高新技術產業集聚提升中國綠色創新效率了嗎？

李琳 曾偉平

[摘要]基于高新技術產業集聚影響綠色創新效率的理論分析，利用中國省級面板數據，運用面板Tobit模型和門檻模型等方法，實證檢驗了高新技術產業集聚與綠色創新效率的關系。研究發現：高新技術產業集聚度與綠色創新效率在空間格局上均呈現由東部向西部遞減趨勢;在全國層面和東、中部，高新技術產業集聚對綠色創新效率具有促進效應，而在西部其影響微弱且效應為負;高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響存在單一門檻特征，在全國層面和中、西部呈先抑制后促進的“U型”特征，在東部則呈先促進后抑制的“倒U型”關系，且不少省份已發展到產業集聚的擁擠階段;高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響效果和門檻效應均存在空間分異性。最后得出了相應的政策啟示。

[關鍵詞]高新技術產業集聚;綠色創新效率;影響效果;門檻特征;空間分異

[中圖分類號]中圖分類號F062.2;F062.9[文獻標識碼]A文獻標志碼[文章編號]1673-0461（2021）02-0048-09

一、引言

隨著中國經濟由高速增長轉向高質量發展新階段，資源短缺、環境約束、經濟下行等瓶頸效應凸顯，綠色創新有望成為突破這些瓶頸的新引擎。綠色創新作為既能驅動經濟快速增長，又兼顧避免創新活動可能給生態環境帶來負外部性的一種新型創新形式，逐漸成為包括中國在內的世界各國在追求可持續發展目標時普遍遵循的創新路徑[1-2]。綠色創新效率是衡量綠色創新能力的重要指標，不僅從傳統創新效率視閾來評價創新過程中的要素利用狀況，還增加了非期望產出維度，綜合考慮科技創新、資源節約和環境保護，是對傳統創新效率的補充和完善[3]。高新技術產業既是知識技術密集型產業，又是資源節約、環境友好的綠色產業，業已成為國家與地區踐行綠色創新路徑的主要產業依托。高新技術產業基于資源共享和知識溢出效應，傾向于在空間上集聚于高新區。理論上講，高新技術產業適度集聚可獲得規模效應、知識溢出與創新互動效應，因此，它對綠色創新效率可能具有天然影響。那么，中國的高新技術產業集聚是否對綠色創新效率存在影響？如若存在，則其內在機制是什么？進一步，這種影響效應是否會隨著集聚程度增強而呈現非線性特征？這些都是高質量發展背景下迫切需要探究的議題。

自20世紀90年代開始，綠色創新逐漸成為理論界研究熱點，在傳統創新概念基礎上，將資源節約、環境污染等生態要素納入至創新研究體系，提出了綠色創新、生態創新、環境創新和可持續創新等內涵相近的概念，它們都強調創新活動需以環境保護和可持續發展為目標來展開[4-5]。通過梳理國內外文獻發現，關于綠色創新效率的研究主要集中在3個方面：一是綠色創新效率評價研究，二是綠色創新效率影響因素研究，三是綠色創新效率時空演化研究。就第一方面，數據包絡分析（DEA）因無需事先對變量間關系進行假定，在測量多投入、多產出的決策單元效率方面有明顯優勢而被廣泛應用[5-7]。如吳超等構建DEARAM聯合效率模型評價了中國16個重污染行業綠色創新效率[7];劉佳等采用超效率SBM模型對中國各地區旅游產業綠色創新效率進行了測評[6]。就第二方面，現有研究認為影響地區或產業綠色創新效率的因素主要包括環境規制[2，8-10]、政府補貼[8]、市場拉動[2，8]、研發投入[11]、技術轉移[12]、對外直接投資[13]等，其中，環境規制對綠色創新效率影響的研究成果最多。如賈軍等實證分析了環境規制對綠色技術和非綠色技術研發路徑依賴的影響[9];李婉紅認為省域經濟發展水平越高，排污費制度對制造業綠色技術創新驅動效應越明顯，反之則反[10]。就第三方面，付幗等建立綠色創新評價指標體系對中國省域綠色創新空間格局進行了演化分析[14];劉章生等運用全局SBM方向距離函數和全局MalmquistLuenberger指數對中國省際綠色創新能力的時空演變規律進行了分析[15];楊樹旺等運用SBM模型和ESDA方法研究了長江經濟帶綠色創新效率時空分異特征[16]。此外，也有一些關于高新技術產業集聚與創新效率互動關系的研究可為本文提供啟迪。如唐睿等研究認為安徽省高新技術產業集聚促進了全省研發效率提升[17];而謝子遠等研究卻發現產業集群顯著降低了國家高新區創新效率，得出了相反結論[18]。但是，定性研究高新技術產業集聚對綠色創新效率作用機制，并實證檢驗其影響效果的文獻不多，研究深度有待拓展。

