良等采取BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)方法構(gòu)建了綠色創(chuàng)新能力評價模型[6]。二是綠色創(chuàng)新影響因素研究,殷群等研究了2009～2013年我國30個省份綠色創(chuàng)新效率區(qū)域差異性及成因研究[7]；王惠等基于2006～2012年省級面板數(shù)據(jù),構(gòu)建門檻模型實證分析R&D投入強度對其產(chǎn)生的影響[8]；余淑均等人在長江經(jīng)濟帶主要城市綠色創(chuàng)新效率測度基礎(chǔ)上，借助面板隨機Tobit模型，重點分析了各類環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)[9]；孫宏芃采用系統(tǒng)廣義矩估計 (GMM)方法考察創(chuàng)新制度環(huán)境、要素市場扭曲以及其他因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響[10]；彭文斌等人通過省域環(huán)境成本最優(yōu)規(guī)劃探討正式、非正式環(huán)境規(guī)制影響綠色創(chuàng)新的機理，選取2005～2014年各省域面板數(shù)據(jù)為研究樣本，構(gòu)建門檻回歸模型實證檢驗正式、非正式環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)[11]。張偉等闡述了FDI影響綠色創(chuàng)新效率發(fā)展的機理模型，并重點探討相關(guān)提升路徑[12]。

綜上所述，現(xiàn)有對綠色創(chuàng)新研究文獻大都忽視了空間因素對經(jīng)濟活動的重要影響。基于地理媒介的知識溢出使得創(chuàng)新活動存在典型的空間依賴特征，進而帶來相應(yīng)程度的經(jīng)濟格局變化。綠色創(chuàng)新作為創(chuàng)新發(fā)展的新范式，也具有傳統(tǒng)創(chuàng)新的典型空間特征，在考慮綠色創(chuàng)新效率發(fā)展過程中，要充分考慮到相關(guān)影響因素的空間特征，尤其是要重點考慮空間溢出效應(yīng)。與此同時，由于溢出效應(yīng)具有矢量性，既會存在其他地區(qū)影響因素對本地區(qū)創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)，也存在本地區(qū)相關(guān)變量對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)，現(xiàn)有文獻很少對這兩種空間溢出效應(yīng)進行區(qū)別與捕捉，本文將空間溢出效應(yīng)分為溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)進行重點探討，以期更客觀更全面探索綠色創(chuàng)新效率影響因素的時空特征和動力機制，明晰綠色創(chuàng)新效率提升路徑，切實而有力地推進我國經(jīng)濟社會的創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享發(fā)展。

二、變量與數(shù)據(jù)

綠色創(chuàng)新效率，是綜合考慮創(chuàng)新要素投入與產(chǎn)出過程中生態(tài)效益與經(jīng)濟收益的創(chuàng)新效率 （殷群等，2016）。關(guān)于綠色創(chuàng)新效率（GIE）測度，目前較為常用方法為傳統(tǒng)非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析，如BCC、CCR模型，屬于線性分段和徑向理論，極易導(dǎo)致投入要素的“松弛”問題。為了克服傳統(tǒng)DEA的測算誤差，較好地處理投入產(chǎn)出變量的松弛性問題,體現(xiàn)效率值的本質(zhì)屬性，故考慮非角度、非徑向的Super-SBM方法測算綠色創(chuàng)新效率[8]。綠色創(chuàng)新投入側(cè)，本文將其分為非資源投入和資源投入兩類指標(biāo)，其中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費投入和R&D人員全時當(dāng)量作資本和人力兩類非資源投入 （汪傳旭等，2016）[13]，同時綠色創(chuàng)新強調(diào)能源利用效率與降低污染，再加上相關(guān)創(chuàng)新過程離不開能源，故考慮單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗作為資源投入 （周力，2010）[3]。綠色創(chuàng)新核心歸旨不僅是為了追求高效的生態(tài)效益，也需獲取最優(yōu)的經(jīng)濟收益，故在產(chǎn)出側(cè)變量選取時，將高技術(shù)行業(yè)專利申請數(shù)、新產(chǎn)品主營業(yè)務(wù)收入作為期望產(chǎn)出變量來表征經(jīng)濟收益；以三廢排放量作為非期望產(chǎn)出變量表征生態(tài)效率。

