京津冀城市群區域協同創新的綠色經濟溢出效應研究

朱昱昊 鄧 晶 蔣幻婕 馬瑞燕 商露元

（北京林業大學經濟管理學院，北京 100091）

一、引言及文獻綜述

2020年9月22日，習近平總書記在聯合國大會上宣布了碳達峰、碳中和的“雙碳”目標，表明我國生產方式和生活方式將逐漸向綠色低碳轉型，亟須實現綠色經濟的轉型。作為新發展理念的重要組成部分，綠色發展離不開協同創新的相互作用。城市群是協同創新的重要載體，京津冀地區作為我國經濟發展最活躍、開放程度最高、創新能力最強的區域之一，在國家現代化建設大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰略地位。因此，基于京津冀城市群探究協同創新對綠色經濟增長的溢出效應，不僅有利于推動京津冀一體化發展，提高京津冀地區的協同創新水平，對我國其他城市群發展也有較強借鑒作用。

創新作為推動生產力發展和經濟增長的重要引擎，能夠有效保障各類創新主體在技術變革和經濟高質量發展中占據優勢。目前區域發展不平衡、區域創新績效難以有效提升等問題愈發成為制約經濟增長的“減速帶”，各區域創新的成本及風險難以得到有效平衡，協同創新逐步成為激發創新活力，實現綠色經濟持續健康增長的“密鑰”[1]。有學者研究認為，協同創新旨在通過創新資源和要素的有效匯聚，突破創新主體間的壁壘，整合互補性資源，充分釋放人才、資本、信息、技術等創新要素活力從而實現深度合作，產生“1+1＞2”的協同效應，成為建設制造強國和質量強國的必然選擇[2-3]。目前學者對協同創新的研究主要從協同創新的內涵[4]、協同創新的動力及機制[5]、協同創新效應對區域或產業創新發展產生的影響[6]等方面進行探討，而關于協同創新對綠色經濟增長的影響機制，尚缺乏理論上的闡釋和嚴格的計量檢驗。協同創新的關鍵動力在于創新要素充分流動、知識技術充分溢出和擴散，這有利于資源的重新配置和組合，降低企業技術創新成本，突破企業技術瓶頸，瞄準國際科學前沿，提升核心競爭力，對經濟持續綠色增長具有強大的驅動作用[7]。當前學界普遍認為協同創新能夠有效促進經濟綠色增長。Wu 和Lu 等（2021）認為區域創新在提升經濟發展效率方面中介效應顯著，外國直接投資能夠通過區域創新顯著促進綠色經濟效率增長[8]。李林漢和田衛民（2020）通過對30 個省（區、市）的數據進行實證分析，發現科技協同創新對綠色經濟的發展有顯著的正向促進作用[9]。陳福時和李文丹等（2021）通過對長江中游城市群進行研究發現，協同創新能夠有效促進產業結構轉型發展，且在不同發展階段貢獻度有所不同[10]。姜琪和王越（2020）通過構建嵌入政府質量和科技創新因素的經濟增長模型，發現科技創新對各地區綠色GDP 均起到積極的促進作用[11]。

此外，基于研究對象而言，學者對京津冀地區協同創新與綠色經濟增長的研究主要有以下成果：董樹功（2020）認為京津冀協同創新是推動京津冀協同發展的核心力量，對推動綠色增長起到重要作用[12]。殷阿娜和鄧思遠（2017）研究發現在經濟新常態和京津冀一體化戰略背景下，加快實施京津冀綠色創新戰略，促使EKC 現實拐點盡快形成，是解決京津冀經濟轉型升級與環境治理雙重困境的關鍵路徑[13]。因此，協同創新能夠有效緩解京津冀地區環境治理壓力，成為推動經濟持續健康增長、實現高質量結構轉型的重要抓手和有力支撐。

總而言之，目前聚焦協同創新對綠色經濟增長溢出效應的研究較少，且類似研究大多立足于省域之間，以城市群為研究對象的文獻較少。因此，本文通過建立京津冀面板空間杜賓模型，研究協同創新對綠色經濟增長的溢出效應，從而為制定相關政策提供實證依據，具有較強的理論和現實意義。

