開發(fā)區(qū)設(shè)立、區(qū)域偏向與企業(yè)綠色創(chuàng)新

邱洋冬

（暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東 廣州 510632）

一、引 言

經(jīng)濟快速增長伴隨著嚴重的環(huán)境污染，近年來我國煤煙型污染與水污染狀況仍未得到顯著改善，特別是從創(chuàng)新結(jié)構(gòu)來看，我國工業(yè)企業(yè)普遍缺乏特定的清潔生產(chǎn)技術(shù)，且綠色創(chuàng)新動力不足。根據(jù)國家知識產(chǎn)權(quán)局發(fā)布的《中國綠色專利統(tǒng)計報告（2014-2017年）》顯示，2014-2017年我國綠色專利申請量排名前20位的申請人中，80%屬于高校，20%屬于大型央企，企業(yè)的綠色創(chuàng)新動機明顯不足。2019年《關(guān)于構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的指導(dǎo)意見》指出，綠色技術(shù)創(chuàng)新日益成為綠色發(fā)展的重要動力，成為打好污染防治攻堅戰(zhàn)、推進生態(tài)文明建設(shè)、推動高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐，因此，如何提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平、促進企業(yè)清潔生產(chǎn)成為當前以及未來我國推動綠色發(fā)展戰(zhàn)略實施的重點改革方向。特別地，當下突發(fā)新冠肺炎疫情對內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展提出了新的挑戰(zhàn)與要求，開發(fā)區(qū)作為推動內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展的重要平臺，其政策實施能否激發(fā)新形勢下企業(yè)綠色創(chuàng)新是當下亟需研究的重大課題。

自2003年7月《國務(wù)院辦公廳關(guān)于暫停審批各類開發(fā)區(qū)的緊急通知》（國辦發(fā)明電〔2003〕30號）發(fā)布以來，開發(fā)區(qū)迎來了新一輪撤并整改，在整改過程中，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)開發(fā)區(qū)被顯著壓縮，開發(fā)區(qū)政策出現(xiàn)了由東部（沿海）地區(qū)優(yōu)先發(fā)展逐步向中西部地區(qū)（內(nèi)陸）推進的發(fā)展態(tài)勢（向?qū)捇⒑完戙懀?015）。通過對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫整理發(fā)現(xiàn)，在2003年高強度開發(fā)區(qū)整改風暴的席卷下，我國開發(fā)區(qū)政策有較大轉(zhuǎn)變，特別是中共第十五屆五中全會將實施西部大開發(fā)、促進地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展作為一項戰(zhàn)略任務(wù)后，我國開發(fā)區(qū)政策出現(xiàn)了明顯的中西部偏向，其中東部地區(qū)開發(fā)區(qū)企業(yè)占全國開發(fā)區(qū)企業(yè)比重顯著下滑，下降了約10個百分點，相反，中西部地區(qū)開發(fā)區(qū)企業(yè)占全國開發(fā)區(qū)企業(yè)比重則顯著上升。此外，從擁有開發(fā)區(qū)的區(qū)縣數(shù)量來看，東部地區(qū)開發(fā)區(qū)的區(qū)縣數(shù)量占比也明顯回落。開發(fā)區(qū)政策的中西部偏向勢必帶來資源配置的空間轉(zhuǎn)移，那么這種資源的空間轉(zhuǎn)移能否與地區(qū)比較優(yōu)勢以及區(qū)位特征相匹配是本文關(guān)注的重要問題。

本文通過對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與國家知識產(chǎn)權(quán)局專利數(shù)據(jù)進行匹配，構(gòu)建全新的數(shù)據(jù)樣本對開發(fā)區(qū)綠色創(chuàng)新激勵問題進行探討。研究發(fā)現(xiàn)：第一，開發(fā)區(qū)設(shè)立不僅有助于促進專利價值更低的綠色實用新型專利申請，而且有助于促進更具專利價值的綠色發(fā)明專利申請。第二，開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的長期激勵效果大于短期激勵效果。第三，開發(fā)區(qū)設(shè)立的中西部偏向有損經(jīng)濟的可持續(xù)性，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)顯著大于中西部地區(qū)企業(yè)。相對于中西部地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立可能與東部地區(qū)的區(qū)位特征和外部環(huán)境更為匹配。第四，從長期來看，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵效應(yīng)顯著增強，而對中西部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新仍然激勵不足，并沒有達到預(yù)期的政策引導(dǎo)效應(yīng)。第五，東部地區(qū)與中西部地區(qū)開發(fā)區(qū)政策效應(yīng)的異質(zhì)性可能主要來源于不同地區(qū)之間市場環(huán)境、知識產(chǎn)權(quán)保護、本地競爭、對外開放度以及外商直接投資的差異，開發(fā)區(qū)設(shè)立只有與本地經(jīng)濟特征與外部環(huán)境相匹配，才能更好地發(fā)揮綠色創(chuàng)新與環(huán)境治理作用。

