空間視角下綠色技術(shù)創(chuàng)新動力解構(gòu)：政策推進與市場拉動

劉云強，邵小彧，劉 莎，冉瑞平，2

(1.四川農(nóng)業(yè)大學 管理學院；2.四川省農(nóng)村發(fā)展研究中心，四川 成都 611130)

0 引言

在過去幾十年，中國經(jīng)濟保持中高速增長。隨著工業(yè)化進程的不斷加快，資源環(huán)境問題日益凸顯，對社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成嚴重威脅。雖然政府不斷強調(diào)環(huán)境保護，但節(jié)能減排政策不可避免地放緩了地方經(jīng)濟發(fā)展速度，使地方政府陷入進退兩難的窘境?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》指出，要堅持生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展，構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系，實施綠色技術(shù)攻關(guān)行動。綠色技術(shù)創(chuàng)新已成為解決我國經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護不協(xié)調(diào)問題的主要動力，是推動生態(tài)文明建設(shè)、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。

綠色技術(shù)的特點主要體現(xiàn)在兩個方面：一是具有雙重外部性特征，綠色技術(shù)創(chuàng)新除產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)外，還能夠降低環(huán)境成本；二是綠色技術(shù)供給和市場需求不足，主體權(quán)責不一致導(dǎo)致綠色技術(shù)供給和需求不均衡。綠色技術(shù)供給企業(yè)成本收益不匹配，公眾綠色消費意識轉(zhuǎn)化為有效需求的比例低，難以形成綠色技術(shù)創(chuàng)新合力。加大企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入，離不開政府政策的推動作用及市場的拉動作用。環(huán)境和市場作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的兩大外部驅(qū)動因素，影響區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。此外，綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠產(chǎn)生擴散溢出效應(yīng)。傳統(tǒng)空間不相關(guān)性和均質(zhì)性計量分析法有可能出現(xiàn)區(qū)域分析誤差，從而導(dǎo)致結(jié)果不穩(wěn)定。因此，本研究從空間視角出發(fā)，研究政策和市場兩大驅(qū)動因素對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，可為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升和協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考依據(jù)。

1 文獻回顧

Braun & Wield[1]最早提出綠色技術(shù)的概念，將其定義為“減少環(huán)境污染以及原材料和能源使用的技術(shù)、工藝或產(chǎn)品的總稱”，綠色創(chuàng)新又可稱作生態(tài)創(chuàng)新、環(huán)境創(chuàng)新和可持續(xù)創(chuàng)新。學者主要從內(nèi)外部驅(qū)動因素兩個方面考察綠色技術(shù)創(chuàng)新。Horbach等[2]認為，生態(tài)創(chuàng)新驅(qū)動因素包括企業(yè)特定技術(shù)、市場和監(jiān)管；楊東和柴慧敏[3]基于制度理論、市場理論及自然資源觀點，認為制度壓力(環(huán)境規(guī)制)和制度支持(管理部門為企業(yè)提供政策、資金和信息等)、市場環(huán)境及企業(yè)內(nèi)部因素(綠色導(dǎo)向、綠色技術(shù)能力)構(gòu)成綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動因素；汪明月等[4]認為，隨著資源環(huán)境問題日益凸顯，企業(yè)面臨的內(nèi)外部環(huán)境發(fā)生較大改變，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動力也受到較為深刻的影響。其中，影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)部驅(qū)動因素包括經(jīng)濟利益最大化、企業(yè)社會認知及企業(yè)形象塑造，外部驅(qū)動力因素包括科技進步、政策驅(qū)動、市場競爭及市場需求。綜上所述，企業(yè)技術(shù)能力是影響綠色技術(shù)創(chuàng)新能力的直接因素，政策推動和市場導(dǎo)向是影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的外部因素，而企業(yè)利益最大化、社會責任和企業(yè)形象則是內(nèi)部影響因素。本研究重點考察區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新行為，從政策和市場兩大外部驅(qū)動因素視角進行研究。

(1)環(huán)境政策與技術(shù)創(chuàng)新。新古典經(jīng)濟學理論認為，環(huán)境規(guī)制使得企業(yè)生產(chǎn)成本提高，由此產(chǎn)生的資源擠占效應(yīng)導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新效率下降[5]；而Porter[6]指出，環(huán)境規(guī)制能夠倒逼企業(yè)主動進行技術(shù)革新，從而降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，進而獲取競爭優(yōu)勢。他還指出，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新具有正、負兩方面的影響，遵循成本效應(yīng)往往在當期產(chǎn)生，而創(chuàng)新補償效應(yīng)則存在一定時滯性，需要長期方能顯現(xiàn)。因此，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新在時間和強度上呈U型關(guān)系[7]。此外，部分學者從環(huán)境規(guī)制工具異質(zhì)性[8]、行業(yè)異質(zhì)性[9]、地區(qū)異質(zhì)性[9]等方面研究環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，并以碳排放交易、排污權(quán)交易、低碳城市試點等具體環(huán)境規(guī)制政策為準自然實驗，實證檢驗環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響[10-11]。

