生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響
——基于面板門檻回歸模型

陳龍梅，霍艷琳

(1.太原理工大學經(jīng)濟管理學院，山西太原 030024；2.中國電建集團西北勘測設(shè)計研究院有限公司，陜西西安 710065)

1 研究背景

當前中國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，綠色與創(chuàng)新成為推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要因素。改革開放以來，中國經(jīng)濟的高速增長依賴于工業(yè)發(fā)展，但同時導致了一系列污染嚴重、資源消耗過多等環(huán)境問題?！?018全球環(huán)境績效指數(shù)》顯示，中國在180 個經(jīng)濟體中排名居于后4 位［1］。另外，中國工業(yè)企業(yè)R&D 經(jīng)費投入近年來持續(xù)增加，2008—2018 年間工業(yè)企業(yè)內(nèi)部R&D 經(jīng)費支出與R&D 人員投入年均增長率分別高達18%、11.5%，然而卻無一入選全球創(chuàng)新型百強企業(yè)［2］，中國工業(yè)仍存在創(chuàng)新效率低、科技經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境矛盾日益突出等問題。中國對于制造業(yè)發(fā)展明確提出了創(chuàng)新驅(qū)動、質(zhì)量為先、綠色發(fā)展等基本方針，因此，構(gòu)建綠色創(chuàng)新系統(tǒng)并提升綠色創(chuàng)新效率是實現(xiàn)中國工業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。

近年來，中國的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在質(zhì)量和總量上取得較大發(fā)展，2018 年其增加值占第三服務(wù)業(yè)增加值比重為39.7%，同比增長速度（15%）遠高于地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）增長速度(6.4%)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為工業(yè)的中間投入與工業(yè)發(fā)展密切相關(guān)，其發(fā)展對工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的引領(lǐng)作用日益增強，有利于推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有低污染、低排放、高附加值的產(chǎn)業(yè)特征，有利于中國推動資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會的建設(shè)。那么，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展是否會促進工業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升，從而推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級？并且對于不同發(fā)展水平的工業(yè)企業(yè)，其影響作用是否存在差異？研究以上問題有利于了解生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與工業(yè)綠色創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，從而為工業(yè)綠色發(fā)展提供參考。

2 文獻回顧

工業(yè)發(fā)展不僅僅依賴于自身，而是更多地依賴于高附加值的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。已有研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以通過專業(yè)化分工、降低工業(yè)成本以及技術(shù)外溢等方式促進工業(yè)效率提升［3-5］，并通過中間需求的供給倒逼工業(yè)轉(zhuǎn)型升級。集聚是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的主要表現(xiàn)形式，它不僅使企業(yè)之間的競爭更為激烈，促使企業(yè)提高服務(wù)質(zhì)量、降低服務(wù)價格，減少了工業(yè)生產(chǎn)成本［6］，而且其產(chǎn)生的專業(yè)化效應(yīng)有利于提升產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度，便于工業(yè)企業(yè)將非核心業(yè)務(wù)外包，使得資金和人才資源更多地投入到核心產(chǎn)品制造中，從而促進企業(yè)技術(shù)進步［7］。高洋等［8］認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚增強了企業(yè)間的技術(shù)交流與合作，其所帶來的Marshall 外部性與Jacobs 外部性是促進制造業(yè)技術(shù)進步的關(guān)鍵因素。原毅軍等［9］通過研究異質(zhì)產(chǎn)業(yè)集聚對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有利于促進技術(shù)進步。同時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有低污染、低排放的產(chǎn)業(yè)特征，其集聚有利于綠色治污工藝、綠色清潔技術(shù)的溢出，促使城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、降低污染排放［10］。余泳澤等［11］基于中國地級市面板數(shù)據(jù)分別研究了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對水、空氣污染的影響，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對空氣污染的抑制作用更加顯著。劉勝等［12］從規(guī)模經(jīng)濟、技術(shù)溢出效應(yīng)兩方面研究得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚推動了城市污染減排。楊敏［10］分別從制造業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚角度研究兩者對環(huán)境污染的差異，同樣得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)有利于抑制環(huán)境污染。

