馮志軍，陳 偉，許桂華

（1.東莞理工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，東莞 523808；2.哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，哈爾濱 150001）

全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)陷入失衡及不可持續(xù)的狀態(tài)，全球各國(guó)都致力于將經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式向“綠色發(fā)展”模式轉(zhuǎn)變[1]。綠色發(fā)展追求的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境相和諧相協(xié)調(diào)的生態(tài)理念，是一種可持續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。長(zhǎng)期以來，我國(guó)工業(yè)以“高投入、高消耗、高污染、低效益”和“先污染，后治理”為典型特征，這種黑色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式造成的資源浪費(fèi)、環(huán)境惡化等矛盾和問題十分突出。因此，必須推進(jìn)我國(guó)工業(yè)向綠色集約發(fā)展轉(zhuǎn)變。

綠色發(fā)展（增長(zhǎng)）是通過技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與制度安排，以最小的資源消耗和環(huán)境代價(jià)，創(chuàng)造出資源效率、環(huán)境友好、社會(huì)包容與和諧的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與最大發(fā)展效益的途徑。由此，技術(shù)創(chuàng)新已經(jīng)成為實(shí)現(xiàn)工業(yè)綠色發(fā)展的重要“抓手”。技術(shù)創(chuàng)新作為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要引擎，其對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的作用也日益受到重視。技術(shù)創(chuàng)新主要分為自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新和技術(shù)引進(jìn)（又分為國(guó)外技術(shù)引進(jìn)和國(guó)內(nèi)技術(shù)購買）三種途徑。只有系統(tǒng)區(qū)分三種技術(shù)創(chuàng)新途徑，才能科學(xué)準(zhǔn)確地評(píng)估不同技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的貢獻(xiàn)程度及適用性。對(duì)于我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展而言，貢獻(xiàn)程度最高的技術(shù)創(chuàng)新途徑是哪一種？三種技術(shù)創(chuàng)新途徑究竟有怎樣的影響差異性？三種技術(shù)創(chuàng)新途徑功效發(fā)揮是否具有區(qū)域異質(zhì)性？這是本文重點(diǎn)關(guān)注的問題。

1 文獻(xiàn)綜述

自Schumpeter 提出創(chuàng)新理論以來，學(xué)術(shù)界就技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了深入探討，該類研究普遍認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新主要是以提高生產(chǎn)率（全要素生產(chǎn)率）的方式來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

多數(shù)學(xué)者研究的是某一特定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。在自主研發(fā)（自主創(chuàng)新）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方面，Albert[2]、Jefferson 等[3]基于中國(guó)制造業(yè)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著正向影響。Blanco 等[4]基于美國(guó)1963～2007年私營(yíng)企業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對(duì)美國(guó)GDP（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）的彈性系數(shù)為82%～211%。吳延兵[5]、夏良科[6]分別針對(duì)我國(guó)制造業(yè)數(shù)據(jù)與大中型工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果都表明自主研發(fā)投入有利于生產(chǎn)率的提高。李苗苗等[7]基于中國(guó)31 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入是顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接原因。在技術(shù)引進(jìn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方面，Rijesh[8]基于1995～2010年印度制造企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)引進(jìn)對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率有著顯著的正向影響。袁建新和劉幸赟[9]對(duì)影響技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用發(fā)揮程度的主要因素進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果表明技術(shù)消化吸收因子是最大影響者。傅元海和陳麗姍[10]實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)口、外商直接投資和購買國(guó)外技術(shù)三種技術(shù)引進(jìn)方式對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響，結(jié)果表明購買國(guó)外技術(shù)的影響顯著為正。

部分學(xué)者開始同時(shí)考慮多種技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響差異。Hu 等[11]研究發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)和國(guó)外技術(shù)引進(jìn)都有利于生產(chǎn)率的提高。吳延兵和李莉[12]發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)、直接技術(shù)引進(jìn)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有長(zhǎng)期的積極推動(dòng)作用。方文中和羅守貴[13]基于2008～2012年上海市高新技術(shù)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人力投入和國(guó)外技術(shù)引進(jìn)對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著正向影響。

