楊朝均,楊文珂,朱雁春

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中國省際間對內(nèi)開放對驅(qū)動工業(yè)綠色創(chuàng)新空間趨同的影響

楊朝均,楊文珂*,朱雁春

(昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 云南 昆明 650093)

針對我國省際間對內(nèi)開放度不平衡發(fā)展下工業(yè)綠色創(chuàng)新可能存在的地區(qū)異質(zhì)性及空間趨同性,構(gòu)建對內(nèi)開放度評價(jià)指標(biāo)體系,利用組合評價(jià)方法對30個省級單位的對內(nèi)開放度進(jìn)行了綜合評價(jià),并通過基尼系數(shù)等變異指標(biāo)比較省際間對內(nèi)開放度的地區(qū)差異,利用2005~2014年的省級面板數(shù)據(jù)建立空間計(jì)量模型檢驗(yàn)了省際間對內(nèi)開放度約束下工業(yè)綠色創(chuàng)新的空間趨同性.研究發(fā)現(xiàn):我國省際間對內(nèi)開放度在時間維度上表現(xiàn)出增加-降低的發(fā)展特點(diǎn),而空間維度上存在東高西低的地區(qū)異質(zhì)性特征.其中,東部地區(qū)間對內(nèi)開放度的內(nèi)部差異最大,西部次之,中部最小.我國整體及東部地區(qū)省際間工業(yè)綠色創(chuàng)新的分散離散程度將隨時間推移而變化,但中西部地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新波動較大,尚需進(jìn)一步調(diào)整改善;我國整體及東中西部地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新均會隨時間推移達(dá)到一致的長期均衡,并且其鄰近地區(qū)因經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、技術(shù)環(huán)境、研發(fā)水平等特征相似而呈現(xiàn)出的長期相互趨同.加速省際間對內(nèi)開放、提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、適當(dāng)放寬環(huán)境管制政策是促進(jìn)我國整體和東部地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升的重要因素;提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和科學(xué)適宜的環(huán)境管制強(qiáng)度是促進(jìn)中部和西部地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升的重要因素.省際間對內(nèi)開放度的地區(qū)異質(zhì)性來源及省際間對內(nèi)開放約束下工業(yè)綠色創(chuàng)新的空間趨同情況,有利于我國在新經(jīng)濟(jì)形勢下縮小省際間對內(nèi)開放差異、加速對內(nèi)開放,進(jìn)一步提升工業(yè)綠色創(chuàng)新能力.

省際間對內(nèi)開放度；地區(qū)異質(zhì)性；工業(yè)綠色創(chuàng)新；空間趨同性

加快相對落后地區(qū)發(fā)展,縮小與相對發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距,實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平整體趨同已成為發(fā)展中亟待解決的重要問題.但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平趨同在一定程度上只是技術(shù)資源及創(chuàng)新能力趨同的一種表象,更深層次而言,正是由于區(qū)域間技術(shù)資源及相關(guān)創(chuàng)新能力(尤其是工業(yè)技術(shù)資源及創(chuàng)新能力)的趨同才能推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平趨同[1].對于一個發(fā)展中國家而言,建設(shè)開放型經(jīng)濟(jì)以獲取發(fā)達(dá)國家技術(shù)溢出效應(yīng),從而提升本國創(chuàng)新能力這一方式已被不少學(xué)者認(rèn)同.我國發(fā)展實(shí)踐也表明,對外開放進(jìn)程的不斷推進(jìn)極大地促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展.但值得注意是,過于道重探討對外開放對我國創(chuàng)新能力的影響,可能會忽視對內(nèi)開放的重要性.

如何提高對內(nèi)開放程度已成為國內(nèi)外學(xué)者的研究重點(diǎn).依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,對內(nèi)開放即是在一國范圍內(nèi)沖破所有地區(qū)、行業(yè)、個人和企業(yè)等的封鎖和束縛,通過市場機(jī)制作用促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間、地區(qū)間、企業(yè)間資源流動,最終目標(biāo)是形成統(tǒng)一的國內(nèi)市場.Rosenstein[2]和Nurkse[3]提出空間均衡化發(fā)展問題,認(rèn)為各區(qū)域的發(fā)展程度將隨生產(chǎn)要素的區(qū)域間流動趨同,即區(qū)域內(nèi)將逐漸平衡生產(chǎn)要素分布,在區(qū)域間將逐漸平衡投資,使區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)水平趨于一致,實(shí)現(xiàn)區(qū)域間對內(nèi)開放. Myrdal[4]、Myint[5]提出一國家或地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平時,政府應(yīng)通過區(qū)域平衡發(fā)展政策抑制地區(qū)貧富差距擴(kuò)大,確保落后地區(qū)發(fā)展,平衡區(qū)域發(fā)展,實(shí)現(xiàn)對內(nèi)開放.而余淼杰等[6]則認(rèn)為,我國對內(nèi)開放進(jìn)程一直受到了地區(qū)、行業(yè)壟斷及割據(jù)的限制,各省際間對內(nèi)開放不足且存在顯著地區(qū)差異.對內(nèi)開放是對全國各區(qū)域的全方位、多領(lǐng)域開放,包括各區(qū)域間的雙向集聚、輻射以及擴(kuò)散等對內(nèi)開放形式,主要涉及內(nèi)貿(mào)、內(nèi)資、勞務(wù)等方面[7].對內(nèi)開放較為活躍的地區(qū),由于經(jīng)濟(jì)循環(huán)更快,產(chǎn)品、資本、技術(shù)、勞務(wù)等生產(chǎn)與創(chuàng)新要素將更快速的擴(kuò)散至該地區(qū)的各個其企業(yè)中,其他企業(yè)將從產(chǎn)品等流動過程中獲得溢出效應(yīng),進(jìn)而促進(jìn)模范創(chuàng)新.此外,對內(nèi)開放程度較高的地區(qū),企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品能夠及時流入市場并取得市場反饋,企業(yè)可以更快的根據(jù)市場反饋進(jìn)行產(chǎn)品改進(jìn)或二次創(chuàng)新.因此,對內(nèi)開放能有效的促進(jìn)生產(chǎn)要素和創(chuàng)新要素的流動,優(yōu)化創(chuàng)新資源配置,從而促進(jìn)創(chuàng)新能力提升,加快創(chuàng)新收斂速度.

