彭 影，李士梅

(吉林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,吉林 長春 130012)

0 引言

《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》指出：繼農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、工業(yè)經(jīng)濟(jì)之后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)已經(jīng)成為一種新經(jīng)濟(jì)形態(tài)，數(shù)據(jù)要素是全要素數(shù)字化轉(zhuǎn)型的核心引擎，數(shù)據(jù)要素蘊(yùn)藏巨大的價值。數(shù)據(jù)要素作為一種新型創(chuàng)新要素，能夠推動其它創(chuàng)新要素優(yōu)化配置，引發(fā)創(chuàng)新方式深刻變革，為經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展帶來強(qiáng)勁動力[1]。數(shù)據(jù)要素的市場化配置，即有效的流通，是提升數(shù)據(jù)要素配置效率的重要手段[2]。與人才、資本等創(chuàng)新要素不同，數(shù)據(jù)要素并不能直接生產(chǎn)物質(zhì)資料與產(chǎn)品，但數(shù)據(jù)要素的流動與共享可以縮短人才、資本等創(chuàng)新要素的生產(chǎn)和流通時間，優(yōu)化創(chuàng)新要素空間配置，提升創(chuàng)新要素匹配效率[3]。因此，良好的數(shù)據(jù)要素共享與流通環(huán)境不僅能推動數(shù)據(jù)要素有效流動，深度挖掘數(shù)據(jù)要素潛能，充分釋放數(shù)據(jù)要素紅利，還能引導(dǎo)人才、資本等創(chuàng)新要素有序流動和精準(zhǔn)匹配。

近年來關(guān)于生產(chǎn)要素錯配導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率損失的實(shí)證研究層出不窮，但關(guān)于創(chuàng)新要素錯配引發(fā)綠色創(chuàng)新效率損失的研究不夠豐富。市場扭曲是引發(fā)錯配的根源，要素市場扭曲會顯著抑制創(chuàng)新效率[4]。勞動力市場和資本市場雙重扭曲是制約各地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展及創(chuàng)新效率損失的重要因素[5]。創(chuàng)新研發(fā)活動需要高質(zhì)量、高水平的創(chuàng)新要素投入以及更為復(fù)雜的創(chuàng)新環(huán)境作為支撐，創(chuàng)新要素空間錯配、不同類型創(chuàng)新要素錯配及投入結(jié)構(gòu)的差異都可能誘發(fā)創(chuàng)新效率損失[6]。創(chuàng)新要素自由流動是改善創(chuàng)新要素錯配、優(yōu)化創(chuàng)新要素空間配置的根本手段。時空壓縮下的創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新效率的推動作用更顯著，并且存在區(qū)位異質(zhì)性，如東部地區(qū)的創(chuàng)新要素吸引能力較強(qiáng)，對城市綠色創(chuàng)新效率的作用更顯著，而中西部地區(qū)受經(jīng)濟(jì)、地理位置等多種因素限制，創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新效率的影響較弱[7]。創(chuàng)新要素流動的空間溢出效應(yīng)有助于協(xié)調(diào)優(yōu)化創(chuàng)新要素的空間配置，加強(qiáng)區(qū)域間綠色技術(shù)合作，加快綠色技術(shù)成果轉(zhuǎn)化，推動城市高質(zhì)量發(fā)展[8]。因此，本文將基于數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用，深入探究創(chuàng)新要素流動與城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的內(nèi)在邏輯關(guān)聯(lián)。

雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)為研究數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境奠定了良好的理論基礎(chǔ)，但在城市層面關(guān)于數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的測度是當(dāng)前實(shí)證研究的瓶頸?；诖?，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：①運(yùn)用引力模型選取ICT產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)為核心變量，以城市市場環(huán)境、通信環(huán)境和互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境作為吸引力變量，嘗試測度城市數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境指數(shù)；②使用空間杜賓模型分析人才和資本要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間影響，并進(jìn)一步探究創(chuàng)新要素流動空間溢出效應(yīng)的技術(shù)傳導(dǎo)路徑；③在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用下，揭示創(chuàng)新要素流動、空間錯配與綠色創(chuàng)新發(fā)展三者之間的內(nèi)在邏輯關(guān)聯(lián)，運(yùn)用空間調(diào)節(jié)效應(yīng)模型實(shí)證檢驗三者間的空間關(guān)聯(lián)及技術(shù)路徑。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 創(chuàng)新要素流動對綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間影響機(jī)制

