創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)我國(guó)省域綠色增長(zhǎng)的空間效應(yīng)

陳勇智,梁文明,林迎星

創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)我國(guó)省域綠色增長(zhǎng)的空間效應(yīng)

陳勇智*,梁文明,林迎星

(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,福建 福州 350108)

利用全局主成分分析法測(cè)度中國(guó)大陸地區(qū)30個(gè)省市自治區(qū)(不含西藏)2003～2016年的綠色增長(zhǎng)水平,并構(gòu)建空間面板杜賓模型,實(shí)證考察了知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、文化創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)省際綠色增長(zhǎng)的空間效應(yīng).結(jié)果表明,知識(shí)創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生顯著的正向空間影響,直接效應(yīng)為2.35′10-5,間接效應(yīng)為3.75′10-5;本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生顯著的正向影響,影響系數(shù)為0.1590,而周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平的空間影響并不顯著;本地制度創(chuàng)新對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生顯著的正向影響,影響系數(shù)為0.00733,而周邊地區(qū)制度創(chuàng)新水平對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響,影響系數(shù)為-0.01617;文化創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的空間影響并不顯著.對(duì)此,建議注重區(qū)域綠色增長(zhǎng)導(dǎo)向的知識(shí)生產(chǎn)、知識(shí)積累和知識(shí)溢出,以協(xié)同推進(jìn)綠色發(fā)展為目標(biāo),重視發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新在驅(qū)動(dòng)區(qū)域綠色增長(zhǎng)中的關(guān)鍵作用,進(jìn)一步完善支撐省際綠色增長(zhǎng)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系,加大綠色文化推廣和普及的力度.同時(shí)加大人力資本投入,不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),推行高水平的對(duì)外開(kāi)放.

綠色增長(zhǎng)水平；創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)；全局主成分分析；空間效應(yīng)；空間面板

伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的快速提高,人均資源消耗量大幅增加,因開(kāi)采、加工和利用資源帶來(lái)的環(huán)境壓力迅速增加,導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成本負(fù)擔(dān)加重.在新發(fā)展理念指引下,我國(guó)各地持續(xù)推進(jìn)綠色增長(zhǎng)實(shí)踐,取得了一定成效.然而,由于我國(guó)人口規(guī)模大、發(fā)展任務(wù)重,要素驅(qū)動(dòng)和投資驅(qū)動(dòng)的規(guī)模報(bào)酬開(kāi)始下降,創(chuàng)新動(dòng)能不強(qiáng)、環(huán)境治理能力差、居民社會(huì)福利不均衡等問(wèn)題依然存在,一定程度上制約了各地綠色增長(zhǎng)水平的提升.如何實(shí)現(xiàn)更高水平的綠色增長(zhǎng)成為地方政府亟待解決的重要議題之一.

發(fā)達(dá)國(guó)家的實(shí)踐表明,創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)綠色增長(zhǎng)的決定性因素,引發(fā)關(guān)于創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)的討論.國(guó)內(nèi)外研究更多考慮技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)的影響.研究認(rèn)為,技術(shù)創(chuàng)新能夠提高資源利用率,減少污染排放,能夠促進(jìn)區(qū)域綠色發(fā)展,而且技術(shù)創(chuàng)新可催生綠色產(chǎn)業(yè),直接用于解決生態(tài)環(huán)境問(wèn)題[1]. R&D對(duì)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生了直接和間接兩方面的影響,一方面, 研發(fā)活動(dòng)投入增加將使企業(yè)增強(qiáng)節(jié)能降耗意識(shí),利用更多可再生能源技術(shù),擴(kuò)大綠色產(chǎn)品生產(chǎn),能源消耗進(jìn)一步減少[2-3];另一方面,綠色技術(shù)的應(yīng)用通過(guò)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí),間接減少碳排放[4].有學(xué)者測(cè)算了綠色技術(shù)創(chuàng)新效率以及生產(chǎn)和消費(fèi)方面的各種因素對(duì)綠色增長(zhǎng)績(jī)效的影響情況,發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率對(duì)綠色增長(zhǎng)績(jī)效存在顯著正向影響[5].科技創(chuàng)新能力不僅對(duì)本地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響,而且對(duì)周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生積極作用[6].研究發(fā)現(xiàn),創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用,環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)在促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)中顯示出一定的協(xié)同效應(yīng)[7].創(chuàng)新有利于提升地區(qū)綠色增長(zhǎng)效率,而技術(shù)引進(jìn)則不利于地區(qū)綠色增長(zhǎng)效率提升[8].事實(shí)上,驅(qū)動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)的動(dòng)力源并不局限于技術(shù)創(chuàng)新,知識(shí)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、文化創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)作用也不容忽視.并且,地區(qū)間的創(chuàng)新資源流動(dòng)、技術(shù)信息交流等使得地區(qū)之間特別是相鄰地區(qū)間的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生空間溢出和擴(kuò)散效應(yīng),在地理上存在空間相關(guān)性[9].然而,已有研究忽略了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)的空間效應(yīng),使得研究結(jié)論存在一定偏差.

