汪傳旭 任陽(yáng)軍

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)

汪傳旭 任陽(yáng)軍

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中重要戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，其創(chuàng)新效率顯著影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)和創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略實(shí)施。引入廢氣廢水排放量指標(biāo)，對(duì)識(shí)別綠色創(chuàng)新效率區(qū)域差異和考察區(qū)域間空間溢出效應(yīng)有重要意義。運(yùn)用非徑向、非角度的SBM模型，對(duì)不考慮非期望產(chǎn)出和考慮非期望產(chǎn)出兩種情況下的中國(guó)省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算和對(duì)比，并利用空間Durbin模型分析區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：不考慮非期望產(chǎn)出時(shí)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率高于考慮非期望產(chǎn)出時(shí)的效率，但兩種情況下的效率水平都偏低；省域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有空間溢出效應(yīng)，間接效應(yīng)、總效應(yīng)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)出與直接效應(yīng)相同的影響方向；不同解釋變量對(duì)本地區(qū)和其他地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升作用的顯著性不同。含有非期望產(chǎn)出的綠色創(chuàng)新效率考慮了環(huán)境因素和市場(chǎng)化因素的影響，測(cè)度結(jié)果更為科學(xué)與合理。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)； 綠色創(chuàng)新效率； 空間溢出效應(yīng)； 非期望產(chǎn)出

一 引 言

在新科技革命和經(jīng)濟(jì)全球化兩股力量的驅(qū)動(dòng)下，建設(shè)以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)為特征的創(chuàng)新型國(guó)家已成為中國(guó)堅(jiān)持走可持續(xù)發(fā)展道路的必然選擇(王兵和黃人杰，2014)[1]。當(dāng)前，隨著國(guó)際社會(huì)對(duì)生態(tài)環(huán)境問(wèn)題的廣泛關(guān)注，越來(lái)越多學(xué)者深入地探討環(huán)境、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)融為一體的可持續(xù)發(fā)展的綠色創(chuàng)新綜合效率(張江雪和朱磊，2012)[2]。學(xué)者們主要采用兩種方法研究綠色創(chuàng)新效率：第一種是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法(黨國(guó)英和秦開(kāi)強(qiáng)，2015)[3]。例如周力(2010)[4]運(yùn)用DEA和Malmquist指數(shù)法對(duì)省際綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行研究，韓晶(2012)[5]采用DEA和Tobit回歸對(duì)中國(guó)綠色創(chuàng)新效率及其影響因素進(jìn)行分析，馮志軍(2013)[6]運(yùn)用DEA-SBM方法分析比較了30個(gè)省級(jí)區(qū)域及八大經(jīng)濟(jì)區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新效率，任耀等(2014)[7]運(yùn)用DEA-RAM模型對(duì)山西省工業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行評(píng)價(jià)；第二種則是借助環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假設(shè)檢驗(yàn)環(huán)境污染是否隨著人均GDP增加而出現(xiàn)拐點(diǎn)，如彭水軍和包群(2006)[8]、曹光輝等(2006)[9]的研究成果等。也有一些學(xué)者采用其他方法測(cè)度綠色創(chuàng)新效率，如王建明等(2010)[10]運(yùn)用結(jié)構(gòu)工程法測(cè)度工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)效率，華振(2011)[11]借助因子分析法測(cè)度東三省的綠色創(chuàng)新效率。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中占有重要地位，其創(chuàng)新能力的高低顯著影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和自主創(chuàng)新能力提升，進(jìn)而影響我國(guó)創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略的實(shí)施。目前針對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的研究，主要從創(chuàng)新效率的角度展開(kāi)，并將重點(diǎn)放在研究方法上(李向東等，2011[12]；肖仁橋等，2012[13]；葛磊，2012[14])，但在分析中很少考慮投入產(chǎn)出的“松弛”問(wèn)題以及非期望產(chǎn)出。同時(shí)，以往有關(guān)綠色創(chuàng)新的文獻(xiàn)多針對(duì)企業(yè)或行業(yè)層面進(jìn)行研究，區(qū)域視角的綠色創(chuàng)新，尤其是對(duì)綠色創(chuàng)新效率區(qū)域差異的研究明顯不足。另一方面，傳統(tǒng)的面板回歸假定個(gè)體間相互獨(dú)立，沒(méi)有考慮區(qū)域間的相關(guān)性和空間溢出效應(yīng)，導(dǎo)致對(duì)綠色創(chuàng)新效率的分析結(jié)論不夠科學(xué)、完整，缺乏應(yīng)有的解釋力。鑒于此，本文結(jié)合傳統(tǒng)效率和生產(chǎn)率分析理論研究的最新進(jìn)展，探討將不可忽略的環(huán)境因素引入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)體系中，采用SBM模型來(lái)測(cè)算中國(guó)省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的綠色創(chuàng)新效率值，以體現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展視角下的綠色創(chuàng)新理念；并采用空間Durbin模型測(cè)算中國(guó)各省級(jí)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的時(shí)空分異和空間外溢效應(yīng)；最后，由研究結(jié)論提出提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率水平的相關(guān)建議。這對(duì)我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型，向節(jié)能環(huán)保和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的發(fā)展模式轉(zhuǎn)變具有重要意義。