二、協同創新對綠色經濟增長的作用機理

協同創新是指創新資源和要素有效匯聚，通過突破創新主體間的壁壘，充分釋放彼此間人才、資本、信息、技術等創新要素活力進而實現深度合作。21世紀以來，科技發展以及產業結構轉型速度加快，產業結構升級愈發依賴于協同創新。協同創新已成為城市技術創新與科技研發的重要推動力，已成為引導企業資金流向可持續發展項目及綠色項目的重要動力源，直接或間接促進了我國綠色經濟發展。

首都發展研究院2020年發布的《京津冀協同創新指數（2020）》顯示，2013—2018年，京津冀協同創新指數從16.18 增長到80.99，增長了4 倍多，京津冀協同創新工作取得了顯著成效。而綠色經濟是以市場為導向，以生態、環境、資源為要素，以產業經濟為基礎，以科技創新為支撐，以經濟、社會、生態協調發展為目的，以維護人類生存環境、科學開發利用資源和協調人與自然關系為主要特征的一種新的經濟形態，其發展與進步離不開協同創新。

現有研究表明科技協同創新對綠色經濟的發展有顯著的正向促進作用[9]。從資本配置結構看，科技協同創新使綠色金融信息化程度加深，進而使金融深化進一步發展。金融深化具有逐利性特點，會引起社會資源配置結構發生改變，資本逐漸流向高效綠色企業，淘汰低效重污染企業。從產業結構看，科技協同創新使制造業的創新要素不斷提升發展，其技術、信息等更加綠色、節能、可持續，進而優化了產業結構。在科技協同創新的推動作用下，綠色經濟得到增長，與此同時會倒逼企業進一步實現產業結構與資本結構合理高效的綠色配置，使協同創新與綠色經濟增長之間相互促進、相互完善。溢出效應是指某一組織進行某項活動時，不僅對該組織產生預期效果，同時還會對組織之外的其他指標產生影響。協同創新作為一種非競爭因素，具有顯著的外部性。協同創新環境下，人才與資金協同程度不斷變化，產業結構與企業創新水平不斷變化，在區域經濟以及市場機制作用下，人才與資金自發流向高需求、高效率、綠色發展的產業與地區，當該區域聚集了一定量的創新協同資源時，當地的綠色經濟就能得到發展。

基于上述理論分析，本文提出如下假設：

假設一：協同創新空間關聯強度對相鄰城市綠色經濟增長存在溢出效應，并間接促進相鄰地區的綠色經濟增長。

三、研究方法與變量選取

（一）研究方法

1.空間聯系引力模型

本文討論的協同創新空間聯系，主要指在創新資源要素的區際流動下，京津冀城市群的協同創新所形成的復雜的空間聯系。由于城市間創新要素流動、創新聯系水平等數據難以測量與獲取，多數研究運用引力模型來衡量城市之間的創新聯系。沿此思路，本文通過構建引力模型來衡量城市間協同創新的空間聯系強度。Zipf（1946）最早將引力模型引入城市間人口流動所產生的空間相互作用領域[14]，之后經Witt 和Witt（1995）[15]的進一步研究和拓展，引力模型被廣泛應用于金融、經濟、創新等領域的空間聯系測算研究。借鑒已有學者的成果，本文建立測度京津冀城市群協同創新空間聯系強度的引力模型如下：

式中，CIij表示城市間協同創新的空間聯系強度；RF 表示財力創新資源，用地方政府財政科技支出表示；RH 表示人力創新資源，用科技活動從業人員人數表示；dij表示城市間的距離，用京津冀城市群各城市的經緯度坐標計算得出其空間直線距離；TCIi定義為協同創新的空間聯系強度總量，表示城市i 與其他所有城市的協同創新空間聯系總強度，TCIi的值越高，表示城市i 的協同創新空間聯系越強。

2.空間自相關檢驗

由于“地理學第一定律”的存在，在研究京津冀城市群協同創新溢出效應時，首先需考慮不同城市間的空間自相關性。基于此，本文使用全局Moran’s I 指數檢驗京津冀城市群協同創新的空間自相關性。其計算公式為：

