產業協同集聚、制度環境與工業綠色創新效率

宋曉玲,李金葉

(1.新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046；2.新疆財經大學 經濟學院，新疆 烏魯木齊 830012)

0 引言

工業是立國之本，強國之基。改革開放40多年來，我國工業發展取得了舉世矚目的成就，工業規模躍居世界第一，但是“高投入、高能耗、高污染、低產出、低創新”的粗放型發展模式使我國面臨的資源環境承載壓力不斷加大，實現可持續綠色發展任務艱巨。建設突破資源環境約束的工業綠色技術創新體系、提高工業綠色創新效率成為亟待解決的現實問題。然而，綠色創新具有溢出效應和環境外部成本的雙重外部性，會降低企業綠色創新意愿[1]。針對綠色創新難度大、風險高的特點，諸多學者從環境規制[2]、對外開放[3]、研發投入[4]等方面提出破解良方。高技術制造業作為工業的重要組成部分，所具有的知識密集型和環境優化型產業屬性使其成為推動工業綠色創新發展的中堅力量。高端技術制造業更能充分發揮創新的溢出效應，促進產業空間集聚的形成與發展。生產性服務業作為與高技術制造業具有高度技術關聯和產業關聯的異質性產業，上下游產業關聯促使其形成協同集聚態勢，成為影響工業綠色創新發展的重要因素[5]。那么，高技術制造業與生產性服務業協同集聚能否提升工業綠色創新效率？存在何種作用路徑？能夠為產業集聚和創新活動提供制度支持的制度環境是否會影響產業協同集聚與工業綠色創新效率的作用關系？這一系列問題的檢驗，對提高高技術制造業與生產性服務業協同集聚質量、促進工業企業綠色創新發展具有重要理論價值和現實意義。

1 文獻綜述

與傳統創新相比，綠色創新更具特殊性和針對性，可以通過降低外部環境成本實現經濟利益和環境利益的雙贏。從集聚經濟和知識外溢視角看，產業集聚是導致地區創新差異的主要原因[6]。越來越多的研究表明，單一產業集聚是影響綠色創新的重要因素[7]，高技術制造業和生產性服務業作為知識密集與環境優化型產業，二者集聚通過規模經濟、技術溢出和共享效應提升地區或企業綠色創新效率[8]，在促進綠色創新發展中的作用愈發突出。隨著產業分工不斷細化，傳統的單一產業集聚逐漸向多產業協同集聚發展，高技術制造業與生產性服務業較強的技術關聯性加快空間共聚模式的形成。部分學者對高技術制造業與生產性服務業協同集聚的綠色效應或創新效應進行了分析，如王燕和孫超[9]研究表明，高技術產業與生產性服務業協同集聚對綠色全要素生產率具有倒U型影響；黃曉瓊和徐飛[10]研究證實，科技服務業—高技術產業協同集聚與高技術產業創新水平呈倒U型關系。但是，對于產業協同集聚綠色創新效應的探討尚存在不足。

進一步梳理文獻發現，在多產業協同集聚與綠色創新關系的研究中，大多基于時間維度進行討論，而忽略了對空間效應的探討。但是，大多數事物都存在空間相關性，尤其在區域協調發展戰略布局下，空間互動關聯理應成為關注重點。原毅軍和高康[11]利用Moran散點圖證實制造業與生產性服務業協同集聚呈現出明顯的空間集聚特征，并具有空間外溢效應；聶明華和齊昊[12]、范德成和吳曉琳[13]也證實工業綠色創新在區域間存在空間相關性。因此，本文認為高技術制造業與生產性服務業協同集聚的作用不僅體現在對本地工業綠色創新的影響上，還包括對地理鄰近地區工業綠色創新的空間溢出效應，忽視這種空間效應可能使研究結論與實際情況存在一定偏誤。

與西方國家不同，中國的產業集聚除受資源稟賦、知識外溢等因素影響外，還在很大程度受到政府行為尤其是制度環境的影響。王永進等[14]證實良好的制度環境可以通過減少契約執行過程中的機會主義行為和不可預期風險，為產業集聚提供深層次制度保障。制度創新學派認為，技術創新有賴于制度保障，尤其是產權制度通過保障創新收益最大化推動技術進步[15]。楊朝均等(2021)研究表明，制度環境對工業綠色創新具有顯著促進作用和正向空間溢出效應。然而，現有研究并未深入到產業協同集聚領域，也未考慮制度環境在產業協同集聚與工業綠色創新間關系中到底發揮何種作用。

