□吳偉萍 張 超 向曉梅

一、問題的提出

城市是中國經(jīng)濟總量增長和結構優(yōu)化的重要載體。傳統(tǒng)粗放型的工業(yè)化發(fā)展模式雖然在一定程度上加快了城市經(jīng)濟發(fā)展，但同時也導致了一系列環(huán)境污染問題。面對經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理此消彼長的現(xiàn)象，綠色創(chuàng)新驅動成為平衡二者關系的可行路徑。[1]然而，不同的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新方式對綠色經(jīng)濟發(fā)展存在不同的作用機制，對于解決環(huán)境問題也有著差異化的效果。[2]因此，如何制定合理有效的產(chǎn)業(yè)政策促進城市綠色創(chuàng)新、加快城市綠色經(jīng)濟發(fā)展，對于我國由傳統(tǒng)經(jīng)濟向綠色經(jīng)濟轉型至關重要。我國科技部在2011 年7 月啟動了“創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群”工程的建設，并分別在2013 年、2014 年和2017 年分三批在19 個省、市布局了61 個創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群試點。據(jù)統(tǒng)計，2019 年，創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群營業(yè)總收入達57396.7 億元，約占當年全國GDP 的5.79%。①科技部火炬高科技開發(fā)中心在2020 年4 月印發(fā)的《關于深入推進創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群高質量發(fā)展的意見》（國科火字〔2020〕85 號）中進一步明確，要將創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的建設作為深入實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略、建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的重要戰(zhàn)略支撐。

圖 理論機制框架圖

有的學者[3]研究了創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，卻鮮有學者關注集群的設立對城市綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響作用。事實上，創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群作為城市創(chuàng)新能力提升和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的重要平臺，已逐漸成為完善城市創(chuàng)新體系、促進城市綠色經(jīng)濟發(fā)展的重要政策工具。該政策的實施為研究城市創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟的關系提供了一種新的視角。張哲（2009）[4]指出，產(chǎn)業(yè)集群化創(chuàng)新發(fā)展在構建創(chuàng)新型國家的過程中起著重要的作用，以往的文獻主要從集聚和擴散效應[5-8]、競爭效應[9-10]、資源要素配置[11]等角度探討了區(qū)域內創(chuàng)新活動對區(qū)域經(jīng)濟結構優(yōu)化和綠色經(jīng)濟增長的作用效果。就我國現(xiàn)實情況而言，國內學者[12-13]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新對綠色經(jīng)濟的促進作用存在著差異性，而究其原因：一是存在地區(qū)發(fā)展的異質性[14-15]，二是存在發(fā)展時期的異質性[16]。

綜上所述，當前學界已有不少關于區(qū)域創(chuàng)新活動對綠色經(jīng)濟影響的研究，但較少從集群創(chuàng)新政策層面探討其對綠色經(jīng)濟的影響效應，且相關文獻側重于定性分析，定量研究較為缺乏。基于此,本文可能的創(chuàng)新點在于：第一，從產(chǎn)業(yè)集群視角出發(fā)，以創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的設立為變量，分析該創(chuàng)新型政策影響綠色經(jīng)濟發(fā)展的凈效應，探討城市創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟的關系；第二，基于280 個城市的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，有效識別創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群影響城市綠色經(jīng)濟發(fā)展的傳導路徑，并探討影響效應的空間異質性；第三，采用傾向得分匹配（PSM）和雙重差分（DID）相結合的方法研究創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對城市綠色經(jīng)濟的作用，解決實驗組和對照組可能不滿足平行趨勢導致的內生性問題，同時采用三重差分法（DDD）進一步檢驗政策對不同城市的差異化影響，從而有效識別政策效應。

