熊云飚，張子璇

（云南民族大學 經濟學院，云南 昆明 650504）

黨的十九大報告指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段。高質量發(fā)展，是由我國國內外環(huán)境、發(fā)展條件和發(fā)展階段所決定的，是新時代我國經濟轉型發(fā)展的反映，是新發(fā)展理念的體現，是我國邁向全面小康的關鍵。黨的十八大以來，在以習近平同志為核心的黨中央的堅強領導下，我國經濟發(fā)展實現了根本性的轉變。隨著經濟發(fā)展質量的提高，我國產業(yè)結構不斷優(yōu)化，新舊動能持續(xù)轉換，科技創(chuàng)新的引領作用更加顯著，成為經濟發(fā)展的主要推動力。雖然我國經濟發(fā)展取得了重大成就，但是仍然面臨著資源約束日益趨緊、環(huán)境承載能力接近上限、供給結構與需求結構的變化不匹配等經濟發(fā)展質量不高的問題，只有堅定不移貫徹落實新發(fā)展理念，轉變經濟發(fā)展方式，把高質量發(fā)展要求貫穿于經濟發(fā)展各領域和全過程中，才能實現經濟由高速增長向高質量發(fā)展的根本性轉變。

創(chuàng)新是發(fā)展的第一動力，綠色適應時代發(fā)展潮流，“綠色、創(chuàng)新”是新發(fā)展階段的主旋律，是高質量發(fā)展的重要標志，也是新發(fā)展理念中最重要的兩大部分。綠色和創(chuàng)新融合發(fā)展，是一種新的資源配置方式，是經濟結構轉變的內在體現。一方面，綠色發(fā)展通過生態(tài)環(huán)境建設，改變原有的資源配置方式和功能結構，將人與自然和諧發(fā)展作為首要目標，是實現經濟高質量發(fā)展的關鍵。另一方面，創(chuàng)新發(fā)展能夠推動發(fā)展動能轉換，發(fā)揮先發(fā)優(yōu)勢，在國際競爭中占領先機，贏得優(yōu)勢，是實現經濟高質量發(fā)展的重中之重。在綠色創(chuàng)新兩大發(fā)展理念形成新動能，推動經濟高質量發(fā)展的過程中，人力資本起到了重要作用。以人為中心的發(fā)展給綠色創(chuàng)新賦予了新的價值，推動我國經濟結構變革、發(fā)展方式轉變，不僅形成了多種新的經濟形態(tài)，還提高了民眾的綠色人生價值和人口質量[1]。故基于人力資本視角，深入分析綠色創(chuàng)新對我國經濟高質量發(fā)展的影響，對于促進經濟結構轉變、推動經濟高質量發(fā)展，具有十分重要的現實意義。因此，本文運用人力資本理論，闡述綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展的內在機理，實證研究綠色創(chuàng)新對我國經濟高質量發(fā)展的影響及其門檻特征，以期為我國推動經濟結構轉型、建設現代化經濟體系提供借鑒價值與政策建議。