空間權重矩陣的選擇直接決定了空間計量模型檢驗效果的優劣。因此，為了對京津冀城市群協同創新的空間溢出效應進行系統性考察，本文構建了以下三個空間權重矩陣，將分別通過以下三種空間權重矩陣進一步篩選出最合適的空間權重矩陣。

（1）鄰接權重矩陣（W1）。根據城市邊界相鄰規則，京津冀城市相鄰時用W1ij=1 表示，不相鄰時用W1ij=0表示。

（2）地理距離權重矩陣（W2）。權重W2ij設置為京津冀城市群內兩城市間地理距離dij的倒數，其中地理距離dij通過各城市經緯度計算得到。

（3）空間經濟權重矩陣（W3）。權重W3ij設置為京津冀城市群內兩城市間GDP 差值的絕對值的倒數；Yi為第i 個城市的GDP；Yj為第j 個城市的GDP。其中，GDP 取2003—2018年間各城市GDP 的平均值。

3.空間杜賓模型

空間面板模型包括空間滯后模型、空間誤差模型以及空間杜賓模型。空間杜賓模型是空間滯后模型和空間誤差模型的組合擴展形式，是考察地理事物空間關聯性的主要模型，同時涵蓋了內生交互項和外生交互項，能同時反映空間系數項與空間誤差項對被解釋變量的影響。因此，本文基于空間杜賓模型探究協同創新對城市綠色經濟發展的空間溢出效應。空間杜賓模型的表達式為：

式中，i、j 表示不同城市；t 代表年份；Wij為空間權重矩陣；Git作為被解釋變量，表示城市i 的綠色GDP 總值；TCIit作為解釋變量，表示城市i 的協同創新總強度；IND、CAP、EMP、FIX 和ENT 作為控制變量，分別表示產業結構、對外開放、就業情況、資本投入和工業發展情況；ρ、β、φ 為相應的回歸系數；μi和ξt表示雙固定效應；εit表示隨機誤差項。

（二）變量選取和數據說明

本文采用京津冀城市群13 個城市2003—2018年的面板數據進行實證檢驗，所有數據均來源于《中國統計年鑒》《北京統計年鑒》《天津統計年鑒》《中國城市統計年鑒》以及Wind 數據庫。

1.被解釋變量

綠色經濟增長（GGDP）。目前常用的衡量經濟增長的指標有GDP、實際GDP、GDP 增長率和人均GDP等，本文選擇用GDP 來衡量經濟增長，用綠色GDP 衡量綠色經濟增長。根據《中國綠色國民經濟核算研究報告2004》[16]，綠色GDP 指的是傳統GDP 扣減掉資源消耗成本和環境損失成本后的GDP。據此，本文通過“綠色GDP=GDP-資源消耗成本-環境損失成本”這一方法來核算綠色GDP。

2.解釋變量

協同創新（TCI）。協同創新是指通過國家意志的引導和機制安排，促進企業、高等院校、研究機構發揮各自的能力優勢，整合互補性資源，實現各方優勢互補，加速技術推廣應用和產業化，協作開展產業技術創新和科技成果產業化活動，是當今科技創新的新范式。本文通過引入引力模型來測度協同創新強度。

3.控制變量

為了防止其他因素的影響，本文結合數據的可獲得性，從產業結構、對外開放、就業情況、資本投入和工業發展情況五個方面選取了控制變量。其中，產業結構（IND）用第三產業產值與第二產業產值的比值表示；對外開放（CAP）用當年實際使用外資金額表示；就業情況（EMP）用就業人數表示；資本投入（FIX）用固定資產投資完成額表示；工業發展情況（ENT）用工業企業數目表示。

各變量的描述性統計結果見表1。

表1 各變量描述性統計

四、實證結果與分析

（一）京津冀城市群協同創新的測度

根據式（1），利用Matlab 2018b 軟件測算出2003—2018年京津冀城市群13 個城市間協同創新的空間聯系強度，進一步根據式（2）測算出各城市間協同創新的空間聯系強度總量。由于數據較多，本文僅對2003年、2008年、2013年和2018年四年的數據進行比較，結果見表2。