綜上所述，雖然已有關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對技術(shù)進步、環(huán)境污染的關(guān)系研究，但缺乏對兩者相結(jié)合的系統(tǒng)分析，不考慮環(huán)境因素研究工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是不完善的；另外，產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在要素投入的最佳比例，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為工業(yè)的中間投入，不同發(fā)展水平的工業(yè)對其需求存在差異，因而其影響作用不同［13］，但目前大多數(shù)研究采用線性模型，簡單地將兩者的關(guān)系視為單一線性，難以體現(xiàn)變量間的復雜關(guān)系。因此，本文將環(huán)境因素納入工業(yè)創(chuàng)新過程中，采用Super-SBM 模型對中國30 個省、自治區(qū)、直轄市2008—2015 年的工業(yè)綠色創(chuàng)新效率進行測度1），并運用門檻模型研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的非線性關(guān)系，基于行業(yè)異質(zhì)性進一步比較高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響差異，最后根據(jù)研究結(jié)論提出參考性意見。

3 計量模型與變量說明

3.1 門檻模型

當工業(yè)發(fā)展處于初期即發(fā)展水平較低時，其對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的中間需求較小，生產(chǎn)性服務(wù)一般由企業(yè)自身提供；隨著工業(yè)發(fā)展水平的提高，其中間需求增大，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)逐漸獨立出來［13］，工業(yè)將非核心業(yè)務(wù)以低成本外包給更加專業(yè)化的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，從而促進工業(yè)效率提升。本文認為，對于不同發(fā)展水平的工業(yè)而言，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對其影響作用存在一定差異，即兩者可能存在非線性關(guān)系，因此以產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平為門檻變量構(gòu)建Hansen 門檻模型研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響作用，具體如下（單一門檻模型）［14］：

進一步構(gòu)建雙重門檻模型（多重門檻模型類似）：

式（1）（2）中：工業(yè)綠色效率ETE 為被解釋變量，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平PS 為解釋變量，并將企業(yè)規(guī)模SCALE、人力資本HUM、創(chuàng)新氛圍INNO、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)STR 作為控制變量加入其中；i為地區(qū)；t為年份；β為變量相應(yīng)的估計系數(shù)；I為示性函數(shù)；ui為地區(qū)的個體效應(yīng)；qit為門檻變量，γ為門檻值。

為了進一步研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響，本文繼續(xù)沿用樊文靜［15］的研究思路，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分為高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，門檻模型如下（以雙重門檻為例）：

式（3）（4）中：PSH、PSL 分別為高、低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；其余變量均與式（1）（2）中含義相同。

3.2 變量測度及數(shù)據(jù)說明

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為工業(yè)綠色創(chuàng)新效率(ETE)。本文運用非徑向非角度的Super-SBM（VRS）模型測算工業(yè)綠色創(chuàng)新效率。模型設(shè)定為：假設(shè)工業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)有n 個決策單元，每個決策單元均有投入、“好”產(chǎn)出、“壞”產(chǎn)出這3 個向量，每個決策單元均有投入、“好”產(chǎn)出、“壞”產(chǎn)出這3 個向量，分別為，定義矩陣如下：

Super-SBM 模型表達式為：

式（8）中：ρ為目標效率值；x、yg、yb分別為投入、“好”產(chǎn)出和“壞”產(chǎn)出；λ為權(quán)重；下標“0”表示被評價決策單元。

效率指標中，以R&D 人員全時當量、R&D 經(jīng)費存量、能源消耗為投入指標，以有效發(fā)明專利數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入以及主營業(yè)務(wù)收入為“好”產(chǎn)出，以單位工業(yè)GDP“三廢”污染物排放量為“壞”產(chǎn)出。在投入指標中，前期R&D 經(jīng)費會對當期產(chǎn)生一定影響，因此利用永續(xù)盤存法對其進行計算，在測算之前先用研發(fā)價格指數(shù)以2008 年為基期進行平減，并采用15%的折舊率［16］。