(1)創(chuàng)新要素流動的創(chuàng)新發(fā)展空間溢出效應(yīng)。第一，創(chuàng)新要素的空間流動有助于優(yōu)化地區(qū)創(chuàng)新要素配置，提高創(chuàng)新要素配置效率，隨著創(chuàng)新要素不斷流入，創(chuàng)新要素存量增加，鞏固了流入地創(chuàng)新要素基礎(chǔ)，進(jìn)而提升了技術(shù)創(chuàng)新水平[9]；第二，創(chuàng)新要素在流入地會產(chǎn)生集聚效應(yīng)，在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的作用下，創(chuàng)新要素投入的邊際報酬增大，有助于激發(fā)地區(qū)創(chuàng)新活力，強(qiáng)化流入地區(qū)技術(shù)溢出效應(yīng)，提高創(chuàng)新能力[10]；第三，創(chuàng)新要素流動本身具有較強(qiáng)外部性，其區(qū)際流動有助于整合空間內(nèi)閑置、分散的創(chuàng)新資源，促進(jìn)創(chuàng)新知識跨區(qū)域傳播和交流，推動區(qū)域間異質(zhì)性創(chuàng)新主體研發(fā)合作，形成相互合作、優(yōu)勢互補(bǔ)的創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，而由知識外溢帶來的異質(zhì)性知識嵌入將進(jìn)一步提升地區(qū)創(chuàng)新能力[11]。

(2)創(chuàng)新要素流動的經(jīng)濟(jì)增長空間溢出效應(yīng)。一方面，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的動力，知識積累是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的源泉，而創(chuàng)新以知識積累、全要素生產(chǎn)率提升以及創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)等方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[12-13]；另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要動力，創(chuàng)新要素流動通過調(diào)整創(chuàng)新資源在產(chǎn)業(yè)間的配置促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極作用——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷所產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)紅利從數(shù)量和質(zhì)量兩個方面推動經(jīng)濟(jì)增長[14]。

(3)創(chuàng)新要素流動生態(tài)環(huán)境效應(yīng)的空間溢出。創(chuàng)新要素流動尤其是與綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的高素質(zhì)人才區(qū)際流動，有助于綠色技術(shù)、管理等知識擴(kuò)散，通過知識溢出效應(yīng)推動地區(qū)綠色發(fā)展效率提升[15]。高鐵開通后，城市間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系愈加緊密，提升了城市間競爭強(qiáng)度，而綠色創(chuàng)新也是市場競爭的重要手段之一，通過市場競爭效應(yīng)提高城市綠色創(chuàng)新效率[7]。由此，本文提出如下假設(shè)。

H1：創(chuàng)新要素流動不僅有利于本地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展，而且對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展也具有正向溢出效應(yīng)。

1.2 數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)機(jī)制

已有研究證明，創(chuàng)新要素錯配是導(dǎo)致創(chuàng)新效率損失的重要原因，并且創(chuàng)新要素自由流動是緩解地區(qū)創(chuàng)新要素錯配的主要手段[16]。那么，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境是否能通過調(diào)節(jié)人才、資本等創(chuàng)新要素的自由流動緩解創(chuàng)新要素空間錯配？數(shù)據(jù)要素的最大價值在于提供真實(shí)可靠的經(jīng)濟(jì)信息，降低經(jīng)濟(jì)活動中的不確定性。在數(shù)字產(chǎn)業(yè)化階段，數(shù)據(jù)并不是以一種獨(dú)立的創(chuàng)新要素形態(tài)存在，而是嵌入在各種數(shù)字化經(jīng)濟(jì)活動中，為其它創(chuàng)新要素提供基礎(chǔ)信息環(huán)境，通過調(diào)節(jié)人才、資本等創(chuàng)新要素流動，緩解創(chuàng)新要素的空間錯配程度；在產(chǎn)業(yè)數(shù)字化階段，數(shù)據(jù)開始以獨(dú)立形態(tài)融入經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，成為推動不同產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的核心要素，并通過大數(shù)據(jù)提高人才和資本創(chuàng)新要素的流轉(zhuǎn)效率[17]。因此，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中與人才、資本等創(chuàng)新要素互動、循環(huán)和相互作用，通過引導(dǎo)人才、資本要素流動顯著降低創(chuàng)新要素空間錯配程度，進(jìn)而推動城市間綠色創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。

此外，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境主要通過以下兩個方面賦能城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間溢出效應(yīng)：第一，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能夠有效整合不同地區(qū)創(chuàng)新資源，通過提高創(chuàng)新要素配置效率促進(jìn)本地和鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展。蔡躍洲等[18]認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)傳播技術(shù)能顯著降低數(shù)據(jù)要素流動成本，數(shù)據(jù)要素自由流動不僅有助于降低本地區(qū)人才和資本創(chuàng)新要素錯配程度，還能夠提高鄰近地區(qū)創(chuàng)新要素匹配效率。金環(huán)等[19]指出，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境依托現(xiàn)代信息網(wǎng)絡(luò)打破城市間空間壁壘，不僅能縮短創(chuàng)新要素流動時間，還能降低創(chuàng)新要素流動成本，增強(qiáng)創(chuàng)新要素流動的空間關(guān)聯(lián)性，優(yōu)化創(chuàng)新要素空間配置，在促進(jìn)本地綠色創(chuàng)新發(fā)展的同時對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。第二，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境通過調(diào)節(jié)人才、資本等創(chuàng)新要素自由流動產(chǎn)生集聚效應(yīng)，通過促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新和綠色技術(shù)溢出帶動鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論認(rèn)為，生產(chǎn)要素跨區(qū)域自由流動必然會產(chǎn)生集聚效應(yīng)，進(jìn)而誘發(fā)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[20]。在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)作用下，綠色創(chuàng)新成本大幅降低，有助于綠色技術(shù)進(jìn)步，同時，空間集聚又會促進(jìn)地區(qū)間綠色知識、綠色技術(shù)自由流動，通過綠色技術(shù)進(jìn)步的空間溢出效應(yīng)實(shí)現(xiàn)本地和鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展。由此，本文提出研究假設(shè)：

