高技術產業綠色技術創新效率及其規模質量門檻效應

張 峰，任仕佳，殷秀清

(山東理工大學 管理學院，山東 淄博 255000)

0 引言

從量子衛星發射成功到為英國建造核電站，從使用自主芯片超級計算機矚目世界到中國企業技術率先進入5G時代，高技術產業作為提升國際競爭力和促進科技發展的重要陣地，已成為推進國內產業轉型升級與高質量發展的重要載體，尤其是在國內經濟發展換擋提質的當下，高技術產業仍然保持了“逆市上揚”發展勢頭。然而，高技術產業技術創新雖然取得了良好經濟效益和社會效益，但其在產業發展過程中暴露出來的一些生態環境治理失調問題逐漸凸顯，高技術產業環境污染事件也頻頻見諸報端，如蘋果在華供應鏈企業超標排放含氰化物、重金屬等有毒物質廢棄物致使工作人員中毒事件，深圳比亞迪寶龍工業園排放刺激性氣體導致當地居民患病率攀升，美國鳳凰城半導體制造工廠重金屬污染致使農作物減產等。同時，隨著國內社會公眾對高技術產業污染危害性認知的日漸加深，環境規制促使東部高技術產業將污染嚴重項目向內陸地區轉移使得資源環境問題進一步突出，加劇了人們對環境問題的擔憂。可見，相比于傳統產業資源消耗和環境污染，高技術產業同樣存在著無法規避的生態環境問題，其在加快實現高附加值、低污染和低能耗等發展目標上任重而道遠。由此可見，高技術產業創新驅動發展除在創新能力上有要求外，還需要兼顧與突破環境質量及能源等問題約束。

據《中國高技術產業創新能力評價報告2018》顯示，全國范圍內高技術產業技術創新能力均有不同程度提升，其中東部地區企業發展優勢最為突出，是全國高技術產業競爭力最強地區，如北京、廣東、江蘇等地，其創新能力指數均高于50%；中部地區企業在創新投入、產出效率等方面有顯著提升；西部地區則呈現出技術創新能力加速追趕態勢，尤其是陜西、四川高技術產業技術創新能力提升幅度最為顯著。該背景下，部分觀點認為，擴大企業規模是促進技術創新能力提升的有效手段[1]，但技術創新能力提升并不是在企業規模連續變化條件下實現的[2]，由企業規模擴張導致資源配置效率低下、結構冗余、內部控制失效等均反映了企業規模存在的“質量”問題[3]。那么，在國家重點扶持下，高技術產業發展規模持續擴大，企業規模增加是否意味著高技術產業綠色創新能力提升？企業規模質量能夠反映因企業規模不同而引致的企業內部組織關系和市場競爭力等因素對技術創新的綜合影響，當企業規模恰好達到促進(或抑制)技術創新提升的某種狀態時，則認為企業規模是有質量(或無質量)的，即企業規模質量的含義并非傳統意義上產品符合規定要求程度，而是一種判斷企業規模存量或增量對技術創新的作用是否處于合適狀態。一般情況下，學者通常以突破規模閾值促使企業技術創新能力提升的3種情況作為判定企業規模質量提升的常用標準：一是部分高技術產業用于擴大企業規模的投入要素(尤指R&D投入)在突破一定數量前并不能保證創新產出的持續性[4]；二是當企業規模發展到一定程度后，其對企業技術創新的影響會減弱甚至表現出抑制作用[5]；三是企業規模對技術創新的促進作用實現最大化后，部分企業技術創新能力呈現出低迷甚至衰退狀態，部分企業則能夠進入企業規模對技術創新的下一個作用周期[6]。由此體現了企業規模質量這一概念極強的指向性，即“質量”特指企業規模對技術創新提升作用的優劣程度。

綜上可見，提升綠色技術創新能力是我國高技術產業實現可持續發展的必然選擇，但由此牽涉出的直接性思考就是，目前國內高技術產業綠色技術創新能力處在何種水平？企業規模質量對其綠色技術創新能力具有何種影響？據此，合理判斷高技術產業綠色技術創新能力及其與企業規模質量間的作用機理，對于促進高技術產業轉型升級以及提升其技術創新能力具有重要意義。

