生態約束、產業鏈協同創新與綠色經濟發展

王麗娜

（鄭州經貿學院，河南 鄭州 450007）

一、問題的提出

自2020 年9 月提出“雙碳”目標以來，中國建立“1+N”政策體系推動碳中和碳達峰落地實現，希冀加快綠色經濟發展步伐。黨的二十大報告提出，“積極穩妥推進碳達峰碳中和”“堅持綠色發展，推動人與自然和諧共生”，再次為建設生態文明、助力經濟社會可持續發展發揮舉旗定向作用。作為一項長期性工程，綠色經濟發展可解決生態環境污染問題，實現經濟增長與生態文明協調發展。以綠色經濟發展為目的，中國借助有為政府與有效市場積極作用，大力加強生態約束。借助多樣化生態約束策略，國家在原有生態環境關鍵約束性政策基礎上，注重降碳、減污、擴綠、增長協同發展[1]，推動粗放式經濟發展模式向綠色低碳轉型。了解生態約束對綠色經濟發展的作用關系，不僅可推動產業結構優化、生產生活低碳綠色發展，還可助力經濟社會可持續發展。

產業鏈協同創新可實現創新鏈、資金流與供應鏈之間的協同聯動，通過構建“資源匯集、協同創新、多方共贏”的創新發展模式與區域政府生態約束機制形成合力，助力綠色經濟發展。2021 年國家發改委等13 個部門發布《關于加快推動制造服務業高質量發展的意見》指出，“全產業鏈協同創新助力綠色發展”，這亦在戰略規劃視角上強調產業鏈協同創新與政府生態約束協同效應，對于綠色經濟發展發揮關鍵作用。基于產業鏈協同創新視角，探究生態約束與綠色經濟發展之間關系，不但契合中國經濟低碳轉型、產業結構升級的內在需求，更是經濟高質量發展的題中之意。

已有文獻均是圍繞生態約束、產業鏈協同創新與綠色經濟發展三方面分別進行研究，結果呈現大多處于獨立狀態。就生態約束方面，學者主要圍繞生態約束與城市開發[2]、經濟協調[3]之間關系進行多維探究。就產業鏈協同創新方面，大多圍繞產業鏈協同創新與教育[4]、人力資本[5]關系進行淺議。就綠色經濟發展方面，學術界從多元角度探討綠色經濟發展的影響因素。如魏麗莉、侯宇琦(2022)探討得出，數字經濟對城市綠色發展具有明顯促進作用，且存在區域差異性[6]。孫華平等(2022)以2003—2018 年長三角城市群的面板數據為樣本，實證得出產業集聚對城市綠色經濟呈現倒“U”型關系[7]。

從現有研究所衍生的間接關系不難看出，生態約束與經濟、產業協同創新與環境、產業協同創新與經濟之間存在作用機制，這也證明生態約束、產業協同創新與綠色經濟發展間可能存在影響關系。基于此，文章選取2012—2021 年30 個省份面板數據，分析生態約束、產業鏈協同創新對綠色經濟發展的影響。文章主要貢獻體現在：第一，將生態約束、產業鏈協同創新與綠色經濟發展置于統一框架，展開三者關系判別，彌補現有研究空白。第二，區別已有文獻，利用綜合評價指標體系全面測度綠色經濟發展水平，旨在避免單一指標衡量方式對回歸結果的影響，同時豐富綠色經濟相關領域的研究。