鑒于此，本文從高技術制造業與生產性服務業協同集聚(以下簡稱產業協同集聚)視角出發，探究其對工業綠色創新效率的直接效應和空間效應，并將制度環境納入分析框架進行探討。本文嘗試在以下方面進行拓展：第一，從理論和實證兩個方面探究高技術制造業與生產性服務業協同集聚對工業綠色創新效率的影響，為產業集聚與工業綠色創新發展等研究領域增添經驗證據；第二，考慮到產業協同集聚與工業綠色創新效率可能存在空間相關性，采用空間計量模型對二者關系進行實證檢驗，使研究結論更具說服力；第三，將制度環境納入分析框架，檢驗制度環境尤其是知識產權對產業協同集聚與工業綠色創新效率間關系的調節效應。研究可為提升產業協同集聚質量和促進工業綠色創新發展提供經驗證據。

2 理論機制與研究假設

2.1 產業協同集聚對工業綠色創新效率的影響

產業協同集聚對工業綠色創新效率具有正外部性。第一，產業協同集聚有助于生產性服務業向高技術制造業及其集聚區周邊工業企業提供中間品服務，如污染防控技術、清潔生產技術等，并將知識、技術、信息等要素融入到工業企業生產價值鏈中，促進清潔綠色生產技術的開發，降低能源消耗和污染排放。第二，高技術制造業與生產性服務業協同集聚具有更強的知識外溢效應，能夠加快產業間知識、技術等無形資源的擴散交流，為企業間“示范—模仿”和科研合作提供平臺[16]，實現資源共享和優化配置，提高創新資源配置效率，對加快綠色創新成果應用具有重要推動作用。第三，產業協同集聚形成規模經濟效應，通過降低企業要素搜尋成本和市場交易成本，擴大創新規模，加快綠色創新產出，并在產業關聯下促進綠色創新成果應用，使得工業企業創新活動中的期望產出顯著增加、非期望產出顯著下降。第四，產業協同集聚可能產生空間外溢效應，通過知識、技術的跨區域流動帶動創新外溢，從而對周邊地區工業綠色創新產生正向溢出效應。

產業協同集聚對工業綠色創新效應也可能產生負外部性。第一，隨著產業協同集聚規模不斷擴大，集聚區面臨的資源環境承載壓力不斷加大，資源配置效率降低，生產要素過度集中產生的擁擠效應引發企業惡性競爭，抑制企業研發行為[17]，阻礙創新產出。第二，產業協同集聚對綠色創新的負外部性還可能表現為市場失靈，由于綠色創新成果具有較強的正外部性，隨著協同集聚規模擴大，企業間互動交流頻繁，綠色創新成果極易被競爭對手學習和模仿，導致企業創新收益難以抵消創新投入，這種不確定性和高風險將極大降低企業綠色創新意愿，從而不利于綠色創新效率提升。第三，地區間“以鄰為壑”的發展動機可能阻礙要素自由流動和地區間技術外溢[18]，從而使產業協同集聚對周邊地區工業綠色創新產生負外部性。因此，本文提出以下假設：

H1：高技術制造業與生產性服務業協同集聚對本地區工業綠色創新效率的影響可能存在倒U型的非線性特征，而對地理鄰近地區工業綠色創新效率的影響具有不確定性。

2.2 產業協同集聚影響工業綠色創新效率的傳導機制

(1)人力資本流動。高技術制造業和生產性服務業作為知識密集型產業，二者協同集聚的知識溢出效應更為明顯，而知識傳遞不僅來源于企業間的交流合作，創新要素流動帶來的技術擴散也是知識溢出的重要渠道[19]。擁有知識和技術信息的高級人力資本跨區域流動將加快科技成果和節能環保技術的共享與擴散，有利于整合區域內閑置、分散的創新資源，提高資源配置效率，提高集聚區企業研發創新效率和能源利用率，實現綠色創新活動中創新產出的增加、污染排放的減少，并在產業關聯帶動和技術波及下，帶動整個工業行業綠色創新效率水平提升。

