李琳 曾偉平

[摘要]基于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響綠色創(chuàng)新效率的理論分析，利用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板Tobit模型和門(mén)檻模型等方法，實(shí)證檢驗(yàn)了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色創(chuàng)新效率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度與綠色創(chuàng)新效率在空間格局上均呈現(xiàn)由東部向西部遞減趨勢(shì);在全國(guó)層面和東、中部，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有促進(jìn)效應(yīng)，而在西部其影響微弱且效應(yīng)為負(fù);高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響存在單一門(mén)檻特征，在全國(guó)層面和中、西部呈先抑制后促進(jìn)的“U型”特征，在東部則呈先促進(jìn)后抑制的“倒U型”關(guān)系，且不少省份已發(fā)展到產(chǎn)業(yè)集聚的擁擠階段;高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響效果和門(mén)檻效應(yīng)均存在空間分異性。最后得出了相應(yīng)的政策啟示。

[關(guān)鍵詞]高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚;綠色創(chuàng)新效率;影響效果;門(mén)檻特征;空間分異

[中圖分類(lèi)號(hào)]中圖分類(lèi)號(hào)F062.2;F062.9[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A文獻(xiàn)標(biāo)志碼[文章編號(hào)]1673-0461（2021）02-0048-09

一、引言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展新階段，資源短缺、環(huán)境約束、經(jīng)濟(jì)下行等瓶頸效應(yīng)凸顯，綠色創(chuàng)新有望成為突破這些瓶頸的新引擎。綠色創(chuàng)新作為既能驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，又兼顧避免創(chuàng)新活動(dòng)可能給生態(tài)環(huán)境帶來(lái)負(fù)外部性的一種新型創(chuàng)新形式，逐漸成為包括中國(guó)在內(nèi)的世界各國(guó)在追求可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)時(shí)普遍遵循的創(chuàng)新路徑[1-2]。綠色創(chuàng)新效率是衡量綠色創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)，不僅從傳統(tǒng)創(chuàng)新效率視閾來(lái)評(píng)價(jià)創(chuàng)新過(guò)程中的要素利用狀況，還增加了非期望產(chǎn)出維度，綜合考慮科技創(chuàng)新、資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)，是對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新效率的補(bǔ)充和完善[3]。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)既是知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，又是資源節(jié)約、環(huán)境友好的綠色產(chǎn)業(yè)，業(yè)已成為國(guó)家與地區(qū)踐行綠色創(chuàng)新路徑的主要產(chǎn)業(yè)依托。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)基于資源共享和知識(shí)溢出效應(yīng)，傾向于在空間上集聚于高新區(qū)。理論上講，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)適度集聚可獲得規(guī)模效應(yīng)、知識(shí)溢出與創(chuàng)新互動(dòng)效應(yīng)，因此，它對(duì)綠色創(chuàng)新效率可能具有天然影響。那么，中國(guó)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚是否對(duì)綠色創(chuàng)新效率存在影響？如若存在，則其內(nèi)在機(jī)制是什么？進(jìn)一步，這種影響效應(yīng)是否會(huì)隨著集聚程度增強(qiáng)而呈現(xiàn)非線(xiàn)性特征？這些都是高質(zhì)量發(fā)展背景下迫切需要探究的議題。