二 研究方法

1.包含非期望產(chǎn)出的SBM模型

傳統(tǒng)非參數(shù)型數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法(Charnes et al.，1978)[15]是以“相對(duì)效率評(píng)價(jià)”為基礎(chǔ)，通過(guò)建立多輸出和多輸入效率評(píng)價(jià)體系，根據(jù)多指標(biāo)投入和多指標(biāo)產(chǎn)出數(shù)據(jù)對(duì)同類(lèi)型組織進(jìn)行相對(duì)有效性測(cè)量的一種非參數(shù)方法(魏權(quán)齡，2004)[16]，該方法促進(jìn)了生產(chǎn)函數(shù)理論和效率理論的發(fā)展，并被廣泛應(yīng)用到?jīng)Q策分析、政策評(píng)價(jià)、系統(tǒng)工程等領(lǐng)域中。但是，傳統(tǒng)DEA方法假設(shè)所有產(chǎn)出均是理想產(chǎn)出，然而現(xiàn)實(shí)中一些產(chǎn)出指標(biāo)具有“減少產(chǎn)出以提高效益”的特征，這樣的產(chǎn)出被稱作“非理想產(chǎn)出”，目前對(duì)于“非理想產(chǎn)出”的處理方法如投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)置法(Hailu和Veeman，2001)[17]、方向距離函數(shù)法(F?re et al.，2007)[18]、正向?qū)傩赞D(zhuǎn)換法(Seiford和Zhu，2002)[19]等都不符合現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)過(guò)程。另一方面，傳統(tǒng)DEA模型采用線性分段和徑向理論的效率測(cè)算思想，會(huì)不可避免地造成投入要素的“松弛”問(wèn)題。

(1)

w-≥0,wg≥0,wb≥0,μ≥0

式(1)中wb、wg和w-分別為非期望產(chǎn)出、期望產(chǎn)出和投入變量的松弛量，u為權(quán)重向量，當(dāng)wb、wg和w-均等于0時(shí)，即θ取值為1，表明決策單元有效，θ小于1則表明決策單元無(wú)效，在投入或產(chǎn)出上需要加以改進(jìn)(Liu et al.，2016)[21]。

(二)空間Durbin計(jì)量模型

根據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一個(gè)地區(qū)的某一屬性值或某個(gè)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象與相鄰地區(qū)同一屬性值或現(xiàn)象在空間上存在關(guān)聯(lián)性。空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)和空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)可以檢驗(yàn)空間相關(guān)性表現(xiàn)出的空間效應(yīng)(何興強(qiáng)和王利霞，2008)[22]?？臻gDurbin模型(Spatial Durbin Model，SDM)則同時(shí)考慮了自變量和因變量的空間相關(guān)性?？臻gDurbin模型表達(dá)式為：

