基于DEA-Malmquist模型和ESDA的湖北省綠色創(chuàng)新能力時空特征分析

劉歡 鄧宏兵

(1.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢) 經(jīng)濟管理學(xué)院,湖北 武漢 430074；2.湖北省區(qū)域創(chuàng)新能力監(jiān)測與分析軟科學(xué)研究基地,湖北 武漢,430074)

基于DEA-Malmquist模型和ESDA的湖北省綠色創(chuàng)新能力時空特征分析

劉歡 鄧宏兵

(1.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢) 經(jīng)濟管理學(xué)院,湖北 武漢 430074；2.湖北省區(qū)域創(chuàng)新能力監(jiān)測與分析軟科學(xué)研究基地,湖北 武漢,430074)

運用因子分析方法測算2013年湖北省綠色創(chuàng)新績效能力。并利用面板數(shù)據(jù),采用DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法,定量測度了湖北省2008～2013年的綠色創(chuàng)新績效。利用ESDA探索性空間數(shù)據(jù)分析方法分析湖北省綠色創(chuàng)新績效的空間依賴與空間關(guān)聯(lián)。結(jié)果表明,湖北省的綠色創(chuàng)新能力主要受科技創(chuàng)新因子和能耗環(huán)保因子影響,各市州的綠色創(chuàng)新績效整體呈現(xiàn)出較大的差異性；全要素增長率的增長主要得益于技術(shù)增長效應(yīng),效率值的貢獻并不顯著；綠色創(chuàng)新在空間上顯著正相關(guān),具有空間聚集趨勢,存在創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

綠色創(chuàng)新；因子分析；DEA-Malmquist；ESDA

一、綠色創(chuàng)新能力

2014年,處在發(fā)展新周期的中國經(jīng)濟首次用“新常態(tài)”來描述,為適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài),從發(fā)展動力上要求由要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動,創(chuàng)新能力越來越成為衡量區(qū)域綜合競爭力的重要標(biāo)準(zhǔn)。在環(huán)境容量和資源承載力有限的條件下,區(qū)域創(chuàng)新除了在發(fā)展水平、規(guī)模、效率等問題上備受關(guān)注,創(chuàng)新發(fā)展的“綠色”問題,即生態(tài)性、可持續(xù)性也越來越不容忽視。

現(xiàn)在國內(nèi)學(xué)者對綠色創(chuàng)新的研究主要有兩個特點：一是在研究對象上,較少研究全國或者全行業(yè)的綠色創(chuàng)新能力,而在對企業(yè)的微觀分析方面有較多的研究；二是在對綠色創(chuàng)新研究的方法選擇上,多數(shù)是規(guī)范分析或者案例分析,選擇實證分析方法的較少。而對綠色創(chuàng)新的研究視角又主要集中在內(nèi)涵解釋和影響因素兩個方面。

在對綠色創(chuàng)新的內(nèi)涵解釋上,Brawn和Wield(1994)提出,綠色技術(shù)主要內(nèi)容包括清潔能源技術(shù)、工業(yè)技術(shù)和產(chǎn)出技術(shù),目的是在生產(chǎn)過程中減少原材料消耗,提高資源利用效率,降低環(huán)境污染,其過程包括末端技術(shù)、無廢工藝、廢物最小化、清潔技術(shù)和污染預(yù)防技術(shù)5個階段[1]；李平(2002)認為,綠色創(chuàng)新技術(shù)應(yīng)該堅持可持續(xù)發(fā)展的思想觀念,堅持人與自然和諧發(fā)展,進而實現(xiàn)社會效益、經(jīng)濟效益和生態(tài)效益三者的和諧統(tǒng)一,實現(xiàn)社會、經(jīng)濟和自然界的可持續(xù)發(fā)展,同時將傳統(tǒng)的技術(shù)創(chuàng)新與新的技術(shù)創(chuàng)新作了比較[2]；童昕(2007)認為綠色技術(shù)是指環(huán)境友好型、資源節(jié)約型技術(shù),是為了降低企業(yè)在生產(chǎn)和服務(wù)過程中對環(huán)境產(chǎn)生的負面影響而采取的一系列促進資源循環(huán)利用、防治污染和實現(xiàn)產(chǎn)品綠色化的措施[3]；李海萍等(2005)提出在一段時間內(nèi)企業(yè)為了降低能耗、提高資源利用效率、降低污染而推出的一系列綠色創(chuàng)新項目稱之為綠色持續(xù)創(chuàng)新,其目的是為了創(chuàng)造更高的經(jīng)濟效益,實現(xiàn)企業(yè)利益的最大化[4]。

