生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟發(fā)展

王麗娜

（鄭州經(jīng)貿(mào)學院，河南 鄭州 450007）

一、問題的提出

自2020 年9 月提出“雙碳”目標以來，中國建立“1+N”政策體系推動碳中和碳達峰落地實現(xiàn)，希冀加快綠色經(jīng)濟發(fā)展步伐。黨的二十大報告提出，“積極穩(wěn)妥推進碳達峰碳中和”“堅持綠色發(fā)展，推動人與自然和諧共生”，再次為建設生態(tài)文明、助力經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展發(fā)揮舉旗定向作用。作為一項長期性工程，綠色經(jīng)濟發(fā)展可解決生態(tài)環(huán)境污染問題，實現(xiàn)經(jīng)濟增長與生態(tài)文明協(xié)調(diào)發(fā)展。以綠色經(jīng)濟發(fā)展為目的，中國借助有為政府與有效市場積極作用，大力加強生態(tài)約束。借助多樣化生態(tài)約束策略，國家在原有生態(tài)環(huán)境關鍵約束性政策基礎上，注重降碳、減污、擴綠、增長協(xié)同發(fā)展[1]，推動粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式向綠色低碳轉型。了解生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的作用關系，不僅可推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、生產(chǎn)生活低碳綠色發(fā)展，還可助力經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新可實現(xiàn)創(chuàng)新鏈、資金流與供應鏈之間的協(xié)同聯(lián)動，通過構建“資源匯集、協(xié)同創(chuàng)新、多方共贏”的創(chuàng)新發(fā)展模式與區(qū)域政府生態(tài)約束機制形成合力，助力綠色經(jīng)濟發(fā)展。2021 年國家發(fā)改委等13 個部門發(fā)布《關于加快推動制造服務業(yè)高質量發(fā)展的意見》指出，“全產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新助力綠色發(fā)展”，這亦在戰(zhàn)略規(guī)劃視角上強調(diào)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與政府生態(tài)約束協(xié)同效應，對于綠色經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮關鍵作用?；诋a(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新視角，探究生態(tài)約束與綠色經(jīng)濟發(fā)展之間關系，不但契合中國經(jīng)濟低碳轉型、產(chǎn)業(yè)結構升級的內(nèi)在需求，更是經(jīng)濟高質量發(fā)展的題中之意。

已有文獻均是圍繞生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟發(fā)展三方面分別進行研究，結果呈現(xiàn)大多處于獨立狀態(tài)。就生態(tài)約束方面，學者主要圍繞生態(tài)約束與城市開發(fā)[2]、經(jīng)濟協(xié)調(diào)[3]之間關系進行多維探究。就產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新方面，大多圍繞產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與教育[4]、人力資本[5]關系進行淺議。就綠色經(jīng)濟發(fā)展方面，學術界從多元角度探討綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響因素。如魏麗莉、侯宇琦(2022)探討得出，數(shù)字經(jīng)濟對城市綠色發(fā)展具有明顯促進作用，且存在區(qū)域差異性[6]。孫華平等(2022)以2003—2018 年長三角城市群的面板數(shù)據(jù)為樣本，實證得出產(chǎn)業(yè)集聚對城市綠色經(jīng)濟呈現(xiàn)倒“U”型關系[7]。

從現(xiàn)有研究所衍生的間接關系不難看出，生態(tài)約束與經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新與環(huán)境、產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新與經(jīng)濟之間存在作用機制，這也證明生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟發(fā)展間可能存在影響關系?；诖耍恼逻x取2012—2021 年30 個省份面板數(shù)據(jù)，分析生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響。文章主要貢獻體現(xiàn)在：第一，將生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟發(fā)展置于統(tǒng)一框架，展開三者關系判別，彌補現(xiàn)有研究空白。第二，區(qū)別已有文獻，利用綜合評價指標體系全面測度綠色經(jīng)濟發(fā)展水平，旨在避免單一指標衡量方式對回歸結果的影響，同時豐富綠色經(jīng)濟相關領域的研究。

