李盡法，王秋月

（鄭州大學(xué) 管理工程學(xué)院，河南 鄭州 450001）

改革開(kāi)放40 余年來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)一直保持著高速增長(zhǎng)，受到了世界各國(guó)的高度關(guān)注。數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)2020年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到101.598 6 萬(wàn)億元，是2010 年的2.5倍之多。伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，環(huán)境污染加劇、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡、貧富差距拉大等問(wèn)題也日益突出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量問(wèn)題不可避免地引起了社會(huì)各界的關(guān)注。在這一背景下，探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響因素，對(duì)于今后中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重大的研究意義。

科技是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心動(dòng)力，而R&D 投入又是科技創(chuàng)新不可或缺的推動(dòng)因素[1]。面對(duì)日益嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策，企業(yè)一般會(huì)選擇加大與環(huán)境保護(hù)、節(jié)能減排以及綠色產(chǎn)品研發(fā)等方面相關(guān)的R&D 投入，這部分由環(huán)境規(guī)制引致的R&D 投入增加部分被稱為綠色R&D投入[2]。綠色R&D 投入能夠帶動(dòng)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力，并在綠色生產(chǎn)的背景下加強(qiáng)企業(yè)的綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[3]，因此，本文認(rèn)為加大綠色R&D 投入能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境友好發(fā)展共存。除此之外，地區(qū)間的發(fā)展是相互關(guān)聯(lián)的，綠色R&D 投入對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量也應(yīng)具有輻射效應(yīng)，故研究其對(duì)相鄰地區(qū)的空間溢出效應(yīng)也具有重要意義。目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長(zhǎng)的關(guān)鍵階段，尋求提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的路徑已經(jīng)成為刻不容緩的任務(wù)。在如此嚴(yán)峻的形勢(shì)下，加大綠色R&D 投入力度究竟會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生怎樣的影響呢？這種作用會(huì)對(duì)相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)嗎？

為回答上述研究問(wèn)題，本文基于我國(guó)30 個(gè)省份（西藏、港澳臺(tái)地區(qū)除外）2008—2017 年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建綠色R&D 投入影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的空間計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響，并根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果提出政策建議，期望為實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供借鑒參考。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 綠色R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量

目前，國(guó)內(nèi)關(guān)于綠色R&D 投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)研究主要集中在以下兩個(gè)方面：（1）R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。許多國(guó)家和地區(qū)對(duì)R&D 投入都非常重視，原因在于他們的R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的助推作用。如Romer[4]認(rèn)為加大R&D 投入能夠促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Park[5]基于改進(jìn)后的Romer 模型研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)R&D 投入可以直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，政府R&D 投入間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。國(guó)內(nèi)學(xué)者鄭欽月等[6]研究表明增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入可以對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)作用，也對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、居民生活、國(guó)際貿(mào)易等方面產(chǎn)生影響，因此，增加研發(fā)投入應(yīng)該得到國(guó)家戰(zhàn)略層面的支持。但是，也有部分學(xué)者持不同意見(jiàn)，認(rèn)為高R&D 投入不一定能帶來(lái)高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如Jones[7]研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)40 年來(lái)大量增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)并沒(méi)有給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率帶來(lái)快速增長(zhǎng)。（2）綠色研發(fā)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。近年來(lái)，隨著環(huán)境污染加劇，學(xué)術(shù)界越來(lái)越重視綠色研發(fā)活動(dòng)給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的影響。如岐潔等[8]基于省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，省際綠色技術(shù)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果最為顯著；蘭梓睿和孫振清[9]基于我國(guó)輕工業(yè)16 個(gè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的R&D投入經(jīng)費(fèi)能夠顯著推動(dòng)綠色生產(chǎn)率的提升，并且在輕工業(yè)行業(yè)，綠色環(huán)保研發(fā)活動(dòng)具有巨大的潛力，是未來(lái)實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展的重要突破點(diǎn)。因此在未來(lái)的研發(fā)活動(dòng)中，應(yīng)該更加注重綠色環(huán)保層面。