二、理論機制與研究假設

1.生態約束與綠色經濟發展

在經濟新常態下，生態約束成為影響綠色經濟發展的重要因素[8]。但結合生態約束特征，其對綠色經濟發展的影響具有階段性。一方面，自改革開放以來，中國依靠資源驅動實現經濟發展，逐漸加入經濟大國行列。但早期以高能耗與高排放產業為主的發展模式，對生態環境破壞較大，環境問題逐漸凸顯，難以實現經濟增長與生態環境保護協同發展。為解決“環境換增長”發展模式帶來的問題，加速綠色經濟發展步伐，政府部門開始致力于保障生態系統安全，實施生態約束策略。但此做法對當下綠色經濟發展產生了一定的負面影響，諸如正式環境規制與非正式環境規制均會引起“清潔”生產要素價格大幅上漲，提升企業環境治理成本，壓縮利潤空間，抑制企業開展綠色創新活動的積極性，不利于綠色經濟發展。只有當生態約束強度越過某一門檻值后，各類生態約束政策才能促使被管制企業調整生產工藝、技術水平以及管理模式，擺脫環境治理費用的約束[9]，進而促進綠色經濟發展。另一方面，在中國經濟轉型時期，政府實施生態約束機制不僅契合“雙碳”發展戰略，也利于企業治污成本內部化處理，引導企業開展綠色技術創新。此階段下，生態約束依托于集約化生產，推動流通業、金融業等行業漸趨綠色化發展，加快產業結構向綠色化與高級化轉型[10]，助力綠色經濟發展。但當地方政府生態約束超過臨界值之后，政府實施生態約束政策可能對于各行業生產形成擠出效應，導致產業生產成本快速上升、利潤下降。這促使企業不得不采取粗放式生產模式參與市場競爭，加大碳排放量，進而對綠色經濟發展產生抑制作用[11]。據此，提出如下假設：

假設H1a：生態約束有利于促進綠色經濟發展；

假設H1b：隨著生態約束增強，生態約束對綠色經濟發展產生倒“N”型非線性影響。

2.生態約束、產業鏈協同創新與綠色經濟發展

面向統一要素市場構建，產業鏈協同創新能夠推動各產業資源共享、技術協同共創，契合政府生態約束政策目標。一方面，產業鏈協同創新助力技術創新不斷深化，推動綠色材料、新能源技術等交叉與融合，加大環保領域投入力度，以緩解生態約束。另一方面，產業鏈協同創新衍生較大經濟效益。此階段，企業為追求利益最大化，可能會通過降低環保支出行為，弱化生態約束政策實施效果[12]。可見，從不同發展情況來看，產業鏈協同創新某種程度上會影響生態約束實施效果。

在區域產業鏈協同創新水平較低時，地方政府為提升區域產業綠色發展水平，往往會實施寬松的生態約束策略，吸引高耗能企業和外商投資。同時，地方政府為取得更好的經濟效益，會實施生態約束規制標準“趨劣競爭”，繼而導致生態環境破壞，不利于綠色經濟高質量發展。隨著產業鏈協同創新水平不斷提升，各地區科創水平與經濟發展取得一定成效，開始重視生態保護與經濟增長協同發展，逐步產生以綠色可持續發展為主的“逐頂競爭”。此時，地方政府會基于區域內經濟發展特點與資源稟賦，增加財政在生態約束方面的支出。基于如上分析，提出如下假設：

假設H2a：產業鏈協同創新影響生態約束的政策效果；

假設H2b：產業鏈協同創新對生態約束的效果存在門檻效應。

三、研究設計

1.計量模型設定

結合上文理論分析，構建如下計量模型：

上述公式中，i 為省份(i=1，2，3，…，30)，t 為年份。GGDP為綠色經濟發展水平；ECC 為生態約束；SYN 為產業鏈協同創新；X 為結合已有文獻選取的控制變量，主要包括財政支出規模(FISCAL)、產業結構(STRU)、對外開放水平(OPEN)、人力資本水平(HR)、信息化水平(INTER)；ε 為誤差項；ln 表示取自然對數；α0為常數項；β、δ 為待估計系數。

另外，現有研究中關于產業鏈協同創新作用尚未達成一致，說明產業鏈協同創新對“生態約束—綠色經濟發展”的影響極有可能存在非線性關系。為全面系統了解生態約束、產業鏈協同創新與綠色經濟發展之間的具體作用機制，展開門檻檢驗。進一步以產業鏈協同創新作為門檻變量，借鑒Hansen 等(1999)[13]的研究思路進行分析，具體方法如下：