在環(huán)境問題日益凸顯的背景下，部分學(xué)者開始探索企業(yè)不同技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)的影響。萬倫來和朱琴[14]發(fā)現(xiàn)企業(yè)自主研發(fā)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用機(jī)制在于提升綠色技術(shù)效率。張江雪等[15]認(rèn)為，自主創(chuàng)新對(duì)中國(guó)工業(yè)綠色增長(zhǎng)的影響大于國(guó)內(nèi)和國(guó)外技術(shù)引進(jìn)。張德茗和白秀艷[16]發(fā)現(xiàn)，自主研發(fā)是高技術(shù)區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主因，技術(shù)引進(jìn)是中低技術(shù)區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主因。

與以往研究相比，本文的主要?jiǎng)?chuàng)新之處包括三點(diǎn)。第一，基于系統(tǒng)學(xué)二象論將區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展視為一個(gè)由區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)子系統(tǒng)、過程子系統(tǒng)等兩個(gè)二象子系統(tǒng)組成的動(dòng)態(tài)系統(tǒng)；在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)能夠綜合度量工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)模效益和質(zhì)量提升的指標(biāo)——工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效。第二，突破已有研究單獨(dú)分析自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新與技術(shù)引進(jìn)對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率或綠色全要素生產(chǎn)率影響的思路，試圖在統(tǒng)一的分析框架下系統(tǒng)考察三種技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的貢獻(xiàn)差異，檢驗(yàn)不同技術(shù)創(chuàng)新途徑的真實(shí)功效。第三，在研究方法、綜合地理特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征上構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，運(yùn)用空間相關(guān)檢驗(yàn)和空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究，以期為提升我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展水平提供更為真實(shí)、準(zhǔn)確的依據(jù)。

2 空間計(jì)量模型的設(shè)定

2.1 空間計(jì)量模型

常用的空間計(jì)量模型有兩種形式：一種是空間自回歸模型（spatial autoregressive model，SAR），另一種是空間誤差模型（spatial error model，SEM）。如果模型的各變量間存在空間依賴性，而這個(gè)空間依賴導(dǎo)致了各變量在空間上存在相關(guān)性，則構(gòu)建空間自回歸模型；當(dāng)模型的誤差項(xiàng)在空間上相關(guān)時(shí)，即構(gòu)建空間誤差模型。

本文構(gòu)建的空間自回歸模型如下：

式中，GDit為i地區(qū)t期的工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效；α為常數(shù)項(xiàng)；W為空間權(quán)重矩陣；WG Dit為空間加權(quán)自相關(guān)變量；ρ為空間自回歸系數(shù)，衡量在空間權(quán)重矩陣關(guān)系下其他樣本對(duì)本地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的影響程度；IRDit、CIit、FTIit和DTRit分別表示企業(yè)自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新、國(guó)外技術(shù)引進(jìn)和國(guó)內(nèi)技術(shù)購買；β為相應(yīng)變量的系數(shù)；μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；x為其他一系列控制變量；δk為對(duì)應(yīng)控制變量的系數(shù)。

空間誤差模型考察存在于誤差擾動(dòng)項(xiàng)中的空間依賴作用，度量了鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對(duì)本地區(qū)觀察值的影響程度，本文構(gòu)建的空間誤差模型如下：

式中，λ為空間誤差系數(shù)，衡量在空間權(quán)重矩陣關(guān)系下其他樣本受到的誤差沖擊對(duì)本地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的影響程度；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。其他變量與空間自回歸模型相同。

2.2 空間權(quán)重矩陣

當(dāng)前比較常用的空間權(quán)重矩陣有地理鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣。前者只考慮相鄰地區(qū)的相互聯(lián)系，忽略了非相鄰地區(qū)的相互聯(lián)系；后者是對(duì)稱的，意味著兩地區(qū)間相互影響強(qiáng)度是相同的。然而，實(shí)際來看，兩地區(qū)間的相互影響強(qiáng)度是不同的，如經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份對(duì)落后省份的影響大于落后省份對(duì)發(fā)達(dá)省份的影響。由此，本文在地理距離權(quán)重矩陣基礎(chǔ)上，借鑒張翠菊和張宗益[17]的做法，建立具有社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征的經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣[17]。

本文采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣來考察區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的空間效應(yīng)，矩陣中的權(quán)重根據(jù)人均GDP 和省（自治區(qū)、直轄市）間距離來設(shè)置。經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的空間權(quán)重矩陣W的矩陣元素，其中，wij定義如下：

式中，g為觀察期內(nèi)的各省（自治區(qū)、直轄市）年平均人均GDP；dij為各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）之間的距離。

