汪紅霞，唐 星，許佩蓉，董秋麗

（1.南京審計大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，江蘇 南京211815；2.上海交通大學(xué) 數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院，上海200240；3.上海師范大學(xué) 數(shù)理學(xué)院，上海200234）

一、引言

據(jù)2019年國家發(fā)展改革委公布數(shù)據(jù)顯示，改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)總量以14.74%的平均增長率實現(xiàn)了高速增長，占世界經(jīng)濟(jì)的比重近16%。但是，由于長期依賴用能源消耗來換取經(jīng)濟(jì)增長的傳統(tǒng)路徑，使我國面臨著嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境難題。在能源短缺、生命保障、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)等多重壓力下，我國環(huán)境問題與產(chǎn)業(yè)發(fā)展動能之間的矛盾尤為明顯，以“高耗能、高污染、高投入”為主的粗放型增長模式制約了中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展。如何協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境約束之間的關(guān)系，實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)綠色高質(zhì)量發(fā)展成為了一個關(guān)鍵問題。針對這一問題，2019年政府工作報告中指出，政府工作應(yīng)堅持創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展，培育壯大新動能。偉大事業(yè)都基于創(chuàng)新，隨著中美貿(mào)易摩擦逐步轉(zhuǎn)向科技摩擦，創(chuàng)新能力推動國家經(jīng)濟(jì)長期增長的重要性越發(fā)明顯。綠色技術(shù)創(chuàng)新既具有“創(chuàng)新”這一特性，符合經(jīng)濟(jì)長期高質(zhì)量發(fā)展的時代背景，也兼具“綠色發(fā)展”這一基本理念，是解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境問題沖突的關(guān)鍵所在。單純依賴市場手段難以解決環(huán)境問題，環(huán)境規(guī)制作為一種以降低環(huán)境污染為目的來約束企業(yè)排污行為的政府手段，對地區(qū)創(chuàng)新能力的作用機制復(fù)雜多樣，成為促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、影響創(chuàng)新產(chǎn)出的重要因素。此外，不同產(chǎn)業(yè)在要素投入結(jié)構(gòu)方面具有異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)以及政府支持在二者關(guān)系中發(fā)揮的作用也不盡相同。在綠色發(fā)展背景下，探索環(huán)境補貼行為對創(chuàng)新能力發(fā)展的作用機制可以為政府制定高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的財政扶持政策提供理論依據(jù)，是值得關(guān)注的問題。

地方區(qū)域是實施改革創(chuàng)新科技研發(fā)和產(chǎn)業(yè)化應(yīng)用政府方案的基礎(chǔ)，受政治、經(jīng)濟(jì)、地理等因素的影響，各區(qū)域發(fā)展之間存在較大差異，區(qū)域創(chuàng)新能力也呈現(xiàn)出不同的特征。區(qū)域創(chuàng)新能力的核心在于促進(jìn)地方區(qū)域機構(gòu)之間的互動和聯(lián)系，可以認(rèn)為它代表了一個區(qū)域的未來發(fā)展?jié)摿?，“科技決定未來”，科技能力和科技競爭力就是區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)，由此，它不僅可以體現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的競爭優(yōu)勢，也可以解釋各地區(qū)經(jīng)濟(jì)繁榮程度的差異。在新時代背景下，創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的重要引擎，區(qū)域創(chuàng)新是國家創(chuàng)新體系的重要組成部分，推動地方區(qū)域創(chuàng)新能力提升對實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和提升居民幸福感具有重要的現(xiàn)實意義。在高效發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時，很有必要保證經(jīng)濟(jì)綠色有效發(fā)展，環(huán)境補貼作為一種以降低環(huán)境污染為目的的政府手段，分析區(qū)域創(chuàng)新能力的變化背后財政補貼起著怎樣的作用以及如何作用具有重要的現(xiàn)實意義。

本文研究內(nèi)容主要包括三個方面：第一，在理論上闡述環(huán)境補貼行為作用于區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展的機制，為后文實證檢驗奠定理論基礎(chǔ)，最終為政府制定區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)財政扶持政策提供理論和實證依據(jù)；第二，從地區(qū)角度出發(fā)，同時考慮影響地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展的直接效應(yīng)和空間外溢效應(yīng)，引入多方控制變量，構(gòu)建空間計量模型，分析地區(qū)環(huán)境補貼行為對區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展的作用效果并進(jìn)行機制甄別檢驗，最終探究多因素影響下的環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響程度；第三，根據(jù)相關(guān)實證分析結(jié)果，對所構(gòu)建的空間計量模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，總結(jié)提出綠色創(chuàng)新發(fā)展道路及相關(guān)政策指引，使環(huán)境補貼行為在實現(xiàn)保障環(huán)境質(zhì)量的基礎(chǔ)目標(biāo)上推動我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

環(huán)境補貼是政府為應(yīng)對地方環(huán)境保護(hù)所制定的一項產(chǎn)業(yè)優(yōu)惠政策，主要采取現(xiàn)金補貼、稅收激勵和豁免以及設(shè)備投資等多種形式，在確保地方環(huán)境得到有效投資的基礎(chǔ)上幫助企業(yè)改良生產(chǎn)技術(shù)等。正是在環(huán)境補貼與環(huán)境征稅的交互作用下，大多數(shù)學(xué)者得出環(huán)境規(guī)制行為的影響呈U型的結(jié)論，認(rèn)為一種良好的環(huán)境機制可以刺激企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而提高企業(yè)競爭力，即“波特假說”（Poter and Linde，1995）[1]。波特假說提出以后，國內(nèi)外許多學(xué)者對其進(jìn)行了實證研究，其中有多項研究發(fā)現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的證據(jù)，環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新能力之間存在關(guān)系的結(jié)論得到了論證，驗證了“波特假說”的有效性（Johnstone et al.，2010；李靜、沈偉，2012）[2，3]。與此同時，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)“波特假說”僅在環(huán)境規(guī)制強度大于特定門檻值時才成立，環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新存在U型關(guān)系（劉和旺等，2016）[4]。環(huán)境規(guī)制和政府補貼作為兩種運用廣泛的政策手段，對于發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)理念具有重大影響，許多學(xué)者就環(huán)境規(guī)制與政府補貼對綠色技術(shù)創(chuàng)新的本地效應(yīng)進(jìn)行了實證分析，研究了政府補貼提升綠色創(chuàng)新能力的作用機制（Li，2019；方永恒、霍璐欣，2020；王文華、胡美玲，2021；李珊珊、馬艷芹，2019；李新安，2021）[5-9]。Li（2019）[5]基于2005—2015年中國工業(yè)部門數(shù)據(jù)，考察了環(huán)境規(guī)制對技術(shù)合作、技術(shù)引進(jìn)和內(nèi)部研發(fā)這三種技術(shù)進(jìn)步方法的影響，結(jié)果表明在高污染行業(yè)環(huán)境監(jiān)管對這三種方法具有顯著的負(fù)面影響，在低污染行業(yè)則沒有顯著影響。方永恒、霍璐欣（2020）[6]采用面板回歸模型測度了我國30個?。ㄊ校┑沫h(huán)境規(guī)制、政府補貼及其交互作用對我國綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，實證結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制與我國綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間呈U型關(guān)系。王文華、胡美玲（2021）[7]以2014—2018年我國制造業(yè)A股上市公司為樣本，分析了政府補貼對創(chuàng)新投入的非線性作用，研究證實政府補貼與創(chuàng)新投入呈倒U型關(guān)系，即適度的政府補貼才能顯著激勵企業(yè)的創(chuàng)新投入，而低額度或高額度的政府補貼則會抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入。李新安（2021）[9]基于2014—2018年我國省際面板數(shù)據(jù)，運用空間杜賓模型考察了環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的效用機制，發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新在省際空間上表現(xiàn)出了明顯的聚集特征，政府實施的環(huán)境規(guī)制政策會對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生倒U型的本地效應(yīng)，同時發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制和政府補貼均不利于關(guān)聯(lián)地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步。