(2)市場因素對技術(shù)創(chuàng)新的影響。以熊彼特為代表的現(xiàn)代創(chuàng)新理論指出，需求因素(市場拉動)對技術(shù)創(chuàng)新具有促進作用[12]。Pavitt[13]研究發(fā)現(xiàn)，用戶需求能夠推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新, 且主要在產(chǎn)品擴散階段發(fā)揮作用；Rennings[14]將綠色技術(shù)創(chuàng)新劃分為綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色過程創(chuàng)新兩種，發(fā)現(xiàn)顧客需求和市場競爭等市場因素能夠有效推動綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。此外，綠色產(chǎn)品能夠使消費者產(chǎn)生強烈的消費需求，從而構(gòu)成企業(yè)實施綠色創(chuàng)新的動機[15]。國內(nèi)研究表明，區(qū)域外部潛在市場需求對創(chuàng)新發(fā)展及知識溢出具有重要影響(張戰(zhàn)仁等，2013)；市場導(dǎo)向?qū)G色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新具有顯著正向影響，且對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的影響作用更顯著[16]。

綜上所述，綠色技術(shù)創(chuàng)新問題引起政府、學界乃至公眾的廣泛關(guān)注，現(xiàn)有文獻圍繞相關(guān)議題開展了一些探索性研究。從研究內(nèi)容看，對綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動因素的研究多集中在企業(yè)層面，針對區(qū)域?qū)用娴难芯枯^少，且主要圍繞環(huán)境政策對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響展開，針對市場拉動作用的研究較少。從研究方法看，多數(shù)研究基于計量分析法考察區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)影響因素，由于綠色技術(shù)存在雙重外部性特征，因此綠色技術(shù)創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)成為影響區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要因素。因此，本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，綜合考慮政策推進作用和市場拉動作用，實證檢驗環(huán)境政策和市場因素及其空間溢出效應(yīng)對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。本文主要貢獻如下：第一，從政策推進和市場拉動兩個方面對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動因素進行研究，并考慮空間溢出效應(yīng)。第二，不同于以往單一指標，采用熵值法選取綜合指標對綠色市場因素進行系統(tǒng)評價，以更具體、準確地揭示市場與綠色創(chuàng)新的關(guān)系。第三，對不同區(qū)域、不同時間段進行異質(zhì)性分析，并對環(huán)境政策、市場因素影響區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機理進行檢驗，為推動區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新提供政策啟示。

2 理論推導(dǎo)與研究假設(shè)

本文假設(shè)市場綠色產(chǎn)品需求量為d，價格為p，產(chǎn)品銷量等于需求量，則總收益為dp；綠色技術(shù)創(chuàng)新水平為α，污染物排放量與綠色技術(shù)創(chuàng)新水平和產(chǎn)品產(chǎn)量有關(guān)，用如下函數(shù)表示：e(α,d)(e'(α)<0,e'(d)>0)，單位污染物環(huán)境成本(排污費、環(huán)境污染治理投資等)為k，環(huán)境成本總額為ke(α,d)；綠色技術(shù)創(chuàng)新成本用如下函數(shù)表示：I(α)(I'(α)>0)。綠色技術(shù)創(chuàng)新利潤可表示為：

π=TR-TC=dp-ke(α,d)-I(α)

(1)

對式(1)求導(dǎo)并令其為0，可得：

(2)

假設(shè)區(qū)域i進行綠色技術(shù)升級后綠色技術(shù)創(chuàng)新水平增加αi1。若進行綠色技術(shù)創(chuàng)新利潤會增加，則區(qū)域就會選擇技術(shù)升級。

區(qū)域i原利潤為：

πi0=dip-kiei0(di)

(3)

進行綠色技術(shù)升級后利潤為：

πi1=dip-kiei1(αi1,di)-I(αi1)

(4)

利潤變化為：

Δπi=ki(ei0(di)-ei1(αi1,di))-I(αi1)

(5)

若Δπi≥0，則表示區(qū)域會選擇綠色技術(shù)創(chuàng)新,即綠色技術(shù)升級所節(jié)約的環(huán)境成本大于等于綠色技術(shù)升級所需要投入的成本。

對式(5)求ki的偏導(dǎo)可得：

(6)

令式(6)為0，可得：

(7)

結(jié)合式(2)，當

H1：環(huán)境政策與綠色技術(shù)創(chuàng)新存在U型關(guān)系，即在初期低水平條件下，環(huán)境規(guī)制政策強度增加會導(dǎo)致綠色創(chuàng)新水平下降，但當環(huán)境規(guī)制達到特定水平后，環(huán)境規(guī)制政策強度增加反而會促進綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

受區(qū)域集聚擴散效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)的影響，區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新不僅受本地因素的驅(qū)動，還受鄰近地區(qū)相關(guān)因素的影響。本地區(qū)環(huán)境政策會對鄰地產(chǎn)生示范效應(yīng)，即kj→ki，且kj

區(qū)域i相鄰區(qū)域j的利潤變化公式為：

Δπj=kj(ej0(dj)-ej1(αj1,dj))-I(αj1)

(8)

對式(8)求ki的偏導(dǎo)并令其為0可得：

(9)

H2：環(huán)境政策對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新具有空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策強度增加會促進周邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