上式中，rn表示門檻值；I(·)為表示性函數，若括號內的表達式為正，則說明I(·)=1，反之說明I(·)=0。

2.估計方法

上文設立模型可能會存在以下兩種內生性問題：一是生態約束與綠色經濟發展之間因逆向因果關系引發的內生性問題。為推動綠色經濟發展，地方政府會增加生態環保力度，倒逼區域內企業使用清潔生產技術，降低碳排放量，賦能綠色經濟發展。而綠色經濟取得一定成效后，地方政府會繼續加大在生態治理方面投入力度，增加財政在環保領域的支出，進而作用于生態約束。二是根據實際情況，在回歸過程中難以將影響綠色經濟發展的所有因素全部列出，極有可能引發內生性問題。因此，為克服可能存在的內生性問題，本研究利用系統廣義矩進行實證分析。這主要是由于系統廣義矩能夠處理解釋變量內生性問題，可提升回歸結果準確性。

3.變量說明

（1） 綠色經濟發展(GGDP)

已有關于綠色經濟發展的研究，大多利用綠色全要素生產率、增加值等單一指標衡量。單一指標在合理性與可行性方面存在局限性，因此借鑒楊劬等(2022)[14]的研究思路，從社會發展、經濟效率、創新驅動、生態建設、政策支持5 個維度構建綠色經濟發展水平的指標評價體系，結果如表1 所示。

表1 綠色經濟發展水平綜合評價指標體系

進一步利用TOPSIS 熵權法獲得綠色經濟發展水平，旨在反映目前中國綠色經濟發展的客觀情況。

首先，對指標進行標準化處理，消除指標之間存在的矛盾性。

上述公式中，Xij(i=1，2，…，m)為單項指標對應的原始數值，max(Xij)、min(Xij)表示i 時期j 指標對應最大值與最小值，Zij為標準化處理后的數值。

其次，計算j 指標特征值比重(Yij)，并計算對應的熵值(Ej)：

最后，根據各指標對應的熵值計算出其差異系數dj，方法如下所示：

基于此，對各差異系數進行歸一化處理，旨在獲得各指標權重值(Wij)，利用加權求和法獲得各省份在研究期間的綠色經濟發展綜合評價值(U)：

（2） 生態約束(ECC)

目前，學術界對于生態約束尚未達成統一衡量指標。已有研究大多基于生態系統內支持力與外在發展潛力、綜合指標法等多重視角測度生態約束。其中，綜合指標法能夠克服單一指標衡量存在的內生性問題，因此，文章借鑒肖義等(2018)[15]的研究成果，構建生態約束綜合評價指標體系，如表2 所示。在指標確定基礎上，利用TOPSIS 熵權法測得生態約束水平。

表2 生態約束綜合評價指標體系

（3） 產業鏈協同創新(SYN)

文章根據科學性、全面性、代表性與系統性原則，從創新環境、創新投入、創新成果、區域協同、主體協同5 個維度建立產業鏈協同創新的評價指標體系，如表3 所示。最后，以協同理論為基礎，將區域內產業鏈協同創新程度作為一個復合系統，進一步利用該復合系統協同度模型測算各省份產業鏈協同創新水平。

表3 產業鏈協同創新綜合評價指標體系

（4） 控制變量

結合已有研究[16，17]，選取以下變量作為控制變量進行研究：財政支出規模(FISCAL)，采用財政支出占GDP 的比重衡量；產業結構(STRU)，利用第二產業產值占GDP 的比值表征；對外開放(OPEN)，采用外商實際投資表征，并統一將各省份當年外商實際投資金額乘以當年人民幣兌美元的平均匯率進行換算；人力資本(HR)，采用省份每萬人高校學生數進行衡量；信息化水平(INTER)，利用省份互聯網接入數量表征。

