程 鈺，王晶晶，王澤萍，張麗麗，陳 偉

（山東師范大學地理與環(huán)境學院，山東濟南250014）

2019 年聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署第六期《全球環(huán)境展望》報告指出，各國各地環(huán)境問題的延伸和發(fā)展已經(jīng)導致全球化、綜合化、積累化的世界性生態(tài)環(huán)境問題出現(xiàn)，對地球生態(tài)系統(tǒng)和人類生存產(chǎn)生較大阻礙，直接關系到全球可持續(xù)發(fā)展事業(yè)和人地關系協(xié)調。為尋求更可持續(xù)的人與自然和諧共處的發(fā)展模式，各國開始反思粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式帶來的弊端和對人類生存環(huán)境產(chǎn)生的負面影響，德國、韓國、英國、美國等發(fā)達國家逐步出臺和發(fā)布一系列國家戰(zhàn)略文件，積極探索設計良好的政策框架以指引可持續(xù)發(fā)展［1-3］。中國由于其特殊的人口、資源和環(huán)境情況，面臨著更大的發(fā)展壓力［4］。根據(jù)中國國際經(jīng)濟交流中心、美國哥倫比亞大學等共同發(fā)布的《可持續(xù)發(fā)展藍皮書：中國可持續(xù)發(fā)展評價報告（2019）》，2000—2017 年中國可持續(xù)發(fā)展狀況呈現(xiàn)穩(wěn)定增長狀態(tài)，但資源環(huán)境承載能力仍需進一步提升，城市化、工業(yè)化活動依然對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生較大影響。在環(huán)境問題負外部性影響持續(xù)擴大以及新的發(fā)展需求驅動下，為了尋求突破資源環(huán)境困境的途徑，實施以“減量化、再利用、再循環(huán)（3R）”為核心內容的循環(huán)經(jīng)濟是實現(xiàn)區(qū)域社會經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境協(xié)調發(fā)展、推動可持續(xù)發(fā)展的重要途徑和方法［5-6］。黨的十九大報告中指出要通過構建綠色技術創(chuàng)新體系推進綠色發(fā)展，實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略滿足人民對美麗中國、宜居環(huán)境的需求，2020 年全國兩會更加強調要提高科技創(chuàng)新支撐能力、提升生態(tài)環(huán)境治理成效。同時，建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系對實現(xiàn)碳達峰、碳中和的緊迫目標具有重要推進作用。以循環(huán)經(jīng)濟為重要實現(xiàn)途徑的可持續(xù)發(fā)展已經(jīng)成為政府、企業(yè)、公眾乃至全社會的共同理念和行動方向，創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略則是各地區(qū)提升循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平的必然選擇。2007—2019 年國家財政科學技術支出逐年增加，由2 135.70 億元增加至9 528.54 億元，年均增加速度為6.47%，科技創(chuàng)新已成為增強地區(qū)綜合競爭實力的核心要素，是實現(xiàn)區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展、推進國家和地區(qū)生態(tài)文明建設的重要驅動力量。

1 文獻綜述

循環(huán)經(jīng)濟以資源高效利用、經(jīng)濟健康發(fā)展、生態(tài)環(huán)境友好與社會環(huán)境和諧為發(fā)展目標，實現(xiàn)用最小的資源能源消耗與污染排放獲得最大限度的經(jīng)濟效益，其內涵涉及生態(tài)學、經(jīng)濟學與社會學等多學科的相互綜合［7-9］。從生態(tài)學視角來看，循環(huán)經(jīng)濟實質上是一種有利于資源節(jié)約與利用的新型環(huán)境保護發(fā)展模式，其本質是在遵循生態(tài)系統(tǒng)中物質循環(huán)與能量流動基本規(guī)律的基礎上實現(xiàn)經(jīng)濟-社會-生態(tài)環(huán)境三個子系統(tǒng)的動態(tài)平衡，許乃中等［10］、李斌等［11］、馬曉君等［12］、孟雪等［13］從生態(tài)效率和生態(tài)創(chuàng)新視角對不同尺度下循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平進行測度；從經(jīng)濟學視角來看，循環(huán)經(jīng)濟實質上是一種追求可持續(xù)發(fā)展的新生產(chǎn)方式，其目的是通過對現(xiàn)有生產(chǎn)關系和生產(chǎn)結構的調整而獲取更環(huán)保的經(jīng)濟利益［14-16］，循環(huán)經(jīng)濟最終的落腳點依然是經(jīng)濟的發(fā)展，楊青龍等［17］、Abad?Segura等［18］以及Ferrante 等［19］探究了循環(huán)經(jīng)濟與市場經(jīng)濟和可持續(xù)增長的內在聯(lián)系和共存關系，發(fā)現(xiàn)有利于循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的措施可以直接促進經(jīng)濟的增長；從社會學視角看，循環(huán)經(jīng)濟則是構建人與自然和諧共處的環(huán)境友好型社會的重要途徑，其目的是實現(xiàn)社會成員生活福利最大化［20-22］，王紅等［23］、邵留國等［24］、Witjes 等［25］將關注點放在通過循環(huán)經(jīng)濟建立的低碳社會所帶來的福利效應和社會親近度上。約瑟夫·熊彼特認為創(chuàng)新過程其實是內生于生產(chǎn)過程中的，是將現(xiàn)有生產(chǎn)要素排列組合入新的生產(chǎn)函數(shù)之中［26-28］，循環(huán)經(jīng)濟通過模仿自然生態(tài)系統(tǒng)物質循環(huán)機制和能量階梯流動構建起新的經(jīng)濟系統(tǒng)，其核心是利用關鍵性技術支撐保障各個機制的運轉，因此科技創(chuàng)新對循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展具有重要影響。不同學者在研究科技創(chuàng)新影響區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展過程中的作用效果時得出的結論也不一致，范丹等［29］、廖文龍等［30］認為綠色創(chuàng)新對地區(qū)綠色經(jīng)濟增長具有推動作用，極大地促進了區(qū)域綠色經(jīng)濟效率；郗永勤等［31］認為四川、江西等地由于高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢導致循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展水平不高；黃明鳳等［32］則認為我國西部地區(qū)較低的科技水平在一定程度上對循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了負影響。