1 文獻綜述和內在機理

1.1 文獻綜述

當前，經濟高質量發(fā)展已經成為國內學術界研究的熱點。對于高質量發(fā)展的研究，學者們主要從我國經濟高質量發(fā)展的內涵、困境與路徑、經濟高質量發(fā)展的測度以及經濟高質量發(fā)展的影響因素這幾個方面展開討論。從經濟高質量發(fā)展的內涵來看，經濟高質量發(fā)展解決的是發(fā)展不充分不平衡的問題，其既是一種高效率、公平、可持續(xù)的經濟發(fā)展方式[2]，又是以人為核心的新發(fā)展理念為指引，能夠實現供給結構與需求結構動態(tài)平衡的資源配置方式[3]。從經濟高質量發(fā)展的困境與路徑來看，余泳澤和胡山[4]認為我國仍存在著產業(yè)結構升級緩慢、核心基礎技術創(chuàng)新“空心化”、出口產品質量低下、生態(tài)環(huán)境惡化等問題，當前需要將創(chuàng)新驅動、市場化改革、進一步對外開放、提高人們生活質量作為經濟高質量發(fā)展的基本路徑。厲以寧等[5]指出新時代高質量發(fā)展的重點是創(chuàng)新驅動，人才、資本、技術是實現自主創(chuàng)新的關鍵要素，只有將這三大要素相互關聯(lián)、相互融合，最大限度地解放和激發(fā)創(chuàng)新要素的巨大潛能，才能實現創(chuàng)新驅動經濟高質量發(fā)展。湯鐸鐸等[6]系統(tǒng)分析了當前全球經濟形勢和我國經濟發(fā)展狀況，認為在后疫情時期，技術創(chuàng)新和資源配置是關鍵，要想實現高質量發(fā)展，必須緊緊圍繞“胸懷兩個大局”，積極推進創(chuàng)新驅動高質量工業(yè)化戰(zhàn)略，區(qū)域優(yōu)勢互補協(xié)調發(fā)展的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，以暢通國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展戰(zhàn)略，以穩(wěn)增長與防風險的平衡為主線的宏觀調控戰(zhàn)略?？偟膩砜?，多數學者認為我國經濟高質量發(fā)展面臨的主要困境集中在資源配置效率不高、經濟結構升級緩慢、創(chuàng)新能力不足等方面，在未來，我們仍需將人民福祉作為出發(fā)點和落腳點，不斷推進經濟的可持續(xù)和高質量發(fā)展。從經濟高質量發(fā)展的測度來看，當前還沒有明確統(tǒng)一的指標體系。從狹義角度來看，很多學者采用全要素生產率（TFP）來測度經濟高質量發(fā)展[7-9]，而從廣義角度來看，經濟高質量發(fā)展是一個綜合性、系統(tǒng)性、整體性的概念[10]，需要關注長遠發(fā)展目標，不能僅用單一指標衡量。魏敏和李書昊[11]引入了經濟結構優(yōu)化、創(chuàng)新驅動發(fā)展、資源配置高效等10項指標構建了經濟高質量發(fā)展水平測度評價指標體系，通過熵權TOPSIS法進行實證測度，并通過不同省份的特征，根據經濟高質量發(fā)展綜合指數進行了分類，為各省份經濟高質量協(xié)調發(fā)展提供了依據。師博和張冰瑤[12]從經濟發(fā)展的基本面、社會成果和生態(tài)成果三個方面構建了城市經濟高質量發(fā)展水平的測度體系，并進一步分析了經濟高質量發(fā)展和經濟增長數量之間的關系。馬茹等[13]從高質量供給、高質量需求、發(fā)展效率、經濟運行和對外開放五大維度構建了經濟高質量發(fā)展指標體系，研究發(fā)現我國經濟高質量發(fā)展大致呈現東部、中部和東北部、西部依次遞減的區(qū)域非均衡態(tài)勢。對于經濟高質量發(fā)展的影響因素，學者們主要從政府治理[14]、數字經濟[15-17]、科技創(chuàng)新[18-19]、結構轉換升級[20-21]等方面進行研究，但是對綠色創(chuàng)新方面的研究相對較少。彭文斌和文澤宙[22]從分工演進的角度出發(fā)，研究了在不同分工水平下，綠色創(chuàng)新對于經濟高質量發(fā)展的影響，得出在低水平和高水平的分工狀態(tài)下綠色創(chuàng)新對于經濟高質量發(fā)展的促進作用較強，在中等水平的分工狀態(tài)下綠色創(chuàng)新對于經濟高質量發(fā)展的促進作用相對減弱。目前對于綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間的關系研究較少，更多的是對于綠色創(chuàng)新與經濟增長的研究，張振剛等[23]將綠色創(chuàng)新分為能源、環(huán)境、創(chuàng)新三部分，通過構建廣東省的時間序列數據進行實證研究，發(fā)現綠色創(chuàng)新與經濟增長之間存在長期協(xié)整關系。廖文龍等[24]將碳排放交易試點作為準自然實驗，對綠色創(chuàng)新與綠色經濟增長之間的關系進行實證分析發(fā)現，綠色創(chuàng)新產出越多，成果轉換效率越高，越能夠促進綠色經濟增長。侯玉巧和汪發(fā)元[25]運用VAR模型對綠色創(chuàng)新與經濟增長的動態(tài)關系進行實證研究，發(fā)現經濟增長與代表綠色創(chuàng)新的發(fā)明專利授權、實用新型專利授權都存在長期協(xié)整關系，故綠色創(chuàng)新對經濟增長具有促進作用。

綜上所述，可以得出以下幾點評價：第一，有關經濟高質量發(fā)展的測度，學者們的觀點各有不同，尚未形成統(tǒng)一的定論，研究方法、指標選取的不同可能使對于經濟高質量發(fā)展的測度有所差異。第二，有關綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間關系的研究相對較少，多數學者研究的都是綠色創(chuàng)新與經濟增長之間的關系，多數采用向量自回歸模型、DID方法對其進行實證檢驗，而且既有相關研究考慮的都是兩者的線性關系，考慮綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間非線性關系的研究較少?；谏鲜霾蛔?，本文在借鑒已有研究成果的基礎上，試圖對綠色創(chuàng)新影響經濟高質量發(fā)展的機制展開理論分析，然后構建綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展的面板回歸模型和面板門檻模型，探究兩者之間的關系，為深入研究綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間的關系提供理論依據和現實依據。

1.2 內在機理與假設

綠色創(chuàng)新是融合了綠色和創(chuàng)新兩大理念的集合體，是實現經濟高質量發(fā)展的必然之路。在新一輪產業(yè)革命進行的背景下，環(huán)境問題和發(fā)展動能問題是當前經濟高質量發(fā)展所面臨的難題，沒有好的生態(tài)環(huán)境，經濟將無法實現可持續(xù)發(fā)展，沒有自主創(chuàng)新能力，經濟發(fā)展將變成無源之水、無本之木，只有實現綠色動能與創(chuàng)新動能的結合，才能實現我國產業(yè)結構轉型升級、發(fā)展動能轉換、生態(tài)環(huán)境質量改善的目標。綠色創(chuàng)新兩大理念的融合，將會對經濟發(fā)展質量變革、效率變革、動力變革有巨大的推動作用，本文將從以下幾方面展開論述。