綠色增長(zhǎng)水平測(cè)度是創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)空間效應(yīng)研究的前提和基礎(chǔ).針對(duì)綠色增長(zhǎng)水平測(cè)度的研究主要分為兩類(lèi),其一是單一指標(biāo)法,主要運(yùn)用DEA方法[10-11]、方向距離函數(shù)[12-13]、Luenberger模型[7,14],測(cè)算國(guó)家層面[15-21]、區(qū)域?qū)用鎇22]等的綠色增長(zhǎng)效率;其二是綜合指標(biāo)法,根據(jù)綠色增長(zhǎng)的內(nèi)涵,建立一套綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,利用粗糙集[17,23]、層次分析法[18]、主成分分析法[18,24]、熵值法[25-26]、系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型[15,24,27]等方法開(kāi)展評(píng)價(jià).比較而言,前者雖然具有指標(biāo)數(shù)量較少、計(jì)算過(guò)程比較簡(jiǎn)單等優(yōu)點(diǎn),但存在不能完整反映綠色增長(zhǎng)概念和內(nèi)涵的明顯缺點(diǎn);而后者能夠覆蓋綠色增長(zhǎng)的各個(gè)準(zhǔn)則要求,指標(biāo)信息量豐富,盡管指標(biāo)選取存在一定的主觀性,但可結(jié)合不同方法對(duì)不同對(duì)象開(kāi)展有針對(duì)性的評(píng)價(jià)分析,使綠色增長(zhǎng)水平測(cè)度具有更強(qiáng)的科學(xué)性.已有研究多集中于單一指標(biāo)評(píng)價(jià),綜合指標(biāo)評(píng)價(jià)方法使用較少,全局主成分分析方法的應(yīng)用研究有待豐富.

鑒于此,本研究通過(guò)構(gòu)建省域綠色增長(zhǎng)水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,運(yùn)用全局主成分分析法測(cè)度2003～2016年期間我國(guó)除西藏、臺(tái)灣、香港和澳門(mén)外的30個(gè)省份的綠色增長(zhǎng)水平,從區(qū)域創(chuàng)新體系的四大主體角度,使用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法,實(shí)證檢驗(yàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)省域綠色增長(zhǎng)的空間效應(yīng).

1 研究方法與模型構(gòu)建

1.1 研究假設(shè)

在區(qū)域創(chuàng)新體系中,知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、文化創(chuàng)新分別是知識(shí)生產(chǎn)單位(通常是指高校、科研院所)、市場(chǎng)主體(企業(yè))、政府部門(mén)、社會(huì)力量等主體助推經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)?chuàng)新形式,也是實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?其中,知識(shí)創(chuàng)新為實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)提供基礎(chǔ)性支持.研究表明,知識(shí)存量的利用是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的源泉和主要影響因素[28].產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色發(fā)展依賴(lài)于知識(shí)積累水平,知識(shí)積累是創(chuàng)新路徑驅(qū)動(dòng)綠色發(fā)展的支撐,對(duì)其驅(qū)動(dòng)效應(yīng)具有顯著影響[29].在綠色經(jīng)濟(jì)背景下,通過(guò)綠色產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行知識(shí)傳播、知識(shí)共享和行動(dòng)推廣,可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展[30].研究發(fā)現(xiàn),外部知識(shí)源化對(duì)工業(yè)綠色增長(zhǎng)起到了正向作用[31].為此,提出假設(shè)H1:知識(shí)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響.

技術(shù)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)的關(guān)鍵力量.綠色增長(zhǎng)需要依靠技術(shù)創(chuàng)新改變以傳統(tǒng)工業(yè)技術(shù)為核心的粗放型發(fā)展方式,利用技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)區(qū)域傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)和塑造新的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn),建立少投入、低污染、高產(chǎn)出的綠色發(fā)展模式,推進(jìn)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)源頭、過(guò)程和廢棄物處理的綠色化,增強(qiáng)企業(yè)的綠色競(jìng)爭(zhēng)力,促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展.有研究指出,我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái),技術(shù)創(chuàng)新是能源效率提高的主要因素[32].科技創(chuàng)新投入能夠增強(qiáng)企業(yè)的污染治理技術(shù)并提高環(huán)境全要素生產(chǎn)率[33],技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)綠色化具有促進(jìn)作用,是決定工業(yè)綠色化的核心因素[34].為此,提出假設(shè)H2:技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響.