二、理論分析與研究假設

創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展依托了城市范圍內高科技人才、技術和資本等要素的聚集，是城市創(chuàng)新能力的體現(xiàn)。[17]首先，從直接影響來看：在評價體系方面，科技部于2013 年公布的《創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群試點認定管理辦法》中，集群試點評價指標體系所包含的創(chuàng)新技術類指標、集群規(guī)模類指標、政府投入類指標占比分別為49.5%、32.5%、18%，這說明當選為創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)都具備較強的創(chuàng)新能力；在集群分布行業(yè)方面，已認定的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群多分布于新一代信息技術、節(jié)能環(huán)保、新能源汽車、新材料等行業(yè)，而這些行業(yè)的發(fā)展多是以綠色節(jié)能為導向，因此創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群中綠色行業(yè)部門的擴張可以直接促進當?shù)鼐G色經(jīng)濟的發(fā)展。其次，從間接影響來看：集群內高新技術企業(yè)競爭會帶來生產(chǎn)技術的升級和革新，從而促進整個集群生產(chǎn)結構的高級化，同時技術的進步也能夠通過城市網(wǎng)絡在區(qū)域內部輻射擴散，推動整個區(qū)域的綠色經(jīng)濟高質量發(fā)展。創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對城市綠色經(jīng)濟的加速效應主要通過兩種傳導機制：第一，產(chǎn)業(yè)集群企業(yè)與高校、科研院所創(chuàng)新聯(lián)結，其主要形式是產(chǎn)學研融合，具體機制為創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展對基礎科學發(fā)展要求較高，而企業(yè)內部存在一定的研發(fā)惰性和劣勢，往往需要通過與高校科研單位之間的研發(fā)合作將集群內外的科研創(chuàng)新資源融合，進而提升集群的創(chuàng)新效率并優(yōu)化生產(chǎn)技術，提升城市綠色經(jīng)濟發(fā)展效率；[15]第二，創(chuàng)新要素的集聚對城市產(chǎn)業(yè)結構升級優(yōu)化存在顯著的促進效應和空間溢出效應，同時也會明顯提升第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟結構中的占比，而第三產(chǎn)業(yè)相對于第二產(chǎn)業(yè)具有能耗低和效率高的特點，因此第三產(chǎn)業(yè)比重的提升與城市綠色經(jīng)濟的發(fā)展呈正向關系。[18-19]依據(jù)以上分析，本文提出以下假設：

H1：創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的設立對城市綠色經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正向影響；

H2：城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化在創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群和城市綠色經(jīng)濟發(fā)展之間起中介作用；

H3：城市創(chuàng)新能力在創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群和城市綠色經(jīng)濟發(fā)展之間起中介作用。

不同城市在要素稟賦、經(jīng)濟規(guī)模、創(chuàng)新要素集聚能力以及中央政策支持力度等方面存在差異，這些外部因素會影響創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對城市綠色經(jīng)濟發(fā)展的作用效果。比如：重點城市（本文將直轄市、省會城市和副省級城市定義為重點城市）一般來說會得到更多的優(yōu)惠政策支持，是區(qū)域發(fā)展的經(jīng)濟和文化中心，[20]相較于一般城市（本文定義為除去重點城市之外的城市），重點城市往往集聚了一個省或更大區(qū)域內的資金、勞動力以及技術創(chuàng)新等要素，同時憑借著政策優(yōu)勢和經(jīng)濟規(guī)模優(yōu)勢，在設立創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群后城市的創(chuàng)新能力得到了充分的釋放，更有利于綠色經(jīng)濟的發(fā)展。同時，如果一個城市內部設立了多個創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群，那么這些集群可能會產(chǎn)生疊加效應，共同促進區(qū)域內創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)要素的流動，加快城市產(chǎn)業(yè)升級優(yōu)化并提升城市綠色經(jīng)濟發(fā)展水平。[21]綜上，本文提出以下假設：

H4：創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對重點城市綠色經(jīng)濟的正向影響比一般城市更顯著；