第一，綠色發(fā)展的核心是人與自然的和諧共生，創(chuàng)新發(fā)展的核心是發(fā)展動能轉換，兩者在理念、技術、方法上的深度融合，將會創(chuàng)造出新動能和新的資源轉化方式，形成新業(yè)態(tài)、新模式、新的經濟增長點。在當前，綠色創(chuàng)新將會推動我國經濟結構的優(yōu)化調整、促進經濟發(fā)展方式的轉變，也是我國實現突破能源環(huán)境束縛的重要機遇。只有大力推動綠色創(chuàng)新，挖掘綠色技術和綠色產業(yè)市場的巨大潛力，才能使我國綠色技術和綠色產業(yè)在全球競爭中站穩(wěn)腳跟，在全球市場中所占份額不斷擴大，為我國經濟的轉型升級和高質量發(fā)展提供新的經濟增長動力。

第二，綠色創(chuàng)新是創(chuàng)新引領下的綠色發(fā)展，其通過綠色高效的生產模式使得企業(yè)能夠轉變生產方式，減少廢棄物和污染物的排放，不僅可以降低環(huán)境保護的成本，彌補以往企業(yè)生產中造成資源浪費和環(huán)境污染的缺陷，還能夠積極帶動產業(yè)體系的綠色化轉型，實現高質量發(fā)展的目標。我國一直秉持著“綠水青山就是金山銀山”的理念，為綠色創(chuàng)新發(fā)展提供了良好的環(huán)境，加之我國的產業(yè)鏈和產業(yè)體系在不斷完善，使得中國將可能成為綠色技術產業(yè)化的集聚地，持續(xù)推動企業(yè)向綠色化、創(chuàng)新化方向前進，同時也將激發(fā)我國綠色產業(yè)發(fā)展活力，推動我國產業(yè)的綠色化轉型，使我國不斷向經濟高質量發(fā)展邁進。

第三，綠色創(chuàng)新能夠將經濟效率、社會價值和環(huán)境可持續(xù)性進行有效整合，利用市場機制促進資源的合理配置，同時緩解生態(tài)破壞、環(huán)境影響等一系列矛盾。綠色創(chuàng)新具有較強的包容性，我國可以利用自身的成本優(yōu)勢、技術優(yōu)勢、產業(yè)優(yōu)勢等積極與各國合作交流，不斷提升綠色創(chuàng)新能力，占據更多市場份額，參與全球競爭，從而促進經濟高質量發(fā)展。據此，本文得出第一個假設。

假設1：綠色創(chuàng)新能力的增強，通過創(chuàng)造出經濟增長新動能、促進我國產業(yè)的綠色化轉型、增強全球競爭力等途徑持續(xù)推動我國經濟高質量發(fā)展。

綠色創(chuàng)新通過培育經濟增長新動能、產業(yè)綠色化轉型、提高全球競爭能力等推動經濟實現高質量發(fā)展，但是其可能會受到人力資本水平的制約。人力資本是體現在人身上的資本，表現為蘊含于人身上的各種生產知識、勞動與管理技能以及健康素質的存量總和。綠色創(chuàng)新發(fā)展是以人與自然和諧發(fā)展為導向的，豐富的資源、良好的生態(tài)環(huán)境才能真正促進民生福祉的實現。無論是綠色發(fā)展還是創(chuàng)新發(fā)展，最終目的是改善人民生活質量，滿足人民日益增長的美好生活的需要。綠色創(chuàng)新來源于人民、回饋于人民，只有擁有優(yōu)質的人才儲備、擁有強有力的人力資本吸納能力，才能夯實綠色創(chuàng)新發(fā)展的人本基礎。如果沒有足夠的人力資本基礎，綠色創(chuàng)新將是無源之水、無本之木，綠色創(chuàng)新將無法運用到經濟發(fā)展的各個領域，難以對經濟高質量發(fā)展產生促進作用。綠色創(chuàng)新是新發(fā)展理念的產物，要始終圍繞以人為核心的發(fā)展思想，只有不斷提高人力資本水平，引導鼓勵公眾參與，才能為經濟高質量發(fā)展提供人才支撐。據此，本文得出第二個假設。

假設2：人力資本儲備能力和吸納能力的增強將會不斷促進綠色創(chuàng)新能力的提升，只有人力資本水平達到一定程度，綠色創(chuàng)新才能有效推動我國經濟高質量發(fā)展。

2 模型設定與變量選取

2.1 模型設定

2.1.1 基準回歸模型

根據上述機理研究，為了對內生性問題進行有效控制，本文借鑒毛其淋和盛斌[26]的方法，采用工具變量兩階段最小二乘法（2SLS）來估計綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間的關系，具體計量模型設定為：