Y=ρWY+Xβ+WXθ+ε

(2)

式(2)中，Y為被解釋變量的向量，X為解釋變量的矩陣，W為空間權(quán)重矩陣，ρ為空間回歸系數(shù)，β表示X對(duì)Y的影響，WX為被解釋變量的影響因素滯后項(xiàng)，WY為空間距離對(duì)空間行為的作用，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。LeSage和Pace(2009)[23]以偏導(dǎo)矩的方式得出空間Durbin模型的參數(shù)釋義，同時(shí)確定直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的具體概念。直接效應(yīng)代表解釋變量X對(duì)本省市被解釋變量Y造成的平均影響，間接效應(yīng)代表解釋變量X對(duì)其他省市被解釋變量Y造成的平均影響，總效應(yīng)則代表解釋變量X對(duì)所有省市造成的平均影響。將式(2)改寫(xiě)成如下形式：

(In-ρW)Y=Xβ+WXθ+ε

(3)

對(duì)式(3)兩邊同乘(In-ρW)-1，并展開(kāi)記為：

(4)

式(4)中Sr(W)=V(W)(Inβr+Wθr)，V(W)=(In-ρW)-1，展開(kāi)式(4)得：

(5)

由式(5)，因變量Y對(duì)自變量X求偏導(dǎo)可認(rèn)為自變量X對(duì)因變量造成的影響。最終可得到(范斐等，2016)[24]：

(6)

(7)

(8)

三 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

目前學(xué)者們對(duì)綠色創(chuàng)新的定義主要有3種(張鋼和張小軍，2013)[25]：第一種認(rèn)為綠色創(chuàng)新就是減少對(duì)環(huán)境產(chǎn)生不利影響的創(chuàng)新；第二種是將綠色創(chuàng)新認(rèn)定為引入環(huán)境績(jī)效的創(chuàng)新；第三種是將綠色創(chuàng)新等同于環(huán)境創(chuàng)新或改進(jìn)環(huán)境績(jī)效。在把握綠色創(chuàng)新內(nèi)涵(追求經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益和環(huán)境效益)的基礎(chǔ)上，本文基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，在生產(chǎn)過(guò)程中主要考慮人力、資本、能源這三種投入要素。因此，選擇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量和R&D經(jīng)費(fèi)支出*在一定條件下，可推導(dǎo)出R&D流量對(duì)數(shù)值與R&D存量對(duì)數(shù)值近似相等，故多數(shù)研究中都用R&D流量取代R&D存量。來(lái)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)的人力和資本投入。同時(shí)，選取各省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)能源消耗總量，并統(tǒng)一折算為標(biāo)準(zhǔn)煤，來(lái)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)中的能源投入。

綠色創(chuàng)新過(guò)程不僅要獲取經(jīng)濟(jì)效益，還需要關(guān)注改善自然環(huán)境的生態(tài)效益。據(jù)此本文將綠色創(chuàng)新活動(dòng)的產(chǎn)出指標(biāo)分為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。期望產(chǎn)出指標(biāo)方面，專(zhuān)利是綠色創(chuàng)新活動(dòng)過(guò)程的主要產(chǎn)出，也是企業(yè)科技資產(chǎn)的核心部分，包含專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)和專(zhuān)利授權(quán)數(shù)(李習(xí)保，2007)[26]，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)相對(duì)能夠體現(xiàn)創(chuàng)新的真實(shí)水平，而專(zhuān)利授權(quán)數(shù)受政府專(zhuān)利審查機(jī)構(gòu)審核能力的影響，其不確定性因素較大。因此，選取高技術(shù)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)來(lái)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新潛在的市場(chǎng)收益和價(jià)值實(shí)現(xiàn)。但因?yàn)閷?zhuān)利不能準(zhǔn)確反映創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化能力和市場(chǎng)價(jià)值，在衡量綠色創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)效益中存在一定局限性，所以選取高技術(shù)企業(yè)新產(chǎn)品的銷(xiāo)售收入作為反映綠色創(chuàng)新帶來(lái)的直接經(jīng)濟(jì)效益的衡量指標(biāo)。非期望產(chǎn)出指標(biāo)方面就必須考慮綠色創(chuàng)新過(guò)程中環(huán)境污染物的排放，選擇各省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)二氧化硫排放量、廢水排放量來(lái)衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新所帶來(lái)的環(huán)境效益。

