錢麗 沈路 肖仁橋

內容提要：基于綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合機理分析，本文構建綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度評價模型，測算2008-2017年長江經(jīng)濟帶沿線11個省份綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度，并運用空間計量模型實證分析二者耦合協(xié)調的空間效應。結果表明：長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)均值比較顯示，綠色創(chuàng)新水平落后于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化進程，其中綠色創(chuàng)新勢力值低是導致綠色創(chuàng)新指數(shù)偏低的主要原因;長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度總體呈上升趨勢，上、中、下游地區(qū)在考察期內已分別進入中級協(xié)調、良好協(xié)調與優(yōu)質協(xié)調階段;長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度在區(qū)域間存在顯著的空間正相關性且局域集聚特征顯著。上海、江蘇、浙江在考察期內始終為“雙高”型省份。市場化程度與政府支持對耦合協(xié)調發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向影響。

關鍵詞：長江經(jīng)濟帶;綠色創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化;耦合協(xié)調度;空間溢出效應

中圖分類號：F061.5;F273.1 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2021）06-0055-10

作者簡介： 錢麗（1981-），女，武漢人，安徽財經(jīng)大學工商管理學院副教授，管理學博士，研究方向：技術經(jīng)濟與創(chuàng)新管理;沈路（1994-），男，安徽含山人，安徽財經(jīng)大學工商管理學院碩士研究生，研究方向：綠色創(chuàng)新管理;肖仁橋（1982-），男，武漢人，安徽財經(jīng)大學工商管理學院教授，管理學博士，研究方向：綠色創(chuàng)新管理。

基金項目：國家社會科學基金項目，項目編號：15CGL010;安徽省自然科學基金青年項目，項目編號：1708085QG170;安徽省高校優(yōu)秀青年人才基金重點項目，項目編號：gxyqZD2016093。

一、引言與文獻綜述

中國經(jīng)濟已進入增長速度換擋、發(fā)展方式轉變、經(jīng)濟結構優(yōu)化、增長動力轉換的新常態(tài)，傳統(tǒng)的粗放型發(fā)展模式已經(jīng)難以滿足新時代人民日益增長的美好生活需要，且易引發(fā)產(chǎn)業(yè)結構不合理、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡不充分等問題。長江經(jīng)濟帶作為貫穿我國東、中、西三大地區(qū)的對內對外開放帶和新增長極，其綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平均存在明顯的區(qū)域差距[1-2]。2016年以來，《長江經(jīng)濟帶創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)轉型升級方案》、《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》等文件均要求以綠色發(fā)展理念為引領，推動經(jīng)濟增長方式由要素驅動向創(chuàng)新驅動轉變，加強長江經(jīng)濟帶上、中、下游的互動合作，最終實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級與區(qū)域協(xié)同發(fā)展。然而，綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是彼此影響的兩系統(tǒng)，如何實現(xiàn)二者的良性互動與耦合協(xié)調發(fā)展值得深入探究。

現(xiàn)有關于創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的關系研究主要基于兩條主線展開。其一，創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響研究。Ninga et al.指出創(chuàng)新投入是推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化轉型的最基本條件[3]，Mazzucato則認為創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級離不開政府對科技創(chuàng)新的扶持[4]。陶長琪和彭永樟基于我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新強度對產(chǎn)業(yè)結構高級化、合理化具有顯著的正溢出效應[5]。其二，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化能反向影響創(chuàng)新。吳豐華和劉瑞明認為產(chǎn)業(yè)升級能通過微觀需求拉動、中觀地區(qū)協(xié)同以及宏觀國際貿易3種效應推動企業(yè)、地區(qū)和國家的自主創(chuàng)新[6]。李偉慶和聶獻忠通過經(jīng)驗性檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)升級對增強我國自主創(chuàng)新能力存在明顯的正向溢出[7]。王鵬和趙捷則通過構建面板模型，實證發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出間存在顯著的倒U型關系[8]。在長江經(jīng)濟帶技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的關系研究方面，學者們同樣著重關注二者間的單向影響。胡艷和汪徐以長江經(jīng)濟帶11個省市為研究對象，實證檢驗發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化分別對區(qū)域創(chuàng)新績效存在顯著的正向提升與負向阻滯作用[9]。張治棟和廖常文則利用面板Tobit模型回歸發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新能有效推進長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構高級化與合理化發(fā)展，且市場化程度的調節(jié)作用明顯[10]。

