張學(xué)升

(中國財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142)

一、引言

作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容，綠色發(fā)展對于碳達(dá)峰與碳中和目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)以及新發(fā)展格局的構(gòu)建具有重要意義。然而，在快速工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的過程中，粗放式增長所積累的矛盾不斷顯現(xiàn)，日益成為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的制約性因素?！禕P世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒(2021)》數(shù)據(jù)顯示，2020年中國能源消費(fèi)占全球能源消費(fèi)總量的26.13%，其中煤炭消費(fèi)占比高達(dá)54.33%，遠(yuǎn)超其他國家和地區(qū);同時，中國的二氧化碳排放量占全球總排放量的30.66%，是世界最大的碳排放國家。(1)《BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒(2021)》，第10、11、15頁。重構(gòu)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力機(jī)制，實(shí)現(xiàn)由基于高污染、高耗能、高投資為主要特征的粗放式增長到依靠技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)創(chuàng)新的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)變，是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇。(2)任亞運(yùn)、傅京燕：《碳交易的減排及綠色發(fā)展效應(yīng)研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第5期，第11-20頁。黨的十九屆五中全會深刻指出，要加快推動綠色低碳發(fā)展，持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量，提升生態(tài)系統(tǒng)質(zhì)量和穩(wěn)定性，全面提高資源利用效率。在新時代如何通過綠色發(fā)展來提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量以及實(shí)現(xiàn)美麗中國的建設(shè)目標(biāo)成為一個重要的學(xué)術(shù)課題。

與經(jīng)濟(jì)增長和轉(zhuǎn)型密切相關(guān)的另一個典型經(jīng)驗(yàn)事實(shí)是產(chǎn)業(yè)集聚愈加明顯。那么，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展又帶來了何種影響呢？這一影響背后的機(jī)制是什么？產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用又有何種空間溢出效應(yīng)？盡管產(chǎn)業(yè)政策成為促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的普遍選擇，產(chǎn)業(yè)集聚逐漸成為影響綠色轉(zhuǎn)型的重要因素，但是準(zhǔn)確評估產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用的實(shí)證研究依然有完善的空間。已有文獻(xiàn)主要集中于研究產(chǎn)業(yè)集聚如何影響全要素生產(chǎn)率(3)伍先福：《產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)研究——基于中國246個城市的實(shí)證檢驗(yàn)》，《經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯》2019年第2期，第72-78頁。、經(jīng)濟(jì)增長(4)項(xiàng)文彪、陳雁云：《產(chǎn)業(yè)集群、城市群與經(jīng)濟(jì)增長——以中部地區(qū)城市群為例》，《當(dāng)代財(cái)經(jīng)》2017年第4期，第109-115頁。、創(chuàng)新效率(5)謝露露：《產(chǎn)業(yè)集聚和創(chuàng)新激勵提升了區(qū)域創(chuàng)新效率嗎——來自長三角城市群的經(jīng)驗(yàn)研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2019年第8期，第102-112頁。以及環(huán)境污染(6)季書涵、朱英明：《產(chǎn)業(yè)集聚、環(huán)境污染與資源錯配研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2019第6期，第33-43頁。等綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展子論題，鮮有文獻(xiàn)對產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行全方位綜合性分析。因此，要系統(tǒng)回答以上問題，需要在梳理現(xiàn)有理論的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國的現(xiàn)實(shí)背景進(jìn)行實(shí)證分析，這也為本文提供了邊際貢獻(xiàn)的機(jī)會。

二、理論分析與研究假設(shè)

綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心內(nèi)涵是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會與生態(tài)環(huán)境良性互動，力求在平衡經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的前提下減少能源投入以及污染物的排放。本部分主要從作用機(jī)制、非線性特征以及空間溢出效應(yīng)三個方面來研究產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，并提出本文的研究假設(shè)。