制度創(chuàng)新為實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)提供根本性保障.有效的綠色增長(zhǎng)制度安排旨在通過(guò)改變交易規(guī)則激發(fā)行為主體活力,包括塑造一種新的激勵(lì)機(jī)制、約束機(jī)制和引導(dǎo)機(jī)制,為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的解耦提供軟環(huán)境支撐.研究認(rèn)為,促進(jìn)制造業(yè)綠色發(fā)展需要多種制度和標(biāo)準(zhǔn)支撐,包括可以為企業(yè)提供綠色生產(chǎn)空間的排污交易制度,以及能夠提高生態(tài)環(huán)境對(duì)制造業(yè)發(fā)展的倒逼效應(yīng)的綠色監(jiān)管制度[35].我國(guó)現(xiàn)行環(huán)境規(guī)制體系在一定程度上推動(dòng)了工業(yè)綠色增長(zhǎng),在合理范圍內(nèi)適度加大規(guī)制強(qiáng)度能夠?qū)I(yè)節(jié)能減排和技術(shù)創(chuàng)新起到正面的激勵(lì)作用[36].為此,提出假設(shè)H3:制度創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響.

文化創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力.通過(guò)形式多樣的綠色理念宣傳,可以不斷增強(qiáng)社會(huì)公眾的綠色生態(tài)環(huán)保意識(shí),營(yíng)造綠色、和諧的社會(huì)氛圍,形成一定的激勵(lì)力、導(dǎo)向力、凝聚力,驅(qū)動(dòng)區(qū)域綠色增長(zhǎng)水平不斷提升.綠色文化是對(duì)工業(yè)文明時(shí)代文化樣態(tài)的一種創(chuàng)新,它主張綠色發(fā)展,倡導(dǎo)綠色生活和綠色行為,既是對(duì)人類(lèi)優(yōu)秀文明成果的歷史繼承,也是對(duì)工業(yè)文明“黑色”文化的揚(yáng)棄和超越[37].綠色文化所具有的傳播性﹑繼承性﹑滲透性、排他性、習(xí)慣性(穩(wěn)定性)、漸進(jìn)性(演變性)等特質(zhì),使得綠色文化在可持續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到重要作用[38].為此,提出假設(shè)H4:文化創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響.

1.2 變量選擇

1.2.1 被解釋變量 將省域綠色增長(zhǎng)水平作為被解釋變量.鑒于國(guó)外權(quán)威組織提出的指標(biāo)在國(guó)內(nèi)統(tǒng)計(jì)年鑒中不易獲得數(shù)據(jù),本文從綠色增長(zhǎng)實(shí)踐對(duì)經(jīng)濟(jì)、資源、環(huán)境、社會(huì)福祉等4個(gè)領(lǐng)域的具體要求出發(fā),根據(jù)科學(xué)性、系統(tǒng)性、可獲得性、可比性原則,參考了國(guó)內(nèi)外學(xué)者和權(quán)威研究機(jī)構(gòu)提出的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,選取現(xiàn)有指標(biāo)體系中意義真實(shí)、出現(xiàn)頻次較多、可以量化的指標(biāo),并剔除了若干個(gè)不能獲得連續(xù)年份數(shù)據(jù)的指標(biāo),構(gòu)建了符合我國(guó)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征、包含22個(gè)二級(jí)定量指標(biāo)的綠色增長(zhǎng)水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,如表1所示.

表1 省域綠色增長(zhǎng)水平測(cè)度指標(biāo)體系

1.2.2 解釋變量 主要考慮創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)對(duì)省際綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的影響,分別考察知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、文化創(chuàng)新對(duì)省際綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的影響,其中:①知識(shí)創(chuàng)新主要指高校及科研院所的創(chuàng)新產(chǎn)出,使用“各省國(guó)外主要檢索工具收錄我國(guó)科技論文數(shù)量”來(lái)表示;②技術(shù)創(chuàng)新主要反映企業(yè)開(kāi)展的技術(shù)研發(fā)活動(dòng)情況,使用“各省國(guó)內(nèi)三種專(zhuān)利授權(quán)數(shù)”作為代理變量;③制度創(chuàng)新主要指政府在推動(dòng)綠色增長(zhǎng)中的創(chuàng)新行為,鑒于制度量化數(shù)據(jù)的可得性,使用“各省每萬(wàn)人擁有商標(biāo)核準(zhǔn)注冊(cè)數(shù)”作為代理變量;④文化創(chuàng)新是指社會(huì)層面宣傳引導(dǎo)綠色發(fā)展取得的成效,使用“各省圖書(shū)出版種數(shù)”來(lái)表示.

