國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異與驅(qū)動(dòng)因素*

■ 孫紅軍 杜琴

1 中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)化研究院國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)館 北京 100191

2 中國(guó)科學(xué)院大學(xué)公共政策與管理學(xué)院 北京 100049

3 中國(guó)科學(xué)院科技戰(zhàn)略咨詢研究院中國(guó)高新區(qū)研究中心 北京 100190

1 引言

目前，中國(guó)已轉(zhuǎn)向由“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享”新發(fā)展理念指引的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段。在新發(fā)展階段，綠色發(fā)展是高質(zhì)量發(fā)展的重要標(biāo)志和底線，提高綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP）是轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的戰(zhàn)略重點(diǎn)，也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵[1]。作為我國(guó)高質(zhì)量發(fā)展的先行區(qū)和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的示范區(qū)，國(guó)家高新區(qū)一直承擔(dān)著引領(lǐng)和帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式從要素驅(qū)動(dòng)向綠色全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變的重大使命。2020 年7 月，為提高國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，國(guó)務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)國(guó)家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的若干意見(jiàn)》指出，支持國(guó)家高新區(qū)創(chuàng)建國(guó)家生態(tài)工業(yè)示范園區(qū)，推動(dòng)國(guó)家高新區(qū)綠色發(fā)展；2021 年2 月，科技部印發(fā)的《國(guó)家高新區(qū)綠色發(fā)展專項(xiàng)行動(dòng)實(shí)施方案》指出，國(guó)家高新區(qū)應(yīng)在綠色發(fā)展方面走在前列、作出表率；2021 年4 月，科技部印發(fā)了《國(guó)家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系》，加大了對(duì)國(guó)家高新區(qū)綠色發(fā)展方面評(píng)價(jià)的指標(biāo)數(shù)量和權(quán)重。因此，未來(lái)國(guó)家高新區(qū)之間的競(jìng)爭(zhēng)將從傳統(tǒng)的GDP 競(jìng)爭(zhēng)轉(zhuǎn)向綠色全要素生產(chǎn)率的競(jìng)爭(zhēng)。然而，受復(fù)雜的內(nèi)外部環(huán)境條件影響，不同國(guó)家高新區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率難以實(shí)現(xiàn)協(xié)同增長(zhǎng)，這不僅加劇了其增長(zhǎng)的區(qū)域差異，也給區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展帶來(lái)了巨大挑戰(zhàn)。因此，我國(guó)面臨的問(wèn)題有：國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)水平究竟如何？是否存在明顯的區(qū)域差異？產(chǎn)生這種結(jié)果的驅(qū)動(dòng)因素有哪些？全面回答這些問(wèn)題對(duì)于帶動(dòng)區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率協(xié)同增長(zhǎng)和實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的研究主要聚焦于以下3 個(gè)方面。

第一，對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率研究對(duì)象的選取而言，現(xiàn)有研究主要聚焦于省、市層面的綠色全要素生產(chǎn)率[2-4]，僅有的有關(guān)國(guó)家高新區(qū)層面的相關(guān)研究也存在一些不足[5-6]：其一，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究國(guó)家高新區(qū)全要素生產(chǎn)率，其分析框架中并未納入資源和環(huán)境要素，即缺少國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的研究；其二，選取的國(guó)家高新區(qū)樣本數(shù)量較少，難以全面反映國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率整體情況；其三，現(xiàn)有文獻(xiàn)在測(cè)算國(guó)家高新區(qū)全要素生產(chǎn)率時(shí)，常常采取參數(shù)法（如超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方法），該方法會(huì)面臨無(wú)法有效處理多個(gè)產(chǎn)出（含非期望產(chǎn)出）和誤設(shè)生產(chǎn)函數(shù)等問(wèn)題。因此，本文將研究對(duì)象由省、市層面擴(kuò)展至國(guó)家高新區(qū)，并采用非參數(shù)法（Malmquist-Luenberger，生產(chǎn)率指數(shù)）對(duì)2016—2020 年147 家國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，在測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)率過(guò)程中，將土地投入納入分析框架，這在以往研究中較為少見(jiàn)。

第二，就綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異測(cè)度而言，現(xiàn)有研究普遍采用傳統(tǒng)基尼系數(shù)、Theil 指數(shù)和變異系數(shù)等統(tǒng)計(jì)方法來(lái)分析綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域差異[4,7-8]。傳統(tǒng)基尼系數(shù)與變異系數(shù)均是對(duì)研究樣本的總體區(qū)域差異進(jìn)行測(cè)度，無(wú)法對(duì)區(qū)域差異進(jìn)行區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間差異分解；Theil指數(shù)雖能夠?qū)⒖臻g差異分解為區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差異，但未考慮子樣本分布狀況，無(wú)法刻畫交叉項(xiàng)（超變密度）對(duì)區(qū)域差異的貢獻(xiàn)程度。本文采用的Dagum 基尼系數(shù)及分解方法能夠有效解決上述問(wèn)題。

