朱昱昊 鄧 晶 蔣幻婕 馬瑞燕 商露元

（北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100091）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

2020年9月22日，習(xí)近平總書記在聯(lián)合國大會(huì)上宣布了碳達(dá)峰、碳中和的“雙碳”目標(biāo)，表明我國生產(chǎn)方式和生活方式將逐漸向綠色低碳轉(zhuǎn)型，亟須實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型。作為新發(fā)展理念的重要組成部分，綠色發(fā)展離不開協(xié)同創(chuàng)新的相互作用。城市群是協(xié)同創(chuàng)新的重要載體，京津冀地區(qū)作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域之一，在國家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位。因此，基于京津冀城市群探究協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，不僅有利于推動(dòng)京津冀一體化發(fā)展，提高京津冀地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新水平，對(duì)我國其他城市群發(fā)展也有較強(qiáng)借鑒作用。

創(chuàng)新作為推動(dòng)生產(chǎn)力發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎，能夠有效保障各類創(chuàng)新主體在技術(shù)變革和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中占據(jù)優(yōu)勢(shì)。目前區(qū)域發(fā)展不平衡、區(qū)域創(chuàng)新績效難以有效提升等問題愈發(fā)成為制約經(jīng)濟(jì)增長的“減速帶”，各區(qū)域創(chuàng)新的成本及風(fēng)險(xiǎn)難以得到有效平衡，協(xié)同創(chuàng)新逐步成為激發(fā)創(chuàng)新活力，實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長的“密鑰”[1]。有學(xué)者研究認(rèn)為，協(xié)同創(chuàng)新旨在通過創(chuàng)新資源和要素的有效匯聚，突破創(chuàng)新主體間的壁壘，整合互補(bǔ)性資源，充分釋放人才、資本、信息、技術(shù)等創(chuàng)新要素活力從而實(shí)現(xiàn)深度合作，產(chǎn)生“1+1＞2”的協(xié)同效應(yīng)，成為建設(shè)制造強(qiáng)國和質(zhì)量強(qiáng)國的必然選擇[2-3]。目前學(xué)者對(duì)協(xié)同創(chuàng)新的研究主要從協(xié)同創(chuàng)新的內(nèi)涵[4]、協(xié)同創(chuàng)新的動(dòng)力及機(jī)制[5]、協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)對(duì)區(qū)域或產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生的影響[6]等方面進(jìn)行探討，而關(guān)于協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，尚缺乏理論上的闡釋和嚴(yán)格的計(jì)量檢驗(yàn)。協(xié)同創(chuàng)新的關(guān)鍵動(dòng)力在于創(chuàng)新要素充分流動(dòng)、知識(shí)技術(shù)充分溢出和擴(kuò)散，這有利于資源的重新配置和組合，降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成本，突破企業(yè)技術(shù)瓶頸，瞄準(zhǔn)國際科學(xué)前沿，提升核心競爭力，對(duì)經(jīng)濟(jì)持續(xù)綠色增長具有強(qiáng)大的驅(qū)動(dòng)作用[7]。當(dāng)前學(xué)界普遍認(rèn)為協(xié)同創(chuàng)新能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色增長。Wu 和Lu 等（2021）認(rèn)為區(qū)域創(chuàng)新在提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率方面中介效應(yīng)顯著，外國直接投資能夠通過區(qū)域創(chuàng)新顯著促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)效率增長[8]。李林漢和田衛(wèi)民（2020）通過對(duì)30 個(gè)?。▍^(qū)、市）的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)科技協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有顯著的正向促進(jìn)作用[9]。陳福時(shí)和李文丹等（2021）通過對(duì)長江中游城市群進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，協(xié)同創(chuàng)新能夠有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)展，且在不同發(fā)展階段貢獻(xiàn)度有所不同[10]。姜琪和王越（2020）通過構(gòu)建嵌入政府質(zhì)量和科技創(chuàng)新因素的經(jīng)濟(jì)增長模型，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新對(duì)各地區(qū)綠色GDP 均起到積極的促進(jìn)作用[11]。