對于綠色創(chuàng)新能力的影響因素,Vicki Norberg-Bohm(1999)指出,為了在工業(yè)化社會保持健康和良好的生態(tài)系統(tǒng),建立公共政策機制,并根據(jù)其影響因素設(shè)置了6項政策的設(shè)計標(biāo)準(zhǔn)來推動綠色技術(shù)創(chuàng)新[5]；周力(2010)認為,依據(jù)內(nèi)生增長理論,與傳統(tǒng)創(chuàng)新的不同之處在于,綠色創(chuàng)新除了受到R&D投資、人力資本、貿(mào)易開放等因素影響之外,還往往與地區(qū)資源稟賦呈現(xiàn)緊密關(guān)聯(lián)[6]。

筆者認為“綠色創(chuàng)新”是以面向資源能源節(jié)約與節(jié)約化利用,保護環(huán)境和減少環(huán)境污染為基本的出發(fā)點,以產(chǎn)品創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、觀念創(chuàng)新、制度創(chuàng)新為實現(xiàn)途徑,以實現(xiàn)經(jīng)濟效益、社會效益和生態(tài)效益相統(tǒng)一為最終目的,能夠推進社會、經(jīng)濟、環(huán)境系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的創(chuàng)造性活動,其結(jié)果表現(xiàn)為有益于節(jié)能減排的技術(shù)進步。基于此,使用截面數(shù)據(jù),采用因子分析方法,對2013年湖北省的綠色創(chuàng)新能力進行了評價。

二、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

主要采取因子分析方法、DEA和ESDA空間分析方法來測評湖北省12個地級市2013年綠色創(chuàng)新能力水平。主要數(shù)據(jù)來源于《湖北省科技統(tǒng)計年鑒》和《湖北省統(tǒng)計年鑒》,部分缺失數(shù)據(jù)來源于《湖北省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

(二)評價體系建立與說明

為研究綠色創(chuàng)新水平,在投入變量中加入了能源消耗變量,以觀測能源對綠色創(chuàng)新水平的影響,選取R&D(研究與開發(fā))經(jīng)費內(nèi)部支出、新產(chǎn)品單位能耗作為創(chuàng)新投入變量；在創(chuàng)新產(chǎn)出中,多數(shù)學(xué)者傾向于用專利授權(quán)量來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出對綠色創(chuàng)新的影響,由于單一的專利授權(quán)量難以完整刻畫綠色創(chuàng)新產(chǎn)出,因此考慮綠色創(chuàng)新的內(nèi)涵,加入高新技術(shù)產(chǎn)值,并用工業(yè)固體廢物綜合利用率、污水集中處理率來衡量綠色創(chuàng)新中對提高居民健康和生活質(zhì)量的社會效益；在創(chuàng)新環(huán)境中,用研究與開發(fā)機構(gòu)、研究與開發(fā)機構(gòu)從業(yè)人員來衡量[7],評價指標(biāo)體系,見表1。

表1 湖北省綠色創(chuàng)新水平評價指標(biāo)體系

(三)DEA-Malmquist全要素生產(chǎn)率

Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型方法,既能體現(xiàn)現(xiàn)階段的競爭力也能反映對未來的預(yù)測,是測度經(jīng)濟增長質(zhì)量或判定產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程是否可持續(xù)的重要標(biāo)準(zhǔn)[8,9]。

因此利用Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)分析法,將R&D經(jīng)費強度、環(huán)境保護投資和貿(mào)易開放程度作為綠色創(chuàng)新水平的影響因子,測度了2008～2013年湖北省的綠色創(chuàng)新能力績效,用來分析湖北省全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化。

基于產(chǎn)出的Malmquist全要素生產(chǎn)率可以表示為：

(1)