基于此，在科技創(chuàng)新影響區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的研究方面仍有一些問題需要思考和解決，一是不同學者對于區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟的內涵具有不同的思考和定義，因此對于區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的測度和評價也存在不同方法或者多學科方法交叉現(xiàn)象，如何提升區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效測度的科學性和合理性仍然是一個較為復雜的問題；二是區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展受到自然、經(jīng)濟、社會等多方面因素的影響，不同因素對循環(huán)經(jīng)濟的作用方式、強度和路徑存在差異，同時各因素之間也可能存在相互影響。因此，科技創(chuàng)新作為驅動發(fā)展的動力，有必要將其作為影響區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的重要因素，并與其他因素進行對比，測算科技創(chuàng)新在影響區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效過程中的作用強度和路徑，探究這一影響過程產(chǎn)生的空間效應；三是現(xiàn)有研究成果多是從行業(yè)、企業(yè)、園區(qū)層面，基于物質流、價值流等視角出發(fā)對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟進行評估，從生態(tài)效率視角進行的研究有待深化，因此應該重視對過程和類型研究的概括和總結，強化空間視角下科技創(chuàng)新對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響作用的分析，以更好地制定符合區(qū)域特征的循環(huán)經(jīng)濟實現(xiàn)路徑。綜上所述，科技創(chuàng)新已經(jīng)成為推動地區(qū)、國家乃至全球可持續(xù)發(fā)展的重要驅動力，研究擬在構建區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效測度模型和分析其時空演變趨勢特征的基礎上，探究科技創(chuàng)新對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的作用強度和空間效應，并由此提出促進地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的對策建議，為推進實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)文明建設提供借鑒。

2 區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效測度與時空演變特征

2.1 測度模型與數(shù)據(jù)來源

2.1.1 模型構建

目前，循環(huán)經(jīng)濟評估主要通過構建涵蓋經(jīng)濟、社會、生態(tài)環(huán)境等多個層級的指標體系，通常構建的評價體系較為復雜，且涉及多個方面的因素，容易造成指標種類繁多、無意義重復、部分數(shù)據(jù)不易獲取或者難以定量描述，存在重點不突出、效果不理想等問題［10］?；诖?，諸大建等［33］、謝園園等［34］提出了生態(tài)效率模型是評價循環(huán)經(jīng)濟的科學測度和有效方法這一觀點。

生態(tài)效率的概念最早于1990 年被德國學者提出，最直觀的描述是價值增加占環(huán)境影響增加的比重，1992 年世界可持續(xù)發(fā)展商業(yè)委員會（WBCSD）將生態(tài)效率定義為通過對商品和服務進行競爭性定價，在滿足人類社會發(fā)展物質需要的同時將產(chǎn)生的環(huán)境影響降低到地球承載能力范圍之內，OECD 將其定義為生態(tài)資源用于滿足人類需要時的利用效率，歐洲環(huán)境署則將其定義為利用更少的環(huán)境資源獲取更多的人類和社會發(fā)展福利［35-37］。從本質上看，生態(tài)效率同時涉及經(jīng)濟與環(huán)境兩方面，是對資源環(huán)境利用效率的測量尺度，而循環(huán)經(jīng)濟則是在注重經(jīng)濟增長的同時將生態(tài)環(huán)境納入考慮范圍的新的經(jīng)濟發(fā)展模式，二者在本質上具有內在聯(lián)系，利用生態(tài)效率模型對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展進行測度具有較好的科學性與合理性。同時，根據(jù)國家發(fā)展改革委發(fā)布的《循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系（2017年版）》，在結合中國生態(tài)文明建設進程以及循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實要求的基礎上，對2007 年版的指標體系進行了修正，其中綜合指標包括主要資源產(chǎn)出率和主要廢棄物循環(huán)利用率。