二、理論機制與研究假設

1.生態(tài)約束與綠色經(jīng)濟發(fā)展

在經(jīng)濟新常態(tài)下，生態(tài)約束成為影響綠色經(jīng)濟發(fā)展的重要因素[8]。但結合生態(tài)約束特征，其對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響具有階段性。一方面，自改革開放以來，中國依靠資源驅動實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展，逐漸加入經(jīng)濟大國行列。但早期以高能耗與高排放產(chǎn)業(yè)為主的發(fā)展模式，對生態(tài)環(huán)境破壞較大，環(huán)境問題逐漸凸顯，難以實現(xiàn)經(jīng)濟增長與生態(tài)環(huán)境保護協(xié)同發(fā)展。為解決“環(huán)境換增長”發(fā)展模式帶來的問題，加速綠色經(jīng)濟發(fā)展步伐，政府部門開始致力于保障生態(tài)系統(tǒng)安全，實施生態(tài)約束策略。但此做法對當下綠色經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了一定的負面影響，諸如正式環(huán)境規(guī)制與非正式環(huán)境規(guī)制均會引起“清潔”生產(chǎn)要素價格大幅上漲，提升企業(yè)環(huán)境治理成本，壓縮利潤空間，抑制企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動的積極性，不利于綠色經(jīng)濟發(fā)展。只有當生態(tài)約束強度越過某一門檻值后，各類生態(tài)約束政策才能促使被管制企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)工藝、技術水平以及管理模式，擺脫環(huán)境治理費用的約束[9]，進而促進綠色經(jīng)濟發(fā)展。另一方面，在中國經(jīng)濟轉型時期，政府實施生態(tài)約束機制不僅契合“雙碳”發(fā)展戰(zhàn)略，也利于企業(yè)治污成本內(nèi)部化處理，引導企業(yè)開展綠色技術創(chuàng)新。此階段下，生態(tài)約束依托于集約化生產(chǎn)，推動流通業(yè)、金融業(yè)等行業(yè)漸趨綠色化發(fā)展，加快產(chǎn)業(yè)結構向綠色化與高級化轉型[10]，助力綠色經(jīng)濟發(fā)展。但當?shù)胤秸鷳B(tài)約束超過臨界值之后，政府實施生態(tài)約束政策可能對于各行業(yè)生產(chǎn)形成擠出效應，導致產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)成本快速上升、利潤下降。這促使企業(yè)不得不采取粗放式生產(chǎn)模式參與市場競爭，加大碳排放量，進而對綠色經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用[11]。據(jù)此，提出如下假設：

假設H1a：生態(tài)約束有利于促進綠色經(jīng)濟發(fā)展；

假設H1b：隨著生態(tài)約束增強，生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生倒“N”型非線性影響。

2.生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟發(fā)展

面向統(tǒng)一要素市場構建，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新能夠推動各產(chǎn)業(yè)資源共享、技術協(xié)同共創(chuàng)，契合政府生態(tài)約束政策目標。一方面，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新助力技術創(chuàng)新不斷深化，推動綠色材料、新能源技術等交叉與融合，加大環(huán)保領域投入力度，以緩解生態(tài)約束。另一方面，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新衍生較大經(jīng)濟效益。此階段，企業(yè)為追求利益最大化，可能會通過降低環(huán)保支出行為，弱化生態(tài)約束政策實施效果[12]?？梢姡瑥牟煌l(fā)展情況來看，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新某種程度上會影響生態(tài)約束實施效果。

在區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平較低時，地方政府為提升區(qū)域產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展水平，往往會實施寬松的生態(tài)約束策略，吸引高耗能企業(yè)和外商投資。同時，地方政府為取得更好的經(jīng)濟效益，會實施生態(tài)約束規(guī)制標準“趨劣競爭”，繼而導致生態(tài)環(huán)境破壞，不利于綠色經(jīng)濟高質量發(fā)展。隨著產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平不斷提升，各地區(qū)科創(chuàng)水平與經(jīng)濟發(fā)展取得一定成效，開始重視生態(tài)保護與經(jīng)濟增長協(xié)同發(fā)展，逐步產(chǎn)生以綠色可持續(xù)發(fā)展為主的“逐頂競爭”。此時，地方政府會基于區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展特點與資源稟賦，增加財政在生態(tài)約束方面的支出?；谌缟戏治?，提出如下假設：