對于綠色創(chuàng)新效率 （GIE）的影響因素，綜合考慮曾冰、張偉等人文獻研究，選取經(jīng)濟發(fā)展水平 (dev)、環(huán)境規(guī)制 （hjg）、勞動力素質(zhì) （hum）、市場化 （sch）等自變量[9，12-13]。經(jīng)濟發(fā)展水平 (dev)用人均GDP表示，并以2004年為基期進行平減處理；環(huán)境規(guī)制分為正式與非正式兩類，其中正式環(huán)境規(guī)制 （fhj）強度選取單位土地面積工業(yè)治理廢氣完成投資額來表征，以環(huán)境污染信訪次數(shù)衡量非正式環(huán)境規(guī)制 （ihj）強度 （彭文斌等，2017）[11]； 外商直接投資 （fdi）采用各地區(qū)外資實際利用額，并按當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣進行調(diào)整；市場化采用樊綱、王小魯?shù)热藴y度的各省市場化指數(shù)[14]?？紤]變量取值的穩(wěn)定性，對變量進行對數(shù)化處理，故本文的基礎(chǔ)模型設(shè)定為：

數(shù)據(jù)均來源于2005～2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》等年鑒，由于西藏地區(qū)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故從樣本數(shù)據(jù)中剔除，部分缺失數(shù)據(jù)由插值法填補。

三、模型構(gòu)建

（一）空間相關(guān)性檢驗

傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)建模有意或無意忽視了變量的空間自相關(guān)性，導(dǎo)致相關(guān)回歸結(jié)果容易出現(xiàn)偏差，信度不高。本文將空間因素引入到計量模型當(dāng)中，為了驗證區(qū)域綠色創(chuàng)新效率數(shù)據(jù)是否存在空間自相關(guān)性，引入全域莫蘭指數(shù)對其進行空間相關(guān)性檢驗。考慮到綠色創(chuàng)新會隨距離增加而出現(xiàn)衰減規(guī)律，本文以各省省會城市間最短距離的倒數(shù)為權(quán)重構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W，有效體現(xiàn)地理上接近但并不相鄰的省域之間的空間影響。莫蘭指數(shù)取值區(qū)間為 [-1，1]，若大于0，意味省際間屬性為空間正相關(guān)，越接近于1，其屬性相似度越高，因相似聚集的可能性越大；若小于0，意味省際間屬性為空間負相關(guān)，越接近于-1，其屬性相異度越大，因相異屬性聚集的可能性越大；若取值越貼近于0，則意味著省際間屬性隨機性強或不存在空間自相關(guān)性。表1是用Geoda軟件計算的Moran's I值及其檢驗統(tǒng)計量。從中可知2006～2015年我國省域綠色創(chuàng)新效率的莫蘭指數(shù)值大于0，從p值大小來看，除2010年以外，都通過了5%顯著性水平檢驗，拒絕了空間不相關(guān)的原假設(shè)。因此可判定在全局角度上我國省際間綠色創(chuàng)新發(fā)展并非相互隔離、隨機分布的，會呈現(xiàn)出空間相互關(guān)聯(lián)性與依靠性，存在“鄰里模仿”與外溢效應(yīng)，相鄰省份比不相鄰省份綠色創(chuàng)新效率更為集聚。

表1 省域綠色創(chuàng)新效率全域莫蘭指數(shù)檢驗

（二）空間計量模型設(shè)置

根據(jù)以上分析，由于省域綠色創(chuàng)新效率具有顯著的空間自相關(guān)，建立在空間獨立假定下的傳統(tǒng)計量回歸模型存在一定的不足，需考慮合適的空間計量模型加以回歸。根據(jù)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出影響因素來源不同，設(shè)定如下3種空間面板數(shù)據(jù)計量模型。

假設(shè)模型1：如果本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的水平不僅取決于本地區(qū)一些變量的影響,還受到鄰近區(qū)域綠色創(chuàng)新效率水平的影響,則可設(shè)定空間滯后模型 （Spatial Lag Model，SLM）：

其中，α為常數(shù)項，W為空間權(quán)重矩陣。X為對數(shù)化處理后的相應(yīng)影響因素變量矩陣，β為本地區(qū)影響因素對本地綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)。i代表相應(yīng)區(qū)域，t代表相應(yīng)年份，μ為隨機誤差項。ρ是綠色創(chuàng)新效率發(fā)展的空間滯后變量影響系數(shù)，反映了對象地區(qū)的周邊鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率發(fā)展對其綠色創(chuàng)新發(fā)展的溢出效應(yīng)。