在創(chuàng)新趨同性研究方面,不少學(xué)者從不同角度對是否存在創(chuàng)新趨同進(jìn)行了研究.Jungmittag[8]以歐盟15國為對象、鐘祖昌[9]以30個OECD國家和中國為對象的研究發(fā)現(xiàn),國家創(chuàng)新效率均存在趨同現(xiàn)象;孫玉濤[10]則研究發(fā)現(xiàn)跨國創(chuàng)新存在單峰模式及俱樂部趨同態(tài)勢.許治等[11]通過計(jì)算創(chuàng)新型城市的技術(shù)成就指數(shù),發(fā)現(xiàn)我國創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力存在趨同.Fragkandreas[12]對歐洲區(qū)域創(chuàng)新績效是否存在趨同進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)在將區(qū)域創(chuàng)新績效分為高中低3組后,各自均存在趨同現(xiàn)象,但總體卻不存在趨同.而相反,Castellacci等[13]研究認(rèn)為,技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施跨國分布存在趨同,但創(chuàng)新強(qiáng)度在富國與窮國卻出現(xiàn)兩極化.不少學(xué)者則對如何實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新趨同進(jìn)行了研究,人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、政府干預(yù)、對外開放程度等是促進(jìn)創(chuàng)新效率趨同的重要因素[14-15].此外,部分學(xué)者也從對外開放視角探討了外商直接投資[16]、對外直接投資[17]、進(jìn)出口貿(mào)易[18]等因素對創(chuàng)新的影響,認(rèn)為外商直接投資等對外開放因素能促進(jìn)我國創(chuàng)新能力提升.而謝莉娟等[19]認(rèn)為國際貿(mào)易為本土企業(yè)提供了廣闊的原料來源和商品市場,企業(yè)得以在全球范圍實(shí)現(xiàn)資源配置,但國際市場與國內(nèi)市場能否順利組接在很大程度上依賴于國內(nèi)貿(mào)易的活躍程度,國內(nèi)貿(mào)易是國際貿(mào)易影響本土創(chuàng)新的中介橋梁.

綜上所述,現(xiàn)有文獻(xiàn)在對內(nèi)開放、創(chuàng)新趨同以及對外開放對創(chuàng)新驅(qū)動影響等方面研究成果較多,但對內(nèi)開放是否影響創(chuàng)新趨同的研究較少.本研究采用熵值法、主成分分析法、主軸因子分析法3種同屬性的組合評價(jià)方法構(gòu)建對內(nèi)開放度評價(jià)指標(biāo)體系,研究省際間對內(nèi)開放情況,分解剖析我國省際間對內(nèi)開放度的地區(qū)異質(zhì)性特征.利用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)我國省際間對內(nèi)開放度是否能有效驅(qū)動工業(yè)綠色創(chuàng)新空間趨同,東中西部三大地區(qū)對內(nèi)開放度驅(qū)動綠色創(chuàng)新驅(qū)動是否存在差異.通過對上述兩方面進(jìn)行研究,旨在準(zhǔn)確把握我國省際間根據(jù)地區(qū)開放度水平,因地制宜地制定開放政策,快速打破自身貿(mào)易壁壘,加快資源流動、優(yōu)化資源配置,縮小我國省際間對內(nèi)開放度差距以加快工業(yè)綠色創(chuàng)新能力趨同進(jìn)程,達(dá)到協(xié)調(diào)推進(jìn)‘四個全面’戰(zhàn)略布局,促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)整體協(xié)調(diào)發(fā)展的目的.

1 中國省際間對內(nèi)開放度評價(jià)及地區(qū)差異研究方法

1.1 省際間對內(nèi)開放度評價(jià)指標(biāo)體系

結(jié)合當(dāng)前我國國情特點(diǎn),省際間對內(nèi)開放度即是省際間要素流動的活躍程度,涵蓋省際間貿(mào)易、資本流動、勞務(wù)流動、旅游、技術(shù)流動等方面.結(jié)合數(shù)據(jù)可獲取性,選取下列指標(biāo),如表1所示.

