賀 靈, 蔣晨帆

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院, 湖南 湘潭 411201)

中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段,處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期,而加快構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系、提升工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力是推進企業(yè)“保增長、促減排”進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要手段。2019年的政府工作報告指出,要推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展就必須堅持綠色發(fā)展理念、強化工業(yè)基礎(chǔ)和技術(shù)創(chuàng)新能力。如何提升工業(yè)企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力便成了理論界和實踐領(lǐng)域所關(guān)注的重要課題;而要實現(xiàn)此目的首先就必須對影響綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵性因素及其內(nèi)在的作用機理有清晰的認知。

一些文獻對影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的因素進行了探索。研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制、企業(yè)盈利能力、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、知識產(chǎn)權(quán)保護等都是影響企業(yè)綠色研發(fā)投入的重要因素[1-2];而市場結(jié)構(gòu)、企業(yè)所有權(quán)制度等因素對創(chuàng)新資源的配置效率也存在影響[3-4]。然而,既有文獻在研究影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的因素時大多忽略了一個典型事實,即中國各地區(qū)要素市場的發(fā)育和完善程度要滯后于產(chǎn)品市場的發(fā)展,存在較為明顯的要素市場扭曲現(xiàn)象,且這種扭曲主要體現(xiàn)在要素的流動障礙和要素價格扭曲兩個方面。眾所周知,要素市場是創(chuàng)新要素聚集、轉(zhuǎn)移和配置的重要平臺,要素市場扭曲對企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新資源利用效率進而創(chuàng)新績效有可能會產(chǎn)生不可忽視的影響。各地區(qū)要素市場的扭曲到底對企業(yè)的綠色創(chuàng)新會產(chǎn)生怎樣的影響,在當前中國追求營商環(huán)境優(yōu)化、創(chuàng)新驅(qū)動及經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的背景下,對這一問題的解答顯然具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。然而,已有文獻就要素市場扭曲對創(chuàng)新效率影響的實證研究中大多僅采取傳統(tǒng)計量模型而未將空間相關(guān)性納入研究框架[5]。如果在模型估計中能同時考慮空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)和時間動態(tài)效應(yīng),這將有助于更加充分挖掘數(shù)據(jù)信息并提高實證結(jié)果的準確性[6]。

總之,只有推動相關(guān)改革深化,加快建立統(tǒng)一開放、競爭有序的現(xiàn)代市場體系,優(yōu)化營商環(huán)境,才能讓包括工業(yè)企業(yè)在內(nèi)的各類市場主體的創(chuàng)造力充分釋放出來。鑒于此,從理論和實證兩個層面揭示要素市場扭曲影響綠色創(chuàng)新的內(nèi)在機理,并系統(tǒng)且針對性地矯正扭曲進而提出有效激勵企業(yè)綠色創(chuàng)新的對策措施。

1 要素市場扭曲與綠色技術(shù)創(chuàng)新的測度

1.1 要素市場扭曲強度的測度

當前要素市場扭曲程度的測度主要有直接測度和間接測度兩種思路。而直接測度又可以從兩個方面來開展:一是通過測定各類要素的邊際生產(chǎn)力和要素價格來計算要素價格與其機會成本的偏離程度,或不同部門間生產(chǎn)要素價格比的偏離程度;二是通過計算最優(yōu)要素生產(chǎn)可能性曲線與實際生產(chǎn)可能性前沿之間的偏離,從要素的配置效果角度來衡量要素市場扭曲程度。遵循第一種思路常采用的方法是生產(chǎn)函數(shù)法;而依據(jù)第二種思路常用的方法是隨機前沿技術(shù)分析法。但直接測度的方法存在一定的局限性,操作中不可避免地遇到產(chǎn)品價格和要素投入數(shù)據(jù)的缺失問題。

鑒于直接測度法存在的問題,收集樊綱等《中國(分省份)市場化指數(shù)報告》中的要素市場發(fā)育程度數(shù)據(jù)并借鑒林伯強和杜克銳[7]的方法采用各地區(qū)要素市場發(fā)育程度與樣本中要素市場發(fā)育程度最高者之間的相對差距作為對該地區(qū)要素市場扭曲程度的間接度量。利用相對差距指數(shù)衡量地區(qū)要素市場扭曲度時所采用的公式為