此外，環(huán)境補貼作為環(huán)境規(guī)制中處理外部經(jīng)濟(jì)的重要工具，除了能推動綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，還能通過優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、打破綠色貿(mào)易壁壘等方式推進(jìn)國際貿(mào)易活動（Wang et al.，2018；Chen et al.，2018；毛建輝，2019）[10-12]。在環(huán)境補貼的影響效應(yīng)強度方面，多數(shù)研究是基于創(chuàng)新研發(fā)補貼這一角度。在政府提供生態(tài)創(chuàng)新研發(fā)補貼的假設(shè)下，游達(dá)明和朱桂菊（2014）[13]研究了在多種競爭與合作模式下如何制定最優(yōu)的企業(yè)生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新補貼。易永錫等（2012）[14]采用兩階段動態(tài)博弈，發(fā)現(xiàn)在企業(yè)合作的假設(shè)下加大治污技術(shù)投資能夠獲得更多長期利潤。宋之杰和孫其龍（2012）[15]同樣以博弈論為理論基礎(chǔ)，通過構(gòu)建企業(yè)研發(fā)補貼下的企業(yè)研發(fā)模型，發(fā)現(xiàn)研發(fā)補貼并不會對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生“排擠效應(yīng)”。企業(yè)研發(fā)水平很大程度上決定了所在地區(qū)的創(chuàng)新能力，尤其是在市場決定資源配置的社會背景下，企業(yè)實力對地區(qū)創(chuàng)新而言很重要。正如曾婧婧和周丹萍（2019）[16]指出，政府及企業(yè)創(chuàng)新投入對城市的創(chuàng)新能力均具有顯著的促進(jìn)作用，其中企業(yè)創(chuàng)新投入的貢獻(xiàn)度更大。進(jìn)一步，李琳和劉瑞（2020）[17]發(fā)現(xiàn)地區(qū)創(chuàng)新研發(fā)投入對城市群協(xié)同創(chuàng)新的影響呈非線性，且相應(yīng)拐點在地區(qū)間具有異質(zhì)性。目前，直接探討環(huán)境補貼對創(chuàng)新能力的影響的文獻(xiàn)尚不多見，多數(shù)文獻(xiàn)仍在探究創(chuàng)新要素對創(chuàng)新能力的貢獻(xiàn)行為（李琳、劉瑞，2020；Hu et al.，2017；任優(yōu)生、任保全，2016）[17-19]。

就空間溢出效應(yīng)而言，傳統(tǒng)的新古典增長理論在完全競爭和規(guī)模收益不變等假定下，忽視了空間相關(guān)性對經(jīng)濟(jì)活動的重要影響。潘文卿（2012）[20]、吳士煒和余文濤（2018）[21]通過空間計量技術(shù)研究了環(huán)境補貼等區(qū)域關(guān)聯(lián)政策與經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)地區(qū)政策的空間溢出方向會隨政策的不同而改變。另外，在創(chuàng)新能力的正向外部性特征下，創(chuàng)新要素通過空間自由流動的方式對城市群協(xié)同創(chuàng)新造成了非線性影響，且拐點與非線性形式皆存在異質(zhì)性（李琳、劉瑞，2020）[17]。環(huán)境補貼政策在地區(qū)政府的聯(lián)動實施下，引致創(chuàng)新要素流動方向發(fā)生偏差，比較下的地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展水平必將出現(xiàn)波動。

綜上分析，在有關(guān)環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究中，鮮有研究探討地區(qū)環(huán)境補貼行為影響區(qū)域創(chuàng)新能力的機制。在資本、勞動力、政府等多要素的聯(lián)動作用下，對地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展的研究考慮空間外溢效應(yīng)是更緊貼實際的一種思路。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三點：（1）鑒于現(xiàn)有研究方法，本文將考慮具有地方政府主導(dǎo)性質(zhì)的環(huán)境補貼行為，從而構(gòu)建環(huán)境補貼影響區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展的空間計量模型并探究其作用機制；（2）基于時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型，深入探討環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應(yīng)與空間外溢效應(yīng)，同時，考慮政府對市場的干預(yù)強度，探究多因素聯(lián)動下環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響程度；（3）基于理論分析進(jìn)行機制甄別檢驗，仔細(xì)探討環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及其作用機制，并基于不同權(quán)重系數(shù)的加權(quán)經(jīng)濟(jì)地理距離矩陣進(jìn)行多角度研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)型的主要動力，企業(yè)可通過內(nèi)部研發(fā)等創(chuàng)新活動促進(jìn)生產(chǎn)要素配置的優(yōu)化。在強調(diào)綠色可持續(xù)發(fā)展這一背景下，通過環(huán)境補貼來解決技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展過程中出現(xiàn)的環(huán)境問題逐漸成為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要手段。環(huán)境規(guī)制主要包括三大方面的要素：一是規(guī)制主題，即政府部門；二是規(guī)制客體，即以企業(yè)為代表的各類經(jīng)濟(jì)主體；三是規(guī)制手段，即政府實施的相關(guān)法律法規(guī)和措施等。傳統(tǒng)研究多關(guān)注環(huán)境規(guī)制對一般技術(shù)創(chuàng)新的影響，忽略了綠色創(chuàng)新的外部性，少有研究對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行探討。此外，傳統(tǒng)研究多將環(huán)境規(guī)制看作單一整體，忽略了環(huán)境規(guī)制的多維性。故此，本文將從創(chuàng)新驅(qū)動視角，采用多指標(biāo)來探討不同維度環(huán)境規(guī)制手段影響區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機制。

環(huán)境補貼作為一種以降低環(huán)境污染為目的的政府手段，主要采取現(xiàn)金補貼、稅收激勵和豁免以及設(shè)備投資等多種形式，在確保地方得到環(huán)境有效投資的基礎(chǔ)上幫助企業(yè)改良創(chuàng)新生產(chǎn)技術(shù)等。本部分將從四個方面對其作用機理進(jìn)行闡述，并提出相應(yīng)的研究假設(shè)。

（一）高新技術(shù)企業(yè)集群與區(qū)域綠色創(chuàng)新

企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動具有公共產(chǎn)品性，具有外部特征。由于該特性的存在，企業(yè)的綠色創(chuàng)新成果不能被企業(yè)完全吸收，有可能會被競爭對手模仿，從而使得企業(yè)無法擁有此創(chuàng)新成果帶來的全部產(chǎn)出，導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的主動性減弱。為了提高地區(qū)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的積極性，高新技術(shù)企業(yè)集群很有必要。