本文的主要貢獻是：第一，異于評估開發(fā)區(qū)政策的經(jīng)濟績效研究（鄭江淮等，2008；Lu等，2019），本文結(jié)合我國開發(fā)區(qū)政策特征，從綠色技術(shù)創(chuàng)新的角度，對開發(fā)區(qū)設(shè)立區(qū)域偏向的可持續(xù)問題進行探討，揭示了開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機制。第二，本文通過構(gòu)建中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國知識產(chǎn)權(quán)專利數(shù)據(jù)庫的組合庫，結(jié)合OECD公布的綠色IPC清單，運用豐富的專利數(shù)據(jù)測度企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，不僅更好地反映企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，而且拓展了開發(fā)區(qū)設(shè)立與環(huán)境治理之間關(guān)系的研究邊界。第三，研究結(jié)論能夠為實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與生態(tài)環(huán)境雙贏、推動綠色發(fā)展戰(zhàn)略實施提供新的政策參考。我國開發(fā)區(qū)整頓后表現(xiàn)出顯著的中西部偏向，開發(fā)區(qū)設(shè)立能否促進中西部地區(qū)經(jīng)濟的綠色健康發(fā)展直接關(guān)系到區(qū)域分散政策的可持續(xù)性，本文從綠色技術(shù)創(chuàng)新的視角研究發(fā)現(xiàn)，開發(fā)區(qū)設(shè)立的中西部偏向可能導(dǎo)致資源的空間錯配甚至整體經(jīng)濟效率的損失。因此，本文認為平衡中西部地區(qū)發(fā)展應(yīng)當將目光更多地投射到中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施與營商環(huán)境建設(shè)上，以便更好地發(fā)揮開發(fā)區(qū)設(shè)立的綠色創(chuàng)新激勵作用。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的微觀影響主要體現(xiàn)在兩方面：其一，政府通過制度建設(shè)以及優(yōu)惠政策等非市場力量，給予開發(fā)區(qū)內(nèi)企業(yè)更多的稅收優(yōu)惠與財政補貼，從而直接或者間接拓寬園區(qū)企業(yè)的融資渠道，即存在政策效應(yīng)；其二，開發(fā)區(qū)設(shè)立有助于強化產(chǎn)業(yè)集聚的形成，提升園區(qū)企業(yè)創(chuàng)新資源的可獲性，即存在集聚效應(yīng)。

（一）開發(fā)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)

開發(fā)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)主要體現(xiàn)在稅收優(yōu)惠與政府補貼方面。各級政府通過稅收優(yōu)惠、政府補貼等方式吸引企業(yè)入駐本地開發(fā)區(qū)，為產(chǎn)業(yè)集群創(chuàng)造條件（吳一平和李魯，2017；Wang，2013）。一方面，稅收優(yōu)惠有助于緩解微觀市場主體的稅收負擔并降低了企業(yè)創(chuàng)新活動的邊際成本，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新投資的期望收入，促進企業(yè)資本積累，特別是一些高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)在稅收減免、稅收補貼方面的政策力度較大，能夠有效促進創(chuàng)新型企業(yè)加大研發(fā)投入，鼓勵技術(shù)創(chuàng)新（張同斌和高鐵梅，2012）。另一方面，與稅收優(yōu)惠一致，政府補貼作為一種無償?shù)馁Y金轉(zhuǎn)移，其本質(zhì)是以增加企業(yè)資金擁有量的方式影響企業(yè)的創(chuàng)新決策，從而提高企業(yè)創(chuàng)新投資意愿。為彌補市場失靈，政府要起到因勢利導(dǎo)的作用，對某些產(chǎn)業(yè)第一個“吃螃蟹的人”進行補貼，幫助企業(yè)解決軟硬基礎(chǔ)設(shè)施協(xié)調(diào)問題（林毅夫等，2018）。

（二）開發(fā)區(qū)設(shè)立的集聚效應(yīng)

開發(fā)區(qū)設(shè)立有助于促進和強化產(chǎn)業(yè)集聚的形成，為目標產(chǎn)業(yè)及關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的集聚提供了重要載體（李賁和吳利華，2018）。充分發(fā)揮開發(fā)區(qū)所形成產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、技術(shù)溢出與競爭效應(yīng)，有利于激發(fā)開發(fā)區(qū)企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。

1. 產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。一方面，開發(fā)區(qū)設(shè)立助推產(chǎn)業(yè)集聚的形成，由此帶來的企業(yè)空間距離縮短能夠發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。這主要是因為經(jīng)濟活動集中有助于降低交易成本、運輸成本、設(shè)備使用成本以及用工成本等，使得企業(yè)能夠獲取更高的經(jīng)濟收益并把更多的資源用于開發(fā)新產(chǎn)品和新技術(shù)（Fan和Scott，2003；劉斌等，2016；林伯強和譚睿鵬，2019）。另一方面，開發(fā)區(qū)不單純是一種企業(yè)的空間集聚形式，從經(jīng)濟生產(chǎn)以及知識生產(chǎn)的角度來看，更重要的是隨之而來的人力資源、金融資源、科研資源等生產(chǎn)要素的空間再配置，其中專業(yè)性勞動力與金融資源是企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的根本要素（孫曉華等，2018）。眾所周知，綠色技術(shù)創(chuàng)新活動離不開長期的人力資本與物質(zhì)資本投入，特別是企業(yè)內(nèi)外部融資約束直接影響了企業(yè)的創(chuàng)新動機與創(chuàng)新活力（Jaffe，1989；鞠曉生等，2013）。開發(fā)區(qū)企業(yè)不僅可以獲取更多的金融與信貸支持，而且可以共享研發(fā)人員、研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施以及研發(fā)知識等，進而激勵企業(yè)從事綠色技術(shù)創(chuàng)新，提升企業(yè)綠色生產(chǎn)效率（范劍勇，2006；王如玉等，2019）。