H5：“一市多群”對城市綠色經(jīng)濟的正向影響大于“一市一群”。

三、研究設計

（一）模型設定

本文采用雙重差分法（DID）檢驗國家創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的設立對城市綠色經(jīng)濟的影響作用，設置“是否受到了政策作用”的虛擬變量將樣本分為實驗組和對照組，設置“政策實施前后”的虛擬變量將樣本分為政策實施前和政策實施后，通過時間虛擬變量和地區(qū)虛擬變量的交乘項來評估政策實施帶來的凈效應。由于國家創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群是分批設立的，基于數(shù)據(jù)的完整性和可得性，本文選取了2003—2019 年280 個城市的數(shù)據(jù)作為樣本②，其中科技部2013 年和2014 年分別批準設立了10 個和22 個創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群③，它們分布在26個樣本城市中，因此本文將數(shù)據(jù)樣本分為26 個實驗組和254 個對照組。為保證實驗組和對照組有共同時間趨勢，本文采用傾向得分匹配法和雙重差分相結合的方法來解決樣本的選擇性偏差問題。具體公式如下：

其中，Yi,t為因變量，表示第i 個城市第t 年的綠色全要素生產(chǎn)率，本文通過構建基于非方向、非角度的SBM方向性距離函數(shù)對各個城市的綠色生產(chǎn)率進行測度。μi為城市固定效應，δt為時間固定效應，εi,t為隨機擾動項。

（二）數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

按照以往文獻的做法，本文把城市綠色全要素增長率作為衡量城市綠色經(jīng)濟的指標，將280 個城市作為單獨的決策單元，研究數(shù)據(jù)時間跨度為2003—2019 年共17 期，以資本存量（x1）、勞動（x2）、能源（x3）為投入要素，以GDP（y）為期望產(chǎn)出，以排放的工業(yè)廢水（z1）和工業(yè)二氧化硫（z2）為非期望產(chǎn)出，利用非方向、非角度的SBM 距離函數(shù)進行測度。投入產(chǎn)出變量說明見表1。在保證期望產(chǎn)出最大和投入、非期望產(chǎn)出最少的情況下，求解線性規(guī)劃最優(yōu)解用來構建綠色全要素生產(chǎn)率指標。借鑒王兵等（2011）[22]的分析思路，引入Luenberger 生產(chǎn)率指標衡量綠色全要素生產(chǎn)率，其值越高，說明綠色全要素生產(chǎn)率水平越高；反之則說明綠色全要素生產(chǎn)率水平越低。

表1 綠色全要素生產(chǎn)率投入產(chǎn)出變量數(shù)據(jù)說明

2.核心解釋變量

本文根據(jù)科技部網(wǎng)站公布的2013 年和2014 年批準設立的國家創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群名單對各城市進行虛擬變量賦值：實驗組為設立創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的城市，城市虛擬變量賦值為1，其他城市賦值為0；設立創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群之前年份均賦值為0，設立當年及以后年份賦值為1。城市虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項為本文的核心解釋變量。

3.控制變量

為了控制其他因素的影響，本文從科技創(chuàng)新環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、營商環(huán)境等方面選取了一系列控制變量：創(chuàng)新投入（Sci），用當?shù)乜平掏度胝钾斦С霰戎睾饬慨數(shù)卣畬?chuàng)新活動的投入強度；創(chuàng)新人才資源（Stu），用在校大學生人數(shù)和年末總人口的比值衡量地區(qū)創(chuàng)新人才密度；科教資源質量（Edu），用該城市是否有985 高校為依據(jù)設置虛擬變量，有則取值為1，反之則取值為0；經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP），用各城市平減后的人均GDP 并取其對數(shù)表征；金融發(fā)展水平（Fin），用年末金融機構各項存貸款余額與地方生產(chǎn)總值的比值來衡量；外商直接投資（FDI），用當年實際使用外資額來衡量，根據(jù)當年匯率轉換為人民幣并取對數(shù)處理；營商環(huán)境（Pri），用城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員數(shù)占城市年末總人口比重表示。

四、實證檢驗及結果分析

（一）基準核匹配

本文利用stata16.0 檢驗創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對綠色經(jīng)濟發(fā)展的凈效應，首先采用核匹配法對實驗組進行匹配，根據(jù)Logit 回歸得分進行配對。在核匹配后，標準化偏差均大幅縮小，t 檢驗結果也不拒絕實驗組和控制組無系統(tǒng)性偏差的原假設，匹配結果較好地平衡了數(shù)據(jù)。