(一)產(chǎn)業(yè)集聚影響綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制

產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)主要源于“污染天堂”效應(yīng)及其帶來的資源錯配效應(yīng)。在“為增長而競爭”機(jī)制下，產(chǎn)業(yè)集聚與FDI在時空上具有耦合性。地方政府為實(shí)現(xiàn)招商引資，往往自主放松環(huán)境規(guī)制，從而為建設(shè)產(chǎn)業(yè)集聚園區(qū)提供資金和技術(shù)支持，而FDI的大量流入會產(chǎn)生“污染天堂”效應(yīng)。投資企業(yè)利用相對落后地區(qū)較為寬松的環(huán)境規(guī)制水平，促進(jìn)了重污染產(chǎn)業(yè)在該地區(qū)集聚，從而加劇了環(huán)境污染問題，降低了綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。而相鄰地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)集聚在吸引FDI方面存在競爭關(guān)系，地方政府間競爭又容易呈現(xiàn)“逐底競爭”趨勢，會加劇“污染天堂”效應(yīng)從而導(dǎo)致生態(tài)效率下降。(7)原毅軍、謝榮輝：《產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境污染的內(nèi)在聯(lián)系》，《科學(xué)學(xué)研究》2015年第9期，第1340-1347頁。

同時，產(chǎn)業(yè)集聚作為經(jīng)濟(jì)分工中介于市場與企業(yè)之間的空間組織形式，兼具市場與企業(yè)的雙重優(yōu)勢。產(chǎn)業(yè)集聚不僅能夠通過規(guī)模效應(yīng)以及成本效應(yīng)提升資源配置效率，還可以通過知識溢出、資源共享等方式降低創(chuàng)新成本，提升技術(shù)創(chuàng)新水平。(8)李駿、劉洪偉、陳銀：《產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)學(xué)習(xí)成本與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長——以中國省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例》，《軟科學(xué)》2018年第4期，第95-99頁。技術(shù)創(chuàng)新水平的增強(qiáng)有利于提升能源利用效率，既可以在產(chǎn)出不變的情況下降低能源的投入強(qiáng)度，也可以在能源投入不變的情況下實(shí)現(xiàn)更高的產(chǎn)出。無論是投入角度還是產(chǎn)出角度，技術(shù)創(chuàng)新都有利于促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，產(chǎn)業(yè)集聚可以產(chǎn)生創(chuàng)新的效應(yīng)，該創(chuàng)新效應(yīng)對地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有補(bǔ)償效果，可以在很大程度上緩解產(chǎn)業(yè)集聚對綠色發(fā)展所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)。

但是，中國產(chǎn)業(yè)集群的快速發(fā)展多依賴于政府的政策干預(yù)，不僅難以產(chǎn)生正外部性的集聚效應(yīng)，還造成了集聚圈內(nèi)企業(yè)普遍的“創(chuàng)新惰性”(9)吳敏、黃玖立：《省級開發(fā)區(qū)、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)與縣域工業(yè)發(fā)展》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》2017年第1期，第52-61頁。。究其原因，在于地方政府在“為增長而競爭”目標(biāo)的引導(dǎo)下促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚，破壞了技術(shù)創(chuàng)新的生態(tài)組織形成與演化的市場根基，通過負(fù)向反饋產(chǎn)生了自增強(qiáng)效應(yīng)，在制度環(huán)境和要素資源等方面擠壓了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新空間，制約了創(chuàng)新效應(yīng)的充分發(fā)揮，(10)胡彬、萬道俠：《產(chǎn)業(yè)集聚如何影響制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新模式——兼論企業(yè)“創(chuàng)新惰性”的形成原因》，《財(cái)經(jīng)研究》2017年第11期，第30-43頁。致使產(chǎn)業(yè)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)無法完全補(bǔ)償產(chǎn)業(yè)集聚對綠色發(fā)展帶來的負(fù)面效應(yīng)。因此，綜合而言，產(chǎn)業(yè)集聚通過發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)從而促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，可以在一定程度上補(bǔ)償產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)效應(yīng)?；谝陨戏治?，提出本文的第一個研究假設(shè)：

H1：技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在部分遮掩效應(yīng)，也即產(chǎn)業(yè)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)部分補(bǔ)償了其對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的負(fù)效應(yīng)。

(二)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的非線性關(guān)系主要由不同集聚水平以及不同創(chuàng)新水平下集聚的正負(fù)效應(yīng)對比所決定。