2. 產(chǎn)業(yè)集聚的技術(shù)溢出與競爭效應(yīng)。對于開發(fā)區(qū)這一集聚產(chǎn)業(yè)，資源環(huán)境效率持續(xù)改進的本質(zhì)來源于技術(shù)進步與技術(shù)外溢（史丹等，2008）。知識與技術(shù)溢出是產(chǎn)業(yè)集聚促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的最根本因素，不同類型、不同國別、不同規(guī)模企業(yè)的空間集聚不僅能夠提升企業(yè)之間的交流互動頻率，而且由于知識溢出特別是隱性知識溢出存在地理粘性和社會粘性，產(chǎn)業(yè)集聚為創(chuàng)新主體之間的認知鄰近、社會鄰近、制度鄰近和組織鄰近創(chuàng)造了條件，有助于促進企業(yè)間的分工協(xié)作，發(fā)揮知識與技術(shù)溢出效應(yīng)（Balland，2012）。陸銘和馮皓（2014）、Chen等（2019）對開發(fā)區(qū)這一典型產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)進行了研究，發(fā)現(xiàn)通過構(gòu)建良好的投資環(huán)境，吸引大量優(yōu)質(zhì)企業(yè)集聚在開發(fā)區(qū)內(nèi)部，有助于促進企業(yè)間的分工合作與知識溢出，特別是大量外資企業(yè)的進入不僅能夠帶動國內(nèi)企業(yè)從事清潔生產(chǎn)活動，而且通過國外清潔生產(chǎn)技術(shù)的擴散能夠促進區(qū)域內(nèi)污染減排。此外，當開發(fā)區(qū)吸納大量的內(nèi)外資企業(yè)進駐時，基于競爭效應(yīng)也能夠促進并帶動更多的企業(yè)從事清潔生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)活動，加大綠色研發(fā)投資力度，從而提升資源環(huán)境效率。

基于上述討論，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有促進作用。

（三）開發(fā)區(qū)綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性

自2003年開發(fā)區(qū)大規(guī)模整改以來，伴隨著沿海地區(qū)土地供應(yīng)收緊，開發(fā)區(qū)政策由起初的東部優(yōu)先發(fā)展逐步向中西部地區(qū)傾斜，導(dǎo)致大量東部地區(qū)開發(fā)區(qū)被關(guān)閉。然而，東部地區(qū)資源要素稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場化環(huán)境、知識產(chǎn)權(quán)保護以及營商環(huán)境均優(yōu)于中西部地區(qū)，并且東部地區(qū)具有強大的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)（陸銘等，2019），開發(fā)區(qū)政策顯著促進了東部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，而對中西部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的作用效果不顯著，甚至產(chǎn)生阻礙作用（Chen等，2019）。依此類推，開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用效果同樣可能存在區(qū)域異質(zhì)性。一方面，市場競爭環(huán)境是提升企業(yè)創(chuàng)新動力的外部刺激因素，激烈的本地市場競爭環(huán)境以及良好的市場制度能夠激勵本地企業(yè)加大研發(fā)投資，積極提升企業(yè)生產(chǎn)效率（張杰等，2011），因此較低的本地競爭和市場化程度可能弱化中西部開發(fā)區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新動機，相對于中西部地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立可能更有助于促進東部企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。另一方面，相對于東部地區(qū)，中西部地區(qū)的外商直接投資與對外開放程度相對較弱。改革開放以來，中國對外開放程度不斷提高，特別是東部沿海地區(qū)的自由貿(mào)易程度不斷加大，使得東部沿海發(fā)達城市成為了外商直接投資的重要聚集區(qū)（魏后凱，2002）。目前，外資企業(yè)仍然是發(fā)達經(jīng)濟體向中國轉(zhuǎn)讓先進技術(shù)與管理理念的最重要渠道（Wei等，2017），因此對外開放程度越強、營商環(huán)境越好的地區(qū)越容易吸引外資企業(yè)的入駐并充分發(fā)揮外資企業(yè)的綠色技術(shù)溢出作用（許和連和鄧玉萍，2012）。同時，對外開放程度越高的地區(qū)，越容易發(fā)揮進出口的學(xué)習效應(yīng)，并且基于行業(yè)上下游或者供應(yīng)鏈關(guān)系倒逼國內(nèi)企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。此外，中西部地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護力度也相對較弱，薄弱的知識產(chǎn)權(quán)保護不僅增加了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的被復(fù)制風險，而且在一定程度上可能加強了創(chuàng)新主體與外部投資者的信息不對稱，從而加劇了企業(yè)的融資約束，進一步降低企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)積極性（Li等，2019）。基于此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2：相對于中西部地區(qū)企業(yè)，開發(fā)區(qū)設(shè)立更有助于激勵東部地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計

（一）計量識別策略

本文以開發(fā)區(qū)設(shè)立為準實驗，通過構(gòu)建雙重差分模型評估開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的凈效應(yīng)。其基本思想是，如果存在其他非開發(fā)區(qū)企業(yè)，并且在時間序列上這些企業(yè)可能與開發(fā)區(qū)企業(yè)受到相同因素的影響，結(jié)構(gòu)性變化也可能相似，那么利用這些沒有受到政策干預(yù)的個體作為控制組，可能會得到比反事實結(jié)果更好的估計?？紤]企業(yè)進入開發(fā)區(qū)的時間有先后差異，本文利用開發(fā)區(qū)企業(yè)虛擬變量did構(gòu)建多期雙重差分模型，以檢驗開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的凈效應(yīng)，最終模型設(shè)定如下：

其中，下標i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和時間維度，因變量GreenPatent表示企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新指標，包括綠色實用新型專利以及綠色發(fā)明專利兩種類型，具體測算方法見后文。我們將開發(fā)區(qū)整頓后進入開發(fā)區(qū)的企業(yè)定義為實驗組，而將始終不在開發(fā)區(qū)的企業(yè)設(shè)定為控制組。當企業(yè)i從第t年開始進入開發(fā)區(qū)時，則將t年及以后的賦值為1，t年之前的賦值為0；Control為影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的一系列控制變量。此外，模型還加入了行業(yè)、地區(qū)和時間固定效應(yīng)以緩解潛在的行業(yè)、城市特性與宏觀經(jīng)濟因素對估計結(jié)果的擾動。為隨機干擾項，用以刻畫其他非特異因素。本文的估計系數(shù)可捕捉并刻畫開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的沖擊效果。