式中:FMit為要素市場發(fā)育程度指數(shù);max(FMit)為樣本中要素市場發(fā)育程度最高值;FMDit為要素市場扭曲度指數(shù),其取值范圍為0～1。各省份要素市場發(fā)育程度指數(shù)來自樊綱等的《中國(分省份)市場化指數(shù)報告(2021)》,該報告給出了2009—2019年各省份要素市場發(fā)育指數(shù);進一步地,運用趨勢預(yù)測法求取2020年各地區(qū)的扭曲度指數(shù)。測算結(jié)果表明,整體而言全國各地區(qū)要素市場扭曲程度呈逐步下降趨勢,但呈現(xiàn)明顯的地區(qū)差異性,總體上東部地區(qū)扭曲程度最低,其次是中部地區(qū),扭曲程度最高的是西部地區(qū)。

1.2 綠色技術(shù)創(chuàng)新績效的測度

基于動態(tài)演化過程,工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新可劃分為“不主動考慮環(huán)境因素的(正常)技術(shù)創(chuàng)新-末端治理技術(shù)創(chuàng)新-綠色工藝創(chuàng)新-綠色產(chǎn)品創(chuàng)新”4個階段,其中綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新是綠色技術(shù)創(chuàng)新的最主要構(gòu)成部分,然而企業(yè)內(nèi)部的傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新活動為綠色技術(shù)創(chuàng)新奠定了堅實的技術(shù)積累基礎(chǔ)。故從這4個階段來綜合測度工業(yè)綠色創(chuàng)新績效是較為全面及科學(xué)可行的。借鑒李婉紅等[8]的研究成果,采用能為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供技術(shù)積累基礎(chǔ)的專利申請量作為對企業(yè)傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新績效的衡量;采用單位工業(yè)產(chǎn)值的廢水排放量衡量末端治理技術(shù)創(chuàng)新的水平;采用企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出與技術(shù)改造經(jīng)費投入之和衡量綠色工藝創(chuàng)新;采用新產(chǎn)品單位能耗(即能源消耗量與新產(chǎn)品產(chǎn)值之比)衡量綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。通過查閱《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計資料》《中國科技統(tǒng)計年鑒》等權(quán)威資料獲得指標原始數(shù)據(jù)。然后,采用效用值法將原始指標數(shù)據(jù)實現(xiàn)無量綱化處理,再借助線性加權(quán)求和法獲得區(qū)域工業(yè)綠色創(chuàng)新績效綜合指數(shù)。

2 要素市場扭曲影響工業(yè)綠色創(chuàng)新的實證檢驗

2.1 空間相關(guān)性檢驗

根據(jù)地理學(xué)第一定律,經(jīng)濟行為及其結(jié)果在很多情況下可能在區(qū)域間存在空間關(guān)聯(lián)性。按照理論分析,不同省域間的工業(yè)綠色創(chuàng)新可能存在空間相關(guān)性而并非隨機分布,同時要素市場扭曲除了對本地區(qū)的綠色創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響之外,還有可能通過空間關(guān)聯(lián)作用于其他地區(qū)的綠色創(chuàng)新活動及其績效。因此,在驗證要素市場扭曲對綠色創(chuàng)新的影響之前,有必要先借助空間相關(guān)性檢驗方法具體檢驗被解釋變量(工業(yè)綠色創(chuàng)新)及核心解釋變量(要素市場扭曲)各自的空間相關(guān)性。尤其是通過對要素市場扭曲變量空間相關(guān)性的檢驗來考察地方政府間是否存在要素市場扭曲的空間互動?；诳臻g統(tǒng)計學(xué)原理構(gòu)造全域Moran’sI指數(shù)檢驗全國層面各區(qū)域工業(yè)綠色創(chuàng)新及要素市場扭曲的空間自相關(guān)性,Moran’sI指數(shù)按式(2)求得。

式中:Yi為樣本地區(qū)集合內(nèi)第i個省份工業(yè)綠色創(chuàng)新績效水平(或要素市場扭曲強度);n為樣本容量即全體省份總數(shù)。選取rook一階權(quán)值矩陣,Wij為空間權(quán)重矩陣的相關(guān)元素,用來刻畫省域間的鄰接關(guān)系。借助式(3)將Moran’sI指數(shù)進行標準化處理,獲得標準化的Z值。