式中,x和y分別表示投入向量和產(chǎn)出向量,Dt為距離函數(shù)。式(1)測度了在時期t的技術(shù)T參照下,從時期t到時期t+1的生產(chǎn)點距離函數(shù),即全要素生產(chǎn)率的變化。

Tfpch(Mt)即為全要素生產(chǎn)率指數(shù),是新的知識、新的技能、發(fā)明創(chuàng)造和新的組織結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟活動中的應(yīng)用而產(chǎn)生的經(jīng)濟水平的提高,當(dāng)時期t到t+1的TFP處于增長(下降)狀態(tài)時,改指數(shù)大于(小于)1。

為降低時期選擇的隨機性對結(jié)果產(chǎn)生的差異,從時期t到時期t+1用采用了幾何平均來衡量全要素生產(chǎn)率的變化,即：

(2)

在式(2)中,有：

其中,effch表示“追趕效應(yīng)”,當(dāng)技術(shù)效率提高時,effch值大于1,且表示DMU的生產(chǎn)更接近生產(chǎn)前沿面；tech表示“增長效應(yīng)”,測度了從時期t到t+1技術(shù)邊界的移動情況,衡量技術(shù)進步指數(shù),代表的是技術(shù)的變化。當(dāng)技術(shù)出現(xiàn)了創(chuàng)新或進步時,tech值大于1,生產(chǎn)前沿面向上移動。

effch=pech×sech

(3)

因此tfpch=effch×tech=pech×sech×tech

(4)

(四)探索性空間數(shù)據(jù)分析方法(ESDA)

在利用截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)對湖北省綠色創(chuàng)新能力和績效進行評價的基礎(chǔ)上,進一步評價湖北省綠色創(chuàng)新績效在空間上的分布特征,采用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法((ExploratorySpatialDataAnalysis,縮寫為ESDA)對湖北省綠色創(chuàng)新績效的區(qū)域地理特征，包括空間依賴性與空間關(guān)聯(lián)進行分析。

1.全局空間自相關(guān)度量

地理上具有相鄰性的經(jīng)濟現(xiàn)象或者屬相,受經(jīng)濟地理的空間依賴或者空間關(guān)聯(lián)影響而存在相關(guān)性。由于知識所具有的溢出效應(yīng)和隱形知識所具有的區(qū)位粘性等因素影響,綠色創(chuàng)新在空間上具有依賴性[10]。Moran’I主要用來探索某一屬性值在整個區(qū)域內(nèi)的空間分布狀況,其計算公式為：

(5)

2.局部空間自相關(guān)度量

由于全局統(tǒng)計Moran’I很難發(fā)現(xiàn)存在于不同位置的空間關(guān)聯(lián),因此需要采取局部空間統(tǒng)計量(LocalIndicatorsofSpaceAssociation,簡稱LISA)來進行局域空間自相關(guān)分析。LISA對于某個空間單元i的計算公式為：

(6)

采用Bonferroni標(biāo)準(zhǔn)可以對Ii進行顯著性檢驗,在Ii顯著的情況下,Ii>0,且Zi>0,則空間相關(guān)屬于第一象限(HH)；Ii>0,且Zi<0,則空間相關(guān)屬于第三象限(LL)；Ii<0,且Zi>0,則空間相關(guān)屬于第二象限(HL)；Ii<0,且Zi<0,則空間相關(guān)屬于第四象限(LH)。

三、湖北省綠色創(chuàng)新能力時空特征分析

(一)湖北省綠色創(chuàng)新水平測度

利用2013年湖北省12個市的9個指標(biāo)數(shù)據(jù)進行因子分析。首先,進行KMO檢驗和Bartlett’s球形檢驗。KMO值為0.717,Bartlett’s球形檢驗的概率P值為為0.000,根據(jù)檢驗標(biāo)準(zhǔn),原變量適合進行因子分析；其次,求出相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值、方差貢獻率和累計獻率,按照旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣提煉出2個主因子,每個主因子所解釋的成分如下。