自20世紀(jì)90年代開(kāi)始，綠色創(chuàng)新逐漸成為理論界研究熱點(diǎn)，在傳統(tǒng)創(chuàng)新概念基礎(chǔ)上，將資源節(jié)約、環(huán)境污染等生態(tài)要素納入至創(chuàng)新研究體系，提出了綠色創(chuàng)新、生態(tài)創(chuàng)新、環(huán)境創(chuàng)新和可持續(xù)創(chuàng)新等內(nèi)涵相近的概念，它們都強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新活動(dòng)需以環(huán)境保護(hù)和可持續(xù)發(fā)展為目標(biāo)來(lái)展開(kāi)[4-5]。通過(guò)梳理國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，關(guān)于綠色創(chuàng)新效率的研究主要集中在3個(gè)方面：一是綠色創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)研究，二是綠色創(chuàng)新效率影響因素研究，三是綠色創(chuàng)新效率時(shí)空演化研究。就第一方面，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）因無(wú)需事先對(duì)變量間關(guān)系進(jìn)行假定，在測(cè)量多投入、多產(chǎn)出的決策單元效率方面有明顯優(yōu)勢(shì)而被廣泛應(yīng)用[5-7]。如吳超等構(gòu)建DEARAM聯(lián)合效率模型評(píng)價(jià)了中國(guó)16個(gè)重污染行業(yè)綠色創(chuàng)新效率[7];劉佳等采用超效率SBM模型對(duì)中國(guó)各地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率進(jìn)行了測(cè)評(píng)[6]。就第二方面，現(xiàn)有研究認(rèn)為影響地區(qū)或產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的因素主要包括環(huán)境規(guī)制[2，8-10]、政府補(bǔ)貼[8]、市場(chǎng)拉動(dòng)[2，8]、研發(fā)投入[11]、技術(shù)轉(zhuǎn)移[12]、對(duì)外直接投資[13]等，其中，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新效率影響的研究成果最多。如賈軍等實(shí)證分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)和非綠色技術(shù)研發(fā)路徑依賴(lài)的影響[9];李婉紅認(rèn)為省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，排污費(fèi)制度對(duì)制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)越明顯，反之則反[10]。就第三方面，付幗等建立綠色創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系對(duì)中國(guó)省域綠色創(chuàng)新空間格局進(jìn)行了演化分析[14];劉章生等運(yùn)用全局SBM方向距離函數(shù)和全局MalmquistLuenberger指數(shù)對(duì)中國(guó)省際綠色創(chuàng)新能力的時(shí)空演變規(guī)律進(jìn)行了分析[15];楊樹(shù)旺等運(yùn)用SBM模型和ESDA方法研究了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶綠色創(chuàng)新效率時(shí)空分異特征[16]。此外，也有一些關(guān)于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新效率互動(dòng)關(guān)系的研究可為本文提供啟迪。如唐睿等研究認(rèn)為安徽省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)了全省研發(fā)效率提升[17];而謝子遠(yuǎn)等研究卻發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集群顯著降低了國(guó)家高新區(qū)創(chuàng)新效率，得出了相反結(jié)論[18]。但是，定性研究高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率作用機(jī)制，并實(shí)證檢驗(yàn)其影響效果的文獻(xiàn)不多，研究深度有待拓展。

綜上所述，迄今大量學(xué)者圍繞綠色創(chuàng)新效率開(kāi)展了卓有成效的研究，為本文做進(jìn)一步探索提供了較好的理論基礎(chǔ)和方法啟示，但遺憾的是，目前從綠色創(chuàng)新效率提升和門(mén)檻特征的角度來(lái)探討產(chǎn)業(yè)集聚，尤其是具備綠色產(chǎn)業(yè)特征的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新的影響機(jī)制的研究不多，因此，也未能揭示出產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新影響的空間分異特征，這些即是本文創(chuàng)新之處。有鑒于此，本文利用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，測(cè)算高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度和綠色創(chuàng)新效率，采用面板Tobit模型和門(mén)檻模型等方法實(shí)證檢驗(yàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響綠色創(chuàng)新效率的作用效果、門(mén)檻特征及其空間分異特性，為因地制宜推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，充分利用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

在要素投入一定的前提下，綠色創(chuàng)新效率還涉及資源投入的期望產(chǎn)出效率與非期望產(chǎn)出降低效率兩個(gè)基本要素[19]，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模效應(yīng)、知識(shí)溢出效應(yīng)、擁擠效應(yīng)和不良競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)是影響這兩個(gè)效率的主要因素，但何種效應(yīng)居主導(dǎo)取決于其所處的生命周期階段。期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出往往相伴而生，二者共同決定綠色創(chuàng)新效率，假設(shè)二者關(guān)系式為：

前文提到，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響可能因集聚階段不同而存在非線(xiàn)性門(mén)檻特征。而中國(guó)又是典型經(jīng)濟(jì)大國(guó)，大國(guó)經(jīng)濟(jì)突出特征之一就是存在區(qū)域異質(zhì)性，各地區(qū)在資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及地方政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的重視程度等方面均存在顯著差異。以高新技術(shù)企業(yè)數(shù)為例，2017年，東部省份均擁有8942.36家，中部省份均擁有2442.5家，西部省份均擁有1151.27家，區(qū)域差異十分顯著①。除了這些可觀(guān)測(cè)度量的異質(zhì)性外，還有許多無(wú)法定量化但確實(shí)存在影響的隱性因素，如社會(huì)傳統(tǒng)、文化習(xí)俗、歷史背景等。因此，不同地區(qū)發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的能力，以及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的演進(jìn)路徑也可能有所不同，這就導(dǎo)致高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的作用效果與門(mén)檻特征也可能存在空間差異。忽視這一問(wèn)題，將難以結(jié)合區(qū)域自身特征因地制宜制訂合理的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚政策和綠色創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，從而導(dǎo)致潛在效率損失?；谇笆龇治觯岢鲆韵卵芯考僭O(shè)。