與產(chǎn)業(yè)集聚相類似，高新技術(shù)企業(yè)集群有利于形成創(chuàng)新要素池，進(jìn)而推動地區(qū)創(chuàng)新能力提升。與要素流動不同的是，高新技術(shù)企業(yè)集群帶來更多的是規(guī)模經(jīng)濟(jì)與完備的創(chuàng)新資源，正如紀(jì)祥裕和顧乃華（2020）[22]研究發(fā)現(xiàn)，集聚行為主要通過優(yōu)化創(chuàng)新資源配置、提升市場規(guī)模促進(jìn)城市創(chuàng)新。集聚經(jīng)濟(jì)及其帶來的報酬遞增在城市持續(xù)發(fā)展過程中不容忽視，且其規(guī)模效應(yīng)在后期表現(xiàn)得更為強勢（Rosenthal and Strange，2004）[23]。企業(yè)創(chuàng)新能力是衡量某地區(qū)創(chuàng)新能力的一大重要指標(biāo)，在古典經(jīng)濟(jì)學(xué)勞動分工的驅(qū)動下，創(chuàng)新要素交由高新技術(shù)企業(yè)配置，同時環(huán)境補貼的存在降低了企業(yè)創(chuàng)新成本，地區(qū)對創(chuàng)新型企業(yè)吸引力的提升更易引進(jìn)高新技術(shù)企業(yè)駐立（Sachs and Warner，1999；李曉峰，2004）[24,25]。而且，環(huán)境補貼的設(shè)立可通過定向分配等方式擴大高新技術(shù)企業(yè)規(guī)模，幫助地區(qū)篩選有利于長遠(yuǎn)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)（汪紅霞等，2020）[26]。當(dāng)?shù)貐^(qū)內(nèi)逐步出現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)集群現(xiàn)象時，規(guī)模報酬也將呈遞增趨勢，以創(chuàng)新績效衡量的地區(qū)創(chuàng)新能力將逐漸攀升。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

H1：環(huán)境補貼能通過提升地區(qū)對高新技術(shù)企業(yè)的吸引力引入配備完整創(chuàng)新要素的高新技術(shù)企業(yè)，形成高新企業(yè)集群，實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增，進(jìn)而拉升地區(qū)創(chuàng)新能力。

（二）科研對象密度與區(qū)域綠色創(chuàng)新

企業(yè)在綠色創(chuàng)新過程中可能會面臨很多的風(fēng)險和不確定因素，比如人才流失、研發(fā)資金短缺以及市場變化等，這些因素都可能會導(dǎo)致企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新失去價值。當(dāng)企業(yè)與外部資本市場之間存在信息不對稱時，外部資本市場可能會因為不夠充分了解企業(yè)綠色創(chuàng)新的價值而減少對企業(yè)的投資，從而導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)資金融資困難。

公共物品的存在會導(dǎo)致市場失靈，無法判斷需求、產(chǎn)品供給不足與“搭便車”現(xiàn)象等引起的市場資源配置不當(dāng)，因此政府必須承擔(dān)公共物品的基礎(chǔ)供給。但是，公共物品的需求在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展下并非一成不變，因此該產(chǎn)品領(lǐng)域的創(chuàng)新壓力自然也就由政府背負(fù)。在失去市場自主研發(fā)創(chuàng)新機制下，陳安和王鍇（2020）[27]認(rèn)為知識溢出能夠在一定程度上彌補企業(yè)滿足社會需求過程的不足，尤其體現(xiàn)在收益回報低下領(lǐng)域，在無法獲取資本回報的預(yù)期下，市場資本開始逃離，但迫于社會基本需求，政府將依托高校設(shè)立研發(fā)課題進(jìn)行公共產(chǎn)品創(chuàng)新，由此形成知識溢出現(xiàn)象。江瑤等（2020）[28]對學(xué)術(shù)科研人員的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，知識溢出與學(xué)術(shù)科研緊密掛鉤，甚至某種程度上能夠直接利用學(xué)術(shù)科研衡量知識溢出，這就意味著學(xué)術(shù)科研對象的豐富程度能夠決定修正市場失靈的效果，促進(jìn)公共產(chǎn)品領(lǐng)域創(chuàng)新能力提升。環(huán)境補貼作為環(huán)保公共產(chǎn)品領(lǐng)域研發(fā)課題的重要部分，通過設(shè)立更多科研對象，提高地區(qū)高校學(xué)術(shù)科研密度，能夠彌補部分社會公共物品領(lǐng)域的創(chuàng)新匱乏。據(jù)此，我們提出假設(shè)2。

H2：環(huán)境補貼能夠通過設(shè)立更多科研對象提高學(xué)術(shù)科研對象密度，進(jìn)而解決環(huán)保公共產(chǎn)品領(lǐng)域的創(chuàng)新市場供給失靈問題，提高地區(qū)創(chuàng)新能力。

（三）研發(fā)投入與區(qū)域綠色創(chuàng)新

由于技術(shù)創(chuàng)新活動存在不確定性，企業(yè)為了有效控制風(fēng)險，有可能會減少研發(fā)投入。在這種情況下，研發(fā)補貼可以在一定范圍內(nèi)弱化企業(yè)創(chuàng)新活動的風(fēng)險，確保企業(yè)綠色創(chuàng)新的有序進(jìn)行。政府研發(fā)補貼能夠激勵企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的積極性，也能夠緩解投資者與企業(yè)間的信息不對稱，進(jìn)而影響不同地區(qū)企業(yè)集群之間的競爭行為。

創(chuàng)新要素在開放市場中能夠自由流動，且會理性地流向邊際收益率高的區(qū)域（李琳、劉瑞，2020）[17]。研發(fā)投入作為主要的創(chuàng)新要素，可細(xì)分為研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入與研發(fā)人力資本投入。在政府環(huán)境補貼的支持下，企業(yè)內(nèi)部從開始研發(fā)投入到實現(xiàn)創(chuàng)新績效的整個過程都能夠得到調(diào)節(jié)（王一卉，2013）[29]。環(huán)境補貼以某種資本形式進(jìn)入市場，市場資本總量得到提升，在政府確立該資本以促進(jìn)環(huán)保工藝形成為目的的要求下，市場整體直接獲得研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入。顧國愛等（2012）[30]指出，政府資金的支持對地區(qū)發(fā)明專利的積極影響更大，因為能得到研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本的足夠支持，創(chuàng)新效率較高的研發(fā)團(tuán)體能夠更快實現(xiàn)資本收益回報。李平等（2007）[31]指出，近年來，中國自主創(chuàng)新能力的提升主要依靠國內(nèi)自主研發(fā)投入，國外研發(fā)溢出效應(yīng)對我國多層次自主創(chuàng)新的影響有限，且貢獻(xiàn)度存在層次異質(zhì)性。另外，研發(fā)人力資本投入對不同研發(fā)資本投入產(chǎn)生績效的影響存在顯著差異，同時能夠降低國外研發(fā)對我國自主創(chuàng)新的貢獻(xiàn)度。研發(fā)人員是創(chuàng)新形成的主觀能動者，環(huán)境補貼無法直接增加研發(fā)人員數(shù)量，而是主要通過間接方法來實現(xiàn)，常見的是利用市場研發(fā)需求價值促使企業(yè)研發(fā)機構(gòu)等引進(jìn)人才，進(jìn)而提高地區(qū)研發(fā)人力資本。在研發(fā)經(jīng)費與研發(fā)人員交互增加的雙向驅(qū)動下，地區(qū)創(chuàng)新能力與發(fā)展?jié)摿Φ靡造柟??？偟膩碇v，政府的環(huán)境補貼行為有助于彌補企業(yè)創(chuàng)新投入的不足，在一定范圍內(nèi)控制企業(yè)的創(chuàng)新風(fēng)險，解決創(chuàng)新的信息不對稱，激勵企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。據(jù)此，我們提出假設(shè)3和假設(shè)4。

H3：環(huán)境補貼直接形成市場資本，作為市場研發(fā)的經(jīng)濟(jì)資本投入支持創(chuàng)新活動，積極推動地區(qū)創(chuàng)新能力提升。