表1 中國省際間對內(nèi)開放度評價(jià)選取依據(jù)

1.2 組合評價(jià)方法模型

組合評價(jià)方法是兩個或多個單一評價(jià)方法的組合.組合評價(jià)方法因其組合方式不同,相應(yīng)得到的結(jié)論不同,因此評價(jià)結(jié)果可能存在一定的偏差.但基于同屬性組合評價(jià)方法卻縮小了組合評價(jià)帶來的結(jié)果偏差問題.由此,本文采用組合評價(jià)方法,結(jié)合研究內(nèi)容選用屬性相同的主成分分析法、因子分析法、熵值法分別對全國30個省際對內(nèi)開放度進(jìn)行單一評價(jià),再進(jìn)行組合評價(jià)[25].其評價(jià)步驟為:

(1)標(biāo)準(zhǔn)化處理

因?qū)?nèi)開放度各評價(jià)指標(biāo)量綱不同,評價(jià)前需對各指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理.

式中:x*表示指標(biāo)的原始值,x表示指標(biāo)的無量綱化值,maxx*,minx*分別為該指標(biāo)最大值、最小值.

(2)選取類似屬性的單一評價(jià)方法進(jìn)行評價(jià)

a.主成分分析法1.主成分分析法可將多指標(biāo)轉(zhuǎn)換為少量綜合指標(biāo)的多元統(tǒng)計(jì)方法.它以少量主成分替換多指標(biāo)變量,并且存在互不相關(guān)的優(yōu)勢,可盡可能解決在指標(biāo)選取時存在的內(nèi)生性問題.另外,通過主成分分析法可直觀找出各維度的變化趨勢及各指標(biāo)對最后結(jié)果的貢獻(xiàn).使用SPSS軟件獲取各因子載荷矩陣及未旋轉(zhuǎn)因子得分,依據(jù)主成分得分值與未旋轉(zhuǎn)因子得分值計(jì)算出主成分得分,進(jìn)一步地使用各主成分的方差貢獻(xiàn)率為系數(shù)加權(quán),對各主成分因子得分求和,獲取每年各省省際間對內(nèi)開放度的綜合評分.

b.因子分析法2.因子分析法基于降維的思想,以多個指標(biāo)相關(guān)矩陣內(nèi)部的依存關(guān)系為出發(fā)點(diǎn),將關(guān)系復(fù)雜的變量轉(zhuǎn)換為少量公共因子,并對某變量有影響的特殊因子線性組合形成,目的是獲取對變量有解釋作用的少數(shù)公共因子,消除信息重疊以反映省際間對內(nèi)開放度的本質(zhì)特征.

c.熵值法3.客觀評價(jià)省際間對內(nèi)開放程度尤為重要,而熵值法則是消除人為因素影響的客觀賦權(quán)方法中最常見方法之一,選用該方法計(jì)算指標(biāo)的信息熵,依據(jù)指標(biāo)相對變化程度對系統(tǒng)整體的影響確定指標(biāo)權(quán)重,權(quán)重越大意味著相對變化程度越大.信息熵主要反映樣本數(shù)據(jù)變化相對速率,當(dāng)系數(shù)越大,越接近,相反則距離目標(biāo)越遠(yuǎn).

(3)組合評價(jià)值確定

在所有組合評價(jià)方法中選取平均值法最為經(jīng)典可靠.因?yàn)?在上述3種方法下的評價(jià)結(jié)果之間的關(guān)系相當(dāng)密切且屬性一致,不會因?yàn)榻M合平均而使結(jié)果失真[26].因此,公式如下:

1.3 省際間對內(nèi)開放度評價(jià)結(jié)果與地區(qū)異質(zhì)性研究

1.3.1 數(shù)據(jù)來源 數(shù)據(jù)來源:根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性原則,選取2005~2014年變量數(shù)據(jù),國家鐵路行政區(qū)域間貨物交流數(shù)據(jù)來源于《中國交通統(tǒng)計(jì)年鑒》[27];省際間資本流動額數(shù)據(jù)來源于《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》[28];省外暫住人口數(shù)據(jù)來源于《全國暫住人口統(tǒng)計(jì)資料匯編》[29];國內(nèi)旅游收入數(shù)據(jù)來源于全國各省相應(yīng)年份《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》[30];技術(shù)外部合同額數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》[31],但西藏?cái)?shù)據(jù)因缺乏連貫性、港澳臺地區(qū)統(tǒng)計(jì)口徑不一致等問題,該部分地區(qū)暫未考慮.

1.3.2 評價(jià)結(jié)果 基于組合評價(jià)方法的評價(jià)步驟,本文實(shí)證評價(jià)了2005~2014年我國30個省級單位的對內(nèi)開放度,結(jié)果見表2.

由表2知,2005~2014年間,我國省際間對內(nèi)開放度組合評價(jià)均值在時間維度上表現(xiàn)出先降低-后增大的發(fā)展特點(diǎn).在2005~2007年期間,對內(nèi)開放度快速下降,2008~2014年期間,為增長階段.從空間維度上看,2005~2014年間東部沿海省份省際間對內(nèi)開放度顯著高于中西部省份.其中,廣東省對內(nèi)開放度組合評價(jià)均值最大,為0.7018;而海南評價(jià)均值最低,為0.0235.我國2005~2014年間,省際間對內(nèi)開放度排名前5省份分別為廣東、浙江、北京、江蘇、上海,均是東部省份.