由表2可知，第一，隨著時間推移，13 個城市的協同創新空間聯系強度總量呈現上升趨勢，由2003年的0.9477 上升至2018年的8062.2380，京津冀城市群的協同創新強度不斷提高。第二，北京市的協同創新空間聯系強度總量在京津冀城市群13 個城市中最高，在2003—2018年間一直處于領先地位。第三，京津冀城市群13 個城市間協同創新空間聯系強度總量差異較大，截至2018年，北京市、天津市的協同創新強度分別達到4026.2160、3790.9380，而秦皇島市、邯鄲市、邢臺市和衡水市仍未突破1。

表2 京津冀城市群協同創新空間聯系強度總量

（二）協同創新對綠色經濟發展的溢出效應分析

1.空間自相關性檢驗

在構建空間計量模型研究京津冀城市群協同創新溢出效應之前，需要檢驗京津冀城市群13 個城市協同創新強度的空間自相關性，從而判斷是否需要使用空間計量模型進行估計。基于此，本文選取2003—2018年協同創新的空間聯系強度總量，為了消除異方差，增強數據的平穩性，對協同創新強度TCI 進行對數化處理得到LNTCI，并利用StataMP 16 計算全局Moran’s I指數，結果見表3。

表3顯示了2003—2018年在鄰接權重矩陣、地理距離權重矩陣和空間經濟權重矩陣三種空間權重矩陣下計算得出的Moran’s I 指數值。從表3可以看出，2003—2018年我國協同創新強度的全局Moran’s I 指數均為正值，且由地理距離權重矩陣計算得出的p 值最為顯著，說明構建地理距離權重矩陣W2作為空間權重矩陣能夠更準確地反映京津冀城市群的真實情況。在地理距離權重矩陣W2下，Moran’s I 指數在1%的水平下均通過顯著性檢驗，表明京津冀城市群協同創新強度存在較明顯的空間正相關。因此，采用空間計量模型估計京津冀城市群協同創新溢出效應是合適的。

表3 各空間權重矩陣下協同創新強度的Moran’s I 指數值

2.空間計量模型與選擇

在進行空間溢出效應估計前，需要合理設定空間計量模型。因此首先利用LM檢驗對空間滯后模型、空間誤差模型進行檢驗，以判斷是否可以使用空間杜賓模型，檢驗結果如表4所示。LM-lag 和Robust LM-lag均在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明不應用空間滯后模型估計京津冀城市群協同創新溢出效應，而LM-error 的p 檢驗值為0.731，不能拒絕原假設，故初步判斷應使用空間滯后模型估計京津冀城市群協同創新溢出效應。

通過對面板數據進行Hausman 檢驗來判斷應使用固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果見表4。Hausman 檢驗值為27.80，對應的p 值為0.000，即在1%的水平下顯著，故判斷應該使用固定效應模型進行回歸分析。

為了進一步驗證是否可以使用空間杜賓模型來估計空間溢出效應，在固定效應下分別對空間杜賓模型進行LR 檢驗和Wald 檢驗。由表4所示的檢驗結果可知，LR-lag、Wald-lag、LR-error 和Wald-error 均在10%的水平下顯著，進一步證明空間杜賓模型不可以退化為空間滯后模型，因此應針對京津冀城市群構建包含內生和外生交互效應的空間杜賓模型來研究協同創新對綠色經濟增長的溢出效應。

表4 LM、Hausman、LR、Wald 檢驗結果

3.協同創新的空間溢出效應

本文利用京津冀城市群13 個城市2003—2018年協同創新等相關數據，共208 個觀測值，將協同創新作為空間滯后的解釋變量進行空間杜賓模型回歸，回歸結果見表5。

表5 京津冀城市群協同創新對綠色經濟的空間溢出效應估計

通過對比表5中不同固定效應下的空間杜賓模型檢驗結果可以發現，協同創新強度（LNTCI）在時間固定效應下通過了1%水平下的顯著性檢驗，在雙固定效應下通過了5%水平下的顯著性檢驗，而在個體固定效應下未通過顯著性檢驗。加之時間固定效應的模型擬合優度R2值最高，為0.923，因此可以得出，時間固定效應下的空間杜賓模型最可靠，模型的溢出效應主要是由于時間上的固定效應引起的。綜上，本文最終選定時間固定效應下的空間杜賓模型作為研究協同創新強度對綠色經濟增長的溢出效應的模型。