進一步，對市場因素與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進行推導(dǎo)，對式(5)求di的偏導(dǎo)可得：

(10)

令式(10)為0，可得：

(11)

H3：綠色技術(shù)創(chuàng)新受市場因素的影響，即隨著綠色技術(shù)市場需求的不斷增加，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平不斷提升。

對式(8)求di的偏導(dǎo)并令其為0，可得：

(12)

H4：市場因素對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新具有空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)綠色技術(shù)市場需求增加會促進周邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

3 模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型構(gòu)建

在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，Griliches[17]提出的知識生產(chǎn)函數(shù)描述了知識生產(chǎn)過程中所投入的生產(chǎn)要素的某種組合與產(chǎn)出關(guān)系，其經(jīng)過一系列完善與改進后[18-19]，已被廣泛應(yīng)用于技術(shù)創(chuàng)新研究領(lǐng)域，數(shù)學表達式為：

Y=AKaLb

(13)

其中，Y表示知識產(chǎn)出水平，通常用專利數(shù)量表示;K、L分別表示技術(shù)創(chuàng)新活動中的資本投入和勞動力投入;A代表其它影響知識生產(chǎn)的因素。為消除異方差與極端值對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的影響，對式(13)左右兩邊分別取自然對數(shù)，進一步得到：

lnY=C+alnK+blnL+u

(14)

具體到實證模型，在式(14)的基礎(chǔ)上，進一步引入環(huán)境政策、市場因素及環(huán)境政策的二次項，并控制相關(guān)解釋變量；此外，受路徑依賴和累積效應(yīng)的影響，綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出在很大程度上取決于上一期的產(chǎn)出水平[20]，故將綠色技術(shù)創(chuàng)新一階滯后項GTIi,t-1作為解釋變量引入式(14)中，以解決因遺漏變量引發(fā)的內(nèi)生性問題，如式(15)所示。

(15)

其中，EP表示環(huán)境政策；GM表示綠色市場因素；EP2為環(huán)境政策的二次項，用以檢驗環(huán)境政策與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間是否存在U型關(guān)系；X為控制變量，表示影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的其它因素；α、λ為待估參數(shù)；ui、νt分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)；εit為機誤差項；i表示省份；t表示時間。

值得注意的是，上述模型僅考慮環(huán)境政策、市場及其它因素對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，由于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著聚集效應(yīng)和溢出效應(yīng)，因此還應(yīng)考慮地區(qū)之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。為此，在式(15)的基礎(chǔ)上進一步拓展動態(tài)空間計量模型。由于各變量均為比值形式，在此不作對數(shù)處理。

(16)

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新(GTI)

參考李凱杰等(2020)的做法，選取每萬人綠色專利授權(quán)數(shù)量對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新進行衡量。世界知識產(chǎn)權(quán)組織于2010年推出的《國際專利分類綠色清單》與國際專利分類體系相對應(yīng)，據(jù)此對綠色技術(shù)進行檢索和加總，以衡量區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。之所以采用綠色專利授權(quán)數(shù)而不是綠色專利申請數(shù)作為衡量指標，是因為經(jīng)過審查的專利授權(quán)數(shù)比專利申請數(shù)更能反映真實的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平；并且，采用人均綠色專利數(shù)量還能夠消除區(qū)域人口規(guī)模的影響。

3.2.2 解釋變量

(1)環(huán)境政策(EP)?，F(xiàn)有研究主要采取以下方式對環(huán)境政策進行度量：污染治理投資、污染物排放、政策自然實驗及綜合評價法[21]。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文選取工業(yè)廢水排放總量與工業(yè)總產(chǎn)值的比值、工業(yè)二氧化硫排放總量與工業(yè)總產(chǎn)值的比值、工業(yè)固體廢物綜合利用率3項指標，采用熵值法構(gòu)建綜合指標體系[22]。其中，前兩項為負向指標，第三項為正向指標。這樣選取指標的科學性在于：一方面，在工業(yè)污染物3種形態(tài)(廢水、廢氣、固體廢棄物)中各選其一，能夠全面反映各污染物排放/利用情況；另一方面，采用污染物排放量與工業(yè)總產(chǎn)值的比值作為衡量指標，將區(qū)域工業(yè)生產(chǎn)規(guī)?？紤]在內(nèi)，能夠保證衡量指標具有一定可比性。其中，工業(yè)總產(chǎn)值采用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)并以1997年為基期進行平減。首先，對數(shù)據(jù)進行正向化和標準化處理：

(17)

其次，計算污染物的熵值：

(18)

再次，確定指標權(quán)重：

(19)

最后，加權(quán)得到環(huán)境規(guī)制政策強度：

(20)

(2)綠色市場(GM)?，F(xiàn)有研究多采用問卷調(diào)研、電話調(diào)研或訪談等方式獲取數(shù)據(jù)，或者采用人均收入、人均GDP、最終消費率、市場集中度等單一指標對市場因素進行測量[23-26]。然而，以上指標比較單一，不能全部反映綠色市場，使用這些指標對綠色技術(shù)創(chuàng)新進行測量存在較大的局限性。

