“雙碳”目標下高技術(shù)制造業(yè)的區(qū)域綠色創(chuàng)新溢出效應(yīng)

李 杰，趙 燕

（西南交通大學經(jīng)濟管理學院，四川成都 610031）

由于國際經(jīng)濟形勢的復(fù)雜多變及我國經(jīng)濟下行壓力加大，從資源驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的經(jīng)濟動能轉(zhuǎn)換、節(jié)能環(huán)保的綠色低碳發(fā)展路徑轉(zhuǎn)型成為我國實現(xiàn)經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型的必然選擇［1］。“雙碳”目標約束及高質(zhì)量內(nèi)循環(huán)發(fā)展強化了區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)生態(tài)化協(xié)調(diào)發(fā)展要求，高技術(shù)制造業(yè)為典型的資源節(jié)約型和環(huán)境友好型綠色產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)新效率特征顯著，且其產(chǎn)生的乘數(shù)效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟增長有重要促進作用和空間溢出效應(yīng)［2］，成為新時代高質(zhì)量綠色發(fā)展亟須研究的對象。目前我國學術(shù)界越來越關(guān)注綠色創(chuàng)新效率的研究，但高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率相關(guān)成果還相對少，且相對忽略綠色創(chuàng)新的階段性特征，將高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率與區(qū)域空間溢出效應(yīng)進行系統(tǒng)研究的成果更是鳳毛麟角。鑒于此，本文通過開展高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率及其空間溢出效應(yīng)的實證研究，以期為區(qū)域綠色高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展提供一定參考依據(jù)。

1 研究概述

目前，我國學術(shù)界相關(guān)研究可歸納為兩大方面：關(guān)于綠色創(chuàng)新效率的研究和關(guān)于制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率及其空間溢出效應(yīng)的研究。

1.1 關(guān)于綠色創(chuàng)新效率的實證研究

目前關(guān)于綠色創(chuàng)新效率的研究可歸納為實證研究方法與影響因素兩方面。

從實證研究方法來看，測度綠色創(chuàng)新效率的方法主要包括單一指標測度、隨機前沿分析和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）3種。其中，單一指標方法是利用一個相關(guān)指標衡量綠色創(chuàng)新。如：李婉紅等［3］、王鋒正等［4］分別選取新產(chǎn)品單位能耗、研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出與技術(shù)改造經(jīng)費投入之和來衡量綠色產(chǎn)品創(chuàng)新與綠色工藝創(chuàng)新；齊紹洲等［5］通過計算綠色專利授權(quán)量與申請量之比測度綠色創(chuàng)新；而于連超等［6］用綠色專利申請量衡量綠色創(chuàng)新。然而，單一指標測度受指標是否合理約束，難以客觀全面體現(xiàn)綠色創(chuàng)新效率狀況?；趨?shù)的隨機前沿分析方法的代表學者為 Aigner等［7］、Meeusen等［8］，其優(yōu)點是綜合考慮了隨機因素對效率的影響，結(jié)果較為穩(wěn)定。部分國內(nèi)學者也使用了該方法開展研究，如李金滟等［9］使用隨機前沿方法分析湖北省的綠色創(chuàng)新效率水平；肖黎明等［10］使用改進后的隨機前沿模型測算我國省域綠色創(chuàng)新效率，并進一步利用空間計量模型探究其空間集聚特征。隨機前沿分析方法需要事先設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)形式，雖然將隨機誤差影響考慮在內(nèi)，但是不能處理多產(chǎn)出的效率問題，因此單一產(chǎn)出的局限以及函數(shù)的設(shè)定不當容易使分析結(jié)果產(chǎn)生偏倚。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法由美國運籌學家 Charnes等［11］在1978年首次提出，是根據(jù)多項投入與多項產(chǎn)出有效評價決策單元相對效率的非參數(shù)方法，在近些年來被廣泛應(yīng)用于效率或績效的測度研究。傳統(tǒng)的DEA方法包括BCC、CCR兩種模型，王海龍等［12］、梁中等［13］就采用了DEA-BCC模型測算我國區(qū)域綠色創(chuàng)新效率及綠色增長績效。隨著實際應(yīng)用的增多，學者們發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)DEA雖然可以測量多產(chǎn)出效率問題，但是也同樣存在不能衡量非期望產(chǎn)出、松弛等問題。于是DEA諸多衍生方法應(yīng)運而生。其中，應(yīng)用較多的是SBM-DEA模型，如劉章生等［14］利用全局SBM模型及全局Malmquist-Luenberger指數(shù)測算我國省際綠色創(chuàng)新能力；朱承亮等［15］通過識別工業(yè)領(lǐng)域內(nèi)專利密集型產(chǎn)業(yè)，采用SBM-Undesirable模型及Malmquist-Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)測算專利密集型產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率；李健等［16］以京津冀地區(qū)13個城市為實證對象，運用SBM模型考察其綠色創(chuàng)新效率；殷群等［17］、劉佳等［18］、咼小明等［19］學者也使用非期望產(chǎn)出SBM模型研究綠色創(chuàng)新效率問題。超效率DEA方法則涵蓋CCR、BCC、SBM等不同模型，能夠?qū)ο鄬π蕿?的多個決策單元進一步排序比較。如余淑均等［20］通過超效率DEA方法研究長江經(jīng)濟帶的綠色創(chuàng)新效率，并分析造成效率差異的原因；喬美華［21］通過super-SBM方法評估了我國八大區(qū)域的工業(yè)綠色創(chuàng)新效率，并分析了對外貿(mào)易對綠色創(chuàng)新效率的影響。