雙重差分法估計必須在滿足平行趨勢假設(shè)的前提下進行，即如果不存在開發(fā)區(qū)政策，開發(fā)區(qū)企業(yè)與非開發(fā)區(qū)企業(yè)之間的企業(yè)綠色創(chuàng)新變動趨勢不隨時間變化而產(chǎn)生系統(tǒng)性差異?，F(xiàn)實中這一條件往往難以得到滿足，因此，本文在DID估計前引入了傾向得分匹配方法以改善潛在的樣本選擇問題。具體匹配思路如下：

（1）構(gòu)建一個二元選擇模型，被解釋變量為處理組與對照組的啞變量，解釋變量X為構(gòu)成企業(yè)進入開發(fā)區(qū)的主要影響因素，企業(yè)進入開發(fā)區(qū)的概率可表示為：

（2）選擇匹配的特征變量。本文參考李賁和吳利華（2018）的做法，選擇企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密集度、財務(wù)杠桿、工資水平、資產(chǎn)收益率、所有制虛擬變量以及行業(yè)虛擬變量作為匹配的特征變量。所有特征變量的計算方法見下文。

（3）傾向得分計算與匹配。首先將數(shù)據(jù)進行隨機排序，根據(jù)式（2）計算傾向得分；然后借鑒Abadie等（2004）的方法，根據(jù)計算的傾向指數(shù)，采用k近鄰匹配方法為每一個干預(yù)組個體在控制組中尋找對應(yīng)的控制組個體，當存在得分P值相同的個體，則按照數(shù)據(jù)出現(xiàn)順序進行選擇。

（二）變量定義與測算

1. 綠色創(chuàng)新。本文采用企業(yè)綠色專利的相對數(shù)量來測算企業(yè)綠色創(chuàng)新，以企業(yè)當年綠色專利申請數(shù)量與總專利申請數(shù)量之比衡量。該變量的構(gòu)建最重要的步驟是綠色專利的識別，Ha??i?和Migotto（2015）根據(jù)國際專利分類號IPC信息識別出七類綠色專利，具體包括運輸、節(jié)能減排、替代能源生產(chǎn)、廢物管理、農(nóng)業(yè)/林業(yè)、行政和監(jiān)管或設(shè)計以及核發(fā)電七方面。沿用Ha??i?和Migotto（2015）的做法，本文基于專利的IPC大組信息識別出企業(yè)的綠色專利與非綠色專利，并據(jù)此計算企業(yè)綠色專利申請數(shù)量與非綠色專利申請數(shù)量。此外，本文在穩(wěn)健性檢驗部分還采用企業(yè)綠色專利的絕對數(shù)量作為綠色創(chuàng)新的替代變量，以不同類型綠色專利申請數(shù)量加一的對數(shù)值衡量。

2. 開發(fā)區(qū)的識別。企業(yè)所在縣是否設(shè)立開發(fā)區(qū)、企業(yè)地址是否包括開發(fā)區(qū)相關(guān)字樣以及企業(yè)是否位于開發(fā)區(qū)邊界內(nèi)是既有研究采用的三種開發(fā)區(qū)識別方法（王永進和張國鋒，2016；Lu等，2019；Chen等，2019）。鑒于開發(fā)區(qū)邊界數(shù)據(jù)的可獲得性較差，本文采用企業(yè)地址是否包括開發(fā)區(qū)相關(guān)字樣的方法來識別開發(fā)區(qū)企業(yè)，即根據(jù)《中國開發(fā)區(qū)審核公告目錄》公布的開發(fā)區(qū)名單，提取“高新”“開發(fā)”“工業(yè)園”“園區(qū)”“工業(yè)區(qū)”“出口加工”“邊境”“保稅”關(guān)鍵詞，如果工業(yè)企業(yè)詳細地址字段（包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村街、街道辦事處、居委會、社區(qū)）包含上述關(guān)鍵詞則將其識別為開發(fā)區(qū)企業(yè)，反之則為非開發(fā)區(qū)企業(yè)。

3. 控制變量。借鑒李賁和吳利華（2018）的研究，本文的控制變量為：企業(yè)年齡age，以企業(yè)實際經(jīng)營年數(shù)表示；企業(yè)規(guī)模size，以企業(yè)真實資產(chǎn)規(guī)模的對數(shù)值表示；企業(yè)財務(wù)杠桿lev，以企業(yè)總負債與總資產(chǎn)之比衡量；企業(yè)工資水平wage，以企業(yè)年度應(yīng)付工資總額與企業(yè)從業(yè)人數(shù)的比值衡量；企業(yè)資產(chǎn)收益率roa，以稅后凈利潤與總資產(chǎn)之比衡量，反映企業(yè)盈利能力；企業(yè)資本密集度clr，以企業(yè)固定資產(chǎn)與從業(yè)人數(shù)之比衡量。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)涉及三套數(shù)據(jù)庫：一是國家統(tǒng)計局發(fā)布的1998-2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含所有國有企業(yè)以及規(guī)模以上非國有企業(yè)數(shù)據(jù)，遵循聶輝華等（2012）的做法，本文對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫初始數(shù)據(jù)進行了相應(yīng)的檢查和處理；二是國家發(fā)展改革委、國土資源部、建設(shè)部發(fā)布的《中國開發(fā)區(qū)審核公告目錄》（2006年版），該名錄列示了中國國家級與省級開發(fā)區(qū)的詳細數(shù)據(jù)，包括開發(fā)區(qū)核準面積、批準時間等；三是Chinese Patent Data Project（CPDP）數(shù)據(jù)庫和中國國家知識產(chǎn)權(quán)局專利數(shù)據(jù)庫，CPDP數(shù)據(jù)庫由He等（2018）建立，包含工業(yè)企業(yè)名稱、專利申請?zhí)?、申請人、IPC等信息。由于這項匹配工作存在一定的不足，譬如在匹配過程中將stemname中“上海醫(yī)療器械”匹配出“上海醫(yī)療器械集團有限公司”“上海醫(yī)療器械股份有限公司”“上海醫(yī)療器械廠”三家企業(yè)，但是我們根據(jù)國家知識產(chǎn)權(quán)局專利檢索以及天眼查企業(yè)檢索發(fā)現(xiàn)，三家企業(yè)法定代表人均不同，在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫里也具有不同的ID，即同一個專利可能匹配到不同的企業(yè)，本文篩選出那些匹配精度較低的樣本，并對可能匹配出錯的樣本進行了糾偏。