構(gòu)造原假設(shè)H0:各區(qū)域工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新績效(或要素市場扭曲強度)在所考察的樣本地區(qū)集合內(nèi)不存在區(qū)際空間自相關(guān)。將求取的檢驗統(tǒng)計量Z值與臨界值兩者作對比,便可判斷是接受原假設(shè)還是拒絕原假設(shè)。如果經(jīng)檢驗后發(fā)現(xiàn)應(yīng)該拒絕原假設(shè),則表示省域間工業(yè)綠色創(chuàng)新績效(或要素市場扭曲度)并非彼此獨立而是相互關(guān)聯(lián)。實踐中借助ArcGis10.0軟件中的空間數(shù)據(jù)分析模塊獲得全國層面各區(qū)域工業(yè)綠色創(chuàng)新及要素市場扭曲的空間自相關(guān)性檢驗結(jié)果,并將其列示在表1中。

表1 綠色創(chuàng)新績效與要素市場扭曲空間自相關(guān)性檢驗結(jié)果

從表1可知,在考察期的大多數(shù)年份內(nèi)省域間的工業(yè)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出較為顯著的正向空間自相關(guān)性。其Moran’sI指數(shù)值從2009年的0.131 4增長到2020年的0.292 1;然而2012年Moran’sI指數(shù)值為-0.075 1,在10%的水平上才顯著,說明在這一年綠色創(chuàng)新表現(xiàn)出較弱的負的空間關(guān)聯(lián)?？傮w而言,全國范圍內(nèi)各地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新活動及其績效并非隨機分布而是存在較明顯的空間關(guān)聯(lián)特征;某地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新活動及水平受到其他地區(qū)綠色創(chuàng)新行為及績效的影響,在地理空間上綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)一定程度的集聚現(xiàn)象。另外,檢驗表明要素市場扭曲強度也存在明顯的空間依賴性而并非隨機分布,故說明地方政府間的要素市場扭曲競爭是客觀存在的。

2.2 具體模型的設(shè)定與構(gòu)建

上述檢驗結(jié)果表明需采用空間計量模型檢驗要素市場扭曲對工業(yè)綠色創(chuàng)新的本地直接影響和跨地區(qū)溢出效應(yīng)。Elhorst[9]于2014年提出了能體現(xiàn)被解釋變量空間相關(guān)和時間相關(guān)的動態(tài)空間杜賓模型。該模型適用于驗證要素市場扭曲對區(qū)域工業(yè)綠色創(chuàng)新的直接影響及空間溢出效應(yīng)。式(4)展示了動態(tài)空間杜賓模型的一般數(shù)學(xué)形式。

Yt=λYt-1+ρWYt+ζWYt-1+αtτn+

Xtβ+WXtθ+Ztγ+ε

(4)

式中:Yt為目標(被解釋)變量向量;Xt為核心解釋變量向量;Zt為控制變量向量;W為空間權(quán)重矩陣;αt為截距項,ε為隨機擾動項;ρ、β、θ、γ是待估計系數(shù);Xtβ反映了域內(nèi)解釋變量對域內(nèi)目標變量的影響;ρWYt體現(xiàn)了其他地區(qū)目標變量對本地區(qū)目標變量的空間交互作用;WXtθ體現(xiàn)了其他地區(qū)的解釋變量對本地區(qū)目標變量的空間影響;特別地與傳統(tǒng)的靜態(tài)模型比較,式(4)中同時加入了本地區(qū)與其他地區(qū)目標變量的時間滯后項,λ與ζ分別是這兩項前的待估計系數(shù)。具體地,驗證核心解釋變量“要素市場扭曲”、調(diào)節(jié)變量“環(huán)境規(guī)制”(Enr)及控制變量“知識產(chǎn)權(quán)保護”(Int)、“融資環(huán)境”(Fin)、“工業(yè)結(jié)構(gòu)”(Ins)、“貿(mào)易開放度”(Tra)、“企業(yè)綠色發(fā)展意識”(Gre)對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響及空間溢出效應(yīng)。先構(gòu)建動態(tài)空間杜賓模型,如果通過程序驗證該模型不能簡化為空間滯后模型或空間誤差模型,則說明采用該模型是合適的。另外,利用Hausman檢驗法可以在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)間進行選擇,但鑒于選取的區(qū)域被視為固定抽樣,故采取固定效應(yīng)更適宜。式(5)是結(jié)合研究對象預(yù)先構(gòu)建的兼顧空間和時間效應(yīng)的動態(tài)空間杜賓模型的具體形式。