此外，基于研究對(duì)象而言，學(xué)者對(duì)京津冀地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟(jì)增長的研究主要有以下成果：董樹功（2020）認(rèn)為京津冀協(xié)同創(chuàng)新是推動(dòng)京津冀協(xié)同發(fā)展的核心力量，對(duì)推動(dòng)綠色增長起到重要作用[12]。殷阿娜和鄧思遠(yuǎn)（2017）研究發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)和京津冀一體化戰(zhàn)略背景下，加快實(shí)施京津冀綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略，促使EKC 現(xiàn)實(shí)拐點(diǎn)盡快形成，是解決京津冀經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)與環(huán)境治理雙重困境的關(guān)鍵路徑[13]。因此，協(xié)同創(chuàng)新能夠有效緩解京津冀地區(qū)環(huán)境治理壓力，成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長、實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要抓手和有力支撐。

總而言之，目前聚焦協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的研究較少，且類似研究大多立足于省域之間，以城市群為研究對(duì)象的文獻(xiàn)較少。因此，本文通過建立京津冀面板空間杜賓模型，研究協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，從而為制定相關(guān)政策提供實(shí)證依據(jù)，具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理

協(xié)同創(chuàng)新是指創(chuàng)新資源和要素有效匯聚，通過突破創(chuàng)新主體間的壁壘，充分釋放彼此間人才、資本、信息、技術(shù)等創(chuàng)新要素活力進(jìn)而實(shí)現(xiàn)深度合作。21世紀(jì)以來，科技發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型速度加快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)愈發(fā)依賴于協(xié)同創(chuàng)新。協(xié)同創(chuàng)新已成為城市技術(shù)創(chuàng)新與科技研發(fā)的重要推動(dòng)力，已成為引導(dǎo)企業(yè)資金流向可持續(xù)發(fā)展項(xiàng)目及綠色項(xiàng)目的重要?jiǎng)恿υ?，直接或間接促進(jìn)了我國綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

首都發(fā)展研究院2020年發(fā)布的《京津冀協(xié)同創(chuàng)新指數(shù)（2020）》顯示，2013—2018年，京津冀協(xié)同創(chuàng)新指數(shù)從16.18 增長到80.99，增長了4 倍多，京津冀協(xié)同創(chuàng)新工作取得了顯著成效。而綠色經(jīng)濟(jì)是以市場為導(dǎo)向，以生態(tài)、環(huán)境、資源為要素，以產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)，以科技創(chuàng)新為支撐，以經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展為目的，以維護(hù)人類生存環(huán)境、科學(xué)開發(fā)利用資源和協(xié)調(diào)人與自然關(guān)系為主要特征的一種新的經(jīng)濟(jì)形態(tài)，其發(fā)展與進(jìn)步離不開協(xié)同創(chuàng)新。

現(xiàn)有研究表明科技協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有顯著的正向促進(jìn)作用[9]。從資本配置結(jié)構(gòu)看，科技協(xié)同創(chuàng)新使綠色金融信息化程度加深，進(jìn)而使金融深化進(jìn)一步發(fā)展。金融深化具有逐利性特點(diǎn)，會(huì)引起社會(huì)資源配置結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，資本逐漸流向高效綠色企業(yè)，淘汰低效重污染企業(yè)。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，科技協(xié)同創(chuàng)新使制造業(yè)的創(chuàng)新要素不斷提升發(fā)展，其技術(shù)、信息等更加綠色、節(jié)能、可持續(xù)，進(jìn)而優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在科技協(xié)同創(chuàng)新的推動(dòng)作用下，綠色經(jīng)濟(jì)得到增長，與此同時(shí)會(huì)倒逼企業(yè)進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與資本結(jié)構(gòu)合理高效的綠色配置，使協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟(jì)增長之間相互促進(jìn)、相互完善。溢出效應(yīng)是指某一組織進(jìn)行某項(xiàng)活動(dòng)時(shí)，不僅對(duì)該組織產(chǎn)生預(yù)期效果，同時(shí)還會(huì)對(duì)組織之外的其他指標(biāo)產(chǎn)生影響。協(xié)同創(chuàng)新作為一種非競爭因素，具有顯著的外部性。協(xié)同創(chuàng)新環(huán)境下，人才與資金協(xié)同程度不斷變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新水平不斷變化，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)以及市場機(jī)制作用下，人才與資金自發(fā)流向高需求、高效率、綠色發(fā)展的產(chǎn)業(yè)與地區(qū)，當(dāng)該區(qū)域聚集了一定量的創(chuàng)新協(xié)同資源時(shí)，當(dāng)?shù)氐木G色經(jīng)濟(jì)就能得到發(fā)展。