本文根據(jù)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當(dāng)前的發(fā)展現(xiàn)狀，選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響因素，如表1所示：

表1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率影響因素說(shuō)明

根據(jù)上述指標(biāo)以及綠色創(chuàng)新效率的影響因素，分別統(tǒng)計(jì)中國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)(除海南、西藏、臺(tái)灣、香港、澳門(mén))2009-2014年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新活動(dòng)的數(shù)據(jù)*海南、西藏部分年份數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，故略去，其余省份少量數(shù)據(jù)缺失采用均值或線性插值法填補(bǔ)。，數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)高科技產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。此外，考慮到創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在時(shí)間滯后性，本文借鑒已有研究的做法，將投入與產(chǎn)出間的時(shí)滯設(shè)為1年(高曉光，2015)[27]。因此，創(chuàng)新投入指標(biāo)選擇2008-2013年的數(shù)據(jù)，創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)選取2009-2014年的數(shù)據(jù)。

四 兩種綠色創(chuàng)新效率的測(cè)度比較

基于包含非期望產(chǎn)出SBM模型，測(cè)算2008-2013年29個(gè)省、市、自治區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的綠色創(chuàng)新效率，并與不包含非期望產(chǎn)出的綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行對(duì)比，結(jié)果如表2所示。兩種綠色創(chuàng)新效率反映了在不考慮非期望產(chǎn)出和考慮非期望產(chǎn)出兩種情況下的相對(duì)效果，體現(xiàn)各區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的強(qiáng)弱，而非真正的綠色創(chuàng)新效率。

表2 中國(guó)各省區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率

(續(xù)上表)

DMU200820092010201120122013排名遼寧0685/05120694/05240741/05640724/05790761/06030793/062010/14吉林0803/07430913/07670907/08020912/08460923/08620902/08756/7黑龍江0706/05790786/06120792/06140819/06310845/06030867/06417/12上海0904/08920937/09050941/09230942/09150958/09270971/09582/2江蘇0838/08290901/08940923/09110937/09280932/09300927/09365/3浙江0854/08320889/08580932/09040947/09270938/09290945/09383/4安徽0494/04850568/05390644/06270663/06580680/06940739/072711/14福建0631/05470642/05920653/06160709/06630741/06720787/071312/9江西0388/03670398/03950439/04250558/05460571/05380687/063719/18山東0511/04930632/06240705/06850779/07580819/08120858/084311/8河南0482/04640498/04750522/05160548/05320572/05390592/055718/17湖北0574/05490590/05730613/05950663/06340672/06530683/066013/10湖南0331/03240435/04160438/04250532/05030613/05460648/062720/19廣東0682/07380704/07630788/07990818/08450829/08720889/08948/6廣西0357/03240346/03350409/03790428/04030445/04360464/049722/23重慶0506/04930552/05280596/05590616/05810624/05970652/062515/13四川0493/04740538/05160543/05280602/05790618/05960634/062917/16貴州0293/02500290/02680322/03170342/03250367/03380384/035427/27云南0302/02940392/03750429/04160428/04190453/04370469/045926/26陜西0260/02350293/02470319/02840369/03280431/03750483/043821/21甘肅0263/02540313/02970417/03740439/03950452/04200459/043625/24青海0303/02860317/02930394/03640398/03750408/03920421/041524/25寧夏0212/02030272/02480283/02630314/02940345/03240362/033828/28新疆0167/01500189/01740223/01950279/02380293/02740332/028929/29全國(guó)0529/04900569/05230602/05580637/05930660/06010687/0643