根據(jù)生態(tài)效率的定義，可以將其分解為資源效率和環(huán)境效率兩部分，其中資源效率是指循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的資源投入部分，以此表征單位地區(qū)生產(chǎn)總值（增加值）各種能源的消耗和使用量；環(huán)境效率則是循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的廢物排放部分，如單位工業(yè)產(chǎn)值工業(yè)“三廢”等污染物的排放量等。綜上，研究基于生態(tài)效率模型構建區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的評價指標體系，該體系涵蓋資源效率和環(huán)境效率兩部分，其中資源效率包括萬元GDP能耗、萬元GDP水耗、萬元GDP 電耗3 個二級指標，環(huán)境效率包括萬元工業(yè)產(chǎn)值工業(yè)廢氣排放量、萬元工業(yè)產(chǎn)值SO2排放量、萬元工業(yè)產(chǎn)值工業(yè)廢水排放量、萬元工業(yè)產(chǎn)值COD排放量、萬元工業(yè)產(chǎn)值工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量等5個二級指標，這一指標體系將生態(tài)效率內涵中的經(jīng)濟價值與環(huán)境價值有機結合，對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效具有較好的測度和評價效果。

2.1.2 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，研究采用2000—2018 年中國30 個省份（未包括西藏、香港、澳門、臺灣）的面板數(shù)據(jù)為實證研究的樣本。數(shù)據(jù)來自2001—2019 年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國貿易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒，部分指標數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、各省資源公報和環(huán)境狀況公報中公布的數(shù)據(jù)，通過熵值法整理和計算各地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效值。

2.2 時空演變特征

2.2.1 時序演變特征

區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效總體上呈現(xiàn)上升趨勢（圖1），年均增長速度為1.14%，以2008 年為轉折點主要可以分為兩個階段：第一階段為明顯上升階段（2000—2007年），這一階段區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效值由0.716 7 上升至0.842 9，年均增長速度為1.58%，此階段前期處于國內經(jīng)濟迅速發(fā)展時期，GDP 提升的同時造成了地區(qū)資源消耗和污染排放，循環(huán)經(jīng)濟績效處于較低的水平，此后，兩批國家循環(huán)經(jīng)濟試點的典型經(jīng)驗極大地推進了重點行業(yè)企業(yè)、產(chǎn)業(yè)園區(qū)、重點領域和省市生產(chǎn)技術革新與節(jié)能減排，進一步推動了地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級轉型，循環(huán)經(jīng)濟績效上升明顯；第二階段為平穩(wěn)增長階段（2008—2018 年），該階段區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效值由0.871 1 提升至0.932 7，年均增長速度為0.56%，這一時期國家和地方資源節(jié)約和環(huán)境保護機制逐漸趨于完善，2010 年開展的園區(qū)循環(huán)化改造等試點示范工作實現(xiàn)了對循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展路徑的有益探索，清潔生產(chǎn)技術、污染治理技術、廢品回收與重造技術和資源高效利用、替代資源的開發(fā)等技術逐漸成熟，區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效處于平穩(wěn)增長狀態(tài)。

資源效率與環(huán)境效率的變化趨勢與區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效大致相同，在研究時期內均呈現(xiàn)上升趨勢，2000年資源效率與環(huán)境效率值分別為0.716 9、0.716 5，2018 年分別為0.912 7、0.952 7，年均增長率為1.03%、1.24%，2008年存在一個較為明顯的變化點，2000—2007 年資源效率和環(huán)境效率的年均增長率分別為1.08%、2.07%，此階段環(huán)境效率的增長速度明顯快于資源效率；2008—2018 年資源效率與環(huán)境效率增長速度放緩，年均增長率分別為0.69%、0.43%，這一階段環(huán)境效率的增長速度略低于資源效率。總體來看，資源效率、環(huán)境效率、區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效三者的年均增長速度為環(huán)境效率＞區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效＞資源效率。