假設H2a：產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新影響生態(tài)約束的政策效果；

假設H2b：產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對生態(tài)約束的效果存在門檻效應。

三、研究設計

1.計量模型設定

結合上文理論分析，構建如下計量模型：

上述公式中，i 為省份(i=1，2，3，…，30)，t 為年份。GGDP為綠色經(jīng)濟發(fā)展水平；ECC 為生態(tài)約束；SYN 為產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新；X 為結合已有文獻選取的控制變量，主要包括財政支出規(guī)模(FISCAL)、產(chǎn)業(yè)結構(STRU)、對外開放水平(OPEN)、人力資本水平(HR)、信息化水平(INTER)；ε 為誤差項；ln 表示取自然對數(shù)；α0為常數(shù)項；β、δ 為待估計系數(shù)。

另外，現(xiàn)有研究中關于產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新作用尚未達成一致，說明產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對“生態(tài)約束—綠色經(jīng)濟發(fā)展”的影響極有可能存在非線性關系。為全面系統(tǒng)了解生態(tài)約束、產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟發(fā)展之間的具體作用機制，展開門檻檢驗。進一步以產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新作為門檻變量，借鑒Hansen 等(1999)[13]的研究思路進行分析，具體方法如下：

上式中，rn表示門檻值；I(·)為表示性函數(shù)，若括號內(nèi)的表達式為正，則說明I(·)=1，反之說明I(·)=0。

2.估計方法

上文設立模型可能會存在以下兩種內(nèi)生性問題：一是生態(tài)約束與綠色經(jīng)濟發(fā)展之間因逆向因果關系引發(fā)的內(nèi)生性問題。為推動綠色經(jīng)濟發(fā)展，地方政府會增加生態(tài)環(huán)保力度，倒逼區(qū)域內(nèi)企業(yè)使用清潔生產(chǎn)技術，降低碳排放量，賦能綠色經(jīng)濟發(fā)展。而綠色經(jīng)濟取得一定成效后，地方政府會繼續(xù)加大在生態(tài)治理方面投入力度，增加財政在環(huán)保領域的支出，進而作用于生態(tài)約束。二是根據(jù)實際情況，在回歸過程中難以將影響綠色經(jīng)濟發(fā)展的所有因素全部列出，極有可能引發(fā)內(nèi)生性問題。因此，為克服可能存在的內(nèi)生性問題，本研究利用系統(tǒng)廣義矩進行實證分析。這主要是由于系統(tǒng)廣義矩能夠處理解釋變量內(nèi)生性問題，可提升回歸結果準確性。

3.變量說明

（1） 綠色經(jīng)濟發(fā)展(GGDP)

已有關于綠色經(jīng)濟發(fā)展的研究，大多利用綠色全要素生產(chǎn)率、增加值等單一指標衡量。單一指標在合理性與可行性方面存在局限性，因此借鑒楊劬等(2022)[14]的研究思路，從社會發(fā)展、經(jīng)濟效率、創(chuàng)新驅動、生態(tài)建設、政策支持5 個維度構建綠色經(jīng)濟發(fā)展水平的指標評價體系，結果如表1 所示。

表1 綠色經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指標體系

進一步利用TOPSIS 熵權法獲得綠色經(jīng)濟發(fā)展水平，旨在反映目前中國綠色經(jīng)濟發(fā)展的客觀情況。

首先，對指標進行標準化處理，消除指標之間存在的矛盾性。

上述公式中，Xij(i=1，2，…，m)為單項指標對應的原始數(shù)值，max(Xij)、min(Xij)表示i 時期j 指標對應最大值與最小值，Zij為標準化處理后的數(shù)值。

