制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響

李 琳， 田彩紅*， 徐 潔

(1.湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院， 長沙 410079； 2. 清華大學(xué)公共管理學(xué)院， 北京 100084)

十九屆五中全會指出高質(zhì)量發(fā)展是經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的主題.目前資源短缺、環(huán)境破壞等問題日益突出，阻礙經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展.綠色創(chuàng)新能提高資源利用效率，降低環(huán)境污染，兼顧經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、環(huán)境效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展.制造業(yè)服務(wù)化是全球制造業(yè)發(fā)展的趨勢.2021年國家發(fā)改委等13個部門聯(lián)合出臺的《關(guān)于加快推動制造服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的意見》指出，制造服務(wù)業(yè)是提升制造業(yè)產(chǎn)品競爭力和綜合實力、促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐.從理論上講，制造業(yè)服務(wù)化可以影響企業(yè)成長，調(diào)整企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源投入，從而影響綠色創(chuàng)新效率.同時制造業(yè)服務(wù)化還能吸引高端要素集聚，帶來創(chuàng)新集聚，推動區(qū)域技術(shù)進(jìn)步與綠色發(fā)展，進(jìn)而對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響.另外，制造業(yè)服務(wù)化也有利于削減企業(yè)高污染的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，減少污染排放，產(chǎn)生環(huán)境效益.但如果企業(yè)陷入服務(wù)化困境，企業(yè)綠色創(chuàng)新能力受阻，可能不利于綠色創(chuàng)新效率提升.那么發(fā)展實踐中，中國制造業(yè)服務(wù)化是否對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在影響？這種影響效應(yīng)是否存在非線性特征？其影響機(jī)制是什么？這些都是高質(zhì)量發(fā)展背景下需要探究的問題．

與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括制造業(yè)服務(wù)化及區(qū)域綠色創(chuàng)新效率等.首先，對于制造業(yè)服務(wù)化的研究主要體現(xiàn)在三個方面：一是制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)績效、全要素生產(chǎn)率的影響.有學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，制造業(yè)服務(wù)化有利于企業(yè)取得競爭優(yōu)勢，提高利潤水平，增加企業(yè)效益[1-3].也有學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，采取服務(wù)化策略的企業(yè)績效落后于其余企業(yè)，出現(xiàn)服務(wù)化悖論[4-6].還有學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效、全要素生產(chǎn)率呈非線性關(guān)系，主要表現(xiàn)為“U”型曲線[7-8]、倒“U”型曲線[9]、“馬鞍”型曲線[10-12].二是制造業(yè)服務(wù)化對國際分工地位的影響.學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)服務(wù)化能提高企業(yè)價值鏈的參與程度，促進(jìn)制造業(yè)攀升全球價值鏈[13-14]，但可能存在服務(wù)化困境，使得制造業(yè)服務(wù)化與制造業(yè)企業(yè)的出口國內(nèi)增加值率呈“U”型關(guān)系[15].三是制造業(yè)服務(wù)化的影響機(jī)制.滿足消費(fèi)者需求[1]、增加利潤[16]和提高競爭力[17]是制造業(yè)服務(wù)化的主要原因.企業(yè)高層管理者重視程度、員工文化程度[18]、企業(yè)成本收入、企業(yè)年齡[19]、企業(yè)的生命周期[20]等組織因素和企業(yè)特征也會對企業(yè)采取制造業(yè)服務(wù)化策略產(chǎn)生影響.還有學(xué)者指出經(jīng)濟(jì)自由度、創(chuàng)新能力[21]、服務(wù)貿(mào)易開放[22-23]等宏觀因素也會影響制造業(yè)服務(wù)化．

對于區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的研究主要體現(xiàn)在三個方面.一是綠色創(chuàng)新效率的測算.學(xué)者較為普遍的采用Super-SBM[24]、SBM-DEA[25]、DEA-BCC[26]、DEA-RAM[27]等方法測度綠色創(chuàng)新效率.也有部分學(xué)者采用隨機(jī)前沿模型測度綠色創(chuàng)新效率[28].二是綠色創(chuàng)新效率的影響因素.綠色創(chuàng)新效率的影響因素主要有研發(fā)投入[29]、環(huán)境規(guī)制[30-31]、外商直接投資[32]、消費(fèi)者影響[33]等.三是綠色創(chuàng)新效率的時空演化.楊樹旺等[34]利用SBM模型和ESDA探索了長江經(jīng)濟(jì)帶綠色創(chuàng)新效率的時空分異和驅(qū)動機(jī)制.呂巖威等[35]利用SBM-DEA和空間計量模型探索中國綠色創(chuàng)新效率的躍遷路徑和空間收斂特征．

對于制造業(yè)服務(wù)化與綠色創(chuàng)新效率關(guān)系的研究主要涉及兩個方面.一是制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響.由于創(chuàng)新活動結(jié)果的不確定性，企業(yè)創(chuàng)新活動更多地依靠內(nèi)源性融資渠道，制造業(yè)服務(wù)化增加企業(yè)效益，推動企業(yè)成長，緩解企業(yè)的融資約束，增加創(chuàng)新活動投入，提高綠色創(chuàng)新效率[36].同時制造業(yè)服務(wù)化推動要素結(jié)構(gòu)變動，高端要素集聚推動創(chuàng)新集聚，從而吸引更多的創(chuàng)新資源流入，促進(jìn)綠色創(chuàng)新人才的交流合作，產(chǎn)生更多的創(chuàng)新成果和價值，促進(jìn)區(qū)域技術(shù)進(jìn)步與綠色發(fā)展[37]，進(jìn)而提高區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.此外，制造業(yè)服務(wù)化還通過提供資本要素、提升人力資本等渠道來促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新[38-41].也有學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)服務(wù)化與創(chuàng)新存在非線性關(guān)系.張伯超和靳來群[36]基于2005年—2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)認(rèn)為制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)研發(fā)積極性的影響為倒“U”型.二是制造業(yè)服務(wù)化具有良好的環(huán)境效益.制造業(yè)服務(wù)化能夠通過高端服務(wù)要素投入、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等渠道降低企業(yè)能耗和污染排放，有利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展[42-45]．