3.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（PS）。本文借鑒樊文靜［15］使用的工業(yè)發(fā)展中需求率較高的交通運輸倉儲及郵政業(yè)、金融業(yè)以及批發(fā)和零售業(yè)代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，用增加值與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人員數(shù)之比代表其發(fā)展水平［17］?；谛袠I(yè)異質(zhì)性，進一步將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分為高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（金融業(yè)）和低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（交通運輸倉儲及郵政業(yè)與批發(fā)和零售業(yè)）。

3.2.3 控制變量

控制變量包括：企業(yè)規(guī)模(SCALE)，采用工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員平均人數(shù)來表示，并取其對數(shù)；創(chuàng)新氛圍(INNO)，用各省份有研發(fā)機構(gòu)的企業(yè)數(shù)與工業(yè)總企業(yè)數(shù)的比重表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP 的比重表示；人力資本(HUM)，采用每10 萬人口中高等院校在校人數(shù)來表示。

3.2.4 門檻變量

本文以產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平作門檻變量，選用工業(yè)銷售產(chǎn)值測度該指標。

3.2.5 數(shù)據(jù)說明

本文以中國30 個省、自治區(qū)、直轄市（未含西藏和港澳臺地區(qū)）為研究對象。數(shù)據(jù)（以下簡稱“樣本”）來自2009—2016 年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒。關(guān)于創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的滯后期方面，由于已對R&D 投入進行存量指標測算，因此不進行滯后處理［2］。為了保持數(shù)據(jù)可比性，本文以2008 年為基期，用相關(guān)價格指數(shù)將數(shù)據(jù)進行平減。

4 實證分析

4.1 各省份工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率測度分析

本文將環(huán)境因素納入研究框架，采用DEASoloer 軟件得出2008—2015 年30 個省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率值，如表1 所示。由表1 知，30 省份工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率平均值為0.596，且整體呈上升趨勢。其中在四大區(qū)域中，東部的工業(yè)綠色創(chuàng)新效率最高（平均值為0.806），且超過30省份平均水平；相對落后的西部的綠色創(chuàng)新效率最低（平均值為0.418）。工業(yè)綠色創(chuàng)新效率排在前4位的均來自東部，海南、廣東、北京、上海的工業(yè)綠色創(chuàng)新效率較高，體現(xiàn)出這些地區(qū)的人力、財力和經(jīng)濟收益、環(huán)境影響相匹配。海南省工業(yè)綠色創(chuàng)新平均效率位居全國首位（平均值為1.024），主要因為海南以農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)為兩大支柱產(chǎn)業(yè)，工業(yè)比重低，具有后發(fā)優(yōu)勢，并且能夠適應(yīng)綠色創(chuàng)新發(fā)展的要求。另外，山西、寧夏、黑龍江、青海、陜西的工業(yè)綠色創(chuàng)新效率較低。山西省工業(yè)綠色創(chuàng)新效率處在全國最底端（平均值為0.223），這與山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)過重依賴煤炭產(chǎn)業(yè)密切相關(guān)，煤炭產(chǎn)業(yè)的發(fā)展使山西環(huán)境污染、資源消耗嚴重，技術(shù)創(chuàng)新動力不足。

表1 2008—2015 年我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率測度

4.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

本文的實證分析采用了面板數(shù)據(jù)，為避免出現(xiàn)偽回歸，選取Levina 等［18］與Hadri［19］的方法進行單位根檢驗，結(jié)果如表2 所示。由表2 可見，各變量均通過1%的顯著性檢驗，表明可以進行模型估計。

表2 樣本單位根檢驗結(jié)果

4.3 門檻效應(yīng)檢驗

在進行門檻模型回歸之前，首先對面板數(shù)據(jù)通過Hausman 檢驗進行固定效應(yīng)模與隨機效應(yīng)模型的選擇，Hausman 檢驗P值為0.000，即采用固定效應(yīng)模型進行研究。

門檻效應(yīng)檢驗首先使用自助抽樣法確定門檻值個數(shù)。結(jié)合表3 以及所得門檻值知，模型1 在單一門檻、雙重門檻下均通過1%的顯著性檢驗，第1 個門檻對數(shù)值為7.427，第2 個門檻對數(shù)值為10.476；模型2 在1%的顯著性水平下通過單一門檻檢驗，在5%的顯著性水平下通過雙重門檻與三重門檻檢驗，由于第2門檻值已在第3門檻置信區(qū)間內(nèi)，故將其退化為雙重門檻，第1 個門檻對數(shù)值為7.426，第2 個門檻對數(shù)值為10.476；模型3 在1%的顯著性水平下通過單一門檻檢驗，在5%的顯著性水平下通過雙重門檻檢驗，第1 個門檻對數(shù)值為7.433，第2 個門檻對數(shù)值為10.486。