4.數據來源

數據主要來自于歷年《中國人口統計年鑒》 《中國高技術產業統計年鑒》 《中國統計年鑒》 《中國環境統計年鑒》 《中國環境年鑒》。基于研究樣本科學性原則，利用居民消費指數對所有貨幣量以2012 年為基期，進行平減處理。同時，為減少變量量綱對檢驗結果的影響，選取2012—2021 年30 個省份（西藏和港澳臺地區除外） 面板數據進行標準化處理。

四、計量結果與分析

1.基準回歸分析

表4 為生態約束對綠色經濟發展的基礎模型回歸結果。為保證回歸結果具有穩健性，增加AR 和Sargan 進行檢驗。由結果可知，AR 檢驗殘差一階自相關和二階自相關AR(1)、AR(2)結果，均拒絕殘差項自相關的原假設，且Sargan 檢驗結果也說明系統廣義矩中的全部控制變量不存在過度識別問題，說明設定模型具有合理性。

表4 基準回歸結果

觀察表4 可知，全樣本下列(1)回歸結果中，生態約束一次項、二次項、三次項對應的回歸系數分別為-0.145、0.156、-0.135，且依次通過1%、10%以及5%顯著性水平檢驗，說明生態約束對綠色經濟發展具有顯著倒“N”型非線性影響。為驗證產業鏈協同創新對生態約束綠色經濟發展效應影響，列(2)在列(1)基礎上增加生態約束與產業鏈協同創新交互項(lnECCi，t×lnSYNi，t)。結果表明，生態約束與產業鏈協同創新交互項回歸系數是-0.118，且通過1%顯著性檢驗，說明當前絕大多數省份的產業鏈協同創新水平不利于生態約束發揮對綠色經濟發展的促進作用，反而會產生明顯的負向調節作用。究其原因可能是，當前中國產業鏈協同創新水平較低，難以激活資源環境的積極作用，繼而使生態約束對綠色經濟發展的影響較小。

根據中國“七五”計劃中關于經濟區的劃分辦法，將全國樣本分為東部、中部與西部地區進行研究，以深入探究三者間關系是否會受到區域異質性的影響。由表4 中列(3)～列(8)顯示，東部、中部、西部地區只有生態約束估計系數大小發生改變，而顯著性與符號并未發生變化，證明基準回歸結果具有穩健性。生態約束與產業鏈協同創新交互項回歸系數僅東部地區通過顯著性檢驗。說明東部地區產業鏈協同創新水平能夠激發生態約束對綠色經濟發展的促進作用，而中部與西部地區產業鏈協同創新未能激發生態約束對綠色經濟發展的積極作用。尤其是在生態環境污染跨區域擴散已成為關注重點，這某種程度上也說明產業鏈協同創新對生態約束效果影響存在明顯區域差異。

控制變量中，信息化水平對綠色經濟發展具有顯著正向影響，說明信息化水平有利于綠色經濟發展。對外開放水平與人力資本的回歸系數為正，但并未通過顯著性檢驗，說明二者對綠色經濟發展的影響不顯著。究其緣由，區域間外商直接投資存在差異，如江浙滬等區域具有較強外商吸引能力，而內蒙古、甘肅等區域與其差異較大，由此使得對外開放水平在全國層面的回歸系數未通過顯著性檢驗。人力資本回歸系數未通過顯著性檢驗的原因可能是，大量勞動力鎖定于產業鏈低端，導致綠色生產技術傳播渠道受阻，未能顯著促進綠色經濟發展。財政支出規模的回歸系數同樣未通過顯著性檢驗，說明財政支出規模對綠色經濟發展并未產生顯著影響。產業結構回歸系數為負，說明工業高產值是降低綠色經濟發展水平的重要因素之一。因此，優化產業結構、助力產業結構合理化與產業結構高級化是推動綠色經濟發展的關鍵舉措。

2.門檻效應分析

為研究產業鏈協同創新對生態約束效果的動態影響，確定中國不同地區產業鏈協同創新影響生態約束與綠色經濟發展關系的最優作用區間，將產業鏈協同創新作為門檻變量進行門檻效應分析。