當存在空間溢出效應時，相關影響因素的變動不僅會影響某個城市自身綠色經濟增長水平，還會影響該城市周邊鄰近城市的綠色經濟增長水平。Lesage 和Park（2013）[17]提出，空間杜賓模型的參數估計結果不能直接反映出變量間的關系，故需進一步對空間杜賓模型進行效應分解，把總效應分解為直接效應和間接效應。因此，結合表5的結論，在時間固定效應下將空間杜賓模型進行效應分解，得到表6所示的分解結果。

表6 空間杜賓模型空間效應分解

由表6可知，就解釋變量而言，京津冀城市群協同創新強度（LNTCI）的直接效應和間接效應在5%的水平上顯著為正，總效應在1%的水平上顯著為正，其中LNTCI 的直接效應、間接效應和總效應回歸系數分別為0.037、0.058 和0.096，即本地協同創新強度每增加1%，對本地綠色經濟增長的直接效應為0.037%，對周邊城市綠色經濟增長的間接效應為0.058%。這說明協同創新空間關聯強度對本城市的綠色經濟增長有很好的正向促進作用，同時存在較明顯的溢出效應，能間接促進相鄰地區的經濟增長。

由表6可知，就控制變量而言：

（1）產業結構（LNIND）的直接效應在1%的水平上顯著為正，間接效應在1%的水平上顯著為負，總效應在5%的水平上顯著為正，其中LNIND 的直接效應、間接效應和總效應回歸系數分別為0.148、-0.052 和0.097，即本地IND 每增加1%，對本地綠色GDP 增長的直接效應為0.148%，對周邊城市綠色GDP 增長的間接效應為-0.052%。這說明產業結構對本城市的綠色經濟增長有很好的正向促進作用，但間接抑制相鄰地區的綠色經濟增長。

當產業結構中第三產業產值與第二產業產值的比值上升時，該地區服務業規模擴大，知識型人才聚集，知識溢出效應促使本地區綠色經濟增長；此外，我國已進入產業結構加速轉型期，第二產業例如制造業等逐漸由中心城市向周邊遷移擴散，制造業作為科技創新的主動力，其遷移必然會抑制本地區的創新，進而抑制經濟增長，故LNIND 上升對周邊城市產生負的溢出效應。

（2）對外開放（LNCAP）的直接效應和總效應在5%的水平上顯著為正，間接效應在10%的水平上顯著為負，其中LNCAP 的直接效應、間接效應和總效應回歸系數分別為0.030、-0.011 和0.019，即本地CAP 每增加1%，對本地綠色GDP 增長的直接效應為0.030%，對周邊城市綠色GDP 增長的間接效應為-0.011%。這說明使用外資對本城市的綠色經濟增長有很好的正向促進作用，但間接抑制相鄰地區的綠色經濟增長。

外資的流入會加劇本土企業的競爭，促使企業開展創新活動以提高自身競爭力，進而促進本地經濟增長。與此同時，更多外資流入本地意味著本地的優質資源被更大程度地占用，當可用資源數量不足時，不得不從周邊城市引進，這也在一定程度上抑制了周邊城市的經濟增長。

（3）就業情況（LNEMP）的直接效應和總效應在1%的水平上顯著為正，間接效應在1%的水平上顯著為負，其中LNEMP 的直接效應、間接效應和總效應回歸系數分別為0.377、-0.134 和0.243，即本地EMP 每增加1%，對本地綠色GDP 增長的直接效應為0.377%，對周邊城市綠色GDP 增長的間接效應為-0.134%。這說明就業人數對本城市的綠色經濟增長有很好的正向促進作用，但間接抑制相鄰地區的綠色經濟增長。

京津冀地區每年吸引大量人才涌入，勞動力數量的增加有效促進了本地綠色經濟的增長；與此同時，本地區的經濟發展會對周邊城市的人才產生“虹吸效應”，激烈的人才競爭在一定程度上導致了負向溢出效應。