綜上所述，已有文獻(xiàn)為本文研究提供了有益啟示，但仍存在一些有待突破的地方.1) 現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)績效、技術(shù)創(chuàng)新等方面的影響，但較少文章分析制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響.2) 基于區(qū)域—行業(yè)雙重異質(zhì)性視角，考慮綠色創(chuàng)新的空間溢出，可以運(yùn)用空間計量模型探究制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，并通過中介效應(yīng)模型分析制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的可能影響路徑.基于此，本文利用中國省級數(shù)據(jù)測度制造業(yè)服務(wù)化水平和綠色創(chuàng)新效率，采用空間計量和中介效應(yīng)模型分析制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)及中介機(jī)制，為提高制造業(yè)服務(wù)化水平，充分利用制造業(yè)服務(wù)化提升區(qū)域綠色創(chuàng)新效率提供依據(jù)．

1 理論機(jī)制分析與研究假設(shè)

1.1 區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)

隨著空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，學(xué)者們關(guān)注地理范圍內(nèi)創(chuàng)新的空間溢出.地理鄰近會使得技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生集聚和擴(kuò)散效應(yīng)，即綠色創(chuàng)新效率具有空間溢出效應(yīng)[46-47].隨著區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施和交流機(jī)制不斷完善，區(qū)域間積極開展合作交流，推動創(chuàng)新資源流動和經(jīng)驗學(xué)習(xí)共享，并進(jìn)一步形成創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)區(qū)域間的綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生空間溢出效應(yīng).同時，區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本等因素會對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，而區(qū)域間交流合作、資源流動，會使這些影響因素對鄰近地區(qū)產(chǎn)生“極化效應(yīng)”“擴(kuò)散效應(yīng)”等，從而影響鄰近地區(qū)的要素投入的規(guī)模和匹配，進(jìn)而影響鄰近地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率[48].因此，本文提出假設(shè)1．

假設(shè)1：區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在空間溢出效應(yīng)．

1.2 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的非線性影響機(jī)制

為提高競爭力，具有資金、技術(shù)等優(yōu)勢的龍頭企業(yè)率先實施服務(wù)化戰(zhàn)略，促進(jìn)知識、技術(shù)等服務(wù)要素嵌入制造業(yè)生產(chǎn)運(yùn)營中，產(chǎn)生綠色技術(shù)溢出效應(yīng)[39]，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新效率.制造業(yè)服務(wù)化初期，企業(yè)模仿的成本較低，大量企業(yè)跟隨龍頭企業(yè)實施服務(wù)化策略，吸收創(chuàng)新資源和綠色技術(shù)，提高綠色創(chuàng)新效率，因此制造業(yè)整體綠色創(chuàng)新效率提升.隨著服務(wù)化程度的不斷加深，企業(yè)需要轉(zhuǎn)向基于需求的服務(wù)化，而制造業(yè)服務(wù)化所帶來的管理成本和運(yùn)營成本持續(xù)增加，企業(yè)的既有資源難以滿足更高標(biāo)準(zhǔn)服務(wù)化的需求，同時由于大量企業(yè)的模仿和追隨，出現(xiàn)了大量同質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)，造成產(chǎn)能過剩，陷入服務(wù)化困境[12]，企業(yè)被迫降低綠色創(chuàng)新投入.此外，由于中國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)相對滯后，企業(yè)盲目擴(kuò)張服務(wù)業(yè)會抑制資源配置效率，導(dǎo)致能源浪費(fèi)和環(huán)境污染，從而造成綠色創(chuàng)新效率提升緩慢甚至下降.當(dāng)整體陷入服務(wù)化困境后，為擺脫同質(zhì)化，建立新的競爭優(yōu)勢，龍頭企業(yè)憑借技術(shù)、資金優(yōu)勢向研發(fā)等領(lǐng)域延伸，推動服務(wù)化深層次轉(zhuǎn)型，促進(jìn)生產(chǎn)范式革新[41]，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新效率.同時，隨著外部交易環(huán)境的成熟，企業(yè)逐步將非核心業(yè)務(wù)和功能外包，深化專業(yè)分工，提高生產(chǎn)效率.部分追隨企業(yè)則在競爭中轉(zhuǎn)型為服務(wù)外包企業(yè)，發(fā)揮比較優(yōu)勢為企業(yè)提供專業(yè)服務(wù)，降低成本獲得利潤，促進(jìn)企業(yè)拓展技術(shù)創(chuàng)新的廣度和深度，降低環(huán)境污染，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新效率.專業(yè)分工和服務(wù)外包促進(jìn)了綠色技術(shù)擴(kuò)散，從而促進(jìn)整體制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升.同時，制造業(yè)服務(wù)化能優(yōu)化要素投入結(jié)構(gòu)，提高資源利用效率，實現(xiàn)清潔生產(chǎn)運(yùn)營，改善環(huán)境，降低創(chuàng)新的非期望產(chǎn)出，提升綠色創(chuàng)新效率.此外，制造業(yè)服務(wù)化通常伴隨產(chǎn)業(yè)集聚，從而帶動綠色創(chuàng)新技術(shù)和知識的跨區(qū)域流動，促進(jìn)創(chuàng)新資源溢出，進(jìn)而影響本區(qū)域和相鄰區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.因此，本文提出假設(shè)2．