表5 結果顯示，產業鏈協同創新通過單門檻與雙門檻顯著性檢驗，并未通過三門檻檢驗。雙門檻估計值為10.658，分別通過1%、5%顯著性檢驗。在此基礎上，根據產業鏈協同創新水平將全樣本進行內生分組，分別為強度協同創新、中度協同創新與弱度協同創新，結果如表6 所示。

表5 產業鏈協同創新門檻效應自抽樣檢驗結果

表6 樣本分組結果

為深入了解產業鏈協同創新不同門檻區間內，生態約束對綠色經濟發展的影響是否存在異質性，開展門檻回歸檢驗，結果如表7 所示。

表7 門檻檢驗回歸結果

由表7 可知，當產業鏈協同創新水平小于9.965 時，生態約束的回歸系數為0.122，并通過1%顯著性檢驗。這說明在產業鏈協同創新水平較低時，生態約束能夠對綠色經濟發展起到顯著的正向影響。結合表6 可知，內蒙古、云南、新疆等省份的產業鏈協同水平小于9.965。產業鏈協同創新水平較低時，各地方政府之間并不存在競爭關系，更多是為實現綠色創新要素跨區域流動進行合作。且地方政府為實現區域間綠色創新要素高效自主流動，會協同制定生態約束策略，推動經濟向綠色低碳領域轉型，賦能綠色經濟發展。此階段，產業鏈協同創新在生態約束對綠色經濟影響中發揮著促進作用。與此同時，隨著區域內生態環境問題日漸改善，地方政府為助力產業鏈協同發展，會制定技術研發、人才引進等多項政策，實現創新要素在區域內集聚與高效應用，以匹配生態約束政策體系，更深層次推動綠色經濟發展。

當產業鏈協同創新水平提升到[9.965，10.658]之間，生態約束對綠色經濟發展的影響顯著為負。其中，安徽、重慶、黑龍江等省份位于此區間，這說明隨著產業鏈協同創新水平不斷提升，創新驅動已經成為經濟發展的主要引擎。這一階段，地方政府更加重視生態文明建設與經濟增長協同發展，實施嚴格的生態約束策略。這迫使企業資源與環境成本呈上升趨勢，擠壓企業投資綠色創新的成本。更有甚者在嚴格的生態約束下，部分企業利潤空間減少進而退出市場，抑制了區域綠色經濟發展。

當產業鏈協同創新水平大于10.658 時，生態約束回歸系數為正，但并未通過顯著性檢驗。可能原因是，僅有廣東、上海、北京、天津處于此階段。較小的觀測樣本無法有效獲得精準的回歸結果。結合發達國家的經驗可以發現，較高的產業鏈協同創新水平有效契合生態約束政策，進而助力綠色經濟發展。當經濟步入高質量發展階段，地方政府會致力于調整與完善政績考核評價機制。這一時期，較強產業鏈協同創新水平可充分激發生態約束的“創新補償”效應，提升綠色技術創新水平，助力綠色經濟發展。

3.穩定性檢驗

（1） 內生性處理

為克服內生性問題對回歸結果造成的偏誤，將生態約束滯后一期作為工具變量，利用兩階段最小二乘法進行回歸分析（限于篇幅，結果未列出）。

根據回歸結果可知，生態約束滯后項的回歸系數顯著為負，通過1%顯著性檢驗，且F 值大于10，說明選取工具變量不存在弱工具變量問題。進一步觀察回歸結果可知，生態約束一次項、二次項與三次項回歸系數大小和顯著性均與基準回歸結果保持一致，這說明前文的基準回歸結果具有較強穩健性。

（2） 替換被解釋變量

為進一步驗證基準回歸結果的穩健性，文章借鑒郭然、梁艷(2022)[18]的研究思路，利用綠色全要素生產率作為綠色經濟發展的代理指標，對基礎回歸模型再次進行實證分析（限于篇幅，結果未列出）。

