亚洲免费av电影一区二区三区,日韩爱爱视频,51精品视频一区二区三区,91视频爱爱,日韩欧美在线播放视频,中文字幕少妇AV,亚洲电影中文字幕,久久久久亚洲av成人网址,久久综合视频网站,国产在线不卡免费播放

        ?

        我國省際綠色創(chuàng)新效率的影響因素及空間溢出效應(yīng)

        2019-01-01 15:08:16
        當代經(jīng)濟管理 2018年12期
        關(guān)鍵詞:規(guī)制效應(yīng)效率

        ■ 曾 冰

        (江西財經(jīng)大學(xué)江西經(jīng)濟發(fā)展與改革研究院,江西南昌330013)

        一、引言與文獻綜述

        黨的十九大報告中提出“建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計”,明確要求“實行最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度,形成綠色發(fā)展方式和生活方式”,并進一步提出“推進綠色發(fā)展,建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系”。綠色發(fā)展是習(xí)近平新時代中國特色社會主義思想的重要組成部分,彰顯了推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、順應(yīng)人民對更加美好生活的追求、實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的責(zé)任擔(dān)當。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)新效率是新時代下綠色發(fā)展、建設(shè)美麗中國的重要落腳點,也是推進創(chuàng)新驅(qū)動和綠色發(fā)展兩大國家發(fā)展戰(zhàn)略協(xié)同發(fā)展的有效契合點。

        現(xiàn)有研究綠色創(chuàng)新效率發(fā)展文獻,主要沿著兩條主線展開:一是綠色創(chuàng)新績效評價方面,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個方面建立指標體系,并運用因子分析、主成分分析、熵值法等方法研究我國綠色創(chuàng)新績效[1-2];周力、史修松、余泳澤等學(xué)者利用DEA與SFA等方法對我國相關(guān)地區(qū)綠色創(chuàng)新績效情況進行了測度[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)新能力評價模型[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30個省份綠色創(chuàng)新效率區(qū)域差異性及成因研究[7];王惠等基于2006~2012年省級面板數(shù)據(jù),構(gòu)建門檻模型實證分析R&D投入強度對其產(chǎn)生的影響[8];余淑均等人在長江經(jīng)濟帶主要城市綠色創(chuàng)新效率測度基礎(chǔ)上,借助面板隨機Tobit模型,重點分析了各類環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)[9];孫宏芃采用系統(tǒng)廣義矩估計 (GMM)方法考察創(chuàng)新制度環(huán)境、要素市場扭曲以及其他因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響[10];彭文斌等人通過省域環(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)新的機理,選取2005~2014年各省域面板數(shù)據(jù)為研究樣本,構(gòu)建門檻回歸模型實證檢驗正式、非正式環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)[11]。張偉等闡述了FDI影響綠色創(chuàng)新效率發(fā)展的機理模型,并重點探討相關(guān)提升路徑[12]。

        綜上所述,現(xiàn)有對綠色創(chuàng)新研究文獻大都忽視了空間因素對經(jīng)濟活動的重要影響。基于地理媒介的知識溢出使得創(chuàng)新活動存在典型的空間依賴特征,進而帶來相應(yīng)程度的經(jīng)濟格局變化。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,尤其是要重點考慮空間溢出效應(yīng)。與此同時,由于溢出效應(yīng)具有矢量性,既會存在其他地區(qū)影響因素對本地區(qū)創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng),也存在本地區(qū)相關(guān)變量對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng),現(xiàn)有文獻很少對這兩種空間溢出效應(yīng)進行區(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)進行重點探討,以期更客觀更全面探索綠色創(chuàng)新效率影響因素的時空特征和動力機制,明晰綠色創(chuàng)新效率提升路徑,切實而有力地推進我國經(jīng)濟社會的創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、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)出過程中生態(tài)效益與經(jīng)濟收益的創(chuàng)新效率 (殷群等,2016)。關(guān)于綠色創(chuàng)新效率(GIE)測度,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,屬于線性分段和徑向理論,極易導(dǎo)致投入要素的“松弛”問題。為了克服傳統(tǒng)DEA的測算誤差,較好地處理投入產(chǎn)出變量的松弛性問題,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指標,其中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費投入和R&D人員全時當量作資本和人力兩類非資源投入 (汪傳旭等,2016)[13],同時綠色創(chuàng)新強調(diào)能源利用效率與降低污染,再加上相關(guān)創(chuàng)新過程離不開能源,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)濟收益,故在產(chǎn)出側(cè)變量選取時,將高技術(shù)行業(yè)專利申請數(shù)、新產(chǎn)品主營業(yè)務(wù)收入作為期望產(chǎn)出變量來表征經(jīng)濟收益;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、張偉等人文獻研究,選取經(jīng)濟發(fā)展水平 (dev)、環(huán)境規(guī)制 (hjg)、勞動力素質(zhì) (hum)、市場化 (sch)等自變量[9,12-13]。經(jīng)濟發(fā)展水平 (dev)用人均GDP表示,并以2004年為基期進行平減處理;環(huán)境規(guī)制分為正式與非正式兩類,其中正式環(huán)境規(guī)制 (fhj)強度選取單位土地面積工業(yè)治理廢氣完成投資額來表征,以環(huán)境污染信訪次數(shù)衡量非正式環(huán)境規(guī)制 (ihj)強度 (彭文斌等,2017)[11]; 外商直接投資 (fdi)采用各地區(qū)外資實際利用額,并按當年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣進行調(diào)整;市場化采用樊綱、王小魯?shù)热藴y度的各省市場化指數(shù)[14]。考慮變量取值的穩(wěn)定性,對變量進行對數(shù)化處理,故本文的基礎(chǔ)模型設(shè)定為:

        數(shù)據(jù)均來源于2005~2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》等年鑒,由于西藏地區(qū)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失嚴重,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。

        三、模型構(gòu)建

        (一)空間相關(guān)性檢驗

        傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)建模有意或無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量模型當中,為了驗證區(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)對其進行空間相關(guān)性檢驗??紤]到綠色創(chuàng)新會隨距離增加而出現(xiàn)衰減規(guī)律,本文以各省省會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性強或不存在空間自相關(guān)性。表1是用Geoda軟件計算的Moran's I值及其檢驗統(tǒng)計量。從中可知2006~2015年我國省域綠色創(chuàng)新效率的莫蘭指數(shù)值大于0,從p值大小來看,除2010年以外,都通過了5%顯著性水平檢驗,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省際間綠色創(chuàng)新發(fā)展并非相互隔離、隨機分布的,會呈現(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

        (二)空間計量模型設(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),建立在空間獨立假定下的傳統(tǒng)計量回歸模型存在一定的不足,需考慮合適的空間計量模型加以回歸。根據(jù)綠色創(chuàng)新效率的空間溢出影響因素來源不同,設(shè)定如下3種空間面板數(shù)據(jù)計量模型。

        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,W為空間權(quán)重矩陣。X為對數(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為隨機誤差項。ρ是綠色創(chuàng)新效率發(fā)展的空間滯后變量影響系數(shù),反映了對象地區(qū)的周邊鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率發(fā)展對其綠色創(chuàng)新發(fā)展的溢出效應(yīng)。

        假設(shè)模型2:如果綠色創(chuàng)新行為的空間依賴性存在一些難以觀測到并且具有一定空間結(jié)構(gòu)的誤差擾動項的影響,并要有效測度這種誤差沖擊對本地區(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反映了因誤差項引致的區(qū)域間溢出效應(yīng),ε為殘差項。

        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,既會存在其他地區(qū)影響因素對本地區(qū)創(chuàng)新效率的他溢效應(yīng),也存在本地區(qū)相關(guān)變量對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的溢他效應(yīng)。在空間計量模型中,自變量與因變量會產(chǎn)生交互作用,此時自變量對因變量的邊際效應(yīng)不能采取線性模型進行回歸,需要進一步進行解構(gòu),將上述空間杜賓模型簡化成某一特定時點的向量表達式:

        其中,yN為N×1階因變量的向量;α為常數(shù)項;μ*為截面、隨機、時期誤差項;lnXt為所有自變量組成的N×K維矩陣。則在特定時點上,因變量lnGIEt對自變量K的偏導(dǎo)矩陣表達式為:

        該式中右端矩陣主對角線上的元素的均值,映現(xiàn)了該省自變量對因變量的影響程度,亦即某一省份通過某一影響因素對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的作用,稱之為直接溢出效應(yīng),表達式為直=N-1·tra[X(W)],其中,tra[X(W)]為矩陣X(W)的跡,即主對角線之和。而該式中右端矩陣非主對角線上的其他元素的均值,則映現(xiàn)了某一省份通過自身相關(guān)影響因素對其他省份綠色創(chuàng)新效率的溢出作用,稱之為間接溢出效應(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)空間計量模型選擇