第三，就綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素識(shí)別而言，現(xiàn)有研究更多地聚焦于綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素，而對(duì)其內(nèi)部構(gòu)成單元（如技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步）的影響因素關(guān)注較少，因此，不能有效解釋某一影響因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理，即無(wú)法準(zhǔn)確回答“某一因素究竟是通過(guò)作用于技術(shù)進(jìn)步還是技術(shù)效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響”。同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注的因素主要有地理位置、市場(chǎng)環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新政策等[9-10]。考慮到國(guó)家高新區(qū)特殊性，本文加入了更具典型性的影響因素（如創(chuàng)新平臺(tái)、技術(shù)引進(jìn)與消化吸收費(fèi)用支出），并通過(guò)Tobit 回歸模型，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率以及技術(shù)進(jìn)步的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了探究。

綜上所述，為了進(jìn)一步完善相關(guān)研究，本文選取2016—2020 年147 家國(guó)家高新區(qū)作為研究對(duì)象。首先，為了分解國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，本文采取Malmquist-Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)；其次，本文采取Dagum 基尼系數(shù)來(lái)測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率以及技術(shù)進(jìn)步的區(qū)域差異，并通過(guò)貢獻(xiàn)率探究差異來(lái)源；再次，采用Tobit 回歸分析方法分別對(duì)綠色全要素增長(zhǎng)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的影響因素進(jìn)行分析；最后，獲得研究結(jié)論和政策啟示。

2 研究方法與數(shù)據(jù)

2.1 研究方法

本文采取Dagum 基尼系數(shù)分解方法進(jìn)行研究。根據(jù)Dagum 提出的基尼系數(shù)及其按子群分解的方法[11]，其定義如式（1）所示。其中，yji(yhr)是j(h)區(qū)域內(nèi)任意一家國(guó)家高新區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）；y是四大區(qū)域中147家國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的平均值；n是國(guó)家高新區(qū)的個(gè)數(shù)；k是劃分區(qū)域的個(gè)數(shù)；nj(nh)是j(h)區(qū)域內(nèi)國(guó)家高新區(qū)的個(gè)數(shù)。

在進(jìn)行基尼系數(shù)分解時(shí)，首先根據(jù)各個(gè)區(qū)域內(nèi)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）均值對(duì)劃分的區(qū)域進(jìn)行排序，如式（2）所示。按照Dagum 的基尼系數(shù)分解方法，將基尼系數(shù)分解為三個(gè)部分即區(qū)域內(nèi)差異的貢獻(xiàn)Gw、區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)Gnb、超變密度的貢獻(xiàn)Gt，三者的關(guān)系滿足公式G=Gw+Gnb+Gt。其中，式（3）和式（4）分別表示j區(qū)域內(nèi)國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)Gjj和區(qū)域內(nèi)差異的貢獻(xiàn)Gw；式（5）和式（6）分別表示j和h兩個(gè)區(qū)域的區(qū)域間基尼系數(shù)Gjh和區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)Gnb；式（7）表示超變密度的貢獻(xiàn)Gt。上述各公式均基于綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）指標(biāo)均值進(jìn)行了平均處理。因此，基尼系數(shù)刻畫的是綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）相對(duì)差異的大小及其來(lái)源。

式（7）中，pj=nj/n，sj=nj/n(j=1，2，…，k)，Djh為j和h區(qū)域間單位綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）的相對(duì)影響，其定義如式（8）所示。其中，djh和pjh的計(jì)算公式分別如式（9）和式（10）所示。Fj(Fh)分別為j(h)區(qū)域內(nèi)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）的累積密度分布函數(shù)。

本文將djP定義為區(qū)域間綠色全要素生產(chǎn)率（技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步）的差值，可以理解為j和h區(qū)域中所有yji-yhr＞0 的樣本值加總的數(shù)學(xué)期望；pjh定義為超變一階矩，可以理解為j和h區(qū)域中所有yhr-yji＞0 樣本值加總的數(shù)學(xué)期望。