其次，計算j 指標特征值比重(Yij)，并計算對應的熵值(Ej)：

最后，根據(jù)各指標對應的熵值計算出其差異系數(shù)dj，方法如下所示：

基于此，對各差異系數(shù)進行歸一化處理，旨在獲得各指標權重值(Wij)，利用加權求和法獲得各省份在研究期間的綠色經(jīng)濟發(fā)展綜合評價值(U)：

（2） 生態(tài)約束(ECC)

目前，學術界對于生態(tài)約束尚未達成統(tǒng)一衡量指標。已有研究大多基于生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)支持力與外在發(fā)展?jié)摿?、綜合指標法等多重視角測度生態(tài)約束。其中，綜合指標法能夠克服單一指標衡量存在的內(nèi)生性問題，因此，文章借鑒肖義等(2018)[15]的研究成果，構建生態(tài)約束綜合評價指標體系，如表2 所示。在指標確定基礎上，利用TOPSIS 熵權法測得生態(tài)約束水平。

表2 生態(tài)約束綜合評價指標體系

（3） 產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新(SYN)

文章根據(jù)科學性、全面性、代表性與系統(tǒng)性原則，從創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新成果、區(qū)域協(xié)同、主體協(xié)同5 個維度建立產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新的評價指標體系，如表3 所示。最后，以協(xié)同理論為基礎，將區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新程度作為一個復合系統(tǒng)，進一步利用該復合系統(tǒng)協(xié)同度模型測算各省份產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平。

表3 產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新綜合評價指標體系

（4） 控制變量

結合已有研究[16，17]，選取以下變量作為控制變量進行研究：財政支出規(guī)模(FISCAL)，采用財政支出占GDP 的比重衡量；產(chǎn)業(yè)結構(STRU)，利用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比值表征；對外開放(OPEN)，采用外商實際投資表征，并統(tǒng)一將各省份當年外商實際投資金額乘以當年人民幣兌美元的平均匯率進行換算；人力資本(HR)，采用省份每萬人高校學生數(shù)進行衡量；信息化水平(INTER)，利用省份互聯(lián)網(wǎng)接入數(shù)量表征。

4.數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)主要來自于歷年《中國人口統(tǒng)計年鑒》 《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》 《中國統(tǒng)計年鑒》 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》 《中國環(huán)境年鑒》?；谘芯繕颖究茖W性原則，利用居民消費指數(shù)對所有貨幣量以2012 年為基期，進行平減處理。同時，為減少變量量綱對檢驗結果的影響，選取2012—2021 年30 個省份（西藏和港澳臺地區(qū)除外） 面板數(shù)據(jù)進行標準化處理。

四、計量結果與分析

1.基準回歸分析

表4 為生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的基礎模型回歸結果。為保證回歸結果具有穩(wěn)健性，增加AR 和Sargan 進行檢驗。由結果可知，AR 檢驗殘差一階自相關和二階自相關AR(1)、AR(2)結果，均拒絕殘差項自相關的原假設，且Sargan 檢驗結果也說明系統(tǒng)廣義矩中的全部控制變量不存在過度識別問題，說明設定模型具有合理性。

表4 基準回歸結果

觀察表4 可知，全樣本下列(1)回歸結果中，生態(tài)約束一次項、二次項、三次項對應的回歸系數(shù)分別為-0.145、0.156、-0.135，且依次通過1%、10%以及5%顯著性水平檢驗，說明生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展具有顯著倒“N”型非線性影響。為驗證產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對生態(tài)約束綠色經(jīng)濟發(fā)展效應影響，列(2)在列(1)基礎上增加生態(tài)約束與產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新交互項(lnECCi，t×lnSYNi，t)。結果表明，生態(tài)約束與產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新交互項回歸系數(shù)是-0.118，且通過1%顯著性檢驗，說明當前絕大多數(shù)省份的產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平不利于生態(tài)約束發(fā)揮對綠色經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，反而會產(chǎn)生明顯的負向調(diào)節(jié)作用。究其原因可能是，當前中國產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平較低，難以激活資源環(huán)境的積極作用，繼而使生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響較小。