梳理相關文獻發(fā)現(xiàn)：（1）已有研究較多關注創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化間的單向影響，缺乏創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化兩系統(tǒng)間的關聯(lián)性分析。此外，隨著自然資源趨緊，環(huán)境污染問題日益嚴峻，綠色創(chuàng)新更能滿足新時代人民日益增長的美好生活需要。然而，探討綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級關系的研究并不多見。（2）部分研究雖然探討了創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的耦合協(xié)調關系[11]，但其僅將研究對象視為獨立個體，并未考慮空間溢出在區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展中的重要作用。（3）現(xiàn)有文獻大多從創(chuàng)新產(chǎn)出、投入或效率[10，12]等單一維度衡量區(qū)域創(chuàng)新水平，難以反映區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的真實情況，本文將從創(chuàng)新效率（強調創(chuàng)新質量）、創(chuàng)新勢力（強調創(chuàng)新規(guī)模）及創(chuàng)新指數(shù)（強調綜合水平）等方面綜合評價區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平。鑒于此，本研究將以長江經(jīng)濟帶沿線11個省份為研究對象，在測算綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度的基礎上，進一步探析二者耦合協(xié)調的空間關聯(lián)性及影響因素。

二、耦合機理、變量選取與模型構建

（一）綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合機理

綠色創(chuàng)新是指以低碳節(jié)能和生態(tài)環(huán)保為前提，研發(fā)或改良工藝、產(chǎn)品、技術等的動態(tài)創(chuàng)新行為，其目的是實現(xiàn)經(jīng)濟、社會與環(huán)境效益共增。綠色創(chuàng)新與傳統(tǒng)創(chuàng)新存在本質上的區(qū)別，傳統(tǒng)創(chuàng)新強調研發(fā)投入的科技成果與商業(yè)價值轉化，注重提升創(chuàng)新數(shù)量。綠色創(chuàng)新更加強調創(chuàng)新質量，充分考慮創(chuàng)新過程中的非期望產(chǎn)出，要求以低能耗、低污染的方式實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，故又稱“可持續(xù)創(chuàng)新”。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是指通過產(chǎn)業(yè)調整不斷提升產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調度與關聯(lián)度的過程，該過程通常以各產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構與產(chǎn)值之間的耦合情況來反映[13]。

綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化間存在著錯綜復雜的耦合關系。如圖1所示，一方面，綠色創(chuàng)新是驅動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的核心動力;另一方面，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化亦能反作用于綠色創(chuàng)新。綠色創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化主要體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結構規(guī)模擴張、產(chǎn)業(yè)結構水平提升和產(chǎn)業(yè)結構聯(lián)系緊密3個方面。首先，綠色創(chuàng)新能有效改善產(chǎn)業(yè)研發(fā)效能，并促使產(chǎn)業(yè)結構中參與產(chǎn)品交易的產(chǎn)業(yè)數(shù)量漸增，進而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構規(guī)模逐漸優(yōu)化和擴張[14]。其次，研發(fā)人員素質提升、綠色創(chuàng)新對技術及工藝的改良使產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)技術聯(lián)系愈發(fā)緊密，產(chǎn)業(yè)結構水平不斷提升。最后，隨著網(wǎng)絡通訊、交通、成果轉化平臺等基礎設施建設日益完備，創(chuàng)新的物質條件和創(chuàng)新環(huán)境得以改善。高技術人才逐漸向某一區(qū)域流動，產(chǎn)業(yè)集聚化程度提高，產(chǎn)業(yè)結構聯(lián)系更加緊密。

產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化反作用于區(qū)域綠色創(chuàng)新發(fā)展主要體現(xiàn)在綠色創(chuàng)新效率提升、綠色創(chuàng)新規(guī)模擴張和綠色創(chuàng)新環(huán)境改善3個方面。首先，隨著產(chǎn)業(yè)結構趨于合理化，創(chuàng)新資源在區(qū)際間流速加快且能得到合理配置，減少了資源浪費，有利于綠色創(chuàng)新效率的提升。其次，隨著產(chǎn)業(yè)結構由勞動密集型逐漸向知識、技術密集型轉變，創(chuàng)新產(chǎn)品的附加價值增加、高技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長。由此導致的創(chuàng)新回報增加會誘使區(qū)域綠色創(chuàng)新規(guī)模不斷擴大。最后，產(chǎn)業(yè)結構多元化與產(chǎn)業(yè)高效發(fā)展分別為綠色創(chuàng)新提供全面發(fā)展的高技術人才和充裕的資金支持，布局合理的產(chǎn)業(yè)結構則為區(qū)域綠色創(chuàng)新提供良好的物質基礎，綠色創(chuàng)新的外部環(huán)境得到改善。

（二）變量選取

本文選取長江經(jīng)濟帶沿線11個省市為研究對象，并以綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度為被解釋變量，綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化指標選取具體如下：