(2)協同創新。產業協同集聚可為集聚區企業獲取互補性創新資源提供便利，激發創新需要，促進產學研不同創新主體間的交流合作，實現協同創新，加快科技成果轉化應用[20]，并利用技術革新提高能源效率、降低能耗水平。同時，協同創新通過成本共擔和風險分散降低企業綠色創新成本，激發企業綠色創新動力，最終提升工業綠色創新效率。此外，產業協同集聚會促進創新資源集聚，引發市場競爭，各企業為提高創新競爭力，加強與政府、科研機構的創新合作，從而實現產學研協同創新并提升綠色創新效率。綜上，本文提出以下假設：

H2：高技術制造業與生產性服務業協同集聚通過人力資本流動和協同創新促進工業綠色創新效率水平提升。

2.3 制度環境的調節作用

降低生產和交易成本是產業集聚的重要動因，產業集聚的形成與發展受到制度環境的約束和激勵。良好的制度環境可為產業協同集聚營造相對公平的競爭環境、良好的社會秩序和完善的法治環境，擴大產業競爭優勢，彌補市場失靈并實現產權保護，確保產業協同集聚的穩定性，進而激勵綠色創新效應的發揮。同時，針對生產性服務業和高技術制造業這類契約密集型行業，良好的制度環境可以促進契約的有效履行，減少履約摩擦并降低不可預期風險，進一步激勵集聚區技術密集型企業進行綠色創新投資和采用清潔生產技術。此外，完善的制度環境可以提高資源配置效率[21]，促進要素按市場價格自由流動，在一定程度上避免資源錯配、效率損失、要素過度集聚等問題，從而緩解產業協同集聚的擁擠效應等負外部性問題。

制度的內涵相當豐富，對于高成本、高風險的綠色創新活動而言，需要更有效的制度政策引導技術綠色化，而知識產權作為保護創新成果的重要制度安排，對創新密集型產業具有更加明顯的創新激勵作用[22]。知識產權保護通過促進綠色創新知識私有化，降低綠色技術知識被模仿的風險[23]，幫助集聚區企業形成相對穩定的創新收益，加快綠色創新產出，從而既提高綠色創新效率，又緩解因市場失靈帶來企業綠色創新意愿不足的問題。綜上，本文提出以下假設：

H3：制度環境能夠強化產業協同集聚的綠色創新效應，從而延緩負外部性的發生。

H4：相較于制度環境，知識產權保護對產業協同集聚的綠色創新效應具有更強的激勵作用，對負外部性的延緩作用更明顯。

3 模型設定與指標選取

3.1 模型設定

3.1.1 空間面板模型

地理學第一定律證實，大多數空間數據都具有或強或弱的空間依賴性[24]。各地區產業協同集聚和綠色創新水平不可避免會受到相鄰地區的影響，因此采用空間面板模型進行分析。空間計量模型包括空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)、空間杜賓模型(SDM)等，SDM模型能夠同時考慮自變量和因變量的空間滯后項對因變量的影響效應，因此本文選取SDM模型作為基準模型，檢驗高技術制造業與生產性服務業協同集聚對工業綠色創新效率的影響。根據前文理論分析，產業協同集聚與工業綠色創新效率之間可能呈現U型的非線性特征，因此模型中納入產業協同集聚的平方項。

(1)

式中，GIE為工業綠色創新效率，Coaggl為高技術制造業與生產性服務業協同集聚，Control為相關控制變量。a0為常數項，W為地理距離權重矩陣，ρ、θ分別為被解釋變量和核心解釋變量的空間交互項系數，εit為隨機誤差項。當SDM模型不考慮解釋變量的空間關系，即θ1=θ2=0，η=0時，則為空間自相關模型(SAR)；當僅關注誤差項的空間依賴關系，即θ1=θ2=0，η=0，ρ=0且ε=λWμ+φ時，則為空間誤差模型(SEM)；當SDM模型的空間項系數均為0，即θ1=θ2=0，η=0，ρ=0，λ=0時，則為OLS模型。

為進一步驗證制度環境(inenv)的調節作用，在式(1)基礎上納入產業協同集聚與制度環境的交互項。

(2)

3.1.2 中介效應模型

為檢驗人力資本流動和協同創新對產業協同集聚與工業綠色創新效率的中介效應，采用溫忠麟和葉寶娟[25]的中介效應模型對中介機制進行檢驗。

(3)

(4)