從影響因素來看，現(xiàn)有研究主要從內(nèi)部因素、外部因素兩方面對綠色創(chuàng)新效率展開研究。就內(nèi)部因素而言，主要集中在企業(yè)規(guī)模、研發(fā)投入、人力資本等因素上。Etzion［22］研究發(fā)現(xiàn)大規(guī)模的企業(yè)管理更加透明，使社會監(jiān)督更好發(fā)揮作用，企業(yè)會更自覺地采取環(huán)保措施，進而影響綠色創(chuàng)新；但Wagner［23］認為企業(yè)規(guī)模并不會對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響。李婉紅［24］借鑒Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建空間計量模型研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入對于工業(yè)綠色技術(shù)專利產(chǎn)出具有顯著的正向影響。齊麗芳［25］認為投入過多創(chuàng)新資金不利于提高綠色創(chuàng)新效率，而技術(shù)人員的增加、行業(yè)規(guī)模的擴大會促進綠色創(chuàng)新效率的提升。錢麗等［26］構(gòu)建動態(tài)面板 GMM 模型探究工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的驅(qū)動因素，結(jié)果顯示創(chuàng)新氛圍、產(chǎn)學研合作有助于改善工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率。在外部因素方面，學者則主要研究經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制等因素對綠色創(chuàng)新效率的影響。如李玲等［27］研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度、外商投資對污染密集型產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率均有影響；聶名華等［28］研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資對綠色創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系；李勛來等［29］通過定量分析山東省城市綠色創(chuàng)新影響因素發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟開放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府資助等因素對綠色創(chuàng)新效率有明顯的正向推動影響。

1.2 關(guān)于制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率及其空間溢出效應(yīng)的實證研究

這方面的研究集中于高技術(shù)制造業(yè)的綠色創(chuàng)新效率及其空間溢出效應(yīng)，主要包括高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率測度指標選擇與高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)研究兩個方面。

首先，測度高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率投入產(chǎn)出的指標選擇主要有3種類型。一是在創(chuàng)新效率測算指標中加入非期望產(chǎn)出，整體考察高技術(shù)制造業(yè)的綠色創(chuàng)新效率。如王惠等［30］將SO2排放量和廢水排放量納入高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率評價指標體系，通過測算我國八大經(jīng)濟區(qū)高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率發(fā)現(xiàn)，市場環(huán)境、政府資助、產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進我國高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率；劉文琦［31］、張峰等［32］、張樨樨等［33］在測算高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率時納入能源消耗量及廢水、SO2排放量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在較大提升空間且區(qū)域差異明顯；趙玉林等［34］納入能源消費總量及工業(yè)“三廢”排放量指標，測算得出高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率整體較低。二是測算高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新過程中不同階段的創(chuàng)新效率，但未考慮環(huán)境約束問題。如王曉紅等［35］使用HM指數(shù)法測度高技術(shù)制造業(yè)兩階段的創(chuàng)新效率發(fā)現(xiàn)，由于技術(shù)水平及技術(shù)效率的提高導致成果轉(zhuǎn)化階段的創(chuàng)新效率高于技術(shù)研發(fā)階段的效率；Chen等［36］研究認為高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率存在地區(qū)差異，商業(yè)化階段效率相比更低；許學國等［37］利用共同前沿理論及兩階段關(guān)聯(lián)DEA模型測度長江經(jīng)濟帶高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率發(fā)現(xiàn)，電子及通信設(shè)備制造業(yè)的成果轉(zhuǎn)化階段效率較低，而醫(yī)藥制造業(yè)兩階段效率均較低。還有部分學者將創(chuàng)新活動具體細分為3個階段進行分析，如王偉等［38］分別從技術(shù)開發(fā)、轉(zhuǎn)化、市場化3個階段進行效率測算；尹潔等［39］將創(chuàng)新過程劃分為同化、生長與利用3個階段，分別從靜態(tài)、動態(tài)角度測度不同階段創(chuàng)新效率。三是劃分高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新階段的同時納入非期望產(chǎn)出進行研究，但這類文獻太少。如周淑貞等［40］將SO2排放量作為非期望產(chǎn)出測算高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)和商業(yè)化綠色創(chuàng)新效率，研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移顯著提升綠色創(chuàng)新效率；于樹江等［41］將高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率分為科技研發(fā)、產(chǎn)品開發(fā)和市場轉(zhuǎn)化3個過程，同時納入非合意產(chǎn)出，研究結(jié)果顯示忽略非期望產(chǎn)出將導致創(chuàng)新效率被高估，京津冀地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)三階段綠色創(chuàng)新效率均較低。