假設(shè)2：制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響呈先上升后下降再上升的“N”型曲線．

1.3 制造業(yè)服務(wù)化通過企業(yè)成長影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率

制造業(yè)服務(wù)化通過影響企業(yè)成長對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生非線性影響.制造業(yè)服務(wù)化初期，龍頭企業(yè)通過實施制造業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略提供具有差異化的產(chǎn)品和服務(wù)，提高企業(yè)競爭力和收入，促進(jìn)企業(yè)成長.跟隨企業(yè)也會采取服務(wù)化戰(zhàn)略提高生產(chǎn)效率，推動企業(yè)成長，為企業(yè)提升綠色創(chuàng)新效率奠定資金基礎(chǔ).隨著制造業(yè)服務(wù)化的進(jìn)一步發(fā)展，企業(yè)從提供有形產(chǎn)品到無形服務(wù)要解決主導(dǎo)邏輯轉(zhuǎn)換的困難，制造業(yè)部門和服務(wù)業(yè)部門會產(chǎn)生資源搶奪問題，導(dǎo)致各部門產(chǎn)生矛盾，企業(yè)管理成本增加[12].同時，大量同質(zhì)化產(chǎn)品和服務(wù)的出現(xiàn)導(dǎo)致企業(yè)難以擴(kuò)大市場份額，陷入服務(wù)化困境，阻礙企業(yè)成長.隨著人才、技術(shù)不斷累積，龍頭企業(yè)推動服務(wù)化向價值鏈高端延伸，采取服務(wù)外包，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，為企業(yè)帶來豐厚的收入，推動企業(yè)成長，部分跟隨企業(yè)則轉(zhuǎn)型為外包企業(yè)，發(fā)展比較優(yōu)勢，增加企業(yè)收入，促進(jìn)企業(yè)成長.企業(yè)成長有利于將更多的資源配置到綠色創(chuàng)新，降低環(huán)境污染，提高綠色創(chuàng)新效率，并通過外溢效應(yīng)，帶動制造業(yè)、區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率提升.因此，本文提出假設(shè)3．

假設(shè)3：制造業(yè)服務(wù)化通過影響企業(yè)成長對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生非線性影響．

1.4 制造業(yè)服務(wù)化通過創(chuàng)新集聚影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率

制造業(yè)服務(wù)化通過影響創(chuàng)新集聚對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生非線性影響.龍頭企業(yè)率先開展制造業(yè)服務(wù)化，推動服務(wù)要素不斷嵌入制造業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中，引起服務(wù)要素對傳統(tǒng)實物要素的替代，并通過服務(wù)化吸收外部優(yōu)質(zhì)的人才、技術(shù)等高端要素[49]，推動人才等創(chuàng)新要素流向區(qū)域內(nèi)龍頭企業(yè)，促進(jìn)龍頭企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動，推動創(chuàng)新集聚.跟隨企業(yè)積極模仿開展服務(wù)化戰(zhàn)略，通過服務(wù)化吸引高端要素，提高綠色創(chuàng)新能力，進(jìn)一步促進(jìn)創(chuàng)新集聚.創(chuàng)新聚集加劇企業(yè)競爭，并通過“追趕效應(yīng)”和“拉拔效應(yīng)”激勵企業(yè)開展持續(xù)創(chuàng)新，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新效率.同時，創(chuàng)新集聚能力不斷增強(qiáng)，吸引更多的創(chuàng)新資源流入，促進(jìn)綠色創(chuàng)新人才的交流合作，從而產(chǎn)生更多的綠色創(chuàng)新成果，提升區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.因此，本文提出假設(shè)4．

假設(shè)4：制造業(yè)服務(wù)化通過影響創(chuàng)新集聚對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生非線性影響．

2 模型設(shè)定

2.1 計量模型構(gòu)建

2.1.1 空間矩陣構(gòu)建 考慮到區(qū)域間的綠色創(chuàng)新效率可能存在空間自相關(guān)性，鄰近省份的綠色創(chuàng)新效率可能會對本省產(chǎn)生影響.因此本文利用空間計量模型進(jìn)行研究.本文選擇鄰近標(biāo)準(zhǔn)的空間地理矩陣作為權(quán)重，如下所示：

(1)

2.1.2 空間計量模型構(gòu)建 空間計量模型有空間誤差模型(SEM)、空間滯后模型(SAR)和空間杜賓模型(SDM)，考慮到空間滯后和空間誤差的情形可能同時存在，本文構(gòu)建一般空間杜賓模型，公式如下：

μi+υt+εit，

(2)

若θ=0，則模型(2)退化為SAR模型，若θ+ρβ=0，則退化為SEM模型.在此基礎(chǔ)上，結(jié)合本文的研究變量，構(gòu)建如下的空間面板模型：

(3)

其中，i表示省份，t表示年份，Git表示i省份在t年份的綠色創(chuàng)新效率，sit表示i省份在t年份的制造業(yè)服務(wù)化水平，考慮到非線性影響，進(jìn)一步引入制造業(yè)服務(wù)化的二次項、三次項.W是空間權(quán)重矩陣.WlnGit為綠色創(chuàng)新效率的空間滯后變量，表示鄰近省份的綠色創(chuàng)新效率的綜合作用對i省份的影響，ρ表示空間溢出程度，Xit為一系列控制變量．

2.1.3 中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?基于前文的假說，制造業(yè)服務(wù)化可能通過企業(yè)成長和創(chuàng)新集聚影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，本文采用中介效應(yīng)模型并基于空間計量模型來分析企業(yè)成長和創(chuàng)新集聚的中介效應(yīng).具體中介效應(yīng)模型如下.