（1）綠色創(chuàng)新。為體現(xiàn)綠色創(chuàng)新系統(tǒng)整體優(yōu)化，本文參考郭斌在《中國上市公司創(chuàng)新指數(shù)報告（2019年）》中關于創(chuàng)新指數(shù)的測度方法[15]，以綠色創(chuàng)新效率衡量創(chuàng)新質量，以綠色創(chuàng)新勢力反映創(chuàng)新規(guī)模，并取二者均值得到綠色創(chuàng)新指數(shù)，以表征綠色創(chuàng)新綜合水平。綠色創(chuàng)新效率為綠色創(chuàng)新產(chǎn)出與綠色創(chuàng)新投入的比值。以R&D人員全時當量、R&D經(jīng)費內部支出、新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費與引進消化吸收費用為綠色創(chuàng)新投入，以綠色發(fā)明專利申請數(shù)表征科技產(chǎn)出，以新產(chǎn)品銷售收入、高技術產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入代表經(jīng)濟產(chǎn)出，以單位GDP能耗、環(huán)境綜合指數(shù)表征環(huán)境產(chǎn)出。其中，單位GDP能耗已作負向標準化處理，環(huán)境綜合指數(shù)是以熵值法確定4項非期望產(chǎn)出的指標權重，并作負向標準化處理而得到。4項非期望產(chǎn)出分別為：單位GDP的二氧化硫排放量、煙粉塵排放量、廢水排放量與一般工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量。此外，以2008年為基期，采用研發(fā)價格指數(shù)與工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)分別對經(jīng)費類指標與經(jīng)濟產(chǎn)出指標進行平減，并對經(jīng)費類指標做存量處理[16]。綠色創(chuàng)新勢力方面，以9個綠色創(chuàng)新投入產(chǎn)出作為評價子指標，采用熵值法確定指標權重，進而測得綠色創(chuàng)新勢力值。

（2）產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。早期學者們普遍利用結構偏離度衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化，但該指標既忽視了產(chǎn)業(yè)部門間的差異，又忽視了不同地域之間主導產(chǎn)業(yè)的差別。由此，本文借鑒干春暉等的研究[17]，引入泰爾指數(shù)測度產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)，以綜合表征產(chǎn)業(yè)結構規(guī)模擴張、產(chǎn)業(yè)結構水平提升和產(chǎn)業(yè)結構聯(lián)系緊密的程度。具體公式如下：

其中，i和n分別表示某產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)總數(shù)，Y與L表示總產(chǎn)值與總就業(yè)量，Yi/Li表示第i產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率。當Yi/Li=Y/L時，TL=0，產(chǎn)業(yè)結構處于均衡狀態(tài)。即TL越偏離0，產(chǎn)業(yè)結構越不合理。為便于比較和進行耦合協(xié)調分析，利用極值法作負向標準化處理，將產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)轉化到[0，1]內。

解釋變量。影響綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度的變量基本可分為3類：資金支持、區(qū)域特征與政府力量。（1）資金支持方面。引進外資雖為本土企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)展帶來經(jīng)濟支持和技術溢出，但也可能存在污染型企業(yè)的國際轉移問題[18]，本文以外商直接投資占GDP比重代表外資利用程度。（2）區(qū)域特征方面。對外貿易開放有利于企業(yè)在國際經(jīng)貿合作中學習先進的清潔生產(chǎn)技術與綠色管理經(jīng)驗，激烈的市場競爭則能促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，采用貨物進出口總額占GDP比重表征外貿開放度。隨著城鎮(zhèn)化進程不斷推進，長江經(jīng)濟帶沿線省份愈發(fā)注重生態(tài)環(huán)境優(yōu)化和高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展[19]，本文以年末城鎮(zhèn)人口比重表征城鎮(zhèn)化水平。此外，參考王小魯?shù)萚20]的研究，以市場化指數(shù)表征市場化程度。（3）政府力量方面，地方政府往往通過資金支持刺激區(qū)域創(chuàng)新活動開展與產(chǎn)業(yè)轉型，采用各省政府科技研發(fā)支出占財政總支出的比重代表政府支持。

上述數(shù)據(jù)源于各年份《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

（三）模型構建

1.耦合協(xié)調度模型

耦合度雖可用于衡量綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化之間的相互作用程度，但也可能存在綠色創(chuàng)新指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)“雙低”導致高耦合度的現(xiàn)象。因此，本文在測算兩系統(tǒng)耦合度的基礎上，引入耦合協(xié)調度模型分析綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化之間的協(xié)調發(fā)展態(tài)勢。第一步，構建綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合度模型：

C=U1U2/0.5U1+U22（2）

其中，C表示綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合度，U1與U2分別表示綠色創(chuàng)新指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)，且C、U1與U2的取值區(qū)間均為[0，1]。