1 文獻回顧

目前，國內外學者關于綠色技術創新概念與內涵的理解尚處于探索階段。Braun等[7]最早將綠色技術創新理解為控制環境污染、提高資源利用率等工藝和技術的總稱。也有學者認為，綠色技術創新還應包括企業綠色管理手段及產品設計等[8]。中國環境與發展國際合作委員會認為，綠色技術創新范疇還應包括社會發展及制度創新等[9]。雖然上述研究出于不同視角給出的定義有所差別，但可以看出綠色技術創新的主旨內涵就是強調在技術創新過程中彰顯綠色理念，通過落實產品及工藝，開發綠色技術以保證產品在整個使用周期的綠色化，從而實現經濟效益與環境保護雙贏。實質上，影響綠色技術創新水平的因素復雜而多樣，其中既包括管理水平[10]、R&D投入強度[11]等企業內部因素，也涵蓋外部網絡關系[12]、政府支持[13]、產業集聚[14]等企業外部因素，尤其是環境規制對綠色技術創新的作用機理受到國內外學者廣泛討論。如“波特假說”認為，適度的環境規制能夠對綠色技術創新產生促進作用，在此過程中，技術創新不僅可以抵消企業環保投入成本，也對企業生產運營能力具有正向效應[15]。但也有學者認為，受地理環境、產業類別等因素的影響，環境規制對綠色技術創新的促進作用具有不確定性(張峰等，2019)。此外，綠色技術創新效率測度方式備受學者關注，大致可分為兩類：一類是通過構建評價指標體系對企業綠色技術創新能力進行評價。如畢克新等[16]基于技術轉移視角構建了跨國公司對國內制造業綠色技術創新效率影響效果評價指標體系；李妍等[17]基于綜合合項思維方法，以提高城市競爭力為目標構建了城市可持續發展評價指標體系。另一類運用隨機前沿函數、距離函數等模型，通過考量企業投入產出指標對其綠色技術創新能力進行評價。如羅良文等[18]采用主成分分析法對中國各區域工業企業綠色技術創新效率指標數據進行降維，通過DEA方法對企業綠色技術創新效率進行測度并分別進行了因素分解；吳超等[19]運用DEA-RAM聯合效率模型測度了中國16個重污染行業綠色技術創新效率；沈能等[20]利用考慮非期望產出的Meta-frontier對國內各省市綠色創新效率進行測度，并運用結構化方程模型對綠色創新驅動因素進行了研究。

關于哪種企業規模對技術創新作用機制最為有效的探討從未間斷，現有觀點大致歸為3類：①大企業創新優勢論。此種觀點認為，大企業在研發能力、創新風險把控及知識產權保護等方面具有較高水平[21]；②小企業創新優勢論。此種觀點認為，因小企業規模較小，其創新激勵機制較大企業而言更為靈活，簡單的組織結構有效抑制了官僚體制發展，更有可能從獨特角度開展具有顛覆性的創新活動，從而開發出新商業模式[22]；③將前兩種觀點加以整合的“倒U”型關系論。此理論認為，能夠保證企業具有穩定創新輸出的企業規模普遍存在臨界值問題[23]。上述不同類別觀點均是將企業規模視為R&D投入長期積累的結果，并將其與企業家精神的顛覆作用相關聯。目前來看，已有研究將R&D投入積累性同企業家精神顛覆性看作互補要素，認為在倒U頂點左側區域內，具有顯著的穩定性和跳躍性特征[4]，而此特征與自然科學范疇的閾值概念相吻合，若將對技術創新產生促進作用的有限企業規模增長空間視為閾，則躍入此空間的最小值即為規模閾值。雖然規模閾值解讀對傳統企業規模概念能產生較大沖擊，但在實證研究中選取的固定資產、職工人數等單一指標僅能表示企業規模R&D投入條件，難以精確刻畫因企業規模變化誘致企業內外部環境因素變化對技術創新產生的影響[24]。

綜上所述，目前學界在綠色技術創新和企業規模質量理論及實證方面均取得了具有實際意義的研究成果，對衡量高技術產業綠色技術創新效率水平及探究企業規模質量驅動作用具有重要借鑒意義。但在國內加快推進高技術產業發展及可持續發展戰略背景下，尚有一些實際問題值得思考：國內高技術產業綠色技術創新能力處于何種水平？區域間高技術產業綠色技術創新能力具有哪些差異？企業規模質量對高技術產業綠色技術創新會產生哪些影響？基于上述考慮，本文首先運用三階段組合效率測度模型，在剔除外界環境因素和統計噪音干擾后,客觀測度國內高技術產業綠色技術創新效率，并在此基礎上，以企業規模質量為門檻變量考察其對高技術產業綠色技術創新效率的作用機理，對提升高技術產業綠色技術創新水平具有一定借鑒意義。

