■ 曾 冰

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)江西經(jīng)濟(jì)發(fā)展與改革研究院，江西南昌330013）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

黨的十九大報(bào)告中提出“建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計(jì)”，明確要求“實(shí)行最嚴(yán)格的生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度，形成綠色發(fā)展方式和生活方式”，并進(jìn)一步提出“推進(jìn)綠色發(fā)展，建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體系”。綠色發(fā)展是習(xí)近平新時(shí)代中國(guó)特色社會(huì)主義思想的重要組成部分，彰顯了推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、順應(yīng)人民對(duì)更加美好生活的追求、實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的責(zé)任擔(dān)當(dāng)。因此，如何將綠色科技和環(huán)境因素納入技術(shù)創(chuàng)新研究框架，有效提升綠色創(chuàng)新效率是新時(shí)代下綠色發(fā)展、建設(shè)美麗中國(guó)的重要落腳點(diǎn)，也是推進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)和綠色發(fā)展兩大國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略協(xié)同發(fā)展的有效契合點(diǎn)。

現(xiàn)有研究綠色創(chuàng)新效率發(fā)展文獻(xiàn),主要沿著兩條主線(xiàn)展開(kāi)：一是綠色創(chuàng)新績(jī)效評(píng)價(jià)方面，華振、付幗等人從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境3個(gè)方面建立指標(biāo)體系，并運(yùn)用因子分析、主成分分析、熵值法等方法研究我國(guó)綠色創(chuàng)新績(jī)效[1-2]；周力、史修松、余泳澤等學(xué)者利用DEA與SFA等方法對(duì)我國(guó)相關(guān)地區(qū)綠色創(chuàng)新績(jī)效情況進(jìn)行了測(cè)度[3-5]；蘇越良等采取BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)方法構(gòu)建了綠色創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)模型[6]。二是綠色創(chuàng)新影響因素研究,殷群等研究了2009～2013年我國(guó)30個(gè)省份綠色創(chuàng)新效率區(qū)域差異性及成因研究[7]；王惠等基于2006～2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù),構(gòu)建門(mén)檻模型實(shí)證分析R&D投入強(qiáng)度對(duì)其產(chǎn)生的影響[8]；余淑均等人在長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶主要城市綠色創(chuàng)新效率測(cè)度基礎(chǔ)上，借助面板隨機(jī)Tobit模型，重點(diǎn)分析了各類(lèi)環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)[9]；孫宏芃采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì) (GMM)方法考察創(chuàng)新制度環(huán)境、要素市場(chǎng)扭曲以及其他因素對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響[10]；彭文斌等人通過(guò)省域環(huán)境成本最優(yōu)規(guī)劃探討正式、非正式環(huán)境規(guī)制影響綠色創(chuàng)新的機(jī)理，選取2005～2014年各省域面板數(shù)據(jù)為研究樣本，構(gòu)建門(mén)檻回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)正式、非正式環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新效率的門(mén)檻效應(yīng)[11]。張偉等闡述了FDI影響綠色創(chuàng)新效率發(fā)展的機(jī)理模型，并重點(diǎn)探討相關(guān)提升路徑[12]。

綜上所述，現(xiàn)有對(duì)綠色創(chuàng)新研究文獻(xiàn)大都忽視了空間因素對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要影響?；诘乩砻浇榈闹R(shí)溢出使得創(chuàng)新活動(dòng)存在典型的空間依賴(lài)特征，進(jìn)而帶來(lái)相應(yīng)程度的經(jīng)濟(jì)格局變化。綠色創(chuàng)新作為創(chuàng)新發(fā)展的新范式，也具有傳統(tǒng)創(chuàng)新的典型空間特征，在考慮綠色創(chuàng)新效率發(fā)展過(guò)程中，要充分考慮到相關(guān)影響因素的空間特征，尤其是要重點(diǎn)考慮空間溢出效應(yīng)。與此同時(shí)，由于溢出效應(yīng)具有矢量性，既會(huì)存在其他地區(qū)影響因素對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)，也存在本地區(qū)相關(guān)變量對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)很少對(duì)這兩種空間溢出效應(yīng)進(jìn)行區(qū)別與捕捉，本文將空間溢出效應(yīng)分為溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)進(jìn)行重點(diǎn)探討，以期更客觀更全面探索綠色創(chuàng)新效率影響因素的時(shí)空特征和動(dòng)力機(jī)制，明晰綠色創(chuàng)新效率提升路徑，切實(shí)而有力地推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享發(fā)展。