1.2.3 控制變量 從綠色增長(zhǎng)的投入角度看,固定資本、人力資本對(duì)省際綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平具有重要影響.產(chǎn)業(yè)升級(jí)是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集約化發(fā)展的主要途徑,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對(duì)綠色增長(zhǎng)具有正向作用[44];國(guó)家間貿(mào)易會(huì)帶來(lái)環(huán)境成本轉(zhuǎn)移,開(kāi)放和環(huán)境有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[45],對(duì)外開(kāi)放對(duì)綠色增長(zhǎng)有負(fù)面作用,但是區(qū)域差異較大[46].鑒于此,在分析創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)對(duì)省際綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的影響時(shí),選擇如下控制變量:①固定資本,采用永續(xù)盤(pán)存法估算,并借鑒了張軍等[47]提出的計(jì)算方法,折舊率取9.6%,基期資本存量用1978年的固定資本形成總額除以10%,作為該省的初始資本存量;②人力資本,采用“各省6歲及以上人口平均受教育年限”計(jì)算,具體計(jì)算方法是:各省6歲及以上人口平均受教育年限=(文盲和半文盲人口數(shù)′1+小學(xué)總?cè)藬?shù)′5+初中總?cè)藬?shù)′8+高中總?cè)藬?shù)′11+大專(zhuān)及以上總?cè)藬?shù)×15)/6歲及以上總?cè)丝跀?shù).③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化,用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指數(shù)[48]表示;④對(duì)外貿(mào)易,用進(jìn)出口總額增長(zhǎng)率表示.

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2003～2016年中國(guó)大陸地區(qū)30個(gè)省市自治區(qū)的平衡面板數(shù)據(jù)作為樣本,因多數(shù)指標(biāo)數(shù)據(jù)不全,剔除西藏的樣本數(shù)據(jù).研究數(shù)據(jù)均來(lái)源于2004～ 2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[49]、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》[50]、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》[51]、《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》[52]、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》[53]、《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》[54].各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2.

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

1.4 計(jì)量模型選擇與建立

1.4.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn) Moran’反映的是空間鄰接或空間臨近的區(qū)域單元屬性值的相似程度,一般在[-1,1]范圍內(nèi)取值,以30個(gè)省份的綠色增長(zhǎng)水平綜合得分作為觀測(cè)值,分別計(jì)算2003～2016年的Moran’指數(shù)(圖1).不同年份的Moran’指數(shù)全部通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),表明中國(guó)各省綠色增長(zhǎng)水平具有顯著的空間自相關(guān)性.具體來(lái)看,各省綠色增長(zhǎng)水平的Moran’值由2003年的0.2237逐年攀升并于2012年達(dá)到極大值0.3724,之后波動(dòng)下調(diào)后繼續(xù)上升,說(shuō)明綠色增長(zhǎng)水平相似的省份的空間集中分布形態(tài)發(fā)生了改變.

圖1 2003～2016年中國(guó)綠色增長(zhǎng)水平的全局Moran’I指數(shù)變化

選取2003年、2016年的數(shù)據(jù)為樣本,利用Stata16軟件繪制局部Moran’s散點(diǎn)圖,如圖2所示.各省綠色增長(zhǎng)水平主要集中在第一象限(高-高聚集)、第三象限(低-低聚集),表明各省綠色增長(zhǎng)水平具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性.

數(shù)字分別代表:1-北京,2-天津,3-河北,4-山西,5-內(nèi)蒙古,6-遼寧,7-吉林,8-黑龍江,9-上海,10-江蘇,11-浙江,12-安徽,13-福建,14-江西,15-山東,16-河南,17-湖北,18-湖南,19-廣東,20-廣西,21-海南,22-重慶,23-四川,24-貴州,25-云南,26-陜西,27-甘肅,28-青海,29-寧夏,30-新疆

1.4.2 多重共線(xiàn)性檢驗(yàn) 計(jì)量回歸模型的經(jīng)典假設(shè)之一是變量間不存在多重共線(xiàn)性,違背該假設(shè)將會(huì)導(dǎo)致回歸的結(jié)果失真或出現(xiàn)較大的偏差.目前主要根據(jù)模型的VIF值判斷是否存在多重共線(xiàn)性,一般認(rèn)為VIF值大于10時(shí),則視為模型具有多重共線(xiàn)性.從表3可以看出,解釋變量和控制變量的VIF值顯著小于10,故它們之間不存在多重共線(xiàn)性.