ln Ginit=λln Ginit-1+ρWln Ginit+

ζWln Ginit-1+αtτn+β1ln Fmdit+Wln Fmditθ1+

β2ln Enrit+β3ln Enritln Fmdit+β4ln Intit+

β5ln Finit+β6ln Insit+β7ln Trait+

β8ln Greit+un+ut+εit

(5)

式中:Gin為域內(nèi)工業(yè)綠色創(chuàng)新績效;un為地區(qū)效應(yīng);ut為時間效應(yīng);εit為隨機擾動項。

為了消除或減輕可能存在的異方差對模型估計造成的負面影響,特將模型設(shè)置為雙對數(shù)模型形式。對相關(guān)控制變量的具體說明如下:采用“污染治理投資總額”來衡量地方環(huán)境規(guī)制強度;采用專利管理機構(gòu)對專利侵權(quán)案件的受理情況,即1減去專利侵權(quán)糾紛累計立案數(shù)與該地區(qū)累計專利授予量之比來衡量知識產(chǎn)權(quán)保護力度;采用區(qū)域工業(yè)企業(yè)科技活動經(jīng)費中來自金融機構(gòu)貸款的比例來體現(xiàn)社會融資環(huán)境;采用地區(qū)內(nèi)高載能行業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)增加值比例(%)來衡量某地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu);采用各省份進出口貿(mào)易總額占GDP的比例來衡量貿(mào)易開放度;借助“工業(yè)二氧化硫去除率”衡量企業(yè)綠色發(fā)展意識強度。以上控制變量所需數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局統(tǒng)計年報、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及相關(guān)省、直轄市或自治區(qū)各年份的統(tǒng)計年鑒。

學(xué)術(shù)界一般認為,如果直接采用空間杜賓模型的回歸系數(shù)來衡量解釋變量對目標變量的影響則會存在一定的偏差,應(yīng)該再借助偏微分方程來校正這種偏誤[10]。故再結(jié)合偏微分方程來衡量存在空間關(guān)聯(lián)情況下要素市場扭曲對工業(yè)綠色創(chuàng)新的直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)。實際操作中先將式(4)轉(zhuǎn)化為如式(6)所示的一般形式。

Yt=(1-ρW)-1(λI+ζW)Yt-1+(1-ρW)-1αtτn+

(1-ρW)-1(Xtβ+WXθ)+(1-ρW)-1Ztγ+

(1-ρW)-1ε

(6)

式中:I為單位矩陣,與傳統(tǒng)的靜態(tài)模型僅能測算長期效應(yīng)相比,動態(tài)空間杜賓模型可將短期效應(yīng)和長期效應(yīng)同時測算出來。對短期效應(yīng)的測算,可通過構(gòu)造Y的期望值對X的偏導(dǎo)數(shù)矩陣來實現(xiàn)。式(7)便是用來求取短期效應(yīng)的偏導(dǎo)數(shù)矩陣。

(7)

式中:短期直接效應(yīng)通過對角線元素的平均值得以體現(xiàn);短期空間溢出效應(yīng)通過非對角線元素的平均值得以體現(xiàn)。直接效應(yīng)通過兩條路徑而產(chǎn)生:一是本省份要素市場扭曲對本省份工業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響;二是本省份要素市場扭曲先作用于外省份工業(yè)綠色創(chuàng)新,再通過綠色技術(shù)創(chuàng)新省域間的空間關(guān)聯(lián)又反饋到本省份工業(yè)?？臻g溢出效應(yīng)也通過兩條路徑而產(chǎn)生:一是其他省份的要素市場扭曲對本省份工業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響;二是其他省份要素市場扭曲先對該省份工業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響,再通過綠色技術(shù)創(chuàng)新省域間的空間關(guān)聯(lián)又反饋于本省份工業(yè)。類似地,也可以通過構(gòu)造偏導(dǎo)數(shù)矩陣來測算長期效應(yīng),具體如式(8)所示。長期直接效應(yīng)通過對角線元素的平均值得以體現(xiàn);長期空間溢出效應(yīng)通過非對角線元素的平均值得以體現(xiàn)。 式(7)和式(8)中等式右側(cè)第二項中的1代表空間單位1。