3.2 指標選取與數據說明

3.2.1 被解釋變量

工業綠色創新效率(gie)。基于投入產出視角，利用非徑向方向距離函數模型對工業綠色創新效率進行測算[26]。以中國內地30個省份(西藏因數據不全，未納入分析)作為決策單元，借鑒楊浩昌等(2020)的做法，投入變量選取規模以上工業企業R&D資本存量、R&D人員全時當量和能源消耗總量，其中R&D資本存量使用永續盤存法測算，折舊率δ取15%。期望產出選取規模以上工業企業新產品銷售收入和綠色發明專利授權量。其中，新產品銷售收入使用工業生產者出廠價格指數并以2004為基期進行平減；對于綠色發明專利授權量的衡量，借鑒董直慶和王輝[27]的做法，通過國家知識產權局網站搜集所有專利申請信息，并根據世界知識產權組織頒布的“國際專利分類綠色清單”進行篩選整理，統計出各省份專利數據。非期望產出選取工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量、工業固體廢物產生量和工業碳排放量，其中工業碳排放量通過各種化石能源消耗量乘以相應碳排放系數加總得到[28]，化石能源包括原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣和天然氣。工業綠色創新效率取值范圍為0～1，其數值越大，工業綠色創新效率水平越高。

3.2.2 核心解釋變量

高技術制造業與生產性服務業協同集聚(Coaggl)。根據《國民經濟行業分類(GB/T4754-2017)》，生產性服務業包括交通運輸、倉儲和郵政業，租賃和商務服務業，信息傳輸、軟件和信息技術服務業，金融業，科學研究和技術服務業。借鑒張虎等[29]的做法，對產業協同集聚指數進行測度，公式如下：

(5)

式中，Hagglit、Pagglit分別為高技術制造業和生產性服務業集聚指數，均使用區位熵法測算，Coagglit為產業協同集聚水平。

3.2.3 中介變量

人力資本流動(hfl)。人力資本流動有助于知識和技術跨區域流動，尤其是促進隱性知識共享交流，加快知識溢出。采用就業人口中大專及以上受教育人數衡量人力資本，并利用引力模型測度人力資本流動量[30]。

(6)

其中，hfli為i地區的人力資本流動量，Hi為人力資本數，Wage為城鎮單位就業人員平均工資，House為各地區住宅平均銷售價格，Rij為區域i、j的中心位置距離。

協同創新(ci)。現有文獻大多通過不同主體間的資金流動對協同創新程度進行測度。本文借鑒白俊紅和蔣伏心[31]的做法，用高校和研發機構研發經費中企業資金占比、規模以上工業企業研發資金中政府資金占比表示直接與間接主體間的資金往來，并用因子分析法計算得到協同創新整體水平值。

3.2.4 調節變量

制度環境(inenv)。制度環境的完善很大程度上依賴市場化水平，本文選取王小魯等(2021)的市場化指數作為制度環境的代理變量，市場化指數越大，制度環境越好。數據來源于中國分省份市場化指數數據庫。

知識產權保護(property)。借鑒史宇鵬和顧全林[32]的研究，采用專職律師比率、專利侵權案件結案率、知識產權未被侵權率和技術市場交易規模，并基于熵權法構建知識產權保護指數。其中，專職律師比率=各省專職律師數/總人口數，專利侵權案件結案率=當年累計專利糾紛結案數/立案數，知識產權未被侵權率=1-(專利侵權糾紛累計立案數/該地區累計專利授予數)，技術市場交易規模=技術市場成交額/GDP。

3.2.5 控制變量

①人力資本水平(human)：高素質人力資本是開展綠色創新活動的關鍵要素，用勞動力平均受教育年限表示；②信息化水平(infor)：信息化可以突破創新要素和資源的時空藩籬，促進要素自由流動，信息技術的發展推動產業模式和創新活動變革，用各地區郵電業務量占GDP比重表示；③外商直接投資(fdi)：根據“污染光環”和“污染避難所”假說，外商直接投資對綠色創新效率具有重要影響，用外商直接投資額占GDP的比率表示，利用人民幣匯率年均價將美元數據轉化為人民幣后計算；④環境規制(er)：環境規制與綠色創新之間存在“遵循成本”和“創新補償”的爭論，用工業污染治理完成投資與規模以上工業企業主營業務成本的比重表示；⑤要素稟賦(fe)：要素稟賦結構與技術創新模式具有緊密聯系，采用資本存量與就業人數的比值衡量；⑥政府干預(gov)：有效的政府干預可以預防市場失靈，為企業提供創新資金扶持，但過度的政府干預可能導致資源錯配，影響企業創新決策，使用地方財政支出占GDP的比重衡量。