由回歸結果可知，利用綠色全要素生產率作為綠色經濟發展的衡量指標時，生態約束對綠色經濟發展依然具有先促進后抑制的倒“N”型影響，這也說明生態約束能夠促使經濟發展由能源消耗轉變為綠色低碳發展。同時，目前中國大部分省份產業鏈協同創新對生態約束綠色經濟發展效應具有顯著促進作用，再次證明回歸結果具有穩健性。

五、結論與啟示

基于產業鏈協同創新視角，選取2012—2021 年中國30 個省級面板數據，實證分析生態約束對綠色經濟發展的影響。得出以下結論：生態約束對綠色經濟發展的影響呈倒“N”型曲線關系，生態約束存在一個“倒逼”綠色經濟發展的最優強度區間，而產業鏈協同創新是影響二者關系的重要因素。為進一步驗證產業鏈協同創新在生態約束影響綠色經濟發展中的作用，以產業鏈協同創新作為門檻變量進行門檻效應檢驗。研究發現，在產業鏈協同創新水平跨過第一門檻值時，生態約束能夠助力綠色經濟發展；在產業鏈協同創新水平位于第一門檻值和第二門檻值之間時，生態約束難以促進綠色經濟發展；在產業鏈協同創新越過第二門檻值后，生態約束對綠色經濟發展的影響不顯著。

基于以上結論，提出以下啟示：

第一，逐步調整生態約束策略，激發“補償效應”。在自然資源與生態環境雙重約束下，中國長期存在的“資源紅利”與“人口紅利”逐漸消失，亟須通過科學合理的生態約束策略倒逼綠色技術創新，逐步改變原有依賴能源的經濟發展模式。因此，各地區應根據自身資源稟賦，逐步調整生態約束策略，激發生態約束“補償效應”。對于經濟較為發達的東部沿海地區，地方政府可設定較為嚴格的標準，通過約束有效推動經濟增長與資源消耗、環境污染相脫鉤。如可在城市發展中設立生態紅線體系，并將其作為綠色經濟發展的硬約束，旨在有效激發生態約束對綠色經濟發展的“補償效應”。對于經濟發展較為薄弱的中西部地區，可在區域內資源環境承載力約束下，將經濟發展與環境污染、資源消耗的下限設定為相對寬松的區間，以通過對資源環境的非破壞性開發與合理利用，助力綠色經濟發展。

第二，聯合實施創新與生態約束激勵機制，賦能綠色經濟發展。對于綠色經濟發展水平較高的地區，地方政府應借助科學合理的生態約束政策，轉變生產方式，實現生態建設與經濟增長協同發展。在具體實施過程中，地方政府應增加財政在科技領域的支出，引導企業增加綠色創新投入力度，提升區域內產業鏈協同創新水平，發揮產業鏈協同創新在生態約束影響綠色經濟發展中的助力作用。與此同時，地方政府還應實施相應的稅收優惠政策，并下放審批權限、縮短審批時間與規范審批流程，提升產業鏈協同創新水平，有效發揮產業鏈創新在生態約束影響綠色發展中的積極作用。

第三，設定多元政策工具，帶動綠色經濟發展。近幾年，中國致力于利用生態約束策略實現經濟高質量發展。但在具體實施過程中，生態約束政策存在動態性與長期性的特點，其對綠色經濟發展的動態性也逐漸凸顯。因此，地方政府在實施生態約束的同時，需根據區域內經濟發展水平、資源稟賦以及各產業制定多元的政策組合，發揮產業鏈協同創新與生態約束對綠色經濟的助力作用。一方面，制定合理的環保稅收標準，引導企業積極履行環保責任。地方政府可通過綠色補貼、稅收返回等方式，降低企業環境投入成本，以寬松的稅收政策助力經濟綠色發展。另一方面，完善市場化生態補償治理，激發企業綠色創新積極性。地方政府可從改善補償方式入手，將輸血式補償轉變為造血式補償，利用產業補償、項目補償等方式助力區域內產業鏈協同創新，提升區域綠色技術創新水平，最終助力經濟綠色發展。