但是，由于目前還未出現(xiàn)與綠色R&D 直接相關(guān)的指標(biāo)值，部分文獻(xiàn)直接將傳統(tǒng)研發(fā)指標(biāo)當(dāng)做綠色R&D的代理指標(biāo)進(jìn)行研究，如鄭建鋒和王應(yīng)明[10]在研究工業(yè)企業(yè)綠色R&D 投入效率時(shí)，直接將研發(fā)經(jīng)費(fèi)作為綠色研發(fā)活動(dòng)投入資源測(cè)算綠色R&D 投入效率。其實(shí)，加大R&D 投入促進(jìn)的技術(shù)發(fā)展可以分為“綠色”技術(shù)和“黑色”技術(shù)，“黑色”技術(shù)不一定能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。綠色R&D 投入作為R&D 投入中能促進(jìn)綠色技術(shù)的部分，本文認(rèn)為加大綠色R&D 投入能夠帶動(dòng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力、增強(qiáng)企業(yè)綠色競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：從直接效應(yīng)來(lái)看，本地區(qū)綠色R&D 投入對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量有正向影響。

1.2 綠色R&D投入的空間溢出效應(yīng)

知識(shí)和技術(shù)成果具有較強(qiáng)的公共物品特性，較易發(fā)生空間上的擴(kuò)散和轉(zhuǎn)移[11]，研發(fā)活動(dòng)作為增加科學(xué)技術(shù)知識(shí)總量而進(jìn)行的系統(tǒng)的創(chuàng)造性活動(dòng)也不例外。近年來(lái)，部分文獻(xiàn)在研究R&D 投入時(shí)也開(kāi)始注重其空間外溢效應(yīng)的影響。如，鐘祖昌[12]首先通過(guò)構(gòu)建對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型從理論層面驗(yàn)證了研發(fā)投入正外部性的存在，然后基于省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入能夠顯著推動(dòng)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的提升，且省際研發(fā)投入存在顯著的空間溢出效應(yīng)。李盡法和王秋月[13]基于2009—2017 年省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，綠色研發(fā)投入具有顯著的空間外溢效應(yīng)，加大本地綠色R&D 投入力度不但可以提升本地區(qū)碳生產(chǎn)率，還能帶動(dòng)周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升。李兆亮等[14]基于省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)業(yè)研發(fā)投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)（間接效應(yīng)）和總效應(yīng)均顯著為正，且農(nóng)業(yè)研發(fā)投入空間溢出效應(yīng)大于直接效應(yīng)。

地理學(xué)第一定律（Tobler’s First Law）指出，“任何事物之間都具有一定的關(guān)聯(lián)性，越接近的事物關(guān)系越緊密”。綠色研發(fā)活動(dòng)產(chǎn)生的知識(shí)和技術(shù)具有較強(qiáng)的公共物品特性，較易發(fā)生空間上的擴(kuò)散和轉(zhuǎn)移，因此，本文認(rèn)為加大綠色R&D 投入規(guī)模不僅能夠直接助推本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升，還可能會(huì)對(duì)相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)2：從空間溢出效應(yīng)來(lái)看，本地區(qū)綠色R&D投入對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在正向空間溢出效應(yīng)。

2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的測(cè)度

2.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指標(biāo)體系構(gòu)建

現(xiàn)有研究主要從狹義和廣義兩個(gè)視角界定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的內(nèi)涵。狹義的視角從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率提升方面闡述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程，具體指進(jìn)行經(jīng)濟(jì)活動(dòng)時(shí)投入要素與產(chǎn)出成果之間的比例；廣義的視角將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量看作是一個(gè)內(nèi)涵更加豐富的綜合性概念，除了包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率外，還涵蓋政治、社會(huì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生態(tài)環(huán)境、文化等方面的因素。本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是一個(gè)包含著多個(gè)維度的復(fù)雜概念，從單一的角度采用單一的指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量進(jìn)行測(cè)量難免會(huì)存在一定的片面性，因此，借鑒鈔小靜和任保平[15]、魏婕和任保平[16]、何興邦[17]對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指標(biāo)的選取方法，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性、綠色發(fā)展、收入分配與福利水平五個(gè)維度構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量評(píng)級(jí)指標(biāo)體系。