假設(shè)1：若高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)僅在空間上簡(jiǎn)單扎堆，對(duì)提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率貢獻(xiàn)不大，甚至還具有抑制效應(yīng);若產(chǎn)業(yè)真正實(shí)現(xiàn)有效集聚，則對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率具有促進(jìn)效應(yīng)。

假設(shè)2：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響存在門(mén)檻特征，且只有集聚度達(dá)到特定門(mén)檻值（或門(mén)檻范圍）時(shí)才具有促進(jìn)效應(yīng)。

假設(shè)3：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的作用效果和門(mén)檻特征存在空間分異性。

三、測(cè)算方法、模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

（一）測(cè)算方法

（1）綠色創(chuàng)新效率（Gie）。借鑒馬曉君等[22]的做法，采用包含非期望產(chǎn)出的SuperSBM模型測(cè)算綠色創(chuàng)新效率。在綜合考慮既有測(cè)度綠色創(chuàng)新效率的指標(biāo)[2，3，11，16]、數(shù)據(jù)可得性及綠色創(chuàng)新內(nèi)涵等基礎(chǔ)上，選取R&D人員投入、R&D資本投入和能源投入作為投入要素，選取專(zhuān)利申請(qǐng)受理數(shù)、新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入作為期望產(chǎn)出，選取環(huán)境污染指數(shù)作為非期望產(chǎn)出。其中，R&D資本投入用R&D資本存量衡量，采用永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行估算，折舊率取15%，以R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出為估算的原始指標(biāo)，并以2001年為基期，采用研發(fā)價(jià)格指數(shù)（0.45×固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)+0.55×工業(yè)生產(chǎn)者出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù)）對(duì)其進(jìn)行平減[7];能源投入以折算成標(biāo)準(zhǔn)煤后的能源消費(fèi)總量來(lái)衡量;環(huán)境污染指數(shù)由采用熵權(quán)法綜合計(jì)算工業(yè)三廢指標(biāo)（工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量）得到。

（三）變量說(shuō)明

（1）被解釋變量。綠色創(chuàng)新效率（Gie）以考慮非期望產(chǎn)出的SuperSBM模型測(cè)得。

（2）核心解釋變量和門(mén)檻變量。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚（Htia）由區(qū)位熵指數(shù)測(cè)算表征。

（3）控制變量。主要涉及環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（Rules）、政府支持力度（Supp）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Pgdp）、對(duì)外開(kāi)放度（Open）和技術(shù)市場(chǎng)成熟度（Trans）。其中，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新既有正面的創(chuàng)新補(bǔ)償功效，也存在負(fù)面的抵消效應(yīng)，用污染治理完成投資額表征環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度[9];政府支持可在一定程度彌補(bǔ)創(chuàng)新活動(dòng)外部性給綠色創(chuàng)新企業(yè)帶來(lái)的高研發(fā)成本和風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)政府資金投入也可能給企業(yè)帶來(lái)擠出效應(yīng)[7]，以政府財(cái)政科技支出占財(cái)政支出比重衡量政府支持力度;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)，以地區(qū)人均GDP來(lái)度量;對(duì)外開(kāi)放度與本地區(qū)引進(jìn)消化吸收再創(chuàng)新的能力密不可分，同時(shí)也是“污染避難所”假說(shuō)提出的重要切入點(diǎn)，用地區(qū)進(jìn)出口總額反映地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度;技術(shù)市場(chǎng)是知識(shí)產(chǎn)品進(jìn)行交易的場(chǎng)所，是打通“科技創(chuàng)新最后一公里”的關(guān)鍵，采用技術(shù)市場(chǎng)成交額反映技術(shù)市場(chǎng)成熟度[16]。