H4：環(huán)境補貼通過資本的多種形式促使企業(yè)利用社會研發(fā)需求引入研發(fā)人才，間接提高地區(qū)研發(fā)人力資本，進(jìn)而提升地區(qū)創(chuàng)新能力，鞏固地區(qū)創(chuàng)新能力的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

（四）臨近區(qū)域綠色創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)

從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論角度來看，一個地區(qū)的溢出效應(yīng)并不會受制于地理邊界，從而只作用于初始溢出地區(qū)。地區(qū)的經(jīng)濟(jì)不連續(xù)性難以用地理或者文化差異進(jìn)行解釋，環(huán)境補貼對技術(shù)創(chuàng)新的影響往往也具有地區(qū)差異，即由于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，不同地區(qū)的環(huán)境補貼行為對綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的影響也不盡相同。一般來講，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)擁有更為豐富的創(chuàng)新資源，其市場機制更加完整，進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新所實現(xiàn)的環(huán)境污染成本更低（Krugman，1991；Guo and Minier，2021；郭捷、楊立成，2019）[32-34]。同時，環(huán)境補貼可能會通過要素流動和示范模仿等途徑產(chǎn)生空間溢出，對周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的發(fā)展產(chǎn)生影響。第一，環(huán)境補貼作為一種以環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展為目標(biāo)的地區(qū)政府主導(dǎo)性政策，較易產(chǎn)生要素競爭現(xiàn)象（游達(dá)明、朱桂菊，2014）[13]。環(huán)境補貼政策的深度發(fā)展與完善使得綠色環(huán)保生產(chǎn)要素和創(chuàng)新型勞動力不再僅停留于本地區(qū)范圍內(nèi)，先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和與研發(fā)創(chuàng)新有關(guān)的信息伴隨要素流動會產(chǎn)生空間溢出。第二，環(huán)境質(zhì)量與創(chuàng)新能力都具有較強的正向外部性特征，本地區(qū)環(huán)境補貼政策的成功與創(chuàng)新能力的提升會通過“示范模仿”傳導(dǎo)至周邊地區(qū)（劉偉，2014）[35]。在地區(qū)競爭與政治晉升的驅(qū)動下，周邊地區(qū)將以趕超或趨同為政策目標(biāo)，最終易形成地區(qū)間趨同的極化現(xiàn)象。據(jù)此，我們提出假設(shè)5。

H5：環(huán)境補貼可通過空間外溢效應(yīng)作用于鄰近地區(qū)的創(chuàng)新能力發(fā)展。

四、研究設(shè)計

（一）空間計量模型設(shè)定

相關(guān)研究表明，除環(huán)境補貼外，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）、地區(qū)開放水平（RO）、政府干預(yù)（GI）、人力資本（HC）、城鎮(zhèn)化水平（CL）、地區(qū)基礎(chǔ)建設(shè)（FC）也是影響地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展的重要因素?；谏鲜龇治?，為考察環(huán)境補貼對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，本文將基準(zhǔn)回歸計量模型設(shè)定為：

其中，下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份，被解釋變量RI表示地區(qū)創(chuàng)新能力，核心解釋變量ES表示環(huán)境補貼，β0與εi，t分別表示回歸截距項與隨機擾動項。

地區(qū)創(chuàng)新能力是各地區(qū)間相互競爭的結(jié)果比較表象。在交通工具快速發(fā)展的時代，地理距離不再是阻隔地區(qū)聯(lián)系的主要因素，這意味著地區(qū)創(chuàng)新能力的空間交互效應(yīng)將逐步顯著。在地方政府聯(lián)合性或競爭性的政策聯(lián)動下，創(chuàng)新要素在各地區(qū)間可發(fā)生急速流動，逐步流向范圍位于當(dāng)前所在地區(qū)的（經(jīng)濟(jì)、地理或其他）鄰近地區(qū)，進(jìn)而地區(qū)創(chuàng)新能力呈現(xiàn)出不相上下的發(fā)展態(tài)勢，故本文將在式（1）的基礎(chǔ)上引入各變量的空間滯后項。在未進(jìn)行實證分析的前提下，無法甄別空間依賴是只含有空間外溢還是只含有誤差交互效應(yīng)，或是二者皆存在，鑒于此，本文設(shè)定時空雙重固定效應(yīng)SDM模型，實證部分再進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗與模型退化檢驗，以檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定的正確性。本文設(shè)定的空間計量模型為：

其中，μi與γt分別表示個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)，εi，t為隨機擾動項，wj，i為N×N維空間權(quán)重矩陣元素。傳統(tǒng)空間矩陣為鄰近矩陣或地理矩陣，考慮到我國經(jīng)濟(jì)實際發(fā)展情況，本文選用經(jīng)濟(jì)地理加權(quán)空間矩陣，即W=cW1+（1-c）W2。為簡化分析，根據(jù)邵帥等（2016）[36]的做法，令由人均GDP的年均值所構(gòu)造的經(jīng)濟(jì)距離矩陣W1與由地理直線距離構(gòu)成的地理距離矩陣W2的權(quán)重系數(shù)皆為0.5，穩(wěn)健性檢驗部分將再次調(diào)整權(quán)重系數(shù)c值。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2016年我國大陸地區(qū)29個省、直轄市和自治區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，受制于數(shù)據(jù)的缺失性，剔除海南省和西藏自治區(qū)。數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局、EPS數(shù)據(jù)庫、《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，部分城市缺失數(shù)據(jù)采用均值法與平滑法予以補齊。

1.被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新力指數(shù)（RI）。為客觀有效地考察我國各區(qū)域創(chuàng)新能力，本文引用《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》中的城市創(chuàng)新指數(shù)?；趪抑R產(chǎn)權(quán)局公布的發(fā)明授權(quán)專利數(shù)據(jù)，通過專利更新模型估計每個專利的價值，再將其價值加總得到城市層面的發(fā)明授權(quán)專利價值，即為城市創(chuàng)新指數(shù)（沈立等，2020）[37]。該指數(shù)越大，代表城市創(chuàng)新能力越強，城市的可持續(xù)競爭力也就越強。該數(shù)據(jù)的優(yōu)點在于充分利用了各城市專利成果及專利價值等信息，可以全面代表我國各城市的創(chuàng)新能力。地區(qū)創(chuàng)新力指數(shù)由各省份含有的所有行政城市創(chuàng)新指數(shù)加總得到。

2.核心解釋變量：環(huán)境補貼（ES）。參考王杏芬和鄭佳（2020）[38]的做法，采用各省份當(dāng)年財政支出中的環(huán)境保護(hù)支出作為地方環(huán)境補貼額度，并作對數(shù)化處理。本文之所以選取2007—2016年的地方財政環(huán)境保護(hù)支出作為環(huán)境補貼的代理變量，原因主要有兩個：首先，我國2007年實施收支分類改革，財政支出統(tǒng)計口徑發(fā)生了重大變化，因此2007年前后相對應(yīng)的財政支出數(shù)據(jù)統(tǒng)計有所出入；其次，環(huán)境補貼主要體現(xiàn)在兩個方面，分別是環(huán)境整治與扶持環(huán)保產(chǎn)業(yè)鏈，地方財政預(yù)算每年都依據(jù)地方實際情況進(jìn)行調(diào)整，故環(huán)境保護(hù)支出也能夠客觀準(zhǔn)確地描述地方當(dāng)年環(huán)境狀況與環(huán)境補貼強度。