第一主因子,主要衡量的是地區(qū)的創(chuàng)新投入水平和創(chuàng)新環(huán)境。主要由專利授權(quán)數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總值、研究與開發(fā)機構(gòu)從業(yè)人員、R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和研究與開發(fā)機構(gòu)5項指標(biāo)構(gòu)成,稱為科技創(chuàng)新因子。

第二主因子,主要反映的是湖北省工業(yè)能源消耗和廢棄物排放對環(huán)境所造成的污染程度。由生活垃圾無害化處理率、污水集中處理率、單位GDP能耗和工業(yè)固體廢棄物綜合利用率4項指標(biāo)構(gòu)成,稱為能耗環(huán)保因子。

最后,各因子Fij(代表湖北省第i個市第j個因子)的得分函數(shù)可以由因子得分系數(shù)計算而得,最后計算得出各市州綠色創(chuàng)新水平的綜合得分,將各主因子的貢獻率為權(quán)重計算出綜合因子得分,結(jié)果見表2。

表2 湖北省綠色創(chuàng)新水平的主因子得分、綜合得分及排名

從整體角度來看,通過因子分析得到的湖北省綠色創(chuàng)新水平排名前3的市分別是武漢、襄陽和宜昌,且這3個市的科技創(chuàng)新因子也分別處在第一、第二和第三的水平。由此可見,在影響綠色創(chuàng)新水平的2個主因子中,科技創(chuàng)新因子的方差貢獻率遠遠高于能耗環(huán)保因子。從影響綠色創(chuàng)新的因素來看,只有實現(xiàn)科技創(chuàng)新因子和能耗環(huán)保因子綜合發(fā)展,才能實現(xiàn)整體綠色創(chuàng)新水平快速發(fā)展,且科技創(chuàng)新因子對綠色創(chuàng)新水平的貢獻度大于能耗環(huán)保因子。能耗環(huán)保因子排名前三的分別是黃石、鄂州、孝感,湖北省的咸寧、黃岡、荊州在綠色創(chuàng)新水平中由于科技創(chuàng)新因子和能耗環(huán)保因子得分較低而處于劣勢。

(二)湖北省綠色創(chuàng)新效率測度結(jié)果分析

DEA-Malmquist全要素生產(chǎn)率方法主要是建立在投入產(chǎn)出比值變化上,這種比值的變化通過相互間的作用機制來影響生產(chǎn)率的變化[9]。在投入上,一般分為技術(shù)進步、資本投入和勞動投入。由于本報告主要研究的是綠色創(chuàng)新績效,即投入所帶來的綠色產(chǎn)出的效率,因而在投入上選取的指標(biāo)是R&D研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出來代表資本的變化對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生的影響。同時選取對外直接投資(FDI)作為投入,因為FDI不僅為我國制造業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動帶來了雄厚的資金支出,還成為我國制造業(yè)獲取先進綠色創(chuàng)新資源的主要來源之一,為了進一步體現(xiàn)綠色效應(yīng),選取單位GDP能耗作為創(chuàng)新投入指標(biāo)。在產(chǎn)出上,選取專利授權(quán)量和工業(yè)廢水排放達標(biāo)量兩個指標(biāo)；同時產(chǎn)出必須考慮環(huán)境效益,因而將工業(yè)廢水排放總量納入產(chǎn)出指標(biāo)。

運用DEAP2.1軟件,利用2008～2013年湖北省選取的投入產(chǎn)出指標(biāo)的數(shù)據(jù),計算得到湖北省12個市州的綠色創(chuàng)新能力績效指數(shù),其結(jié)果見表3。同時得出2009～2013年綠色創(chuàng)新的技術(shù)效率和技術(shù)進步走勢和相互作用,為了更直觀的表現(xiàn)之間的關(guān)系,將其繪于圖1。

表3 2008～2013年湖北省綠色創(chuàng)新績效

圖1 2009～2013年湖北省技術(shù)效率和技術(shù)進步指數(shù)