根據(jù)中國“七五”計劃中關于經(jīng)濟區(qū)的劃分辦法，將全國樣本分為東部、中部與西部地區(qū)進行研究，以深入探究三者間關系是否會受到區(qū)域異質性的影響。由表4 中列(3)～列(8)顯示，東部、中部、西部地區(qū)只有生態(tài)約束估計系數(shù)大小發(fā)生改變，而顯著性與符號并未發(fā)生變化，證明基準回歸結果具有穩(wěn)健性。生態(tài)約束與產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新交互項回歸系數(shù)僅東部地區(qū)通過顯著性檢驗。說明東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平能夠激發(fā)生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，而中部與西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新未能激發(fā)生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的積極作用。尤其是在生態(tài)環(huán)境污染跨區(qū)域擴散已成為關注重點，這某種程度上也說明產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對生態(tài)約束效果影響存在明顯區(qū)域差異。

控制變量中，信息化水平對綠色經(jīng)濟發(fā)展具有顯著正向影響，說明信息化水平有利于綠色經(jīng)濟發(fā)展。對外開放水平與人力資本的回歸系數(shù)為正，但并未通過顯著性檢驗，說明二者對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。究其緣由，區(qū)域間外商直接投資存在差異，如江浙滬等區(qū)域具有較強外商吸引能力，而內(nèi)蒙古、甘肅等區(qū)域與其差異較大，由此使得對外開放水平在全國層面的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗。人力資本回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗的原因可能是，大量勞動力鎖定于產(chǎn)業(yè)鏈低端，導致綠色生產(chǎn)技術傳播渠道受阻，未能顯著促進綠色經(jīng)濟發(fā)展。財政支出規(guī)模的回歸系數(shù)同樣未通過顯著性檢驗，說明財政支出規(guī)模對綠色經(jīng)濟發(fā)展并未產(chǎn)生顯著影響。產(chǎn)業(yè)結構回歸系數(shù)為負，說明工業(yè)高產(chǎn)值是降低綠色經(jīng)濟發(fā)展水平的重要因素之一。因此，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、助力產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化是推動綠色經(jīng)濟發(fā)展的關鍵舉措。

2.門檻效應分析

為研究產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對生態(tài)約束效果的動態(tài)影響，確定中國不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新影響生態(tài)約束與綠色經(jīng)濟發(fā)展關系的最優(yōu)作用區(qū)間，將產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新作為門檻變量進行門檻效應分析。

表5 結果顯示，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新通過單門檻與雙門檻顯著性檢驗，并未通過三門檻檢驗。雙門檻估計值為10.658，分別通過1%、5%顯著性檢驗。在此基礎上，根據(jù)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平將全樣本進行內(nèi)生分組，分別為強度協(xié)同創(chuàng)新、中度協(xié)同創(chuàng)新與弱度協(xié)同創(chuàng)新，結果如表6 所示。

表5 產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新門檻效應自抽樣檢驗結果

表6 樣本分組結果

為深入了解產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新不同門檻區(qū)間內(nèi)，生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響是否存在異質性，開展門檻回歸檢驗，結果如表7 所示。