（四）描述性統(tǒng)計結(jié)果

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。首先，從不同類型的專利數(shù)量來看，與非開發(fā)區(qū)企業(yè)相比，開發(fā)區(qū)企業(yè)更注重發(fā)明專利與實用新型專利的申請，說明開發(fā)區(qū)企業(yè)可能整體上更加注重高質(zhì)量專利申請。其次，從不同類型的綠色專利數(shù)量來看，與非開發(fā)區(qū)企業(yè)相比，開發(fā)區(qū)企業(yè)在綠色發(fā)明專利與綠色實用新型專利的申請數(shù)量上均高于非開發(fā)區(qū)企業(yè)。最后，從不同類型的綠色專利占比來看，與非開發(fā)區(qū)企業(yè)相比，開發(fā)區(qū)企業(yè)在綠色發(fā)明專利占比與綠色實用新型專利占比上均高于非開發(fā)區(qū)企業(yè)，初步說明開發(fā)區(qū)設(shè)立有助于促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果

（一）開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

表2報告了開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的檢驗結(jié)果。首先，我們檢驗了開發(fā)區(qū)設(shè)立的創(chuàng)新激勵效應(yīng)，結(jié)果見第（1）-（3）列，本文感興趣變量did的系數(shù)估計值為0.087，在1%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新。區(qū)分專利類型，無論被解釋變量是發(fā)明專利數(shù)量還是實用新型專利數(shù)量，did的系數(shù)估計值均至少在1%的水平上顯著為正，說明在進一步區(qū)分專利類型的情況下，開發(fā)區(qū)設(shè)立的創(chuàng)新激勵效應(yīng)仍然存在。第（4）-（6）列為本文基本假說的重點檢驗結(jié)果，從第（4）列結(jié)果來看，本文感興趣變量did的系數(shù)估計值為0.009，在5%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立整體上顯著促進了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。進一步區(qū)分專利類型后發(fā)現(xiàn)，無論被解釋變量為綠色發(fā)明專利占比還是綠色實用新型專利占比，主解釋變量did的系數(shù)估計值均至少在5%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立不僅有助于促進專利價值更低的綠色實用新型專利申請，而且有助于促進更具專利價值的綠色發(fā)明專利申請。與產(chǎn)業(yè)集聚的污染效應(yīng)觀點不同，本文發(fā)現(xiàn)開發(fā)區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚有助于提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新動機，即存在污染治理效應(yīng)，支持假設(shè)1。

表2 開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

續(xù)表 2 開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響

（二）平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗

除了檢驗開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的靜態(tài)效應(yīng)，我們還試圖檢驗開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)效應(yīng)，以觀察開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的短期效應(yīng)與長期效應(yīng)。本文借鑒Beck等（2010）采用的事件研究方法，在基準模型（1）中引入一系列的啞變量，擴展為式（3）以追蹤開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)軌跡。

其中，被解釋變量GreenPatent包括企業(yè)綠色發(fā)明專利占比與綠色實用新型專利占比，表示第t年為企業(yè)i在進駐開發(fā)區(qū)前的第j年，表示企業(yè)i在進駐開發(fā)區(qū)后的第j年?？紤]到認定前（后）4年以上的樣本較少，將此類樣本統(tǒng)一界定為認定前（后）4年，其他變量設(shè)定與式（1）保持一致。此外，DID有效識別因果關(guān)系的基本前提是平行趨勢假設(shè)成立，通過上述模型估計也能夠檢驗基準模型的平行趨勢假定是否成立。

圖1為平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果圖，其中左圖為開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色發(fā)明專利占比的動態(tài)效應(yīng)圖，右圖為開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色實用新型專利占比的動態(tài)效應(yīng)圖。圖1中菱形實心點表示開發(fā)區(qū)政策效應(yīng)的系數(shù)大小，灰色部分表示置信區(qū)間。我們首先觀察在進駐開發(fā)區(qū)之前處理組與控制組的綠色創(chuàng)新水平差異，圖1中顯示（j=1,...,4）系數(shù)估計值均在統(tǒng)計意義上不顯著，說明在開發(fā)區(qū)設(shè)立之前，企業(yè)綠色創(chuàng)新水平在實驗組與控制組中不存在系統(tǒng)性差異，即滿足平行趨勢假設(shè)，一定程度上保證了基準結(jié)論的可靠性。然后，我們觀察政策激勵的動態(tài)效應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)，隨著時間的延長，開發(fā)區(qū)設(shè)立的綠色創(chuàng)新激勵效果逐漸增強且越發(fā)顯著，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的長期激勵效果大于短期激勵效果。