式中：i表示地區(qū)，t表示年份，yit和Xit分別表示被解釋變量經濟高質量發(fā)展（HQD）和解釋變量綠色創(chuàng)新（GI）；Mit表示控制變量，包括城鎮(zhèn)化水平（urban）、政府干預（gov）、國際貿易（MX）、基礎設施水平（traf）、工業(yè)化水平（ind）；θ為各個控制變量相應的系數向量；β1和β2為待估系數，ui代表個體效應，用于反映個體未觀測特征，εit為隨機擾動項。由于實證模型自變量中城鎮(zhèn)化水平、政府干預等變量都可能與經濟高質量發(fā)展之間存在雙向因果關系，因此模型不可避免地存在內生性問題，為了解決內生性問題，本文采用工具變量2SLS來對綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間的關系進行檢驗。

2.1.2 面板門檻模型

由于綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響受到多種因素的制約，這種影響可能會隨著人力資本水平處于不同區(qū)間而呈現出不同特點，因此綠色創(chuàng)新和經濟高質量發(fā)展之間可能存在非線性關系。為了檢驗變量間是否存在非線性關系，本文采用Hansen[27]提出的面板門檻回歸模型對綠色創(chuàng)新和經濟高質量發(fā)展之間的非線性關系進行檢驗，這主要是為了克服通過交互項檢驗非線性調節(jié)效應時的回歸形式外生給定缺陷。面板門檻回歸模型實質上是通過尋找能夠反映變量間因果關系的門檻變量，估計出相應的門檻值，根據門檻值劃分出幾組樣本區(qū)間，檢驗不同樣本區(qū)間的參數是否顯著不同。具體模型設定為：

式中：β1和β2為待估系數，分別表示綠色創(chuàng)新水平處于第一門檻值內的估計系數和綠色創(chuàng)新水平跨越門檻值的估計系數，qit為門檻變量人力資本水平（EDU），γ為未知門檻，ui代表個體效應，用于反映個體未觀測特征，εit為隨機擾動項，I(qit≤γ)和I(qit＞γ)為指標函數，其他變量含義同公式（1）。

式（2）還可以表示為：

模型（3）實際上為一個分段函數模型，當qit≤γ時，Xit的系數為β1，而當I(qit＞γ)時，Xit的系數為β2，雙門檻模型同理。根據這一思想，假設存在“門檻效應”，在式（3）的基礎上構建面板門檻模型，檢驗不同的人力資本水平下綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響。

2.2 變量說明及數據來源

2.2.1 變量說明

（1）被解釋變量：經濟高質量發(fā)展（HQD）。經濟高質量發(fā)展是一個綜合性的指標，不僅要體現經濟發(fā)展狀況，還需要體現人民福祉的持續(xù)增進。本文參考楊耀武和張平[28]的研究方法，從經濟成果分配、人力資本發(fā)展狀況、經濟效率與穩(wěn)定性、自然資源與環(huán)境、民生發(fā)展這幾個方面來構建經濟高質量發(fā)展評價指標體系，如表1所示。

表1 經濟高質量發(fā)展評價指標體系

通過表1可以看出，各個指標的單位差別很大，指標屬性也不相同，因此為了消除差異，我們采取了熵值法測算二級指標的權重，對經濟高質量發(fā)展進行綜合評價，具體步驟如下：

第一，設地區(qū)數為m，評價指標數為n，對數據進行無量綱化處理即標準化處理。具體標準化處理的過程為：

其次，對以上標準化數據進行比重Pij計算，計算公式為：

第二，計算第j項指標的熵值Eij，計算公式為：

式中：K為常數，用K=1/lnm來計算，使得0＜Eij＜1。然后計算第j項指標熵值的信息效用價值dj和權重Wj：

第三，計算各省的綜合得分HQDj，HQDj即為本文所求的經濟高質量發(fā)展綜合評價指數，計算公式為：

（2）核心解釋變量：綠色創(chuàng)新水平（GI）。到目前為止學術界還沒有對綠色創(chuàng)新有一個統(tǒng)一的測度方式。付幗等[29]通過引入創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產出、創(chuàng)新環(huán)境三個維度的指標，采用探索性空間分析（ESDA）方法對綠色創(chuàng)新進行測度。任耀等[30]將經濟效率、創(chuàng)新效率及綠色效率三個方面的指標放入DEA-RAM模型中進行綠色創(chuàng)新的測度。曹慧等[31]采用共線性—變異系數的指標篩選模型，從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產出、綠色發(fā)展三個方面構建了綠色創(chuàng)新能力評價指標體系。因此，本文認為綠色創(chuàng)新既要體現創(chuàng)新性，又要體現可持續(xù)發(fā)展理念，結合綠色創(chuàng)新過程中需要考慮到的環(huán)境、經濟和社會效益，本文借鑒王惠等[32]運用非角度、非徑向的Super-SBM模型，從投入與產出兩個視角測度綠色創(chuàng)新水平。從投入視角來看，將表示創(chuàng)新體系產出的R＆D經費投入和R＆D人員全時當量作為綠色創(chuàng)新的資金投入和知識投入，將能源消費總量作為綠色創(chuàng)新活動中的能源投入。從產出視角來看，將產出指標分為期望產出變量和非期望產出變量，選用專利申請數和新產品銷售收入作為期望產出變量衡量傳統(tǒng)創(chuàng)新產出；以空氣中SO2排放量、廢水排放總量和固體廢物產生量作為非期望產出變量衡量環(huán)境效應。