2.2 研究對(duì)象與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性及可獲得性，本文選取了2016—2020 年147 個(gè)國(guó)家高新區(qū)為研究對(duì)象，并結(jié)合區(qū)域協(xié)調(diào)的發(fā)展戰(zhàn)略，將其劃分為東部、中部、西部以及東北四個(gè)地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)，劃分結(jié)果見(jiàn)表1。本文參照已有研究[12-13]，采用Malmquist-Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)①限于篇幅，本文未列出Malmquist-Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)公式，如有需要可與作者聯(lián)系。測(cè)算和分解了2016—2020 年147 家國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率。在上述模型中，本文以2016—2020 年147 個(gè)國(guó)家高新區(qū)營(yíng)業(yè)收入衡量期望產(chǎn)出，以二氧化碳排放量為環(huán)境污染所帶來(lái)的非期望產(chǎn)出。參照劉華軍等[8]做法，二氧化碳排放量采用能源消耗量與碳排放系數(shù)乘積獲得；以年末固定資產(chǎn)合計(jì)（火炬統(tǒng)計(jì)有標(biāo)準(zhǔn)口徑的年末固定資產(chǎn)合計(jì)指標(biāo)，避免了資本存量統(tǒng)計(jì)口徑不一致與不同折算方法所帶來(lái)的誤差）、實(shí)際開(kāi)發(fā)的土地、年末從業(yè)人員數(shù)、規(guī)模以上及重點(diǎn)企業(yè)能源消耗分別作為資本投入、土地投入、勞動(dòng)投入以及能源投入。上述數(shù)據(jù)均來(lái)源于科技部火炬高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)中心火炬計(jì)劃統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

表1 分地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)Table 1 National high-tech zones by region

3 國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的區(qū)域差異分解結(jié)果

3.1 國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率分解結(jié)果

表2 展示了四大區(qū)域的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率（Green Total Factor Productivity，GTFP）、技術(shù)效率（Efficiency Change，EC）和技術(shù)進(jìn)步（Technical Change，TC）的測(cè)算結(jié)果。

表2 分地區(qū)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率分解結(jié)果Table 2 Decomposition results of green total factor productivity in national high-tech zones by region

由綠色全要素生產(chǎn)率的均值大小分析可知，在樣本考察期內(nèi)，整體和四大區(qū)域的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出不同程度的增長(zhǎng)。其中，整體綠色全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)為1.7%，東部國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)最快，年均增長(zhǎng)率為2.5%，中部與西部國(guó)家高新區(qū)次之，年均增長(zhǎng)率分別為1.6%和0.8%，東北國(guó)家高新區(qū)最小，年均增長(zhǎng)率僅為0.4%。其原因可能是：東部國(guó)家高新區(qū)擁有強(qiáng)大技術(shù)創(chuàng)新能力，科技與產(chǎn)業(yè)深度融合，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)步伐明顯加快，在保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的同時(shí)，其資源消耗和污染排放明顯變少，這使得東部國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)最快；相反地，東北國(guó)家高新區(qū)以重工業(yè)作為經(jīng)濟(jì)支撐，其高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)仍處于相對(duì)滯后的狀態(tài)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，往往會(huì)伴隨著大量的資源消耗以及較為嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題，其綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)最慢。

通過(guò)分析綠色全要素生產(chǎn)率的演變趨勢(shì)可知，整體和東部地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率呈“W”形的變化趨勢(shì)；中部國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出先持續(xù)下降、后持續(xù)上升的“V”形變化趨勢(shì)，在2020 年上升至8.3%，成為綠色全要素生產(chǎn)率增幅最大的區(qū)域；西部地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增速相對(duì)比較平穩(wěn)，基本維持1%水平變動(dòng)；東北國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率則從2016 年的-11.5%的增長(zhǎng)至2020 年的5.5%，實(shí)現(xiàn)由負(fù)增長(zhǎng)向正增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)變。其原因可能是：中部國(guó)家高新區(qū)作為東部與西部國(guó)家高新區(qū)的關(guān)鍵橋梁，更容易享受東部國(guó)家高新區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新或知識(shí)溢出的紅利，也更便捷地吸引和使用西部國(guó)家高新區(qū)各類生產(chǎn)和創(chuàng)新資源，更能通過(guò)借力借勢(shì)提高資源配置效率和推動(dòng)生產(chǎn)技術(shù)轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而有助于提高綠色全要素生產(chǎn)率；東北國(guó)家高新區(qū)在2018 年之前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)度依賴廉價(jià)的自然資源和勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)，資源使用效率低且環(huán)境污染較高，綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。在高質(zhì)量發(fā)展階段（2017 年以后），東北國(guó)家高新區(qū)開(kāi)始大力實(shí)施新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換工程，持續(xù)淘汰落后產(chǎn)能，推動(dòng)能源結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)變革升級(jí)，在節(jié)能減排、效率提升、環(huán)境優(yōu)化等方面取得了一系列成績(jī)，從而實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率正增長(zhǎng)。值得注意的是，上述的測(cè)算結(jié)果與李蘭冰等[14]、王兵等[2]的研究結(jié)類似，即全國(guó)和不同區(qū)域的綠色全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出正增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。