（4）資本投入（LNFIX）的直接效應和總效應在1%的水平上顯著為正，間接效應在1%的水平上顯著為負，其中LNFIX 的直接效應、間接效應和總效應回歸系數分別為0.235、-0.084 和0.151，即本地FIX 每增加1%，對本地綠色GDP 增長的直接效應為0.235%，對周邊城市綠色GDP 增長的間接效應為-0.084%。這說明固定資產投資對本地的綠色經濟增長有很好的正向促進作用，但間接抑制相鄰地區的綠色經濟增長。

固定資產投資的增加能促進本地區經濟社會的需求，進而帶動先進技術的發展和本地區經濟發展；但是，固定資產投資建設過程中的污染物排放也抑制了周邊地區的綠色經濟增長。

（5）工業發展情況（LNENT）的直接效應和總效應在1%的水平上顯著為正，間接效應在1%的水平上顯著為負，其中LNENT 的直接效應、間接效應和總效應回歸系數分別為0.134、-0.047 和0.086，即本地ENT每增加1%，對本地綠色GDP 增長的直接效應為0.134%，對周邊城市綠色GDP 增長的間接效應為-0.047%。這說明工業企業數目對本地的綠色經濟增長有很好的正向促進作用，但間接抑制相鄰地區的綠色經濟增長。

工業企業數目的增加使高收入水平的從業者數目增加，間接提高了本地居民的購買力，工業企業密集度提升有利于促進經濟轉型，有利于經濟的發展；同時，資源的稀缺性使較少的資源流向綠色產業，一定程度上限制了周邊城市的綠色經濟增長。

五、穩健性檢驗

為了進一步驗證空間杜賓模型的穩健性，本文截取了2007—2018年的子樣本后再次進行回歸分析，得到的空間杜賓模型回歸結果如表7所示。模型的擬合優度R2為0.91，說明該模型的擬合效果良好。由回歸結果可知，京津冀城市群協同創新強度（LNTCI）的直接效應在5%的水平上顯著為正，間接效應和總效應在1%的水平上顯著為正，各控制變量的直接效應、間接效應和總效應均在5%的置信水平下通過檢驗，說明縮短時間窗口后，協同創新空間關聯強度對本地區及相鄰地區綠色經濟增長的促進作用仍然穩健。

表7 空間杜賓模型空間效應分解（2007—2018年）

六、結論與建議

本文基于2003—2018年京津冀城市群13 個城市的面板數據，運用空間計量模型和面板門檻模型研究協同創新與綠色經濟增長之間的關系，結果表明：第一，協同創新空間關聯強度存在顯著的空間溢出效應，協同創新對本地區和相鄰地區的綠色經濟增長均產生正向作用。第二，產業結構、對外開放、就業情況、資本投入和工業發展情況均有利于本地區的綠色經濟增長，但會抑制相鄰地區的綠色經濟增長。

根據上述結論，提出以下建議：

第一，加強京津冀城市群協同創新的空間聯系，發揮正向溢出作用。首先，政府要加大對京津冀城市群協同創新的政策支持與財政資金投入，安排實施國家重大項目時要優先考慮協同創新平臺，進一步提高科技創新人員的勞動報酬，加大對知識型人才培養的投入。其次，鼓勵打破地區壁壘，加強京津冀城市群在人才培養、區域貿易、工業發展、資源互補等方面的合作交流，推動實施開放型創新模式。再次，優先發展創新能力相對較弱的區域，提升京津冀城市群的整體協同創新發展程度。最后，提高企業、高等院校、研究機構等對創新知識的吸收能力，加強知識積累，發揮自身優勢，促進科研成果轉化。

第二，加強協同創新空間聯系強度的同時，要注重發揮與綠色金融的交互作用。在推進京津冀城市群綠色經濟增長時，要統籌協調綠色金融水平，使協同創新與綠色金融攜手并進。要鼓勵各企業加強合作，不斷吸收高新技術，在提升自身綜合實力的同時，共同突破綠色高新技術的門檻，實現“1+1＞2”的效果。◆