2 模型構建、變量選取與數據說明

2.1 綠色技術創新效率測度模型

三階段組合效率測度模型除可同時對投入產出松弛進行調整，從而剔除外界環境因素和統計噪音對效率測評結果的差異性影響外，還可以對非正值進行處理，由此可避免因強制性調整導致效率估計出現偏誤。因此，本文運用三階段組合效率測度模型對國內高技術產業綠色技術創新效率進行測度。研究過程分為以下3個階段：

(1)第一階段：效率測算。RAM模型是由DEA創建者之一Cooper等[25]在早期與第一個組合效率測度模型共同提出，其具有相對成熟的理論與實踐基礎。為此，本文用其構建高技術產業綠色技術創新效率測度模型。

(1)

(2)

其中，

為常數項。

(3)

其中，

為常數項。

(4)

(5)

(6)

(7)

基于此，結合式(4)、式(5)，可得到如下具體投入產出數據調整式。

(8)

(9)

2.2 門檻模型設定

根據Hansen[28]的面板數據門檻模型研究思路，將本文基本方程定義如下：

(10)

其中，i和t分別表示樣本個體數和樣本時間;yit為被解釋變量，qit為門檻變量，且y和q均為標量;xit為解釋變量;I(·)為指示性函數;uit為待觀測樣本個體效應；θ為系數向量；dit表示一組能夠對被解釋變量產生影響的控制變量；εit為隨機干擾項。

參考Hansen門檻模型設定方法，本文單一門檻模型表示如下：

lnTechit=α0+λ1lnScaleitI(lnScaleit≤γ1)+λ2lnScaleitI(lnScaleit>γ2)+β1lnFocusit+

β2lnMarketit+β3lnLaborit+β4lnInvesit+εit

(11)

其中，Scaleit為企業規模質量水平，并表征門檻變量；γ表示門檻值，在單一門檻模型條件下，所得門檻值將測量區間分成兩部分，在不同區間內，以λ1和λ2分別表示高技術產業企業規模質量的估計系數。結合面板門檻模型回歸理論，門檻值估計過程以最小殘差平方和原理為理論基礎，可使用OLS方法對給定回歸模型中的門檻值進行殘差平方和求和處理，其中門檻值即在殘差平方和去最小值時對應的γ值，即：

(12)

Hansen在估計候選門檻值γ時運用“柵格搜索法”計算出門檻值對應的平方和，并以此為基礎確定最小門檻值即為真實門檻值。在確定門檻模型參數值后，還需進一步對門檻進行相關性檢驗，主要包括以下兩個過程：①檢驗門檻效應的顯著性；②檢驗門檻估計值的真實性。設定式(10)不存在門檻效應的原假設為：H0:β1=β2。此時，構造Lagrange乘數(LM)，檢驗統計量如下：

(13)

其中，S0表示零假設下的殘差平方和。以上部分參數估計和假設檢驗均表示當存在單門檻情況時進行，但實際情況卻可能存在多個門檻，此時以此為基礎進行類比即可。

2.3 變量選取與數據來源

(1)高技術產業綠色技術創新效率(Tech)。技術創新投入是支撐高技術產業發展的基礎條件，考慮數據可獲取性及參考現有相關評價指標，選取R&D經費投入(RD_E)、R&D人員全時當量(RD_P)分別作為高技術產業在資本和勞動方面的投入指標。高技術產業綠色技術創新必須考慮能源約束問題，旨在減少環境污染并提高能源利用率，因此選擇能源消耗量(ENR_IN)作為高技術產業綠色技術創新能源投入指標較為合理。鑒于高技術產業綠色技術創新在促進產業發展過程中對環境質量兼顧的需求，本文將產出指標設為期望產出和非期望產出兩部分。其中，期望產出分別以高技術產業專利申請數(NU_P)和新產品銷售收入(PRO_SR)表示；非期望產出則以高技術產業廢水排放量(WAS_DI)和SO2排放量(SO_EMI)表示，以此體現高技術產業在創新過程中觸發的環境效應。此外，由于綠色技術創新效率測算還受到外界環境因素的差異性影響，可能導致測算結果與實際情況存在偏差。為此，需要消除外界環境因素的影響。環境變量選擇必須滿足“分離假設”需求，即在較短時間內對綠色技術效率產生影響，但不會被樣本影響或更改。據此，本文選取政府扶持強度(GOV_SUP)、地區經濟發展水平(REG_ECO)和科技水平(TE_LEVEL)作為高技術產業綠色技術創新過程中的環境變量。其中，政府扶持強度以政府R&D資助占地方財政支出的比重表示；地區經濟發展水平以該地區實際GDP與總人口數的比重表示；科技水平以該地區R&D投入占GDP的比重表示。