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效

經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅包含經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)，還包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)升級(jí)。同樣，工業(yè)綠色發(fā)展不僅要反映工業(yè)綠色發(fā)展總量產(chǎn)出與效益（規(guī)模指標(biāo)），還要反映綠色增長(zhǎng)方式和效率提高（質(zhì)量指標(biāo)）[18]。為了全面客觀地評(píng)價(jià)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效，本文基于系統(tǒng)學(xué)二象論，對(duì)其進(jìn)行描述與測(cè)度。

從系統(tǒng)的觀點(diǎn)來看，物質(zhì)世界是由陰陽兩種元素組成的，這兩種元素存在于同一種事物中，同生同滅，互為存在條件和參考，物理學(xué)中把這種現(xiàn)象稱為“二象”律（即光具有“波、?！倍笮裕Ｏ到y(tǒng)科學(xué)中更為一般地給出，任一系統(tǒng)皆可分作“虛、實(shí)”或“軟、硬”兩個(gè)互抗互補(bǔ)的子系統(tǒng)[19]。高隆昌和徐飛進(jìn)行了系統(tǒng)的集成性研究，他們最早給出一個(gè)最為廣泛的二象系統(tǒng)概念及四個(gè)等價(jià)性概念；并在“系統(tǒng)學(xué)”這一更為廣泛的意義下提出“系統(tǒng)學(xué)二象論”[20]。在“系統(tǒng)學(xué)二象論”概念體系下，產(chǎn)生了諸多研究成果。

基于系統(tǒng)學(xué)二象論，區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展作為一個(gè)動(dòng)態(tài)系統(tǒng)，它在綠色發(fā)展過程中呈現(xiàn)狀態(tài)性和過程性兼具的特征，“狀態(tài)”是系統(tǒng)的靜態(tài)描述，“過程”是系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)反映。區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展可劃分為區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)子系統(tǒng)與區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展過程子系統(tǒng)兩個(gè)二象子系統(tǒng)。前者是客觀實(shí)在的實(shí)像子系統(tǒng)，后者是由該物質(zhì)子系統(tǒng)所映射的屬性構(gòu)成的虛像子系統(tǒng)。

為了對(duì)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)，首先要對(duì)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的二象子系統(tǒng)的發(fā)展水平進(jìn)行客觀度量。區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)子系統(tǒng)的評(píng)價(jià)側(cè)重于綠色發(fā)展產(chǎn)出與效益的衡量，是對(duì)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)出的整體數(shù)量與規(guī)模的衡量，主要包含經(jīng)濟(jì)效益、能源效益與環(huán)境效益。用工業(yè)綠色發(fā)展效益（GDB）評(píng)價(jià)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)子系統(tǒng)的發(fā)展水平，具體用工業(yè)總產(chǎn)值、綜合能耗產(chǎn)出率、工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生總量等5 個(gè)指標(biāo)來衡量；區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展過程子系統(tǒng)的評(píng)價(jià)側(cè)重于工業(yè)綠色發(fā)展過程有效性的衡量，是對(duì)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展質(zhì)量的評(píng)判。工業(yè)綠色發(fā)展質(zhì)量的衡量要同時(shí)反映增長(zhǎng)效率和增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變（即能源節(jié)約、環(huán)境友好）。鑒于綠色全要素生產(chǎn)率是保障經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，確保子孫后代享有更好生活權(quán)益的勞動(dòng)生產(chǎn)率，該指標(biāo)恰當(dāng)反映了工業(yè)由粗放外延發(fā)展向綠色集約型發(fā)展的轉(zhuǎn)變效果[21]。因此，采用工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）來測(cè)度區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展過程子系統(tǒng)的發(fā)展水平。綜上，本文構(gòu)建的區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效（GD）為

由式（4）可知，區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效水平取決于其二象子系統(tǒng)的發(fā)展水平及協(xié)調(diào)程度。區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展二象子系統(tǒng)相互影響與制約，只有二者的協(xié)調(diào)與平衡發(fā)展才能實(shí)現(xiàn)工業(yè)集約型綠色發(fā)展。