其次，現(xiàn)有關(guān)于高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率空間溢出效應(yīng)的實證研究中，多數(shù)學者關(guān)注高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)，如范德成等［42］在利用隨機前沿模型測度高技術(shù)制造業(yè)兩個不同階段創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上分析其空間效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，兩階段創(chuàng)新效率呈自東向西降低的階梯式分布，且空間效應(yīng)顯著；徐皓等［43］研究認為無論是技術(shù)開發(fā)階段效率還是成果轉(zhuǎn)化階段效率均與經(jīng)濟發(fā)展水平不一致，存在部分中西部省份創(chuàng)新效率較高的情況；王桂梅等［44］使用空間杜賓模型實證分析知識產(chǎn)權(quán)保護強度對高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)，結(jié)果表明知識產(chǎn)權(quán)保護強度對高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率具有正向空間溢出作用；方瑩瑩等［45］構(gòu)建共享投入關(guān)聯(lián)DEA模型測算我國23個省份高技術(shù)制造業(yè)整體及分階段創(chuàng)新效率，并運用Queen鄰近矩陣考察各階段創(chuàng)新效率是否存在空間相關(guān)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)研發(fā)效率具有顯著的負向溢出效應(yīng)，轉(zhuǎn)化效率則存在顯著正向空間溢出；杜明月等［46］研究結(jié)果顯示，我國高技術(shù)制造業(yè)成果轉(zhuǎn)化效率有較大提升空間，局部地區(qū)效率存在空間集聚和溢出效應(yīng)。

關(guān)于高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率空間溢出效應(yīng)的研究極少。汪傳旭等［47］運用非期望產(chǎn)出SBM模型研究發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在正向溢出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、研發(fā)強度對高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有促進作用，而政府支持和金融環(huán)境對其具有抑制影響。董會忠等［48］認為，高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率均表現(xiàn)為先下降后上升的趨勢，且成果轉(zhuǎn)化階段的低效率阻礙了高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率的提升。

綜上所述，目前我國學術(shù)界關(guān)于綠色創(chuàng)新效率的研究多集中于省域、大區(qū)域及工業(yè)視角，相對缺乏針對高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率空間溢出效應(yīng)的研究。鑒于此，本文基于我國30個省份（未含西藏和港澳臺地區(qū)）2005—2020年的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用超效率SBM模型和空間杜賓模型，研究我國高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率及其空間溢出效應(yīng)，以期為促進我國從資源驅(qū)動向綠色創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)換，為“雙碳”目標實現(xiàn)及區(qū)域高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展提供一定借鑒。

2 實證方法選擇

2.1 靜態(tài)綠色創(chuàng)新效率測度——超效率SBM模型

本文選擇Tone［49］提出的超效率SBM模型測度靜態(tài)綠色創(chuàng)新效率，該方法可以將非期望產(chǎn)出納入，并解決多個決策單元效率值為1的問題，可以將有效決策單元進一步排序及評價，規(guī)避其他方法的缺陷。

假如有n個決策單元DMUj（j=1,2,…,30），每一個決策單元都是m種投入Xi（x1k,x2k,…,xmk）、s種期望產(chǎn)出Yr（y1k,y2k,…,ysk）、u種非期望產(chǎn)出Oq（o1k,o2k,…,ouk）。則超效率SBM模型可以定義為：

其中，p是各省份的綠色創(chuàng)新效率，當p≥1時，各省份的綠色創(chuàng)新效率為相對有效，p＜1時，各省份的綠色創(chuàng)新效率為相對無效；si-、sr+與sqo-分別是投入、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出的松弛變量；xij是決策單元j的第i項投入；yrj是決策單元j的第r項期望產(chǎn)出；oqj是決策單元j的第q項非期望產(chǎn)出；λj代表決策單元的權(quán)重。

2.2 動態(tài)綠色創(chuàng)新效率測度——GML指數(shù)模型

Oh［50］提出的GML指數(shù)以方向性距離函數(shù)為基礎(chǔ)，包絡(luò)全部各期的生產(chǎn)前沿面構(gòu)建參照面，不僅具備傳遞性，還可以解決無可行解的問題，因此本文選擇GML指數(shù)模型測算高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率的動態(tài)變化情況。公式如下：

式（2）中：Dt和DG分別代表當期和全局生產(chǎn)可能性集合；GMLtt+1衡量了綠色創(chuàng)新效率從t到t+1期的效率的改進，GMLtt+1＞1表示效率提高，GMLtt+1＜1表示效率下降；TE代表技術(shù)效率，EC大于1，表示存在技術(shù)效率的改進，反之存在技術(shù)效率的倒退；BPG表示技術(shù)進步，當BPC＞1時，表示技術(shù)進步，反之技術(shù)退步。