H2：數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境通過引導(dǎo)人才、資本有序流動和精準(zhǔn)匹配，緩解創(chuàng)新要素錯配。

H3：在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用下，創(chuàng)新要素流動能有效緩解創(chuàng)新要素錯配，并通過提升綠色技術(shù)效率和促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

基于創(chuàng)新要素空間流動視角，考察創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響以及城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間相關(guān)性，構(gòu)建如下空間杜賓模型：

GTFPit=βt0+ρ1W·GTFPit+βt1Tflit+βt2Xit+δt1W·Tflit+δt2W·Xit+εit

(1)

GTFPit=βc0+ρ2W·GTFPit+βc1Cflit+βc2Xit+δc1W·Cflit+δc2W·Xit+εit

(2)

式中，GTFPit為城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率，Tflit和Cflit分別是人才要素流動與資本要素流動，Xit為一系列控制變量。ρ為空間自回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，β為解釋變量回歸系數(shù)，δ為解釋變量的空間回歸系數(shù)，εit為隨機(jī)干擾項。

由于數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境對人才、資本要素流動存在調(diào)節(jié)作用，分別引入數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境與人才、資本創(chuàng)新流動的交叉項(Dtfl、Dcfl)，以及人才、資本要素錯配指數(shù)(γLit、γKit)，考察在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的調(diào)節(jié)作用下，人才和資本要素流動通過改善創(chuàng)新要素空間錯配對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間影響?？紤]到數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用可能存在滯后性，動態(tài)空間杜賓模型更為適用，構(gòu)建模型如式(3)和式(4)所示。

GTFPit=βdt0+ρ3GTFPit-1+ρ4W·GTFPit+βdt1Dtflit+βdt2γLit+βdt3Dtflit×γLit+βdt4Xit+δdt1W·Dtflit+δdt2W·γLit+δdt3W·Dtflit×γLit+δdt4W·Xit+εit

(3)

GTFPit=βdc0+ρ5GTFPit-1+ρ6W·GTFPit+βdc1Dcflit+βdc2γKit+βdc3Dcflit×γKit+βdc4Xit+δdc1W·Dcflit+δdc2W·γKit+δdc3W·Dcflit×γKit+δdc4W·Xit+εit

(4)

式中，γLit為人才創(chuàng)新空間錯配指數(shù)，γKit為資本要素空間錯配指數(shù)，βdt3與βdc3為調(diào)節(jié)作用的回歸系數(shù)，δdt3與δdc3為調(diào)節(jié)作用的空間回歸系數(shù)。

2.2 變量測度

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為綠色創(chuàng)新發(fā)展效率。在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段，綠色發(fā)展內(nèi)涵被進(jìn)一步拓展和延伸，綠色可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略與創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略是我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇。周亮等[21]認(rèn)為，綠色創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)綠色增長和綠色福利的根本動力，綠色增長和綠色福利是綠色創(chuàng)新的最終目的，綠色福利即生態(tài)環(huán)境效益，也是體現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)增長的一個方面?；诖耍疚脑诰G色發(fā)展理念基礎(chǔ)上融合創(chuàng)新發(fā)展理念，形成“綠色創(chuàng)新—綠色增長—綠色福利”的綠色創(chuàng)新發(fā)展理念。綠色全要素生產(chǎn)率是目前評價綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段，其基于效率視角，從投入產(chǎn)出角度測度綠色創(chuàng)新發(fā)展效率，無需考慮價格因素，因此測度過程和結(jié)果相對客觀，具有一定先進(jìn)性。本文綜合考慮創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)增長與能源環(huán)境的投入產(chǎn)出關(guān)系，并借鑒董會忠等[22]、曹莉等[23]的指標(biāo)選取方法，選取勞動力投入、資本投入、能源投入和研發(fā)投入為投入指標(biāo)，以經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與創(chuàng)新產(chǎn)出為期望產(chǎn)出，環(huán)境污染為非期望產(chǎn)出，構(gòu)建城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率投入產(chǎn)出評價指標(biāo)體系。