從技術(shù)效率而言，整體和四大地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)技術(shù)效率均呈現(xiàn)不同程度的下降趨勢(shì)。整體國(guó)家高新區(qū)技術(shù)效率年均下降0.5%，東北高新區(qū)技術(shù)效率惡化最為嚴(yán)重，年均下降1.2%，中部國(guó)家高新區(qū)年均下降1.1%，東部和西部地區(qū)國(guó)家高新區(qū)下降速度較為緩慢，年均下降約0.1%。其主要原因是：受投入要素邊際收益遞減規(guī)律的影響，持續(xù)增加要素投入并不會(huì)帶來(lái)生產(chǎn)率的提高；相反地，會(huì)造成資源浪費(fèi)和污染增加，從而引起技術(shù)效率下降，未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)應(yīng)由要素推動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)。

從技術(shù)進(jìn)步來(lái)看，整體和四大地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步年均增長(zhǎng)率均為正。其中，整體國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步年均增長(zhǎng)率為4.1%；中部國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)率最高，為4.4%；東部和東北國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)率次之，分別為4.4%和3.9%；西部國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)率為3.2%，在四大地區(qū)中最低。

從技術(shù)進(jìn)步的變化趨勢(shì)來(lái)看，整體和四大地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步變化態(tài)勢(shì)具有明顯的趨同性，呈現(xiàn)出“下降-上升-下降”變動(dòng)態(tài)勢(shì)。

總而言之，不同地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的增幅差異顯著，技術(shù)進(jìn)步彌補(bǔ)了技術(shù)效率的衰退，從而促進(jìn)了國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

3.2 國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異分解結(jié)果

為了探究國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異及其來(lái)源，本文參照已有研究做法[1,6]，以2015 年為基期（即以2015 年為1）對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率以及技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行累計(jì)處理，從而獲得2016—2020 年國(guó)家高新區(qū)累計(jì)綠色全要素生產(chǎn)率、累計(jì)技術(shù)效率與累計(jì)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（如無(wú)特殊說(shuō)明，下文均指累計(jì)指數(shù)）。在此基礎(chǔ)上，本文采用Dagum 基尼系數(shù)分解方法分別測(cè)算了2016—2020 年四大地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成要素的基尼系數(shù)。表3—表5 分別呈現(xiàn)了國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率變化和技術(shù)進(jìn)步的Dagum 基尼系數(shù)分解結(jié)果。

由表3 可知：①?gòu)目傮w差異的演變趨勢(shì)來(lái)看，國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的總體差異呈持續(xù)擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，基尼系數(shù)由2016 年的0.000 94 增長(zhǎng)至2020 年0.002 24，年 均 增 長(zhǎng)34.57%，2016—2020 年年均值為0.001 77。②從區(qū)域內(nèi)差異的演變趨勢(shì)來(lái)看，東部、中部、西部和東北地區(qū)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域內(nèi)差異均呈持續(xù)擴(kuò)大態(tài)勢(shì)；從區(qū)域內(nèi)差異的均值大小來(lái)看，東部地區(qū)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域內(nèi)差異最大，東北與西部國(guó)家高新區(qū)次之，中部國(guó)家高新區(qū)最小。③就區(qū)域間差異的演變趨勢(shì)而言，其綠色全要素生產(chǎn)率區(qū)域間差異均呈現(xiàn)持續(xù)擴(kuò)大態(tài)勢(shì)；就區(qū)域間差異大小而言，按照區(qū)域間差異大小進(jìn)行排序，依次是東部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞東部與中部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異=東部與西部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞西部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞中部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞中部與西部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異，對(duì)應(yīng)的2016—2020 年年均值依次為0.002 06、0.001 75、0.001 75、0.001 74、0.001 72、0.001 42。④從區(qū)域差異貢獻(xiàn)率的演變趨勢(shì)來(lái)看，區(qū)域內(nèi)差異和超變密度的貢獻(xiàn)率均呈上升態(tài)勢(shì)，而區(qū)域間差異貢獻(xiàn)率明顯變小；就貢獻(xiàn)率大小而言，超變密度貢獻(xiàn)最大（53.41%），區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)次之（32.13%），區(qū)域間差異貢獻(xiàn)最小（14.46%）。