3.中介變量。根據(jù)前文理論分析，總結(jié)發(fā)現(xiàn)環(huán)境補貼對地區(qū)創(chuàng)新能力的作用機制主要表現(xiàn)在高新企業(yè)集群、科研對象密度和研發(fā)投入三個維度。為了驗證假設(shè)3與假設(shè)4，將區(qū)域研發(fā)投入分為研發(fā)人力資本投入與研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入進(jìn)行衡量?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，高新技術(shù)企業(yè)規(guī)模（RE）以區(qū)域當(dāng)年末高新技術(shù)企業(yè)實際數(shù)量的對數(shù)表示，科研密度（RT）以區(qū)域高等學(xué)校當(dāng)年獲得的研究發(fā)展課題數(shù)目的對數(shù)表示，研發(fā)人力資本投入（RP）以區(qū)域當(dāng)年末研發(fā)部門實際在崗人員數(shù)量的對數(shù)表示，研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入（RF）以區(qū)域當(dāng)年研發(fā)經(jīng)費投入的強度表示。通常而言，一個區(qū)域的研發(fā)投入越多，該區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新能力就越強。

4.其他控制變量。環(huán)境補貼因地區(qū)不同而有所差異，為了消除這種影響，本文設(shè)定了控制變量。（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），以區(qū)域第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重表示。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的基本反映，一般而言，高水平的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠為創(chuàng)新活動提供更優(yōu)的生產(chǎn)要素，而且可以有效減少創(chuàng)新活動所需的成本，可以較好地控制區(qū)域創(chuàng)新水平差異。（2）地區(qū)開放水平（RO），以進(jìn)出口總額占該地區(qū)GDP的比重表示。（3）政府干預(yù)（GI），以區(qū)域財政收入占GDP的比重表示。從理論上講，政府資金的支持可以降低創(chuàng)新活動的風(fēng)險性，對企業(yè)創(chuàng)新具有激勵作用。（4）人力資本（HC），以中學(xué)及以上在校學(xué)生和教師數(shù)量的對數(shù)表示。作為技術(shù)創(chuàng)新的核心競爭力，地區(qū)受教育水平越高，越容易形成高質(zhì)量的勞動力市場，越能夠提升高新技術(shù)企業(yè)集群的人才匹配質(zhì)量，進(jìn)而提升區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平。（5）城鎮(zhèn)化水平（CL），以區(qū)域內(nèi)城市建設(shè)用地面積占行政轄區(qū)總面積的比重表示。通常而言，城鎮(zhèn)化水平越高，該區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新競爭力越強，越容易引進(jìn)高質(zhì)量創(chuàng)新人才。（6）地區(qū)基礎(chǔ)建設(shè)（FC），基于多方面因素的考慮，將對數(shù)地區(qū)人均郵電業(yè)務(wù)額、人均擁有醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)、人均擁有公共交通車輛數(shù)、人均道路面積、對數(shù)人均社會住宅投資數(shù)據(jù)按年份標(biāo)準(zhǔn)化，并選取總方差貢獻(xiàn)率達(dá)到87.63%的主成分，以各主成分方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重進(jìn)行線性加權(quán)，得到區(qū)域基礎(chǔ)建設(shè)代理指標(biāo)。表1為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

考慮到數(shù)值差異的影響，對環(huán)境補貼、高新技術(shù)企業(yè)規(guī)模、科研密度、研發(fā)人力資本投入以及人力資本這五個變量作對數(shù)處理，用以壓縮變量的尺度，消除數(shù)據(jù)異方差問題。表1的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，區(qū)域創(chuàng)新能力強度的代表性指標(biāo)地區(qū)創(chuàng)新指數(shù)的最大值為1 109.712、最小值為0.711、均值為92.144，地區(qū)創(chuàng)新指數(shù)的極差較大，均值相對較小，說明在樣本區(qū)間內(nèi)我國區(qū)域創(chuàng)新能力存在較為明顯的地區(qū)差異，且我國總體技術(shù)創(chuàng)新能力偏弱，與現(xiàn)實情況基本相符合。從中介變量指標(biāo)來看，高新技術(shù)企業(yè)規(guī)模、科研密度、研發(fā)人力資本投入與研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入的最大值與最小值之間都存在一定的距離，說明不同地區(qū)政府部門對地區(qū)創(chuàng)新的扶持存在各自的地理經(jīng)濟(jì)特點。其他指標(biāo)取值的標(biāo)準(zhǔn)差和極差均較小，即各變量數(shù)據(jù)的波動性較小，極端值點較少，處于合理范圍。

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

1.區(qū)域創(chuàng)新能力的全局空間自相關(guān)性?？紤]到相鄰地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)活動存在相關(guān)性，基于已有樣本數(shù)據(jù)，本文采用全局莫蘭（Moran）指數(shù)檢驗區(qū)域創(chuàng)新能力之間是否存在空間自相關(guān)性。結(jié)果顯示，我國地區(qū)創(chuàng)新力指數(shù)的面板全局莫蘭（Moran）指數(shù)值為0.057 8，且通過了1%水平的顯著性檢驗。雖然莫蘭（Moran）指數(shù)值過小，無法直接判斷具有相似創(chuàng)新能力的地區(qū)在空間上是否呈集聚分布狀態(tài)，但能夠確定的是，各地區(qū)間創(chuàng)新能力觀測值的空間分布不具有完全隨機性。因此，本文模型中考慮變量空間因素具有合理性。

2.空間計量模型的確定。根據(jù)Elhorst（2014）[39]、韓峰等（2020）[40]的檢驗思路，本文通過“正向檢驗”與“退化檢驗”相結(jié)合的方法確定合適的空間計量模型。估計結(jié)果表明：（1）LM檢驗下的LM-lag、LMerr、R-LM-lag、R-LM-err四類統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下通過了檢驗，說明空間自回歸模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）在本文樣本數(shù)據(jù)下皆適用，故本文實證部分將采用擴展后的同時包含因變量與自變量空間滯后項的空間杜賓模型（SDM）進(jìn)行相關(guān)分析；（2）由于短面板數(shù)據(jù)具有時間和空間兩個維度，因此有必要對SDM模型的固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示豪斯曼（Hausman）檢驗進(jìn)一步支持時空雙重固定效應(yīng)SDM模型；（3）對已設(shè)定模型進(jìn)行退化檢驗，Wald-lag、LR-lag、Wald-err、LR-err四類統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果均表明在1%顯著性水平下應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，即時空雙重固定效應(yīng)SDM模型無法退化至SAR模型或SEM模型。

基于上述檢驗結(jié)果，本文將采用修正偏誤的極大似然法估計雙重固定效應(yīng)的SDM模型，估計結(jié)果如表2所示。為體現(xiàn)參數(shù)估計的穩(wěn)健性，表2同時列出了時空雙重固定效應(yīng)下SAR模型、SEM模型的參數(shù)估計結(jié)果，再根據(jù)時空雙重固定效應(yīng)綜合分析環(huán)境補貼對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用機制。

表2 空間計量模型參數(shù)估計結(jié)果

（續(xù)表2）

從SAR、SEM以及SDM模型的擬合優(yōu)度（R2）來看，具有時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型的值最大，SAR模型次之，SEM模型最低，再次驗證了該模型的選擇是可行的。表2回歸結(jié)果顯示：（1）SAR模型與SDM模型的空間自回歸系數(shù)（ρ）顯著為負(fù)，說明區(qū)域創(chuàng)新能力在地區(qū)間存在顯著的內(nèi)生交互效應(yīng)，創(chuàng)新能力水平相差較大的地區(qū)在空間上呈集聚分布，這進(jìn)一步彌補了莫蘭（Moran）指數(shù)無法判斷空間分布狀態(tài)的缺陷；（2）SEM模型的空間自相關(guān)系數(shù)（ψ）顯著為負(fù)，說明誤差項的空間交互效應(yīng)也是引致區(qū)域創(chuàng)新能力存在空間依賴性的一大因素，但誤差項的空間交互效應(yīng)并未包含空間外溢效應(yīng)的任何信息。