2.3 綠色創(chuàng)新效率空間溢出效應(yīng)實證方法選擇

（1）空間自相關(guān)性檢驗。本文采用莫蘭指數(shù)進行度量，公式如下：

式（3）（4）中：I為莫蘭指數(shù)值，數(shù)值大小為［-1,1］，絕對值越接近1，綠色創(chuàng)新效率的空間集聚性越明顯；n代表決策單元數(shù)；ya和yb分別表示決策單元a與決策單元b的綠色創(chuàng)新效率；代表所有決策單元的綠色創(chuàng)新效率均值；Wab代表空間權(quán)重矩陣。

（2）空間計量模型

隨著經(jīng)濟和技術(shù)水平的不斷提升，區(qū)域間綠色創(chuàng)新合作交流日益密切，某地的綠色創(chuàng)新成果能夠隨著知識交流和技術(shù)轉(zhuǎn)移等活動輻射至周邊地區(qū)，使得綠色創(chuàng)新收益以外溢的途徑影響鄰近地區(qū)［51］。因此，在考慮綠色創(chuàng)新效率發(fā)展過程中，還要充分考慮到相關(guān)影響因素的空間特征。根據(jù)相關(guān)研究，本文選取經(jīng)濟地理嵌套矩陣進行實證研究，如下所示：

進一步地，使用地理距離權(quán)重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗。公式如下：

3 高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率測度與分析

3.1 綠色創(chuàng)新效率投入產(chǎn)出指標選取及處理

參考相關(guān)文獻，將高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新過程劃分為科技研發(fā)與成果轉(zhuǎn)化兩個不同階段，并從4個維度構(gòu)建投入產(chǎn)出指標體系（見表1）。

表1 高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率投入產(chǎn)出指標體系

表1（續(xù)）

（1）初始投入指標。借鑒畢克新等［52］的研究，選取研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出、新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費、研發(fā)人員全時當量3個指標體現(xiàn)初始投入維度指標。由于R&D經(jīng)費與新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費投入可能會對后期創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響，同時為了避免物價指數(shù)等因素對數(shù)據(jù)的影響，借鑒朱有為等［53］研究，選用研發(fā)價格指數(shù)將R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出平減為2005年的不變價格，并采用永續(xù)盤存法對經(jīng)費類指標進行存量處理。

（2）中間投入指標。包括經(jīng)費投入與能源投入，其中經(jīng)費投入選取技術(shù)改造費用衡量支出情況，數(shù)據(jù)處理方式同其他經(jīng)費類指標相同；能源投入則選取柴油、電力、焦炭、煤油、汽油等能源終端消耗量來衡量。

（3）期望產(chǎn)出指標?？紤]專利授權(quán)數(shù)在審核過程中會受到審核過程、審核人員等因素的影響，專利即使未獲得授權(quán)，也會對后期的各項工作產(chǎn)生正向的影響，因此將專利申請數(shù)、專利申請授權(quán)數(shù)指標納入評價體系。新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新潛力，可較為全面地反映研發(fā)創(chuàng)新成果［54］。而新產(chǎn)品銷售收入可以體現(xiàn)新研發(fā)產(chǎn)品或服務(wù)投入市場所帶來的經(jīng)濟利潤和潛在顧客等，是創(chuàng)新成果的經(jīng)濟價值體現(xiàn)。

（4）非期望產(chǎn)出指標。非期望產(chǎn)出采用環(huán)境污染綜合指標進行衡量，由于缺乏高技術(shù)制造業(yè)“三廢”排放量直接數(shù)據(jù)統(tǒng)計，借鑒李燕萍等［55］的方法得出高技術(shù)制造業(yè)污染物排放量，并利用熵值法計算出環(huán)境污染綜合指標。

由于創(chuàng)新投入到創(chuàng)新產(chǎn)出存在時間滯后，本文使用滯后一期的創(chuàng)新產(chǎn)出指標數(shù)據(jù)進行測算，即初始投入、中間產(chǎn)出（中間投入）、最終產(chǎn)出的年份分別為2005—2018年、2006—2019年和2007—2020年。

3.2 綠色創(chuàng)新效率測度及結(jié)果分析

3.2.1 靜態(tài)綠色創(chuàng)新效率測度及結(jié)果分析

如圖1所示，30 個省份高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新的科技研發(fā)效率（I1）與成果轉(zhuǎn)化效率（I2）在波動緩慢上升，原因在于我國產(chǎn)業(yè)生態(tài)化發(fā)展政策及環(huán)境保護、低排減排等制度改革取得一定成效，資源節(jié)約型技術(shù)水平不斷提升，但高技術(shù)制造業(yè)提質(zhì)增效尚處于轉(zhuǎn)型期，加之技術(shù)研發(fā)及應(yīng)用的激勵約束機制還不夠完善，因而綠色創(chuàng)新效率還不穩(wěn)定且上升幅度有限。多數(shù)年份內(nèi)成果轉(zhuǎn)化效率低于科技研發(fā)效率，說明推進成果轉(zhuǎn)化的體制機制有待完善，技術(shù)市場發(fā)展滯后，改革的著力點應(yīng)在于健全相關(guān)體系、提高成果轉(zhuǎn)化效率，推動污染物回收再利用。