第一步，驗證制造業(yè)服務(wù)化是否對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率有影響：

(4)

第二步，驗證制造業(yè)服務(wù)化是否對中介變量有影響：

(5)

第三步，將制造業(yè)服務(wù)化、中介變量同時放入模型：

(6)

其中，Midit是中介變量，為企業(yè)成長和創(chuàng)新集聚，其余變量含義同上．

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量 綠色創(chuàng)新是以產(chǎn)品創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、觀念創(chuàng)新和制度創(chuàng)新等方式兼顧經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境效益的一種創(chuàng)新[50-51].綠色創(chuàng)新效率是將技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境效益納入同一分析框架，分析生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新過程中各種投入要素的有效利用程度[52].本文借鑒相關(guān)研究成果[35]從投入產(chǎn)出視角構(gòu)建區(qū)域綠色創(chuàng)新效率測度指標(biāo).綠色創(chuàng)新活動投入指標(biāo)包括R&D全時人員當(dāng)量和R&D資本存量.R&D資本存量采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算，以R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出作為估算原始指標(biāo)，以2001年為基期，折舊率為15%，采用R&D價格指數(shù)(0.85×居民消費(fèi)價格指數(shù)+0.15×固定資產(chǎn)投入價格指數(shù))進(jìn)行平減.綠色創(chuàng)新活動期望產(chǎn)出用綠色發(fā)明專利申請數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入表征.綠色創(chuàng)新活動非期望產(chǎn)出用污染綜合指數(shù)表征，利用熵權(quán)法計算工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量和工業(yè)固定廢棄物排放量的污染綜合指數(shù)．

2.2.2 核心解釋變量 目前，關(guān)于制造業(yè)服務(wù)化，學(xué)者主要運(yùn)用投入產(chǎn)出表的直接消耗系數(shù)和完全消耗系數(shù)測算[13，53].與直接消耗系數(shù)相比，完全消耗系數(shù)包括了直接消耗和間接消耗，更充分地反映制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的相互依存關(guān)系.因此本文選擇完全消耗系數(shù)來衡量區(qū)域制造業(yè)服務(wù)化水平.公式如下所示：

(7)

其中，sj代表制造業(yè)j的服務(wù)化水平，公式右側(cè)的第一項代表制造業(yè)j對服務(wù)業(yè)i的直接消耗量，第二項為第一輪間接消耗量，依次類推，第n+1項為第n輪的間接消耗量．

2.2.3 中介變量 中介變量主要包括了企業(yè)成長(z)和創(chuàng)新集聚(I).企業(yè)成長較好，有利于企業(yè)加大研發(fā)投入，從而提高綠色創(chuàng)新效率.本文參考李賁和吳利華[54]，采用企業(yè)的資產(chǎn)總額衡量企業(yè)成長.創(chuàng)新集聚能通過競爭激勵企業(yè)開展綠色創(chuàng)新，并促進(jìn)人才等要素的交流合作，帶來更多的綠色創(chuàng)新成果，提高綠色創(chuàng)新效率.本文借鑒范新英和張所地[37]的做法，用單位面積專利授權(quán)量衡量創(chuàng)新集聚.

2.2.4 控制變量 控制變量主要包括了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)(k)、人力資本(h)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(d)、環(huán)境規(guī)制(e)、對外開放(o)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(c)、基礎(chǔ)設(shè)施(f)、高新技術(shù)企業(yè)集聚(t).知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可以營造良好的市場環(huán)境，激發(fā)企業(yè)加大研發(fā)投入的積極性，推動高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出，本文采用技術(shù)市場成交額占GDP的比重來反映知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，并借鑒已有研究對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化[55].人力資本能夠為區(qū)域創(chuàng)新活動提供人才支持，本文采用每十萬人中高等學(xué)校在校生數(shù)來衡量區(qū)域人力資本狀況.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為開展綠色創(chuàng)新活動提供物質(zhì)基礎(chǔ)，本文采用人均GDP來反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平.環(huán)境規(guī)制對區(qū)域綠色創(chuàng)新活動既存在創(chuàng)新補(bǔ)償作用，又存在負(fù)面的抵消作用，本文采用污染治理完成投資額來衡量環(huán)境規(guī)制.對外開放可以帶來先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，但對外開放可能出現(xiàn)不良投資者的“污染天堂”，不利于區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，本文采用進(jìn)出口額占GDP的比重來衡量對外開放.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有利于改善資源配置效率，促進(jìn)技術(shù)水平提升，本文采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu).完善的基礎(chǔ)設(shè)施能為綠色創(chuàng)新活動提供保障，提高綠色創(chuàng)新效率，本文采用郵電業(yè)務(wù)量占GDP的比重衡量基礎(chǔ)設(shè)施.高新技術(shù)企業(yè)集聚有利于發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，促進(jìn)技術(shù)交流與傳播，提高綠色創(chuàng)新效率，本文采用高新技術(shù)企業(yè)數(shù)量來衡量高新技術(shù)企業(yè)集聚．