（3）門檻變量：根據本文前面的理論分析，在人力資本處于不同水平下，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響方向和影響程度存在差異。因此，本文選用人力資本水平（EDU）變量作為門檻變量，通常采用6歲及以上人口的平均受教育年數來衡量，人均受教育年限=(未上過學人口數×0+小學人口數×6+初中人口數×9+高中人口數×12+大專以上人口數×16)÷6歲及以上人口數。

（4）控制變量包括：①政府干預（gov）。李光龍和范賢賢[33]認為財政支出對長江經濟帶經濟高質量發(fā)展具有顯著的促進作用，本文用財政支出占GDP的比重衡量政府干預，并用GDP平減指數消除價格因素的影響。②國際貿易（MX）。余思勤和孫司琦[34]研究發(fā)現貿易開放的提高可以直接促進經濟高質量發(fā)展，也可以通過人力資本間接促進經濟高質量發(fā)展，本文用進出口總額占GDP的比重來衡量政府干預，并用GDP平減指數消除價格因素。③基礎設施水平（traf）。基礎設施投資可以直接促進經濟高質量發(fā)展，也可以通過影響產業(yè)結構、技術進步和資源配置等間接推動經濟高質量發(fā)展，本文用人均道路面積來衡量基礎設施水平。④工業(yè)化水平（ind）。根據張路和何凌云[35]的研究，工業(yè)企業(yè)發(fā)展與經濟高質量發(fā)展之間呈“M”型的非線性關系，本文用工業(yè)企業(yè)數來衡量工業(yè)化水平。⑤城鎮(zhèn)化水平（urban）。根據姜安印和楊志良[36]的研究，新型城鎮(zhèn)化建設顯著促進了城市經濟高質量增長，本文用城鎮(zhèn)常住人口占總人口的比重衡量城鎮(zhèn)化水平。

2.2.2 數據來源

本文實證分析中各個指標的數據是中國2004—2018年29個省份（西藏、新疆、港澳臺地區(qū)因數據缺失予以刪除）的省級層面數據，原始數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒等。為了消除異方差，對人力資本水平、政府干預、基礎設施水平、工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化水平進行了對數化處理。表2是相關變量的描述性統(tǒng)計。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 面板單位根檢驗與協(xié)整檢驗

為了避免因檢驗方法本身的局限而對檢驗結果帶來負面影響，本文將同時采用LLC檢驗、IPS檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、ADF-Fisher、Hadri LM檢驗方法進行單位根檢驗，來檢驗面板數據的平穩(wěn)性。單位根檢驗結果見表3。

表3 單位根檢驗結果

單位根檢驗顯示，LLC檢驗、IPS檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、ADF-Fisher、Hadri LM檢驗都拒絕了全部變量存在單位根的原假設，故所選取的所有變量都平穩(wěn)。為了檢驗變量之間是否存在長期均衡的協(xié)整關系，本文使用Kao檢驗和Pedroni檢驗對所用變量的面板數據進行協(xié)整檢驗，檢驗結果如表4所示。

表4 面板數據的協(xié)整檢驗

Kao檢驗結果顯示，所有變量在1%顯著性水平上拒絕沒有協(xié)整關系的原假設，說明變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。根據Pedroni檢驗結果，所有變量在1%的顯著水平上都拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。因此，綜合上述檢驗結果可得變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，方程回歸殘差是平穩(wěn)的。

3.2 基準回歸結果

為了避免外生性問題，本文采用工具變量2SLS來對綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間的關系進行檢驗。通過Durbin-Wu-Hausan檢驗對解釋變量是否為外生進行檢驗，發(fā)現政府干預、基礎設施水平、工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化水平在1%的顯著性水平上拒絕其是外生的原假設，這表明政府干預、基礎設施水平、工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化水平存在明顯的內生性。因此本文將政府干預、基礎設施水平、工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化水平的一階滯后項作為工具變量進行2SLS回歸，Sargan檢驗的相伴隨概率為0.131 0，即不能在10%的顯著性水平上拒絕工具變量是過度識別的零假設，說明工具變量是外生的，這表明所選取的工具變量是合理的，模型的設定是可靠的。

從表5中模型（1）的估計結果可以看出，核心解釋變量綠色創(chuàng)新的影響系數顯著為正，說明綠色創(chuàng)新能夠促進經濟高質量發(fā)展，成為我國經濟高質量發(fā)展的重要一環(huán)。其原因可能是，我國綠色創(chuàng)新能力的提高實現了資源的優(yōu)化配置，從而促進經濟高質量發(fā)展。為了進一步分析綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展影響的區(qū)域差異，本文將中國各省份劃分為東、中、西三個區(qū)域（東部地區(qū)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個省份，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份，西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、10個省份），同樣運用工具變量2SLS法對綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間的關系進行估計，估計結果見表5中的模型（2）、模型（3）、模型（4）。模型估計結果顯示，綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展的影響存在明顯的區(qū)域差異，綠色創(chuàng)新顯著促進了東部、西部地區(qū)經濟高質量發(fā)展，而對中部地區(qū)經濟高質量發(fā)展的影響不顯著。其原因可能是，由于我國區(qū)域間經濟發(fā)展水平、資源稟賦、人力資本水平、技術水平等都存在較大差異，各地區(qū)綠色創(chuàng)新能力不同，其需要依賴人力資本水平、技術水平以及一些制度因素等一系列外部因素的影響，因此，只有綠色創(chuàng)新能力與各區(qū)域的實際情況相匹配時，才能夠推動經濟高質量發(fā)展。