區(qū)域?qū)用?本文對我國東中西3大區(qū)域進(jìn)行了分類,東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省;中部包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省;西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12省.2005~2014年間,我國東部區(qū)域省際間對內(nèi)開放度組合評價(jià)均值在2005~2007年期間快速倒退,2008~2014年期間呈先快速增長后趨于平穩(wěn)的態(tài)勢;而中部區(qū)域?qū)?nèi)開放度在2005~2007年期間出現(xiàn)下降趨勢,在2008~2014年期間則出現(xiàn)不同程度的上下波動.西部區(qū)域?qū)?nèi)開放度則在2005~2007年期間出現(xiàn)較快倒退的趨勢,在2008~2014年期間則出現(xiàn)較大上下波動.東部地區(qū)對內(nèi)開放度組合評價(jià)均值為0.3323,遠(yuǎn)高于全國平均水平;中部對內(nèi)開放度組合評價(jià)均值為0.1244,西部地區(qū)為0.1036,均低于全國平均水平.由此可見,我國近年來在改革開放過程中區(qū)域間對內(nèi)開放水平存在較大差異,東部區(qū)域?qū)?nèi)開放程度較高,而中西部地區(qū)對內(nèi)開放程度亟待提升.值得關(guān)注的是,在我國省際間對內(nèi)開放面臨巨大挑戰(zhàn)的時期,中西部地方政府為促進(jìn)省際間協(xié)調(diào)發(fā)展,解決對內(nèi)開放不進(jìn)反退的嚴(yán)峻問題,構(gòu)建了大量跨行政區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作機(jī)制,如建立橫跨陜西、甘肅兩省的關(guān)中-天水經(jīng)濟(jì)區(qū)等,進(jìn)一步推動區(qū)域合作協(xié)同發(fā)展.

我國中部、西部地區(qū)均在2005~2007年期間對內(nèi)開放度出現(xiàn)不升反降的情況與國家當(dāng)時戰(zhàn)略布局存在一定關(guān)聯(lián).在十一屆三中全會提出我國應(yīng)將工作重心放在外向經(jīng)濟(jì)發(fā)展,積極開展沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略;其后,在十三大政治報(bào)告中進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)開放地區(qū)著重發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì).但在戰(zhàn)略實(shí)施過程中也帶來了區(qū)域間發(fā)展不平衡、區(qū)域間對內(nèi)開放度差異較大的嚴(yán)峻形勢.首先,我國雖地域遼闊,但地理環(huán)境復(fù)雜,城市間經(jīng)濟(jì)交流仍受到較大限制.再者,我國人口過多、資源貧乏,地區(qū)間輻射能力較差.最后,因戰(zhàn)略需要,政策和資金對沿海地區(qū)大量傾斜,使得中西部地區(qū)高尖端人才、大量投資向沿海城市轉(zhuǎn)移,進(jìn)一步加劇中西部與東部區(qū)域的對內(nèi)開放度差異.

自2008年起,我國集中頒布及實(shí)施多項(xiàng)區(qū)域規(guī)劃,不斷完善區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略,培育了重慶兩江新區(qū)、安徽皖江城市帶、廣西北部灣地區(qū)等經(jīng)濟(jì)區(qū),使得中西部地區(qū)間對內(nèi)開放度快速提升.另外,因?yàn)槲覈歉叨韧庀蛐徒?jīng)濟(jì),在2008年全球金融危機(jī)影響下,過剩產(chǎn)能獲得較大消化.面對經(jīng)濟(jì)危機(jī),我國政府在擴(kuò)內(nèi)需、保增長的宏觀調(diào)控政策引導(dǎo)下,內(nèi)蒙古等西部礦業(yè)城市經(jīng)濟(jì)快速增長,省際間對內(nèi)開放度的速度明顯增快;政府通過健全信貸、融資擔(dān)保體系、減稅免稅等方式大力支持中小企業(yè)發(fā)展,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,縮小區(qū)域間發(fā)展差距,提升省際間對內(nèi)開放程度;政府通過提升中部、西部大開發(fā)等戰(zhàn)略促進(jìn)中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),在金融危機(jī)中成為承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的核心力量,為中西部地區(qū)發(fā)展注入了新動力,極大帶動了對內(nèi)開放程度快速增長.在2012年,西部區(qū)域?qū)?nèi)開放度再次出現(xiàn)高速增長,這與西部大開發(fā)十周年以來取得的成果及之后國家部署實(shí)施新一輪西部大開發(fā)的戰(zhàn)略布局和調(diào)整有著重要聯(lián)系.

1.3.3 我國省際間整體對內(nèi)開放差異度 為探討我國省際間對內(nèi)開放度差異,依據(jù)基尼系數(shù)(GN)對數(shù)據(jù)的中間水平變化較為敏感的特點(diǎn)、泰爾指數(shù)(TI)對數(shù)據(jù)的上層水平變化較為敏感的特點(diǎn)、對數(shù)離差均值(MLD)對數(shù)據(jù)的低層水平變化較為敏感的特點(diǎn),進(jìn)一步分析測度省際間對內(nèi)開放度差異[32-33].計(jì)算公式如下,結(jié)果見表3.

式中:為地區(qū)數(shù);為省際間對內(nèi)開放度升序排列后第個樣本開放度;e為省際間對內(nèi)開放度的均值.