考慮數據可得性和完整性，選取2004—2020年中國內地30個省域(西藏因數據不全，未納入統計)面板數據作為研究樣本，各變量原始數據來源于《中國工業統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、國家知識產權局統計年報及各地方統計年鑒。主要變量描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計結果Tab.1 Descriptive statistical results for variables

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸結果分析

為確保空間計量模型的擬合效果最優，按照OLS-SAR/SEM-SDM路徑進行模型選擇。表2報告了高技術制造業與生產性服務業協同集聚對工業綠色創新效率的基準回歸結果。OLS、SAR、SEM和SDM回歸結果均顯示，產業協同集聚對工業綠色創新效率一次項的回歸系數在1%水平上顯著為正，二次項的回歸系數在1%水平上顯著為負，回歸結果較為一致，說明本文研究結論具有一定穩健性。在3種空間計量模型下，空間自回歸系數和空間誤差項系數均在1%水平上顯著為負，說明我國各省份工業綠色創新效率并不是相互獨立的，而是具有負向空間相關性。為進一步證明使用SDM模型的合理性，對SDM模型進行LR和Wald檢驗。結果顯示，Wald(SAR)和LR(SAR)統計量分別為34.55、47.49，Wald(SEM)和LR(SEM)統計量分別為40.43、45.97，均至少在1%水平上通過顯著性檢驗，拒絕θ1=η=0和η+ργ=0的原假設，SDM模型不可轉化為SAR和SEM模型。因此，下文使用SDM模型作為基準模型進行分析。

在包含空間滯后項的空間計量模型中，回歸系數難以表征自變量對因變量的影響，因此采用偏微分法將SDM模型影響效應分解為直接效應和間接效應(見表3)。在直接效應中，產業協同集聚一階項的回歸系數在1%水平上顯著為正，平方項的回歸系數在1%水平上顯著為負。這表明，隨著高技術制造業與生產性服務業協同集聚水平提高，本地區工業綠色創新效率呈先升后降的態勢，即產業協同集聚與工業綠色創新效率之間呈倒U型的非線性關系，H1得到驗證。經計算，倒U型曲線的拐點值為6.473，大于產業協同集聚水平2.703的均值，說明當前我國高技術制造業與生產性服務業協同集聚有助于工業綠色創新效率提升。產業協同集聚能為產業間綠色創新合作提供便利，擴大創新規模并產生規模報酬遞增效應，從而使單位創新投入的創新產出增加，并通過技術創新降低能源消耗和污染物排放，進而提升工業綠色創新效率。從控制變量看，環境規制對工業綠色創新效率具有顯著促進作用，環境規制通過提高資源配置效率，激勵企業進行綠色技術創新，“創新補償”效應占據主導地位；要素稟賦的參數估計系數顯著為負，資本過度深化可能導致資源錯配，使資本產出效率下降，阻礙技術創新；政府干預也表現為顯著抑制作用，政府可能更加偏好投資“短平快”項目，對綠色創新活動缺乏投資意愿，甚至干擾企業創新決策，進而阻礙企業綠色創新水平提升；外商直接投資對工業綠色創新效率具有不顯著的負向作用，可能導致“污染避難所”問題的產生；人力資本和信息化水平均表現為不顯著的正向作用，人力資本作為創新的關鍵要素，其積累程度越高，越有利于工業綠色創新效率提升，信息化水平的時空壓縮效應會加速要素流動，促進綠色創新成果的應用和擴散。

表2 基準回歸結果Tab.2 Results of baseline regression

在間接效應中，產業協同集聚一次項的系數為負，平方項的系數為正，但均未通過顯著性檢驗，說明產業協同集聚對地理鄰近地區的工業綠色創新效率具有抑制作用，但不顯著。可能的原因是：由于區域間產業結構同質，產業體系相對獨立但缺乏關聯性，難以形成合理的產業分工格局和良性互動；區域間“以鄰為壑”的發展動機阻礙創新要素自由流動，技術外溢效應難以充分發揮，最終導致產業協同集聚對綠色創新效率產生負向空間溢出效應。