表5 實證結果

3.3 面板門檻模型估計結果

前文基于線性角度分析了綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響，并證實了綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有促進作用，但是忽略了區(qū)域間存在不同的稟賦特征。綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響受到各種稟賦特征條件因素的約束，人力資本作為提高綠色創(chuàng)新能力的重要推動力，也會對綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響起到一定的作用。因此，本文將人力資本作為門檻變量，進一步分析綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的非線性影響。

3.3.1 門檻效應檢驗

根據上文所設定的計量模型及檢驗方法，利用STATA15.0進行門檻效應檢驗，檢驗結果如表6所示。從表6可以看出，將人力資本作為門檻變量來檢驗，從全國范圍來看，雙門檻效應通過了顯著性檢驗，從各區(qū)域角度來看，東部、中部地區(qū)的單門檻效應通過了顯著性檢驗，西部地區(qū)未通過門檻效應檢驗，說明全國范圍、東部、中部地區(qū)綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響存在基于人力資本的門檻效應。

表6 門檻效應檢驗結果

3.3.2 門檻值估計及置信區(qū)間

通過顯著性檢驗之后，需要對門檻模型中的門檻值進行估計。表7顯示了全國范圍、東部、中部各地區(qū)的門檻估計值及其對應的90%置信區(qū)間。通過表7可以看出，三個模型的各個門檻值分別對應的90%置信區(qū)間范圍都比較窄，門檻效應識別效果較為顯著；同時，三個模型的門檻值都處于其相應的置信區(qū)間內，似然比值都小于10%顯著性水平的臨界值。

表7 門檻估計值及其置信區(qū)間

3.3.3 門檻回歸結果分析

根據表8，從全國范圍來看，綠色創(chuàng)新與經濟高質量發(fā)展之間呈現“U”型關系，當人力資本低于最低門檻值2.194 4時，綠色創(chuàng)新的回歸系數為-0.022 8，但是沒有通過顯著性水平檢驗，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響為負。當人力資本跨越第一個門檻值2.194 4以后，綠色創(chuàng)新的回歸系數變?yōu)檎龜?，但是沒有通過顯著性水平檢驗，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響由抑制作用轉為促進作用。當人力資本跨越第二門檻值2.406 5以后，綠色創(chuàng)新的回歸系數為0.221 7，且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展存在顯著的促進作用。綠色創(chuàng)新發(fā)展既能滿足消費者和企業(yè)的價值需求，又能減少對環(huán)境的污染和破壞，以達到可持續(xù)發(fā)展的目標[37]，這種新的資源配置方式將產生新動能、創(chuàng)造新價值，通過培育經濟增長新動能、實現產業(yè)綠色化轉型、提高全球競爭能力等方面促進經濟高質量發(fā)展。

表8 面板門檻模型參數估計結果

從各區(qū)域來看，當人力資本低于門檻值時，東部地區(qū)綠色創(chuàng)新的回歸系數為0.005 3，且沒有通過顯著性水平檢驗。當人力資本跨越門檻值以后，綠色創(chuàng)新的回歸系數明顯增大，且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明東部地區(qū)綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有顯著促進作用。對于中部地區(qū)來說，當人力資本低于門檻值時，綠色創(chuàng)新的回歸系數為負，說明中部地區(qū)綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有抑制作用。當人力資本跨越門檻值以后，綠色創(chuàng)新的回歸系數逐漸變大為正數，且通過了5%的顯著性水平檢驗，表明中部地區(qū)綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有顯著促進作用。對于西部地區(qū)，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展呈正向線性相關，增強綠色創(chuàng)新能力能夠顯著推動經濟高質量發(fā)展。以上結果表明，綠色創(chuàng)新和經濟高質量發(fā)展之間存在著非線性關系，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響顯著存在基于人力資本的門檻效應。