（四）數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到數(shù)據(jù)可獲得性，本文以中國(guó)2007—2017年的30省份（西藏，港澳臺(tái)地區(qū)除外）為研究樣本，指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)及相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)火炬統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)由線(xiàn)性插值估算得到。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色創(chuàng)新效率的特征事實(shí)

使用MaxDEA7Ultra軟件和式（1），測(cè)得2007—2017年中國(guó)30省份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度和綠色創(chuàng)新效率值，計(jì)算二者在考察期內(nèi)的均值，得到圖2。在研究期內(nèi)，浙江、上海、江蘇、廣東、安徽、湖南、北京等7省份高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度位居中國(guó)30省份前列，均值都超過(guò)1，且主要位于東部，其中浙江集聚度最高，為1.873。其余省份高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度低于1，排名前10位省份中僅湖南（第6位）、湖北（第10位）屬于中部，并且東、中、西部的整體均值排序依次為東部（1.074）>中部（0.796）>西部（0.491）。從綠色創(chuàng)新效率來(lái)看，江蘇綠色創(chuàng)新效率最高，然后依次是山東、浙江、重慶、北京、湖南、上海、天津、廣東、安徽等9省份，江蘇為1.272、山東為1.095、浙江為1.087、重慶為1.065、北京為1.001，這5省份達(dá)到了綠色創(chuàng)新效率前沿面。中西部?jī)H湖南、安徽、重慶進(jìn)入前10位，東、中、西部的整體均值排序依次為東部（0.838）>中部（0.624）>西部（0.555）?？傮w來(lái)看，各省份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度與綠色創(chuàng)新效率二者區(qū)域均值的空間格局基本一致，即呈現(xiàn)東部→中部→西部依次遞減的空間分異特征，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況相符。

（二）面板Tobit模型分析：對(duì)影響效果的討論

首先對(duì)各變量原始數(shù)據(jù)進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)，計(jì)算得到最大VIF為3.75，平均VIF為2.80，遠(yuǎn)小于數(shù)值10，故可認(rèn)為多重共線(xiàn)性問(wèn)題不嚴(yán)重?？紤]到面板Tobit模型特征，同時(shí)為進(jìn)一步減少多重共線(xiàn)性和異方差性，在具體實(shí)證過(guò)程中對(duì)各解釋變量取對(duì)數(shù)。面板Tobit模型回歸結(jié)果如表1所示。

表1中模型1—6均是基于全國(guó)30省份樣本進(jìn)行的回歸，模型1僅考慮了核心解釋變量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚，回歸結(jié)果表明系數(shù)顯著為正，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度相對(duì)提高1%，綠色創(chuàng)新效率的絕對(duì)量隨之提升0.113%。但是，模型1有遺漏關(guān)鍵解釋變量并導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏之嫌，為此，模型2—6逐步加入新的控制變量來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果表明：第一，盡管解釋變量在不斷增加，但高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響一直顯著為正，反映高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有促進(jìn)效應(yīng)的結(jié)論具有較強(qiáng)穩(wěn)定性。自1985年中國(guó)第一家高新區(qū)建立以來(lái)，各級(jí)政府對(duì)高新區(qū)建設(shè)一直予以高度重視，在其發(fā)展過(guò)程中不斷進(jìn)行數(shù)量擴(kuò)容、產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)和功能升級(jí)，發(fā)展至今已在全國(guó)層面實(shí)現(xiàn)了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效集聚，故能對(duì)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。第二，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有正向影響，表明不斷強(qiáng)化的環(huán)境規(guī)制正在倒逼中國(guó)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，增加了科技創(chuàng)新的期望產(chǎn)出，提升了綠色創(chuàng)新效率，與“波特假說(shuō)”相一致;政府支持的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明政府的科技資金投入對(duì)于全社會(huì)開(kāi)展綠色創(chuàng)新活動(dòng)具有較好示范帶動(dòng)效應(yīng)，有助于綠色創(chuàng)新效率提升;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有負(fù)向影響，這反映出中國(guó)多數(shù)省份在過(guò)去盲目追求“GDP競(jìng)賽”導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量不高的特征事實(shí)，高質(zhì)量發(fā)展已時(shí)不我待;對(duì)外開(kāi)放度對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響顯著為正，說(shuō)明中國(guó)通過(guò)不斷開(kāi)拓國(guó)際市場(chǎng)，努力推行貿(mào)易自由化，主動(dòng)融入全球價(jià)值鏈，積極引進(jìn)消化吸收國(guó)際先進(jìn)技術(shù)，等，有效提升了綠色創(chuàng)新效率;技術(shù)市場(chǎng)成熟度的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明技術(shù)市場(chǎng)越成熟，越有利于加快創(chuàng)新成果產(chǎn)品化和市場(chǎng)化，對(duì)提升綠色創(chuàng)新效率也越有益。