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象為2006年—2019年中國的30個省市(不包括西藏、香港、澳門、臺灣).數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫、中國國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、對應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》.對于個別缺失的數(shù)據(jù)，采用插值等方法補(bǔ)齊．

3 實證結(jié)果與分析

3.1 制造業(yè)服務(wù)化與綠色創(chuàng)新效率測度結(jié)果

測算綠色創(chuàng)新效率多采用DEA模型和隨機(jī)前沿法.隨機(jī)前沿法通常只有一個產(chǎn)出項，不適用多產(chǎn)出創(chuàng)新效率測算.非期望產(chǎn)出的超效率SBM-DEA克服了非期望產(chǎn)出SBM模型的不足，能將決策單位效率為1的情況再分解，進(jìn)行相互比較，從而提高測算結(jié)果排序的準(zhǔn)確性[56]，因此本文采用非期望產(chǎn)出的超效率SBM-DEA模型進(jìn)行測算.本文利用MATLAB 2014b測度中國30個省份2006年—2019年制造業(yè)服務(wù)化水平及綠色創(chuàng)新效率，并進(jìn)一步計算均值，如圖1所示.就制造業(yè)服務(wù)化而言，北京、上海、天津位居全國前三，東、中、西部整體均值排序為東部(0.4756)>中部(0.3979)>西部(0.3804)，長江經(jīng)濟(jì)帶整體均值為0.419 4略低于非長江經(jīng)濟(jì)帶(0.420 3).就綠色創(chuàng)新效率而言，北京、上海、天津位居全國前三，東、中、西整體均值排序為東部(0.8372)>中部(0.4996)>西部(0.4292)，長江經(jīng)濟(jì)帶整體均值為0.670 3高于非長江經(jīng)濟(jì)帶(0.555 4).總體來看，制造業(yè)服務(wù)化與綠色創(chuàng)新效率的空間格局基本一致，由東部向西部依次遞減．

表1 變量描述性統(tǒng)計值Tab.1 Descriptive statistics of variables

圖1 2006年—2019年中國30省份制造業(yè)服務(wù)化及綠色創(chuàng)新效率均值Fig.1 Average value of manufacture servitization and green innovation efficiency of 30 provincesin China from 2006 to 2019

3.2 空間相關(guān)性檢驗

在對空間面板進(jìn)行估計之前，本文首先測算了區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的Moran’sI指數(shù).從表2可以看出，大部分年份區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的Moran’sI指數(shù)在5%的水平上顯著，表明區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在空間相關(guān)性，通過空間面板模型來分析制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響是必要的．

表2 2006年—2019年區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的Moran’s I指數(shù)Tab.2 The Moran’s I index of regional green innovation efficiency from 2006 to 2019

結(jié)合LM和Robust LM檢驗，判斷和選用空間計量的具體形式.首先通過LM檢驗判斷選擇SEM模型和SAR模型，再通過LR檢驗判斷SDM模型能否簡化為SAR模型和SEM模型.如表3所示，通過LM檢驗看出，SEM模型優(yōu)于SAR模型，進(jìn)一步通過LR檢驗認(rèn)為SDM模型不能簡化為SAR模型和SEM模型.因此，本文選擇SDM模型．

表3 模型檢驗統(tǒng)計量Tab.3 The test statistics of the model

3.3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由表4可知，未考慮空間相關(guān)性的估計結(jié)果可能導(dǎo)致偏差，考慮到空間相關(guān)性的模型(3)具有更優(yōu)的統(tǒng)計特征.由模型(3)可知，區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的空間滯后項系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在空間溢出效應(yīng)，鄰近省份的綠色創(chuàng)新效率對本地的綠色創(chuàng)新效率有促進(jìn)作用.制造業(yè)服務(wù)化的空間滯后項系數(shù)顯著為正，表明制造業(yè)服務(wù)化具有溢出效應(yīng).上述結(jié)果表明前文提出的假設(shè)1是成立的．

表4 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色 創(chuàng)新效率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.4 Regression results of the influence of manufacturing servitization on the regional green innovation efficiency

制造業(yè)服務(wù)化水平的一次項、二次項和三次項系數(shù)均顯著為正，表明制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響呈顯著的先上升、后下降、再上升的“N”型曲線.當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平低于第一個拐點值0.27時，制造業(yè)服務(wù)化會對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進(jìn)作用.這一階段，企業(yè)通過制造業(yè)服務(wù)化提升產(chǎn)品和服務(wù)的附加值，增加企業(yè)利潤率，使得企業(yè)有更多的資源投入到綠色研發(fā)創(chuàng)新中，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新效率.同時制造業(yè)服務(wù)化通過技術(shù)溢出推動技術(shù)成果的傳播和交流，促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率提升.當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平位于0.27～0.45之間時，制造業(yè)服務(wù)化會對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制作用.當(dāng)服務(wù)化戰(zhàn)略推進(jìn)到一定程度后，企業(yè)需要向基于需求的深度服務(wù)化轉(zhuǎn)型，既有資源無法滿足更高標(biāo)準(zhǔn)的服務(wù)需求，從而出現(xiàn)制造能力和服務(wù)能力的矛盾.同時，制造業(yè)服務(wù)化所帶來的成本以邊際遞增的趨勢增加，企業(yè)利潤水平下降，阻礙了企業(yè)綠色創(chuàng)新投入，導(dǎo)致綠色創(chuàng)新效率呈下降趨勢.當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平高于第二個拐點值0.45后，制造業(yè)服務(wù)化會對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進(jìn)作用.這一階段，具有人才、知識和資金優(yōu)勢的企業(yè)通過向研發(fā)等環(huán)節(jié)延伸，推動服務(wù)化深層次轉(zhuǎn)型，跨越服務(wù)化困境，進(jìn)入到綠色創(chuàng)新效率提升階段.對于人才和資金欠缺的落后企業(yè)，在市場競爭中轉(zhuǎn)型為外包企業(yè)，降低成本獲得更多的利潤，使得更多的資源可以配置到綠色研發(fā)，進(jìn)而提升綠色創(chuàng)新效率.從各省目前所處的階段來看，2019年除北京市、天津市、上海市、吉林省、安徽省、海南省、內(nèi)蒙古的制造業(yè)服務(wù)化水平超過第二個拐點0.45外，絕大部分省份均處于拐點0.27～0.45之間，位于“N”型曲線的第二階段，說明我國大部分省份仍處于服務(wù)化困境階段，需采用相應(yīng)措施跨越服務(wù)化困境，提升區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.上述結(jié)果表明前文提出的假設(shè)2是成立的．