第二步，構建綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度模型：

D=C×T，T=aU1+bU2，a+b=1（3）

其中，D表示綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度，D∈0，1。T為綜合協(xié)調指數(shù)，a和b分別表示綠色創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的權重，通常認為兩系統(tǒng)同等重要，故取a=b=0.5。此外，參考已有研究[21]，將耦合協(xié)調度劃分為10個等級，具體見表1。

2.空間計量模型

長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度可能存在空間關聯(lián)，因此，本文采用全局莫蘭（Moran’s I）與局域莫蘭指數(shù)（Moran’s I’）測算其空間自相關性，計算公式分別為（4）和（5）：

此外，本文擬采用空間自回歸（SAR）、空間誤差（SEM）與空間杜賓（SDM）等3種空間面板模型檢驗外商直接投資（FDI）、外貿開放度（OPEN）、城鎮(zhèn)化水平（URB）、市場化程度（MAR）、政府支持（GOV）等變量對長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度的空間效應，具體公式如下：

在公式（6）-（8）中，CCD表示考察期內長江經(jīng)濟帶沿線11個省份綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度，WCCD為其空間滯后項，W、M表示空間權重矩陣。λ、ρ為空間溢出系數(shù)，β1-β5、δ1-δ5為解釋變量及其空間滯后項的系數(shù)，ε為隨機擾動項。

三、實證分析

（一）綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平測度分析

利用DEA-CCR模型①測度長江經(jīng)濟帶沿線11個省份綠色創(chuàng)新效率，并利用熵值法確定綠色創(chuàng)新投入產(chǎn)出指標權重，進而測得綠色創(chuàng)新勢力值。最后，取二者均值得到綠色創(chuàng)新指數(shù)。受篇幅所限，僅列出部分年份數(shù)據(jù)，具體見表2。

由表2可知，2008-2017年長江經(jīng)濟帶沿線11個省份綠色創(chuàng)新效率、創(chuàng)新勢力、創(chuàng)新指數(shù)均值分別為0.685、0.287和0.486，長江經(jīng)濟帶各維度值均高于非長江經(jīng)濟帶與全國均值。分維度來看，綠色創(chuàng)新勢力偏低，進而影響了綠色創(chuàng)新指數(shù)值。由圖2可知，考察期內綠色創(chuàng)新效率、創(chuàng)新勢力、創(chuàng)新指數(shù)總體上均呈現(xiàn)上升趨勢。但綠色創(chuàng)新勢力增幅較小，由2008年的0.225增至2017年的0.359，年均增長率僅為5.3%，未來仍有較大的提升空間。分區(qū)域來看，長江經(jīng)濟帶上、中、下游綠色創(chuàng)新指數(shù)均值分別為0.415、0.439和0.644，下游明顯高于上、中游地區(qū)。由圖3可知，考察期內上游綠色創(chuàng)新指數(shù)一直處于較低水平，而中、下游地區(qū)綠色創(chuàng)新指數(shù)的增長態(tài)勢明顯。分省份來看，江蘇、上海、重慶和浙江位列全國前10，屬于第一梯隊，是促進長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的主力軍。湖南、四川、江西、安徽和湖北屬于第二梯隊，綠色創(chuàng)新能力處于全國中等水平，但綠色創(chuàng)新發(fā)展的整體增速較快。如：安徽省綠色創(chuàng)新指數(shù)由2008年的0.292增至2017年的0.667，年均增長率達到了9.6%。貴州與云南則屬于第三梯隊，綠色創(chuàng)新指數(shù)均值僅為0.300左右，未來需繼續(xù)加大綠色研發(fā)投入力度，并利用國家政策扶持加快基礎設施建設，吸引創(chuàng)新型人才。

表3為2008-2017年長江經(jīng)濟帶沿線11個省份產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)的測算結果。其中，長江經(jīng)濟帶均值為0.727，略高于非長江經(jīng)濟帶與全國均值，但仍存在27.3%的改進空間。由圖4可知，考察期內長江經(jīng)濟帶總體及上、中游地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化水平在2009-2011年出現(xiàn)下滑，隨后又逐漸回升。究其原因，主要是受全球金融危機影響，新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展在短期內難以獲得充足的資金與技術支持。我國為保經(jīng)濟恢復和增長而采取的應急式措施也加劇了產(chǎn)業(yè)結構失衡。而在“后危機時代”，經(jīng)濟高質量發(fā)展逐漸取代經(jīng)濟高速增長，產(chǎn)業(yè)結構逐漸趨于合理化。從區(qū)域層面看，長江經(jīng)濟帶上、中、下游地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)均值分別為0.551、0.737和0.948，下游明顯高于上、中游地區(qū)，這與綠色創(chuàng)新的區(qū)域對比結果類似。根據(jù)圖4，下游的產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在考察期內始終保持著較高水平，且與上、中游地區(qū)分別保持著0.400和0.200左右的差距，但上游的追趕趨勢較為明顯。從省域層面看，上海、江蘇、浙江產(chǎn)業(yè)結構合理化水平躋身全國前5，且全部來自下游地區(qū)，是推動長江經(jīng)濟帶可持續(xù)發(fā)展的領跑者和主要貢獻者。而云南、貴州則位列全國后5名，產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)均低于0.500。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化通常建立在創(chuàng)新資源有效配置的基礎上，而云貴地區(qū)人才、資金等創(chuàng)新資源匱乏，需給予一定的政策扶持，加速培育創(chuàng)新動能。