圖1 2000—2018年區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效時序演變

2.2.2 空間格局特征

研究選取2000 年、2005 年、2010 年、2018 年4 個時間點的截面數(shù)據(jù)，分析中國30個省份資源效率、環(huán)境效率和區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效在空間上的發(fā)展趨勢和演變特征。整體來看，四個時間斷面的資源效率、環(huán)境效率和區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效均表現(xiàn)出較為明顯的空間分異特征（圖2）。其中，北京、天津、上海、廣東、山東、浙江等地區(qū)的循環(huán)經(jīng)濟績效較高，山西、甘肅、青海、寧夏等相對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效處于較低水平。2018年北京、天津、上海的循環(huán)經(jīng)濟績效最高，分別為0.999 9、0.990 5、0.987 9，寧夏和青海的循環(huán)經(jīng)濟績效最低，分別為0.763 6、0.715 2，其余省份循環(huán)經(jīng)濟績效值均在0.8000以上。在資源效率方面，北京、天津、上海、江蘇、湖南等地區(qū)相對較高，而新疆、青海、寧夏、內蒙古等地效率值較低；在環(huán)境效率方面，吉林、北京、天津、福建、廣東等地區(qū)效率值相對較高，山西、寧夏、青海等省份效率值處于相對較低的水平。

區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效、資源效率和環(huán)境效率三者均呈現(xiàn)東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)的空間分異特征，2018年三大地帶的循環(huán)經(jīng)濟績效平均值分別為0.964 0、0.942 2、0.881 6，資源效率的平均值分別為0.954 1、0.927 2、0.843 3，環(huán)境效率的平均水平分別為0.974 0、0.957 2、0.919 8。可以看出，資源效率、環(huán)境績效和循環(huán)經(jīng)濟績效在東部和中部地區(qū)之間差異較小，但西部地區(qū)與東部和中部地區(qū)相比仍然存在較大差距。西部地區(qū)由于其脆弱的地理環(huán)境，資源條件較其他地區(qū)優(yōu)越性不高，經(jīng)濟基礎較為薄弱，對高素質創(chuàng)新人才、先進技術理念吸引和發(fā)展不夠，導致其在資源效率、環(huán)境效率、循環(huán)經(jīng)濟績效三方面的發(fā)展仍然處于追趕階段。

2.2.3 空間關聯(lián)特征

為探究區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的空間關聯(lián)特征，計算2000—2018年區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的Moran'sI指數(shù)（表1），以此分析各地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的全局自相關情況。結果表明，研究時期內Moran'sI指數(shù)值均為正值且呈現(xiàn)不斷增加趨勢，由2000年的0.200 4增加至2018年的0.362 9，Z（I）值均大于2.58，且計算結果在1%置信水平下顯著，表明區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效在空間位置上存在相互依賴關系，具有顯著的正向空間相關關系，地區(qū)間的空間關聯(lián)程度處于不斷增加之中，總體集聚態(tài)勢不斷增強。

為進一步探究各單元間區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效在空間上的關聯(lián)情況，更加直觀地分析其局部集聚態(tài)勢，探索循環(huán)經(jīng)濟績效在不同區(qū)域間高低聚類的分布情況，利用局部自相關方法分析各省份間在空間上的冷熱點關系，將其分為熱點區(qū)、次熱點區(qū)、次冷點區(qū)、冷點區(qū)四種空間聯(lián)系類型，探索循環(huán)經(jīng)濟績效的空間聚類情況（表2）。整體來看，資源效率、環(huán)境效率、區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效三者在空間上具有較為明顯的聚類分布特征，熱點區(qū)、次熱點區(qū)集中分布于東部沿海及其鄰近省份，冷點區(qū)和次冷點區(qū)則大致分布在中西部地區(qū)。

表1 區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的Moran'sI指數(shù)計算結果

圖2 各地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效

2000年資源效率的熱點區(qū)、次熱點區(qū)、次冷點區(qū)和冷點區(qū)數(shù)量分別為7個、8個、10個、5個，2018年分別為11個、13個、3個、3個，冷點區(qū)、次冷點區(qū)數(shù)量呈明顯下降趨勢，熱點區(qū)和次熱點區(qū)數(shù)量顯著增加，表明資源效率空間集聚分布態(tài)勢逐漸增強。2000年熱點區(qū)包括江蘇、上海、安徽、浙江、廣東等地區(qū)，這一區(qū)域表現(xiàn)為明顯的高-高聚類組團，由東部地區(qū)向中西部地區(qū)逐漸為成為次熱點區(qū)、次冷點區(qū)，冷點區(qū)則包括新疆、甘肅、青海等西部省份；2005年熱點區(qū)和冷點區(qū)的分布沒有發(fā)生明顯變化，京津冀組團由次冷點區(qū)轉變?yōu)榇螣狳c區(qū)；2010年各關聯(lián)類型區(qū)域未產(chǎn)生明顯變化，空間格局與2005年相比大致不變；2018年熱點區(qū)數(shù)量有所增加，貴州、湖南成為新的熱點區(qū)，陜西、重慶、云南由次冷點區(qū)成為次熱點區(qū)，表明中部地區(qū)次熱點區(qū)產(chǎn)生的正向溢出作用逐漸增強，空間集聚特征明顯。