就控制變量而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與綠色創(chuàng)新效率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系.由于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷具有政府主導(dǎo)的特征，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化不一定伴隨技術(shù)進(jìn)步[57]，甚至?xí)G色創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制.對外開放水平與綠色創(chuàng)新效率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系.對外開放可能存在“污染天堂”，承接了發(fā)達(dá)國家轉(zhuǎn)移的高污染產(chǎn)業(yè)，從而抑制綠色創(chuàng)新效率[58].知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與綠色創(chuàng)新效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系.較高的知識產(chǎn)權(quán)讓企業(yè)通過創(chuàng)新獲得更高的收益，增強(qiáng)企業(yè)綠色創(chuàng)新的投資意愿，促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升[59].經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與綠色創(chuàng)新效率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系.多數(shù)省份過去盲目追求GDP增長速度，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量不高，從而不利于綠色創(chuàng)新效率提升[60].人力資本與綠色創(chuàng)新效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系.較高的人力資本為綠色創(chuàng)新效率提供人才支持，增強(qiáng)創(chuàng)新驅(qū)動力[61]，從而促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升.環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系.環(huán)境規(guī)制具有創(chuàng)新補(bǔ)償作用，企業(yè)為長期發(fā)展選擇開展綠色創(chuàng)新活動，從而促進(jìn)了節(jié)能減排和生產(chǎn)效率改善，為企業(yè)帶來額外的創(chuàng)新收益，進(jìn)而又激勵企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動，提高綠色創(chuàng)新效率[60].基礎(chǔ)設(shè)施與綠色創(chuàng)新效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系.完善的基礎(chǔ)設(shè)施能為綠色創(chuàng)新活動奠定基礎(chǔ)，推動企業(yè)交流與合作，降低研發(fā)創(chuàng)新活動的成本，提高開展綠色創(chuàng)新活動的積極性，從而提高綠色創(chuàng)新效率[62].高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色創(chuàng)新效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系.高新技術(shù)企業(yè)集聚能形成規(guī)模效應(yīng)，促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和知識的交流與擴(kuò)散，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新能力，從而促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升[60]．

3.4 穩(wěn)健性分析

3.4.1 內(nèi)生性問題的討論 本文的計量模型可能存在內(nèi)生性問題.本文雖控制了一系列控制變量，但仍存在難以控制的遺漏變量引發(fā)內(nèi)生性問題.另一方面，反向因果也帶來內(nèi)生性問題.隨著地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的不斷提高，會激勵企業(yè)主動開展服務(wù)化策略，從而影響地區(qū)制造業(yè)服務(wù)化水平.因此本文使用工具變量來代替當(dāng)期變量重新估計.本文使用1984年—1997年的人均服務(wù)業(yè)增加值作為工具變量.歷史上人均服務(wù)業(yè)增加值反映了當(dāng)?shù)胤?wù)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，制造業(yè)服務(wù)化水平是制造業(yè)生產(chǎn)投入消耗的服務(wù)量，地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較高，發(fā)展基礎(chǔ)相對較好，制造業(yè)可投入的服務(wù)數(shù)量越多，制造業(yè)服務(wù)化水平相對較高，因此工具變量滿足相關(guān)性.對于外生性，相對于1984年—1997年的人均服務(wù)業(yè)增加值而言，本文研究的時間跨度2006年—2019年是時間滯后變量，因此其與誤差項相互獨立.同時，歷史上人均服務(wù)業(yè)增加值對當(dāng)期區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的直接影響甚微，工具變量滿足外生性.本文采用工具變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見模型(4)，地區(qū)制造業(yè)服務(wù)化程度與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在“N”型關(guān)系，即考慮內(nèi)生性問題后，這一結(jié)論仍顯著成立．

3.4.2 穩(wěn)健性檢驗 空間計量模型的結(jié)果在一定程度上受空間權(quán)重矩陣的影響.除了采用鄰近矩陣外，本文還采用地理距離矩陣重新回歸估計，回歸結(jié)果見模型(5).除了采用非期望產(chǎn)出的超效率SBM-DEA計算地區(qū)綠色創(chuàng)新效率外，本文也采用SBM-DEA來計算地區(qū)創(chuàng)新效率，重新回歸估計，回歸結(jié)果見模型(6).比較上述回歸結(jié)果，核心解釋變量的回歸結(jié)果沒有發(fā)生顯著變化，即制造業(yè)服務(wù)化與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率仍呈顯著的“N”型關(guān)系，可見模型具有較好的解釋力度，本文的結(jié)果也具有一定的穩(wěn)定性．