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率維度。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率衡量增長(zhǎng)過(guò)程中各類要素和投入產(chǎn)出的比值，它反映了生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的效率。本文主要選取勞動(dòng)生產(chǎn)率、資本生產(chǎn)率和能源生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的指標(biāo)。

（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)維度。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)趨于合理是經(jīng)濟(jì)由量變逐步轉(zhuǎn)為質(zhì)變的體現(xiàn)，本文主要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、國(guó)際收支結(jié)構(gòu)和金融結(jié)構(gòu)五個(gè)方面衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，本文選取第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)；二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)方面，本文選取二元對(duì)比系數(shù)和二元反差指數(shù)兩個(gè)指標(biāo)；消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面，本文選取最終消費(fèi)率這一指標(biāo)衡量地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)；國(guó)際收支結(jié)構(gòu)方面，本文選取進(jìn)出口總額占GDP 的比重進(jìn)行衡量；金融結(jié)構(gòu)方面，本文選取存貸款余額占GDP 的比重進(jìn)行衡量。

（3）經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性維度。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性衡量的是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程是否遵循平穩(wěn)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。本文選取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)率、通貨膨脹率和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率3 個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性。其中，通貨膨脹率用于衡量?jī)r(jià)格穩(wěn)定程度，使用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)代替，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率可以通過(guò)查詢相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒直接得到。

（4）綠色發(fā)展維度。綠色發(fā)展是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中使資源消耗和環(huán)境破壞的代價(jià)更低，本文從環(huán)境污染和能源消耗兩個(gè)方面進(jìn)行研究。能源消耗方面，主要選取單位GDP 電力消耗量來(lái)表示；環(huán)境污染方面，主要選取單位GDP 二氧化硫排放量、單位GDP 工業(yè)廢水排放量和單位GDP 工業(yè)固體廢棄物排放量3 個(gè)指標(biāo)。

（5）收入分配與福利水平維度。收入分配是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)各個(gè)社會(huì)成員之間的收入差距，并保持在社會(huì)可接受的范圍內(nèi)，本文用于衡量收入分配的指標(biāo)包括城鄉(xiāng)居民收入比和勞動(dòng)者報(bào)酬占GDP 的比重。福利水平是指全民共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，本文主要選取實(shí)際人均GDP、每千人醫(yī)療衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量和人均受教育年限3 個(gè)指標(biāo)進(jìn)行衡量。

綜上，本文構(gòu)建的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系共包括5 個(gè)一級(jí)指標(biāo)、15 個(gè)二級(jí)指標(biāo)和23 個(gè)三級(jí)指標(biāo)，具體指標(biāo)體系如表1 所示。

表1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指標(biāo)體系

2.2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)的計(jì)算及結(jié)果

主成分分析法是將多個(gè)基礎(chǔ)指標(biāo)降維化成綜合指標(biāo)的一種量化方法。相較于其他的量化方法，主成分分析法能夠在簡(jiǎn)化指標(biāo)的同時(shí)最大限度地保留原始數(shù)據(jù)的信息量[18]。因此，在建立經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量基礎(chǔ)指標(biāo)體系后，本文采用主成分分析法對(duì)基礎(chǔ)指標(biāo)進(jìn)行降維處理。

由于構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的各指標(biāo)的量綱不同，在進(jìn)行主成分分析前，需要對(duì)各個(gè)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。首先對(duì)所有的逆向指標(biāo)取其倒數(shù)，以確保其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用力趨同。然后，對(duì)所有指標(biāo)采用均值化的方法進(jìn)行無(wú)量綱化處理，以消除各原始數(shù)據(jù)存在的量綱不同的問(wèn)題。

基于以上步驟處理后的數(shù)據(jù)，本文對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量分兩個(gè)步驟進(jìn)行測(cè)度，首先分別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性、綠色發(fā)展、收入分配與福利水平五個(gè)維度進(jìn)行主成分分析，得到各分維度指數(shù)，然后對(duì)分維度指數(shù)再同樣使用主成分分析法，最終合成各省份2008—2017 年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合指數(shù)。本文按照東、中、西部繪制全國(guó)及各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量水平折線圖，如圖1 所示?？梢钥闯觯鲄^(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量水平差距較大，其中東部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)高于全國(guó)平均水平，中部區(qū)域和西部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)均低于全國(guó)平均水平。