表3 產業協同集聚對工業綠色創新效率的 直接效應、間接效應與總效應Tab.3 Direct,indirect and total effects of industrial collaborative agglomeration on the industrial green innovation efficiency

4.2 穩健性檢驗

本文采用兩種方式進行穩健性檢驗，結果如表4所示。首先，用經濟距離矩陣替換地理距離矩陣進行回歸。結果顯示，產業協同集聚一次項和二次項的回歸系數分別為正、負，均通過顯著性檢驗，表明高技術制造業與生產性服務業協同集聚對工業綠色創新效率的影響存在拐點效應，與基準回歸結果一致。其次，替換被解釋變量的測度指標。考慮到專利也能體現創新主體的創新能力，以人均綠色發明專利授權量替代使用投入產出法測算的綠色創新效率。結果顯示，產業協同集聚與工業綠色創新效率呈先升后降的倒U型特征，且現階段處于倒U型曲線左側，回歸結果具有穩健性。

表4 穩健性檢驗結果Tab.4 Results of robustness test

4.3 地區異質性

考慮到各地區在資源稟賦、經濟水平、產業結構等方面存在顯著差異，可能造成產業協同集聚對工業綠色創新效率的影響存在一定異質性。因此，進一步將全部樣本按照地理區位劃分為東部和中西部進行分樣本回歸，結果如表5所示。結果顯示，產業協同集聚對東部地區工業綠色創新效率的影響依然呈倒U型特征，但對中西部地區的影響具有U型特征。在東部地區，從產業協同集聚對工業綠色創新效率的直接效應看，一次項和二次項的系數分別顯著為正、顯著為負，且均在1%水平上通過顯著性檢驗。經計算，倒U型曲線的拐點值(8.279)大于東部地區產業協同集聚的均值(4.352)，說明東部地區產業協同集聚對工業綠色創新效率具有顯著促進作用。東部地區具有人才、資金和技術優勢，產業發展基礎好，創新資源相對豐裕，高技術制造業和生產性服務業發展質量較高，產業協同集聚初具規模，更能充分發揮集聚的規模效應、技術外溢效應，從而帶動工業綠色創新效率提升。從間接效應看，東部地區產業協同集聚對工業綠色創新效率呈現負向不顯著的空間外溢效應，區域間產業合作和協同發展優勢尚未得到有效釋放。

在中西部地區，從產業協同集聚對工業綠色創新效率的直接效應看，一次項和二次項的系數符號與東部地區完全相反，呈先降后升的U型特征，U型拐點值(0.818)小于中西部地區產業協同集聚的均值(1.748)，產業協同集聚對工業綠色創新效率的影響位于U型曲線右側，即具有顯著促進作用。這可能是由于中西部地區產業整體發展水平不高，在產業協同集聚初期，資金、人員、技術等資源相對分散，短時間內難以有效發揮集聚的規模效應、學習效應、知識溢出效應，但隨著集聚程度的提高，產業間協作機制逐漸完善，正外部性得以激發。從間接效應看，產業協同集聚對地理鄰近地區的工業綠色創新效率未產生促進作用，這主要是由于中西部地區產業發展相對滯后，區域間產業合作有待加強。

4.4 作用機制檢驗

由前文實證分析可知，高技術制造業與生產性服務業協同集聚能夠提高工業綠色創新效率。為驗證人力資本流動和協同創新是否在其中發揮中介作用，利用中介模型對人力資本流動和協同創新的內在影響機制進行檢驗，結果如表6所示。列(1)結果顯示，產業協同集聚與人力資本流動之間關系呈顯著倒U型的非線性特征，產業協同集聚對人力資本流動倒U型影響的臨界值為4.714，大于產業協同集聚的均值，說明當前階段產業協同集聚與人力資本流動表現為正相關關系。產業協同集聚對人力資本流動的倒U型影響以及人力資本流動與工業綠色創新效率間的正相關關系，表明產業協同集聚通過人力資本流動對工業綠色創新效率產生促進作用。人力資本流動可以促進技術知識傳播，強化產業協同集聚的知識溢出效應，將創新要素和綠色創新成果導入傳統工業行業，能有效整合區域內閑散資源，提高資源配置效率，優化要素配置結構，降低工業能耗和污染排放水平，最終對工業綠色創新效率起到促進作用。