表3 多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

1.4.3 模型形式檢驗(yàn)與選擇 由于因變量存在路徑依賴(lài)性,使得模型具有較強(qiáng)的內(nèi)生性問(wèn)題,因此本文采用Han—Philips提出的GMM方法估計(jì)空間面板模型.通過(guò)對(duì)比固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果,發(fā)現(xiàn)兩者不存在顯著差異,但固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性較高,因此,本文選擇固定效應(yīng)(FE)模型.由于GMM估計(jì)方法僅適用于空間面板自回歸模型(SAR模型)、空間面板杜賓模型,而Wald檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了“采用SAR模型”的原假設(shè),并且從模型對(duì)研究需求的適用性來(lái)看,空間面板杜賓模型適用于分析機(jī)構(gòu)、部門(mén)或地區(qū)之間的相互作用因所處的相對(duì)位置或環(huán)境不同而存在差異的情形,符合本文區(qū)域分析的目標(biāo),因此選擇空間面板杜賓模型.

1.4.4 空間計(jì)量模型構(gòu)建 本文運(yùn)用如下擴(kuò)展的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)分析創(chuàng)新對(duì)省域綠色增長(zhǎng)的影響:

式中:GG表示綠色增長(zhǎng)水平;A0表示初始的生產(chǎn)率水平;cap和hum分別表示資本存量和勞動(dòng)力投入; kn、tech、inst、cul分別表示知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新和文化創(chuàng)新.

空間杜賓模型同時(shí)考慮解釋變量、控制變量和被解釋變量的空間相關(guān)性,利用2003～2016年間各省GDP數(shù)據(jù)的平均值構(gòu)造經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重,建立固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型如下:

(=1,…,;=1,…,) (2)

式中:表示空間自相關(guān)系數(shù);代表空間權(quán)重矩陣.

2 結(jié)果與討論

2.1 實(shí)證結(jié)果

利用Stata 16.0測(cè)算得到全樣本空間杜賓模型回歸結(jié)果,如表4所示,該模型2=0.9686,表明多數(shù)解釋變量能夠較好地解釋綠色增長(zhǎng)水平.

從表4、表5可知,知識(shí)創(chuàng)新對(duì)應(yīng)的系數(shù)是0.000022,<0.01,表明知識(shí)創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平具有顯著的正向影響,假設(shè)H1得到證實(shí).如果知識(shí)創(chuàng)新提高1倍,則將推動(dòng)綠色增長(zhǎng)水平提高0.0022%.知識(shí)創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平具有正向的空間溢出效應(yīng),鄰近地區(qū)知識(shí)創(chuàng)新水平的提高對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生較為顯著的正向沖擊,大于本地區(qū)知識(shí)創(chuàng)新水平對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平的影響.這說(shuō)明知識(shí)創(chuàng)新在綠色增長(zhǎng)水平提升中的重要作用亟待重視,要支持高校和科研院所圍繞綠色增長(zhǎng)開(kāi)展前瞻性更強(qiáng)、更有價(jià)值的基礎(chǔ)理論和實(shí)踐應(yīng)用研究.

表4 空間面板杜賓模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注:***,<0.01;**,<0.05;*,<0.1,下同.

表5 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)檢驗(yàn)

技術(shù)創(chuàng)新對(duì)應(yīng)的系數(shù)是0.1592,<0.01,表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平具有顯著的正向影響,假設(shè)H2得到驗(yàn)證.如果技術(shù)創(chuàng)新提高1倍,則將推動(dòng)綠色增長(zhǎng)水平提高15.92%.然而,技術(shù)創(chuàng)新空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù),且不顯著,表明技術(shù)創(chuàng)新在省域之間的地理溢出效應(yīng)并不明顯.空間效應(yīng)分解結(jié)果表明,本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生了顯著的正向影響,但周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)本地綠色增長(zhǎng)水平的空間影響并不顯著,反映有利于綠色增長(zhǎng)的跨區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新合作機(jī)制尚不健全,技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)不明顯.

制度創(chuàng)新對(duì)應(yīng)的系數(shù)是0.007829,<0.01,表明制度創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平具有顯著的正向影響,假設(shè)H3得到驗(yàn)證.如果制度創(chuàng)新提高1倍,則將推動(dòng)綠色增長(zhǎng)水平提高0.78%.制度創(chuàng)新對(duì)區(qū)域綠色增長(zhǎng)水平的直接效應(yīng)表現(xiàn)出顯著為正,表明本地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度越大,越有利于保護(hù)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新主體的智力成果,特別是綠色生產(chǎn)、綠色消費(fèi)領(lǐng)域的創(chuàng)新成果受到有力保護(hù),將對(duì)本地區(qū)綠色增長(zhǎng)起到顯著的促進(jìn)作用[55].但是,制度創(chuàng)新的空間滯后項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù),產(chǎn)生了負(fù)空間溢出效應(yīng),制度創(chuàng)新對(duì)區(qū)域綠色增長(zhǎng)水平的間接效應(yīng)表現(xiàn)出顯著為負(fù),說(shuō)明鄰近地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的增加,阻礙了本地區(qū)知識(shí)的快速積累過(guò)程,反而降低本地區(qū)的綠色增長(zhǎng)水平.