        首先對模型進行固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)形式擇取判斷。Hausman檢驗值為47.415,并通過了0.01%的顯著性水平檢驗,拒絕了隨機效應(yīng)形式的原假設(shè),故宜考慮固定效應(yīng)形式。再進而采用極大似然估計法進行回歸,在此基礎(chǔ)上采用Wald檢驗和LR檢驗 (表2)來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檢驗和LR檢驗均通過1%的顯著性水平檢驗,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,不宜簡化為空間誤差和空間滯后模型。

        表2 模型選擇設(shè)定檢驗情況

        四、實證結(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)果來看,時空固定模型的對數(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)的估計結(jié)果。以下就時空固定模型的實證結(jié)果對綠色創(chuàng)新效率影響因素加以分析 (見表3)。

        表3 空間杜賓模型估計結(jié)果

        (1)ρ通過了 1%顯著性水平下檢驗,說明我國省際綠色創(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個百分點,能有效促使本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提高0.348個百分點。

        (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,人均GDP每提高1%,綠色創(chuàng)新效率將會平均上升0.265%。說明經(jīng)濟增長將會提高綠色創(chuàng)新效率,經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)域,一方面會更注重環(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)投入也會增加,產(chǎn)品和服務(wù)的投資補貼與生產(chǎn)補貼力度會更大,從而提高綠色創(chuàng)新效率。經(jīng)濟增長的空間滯后項的系數(shù)為-0.159,并通過1%的顯著性檢驗,說明鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益,這可能是因為鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展將會對本地區(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)新效率將會平均上升0.355%,這意味正式環(huán)境規(guī)制越嚴格,企業(yè)承擔(dān)的環(huán)境污染成本約束加強,從而有動力去注重生產(chǎn)的清潔化、生態(tài)化、循環(huán)化,而且率先進行技術(shù)革新的企業(yè)在污染治理上具有先動優(yōu)勢,有助于企業(yè)搶占市場份額、獲取競爭優(yōu)勢,對企業(yè)的綠色創(chuàng)新績效提升有明顯的幫助。正式環(huán)境規(guī)制的空間滯后項的系數(shù)為-0.389,并通過1%的顯著性檢驗,說明鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益。這可能是因為正式環(huán)境規(guī)制對企業(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)境標準相對較低的地區(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個百分點,綠色創(chuàng)新效率提高0.143個百分點,說明非正式環(huán)境規(guī)制對環(huán)境監(jiān)管的壓力可以刺激省域綠色創(chuàng)新,但這種影響程度遠低于正式環(huán)境規(guī)制,意味著我國當前非正式環(huán)境規(guī)制力量還很薄弱。非正式環(huán)境規(guī)制的空間滯后項的系數(shù)為-0.264,未通過相應(yīng)的顯著性檢驗,說明了周邊地區(qū)非正式環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升并未帶來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,同時相應(yīng)的空間滯后項也未通過顯著性檢驗,意味著我國各地區(qū)在引進FDI時,既未促進本地綠色創(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,甚至擠占了我國省域研發(fā)創(chuàng)新,抑制了技術(shù)創(chuàng)新能力,引進外資的綠色創(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)量還需進一步提升。

        (6)市場化對綠色創(chuàng)新效率具有顯著提升作用。市場化程度每提高1個百分點,綠色創(chuàng)新效率提高0.297個百分點。市場化一方面有利于充分發(fā)揮價格機制作用,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。而市場化的空間滯后項引入通過了顯著性檢驗,對鄰近地區(qū)的彈性系數(shù)為0.189,說明鄰近地區(qū)的市場化會對本地區(qū)的的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生溢出效應(yīng),加速技術(shù)資本擴散,促進本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率的提高。這也意味著加強地區(qū)間市場化合作,弱化地方保護主義,有利于促進地區(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,這也驗證了空間杜賓計量模型的穩(wěn)健性。相對于人均GDP與正式環(huán)境規(guī)制的他溢效應(yīng)來說 (分別為-0.159與-0.389),本地區(qū)人均GDP與正式環(huán)境規(guī)制對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來了更強的負向空間溢出效應(yīng),即溢他效應(yīng)分別為-0.232與-0.463;相對于市場化的他溢效應(yīng)0.189來說,本地區(qū)市場化對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來的正向空間溢出效應(yīng)相對較小,溢他效應(yīng)為0.067;不過本地區(qū)非正式環(huán)境規(guī)制與FDI卻對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率影響不顯著??傮w來看,相關(guān)影響因素的溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)差距較大,存在嚴重不對稱性,說明了我國各地區(qū)在促進綠色創(chuàng)新效率的進程中,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)論與對策