假設(shè)模型2：如果綠色創(chuàng)新行為的空間依賴性存在一些難以觀測到并且具有一定空間結(jié)構(gòu)的誤差擾動項的影響，并要有效測度這種誤差沖擊對本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響程度，則可考慮采用空間誤差模型 （Spatial Error Model，SEM）：

其中，參數(shù)λ反映了因誤差項引致的區(qū)域間溢出效應(yīng)，ε為殘差項。

假設(shè)模型3：如果本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的水平不僅受到鄰近區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)外,還會受到相鄰地區(qū)的其他變量影響,則可考慮空間杜賓模型 （Spatial Durbin Model，SDM）：

其中，θ反映了其他地區(qū)影響因素對本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的加權(quán)影響，本文將這種影響效應(yīng)界定為他溢效應(yīng)。

（三）溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)

空間溢出效應(yīng)是空間計量模型中重要分析工具，由于溢出效應(yīng)具有一定的源出與源入的方向性，既會存在其他地區(qū)影響因素對本地區(qū)創(chuàng)新效率的他溢效應(yīng)，也存在本地區(qū)相關(guān)變量對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的溢他效應(yīng)。在空間計量模型中，自變量與因變量會產(chǎn)生交互作用，此時自變量對因變量的邊際效應(yīng)不能采取線性模型進行回歸，需要進一步進行解構(gòu)，將上述空間杜賓模型簡化成某一特定時點的向量表達式：

其中，yN為N×1階因變量的向量；α為常數(shù)項；μ*為截面、隨機、時期誤差項；lnXt為所有自變量組成的N×K維矩陣。則在特定時點上，因變量lnGIEt對自變量K的偏導(dǎo)矩陣表達式為：

該式中右端矩陣主對角線上的元素的均值，映現(xiàn)了該省自變量對因變量的影響程度，亦即某一省份通過某一影響因素對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的作用，稱之為直接溢出效應(yīng)，表達式為直=N-1·tra[X（W）]，其中，tra[X（W）]為矩陣X（W）的跡，即主對角線之和。而該式中右端矩陣非主對角線上的其他元素的均值，則映現(xiàn)了某一省份通過自身相關(guān)影響因素對其他省份綠色創(chuàng)新效率的溢出作用，稱之為間接溢出效應(yīng) （羅良文、梁圣蓉，2017），本文將其界定為溢他效應(yīng)，即為N-1·y·X（W）·y-N-1·tra[X（W）]。最終，把直接溢出效應(yīng)與間接溢出效應(yīng)匯總為總溢出效應(yīng)。

（四）空間計量模型選擇

首先對模型進行固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)形式擇取判斷。Hausman檢驗值為47.415，并通過了0.01%的顯著性水平檢驗，拒絕了隨機效應(yīng)形式的原假設(shè),故宜考慮固定效應(yīng)形式。再進而采用極大似然估計法進行回歸,在此基礎(chǔ)上采用Wald檢驗和LR檢驗 （表2）來確定空間杜賓模型能否退化為空間誤差和空間滯后模型。如表2所示W(wǎng)ald檢驗和LR檢驗均通過1%的顯著性水平檢驗，從而拒絕了H0∶θ=0 和H0∶θ+ρβ=0 的原假設(shè),因此可以判定空間杜賓模型為最優(yōu)的模型選擇，不宜簡化為空間誤差和空間滯后模型。

表2 模型選擇設(shè)定檢驗情況

四、實證結(jié)果分析

（一）他溢效應(yīng)

普通OLS回歸系數(shù)比空間杜賓模型回歸系數(shù)小，說明了OLS回歸忽略自變量與因變量的空間交互作用而高估了相關(guān)變量的影響作用。從空間杜賓模型的回歸結(jié)果來看,時空固定模型的對數(shù)似然值 （log-L）和調(diào)整的可決系數(shù) （A-R2），都明顯大于時間固定與空間固定模型,因此雙固定模型具有最優(yōu)的估計結(jié)果。以下就時空固定模型的實證結(jié)果對綠色創(chuàng)新效率影響因素加以分析 （見表3）。