此外，對比表2與表3不難發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新指數(shù)在考察期內明顯低于產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)。這表明，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新水平整體落后于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化進程，綠色創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的動力不足。未來需繼續(xù)加大綠色創(chuàng)新投入強度，加速創(chuàng)新資源在區(qū)際間的流動，逐步完善創(chuàng)新管理制度，進而推動長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新發(fā)展。

（二）綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度分析

依據(jù)上文分析可知，綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的區(qū)域對比、省域對比結果基本吻合，下游各省份及地區(qū)整體發(fā)展水平明顯高于上、中游地區(qū)。此外，觀察圖5可知，綠色創(chuàng)新指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在考察期內的變化趨勢整體上較為一致。因此，有必要考慮兩者之間的耦合關系，利用耦合協(xié)調度模型測得結果并根據(jù)D值所屬的區(qū)間劃分耦合協(xié)調度等級。由于篇幅限制，僅列出部分年份數(shù)據(jù)，具體見表4。

由圖5可知，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合度與耦合協(xié)調度的變化趨勢較為一致，且耦合度明顯高于耦合協(xié)調度，這表明綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的協(xié)調發(fā)展水平仍有待提升。從時間維度來看，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度總體呈上升趨勢，2008-2017年增幅為1.1%，并由中級協(xié)調邁入良好協(xié)調階段。結合表4與圖6來看，中、下游地區(qū)的耦合協(xié)調度總體呈上升趨勢，且中游增幅最為明顯，由2008年的0.706增至2017年的0.810，年均增長率達1.5%。上游地區(qū)的耦合協(xié)調度在2008-2011年期間存在明顯的下降趨勢，隨后逐年回升。這主要是因為下游綠色創(chuàng)新指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在2008-2011年的變化趨勢基本相反。分省份來看，上海和江蘇由良好協(xié)調進入優(yōu)質協(xié)調階段，浙江則從中級協(xié)調進入優(yōu)質協(xié)調階段。江西、重慶和四川由中級協(xié)調向良好協(xié)調過渡，湖南由初級協(xié)調向中級協(xié)調過渡，安徽在考察期內實現(xiàn)了初級協(xié)調向中級協(xié)調再向良好協(xié)調階段的躍進。湖北、貴州、云南的耦合協(xié)調度在考察期內未見明顯變化。這表明，長江經(jīng)濟帶下游地區(qū)是全國各省學習的標桿，而上、中游地區(qū)則應緊抓中西部崛起戰(zhàn)略的發(fā)展契機，加強與周邊地區(qū)或國家的經(jīng)貿合作，學習并引進國際前沿的生產(chǎn)技術，加速推進科技成果的市場轉化，提高資源利用效率，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化轉型，最終實現(xiàn)長江經(jīng)濟帶沿線地區(qū)綠色創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。

從空間維度來看，不同區(qū)域、不同省份的耦合協(xié)調度差異明顯，并呈現(xiàn)出由沿海向內陸遞減的變化趨勢。分區(qū)域來看，長江經(jīng)濟帶下游地區(qū)耦合協(xié)調度均值為0.883，高于上、中游及總體均值，且在考察期內與上、中游耦合協(xié)調度分別保持著0.150和0.100左右的差距。分省份來看，上海、江蘇、浙江的耦合協(xié)調度位列前3，且均已進入優(yōu)質耦合協(xié)調階段，而其余省份綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調發(fā)展水平仍有大幅提升空間，這表明長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調可能存在空間集聚效應。長江經(jīng)濟帶下游地理位置優(yōu)越，經(jīng)濟發(fā)展起步早、水平高，應通過人才交流、技術援助與貿易合作等方式對上、中游地區(qū)形成正向的空間知識與技術溢出。

（三）綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度的空間關聯(lián)分析

由上文分析可知，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度存在明顯的區(qū)域差異。因此，本文考慮在構造空間鄰接、地理距離和經(jīng)濟地理距離矩陣的基礎上，利用全局與局域莫蘭指數(shù)檢驗其耦合協(xié)調度的空間自相關性，結果見表5。