[(1-λ)I-(ρ+ζ)W]-1(βI+θW)

(8)

2.3 實證結(jié)果及解析

對于動態(tài)空間杜賓模型來說采用偏誤修正最大似然法估計模型是比較合適的[11]。將相應(yīng)空間權(quán)重矩陣導(dǎo)入Stata12.0軟件中,并借助該軟件對所構(gòu)建模型進行估計,得到結(jié)果如表2所示。如前所述,空間杜賓模型的回歸系數(shù)不宜直接用來衡量要素市場扭曲對綠色技術(shù)創(chuàng)新的本地直接影響和跨地區(qū)溢出效應(yīng),只有再借助偏微分方程才能實現(xiàn)此目的。然而,可以從表2中的估計結(jié)果獲得兩方面重要信息,即“域內(nèi)工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新”所存在的時間動態(tài)效應(yīng)和空間關(guān)聯(lián)特征。

表2 動態(tài)空間杜賓模型估計結(jié)果

2.3.1 工業(yè)綠色創(chuàng)新的時空關(guān)聯(lián)特征

由表2可知,在4種空間權(quán)重矩陣情況下本地區(qū)工業(yè)綠色創(chuàng)新績效的時間滯后項ln Gin(-1)其系數(shù)估計值皆為正值且都至少通過了10%水平上的顯著性檢驗,如表2模型(2)中該系數(shù)估計值為0.178,且在5%的水平上顯著。這說明區(qū)域內(nèi)工業(yè)綠色創(chuàng)新具有內(nèi)在的慣性及自我揚棄特征,創(chuàng)新能力是一個持續(xù)積累、動態(tài)調(diào)整的過程,前一期的創(chuàng)新積累對當期的創(chuàng)新進程具有動態(tài)的影響[12]。這也意味著讓旨在激勵綠色創(chuàng)新的相關(guān)政策保持一定程度的持續(xù)性、連貫性及一致性具有重要的實踐意義。

由表2模型(1)至模型(4)的估計結(jié)果可知,基于4種空間權(quán)重矩陣的動態(tài)空間杜賓模型所得到的工業(yè)綠色創(chuàng)新空間相關(guān)系數(shù)ρ估計值分別為0.096 4、0.102 6、0.165 4、0.167 3。不難看出,采用經(jīng)濟距離和交通水平距離空間權(quán)重矩陣所擬合的空間相關(guān)系數(shù)估計值要明顯大于僅考慮地理特征情況下的估計值。事實上,若地區(qū)間在經(jīng)濟發(fā)展和交通條件上存在較高水平的接近,則更能促進工業(yè)綠色創(chuàng)新所需資源在地區(qū)間的雙向流動及有助于新技術(shù)知識的吸收與擴散,這對綠色創(chuàng)新的空間關(guān)聯(lián)特征產(chǎn)生的影響更加深遠。另外,在地理鄰接標準情況下的綠色創(chuàng)新空間相關(guān)系數(shù)(0.096 4)比地理距離標準情況下的相應(yīng)系數(shù)(0.102 6)要小,這說明后者對經(jīng)濟實踐的解釋力更強。實際上,地區(qū)間的關(guān)聯(lián)不能僅用兩地毗鄰與否來解釋,相比之下考察兩地間的空間距離是更為合理的。