        本文測度了2006~2015年我國省際綠色創(chuàng)新效率發(fā)展,并就其影響因素及其空間溢出效應(yīng)進行空間計量分析,得出如下結(jié)論: ①我國省際綠色創(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)濟增長對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益,而本地區(qū)經(jīng)濟增長卻對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率帶來了更強的負向空間溢出效應(yīng);③正式環(huán)境規(guī)制能顯著提升綠色創(chuàng)新效率,同時鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率具有負的空間溢出效益,而本地區(qū)環(huán)境規(guī)制對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率卻帶來了更強的負向空間溢出效應(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,同時他溢效應(yīng)與溢他效應(yīng)也不明顯;⑤FDI對綠色創(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市場化能顯著提升綠色創(chuàng)新效率,同時鄰近地區(qū)的市場化會對本地區(qū)的的綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生溢出效應(yīng),本地區(qū)市場化對周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新效率也帶來了空間溢出效應(yīng);⑦相關(guān)影響因素的溢他效應(yīng)與他溢效應(yīng)存在嚴重不對稱。

        結(jié)合上述研究,相應(yīng)的對策啟示如下: ①充分構(gòu)建公平競爭的綠色創(chuàng)新市場環(huán)境和市場導(dǎo)向的創(chuàng)新格局,有效發(fā)揮省際間綠色創(chuàng)新要素價格機制的優(yōu)化配置作用,抑制地方政府對企業(yè)過分干預(yù)、對要素價格人為扭曲的行為;②鼓勵和支持環(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,進而對企業(yè)產(chǎn)生良性的社會壓力,有效增強綠色創(chuàng)新行為;③我國省域引資質(zhì)量還需進一步提升,在引進FDI時需進一步評估其綠色創(chuàng)新能力,真正實現(xiàn)以市場換綠色技術(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)濟發(fā)展思維,打破本位主義,加強省際間綠色創(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),積極營造中西部省份承接綠色創(chuàng)新溢出的良好環(huán)境。

        猜你喜歡
        規(guī)制效應(yīng)效率
        鈾對大型溞的急性毒性效應(yīng)
        主動退市規(guī)制的德國經(jīng)驗與啟示
        懶馬效應(yīng)
        提升朗讀教學(xué)效率的幾點思考
        甘肅教育(2020年14期)2020-09-11 07:57:42
        保護與規(guī)制:關(guān)于文學(xué)的刑法
        刑法論叢(2018年4期)2018-05-21 00:44:30
        應(yīng)變效應(yīng)及其應(yīng)用
        論《反不正當競爭法》的規(guī)制范疇
        法治研究(2016年4期)2016-12-01 03:41:40
        跟蹤導(dǎo)練(一)2
        “錢”、“事”脫節(jié)效率低
        內(nèi)容規(guī)制
        av在线免费观看大全| 丁香婷婷色| 国产一区二区三区视频免费在线| 有码视频一区二区三区| 日本一本免费一二区| 特级做a爰片毛片免费看108| 操出白浆在线观看| 国产熟女乱综合一区二区三区| 日本免费一二三区在线| 免费人成激情视频在线观看冫| 欧美精品久久久久久久自慰| 亚洲国产成人无码电影| 亚洲一区免费视频看看| 亚洲av中文无码字幕色本草| 男女一边摸一边做爽爽的免费阅读| 在线观看av手机网址| 蜜桃av噜噜噜一区二区三区| 国产一区二区三区视频网| 国产顶级熟妇高潮xxxxx| 欧美a在线播放| 蜜桃精品国产一区二区三区| 国产亚洲视频在线播放| 国产精品无码av一区二区三区| 国产精品一区二区资源| 男女动态视频99精品| 真人做爰试看120秒| 波多野结衣乳巨码无在线| 人妻无码AⅤ不卡中文字幕| 国产剧情亚洲一区二区三区| 国产玉足榨精视频在线观看| 日韩精品无码免费专区网站| 日本高清不在线一区二区色| 中文字幕人妻互换激情| 亚洲综合网站久久久| 成人免费视频在线观看| 中文字幕日韩人妻高清在线| 亚洲成年国产一区二区| 性无码免费一区二区三区在线| 精品手机在线视频| 一本之道加勒比在线观看| 久久99精品久久久久久清纯|