表5 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率 影響的穩(wěn)健性檢驗Tab.5 Robustness test of the influence of manufacturing servitization on the regional green innovation efficiency

3.5 異質(zhì)性分析

3.5.1 區(qū)域異質(zhì)性 長江經(jīng)濟(jì)帶是國內(nèi)至關(guān)重要的工業(yè)基地，正在重點打造世界級先進(jìn)制造業(yè)集群.在此背景下，本文進(jìn)一步考察長江經(jīng)濟(jì)帶和非長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響.本文在模型中引入地區(qū)虛擬變量，長江經(jīng)濟(jì)帶為region 1，非長江經(jīng)濟(jì)帶為region 2.通過估計結(jié)果可以看出，制造業(yè)服務(wù)化與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在“N”型關(guān)系.具體來說，對于長江經(jīng)濟(jì)帶，制造業(yè)服務(wù)化水平在低于第一個拐點0.29前，制造業(yè)服務(wù)化促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平處于0.29～0.44之間時，制造業(yè)服務(wù)化會抑制區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平高于0.44時，制造業(yè)服務(wù)化會促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.對于非長江經(jīng)濟(jì)帶，制造業(yè)服務(wù)化水平在低于第一個拐點0.33前，制造業(yè)服務(wù)化促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平處于0.33～0.43間時，制造業(yè)服務(wù)化會抑制區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平高于0.43時，制造業(yè)服務(wù)化會促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率．

表6 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率 影響的區(qū)域異質(zhì)性Tab.6 Regional heterogeneity of the influence of manufacturing servitization on the regional green innovation efficiency

3.5.2 行業(yè)異質(zhì)性 不同要素密度的制造業(yè)，其對服務(wù)化的敏感性不同[45].為進(jìn)一步分析不同要素密度的制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率影響的差異性，本文將制造業(yè)分為勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)和技術(shù)密集型制造業(yè)，回歸結(jié)果見表7.從模型(10)可以看出，勞動密集制造業(yè)服務(wù)化對綠色創(chuàng)新效率的影響不顯著.可能的原因是對于勞動密集型制造業(yè)投入的服務(wù)主要是批發(fā)零售等資源配置要素類，而知識、技術(shù)等高端服務(wù)要素投入有限[63]，導(dǎo)致制造業(yè)服務(wù)化的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)不顯著.從模型(11)可以看出，資本密集型制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響為顯著的“N”型曲線，這與整體結(jié)論一致.具體來說，制造業(yè)服務(wù)化水平在低于第一個拐點0.26前，制造業(yè)服務(wù)化促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平處于0.26～0.45之間時，制造業(yè)服務(wù)化會抑制區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平高于0.45時，制造業(yè)服務(wù)化會促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.從模型(12)可以看出，技術(shù)密集型制造業(yè)服務(wù)化與區(qū)域綠色創(chuàng)新效率存在顯著的“N”型關(guān)系.具體來說，制造業(yè)服務(wù)化水平在低于第一個拐點0.28前，制造業(yè)服務(wù)化促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平處于0.28～0.46之間時，制造業(yè)服務(wù)化會抑制區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平高于0.46時，制造業(yè)服務(wù)化會促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率．

表7 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率 影響的行業(yè)異質(zhì)性Tab.7 Industry heterogeneity of the influence of manufacturing servitization on the regional green innovation efficiency

3.6 機(jī)制分析

根據(jù)前文的分析，制造業(yè)服務(wù)化可能通過企業(yè)成長、創(chuàng)新集聚來影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.本文利用中介效應(yīng)模型對企業(yè)成長和創(chuàng)新集聚是否充當(dāng)了制造業(yè)服務(wù)化影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的中介變量進(jìn)行實證研究，中介機(jī)制回歸結(jié)果如表8所示.模型(13)中，制造業(yè)服務(wù)化水平的三次項系數(shù)顯著為正，表明制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)成長之間存在“N”型關(guān)系，模型(14)的回歸結(jié)果顯示，制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響呈“N”型，企業(yè)成長對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)顯著為正，可以推定企業(yè)成長是制造業(yè)服務(wù)化影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的中介渠道.制造業(yè)服務(wù)化通過企業(yè)成長影響企業(yè)綠色研發(fā)投入，從而對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響.模型(15)中，制造業(yè)服務(wù)化的三次項系數(shù)顯著為正，表明制造業(yè)服務(wù)化與創(chuàng)新集聚之間存在“N”型關(guān)系，模型(16)的回歸結(jié)果顯示，制造業(yè)服務(wù)化的一次項、二次項和三次項系數(shù)均顯著為正，創(chuàng)新集聚系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新集聚對制造業(yè)服務(wù)化影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率具有中介效應(yīng).服務(wù)化轉(zhuǎn)型對創(chuàng)新集聚產(chǎn)生影響，促進(jìn)企業(yè)開展競爭，提高企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新活動的積極性，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新能力，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率提升.上述結(jié)果表明前文提出的假設(shè)3、假設(shè)4是成立的．

表8 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新 效率影響的中介效應(yīng)分析Tab.8 Mediating effect of the impact of manufacturing servitization on the regional green innovation efficiency