注：“/”兩邊分別表示不包含非期望產(chǎn)出和包含非期望產(chǎn)出兩種情況下的綠色創(chuàng)新效率值及排名情況。

由表2可知，樣本期間兩種情況下的綠色創(chuàng)新效率均呈現(xiàn)平穩(wěn)上升態(tài)勢(shì)。在不考慮非期望產(chǎn)出情況下，由2008年的0.529增長(zhǎng)到2013年的0.687，均值為0.614，年均增長(zhǎng)2.6個(gè)百分點(diǎn)；在考慮非期望產(chǎn)出條件下，由2008年的0.490增長(zhǎng)到2013年的0.687，均值為0.570，年均增長(zhǎng)2.5個(gè)百分點(diǎn)?？傮w上，不考慮非期望產(chǎn)出的綠色創(chuàng)新效率高于考慮非期望產(chǎn)出的效率，但兩種情況下的效率水平都有待提升，發(fā)展空間都較大。不難理解，近年來(lái)我國(guó)加快推進(jìn)創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)，堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與綠色低碳協(xié)調(diào)發(fā)展，不斷增強(qiáng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的綠色創(chuàng)新動(dòng)力；各地區(qū)政府通過(guò)政策法規(guī)等手段加大環(huán)境治理力度，改善地區(qū)綠色創(chuàng)新環(huán)境，降低企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)成本，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新積極性；此外，公眾生態(tài)意識(shí)、綠色消費(fèi)意識(shí)增強(qiáng)產(chǎn)生了良好的社會(huì)風(fēng)氣和道德力量，都有助于我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率整體水平的提升。

樣本期間不考慮非期望產(chǎn)出的綠色創(chuàng)新效率均值排名前八的地區(qū)有北京、上海、浙江、天津、江蘇、吉林、黑龍江、廣東，而考慮非期望產(chǎn)出的綠色創(chuàng)新效率均值排在前八的地區(qū)有北京、上海、江蘇、浙江、天津、廣東、吉林、山東。可以看出，高效率省份多位于東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，在政策、資金、技術(shù)、人才等方面擁有得天獨(dú)厚的優(yōu)勢(shì)，整體創(chuàng)新資源配置效率較高，也是我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的率先實(shí)施區(qū)域和重點(diǎn)推進(jìn)區(qū)。兩種情況下綠色創(chuàng)新效率均值都排在后八位的地區(qū)有廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，多為西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，僅排列順序有所不同。這些省份由于特殊的地理位置，研發(fā)項(xiàng)目和資金投入明顯低于東部沿海地區(qū)省份，在創(chuàng)新平臺(tái)建設(shè)、重大項(xiàng)目申報(bào)、科研人才培養(yǎng)等方面處于劣勢(shì)，這不僅嚴(yán)重影響西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展，而且可能使得創(chuàng)新資源使用效率和配置能力低下，造成綠色創(chuàng)新效率低于全國(guó)平均水平。未來(lái)這些地區(qū)在實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略中還面臨著諸多挑戰(zhàn)，需在技術(shù)和資金引進(jìn)、人才吸引培養(yǎng)、創(chuàng)新環(huán)境改善等方面同時(shí)發(fā)力，構(gòu)建良好的綠色創(chuàng)新體系，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的綠色、可持續(xù)發(fā)展。

與不考慮非期望產(chǎn)出的情況相比，考慮非期望產(chǎn)出時(shí)綠色創(chuàng)新效率排名提高幅度較大的地區(qū)有：湖北(提升3名)、山東(提升3名)、福建(提升3名)、江蘇(提升2名)、廣東(提升2名)、江蘇(提升2名)，顯然這些地區(qū)的外部綠色創(chuàng)新環(huán)境相對(duì)其他省份較好，非期望產(chǎn)出即環(huán)境污染較低；而考慮非期望產(chǎn)出時(shí)，綠色創(chuàng)新效率排名降低幅度較大的地區(qū)有：河北(降低6名)、黑龍江(降低5名)、遼寧(降低4名)、山西(降低4名)，表明這些地區(qū)的環(huán)境因素對(duì)當(dāng)?shù)鼐G色創(chuàng)新效率的提升有不同程度的制約作用，未來(lái)應(yīng)該將技術(shù)創(chuàng)新和綠色發(fā)展緊密聯(lián)合起來(lái)，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。