對于控制變量，實證結果顯示，對于全國范圍、東部、中部地區(qū)，政府干預的系數都為正，西部地區(qū)為負數，這可能是由于全國范圍、東部、中部地區(qū)的政府制定出與其經濟發(fā)展相適應的政策，最終促進經濟高質量發(fā)展。西部地區(qū)經濟發(fā)展水平和市場化水平較東中部地區(qū)要低，政府更會加大力度進行干預，因此可能會導致過度干預的問題產生，出現產能過剩等不利于經濟高質量發(fā)展的現象[38]。城鎮(zhèn)化的回歸系數在四個模型中都為正數，且都通過了顯著性水平檢驗，說明城鎮(zhèn)化發(fā)展是促進經濟高質量發(fā)展的重要因素。城鎮(zhèn)化是推動質量、效率和動力三大變革的重要抓手，是邁向高質量發(fā)展的必由之路。城鎮(zhèn)化的核心是以人民為中心，通過促進農村剩余勞動力轉移，推動城鄉(xiāng)各要素自由流動，加快了城鄉(xiāng)融合，推動經濟高質量發(fā)展。國際貿易的回歸系數都為正數，說明國際貿易也是促進經濟高質量發(fā)展的一個重要因素。中國加入世界貿易組織后，我國的國際貿易和對外直接投資規(guī)模不斷擴大、層次不斷提高、結構不斷優(yōu)化，我國企業(yè)抓住科技賦能，企業(yè)跨文化、跨地區(qū)的溝通成本不斷降低的機遇，積極推進境外業(yè)務和參與國際競爭，“走出去”的質量和層次不斷提升，成為促進我國經濟高質量發(fā)展的重要力量?；A設施水平的系數在全國范圍和東部地區(qū)為正數，在中部地區(qū)為負數，西部地區(qū)沒有通過顯著性檢驗，說明全國范圍和東部地區(qū)的基礎設施對經濟高質量發(fā)展具有顯著的促進作用，這可能是由于基礎設施的完善能夠匯集更多資金流、物資流、信息流、人才流，促進資源、人才的合理流動，降低地區(qū)間交易成本，促進民生福祉，推動經濟高質量發(fā)展。但是中部地區(qū)基礎設施建設相對落后，目前仍在不斷完善中，因此這種影響可能會存在一定的滯后性，基礎設施對經濟高質量發(fā)展的促進作用還未顯現出來。工業(yè)化發(fā)展的系數在東、西部地區(qū)為負數，但是都沒有通過顯著性檢驗，在全國范圍和中部地區(qū)為正數，可能是因為我國東部地區(qū)經濟發(fā)展水平較高，以往傳統(tǒng)的工業(yè)發(fā)展體系已經不適應當前經濟高質量發(fā)展的要求。而中部地區(qū)工業(yè)化尚有發(fā)展空間，加之新型工業(yè)化戰(zhàn)略的實施，使得工業(yè)化的發(fā)展能夠促進經濟高質量發(fā)展。西部地區(qū)雖然工業(yè)化發(fā)展?jié)摿^大，但是在工業(yè)化進程中，仍然受到制度與體制變遷、過度依賴資源輸出、環(huán)境遭受破壞等因素的影響[39]，對于經濟高質量發(fā)展的推動作用不明顯。

3.3.4 跨越門檻值省份數量變遷情況

為了更加直觀地反映區(qū)域的差異性，本文將門檻值作為劃分依據，選取2004年、2011年和2018年3個年份，列出2004年、2011年和2018年我國29個省份跨越兩個門檻值的省份數量變遷情況，具體如表9所示?？梢钥闯?004年高于第一門檻值2.194 4的只有北京、天津、上海，其他省份都沒有通過第一門檻值，且沒有省份通過第二門檻值2.406 5。與2004年相比，2011年和2018年跨越第一門檻值的省份明顯增多，2011年跨越第一門檻值的省份增加到11個，2018年跨越第一門檻值的省份增加到17個，這些省份大多數居于東、中部地區(qū)。全國跨越第二門檻值的省份較少，2011年，只有北京跨越了第二門檻值，到2018年，上海也跨越了第二門檻值，其他省份都還暫未跨越第二門檻值。由此可見，各省份之間人力資本水平表現出非均衡性，相應地，綠色創(chuàng)新對于經濟高質量發(fā)展的影響也呈現出一定的差異性。

表9 跨越門檻值省份數量變遷情況

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 基準回歸模型

本文采用變換變量法和縮小樣本時間范圍兩種方法來進行穩(wěn)健性檢驗，一是用全要素生產率FTP替代經濟高質量發(fā)展指數HQD作為經濟高質量發(fā)展變量進行穩(wěn)健性檢驗。二是將樣本劃分為2004—2011年、2012—2018年兩個時段進行穩(wěn)健性檢驗。最終穩(wěn)健性檢驗結果（表10）顯示，綠色創(chuàng)新估計結果與前文研究結論基本一致，其他控制變量雖與表5回歸結果存在細微樣本差異，但并不影響整體結果的穩(wěn)健性，整體回歸結果與表5回歸結果基本一致，表明本文的研究結論具有較好的穩(wěn)健性。

表10 基準回歸模型穩(wěn)健性檢驗

3.4.2 面板門檻模型

本文通過替換核心解釋變量綠色創(chuàng)新水平對面板門檻模型進行穩(wěn)健性檢驗。衡量綠色創(chuàng)新水平指標中創(chuàng)新產出的一個重要因素是專利申請量，專利申請量可以劃分為發(fā)明專利申請量、實用新型專利申請量和外觀設計專利申請量，而發(fā)明專利技術是衡量創(chuàng)新能力的強有力指標，由于其含量較高、申請量較少，同時受到專利授權機構審查能力的約束，更能夠顯示出區(qū)域原始創(chuàng)新能力[40]。因此，本文借鑒葉祥松和劉敬[41]的方法，用發(fā)明專利申請量替換專利申請量作為創(chuàng)新產出的一個指標，并采用非角度、非徑向的Super-SBM模型重新測算了我國綠色創(chuàng)新水平，替換原有的指標進行穩(wěn)健性分析，回歸結果（表11）顯示全國范圍存在雙重門檻，東中部地區(qū)存在單一門檻，門檻效應檢驗結果與表6結果基本一致，表明本文的研究結論具有較好的穩(wěn)健性。