綜上所述，迄今大量學者圍繞綠色創新效率開展了卓有成效的研究，為本文做進一步探索提供了較好的理論基礎和方法啟示，但遺憾的是，目前從綠色創新效率提升和門檻特征的角度來探討產業集聚，尤其是具備綠色產業特征的高新技術產業集聚對綠色創新的影響機制的研究不多，因此，也未能揭示出產業集聚對綠色創新影響的空間分異特征，這些即是本文創新之處。有鑒于此，本文利用中國省級面板數據，測算高新技術產業集聚度和綠色創新效率，采用面板Tobit模型和門檻模型等方法實證檢驗高新技術產業集聚影響綠色創新效率的作用效果、門檻特征及其空間分異特性，為因地制宜推進高新技術產業集聚發展，充分利用高新技術產業集聚效應提升地區綠色創新效率，進而推動區域經濟高質量發展提供科學依據。

二、理論分析與研究假設

在要素投入一定的前提下，綠色創新效率還涉及資源投入的期望產出效率與非期望產出降低效率兩個基本要素[19]，高新技術產業集聚的規模效應、知識溢出效應、擁擠效應和不良競爭效應是影響這兩個效率的主要因素，但何種效應居主導取決于其所處的生命周期階段。期望產出與非期望產出往往相伴而生，二者共同決定綠色創新效率，假設二者關系式為：

前文提到，高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響可能因集聚階段不同而存在非線性門檻特征。而中國又是典型經濟大國，大國經濟突出特征之一就是存在區域異質性，各地區在資源稟賦、產業結構及地方政府對創新活動的重視程度等方面均存在顯著差異。以高新技術企業數為例，2017年，東部省份均擁有8942.36家，中部省份均擁有2442.5家，西部省份均擁有1151.27家，區域差異十分顯著①。除了這些可觀測度量的異質性外，還有許多無法定量化但確實存在影響的隱性因素，如社會傳統、文化習俗、歷史背景等。因此，不同地區發展高新技術產業的能力，以及高新技術產業集聚的演進路徑也可能有所不同，這就導致高新技術產業集聚對綠色創新效率的作用效果與門檻特征也可能存在空間差異。忽視這一問題，將難以結合區域自身特征因地制宜制訂合理的高新技術產業集聚政策和綠色創新發展戰略，從而導致潛在效率損失?；谇笆龇治觯岢鲆韵卵芯考僭O。

假設1：若高新技術產業僅在空間上簡單扎堆，對提升地區綠色創新效率貢獻不大，甚至還具有抑制效應;若產業真正實現有效集聚，則對地區綠色創新效率具有促進效應。

假設2：高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響存在門檻特征，且只有集聚度達到特定門檻值（或門檻范圍）時才具有促進效應。