表3 空間杜賓模型估計結(jié)果

（1）ρ通過了 1%顯著性水平下檢驗，說明我國省際綠色創(chuàng)新效率間存在顯著的空間交互作用，周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率每提高1個百分點，能有效促使本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提高0.348個百分點。

（2）人均GDP與綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,控制其他因素時，人均GDP每提高1%，綠色創(chuàng)新效率將會平均上升0.265%。說明經(jīng)濟增長將會提高綠色創(chuàng)新效率，經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)域，一方面會更注重環(huán)境質(zhì)量發(fā)展，另一方面在綠色創(chuàng)新領(lǐng)域的研發(fā)投入也會增加，產(chǎn)品和服務(wù)的投資補貼與生產(chǎn)補貼力度會更大，從而提高綠色創(chuàng)新效率。經(jīng)濟增長的空間滯后項的系數(shù)為-0.159，并通過1%的顯著性檢驗，說明鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益，這可能是因為鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展將會對本地區(qū)相關(guān)創(chuàng)新要素產(chǎn)生一定的虹吸作用，不利于本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升。

（3）正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率。正式環(huán)境規(guī)制程度每提高1%，綠色創(chuàng)新效率將會平均上升0.355%，這意味正式環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，企業(yè)承擔(dān)的環(huán)境污染成本約束加強，從而有動力去注重生產(chǎn)的清潔化、生態(tài)化、循環(huán)化，而且率先進行技術(shù)革新的企業(yè)在污染治理上具有先動優(yōu)勢，有助于企業(yè)搶占市場份額、獲取競爭優(yōu)勢，對企業(yè)的綠色創(chuàng)新績效提升有明顯的幫助。正式環(huán)境規(guī)制的空間滯后項的系數(shù)為-0.389，并通過1%的顯著性檢驗，說明鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益。這可能是因為正式環(huán)境規(guī)制對企業(yè)產(chǎn)生威懾效應(yīng)，倒逼企業(yè)增加環(huán)境治理投資，從而使得相應(yīng)的低技術(shù)污染環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到其他環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)相對較低的地區(qū)，引發(fā)“污染避難所”效應(yīng)，抑制了綠色創(chuàng)新（周海華、王雙龍，2016）。

（4）非正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，非正式環(huán)境規(guī)制每提高1個百分點，綠色創(chuàng)新效率提高0.143個百分點，說明非正式環(huán)境規(guī)制對環(huán)境監(jiān)管的壓力可以刺激省域綠色創(chuàng)新，但這種影響程度遠低于正式環(huán)境規(guī)制，意味著我國當(dāng)前非正式環(huán)境規(guī)制力量還很薄弱。非正式環(huán)境規(guī)制的空間滯后項的系數(shù)為-0.264，未通過相應(yīng)的顯著性檢驗，說明了周邊地區(qū)非正式環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升并未帶來顯著的空間溢出效應(yīng)。

（5）FDI與綠色創(chuàng)新效率間并不存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，同時相應(yīng)的空間滯后項也未通過顯著性檢驗，意味著我國各地區(qū)在引進FDI時，既未促進本地綠色創(chuàng)新效率提升，也未給周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來溢出效應(yīng)。原因可能是FDI在多數(shù)省份并未真正考慮區(qū)域環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新，甚至擠占了我國省域研發(fā)創(chuàng)新，抑制了技術(shù)創(chuàng)新能力，引進外資的綠色創(chuàng)新效率還不夠理想。這也意味著多數(shù)FDI進入的目的是追求低廉成本、稅收優(yōu)惠等，并未真正考慮環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新，引資質(zhì)量還需進一步提升。

（6）市場化對綠色創(chuàng)新效率具有顯著提升作用。市場化程度每提高1個百分點，綠色創(chuàng)新效率提高0.297個百分點。市場化一方面有利于充分發(fā)揮價格機制作用，充分靈活地引導(dǎo)相關(guān)資源流轉(zhuǎn)并集聚到獲得更高效益的生產(chǎn)領(lǐng)域，另一方面還能激發(fā)創(chuàng)新單元的創(chuàng)新熱情與研發(fā)能力。而市場化的空間滯后項引入通過了顯著性檢驗，對鄰近地區(qū)的彈性系數(shù)為0.189，說明鄰近地區(qū)的市場化會對本地區(qū)的的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生溢出效應(yīng)，加速技術(shù)資本擴散，促進本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率的提高。這也意味著加強地區(qū)間市場化合作，弱化地方保護主義，有利于促進地區(qū)間綠色創(chuàng)新效率提升的非零和博弈。