表3 綠色全要素生產(chǎn)率Dagum 基尼系數(shù)分解結(jié)果Table 3 Results of the decomposition of the Dagum Gini coefficient for green total factor productivity

3.3 國(guó)家高新區(qū)技術(shù)效率變化的區(qū)域差異分解結(jié)果

由表4 可知：①國(guó)家高新區(qū)技術(shù)效率的總體差異呈持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，基尼系數(shù)由2016 年的0.001 04 增 長(zhǎng) 至2020 年0.002 13，年均增長(zhǎng)26.20%，2016—2020 年年均值為0.001 74。②從區(qū)域內(nèi)差異的演變趨勢(shì)來(lái)看，東部、中部、西部及東北地區(qū)國(guó)家高新區(qū)技術(shù)效率的區(qū)域內(nèi)差異均呈明顯擴(kuò)大態(tài)勢(shì)；就區(qū)域內(nèi)差異的大小而言，東部國(guó)家高新區(qū)技術(shù)效率的區(qū)域內(nèi)差異最大，東北與西部國(guó)家高新區(qū)次之，中部國(guó)家高新區(qū)最小。③就區(qū)域間差異的演變趨勢(shì)而言，區(qū)域間差異均呈現(xiàn)擴(kuò)大態(tài)勢(shì)；就區(qū)域間差異大小而言，按照區(qū)域間差異大小進(jìn)行排序，依次是東部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞西部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞中部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞東部與西部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞東部與中部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞中部與西部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異，對(duì)應(yīng)的2016—2020 年年均值依次為0.002 04、0.001 94、0.001 82、0.001 76、0.001 62、0.001 56。④就區(qū)域差異貢獻(xiàn)率的演變趨勢(shì)而言，區(qū)域內(nèi)差異和超變密度貢獻(xiàn)率均呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)率明顯變小；就貢獻(xiàn)率大小而言，超變密度貢獻(xiàn)率最大（58.06%），區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)率次之（30.72%），區(qū)域間差異貢獻(xiàn)率最小（11.22%）。

表4 技術(shù)效率 Dagum 基尼系數(shù)分解結(jié)果Table 4 Technical efficiency Dagum Gini coefficient decomposition results

3.4 國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步變化的區(qū)域差異分解結(jié)果

由表5 可知：①就總體差異的演變趨勢(shì)而言，國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步總體差異呈現(xiàn)出持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，基尼系數(shù)由2016 年的0.000 8 增長(zhǎng)至2020 年0.001 05，年均增長(zhǎng)7.8%，2016—2020 年年均值為0.000 99。②就區(qū)域內(nèi)差異的演變趨勢(shì)而言，東部、中部、西部國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步的區(qū)域內(nèi)差異均呈現(xiàn)明顯擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域內(nèi)差異則出現(xiàn)收斂態(tài)勢(shì)；就區(qū)域內(nèi)差異均值大小而言，西部國(guó)家高新區(qū)技術(shù)進(jìn)步的區(qū)域內(nèi)差異最大，中部與東部國(guó)家高新區(qū)次之，東北國(guó)家高新區(qū)最小。③就區(qū)域間差異的演變趨勢(shì)而言，技術(shù)進(jìn)步區(qū)域間差異均呈現(xiàn)擴(kuò)大態(tài)勢(shì)；就區(qū)域間差異大小而言，按照區(qū)域間差異大小進(jìn)行排序，依次是中部與西部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞東部與西部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞西部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞東部與中部國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞中部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異＞東部與東北國(guó)家高新區(qū)的區(qū)域間差異，對(duì)應(yīng)的2016—2020 年年均值依次為0.001 06、0.001 03、0.001 01、0.000 99、0.000 97、0.000 93。④從區(qū)域差異貢獻(xiàn)率的演變趨勢(shì)來(lái)看，區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)率均呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，超變密度貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)波動(dòng)中下降態(tài)勢(shì)；就貢獻(xiàn)率大小而言，超變密度貢獻(xiàn)率最大（61.95%），區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)率次之（30.34%），區(qū)域間差異率貢獻(xiàn)最小（7.71%）。

表5 技術(shù)進(jìn)步Dagum 基尼系數(shù)分解結(jié)果Table 5 Technological progress Dagum Gini coefficient decomposition results