在產(chǎn)業(yè)集聚程度較低時，集聚帶來運(yùn)輸成本的降低，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)較為顯著，知識溢出效應(yīng)、分工細(xì)化以及基礎(chǔ)設(shè)施的共享共用等都可以促進(jìn)生產(chǎn)效率的提升，產(chǎn)生較大的綠色發(fā)展正效應(yīng)，可以在很大程度上緩解產(chǎn)業(yè)集聚帶來的“污染天堂”等負(fù)效應(yīng)。(11)林伯強(qiáng)、譚睿鵬：《中國經(jīng)濟(jì)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)效率》，《經(jīng)濟(jì)研究》2019年第2期，第119-132頁。隨著產(chǎn)業(yè)集聚程度的不斷提升，由于地區(qū)的產(chǎn)業(yè)飽和度以及環(huán)境承載力有限，擁擠效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，有限的資源與空間會加劇企業(yè)的惡性競爭，要素成本的上升會降低企業(yè)的生產(chǎn)效率，放大企業(yè)的創(chuàng)新風(fēng)險，使企業(yè)被鎖定在單純依賴低成本競爭戰(zhàn)略的發(fā)展路徑上(12)胡彬、萬道俠：《集聚環(huán)境“升級”抑或“降級”：對企業(yè)“創(chuàng)新惰性”的新解釋》，《財(cái)經(jīng)研究》2019年第5期，第16-29頁。，難以進(jìn)行高端綠色技術(shù)創(chuàng)新，地區(qū)的綠色發(fā)展也就受到極大挑戰(zhàn)。因此，提出本文的第二個研究假設(shè)：

H2：產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有邊際效應(yīng)遞增的負(fù)向非線性特征。

當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新水平較低時，知識溢出效應(yīng)比較弱，集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)的邊際污染治理成本呈現(xiàn)上升趨勢，并且企業(yè)間開展聯(lián)合創(chuàng)新的意愿比較低，基本依賴末端治理技術(shù)在產(chǎn)品生產(chǎn)終端對污染物進(jìn)行處理，難以大幅提升綠色治理效能，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用較低。(13)原毅軍、陳喆：《環(huán)境規(guī)制、綠色技術(shù)創(chuàng)新與中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級》，《科學(xué)學(xué)研究》2019年第10期，第1902-1911頁。隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的不斷提升，集聚區(qū)內(nèi)生產(chǎn)運(yùn)營規(guī)模化、專業(yè)化以及集中化不斷提升，使得單個企業(yè)無法憑借自己的生產(chǎn)能力滿足市場的有效需求，企業(yè)間有更強(qiáng)烈的資源共享、優(yōu)勢互補(bǔ)以及風(fēng)險共擔(dān)的需求。(14)黃慶華、時培豪、胡江峰：《產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：長江經(jīng)濟(jì)帶107個地級市例證》，《改革》2020年第1期，第87-99頁?；诖吮尘?，技術(shù)創(chuàng)新水平高的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)間關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)，有利于形成加速企業(yè)間生產(chǎn)互動、促進(jìn)知識的生產(chǎn)與傳遞的生產(chǎn)協(xié)作網(wǎng)絡(luò)(15)翟緒權(quán)、徐傳堪：《“十四五”時期國有經(jīng)濟(jì)布局于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)：原因探析、戰(zhàn)略價值與政策建議》，《馬克思主義與現(xiàn)實(shí)》2021年第4期，第157-163頁。，在差異化戰(zhàn)略引導(dǎo)下企業(yè)自愿在生產(chǎn)過程的核心設(shè)備與工藝中實(shí)施更高端的創(chuàng)新，更愿意進(jìn)行清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，更有利于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對綠色發(fā)展的負(fù)向效應(yīng)。因此，提出本文的第三個研究假設(shè)：

H3：隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的增強(qiáng)，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制作用會降低。

(三)產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)的實(shí)質(zhì)，是產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的外部性問題。一方面，在“晉升錦標(biāo)賽”以及“為增長而競爭”的激勵下，地方政府更傾向于通過吸引投資見效快以及財(cái)源貢獻(xiàn)率大的制造業(yè)企業(yè)，忽視高新技術(shù)企業(yè)的引進(jìn)，使得招商引資具有“短視性”以及“低效率性”，最終形成惡性競爭局面，加劇了總體環(huán)境的惡化。由于地理或者經(jīng)濟(jì)空間臨近地區(qū)具有相似性和趨同性，鄰近地區(qū)的污染溢出以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等自然和經(jīng)濟(jì)機(jī)制加劇了環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)(16)謝果、趙曉琴、王悠悠、張洋：《政府競爭、產(chǎn)業(yè)集聚與地方綠色發(fā)展》，《華東經(jīng)濟(jì)管理》2021年第3期，第74-85頁。。另一方面，地理或經(jīng)濟(jì)空間的鄰近為資本、人才以及技術(shù)等要素的流動提供了客觀條件，使得產(chǎn)業(yè)集聚帶來的創(chuàng)新效應(yīng)可以產(chǎn)生外溢效應(yīng)，有利于提升鄰近地區(qū)的綠色生產(chǎn)效率，提升其綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(17)任陽軍、汪傳旭、張素庸、俞超：《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚、空間溢出與綠色經(jīng)濟(jì)效率——基于中國省域數(shù)據(jù)的動態(tài)空間杜賓模型》，《系統(tǒng)工程》2019年第1期，第24-34頁。。但是，由于我國的產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著的行政性集聚特征，其市場關(guān)聯(lián)性以及創(chuàng)新效應(yīng)的外溢性程度并不太高，無法完全抵消其負(fù)效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近地區(qū)的總體溢出效應(yīng)依然為負(fù)。因此，提出本文的第四個研究假設(shè)：