如表1所示，在投入指標(biāo)測算上，勞動力投入采用城市年末單位從業(yè)總?cè)藬?shù)測度；固定資本存量估算采用永續(xù)盤存法，借鑒張軍等[24]的做法，以2003年為基期，采用公式Kit=(1-δ)Kit-1+Iit測算固定資產(chǎn)存量，δ為資本折舊率，取值為9.6%；能源投入以城市全社會用電量表示；研發(fā)人員投入采用科研、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)從業(yè)人員衡量；研發(fā)資本投入采用各地區(qū)科技支出資本存量衡量，利用公式Kt=Dt-1+(1-?)Kt-1計算，其中，Dt-1為t-1期實(shí)際研發(fā)資本存量，?為折舊率，一般取值為15%，研發(fā)投資價格指數(shù)=0.6*消費(fèi)者價格指數(shù)+0.4*固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，以2003年為基期，平減得出實(shí)際研發(fā)資本投入[25-27]。在期望產(chǎn)出方面，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出以2003年不變價的城市實(shí)際GDP表示；創(chuàng)新產(chǎn)出采用3種專利申請數(shù)表示，參考白俊紅等[5]的做法，分別賦予發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀專利的權(quán)重為0.5、0.3以及0.2。在非期望產(chǎn)出方面，選取工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙粉塵排放量表示，采用熵值法測算環(huán)境污染綜合指數(shù)。此外，參考余奕杉等[28]做法，選用考慮非期望產(chǎn)出的SBM-Undesirable模型測算綠色全要素生產(chǎn)率，為進(jìn)一步分析創(chuàng)新要素流動影響城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的技術(shù)傳導(dǎo)路徑，采用全局參比的Globe-Malmquist-Luenberger指數(shù)法將其分解為綠色技術(shù)效率指數(shù)和綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。在此基礎(chǔ)上，將測算結(jié)果轉(zhuǎn)化為以2003年為基期的累計增長指數(shù)。

表1 城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率評價指標(biāo)體系Tab.1 Indicator system for calculating the efficiency ofurban green innovation and development in China

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為人才要素流動和資本要素流動。參考白俊紅等[27]的研究，運(yùn)用引力模型對城市創(chuàng)新要素流動水平進(jìn)行度量。引力模型的一般表達(dá)式為：

(5)

式(5)中，F(xiàn)ij為i地區(qū)對j地區(qū)的流動性吸引力；Gij為i地區(qū)與j地區(qū)的引力系數(shù)，通常取值為1；Ni和Nj分別表示經(jīng)濟(jì)社會某要素的度量；α表示引力參數(shù)，通常取值為1；Rij為i地區(qū)到j(luò)地區(qū)的地理距離；b為距離衰減指數(shù)，通常取值為2。參照上述引力模型，考慮到人才要素流動和資本要素流動的不同特征，分別構(gòu)建測算人才要素流動和資本要素流動的引力模型。

就人才要素流動而言，安琥森等[29]研究得出，工資與房價對人才要素流動具有較大吸引力，是影響人才要素流動的核心因素；卞元超等[30]認(rèn)為，教育水平、環(huán)境污染對人才要素流動的影響力逐漸增強(qiáng)。因此，本文選取工資、房價、教育和環(huán)境污染作為影響人才要素流動的吸引力變量。計算公式為：

Tflij=lnrdti×ln(wagej-wagei)×ln(pricej-pricei)×ln(educationj-educationi)×ln(pollutionj-pollutioni)R-2ij

(6)

式(6)中，Tflij為i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的人才要素數(shù)量；rdti為i地區(qū)人才要素數(shù)量，用科研、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)從業(yè)人員數(shù)表示；wage為各地區(qū)城鎮(zhèn)單位職工平均工資水平；hprice為各地區(qū)住宅平均銷售價格水平；education為各地區(qū)教育水平，用財政教育支出衡量；pollution為各地區(qū)環(huán)境污染情況，用工業(yè)煙塵粉塵排放量衡量。

Tfli為i地區(qū)在統(tǒng)計年度內(nèi)的人才要素總流動量，計算公式為：

(7)

就資本要素流動而言，參考王欣亮等[31]的研究，由于資本具有逐利性，企業(yè)利潤水平、投資環(huán)境是影響資本要素流動的主要因素。因此，選取各地區(qū)平均利潤水平和金融市場發(fā)展水平作為資本要素流動的吸引力變量。計算公式為：

(8)

式(8)中，Cflij為i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的資本要素數(shù)量；rdci為i地區(qū)資本要素數(shù)量，用各地區(qū)科技支出總額表示；profit為各地區(qū)企業(yè)利潤水平，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均利潤衡量；finance為各地區(qū)金融市場發(fā)展水平，用年末金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額占固定資產(chǎn)投資總額的比重衡量。

Cfli為i地區(qū)在統(tǒng)計年度內(nèi)的資本要素總流動量，計算公式如下：

(9)