另外，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境補貼（lnES）的系數(shù)在上述三個模型中均在1%的水平下顯著為正，表明環(huán)境補貼可以顯著推動區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展。但是，在SDM模型的估計結(jié)果中，環(huán)境補貼的空間滯后項（W×lnES）的系數(shù)雖為正，卻未通過顯著性檢驗，這一回歸結(jié)果無法表示環(huán)境補貼（lnES）對地區(qū)創(chuàng)新力指數(shù)（RI）的邊際影響，更無法判斷及衡量環(huán)境補貼（lnES）是否產(chǎn)生了空間外溢效應(yīng)。

3.環(huán)境補貼與區(qū)域創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)。在空間杜賓模型中，為了分析環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，需關(guān)注變量間的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。本文借鑒Elhorst（2014）[39]提出的方法，通過對變量取偏微分的方法檢驗及測度空間溢出效應(yīng)，即使用直接效應(yīng)來衡量某地區(qū)自變量對當(dāng)?shù)匾蜃兞康挠绊懀褂瞄g接效應(yīng)來衡量某地區(qū)自變量對其他地區(qū)因變量的影響。基于表2得到的時空雙重固定效應(yīng)SDM模型估計結(jié)果，為分析環(huán)境補貼與其他控制變量對區(qū)域創(chuàng)新能力強度的影響，本文計算了模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，結(jié)果如表3所示。

表3 效應(yīng)分解結(jié)果

由表3可知，環(huán)境補貼（lnES）對地區(qū)創(chuàng)新能力（RI）直接效應(yīng)的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，表明本地區(qū)的環(huán)境補貼能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新能力提高，驗證了理論分析中環(huán)境補貼推動地區(qū)創(chuàng)新能力提升的預(yù)期。在傳統(tǒng)環(huán)保措施打壓傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，使地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速出現(xiàn)疲軟，甚至部分地方政府對中央環(huán)保相關(guān)政策一知半解，在政策實施中并未做到推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實背景下，環(huán)境補貼一方面可以緩解企業(yè)的資金運營壓力，另一方面可以直接改善地區(qū)環(huán)境質(zhì)量，在優(yōu)化環(huán)境質(zhì)量的同時，循序漸進(jìn)地對傳統(tǒng)工業(yè)進(jìn)行改造升級，避免出現(xiàn)企業(yè)大面積關(guān)停、工業(yè)產(chǎn)量斷崖式下跌現(xiàn)象，從而保證環(huán)保政策的落實效果，更快更好地實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

環(huán)境補貼（lnES）對地區(qū)創(chuàng)新能力（RI）間接效應(yīng)的系數(shù)為負(fù)，且通過了10%水平的顯著性檢驗，意味著當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境補貼行為抑制了周邊地區(qū)創(chuàng)新能力的提高。一般而言，在資源有限理論假設(shè)下，存在政策扶持的區(qū)域在創(chuàng)新要素爭奪中占據(jù)有利地位，加上鄰近地區(qū)創(chuàng)新要素貧瘠，不足以支撐其創(chuàng)新能力快速發(fā)展，阻礙了區(qū)域創(chuàng)新的協(xié)同發(fā)展。另外，區(qū)域政策聯(lián)動常來自于兩種不同模式的經(jīng)驗參考，即學(xué)習(xí)借鑒與跟風(fēng)模仿（劉偉，2014）[35]。在意識到環(huán)境補貼能夠?qū)崿F(xiàn)環(huán)境保護(hù)與產(chǎn)業(yè)科學(xué)優(yōu)化后，學(xué)習(xí)借鑒與跟風(fēng)模仿的空間傳導(dǎo)速度加快。學(xué)習(xí)借鑒能夠結(jié)合區(qū)域?qū)嶋H發(fā)展?fàn)顩r確定適宜的環(huán)境補貼強度，提高區(qū)域自身創(chuàng)新要素競爭力，形成區(qū)域間創(chuàng)新水平相當(dāng)?shù)膽B(tài)勢，這種有利競爭在長期能夠驅(qū)使全局協(xié)同發(fā)展。從表面上看，跟風(fēng)模仿與學(xué)習(xí)借鑒大同小異，但也可能會導(dǎo)致截然不同的政策效果。盲目效仿跟風(fēng)不僅易加劇區(qū)域間的惡性競爭以及創(chuàng)新要素與基礎(chǔ)資源不匹配問題，而且可能會危害政策內(nèi)容的合法性，弱化政策主體公信力。這兩種經(jīng)驗參考模式在環(huán)境補貼政策推行過程中同時存在，共同對區(qū)域要素競爭與政策效果產(chǎn)生影響，但在實踐中如何判斷政策追隨者是科學(xué)的學(xué)習(xí)借鑒還是盲目的跟風(fēng)模仿仍是一大難題。當(dāng)理性的學(xué)習(xí)借鑒未能成為其他區(qū)域的政策行為驅(qū)動時，本地區(qū)環(huán)境補貼的提高就會制約鄰近地區(qū)創(chuàng)新能力的發(fā)展，上述間接效應(yīng)結(jié)果正是這一現(xiàn)象的反映，H5通過檢驗。

觀察表3中其他控制變量對區(qū)域創(chuàng)新能力的效應(yīng)估計結(jié)果可發(fā)現(xiàn)：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）與城鎮(zhèn)化水平（CL）均未通過顯著性檢驗，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）的直接效應(yīng)的系數(shù)為正，而城鎮(zhèn)化水平（CL）的直接效應(yīng)的系數(shù)為負(fù)，兩者的間接效應(yīng)系數(shù)均在5%的水平下顯著為正，說明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和城鎮(zhèn)化水平的推進(jìn)能夠?qū)χ苓叺貐^(qū)產(chǎn)生輻射作用，可以通過空間溢出效應(yīng)提升鄰近地區(qū)的創(chuàng)新水平，但對當(dāng)?shù)貐s未產(chǎn)生明顯影響，究其原因主要在于二者的影響程度遠(yuǎn)不及其他因素的影響程度；（2）地區(qū)開放水平（RO）的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的系數(shù)均為負(fù)，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明隨著地區(qū)開放程度的提高，創(chuàng)新成果的進(jìn)口成本遠(yuǎn)小于創(chuàng)新投入，故無法刺激當(dāng)?shù)丶班徑貐^(qū)的創(chuàng)新能力提升，易明等（2013）[41]也發(fā)現(xiàn)外商直接投資不利于我國區(qū)域創(chuàng)新水平提高；（3）政府干預(yù)（GI）的直接效應(yīng)的系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，而間接效應(yīng)顯著為負(fù)，表明政府干預(yù)行為容易產(chǎn)生惡性競爭現(xiàn)象，即在無法顯著提升本地區(qū)創(chuàng)新水平的情況下，遏制周邊地區(qū)的創(chuàng)新能力發(fā)展；（4）人力資本（lnHC）作為知識的重要載體，創(chuàng)新人才的增加顯然會提高技術(shù)創(chuàng)新成功的概率，人力資本出逃這一現(xiàn)象就很好地解釋了其顯著為負(fù)的直接效應(yīng)，即當(dāng)?shù)厝肆Y本的外溢必然會導(dǎo)致該地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展；（5）區(qū)域基礎(chǔ)建設(shè)（FC）的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的系數(shù)均未通過顯著性檢驗，也就是說區(qū)域基礎(chǔ)建設(shè)并不會對當(dāng)?shù)丶捌渲苓叺貐^(qū)的創(chuàng)新能力發(fā)展造成明顯影響。