基于上述理論分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)一：協(xié)同創(chuàng)新空間關(guān)聯(lián)強(qiáng)度對(duì)相鄰城市綠色經(jīng)濟(jì)增長存在溢出效應(yīng)，并間接促進(jìn)相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

三、研究方法與變量選取

（一）研究方法

1.空間聯(lián)系引力模型

本文討論的協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系，主要指在創(chuàng)新資源要素的區(qū)際流動(dòng)下，京津冀城市群的協(xié)同創(chuàng)新所形成的復(fù)雜的空間聯(lián)系。由于城市間創(chuàng)新要素流動(dòng)、創(chuàng)新聯(lián)系水平等數(shù)據(jù)難以測(cè)量與獲取，多數(shù)研究運(yùn)用引力模型來衡量城市之間的創(chuàng)新聯(lián)系。沿此思路，本文通過構(gòu)建引力模型來衡量城市間協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系強(qiáng)度。Zipf（1946）最早將引力模型引入城市間人口流動(dòng)所產(chǎn)生的空間相互作用領(lǐng)域[14]，之后經(jīng)Witt 和Witt（1995）[15]的進(jìn)一步研究和拓展，引力模型被廣泛應(yīng)用于金融、經(jīng)濟(jì)、創(chuàng)新等領(lǐng)域的空間聯(lián)系測(cè)算研究。借鑒已有學(xué)者的成果，本文建立測(cè)度京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系強(qiáng)度的引力模型如下：

式中，CIij表示城市間協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系強(qiáng)度；RF 表示財(cái)力創(chuàng)新資源，用地方政府財(cái)政科技支出表示；RH 表示人力創(chuàng)新資源，用科技活動(dòng)從業(yè)人員人數(shù)表示；dij表示城市間的距離，用京津冀城市群各城市的經(jīng)緯度坐標(biāo)計(jì)算得出其空間直線距離；TCIi定義為協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系強(qiáng)度總量，表示城市i 與其他所有城市的協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系總強(qiáng)度，TCIi的值越高，表示城市i 的協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系越強(qiáng)。

2.空間自相關(guān)檢驗(yàn)

由于“地理學(xué)第一定律”的存在，在研究京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新溢出效應(yīng)時(shí)，首先需考慮不同城市間的空間自相關(guān)性?；诖?，本文使用全局Moran’s I 指數(shù)檢驗(yàn)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新的空間自相關(guān)性。其計(jì)算公式為：

空間權(quán)重矩陣的選擇直接決定了空間計(jì)量模型檢驗(yàn)效果的優(yōu)劣。因此，為了對(duì)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)性考察，本文構(gòu)建了以下三個(gè)空間權(quán)重矩陣，將分別通過以下三種空間權(quán)重矩陣進(jìn)一步篩選出最合適的空間權(quán)重矩陣。

（1）鄰接權(quán)重矩陣（W1）。根據(jù)城市邊界相鄰規(guī)則，京津冀城市相鄰時(shí)用W1ij=1 表示，不相鄰時(shí)用W1ij=0表示。

（2）地理距離權(quán)重矩陣（W2）。權(quán)重W2ij設(shè)置為京津冀城市群內(nèi)兩城市間地理距離dij的倒數(shù)，其中地理距離dij通過各城市經(jīng)緯度計(jì)算得到。

（3）空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣（W3）。權(quán)重W3ij設(shè)置為京津冀城市群內(nèi)兩城市間GDP 差值的絕對(duì)值的倒數(shù)；Yi為第i 個(gè)城市的GDP；Yj為第j 個(gè)城市的GDP。其中，GDP 取2003—2018年間各城市GDP 的平均值。

3.空間杜賓模型

空間面板模型包括空間滯后模型、空間誤差模型以及空間杜賓模型?？臻g杜賓模型是空間滯后模型和空間誤差模型的組合擴(kuò)展形式，是考察地理事物空間關(guān)聯(lián)性的主要模型，同時(shí)涵蓋了內(nèi)生交互項(xiàng)和外生交互項(xiàng)，能同時(shí)反映空間系數(shù)項(xiàng)與空間誤差項(xiàng)對(duì)被解釋變量的影響。因此，本文基于空間杜賓模型探究協(xié)同創(chuàng)新對(duì)城市綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)?？臻g杜賓模型的表達(dá)式為：