采用熵值法對(duì)我國(guó)各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)綠色發(fā)展效益（GDB）進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)和比較。采用Malmquist-Luenberger 指數(shù)測(cè)算我國(guó)各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。在運(yùn)用Malmquist-Luenberger 指數(shù)前，首先要確定投入、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出指標(biāo)。投入指標(biāo)包括勞動(dòng)與資本投入。勞動(dòng)投入應(yīng)該包括勞動(dòng)人數(shù)、時(shí)間、質(zhì)量等，結(jié)合現(xiàn)有的研究，采用我國(guó)各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員平均數(shù)這一指標(biāo)作為勞動(dòng)投入的代理變量；同時(shí)，選取環(huán)境保護(hù)系統(tǒng)年末實(shí)有人數(shù)作為勞動(dòng)投入的補(bǔ)充指標(biāo)。以工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資原值扣除累計(jì)折舊后所得到的固定資產(chǎn)投資凈值作為資本投入的代理變量[19]；同時(shí)，選取環(huán)境污染治理投資總額作為資本投入的補(bǔ)充指標(biāo)。產(chǎn)出指標(biāo)全部來自于工業(yè)綠色發(fā)展效益的5 個(gè)衡量指標(biāo)，其中，工業(yè)總產(chǎn)值、綜合能耗產(chǎn)出率為期望產(chǎn)出；工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生總量為非期望產(chǎn)出。

3.2 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新途徑

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新途徑主要有三種，即自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新和技術(shù)引進(jìn)。自主研發(fā)是指企業(yè)完全依靠自身技術(shù)力量進(jìn)行原始創(chuàng)新，進(jìn)行基礎(chǔ)前沿和高技術(shù)研究的一種方式，主要是用來加強(qiáng)源頭供給。用工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出來衡量企業(yè)自主研發(fā)。協(xié)同創(chuàng)新是指企業(yè)為獲得相關(guān)的技術(shù)、知識(shí)、設(shè)備或創(chuàng)新產(chǎn)品，以本企業(yè)為核心，與其他企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)等整合創(chuàng)新資源，開展聯(lián)合研發(fā)與集成創(chuàng)新。用工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)外部支出來衡量協(xié)同創(chuàng)新。技術(shù)引進(jìn)是指企業(yè)在引進(jìn)國(guó)內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)的基礎(chǔ)上，通過消化吸收形成自我創(chuàng)新能力，進(jìn)而降低技術(shù)創(chuàng)新的成本與風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)技術(shù)引進(jìn)包括國(guó)外技術(shù)引進(jìn)與國(guó)內(nèi)技術(shù)購買，其中，國(guó)外技術(shù)引進(jìn)包括技術(shù)引進(jìn)和后期消化吸收，選用引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出和消化吸收經(jīng)費(fèi)支出之和來衡量國(guó)外技術(shù)引進(jìn)；選用購買國(guó)內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出來衡量國(guó)內(nèi)技術(shù)購買。

由于國(guó)外技術(shù)引進(jìn)、國(guó)內(nèi)技術(shù)購買這兩項(xiàng)投入產(chǎn)出的周期較短，可以采用流量數(shù)據(jù)。而研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出和研發(fā)經(jīng)費(fèi)外部支出的投入產(chǎn)出周期一般較長(zhǎng)，必須采用存量數(shù)據(jù)。因此，采用國(guó)際上較為通行的永續(xù)盤存法來測(cè)算各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出和研發(fā)經(jīng)費(fèi)外部支出的存量。

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)[22]，本文在控制變量中考慮了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)（PRO）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、對(duì)外貿(mào)易（TRA）、工業(yè)資本密集度（IS）和外商直接投資（FDI）5 個(gè)因素。具體指標(biāo)說明見下文。

3.3 數(shù)據(jù)來源與說明

鑒于從2011年起，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的統(tǒng)計(jì)范圍發(fā)生變更，因此，為保持統(tǒng)計(jì)范圍的一致性，本文的研究時(shí)段為2011～2015年，研究對(duì)象為中國(guó)的28 個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）①由于青海、新疆和西藏的數(shù)據(jù)缺失較多，因此予以剔除。同時(shí)，未將我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)作為研究樣本。的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)。對(duì)區(qū)域的劃分，采用傳統(tǒng)做法將28 個(gè)省區(qū)劃分為東、中、西與東北四大區(qū)域。表1列出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1 工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的測(cè)算結(jié)果

中國(guó)各省（自治區(qū)、直轄市）工業(yè)綠色發(fā)展效益（GDB）、綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）、綠色發(fā)展績(jī)效（GD）具體結(jié)果見表2。

表2 2011～2015年中國(guó)28 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)綠色發(fā)展效益、綠色全要素生產(chǎn)率及綠色發(fā)展績(jī)效