中國環(huán)境與發(fā)展國際合作委員會參照德國、瑞典等國家的可持續(xù)性消費重點領(lǐng)域，將衣、食、住、行、用、游確定為推動我國綠色消費的重點領(lǐng)域，進一步確定了由總體指標和領(lǐng)域指標構(gòu)成的綠色消費指標體系[27]。其中，綠色技術(shù)創(chuàng)新市場拉動因素包括預(yù)期市場需求、公眾環(huán)保意識和公眾環(huán)保產(chǎn)品偏好[28]。在此基礎(chǔ)上，本研究構(gòu)建綠色技術(shù)市場因素評價指標體系，包括人均生活能源消費量、人均生活二氧化碳排放量、人均生活用水量、人均生活垃圾清運量、人均公共交通乘坐次數(shù)、居民人均可支配收入和環(huán)保意識7項指標，其中前4項為負向指標，后3項為正向指標。生活能源消費量數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)能源平衡表中的生活消費數(shù)據(jù)，本文將各種能源消費量折算為標準煤加總計算。采用IPCC溫室氣體排放計算法計算生活二氧化碳排放量，生活二氧化碳排放量=生活能源消費量*平均低位發(fā)熱量*單位熱值含碳量*碳氧化率*44/12，單位熱值含碳量及碳氧化率來自《省級溫室氣體清單編制指南》。同樣，運用熵值法計算各指標權(quán)重，進一步得到綠色技術(shù)市場指標，具體計算過程不再贅述。

3.2.3 控制變量

本文將政府支持力度、貿(mào)易開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、技術(shù)交易4個指標設(shè)為控制變量，被解釋變量、解釋變量、控制變量名稱及測量方式如表1所示，數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取1997—2019年中國內(nèi)地30個省(自治區(qū)、直轄市)面板數(shù)據(jù)(西藏由于數(shù)據(jù)缺失較多，故不納入統(tǒng)計)。綠色專利數(shù)據(jù)通過對照《國際專利分類綠色清單》，在國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站上手工檢索并加總整理后得到，所有貨幣價值數(shù)據(jù)以1997年不變價格為基期進行計算。

4 實證結(jié)果分析

4.1 綠色技術(shù)創(chuàng)新時空演化

為分析各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平空間分布及演化特征，運用ArcGIS軟件采用五級自然斷點法分別繪制1997年、2008年和2019年綠色技術(shù)創(chuàng)新時空分布，如圖1所示。由圖1可知，1997年我國各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平普遍較低，北京、天津、上海及東三省綠色技術(shù)創(chuàng)新水平相對較高；2008年，各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平得到顯著提升，而東北老工業(yè)基地綠色創(chuàng)新水平逐漸降低；2019年，全國綠色創(chuàng)新水平進一步提升，各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)出東、中、西部地區(qū)逐級遞減及京津地區(qū)、長三角地區(qū)、珠三角地區(qū)引領(lǐng)趨勢。

表1 變量測量指標Tab.1 Measurement indexes of variables

圖1 綠色技術(shù)創(chuàng)新水平時空分布Fig.1 Spatial-temporal distribution of green technology innovation level

4.2 空間相關(guān)性檢驗與計量模型選取

本文對被解釋變量進行空間相關(guān)性檢驗，結(jié)果表明所有年份Moran′s I指數(shù)均在1%水平上顯著，說明被解釋變量存在顯著空間相關(guān)性，故可通過構(gòu)建空間計量模型考察本文研究問題。進一步，對模型依次進行(Robust)LM檢驗、Wald檢驗、LR檢驗，以選擇合適的空間計量模型。首先，對非空間面板數(shù)據(jù)模型進行OLS估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是否包含時間固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng)，LM檢驗和穩(wěn)健的LM檢驗均顯著拒絕沒有空間滯后項被解釋變量的原假設(shè)，而未拒絕沒有空間自相關(guān)誤差項的原假設(shè)；其次，進行似然比(LR)檢驗以判斷是否存在時間固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng)，結(jié)果拒絕時間固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng)聯(lián)合非顯著性原假設(shè)，故應(yīng)采用時間固定效應(yīng)模型和空間固定效應(yīng)模型。然而，Lesage & Pace[29]指出，應(yīng)對空間面板模型進行Wald檢驗和LR檢驗，以判斷空間杜賓模型能否簡化為空間滯后模型和空間誤差模型。結(jié)果表明，Wald檢驗和LR檢驗均拒絕原假設(shè)，采用空間杜賓模型能夠更好地擬合數(shù)據(jù)要求。因此，最終選取時間和空間雙重固定效應(yīng)空間杜賓模型對本文研究變量進行檢驗。

4.3 回歸結(jié)果分析

動態(tài)空間杜賓模型估計結(jié)果顯示，綠色技術(shù)創(chuàng)新空間滯后項系數(shù)顯著為正，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新存在顯著空間溢出效應(yīng)，綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展較為迅速地區(qū)能夠帶動周邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升；綠色技術(shù)創(chuàng)新滯后一期系數(shù)顯著為正，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新在時間上具有顯著累積效應(yīng)，上一期綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在很大程度上影響當期綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展；綠色技術(shù)創(chuàng)新滯后一期空間滯后項系數(shù)顯著為負，說明本地區(qū)上一期綠色技術(shù)創(chuàng)新與周邊地區(qū)當期綠色技術(shù)創(chuàng)新存在負向空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，大量綠色技術(shù)創(chuàng)新資源向上一期綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較高地區(qū)聚集，并對周邊地區(qū)當期綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”(限于篇幅，不再一一列示)。