（二）作用機制甄別檢驗

上述研究結(jié)果表明，環(huán)境補貼可以顯著促進(jìn)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新能力發(fā)展和顯著抑制鄰近地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展，但其對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用機制仍不明確。結(jié)合前文的理論分析與研究假設(shè)，本部分將從高新企業(yè)集群（lnRE）、科研對象密度（lnRT）、研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入（lnRP）和研發(fā)人力資本投入（RF）四個方面進(jìn)行作用機制檢驗。在保證控制變量與上述基準(zhǔn)回歸一致的前提下，采用時空雙重固定效應(yīng)SDM模型對以上各項機制進(jìn)行空間計量參數(shù)估計。環(huán)境補貼對各中介變量的效應(yīng)分解結(jié)果如表4所示。

表4 作用機制檢驗的效應(yīng)分解結(jié)果

（續(xù)表4）

在高新企業(yè)集聚方面，環(huán)境補貼的間接效應(yīng)在10%的水平下顯著為負(fù)，直接效應(yīng)未通過顯著性檢驗，說明環(huán)境補貼能抑制周邊地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)集聚，但對促進(jìn)本地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)集聚的作用效果不顯著?？偟膩砜矗h(huán)境補貼通過增強地區(qū)吸引力使得鄰近地區(qū)高新企業(yè)向本地區(qū)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展，進(jìn)而對周邊地區(qū)高新企業(yè)集聚產(chǎn)生負(fù)的空間外溢效應(yīng)，H1通過檢驗。在科研對象密度方面，環(huán)境補貼的直接效應(yīng)在5%的水平下顯著為正，而間接效應(yīng)不顯著，說明環(huán)境補貼能夠增加當(dāng)?shù)貙W(xué)術(shù)科研對象密度，而對周邊地區(qū)學(xué)術(shù)科研對象密度無明顯影響。總的來講，環(huán)境補貼可以通過增加當(dāng)?shù)乜蒲袑ο竺芏葋斫档图夹g(shù)創(chuàng)新活動的風(fēng)險性，解決環(huán)保產(chǎn)品的自給自足，進(jìn)而促進(jìn)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新能力發(fā)展，H2通過檢驗。在研發(fā)投入方面，環(huán)境補貼對經(jīng)濟(jì)資本投入與人力資本投入的直接效應(yīng)均在1%的水平下顯著為正，間接效應(yīng)均未通過顯著性檢驗，說明環(huán)境補貼能夠有效推動當(dāng)?shù)匮邪l(fā)投入提升，而對鄰近地區(qū)的研發(fā)投入則無顯著影響。首先，環(huán)境補貼可通過研發(fā)經(jīng)濟(jì)資本投入來支持當(dāng)?shù)氐难邪l(fā)創(chuàng)新活動，進(jìn)而顯著推動當(dāng)?shù)貏?chuàng)新能力發(fā)展，H3通過檢驗。其次，環(huán)境補貼能夠通過企業(yè)引入創(chuàng)新人才來滿足社會研發(fā)需求，而高質(zhì)量創(chuàng)新人才可以有效降低創(chuàng)新活動的風(fēng)險性，進(jìn)而間接提升當(dāng)?shù)貏?chuàng)新能力的發(fā)展?jié)摿Γ琀4通過檢驗。總體而言，環(huán)境補貼可以通過多種資本投入形式緩解企業(yè)資金問題，以支撐企業(yè)在創(chuàng)造資本收益過程中增加資源要素，提高區(qū)域?qū)嶋H研發(fā)投入。

由此可見，環(huán)境補貼對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響是其對高新企業(yè)集聚、科研對象密度以及研發(fā)投入這幾個作用機制影響的綜合反應(yīng)，但不同作用機制的作用方向和邊際影響程度不同。具體而言，環(huán)境補貼主要通過研發(fā)投入和科研對象密度這兩條機制促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新能力提升，同時通過削弱臨近地區(qū)高新企業(yè)的集聚效應(yīng)來抑制臨近地區(qū)的創(chuàng)新能力發(fā)展，從而表現(xiàn)出環(huán)境補貼對地區(qū)創(chuàng)新能力的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。

（三）多因素聯(lián)動下的回歸分析

由基準(zhǔn)回歸結(jié)果已知，環(huán)境補貼能夠推動地區(qū)自身創(chuàng)新能力積極發(fā)展，同時制約鄰近地區(qū)創(chuàng)新水平提高。由于環(huán)境補貼強度是地區(qū)政府結(jié)合地區(qū)實際發(fā)展情況而確定的，其主要目的是提高地區(qū)自身環(huán)境質(zhì)量，同時實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈的轉(zhuǎn)型升級，進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級，故本文將環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響歸因于政府干預(yù)與區(qū)域競爭。在未考慮周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)未來發(fā)展的情況下，政策目的的指向僅是地區(qū)自身，結(jié)合資源有限理論與資源的理性流動，地方政府干預(yù)能夠進(jìn)一步提高地方保護(hù)強度。為進(jìn)一步驗證及分析區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展過程中政府干預(yù)與環(huán)境補貼的交互作用，本部分在模型（2）的基礎(chǔ)上引入其交互項，估計并計算模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，效應(yīng)分解結(jié)果如表5所示。

表5 引入交互項后的效應(yīng)分解結(jié)果

由表5可知，環(huán)境補貼與政府干預(yù)交互項（lnES×GI）的直接效應(yīng)系數(shù)為正，間接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，二者均在1%的顯著性水平下通過檢驗。綜合上述結(jié)果可以得出，政府干預(yù)加強了環(huán)境補貼的作用效果，具體而言，政府干預(yù)進(jìn)一步加強了環(huán)境補貼對本地區(qū)創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用，同時加強了環(huán)境補貼對臨近地區(qū)創(chuàng)新能力的抑制作用。

政府干預(yù)與環(huán)境補貼協(xié)同作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和要素流動，從而加強環(huán)境補貼的作用效果。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度來看，在創(chuàng)新發(fā)展和綠色發(fā)展的大背景下，地方政府迫于政治晉升和政績考核壓力，在面臨優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的抉擇下，通過政府干預(yù)剔除地區(qū)內(nèi)與創(chuàng)新能力毫無干系的“三高（高投入、高消耗、高污染）”產(chǎn)業(yè)，并結(jié)合環(huán)境補貼等市場政策提高地區(qū)吸引力，引入更多的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，從而促進(jìn)本地創(chuàng)新能力提升。在地區(qū)政府干預(yù)提高本地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)吸引力的同時，周邊地區(qū)由于“三高”產(chǎn)業(yè)的大規(guī)模轉(zhuǎn)移入駐和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移流失，創(chuàng)新能力發(fā)展受到重大打擊。從要素流動角度來看，政府干預(yù)與環(huán)境補貼的政策指向相同，地區(qū)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)機構(gòu)對創(chuàng)新要素的競爭力大幅提升，進(jìn)而影響周邊地區(qū)資源要素的加快流動，造成周邊地區(qū)的比較競爭力進(jìn)一步下降，其創(chuàng)新能力的發(fā)展也會受到遏制。