從2008～2013年湖北省12個州市的綠色創(chuàng)新績效看,湖北省整體的綠色創(chuàng)新能力較好,有9個市州在該階段全要素生產(chǎn)率大于1,即新的知識技術(shù)等促進了經(jīng)濟發(fā)展。其中武漢、荊州、宜昌的綠色創(chuàng)新能力位于前三,武漢、荊州、宜昌的綠色創(chuàng)新績效主要是由技術(shù)的“增長效應(yīng)”帶來的,使得其綜合水平名列前茅。荊門、孝感.隨州的全要素生產(chǎn)率低于1,說明科技進步轉(zhuǎn)為經(jīng)濟生產(chǎn)力的能力較差,沒有帶來對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用,反而可能由于大量的科技投入?yún)s沒有很好地轉(zhuǎn)換為生產(chǎn)力,因此對經(jīng)濟發(fā)展起了約束作用。

從2008～2013年綜合Malmquist全要素指數(shù)及其分解來看,推動湖北省綠色創(chuàng)新能力的主要動力是技術(shù)變化,而效率值的變化處于落后水平。全要素生產(chǎn)率tfpch是處于增長狀態(tài)的,其新的知識、新的技能、發(fā)明創(chuàng)造和新的組織結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟活動中的應(yīng)用而產(chǎn)生的經(jīng)濟水平的提高達到了9.4%。但是這主要得益于技術(shù)的變化,即技術(shù)進步的增長效應(yīng)達到了12.8%,而湖北省的效率值的變化即最佳生產(chǎn)可能性邊界的追趕效應(yīng)處于降低狀態(tài),總體來說低于經(jīng)濟增長3%,其中純技術(shù)效率變化低于1.8%,規(guī)模效率低于經(jīng)濟增長1.2%。說明湖北省對于綠色創(chuàng)新的投資規(guī)模還沒有達到最佳水平,存在科研經(jīng)費投入沒有完全得到產(chǎn)出的情況和純技術(shù)的進步和提升沒有轉(zhuǎn)化成生產(chǎn)力的狀況,因此需要進一步優(yōu)化創(chuàng)新投資規(guī)模,使得創(chuàng)新投資和創(chuàng)新產(chǎn)出協(xié)調(diào)發(fā)展,最終促進湖北省綠色創(chuàng)新績效的提高。

(三)湖北省綠色創(chuàng)新效率的空間特征分析

1.全局自相關(guān)分析結(jié)果

利用在全局自相關(guān)Moran’I來解釋空間自相關(guān)和空間集聚現(xiàn)象中,湖北省的Moran’I指標(biāo)值為0.1285,其服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布Z的統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上顯著,表明湖北省綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)顯著空間正相關(guān)的特點,綠色創(chuàng)新在空間上呈現(xiàn)聚集趨勢,在各市州經(jīng)濟發(fā)展水平綜合得分較高的地區(qū)周邊綜合得分也較高,相反經(jīng)濟發(fā)展總體得分較低的周邊地區(qū)也較低。

2.局部自相關(guān)度量

基于GeoDa軟件創(chuàng)建鄰接的權(quán)重矩陣,輸出LISA集聚圖,從圖中可以看出：落在第一象限,表現(xiàn)為正的空間相關(guān)關(guān)系的市州有：武漢、咸寧、黃石、黃岡、隨州、鄂州、荊門；而宜昌、荊州、孝感、襄陽和十堰落在第四象限,變現(xiàn)為負的空間相關(guān)關(guān)系；整體上正相關(guān)關(guān)系起主導(dǎo)作用。

高高類型的區(qū)域主要是由武漢、咸寧、黃石、黃岡、隨州、鄂州、荊門構(gòu)成的高值聚集區(qū),這些地區(qū)基本都資源豐富且交通相對便利,具有良好的區(qū)位優(yōu)勢,其第二、三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重較高,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)層次相對較高,具有相對較高的集聚經(jīng)濟能力,對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平影響力較大,同時也能夠帶動周邊地區(qū)共同發(fā)展。