（二）基準回歸

采用逐步回歸法并逐一加入控制變量對（1）式進行估計，回歸結果如表2 所示。由結果可知：控制了時間效應和城市效應之后，創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的設立始終和綠色經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率正相關，并且在1%的水平下顯著。這說明設立創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的城市能夠更好地吸引優(yōu)秀人才和企業(yè)集聚，在政策的引導下可以推動產(chǎn)業(yè)結構升級和技術水平提高，從而提高城市綠色全要素生產(chǎn)率，假設H1 得到驗證。在引入控制變量后，城市人均GDP、市場化程度和人力資本與綠色全要素生產(chǎn)率呈正相關關系，說明城市發(fā)展的基礎水平越好，城市營商水平越高，對優(yōu)秀人才的吸引力就更強，進而越能推動產(chǎn)業(yè)結構的轉型升級和技術的創(chuàng)新，有力地促進綠色經(jīng)濟的發(fā)展。金融市場繁榮度與綠色全要素生產(chǎn)率呈負相關關系，這主要是因為金融業(yè)的過度繁榮會導致經(jīng)濟發(fā)展脫實向虛，抑制制造業(yè)的發(fā)展，加大對制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的擠出效應，進而阻礙城市綠色經(jīng)濟的發(fā)展。[24]

表2 基準回歸

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，采取反事實檢驗。將政策實施時間分別提前3 年和4 年（year_L3、year_L4），檢驗綠色全要素生產(chǎn)率是否有顯著變化，回歸結果如表3 中模型11 和模型12 所示。結果表明：無論是否加入控制變量，回歸系數(shù)均不顯著，這說明除去創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的政策效應外，實驗組和控制組城市綠色全要素生產(chǎn)率不存在系統(tǒng)性差異。其次，為驗證是否還存在著隨時間和地區(qū)變化的未察覺因素，本文引入城市和時間的聯(lián)合固定效應，回歸結果如表3 模型13 所示。結果表明：無論是否加入控制變量，回歸系數(shù)在1%的水平下都顯著，說明不存在這種擾動因素。兩項檢驗均印證了假設H1。

表3 穩(wěn)健性檢驗

五、進一步分析

（一）傳導機制分析

為了檢驗創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響路徑，本文采用中介效應模型對這一機制進行探究。參考現(xiàn)有學者[25-26]的做法，本文選取了產(chǎn)業(yè)結構（第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的比值）和城市創(chuàng)新能力（AI指數(shù)）作為兩個中介變量，分別分析綠色全要素增長率的發(fā)展是否由區(qū)域創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化所驅動，構建以下分析模型：

其中，Hi,t依次表示產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化途徑和創(chuàng)新能力途徑，Di,t*Hi,t是創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群設立和代理變量的交乘項，系數(shù)γ 代表兩種驅動路徑對綠色經(jīng)濟的凈效應。

1.產(chǎn)業(yè)結構驅動路徑檢驗

檢驗創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群通過產(chǎn)業(yè)結構路徑影響綠色經(jīng)濟的作用效果，結果如表4 中模型14 和模型15 所示。由結果可知：Hi,t和Di,t*Hi,t的系數(shù)均在1%的水平下顯著，這說明產(chǎn)業(yè)集群的設立對產(chǎn)業(yè)結構高級化有顯著的促進作用，進一步分析發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化也會促進城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升。在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的過程中，第三產(chǎn)業(yè)的占比會逐漸增加，使得資源要素重新分配，原來投入到高能耗、高污染、高排放的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)中的資源會被用于促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而有利于城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升。同時，產(chǎn)業(yè)結構升級會使得城市產(chǎn)業(yè)分工更加細化，行業(yè)專業(yè)化程度加深，各工業(yè)部門綜合效率增強，高技術制造業(yè)占比得到提高，這也將促進城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升。假設H2 得到驗證。