(2) 企業規模質量(Scale)。對“質量”進行衡量的關鍵在于“量”和“質”的劃分與融合，企業規模對技術創新能力的影響已經由R&D投入數量擴展到R&D投入效果，企業規模質量這一概念表示的是R&D投入效果對技術創新能力的影響，即對技術創新產生影響的因素除R&D投入外，還包括非R&D投入和知識能量兩個重要影響因素(刀秀華等，2018)，故本文將三者共同作為衡量高技術產業企業規模質量的基本維度。其中，根據相關研究非R&D投入[29]包括：新增固定資產、改造經費投入、購買國內技術經費投入、技術引進經費投入和消化吸收經費投入，即除R&D投入對技術創新的直接影響外，企業因組織或市場能力等因素提升同樣能夠增強企業規模(R&D投入)對技術創新的促進作用；除R&D投入和非R&D投入外，創新成果持續輸出通常還需要傳統產業與新興產業結合重構以及以新思路蘊蓄知識能量，促使產業實現接續發展，而知識能量形成過程通常包括知識解碼、知識獲取、知識儲存和知識流通4個方面[30]。

(3) 控制變量：①勞動者素質(Labor)是在R&D投入研究中被重點考慮的因素，本文以大專及以上學歷勞動力規模占勞動就業人口的比重表示；②產業集聚度(Focus)能夠體現高技術產業市場容量及其總體狀態，本文以企業數量表示高技術產業集聚度；③外資依存度(Inves)對高技術產業投資戰略具有直接影響，必然也會影響其綠色技術創新能力，本文以外商直接投資與行業總產值的比重表征；④市場環境(Market)對高技術產業發展具有直接影響，本文以高技術產業技術市場交易額對其進行度量。

本文選取中國內地高技術產業2008-2017年面板數據進行測度，由于西藏、內蒙古和海南數據缺失嚴重，故此處暫不考慮，個別省份存在少量數據缺失用線性擬合法補齊。分析數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《高技術產業統計年鑒》及各地市統計年鑒與公報獲取。總體來看，各省份技術創新投入和產出變量大都呈增長趨勢，且不同省份間存在較大差異比，表明樣本涵蓋高技術產業不同層次企業規模質量，可保證企業規模質量與技術創新效率間實證結果可信度。

3 高技術產業綠色技術創新效率測度

3.1 松弛變量分析

基于前文對隨機前沿環境因素和統計噪音的檢驗，本文進一步采用RAM模型分別對各省市高技術產業綠色技術創新效率估計值及松弛集合進行測算和SFA分析。由樣本SFA分析可知，各觀測點測得的總方差均顯著不為0，表明外界環境因素及統計噪音會對區域間高技術產業綠色技術創新效率對比結果產生干擾，且選取的環境變量對投入松弛及產出松弛也具有不同影響。考慮到環境變量對技術創新的影響具有時效性，本文利用測度期內最新觀測點2017年的數據分析環境變量對投入產出松弛的影響。具體如下：

(1)政府扶持強度與資本、能源投入松弛回歸系數為正值，而與勞動力投入松弛回歸系數為負值，且均在1%顯著性水平下通過檢驗，表明政府扶持對高技術產業資本投入松弛、能源投入松弛和勞動力投入松弛均有顯著影響。其對資本和能源投入松弛的影響顯著為正的原因在于，由于政府間的行政隸屬關系，其對高技術產業提供資金及政策等支持的同時，也可能出現脫離市場規律以及對企業自主創新過度干預的現象，且對民營投資具有擠出效應。此外，政府的一些政策由于缺乏可操作性，致使企業難以消化吸收，加上監管工作落實不到位，從而導致資本和能源利用效率低下。政府扶持強度與勞動力投入、專利申請數和新產品銷售收入松弛回歸系數為負，表明政府適應性政策能夠為高技術產業發展提供助力；而其對非期望產出不足具有正向影響意味著在政策導向下，隨著高技術產業發展水平逐漸提升，其對環境污染問題的控制能力進一步加強。

(2)地區經濟發展水平與勞動力投入松弛回歸結果為負，但并不顯著，與資本和能源投入松弛回歸結果為正，且與資本投入松弛的回歸結果在10%顯著性水平下通過檢驗。這表明，地區經濟發展水平越高，勞動力投入浪費也會相應越少，這與陳凱華等[31]的研究結論相吻合。此外，地區經濟發展水平對能源投入松弛的影響并不顯著，但對資本投入松弛具有較為顯著的正向效應，能夠降低資本投入利用率。這是因為，地區經濟發展水平對企業資本投入利用率的影響具有門檻效應[32]，在低于門檻值情況下，地區經濟發展水平提升并不能有效提升其資本投入利用率。而對專利申請數和新產品銷售收入松弛變量的回歸系數為負，表明經濟發展水平越高，技術研發成果和高技術產業經濟產出不足越少，這意味著地區經濟發展水平能夠有效提升高技術產業經濟動能；非期望產出松弛變量系數均為正則意味著地區經濟發展水平越好，高技術產業對污染物治理效果越高，經濟增長為高技術產業污染治理提供了有力支撐。