2011～2015年，廣東工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效均值最高，山西工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效均值最低。四大區(qū)域相比而言，東部地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效均值最高（0.565），且遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平（0.484），而中部地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效均值（0.454）與東北地區(qū)平均水平相當(dāng)（0.450），西部地區(qū)均值明顯較低（0.426）。整體而言，我國(guó)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)際差異，東部地區(qū)是工業(yè)綠色發(fā)展的“引領(lǐng)者”，中部、東北與西部地區(qū)則是工業(yè)綠色發(fā)展的“追趕者”。

從區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展二象子系統(tǒng)的發(fā)展水平看，即針對(duì)不同?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)在綠色發(fā)展效益與綠色全要素生產(chǎn)率兩個(gè)方面的綜合表現(xiàn)，以二者的均值為分類閾值（其中橫軸為工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效，其均值為0.476；縱軸為工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，其均值為1.015），可將我國(guó)的28 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）劃分為四個(gè)象限，如圖1所示。

圖1 基于二象性的區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效空間分布

廣東、北京、天津、山東和湖北5 個(gè)省市處于第Ⅰ象限。該類地區(qū)的特征為：工業(yè)綠色發(fā)展二象子系統(tǒng)的發(fā)展水平高于全國(guó)平均水平，即工業(yè)綠色發(fā)展兼具較優(yōu)的規(guī)模效益產(chǎn)出和質(zhì)量提升。該類地區(qū)是我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的標(biāo)桿地區(qū)，具有明顯的綠色發(fā)展優(yōu)勢(shì)。處于該類型的地區(qū)要繼續(xù)探索工業(yè)綠色發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)與路徑，形成以產(chǎn)業(yè)體系、創(chuàng)新體系和體制機(jī)制為基本內(nèi)核的綠色發(fā)展特色模式，努力將綠色發(fā)展的比較優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，獲取可持續(xù)發(fā)展先機(jī)。

寧夏、廣西、吉林、陜西、海南、云南和貴州等7 個(gè)省區(qū)處于第Ⅱ象限。該類型地區(qū)表現(xiàn)為工業(yè)綠色發(fā)展過程子系統(tǒng)的發(fā)展水平高于全國(guó)平均水平，而工業(yè)綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)子系統(tǒng)的發(fā)展水平低于全國(guó)平均水平，即工業(yè)在其綠色發(fā)展的過程方面，具有一定比較優(yōu)勢(shì)，但是在綠色發(fā)展規(guī)模效益產(chǎn)出上，存在一定不足。該類地區(qū)工業(yè)具有更好的綠色發(fā)展過程有效性，表明該類地區(qū)的綠色發(fā)展具有一定的過程優(yōu)勢(shì)與潛力。

內(nèi)蒙古、黑龍江、安徽、重慶、河北、甘肅、遼寧、四川和山西9 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）處于第Ⅲ象限。該類地區(qū)的特征為：工業(yè)綠色發(fā)展二象子系統(tǒng)的發(fā)展水平均低于全國(guó)平均水平，即在綠色發(fā)展規(guī)模效益和過程質(zhì)量上處于“雙差”的困局，工業(yè)綠色發(fā)展整體水平差。對(duì)于該類地區(qū)，必須以綠色發(fā)展理念為引導(dǎo)，在發(fā)展地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，要積極采取措施推進(jìn)工業(yè)低耗、低碳、綠色發(fā)展。

江蘇、上海、福建、江西、湖南、浙江和河南7 個(gè)省市處于第Ⅳ象限。該類地區(qū)表現(xiàn)為工業(yè)綠色發(fā)展?fàn)顟B(tài)子系統(tǒng)的發(fā)展水平高于全國(guó)平均水平，而工業(yè)綠色發(fā)展過程子系統(tǒng)的發(fā)展水平低于全國(guó)平均水平。工業(yè)綠色發(fā)展在規(guī)模效益產(chǎn)出上具有一定比較優(yōu)勢(shì)，但是在綠色發(fā)展效率提升與過程質(zhì)量上存在一定不足。該類地區(qū)要充分發(fā)揮工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)模效益產(chǎn)出大的優(yōu)勢(shì)，扭轉(zhuǎn)綠色發(fā)展資源配置效率低的不足局面，真正實(shí)現(xiàn)綠色集約發(fā)展。值得注意的是，我國(guó)傳統(tǒng)工業(yè)大省上海、江蘇和浙江3 個(gè)省市表現(xiàn)為工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)?？偭看蟮切什桓?，綠色轉(zhuǎn)型緩慢，其工業(yè)綠色集約發(fā)展任重而道遠(yuǎn)。