式中，i、j 表示不同城市；t 代表年份；Wij為空間權(quán)重矩陣；Git作為被解釋變量，表示城市i 的綠色GDP 總值；TCIit作為解釋變量，表示城市i 的協(xié)同創(chuàng)新總強(qiáng)度；IND、CAP、EMP、FIX 和ENT 作為控制變量，分別表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放、就業(yè)情況、資本投入和工業(yè)發(fā)展情況；ρ、β、φ 為相應(yīng)的回歸系數(shù)；μi和ξt表示雙固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文采用京津冀城市群13 個(gè)城市2003—2018年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《北京統(tǒng)計(jì)年鑒》《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及Wind 數(shù)據(jù)庫。

1.被解釋變量

綠色經(jīng)濟(jì)增長（GGDP）。目前常用的衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)有GDP、實(shí)際GDP、GDP 增長率和人均GDP等，本文選擇用GDP 來衡量經(jīng)濟(jì)增長，用綠色GDP 衡量綠色經(jīng)濟(jì)增長。根據(jù)《中國綠色國民經(jīng)濟(jì)核算研究報(bào)告2004》[16]，綠色GDP 指的是傳統(tǒng)GDP 扣減掉資源消耗成本和環(huán)境損失成本后的GDP。據(jù)此，本文通過“綠色GDP=GDP-資源消耗成本-環(huán)境損失成本”這一方法來核算綠色GDP。

2.解釋變量

協(xié)同創(chuàng)新（TCI）。協(xié)同創(chuàng)新是指通過國家意志的引導(dǎo)和機(jī)制安排，促進(jìn)企業(yè)、高等院校、研究機(jī)構(gòu)發(fā)揮各自的能力優(yōu)勢(shì)，整合互補(bǔ)性資源，實(shí)現(xiàn)各方優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，加速技術(shù)推廣應(yīng)用和產(chǎn)業(yè)化，協(xié)作開展產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和科技成果產(chǎn)業(yè)化活動(dòng)，是當(dāng)今科技創(chuàng)新的新范式。本文通過引入引力模型來測(cè)度協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度。

3.控制變量

為了防止其他因素的影響，本文結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放、就業(yè)情況、資本投入和工業(yè)發(fā)展情況五個(gè)方面選取了控制變量。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值表示；對(duì)外開放（CAP）用當(dāng)年實(shí)際使用外資金額表示；就業(yè)情況（EMP）用就業(yè)人數(shù)表示；資本投入（FIX）用固定資產(chǎn)投資完成額表示；工業(yè)發(fā)展情況（ENT）用工業(yè)企業(yè)數(shù)目表示。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新的測(cè)度

根據(jù)式（1），利用Matlab 2018b 軟件測(cè)算出2003—2018年京津冀城市群13 個(gè)城市間協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系強(qiáng)度，進(jìn)一步根據(jù)式（2）測(cè)算出各城市間協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系強(qiáng)度總量。由于數(shù)據(jù)較多，本文僅對(duì)2003年、2008年、2013年和2018年四年的數(shù)據(jù)進(jìn)行比較，結(jié)果見表2。

由表2可知，第一，隨著時(shí)間推移，13 個(gè)城市的協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系強(qiáng)度總量呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，由2003年的0.9477 上升至2018年的8062.2380，京津冀城市群的協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度不斷提高。第二，北京市的協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系強(qiáng)度總量在京津冀城市群13 個(gè)城市中最高，在2003—2018年間一直處于領(lǐng)先地位。第三，京津冀城市群13 個(gè)城市間協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系強(qiáng)度總量差異較大，截至2018年，北京市、天津市的協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度分別達(dá)到4026.2160、3790.9380，而秦皇島市、邯鄲市、邢臺(tái)市和衡水市仍未突破1。

表2 京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系強(qiáng)度總量

（二）協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)分析

1.空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

在構(gòu)建空間計(jì)量模型研究京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新溢出效應(yīng)之前，需要檢驗(yàn)京津冀城市群13 個(gè)城市協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度的空間自相關(guān)性，從而判斷是否需要使用空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)?；诖?，本文選取2003—2018年協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系強(qiáng)度總量，為了消除異方差，增強(qiáng)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對(duì)協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度TCI 進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理得到LNTCI，并利用StataMP 16 計(jì)算全局Moran’s I指數(shù)，結(jié)果見表3。