表5 區域異質性檢驗結果Tab.5 Results of regional heterogeneity test

由列(3)(4)結果可知，產業協同集聚與協同創新之間也呈倒U型特征，臨界值為5.281，大于產業協同集聚的均值，說明當前階段產業協同集聚對協同創新具有顯著促進作用。同時，協同創新對工業綠色創新效率的影響在10%水平上顯著為正，說明產業協同集聚通過協同創新提升工業綠色創新效率。產業協同集聚能夠促進產學研協同創新網絡的形成，加快不同創新主體間創新資源的共享和整合，使創新要素活力得到充分釋放，從而提高工業綠色創新水平。中介效應檢驗表明，人力資本流動和協同創新是產業協同集聚促進工業綠色創新效率提升的重要作用渠道，H2得以驗證。

4.5 進一步討論

將制度環境納入分析框架，進一步考察制度環境對產業協同集聚與工業綠色創新效率的調節機制。知識產權作為保護創新成果的重要制度安排，對綠色創新效率的影響可能更為突出，本文利用式(2)分別對制度環境及其重要組成知識產權保護的作用機制進行檢驗，結果如表7所示。

結果顯示，產業協同集聚與制度環境交互項的系數為0.047 7，通過1%的顯著性檢驗，說明產業協同集聚通過制度環境的完善提高工業綠色創新效率。同時，根據制度環境全樣本均值可以計算得出產業協同集聚的總效應(總效應等于交互項Coaggl×inenv的估計系數乘以inenv全樣本均值加上Coaggl的估計系數)，此時，總效應由0.217 5變為0.212 3，倒U型拐點由6.473變為6.938，拐點值右移意味著產業協同集聚的負向作用延遲。完善的制度環境有利于企業間的創新交流與合作，降低交易成本和創新風險，加快綠色創新產出，推動節能降耗，在產業協同集聚促進工業綠色創新效率提升過程中發揮助力作用，并且可以有效延緩產業協同集聚擁擠效應的發生，H3得以驗證。

表6 中介效應檢驗結果Tab.6 Results of mediating effect test

表7 調節效應檢驗結果Tab.7 Test results of the moderating effect

從知識產權保護的調節作用看，交互項的系數為0.254 8，在1%水平上顯著，大于式(1)中制度環境與產業協同集聚交互項的系數，說明知識產權保護對產業協同集聚與工業綠色創新效率具有更強的正向調節作用。此時，產業協同集聚的總效應為0.211 7，倒U型拐點值大幅提升至8.142，H4得到證實。知識產權保護不僅可以強化產業協同集聚對工業綠色創新效率的促進作用，而且可以推遲產業協同集聚負外部性拐點值的到來，對負外部性的阻礙作用大于制度環境。知識產權保護可以為綠色技術創新提供“保護傘”，遏制技術模仿等負外部性問題的滋生，保障綠色創新成果收益，提高企業綠色創新意愿，從而激勵綠色創新成果產出。

5 研究結論與政策啟示

5.1 研究結論與貢獻

隨著我國經濟發展進入新常態，深入探究綠色創新實現路徑成為重要研究課題，大量研究表明產業集聚是影響綠色創新的關鍵因素[33]。在此背景下，本文基于2004—2020我國內地30個省域面板數據，利用空間杜賓模型實證檢驗高技術制造業與生產性服務業協同集聚對工業綠色創新效率的影響效應以及制度環境在其中的調節機制。本文主要結論如下：第一，高技術制造業與生產性服務業協同集聚對本地工業綠色創新效率的影響呈先促進、后抑制的倒U型非線性特征，通過計算拐點值發現，樣本期內位于倒U型曲線左側，即產業協同集聚的知識溢出效應、產業關聯效應和規模效應占據主導地位，從而對綠色創新效率產生正向激勵作用。分樣本研究結果表明，東部地區產業協同集聚對工業綠色創新效率的影響也呈倒U型的非線性特征，且位于倒U型左側；中西部地區呈U型特征且跨越拐點值，位于U型曲線右側。東部和中西部地區在人、財、物等方面的差異導致其產業協同集聚與工業綠色創新效率之間呈現不同發展特征，因此因地制宜、因地施策是關鍵。既有研究更多表明單一產業集聚有助于提升綠色創新水平，本文從產業協同集聚視角進行探討，是對既有結論的有益補充。第二，空間杜賓模型檢驗結果表明，產業協同集聚對本地工業綠色創新效率并未產生正向空間溢出效應，而是對地理鄰近地區的工業綠色創新效率具有不顯著的負向空間溢出效應，說明地區間產業發展尚未形成協同聯動、優勢互補。這一結論從空間維度反映出各區域產業協同集聚仍存在深層次問題。第三，作用機制檢驗結果表明，通過人力資本流動加快知識技術外溢、激勵產學研合作創新網絡形成，是產業協同集聚提升工業綠色創新效率的重要實現路徑。第四，進一步討論中，制度環境通過發揮降低交易成本和交易風險等功能，強化產業協同集聚的綠色創新效應，并且可以有效延緩產業協同集聚負外部性的發生。相較于制度環境，知識產權保護對產業協同集聚的綠色創新效應具有更強的激勵作用，更能有效抑制市場失靈等負外部性問題。