續(xù)表8

4 結(jié)論與政策建議

本文基于2006年—2019年的中國省級面板數(shù)據(jù)，利用空間計量模型和中介效應(yīng)模型實證分析了制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響，結(jié)果如下．

1) 綠色創(chuàng)新效率存在顯著的空間集聚特征和空間溢出效應(yīng).基于實證模型可以看出，在全國層面，制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響呈先上升、后下降、再上升的“N”型曲線.當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平低于0.27時，制造業(yè)服務(wù)化能提升區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，而當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化介于0.27～0.45時，制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率表現(xiàn)為顯著的抑制作用，陷入服務(wù)化困境，隨著制造業(yè)服務(wù)化的進(jìn)一步發(fā)展，制造業(yè)服務(wù)化水平超過0.45，跨越服務(wù)化困境，制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率呈顯著的促進(jìn)作用.2019年除北京市、天津市、上海市、吉林省、安徽省、海南省、內(nèi)蒙古的制造業(yè)服務(wù)化水平超過第二個拐點0.45外，絕大部分省份均處于拐點0.27～0.45之間，位于“N”型曲線的第二階段，陷入服務(wù)化困境．

2) 制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性和行業(yè)異質(zhì)性.相對于非長江經(jīng)濟(jì)帶而言，長江經(jīng)濟(jì)帶制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響更為顯著.勞動密集型的制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率影響不顯著，資本密集型制造業(yè)服務(wù)化和技術(shù)密集型制造業(yè)服務(wù)化對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響呈“N”型曲線．

3) 企業(yè)成長、創(chuàng)新集聚是制造業(yè)服務(wù)化影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的有效中介機(jī)制.企業(yè)成長的中介效應(yīng)存在非線性特征，當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化水平較低時，制造業(yè)服務(wù)化能促進(jìn)企業(yè)成長，從而促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率；當(dāng)制造業(yè)服務(wù)化超過一定臨界值，制造業(yè)服務(wù)化的提高會抑制企業(yè)成長，不利于區(qū)域綠色創(chuàng)新效率；隨著制造業(yè)服務(wù)化的進(jìn)一步發(fā)展，制造業(yè)服務(wù)化的深化會促進(jìn)企業(yè)成長，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率.同時，創(chuàng)新集聚的中介效應(yīng)存在非線性特征，并且制造業(yè)服務(wù)化通過影響創(chuàng)新集聚對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生非線性影響．

基于上述結(jié)論，提出以下政策建議．

1) 有效提升制造業(yè)服務(wù)化水平，推動綠色創(chuàng)新效率提升.大部分省域制造業(yè)服務(wù)化水平較低，處于服務(wù)化困境階段.因此需要進(jìn)一步扶持地方優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)服務(wù)化，合理設(shè)定高端服務(wù)要素提供的準(zhǔn)入門檻，推動服務(wù)開放，打造服務(wù)要素流動順暢的市場環(huán)境，推動制造業(yè)服務(wù)化水平.激勵企業(yè)在考慮到自身實力、現(xiàn)有資源和外部環(huán)境的基礎(chǔ)上，選擇適宜的服務(wù)化戰(zhàn)略．

2) 提高企業(yè)成長，推動創(chuàng)新集聚.企業(yè)成長和創(chuàng)新集聚是制造業(yè)服務(wù)化影響綠色創(chuàng)新效率的可能渠道.鼓勵企業(yè)在陷入服務(wù)化困境后，積極尋求解決途徑，穩(wěn)步推進(jìn)服務(wù)化戰(zhàn)略，合理保障企業(yè)成長，為企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動奠定資金基礎(chǔ). 企業(yè)通過明確自身定位，加強(qiáng)企業(yè)間的交流與合作，實現(xiàn)創(chuàng)新資源互通，優(yōu)化資源配置，推動企業(yè)綠色技術(shù)進(jìn)步，從而推動創(chuàng)新集聚的溢出效應(yīng)，實現(xiàn)共同進(jìn)步，全面提升綠色創(chuàng)新效率．

3) 因地制宜，探索出適合各區(qū)域、各行業(yè)制造業(yè)服務(wù)化的路徑和模式.加強(qiáng)非長江經(jīng)濟(jì)帶與長江經(jīng)濟(jì)帶企業(yè)的幫扶和交流，改革和提升企業(yè)的管理體制和創(chuàng)新體制，促進(jìn)創(chuàng)新流動與集聚，加強(qiáng)制造業(yè)服務(wù)化對綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用.在推進(jìn)資本和技術(shù)密集型制造業(yè)服務(wù)化的同時，要重視勞動密集型制造業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)勞動密集型制造業(yè)企業(yè)向數(shù)字化、智能化轉(zhuǎn)型，充分釋放制造業(yè)服務(wù)化的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)．

4) 加強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同聯(lián)動，提高綠色創(chuàng)新效率.綠色創(chuàng)新效率存在顯著的溢出效應(yīng)，表明要提高綠色創(chuàng)新效率，需要加強(qiáng)地區(qū)技術(shù)交流，推動綠色創(chuàng)新要素自由有序流動，形成區(qū)域協(xié)同聯(lián)動發(fā)展.政府應(yīng)該逐步取消區(qū)域間綠色創(chuàng)新技術(shù)壁壘，營造良好的市場環(huán)境，鼓勵跨區(qū)域進(jìn)行實質(zhì)性技術(shù)合作，開展綠色創(chuàng)新研討，加強(qiáng)不同區(qū)域的綠色創(chuàng)新技術(shù)溢出．