由于動態(tài)空間杜賓模型測度的空間外溢是全局效應(yīng)，點估計結(jié)果無法反映解釋變量的邊際影響，因此需要依據(jù)點估計結(jié)果進一步測算各解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)[29-30]，結(jié)果如表2所示。從中可見，環(huán)境政策直接效應(yīng)系數(shù)在1%水平上顯著為負，二次項直接效應(yīng)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明環(huán)境政策對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響作用滿足正U型關(guān)系，假設(shè)H1得到驗證。當環(huán)境規(guī)制政策強度較弱時，遵循成本效應(yīng)擠占了綠色創(chuàng)新投入，不利于區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展；而隨著環(huán)境規(guī)制強度的不斷加大，企業(yè)為滿足環(huán)保要求需要付出的成本越來越高，不得不通過綠色技術(shù)創(chuàng)新獲取更大收益以抵消增加的環(huán)保成本。環(huán)境政策及其二次項間接效應(yīng)系數(shù)均在5%水平上顯著為正，說明相鄰地區(qū)始終存在正向空間溢出效應(yīng)，假設(shè)H2得到驗證。由于相鄰地區(qū)往往經(jīng)濟發(fā)展水平和地理位置相近，所以本地區(qū)環(huán)境政策可通過示范—模仿機制對周圍地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生正向空間交互效應(yīng)。

表2 動態(tài)空間杜賓模型效應(yīng)分解結(jié)果Tab.2 Effect decomposition results of dynamic spatial Durbin model

綠色市場因素直接效應(yīng)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明市場因素能夠推動本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，假設(shè)H3得到驗證。這說明，綠色技術(shù)供求機制是綠色技術(shù)創(chuàng)新的根本動力，隨著區(qū)域綠色技術(shù)消費水平的提升，綠色技術(shù)市場需求增加帶動供給增加，促進區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平隨之提升。市場因素間接效應(yīng)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明本地區(qū)綠色技術(shù)市場因素對鄰近地區(qū)產(chǎn)生了顯著正向溢出效應(yīng)，假設(shè)H4得到驗證。這說明，隨著基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不斷完善，區(qū)域間交流與合作越來越頻繁，綠色市場因素高值區(qū)可以潛在影響周邊地區(qū)綠色消費意識，并通過“漣漪效應(yīng)”提高周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新水平。

從控制變量看，政府支持力度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)分別在1%、5%水平上顯著為正，說明政府創(chuàng)新政策扶持能夠激發(fā)區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新積極性，進而促進綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。貿(mào)易開放程度直接效應(yīng)系數(shù)不顯著，而間接效應(yīng)系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明對外開放有利于吸引節(jié)能減排技術(shù)較高的外資企業(yè)開展綠色生產(chǎn)活動，提高區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)和技術(shù)交易效應(yīng)系數(shù)均不顯著，說明在全域范圍內(nèi)這兩個因素未對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著性影響。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

4.4.1 更換空間權(quán)重矩陣

由于空間權(quán)重矩陣的設(shè)定會對空間計量模型估計結(jié)果產(chǎn)生較大影響，因此本文通過更換空間權(quán)重矩陣對變量進行穩(wěn)健性檢驗?？臻g鄰接矩陣是較為常用的空間權(quán)重矩陣，它將相鄰地區(qū)的矩陣格值記為1，非相鄰地區(qū)記為0，整體記為W3。此外，由于本研究聚焦綠色技術(shù)，綠色技術(shù)水平相近地區(qū)之間的知識擴散更加容易，技術(shù)鄰近性甚至比地理鄰近性更重要[31]。因此，構(gòu)建技術(shù)距離權(quán)重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗。Jaffe等[32]采用區(qū)域間技術(shù)向量重疊(技術(shù)向量夾角余弦值)衡量技術(shù)接近度。本文借鑒《國際專利分類綠色清單》，將綠色專利劃分為8個類別，通過構(gòu)建以下公式計算技術(shù)距離權(quán)重矩陣：

(21)

其中，PATia、PATja分別代表i地區(qū)和j地區(qū)的第a類綠色專利數(shù)量。

4.4.2 更換變量測量指標

本文進一步更換環(huán)境政策指標進行穩(wěn)健性檢驗，用單位產(chǎn)值工業(yè)污染治理投資對環(huán)境政策進行衡量(杜龍政等，2019)。由于工業(yè)污染治理投資數(shù)據(jù)始于2004年，故基于數(shù)據(jù)可得性，穩(wěn)健性檢驗選取2004-2019年的數(shù)據(jù)。以上3種穩(wěn)健性檢驗動態(tài)空間杜賓模型估計結(jié)果如表3所示。由表3可知，環(huán)境政策的直接效應(yīng)系數(shù)結(jié)果為負，二次項系數(shù)為正，間接效應(yīng)系數(shù)為正。雖然部分估計結(jié)果因系數(shù)值較低而不顯著，但其方向與基礎(chǔ)回歸結(jié)果相似。另外，與基礎(chǔ)回歸結(jié)果類似，市場因素的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)估計結(jié)果均顯著為正，所以本文研究結(jié)果穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.3 Robustness test results