五 空間溢出效應(yīng)測(cè)度

本部分將運(yùn)用固定效應(yīng)的空間Durbin模型測(cè)算高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)。由表3可知，空間自回歸系數(shù)通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明中國(guó)省級(jí)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在空間溢出效應(yīng)?？臻g溢出效應(yīng)能夠在一定程度上降低各省域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率格局的非均勻分布，有效提升省級(jí)層面的綠色創(chuàng)新效率。

表3 空間Durbin模型回歸分析

(續(xù)上表)

解釋變量原始變量回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量滯后變量回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量R209050917似然比472276495143樣本量12181218

注：***、**分別代表在1%、5%水平上顯著。

從綠色創(chuàng)新效率的影響因素來(lái)看，研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、政府支持、勞動(dòng)者素質(zhì)和金融環(huán)境對(duì)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著影響，且原始變量和滯后變量的R2都大于0.9，似然比都大于400，表明空間Durbin模型的回歸分析結(jié)果較好。為了解決空間Durbin模型回歸系數(shù)不能完全反映自變量對(duì)因變量影響這一問(wèn)題，需對(duì)綠色創(chuàng)新效率空間溢出的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進(jìn)行測(cè)算。結(jié)果如表4所示。

表4 解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

從直接效應(yīng)來(lái)看，研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、勞動(dòng)者素質(zhì)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率有正向影響，且都在1%或5%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。表明：企業(yè)內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出在營(yíng)業(yè)收入中比重越大，則該企業(yè)綠色創(chuàng)新效率相對(duì)越高，這也驗(yàn)證了企業(yè)在產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新體系中的核心作用，說(shuō)明高技術(shù)企業(yè)應(yīng)該更加重視內(nèi)部研發(fā)工作，充分保障內(nèi)部科研經(jīng)費(fèi)，加快提高科研實(shí)力和自主研發(fā)水平；企業(yè)規(guī)模越大，越有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，從而獲得更大經(jīng)濟(jì)利益；企業(yè)從業(yè)人員文化水平越高，越有利于員工對(duì)先進(jìn)科技的消化吸收，及時(shí)轉(zhuǎn)化研發(fā)成果。而政府支持、金融環(huán)境對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率則有負(fù)向影響，且分別通過(guò)5%和1%的顯著性檢驗(yàn)。不難解釋?zhuān)髽I(yè)作為開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)的主體，綠色創(chuàng)新過(guò)程中所需經(jīng)費(fèi)也應(yīng)該主要來(lái)自企業(yè)，企業(yè)必須主動(dòng)進(jìn)行新產(chǎn)品、新技術(shù)的研發(fā)，政府補(bǔ)助、外商投資都只能作為輔助手段。此外，市場(chǎng)環(huán)境的影響并不顯著，原因可能是：國(guó)內(nèi)技術(shù)市場(chǎng)交易領(lǐng)域尚未成熟，相關(guān)技術(shù)許可、轉(zhuǎn)讓機(jī)制不健全；企業(yè)間缺乏交流和溝通，重復(fù)引入國(guó)外成熟技術(shù)，造成資金浪費(fèi)；同時(shí)，許多國(guó)外企業(yè)較少向我國(guó)轉(zhuǎn)讓先進(jìn)技術(shù)。因此，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)環(huán)境仍需進(jìn)一步改善。