圖1 30 個省份高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率變化趨勢年度分布

如表2所示，各省份高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率差距較大。1/3的省份兩階段差距在10.0%以上，部分省份研發(fā)階段均值較大，比如廣東研發(fā)階段均值較轉(zhuǎn)化階段均值高24.5%，廣西研發(fā)階段均值較轉(zhuǎn)化階段均值高11.2%；另有部分省份轉(zhuǎn)化階段效率較高，如青海、寧夏轉(zhuǎn)化階段均值與研發(fā)階段均值的差距分別為24.4%與24.2%；各省份綠色創(chuàng)新效率均呈現(xiàn)波動上升趨勢，多數(shù)省份兩階段差距逐漸縮小。此外，東、中、西部1）三大區(qū)域高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率差距也較為明顯。其中，東部地區(qū)科技研發(fā)效率與成果轉(zhuǎn)化效率均表現(xiàn)最優(yōu)，兩階段創(chuàng)新效率均值都大于0.8，這與東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高、技術(shù)先進以及環(huán)保意識較強直接相關(guān)；中部地區(qū)科技研發(fā)效率大于西部地區(qū)，成果轉(zhuǎn)化效率小于西部地區(qū)，但差距很小，原因在于中部地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)可以通過承接東部地區(qū)的先進技術(shù)優(yōu)化管理經(jīng)驗，因而科技研發(fā)效率略高，但在承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時會引入污染排放較高的產(chǎn)業(yè)，其負外部作用會抑制高技術(shù)制造業(yè)綠色成果轉(zhuǎn)化效率的提升；西部地區(qū)在西部大開發(fā)戰(zhàn)略推動下，成果轉(zhuǎn)化平臺逐漸完善，成果轉(zhuǎn)化效率較高。三大區(qū)域內(nèi)部各省份高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率也存在差異，具體而言，東部的北京、天津與河北、遼寧之間，中部的河南與山西、黑龍江之間，西部的重慶與內(nèi)蒙古之間均存在較大差距，說明在推動大區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的同時也應(yīng)該兼顧各區(qū)域內(nèi)部各省份之間的協(xié)調(diào)。

表2 30 個省份高技術(shù)制造業(yè)區(qū)域靜態(tài)綠色創(chuàng)新效率結(jié)果比較

3.2.2 動態(tài)綠色創(chuàng)新效率測度及結(jié)果分析

根據(jù)GML指數(shù)將靜態(tài)效率值進行分解，進一步分析綠色創(chuàng)新效率變化的原因，測度結(jié)果見表3。從綠色科技研發(fā)階段來看，全國高技術(shù)制造業(yè)綠色科技研發(fā)階段GML指數(shù)及指數(shù)分解均大于1，表明我國綠色科技研發(fā)效率整體有所提升；僅上海、廣東、四川、貴州、云南、陜西6個省份的EC小于1，其余省份均表現(xiàn)為技術(shù)效率提升；從BPC結(jié)果來看，只有黑龍江在樣本期間內(nèi)出現(xiàn)技術(shù)退步，說明我國整體技術(shù)進步較為顯著。從綠色成果轉(zhuǎn)化階段來看，全國高技術(shù)制造業(yè)綠色成果轉(zhuǎn)化階段GML指數(shù)大于1，表明我國綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化效率有所升高；各省份EC指數(shù)均大于1，表明綠色技術(shù)效率均有所提升；北京、河北、山西、黑龍江、安徽、江西、廣西、甘肅、青海9個省份BPC指數(shù)結(jié)果大于1，說明技術(shù)效率改進是綠色成果轉(zhuǎn)化效率提高的內(nèi)在動力。

表3 2005-2020年30 個省份高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率GML指數(shù)及指數(shù)分解均值

表3（續(xù)）

4 區(qū)域空間溢出效應(yīng)實證分析

4.1 區(qū)域空間自相關(guān)性檢驗結(jié)果

如表4所示，我國高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率Moran'sI指數(shù)在多數(shù)年份內(nèi)顯著為正，表示高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有較為明顯的空間正相關(guān)性；但成果轉(zhuǎn)化階段的綠色創(chuàng)新效率莫蘭指數(shù)顯著性較弱，代表科技研發(fā)創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)更強。

表4 30 個省份高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率莫蘭指數(shù)

4.2 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

綜合借鑒相關(guān)研究成果，選取了7個變量研究高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)（見表5）。相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)制造業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法、外推法補齊。

表5 變量選取及相關(guān)說明

4.3 模型構(gòu)建

根據(jù)前文空間計量模型選擇過程在進行相關(guān)檢驗后，本文最終選取空間杜賓模型進行分析，公式如下：

其中，a代表決策單元；t代表時間；RD為綠色科技研發(fā)創(chuàng)新效率；TF為綠色成果轉(zhuǎn)化創(chuàng)新效率；α0為常數(shù)項；α為回歸系數(shù)；β為其他決策單元解釋變量對本決策單元被解釋變量影響的系數(shù)；Xat為各影響因素；ρ為空間滯后項系數(shù)；μ為控制個體效應(yīng)；ε為誤差項。