2000 年區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的空間關聯(lián)類型以高-低集聚為主，熱點區(qū)和次熱點區(qū)沿海分布特征明顯，中西部地區(qū)存在較為明顯的低-低聚類；2005年四種空間關聯(lián)類型的數(shù)量分別為8個、12個、7個、3個，冷點區(qū)數(shù)量明顯減少，表明高循環(huán)經(jīng)濟績效集聚區(qū)在空間上的溢出作用有所增強，帶動寧夏、陜西、貴州由冷點區(qū)轉變?yōu)榇卫潼c區(qū)，廣西、海南成為次熱點區(qū)；2010 年熱點區(qū)數(shù)量有所下降，冷點區(qū)數(shù)量有所增加，顯著空間關聯(lián)類型以負向關聯(lián)為主，空間高-低聚類關聯(lián)占據(jù)主導地位；2018 年冷點區(qū)則下降為新疆、青海、甘肅3個省份，熱點區(qū)域和次熱點區(qū)數(shù)量占全國70%以上，熱點區(qū)和次熱點區(qū)形成的區(qū)域組團進一步擴大，與周圍形成高-高和高-低集聚現(xiàn)象明顯，低-高和低-低聚類組團則顯著減小。

3 區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的創(chuàng)新驅動研究

3.1 模型選擇

根據(jù)區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效Moran’sI指數(shù)的計算結果，由于其在空間上存在相互聯(lián)系，因此需要利用空間計量模型對科技創(chuàng)新影響區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的空間效應進行解析。研究選取空間杜賓模型（SDM）、空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SAR）三種空間計量模型，考慮到空間交互因素的影響，利用各模型相關檢驗的統(tǒng)計量進行最優(yōu)解模型的判斷和選擇，以此來分析科技創(chuàng)新對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的強度和空間效應。SEM 和SAR 的區(qū)別在于空間滯后模型假設各因變量之間存在空間自相關情況，而空間誤差模型則假設誤差項在空間上存在自相關情況，SDM則同時考慮到自變量與因變量存在的空間相關性，在一定情況下可以退化為SEM或SAR［38-39］，模型設定如下：

其中：RCEPit為各區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效值，GII為核心解釋變量科技創(chuàng)新，Xit為研究選取的控制變量，ui、vt分別表示個體效應和時間效應，β為科技創(chuàng)新的影響系數(shù)，ω表示控制變量的影響系數(shù)，Wij表示權重矩陣，δit表示隨機擾動項，ci為常數(shù)項。當隨機擾動項系數(shù)φ=0 時，若α≠0且γ=0，模型退化為SAR，若α≠0，γ≠0，模型為SDM；當隨機擾動項系數(shù)φ≠0 時，模型退化為SEM；當α、γ、φ 均為0時，模型為不含空間效應的OLS模型。

表2 中國循環(huán)經(jīng)濟績效空間冷熱點分類

3.2 變量選取

研究在綜合考慮區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效時空演變特征及影響因素指標數(shù)據(jù)可獲取性的基礎上，確定區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效為被解釋變量，將科技創(chuàng)新作為解釋變量，同時增加產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化水平、對外開放程度、環(huán)境規(guī)制作為控制變量，利用空間面板回歸模型探究各因素在影響區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效時空演變中的空間效應（表3）。

為進一步對選取的影響因素指標具有更加全面的掌握，使影響因素的變量數(shù)據(jù)更加清晰和直觀，研究開展解釋變量、被解釋變量和控制變量的描述性統(tǒng)計（表4）。

3.3 結果分析

3.3.1 整體結果分析

將科技創(chuàng)新分解為人才支撐（TAS）、技術成果（TEA）、資金投入（INV）3個解釋變量，利用空間杜賓模型（SDM）、空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SAR）對每一組變量進行空間面板數(shù)據(jù)的回歸分析，實證分析科技創(chuàng)新和其他控制因素對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的空間綜合效應，回歸結果見表5。根據(jù)Hausman 檢驗結果，p 值為0.000＜0.05，因此選擇固定效應模型進行后續(xù)分析，基于模型的LM、RobustLM 項的檢驗結果，且統(tǒng)計量均在1%置信水平上顯著，同時參考LR 統(tǒng)計量的檢驗結果，人才支撐（TAS）、技術成果（TEA）、資金投入（INV）三者的LRLAG、LRERR 均在1%置信水平下顯著，即在該面板數(shù)據(jù)回歸過程中，拒絕將空間杜賓模型簡化為空間誤差模型和空間滯后模型，認為空間杜賓模型的計量結果更加合理，對這一過程具有更強的解釋能力，應選取空間杜賓模型（SDM）的面板數(shù)據(jù)回歸結果進行后續(xù)相關分析和研究。

表3 區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響因素選取情況

表4 各變量的描述性統(tǒng)計

根據(jù)模型Ⅰ、模型Ⅳ、模型Ⅶ的回歸結果，從科技創(chuàng)新對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的綜合效應來看，人才支撐（TAS）、技術成果（TEA）對地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效有顯著的正向影響，資金投入（INV）因素則對地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效存在顯著的負向影響，具體來看：