二、變量與數(shù)據(jù)

綠色創(chuàng)新效率，是綜合考慮創(chuàng)新要素投入與產(chǎn)出過(guò)程中生態(tài)效益與經(jīng)濟(jì)收益的創(chuàng)新效率 （殷群等，2016）。關(guān)于綠色創(chuàng)新效率（GIE）測(cè)度，目前較為常用方法為傳統(tǒng)非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析，如BCC、CCR模型，屬于線(xiàn)性分段和徑向理論，極易導(dǎo)致投入要素的“松弛”問(wèn)題。為了克服傳統(tǒng)DEA的測(cè)算誤差，較好地處理投入產(chǎn)出變量的松弛性問(wèn)題,體現(xiàn)效率值的本質(zhì)屬性，故考慮非角度、非徑向的Super-SBM方法測(cè)算綠色創(chuàng)新效率[8]。綠色創(chuàng)新投入側(cè)，本文將其分為非資源投入和資源投入兩類(lèi)指標(biāo)，其中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員全時(shí)當(dāng)量作資本和人力兩類(lèi)非資源投入 （汪傳旭等，2016）[13]，同時(shí)綠色創(chuàng)新強(qiáng)調(diào)能源利用效率與降低污染，再加上相關(guān)創(chuàng)新過(guò)程離不開(kāi)能源，故考慮單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗作為資源投入 （周力，2010）[3]。綠色創(chuàng)新核心歸旨不僅是為了追求高效的生態(tài)效益，也需獲取最優(yōu)的經(jīng)濟(jì)收益，故在產(chǎn)出側(cè)變量選取時(shí)，將高技術(shù)行業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)、新產(chǎn)品主營(yíng)業(yè)務(wù)收入作為期望產(chǎn)出變量來(lái)表征經(jīng)濟(jì)收益；以三廢排放量作為非期望產(chǎn)出變量表征生態(tài)效率。

對(duì)于綠色創(chuàng)新效率 （GIE）的影響因素，綜合考慮曾冰、張偉等人文獻(xiàn)研究，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 (dev)、環(huán)境規(guī)制 （hjg）、勞動(dòng)力素質(zhì) （hum）、市場(chǎng)化 （sch）等自變量[9，12-13]。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 (dev)用人均GDP表示，并以2004年為基期進(jìn)行平減處理；環(huán)境規(guī)制分為正式與非正式兩類(lèi)，其中正式環(huán)境規(guī)制 （fhj）強(qiáng)度選取單位土地面積工業(yè)治理廢氣完成投資額來(lái)表征，以環(huán)境污染信訪(fǎng)次數(shù)衡量非正式環(huán)境規(guī)制 （ihj）強(qiáng)度 （彭文斌等，2017）[11]； 外商直接投資 （fdi）采用各地區(qū)外資實(shí)際利用額，并按當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣進(jìn)行調(diào)整；市場(chǎng)化采用樊綱、王小魯?shù)热藴y(cè)度的各省市場(chǎng)化指數(shù)[14]?？紤]變量取值的穩(wěn)定性，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，故本文的基礎(chǔ)模型設(shè)定為：

數(shù)據(jù)均來(lái)源于2005～2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等年鑒，由于西藏地區(qū)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故從樣本數(shù)據(jù)中剔除，部分缺失數(shù)據(jù)由插值法填補(bǔ)。