由表6可知,TI以及MLD兩者在總體上均呈上升趨勢,但在變化幅度上存在一定差異,其中TI變化最大、MLD變化較小.基尼系數(shù)出現(xiàn)了一定程度的負(fù)增長,說明我國在2005~2014年期間省際間對內(nèi)開放度地區(qū)內(nèi)部結(jié)構(gòu)沒有發(fā)生較大變化.2008年,TI和MLD分別下降了32.64%和29.80%,而GINI卻僅下降了7.23%,側(cè)面反映了當(dāng)年我國省際間對內(nèi)開放度位于上層和下層水平的地區(qū)變化較大,處于中層水平的地區(qū)變化較小.

基于以上3指標(biāo)的變化情況及特征統(tǒng)計(jì), 2005~2014年期間GINI的最大值是0.5453,最小值是0.4015,平均值0.4558;TI的最大值是0.2842,最小值是0.1914,平均值是0.2231;MLD的最大值是0.2320,最小值為0.1561,平均值0.1798.2006年,GINI和MLD均是10年中的最大增長幅度,泰爾指數(shù)TI也出現(xiàn)次高增長幅度,即在2006年我國各地區(qū)的省際間對內(nèi)開放度差異同時出現(xiàn)急劇擴(kuò)大現(xiàn)象.2008年,TI和MLD均是十年中的最大降低幅度,GINI也出現(xiàn)次高降低幅度,即在2008年我國各地區(qū)的省際間對內(nèi)開放度差異再次出現(xiàn)急劇擴(kuò)大現(xiàn)象,說明3地區(qū)差異持續(xù)擴(kuò)大現(xiàn)象并未在這2年中得到有效遏制.

表3 中國省際間對內(nèi)開放度地區(qū)異質(zhì)性程度測算

1.3.4 我國省際間對內(nèi)開放度地區(qū)異質(zhì)性分析 按照公式(7)、(8)進(jìn)一步分解TI和MLD2指標(biāo),比較我國東中西3大地區(qū)內(nèi)、地區(qū)間的對內(nèi)開放度差異[33].

表4 三大地區(qū)對內(nèi)開放度泰爾指數(shù)分解結(jié)果

表5 三大地區(qū)對內(nèi)開放度對數(shù)離差均值分解結(jié)果

由表4和表5可知,泰爾指數(shù)分解和對數(shù)離差均值分解結(jié)果基本一致,印證了本文指標(biāo)選取的合理性及方法可靠性.在2005~2014年,東部區(qū)域泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值指標(biāo)分解結(jié)果均值分別是0.2383和0.3335,中部兩指標(biāo)的均值分別是0.1181和0.1119,西部是0.1662和0.1937.我國東部區(qū)域省際間對內(nèi)開放度差異最大,西部次之,中部最小.東部和中部地區(qū)省際間對內(nèi)開放度差異均呈先上升后下降再上升趨勢,并分別在2007年出現(xiàn)轉(zhuǎn)折點(diǎn),而西部地區(qū)則是先下降后上升再下降的趨勢,說明我國東部和中部地區(qū)省際間對內(nèi)開放度差異到達(dá)頂點(diǎn).區(qū)域內(nèi)差異總體上大于區(qū)域間差異;區(qū)域內(nèi)差異總體呈增大趨勢.表明我國東中西部地區(qū)內(nèi)的省際間對內(nèi)開放度總體上均在加大,但速度存在差異,東部地區(qū)顯著快于中西部地區(qū),自2008年后區(qū)域內(nèi)差異開始趨于平穩(wěn),區(qū)域間開始協(xié)調(diào)穩(wěn)定發(fā)展,平衡發(fā)展戰(zhàn)略取得一定成效.

2 工業(yè)綠色創(chuàng)新空間趨同性研究

2.1 工業(yè)綠色創(chuàng)新空間相關(guān)性分析

2.1.1 全域空間自相關(guān)檢驗(yàn) 全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)常用下列方案.方案一是計(jì)算Moran’s I指數(shù),另一方案則是計(jì)算Geary’s C指數(shù)[34-36].為便于進(jìn)行不同尺度間比較,并獲取標(biāo)準(zhǔn)化的自相關(guān)圖,通過Moran’s I指數(shù)顯著性水平進(jìn)行檢驗(yàn)全域空間自相關(guān)性,公式如下所示.

式中:,Yi是第i個省域觀測值,n表示省域數(shù)量,Wij是空間權(quán)重矩陣.通常,當(dāng)I>0時,表明各省域間創(chuàng)新行為呈現(xiàn)正相關(guān),I越大則相關(guān)性越強(qiáng);當(dāng)I<0時,則呈負(fù)相關(guān),表明各省域間創(chuàng)新行為呈離散分布;當(dāng)I=0時,代表創(chuàng)新行為隨機(jī)分布.由此,依據(jù)DEA方法測算我國2006~2014年30個省(區(qū)、市)工業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出效率[37],其中工業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)來源于中國國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)(http: //www.cnpat.com.cn/),通過輸入IPC分類號進(jìn)行檢索后,依據(jù)綠色技術(shù)產(chǎn)品的定義,查看專利的摘要篩選計(jì)算得出.選用全域自相關(guān)檢驗(yàn)計(jì)算2006~2014年Moran’s I指數(shù),展現(xiàn)中國省際工業(yè)綠色創(chuàng)新在2006~2014年關(guān)聯(lián)程度和局域空間自相關(guān)性,衡量中國工業(yè)綠色創(chuàng)新空間自相關(guān)情況.Moran’I指數(shù)變化趨勢見圖1.