1.1 臨床資料 資料來源于2015年5月-2018年6月參與江西省婦幼保健院開展的“關愛母親公益活動”的3100例女性，所有女性均自愿接受宮頸HPV篩查。所有女性年齡范圍25-65歲，平均年齡（39.08±10.21）歲，納入標準包括：有性行為史；篩查時未懷孕；無宮頸上皮內瘤變、子宮頸癌和子宮切除史。以25-29歲開始，之后每5歲為一個年齡段，到≥50歲組，分為6個年齡組。

人才支撐即R＆D 人員全時當量因素的影響系數(shù)在1%置信水平下顯著，且影響參數(shù)值為0.195 4，該回歸結果表明，R＆D 人員全時當量每增加1%，可以使區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效提升0.195 4%，具有較強的作用效果。2018 年各省R＆D人員全時當量較高的浙江、上海、天津、湖南、安徽，均屬于區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效值平均水平以上的地區(qū)，R＆D 人員全時當量與循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的趨勢呈現(xiàn)一致性，表明在地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展過程中，國家中長期人才發(fā)展規(guī)劃和高層次創(chuàng)新人才培養(yǎng)工程等的發(fā)布和實施，激勵了創(chuàng)新型科技人才培養(yǎng)和高技能人才隊伍建設，科技創(chuàng)新活躍主體數(shù)量的增加以及素質的提升等投入可以提升科技創(chuàng)新的產(chǎn)出效果，在一定程度上有利于區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的顯著提升。

技術成果即專利授權數(shù)量因素在1%置信水平下顯著，對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響系數(shù)為0.169 0。專利授權數(shù)是衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的通用性指標，可以直接反映出本地區(qū)科技創(chuàng)新活動的活躍性，回歸結果說明專利授權數(shù)量每增加1%，循環(huán)經(jīng)濟績效值將會提升0.169 0%，地區(qū)專利授權數(shù)量的增加有利于區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效提升。國家循環(huán)經(jīng)濟示范試點的建設和發(fā)展推動地區(qū)自身資源與技術集成實現(xiàn)了科研成果的轉化、應用和推廣，產(chǎn)生了一批典型地區(qū)和園區(qū)，為其他地區(qū)開展循環(huán)經(jīng)濟實踐凝練了成熟適用的循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展特色和模式，實現(xiàn)了先進成果和經(jīng)驗的交流與共享，進一步推進了整體循環(huán)經(jīng)濟績效的提升。

資金投入即R＆D 經(jīng)費投入因素在1%置信水平下顯著，其影響系數(shù)為-0.017 0，對循環(huán)經(jīng)濟績效表現(xiàn)為抑制作用。為探究出現(xiàn)該結論的原因，對2018 年各省R＆D 經(jīng)費進行分析發(fā)現(xiàn)，在30個研究區(qū)域內僅有上海、江蘇、浙江、廣東等10個省份的R＆D 經(jīng)費投入高于全國平均水平，其余各省仍與全國平均水平存在較大差距，貴州、甘肅、新疆、吉林等省份的R＆D經(jīng)費投入占全國平均水平的10%～20%，海南、青海僅為全國平均水平的2.63%、1.57%。因此，其原因可能是由于全國大部分省份R＆D經(jīng)費投入仍然處于較低水平，部分地區(qū)對經(jīng)費使用效率不高，對循環(huán)經(jīng)濟績效的促進作用有限，未來需要繼續(xù)提高R＆D經(jīng)費投入強度和利用效率，提升經(jīng)費投入的轉化效率以更好地促進地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展。

從控制變量對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的綜合效應來看，產(chǎn)業(yè)結構在1%置信水平下對循環(huán)經(jīng)濟績效具有顯著正向影響，表明隨著產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效呈上升趨勢；對外開放對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效具有正向影響，表明外商直接投資總額的增加有利于循環(huán)經(jīng)濟績效的提升，但模型Ⅳ影響效果不顯著；環(huán)境規(guī)制因素對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效具有顯著負向影響，即循環(huán)經(jīng)濟績效會隨著環(huán)境規(guī)制水平的提升而降低，在模型Ⅶ下環(huán)境規(guī)制的作用效果不顯著。這一結果可能是由于較弱的環(huán)境規(guī)制強度產(chǎn)生的環(huán)境成本在地區(qū)投入成本中比例較小，不能為以資源節(jié)約和循環(huán)利用為目的的創(chuàng)新帶來足夠的驅動力，后期隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，將推動綠色生產(chǎn)技術的創(chuàng)新和發(fā)展，提升地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效；城鎮(zhèn)化水平對循環(huán)經(jīng)濟的影響效果在各個模型中均不顯著。