表7 門檻檢驗回歸結果

由表7 可知，當產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平小于9.965 時，生態(tài)約束的回歸系數(shù)為0.122，并通過1%顯著性檢驗。這說明在產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平較低時，生態(tài)約束能夠對綠色經(jīng)濟發(fā)展起到顯著的正向影響。結合表6 可知，內(nèi)蒙古、云南、新疆等省份的產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同水平小于9.965。產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平較低時，各地方政府之間并不存在競爭關系，更多是為實現(xiàn)綠色創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動進行合作。且地方政府為實現(xiàn)區(qū)域間綠色創(chuàng)新要素高效自主流動，會協(xié)同制定生態(tài)約束策略，推動經(jīng)濟向綠色低碳領域轉型，賦能綠色經(jīng)濟發(fā)展。此階段，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新在生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟影響中發(fā)揮著促進作用。與此同時，隨著區(qū)域內(nèi)生態(tài)環(huán)境問題日漸改善，地方政府為助力產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同發(fā)展，會制定技術研發(fā)、人才引進等多項政策，實現(xiàn)創(chuàng)新要素在區(qū)域內(nèi)集聚與高效應用，以匹配生態(tài)約束政策體系，更深層次推動綠色經(jīng)濟發(fā)展。

當產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平提升到[9.965，10.658]之間，生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。其中，安徽、重慶、黑龍江等省份位于此區(qū)間，這說明隨著產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平不斷提升，創(chuàng)新驅動已經(jīng)成為經(jīng)濟發(fā)展的主要引擎。這一階段，地方政府更加重視生態(tài)文明建設與經(jīng)濟增長協(xié)同發(fā)展，實施嚴格的生態(tài)約束策略。這迫使企業(yè)資源與環(huán)境成本呈上升趨勢，擠壓企業(yè)投資綠色創(chuàng)新的成本。更有甚者在嚴格的生態(tài)約束下，部分企業(yè)利潤空間減少進而退出市場，抑制了區(qū)域綠色經(jīng)濟發(fā)展。

當產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平大于10.658 時，生態(tài)約束回歸系數(shù)為正，但并未通過顯著性檢驗?？赡茉蚴牵瑑H有廣東、上海、北京、天津處于此階段。較小的觀測樣本無法有效獲得精準的回歸結果。結合發(fā)達國家的經(jīng)驗可以發(fā)現(xiàn)，較高的產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平有效契合生態(tài)約束政策，進而助力綠色經(jīng)濟發(fā)展。當經(jīng)濟步入高質量發(fā)展階段，地方政府會致力于調(diào)整與完善政績考核評價機制。這一時期，較強產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平可充分激發(fā)生態(tài)約束的“創(chuàng)新補償”效應，提升綠色技術創(chuàng)新水平，助力綠色經(jīng)濟發(fā)展。

3.穩(wěn)定性檢驗

（1） 內(nèi)生性處理

為克服內(nèi)生性問題對回歸結果造成的偏誤，將生態(tài)約束滯后一期作為工具變量，利用兩階段最小二乘法進行回歸分析（限于篇幅，結果未列出）。

根據(jù)回歸結果可知，生態(tài)約束滯后項的回歸系數(shù)顯著為負，通過1%顯著性檢驗，且F 值大于10，說明選取工具變量不存在弱工具變量問題。進一步觀察回歸結果可知，生態(tài)約束一次項、二次項與三次項回歸系數(shù)大小和顯著性均與基準回歸結果保持一致，這說明前文的基準回歸結果具有較強穩(wěn)健性。

（2） 替換被解釋變量

為進一步驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性，文章借鑒郭然、梁艷(2022)[18]的研究思路，利用綠色全要素生產(chǎn)率作為綠色經(jīng)濟發(fā)展的代理指標，對基礎回歸模型再次進行實證分析（限于篇幅，結果未列出）。

由回歸結果可知，利用綠色全要素生產(chǎn)率作為綠色經(jīng)濟發(fā)展的衡量指標時，生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展依然具有先促進后抑制的倒“N”型影響，這也說明生態(tài)約束能夠促使經(jīng)濟發(fā)展由能源消耗轉變?yōu)榫G色低碳發(fā)展。同時，目前中國大部分省份產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新對生態(tài)約束綠色經(jīng)濟發(fā)展效應具有顯著促進作用，再次證明回歸結果具有穩(wěn)健性。