(3)科技水平對勞動力投入松弛、資本投入松弛和能源投入松弛均具有負向影響，且三者均在1%顯著性水平下通過檢驗。這表明，科技水平提升對資本、勞動及能源投入效率提升均具有顯著促進作用。首先，科技水平提升無疑對高技術產業資源配置具有優化作用，且在大范圍先進管理及技術水平作用下，勢必進一步提高高技術產業資源利用率，節約大量能源，即科技水平提升對資本和能源投入松弛的影響與實際情況相符。此外，隨著科技水平的提升，勞動生產效率也會出現正向波動，但這并不意味著二者能夠保持同步發展趨勢，因為勞動投入效率提升是由經濟體制、勞動者積極性等因素共同作用決定的，這與郭四代等[33]的觀點相一致。科技水平對期望產出不足、非期望產出不足的回歸系數分別為負向和正向，表明科技水平提升不僅為高技術產業經濟增長提供了良好的支撐作用，同時能夠有效控制廢棄物排放，為高技術產業可持續發展提供了有利條件。

3.2 效率測評分析

運用RAM模型對調整前后分別進行估計，可得到考察范圍內28個省份的高技術產業綠色技術創新效率測度值和排名變化，同時還可以分析出環境因素和統計噪音對各省份高技術產業綠色技術創新效率測度結果的差異性影響，具體結果見表1。

由表1對比結果可知，調整后大部分省份高技術產業綠色技術創新效率排名均出現了波動。以2017年為例，僅有天津、河北、上海、山東、廣東等12個地區效率排名在調整前后未發生改變，其余地區均有不同幅度變動。這意味著，外界環境因素和統計噪音對高技術產業綠色技術創新效率測評結果具有不同程度的干擾作用，消除其對綠色技術創新效率的差異性影響是提高高技術產業創新能力的關鍵。為分析我國高技術產業綠色技術創新能力整體情況和空間差異特征，分別基于全國視角和三大區域視角對其調整后的綠色技術創新效率進行分析：

表1 調整前后各省份高技術產業綠色技術創新效率值

(1)基于全國視角看，高技術產業綠色技術創新效率水平穩步提升，但仍存在較大上升空間。測評結果顯示，高技術產業綠色技術創新效率在2008-2017年從0.634提升至0.809，效率值取得了較為明顯的進步。這與國內高技術產業發展實際基本一致，尤其是近年來我國不斷加快創新型國家建設步伐，秉持創新驅動與綠色低碳理念協調發展，多種因素共同驅動高技術產業創新能力迅速提升。另外，各地區政府通過環境規制等手段不斷加強環境污染檢測及治理力度，一方面對區域綠色創新環境進行改善，節約了高技術產業創新成本；另一方面，通過政策要求對高技術產業綠色創新形成倒逼機制，從而保證了其提升綠色技術創新能力的積極性。另外，綠色消費意識和生態意識等在社會大環境中逐漸普及，形成了良好的社會風氣及道德力量，均對國內高技術產業綠色技術創新能力提升具有正向作用。但通過對整體測評結果及效率平均值進行分析可知，效率值增長速率相對較慢，同時整體效率值尚未突破0.9，說明高技術產業綠色技術創新效率仍有較大提升空間。運用RAM模型所得測評結果僅能夠表明在所有省份中，效率值較高地區的高技術產業綠色技術創新能力相對較高，并不代表不需要改進，這也印證了目前國內高技術產業創新能力有待進一步提升的客觀事實(王惠等，2016)。