4.5 內(nèi)生性處理

動態(tài)空間杜賓模型無法解決由解釋變量和被解釋變量產(chǎn)生的聯(lián)立內(nèi)生性問題[20]。不僅環(huán)境政策和市場因素影響綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，綠色技術(shù)創(chuàng)新反過來也會推進環(huán)境政策的實施和綠色技術(shù)市場變化。因此，參照Vega & Elhorst[33]的做法，首先選取內(nèi)生解釋變量環(huán)境政策和市場因素的一階滯后項以及綠色技術(shù)創(chuàng)新的一階滯后項作為工具變量進行估計；其次，為控制環(huán)境政策的內(nèi)生性，在使用時間滯后項作為工具變量的基礎(chǔ)上，參考沈坤榮等(2017)的研究，采用空氣流通系數(shù)(VC)作為環(huán)境政策的工具變量。理論上講，當空氣污染物排放相同時，空氣流通系數(shù)低的地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策更嚴格；而且，由于空氣流通系數(shù)主要受區(qū)域氣候條件等自然現(xiàn)象的影響，故認為空氣流通系數(shù)僅通過環(huán)境政策影響區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新。空氣流通系數(shù)等于風速乘以邊界層高度，數(shù)據(jù)來源于歐洲中期天氣預(yù)報中心(ECMWF)的ERA-Interim數(shù)據(jù)庫。由于得到的是柵格數(shù)據(jù)，所以還需要根據(jù)經(jīng)緯度與各省會城市相匹配，從而得到地區(qū)各年的空氣流通系數(shù)。本文采用系統(tǒng)GMM 方法，在經(jīng)濟地理距離嵌套矩陣下對空間杜賓模型進行估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是使用環(huán)境政策、市場因素及綠色技術(shù)創(chuàng)新一階滯后項，還是同時使用環(huán)境政策、市場因素、綠色技術(shù)創(chuàng)新一階滯后項及空氣流通系數(shù)作為工具變量，環(huán)境政策參數(shù)估計結(jié)果均顯著為負，二次項系數(shù)均顯著為正，空間項系數(shù)均顯著為正，市場因素參數(shù)估計結(jié)果也顯著為正。這說明，環(huán)境政策對區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)U型關(guān)系，且具有正向空間溢出效應(yīng)，市場因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促進作用。動態(tài)空間杜賓模型系統(tǒng)GMM估計結(jié)果與基礎(chǔ)回歸結(jié)果相似，說明本文回歸結(jié)果穩(wěn)健。

5 進一步研究

5.1 分區(qū)域動態(tài)空間計量檢驗

綠色技術(shù)創(chuàng)新時空演化結(jié)果顯示，區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平存在顯著差異，呈現(xiàn)出東、中、西部地區(qū)階梯式遞減趨勢，因此需要討論東、中、西部地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動是否存在異質(zhì)性。動態(tài)空間杜賓模型直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)估計結(jié)果如表4所示。

表4 分區(qū)域動態(tài)空間杜賓模型估計結(jié)果Tab.4 Estimation results of dynamic spatial Durbin model by region

由表4可以看出，環(huán)境政策及市場因素估計結(jié)果呈現(xiàn)出顯著的空間異質(zhì)性特征。首先，東部地區(qū)環(huán)境政策總效應(yīng)系數(shù)顯著為正，而中西部地區(qū)環(huán)境政策的作用效果不明顯。這說明，東部地區(qū)環(huán)境政策對整體綠色技術(shù)創(chuàng)新起推動作用，而中西部地區(qū)科技創(chuàng)新水平較低，綠色技術(shù)創(chuàng)新資源不足，環(huán)境政策難以推動綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。市場因素在東部地區(qū)的直接效應(yīng)系數(shù)、間接效應(yīng)系數(shù)和總效應(yīng)系數(shù)均顯著為正，在中部地區(qū)的間接效應(yīng)系數(shù)和總效應(yīng)系數(shù)顯著為正，在西部地區(qū)的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正。這說明，東部地區(qū)較高的綠色技術(shù)市場需求促進區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升；中部地區(qū)綠色技術(shù)市場需求產(chǎn)生輻射效應(yīng)，帶動周邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展；西部地區(qū)綠色技術(shù)市場需求增加拉動當?shù)鼐G色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。

5.2 分時段動態(tài)空間計量檢驗

綠色技術(shù)創(chuàng)新時空演化結(jié)果顯示，1997-2019年區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平不斷變化，且環(huán)境政策及市場因素在研究期內(nèi)變化趨勢不同。2007年10月黨的十七大報告提出，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。因此，將研究期劃分為1997-2007年、2008-2019年兩個階段進行回歸分析，結(jié)果如表5所示。