H4：產(chǎn)業(yè)集聚通過外溢作用抑制了鄰近地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

由上述理論分析可知，產(chǎn)業(yè)集聚會對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生深刻影響，并且存在技術(shù)創(chuàng)新的遮掩作用，本部分首先對這一關(guān)系展開實(shí)證檢驗(yàn)。本文采用分步回歸法來探究產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的遮掩效應(yīng)，模型設(shè)定如下：

(1)

(2)

(3)

其中，Ged是被解釋變量，表示地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；Agg是核心解釋變量，代表地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度；Inn是遮掩變量，表示地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平；Xit代表其他控制變量的集合，用以消除異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)環(huán)境帶來的影響；μi與δt分別代表省份固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)，用以捕捉其他難以度量的地區(qū)特征與年份特征；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

同時，考慮到產(chǎn)業(yè)集聚程度以及技術(shù)創(chuàng)新水平可能會使產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生非線性調(diào)節(jié)作用，以面板門限模型對該效應(yīng)進(jìn)行探究，具體模型設(shè)定如下：

(4)

其中，γ為門限值，X為門限變量，I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)滿足括號里的條件時，取值為1，否則取值為0。式(4)討論的是單門限模型，可以根據(jù)LR檢驗(yàn)擴(kuò)充至多門限模型。

最后，探究產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)。在式(1)的基礎(chǔ)上引進(jìn)空間交互項(xiàng)，將其拓展為空間杜賓模型(SDM)：

(5)

其中，ρ代表空間自回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣。為提升結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用鄰接矩陣、地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣以及空間經(jīng)濟(jì)矩陣四種方法進(jìn)行空間分析。其中，空間經(jīng)濟(jì)矩陣為地理權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣的乘積，用以反映更為復(fù)雜的空間經(jīng)濟(jì)關(guān)系。在具體模型選擇上，對于SDM模型是否可以退化為SAR模型或SEM模型可以通過Wald檢驗(yàn)以及LR檢驗(yàn)加以判斷。

(二)變量測度與說明

1.綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的測度

在綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展測度方面，目前比較流行的做法是將經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)過程中的多個投入指標(biāo)綜合得到對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的評價(18)廖文龍、董新凱、翁鳴、陳曉毅：《市場型環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)：碳排放交易、綠色創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟(jì)增長》，《中國軟科學(xué)》2020年第6期，第159-173頁。。本文采用非徑向方向距離函數(shù)對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展(Ged)進(jìn)行測度分析，所構(gòu)造的環(huán)境技術(shù)與李江龍、徐斌(2018)(19)李江龍、徐斌：《“詛咒”還是“福音”：資源豐裕程度如何影響中國綠色經(jīng)濟(jì)增長?》，《經(jīng)濟(jì)研究》2018年第9期，第151-167頁。保持一致。投入要素包含資本(K)、勞動(L)以及能源投入(E)，期望產(chǎn)出為GDP(Y)，非期望產(chǎn)出包括工業(yè)廢水(W)、工業(yè)二氧化硫(G)和工業(yè)固體廢物(S)。非徑向方向距離函數(shù)構(gòu)造如下：

(6)

其中，P為刻畫期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)技術(shù)集，除了滿足生產(chǎn)函數(shù)理論的基本公理外，還滿足以下兩個條件：第一，期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的聯(lián)合集需滿足弱可處置性；第二，期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出零交集。同時，將權(quán)重矩陣設(shè)定為(0,0,1/3,1/3,1/9,1/9,1/9)。與權(quán)重矩陣相對應(yīng)，設(shè)定方向向量為(0,0,-E,Y,-G,-W,-S)。

最終構(gòu)建綠色經(jīng)濟(jì)效率(Ged)為：

(7)