假設3：高新技術產業集聚對綠色創新效率的作用效果和門檻特征存在空間分異性。

三、測算方法、模型構建與變量說明

（一）測算方法

（1）綠色創新效率（Gie）。借鑒馬曉君等[22]的做法，采用包含非期望產出的SuperSBM模型測算綠色創新效率。在綜合考慮既有測度綠色創新效率的指標[2，3，11，16]、數據可得性及綠色創新內涵等基礎上，選取R&D人員投入、R&D資本投入和能源投入作為投入要素，選取專利申請受理數、新產品銷售收入作為期望產出，選取環境污染指數作為非期望產出。其中，R&D資本投入用R&D資本存量衡量，采用永續盤存法進行估算，折舊率取15%，以R&D經費內部支出為估算的原始指標，并以2001年為基期，采用研發價格指數（0.45×固定資產投資價格指數+0.55×工業生產者出廠價格指數）對其進行平減[7];能源投入以折算成標準煤后的能源消費總量來衡量;環境污染指數由采用熵權法綜合計算工業三廢指標（工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業固體廢棄物排放量）得到。

（三）變量說明

（1）被解釋變量。綠色創新效率（Gie）以考慮非期望產出的SuperSBM模型測得。

（2）核心解釋變量和門檻變量。高新技術產業集聚（Htia）由區位熵指數測算表征。

（3）控制變量。主要涉及環境規制強度（Rules）、政府支持力度（Supp）、經濟發展水平（Pgdp）、對外開放度（Open）和技術市場成熟度（Trans）。其中，環境規制對綠色創新既有正面的創新補償功效，也存在負面的抵消效應，用污染治理完成投資額表征環境規制強度[9];政府支持可在一定程度彌補創新活動外部性給綠色創新企業帶來的高研發成本和風險，同時政府資金投入也可能給企業帶來擠出效應[7]，以政府財政科技支出占財政支出比重衡量政府支持力度;經濟發展水平是開展綠色創新活動的物質基礎，以地區人均GDP來度量;對外開放度與本地區引進消化吸收再創新的能力密不可分，同時也是“污染避難所”假說提出的重要切入點，用地區進出口總額反映地區對外開放程度;技術市場是知識產品進行交易的場所，是打通“科技創新最后一公里”的關鍵，采用技術市場成交額反映技術市場成熟度[16]。

（四）數據來源

考慮到數據可獲得性，本文以中國2007—2017年的30省份（西藏，港澳臺地區除外）為研究樣本，指標數據來源于國研網數據庫、EPS數據平臺及相應年份的《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國火炬統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》，部分缺失數據由線性插值估算得到。

四、實證結果與分析

（一）高新技術產業集聚與綠色創新效率的特征事實

使用MaxDEA7Ultra軟件和式（1），測得2007—2017年中國30省份的高新技術產業集聚度和綠色創新效率值，計算二者在考察期內的均值，得到圖2。在研究期內，浙江、上海、江蘇、廣東、安徽、湖南、北京等7省份高新技術產業集聚度位居中國30省份前列，均值都超過1，且主要位于東部，其中浙江集聚度最高，為1.873。其余省份高新技術產業集聚度低于1，排名前10位省份中僅湖南（第6位）、湖北（第10位）屬于中部，并且東、中、西部的整體均值排序依次為東部（1.074）>中部（0.796）>西部（0.491）。從綠色創新效率來看，江蘇綠色創新效率最高，然后依次是山東、浙江、重慶、北京、湖南、上海、天津、廣東、安徽等9省份，江蘇為1.272、山東為1.095、浙江為1.087、重慶為1.065、北京為1.001，這5省份達到了綠色創新效率前沿面。中西部僅湖南、安徽、重慶進入前10位，東、中、西部的整體均值排序依次為東部（0.838）>中部（0.624）>西部（0.555）。總體來看，各省份的高新技術產業集聚度與綠色創新效率二者區域均值的空間格局基本一致，即呈現東部→中部→西部依次遞減的空間分異特征，與現實經濟狀況相符。

（二）面板Tobit模型分析：對影響效果的討論

首先對各變量原始數據進行多重共線性檢驗，計算得到最大VIF為3.75，平均VIF為2.80，遠小于數值10，故可認為多重共線性問題不嚴重?？紤]到面板Tobit模型特征，同時為進一步減少多重共線性和異方差性，在具體實證過程中對各解釋變量取對數。面板Tobit模型回歸結果如表1所示。