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境。引力模型在社會科學(xué)領(lǐng)域常被用于研究空間相互作用問題，借鑒王鉞等[32]的研究方法，應(yīng)用引力模型測度城市數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境。參考楊艷等[3]的研究，一方面，數(shù)據(jù)要素作為一種新型創(chuàng)新要素，同樣具有趨利性特征；另一方面，數(shù)據(jù)要素流動還受到通信環(huán)境、互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境等流動環(huán)境影響。因此，選取各地區(qū)平均利潤水平、通信環(huán)境和互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境作為吸引力變量。數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的計算公式為：

(10)

式(10)中，Dflij為i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的數(shù)據(jù)要素數(shù)量；datai為i地區(qū)數(shù)據(jù)要素數(shù)量，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下數(shù)字技術(shù)主要集中在ICT部門，故選用信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)從業(yè)人員數(shù)表征各地區(qū)數(shù)據(jù)要素規(guī)模；profit為各地區(qū)企業(yè)利潤水平，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均利潤衡量；telecom為各地區(qū)通信環(huán)境水平，用電信業(yè)務(wù)總量衡量；internet和phone分別為各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)與移動通信環(huán)境，分別用國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)和移動電話年末用戶數(shù)表示。

Dfli為i地區(qū)在統(tǒng)計年度內(nèi)的數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境總指數(shù)，計算公式如下。

(11)

2.2.4 其它變量

在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的調(diào)節(jié)作用下，為進(jìn)一步探究創(chuàng)新要素流動所產(chǎn)生的創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)，借鑒Aoki[33]的研究方法測度創(chuàng)新要素錯配水平，假設(shè)研發(fā)生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變的C-D形式，即

(12)

式(12)中，Y為創(chuàng)新產(chǎn)出，用專利申請數(shù)表征創(chuàng)新產(chǎn)出水平；Kit為研發(fā)資本投入，用研發(fā)資本存量表示；Lit為研發(fā)人員投入，用各地區(qū)科研、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)從業(yè)人員數(shù)衡量；σi為研發(fā)資本彈性。人才要素錯配與資本要素錯配的測算公式如下：

(13)

2.2.5 控制變量

控制變量包括可能影響城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的主要因素：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Pgdp)，采用人均GDP表征；②基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平(Inf)，以公路客運(yùn)、鐵路客運(yùn)和航空客運(yùn)總量占各地區(qū)總?cè)丝诘谋戎乇硎?；③城市人口?guī)模(Ups)，用年末總?cè)丝跀?shù)衡量；④財政支出(Gov)，以一般公共預(yù)算支出占城市GDP的比重表征；⑤市場化水平(Mar)，采用城鎮(zhèn)私有部門從業(yè)人員數(shù)占城鎮(zhèn)從業(yè)人員總數(shù)的比重表示；⑥對外開放水平(Open)，以進(jìn)出口貿(mào)易總額占地區(qū)GDP的比重表征。

2.3 樣本與數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的城市，利用線性插值法補(bǔ)齊部分城市的缺失數(shù)據(jù)，最終選取2004—2019年我國內(nèi)地280個地級市的面板數(shù)據(jù)，變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 空間效應(yīng)檢驗

3.1.1 空間自相關(guān)檢驗

如果城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率存在空間依賴性，采用傳統(tǒng)非空間計量方法的估計結(jié)果可能存在偏差，而運(yùn)用空間計量模型能夠更加客觀真實(shí)地反映創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率的影響。在地理距離矩陣下，采用莫蘭指數(shù)(Moran's I)對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗。表3為空間相關(guān)性檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在研究期內(nèi)，除2004年和2006年城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率的空間相關(guān)性不顯著外，其它年份的城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率在地理距離矩陣中的Moran's I均通過顯著性檢驗，并且Moran's I值均大于零，表明城市綠色創(chuàng)新發(fā)展效率存在顯著的空間正相關(guān)性，因此使用空間計量模型進(jìn)行回歸。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.2 Descriptive statistics of variables

表3 空間相關(guān)性檢驗結(jié)果Tab.3 Global Moran's I test results

3.1.2 空間杜賓模型回歸結(jié)果

由于Wald檢驗和LR檢驗結(jié)果均拒絕原假設(shè)，Hausman檢驗通過顯著性檢驗。因此，為檢驗H1，選用控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)的空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行回歸更合適。表4為空間杜賓模型的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，模型(1)和(4)的空間自相關(guān)系數(shù)均顯著為正，表明本地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展受到鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展的加權(quán)影響，并且本地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展對鄰近地區(qū)存在正向空間溢出效應(yīng)。人才要素流動和資本要素流動對本地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響系數(shù)分別為0.040與0.021，空間滯后項回歸系數(shù)分別為-0.122與-0.121，且均通過顯著性檢驗，表明人才要素流動、資本要素流動能顯著促進(jìn)本地綠色創(chuàng)新發(fā)展，但對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展起抑制作用，即存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