表3顯示了2003—2018年在鄰接權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣和空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣三種空間權(quán)重矩陣下計(jì)算得出的Moran’s I 指數(shù)值。從表3可以看出，2003—2018年我國協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度的全局Moran’s I 指數(shù)均為正值，且由地理距離權(quán)重矩陣計(jì)算得出的p 值最為顯著，說明構(gòu)建地理距離權(quán)重矩陣W2作為空間權(quán)重矩陣能夠更準(zhǔn)確地反映京津冀城市群的真實(shí)情況。在地理距離權(quán)重矩陣W2下，Moran’s I 指數(shù)在1%的水平下均通過顯著性檢驗(yàn)，表明京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度存在較明顯的空間正相關(guān)。因此，采用空間計(jì)量模型估計(jì)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新溢出效應(yīng)是合適的。

表3 各空間權(quán)重矩陣下協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度的Moran’s I 指數(shù)值

2.空間計(jì)量模型與選擇

在進(jìn)行空間溢出效應(yīng)估計(jì)前，需要合理設(shè)定空間計(jì)量模型。因此首先利用LM檢驗(yàn)對(duì)空間滯后模型、空間誤差模型進(jìn)行檢驗(yàn)，以判斷是否可以使用空間杜賓模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。LM-lag 和Robust LM-lag均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，表明不應(yīng)用空間滯后模型估計(jì)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新溢出效應(yīng)，而LM-error 的p 檢驗(yàn)值為0.731，不能拒絕原假設(shè)，故初步判斷應(yīng)使用空間滯后模型估計(jì)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

通過對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)來判斷應(yīng)使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。Hausman 檢驗(yàn)值為27.80，對(duì)應(yīng)的p 值為0.000，即在1%的水平下顯著，故判斷應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證是否可以使用空間杜賓模型來估計(jì)空間溢出效應(yīng)，在固定效應(yīng)下分別對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行LR 檢驗(yàn)和Wald 檢驗(yàn)。由表4所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，LR-lag、Wald-lag、LR-error 和Wald-error 均在10%的水平下顯著，進(jìn)一步證明空間杜賓模型不可以退化為空間滯后模型，因此應(yīng)針對(duì)京津冀城市群構(gòu)建包含內(nèi)生和外生交互效應(yīng)的空間杜賓模型來研究協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)。

表4 LM、Hausman、LR、Wald 檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)同創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)

本文利用京津冀城市群13 個(gè)城市2003—2018年協(xié)同創(chuàng)新等相關(guān)數(shù)據(jù)，共208 個(gè)觀測(cè)值，將協(xié)同創(chuàng)新作為空間滯后的解釋變量進(jìn)行空間杜賓模型回歸，回歸結(jié)果見表5。

表5 京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)估計(jì)

通過對(duì)比表5中不同固定效應(yīng)下的空間杜賓模型檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度（LNTCI）在時(shí)間固定效應(yīng)下通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，在雙固定效應(yīng)下通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，而在個(gè)體固定效應(yīng)下未通過顯著性檢驗(yàn)。加之時(shí)間固定效應(yīng)的模型擬合優(yōu)度R2值最高，為0.923，因此可以得出，時(shí)間固定效應(yīng)下的空間杜賓模型最可靠，模型的溢出效應(yīng)主要是由于時(shí)間上的固定效應(yīng)引起的。綜上，本文最終選定時(shí)間固定效應(yīng)下的空間杜賓模型作為研究協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)的模型。

當(dāng)存在空間溢出效應(yīng)時(shí)，相關(guān)影響因素的變動(dòng)不僅會(huì)影響某個(gè)城市自身綠色經(jīng)濟(jì)增長水平，還會(huì)影響該城市周邊鄰近城市的綠色經(jīng)濟(jì)增長水平。Lesage 和Park（2013）[17]提出，空間杜賓模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果不能直接反映出變量間的關(guān)系，故需進(jìn)一步對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行效應(yīng)分解，把總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。因此，結(jié)合表5的結(jié)論，在時(shí)間固定效應(yīng)下將空間杜賓模型進(jìn)行效應(yīng)分解，得到表6所示的分解結(jié)果。