4.2 計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果及分析

本文綜合運(yùn)用Stata14.0 軟件編程完成模型估計(jì)與檢驗(yàn)。

4.2.1 區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效是否存在空間自相關(guān)性，在進(jìn)行空間計(jì)量檢驗(yàn)前，運(yùn)用Morans’ I 進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：2011～2015年中國(guó)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的全域Moran’s I 存在顯著的正向空間相關(guān)性（系數(shù)在0.093～0.187 波動(dòng)，除2013年以外，其他年份均通過了顯著性水平檢驗(yàn)），這表明中國(guó)各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效確實(shí)存在著空間自相關(guān)性，見表3。

表3 中國(guó)區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

4.2.2 估計(jì)結(jié)果分析

根據(jù)Ansenlin 判斷原則以及Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果作為最終報(bào)告結(jié)果。根據(jù)對(duì)空間效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的不同控制，空間誤差模型分為4 種：無固定效應(yīng)（nonF）、空間固定效應(yīng)（sF）、時(shí)間固定效應(yīng)（tF）和時(shí)空雙固定效應(yīng)（stF）。表4報(bào)告了4 種模型的估計(jì)結(jié)果。

表4 全國(guó)樣本的空間誤差模型估計(jì)結(jié)果

從表4可以看出，時(shí)間固定效應(yīng)（tF）的空間誤差模型的擬合優(yōu)度系數(shù)Adj-R2值明顯大于其他模型，且該模型下各變量的回歸系數(shù)絕大多數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，明顯優(yōu)于其他估計(jì)結(jié)果。因此，本文選擇該模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

從估計(jì)結(jié)果看，綠色發(fā)展績(jī)效的空間誤差系數(shù)（λ）顯著為正（溢出效應(yīng)為0.388 0），表明我國(guó)各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效（GD）在空間分布上具有顯著的空間依賴作用且主要表現(xiàn)為空間誤差效應(yīng)，即經(jīng)濟(jì)地理相近地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效水平會(huì)逐步趨同。

自主研發(fā)（IRD）的回歸系數(shù)顯著為正（系數(shù)為0.019 4），表明依靠企業(yè)自主研發(fā)是我國(guó)工業(yè)走可持續(xù)增長(zhǎng)綠色發(fā)展道路的有效途徑之一。我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)步入新常態(tài)，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與綠色發(fā)展已經(jīng)成為引領(lǐng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的重要支撐。一方面，自主研發(fā)促進(jìn)企業(yè)新技術(shù)、新知識(shí)的研發(fā)和轉(zhuǎn)化應(yīng)用，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率的提升。另一方面，企業(yè)自主研發(fā)程度的加深會(huì)有效促進(jìn)關(guān)鍵減排、循環(huán)和節(jié)能等綠色技術(shù)及工藝的突破與開發(fā)，并在生產(chǎn)過程中加以應(yīng)用，進(jìn)而有效降低能源消耗與污染排放。協(xié)同創(chuàng)新（CI）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響為正，但不顯著?？赡艿慕忉屖牵髽I(yè)與高校、科研院所開展協(xié)同創(chuàng)新的初衷存在差異：企業(yè)傾向于就有市場(chǎng)導(dǎo)向的新知識(shí)與新技術(shù)開展合作研發(fā)，而高校和科研院所更追求“高”“精”“尖”技術(shù)的合作研發(fā)。國(guó)外技術(shù)引進(jìn)（FTI）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響為負(fù)，但不顯著?？赡艿脑蚴翘幱诩夹g(shù)輸出地位的發(fā)達(dá)工業(yè)國(guó)家，為了維持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和壟斷技術(shù)，不愿將尖端的核心技術(shù)特別是處于技術(shù)前沿的綠色技術(shù)加以轉(zhuǎn)讓。國(guó)內(nèi)技術(shù)購買（DTR）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響為負(fù)，但不顯著。可能的解釋是，為了快速實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益，我國(guó)企業(yè)傾向于購買適應(yīng)性更強(qiáng)但自身綠色化程度較低的國(guó)內(nèi)技術(shù)；這一點(diǎn)在西部地區(qū)更為明顯，這種低水平的國(guó)內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移，伴隨的是高能耗、高污染的地區(qū)性工業(yè)轉(zhuǎn)移，這對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響。