在研究貢獻方面：第一，區別于現有文獻，本文通過理論機制詳細闡釋產業協同集聚對工業綠色創新效率的直接影響和傳導機制，并通過實證檢驗證實產業協同集聚對工業綠色創新具有促進作用，拓展了現有研究視角；第二，以往研究多忽視地理區域間的空間相關性，考慮到產業協同集聚的技術外溢效應，本文以空間杜賓模型作為基準模型，證實產業協同集聚對工業綠色創新具有不顯著的負向空間外溢效應，揭示出產業協同集聚發展過程中存在的深層次問題，豐富了現有研究結論；第三，將制度環境納入分析框架，發現制度環境尤其是知識產權保護會激發產業協同集聚對工業綠色創新效率正外部性的發揮，抑制負外部性問題，在實踐層面指導制度政策進一步完善，進而為強化產業協同集聚的綠色創新效應提供制度保障。

5.2 政策建議

以上研究結論對于提高高技術制造業與生產性服務業協同集聚質量、激勵工業綠色創新發展具有重要啟示意義。

第一，加快推進高技術制造業與生產性服務業協同發展，利用產業協同集聚的知識溢出和節能減排效應，將高級生產要素導入地區工業行業，從而促進工業綠色創新效率提升。各地區應加強與地理鄰近或同等經濟水平區域的產業聯系，提高區域產業間關聯度和協調度，避免脫離實際追求“大而全”的產業發展模式，而應通過產業協同、錯位發展，實現協同聯動，助力工業綠色創新效率提升。

第二，基于地區間產業協同集聚的不同發展特征，因地制宜，因地施策。東部地區應利用產業優勢、技術優勢和區位優勢，著力發展高技術產業，充分發揮產業協同集聚的創新規模效應，提高綠色創新效率，同時謹防擁擠效應和市場失靈的發生。中西部地區應充分結合當地資源稟賦和產業基礎，發展和培育具有區域特色的產業協同集聚群落，發揮產業協同集聚對工業綠色創新效率的引領帶動作用。

第三，鑒于產業協同集聚通過人力資本流動和協同創新間接促進工業綠色創新效率提升，首先應破除阻礙創新要素流動的桎梏，鼓勵人力資本自由流動，加速新知識、新技術的傳播與交流，加快創新成果與節能減排技術的產出應用。同時，利用產業協同集聚優勢，支持集聚區建設各類協同創新平臺，鼓勵各類創新主體加強互動交流，實現“1+1>2”的正向協同創新效應，促進工業綠色創新效率提升。

第四，完善企業創新活動開展的外部制度環境和創新法制環境，強化產業協同集聚對工業綠色創新效率的帶動作用。不斷健全契約法律制度，加強知識產權保護，促進要素市場發育，為有效發揮產業協同集聚的知識溢出效應提供制度保障，提高要素資源配置效率和資源利用率。

5.3 研究不足與展望

首先，本文將綠色創新作為一個整體進行探討，并未區分綠色創新的不同階段，未來可從創新價值鏈視角，分別探討產業協同集聚對綠色科技研發和綠色成果轉化兩階段的影響。其次，探討制度環境對產業協同集聚與工業綠色創新效率的調節作用時，僅考慮了總的制度環境和知識產權保護兩個方面，但是制度是多維抽象概念，缺乏對不同制度環境異質性影響的考量，未來可將制度環境的內涵進一步深化，從金融、法治、契約等多方面進行分析。最后，本文基于省級面板數據展開研究，未來可進一步利用城市面板數據探討產業協同集聚與工業綠色創新效率的關系，使研究結論更加細化、更加具有針對性。