3.3.2 空間溢出效應分析

在此基礎上，進一步對空間杜賓模型進行個體效應選擇和空間效應的分解，將其分為個體固定效應、時間固定效應和時空雙固定效應進行回歸，并通過LR 聯(lián)合顯著性檢驗、擬合優(yōu)度R2和Log?likelihood 等統(tǒng)計量的結果判斷，應選擇時空雙固定效應的空間杜賓模型進行區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的影響分析，同時將各變量影響結果的系數(shù)進行進一步分解，即將總效應分解為直接效應和間接效應，具體結果見表6。

表5 區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效各變量回歸結果

根據(jù)模型回歸結果，從科技創(chuàng)新對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的分解效應來看：

人才支撐因素的直接效應影響系數(shù)為0.102 9，表明本地區(qū)R＆D人員全時當量的增加會提升本地區(qū)的循環(huán)經(jīng)濟績效，但影響效果不顯著；間接效應在1%置信水平下顯著為負，其影響系數(shù)為-0.619 5，即本地區(qū)R＆D 人員全時當量每增加1%，將使周圍地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效下降0.619 5%，表明本地區(qū)R＆D 人員投入的增加對周邊地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效具有抑制作用，可能是由于本地區(qū)擁有較好的科研創(chuàng)新環(huán)境和政策優(yōu)惠條件，吸引周邊鄰近地區(qū)人才向本地區(qū)集聚，導致周邊地區(qū)科研人才數(shù)量減少，降低了鄰近地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效。

技術成果即專利授權數(shù)因素的直接效應在10%置信水平下顯著為正，表明專利授權數(shù)的增加會提升本地區(qū)的循環(huán)經(jīng)濟績效，該因素的影響系數(shù)為0.094 0，說明本地區(qū)專利授權數(shù)每增加10%，將促進本地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效提升0.094 0%；間接效應在1%置信水平下顯著為負，其影響系數(shù)為-0.478 2，即本地區(qū)專利授權數(shù)每增加1%，將阻礙鄰近地區(qū)的循環(huán)經(jīng)濟績效提升0.478 2%，表明需要降低綠色技術壁壘，增強技術創(chuàng)新外溢，提升鄰近地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效。

資金投入因素的直接效應在1%置信水平下顯著為負，其影響參數(shù)為-0.020 8，即本地區(qū)R＆D 經(jīng)費每增加1%，將使得本地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效下降0.020 8%，表明本地區(qū)R＆D經(jīng)費由于使用效率、投入結構等因素的限制，影響了循環(huán)經(jīng)濟績效的提升，也表明單純地依靠經(jīng)費投入并不能真正提升循環(huán)經(jīng)濟績效，還需要加強投入的轉化效率，使經(jīng)費投入真正產(chǎn)出為可以提升循環(huán)經(jīng)濟績效的技術和產(chǎn)品；間接效應的影響不顯著。

從控制變量對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的分解效應來看，產(chǎn)業(yè)結構的直接效應在1%置信水平下顯著為正，表明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對本地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的提升具有促進作用，但產(chǎn)業(yè)結構的間接效應對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響不顯著；城鎮(zhèn)化因素間接效應的影響參數(shù)為正向影響，表明本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的提升對周邊地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的提升具有促進作用；對外開放因素對循環(huán)經(jīng)濟績效的直接效應和間接效應均顯著為正，表明本地區(qū)FDI的增加對本地區(qū)和周邊地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的提升均具有促進作用，并且間接效應大于直接效應，即對周邊地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效產(chǎn)生的促進作用強于對本地區(qū)的作用；環(huán)境規(guī)制因素直接效應為負而間接效應為正影響，表明環(huán)境規(guī)制在抑制本地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效提升的同時會對周邊地區(qū)產(chǎn)生促進作用，但該結果在大部分模型中的影響效果均不顯著。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結果的穩(wěn)健性，將技術市場成交額作為解釋變量科技創(chuàng)新的評價指標，并與其他控制變量重新進行回歸分析，由于研究選用時空雙固定的杜賓模型進行分析，因此將更換解釋變量表征指標后的雙固定杜賓模型回歸結果列出，見表7?；貧w結果表明，在轉變科技創(chuàng)新因素表征指標的情況下，解釋變量回歸系數(shù)的正負向和顯著性基本與上述回歸結果一致，因此可以認為研究的回歸結果是穩(wěn)健可靠的。

表6 時空雙固定空間杜賓模型的效應分解

4 結論與建議

4.1 主要結論

研究基于生態(tài)效率模型構建涵蓋資源效率和環(huán)境效率的評價體系測度中國30個省份的循環(huán)經(jīng)濟績效并分析其時空演變特征，同時利用空間面板回歸模型探究科技創(chuàng)新及其他控制變量對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的影響，得出以下結論：