從控制變量看，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)（PRO）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響顯著為負(fù)（系數(shù)為-0.213 4），表明國(guó)有企業(yè)的減少有利于我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效的提高。國(guó)有企業(yè)具有明顯的國(guó)有產(chǎn)權(quán)行政歸屬化特征，這一特征致使國(guó)有企業(yè)容易受到政績(jī)導(dǎo)向的地方行政干預(yù)甚至地方保護(hù)，進(jìn)而帶來環(huán)境約束軟化，不利于工業(yè)綠色發(fā)展。企業(yè)規(guī)模（SIZE）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響顯著為正（系數(shù)為0.096 5），表明大中型企業(yè)在行業(yè)中所占比例的提高對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生正向影響。近年來，我國(guó)政府一方面提高行業(yè)門檻，限制高耗能產(chǎn)業(yè)企業(yè)，關(guān)閉一大批技術(shù)落后、高耗能和高污染的中小企業(yè)；另一方面，積極支持行業(yè)特色明顯、創(chuàng)新能力突出的大中型企業(yè)建設(shè)技術(shù)中心，增強(qiáng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力。這兩個(gè)方面引起的工業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)變動(dòng)促進(jìn)了我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展。對(duì)外貿(mào)易（TRA）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響顯著為正（系數(shù)為0.132 5）。我國(guó)企業(yè)通過進(jìn)出口貿(mào)易帶來技術(shù)溢出效應(yīng)與學(xué)習(xí)效應(yīng)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高資源配置效率，降低單位產(chǎn)出的能耗和污染排放。工業(yè)資本密集度（IS）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響為負(fù)（系數(shù)為-0.011 4），但不顯著?？赡艿慕忉屖牵航陙砦覈?guó)重化工業(yè)發(fā)展趨勢(shì)明顯，而工業(yè)重型化導(dǎo)致了環(huán)境質(zhì)量趨于惡化。外商直接投資（FDI）對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響顯著為負(fù)（系數(shù)為-0.923 8）。這一結(jié)果支持了“污染天堂”的假說。由于發(fā)達(dá)國(guó)家提高了環(huán)境管制力度與標(biāo)準(zhǔn)，大量FDI 流入包括中國(guó)在內(nèi)的廣大發(fā)展中國(guó)家的污染密集部門。

由于空間誤差模型優(yōu)于空間自回歸模型，因此選擇空間誤差模型作為基準(zhǔn)模型對(duì)我國(guó)東部、中部、西部和東北四大區(qū)域進(jìn)行估計(jì)，各區(qū)域最終采用的估計(jì)模型及其估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 分區(qū)域樣本的空間誤差模型估計(jì)結(jié)果

分區(qū)域來看，我國(guó)東部、中部、西部、東北四大區(qū)域內(nèi)工業(yè)綠色發(fā)展的溢出效應(yīng)表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，其中，東部、西部、東北表現(xiàn)為正溢出效應(yīng)；而中部地區(qū)則表現(xiàn)為負(fù)溢出效應(yīng)。