表5 分時段動態(tài)空間杜賓模型估計結(jié)果Tab.5 Estimation results of dynamic spatial Durbin model by time period

由表5可以看出，環(huán)境政策與市場因素估計結(jié)果呈現(xiàn)出顯著時間異質(zhì)性。兩個階段環(huán)境政策的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為負、間接效應(yīng)系數(shù)顯著為正、二次項直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明環(huán)境政策不僅對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生U型作用效應(yīng)，同時也對周邊地區(qū)產(chǎn)生示范—模仿效應(yīng)。1997-2007年市場因素的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為負，而2008-2019年兩個時間段市場因素的所有效應(yīng)系數(shù)均顯著為正。這是因為，1997-2007年我國仍為粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式，綠色技術(shù)市場需求不升反降，因此市場因素變化與綠色技術(shù)創(chuàng)新方向相反；隨后，中共十六屆五中全會、黨的十七大報告相繼提出加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，綠色技術(shù)市場需求逐漸上升，因此2008-2019年表現(xiàn)為市場因素拉動區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。

5.3 中介效應(yīng)檢驗

環(huán)境政策和市場因素通過改變創(chuàng)新投入影響區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。本文根據(jù)環(huán)境政策的遵循成本效應(yīng)和創(chuàng)新補償效應(yīng)，對環(huán)境規(guī)制影響綠色技術(shù)創(chuàng)新作如下分析：第一，環(huán)境規(guī)制抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。根據(jù)新古典經(jīng)濟學理論，環(huán)境規(guī)制使得企業(yè)成本增加、產(chǎn)品價格提升，導(dǎo)致產(chǎn)品市場競爭力不斷下降。若不提高產(chǎn)品價格，企業(yè)利潤和市場競爭力將會顯著下降。企業(yè)競爭力減弱使得現(xiàn)金流量減少，同時企業(yè)成本增加又擠占了用于新產(chǎn)品研發(fā)的資金，導(dǎo)致其難以從其它渠道獲取融資。第二，環(huán)境規(guī)制促進企業(yè)加大創(chuàng)新投入。根據(jù)“波特假說”，企業(yè)為抵消環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的額外成本會主動開展創(chuàng)新活動[34]，同樣市場對新產(chǎn)品或服務(wù)需求的增加也會影響區(qū)域創(chuàng)新投入。較大市場需求規(guī)模不僅能夠減少綠色創(chuàng)新的盲目性，消除其不確定性，而且還能產(chǎn)生巨大的經(jīng)濟效益，為綠色創(chuàng)新提供內(nèi)在動力[35]。因此，企業(yè)、高校、科研機構(gòu)等創(chuàng)新主體更傾向于加大綠色創(chuàng)新投資，以獲取綠色創(chuàng)新成果，進而提高綠色創(chuàng)新水平。

本研究參考溫忠麟等[36]的做法，檢驗創(chuàng)新投入是否在環(huán)境政策與綠色技術(shù)創(chuàng)新、市場因素與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起中介傳導(dǎo)作用。首先，分析環(huán)境政策和市場因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響；其次，檢驗環(huán)境政策、市場因素對綠色創(chuàng)新投入的作用；最后，檢驗創(chuàng)新投入、環(huán)境政策、市場因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用。第一步構(gòu)建的模型與基本回歸模型式(16)相同，第二步和第三步模型如式(22)、式(23)所示。

(22)

(23)

其中，RD表示創(chuàng)新投入，用R&D內(nèi)部經(jīng)費實際支出與生產(chǎn)地區(qū)實際總值的比值衡量。各地區(qū)R&D經(jīng)費內(nèi)部實際支出由R&D支出價格指數(shù)平減得到，R&D支出價格指數(shù)= 0. 55 ×消費價格指數(shù)+ 0. 45×固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(朱平芳等，2003)。其中，η、θ、ω、ψ、β、ρ、κ、χ為待估參數(shù)，τit、εit為隨機誤差項，動態(tài)空間杜賓模型回歸結(jié)果如表6所示。

表6 創(chuàng)新投入中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.6 Test of mediating effect of innovation input

由表6可知，當被解釋變量為創(chuàng)新投入時，加入環(huán)境政策二次項后，環(huán)境政策總效應(yīng)系數(shù)顯著為負，而二次項所有效應(yīng)系數(shù)均不顯著，因此環(huán)境政策對創(chuàng)新投入的影響不具有U型效應(yīng)。進一步，剔除環(huán)境政策二次項進行估計發(fā)現(xiàn)，環(huán)境政策直接效應(yīng)系數(shù)顯著為負，間接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明為應(yīng)對環(huán)境規(guī)制政策而增加的環(huán)境成本擠占了創(chuàng)新投入。同時，由于“污染天堂”效應(yīng)的存在，環(huán)境規(guī)制政策強度較弱地區(qū)能夠吸引更多投資，創(chuàng)新投入也相應(yīng)增加。市場因素直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明綠色創(chuàng)新需求增加使得創(chuàng)新投入產(chǎn)生同向變化。當在基礎(chǔ)回歸模型中加入創(chuàng)新投入后，創(chuàng)新投入的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)新投入增加能夠顯著提升區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。環(huán)境政策、市場因素的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)估計結(jié)果與基礎(chǔ)回歸結(jié)果相似，且系數(shù)絕對值均小于基礎(chǔ)回歸結(jié)果。因此，創(chuàng)新投入在環(huán)境政策與綠色技術(shù)創(chuàng)新、市場因素與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮部分中介作用。這說明，當環(huán)境政策表現(xiàn)出遵循成本效應(yīng)時，隨著創(chuàng)新投入的減少，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平隨之下降；而當環(huán)境政策表現(xiàn)出創(chuàng)新補償效應(yīng)時，創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)不再顯著。