另一方面，間接效應(yīng)和總效應(yīng)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)出與直接效應(yīng)相同的影響方向，研發(fā)強(qiáng)度與金融環(huán)境的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)具有相同的顯著性水平，這說(shuō)明增加或減少這些因素可以在一定程度上促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率水平的提升，也能夠有效帶動(dòng)其他地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的同步提高。勞動(dòng)者素質(zhì)在直接效應(yīng)中通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，而在間接效應(yīng)中通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)，企業(yè)規(guī)模、政府支持在直接效應(yīng)中通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)而在間接效應(yīng)中通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，表明這些影響因素對(duì)于本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的提升帶動(dòng)作用顯著大于對(duì)其他地區(qū)的帶動(dòng)效果。

六 結(jié)論與政策建議

本研究在引入廢氣廢水排放量等環(huán)境指標(biāo)后，運(yùn)用SBM模型測(cè)度中國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的綠色創(chuàng)新效率，并利用空間Durbin模型分析綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明不考慮非期望產(chǎn)出時(shí)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率歷年均值為0.687，考慮非期望產(chǎn)出時(shí)綠色創(chuàng)新效率均值為0.643，兩種情況下的效率水平均偏低；通過(guò)空間Durbin模型回歸分析可知，空間自回歸系數(shù)為0.236，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率存在空間溢出效應(yīng)；從直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分析解釋變量對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響，發(fā)現(xiàn)研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、勞動(dòng)者素質(zhì)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率有正面促進(jìn)作用，政府支持和金融環(huán)境對(duì)其有負(fù)的效應(yīng)。

“十三五”時(shí)期我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)應(yīng)該始終堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，在堅(jiān)持自主創(chuàng)新的同時(shí)引進(jìn)國(guó)內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)行消化吸收再創(chuàng)新，并且努力構(gòu)建綠色產(chǎn)業(yè)體系，加快綠色產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程，逐步摒棄“先污染、后治理”的傳統(tǒng)發(fā)展模式。各省份需結(jié)合本地區(qū)的實(shí)際發(fā)展情況，充分利用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)，思考研發(fā)強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、政府支持等因素對(duì)綠色創(chuàng)新效率的不同影響，以創(chuàng)造有利于提升本地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新水平的良好環(huán)境。

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[27] 高曉光. 我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的時(shí)間演變與地區(qū)分布特征[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2015, 6(5): 30-41.

[引用方式]汪傳旭, 任陽(yáng)軍. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2016, 7(6): 76-84.

Research on Spatial Spillover Effect of the Green Innovation Efficiency of High-tech Industries

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Using the SBM model of the non-radial and non-angle, this study calculates and compares the green innovation efficiency of Chinese high-tech industries without considering and considering the undesirable output. Spatial spillover effects of the green innovation efficiency about regional high-tech industries are measured by spatial Durbin model. The results show that the green innovation efficiency of high-tech industries without considering the undesirable output is higher than the efficiency considering the undesirable output, but the overall level of green innovation efficiencies are lower in the two cases (with and without considering the undesirable output), and both have a large room for improvement. There is a spatial spillover effect on the green innovation efficiency of high-tech industries. The indirect effect and total effect have the same impact on the green innovation efficiency of high-tech industries as the direct effect. The explanatory variables are significantly different in the improvement of green innovation efficiency of the region from other regions. The green innovation efficiency containing the undesirable output considers the influence of environmental factors and market factors, so the research results are more scientific and reasonable.

high-tech industries; green innovation efficiency; spatial spillover effect; undesirable output

2016-09-11

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“低碳化背景下考慮產(chǎn)品替代與財(cái)稅政策的供應(yīng)鏈企業(yè)‘競(jìng)合’協(xié)調(diào)及其物流網(wǎng)絡(luò)優(yōu)化研究”(項(xiàng)目編號(hào)：71373157，項(xiàng)目主持人：汪傳旭)。

汪傳旭，管理學(xué)博士，上海海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向：管理科學(xué)與方法；任陽(yáng)軍，上海海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向：低碳經(jīng)濟(jì)、效率和生產(chǎn)率分析。

F276.44

A

1674-8298(2016)06-0076-09

[責(zé)任編輯：戴天仕]

10.14007/j.cnki.cjpl.2016.06.007