表11 穩(wěn)健性檢驗門檻效應檢驗結果

表12顯示了穩(wěn)健性檢驗中全國范圍、東部、中部各地區(qū)的門檻估計值及其對應的90%置信區(qū)間。通過表12可以看出，三個模型的各個門檻值分別對應的90%置信區(qū)間范圍都比較窄，門檻效應識別效果較為顯著；同時，三個模型的門檻值都處于其相應的置信區(qū)間內，似然比值都小于10%顯著性水平的臨界值。

表12 穩(wěn)健性檢驗門檻估計值及其置信區(qū)間

穩(wěn)健性檢驗中面板門檻模型參數估計結果（表13）與表8結果基本一致，表明本文的研究結論具有較好的穩(wěn)健性。

表13 穩(wěn)健性檢驗面板門檻模型參數估計結果

4 結論與政策建議

本文基于我國29個省份2004—2018年的面板數據，采用工具變量2SLS的分析方法對綠色創(chuàng)新和經濟高質量發(fā)展之間的線性關系進行研究，運用面板門檻模型對兩者之間的非線性關系進行探討。實證發(fā)現，對于全國而言，綠色創(chuàng)新能夠有效促進我國經濟高質量發(fā)展，同時兩者也存在著非線性關系。綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的影響存在顯著的門檻效應，當人力資本低于第一個門檻值2.194 4時，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有抑制作用；當人力資本位于兩個門檻值之間時，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有促進作用；當人力資本跨越第二個門檻值，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的促進作用顯著增強。從區(qū)域層面來看，東部、中部地區(qū)存在著單門檻效應，當東部地區(qū)人力資本低于門檻值時，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有促進作用；當人力資本跨越門檻值后，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的促進作用顯著增強。當中部地區(qū)人力資本低于門檻值時，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有抑制作用；當人力資本跨越門檻值后，綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有顯著的促進作用。進一步分析得出，目前我國人力資本的平均水平整體介于兩個門檻值之間，且該區(qū)間中大部分省份位于中部地區(qū)，僅有北京、上?？缭搅巳肆Y本的第二門檻值，因此著力推進人力資本積累能夠增強綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的促進作用。基于此，本文認為綠色創(chuàng)新在人力資本積累的推動下能夠促進經濟高質量發(fā)展，綠色創(chuàng)新必須有相應的人才支撐才能與經濟高質量發(fā)展相適應。因此，本文提出以下政策建議：

首先，新一輪產業(yè)革命催生了新的勞動力需求，人才資本的積累和釋放對于中國高質量發(fā)展有著重要的意義。只有擁有優(yōu)質的人才資源，才能為我國綠色創(chuàng)新、經濟高質量發(fā)展提供人才支撐。我國在綠色創(chuàng)新人才隊伍培養(yǎng)、綠色創(chuàng)新理念廣泛認知等方面仍存短板，應積極培育人民群眾的綠色創(chuàng)新意識，加強綠色創(chuàng)新人才隊伍培養(yǎng)，將綠色理念與創(chuàng)新理念真正融合，推動經濟邁向高質量發(fā)展階段。同時，在人才方面不斷優(yōu)化我國內部環(huán)境，使人才能夠引進來、留得住。

其次，圍繞綠色創(chuàng)新發(fā)展的重大問題，加大綠色技術的研發(fā)力度，打造引領產業(yè)發(fā)展的綠色核心技術體系，為可持續(xù)發(fā)展提供動力。積極促進綠色節(jié)能低碳技術大規(guī)模應用，推動產業(yè)結構的優(yōu)化升級，通過產業(yè)間的資源重新配置推動全社會綠色化生產。同時，將綠色創(chuàng)新引入供給側結構性改革、新型制造、城市轉型、生態(tài)工業(yè)園區(qū)發(fā)展、新農村建設中，充分發(fā)揮具有中國特色的綠色創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展的促進作用。

最后，東中西地區(qū)需要制定符合各地發(fā)展現狀與稟賦條件的政策，通過綠色創(chuàng)新實現綠色轉型，達到經濟高質量發(fā)展的目標。東部地區(qū)要充分發(fā)揮其資源、技術、人才優(yōu)勢，展現出示范作用，積極帶動中西部地區(qū)發(fā)展，促進整體協(xié)調發(fā)展。中部地區(qū)要積極承接東部地區(qū)綠色創(chuàng)新的溢出效應，吸引優(yōu)質人才，激發(fā)產業(yè)的創(chuàng)新動力，不斷挖掘自身綠色創(chuàng)新能力。西部地區(qū)需要抓住“一帶一路”建設和新一輪西部大開發(fā)的重大機遇，利用當地資源優(yōu)勢，深入挖掘農業(yè)、勞動力、旅游等資源潛力，促進“三產”朝著生態(tài)化發(fā)展，積極培育新產業(yè)、新業(yè)態(tài)與新模式，實現經濟發(fā)展質量的提升。