三、模型構(gòu)建

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)建模有意或無(wú)意忽視了變量的空間自相關(guān)性，導(dǎo)致相關(guān)回歸結(jié)果容易出現(xiàn)偏差，信度不高。本文將空間因素引入到計(jì)量模型當(dāng)中，為了驗(yàn)證區(qū)域綠色創(chuàng)新效率數(shù)據(jù)是否存在空間自相關(guān)性，引入全域莫蘭指數(shù)對(duì)其進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)?？紤]到綠色創(chuàng)新會(huì)隨距離增加而出現(xiàn)衰減規(guī)律，本文以各省省會(huì)城市間最短距離的倒數(shù)為權(quán)重構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W，有效體現(xiàn)地理上接近但并不相鄰的省域之間的空間影響。莫蘭指數(shù)取值區(qū)間為 [-1，1]，若大于0，意味省際間屬性為空間正相關(guān)，越接近于1，其屬性相似度越高，因相似聚集的可能性越大；若小于0，意味省際間屬性為空間負(fù)相關(guān)，越接近于-1，其屬性相異度越大，因相異屬性聚集的可能性越大；若取值越貼近于0，則意味著省際間屬性隨機(jī)性強(qiáng)或不存在空間自相關(guān)性。表1是用Geoda軟件計(jì)算的Moran's I值及其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。從中可知2006～2015年我國(guó)省域綠色創(chuàng)新效率的莫蘭指數(shù)值大于0，從p值大小來(lái)看，除2010年以外，都通過(guò)了5%顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕了空間不相關(guān)的原假設(shè)。因此可判定在全局角度上我國(guó)省際間綠色創(chuàng)新發(fā)展并非相互隔離、隨機(jī)分布的，會(huì)呈現(xiàn)出空間相互關(guān)聯(lián)性與依靠性，存在“鄰里模仿”與外溢效應(yīng)，相鄰省份比不相鄰省份綠色創(chuàng)新效率更為集聚。

表1 省域綠色創(chuàng)新效率全域莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)

（二）空間計(jì)量模型設(shè)置

根據(jù)以上分析，由于省域綠色創(chuàng)新效率具有顯著的空間自相關(guān)，建立在空間獨(dú)立假定下的傳統(tǒng)計(jì)量回歸模型存在一定的不足，需考慮合適的空間計(jì)量模型加以回歸。根據(jù)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出影響因素來(lái)源不同，設(shè)定如下3種空間面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型。

假設(shè)模型1：如果本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的水平不僅取決于本地區(qū)一些變量的影響,還受到鄰近區(qū)域綠色創(chuàng)新效率水平的影響,則可設(shè)定空間滯后模型 （Spatial Lag Model，SLM）：

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，W為空間權(quán)重矩陣。X為對(duì)數(shù)化處理后的相應(yīng)影響因素變量矩陣，β為本地區(qū)影響因素對(duì)本地綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)。i代表相應(yīng)區(qū)域，t代表相應(yīng)年份，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。ρ是綠色創(chuàng)新效率發(fā)展的空間滯后變量影響系數(shù)，反映了對(duì)象地區(qū)的周邊鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率發(fā)展對(duì)其綠色創(chuàng)新發(fā)展的溢出效應(yīng)。

假設(shè)模型2：如果綠色創(chuàng)新行為的空間依賴(lài)性存在一些難以觀測(cè)到并且具有一定空間結(jié)構(gòu)的誤差擾動(dòng)項(xiàng)的影響，并要有效測(cè)度這種誤差沖擊對(duì)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響程度，則可考慮采用空間誤差模型 （Spatial Error Model，SEM）：

其中，參數(shù)λ反映了因誤差項(xiàng)引致的區(qū)域間溢出效應(yīng)，ε為殘差項(xiàng)。

假設(shè)模型3：如果本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的水平不僅受到鄰近區(qū)域的綠色創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)外,還會(huì)受到相鄰地區(qū)的其他變量影響,則可考慮空間杜賓模型 （Spatial Durbin Model，SDM）：

其中，θ反映了其他地區(qū)影響因素對(duì)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的加權(quán)影響，本文將這種影響效應(yīng)界定為他溢效應(yīng)。

（三）溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)

空間溢出效應(yīng)是空間計(jì)量模型中重要分析工具，由于溢出效應(yīng)具有一定的源出與源入的方向性，既會(huì)存在其他地區(qū)影響因素對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的他溢效應(yīng)，也存在本地區(qū)相關(guān)變量對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的溢他效應(yīng)。在空間計(jì)量模型中，自變量與因變量會(huì)產(chǎn)生交互作用，此時(shí)自變量對(duì)因變量的邊際效應(yīng)不能采取線(xiàn)性模型進(jìn)行回歸，需要進(jìn)一步進(jìn)行解構(gòu)，將上述空間杜賓模型簡(jiǎn)化成某一特定時(shí)點(diǎn)的向量表達(dá)式：