6 結(jié)論與建議

6.1 研究結(jié)論

本研究從空間視角出發(fā)，基于環(huán)境政策、市場因素及其空間溢出效應(yīng)，構(gòu)建區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動模型，采用動態(tài)空間杜賓模型對1997-2019年中國內(nèi)地30個省份面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①環(huán)境政策對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在U型作用效應(yīng)，并通過示范—模仿機制對周邊地區(qū)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)；市場因素對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有顯著促進作用，并呈現(xiàn)“漣漪效應(yīng)”；環(huán)境政策及市場因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新的效應(yīng)存在顯著空間和時間異質(zhì)性；②東部地區(qū)環(huán)境政策和市場因素對整體綠色技術(shù)創(chuàng)新具有促進作用，而中西部地區(qū)環(huán)境政策難以推動綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，且中部地區(qū)綠色技術(shù)市場需求具有輻射效應(yīng)，西部地區(qū)綠色技術(shù)市場需求增加能夠拉動當?shù)鼐G色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展；③1997-2007年、2008-2019年環(huán)境政策對綠色技術(shù)創(chuàng)新均產(chǎn)生U型作用效應(yīng)，同時也對周邊地區(qū)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。1997-2007年粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式導(dǎo)致綠色市場需求不升反降，市場需求變化與綠色技術(shù)創(chuàng)新方向相反；2008-2019年則表現(xiàn)為市場因素拉動區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升。創(chuàng)新投入在環(huán)境政策與綠色技術(shù)創(chuàng)新、市場因素與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮部分中介作用。環(huán)境政策通過遵循成本效應(yīng)抑制區(qū)域創(chuàng)新投入，不利于區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，環(huán)境政策的創(chuàng)新補償效應(yīng)并非通過改變創(chuàng)新投入來實現(xiàn)。

6.2 政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

(1)制定合理的環(huán)境政策，發(fā)揮環(huán)境政策的示范效應(yīng)。若環(huán)境規(guī)制政策強度不夠，企業(yè)更愿意承擔規(guī)制成本而不進行綠色技術(shù)創(chuàng)新；若環(huán)境規(guī)制政策強度過大則會導(dǎo)致企業(yè)難以達到要求，有可能繼續(xù)使用污染類技術(shù)。因此，各級地方政府應(yīng)在不斷探索中綜合使用各類環(huán)境規(guī)制政策，如排污費政策、環(huán)境污染治理投資等，使環(huán)境規(guī)制政策發(fā)揮最大效用。此外，由于環(huán)境規(guī)制政策具有正向空間溢出效應(yīng)，因此先進地區(qū)應(yīng)發(fā)揮示范帶頭作用，以供周圍資源稟賦相似地區(qū)模仿，并迅速推出適宜的環(huán)境政策，帶動區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。

(2)刺激綠色消費，提高綠色產(chǎn)品市場活力。市場能夠拉動綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，市場因素包含市場需求、公眾環(huán)保意識等。需求決定因素指消費者收入水平和偏好，且是消費者既有購買欲望又有購買能力的有效需求。因此，應(yīng)首先將綠色消費觀念融入人們生產(chǎn)生活的方方面面，通過為顧客提供補貼等方式鼓勵綠色消費。以新能源汽車為例，國家應(yīng)加大新能源汽車宣傳力度，加強企業(yè)之間的競爭，提高應(yīng)用體驗，為新能源汽車用戶提供購買優(yōu)惠、審核優(yōu)惠等一系列優(yōu)厚政策。

(3)制定差異化綠色創(chuàng)新驅(qū)動政策，促進區(qū)域綠色協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展。在采取措施推動區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展時，應(yīng)考慮區(qū)域?qū)嶋H情況。對于綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，應(yīng)合理運用環(huán)境政策，增強綠色市場活力，提高對外開放水平，構(gòu)建良好的技術(shù)交易體系，吸引更多資金、人才流入；對于綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較低的中西部地區(qū)，應(yīng)重點考慮資源稟賦、環(huán)境條件、地理因素等條件，因地制宜地確定適合本區(qū)域發(fā)展的綠色創(chuàng)新技術(shù)，通過人才引進政策、落戶政策等留住創(chuàng)新人才，避免綠色創(chuàng)新資源反向吸收，并加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度。此外，充分發(fā)揮綠色技術(shù)創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)，加強省份之間的綠色技術(shù)創(chuàng)新交流與合作，搭建綠色技術(shù)創(chuàng)新合作平臺，促進區(qū)域綠色創(chuàng)新發(fā)展。