圖3 湖北省綠色創(chuàng)新績效綜合得分LISA聚集圖

從ESDA分析結(jié)果可以看出：首先,湖北省的整體綠色創(chuàng)新績效處于正向狀態(tài),即存在創(chuàng)新上和技術(shù)上的溢出效應(yīng),但是這種創(chuàng)新和技術(shù)的溢出效應(yīng)由于湖北省個別市州的經(jīng)濟發(fā)展水平的影響而受到了抑制,因此還有部分市州的創(chuàng)新和技術(shù)的溢出效應(yīng)沒有充分發(fā)揮出來；其次,經(jīng)濟發(fā)展水平的高低影響了綠色創(chuàng)新效率的空間分布。經(jīng)濟發(fā)展水平較高的市州,其綠色創(chuàng)新績效所具有的溢出效應(yīng)也較高,反之經(jīng)濟發(fā)展水平較低的市州,其綠色創(chuàng)新績效也受到了影響。因此,經(jīng)濟的發(fā)展是提高綠色創(chuàng)新績效的基礎(chǔ)；最后,湖北省各市州特別是經(jīng)濟發(fā)展較快、綠色績效較高的市州,對周邊地區(qū)經(jīng)濟的拉動輻射作用較小。

四、結(jié)論和建議

第一,湖北省的綠色創(chuàng)新水平主要受科技創(chuàng)新因子和能耗環(huán)保因子的影響,且科技創(chuàng)新因子的影響占主導(dǎo)地位。在湖北省經(jīng)濟發(fā)展水平較高的市州綠色創(chuàng)新水平也相對較高,總體來說湖北省的綠色創(chuàng)新水平較高,但呈現(xiàn)出較大的差異性。

第二,從2008～2013年湖北省的綠色創(chuàng)新績效來看,整體績效水平較高,技術(shù)的進步促進了經(jīng)濟的發(fā)展,但全要素生產(chǎn)率的提高主要由技術(shù)的“增長效應(yīng)”帶來的,效率值的“追趕效應(yīng)”包括純技術(shù)效率進步和規(guī)模效率的作用還需要進一步發(fā)揮。提高技術(shù)進步轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的能力,形成最佳生產(chǎn)規(guī)模。

第三,湖北省的綠色創(chuàng)新績效在空間上存在顯著正相關(guān)特點,落入高高象限的市州較多,即呈現(xiàn)聚集趨勢,存在技術(shù)、創(chuàng)新和生態(tài)上的溢出效應(yīng)。但存在明顯的空間二元結(jié)構(gòu)和局部極化現(xiàn)象,空間結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化,經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)對周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的擴散效應(yīng)亟待加強。

[1]Brawn E,Wield D.Regulation as a means for the social control of technology[J].Technology Analysis & Strategic Management,1994 (3).

[2]李平.技術(shù)創(chuàng)新從傳統(tǒng)邁向綠色[J].貴州社會科學(xué),2002(1).

[3]童昕.集群中的綠色技術(shù)創(chuàng)新——擴散研究——以電子制造的無鉛化為例[J].中國人口·資源與環(huán)境,2007(6).

[4]李海萍,向剛,高忠仕,等.中國制造業(yè)綠色創(chuàng)新的環(huán)境效益向企業(yè)經(jīng)濟效益轉(zhuǎn)換的制度條件初探[J].科研管理,2005(2).

[5]Vicki Noberg-Bohm.Stimulating“green” technological innovation: An analysis of alternative policy mechanisms[J].Policy Sciences,1999 (1).

[6]周力.中國綠色創(chuàng)新的空間計量分析[J].資源科學(xué),2010(5).

[7]華振.中國綠色創(chuàng)新績效研究[J].技術(shù)經(jīng)濟,2011(7).

[8]劉秉鐮,李清彬.中國城市全要素生產(chǎn)率的動態(tài)實證分析[J].南開經(jīng)濟研究,2009(3).

[9]華振.我國綠色創(chuàng)新能力評價及其影響因素的實證分析[J].技術(shù)經(jīng)濟,2011(9).

[10]韓晶.中國區(qū)域綠色創(chuàng)新績效研究[J].財經(jīng)問題研究,2012(13).

[11]王志平.我國區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的時空分異與仿真模擬[D].江西財經(jīng)大學(xué),2013.

責(zé)任編輯 吳愛軍 E-mail:Wajun800@126.com

2016-12-05

國家社會科學(xué)基金項目(14BSH028)

劉歡(1993-),女,江西贛州人,博士研究生,主要從事區(qū)域經(jīng)濟學(xué)研究。

F061

A

1673-1395 (2017)01-0049-06