其中，β*為非徑向方向距離函數(shù)的最優(yōu)解。

就具體投入產(chǎn)出指標(biāo)選取而言，資本存量采用“永續(xù)盤存法”進(jìn)行估計(jì)，參考張軍等(2004)(20)張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第10期，第35-44頁。的研究方法計(jì)算而得；勞動力投入以各地區(qū)年末從業(yè)人員數(shù)表示；能源投入以煤炭消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行衡量；GDP為折算到2000年的實(shí)際GDP；工業(yè)廢水為地區(qū)工業(yè)廢水排放量；工業(yè)二氧化硫?yàn)榈貐^(qū)工業(yè)二氧化硫排放量；工業(yè)固體廢物為地區(qū)工業(yè)固體廢物排放量。

由式(7)的定義可知，綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)Ged∈[0,1]，數(shù)值越高，表明綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高；反之，則越低。

2.產(chǎn)業(yè)集聚水平的測度

借鑒邵明偉等(2015)(21)邵明偉、鐘軍委、張祥建：《地方政府競爭：稅負(fù)水平與空間集聚的內(nèi)生性研究——基于2000—2011年中國省域面板數(shù)據(jù)的空間聯(lián)立方程模型》，《財(cái)經(jīng)研究》2015年第6期，第58-69頁。的研究思路，采用區(qū)位熵指數(shù)來表征地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度(Agg)，具體指數(shù)構(gòu)造如下：

(8)

其中，SLabit表示第t年i省份第二與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員之和，Labit為第t年i省份總從業(yè)人員，SLabit/Labit反映了第t年i省份的第二與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比。同理，∑iSLabit/∑iLabit反映了第t年全國平均的第二與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比情況。Agg越大，說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚度越高；反之，則越低。

3.技術(shù)創(chuàng)新水平的測度

對于中介變量技術(shù)創(chuàng)新水平(Inn)指標(biāo)的選取，參考肖葉與賈鴻(2016)(22)肖葉、賈鴻：《我國地方政府間稅收競爭對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響探索》，《財(cái)會月刊》2016年第35期，第71-75頁。的思路，采用各地專利授予數(shù)來衡量?？紤]到各地人口規(guī)模差異對技術(shù)創(chuàng)新水平的影響，本文以每萬人專利授予數(shù)作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量。同時，為消除時間趨勢，將每萬人專利授予數(shù)量進(jìn)行對數(shù)化處理。

4.控制變量

為了進(jìn)一步控制經(jīng)濟(jì)環(huán)境對回歸結(jié)果的影響，本文考慮的控制變量包括：國有化率(Nat)，以國有單位職工數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重進(jìn)行刻畫；城鎮(zhèn)化率(Urb)，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇碚?；?jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Eco)，以GDP增加值與總?cè)丝诘谋戎乇碚?；預(yù)算偏離度(Bud)，以一般公共預(yù)算與決算的差值占預(yù)算的比重表示；財(cái)政自給度(Fis)，以一般公共預(yù)算收入占一般公共預(yù)算支出的比重表示。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

由于2000年之前年份的數(shù)據(jù)缺失值較多，基于數(shù)據(jù)可得性以及面板的平衡性，本文最終選取2000—2018年國內(nèi)30個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。(23)本研究的“30個省份”不包括港、澳、臺；由于數(shù)據(jù)缺失，西藏亦未納入分析。本文所有數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國稅務(wù)年鑒》以及EPS全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

基于上述分析，本部分涉及的指標(biāo)選取、基本含義及其描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

四、產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)基準(zhǔn)效應(yīng)與作用機(jī)制分析

為分析產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)以及技術(shù)創(chuàng)新的遮掩效應(yīng)，本部分綜合對式(1)(2)和(3)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果呈現(xiàn)為表2。其中，模型(1)(2)與(3)分別是對式(1)(2)與(3)的固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果，模型(4)(5)與(6)分別是對式(1)(2)與(3)的考慮異方差與截面相關(guān)的全面FGLS模型估計(jì)結(jié)果。