由表5可知，考察期內長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度的莫蘭指數(shù)在3種空間權重矩陣下均為正，且除個別年份以外均通過了顯著性檢驗，這表明綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度在區(qū)域間存在顯著的空間正相關性。為深入刻畫各省份耦合協(xié)調發(fā)展水平在考察期內的空間特征，本文基于空間鄰接矩陣，選擇期初（2008年）與期末（2017年）兩個時間節(jié)點，繪制Moran’s I散點圖②。在圖7中，橫軸z代表長江經(jīng)濟帶沿線11個省份綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度，縱軸Wz為其空間滯后項。1-11分別代表上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南。y1和y10分別表示2008和2017年。由圖7可見，大部分省市位于第一或第三象限，這表明綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度在地域上存在明顯的“高高相鄰”、“低低相鄰”的空間集聚特征，故有必要考慮其空間效應。

根據(jù)不同省份在Moran’s I散點圖中的象限分布及變化情況將其分為6種類型：雙高型、低-高型、雙低型、高-低型、進化型和退化型，劃分結果見表6。

（1）雙高型。上海、江蘇和浙江在考察期內處于第一象限，即自身與鄰近地區(qū)的耦合協(xié)調度都高。這些省份綠色創(chuàng)新效率更高，產(chǎn)業(yè)結構更為合理，是長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的領跑者。（2）雙低型。湖南、貴州、云南等省份在考察期內處于第三象限，即本省與鄰省耦合協(xié)調度均不高，且在短時期內難以有大幅提升。這些省份來自長江經(jīng)濟帶上、中游地區(qū)，其科技產(chǎn)出、經(jīng)濟產(chǎn)出相對較少。湖南未來應積極引入創(chuàng)新型人才，提高資源配置效率，努力實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。貴州、云南應充分發(fā)揮其民族文化及區(qū)位優(yōu)勢，加強與南亞、東南亞等地區(qū)的貿易往來，形成對周邊國家的全面輻射。（3）高-低型。重慶和四川在考察期內處于第四象限，該象限內的省份自身耦合協(xié)調發(fā)展水平較高，但周邊省份協(xié)調發(fā)展的能力較低。由于其空間自相關性為負，因此，重慶和四川在短期內仍不足以帶動周邊地區(qū)發(fā)展。（4）進化型。查閱各年份Moran’s I散點圖后發(fā)現(xiàn)，安徽在考察期內由第二象限逐漸向第一象限逼近，并在期末進入了第一象限。這主要是受到長三角區(qū)域一體化發(fā)展的影響，安徽在上海、江蘇、浙江等省市創(chuàng)新發(fā)展的帶動下，耦合協(xié)調度逐漸提升。2010年，江西進入第一象限，隨后幾年內在第一、二象限間徘徊。這表明江西省的空間自相關性明顯提升，但耦合協(xié)調發(fā)展水平仍有待進步，未來可借助周邊地區(qū)的技術溢出實現(xiàn)區(qū)域綠色創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。（5）退化型。湖北在2009年由第四象限退至第三象限，安徽與江西在該階段處于上升期，易對湖北產(chǎn)生虹吸效應。而湖南、貴州等鄰近省份整體發(fā)展水平落后，空間溢出效應明顯弱于虹吸效應，進而共同限制了其耦合協(xié)調發(fā)展水平提升。

（四）綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度的空間回歸及效應分解

本文以2008-2017年長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度為被解釋變量，以外商直接投資、外貿開放度、城鎮(zhèn)化水平、市場化程度和政府支持為解釋變量，構建3種空間面板模型估計各變量對耦合協(xié)調發(fā)展的空間溢出效應。經(jīng)豪斯曼檢驗，SAR和SDM模型采用固定效應，SEM模型則采用隨機效應更為合適。由于SAR和SDM模型中包含空間交互項，直接利用該模型中的估計系數(shù)進行分析并不準確，需進行空間效應分解[22-23]。與SDM模型相比，SAR模型下的空間溢出效應更為顯著。因此，本文采用SAR模型進行空間效應分解，具體結果如表7所示。