五、結論與啟示

基于產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新視角，選取2012—2021 年中國30 個省級面板數(shù)據(jù)，實證分析生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響。得出以下結論：生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響呈倒“N”型曲線關系，生態(tài)約束存在一個“倒逼”綠色經(jīng)濟發(fā)展的最優(yōu)強度區(qū)間，而產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新是影響二者關系的重要因素。為進一步驗證產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新在生態(tài)約束影響綠色經(jīng)濟發(fā)展中的作用，以產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新作為門檻變量進行門檻效應檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平跨過第一門檻值時，生態(tài)約束能夠助力綠色經(jīng)濟發(fā)展；在產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平位于第一門檻值和第二門檻值之間時，生態(tài)約束難以促進綠色經(jīng)濟發(fā)展；在產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新越過第二門檻值后，生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。

基于以上結論，提出以下啟示：

第一，逐步調(diào)整生態(tài)約束策略，激發(fā)“補償效應”。在自然資源與生態(tài)環(huán)境雙重約束下，中國長期存在的“資源紅利”與“人口紅利”逐漸消失，亟須通過科學合理的生態(tài)約束策略倒逼綠色技術創(chuàng)新，逐步改變原有依賴能源的經(jīng)濟發(fā)展模式。因此，各地區(qū)應根據(jù)自身資源稟賦，逐步調(diào)整生態(tài)約束策略，激發(fā)生態(tài)約束“補償效應”。對于經(jīng)濟較為發(fā)達的東部沿海地區(qū)，地方政府可設定較為嚴格的標準，通過約束有效推動經(jīng)濟增長與資源消耗、環(huán)境污染相脫鉤。如可在城市發(fā)展中設立生態(tài)紅線體系，并將其作為綠色經(jīng)濟發(fā)展的硬約束，旨在有效激發(fā)生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟發(fā)展的“補償效應”。對于經(jīng)濟發(fā)展較為薄弱的中西部地區(qū)，可在區(qū)域內(nèi)資源環(huán)境承載力約束下，將經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染、資源消耗的下限設定為相對寬松的區(qū)間，以通過對資源環(huán)境的非破壞性開發(fā)與合理利用，助力綠色經(jīng)濟發(fā)展。

第二，聯(lián)合實施創(chuàng)新與生態(tài)約束激勵機制，賦能綠色經(jīng)濟發(fā)展。對于綠色經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，地方政府應借助科學合理的生態(tài)約束政策，轉變生產(chǎn)方式，實現(xiàn)生態(tài)建設與經(jīng)濟增長協(xié)同發(fā)展。在具體實施過程中，地方政府應增加財政在科技領域的支出，引導企業(yè)增加綠色創(chuàng)新投入力度，提升區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新在生態(tài)約束影響綠色經(jīng)濟發(fā)展中的助力作用。與此同時，地方政府還應實施相應的稅收優(yōu)惠政策，并下放審批權限、縮短審批時間與規(guī)范審批流程，提升產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新水平，有效發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新在生態(tài)約束影響綠色發(fā)展中的積極作用。

第三，設定多元政策工具，帶動綠色經(jīng)濟發(fā)展。近幾年，中國致力于利用生態(tài)約束策略實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。但在具體實施過程中，生態(tài)約束政策存在動態(tài)性與長期性的特點，其對綠色經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)性也逐漸凸顯。因此，地方政府在實施生態(tài)約束的同時，需根據(jù)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦以及各產(chǎn)業(yè)制定多元的政策組合，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新與生態(tài)約束對綠色經(jīng)濟的助力作用。一方面，制定合理的環(huán)保稅收標準，引導企業(yè)積極履行環(huán)保責任。地方政府可通過綠色補貼、稅收返回等方式，降低企業(yè)環(huán)境投入成本，以寬松的稅收政策助力經(jīng)濟綠色發(fā)展。另一方面，完善市場化生態(tài)補償治理，激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新積極性。地方政府可從改善補償方式入手，將輸血式補償轉變?yōu)樵煅窖a償，利用產(chǎn)業(yè)補償、項目補償?shù)确绞街^(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新，提升區(qū)域綠色技術創(chuàng)新水平，最終助力經(jīng)濟綠色發(fā)展。