表3 樣本門檻存在性檢驗

4.4 門檻模型回歸結(jié)果分析

4.4.1 全樣本回歸結(jié)果

穩(wěn)健型標準誤的門檻回歸結(jié)果如表4 所示。由模型1 可知，總體生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平區(qū)間內(nèi)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的促進作用存在差異：當產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平小于1 681 億元時，回歸系數(shù)顯著，為0.036，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展有利于工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的提升；當產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平處于兩門檻值之間時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對工業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用最強，系數(shù)為0.777，且通過了1%的顯著性檢驗，這是因為隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)的逐漸發(fā)展，工業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的中間需求增大，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)逐漸從工業(yè)中獨立，工業(yè)會將非核心業(yè)務(wù)以低成本外包出去，使更多的資金和人才資源投入到綠色研發(fā)、核心產(chǎn)品制造等生產(chǎn)環(huán)節(jié)中，工業(yè)企業(yè)有機會向低污染、高附加值的價值鏈兩端延伸，促使企業(yè)使用節(jié)能環(huán)保技術(shù)，進而降低生產(chǎn)過程的污染物排放［11］；在產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平超過3 5443 億元時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對工業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用減弱，系數(shù)降至0.114，且通過5%的顯著性檢驗。工業(yè)發(fā)展的同時生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)隨之發(fā)展，當發(fā)展到一定水平時兩者互動基于平穩(wěn)，工業(yè)借助于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展空間有限，進而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新的促進作用降低。

在控制變量中，對于企業(yè)規(guī)模而言，它對工業(yè)綠色創(chuàng)新起到明顯的促進作用，企業(yè)規(guī)模越大越有利于綠色創(chuàng)新，這是因為規(guī)模大的企業(yè)在資源存量、技術(shù)創(chuàng)新以及市場競爭方面有相對優(yōu)勢，進而能為重大綠色技術(shù)的研發(fā)和應(yīng)用提供有利條件；創(chuàng)新氛圍對工業(yè)綠色創(chuàng)新具有正相關(guān)關(guān)系，有研發(fā)活動的企業(yè)所占比重越大，企業(yè)間創(chuàng)新活動的交流與合作更加充分，從而促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率為促進關(guān)系，第三產(chǎn)業(yè)占比越大意味著工業(yè)占比降低，對于節(jié)能減排、綠色創(chuàng)新有著一定的積極作用；人力資本與工業(yè)綠色創(chuàng)新效率兩者存在不明顯的正相關(guān)關(guān)系，人力資本對創(chuàng)新的促進作用并沒有很好地顯現(xiàn)，這可能是由于目前我國工業(yè)企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)不合理、員工水平無法及時適應(yīng)創(chuàng)新需要的發(fā)展造成的。

表4 樣本變量的面板門檻模型回歸結(jié)果

4.4.2 分行業(yè)回歸結(jié)果

由表4 模型2 可知，低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率有正向作用，工業(yè)發(fā)展水平跨越不同門檻值時低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的正向作用呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。當工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低于1 679 億元時，回歸系數(shù)顯著，為0.031；當工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平介于1 679 億元～35 443 億元時，回歸系數(shù)增大，為0.699；工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平大于35 443 億元時，回歸系數(shù)有所下降。在低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中，交通運輸業(yè)主要是工業(yè)產(chǎn)品原材料投入與成品的銷售階段，批發(fā)零售業(yè)在工業(yè)生產(chǎn)過程中處于下游階段，起初發(fā)展水平較低或中等的工業(yè)更多依賴于此類生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，因此其對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的促進作用較強。