第一，研究時期內資源效率、環(huán)境效率與循環(huán)經(jīng)濟績效在時序上均呈現(xiàn)逐漸上升態(tài)勢，三者的變化趨勢基本一致，其中區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的年均增長速度以2008 年為轉折點，由1.58%下降至0.56%；資源效率、環(huán)境效率與循環(huán)經(jīng)濟績效的空間格局分布具有明顯的地區(qū)差異性，基本呈現(xiàn)東部沿海＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)的空間分異格局，但各省份之間循環(huán)經(jīng)濟績效發(fā)展的空間差異不斷縮?。粎^(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的Moran'sI指數(shù)值均為正值且呈現(xiàn)不斷增加趨勢，表明其在空間上的集聚態(tài)勢不斷增強，同時資源效率、環(huán)境效率、區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效三者冷熱點空間分布也呈現(xiàn)由東部到中部再到西部的聚類特征。

表7 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

第二，從各變量對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的綜合效應來看，人才支撐、技術成果因素均對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的提升具有顯著的促進作用，資金投入因素則由于多數(shù)省份的R＆D 經(jīng)費投入低于全國平均水平而呈現(xiàn)抑制作用；在控制變量方面，產(chǎn)業(yè)結構在1%置信水平下對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響顯著為正，對外開放因素對循環(huán)經(jīng)濟績效也具有正向影響，各變量對循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展具有較為明顯的正向推動作用且對外開放的影響效果較強，環(huán)境規(guī)制因素表現(xiàn)為對循環(huán)經(jīng)濟績效提升的抑制作用，城鎮(zhèn)化因素對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響不顯著。

第三，從各變量對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效影響的分解效應來看，人才支撐對循環(huán)經(jīng)濟績效的間接效應顯著為負，直接效應為正但不顯著，技術成果對循環(huán)經(jīng)濟績效的直接效應顯著為正，間接效應顯著為負，資金投入的直接效應和間接效應均為負影響，但間接效應不顯著；在控制變量方面，對外開放因素的直接效應和間接效應均顯著為正，對本地區(qū)和周邊地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的提升具有促進作用，產(chǎn)業(yè)結構的直接效應顯著為正，城鎮(zhèn)化對周邊地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的提升具有促進作用，環(huán)境規(guī)制的直接效應為負而間接效應為正，但不顯著。

4.2 對策建議

研究結合現(xiàn)階段中國區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效的時空分異格局和關聯(lián)特征，以及科技創(chuàng)新各因素對循環(huán)經(jīng)濟績效影響的空間效應，提出以下對策建議：

提升地區(qū)綠色科技創(chuàng)新實力，為區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展提供有力的技術支撐。綠色科技創(chuàng)新在科技活動發(fā)生過程中追求生態(tài)負效應最小化，各地區(qū)應充分重視綠色科技創(chuàng)新對區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟績效提升的重要作用，建立完備的綠色技術開發(fā)中心和服務中心，引進和吸收國外和其他地區(qū)先進的綠色技術，對減少污染物、廢棄物再利用、產(chǎn)品清潔生產(chǎn)等關鍵技術進行突破和推廣，進一步增加本地區(qū)綠色技術的知識儲備，優(yōu)化區(qū)域綠色科技創(chuàng)新環(huán)境。

構建和完善政府、高校、企業(yè)、科研院所、金融機構等交互合作關系形成的綠色科技創(chuàng)新體系。堅持綠色循環(huán)理念，提升高等學校和科研院所綠色科技創(chuàng)新活力；堅持市場導向，充分發(fā)揮企業(yè)在綠色科技創(chuàng)新技術研發(fā)、成果轉化、產(chǎn)品應用、綜合示范方面的重要作用；堅持完善機制，從科技制度、科技政策等方面促進創(chuàng)新環(huán)境持續(xù)優(yōu)化，繼續(xù)激發(fā)創(chuàng)新活力，保障科技創(chuàng)新要素的合理配置并促進科研成果及時向生產(chǎn)力轉化；堅持多方合作，加快“政產(chǎn)學研金”一體的科技創(chuàng)新集聚網(wǎng)絡的交流與聯(lián)系，以完善的綠色科技創(chuàng)新體系推動各地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效的提升。

建立和完善綠色科技創(chuàng)新制度保障政策體系，保障地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展。加強綠色專利保護政策的出臺和落實，建立和完善綠色信息專利數(shù)據(jù)庫，搭建綠色科技創(chuàng)新系統(tǒng)交互平臺，實現(xiàn)跨地區(qū)綠色專利信息檢索機制，在保障綠色科技創(chuàng)新主體知識產(chǎn)權的同時，促進綠色信息的共享和交流；從國家和地方的規(guī)劃發(fā)展戰(zhàn)略中提升綠色科技創(chuàng)新的重視程度，將其納入年度績效考核體系，建立健全以綠色創(chuàng)新為導向的科技支撐和推廣體系，全面激活地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟績效提升的內生驅動力。