圖1 全國(guó)及各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量水平

3 研究方法

3.1 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量（EQ）。

根據(jù)前文計(jì)算可得。除此之外，本文還將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量分為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性、綠色發(fā)展、收入分配與福利水平五個(gè)維度，分維度考察綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的具體作用效果。

（2）解釋變量：綠色R&D 投入（GRD）。

本文借鑒Hamamoto[19]和殷寶慶等[2]的相關(guān)研究，將政府增加環(huán)境規(guī)制力度引致的研發(fā)投入增量部分作為綠色R&D 投入，測(cè)算方法如下所示：

首先，構(gòu)建由環(huán)境規(guī)制引致的綠色R&D 投入計(jì)量回歸模型：

式中：RD代表研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出；REG代表環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，借鑒張崇輝等[20]的研究采用人均可支配收入代替計(jì)算；GF代表政府補(bǔ)貼；VA代表工業(yè)增加值；i和t分別代表地區(qū)和年份。

基于上述計(jì)量回歸模型，選取我國(guó)30 個(gè)省份2008—2017 年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)式（1）中的系數(shù)θ1、θ2、θ3進(jìn)行估計(jì)。其次，由于內(nèi)部R&D 投入對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度具有一定的彈性，因此利用式（2）對(duì)GRD進(jìn)行計(jì)算。

（3）控制變量。

本文加入如下控制變量進(jìn)行計(jì)量分析：城鎮(zhèn)化（UR）、技術(shù)水平（TECH）、外商直接投資（FDI）和財(cái)政支持（FS）。其中，城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?；技術(shù)水平用每萬(wàn)人發(fā)明專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)表示；外商直接投資用各地區(qū)外商直接投資占GDP 的比重表示；財(cái)政支持用地方財(cái)政支出占GDP 的比重表示。各變量匯總?cè)绫? 所示。

表2 指標(biāo)選取及測(cè)算方法

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和有效性原則，本文選用除西藏和港澳臺(tái)以外的中國(guó)30 個(gè)省份2008—2017 年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算。文中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3 所示。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在構(gòu)建空間計(jì)量模型前，需要先判斷綠色R&D 投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是否存在空間相關(guān)性。Moran’s I 指數(shù)是檢驗(yàn)空間相關(guān)性的主流方法，指數(shù)表達(dá)式如式（3）所示：

式中：yi與yj分別代表省域i與省域j的指標(biāo)值，n為省份總數(shù)量，Wij是標(biāo)準(zhǔn)化的空間權(quán)重矩陣。

本文研究的是綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響，由上文對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響機(jī)制分析可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量更易受周邊地區(qū)的影響，因此本文選取空間鄰接矩陣作為本文的空間權(quán)重矩陣，空間鄰接矩陣表達(dá)式如式（4）所示：

3.3 空間計(jì)量模型

目前空間計(jì)量模型主要分為空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）和空間杜賓模型（SDM）三種類型[21]。其中，空間滯后模型是指在經(jīng)典回歸模型中加入被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，用于分析其他區(qū)域的行為對(duì)本區(qū)域內(nèi)的其他行為的影響；空間誤差模型是在經(jīng)典回歸模型的基礎(chǔ)上加入了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)；空間杜賓模型同時(shí)考慮了解釋變量的空間溢出效應(yīng)和被解釋變量的空間相關(guān)性。為了正確估計(jì)綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建空間杜賓模型如下所示：

式中：EQit表示i省份t年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。ρ為本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響系數(shù)，當(dāng)ρ＞0 時(shí)，說(shuō)明相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量表現(xiàn)出正向空間溢出效應(yīng)；當(dāng)ρ＜0 時(shí)，說(shuō)明相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量表現(xiàn)出負(fù)向空間溢出效應(yīng)。X為控制變量，包含城鎮(zhèn)化、技術(shù)水平、外商直接投資和財(cái)政支持；φi和νt分別表示地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；γ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)系數(shù)。當(dāng)ρ≠0、θ=0、γ=0 時(shí)，式（5）代表空間滯后模型；當(dāng)ρ=0、θ=0、γ≠0，式（5）代表空間誤差模型；如果ρ≠0、θ≠0、γ=0，式（5）為空間杜賓模型。