為進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論穩(wěn)健性，模型7和模型8分別以替換部分解釋變量和替換回歸估計(jì)方法的形式進(jìn)行檢驗(yàn)，即模型7以城鎮(zhèn)化率（Urban）和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重（Indus）替換模型6中的環(huán)境規(guī)制（Rules）和政府支持力度（Supp），模型8以系統(tǒng)GMM替換模型6的面板Tobit，結(jié)果均表明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有顯著促進(jìn)效應(yīng)的結(jié)論較為穩(wěn)健。此外，由于中國(guó)幅員遼闊且區(qū)域發(fā)展差異較大，基于全國(guó)30省份樣本的回歸可能忽略掉區(qū)域間的分異特性，于是模型9引入地區(qū)虛擬變量（中部為參照組，東部為Region1，西部為Region2）與核心解釋變量的交互項(xiàng)Region×lnHtia繼續(xù)進(jìn)行面板Tobit回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)明顯空間分異特征，其中，中部影響為正且效應(yīng)最大（0.146），東部影響為正且效應(yīng)次之（0.073=0.146-0.073），而西部影響效應(yīng)最小且為負(fù)值（-0.003=0.146-0.149）。出現(xiàn)這種空間分異特征的可能原因是，三大區(qū)域在基礎(chǔ)設(shè)施、要素稟賦、政策優(yōu)惠、市場(chǎng)化程度等方面存在較大差異，東部和中部多數(shù)省份的高新區(qū)創(chuàng)辦較早、基礎(chǔ)較好、創(chuàng)新要素集中，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自由集聚的市場(chǎng)化機(jī)制相對(duì)完善，且在這點(diǎn)上東部比中部先發(fā)優(yōu)勢(shì)更明顯，甚至可能有些東部省份已發(fā)展到產(chǎn)業(yè)集聚的擁擠階段，由此對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的正向集聚效應(yīng)產(chǎn)生一定抵消，導(dǎo)致東部的影響效應(yīng)反而弱于中部;而西部不少省份由于存在市場(chǎng)失靈和社會(huì)缺位等客觀(guān)因素，高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展面臨資本投資不足與市場(chǎng)制度缺失雙重制約，加之一些地方政府在“政治錦標(biāo)賽”下頻頻開(kāi)展名不副實(shí)的高新區(qū)“產(chǎn)業(yè)集群”運(yùn)動(dòng)，實(shí)際上只推動(dòng)了本地企業(yè)簡(jiǎn)單扎堆，對(duì)提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率貢獻(xiàn)微弱，甚至還具有抑制作用[26]，這部分驗(yàn)證了假設(shè)3。

（三）面板門(mén)檻模型分析：對(duì)門(mén)檻特征的討論

門(mén)檻模型屬于非線(xiàn)性回歸模型，其核心思想是檢驗(yàn)解釋變量與被解釋變量之間的回歸關(guān)系是否會(huì)隨門(mén)檻變量的變化而發(fā)生結(jié)構(gòu)性突變，于本文即是檢驗(yàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚是否會(huì)隨其集聚程度提高而對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)存在功能變動(dòng)。為減少數(shù)據(jù)的多重共線(xiàn)性和異方差，在下文實(shí)證分析時(shí)，對(duì)有關(guān)變量取對(duì)數(shù)。

（1）門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。對(duì)于門(mén)檻模型，需首先檢驗(yàn)門(mén)檻是否存在及門(mén)檻數(shù)量。借鑒Hansen等[25]的檢驗(yàn)辦法，同時(shí)設(shè)定單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻兩種門(mén)檻類(lèi)型假設(shè)條件，利用自抽樣法300次對(duì)門(mén)檻進(jìn)行檢驗(yàn)，得到F統(tǒng)計(jì)量、P值、門(mén)檻值等信息，詳見(jiàn)表2。