文化創(chuàng)新對(duì)應(yīng)的系數(shù)是0.05009,>0.1,表明文化創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的影響盡管為正,但并不顯著,其空間溢出不明顯,直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也不顯著.實(shí)證結(jié)果與假設(shè)H4不相符.在當(dāng)前綠色發(fā)展背景下,生態(tài)文明建設(shè)的文化宣傳教育力度不斷加強(qiáng),但這種增強(qiáng)的文化創(chuàng)新的環(huán)境效益尚未得到充分證明.

固定資本對(duì)應(yīng)的系數(shù)是0.8734,<0.01,表明固定資本對(duì)綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生了顯著的正向影響.各地區(qū)綠色增長(zhǎng)仍以投資拉動(dòng)為主,本地區(qū)固定資本增加1倍,當(dāng)?shù)鼐G色增長(zhǎng)水平將提高87.34%.但固定資本的空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù),鄰近地區(qū)固定資本的增加阻礙了本地區(qū)綠色增長(zhǎng)水平的提升,可能是因?yàn)猷徑貐^(qū)環(huán)境投資和新興服務(wù)業(yè)投資增量不足,難以形成有效的投資溢出效應(yīng);其總效應(yīng)顯著為正,固定資本的增加對(duì)所有地區(qū)綠色增長(zhǎng)水平都具有正向影響.

人力資本對(duì)應(yīng)的系數(shù)是0.1462,<0.05,表明人力資本對(duì)綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生了顯著的正向影響.而且,人力資本對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的直接效應(yīng)顯著為正,說(shuō)明本地區(qū)人力資本的增加顯著提升了當(dāng)?shù)鼐G色增長(zhǎng)水平.但人力資本的空間溢出效應(yīng)并不顯著,其主要原因在于綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需的人力資本存量短期內(nèi)相對(duì)固定,一些省份人力資本數(shù)量增加的同時(shí),其他地區(qū)的人力資本數(shù)量必然減少,綠色增長(zhǎng)相關(guān)的新興行業(yè)發(fā)展缺乏足夠的人才支撐,地區(qū)之間的人才流動(dòng)機(jī)制尚不健全.

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的影響系數(shù)是1.1123,對(duì)應(yīng)的<0.01,效果顯著,且在這些因素中系數(shù)最大,這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)綠色增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向的顯著影響.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平越高,適應(yīng)綠色增長(zhǎng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理,地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局更加科學(xué),更有利于區(qū)域綠色增長(zhǎng)水平的提升.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的總效應(yīng)顯著為正,說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)所有地區(qū)綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生了顯著的正向影響.然而,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的空間溢出顯著為負(fù),鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)限制了本地綠色增長(zhǎng)水平的提升.其可能原因是特定區(qū)域結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中引發(fā)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移,一些西部省份在承接沿海地區(qū)轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)過(guò)程中,更多考慮GDP增加,忽略了對(duì)本地環(huán)境和生態(tài)承載力的考量,反而降低了本地綠色增長(zhǎng)水平,難以真正實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展.

對(duì)外貿(mào)易對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的影響系數(shù)是-0.105,<0.05,說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易對(duì)綠色增長(zhǎng)水平產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響.空間效應(yīng)分解結(jié)果表明,對(duì)外貿(mào)易對(duì)綠色增長(zhǎng)的直接效應(yīng)顯著為負(fù),本地對(duì)外貿(mào)易增加不利于綠色增長(zhǎng)水平的提升,而且對(duì)外貿(mào)易的空間溢出效應(yīng)也不顯著.這證實(shí)了“污染天堂”假說(shuō),國(guó)內(nèi)一些地區(qū)自然資源豐富、人力資源廉價(jià),為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng),加大對(duì)外開(kāi)放力度,吸引發(fā)達(dá)國(guó)家一些排污嚴(yán)重或?yàn)l臨淘汰的企業(yè)投資,導(dǎo)致國(guó)內(nèi)污染加重,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“綠色”程度明顯不足.

2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從2個(gè)層面對(duì)表4結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).第一個(gè)層面通過(guò)變更綠色增長(zhǎng)水平的評(píng)價(jià)方法:利用TOPSIS-灰色關(guān)聯(lián)分析來(lái)衡量綠色增長(zhǎng)水平[56],對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)我國(guó)綠色增長(zhǎng)水平的空間效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);另一個(gè)層面是將經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣變換為地理距離空間權(quán)重矩陣,分析空間計(jì)量模型的穩(wěn)健性.

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

根據(jù)表6結(jié)果,對(duì)于被解釋變量變更評(píng)價(jià)方法,回歸結(jié)果顯示,對(duì)外貿(mào)易的空間溢出在10%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn),其他變量基本上與表4回歸結(jié)果一致.對(duì)于變更空間權(quán)重矩陣,回歸結(jié)果與實(shí)證結(jié)果顯著性基本一致.因此,表4估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步得到印證.