其中，yN為N×1階因變量的向量；α為常數(shù)項(xiàng)；μ*為截面、隨機(jī)、時(shí)期誤差項(xiàng)；lnXt為所有自變量組成的N×K維矩陣。則在特定時(shí)點(diǎn)上，因變量lnGIEt對(duì)自變量K的偏導(dǎo)矩陣表達(dá)式為：

該式中右端矩陣主對(duì)角線(xiàn)上的元素的均值，映現(xiàn)了該省自變量對(duì)因變量的影響程度，亦即某一省份通過(guò)某一影響因素對(duì)本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的作用，稱(chēng)之為直接溢出效應(yīng)，表達(dá)式為直=N-1·tra[X（W）]，其中，tra[X（W）]為矩陣X（W）的跡，即主對(duì)角線(xiàn)之和。而該式中右端矩陣非主對(duì)角線(xiàn)上的其他元素的均值，則映現(xiàn)了某一省份通過(guò)自身相關(guān)影響因素對(duì)其他省份綠色創(chuàng)新效率的溢出作用，稱(chēng)之為間接溢出效應(yīng) （羅良文、梁圣蓉，2017），本文將其界定為溢他效應(yīng)，即為N-1·y·X（W）·y-N-1·tra[X（W）]。最終，把直接溢出效應(yīng)與間接溢出效應(yīng)匯總為總溢出效應(yīng)。

（四）空間計(jì)量模型選擇

首先對(duì)模型進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)形式擇取判斷。Hausman檢驗(yàn)值為47.415，并通過(guò)了0.01%的顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)形式的原假設(shè),故宜考慮固定效應(yīng)形式。再進(jìn)而采用極大似然估計(jì)法進(jìn)行回歸,在此基礎(chǔ)上采用Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn) （表2）來(lái)確定空間杜賓模型能否退化為空間誤差和空間滯后模型。如表2所示W(wǎng)ald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，從而拒絕了H0∶θ=0 和H0∶θ+ρβ=0 的原假設(shè),因此可以判定空間杜賓模型為最優(yōu)的模型選擇，不宜簡(jiǎn)化為空間誤差和空間滯后模型。

表2 模型選擇設(shè)定檢驗(yàn)情況

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）他溢效應(yīng)

普通OLS回歸系數(shù)比空間杜賓模型回歸系數(shù)小，說(shuō)明了OLS回歸忽略自變量與因變量的空間交互作用而高估了相關(guān)變量的影響作用。從空間杜賓模型的回歸結(jié)果來(lái)看,時(shí)空固定模型的對(duì)數(shù)似然值 （log-L）和調(diào)整的可決系數(shù) （A-R2），都明顯大于時(shí)間固定與空間固定模型,因此雙固定模型具有最優(yōu)的估計(jì)結(jié)果。以下就時(shí)空固定模型的實(shí)證結(jié)果對(duì)綠色創(chuàng)新效率影響因素加以分析 （見(jiàn)表3）。

表3 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

（1）ρ通過(guò)了 1%顯著性水平下檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)省際綠色創(chuàng)新效率間存在顯著的空間交互作用，周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，能有效促使本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提高0.348個(gè)百分點(diǎn)。

（2）人均GDP與綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,控制其他因素時(shí)，人均GDP每提高1%，綠色創(chuàng)新效率將會(huì)平均上升0.265%。說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將會(huì)提高綠色創(chuàng)新效率，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)域，一方面會(huì)更注重環(huán)境質(zhì)量發(fā)展，另一方面在綠色創(chuàng)新領(lǐng)域的研發(fā)投入也會(huì)增加，產(chǎn)品和服務(wù)的投資補(bǔ)貼與生產(chǎn)補(bǔ)貼力度會(huì)更大，從而提高綠色創(chuàng)新效率。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間滯后項(xiàng)的系數(shù)為-0.159，并通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負(fù)的空間溢出效益，這可能是因?yàn)猷徑貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展將會(huì)對(duì)本地區(qū)相關(guān)創(chuàng)新要素產(chǎn)生一定的虹吸作用，不利于本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升。