從表2可知，全國(guó)層面的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果為：?jiǎn)我婚T(mén)檻效應(yīng)在1%水平下通過(guò)檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量、P值和門(mén)檻值分別為7.42、0.007、-1.987，雙重門(mén)檻效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著;東部的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果為：?jiǎn)我婚T(mén)檻效應(yīng)在10%水平下通過(guò)檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量、P值和門(mén)檻值分別為2.64、0.083、-0.478，雙重門(mén)檻效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn);中部的檢驗(yàn)結(jié)果為：?jiǎn)我婚T(mén)檻效應(yīng)在10%水平下通過(guò)檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量、P值和門(mén)檻值分別為8.05、0.087、-0.544，雙重門(mén)檻效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn);西部的檢驗(yàn)結(jié)果為：?jiǎn)我婚T(mén)檻效應(yīng)在5%水平下通過(guò)檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量、P值和門(mén)檻值分別為2.55、0.02、-2.136，雙重門(mén)檻效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。整體來(lái)看，針對(duì)全國(guó)層面和東、中、西部地區(qū)層面，當(dāng)以lnHtia作為門(mén)檻變量時(shí)，均可得出存在且僅存在單一門(mén)檻的結(jié)論。

（2）門(mén)檻模型回歸結(jié)果。根據(jù)以lnHtia作為門(mén)檻變量的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，本文繼續(xù)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響及其空間分異特征進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得到表3。從表3中模型10對(duì)全國(guó)樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果看，無(wú)論lnHtia是否達(dá)到門(mén)檻值，lnHtia的系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但門(mén)檻值前后兩階段的lnHtia系數(shù)方向相反（先負(fù)后正），表明中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色創(chuàng)新效率之間存在“U型”曲線(xiàn)關(guān)系。當(dāng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度小于e-1.987（0.137）時(shí)，其對(duì)綠色創(chuàng)新效率的邊際效應(yīng)為負(fù)。但是，當(dāng)達(dá)到門(mén)檻值后，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚逐漸達(dá)到適度規(guī)模，對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響顯著為正。由此可知，從全國(guó)層面看，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的不利影響會(huì)隨著產(chǎn)業(yè)集聚度的增加而逐漸下降，當(dāng)集聚度跨過(guò)0.137時(shí)，對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的提升效應(yīng)會(huì)日益凸顯，該結(jié)果部分地驗(yàn)證了假設(shè)2。從控制變量回歸結(jié)果看，環(huán)境規(guī)制、政府支持力度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放度和技術(shù)市場(chǎng)成熟度等對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響與前文面板Tobit模型回歸結(jié)果表現(xiàn)出較高一致性，證明該模型分析具有穩(wěn)健性。

再?gòu)谋?中模型11—13對(duì)東、中、西部回歸的結(jié)果看，不同區(qū)域的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率提升的門(mén)檻效應(yīng)不同。對(duì)于東部，當(dāng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度小于e-0.478（0.62）時(shí)，對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有顯著促進(jìn)效應(yīng);當(dāng)集聚度跨過(guò)0.62時(shí)，其對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)微小且不顯著，說(shuō)明這種作用存在邊際效率遞減特征。可見(jiàn)，東部高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與綠色創(chuàng)新效率之間存在“倒U”型曲線(xiàn)關(guān)系，該結(jié)果部分地驗(yàn)證了假設(shè)2。對(duì)于中部，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度只有達(dá)到e-0.544（0.58）以后，才會(huì)對(duì)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用;而當(dāng)集聚度低于0.58時(shí)，其對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響系數(shù)微小且不顯著。據(jù)此可知，中部高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率提升有著較為明顯的非線(xiàn)性影響，存在“U型”曲線(xiàn)關(guān)系，呈現(xiàn)邊際效率遞增特征，該結(jié)果與假設(shè)2相符。對(duì)于西部，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響在集聚度未達(dá)到門(mén)檻值e-2.136（0.118）時(shí)顯著為負(fù)，在跨過(guò)門(mén)檻值后負(fù)效應(yīng)變小但不顯著，反映西部高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚暫未明顯起到提升綠色創(chuàng)新效率的作用，尚處于產(chǎn)業(yè)集聚初級(jí)水平。以上充分表明，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚提升綠色創(chuàng)新效率的門(mén)檻效應(yīng)同樣存在空間分異特征，這進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)3。

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（責(zé)任編輯：李萌）