從創(chuàng)新要素流動影響城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的技術(shù)路徑看，在地理距離矩陣中人才和資本要素流動對本地綠色技術(shù)效率的影響系數(shù)顯著為正，空間滯后項系數(shù)均顯著為負(fù)，說明創(chuàng)新要數(shù)流動能顯著促進(jìn)本地綠色技術(shù)效率提升，但對鄰近地區(qū)綠色技術(shù)效率存在負(fù)向溢出效應(yīng)。這可能歸因于：創(chuàng)新要素從低效率地區(qū)流向高效率地區(qū)，并通過效率機(jī)制改善資源配置效率，提升本地區(qū)綠色技術(shù)效率。然而，由于存在地方競爭、制度壁壘等因素，導(dǎo)致創(chuàng)新要素流動對鄰近地區(qū)綠色技術(shù)效率產(chǎn)生消極影響。人才和資本要素流動對本地綠色技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)顯著為負(fù)，但對鄰近地區(qū)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響并不顯著，說明人才和資本要素流動對本地綠色技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生消極影響，對鄰近地區(qū)綠色技術(shù)進(jìn)步也沒有形成有效的輻射帶動效應(yīng)。這主要是因為當(dāng)前的人才和資本要素更多地集中在ICT產(chǎn)業(yè)，更多地關(guān)注高技術(shù)創(chuàng)新和數(shù)字技術(shù)發(fā)展，對綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)注度不足。

綜上結(jié)果，從本地效應(yīng)看，人才和資本要素流動僅通過改善綠色技術(shù)效率推動本地綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展，呈現(xiàn)出“單軌驅(qū)動”特征；從空間溢出效應(yīng)看，人才和資本要素流動對城市綠色技術(shù)效率存在負(fù)向溢出效應(yīng)，而對城市綠色技術(shù)進(jìn)步無顯著影響，意味著創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間溢出效應(yīng)尚未得到有效發(fā)揮。

表4 空間杜賓模型回歸結(jié)果Tab.4 Regression results of spatial Durbin model

在地理距離矩陣下，將人才和資本要素流動對城市綠色發(fā)展的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)與空間效應(yīng)(間接效應(yīng))。如表5所示，人才和資本要素流動的直接效應(yīng)顯著為正，而空間效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為負(fù)，表明創(chuàng)新要素在城市間流動具有明顯的直接效應(yīng)，其帶來的空間溢出效應(yīng)對綠色創(chuàng)新發(fā)展存在顯著抑制作用。創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)的原因為：一是城市綠色創(chuàng)新發(fā)展存在較強(qiáng)的地區(qū)鎖定效應(yīng)，綠色技術(shù)擴(kuò)散、知識溢出和知識共享尚未在空間上實(shí)現(xiàn)自由流動，導(dǎo)致空間溢出效應(yīng)不顯著；二是創(chuàng)新要素流動所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)更多地體現(xiàn)在創(chuàng)新產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出方面，對綠色發(fā)展的關(guān)注度較低，無序的創(chuàng)新要素流動引致負(fù)向空間溢出效應(yīng)。此外，創(chuàng)新要素流動的空間效應(yīng)強(qiáng)于直接效應(yīng)，進(jìn)一步說明創(chuàng)新要素流動的空間溢出效應(yīng)對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展具有重要貢獻(xiàn)。

表5 SDM模型空間效應(yīng)分解Tab.5 Spatial effect decomposition of SDM model

3.1.3 穩(wěn)健性檢驗

表6為穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，本文采用3種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：①替換空間權(quán)重矩陣，采用地理鄰接矩陣(0-1矩陣)代替地理距離矩陣,重新回歸，結(jié)果顯示，創(chuàng)新要素流動對本地綠色創(chuàng)新發(fā)展的回歸系數(shù)在方向和顯著性上均未發(fā)生根本性改變，證明研究結(jié)果是穩(wěn)健的；②運(yùn)用動態(tài)SDM模型回歸，考慮到綠色創(chuàng)新發(fā)展可能受到前期城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平的影響，引入被解釋變量二階滯后項進(jìn)行回歸估計，結(jié)果表明，創(chuàng)新要素流動對本地綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響系數(shù)顯著為正，對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展效率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，檢驗結(jié)果與前文結(jié)果一致；③采用空間GMM模型，在模型回歸中，考慮到可能存在遺漏變量以及創(chuàng)新要素流動與城市綠色創(chuàng)新發(fā)展兩者間可能存在逆向因果關(guān)系等內(nèi)生性問題，因此應(yīng)用空間SEM模型的GMM方法，選取W*Tfl/W*Cfl為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，該結(jié)果與SDM回歸結(jié)果相比并未發(fā)生根本性改變，進(jìn)一步證實(shí)研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.6 Robustness test results