4 國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的影響因素

4.1 變量選取與模型設(shè)定

在變量選取上，本文參照王兵等[2]、劉華軍等[8]的研究，考慮到國(guó)家高新區(qū)綠色發(fā)展特殊性，加入了如“國(guó)家級(jí)創(chuàng)新平臺(tái)、境外技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出及其消化吸收費(fèi)用”等對(duì)國(guó)家高新區(qū)綠色發(fā)展更有針對(duì)性的影響因素。選擇的影響因素如下：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Economy，用ECO 表征），以國(guó)家高新區(qū)的人均營(yíng)業(yè)收入衡量，并引入平方項(xiàng)以檢驗(yàn)“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”假說(shuō)在國(guó)家高新區(qū)層面是否成立；②資本積累（Capital/Labor，用K/L 表征），以資本與勞動(dòng)之比來(lái)進(jìn)行衡量；③對(duì)外出口（International Export，用INT 表征），用出口總額占營(yíng)業(yè)收入比例進(jìn)行衡量；④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Structure of Industry，用STR 表征），以第三產(chǎn)業(yè)增加值占第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例來(lái)衡量；⑤技術(shù)引進(jìn)（Import of Technology，用IMP 表征），以引進(jìn)境外技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出及其消化吸收費(fèi)用占營(yíng)業(yè)收入比例來(lái)衡量；⑥創(chuàng)新平臺(tái)（Innovation Platforms，用IPL 表征），以國(guó)家級(jí)創(chuàng)新平臺(tái)數(shù)量進(jìn)行衡量，國(guó)家級(jí)創(chuàng)新平臺(tái)主要包括國(guó)家級(jí)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室、國(guó)家級(jí)企業(yè)技術(shù)中心、國(guó)家級(jí)工程技術(shù)研究中心、國(guó)家級(jí)工程研究中心、國(guó)家級(jí)博士后工作站等。

在模型設(shè)定上，本文將上述影響因素作為解釋變量，并將綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的累計(jì)形式作為被解釋變量（Z）。由于被解釋變量Z為截尾數(shù)據(jù)（均大于0），傳統(tǒng)的普通最小二乘法回歸結(jié)果將出現(xiàn)偏差。因此，本文采用面板數(shù)據(jù)的Tobit 模型進(jìn)行計(jì)量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的Tobit 模型如式（11）所示：

4.2 模型回歸結(jié)果分析

表6 展示了Tobit 回歸分析結(jié)果，分析可得以下結(jié)論。

表6 Tobit 回歸結(jié)果Table 6 Tobit regression results

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其平方項(xiàng)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率回歸系數(shù)顯著為正，則表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其平方項(xiàng)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有顯著的正向影響。該結(jié)果與劉華軍等[8]的研究結(jié)論一致。究其原因，經(jīng)濟(jì)落后的國(guó)家高新區(qū)往往側(cè)重產(chǎn)業(yè)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)體量，以物質(zhì)財(cái)富的增加為目標(biāo)，不考慮或者鮮少考慮環(huán)境的承載能力，呈現(xiàn)出明顯高資源消耗、高污染排放的典型特征，從而導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率降低。相反地，經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的國(guó)家高新區(qū)則主要依托技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)節(jié)能減排，實(shí)現(xiàn)效率的提升，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。值得注意的是，這一結(jié)果意味著隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的持續(xù)提高，環(huán)境污染正處于下降區(qū)間，即“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”假說(shuō)在國(guó)家高新區(qū)仍然成立。就內(nèi)部構(gòu)成而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其平方項(xiàng)對(duì)技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)均為正。該結(jié)果說(shuō)明經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的國(guó)家高新區(qū)，其科技創(chuàng)新能力越強(qiáng)，技術(shù)效率提升越明顯，從而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有明顯的促進(jìn)作用。

（2）資本積累。從回歸結(jié)果來(lái)看，資本積累對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率的回歸系數(shù)分別為-0.002 87 和-0.002 67，且均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。這表明資本積累通過(guò)阻礙技術(shù)效率提升對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向影響。究其原因：一方面，由于資本的收益遞減規(guī)律影響，資本要素投入持續(xù)增加并不會(huì)帶來(lái)相應(yīng)產(chǎn)出的增加，反而造成了資源的浪費(fèi)和利用效率的降低，導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率下降；另一方面，資本與勞動(dòng)之比上升意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向資本密集型產(chǎn)業(yè)。與勞動(dòng)密集產(chǎn)業(yè)相比，資本密集型產(chǎn)業(yè)更多呈現(xiàn)出能源高消耗與環(huán)境高污染的特征，這將導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率的下降。此外，資本積累對(duì)技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)為0.000 10，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