由上圖1知,我國的工業(yè)綠色創(chuàng)新Moran’I指數(shù)均大于0.20,這表明中國30個省(區(qū)、市)在2006~ 2014年期間,工業(yè)綠色創(chuàng)新在空間上存在顯著正相關(guān)關(guān)系,即地區(qū)間的工業(yè)綠色創(chuàng)新會受相鄰地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新活動的影響.2006~2014年間,我國工業(yè)綠色創(chuàng)新空間相關(guān)性總體呈上升趨勢但波動不大.

2.1.2 局域空間自相關(guān)檢驗(yàn) 為進(jìn)一步考察中國各地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新空間集聚模式變化情況,本文重點(diǎn)考察工業(yè)綠色創(chuàng)新在2006年、2010年、2014年的Moran散點(diǎn)圖,見下圖2.

圖2 2006、2010、2014年中國工業(yè)綠色創(chuàng)新莫蘭散點(diǎn)

以上Moran散點(diǎn)圖中第一、二、三、四象限各對應(yīng)High-High、Low-High、Low-Low、High-L地區(qū),其中一、三象限的散點(diǎn)表明具有正的空間相關(guān)性,二、四象限的散點(diǎn)表明具有負(fù)的空間相關(guān)性.由上圖2知,大多數(shù)散點(diǎn)落在第一和第三象限,僅少部分落在第二和第四象限.

表6 2006年、2010年、2014年中國工業(yè)綠色創(chuàng)新Moran空間分布

表6顯示,2006年、2010年、2014年,天津、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、海南始終處于H-H型高值集聚區(qū),山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆始終處于L-L低值型集聚區(qū),河北、江西始終處于L-H型集聚區(qū),廣東始終處于H-L型集聚區(qū).

總體來說,2006~2014年的樣本中,全局空間自相關(guān)指標(biāo)均顯著,而在局部空間自相關(guān)的考察中,部分省份不存在顯著的局部自相關(guān),由此可見,存在局部自相關(guān)的地區(qū)形成了全局的空間自相關(guān),中國工業(yè)綠色創(chuàng)新存在著空間相關(guān)性和異質(zhì)性.

2.2 工業(yè)綠色創(chuàng)新的空間趨同性分析

式中:為樣本總數(shù),x為樣本值,為樣本均值.

圖3 全國東、中、西部工業(yè)綠色創(chuàng)新標(biāo)準(zhǔn)差

Fig.3 Standard deviation of industrial green innovation in east, middle and west of China

2.2.2趨同趨同是指創(chuàng)新程度弱的一方比強(qiáng)的一方具備更高的增長速度,最終達(dá)到與創(chuàng)新強(qiáng)的一方相同的創(chuàng)新增長速率[38].趨同是增長速率趨同,是趨同存在的必要條件,只有在存在增長速率趨同下,工業(yè)綠色創(chuàng)新“落后”的區(qū)域才可能追上工業(yè)綠色創(chuàng)新“領(lǐng)先”的區(qū)域.趨同包括絕對趨同和條件趨同.絕對趨同是指各地區(qū)技術(shù)趨同達(dá)到一致的長期均衡[39];條件趨同是指鄰近地區(qū)因經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、能源強(qiáng)度、技術(shù)環(huán)境、研發(fā)水平等特征相似而呈現(xiàn)出的長期相互趨同.因不同省際間對內(nèi)開放程度存在較大差異,我國工業(yè)綠色創(chuàng)新存在明顯的發(fā)展梯度和地區(qū)異質(zhì)性,不過同屬一地區(qū)內(nèi)省際間交流、地區(qū)產(chǎn)值、環(huán)境管制強(qiáng)度等狀況類似,可能更加容易實(shí)現(xiàn)條件趨同.因此,本文引入下列控制變量:省際間對內(nèi)開放程度,通過該指標(biāo)探尋省際間對內(nèi)開放程度約束下我國工業(yè)綠色創(chuàng)新趨同情況;地區(qū)產(chǎn)值,探討一地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對工業(yè)綠色創(chuàng)新趨同的影響[38];工業(yè)企業(yè)行政處罰案例受理數(shù),它能更為直接的表征政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化情況[40].考慮到我國發(fā)展迅速的特點(diǎn),基于截面數(shù)據(jù)進(jìn)行條件趨同探討存在較大有偏性,采用面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)[41].

采用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)我國工業(yè)綠色創(chuàng)新趨同性,先基于截面數(shù)據(jù)探討絕對趨同,再使用空間面板數(shù)據(jù)探討條件趨同.根據(jù)絕對趨同模型LM檢驗(yàn)結(jié)果對空間滯后模型與空間誤差模型兩個模型間進(jìn)行選擇,結(jié)果如表7所示.當(dāng)LM檢驗(yàn)空間滯后比LM檢驗(yàn)空間誤差的統(tǒng)計(jì)量值更大時,應(yīng)選擇空間滯后模型,反之應(yīng)選擇空間誤差模型.由表7可知,在絕對趨同中,LM檢驗(yàn)空間滯后(108.9341)在1%的水平顯著,統(tǒng)計(jì)量值比LM檢驗(yàn)空間誤差(105.9291)更大,進(jìn)一步考慮穩(wěn)健LM檢驗(yàn),Robust LM(空間滯后) (3.0071)通過了10%顯著性水平檢驗(yàn),因此在分析時選擇空間滯后模型更為合適.