表6 空間杜賓模型空間效應(yīng)分解

由表6可知，就解釋變量而言，京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度（LNTCI）的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)在5%的水平上顯著為正，總效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，其中LNTCI 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.037、0.058 和0.096，即本地協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度每增加1%，對(duì)本地綠色經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)為0.037%，對(duì)周邊城市綠色經(jīng)濟(jì)增長的間接效應(yīng)為0.058%。這說明協(xié)同創(chuàng)新空間關(guān)聯(lián)強(qiáng)度對(duì)本城市的綠色經(jīng)濟(jì)增長有很好的正向促進(jìn)作用，同時(shí)存在較明顯的溢出效應(yīng)，能間接促進(jìn)相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

由表6可知，就控制變量而言：

（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（LNIND）的直接效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，間接效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)，總效應(yīng)在5%的水平上顯著為正，其中LNIND 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.148、-0.052 和0.097，即本地IND 每增加1%，對(duì)本地綠色GDP 增長的直接效應(yīng)為0.148%，對(duì)周邊城市綠色GDP 增長的間接效應(yīng)為-0.052%。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)本城市的綠色經(jīng)濟(jì)增長有很好的正向促進(jìn)作用，但間接抑制相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值上升時(shí)，該地區(qū)服務(wù)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，知識(shí)型人才聚集，知識(shí)溢出效應(yīng)促使本地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長；此外，我國已進(jìn)入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)加速轉(zhuǎn)型期，第二產(chǎn)業(yè)例如制造業(yè)等逐漸由中心城市向周邊遷移擴(kuò)散，制造業(yè)作為科技創(chuàng)新的主動(dòng)力，其遷移必然會(huì)抑制本地區(qū)的創(chuàng)新，進(jìn)而抑制經(jīng)濟(jì)增長，故LNIND 上升對(duì)周邊城市產(chǎn)生負(fù)的溢出效應(yīng)。

（2）對(duì)外開放（LNCAP）的直接效應(yīng)和總效應(yīng)在5%的水平上顯著為正，間接效應(yīng)在10%的水平上顯著為負(fù)，其中LNCAP 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.030、-0.011 和0.019，即本地CAP 每增加1%，對(duì)本地綠色GDP 增長的直接效應(yīng)為0.030%，對(duì)周邊城市綠色GDP 增長的間接效應(yīng)為-0.011%。這說明使用外資對(duì)本城市的綠色經(jīng)濟(jì)增長有很好的正向促進(jìn)作用，但間接抑制相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

外資的流入會(huì)加劇本土企業(yè)的競爭，促使企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)以提高自身競爭力，進(jìn)而促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)增長。與此同時(shí)，更多外資流入本地意味著本地的優(yōu)質(zhì)資源被更大程度地占用，當(dāng)可用資源數(shù)量不足時(shí)，不得不從周邊城市引進(jìn)，這也在一定程度上抑制了周邊城市的經(jīng)濟(jì)增長。

（3）就業(yè)情況（LNEMP）的直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，間接效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)，其中LNEMP 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.377、-0.134 和0.243，即本地EMP 每增加1%，對(duì)本地綠色GDP 增長的直接效應(yīng)為0.377%，對(duì)周邊城市綠色GDP 增長的間接效應(yīng)為-0.134%。這說明就業(yè)人數(shù)對(duì)本城市的綠色經(jīng)濟(jì)增長有很好的正向促進(jìn)作用，但間接抑制相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

京津冀地區(qū)每年吸引大量人才涌入，勞動(dòng)力數(shù)量的增加有效促進(jìn)了本地綠色經(jīng)濟(jì)的增長；與此同時(shí)，本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)對(duì)周邊城市的人才產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，激烈的人才競爭在一定程度上導(dǎo)致了負(fù)向溢出效應(yīng)。

（4）資本投入（LNFIX）的直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，間接效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)，其中LNFIX 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.235、-0.084 和0.151，即本地FIX 每增加1%，對(duì)本地綠色GDP 增長的直接效應(yīng)為0.235%，對(duì)周邊城市綠色GDP 增長的間接效應(yīng)為-0.084%。這說明固定資產(chǎn)投資對(duì)本地的綠色經(jīng)濟(jì)增長有很好的正向促進(jìn)作用，但間接抑制相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