由表4 模型3 可知，高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率亦存在正向非線性作用。當工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低于第1 個門檻時，回歸系數(shù)顯著，為0.029 7；當工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平介于兩門檻值之間時，系數(shù)為0.105；當工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越過第2 門檻值時，高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的促進作用最強，系數(shù)增大為0.129。對于高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)而言，發(fā)展水平較高的工業(yè)對其需求量較大，如金融業(yè)能夠降低工業(yè)創(chuàng)新風險、減少企業(yè)創(chuàng)新信貸約束，并且工業(yè)企業(yè)可以通過綠色信貸等得到對環(huán)境污染治理、環(huán)保生產(chǎn)技術(shù)所需的研發(fā)資金支持，幫助工業(yè)企業(yè)升級設(shè)備、改善生產(chǎn)工藝，促使淘汰產(chǎn)能落后、與環(huán)境不相容的企業(yè)；另外，金融市場能夠引進更高層次的國際直接投資（FDI），從而促進工業(yè)企業(yè)技術(shù)進步，降低污染。

5 結(jié)論與建議

本文基于2008—2015 年間中國30 個省份工業(yè)企業(yè)有關(guān)面板數(shù)據(jù)，運用Super-SBM 模型對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率進行測度，并以工業(yè)發(fā)展水平為門檻變量，運用門檻回歸模型研究了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的非線性關(guān)系。研究結(jié)果表明：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響存在顯著的雙門檻效應(yīng)，當工業(yè)發(fā)展水平介于1 681億元～ 35 443 億元時，促進作用最強；同時，高、低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響作用存在差異性：低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在工業(yè)發(fā)展水平中等時對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的促進作用較強，高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在工業(yè)發(fā)展水平較高時對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率的促進作用較強。

基于以上研究，本文提出以下幾點建議：

第一，在以技術(shù)創(chuàng)新推動工業(yè)綠色發(fā)展時，不能僅僅關(guān)注創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟效益而忽略環(huán)境污染問題。對于經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，繼續(xù)利用其經(jīng)濟、資源優(yōu)勢促進工業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升；對于相對落后的西部地區(qū)，單靠其自身發(fā)展很難改變綠色創(chuàng)新效率偏低這一現(xiàn)狀，政府應(yīng)制定相關(guān)政策積極引導創(chuàng)新要素向中西部轉(zhuǎn)移，促使創(chuàng)新資源合理分配，并且加大對綠色技術(shù)創(chuàng)新的財政支持，在稅收上給予一定優(yōu)惠，促使企業(yè)將環(huán)境治理從被動轉(zhuǎn)為主動，從而實現(xiàn)提升綠色創(chuàng)新效率和降低污染排放的雙重目標。

第二，推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與工業(yè)協(xié)同發(fā)展。一方面，在發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)時，引導生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展方向與工業(yè)配合，重點發(fā)展服務(wù)外包、科技咨詢等產(chǎn)業(yè)，增強其對工業(yè)的服務(wù)能力；同時優(yōu)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，適當提升高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的占比，積極發(fā)揮高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對綠色創(chuàng)新的作用，例如加強銀行等金融機構(gòu)與工業(yè)各企業(yè)的協(xié)調(diào)力度，降低工業(yè)企業(yè)貸款門檻，引導綠色信貸資源向創(chuàng)新型企業(yè)有效流動。另一方面，鼓勵工業(yè)企業(yè)將非核心業(yè)務(wù)外包給生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，便于其將更多的資金和人才資源投入到綠色研發(fā)、核心產(chǎn)品制造等生產(chǎn)環(huán)節(jié)中，從而促進工業(yè)綠色發(fā)展。

第三，根據(jù)不同發(fā)展水平的工業(yè)制定差異化的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對策。在工業(yè)發(fā)展水平較高時，重點發(fā)展金融業(yè)、研發(fā)設(shè)計、工程咨詢等高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，擴大知識密集型服務(wù)業(yè)規(guī)模；在工業(yè)發(fā)展水平較低或中等時，優(yōu)先促進低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，同時積極利用高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)改造升級低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。

注釋：

1）全國工業(yè)固體廢物產(chǎn)生、排放和綜合利用情況有關(guān)數(shù)據(jù)在國家統(tǒng)計年鑒中僅更新到2015 年。