圖1 平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 更換被解釋變量測度方法。被解釋變量的測度是否合理決定本文基準結(jié)論的準確性，因此本文更換企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的測算方法，采用企業(yè)不同類型綠色專利的絕對數(shù)量作為綠色創(chuàng)新的替代變量，以綠色專利申請數(shù)量加一的對數(shù)值衡量，檢驗結(jié)果如表3所示。表3第（1）列顯示，主解釋變量did的系數(shù)估計值為0.020，在5%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立從整體上顯著促進了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。進一步區(qū)分專利類型發(fā)現(xiàn)，無論被解釋變量為綠色發(fā)明專利絕對數(shù)量還是綠色實用新型專利絕對數(shù)量，主解釋變量did的系數(shù)估計值均至少在5%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立對園區(qū)企業(yè)不同類型的綠色專利申請均具有顯著的促進作用?？梢姡疚幕鶞式Y(jié)論不隨被解釋變量測度方法的變化而發(fā)生實質(zhì)性改變，基準結(jié)論穩(wěn)健。

2. 樣本的進一步篩選。本文通過兩種方法對研究樣本作進一步篩選：第一，考慮到直轄市實施的經(jīng)濟政策可能與其他地區(qū)存在系統(tǒng)性差異，本文進一步剔除北京、上海、重慶和天津四個直轄市企業(yè)樣本進行穩(wěn)健性檢驗，如表4第（1）?（3）列所示，無論被解釋變量為總綠色專利占比、綠色發(fā)明專利占比還是綠色實用新型專利占比，主解釋變量did的系數(shù)估計值均至少在5%的水平上顯著為正，基準結(jié)論較為穩(wěn)健。第二，考慮到2007年之后的樣本統(tǒng)計范圍的突變，1998?2007年之前的數(shù)據(jù)質(zhì)量相對可靠（聶輝華等，2012），因此本文進一步將樣本區(qū)間設(shè)置為1998?2007年來判斷基準結(jié)果是否穩(wěn)健，結(jié)果如表4第（4）?（6）列所示。雖然樣本數(shù)量減少，但是模型估計結(jié)果中主解釋變量did的系數(shù)估計值方向與顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性改變，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立顯著促進了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，基準結(jié)論較為穩(wěn)健。

表3 更換被解釋變量測算方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表4 基于樣本進一步篩選的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3. 更改實驗組構(gòu)建或匹配方法。一方面，考慮到2003?2006年新進駐開發(fā)區(qū)的企業(yè)是開發(fā)區(qū)整改期間的首批開發(fā)區(qū)企業(yè)，更能夠代表開發(fā)區(qū)整改在提升開發(fā)區(qū)政策效應(yīng)中的作用，因此本文將干預(yù)樣本聚焦于2003?2006年新進駐開發(fā)區(qū)的企業(yè)，然后對基準模型進行檢驗，結(jié)果如表5第（1）?（3）列所示，與基準回歸結(jié)果相比，did系數(shù)大小、方向與顯著性大小均未發(fā)生實質(zhì)性改變，基準結(jié)論穩(wěn)健。另一方面，我們進一步更換匹配方法①除此之外，本文還采用卡鉗匹配法、核匹配方法、更換k近鄰匹配k值的方法為開發(fā)區(qū)企業(yè)尋找新的對照組，然后根據(jù)匹配后的樣本進行雙重差分估計，結(jié)果依然穩(wěn)健。，采用馬氏匹配法為開發(fā)區(qū)企業(yè)尋找新的對照組，然后根據(jù)新的樣本匹配結(jié)果進行檢驗，結(jié)果如表5第（4）?（6）列所示，與基準結(jié)果類似，主解釋變量did的系數(shù)估計值仍然至少在5%的水平上顯著為正，基準結(jié)論穩(wěn)健。

表5 更改實驗組構(gòu)建與匹配方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4. 安慰劑檢驗。通過置換虛假的政策發(fā)生時間，本文分別將企業(yè)進駐開發(fā)區(qū)的時間提前2?3期，構(gòu)建虛擬的政策變量并重復(fù)上述回歸，結(jié)果如表6所示。虛假政策變量的估計系數(shù)均不顯著，說明虛假的政策確實未給企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新帶來顯著影響。因此，本文基準模型所得出的結(jié)論是可信的。

表6 安慰劑檢驗結(jié)果

五、開發(fā)區(qū)設(shè)立的中西部偏向問題

2003年開發(fā)區(qū)整頓之后，我國開發(fā)區(qū)政策具有明顯的中西部偏向，那么這種政策的區(qū)域性偏向是否可持續(xù)？能否帶來中西部地區(qū)的經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展？需要做進一步的檢驗與討論。本文試圖從綠色技術(shù)創(chuàng)新的視角，檢驗開發(fā)區(qū)設(shè)立能否帶來中西部地區(qū)的綠色經(jīng)濟健康發(fā)展，即檢驗開發(fā)區(qū)政策綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，并探討異質(zhì)性背后的邏輯機制，以便更好地理解與認識開發(fā)區(qū)設(shè)立在地理上分散分布的合理性。