(2)基于三大地區視角看，高技術產業綠色技術創新效率具有明顯的空間區域特征。為進一步分析各地區高技術產業綠色技術創新能力的差異性，借助SPSS軟件對其2008-2017年綠色技術創新效率測評結果進行Hierarchical Clustering聚類分析，并將28個省份的綠色技術創新能力劃分為較高水平、中等水平和較低水平。其中，北京、天津、上海、廣東、浙江、江蘇、福建7個省市高技術產業綠色技術創新效率水平較高。這些省份多位于我國東部地區，在推進高技術產業綠色創新過程中不僅擁有雄厚的經濟基礎，在政策、資源及人才等方面還都擁有地區比較優勢，同時也率先成為國內創新驅動發展戰略重點推進區域，整體創新管理及技術水平較高，創新資源配置較為合理；安徽、湖南、山東、江西、河南等13個省份高技術產業綠色技術創新能力屬于中等水平，且主要位于我國東部和中部地區。中部地區具有承東啟西的區位優勢，其對我國區域協調發展戰略具有至關重要的作用，雖然中部地區高技術產業綠色技術創新能力與東部地區存在一定差距，整體來看，其效率水平呈逐年上升趨勢，具備一定的發展潛力。但需要注意的是，中部地區在承接東部地區產業轉移過程中，面臨著因部分低端產業入駐而導致的環境污染問題，如長江中游和黃河中游兩大區域化工、農藥和基礎化學等相關企業數量近年來快速增長，加劇了環境污染，而由此產生的負外部性對其它產業的創新積極性和創新動力均會產生一定程度的抑制作用，從而不利于高技術產業綠色技術創新活動開展。湖北、甘肅、貴州、云南、陜西等8個省份高技術產業綠色技術創新能力水平較低，這些省份多處于我國西部經濟欠發達地區，由于地理位置的特殊性，資金注入和研發項目與中部和東部地區均存在顯著差距，科研人才培養、創新平臺建設和重大項目申報等也明顯處于劣勢，這些因素不僅對西部地區經濟發展具有抑制作用，還可能導致創新資源配置不合理以及資源利用率低下，從而抑制綠色技術創新能力提升。此外，還可發現東北地區高技術產業綠色技術創新水平也相對較低，這可能是由于東北地區產業結構以重工業為主，呈現出高污染、高排放等特點，加上東部地區一些產業將發展重心轉移至低碳環保新興產業，部分不符合可持續發展理念的產業群遷移至東北地區，加劇了該地區的環境污染。

3.3 面板門檻模型回歸結果

基于高技術產業綠色技術創新效率區域差異性檢驗結果，本文利用面板門檻模型對企業規模質量與綠色技術創新能力內在關系進行檢驗。為衡量高技術產業企業規模質量水平，本文運用因子分析法對企業規模質量相關指標進行降維處理，在累計方差貢獻率大于85%的條件下，從企業規模質量評價指標中提取3個主因子，并由此計算各省份企業規模質量的總和因子得分，得到企業規模質量水平。對于門檻模型分析，首先需要確定門檻個數，分別以不存在門檻值、存在一個門檻值和兩個門檻值作為原假設進行檢驗，以自抽樣檢驗法所得檢驗結果如表2所示。

檢驗結果顯示，單一門檻、雙重門檻和三重門檻分別在5%、1%和10%顯著性水平下拒絕原假設，故本文選擇企業規模質量的雙重門檻效應進行討論。為更加清晰地觀測門檻值估計過程及其95%置信區間，基于兩個門檻值情形，繪制高技術產業企業規模質量門檻值似然比統計圖，見圖1。

表2 門檻存在性檢驗結果

(a)門檻情形一 (b)門檻情形二

圖1 高技術產業企業規模質量門檻值似然比統計

門檻值估計結果及95%置信區間如表3所示。結合圖1可知，雙門檻值γ1、γ2的95%置信區間分別為[5.667，5.729]和[6.620，6.686]，此區間內所有LR值均小于7.352(圖中虛線)，即5%顯著性水平下的臨界值。

表3 門檻值估計結果及置信區間

根據雙門檻值γ1和γ2，可將我國高技術產業企業規模質量分為較高水平(Scale>6.667)、中等水平(5.697

門檻模型參數估計結果如表4所示，據其可知，產業集聚水平對高技術產業綠色技術創新效率具有顯著正向影響，因為產業集聚水平提升縮短了企業間空間距離，促使專業人才匯聚，企業間可共享基礎設施、市場信息等，從而有利于綠色技術創新活動開展；另外，集聚發展具有技術溢出效應，由于高技術產業發展對技術依賴性較強，技術溢出空間特征促使區域內企業間形成良性互動，同時還能吸引鄰近區域同類型企業集聚，進一步加速技術傳播和應用。市場環境對高技術產業綠色技術創新效率的回歸系數為正，且在1%臨界值水平下通過檢驗，表明成熟的市場環境能夠為高技術產業發展綠色經濟提供更多機會。在市場機制調節下，高污染、高能耗產業逐漸轉型甚至被淘汰，提高資源、能源利用率成為各行業發展關注的重點，具有資源能源利用率高、污染少等符合市場要求特點的綠色產品逐漸成為高技術產業發展重點。勞動者素質對高技術產業綠色技術創新效率的回歸系數為正，這是因為勞動者素質提升有利于企業優化勞動力結構、提升資本節控能力，從而提升勞動及資本投入效率，對高技術產業創新活動產生直接影響。雖然外資依存度與高技術產業綠色技術創新效率間的回歸系數為正，但未通過顯著性檢驗，表明外資依存度并不能對高技術產業綠色技術創新效率產生顯著影響。