（3）正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率。正式環(huán)境規(guī)制程度每提高1%，綠色創(chuàng)新效率將會(huì)平均上升0.355%，這意味正式環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，企業(yè)承擔(dān)的環(huán)境污染成本約束加強(qiáng)，從而有動(dòng)力去注重生產(chǎn)的清潔化、生態(tài)化、循環(huán)化，而且率先進(jìn)行技術(shù)革新的企業(yè)在污染治理上具有先動(dòng)優(yōu)勢(shì)，有助于企業(yè)搶占市場(chǎng)份額、獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，對(duì)企業(yè)的綠色創(chuàng)新績(jī)效提升有明顯的幫助。正式環(huán)境規(guī)制的空間滯后項(xiàng)的系數(shù)為-0.389，并通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負(fù)的空間溢出效益。這可能是因?yàn)檎江h(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)產(chǎn)生威懾效應(yīng)，倒逼企業(yè)增加環(huán)境治理投資，從而使得相應(yīng)的低技術(shù)污染環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到其他環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)較低的地區(qū)，引發(fā)“污染避難所”效應(yīng)，抑制了綠色創(chuàng)新（周海華、王雙龍，2016）。

（4）非正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，非正式環(huán)境規(guī)制每提高1個(gè)百分點(diǎn)，綠色創(chuàng)新效率提高0.143個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明非正式環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境監(jiān)管的壓力可以刺激省域綠色創(chuàng)新，但這種影響程度遠(yuǎn)低于正式環(huán)境規(guī)制，意味著我國(guó)當(dāng)前非正式環(huán)境規(guī)制力量還很薄弱。非正式環(huán)境規(guī)制的空間滯后項(xiàng)的系數(shù)為-0.264，未通過(guò)相應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明了周邊地區(qū)非正式環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升并未帶來(lái)顯著的空間溢出效應(yīng)。

（5）FDI與綠色創(chuàng)新效率間并不存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)相應(yīng)的空間滯后項(xiàng)也未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著我國(guó)各地區(qū)在引進(jìn)FDI時(shí)，既未促進(jìn)本地綠色創(chuàng)新效率提升，也未給周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來(lái)溢出效應(yīng)。原因可能是FDI在多數(shù)省份并未真正考慮區(qū)域環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新，甚至擠占了我國(guó)省域研發(fā)創(chuàng)新，抑制了技術(shù)創(chuàng)新能力，引進(jìn)外資的綠色創(chuàng)新效率還不夠理想。這也意味著多數(shù)FDI進(jìn)入的目的是追求低廉成本、稅收優(yōu)惠等，并未真正考慮環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新，引資質(zhì)量還需進(jìn)一步提升。

（6）市場(chǎng)化對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有顯著提升作用。市場(chǎng)化程度每提高1個(gè)百分點(diǎn)，綠色創(chuàng)新效率提高0.297個(gè)百分點(diǎn)。市場(chǎng)化一方面有利于充分發(fā)揮價(jià)格機(jī)制作用，充分靈活地引導(dǎo)相關(guān)資源流轉(zhuǎn)并集聚到獲得更高效益的生產(chǎn)領(lǐng)域，另一方面還能激發(fā)創(chuàng)新單元的創(chuàng)新熱情與研發(fā)能力。而市場(chǎng)化的空間滯后項(xiàng)引入通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，對(duì)鄰近地區(qū)的彈性系數(shù)為0.189，說(shuō)明鄰近地區(qū)的市場(chǎng)化會(huì)對(duì)本地區(qū)的的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生溢出效應(yīng)，加速技術(shù)資本擴(kuò)散，促進(jìn)本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率的提高。這也意味著加強(qiáng)地區(qū)間市場(chǎng)化合作，弱化地方保護(hù)主義，有利于促進(jìn)地區(qū)間綠色創(chuàng)新效率提升的非零和博弈。

（二）溢他效應(yīng)