表2 遮掩效應(yīng)分析

具體而言，模型(1)與(4)表明在其他經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境不變情況下，產(chǎn)業(yè)集聚會抑制綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且在1%的水平下顯著。模型(2)與(5)顯示了在控制其他經(jīng)濟(jì)環(huán)境變量條件下，產(chǎn)業(yè)集聚程度增加對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的正向影響。模型(3)與(6)是在模型(1)與(4)的基礎(chǔ)上加入了技術(shù)創(chuàng)新這一遮掩變量，結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，技術(shù)創(chuàng)新對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的正向影響。同時，對比模型(1)與(3)、(4)與(6)中產(chǎn)業(yè)集聚的作用系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)，介入技術(shù)創(chuàng)新這一遮掩變量后，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)向影響均有所增強(qiáng)。對系數(shù)進(jìn)一步分析可知，模型(3)與(6)中技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)與模型(2)與(5)中產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)的乘積(0.332*0.076以及0.326*0.069)的符號與模型(3)與(6)中產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)(-0.230以及-0.196)的符號相反，證明了技術(shù)創(chuàng)新具有遮掩效應(yīng)。至此，本文的研究假設(shè)H1得證。

(二)非線性效應(yīng)分析

考慮到過度產(chǎn)業(yè)集聚帶來的擁擠成本以及技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用，本文以面板門限模型對產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。在估計(jì)前，為檢驗(yàn)門限值的存在性，本部分以產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新為門限變量，對單一門限、雙重門限與三重門限模型分別進(jìn)行了300次Bootstrap檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新這兩個門限變量均通過了單一門限檢驗(yàn)，但均未通過雙重門限與三重門限檢驗(yàn)。進(jìn)一步分別將產(chǎn)業(yè)集聚與稅收競爭設(shè)定為單一門限變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 門限效應(yīng)分析

一方面，將產(chǎn)業(yè)集聚水平作為門限變量時，發(fā)現(xiàn)受到產(chǎn)業(yè)集聚水平的影響后，其對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了邊際效應(yīng)遞增的負(fù)向非線性影響。具體而言，由模型(1)可知，當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平低于1.689時，其對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而越過門限值后，其對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制強(qiáng)度顯著上升。另一方面，將技術(shù)創(chuàng)新水平作為門限變量后，發(fā)現(xiàn)在不同的技術(shù)創(chuàng)新水平下，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也呈現(xiàn)出非線性效應(yīng)。具體而言，由模型(2)可知，當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新水平低于1.855時，產(chǎn)業(yè)集聚會對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著的抑制作用，而越過門限值后，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制強(qiáng)度顯著下降。至此，本文的研究假設(shè)H2與H3得證。

(三)空間溢出效應(yīng)分析

為了檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)，本文采用空間計(jì)量模型進(jìn)行驗(yàn)證分析。在分析前，需要對研究對象是否存在空間效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，也即對產(chǎn)業(yè)集聚以及綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)。本文采用Moran’s I指數(shù)法計(jì)算了鄰接矩陣下各年度的空間效應(yīng)，結(jié)果見表4。從表4可以看出，2000—2018年我國各省份的產(chǎn)業(yè)集聚和綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Moran’s I指數(shù)均高度顯著，說明我國各省份的產(chǎn)業(yè)集聚和綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的空間自相關(guān)性，二者在空間分布上呈現(xiàn)集聚現(xiàn)象。

表4 Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)

按照趙濤等(2020)(24)趙濤、張智、梁上坤：《數(shù)字經(jīng)濟(jì)、創(chuàng)業(yè)活躍度與高質(zhì)量發(fā)展——來自中國城市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《管理世界》2020年第10期，第65-76頁。的思路，依次對空間模型進(jìn)行由Hausman檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)以及Wald檢驗(yàn)所組成的“具體到一般”以及“一般到具體”相結(jié)合的模型檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LM檢驗(yàn)以及Wald檢驗(yàn)均拒絕退化為SAR模型或者SEM模型，Hausman檢驗(yàn)確定了適用固定效應(yīng)模型。因此，本文確定了空間計(jì)量采用固定效應(yīng)的SDM模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5結(jié)果顯示，不同空間權(quán)重矩陣下SDM模型中綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間自回歸系數(shù)均為正，且在1%的水平下顯著，表明綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正向空間溢出效應(yīng)，地區(qū)間的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)良性互動的演化特征。正因?yàn)榭臻g自回歸系數(shù)不為0，通過簡單的點(diǎn)回歸結(jié)果分析地區(qū)之間的空間溢出效應(yīng)將產(chǎn)生系統(tǒng)性錯誤，也即空間交互項(xiàng)的回歸系數(shù)不能直接解釋為空間溢出效應(yīng)，需要借鑒空間杜賓的偏微分方法將空間溢出效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)。同時，產(chǎn)業(yè)集聚的間接效應(yīng)也高度顯著，表明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的抑制作用，說明了產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)。其可能原因在于產(chǎn)業(yè)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)所帶來的空間外溢效果不顯著，難以抵消產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)，從而使得產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了負(fù)向綠色外部性。至此，本文的研究假設(shè)H4得證。