3.2 數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用檢驗

3.2.1 創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)檢驗

人才和資本要素在推動城市創(chuàng)新發(fā)展中的重要作用毋庸置疑，因此城市間對創(chuàng)新資源的爭奪愈演愈烈，創(chuàng)新要素的空間錯配現(xiàn)象也日益顯著。根據(jù)前文創(chuàng)新要素錯配的測算方法，得出城市人才和資本要素錯配指數(shù)。創(chuàng)新要素錯配指數(shù)大于1，意味著創(chuàng)新要素配置過度；創(chuàng)新要素錯配指數(shù)小于1，意味著創(chuàng)新要素配置不足。2004-2019年，我國東部、中部和西部地區(qū)人才要素錯配均值分別為0.656、0.688以及0.693，說明各地區(qū)人才要素配置均呈現(xiàn)出不足狀態(tài)；東、中、西部地區(qū)資本要素錯配均值分別為1.421、1.019和1.068，說明各地區(qū)資本要素配置整體略微過剩，且區(qū)域內(nèi)部資本要素配置極不均衡。

在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的價值主要體現(xiàn)在適當(dāng)調(diào)節(jié)人才和資本要素的區(qū)際流動，緩解城市創(chuàng)新要素錯配，優(yōu)化創(chuàng)新要素空間配置，進(jìn)而推動城市綠色創(chuàng)新發(fā)展。為保持創(chuàng)新要素錯配指數(shù)回歸方向的一致性，取人才、資本要素錯配指數(shù)對數(shù)的絕對值進(jìn)行回歸分析，數(shù)值越大表示創(chuàng)新要素錯配程度越嚴(yán)重。為檢驗H2，深入探究數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的創(chuàng)新要素錯配減緩效應(yīng)，分別引入數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境與人才、資本要素流動的交叉項(Dtfl、 Dcfl)進(jìn)行估計。由于創(chuàng)新要素錯配緩減效應(yīng)可能存在滯后性，故選用動態(tài)空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析。

表7 創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.7 Test results of innovation factor mismatch mitigation effect

表7為數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，Dtfl對本地人才要素錯配的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，對鄰近地區(qū)人才要素錯配的回歸系數(shù)也為負(fù)，但未通過顯著性檢驗，說明數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能合理引導(dǎo)人才要素流動進(jìn)而降低城市人才創(chuàng)新要素錯配程度。Dcfl對本地資本要素錯配的影響系數(shù)為負(fù)，對鄰近地區(qū)資本要素錯配的影響系數(shù)為正，且均通過顯著性檢驗，說明數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能有序引導(dǎo)資本要素流動，降低本地資本要素錯配程度?？偠灾瑪?shù)據(jù)要素流動環(huán)境能有序引導(dǎo)人才和資本要素流動，精準(zhǔn)匹配城市間人才和資本要素，具有創(chuàng)新資源錯配緩解效應(yīng)。

3.2.2 空間調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為檢驗H3，進(jìn)一步研究數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間調(diào)節(jié)效應(yīng)，在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境與人才要素流動、資本要素流動交叉項的基礎(chǔ)上，分別引入其與人才要素錯配、資本要素錯配的交互項，即Dtfl×γL和Dcfl×γK。此外，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境對綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間調(diào)節(jié)作用可能存在滯后性，故選用動態(tài)SDM模型進(jìn)行回歸估計。

表8為數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境空間調(diào)節(jié)作用的檢驗結(jié)果。模型(1)和(4)為數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境通過影響人才與資本要素流動，調(diào)節(jié)創(chuàng)新要素空間錯配程度，進(jìn)而作用于城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，Dtfl×γL對本地綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響系數(shù)為0.565，且通過顯著性檢驗，意味著數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能通過調(diào)節(jié)人才要素空間流動推動本地綠色創(chuàng)新發(fā)展；而γK和Dcfl×γK對本地城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響分別為-0.101、0.093，意味著數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能有效引導(dǎo)資本要素流動，通過緩解資本要素錯配，促進(jìn)本地綠色創(chuàng)新發(fā)展效率提升。在空間影響上，Dtfl×γL和Dcfl×γK的空間滯后項對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，表明數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能合理調(diào)節(jié)人才、資本要素的空間流動，改善鄰近地區(qū)創(chuàng)新要素錯配程度，并對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展存在正向溢出效應(yīng)。

從數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境空間調(diào)節(jié)效應(yīng)的技術(shù)影響路徑看，Dtfl×γL對本地綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)顯著為正，而Dcfl×γK僅對本地綠色技術(shù)效率存在顯著正向影響，表明在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用下，人才要素流動能緩解城市人才創(chuàng)新要素錯配，并通過綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進(jìn)步兩條路徑提升本地城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，而資本要素流動僅能通過影響綠色技術(shù)效率推動本地綠色創(chuàng)新發(fā)展。從空間溢出效應(yīng)看，Dtfl×γL和Dcfl×γK的空間滯后項對綠色技術(shù)效率、綠色技術(shù)進(jìn)步均具有顯著正向作用，意味著數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境通過調(diào)節(jié)人才和資本要素流動，緩解創(chuàng)新要素錯配程度，并通過綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進(jìn)步兩條傳導(dǎo)路徑對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生積極影響。

表8 空間調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.8 Test results of spatial adjustment effect