表1中模型1—6均是基于全國30省份樣本進行的回歸，模型1僅考慮了核心解釋變量高新技術產業集聚，回歸結果表明系數顯著為正，高新技術產業集聚度相對提高1%，綠色創新效率的絕對量隨之提升0.113%。但是，模型1有遺漏關鍵解釋變量并導致估計結果有偏之嫌，為此，模型2—6逐步加入新的控制變量來進行穩健性檢驗。結果表明：第一，盡管解釋變量在不斷增加，但高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響一直顯著為正，反映高新技術產業集聚對綠色創新效率具有促進效應的結論具有較強穩定性。自1985年中國第一家高新區建立以來，各級政府對高新區建設一直予以高度重視，在其發展過程中不斷進行數量擴容、產業引導和功能升級，發展至今已在全國層面實現了高新技術產業有效集聚，故能對綠色創新效率產生促進效應，假設1得到驗證。第二，環境規制對綠色創新效率具有正向影響，表明不斷強化的環境規制正在倒逼中國企業進行技術革新，促進產業轉型升級，增加了科技創新的期望產出，提升了綠色創新效率，與“波特假說”相一致;政府支持的系數顯著為正，說明政府的科技資金投入對于全社會開展綠色創新活動具有較好示范帶動效應，有助于綠色創新效率提升;經濟發展水平對綠色創新效率具有負向影響，這反映出中國多數省份在過去盲目追求“GDP競賽”導致經濟發展質量不高的特征事實，高質量發展已時不我待;對外開放度對綠色創新效率的影響顯著為正，說明中國通過不斷開拓國際市場，努力推行貿易自由化，主動融入全球價值鏈，積極引進消化吸收國際先進技術，等，有效提升了綠色創新效率;技術市場成熟度的系數顯著為正，說明技術市場越成熟，越有利于加快創新成果產品化和市場化，對提升綠色創新效率也越有益。

為進一步驗證結論穩健性，模型7和模型8分別以替換部分解釋變量和替換回歸估計方法的形式進行檢驗，即模型7以城鎮化率（Urban）和第三產業增加值占GDP比重（Indus）替換模型6中的環境規制（Rules）和政府支持力度（Supp），模型8以系統GMM替換模型6的面板Tobit，結果均表明高新技術產業集聚對綠色創新效率具有顯著促進效應的結論較為穩健。此外，由于中國幅員遼闊且區域發展差異較大，基于全國30省份樣本的回歸可能忽略掉區域間的分異特性，于是模型9引入地區虛擬變量（中部為參照組，東部為Region1，西部為Region2）與核心解釋變量的交互項Region×lnHtia繼續進行面板Tobit回歸。結果發現，高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響呈現明顯空間分異特征，其中，中部影響為正且效應最大（0.146），東部影響為正且效應次之（0.073=0.146-0.073），而西部影響效應最小且為負值（-0.003=0.146-0.149）。出現這種空間分異特征的可能原因是，三大區域在基礎設施、要素稟賦、政策優惠、市場化程度等方面存在較大差異，東部和中部多數省份的高新區創辦較早、基礎較好、創新要素集中，高新技術產業自由集聚的市場化機制相對完善，且在這點上東部比中部先發優勢更明顯，甚至可能有些東部省份已發展到產業集聚的擁擠階段，由此對高新技術產業的正向集聚效應產生一定抵消，導致東部的影響效應反而弱于中部;而西部不少省份由于存在市場失靈和社會缺位等客觀因素，高新技術企業發展面臨資本投資不足與市場制度缺失雙重制約，加之一些地方政府在“政治錦標賽”下頻頻開展名不副實的高新區“產業集群”運動，實際上只推動了本地企業簡單扎堆，對提升地區綠色創新效率貢獻微弱，甚至還具有抑制作用[26]，這部分驗證了假設3。

（三）面板門檻模型分析：對門檻特征的討論

門檻模型屬于非線性回歸模型，其核心思想是檢驗解釋變量與被解釋變量之間的回歸關系是否會隨門檻變量的變化而發生結構性突變，于本文即是檢驗高新技術產業集聚是否會隨其集聚程度提高而對地區綠色創新效率的影響效應存在功能變動。為減少數據的多重共線性和異方差，在下文實證分析時，對有關變量取對數。