2.創(chuàng)新驅動路徑檢驗

檢驗創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群通過創(chuàng)新路徑影響綠色經(jīng)濟的作用效果，結果如表4 中模型16 與模型17 所示。由結果可知：Hi,t和Di,t*Hi,t的回歸系數(shù)均顯著，說明創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群能夠通過提升城市創(chuàng)新能力進而提高城市綠色全要素生產(chǎn)率。這一結論可以得到較好的解釋，即科技部在《創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群試點認定管理辦法》的集群試點評價指標體系中明確提到實施這一政策的目的是支持與培育科技型中小企業(yè)技術創(chuàng)新，完善科技服務體系，其中也有超過49.5%的得分是根據(jù)城市創(chuàng)新能力指標計算得出的，在這種政策機制的引導下，擁有創(chuàng)新集群的城市集聚了一批具有高新技術、高成長性、高附加值的創(chuàng)新型企業(yè)。同時，集群內的高科技創(chuàng)新型企業(yè)信息共享產(chǎn)生知識的外溢效應和技術的擴散效應使整個城市的創(chuàng)新能力不斷增強，進一步提高了城市綠色全要素生產(chǎn)率。假設H3 得到驗證。

表4 傳導路徑檢驗

（二）異質性檢驗

1.城市層級的異質性

本文將城市總體樣本分為重點城市和一般城市，回歸結果如表5 所示。由結果可知：對于重點城市和一般城市來說，創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的設立對城市綠色經(jīng)濟的回歸系數(shù)均顯著為正，但重點城市的回歸系數(shù)遠大于一般城市。這說明創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群可以促進不同層級的城市綠色經(jīng)濟發(fā)展，但在政策的促進效用上可能存在差異。為了得到更為穩(wěn)健的結果，本文在引入雙重差分模型(1)的基礎上，建立三重差分模型（DDD）對兩類城市進行更深一步的異質性檢驗，模型如下：

其中，dz 為城市異質性虛擬變量，用于區(qū)分重點城市和一般城市?；貧w結果見表5，由結果可知：重點城市和一般城市綠色經(jīng)濟的發(fā)展受創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的影響存在異質性，且重點城市大于一般城市。這可能是因為重點城市在基礎設施、人口規(guī)模、勞動力素質、經(jīng)濟實力等方面存在較強的領先優(yōu)勢，這些城市中的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群獲批較早，集群發(fā)展較為完善；一般城市的經(jīng)濟基礎較為薄弱，集群大多仍處在起步階段，并未達到成熟的水平，因此在現(xiàn)階段這些城市的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對城市綠色經(jīng)濟的促進作用會弱于重點城市。這與假設H4 相符合。

表5 城市層級異質性

2.“市-群”布點的異質性

為了驗證假設H5，本文根據(jù)樣本城市內集群個數(shù)將樣本分為“一市一群”和“一市多群”兩個子樣本，在雙重差分模型（1）的基礎上對模型進行修正，模型設置如下：

其中，dw 為“一市多群”虛擬變量，“一市多群”設置為1，“一市一群”設置為0?；貧w結果見表6，由結果可知：無論是否加入控制變量，回歸系數(shù)α1均不顯著，這說明一個城市內有一個或是多個創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群并不會對城市綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。這可能是因為現(xiàn)階段創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展仍處于起步階段，集群發(fā)展并未成熟，有些產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展之初由于規(guī)劃的不合理導致集群內部企業(yè)發(fā)展存在“同質化”現(xiàn)象，同一城市內不同的產(chǎn)業(yè)集群間企業(yè)可能存在競爭關系，所以“一市多群”的群間疊加效應并沒有體現(xiàn)出來，也沒有促進城市綠色經(jīng)濟的發(fā)展。研究結論與假設H5 相悖。

表6 “市-群”布點異質性

六、研究結論與對策建議

（一）研究結論

本文選取我國280 個城市2003—2019 年的面板數(shù)據(jù)作為獨立決策單元，運用傾向得分匹配、雙重差分、中介效用模型和三重差分的方法，實證分析了創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群對城市綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響及異質性分布，主要得出以下結論：（1）創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的設立能夠顯著提升城市綠色全要素生產(chǎn)率，而城市創(chuàng)新能力的提升和經(jīng)濟結構的優(yōu)化升級是城市綠色經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要途徑；（2）從政策效用程度考慮，重點城市和一般城市間仍存在著異質性，重點城市綠色經(jīng)濟的發(fā)展受到這一政策的影響程度更大；（3）現(xiàn)階段創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展仍處于初級時期，同一城市內多個集群與單個集群對綠色經(jīng)濟的促進作用差異不明顯。