綜上結(jié)果，就本地效應(yīng)而言，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能有效調(diào)節(jié)人才要素區(qū)際流動，提高城市人才要素配置效率，并通過影響綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進(jìn)步提升城市綠色創(chuàng)新發(fā)展水平，呈“雙軌驅(qū)動”特征；而資本要素流動僅通過改善綠色技術(shù)效應(yīng)作用于城市綠色發(fā)展，綠色技術(shù)進(jìn)步的作用未得到有效發(fā)揮，呈“單軌驅(qū)動”特征。從空間溢出效應(yīng)看，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境調(diào)節(jié)人才和資本要素流動，產(chǎn)生顯著的創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)，通過提升綠色技術(shù)效率和綠色技術(shù)進(jìn)步水平對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。

4 結(jié)論與展望

4.1 研究結(jié)論

本文基于2004-2019年我國內(nèi)地280個地級市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型評估創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，并采用動態(tài)空間杜賓模型進(jìn)一步檢驗數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)，及其對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的空間調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要結(jié)論如下：①人才和資本要素流動能顯著促進(jìn)本地綠色創(chuàng)新發(fā)展，但對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展起抑制作用。從本地效應(yīng)看，創(chuàng)新要素流動僅通過提升綠色技術(shù)效率推動本地綠色創(chuàng)新發(fā)展，呈現(xiàn)出“單軌驅(qū)動”特征；從空間溢出效應(yīng)看，創(chuàng)新要素流動對城市綠色技術(shù)效率存在負(fù)向溢出效應(yīng)，而對城市綠色技術(shù)進(jìn)步的空間效應(yīng)尚未充分發(fā)揮；②數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能有序引導(dǎo)人才和資本要素自由流動，提升城市人才、資本要素配置效率，存在創(chuàng)新要素錯配緩解效應(yīng)；③在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用下，從本地效應(yīng)看，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境能有序引導(dǎo)人才要素自由流動，通過改善綠色技術(shù)效率和提升綠色技術(shù)進(jìn)步水平促進(jìn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展，呈“雙軌驅(qū)動”特征，而資本要素流動僅通過改善綠色技術(shù)效率推動城市綠色創(chuàng)新發(fā)展，呈“單軌驅(qū)動”特征。從空間溢出效應(yīng)看，數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境調(diào)節(jié)人才和資本要素流動，并通過改善綠色技術(shù)效率和推動綠色技術(shù)進(jìn)步對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。由此可見，在數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用下，人才要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展的影響由“單軌驅(qū)動”轉(zhuǎn)變成“雙軌驅(qū)動”，且創(chuàng)新要素流動對城市綠色創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向溢出效應(yīng)。

4.2 政策啟示

基于上述結(jié)論，本文提出3點(diǎn)政策建議。第一，創(chuàng)新要素流動是推動城市綠色創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展的重要動力，政府應(yīng)加強(qiáng)對創(chuàng)新要素流動的科學(xué)管理，破除地方保護(hù)和區(qū)域壁壘，構(gòu)建創(chuàng)新要素流動的全國統(tǒng)一大市場，引導(dǎo)人才和資本要素有序流動，充分發(fā)揮市場在創(chuàng)新要素配置中的重要作用，提高人才和資本要素的空間配置效率，避免創(chuàng)新要素?fù)頂D造成資源浪費(fèi)，最大限度地激發(fā)和釋放創(chuàng)新要流動的空間溢出效應(yīng)。第二，數(shù)據(jù)要素空間效應(yīng)的發(fā)揮需依托數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境，而當(dāng)前數(shù)據(jù)要素流動的通信環(huán)境、互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境和市場環(huán)境還存在諸多問題。各地政府應(yīng)優(yōu)化完善“新基建”，加快數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和推廣，通過大數(shù)據(jù)技術(shù)加快人才、資本等要素流動的技術(shù)轉(zhuǎn)移網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，進(jìn)一步提高創(chuàng)新要素流動的開放性和有序性。第三，建立城市間綠色創(chuàng)新合作組織，搭建綠色創(chuàng)新合作網(wǎng)絡(luò)平臺，深化創(chuàng)新要素市場轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化體制改革，加強(qiáng)區(qū)域間綠色創(chuàng)新活動的互動，充分發(fā)揮城市群、都市圈對周邊經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的帶動作用，形成優(yōu)勢互補(bǔ)、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的綠色創(chuàng)新新格局。

4.3 研究局限與展望

當(dāng)前關(guān)于數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境的測度尚未形成標(biāo)準(zhǔn)、權(quán)威的測算方法，并受到數(shù)據(jù)來源、樣本范圍和數(shù)量的局限。未來研究可以從中觀和微觀視角入手，深入探究更精確的數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境測算方法，提高研究結(jié)果的精準(zhǔn)度和適用性，探究數(shù)據(jù)要素流動環(huán)境在綠色創(chuàng)新發(fā)展中的深層次影響。