自主研發(fā)（IRD）對(duì)不同區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響是不一致的。其中，在東、中部地區(qū)，企業(yè)自主研發(fā)的作用是正向顯著的，且東部地區(qū)的回歸系數(shù)大于中部（系數(shù)分別為0.133 2 和0.071 7）；在東北地區(qū)，企業(yè)自主研發(fā)的作用是負(fù)向顯著的；而在西部地區(qū)，企業(yè)自主研發(fā)的作用是不顯著的?？赡艿慕忉屖?，西部與東北地區(qū)整體的自主研發(fā)能力不及東部與中部地區(qū)。自主研發(fā)不僅通過技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而且新技術(shù)發(fā)明及運(yùn)用也有利于減少環(huán)境污染與降低能源消耗。協(xié)同創(chuàng)新（CI）對(duì)不同區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響是不一致的。其中，東北地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新的作用是顯著為正的。而在東、中、西部地區(qū)，協(xié)同創(chuàng)新的作用皆不顯著。這表明，協(xié)同創(chuàng)新對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響并不穩(wěn)定。這一結(jié)果與全國(guó)樣本的結(jié)果基本一致，表明在東、中、西部地區(qū)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新還處于起步與探索階段，其合作模式、實(shí)現(xiàn)路徑與實(shí)施效果等方面尚未成熟。國(guó)外技術(shù)引進(jìn)（FTI）對(duì)不同區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響是不一致的。其中，在東部地區(qū)，國(guó)外技術(shù)引進(jìn)的作用是顯著為負(fù)的，在中部地區(qū)，國(guó)外技術(shù)引進(jìn)的作用是顯著為正的；而在西部與東北地區(qū)，國(guó)外技術(shù)引進(jìn)的作用是不顯著的?？赡艿慕忉屖牵瑬|部地區(qū)與領(lǐng)先國(guó)家技術(shù)差距逐漸減少，通過模仿實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的空間越來越小。相比較其他地區(qū)，中部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達(dá)，且正逐步由勞動(dòng)密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變，引進(jìn)的國(guó)外技術(shù)對(duì)于該地區(qū)是適合的，能在促進(jìn)綠色發(fā)展上發(fā)揮出最佳效果。國(guó)內(nèi)技術(shù)購買（DTR）對(duì)不同區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響是不一致的。其中，在中部與東北地區(qū)，國(guó)內(nèi)技術(shù)購買是顯著為負(fù)的；而在東、西部地區(qū)，國(guó)內(nèi)技術(shù)購買效果并不顯著?？赡艿慕忉屖?，中部地區(qū)與東北地區(qū)借助地處連接我國(guó)東、西部地區(qū)重要地理位置的優(yōu)勢(shì)，更容易獲得與本地區(qū)產(chǎn)業(yè)相匹配的國(guó)內(nèi)技術(shù)，實(shí)現(xiàn)工業(yè)生產(chǎn)率的提高，但是這些技術(shù)本身屬于傳統(tǒng)技術(shù)而不是綠色技術(shù)，會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。

整體而言，控制變量分區(qū)域的檢驗(yàn)結(jié)果與全國(guó)整體樣本的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，但也表現(xiàn)出一定的區(qū)域差異性。

5 結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用2011～2015年中國(guó)28 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，基于系統(tǒng)學(xué)二象論，構(gòu)建并測(cè)算了一個(gè)能夠綜合度量工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)模效益和質(zhì)量提升的指標(biāo)——工業(yè)綠色發(fā)展績(jī)效；應(yīng)用空間計(jì)量分析方法，在統(tǒng)一的分析框架下實(shí)證檢驗(yàn)自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新與技術(shù)引進(jìn)等三種技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的貢獻(xiàn)。主要研究結(jié)論與政策啟示如下。

第一，就全國(guó)整體而言，在促進(jìn)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的功效上，自主研發(fā)顯著為正，而協(xié)同創(chuàng)新與技術(shù)引進(jìn)的效果并不顯著；分區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果表明，在不同技術(shù)創(chuàng)新途徑對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的影響上，東部、中部、西部與東北四大區(qū)域間存在差異。為此，首先，我國(guó)工業(yè)企業(yè)特別是技術(shù)創(chuàng)新能力較強(qiáng)的東、中部地區(qū)企業(yè)，必須立足于自主研發(fā)創(chuàng)新，加大綠色技術(shù)的研發(fā)投入，研發(fā)出存在自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)的核心綠色技術(shù)并著力推廣應(yīng)用，實(shí)現(xiàn)工業(yè)綠色增長(zhǎng)。其次，加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新平臺(tái)建設(shè)，完善其制度環(huán)境，拓寬其資金來源渠道，調(diào)動(dòng)各參與主體的積極性。最后，在促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展上，技術(shù)引進(jìn)的貢獻(xiàn)整體上并不明顯。為此，東部地區(qū)要逐步擺脫對(duì)技術(shù)引進(jìn)的依賴，進(jìn)而依靠自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新來開發(fā)新技術(shù)特別是綠色技術(shù)及工藝；中部地區(qū)要加強(qiáng)對(duì)國(guó)外引進(jìn)技術(shù)的消化、吸收和創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)和綠色化轉(zhuǎn)變。

第二，就控制變量而言，企業(yè)規(guī)模和對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展的影響顯著為正，而產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、外商直接投資顯著為負(fù)。為此，首先，必須多舉措構(gòu)建我國(guó)開放型經(jīng)濟(jì)新體系，通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”助推我國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展；其次，繼續(xù)推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革，理順與完善國(guó)有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)關(guān)系；再次，選擇性地選取行業(yè)特色明顯、創(chuàng)新能力突出的大中型企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚；最后，加強(qiáng)對(duì)外商直接投資的選擇，積極引導(dǎo)外資配合各地區(qū)正在進(jìn)行的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。