4.4 區(qū)域空間溢出效應(yīng)結(jié)果分析

4.4.1 空間杜賓模型結(jié)果分析

結(jié)果顯示（見表6），7個變量因素對于高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)有不同的影響，具體如何影響在后文展開；高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率的空間自相關(guān)系數(shù)rho均大于0，表明本地高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率會受到鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的正向影響，應(yīng)采取相應(yīng)措施放大正向影響，促進區(qū)域協(xié)同發(fā)展。

表6 高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率空間溢出效應(yīng)回歸結(jié)果

表6（續(xù)）

4.4.2 區(qū)域空間效應(yīng)分解結(jié)果分析

借鑒已有研究，空間杜賓模型的回歸系數(shù)不可以準確體現(xiàn)出各變量因素對被解釋變量的影響過程，因此本文對各解釋變量的直接、間接及總效應(yīng)進行分解計算（見表7）。根據(jù)綠色科技研發(fā)階段的相關(guān)結(jié)果可知：（1）企業(yè)規(guī)模對于綠色科技研發(fā)階段創(chuàng)新效率的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均為正，說明企業(yè)規(guī)模的擴大有利于綠色科技研發(fā)效率的提升，但直接效應(yīng)不顯著，可能是管理機制優(yōu)化滯后于規(guī)模擴張而導致官僚化、管理效率低下之故。而鄰近地區(qū)企業(yè)規(guī)模的擴大對本地高技術(shù)制造業(yè)綠色研發(fā)效率提升具有正向作用，因為資金、技術(shù)、人才等要素優(yōu)勢可以通過跨區(qū)域合作對本地產(chǎn)生正向溢出；（2）市場競爭程度對綠色科技研發(fā)階段創(chuàng)新效率的總效應(yīng)與直接效應(yīng)為正，其中直接效應(yīng)通過1%的顯著性檢驗。市場競爭壓力越大，企業(yè)謀求綠色優(yōu)勢的動機越顯著，越有利于推動本地企業(yè)綠色研發(fā)；但本地市場競爭增大的同時，會有一些被淘汰的企業(yè)到鄰近地區(qū)生產(chǎn)，因而對鄰近地區(qū)綠色研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生一定的負向作用。（3）所有制結(jié)構(gòu)對于綠色科技研發(fā)效率的總效應(yīng)與間接效應(yīng)均為正，說明國有企業(yè)占比越高越有利于助推整體地區(qū)綠色科技研發(fā)效率的改進。國有企業(yè)擁有較多綠色創(chuàng)新資源，承擔更多社會責任，有相對更大的外在壓力和內(nèi)在動力進行科技研發(fā)，而鄰近地區(qū)的國有企業(yè)可能會受到同樣政策的影響，但這種間接促進作用有限。（4）人力資本對于綠色科技研發(fā)階段綠色創(chuàng)新效率的總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)系數(shù)均為正，且總效應(yīng)與直接效應(yīng)分別通過10%、1%的顯著性檢驗，表明本地區(qū)人力資本水平的提高可以有效提升本地研發(fā)效率，并通過地區(qū)間合作產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)促進鄰近地區(qū)綠色科技研發(fā)效率提升。（5）本地教育水平的提升正向促進高技術(shù)制造業(yè)綠色科技研發(fā)效率的提高，但這一作用并不顯著，說明高技術(shù)企業(yè)的綠色創(chuàng)新需求與人員質(zhì)量不匹配，應(yīng)建立更良好的人才培養(yǎng)環(huán)境。本地教育水平的提升不利于鄰近地區(qū)綠色科技研發(fā)效率的提升，因為本地高校影響力較高會吸引周邊更多學生向本地集聚，導致鄰近地區(qū)高校人力支撐變?nèi)?，不利于鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的改進。（6）環(huán)境規(guī)制對綠色科技研發(fā)效率的總效應(yīng)、直接效應(yīng)為負，且直接效應(yīng)通過5%的顯著性檢驗，表明環(huán)境規(guī)制不利于本地區(qū)綠色科技研發(fā)效率的改進。由于環(huán)境規(guī)制投資擠占了研發(fā)領(lǐng)域的資金，因而抑制了創(chuàng)新研發(fā)的積極性。鄰近區(qū)域環(huán)境規(guī)制有利于促進本地的科技研發(fā)效率，可能是因為鄰近地區(qū)在環(huán)境規(guī)制的壓力下注重開發(fā)和利用新技術(shù)，會通過競爭效應(yīng)推動本地進行自主研發(fā)。（7）基礎(chǔ)設(shè)施對于綠色科技研發(fā)效率的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均為正顯著，表明完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅能更好地為綠色研發(fā)創(chuàng)新提供配套服務(wù)，而且能增強區(qū)域間高技術(shù)制造業(yè)信息、資金等要素的溢出和交流，進而提高綠色科技研發(fā)效率。