（二）對策建議

1.發(fā)揮集群效應，打造創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群

創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群通過創(chuàng)新資源和高端生產(chǎn)要素的集聚與溢出傳導，為城市綠色經(jīng)濟發(fā)展提供綠色產(chǎn)業(yè)及技術創(chuàng)新支撐。因此，已設立創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的城市要利用好這一政策機遇，加強自主創(chuàng)新能力建設，深化集群內企業(yè)與城市科研院所、高校的產(chǎn)學研合作，提升集群綠色創(chuàng)新效率，加快產(chǎn)業(yè)結構高級化、綠色化，進而驅動城市綠色經(jīng)濟高質量發(fā)展。創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群政策還未覆蓋到的城市應積極爭取這一政策的支持，依托高新產(chǎn)業(yè)園區(qū)及早謀劃集群整體的產(chǎn)業(yè)鏈分布結構和產(chǎn)業(yè)定位，探索產(chǎn)業(yè)結構調整與科技創(chuàng)新有機融合的模式，增強對綠色經(jīng)濟的帶動效應。

2.強化分類施策，培育科技創(chuàng)新功能

不同發(fā)展水平的城市應針對創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展階段的異質性，采取分類施策的思路，精準發(fā)力：經(jīng)濟發(fā)達的城市要著力推動創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群的強鏈補鏈，積極發(fā)展綠色節(jié)能的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，重視培育創(chuàng)新型龍頭企業(yè)，提高關鍵技術自主研發(fā)水平，進一步提升城市綠色全要素生產(chǎn)率；欠發(fā)達城市應以建設創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群為契機，注重經(jīng)濟基礎建設，依托主導產(chǎn)業(yè)加快創(chuàng)新平臺和創(chuàng)新主體的引進培育，不斷推動產(chǎn)業(yè)結構升級，提高經(jīng)濟綜合實力，增強城市綠色經(jīng)濟發(fā)展新動能。

3.倡導因地制宜，構建產(chǎn)業(yè)集群綠色創(chuàng)新體系

現(xiàn)階段由于不同層級城市的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展水平及促進效用存在異質性，因此集群的建設要因地制宜，提倡多元化發(fā)展戰(zhàn)略，充分考慮當?shù)氐囊胤A賦優(yōu)勢和經(jīng)濟發(fā)展差異。重點城市要堅持高標準推動創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群建設工作，在集群綠色化、智能化、集約化等方面加大力度，升級打造適于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的營商環(huán)境，建立可持續(xù)發(fā)展的綠色創(chuàng)新體系，推動實現(xiàn)集群綠色效應的最大化。一般城市應在集群發(fā)展初期給予足夠的政策支持，基于城市基礎條件構建具有特色優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)集群，探索“科研+平臺+產(chǎn)業(yè)”一體化模式，充分發(fā)揮集群的綠色創(chuàng)新帶動作用。

注：

①數(shù)據(jù)來源于科學技術部火炬高技術產(chǎn)業(yè)開發(fā)中心《2020 中國火炬統(tǒng)計年鑒》。

②《中國城市統(tǒng)計年鑒2020》中共有297 個城市，鑒于西藏、新疆、海南等?。ㄗ灾螀^(qū)）的13 個城市在樣本期內數(shù)據(jù)缺失嚴重，以及由于北京、上海、廣州和深圳4 個城市在經(jīng)濟發(fā)展水平、技術創(chuàng)新能力等方面遠超其他城市，會對樣本匹配產(chǎn)生較大影響，故剔除以上17 個城市，最終得到280 個城市的數(shù)據(jù)作為研究樣本。

③科技部于2017 年12 月公布了第三批共29 個創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群試點名單，由于政策實施時間較短，政策效應存在滯后性，故本文暫不將第三批試點城市納入研究范圍。