同理,在條件趨同中,LM(空間滯后) (7.8755)的統(tǒng)計(jì)量大于LM(空間誤差) (1.5026),并且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn),因此空間滯后模型更優(yōu).由此,本文以下分析主要采用空間誤差模型(SLM).

表7 工業(yè)綠色創(chuàng)新空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表8和表9可以看到,無論是絕對趨同模型還是條件趨同模型,全國整體及3大地區(qū)的空間滯后模型(SLM)結(jié)果總體上均優(yōu)于普通面板固定效應(yīng)模型,且空間滯后系數(shù)均顯著并大于0,說明我國各地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新均存在明顯空間相關(guān)性.基于空間滯后模型結(jié)果,發(fā)現(xiàn)全國整體及3大地區(qū)的值都通過顯著性檢驗(yàn),并且均小于0,即全國和東部、中部、西部的經(jīng)濟(jì)開放度是存在絕對趨同的.相比較而言,東部地區(qū)的絕對值明顯高于中西部地區(qū),說明東部地區(qū)的趨同速度高于中西部地區(qū),而西部地區(qū)的趨同速度最慢.

進(jìn)一步考察經(jīng)濟(jì)開放度的條件趨同(結(jié)果見表9),空間滯后模型的擬合程度同樣優(yōu)于普通面板模型.基于空間滯后模型(SLM)結(jié)果,全國、東部、中部和西部的趨同系數(shù)都顯著且小于0,說明考慮省際間對內(nèi)開放度、地區(qū)產(chǎn)值、環(huán)境管制等因素的作用后,工業(yè)綠色創(chuàng)新在全國、東部、中部和西部都存在條件趨同.從各地區(qū)趨同系數(shù)的絕對值大小來看,中部最大,西部次之,東部最小,這說明中國各地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新的趨同速度呈現(xiàn)中-西-東的格局,中部地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新將最先趨同到其穩(wěn)定水平.

表8 工業(yè)綠色創(chuàng)新絕對趨同結(jié)果

注:模型估計(jì)使用matlab7.0,***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著;-表示為空值.

表9 工業(yè)綠色創(chuàng)新條件趨同結(jié)果

注:模型估計(jì)使用matlab7.0,***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著;-表示為空值.

基于全國視角,省際間對內(nèi)開放度的回歸系數(shù)顯著為正,這說明加快推動省際間對內(nèi)開放程度更有利于省際間企業(yè)獲得因技術(shù)溢出效應(yīng)等方式帶來的創(chuàng)新資源,打破省際間對內(nèi)開放約束壁壘,實(shí)現(xiàn)省際間內(nèi)部交流,提升工業(yè)綠色創(chuàng)新.地區(qū)產(chǎn)值的回歸系數(shù)顯著為正,這說明各省際間仍需以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為核心,這將有利于各地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力獲得提升.環(huán)境管制的回歸系數(shù)顯著為負(fù),這說明當(dāng)前繼續(xù)增大環(huán)境管制強(qiáng)度已不利于我國省際間對內(nèi)開放,環(huán)境管制政策是影響省際間對內(nèi)開放的重要因素之一.

基于三大地區(qū)視角,東部地區(qū)的省際間對內(nèi)開放度、地區(qū)產(chǎn)值的回歸系數(shù)顯著為正,環(huán)境管制的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明加速東部省際間對內(nèi)開放、提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是促進(jìn)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升的重要因素,當(dāng)前工業(yè)綠色創(chuàng)新能力仍明顯受到省際間對內(nèi)開放度和地區(qū)發(fā)展水平的約束作用;環(huán)境管制的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明東部地區(qū)環(huán)境管制強(qiáng)度水平已不利于該地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升.中、西部地區(qū)的地區(qū)產(chǎn)值回歸系數(shù)更為顯著均為正,這說明該部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍然是制約其工業(yè)綠色創(chuàng)新能力的重要因素;環(huán)境管制強(qiáng)度的系數(shù)顯著為負(fù),這說明中、西部地區(qū)環(huán)境管制制度及強(qiáng)度尚存一定問題,不利于該部分地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升.省際間對內(nèi)開放度對各地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力的約束作用存在地區(qū)異質(zhì)性.

2.3 對策建議

第一,針對當(dāng)前省際間對內(nèi)開放度下降的特征,首先應(yīng)樹立省際間對內(nèi)開放思想,消除行政壁壘等思想禁錮,打破地理分割,降低省際間經(jīng)濟(jì)交流門檻,實(shí)現(xiàn)全方位開放;針對我國省際間對內(nèi)開放在空間上存在的異質(zhì)性特點(diǎn),中、西部地區(qū)應(yīng)以國家精準(zhǔn)扶貧政策為契機(jī),大膽讓利、簡政放權(quán)提升市場活力,拉動投資者積極性,促進(jìn)東部沿海地區(qū)資金、人才等生產(chǎn)要素向中西部地區(qū)流動,縮小區(qū)域間差異;針對我國區(qū)域內(nèi)省際間對內(nèi)開放的兩極分化現(xiàn)狀,政府應(yīng)加快建立區(qū)域間經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展合作、援助機(jī)制,進(jìn)行統(tǒng)籌規(guī)劃以發(fā)揮各省際特色、省際間優(yōu)勢互補(bǔ),縮小同一地區(qū)內(nèi)省際間對內(nèi)開放度差異,加快區(qū)域內(nèi)省際間對內(nèi)開放進(jìn)程.