表5 空間溢出效應(yīng)分析

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)以及內(nèi)生性討論

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展基準(zhǔn)回歸模型的可靠性，通過重新構(gòu)造被解釋變量與核心解釋變量等方式對基準(zhǔn)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，變量重新構(gòu)造如下：

借鑒崔葉辰等(2020)(25)崔葉辰、韓亞麗、呂寧、祝宏輝：《基于超效率SBM模型的農(nóng)業(yè)生態(tài)效率測度》，《統(tǒng)計(jì)與決策》2020年第21期，第87-90頁。的思路，利用超效率SBM模型重新測度綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，包含非期望產(chǎn)出的VRS下的30個省份的超效率SBM模型構(gòu)造如下(26)本研究的“30個省份”不包括港、澳、臺；由于數(shù)據(jù)缺失，西藏亦未納入分析。：

s.t.

(9)

借鑒原毅軍與郭然(2018)(27)原毅軍、郭然：《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、制造業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新——基于省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2018年第5期，第23-31頁。的研究思路，利用第二產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)造的區(qū)位熵指數(shù)重新衡量產(chǎn)業(yè)集聚水平，具體指標(biāo)構(gòu)造如下：

(10)

其中，SGDPit表示第t年i省份第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，GDPit為第t年i省份總產(chǎn)值，SGDPit/GDPit反映了第t年i省份的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比。同理，∑iSGDPit/∑iGDPit反映了第t年全國平均的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比情況。

考慮到模型可能具有的異方差與截面相關(guān)問題，采用全面FGLS模型進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)，結(jié)果如表6的模型(1)與(2)所示。具體來看，模型(1)是將綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展這一被解釋變量進(jìn)行替換后的估計(jì)結(jié)果，可知在控制其他變量后，產(chǎn)業(yè)集聚的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)模型結(jié)論保持一致。模型(2)是將產(chǎn)業(yè)集聚這一核心解釋變量進(jìn)行替換后的估計(jì)結(jié)果，可知在其他條件不變情況下，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的抑制作用，與基準(zhǔn)模型結(jié)論保持一致。綜合以上檢驗(yàn)而言，基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性討論

(二)內(nèi)生性討論

通常而言，產(chǎn)業(yè)集聚會影響綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但反過來，綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)通常企業(yè)密度也較大，產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間可能存在反向因果關(guān)系，本文使用工具變量來解決這一內(nèi)生性問題。

借鑒林伯強(qiáng)與譚睿鵬(2019)(28)林伯強(qiáng)、譚睿鵬：《中國經(jīng)濟(jì)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)效率》，《經(jīng)濟(jì)研究》2019年第2期，第119-132頁。的研究思路，可以采用地形起伏度來作為產(chǎn)業(yè)集聚的工具變量。其原因在于，地形起伏度作為一種天然形成的地理現(xiàn)象，并不會對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生直接影響。同時，地形起伏度與企業(yè)選址又高度相關(guān)，會負(fù)向影響產(chǎn)業(yè)集聚水平。地形起伏度的測量公式如下：

(11)

其中，max(H)與min(H)為各測量單元內(nèi)最高與最低海拔，A為測量單元的面積，P(A)為測量單元內(nèi)平地所占的面積。

歷史上集聚變量構(gòu)成了現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)活動集聚的基礎(chǔ)，但時間距今較為久遠(yuǎn)，不會直接影響現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)活動。(29)吳曉怡、邵軍：《經(jīng)濟(jì)集聚與制造業(yè)工￣資不平等:基于歷史工具變量的研究》，《世界經(jīng)濟(jì)》2016年第4期，第120-144頁。而鐵路對于降低運(yùn)輸成本至關(guān)重要，有利于集聚經(jīng)濟(jì)的形成與發(fā)展，對經(jīng)濟(jì)活動的重要作用不言而喻。由于歷史的延續(xù)性，本文推斷2000年的鐵路格局對產(chǎn)業(yè)集聚程度有重要影響，但是2000年前建設(shè)鐵路的決定距今較遠(yuǎn)，已經(jīng)是一個歷史事實(shí)，很難直接影響當(dāng)下的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。因此，本文使用2000年各省份鐵路運(yùn)營業(yè)里程這一歷史事實(shí)作為產(chǎn)業(yè)集聚的另一工具變量。