2.3 政策建議

根據(jù)本文實(shí)證分析結(jié)果,提出如下政策建議:

一是注重區(qū)域綠色增長(zhǎng)導(dǎo)向的知識(shí)生產(chǎn)、知識(shí)積累和知識(shí)溢出.知識(shí)創(chuàng)新作為復(fù)雜勞動(dòng)的主要表現(xiàn)形態(tài),是推動(dòng)區(qū)域綠色增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?地方政府要著眼于本地區(qū)綠色發(fā)展中長(zhǎng)期規(guī)劃,加大綠色增長(zhǎng)專(zhuān)項(xiàng)課題和項(xiàng)目研究資助力度,集中優(yōu)勢(shì)資源開(kāi)展“碳達(dá)峰”“碳中和”、生態(tài)文明建設(shè)等重大專(zhuān)項(xiàng)課題研究、核心技術(shù)攻關(guān),支持出版一批綠色增長(zhǎng)研究系列重大理論成果,推動(dòng)自然科學(xué)與哲學(xué)社會(huì)科學(xué)多學(xué)科交叉、協(xié)調(diào)、融合發(fā)展,積極營(yíng)造有利于促進(jìn)區(qū)域綠色增長(zhǎng)知識(shí)生產(chǎn)和知識(shí)溢出的濃厚氛圍.

二是以協(xié)同推進(jìn)綠色發(fā)展為目標(biāo),重視發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新在驅(qū)動(dòng)區(qū)域綠色增長(zhǎng)中的關(guān)鍵作用.要建立健全省域綠色技術(shù)創(chuàng)新合作與成果共享機(jī)制,利用好各省優(yōu)勢(shì)條件、取長(zhǎng)補(bǔ)短,引導(dǎo)知識(shí)、技術(shù)跨地區(qū)流動(dòng)、溢出、擴(kuò)散,縮小不同區(qū)域間的創(chuàng)新效率差距,優(yōu)化科技創(chuàng)新資源配置,為促進(jìn)區(qū)域綠色增長(zhǎng)提供技術(shù)支撐.例如,解決城市群大氣污染、相鄰城市大氣污染、流域上下游水污染等跨區(qū)域跨流域環(huán)境保護(hù)和治理問(wèn)題,亟需打破行政區(qū)域邊界,組織產(chǎn)學(xué)研各方力量,堅(jiān)持成本共擔(dān)、利益共享、共同治理、共同保護(hù)原則,圍繞共性和關(guān)鍵性技術(shù)難題開(kāi)展跨省協(xié)同攻關(guān),建立聯(lián)防聯(lián)控機(jī)制,實(shí)現(xiàn)共享式綠色增長(zhǎng).

三是進(jìn)一步完善支撐省際綠色增長(zhǎng)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系.結(jié)合我國(guó)低碳經(jīng)濟(jì)、循環(huán)經(jīng)濟(jì)和環(huán)保新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展特點(diǎn),整合資源環(huán)境效益明顯的發(fā)明專(zhuān)利,建立有中國(guó)特色的專(zhuān)利制度和綠色專(zhuān)利分類(lèi)體系,設(shè)立綠色專(zhuān)利審查通道,縮短專(zhuān)利審查期,鼓勵(lì)企業(yè)申請(qǐng)綠色技術(shù)專(zhuān)利,建立完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)交易市場(chǎng),加速綠色創(chuàng)新研究成果的專(zhuān)利化;依法加大對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)侵權(quán)行為的懲治力度,有效阻遏各類(lèi)侵權(quán)行為;強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)中心、維權(quán)援助中心和快速維權(quán)中心等的建設(shè)和管理,充分發(fā)揮其舉報(bào)投訴和維權(quán)援助核心職能,滿(mǎn)足公眾多元的產(chǎn)權(quán)保護(hù)需求,為保障關(guān)鍵性綠色科技創(chuàng)新成果產(chǎn)權(quán)提供有效的法律保障.

四是加大綠色文化推廣和普及的力度.發(fā)揮教育、宣傳、科協(xié)等部門(mén)的協(xié)調(diào)聯(lián)絡(luò)作用,圍繞青少年、產(chǎn)業(yè)工人、老年人、領(lǐng)導(dǎo)干部和公務(wù)員等重點(diǎn)人群在新時(shí)代背景下的環(huán)保教育需求,依托電視、廣播、電影、互聯(lián)網(wǎng)等媒介,多維度、全方位開(kāi)展生態(tài)文明、節(jié)能低碳、綠色循環(huán)等綠色文化主題教育活動(dòng),提高全社會(huì)的生態(tài)環(huán)境保護(hù)意識(shí).要將綠色文化教育融入當(dāng)?shù)靥厣幕Y源,形成具有鮮明地方特色和民族特色的生態(tài)文化,依靠多樣、多元的文化提升綠色發(fā)展底蘊(yùn).