表7 高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果

綠色成果轉(zhuǎn)化階段創(chuàng)新效率空間效應(yīng)分解結(jié)果表明：（1）企業(yè)規(guī)模對于綠色成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)與直接效應(yīng)系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)規(guī)模越大，綠色成果轉(zhuǎn)化效率越低，可能是由于企業(yè)規(guī)模大導致原有路徑依賴相對強，轉(zhuǎn)型成本相對高。企業(yè)規(guī)模對綠色成果轉(zhuǎn)化效率的間接效應(yīng)為正，可能是因為大規(guī)模企業(yè)的合作網(wǎng)絡(luò)更加廣泛，通過參與鄰近地區(qū)企業(yè)合作，進而提升鄰近地區(qū)企業(yè)綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率。（2）市場競爭對綠色成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)與直接效應(yīng)均顯著為正，類似科技研發(fā)階段，本地市場競爭壓力迫使企業(yè)提高成果轉(zhuǎn)化率；且在成果轉(zhuǎn)化階段，隨著同類型企業(yè)數(shù)的增加，綠色產(chǎn)品及其他成果會在地區(qū)間有更多更大的交易平臺，因而也有利于提高鄰近地區(qū)綠色成果轉(zhuǎn)化效率。（3）所有制結(jié)構(gòu)對成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均為正，由于國有企業(yè)創(chuàng)新剩余權(quán)與索取權(quán)的分離，使得其更加注重科技成果的轉(zhuǎn)化［56］；同時，國有企業(yè)與鄰近省份展開合作，也可以提高鄰近省份成果轉(zhuǎn)化效率。（4）人力資本對成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為正，說明人力資本的增加顯著促進整體地區(qū)成果轉(zhuǎn)化效率，且地區(qū)間合作的溢出作用顯著。（5）教育水平對高技術(shù)制造業(yè)綠色成果轉(zhuǎn)化效率的直接效應(yīng)在10%的水平下顯著為正，因為高等學校學生多為高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化人員的后備力量，可以為成果轉(zhuǎn)化提供更多的人才支撐。類似科技研發(fā)階段，教育水平對于綠色成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)與間接效應(yīng)表現(xiàn)為負，原因在于本地高校吸引鄰近地區(qū)學生會導致鄰近地區(qū)高校人力資本支撐變?nèi)?，不利于綠色創(chuàng)新效率的提升。（6）環(huán)境規(guī)制對于成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制會激勵各地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)應(yīng)用環(huán)境友好的減排技術(shù)和設(shè)備，更加注重產(chǎn)品的綠色化轉(zhuǎn)型，并對鄰近地區(qū)產(chǎn)生擴散和推動作用。（7）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對綠色成果轉(zhuǎn)化效率的總效應(yīng)、間接效應(yīng)均在1%的顯著性水平下為正，即鄰近地區(qū)交通、通信等的便利會加速信息、產(chǎn)品等在地區(qū)間的往來，顯著促進本地及整體地區(qū)綠色成果轉(zhuǎn)化效率的提升；但基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對綠色成果轉(zhuǎn)化效率的直接效應(yīng)系數(shù)為負，可能是因為完善的基礎(chǔ)設(shè)施導致本地有大量企業(yè)投資入駐，一段時間后該地區(qū)可能會出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同、同質(zhì)化服務(wù)增多等現(xiàn)象，阻礙綠色創(chuàng)新持續(xù)發(fā)展。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

由于綠色創(chuàng)新效率的空間外溢效應(yīng)可能會隨著不同空間矩陣所代表的空間聯(lián)系變化而發(fā)生變化，因此本文使用地理距離矩陣進行穩(wěn)健性檢驗，具體結(jié)果見表8。可見，僅少數(shù)解釋因素的顯著性發(fā)生變化，多數(shù)解釋因素對高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間影響未發(fā)生變化，證明本文研究結(jié)果可靠。

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表8（續(xù)）

5 結(jié)論與對策建議

5.1 研究結(jié)論

（1）高技術(shù)制造業(yè)兩階段綠色創(chuàng)新效率均呈上升趨勢，成果轉(zhuǎn)化階段綠色創(chuàng)新效率相對低；多數(shù)省份高技術(shù)制造業(yè)科技研發(fā)階段綠色創(chuàng)新效率提高，但成果轉(zhuǎn)化階段綠色創(chuàng)新效率有所下降；三大區(qū)域綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)出東部地區(qū)兩階段處于“雙優(yōu)”狀態(tài)，中部、西部地區(qū)上升空間較大的空間異質(zhì)狀況。（2）高技術(shù)制造業(yè)綠色科技研發(fā)效率與綠色成果轉(zhuǎn)化效率均存在空間相關(guān)性，科技研發(fā)效率空間溢出更為明顯。（3）從研發(fā)階段來看，市場競爭、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對本地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率正向影響較為明顯，而所有制結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制對其有負向影響；企業(yè)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對鄰近地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有正向溢出效應(yīng)，而市場競爭、教育水平則表現(xiàn)為負向溢出效應(yīng)。從成果轉(zhuǎn)化階段來看，市場競爭、所有制結(jié)構(gòu)、教育水平顯著促進本地區(qū)成果轉(zhuǎn)化效率提升，而企業(yè)規(guī)模的擴大卻有負向影響；所有制結(jié)構(gòu)、人力資本、環(huán)境規(guī)制、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對鄰近地區(qū)成果轉(zhuǎn)化效率具有顯著正向溢出效應(yīng)，而企業(yè)規(guī)模、市場競爭、教育水平的溢出效應(yīng)則不夠明顯。