（1）門檻效應檢驗。對于門檻模型，需首先檢驗門檻是否存在及門檻數量。借鑒Hansen等[25]的檢驗辦法，同時設定單一門檻和雙重門檻兩種門檻類型假設條件，利用自抽樣法300次對門檻進行檢驗，得到F統計量、P值、門檻值等信息，詳見表2。

從表2可知，全國層面的門檻效應檢驗結果為：單一門檻效應在1%水平下通過檢驗，對應的F統計量、P值和門檻值分別為7.42、0.007、-1.987，雙重門檻效應在統計上不顯著;東部的門檻效應檢驗結果為：單一門檻效應在10%水平下通過檢驗，對應的F統計量、P值和門檻值分別為2.64、0.083、-0.478，雙重門檻效應未通過顯著性檢驗;中部的檢驗結果為：單一門檻效應在10%水平下通過檢驗，對應的F統計量、P值和門檻值分別為8.05、0.087、-0.544，雙重門檻效應未通過顯著性檢驗;西部的檢驗結果為：單一門檻效應在5%水平下通過檢驗，對應的F統計量、P值和門檻值分別為2.55、0.02、-2.136，雙重門檻效應未通過顯著性檢驗。整體來看，針對全國層面和東、中、西部地區層面，當以lnHtia作為門檻變量時，均可得出存在且僅存在單一門檻的結論。

（2）門檻模型回歸結果。根據以lnHtia作為門檻變量的門檻效應檢驗結果，本文繼續對高新技術產業集聚對地區綠色創新效率的影響及其空間分異特征進行實證檢驗，得到表3。從表3中模型10對全國樣本進行回歸的結果看，無論lnHtia是否達到門檻值，lnHtia的系數均通過顯著性檢驗，但門檻值前后兩階段的lnHtia系數方向相反（先負后正），表明中國高新技術產業集聚與綠色創新效率之間存在“U型”曲線關系。當高新技術產業集聚度小于e-1.987（0.137）時，其對綠色創新效率的邊際效應為負。但是，當達到門檻值后，高新技術產業集聚逐漸達到適度規模，對綠色創新效率的影響顯著為正。由此可知，從全國層面看，高新技術產業集聚對地區綠色創新效率的不利影響會隨著產業集聚度的增加而逐漸下降，當集聚度跨過0.137時，對地區綠色創新效率的提升效應會日益凸顯，該結果部分地驗證了假設2。從控制變量回歸結果看，環境規制、政府支持力度、經濟發展水平、對外開放度和技術市場成熟度等對地區綠色創新效率的影響與前文面板Tobit模型回歸結果表現出較高一致性，證明該模型分析具有穩健性。

再從表3中模型11—13對東、中、西部回歸的結果看，不同區域的高新技術產業集聚對綠色創新效率提升的門檻效應不同。對于東部，當高新技術產業集聚度小于e-0.478（0.62）時，對綠色創新效率具有顯著促進效應;當集聚度跨過0.62時，其對綠色創新效率的影響系數微小且不顯著，說明這種作用存在邊際效率遞減特征?？梢?，東部高新技術產業集聚與綠色創新效率之間存在“倒U”型曲線關系，該結果部分地驗證了假設2。對于中部，高新技術產業集聚度只有達到e-0.544（0.58）以后，才會對綠色創新效率產生顯著促進作用;而當集聚度低于0.58時，其對綠色創新效率的影響系數微小且不顯著。據此可知，中部高新技術產業集聚對綠色創新效率提升有著較為明顯的非線性影響，存在“U型”曲線關系，呈現邊際效率遞增特征，該結果與假設2相符。對于西部，高新技術產業集聚對綠色創新效率的影響在集聚度未達到門檻值e-2.136（0.118）時顯著為負，在跨過門檻值后負效應變小但不顯著，反映西部高新技術產業集聚暫未明顯起到提升綠色創新效率的作用，尚處于產業集聚初級水平。以上充分表明，高新技術產業集聚提升綠色創新效率的門檻效應同樣存在空間分異特征，這進一步驗證了假設3。

[6]WANGW，YUB，YANX，etal.Estimationofinnovationsgreenperformance：arangeadjustedmeasureapproachtoassesstheunifiedefficiencyofChinasmanufacturingindustry[J].Journalofcleanerproduction，2017（149）：919-924.