（一）開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

表7報告了開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果，首先觀察第（1）?（3）列的結(jié)果，從綠色發(fā)明專利申請來看，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵效應(yīng)約為0.013，在1%的水平上顯著為正，而對中西部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵效應(yīng)約為?0.009，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的激勵作用，而對中西部地區(qū)企業(yè)則具有抑制作用。為了進一步檢驗這種區(qū)域異質(zhì)性是否顯著，我們在基準模型的基礎(chǔ)上加入了東部地區(qū)虛擬變量及其與did的交乘項，構(gòu)建三重差分模型對區(qū)域異質(zhì)性進行檢驗，結(jié)果如第（3）列所示，交互項dongbu×did系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立確實引發(fā)了綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，即開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)明顯高于中西部地區(qū)企業(yè)。類似地，我們觀察第（4）?（6）列的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)從綠色實用新型專利申請的角度來看，交互項dongbu×did系數(shù)估計值也在1%的水平上顯著為正，說明開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)明顯高于中西部地區(qū)企業(yè)，結(jié)論支持研究假設(shè)2。

表7 開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

基準結(jié)果顯示，開發(fā)區(qū)設(shè)立整體上有助于促進企業(yè)綠色創(chuàng)新，但是上述異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，無論是從綠色發(fā)明專利申請還是綠色實用新型專利申請的角度來看，我國開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)均顯著高于中西部地區(qū)企業(yè)，由此反映的既定事實是，開發(fā)區(qū)設(shè)立能夠有效激勵東部地區(qū)發(fā)展綠色經(jīng)濟，但是對中西部地區(qū)發(fā)展綠色經(jīng)濟的促進作用則不顯著，甚至具有阻礙作用。與向?qū)捇⒑完戙懀?015）以及Chen等（2019）的研究視角不同，本文從發(fā)展綠色經(jīng)濟的視角得出了類似的結(jié)論，即開發(fā)區(qū)設(shè)立的區(qū)域分散傾向或許并不能達到平衡區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的根本目的，甚至可能阻礙中西部地區(qū)發(fā)展綠色經(jīng)濟，進而損害整體經(jīng)濟效率。因此，相對于中西部地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立可能與東部地區(qū)的區(qū)位特征與外部環(huán)境更為匹配。

（二）基于綠色發(fā)明專利的分區(qū)域動態(tài)效應(yīng)檢驗

表7靜態(tài)效應(yīng)結(jié)果顯示，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)明顯大于中西部地區(qū)企業(yè)。那么，從長期來看，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵作用是否逐步增強？而對于中西部地區(qū)企業(yè)，開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響能否從不顯著的抑制作用轉(zhuǎn)向顯著的促進作用，即逐步引導(dǎo)企業(yè)從事清潔生產(chǎn)與綠色技術(shù)創(chuàng)新活動？為回答上述問題，本文采用事件研究方法檢驗了開發(fā)區(qū)設(shè)立影響不同地區(qū)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)效應(yīng)，同時也通過平行趨勢檢驗為表7中分地區(qū)回歸結(jié)果的可靠性提供了保障，檢驗結(jié)果如圖2所示。圖2顯示，（j=1,···,4）系數(shù)估計值均在統(tǒng)計意義上不顯著，說明在政策激勵之前，企業(yè)綠色創(chuàng)新水平在實驗組與控制組中不存在系統(tǒng)性差異，本文分組檢驗中的DID方法滿足平行趨勢假設(shè)，檢驗結(jié)果可靠。進一步觀察政策實施后的動態(tài)激勵效應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)無論從綠色發(fā)明專利申請的角度還是綠色實用新型專利申請的角度看，隨著政策實施時間的延長，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵效應(yīng)顯著增強，政策激勵的長期效應(yīng)高于短期效應(yīng)。然而，遺憾的是，即便是從長期來看，開發(fā)區(qū)設(shè)立對中西部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新仍然激勵不足，并沒有達到預(yù)期的政策引導(dǎo)效應(yīng)。上述結(jié)果從開發(fā)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的動態(tài)效應(yīng)角度，再一次驗證了開發(fā)區(qū)這一產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)更有助于東部地區(qū)發(fā)展綠色經(jīng)濟。

圖2 分區(qū)域的動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果

（三）區(qū)域異質(zhì)性的機制檢驗

上述結(jié)果從靜態(tài)效應(yīng)與動態(tài)效應(yīng)兩方面揭示了開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，那么，為什么不同地區(qū)的開發(fā)區(qū)政策導(dǎo)向了不一樣的綠色創(chuàng)新激勵效果？東部地區(qū)開發(fā)區(qū)設(shè)立的激勵效果顯著優(yōu)于中西部地區(qū)，其背后的機制是什么？本文對此展開進一步分析。如前文所述，東部地區(qū)與中西部地區(qū)開發(fā)區(qū)政策效應(yīng)的異質(zhì)性可能主要來源于不同地區(qū)之間市場環(huán)境、知識產(chǎn)權(quán)保護、本地競爭、對外開放度以及外商直接投資的差異，因此本文構(gòu)建三重差分模型對上述機制進行檢驗，具體模型設(shè)定如下：

其中，X表示市場環(huán)境、知識產(chǎn)權(quán)保護、本地競爭、對外開放度以及外商直接投資。本地競爭指標hhi的測算參照Chen等（2019）的做法，以所屬地區(qū)所屬行業(yè)的HHI指數(shù)衡量；而知識產(chǎn)權(quán)保護cr的度量主要參考史宇鵬和顧全林（2013）的做法，以專利侵權(quán)案例的結(jié)案比例衡量；對外開放度的測算主要參考熊靈等（2012）的做法，采取絕對貿(mào)易開放度open1與相對貿(mào)易開放度open2兩組指標來度量；外商直接投資采用實際利用外資fdi1以及工業(yè)產(chǎn)值中外商及港澳臺商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值比重fdi2衡量。市場化指數(shù)market數(shù)據(jù)來源于王小魯?shù)龋?017）發(fā)布的中國各地區(qū)市場化進程報告。通過初步的相關(guān)性檢驗發(fā)現(xiàn)，相對于中西部地區(qū)，東部地區(qū)本地競爭（hhi更低）、市場化程度、對外開發(fā)度、知識產(chǎn)權(quán)保護程度以及外商直接投資更強。