5.2 對策建議

基于研究結(jié)論，本文提出以下四方面對策建議：

（1）提升人力資本質(zhì)量，推動產(chǎn)學研聯(lián)動創(chuàng)新。人力資本對本地區(qū)及鄰近地區(qū)在綠色科技研發(fā)階段的創(chuàng)新效率均有促進作用，為此應(yīng)進一步優(yōu)化人才培養(yǎng)機制，培育創(chuàng)新型人才，消減國際人才引進的政策壁壘，整體提升人力資本質(zhì)量，推進我國高技術(shù)制造業(yè)綠色創(chuàng)新由研發(fā)經(jīng)費依賴型向高質(zhì)量人力資本支撐型轉(zhuǎn)變［57］；同時，應(yīng)當促進高技術(shù)制造業(yè)綠色成果轉(zhuǎn)化提質(zhì)增效，以國有企業(yè)為主導，推動產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新，根據(jù)市場需求研發(fā)綠色創(chuàng)新技術(shù)，將研發(fā)成果直接轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力。此外，完善技術(shù)市場建設(shè)，建立產(chǎn)學研各方信息共享、交易有序的線上線下融合一體的技術(shù)交易平臺，強化對研發(fā)人員的激勵效應(yīng)。

（2）整合區(qū)域資源，促進區(qū)域協(xié)同共榮。一方面通過宏觀政策對本地與周邊地區(qū)的資源進行科學規(guī)劃，鼓勵具有綠色創(chuàng)新優(yōu)勢的區(qū)域通過項目合作方式降低區(qū)域間知識存量與技術(shù)代際落差［58］；另一方面要通過區(qū)域資源整合實現(xiàn)優(yōu)勢互補，將中西部地區(qū)自然資源優(yōu)勢與東部地區(qū)的人才、資本、技術(shù)優(yōu)勢整合，共研共享綠色創(chuàng)新技術(shù)成果，充分借助本地與鄰近地區(qū)的輻射作用構(gòu)建完善產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈，提升產(chǎn)業(yè)質(zhì)量及區(qū)域綠色創(chuàng)新效率，推動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展，如期實現(xiàn)“雙碳”目標。

（3）發(fā)揮財政政策作用，放大環(huán)境規(guī)制外部效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制明顯促進鄰近地區(qū)綠色成果轉(zhuǎn)化效率改善，但對本地區(qū)綠色技術(shù)研發(fā)具有抑制作用，說明綠色技術(shù)成果具有顯著的外部正效應(yīng)，因此應(yīng)當充分發(fā)揮財政政策工具的調(diào)控作用，增加公共財政對污染治理的投資及引導帶動效應(yīng)，降低企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)研發(fā)成本，并設(shè)立綠色創(chuàng)新專項資金，對綠色低碳清潔技術(shù)研發(fā)及應(yīng)用的企業(yè)實施財政補貼或按比例減免稅費等優(yōu)惠政策，同時探索多種激勵方式推進跨區(qū)域企業(yè)聯(lián)合攻關(guān)，降低研發(fā)風險，聯(lián)動提高區(qū)域成果利用效率，充分彰顯綠色創(chuàng)新技術(shù)的外部正效應(yīng)。

（4）增強區(qū)域交通連接，擴大綠色技術(shù)輻射面?；A(chǔ)設(shè)施的改善對本地高技術(shù)制造業(yè)綠色研發(fā)階段創(chuàng)新效率有顯著助推作用，也對鄰近地區(qū)綠色成果轉(zhuǎn)化效率具有顯著空間溢出效應(yīng)，因此應(yīng)加快建設(shè)區(qū)域鐵路、公路、水路、航空等綜合生態(tài)交通設(shè)施，增強綠色創(chuàng)新落后區(qū)域與發(fā)達區(qū)域的互連互通，突破綠色創(chuàng)新技術(shù)研發(fā)及成果應(yīng)用的空間距離隔閡，為區(qū)域資源整合和優(yōu)勢互補、實現(xiàn)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率提升提供基礎(chǔ)設(shè)施保障，打通綠色高質(zhì)量內(nèi)循環(huán)的堵點，促進各區(qū)域高技術(shù)制造業(yè)綠色協(xié)調(diào)發(fā)展。

注釋：

1）依據(jù)國家統(tǒng)計局《第一次全國經(jīng)濟普查主要數(shù)據(jù)公報（第一號）》進行東、中、西部的劃分，其中東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。