第二,針對省際間對內(nèi)開放度地區(qū)異質(zhì)性對工業(yè)綠色創(chuàng)新趨同的約束特征,因地制宜制定相關(guān)政策促進(jìn)工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升.對于東部地區(qū),我們應(yīng)加快省際間對內(nèi)開放進(jìn)程,以高速鐵路為主干的運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)為主干,抓住內(nèi)需戰(zhàn)略契機(jī),將東部分為三大工業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)區(qū),即以上海為中心長江三角洲經(jīng)濟(jì)區(qū),以廣州為中心的大珠江三角洲經(jīng)濟(jì)區(qū),以北京、天津?yàn)橹行牡沫h(huán)渤海灣經(jīng)濟(jì)區(qū),通過區(qū)域間網(wǎng)絡(luò)輻射,形成工業(yè)綠色創(chuàng)新新格局,進(jìn)一步提升工業(yè)綠色創(chuàng)新能力.另外,還應(yīng)調(diào)節(jié)東部地區(qū)的環(huán)境管制強(qiáng)度,制定合適的環(huán)境管制政策.對于中、西部地區(qū)仍應(yīng)以地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為核心,而工業(yè)仍是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo),因此,引進(jìn)優(yōu)秀人才,先進(jìn)技術(shù),大力完善交通運(yùn)輸系統(tǒng),修建基礎(chǔ)設(shè)施等方面顯得尤為重要;但在環(huán)境管制政策制定方面,應(yīng)充分考慮企業(yè)因受到研發(fā)成本和執(zhí)法資源的“雙重制約”逃避管制的情況,應(yīng)制定相關(guān)的動態(tài)優(yōu)惠政策,這將更有利于工業(yè)綠色創(chuàng)新能力提升.另外,該種現(xiàn)象側(cè)面反映出,通過環(huán)境管制政策來提升東部地區(qū)綠色創(chuàng)新水平已達(dá)到飽和點(diǎn),繼續(xù)加強(qiáng)環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)不利于激勵企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新,實(shí)行動態(tài)調(diào)整的環(huán)境管制政策協(xié)助產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級便十分重要.

3 結(jié)論

3.1 省際間對內(nèi)開放度的地區(qū)差異方面.從整體來看,2004~2014年期間,我國省際間對內(nèi)開放度評價(jià)均值在時間維度上表現(xiàn)出先增加-后降低的發(fā)展特點(diǎn),而在空間維度上表現(xiàn)出東部沿海省份的省際間對內(nèi)開放度明顯高于中西部省份的特征.就三大地區(qū)內(nèi)部差異而言,東部地區(qū)的省際間對內(nèi)開放度的差異最大,西部次之,中部最小.

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The impact of inter provincial openness on the convergence of industrial green innovation in China.

YANG Chao-jun, YANG Wen-ke*, ZHU Yan-chun

(1.Faculty of Management and Economics, Kunming University of Science and Technology, Kunming 650093, China)., 2018,38(8)：3189~3200

The convergence of industrial green innovation exists the regional heterogeneity and spatial convergence underthe unbalanced development of China’s provincial internal openness. By constructing evaluation index system of internal openness and using combined evaluation method on 30provincial internal openness to establish a comprehensive evaluation, and through some coefficient variation indexes to compare internal openness of different provincial regions, we use provincial panel data from 2005 to 2014 to establish a spatial econometric model to test the space convergence of industrial green innovation under internal openness constraints. We Find that China’s provincial internal openness shows the development characteristics of increase to decrease in the time dimension, while the spatial dimension has the heterogeneity characteristics of east-high-west. The eastern region has the largest difference in internal openness, and followed by the west, the smallest in the middle. Degree of dispersion of industrial green innovation of China and its eastern region will change over time, while the industrial green innovation of its mid and west regions fluctuates. Therefore, these regions still need further improvement. Industrial green innovation of China and its three regions will achieve long-term equilibrium, and due to the similarities of economic development, technical environment, R&D level in adjacent areas, so there is a long term convergence. Above all, we conclude that it is an important factor to promote the improvement of industrial green innovation ability in the whole and eastern region of China. Improving the level of economic development and the appropriate environmental control intensity are important factors to promote the improvement of industrial green innovation in the central and western regions. To reveal the regional heterogeneity source of spatial convergence and the industrial green innovation under the constraint of China’s provincial internal openness. It is very helpful for our country to narrow the gap between provinces and regions in the new era and accelerate the opening up to the inside, further improve the industrial green innovation ability.

China’s provincial internal openness；regional differences；industrial green innovation；spatial convergence

X22

A

1000-6923(2018)08-3189-12

楊朝均(1984-),男,四川達(dá)州人,副教授,博士,主要從事綠色創(chuàng)新管理研究.發(fā)表論文30篇.

2018-01-05

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目資助(71502074);云南省教育廳哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目資助(YB2016014);云南省教育廳科學(xué)研究基金項(xiàng)目資助(2018Y013);昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩博生科研項(xiàng)目預(yù)研計(jì)劃資助(20162109090);昆明理工大學(xué)引進(jìn)人才項(xiàng)目資助(KKSY201508056)

* 責(zé)任作者, 碩士, wenkedyang@gmail.com