就高技術產業企業規模質量對綠色技術創新效率的雙重門檻效應而言，R&D投入強度與綠色技術創新效率間并非只是簡單的線性關系。結合表4可知，第一區間內企業規模質量對綠色技術創新效率具有正向效應，回歸系數為0.093，但促進作用并不顯著，表明R&D投入量有待提升，暫時不能產生積累效應，企業規模質量還未達到能夠顯著促進高技術產業綠色技術創新效率提升的最低要求；第二區間內企業規模質量對綠色技術創新效率具有顯著正向作用，回歸系數為0.719，表明當企業規模質量越過第一門檻值時，R&D投入產生積累效應，增加R&D投入能夠快速提升高技術產業綠色技術創新能力；第三區間內高技術產業企業規模質量與綠色技術創新效率間具有顯著正相關關系，回歸系數為0.230，增加R&D投入同樣能夠提升高技術產業綠色技術創新能力，但此時非R&D投入和知識能量對R&D投入產生了限制作用，相對于第二區間而言，R&D投入對綠色技術創新效率提升的促進作用相對較弱。

表4 規模質量門檻回歸估計結果

注:以上變量均采用自然對數形式

雙門檻效應有效刻畫了高技術產業在企業規模質量擴張不同階段對綠色技術創新效率的差異性影響。由于研發投資成本往往很高，在第一區間內，部分規模質量較小的企業由于缺乏充足的研發資金難以保證創新產出的持續性，以至于雖然R&D投入在不斷積累，但仍不能對綠色技術創新效率產生顯著影響。在此階段，企業應該持續加大創新投入力度，加快創新投入積累以越過第一門檻；當企業規模質量處于第二區間時，R&D投入積累效應對綠色技術創新具有直接影響，企業創新能力迅速提升，且創新研發資金問題更容易得到解決，由于金融機構資助對象多傾向于成功率高、風險低、規模大、周期短的具有良好發展前景的高技術產業，與金融機構合作是一種非常好的融資手段；當企業規模質量越過第二門檻值時，雖然R&D投入依然能夠直接帶動創新效率提升，但此時能夠對R&D投入效果產生影響的其它因素也開始發揮作用，即除R&D投入外，非R&D投入和知識能量對綠色技術創新效率的促進作用開始顯現，增加非R&D投入、開展知識能量富集活動能夠保證企業規模具有更高的風險控制質量和結構質量，故在此階段應及時對R&D、非R&D和知識能量投入結構作出適應性調整，合理加大對三者的投入力度、提高企業規模質量水平，從而保證綠色技術創新成果的高效輸出。

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文運用三階段組合效率測度模型，在剔除外界環境因素和統計噪音干擾后，對全國內地28個省市2008-2017年高技術產業綠色技術創新效率進行測度。在此基礎上，構建高技術產業綠色技術創新效率與企業規模質量門檻計量模型，分析企業規模質量對綠色技術創新效率分階段差異性影響，得出如下主要結論：

(1) 通過對投入產出進行調整，各省份高技術產業綠色技術創新效率均出現了不同程度的波動，且大多數省份綠色技術創新效率排名也發生了變化。總體來看，雖然在樣本測度期內全國高技術產業綠色技術創新效率穩步提升，但增長速率相對較慢，同時整體效率值尚未突破0.9，仍具有較大的上升空間。此外，我國各省份高技術產業綠色技術創新效率具有明顯的空間區域特征，其中東部地區效率值居高，中西部及東北部地區效率值相對較低。

(2) 高技術產業企業規模質量與綠色技術創新效率間關系符合雙重門檻模型。其中，第一門檻值設定為5.697，第一區間內企業規模質量對綠色技術創新效率的回歸系數為0.093，促進作用相對較弱且不顯著；在越過第一門檻值后，R&D投入積累到一定程度，企業規模質量與綠色技術創新效率的回歸系數為0.719，且在1%臨界值水平下通過檢驗，即企業規模質量對綠色技術創新效率具有顯著正向作用；第二門檻值設定為6.667，在越過第二門檻值后，二者間回歸系數為0.230，雖然增加R&D投入對綠色技術創新效率仍具有顯著正向作用，但此時非R&D投入和知識能量成為限制效率提升的瓶頸，R&D投入對綠色技術創新效率的促進作用與第二區間相比相對較弱。