3.4 直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)

空間面板模型中的解釋變量系數(shù)不能代表解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的直接效應(yīng)，解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)也不能代表其對(duì)周邊地區(qū)被解釋變量的空間溢出效應(yīng)。因此，本文借鑒Pace &Lesage[22]的研究，利用偏微分方法測(cè)算SDM 模型中綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)：

4 實(shí)證分析

4.1 空間相關(guān)性分析結(jié)果

利用MATLAB 按照Moran’s I指數(shù)公式分別計(jì)算2008—2017 年綠色R&D 投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的Moran’s I 指數(shù)，結(jié)果如表4 所示。由表4 可知，2008—2017 年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的Moran’s I 指數(shù)均通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，指數(shù)大小由0.257 1 降到0.150 0，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量空間相關(guān)性呈現(xiàn)整體下降趨勢(shì)。綠色R&D 投入的Moran’s I 指數(shù)也大都通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和綠色R&D 投入在空間范圍內(nèi)存在顯著正向空間相關(guān)性，具有空間集聚效應(yīng)。

表4 2008—2017年全域Moran’s I指數(shù)

4.2 空間面板計(jì)量模型的選擇

通過(guò)前文全域Moran’s I 指數(shù)和局域Moran’s I 指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，中國(guó)省際綠色R&D 投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量均存在著空間集聚性，因此在構(gòu)建模型時(shí)需要考慮構(gòu)建空間計(jì)量模型。目前，空間計(jì)量模型主要分為空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）和空間杜賓模型（SDM）三種類型。

為了正確估計(jì)綠色R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的關(guān)系，需要從上述三種空間計(jì)量模型中選擇最合適的一種進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。本文借鑒Elhorst[21]的檢驗(yàn)思路，并參考韓峰和謝銳[23]的檢驗(yàn)方法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)過(guò)程可以分為兩個(gè)步驟：（1）利用LM 檢驗(yàn)、穩(wěn)健LM 檢驗(yàn)，判斷應(yīng)該選擇SLM 還是SEM。（2）通過(guò)Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)判斷SDM 是否可以簡(jiǎn)化為SLM和SEM，檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示。首先，LM 檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM 檢驗(yàn)均在10%水平上顯著，說(shuō)明SLM 模型和SEM模型均適用。同時(shí)，Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)也均通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，表明不能簡(jiǎn)化為SLM 和SEM，應(yīng)該選擇更為一般的SDM。

表5 LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)

4.3 回歸結(jié)果分析

在進(jìn)行回歸估計(jì)之前，需要判斷是選擇隨機(jī)效應(yīng)還是固定效應(yīng)作為本文的基本模型，本文通過(guò)Hausman檢驗(yàn)分析空間效應(yīng)和解釋變量之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，式（5）中Hausman 的T 統(tǒng)計(jì)量為34.515 2，并均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

為檢驗(yàn)綠色R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合指數(shù)的關(guān)系，本文利用Matlab17a 軟件對(duì)式（5）進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)加入最小二乘法（OLS）模型回歸結(jié)果作為對(duì)比分析，結(jié)果如表6 所示。從表6 估計(jì)結(jié)果中可以看到：首先，在空間杜賓模型中，綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響系數(shù)為正，且均通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明綠色R&D投入對(duì)提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，加大綠色R&D 投入可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量得到顯著提升；其次，通過(guò)對(duì)比兩種模型回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，OLS 模型中解釋變量的系數(shù)為0.112 0，SDM 模型中解釋變量的估計(jì)系數(shù)為0.525 0，可見(jiàn)OLS 模型顯著低估了綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用效果；最后，在SDM 模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.201 0，且在1%水平下顯著，證明我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量不僅受到本地綠色R&D 投入的影響，還受到周圍地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的正向影響，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量較高的省份會(huì)帶動(dòng)鄰近省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