（3）對(duì)外出口。對(duì)外出口對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步均具有負(fù)向影響。該結(jié)果表明，對(duì)外出口阻礙了技術(shù)效率提升和技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向影響。該結(jié)果與孫曉華等[15]研究結(jié)論一致，驗(yàn)證了國(guó)家高新區(qū)出口的生產(chǎn)率悖論。其主要原因在于，現(xiàn)階段許多國(guó)家高新區(qū)依靠低成本要素的比較優(yōu)勢(shì)嵌入到全球價(jià)值鏈低端，從事加工貿(mào)易活動(dòng)，出口技術(shù)含量不高、附加值較低且對(duì)環(huán)境污染較大的產(chǎn)品，利潤(rùn)率十分有限，使得出口園區(qū)存在較為嚴(yán)重的研發(fā)惰性，陷入出口越多、生產(chǎn)率越低的惡性循環(huán)。

（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步均具有顯著的正向影響。該結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以提升技術(shù)效率，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。其主要原因在于，國(guó)家高新區(qū)作為我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的示范區(qū)，區(qū)別于傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)，其第三產(chǎn)業(yè)具有高技術(shù)性、高知識(shí)性、高增加值性、低污染性等特征，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化方向發(fā)展，有助于促進(jìn)技術(shù)效率提升和技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而有助于促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

（5）技術(shù)引進(jìn)。技術(shù)引進(jìn)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步均具有負(fù)向影響。該結(jié)果表明，技術(shù)引進(jìn)阻礙了技術(shù)效率提升和技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響，該結(jié)論與金雪軍等[16]的研究結(jié)果類似。其主要原因有兩方面。一方面，技術(shù)引進(jìn)會(huì)促使國(guó)家高新區(qū)產(chǎn)生技術(shù)路徑依賴，進(jìn)而抑制企業(yè)自主創(chuàng)新能力。在這種情況下，國(guó)家高新區(qū)一旦針對(duì)生產(chǎn)問(wèn)題引進(jìn)的技術(shù)出現(xiàn)落后，出于成本或短期利益考慮，往往會(huì)再次采用技術(shù)引進(jìn)的策略，由此形成“技術(shù)落后-技術(shù)引進(jìn)-技術(shù)再落后-技術(shù)再引進(jìn)-技術(shù)再落后”等惡性循環(huán)，使得國(guó)家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新惰性增加，進(jìn)而抑制園區(qū)技術(shù)進(jìn)步。另一方面，技術(shù)引進(jìn)對(duì)生產(chǎn)和管理資金的擠占效應(yīng)。由于國(guó)家高新區(qū)可用資源有限，過(guò)多的技術(shù)引進(jìn)費(fèi)用會(huì)擠占生產(chǎn)投入，導(dǎo)致用于生產(chǎn)過(guò)程中的資源受限，在一定程度上忽略產(chǎn)品生產(chǎn)、制造與管理過(guò)程，從而對(duì)生產(chǎn)效率（技術(shù)效率）產(chǎn)生抑制作用。正是技術(shù)引進(jìn)引起的技術(shù)路徑鎖定和對(duì)生產(chǎn)投入的擠占效應(yīng)，導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率降低。

（6）創(chuàng)新平臺(tái)。創(chuàng)新平臺(tái)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步回歸系數(shù)均具有顯著的正向影響。該結(jié)果表明，創(chuàng)新平臺(tái)可以推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)[17]。此外，創(chuàng)新平臺(tái)對(duì)技術(shù)效率的回歸系數(shù)為0.000 33，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

本文分別采用Malmquist-Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)、Dagum 基尼系數(shù)分解方法以及Tobit 回歸方法，探究了2016—2020 年147 家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率區(qū)域差異與驅(qū)動(dòng)因素。研究發(fā)現(xiàn)：①整體和不同地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步均呈現(xiàn)出正增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，技術(shù)效率則出現(xiàn)了不同程度的衰退；②綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步以及技術(shù)效率的總體差異、區(qū)域內(nèi)差異以及區(qū)域間差異大體上均呈現(xiàn)出擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，區(qū)域內(nèi)差異和超變密度是區(qū)域差異的主要來(lái)源；③經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其平方項(xiàng)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步具有正向作用，而對(duì)外出口、技術(shù)引進(jìn)和資本積累等因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率與技術(shù)效率均具有負(fù)向影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新平臺(tái)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步具有正向作用。