[7]吳超，楊樹旺，唐鵬程，等.中國重污染行業綠色創新效率提升模式構建[J].中國人口·資源與環境，2018，28（5）：40-48.

[8]LIT，LIANGL，HAND.ResearchontheefficiencyofgreentechnologyinnovationinChinasprovincialhighendmanufacturingindustrybasedontheRAGAPPSFAModel[J].Mathematicalproblemsinengineering，2018，2018（20）：1-13.

[9]賈軍，張偉.綠色技術創新中路徑依賴及環境規制影響分析[J].科學學與科學技術管理，2014（5）：44-52.

[10]李婉紅.排污費制度驅動綠色技術創新的空間計量檢驗——以29個省域制造業為例[J].科研管理，2015（6）：1-9.

[11]王惠，王樹喬，苗壯，等.研發投入對綠色創新效率的異質門檻效應——基于中國高技術產業的經驗研究[J].科研管理，2016（2）：63-71.

[12]隋俊，畢克新，楊朝均，等.跨國公司技術轉移對我國制造業綠色創新系統綠色創新績效的影響機理研究[J].中國軟科學，2015（1）：118-129.

[13]龔新蜀，李夢潔，張洪振.OFDI是否提升了中國的工業綠色創新效率——基于集聚經濟效應的實證研究[J].國際貿易問題，2017（11）：127-137.

[14]付幗，盧小麗，武春友.中國省域綠色創新空間格局演化研究[J].中國軟科學，2016（7）：89-99.

[15]劉章生，宋德勇，弓媛媛.中國綠色創新能力的時空分異與收斂性研究[J].管理學報，2017（10）：1475-1483.

[16]楊樹旺，吳婷，李梓博.長江經濟帶綠色創新效率的時空分異及影響因素研究[J].宏觀經濟研究，2018（6）：107-117，132.

[17]唐睿，李晨陽，馮學鋼.高新技術產業空間特征對研發效率的影響——基于安徽省16個地級市靜（動）態集聚指數和DEA面板Tobit的實證[J].華東經濟管理，2018（2）：22-29.

[18]謝子遠，鞠芳輝.產業集群對我國區域創新效率的影響——來自國家高新區的證據[J].科學學與科學技術管理，2011（7）：69-73.

[19]胡安軍，郭愛君，鐘方雷，等.高新技術產業集聚能夠提高地區綠色經濟效率嗎？[J].中國人口·資源與環境，2018（9）：93-101.

[20]顧元媛，沈坤榮.簡單堆積還是創新園地？——考察高新區的創新績效[J].科研管理，2015（9）：64-71.

[21]張長征，黃德春，馬昭潔.產業集聚與產業創新效率：金融市場的聯結和推動——以高新技術產業集聚和創新為例[J].產業經濟研究，2012（6）：17-25.

[22]馬曉君，李煜東，王常欣，等.約束條件下中國循環經濟發展中的生態效率——基于優化的超效率SBMMalmquistTobit模型[J].中國環境科學，2018（9）：3584-3593.

[23]汪浩瀚，徐建軍.市場潛力、空間溢出與制造業集聚[J].地理研究，2018（9）：1736-1750.

[24]申俊喜，劉元雛.戰略性新興產業產能利用率及影響因素——以新一代信息技術產業為例[J].中國科技論壇，2019（3）：61-70，91.

[25]HANSENBE.Thresholdeffectsinnondynamicpanels：estimation，testingandinference[J].Journalofeconometrics，1999（2）：345-368.

[26]劉瑞明，趙仁杰.國家高新區推動了地區經濟發展嗎？——基于雙重差分方法的驗證[J].管理世界，2015（8）：30-38.

（責任編輯：李萌）