(3)環境因素對各省市高技術產業綠色技術創新的投入產出松弛具有差異性影響。其中，科技水平對創新投入和產出效率提升具有顯著促進作用，但需要注意的是，政府扶持強度對資本和能源投入松弛均在1%臨界值水平下表現為顯著正向影響效應，地區經濟發展水平對資本投入松弛在10%臨界值水平下表現為顯著正向影響效應，即政府扶持強度和地區經濟發展水平對高技術產業綠色技術創新資本和能源投入效率提升表現出了不同程度的抑制作用，從而限制了其綠色技術創新能力發展。此外，產業集聚、市場環境和勞動者素質均對技術創新效率表現出顯著正向作用，而外資依存度作用不明顯。

4.2 政策啟示

R&D投入、非R&D投入和知識能量在高技術產業企業規模質量發展不同階段對其綠色技術創新效率具有差異性影響，三者兼顧協調發展才能保證高技術產業綠色技術創新成果輸出的持續性和高效性。

(1)兼顧地區高技術產業發展特點及要素稟賦現狀，強化高端要素流動配置，以實現高技術產業綠色技術創新效率協同提升。從本文研究結果看，東、中、西部地區高技術產業綠色技術創新效率差異顯著，東部地區具有資源稟賦及技術力量等優勢，應充分發揮地區內部協同優化作用，制定機制創新型政策，努力突破綠色技術創新機制瓶頸。如允許綠色技術創新團隊或個人以分紅或持有股權的方式獲得技術創新收益，依法依規建立不同領域不同類別的專業綠色技術創新發展聯盟等。同時，還應充分發揮綠色技術工程研究中心、綠色企業技術中心、綠色技術創新綜合示范區等對其它地區的示范引領作用，帶動全國綠色技術創新水平提升。中西部地區應積極借鑒東部地區高技術產業綠色技術創新相關經驗，加強與東部地區技術交流與互動，借助國家推進西部地區承接產業轉移的政策紅利，重點培育一批龍頭骨干企業，帶動區域綠色技術創新水平高速發展。另外，東北及中部地區應持續加大環保投入力度，規范企業行為，逐漸減少因承接東部產業轉移及工業發展等因素對綠色技術創新帶來的負面影響效應。

(2)充分考慮企業規模質量門檻區間變化，根據高技術產業發展階段特點調控R&D投入、非R&D投入和知識能量投入結構。按照本文研究結果，在高新技術產業發展第一階段應以強化R&D投入規模為主，該階段政府應深入研究制定綠色技術創新企業認定標準規范，通過開展R&D激勵機制的高技術產業綠色技術創新企業認定，以財政支持方式強化高技術企業綠色創新主體地位，但要注意創新鏈條上企業間垂直分工存在差異，提升各自分工效率以促進企業規模實現最優，從而避免創新資源壟斷及梗阻問題的出現；第二階段應以提高非R&D投入為主，可通過加快綠色創新基地平臺建設、技術標準制修訂專項計劃、健全綠色技術轉移轉化市場交易體系等多元化方式，在穩定R&D投入的基礎上促進高技術產業綠色創新效率提升；第三階段重點推進知識能量投入，著力促進“產學研”深度融合，并協同金融、中介機構形成產業技術聯盟，加強科技與經濟的緊密結合，采取創新鏈多種組織形式，保證高技術產業創新資源流通順暢。

(3)以激發綠色技術市場需求為突破口，完善市場機制和營商環境有效供給制度，提高高技術產業綠色技術創新要素供給質量。在高技術產業專利權保護制度和職業經理人市場建設等方面，需搞好與市場規律相符和的頂層設計，通過政策傾斜及時對產業發展作出適應性調整。同時，以更加靈活的方式完善政府支持的高技術產業綠色技術科研項目立項、驗收、評價機制，針對高技術產業綠色發展，建立常態化綠色技術創新需求征集機制，并健全該類項目分類考評體系，重點考察其實際效益、成熟度與市場可推廣性，進一步進行驗收標準設定。此外，高技術企業還應順應綠色技術創新發展趨勢，積極響應國家政策要求，與外資企業建立更加緊密的研發合作關系，以研發合作聯盟方式進入產業價值鏈高端環節。同時，還要加大研發工作者智力資本投資力度，構建多渠道、多層次考評晉升機制，促進知識與信息快速傳播。