表6的模型(3)與模型(4)分別為以地形起伏度與2000年鐵路營業(yè)里程的對數(shù)值為工具變量的兩步GMM估計(jì)結(jié)果。因二者均為不隨時間變化的個體特征變量，故在模型中僅控制了時間固定效應(yīng)。同時，模型的Anderson 檢驗(yàn)分別為14.025與12.480，均顯著拒絕了不可識別的原假設(shè)；Cragg-Donald Wald 檢驗(yàn)值分別為13.748與12.200，均表明選取的工具變量不存在弱工具變量問題?；貧w結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)依然顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)模型保持一致。綜合而言，在產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因果關(guān)系中，主因是產(chǎn)業(yè)集聚的影響，產(chǎn)業(yè)集聚與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)相關(guān)關(guān)系不受內(nèi)生性的影響，模型估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論與啟示

本文立足于產(chǎn)業(yè)集聚極大影響綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展這一典型事實(shí)，以技術(shù)創(chuàng)新為研究視角，基于2000—2018年的省級面板數(shù)據(jù)，在構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)位熵指數(shù)與綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非徑向方向距離函數(shù)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用遮掩效應(yīng)模型、面板門限模型以及空間杜賓模型，多維度實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及其內(nèi)在機(jī)制。主要結(jié)論如下：第一，產(chǎn)業(yè)集聚顯著抑制了綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，通過引入工具變量等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論依然成立；第二，機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚可以通過發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)來緩解其對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不利影響；第三，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了邊際效應(yīng)遞增的負(fù)向非線性影響，并且技術(shù)創(chuàng)新水平的提升有助于降低產(chǎn)業(yè)集聚對綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制作用；第四，產(chǎn)業(yè)集聚不但對本地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成抑制作用，還通過外溢作用抑制鄰近地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

以上研究除了為產(chǎn)業(yè)集聚影響綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一系列經(jīng)驗(yàn)證據(jù)外，還對產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新以及綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度安排均有重要啟示：

第一，發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢，平衡產(chǎn)業(yè)集聚程度，促進(jìn)綠色發(fā)展。應(yīng)建立綠色發(fā)展的政績觀，規(guī)避短視主義造成的逐底競爭問題。從全局出發(fā)，根據(jù)資源稟賦以及區(qū)位優(yōu)勢來明確產(chǎn)業(yè)定位，對產(chǎn)業(yè)布局進(jìn)行統(tǒng)籌規(guī)劃，促進(jìn)資源高效集聚與產(chǎn)業(yè)特色化發(fā)展。提升集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)進(jìn)入的環(huán)境門檻，強(qiáng)化集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)的環(huán)境監(jiān)管力度，科學(xué)核定各類企業(yè)的碳排放標(biāo)準(zhǔn)，通過碳稅與碳排放市場交易等形式促進(jìn)碳達(dá)峰與碳中和目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，全面提升綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

第二，以營造創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境為突破口，發(fā)揮好產(chǎn)業(yè)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)。正確引導(dǎo)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新模型的選擇，通過設(shè)立專項(xiàng)科技創(chuàng)新基金、加強(qiáng)重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)與科研院所建立合作伙伴關(guān)系等形式，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)集聚的創(chuàng)新服務(wù)體系。同時，以高新企業(yè)為突破口打造高新產(chǎn)業(yè)園區(qū)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度強(qiáng)的企業(yè)進(jìn)駐，引導(dǎo)形成技術(shù)相關(guān)與產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)的產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)，發(fā)揮好集聚區(qū)內(nèi)知識溢出效應(yīng)以及協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，加大技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化力度，不斷提升地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展效能。

第三，重視產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)，協(xié)同推進(jìn)區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程。強(qiáng)化地區(qū)間合作，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚創(chuàng)新效應(yīng)的輻射與帶動作用，完善地區(qū)間生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，避免公共資源濫用所造成的“公地悲劇”。推動地區(qū)間產(chǎn)業(yè)配置均衡化、多樣化，優(yōu)化地區(qū)間資源配置效率，促進(jìn)地區(qū)間要素高效流動。促進(jìn)地區(qū)間聯(lián)合探索多元化綠色發(fā)展路徑，利用綠色發(fā)展的正向空間溢出效應(yīng)縮小地區(qū)間發(fā)展差距，協(xié)同實(shí)現(xiàn)地區(qū)間綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展。