五是平衡創(chuàng)新資源投入,實(shí)現(xiàn)均衡發(fā)展.盡管西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)水平普遍低于東部、中部地區(qū),但其創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)的邊際效應(yīng)更大,增強(qiáng)這些地區(qū)的創(chuàng)新能力,可以更有效地促進(jìn)我國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).因此,平衡創(chuàng)新資源,加大對(duì)西部地區(qū)省份的固定資本、人力資本、科技資源投入,提高我國(guó)綠色增長(zhǎng)整體水平.特別是考慮到對(duì)外貿(mào)易對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的顯著負(fù)向影響,在我國(guó)擴(kuò)大開(kāi)放過(guò)程中,要尤其重視技術(shù)引進(jìn)、投資引導(dǎo)對(duì)區(qū)域生態(tài)環(huán)境和資源利用的影響,注意地區(qū)間的差異,不僅要限制國(guó)外污染產(chǎn)業(yè)向我國(guó)轉(zhuǎn)移,還要限制東部地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移,避免重復(fù)走“先污染后治理”的老路.

3 結(jié)論

3.1 我國(guó)各省綠色增長(zhǎng)水平具有顯著的正向空間自相關(guān).綠色增長(zhǎng)水平較高的省份,其周邊省份發(fā)展水平也較高;綠色增長(zhǎng)水平較低的省份,其周邊省份發(fā)展水平也較低.樣本考察期間,各省綠色增長(zhǎng)水平的Moran’值波動(dòng)上升.

3.2 創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)省域綠色增長(zhǎng)的空間效應(yīng)方面,知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新對(duì)于提升綠色增長(zhǎng)水平有顯著的正向推動(dòng)作用,政產(chǎn)學(xué)研各方的合作機(jī)制有利于經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)和區(qū)域綠色轉(zhuǎn)型.知識(shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)水平的直接效應(yīng)為2.35′10-5,間接效應(yīng)為3.75′10-5;技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)水平的直接效應(yīng)為0.1590,間接效應(yīng)不顯著;制度創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為0.00733,間接效應(yīng)為-0.01617;文化創(chuàng)新對(duì)綠色增長(zhǎng)水平的空間影響并不顯著.

3.3 固定資本投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化也能夠顯著改善區(qū)域綠色增長(zhǎng)水平.固定資本影響綠色增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為0.8613,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響綠色增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為1.0952.

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The spatial effect of innovation on provincial green growth in China.

CHEN Yong-zhi*, LIANG Wen-ming, LIN Ying-xing

(School of Economics and Management, Fuzhou University, Fuzhou 350108, China)., 2022,42(2)：971～981

In this paper, the global principal component analysis method was utilized to measure the green growth level of 30 provinces (excluding Tibet) in mainland China from 2003 to 2016, and a Spatial Panel Durbin Model was constructed to empirically investigate the spatial impact of knowledge innovation, technology innovation, institution innovation, and culture innovation on provincial green growth. It was showed that knowledge innovation had a significant positive spatial impact on the level of green growth, with a direct effect of 2.35′10-5and an indirect effect of 3.75′10-5. The local green growth level was significantly affected by the level of local technology innovation, with an influence coefficient of 0.1590, and was not significantly affected by the spatial level of technology innovation in the surrounding areas. Besides, it was significantly affected by the local institution innovation with an impact coefficient of 0.00733, whereas an impact coefficient of -0.01617 was for the surrounding areas’ institution innovation. Meanwhile, the spatial impact of culture innovation on green growth level was not significant. Therefore, it was recommended to focus on knowledge production, knowledge accumulation and knowledge spillover of the regional green growth-orientation, aiming at promoting the coordinated green development and developing the key role of technology innovation in green growth. It was also suggested to further perfect the intellectual property protection system supporting inter-provincial green growth, intensify the promotion and popularization of green culture. Meanwhile, more human capital should be devoted and industrial structure should be optimized, thus promoting high-level opening up.

green growth level；innovation-driven；global principal component analysis；spatial effect；spatial panel

X196

A

1000-6923(2022)02-0971-11

陳勇智(1982-),男,福建泉州人,副編審,福州大學(xué)博士研究生,研究方向?yàn)閰^(qū)域綠色發(fā)展、創(chuàng)新管理.發(fā)表論文15篇.

2021-07-11

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金資助項(xiàng)目(19YJC790001);國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(72073030)

* 責(zé)任作者, 副編審, andychen03@163.com