（二）溢他效應(yīng)

從表4中可以看出，直接溢出效應(yīng)分析與上文中地區(qū)自身自變量對因變量影響效應(yīng)分析的影響系數(shù)與顯著性變化不是很大，這也驗證了空間杜賓計量模型的穩(wěn)健性。相對于人均GDP與正式環(huán)境規(guī)制的他溢效應(yīng)來說 （分別為-0.159與-0.389），本地區(qū)人均GDP與正式環(huán)境規(guī)制對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來了更強的負向空間溢出效應(yīng)，即溢他效應(yīng)分別為-0.232與-0.463；相對于市場化的他溢效應(yīng)0.189來說，本地區(qū)市場化對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來的正向空間溢出效應(yīng)相對較小，溢他效應(yīng)為0.067；不過本地區(qū)非正式環(huán)境規(guī)制與FDI卻對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率影響不顯著?？傮w來看，相關(guān)影響因素的溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)差距較大，存在嚴(yán)重不對稱性，說明了我國各地區(qū)在促進綠色創(chuàng)新效率的進程中，存在相應(yīng)的地區(qū)性技術(shù)貿(mào)易壁壘，一方面不愿意技術(shù)創(chuàng)新方面協(xié)同共享，另一方面易將環(huán)境污染成本轉(zhuǎn)嫁給周邊地區(qū)。

表4 直溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)分解

五、結(jié)論與對策

本文測度了2006～2015年我國省際綠色創(chuàng)新效率發(fā)展，并就其影響因素及其空間溢出效應(yīng)進行空間計量分析，得出如下結(jié)論： ①我國省際綠色創(chuàng)新效率存在明顯的正向空間自相關(guān)性，呈現(xiàn)出空間相互關(guān)聯(lián)性與依靠性；②人均GDP與綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益，而本地區(qū)經(jīng)濟增長卻對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來了更強的負向空間溢出效應(yīng)；③正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，同時鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益，而本地區(qū)環(huán)境規(guī)制對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率卻帶來了更強的負向空間溢出效應(yīng)；④非正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，但提升力度小于正式環(huán)境規(guī)制，同時他溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)也不明顯；⑤FDI對綠色創(chuàng)新效率影響不明顯，他溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)也不明顯；⑥市場化能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，同時鄰近地區(qū)的市場化會對本地區(qū)的的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生溢出效應(yīng)，本地區(qū)市場化對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率也帶來了空間溢出效應(yīng)；⑦相關(guān)影響因素的溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)存在嚴(yán)重不對稱。

結(jié)合上述研究，相應(yīng)的對策啟示如下： ①充分構(gòu)建公平競爭的綠色創(chuàng)新市場環(huán)境和市場導(dǎo)向的創(chuàng)新格局，有效發(fā)揮省際間綠色創(chuàng)新要素價格機制的優(yōu)化配置作用，抑制地方政府對企業(yè)過分干預(yù)、對要素價格人為扭曲的行為；②鼓勵和支持環(huán)保NGO等非正式環(huán)境規(guī)制形式發(fā)展，引導(dǎo)地區(qū)間非正式環(huán)境規(guī)制合作與交流，充分發(fā)揮正式環(huán)境規(guī)制與非正式環(huán)境規(guī)制協(xié)同作用，進而對企業(yè)產(chǎn)生良性的社會壓力，有效增強綠色創(chuàng)新行為；③我國省域引資質(zhì)量還需進一步提升，在引進FDI時需進一步評估其綠色創(chuàng)新能力，真正實現(xiàn)以市場換綠色技術(shù)的目的，充分發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)；④弱化行政區(qū)經(jīng)濟發(fā)展思維，打破本位主義，加強省際間綠色創(chuàng)新的跨區(qū)合作，充分發(fā)揮東部省份綠色創(chuàng)新的指向性溢出效應(yīng)，積極營造中西部省份承接綠色創(chuàng)新溢出的良好環(huán)境。