（1）外商直接投資對兩系統(tǒng)耦合協(xié)調發(fā)展具有阻滯作用。外資駐入易形成技術溢出，從而誘使長江經(jīng)濟帶沿線地區(qū)競相降低門檻，導致高污染、高排放的FDI大量涌入[18]，不利于本地區(qū)綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調發(fā)展。（2）已有研究普遍認可“學習效應”假說[24]，即本土企業(yè)可通過國際貿易往來引入新產(chǎn)品、學習新技術。但本文卻發(fā)現(xiàn)長江經(jīng)濟帶沿線省份外貿開放度對兩系統(tǒng)耦合協(xié)調發(fā)展產(chǎn)生負效應。這可能和綠色創(chuàng)新成果的市場轉化與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化均具有一定的時滯性有關，后進地區(qū)難以在短期內深度挖掘貿易商品中的核心技術[25]。（3）城鎮(zhèn)化水平對綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調發(fā)展的直接與總效應顯著為正。這表明隨著城鎮(zhèn)化進程不斷推進，長江經(jīng)濟帶沿線省市愈發(fā)注重高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展，地方政府強調以“低能耗—低污染—高附加值”的綠色集約型發(fā)展方式推動區(qū)域經(jīng)濟與環(huán)境效益共增[19]。（4）市場化程度對綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化耦合協(xié)調度的直接、空間溢出及總效應均顯著為正。隨著市場化進程加快，創(chuàng)新生產(chǎn)要素自發(fā)地在區(qū)際間流動，資源配置愈發(fā)合理。激烈的市場競爭迫使企業(yè)不斷強化綠色創(chuàng)新能力，并淘汰部分夕陽產(chǎn)業(yè)，進而促進綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調發(fā)展。（5）政府支持對兩系統(tǒng)耦合協(xié)調發(fā)展存在顯著的正向影響。一方面，政府對區(qū)域綠色創(chuàng)新活動的進行資金和政策支持，有利于引導該地區(qū)企業(yè)和研發(fā)機構的技術研發(fā)和新產(chǎn)品涌現(xiàn)。另一方面，政府支持對新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展亦具有一定的導向性作用。政府對新創(chuàng)企業(yè)的扶持以及對生態(tài)環(huán)境保護的重視往往會要求“高能耗—高污染”的工業(yè)企業(yè)停業(yè)整改，這有利于促進產(chǎn)業(yè)轉型與區(qū)域綠色發(fā)展。

四、結論與建議

基于2008-2017年長江經(jīng)濟帶沿線11個省份的面板數(shù)據(jù)，利用DEA模型、熵值法、泰爾指數(shù)和耦合協(xié)調度評價模型，測度分析綠色創(chuàng)新指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)及二者的耦合協(xié)調度，利用莫蘭指數(shù)測算二者耦合協(xié)調的空間關聯(lián)度，并采用3種空間面板模型實證分析耦合協(xié)調度的影響因素。結論如下：（1）長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)均值分別為0.486和0.727，不同區(qū)域、不同省份之間的綠色創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平均存在顯著差距。此外，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新水平明顯落后于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化進程，綠色創(chuàng)新勢力值低是主要誘因。（2）從時間維度看，長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度在考察期內總體呈上升趨勢，且上、中、下游地區(qū)已分別進入中級協(xié)調、良好協(xié)調與優(yōu)質協(xié)調階段。從空間維度看，不同區(qū)域、不同省份的耦合協(xié)調度差異明顯。（3）長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度在3種空間權重矩陣下均存在顯著的空間正相關性。局域莫蘭指數(shù)檢驗表明，二者耦合協(xié)調的空間集聚特征明顯，且僅有上海、江蘇、浙江在考察期內始終為“雙高”型省份。市場化程度與政府支持對耦合協(xié)調發(fā)展的直接、空間溢出及總效應均顯著為正，而外商直接投資則抑制了綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調發(fā)展。依據(jù)上述結論得出以下啟示：

（1）注重提升綠色創(chuàng)新效率與創(chuàng)新勢力，推動綠色創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調發(fā)展。長江經(jīng)濟帶的綠色創(chuàng)新發(fā)展明顯滯后于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化進程，是影響二者耦合協(xié)調發(fā)展的關鍵因素?？萍佳邪l(fā)方面，應重視前端研究，加強官產(chǎn)學研的綠色技術研發(fā)合作，提高專利質量。成果商業(yè)化方面，需繼續(xù)完善成果轉化平臺建設，增強科技產(chǎn)出的市場轉化能力，并在“生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展”理念的引領下，著力構建全面動態(tài)的環(huán)境監(jiān)測系統(tǒng)，因地制宜的制定污染排放標準，修復長江生態(tài)環(huán)境。（2）強化區(qū)域開放與創(chuàng)新合作意識，推進長江經(jīng)濟帶沿線地區(qū)綠色創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。長江經(jīng)濟帶作為連接“21世紀海上絲綢之路”與“絲綢之路經(jīng)濟帶”的對內對外開放帶，一方面應通過人員外派、人才引進的雙向人才交流機制強化與“一帶一路”沿線國家的技術合作，并跟蹤學習國際前沿的清潔生產(chǎn)技術。長江經(jīng)濟帶上、中游地區(qū)應充分利用區(qū)位優(yōu)勢與國家?guī)头稣?，在發(fā)展區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)的基礎上，加速重工業(yè)、有色金屬等傳統(tǒng)行業(yè)的技術改造升級。下游地區(qū)則應積極培育發(fā)展人工智能、清潔能源等高新技術產(chǎn)業(yè)，并發(fā)揮其標桿作用，加快研發(fā)要素流向上、中游地區(qū)，輻射帶動內陸地區(qū)綠色創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。