從表4中可以看出，直接溢出效應(yīng)分析與上文中地區(qū)自身自變量對(duì)因變量影響效應(yīng)分析的影響系數(shù)與顯著性變化不是很大，這也驗(yàn)證了空間杜賓計(jì)量模型的穩(wěn)健性。相對(duì)于人均GDP與正式環(huán)境規(guī)制的他溢效應(yīng)來(lái)說(shuō) （分別為-0.159與-0.389），本地區(qū)人均GDP與正式環(huán)境規(guī)制對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來(lái)了更強(qiáng)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即溢他效應(yīng)分別為-0.232與-0.463；相對(duì)于市場(chǎng)化的他溢效應(yīng)0.189來(lái)說(shuō)，本地區(qū)市場(chǎng)化對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來(lái)的正向空間溢出效應(yīng)相對(duì)較小，溢他效應(yīng)為0.067；不過(guò)本地區(qū)非正式環(huán)境規(guī)制與FDI卻對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率影響不顯著。總體來(lái)看，相關(guān)影響因素的溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)差距較大，存在嚴(yán)重不對(duì)稱(chēng)性，說(shuō)明了我國(guó)各地區(qū)在促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率的進(jìn)程中，存在相應(yīng)的地區(qū)性技術(shù)貿(mào)易壁壘，一方面不愿意技術(shù)創(chuàng)新方面協(xié)同共享，另一方面易將環(huán)境污染成本轉(zhuǎn)嫁給周邊地區(qū)。

表4 直溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)分解

五、結(jié)論與對(duì)策

本文測(cè)度了2006～2015年我國(guó)省際綠色創(chuàng)新效率發(fā)展，并就其影響因素及其空間溢出效應(yīng)進(jìn)行空間計(jì)量分析，得出如下結(jié)論： ①我國(guó)省際綠色創(chuàng)新效率存在明顯的正向空間自相關(guān)性，呈現(xiàn)出空間相互關(guān)聯(lián)性與依靠性；②人均GDP與綠色創(chuàng)新效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負(fù)的空間溢出效益，而本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來(lái)了更強(qiáng)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)；③正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，同時(shí)鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負(fù)的空間溢出效益，而本地區(qū)環(huán)境規(guī)制對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率卻帶來(lái)了更強(qiáng)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)；④非正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，但提升力度小于正式環(huán)境規(guī)制，同時(shí)他溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)也不明顯；⑤FDI對(duì)綠色創(chuàng)新效率影響不明顯，他溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)也不明顯；⑥市場(chǎng)化能顯著提升綠色創(chuàng)新效率，同時(shí)鄰近地區(qū)的市場(chǎng)化會(huì)對(duì)本地區(qū)的的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生溢出效應(yīng)，本地區(qū)市場(chǎng)化對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率也帶來(lái)了空間溢出效應(yīng)；⑦相關(guān)影響因素的溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)存在嚴(yán)重不對(duì)稱(chēng)。

結(jié)合上述研究，相應(yīng)的對(duì)策啟示如下： ①充分構(gòu)建公平競(jìng)爭(zhēng)的綠色創(chuàng)新市場(chǎng)環(huán)境和市場(chǎng)導(dǎo)向的創(chuàng)新格局，有效發(fā)揮省際間綠色創(chuàng)新要素價(jià)格機(jī)制的優(yōu)化配置作用，抑制地方政府對(duì)企業(yè)過(guò)分干預(yù)、對(duì)要素價(jià)格人為扭曲的行為；②鼓勵(lì)和支持環(huán)保NGO等非正式環(huán)境規(guī)制形式發(fā)展，引導(dǎo)地區(qū)間非正式環(huán)境規(guī)制合作與交流，充分發(fā)揮正式環(huán)境規(guī)制與非正式環(huán)境規(guī)制協(xié)同作用，進(jìn)而對(duì)企業(yè)產(chǎn)生良性的社會(huì)壓力，有效增強(qiáng)綠色創(chuàng)新行為；③我國(guó)省域引資質(zhì)量還需進(jìn)一步提升，在引進(jìn)FDI時(shí)需進(jìn)一步評(píng)估其綠色創(chuàng)新能力，真正實(shí)現(xiàn)以市場(chǎng)換綠色技術(shù)的目的，充分發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)；④弱化行政區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展思維，打破本位主義，加強(qiáng)省際間綠色創(chuàng)新的跨區(qū)合作，充分發(fā)揮東部省份綠色創(chuàng)新的指向性溢出效應(yīng)，積極營(yíng)造中西部省份承接綠色創(chuàng)新溢出的良好環(huán)境。