異質(zhì)性背后的邏輯機制檢驗結(jié)果如表8所示。市場環(huán)境方面，did×market的系數(shù)估計值為0.005，在5%的水平上顯著為正，說明相對于市場化指數(shù)較低的地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立更有助于市場化程度較高地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新；與此對應(yīng)，相對于中西部地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立更有助于東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。類似地，知識產(chǎn)權(quán)保護方面，did×cr的系數(shù)估計值不顯著為正，說明知識產(chǎn)權(quán)保護程度越高的地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立越有助于促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。本地競爭方面，did×hhi的系數(shù)估計值為?0.033，通過5%的顯著性水平檢驗，說明相對于本地競爭較弱的地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立更有助于促進本地競爭更激烈地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。外商直接投資方面，did×fdi1與did×fdi2系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為正，說明外商投資水平越高的地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的激勵作用越大。對外開放方面，did×open1與did×open2的系數(shù)估計值均至少在5%的水平上顯著為正，說明對外開放程度也是影響開發(fā)區(qū)綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)的外在機制，相對于對外開放程度較低的地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立更有助于促進對外開放程度較高地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。

表8 區(qū)域異質(zhì)性的機制檢驗結(jié)果

六、主要結(jié)論與政策啟示

開發(fā)區(qū)設(shè)立能否助推園區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新？本文以開發(fā)區(qū)這一典型的產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)為例，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與國家知識產(chǎn)權(quán)專利數(shù)據(jù)的組合數(shù)據(jù)庫為研究樣本，重點探討了開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，并結(jié)合開發(fā)區(qū)政策的區(qū)域偏向特征，探討了開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)與中西部地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新影響的差異及其內(nèi)在機制，結(jié)論如下：第一，開發(fā)區(qū)設(shè)立存在污染治理效應(yīng)。開發(fā)區(qū)設(shè)立從整體上顯著促進了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新；進一步區(qū)分專利類型后發(fā)現(xiàn)，開發(fā)區(qū)設(shè)立不僅有助于促進專利價值更低的綠色實用新型專利申請，而且有助于促進更具專利價值的綠色發(fā)明專利申請。第二，開發(fā)區(qū)設(shè)立對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的長期激勵效果大于短期激勵效果。隨著企業(yè)進駐開發(fā)區(qū)時間的延長，開發(fā)區(qū)設(shè)立的綠色創(chuàng)新激勵效果逐漸增強且越發(fā)顯著。第三，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)明顯大于中西部地區(qū)企業(yè)，因此從發(fā)展綠色經(jīng)濟的角度看，開發(fā)區(qū)設(shè)立的區(qū)域分散傾向可能并不能滿足平衡區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的初心，甚至可能阻礙中西部地區(qū)的綠色經(jīng)濟的發(fā)展，相對于中西部地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立可能與東部地區(qū)的區(qū)位特征與外部環(huán)境更為匹配。第四，從長期來看，開發(fā)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵效應(yīng)顯著增強，而對中西部地區(qū)企業(yè)的綠色創(chuàng)新仍然激勵不足，并沒有達到預(yù)期的政策引導(dǎo)效應(yīng)。第五，東部地區(qū)與中西部地區(qū)開發(fā)區(qū)設(shè)立政策效應(yīng)的異質(zhì)性可能主要來源于不同地區(qū)之間市場環(huán)境、知識產(chǎn)權(quán)保護、本地競爭、對外開放度以及外商直接投資的差異，開發(fā)區(qū)這一產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)只有與本地經(jīng)濟特征與外部環(huán)境相匹配，才能更好地發(fā)揮綠色創(chuàng)新與環(huán)境治理作用。

根據(jù)上述研究結(jié)論，可能的政策啟示為：第一，開發(fā)區(qū)作為一種重要的產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)，在綠色創(chuàng)新與環(huán)境治理中扮演著重要的角色，因此，在綠色發(fā)展戰(zhàn)略的驅(qū)動下，各級政府應(yīng)當充分發(fā)揮開發(fā)區(qū)政策的綠色創(chuàng)新激勵效應(yīng)，通過政策激勵方式引導(dǎo)企業(yè)從事綠色技術(shù)研發(fā)與清潔生產(chǎn)活動，從源頭上防范與治理環(huán)境污染問題。第二，雖然開發(fā)區(qū)設(shè)立能夠有效促進企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，但是不可回避的問題是，開發(fā)區(qū)設(shè)立對不同地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵作用存在顯著的異質(zhì)性，特別是在中西部地區(qū)，開發(fā)區(qū)設(shè)立甚至抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，因此我國開發(fā)區(qū)設(shè)立應(yīng)當更充分地考慮不同地區(qū)的實際經(jīng)濟特征與外部環(huán)境差異。第三，區(qū)域平衡與綠色發(fā)展之間并不矛盾，關(guān)鍵在于如何使開發(fā)區(qū)設(shè)立政策與當?shù)亟?jīng)濟特征和外部環(huán)境相匹配，中西部地區(qū)應(yīng)當積極加快市場化改革進程，提升地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護力度，加強外資引進以及擴大對外開放程度，通過創(chuàng)設(shè)更優(yōu)質(zhì)的營商環(huán)境以更好地發(fā)揮開發(fā)區(qū)設(shè)立的綠色創(chuàng)新與污染治理作用。