表6 綠色R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合指數(shù)的估計(jì)結(jié)果

在上述空間計(jì)量模型中，系數(shù)不能直接反映綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的邊際影響，需要將其劃分為直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)進(jìn)行分析。因此，將綠色R&D 投入效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，如表7 所示。結(jié)果顯示，綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均為正，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明本地R&D 投入力度不僅能對(duì)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，還能促進(jìn)相鄰區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升，符合前文假設(shè)1 和假設(shè)2 的猜想。

表7 SDM直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

為深入探討綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響，本文進(jìn)一步從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性、綠色發(fā)展、收入分配與福利水平五個(gè)維度檢驗(yàn)綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的具體影響。表8 報(bào)告了綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量五個(gè)分維度的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。

由表8 可見(jiàn)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率維度，綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)分別為0.3020、0.5166，且均通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明綠色R&D 投入可以通過(guò)提升資源利用效率和勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)而帶動(dòng)本地區(qū)和相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)維度，綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)也顯著為正，說(shuō)明綠色R&D 投入不僅能促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的結(jié)構(gòu)升級(jí)，也能對(duì)鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生顯著的正向影響；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性維度，綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定性的直接效應(yīng)顯著為正，空間溢出效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明加大綠色R&D 投入可以增加企業(yè)抵御經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的能力，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健增長(zhǎng)，但未顯著影響到鄰近地區(qū)的穩(wěn)定性；在綠色發(fā)展維度，綠色R&D 投入對(duì)綠色發(fā)展的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明加大綠色R&D 投入沒(méi)有顯著降低污染物的排放強(qiáng)度和舊能源的使用強(qiáng)度，因此未能對(duì)本地區(qū)和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展產(chǎn)生顯著性影響；在收入分配與福利水平方面，綠色R&D投入的直接效應(yīng)為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，間接效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明綠色R&D 投入可以增加本地區(qū)低收入群體的收入水平，促進(jìn)收入分配朝著更公平的方向發(fā)展，還可以提升本地區(qū)社會(huì)福利水平和居民幸福感。

表8 分維度SDM直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

5 研究結(jié)論與政策建議

本文首先選取2008—2017 年30 個(gè)省份的數(shù)據(jù)，對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合指數(shù)進(jìn)行測(cè)算。然后基于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，構(gòu)建空間杜賓模型實(shí)證分析了綠色R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)論如下：（1）中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合指數(shù)逐漸上升且存在明顯的區(qū)域差異性。（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和綠色R&D 投入具有顯著的空間相關(guān)性，在構(gòu)建綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響模型時(shí)應(yīng)考慮空間效應(yīng)才符合事實(shí)。（3）綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均顯著為正。（4）綠色R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量五個(gè)維度的影響各有差異。具體而言，綠色R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性、收入分配與福利水平這四個(gè)維度的直接效應(yīng)顯著為正，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)這兩個(gè)維度的空間溢出效應(yīng)顯著為正，其余均不顯著。

基于上述結(jié)論，本文提出如下針對(duì)性建議：（1）提升綠色R&D 投入。在目前的形勢(shì)下，企業(yè)首先應(yīng)該遵從經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的大趨勢(shì)，在環(huán)境規(guī)制政策的督促下持續(xù)提升綠色R&D 投入規(guī)模，助力綠色技術(shù)的進(jìn)步，這也是地方政府推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提升的一條必經(jīng)之路。（2）適度提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。環(huán)境規(guī)制政策的制定可以督促企業(yè)在進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)傾向于選擇綠色技術(shù)方向，因此地方制度可以通過(guò)適度提升環(huán)境規(guī)制力度引導(dǎo)企業(yè)走上綠色發(fā)展的道路。（3）引導(dǎo)人才向綠色研發(fā)方面聚集。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展離不開(kāi)人才，地方政府和企業(yè)都應(yīng)該重視對(duì)現(xiàn)有人才綠色技術(shù)創(chuàng)新和綠色研發(fā)方向的培訓(xùn)，從根本上引導(dǎo)人才走上經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的道路。