固定資產(chǎn)投資的增加能促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的需求，進(jìn)而帶動(dòng)先進(jìn)技術(shù)的發(fā)展和本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；但是，固定資產(chǎn)投資建設(shè)過程中的污染物排放也抑制了周邊地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

（5）工業(yè)發(fā)展情況（LNENT）的直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，間接效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)，其中LNENT 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.134、-0.047 和0.086，即本地ENT每增加1%，對(duì)本地綠色GDP 增長的直接效應(yīng)為0.134%，對(duì)周邊城市綠色GDP 增長的間接效應(yīng)為-0.047%。這說明工業(yè)企業(yè)數(shù)目對(duì)本地的綠色經(jīng)濟(jì)增長有很好的正向促進(jìn)作用，但間接抑制相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

工業(yè)企業(yè)數(shù)目的增加使高收入水平的從業(yè)者數(shù)目增加，間接提高了本地居民的購買力，工業(yè)企業(yè)密集度提升有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；同時(shí)，資源的稀缺性使較少的資源流向綠色產(chǎn)業(yè)，一定程度上限制了周邊城市的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證空間杜賓模型的穩(wěn)健性，本文截取了2007—2018年的子樣本后再次進(jìn)行回歸分析，得到的空間杜賓模型回歸結(jié)果如表7所示。模型的擬合優(yōu)度R2為0.91，說明該模型的擬合效果良好。由回歸結(jié)果可知，京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新強(qiáng)度（LNTCI）的直接效應(yīng)在5%的水平上顯著為正，間接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，各控制變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在5%的置信水平下通過檢驗(yàn)，說明縮短時(shí)間窗口后，協(xié)同創(chuàng)新空間關(guān)聯(lián)強(qiáng)度對(duì)本地區(qū)及相鄰地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用仍然穩(wěn)健。

表7 空間杜賓模型空間效應(yīng)分解（2007—2018年）

六、結(jié)論與建議

本文基于2003—2018年京津冀城市群13 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型和面板門檻模型研究協(xié)同創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明：第一，協(xié)同創(chuàng)新空間關(guān)聯(lián)強(qiáng)度存在顯著的空間溢出效應(yīng)，協(xié)同創(chuàng)新對(duì)本地區(qū)和相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長均產(chǎn)生正向作用。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放、就業(yè)情況、資本投入和工業(yè)發(fā)展情況均有利于本地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長，但會(huì)抑制相鄰地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長。

根據(jù)上述結(jié)論，提出以下建議：

第一，加強(qiáng)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新的空間聯(lián)系，發(fā)揮正向溢出作用。首先，政府要加大對(duì)京津冀城市群協(xié)同創(chuàng)新的政策支持與財(cái)政資金投入，安排實(shí)施國家重大項(xiàng)目時(shí)要優(yōu)先考慮協(xié)同創(chuàng)新平臺(tái)，進(jìn)一步提高科技創(chuàng)新人員的勞動(dòng)報(bào)酬，加大對(duì)知識(shí)型人才培養(yǎng)的投入。其次，鼓勵(lì)打破地區(qū)壁壘，加強(qiáng)京津冀城市群在人才培養(yǎng)、區(qū)域貿(mào)易、工業(yè)發(fā)展、資源互補(bǔ)等方面的合作交流，推動(dòng)實(shí)施開放型創(chuàng)新模式。再次，優(yōu)先發(fā)展創(chuàng)新能力相對(duì)較弱的區(qū)域，提升京津冀城市群的整體協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展程度。最后，提高企業(yè)、高等院校、研究機(jī)構(gòu)等對(duì)創(chuàng)新知識(shí)的吸收能力，加強(qiáng)知識(shí)積累，發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)科研成果轉(zhuǎn)化。

第二，加強(qiáng)協(xié)同創(chuàng)新空間聯(lián)系強(qiáng)度的同時(shí)，要注重發(fā)揮與綠色金融的交互作用。在推進(jìn)京津冀城市群綠色經(jīng)濟(jì)增長時(shí)，要統(tǒng)籌協(xié)調(diào)綠色金融水平，使協(xié)同創(chuàng)新與綠色金融攜手并進(jìn)。要鼓勵(lì)各企業(yè)加強(qiáng)合作，不斷吸收高新技術(shù)，在提升自身綜合實(shí)力的同時(shí)，共同突破綠色高新技術(shù)的門檻，實(shí)現(xiàn)“1+1＞2”的效果?！?/p>