5.2 政策建議

5.2.1 發(fā)揮國(guó)家高新區(qū)對(duì)我國(guó)綠色發(fā)展的引領(lǐng)帶動(dòng)作用 一方面，各地方政府應(yīng)瞄準(zhǔn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的目標(biāo)要求，遵循比較優(yōu)勢(shì)原則，制定切實(shí)有效的綠色發(fā)展政策，改變以經(jīng)濟(jì)總量為唯一標(biāo)準(zhǔn)的績(jī)效考核方式，將綠色發(fā)展水平納入政府績(jī)效考核目標(biāo)，將考核重點(diǎn)由經(jīng)濟(jì)總量轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，各個(gè)國(guó)家高新區(qū)應(yīng)圍繞提升園區(qū)綠色可持續(xù)發(fā)展的能力來(lái)制定切實(shí)有效的戰(zhàn)略規(guī)劃，以“碳達(dá)峰”“碳中和”的技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化作為發(fā)展高科技和實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化的指導(dǎo)方向，致力于推動(dòng)園區(qū)的綠色可持續(xù)發(fā)展。

5.2.2 強(qiáng)化國(guó)家高新區(qū)綠色發(fā)展跨區(qū)域的交流與合作 一方面，政府應(yīng)因地制宜，引導(dǎo)不同綠色發(fā)展水平的國(guó)家高新區(qū)進(jìn)行合作交流，增強(qiáng)綠色發(fā)展水平較高的國(guó)家高新區(qū)對(duì)綠色發(fā)展水平較低的國(guó)家高新區(qū)的輻射帶動(dòng)作用。另一方面，針對(duì)地區(qū)間的非均衡狀態(tài)，國(guó)家高新區(qū)應(yīng)破除空間位置的限制，積極推動(dòng)不同地區(qū)的國(guó)家高新區(qū)構(gòu)建跨區(qū)際、多元化的信息共享、資源交流的合作網(wǎng)絡(luò)，合理配置和協(xié)調(diào)國(guó)家高新區(qū)之間創(chuàng)新資源要素，促進(jìn)區(qū)域間協(xié)同協(xié)調(diào)發(fā)展。

5.2.3 實(shí)施國(guó)家高新區(qū)差異化綠色發(fā)展工程 一方面，綠色可持續(xù)發(fā)展水平較高的國(guó)家高新區(qū)應(yīng)當(dāng)以突破國(guó)外技術(shù)封鎖、破解核心技術(shù)“卡脖子”問(wèn)題為目標(biāo)，著力提升自主創(chuàng)新能力，不斷鉆研國(guó)際關(guān)鍵技術(shù)，努力將園區(qū)建設(shè)成我國(guó)甚至國(guó)際代表性的模范園區(qū)。另一方面，綠色全要素生產(chǎn)率較低水平的國(guó)家高新區(qū)要根據(jù)自身的優(yōu)勢(shì)，以增強(qiáng)可持續(xù)發(fā)展能力為基礎(chǔ)，以生態(tài)環(huán)保問(wèn)題為切入點(diǎn)，充分發(fā)揮固有的資源優(yōu)勢(shì)和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，加快從以能源利用為主要模式的第二產(chǎn)業(yè)向以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行調(diào)整與轉(zhuǎn)換，不斷提高生產(chǎn)效率，提升產(chǎn)業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)。

6 研究不足與展望

一方面，研究樣本的數(shù)量和規(guī)模有待進(jìn)一步擴(kuò)充。自20 世紀(jì)末首個(gè)國(guó)家高新區(qū)成立以來(lái)，經(jīng)歷30 余年的發(fā)展，國(guó)家高新區(qū)的隊(duì)伍規(guī)模得到迅速擴(kuò)大。本文考慮到數(shù)據(jù)可獲得性和準(zhǔn)確性，只選取2016—2020 年147 個(gè)國(guó)家高新區(qū)（全國(guó)共計(jì)169 家）作為研究對(duì)象。未來(lái)隨著火炬統(tǒng)計(jì)工作的完善以及統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量的提升，有必要將更多的國(guó)家高新區(qū)納入研究和分析。

另一方面，本文主要聚焦于國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算、區(qū)域差距與驅(qū)動(dòng)因素研究，尚未進(jìn)一步從空間關(guān)聯(lián)、空間溢出視角探究不同國(guó)家高新區(qū)之間綠色全要素生產(chǎn)率的相互作用。一個(gè)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率是否會(huì)對(duì)另一個(gè)國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響呢？其內(nèi)在的作用機(jī)理是什么？如何衡量這種影響的方向和大小？因此，未來(lái)需要關(guān)注與從事國(guó)家高新區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)聯(lián)與空間溢出效應(yīng)等方面的研究，難點(diǎn)或許在于內(nèi)在相互關(guān)聯(lián)或空間溢出效應(yīng)的解釋與空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的選擇。