注釋：

① 該模型非本文研究重點，限于篇幅，故未作詳細介紹。

② 由于空間鄰接矩陣下Moran’s I結果更優(yōu)，限于篇幅，僅展示該矩陣下2008年與2017年的Moran’s I散點圖。

參考文獻：

[1]黃磊，吳傳清.長江經(jīng)濟帶城市工業(yè)綠色發(fā)展效率及其空間驅動機制研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（8）：40-49.

[2]李強.產(chǎn)業(yè)升級與生態(tài)環(huán)境優(yōu)化耦合度評價及影響因素研究——來自長江經(jīng)濟帶108個城市的例證[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2017（10）：71-78.

[3]Ninga， Wang F， Li J. Urban innovation， regional externalities of foreign direct investment and industrial agglomeration： evidence from Chinese cities[J].Research Policy， 2016， 45（4）：830-843.

[4]Mazzucato M. From market fixing to market-creating： a new framework for innovation policy[J].Industry and Innovation， 2016，23（2）：140-156.

[5]陶長琪，彭永樟.經(jīng)濟集聚下技術創(chuàng)新強度對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間效應分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2017（3）：91-103.

[6]吳豐華，劉瑞明.產(chǎn)業(yè)升級與自主創(chuàng)新能力構建：基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2013（5）：57-69.

[7]李偉慶，聶獻忠.產(chǎn)業(yè)升級與自主創(chuàng)新：機理分析與實證研究[J].科學學研究，2015，33（7）：1008-1016.

[8]王鵬，趙捷.產(chǎn)業(yè)結構調整與區(qū)域創(chuàng)新互動關系研究——基于我國2002-2008年的省際數(shù)據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2011（4）：53-60.

[9]胡艷，汪徐.長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響差異分析[J].科技管理研究，2019（14）：86-93.

[10]張治棟，廖常文.技術創(chuàng)新與長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結構升級——市場化的調節(jié)作用[J].科技進步與對策，2020，37（7）：26-34.

[11]劉新智，劉娜.長江經(jīng)濟帶技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化協(xié)同性研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2019（10）：35-48.

[12]李雪，陳瑜.長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的空間效應研究[J].江南大學學報（人文社會科學版），2020（1）：103-115.

[13]袁航，朱承亮.國家高新區(qū)推動了中國產(chǎn)業(yè)結構轉型升級嗎[J].中國工業(yè)經(jīng)濟， 2018（8）： 60-77.

[14]劉英基.我國高技術產(chǎn)業(yè)高端化與技術創(chuàng)新耦合發(fā)展實證研究[J].軟科學，2015，29（1）：65-69.

[15]郭斌.中國上市公司創(chuàng)新指數(shù)報告（2019年）[R].杭州：浙江大學管理學院，2019.

[16]Chun H， Kim J W， Lee J. How does information technology improve aggregate productivity？ A new channel of productivity dispersion and reallocation [J].Research policy， 2015， 44（5）： 999-1016.

[17]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011，46（5）：4-16.

[18]錢麗，王文平，肖仁橋.共享投入關聯(lián)視角下中國區(qū)域工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率差異研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（5）：27-39.

[19]馬艷.長江經(jīng)濟帶城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調效應測度與交互脅迫關系驗證[J].長江流域資源與環(huán)境，2020，29（2）：275-286.

[20]王小魯，樊綱，胡李鵬.中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）[M].北京：社會科學文獻出版社，2019.

[21]周廣亮，吳明.中國綠色食品產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展耦合協(xié)調性分析[J].預測，2020，39（2）：90-96.

[22]Lesage J P， Pace R K. Spatial econometric modeling of origin-destination flows [J].Journal of Regional Science， 2008， 45（8）：941-967.

[23]上官緒明，葛斌華.科技創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質量發(fā)展——來自中國278個地級及以上城市的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國人口·資源與環(huán)境，2020，30（6）：95-104.

[24]Love J H，Ganotakis P. Learning by exporting： lessons from high-technology SMEs[J].International Business Review，2013，22（1）：1-17.

[25]肖仁橋，沈路，錢麗.“一帶一路”沿線省份工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率及其影響因素研究[J].軟科學，2020，34（8）：37-43.

（責任編輯：周正）