六、穩(wěn)健性檢驗

關(guān)于空間計量模型的基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，本文已在表2中同時列出時空雙重固定效應(yīng)下的SAR模型、SEM模型和SDM模型的參數(shù)估計結(jié)果，結(jié)果顯示三模型的系數(shù)符號及顯著性大體一致，表明本文構(gòu)建的空間杜賓模型參數(shù)估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。但正如前文所言，回歸參數(shù)無法準(zhǔn)確代表各變量對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，故本部分采用更換空間權(quán)重矩陣、更換核心變量兩種方法對時空雙重固定效應(yīng)SDM模型進(jìn)行估計，在保證控制變量與前文一致的條件下做效應(yīng)分解，以進(jìn)行模型穩(wěn)健性檢驗。

（一）更換核心變量

為研究環(huán)境補貼對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，參照劉海英和丁瑩（2019）[42]的做法，本文采用各省當(dāng)年的節(jié)能環(huán)保支出占公共財政支出的比重來衡量環(huán)境補貼強度（RES），以替代原核心解釋變量（地區(qū)創(chuàng)新力指數(shù)）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，相應(yīng)的效應(yīng)分解結(jié)果如表6第（1）列所示?？梢姡h(huán)境補貼的直接效應(yīng)在1%的水平下仍顯著為正，而間接效應(yīng)卻未通過顯著性檢驗，說明變量的選取對模型估計結(jié)果會造成一定影響。各控制變量的直接效應(yīng)均與表3保持一致，但間接效應(yīng)的顯著性卻存在部分差異。另外，擬合優(yōu)度（R2）僅比前文減少了0.001 6，這一整體結(jié)果意味著模型估計具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗

（續(xù)表6）

（二）更換空間權(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣是空間計量模型不可或缺的一個組成部分，但人為給定的主觀影響過大，故本文通過更換權(quán)重矩陣的加權(quán)系數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。考慮到目前我國各區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)距離影響大于地理距離影響，故在（0.5，1）區(qū)間內(nèi)等間隔取值，結(jié)合邵帥等（2016）[36]的思想，設(shè)定權(quán)重系數(shù)c值分別為1和0.7，進(jìn)而構(gòu)造新的空間權(quán)重矩陣進(jìn)行時空雙重固定效應(yīng)SDM模型估計，其效應(yīng)分解結(jié)果如表6第（2）和（3）列所示。可見，環(huán)境補貼的直接效應(yīng)均在1%的水平下顯著為正，但在權(quán)重系數(shù)為0.7的空間矩陣下，其間接效應(yīng)未通過顯著性檢驗，說明空間權(quán)重矩陣的選取會對估計結(jié)果造成一定影響，但該影響并未顛覆模型參數(shù)估計結(jié)果的解釋。各控制變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)與表3基本保持一致，結(jié)合擬合優(yōu)度（R2）的比較，可認(rèn)為該模型估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

七、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論

環(huán)境補貼的目的在于促進(jìn)環(huán)境保護(hù)與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展，本文的研究意義在于依據(jù)實證分析結(jié)果有針對性地提出綠色創(chuàng)新發(fā)展道路和政策指引，使環(huán)境補貼在保障環(huán)境質(zhì)量的基礎(chǔ)上為推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展做出超額貢獻(xiàn)。本文以我國省際面板數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建了時空雙重固定效應(yīng)SDM模型，檢驗了環(huán)境補貼對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效果及作用機制。檢驗結(jié)果表明，環(huán)境補貼可通過提高地區(qū)科研對象密度、增加地區(qū)研發(fā)投入等機制顯著推動地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展，同時能夠通過高新技術(shù)企業(yè)集群等機制顯著抑制周邊地區(qū)的創(chuàng)新能力發(fā)展，意味著環(huán)境補貼對創(chuàng)新能力的推動作用具有顯著的空間局限性，無法實現(xiàn)區(qū)域間協(xié)同創(chuàng)新。進(jìn)一步從政府干預(yù)來看，當(dāng)?shù)卣母深A(yù)行為并不能直接提高本地區(qū)創(chuàng)新能力，但卻對鄰近地區(qū)的創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生了抑制作用，政府干預(yù)能夠進(jìn)一步作用于環(huán)境補貼等市場政策，強化環(huán)境補貼對當(dāng)?shù)丶爸苓叺貐^(qū)創(chuàng)新能力的影響。

（二）對策建議

基于上述結(jié)論，本文提出三點建議。第一，環(huán)境補貼政策制定部門需加強對地區(qū)發(fā)展現(xiàn)狀的認(rèn)識，及時反饋并糾正創(chuàng)新能力發(fā)展過程中暴露的問題與不足，充分發(fā)揮環(huán)境補貼對本地區(qū)創(chuàng)新能力提升的積極推進(jìn)作用。摸清地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，一方面能夠正確把控政策行為驅(qū)動，防止政策追隨演變?yōu)楦L(fēng)效仿，另一方面能夠合理調(diào)配運用地區(qū)內(nèi)的資源要素，避免政策先行者因過度擴張而引發(fā)資源不匹配問題。在提升地區(qū)創(chuàng)新能力的過程中，相關(guān)部門應(yīng)重點關(guān)注當(dāng)?shù)刭Y源要素的構(gòu)成與包容度，通過理性的政策學(xué)習(xí)借鑒優(yōu)化地區(qū)環(huán)境質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)鏈。同時，加快環(huán)境補貼在市場中的引力形成速度，保障區(qū)域自身創(chuàng)新得到足夠發(fā)展。

第二，打破地區(qū)惡性競爭，減少地方保護(hù)主義行為，增強地區(qū)間的創(chuàng)新技術(shù)訪問，進(jìn)而激發(fā)高新技術(shù)企業(yè)集聚的溢出效應(yīng)，促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展。環(huán)境補貼能夠顯著推動地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展，但卻制約了鄰近地區(qū)的發(fā)展速度，而地區(qū)政府干預(yù)能夠進(jìn)一步加強環(huán)境補貼的作用程度。地區(qū)間的相互遏制主要源于惡性競爭，地區(qū)政策聯(lián)動的缺乏形成了地方保護(hù)主義，創(chuàng)新要素的理性流動進(jìn)一步擴大了地區(qū)間的創(chuàng)新能力差異。在當(dāng)前深入推進(jìn)協(xié)同創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)聯(lián)動的社會背景下，各地區(qū)政府更應(yīng)減少地方保護(hù)主義行為，增強對全局區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策效果的認(rèn)識，真正發(fā)揮出高質(zhì)量綠色產(chǎn)業(yè)鏈的正向空間外溢作用。

第三，企業(yè)入駐區(qū)域要求嚴(yán)格化，保證產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向的高質(zhì)量，降低“三高”產(chǎn)業(yè)對資源要素攫取的可能性，確保有限的資源要素盡可能成為區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展的一部分。高投入、高消耗、高污染的產(chǎn)業(yè)不僅未能對地區(qū)創(chuàng)新能力發(fā)展做出貢獻(xiàn)，反而會高度消耗資源要素，并產(chǎn)生大量不利于環(huán)境的附加物。另外，應(yīng)提高企業(yè)設(shè)立門檻，這能夠使生產(chǎn)要素得到更合理的利用，結(jié)合環(huán)境補貼的直接目標(biāo)指向，地區(qū)環(huán)境質(zhì)量也能夠得到良好提升，最終促進(jìn)區(qū)域?qū)崿F(xiàn)環(huán)境質(zhì)量與創(chuàng)新能力協(xié)同提升。