2.3.2 要素市場扭曲的本地直接影響

在全國層面上,本地直接影響在各種權(quán)重矩陣下都表現(xiàn)為負向,如在表3模型(7)的估計中,要素市場扭曲的短期直接影響為-0.297。資本和勞動力價格的負向扭曲使得傳統(tǒng)生產(chǎn)要素和研發(fā)要素的相對價格發(fā)生改變,前者變得相對廉價,故企業(yè)在生產(chǎn)運作中會增加對資本和非研發(fā)勞動力的使用而減少對研發(fā)要素的投入,節(jié)能減排技術(shù)引進與改造、清潔生產(chǎn)技術(shù)設(shè)備投資等活動便受到抑制,進而對綠色創(chuàng)新績效產(chǎn)生負面影響。另外,為了與政府建立政治關(guān)聯(lián),一些地區(qū)企業(yè)需要向掌控資源分配實權(quán)的政府官員尋租,便于以較低的代價獲得所需的要素資源從而維持企業(yè)的市場競爭優(yōu)勢。這種尋租行為不僅擠占了工業(yè)企業(yè)用于綠色研發(fā)的資金而且還侵蝕了企業(yè)創(chuàng)新文化的土壤,這些都對綠色創(chuàng)新具有抑制作用。表3模型(8)的估計中要素市場扭曲的短期直接效應(yīng)值為-0.304,而其長期直接效應(yīng)值為-0.311。這說明從要素市場扭曲行為的產(chǎn)生到作為理性經(jīng)濟人的工業(yè)企業(yè)響應(yīng)、調(diào)整研發(fā)決策及生產(chǎn)方式需要經(jīng)歷一個過程,扭曲效應(yīng)方能逐步體現(xiàn)。日益強化的要素市場扭曲會逐步降低那些規(guī)模實力較大的工業(yè)企業(yè)對綠色研發(fā)投入、清潔生產(chǎn)設(shè)備引進的動力和積極性。對于那些域內(nèi)各行業(yè)中規(guī)模較小、資金實力弱的工業(yè)企業(yè),短期內(nèi)也許可通過尋租活動獲得一些利益,但持續(xù)的尋租行為一方面使得企業(yè)用于綠色研發(fā)的資金被擠占,更為嚴重的是使得企業(yè)的創(chuàng)新文化和創(chuàng)新精神受到?jīng)_擊,企業(yè)的創(chuàng)新績效會隨著時間的推移而日益萎縮。也正是這種隨著時間推移的累積效應(yīng)的存在使得要素市場扭曲對綠色創(chuàng)新的長期直接效應(yīng)大于短期直接效應(yīng)。

表3 要素市場扭曲的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)

在地區(qū)層面上,要素市場扭曲對各地工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新都產(chǎn)生了顯著的阻礙作用,但相比中西部地區(qū)而言對東部地區(qū)各省份工業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)要明顯弱許多。如在表3模型(10)、模型(14)的估計中要素市場扭曲在東部及中西部的短期直接效應(yīng)分別為-0.242和、-0.342,長期直接效應(yīng)分別為-0.248、-0.348。不同區(qū)域的這種影響差異可能源于兩個方面的原因:一是東部發(fā)達地區(qū)較低的要素市場扭曲對創(chuàng)新資源配置效率、技術(shù)市場交易效率及新產(chǎn)品市場需求的抑制要相對弱一些,且所引致的域內(nèi)企業(yè)尋租案件發(fā)生率也要低些,故最終對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制作用也就沒那么明顯。二是東部和中西部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本存量及其他資源稟賦等方面所存在的區(qū)域不平衡也可能會導(dǎo)致要素市場扭曲的綠色創(chuàng)新效應(yīng)存在地區(qū)差異。當東部地區(qū)其經(jīng)濟社會發(fā)展水平跨過一定門檻處于較高水準時,憑借其經(jīng)濟社會發(fā)展優(yōu)勢能為域內(nèi)企業(yè)綠色創(chuàng)新提供資金、技術(shù)及相關(guān)創(chuàng)新環(huán)境的有力支持,由此產(chǎn)生的對綠色創(chuàng)新的積極作用能在一定程度上抵消要素市場扭曲的負面影響。

2.3.3 要素市場扭曲的空間溢出效應(yīng)

在全國層面上,本地要素市場扭曲對外地工業(yè)綠色創(chuàng)新的跨地區(qū)溢出效應(yīng)基本表現(xiàn)為正。如在表3模型(5)的估計中,要素市場扭曲短期空間溢出效應(yīng)估計值為0.172,且通過了5%的顯著性檢驗。出現(xiàn)這種結(jié)果的解釋就是要素市場扭曲存在空間依賴性,發(fā)達地區(qū)及欠發(fā)達地區(qū)各自內(nèi)部省域間的要素市場扭曲存在策略互動,且兩者具有互動策略上的差異。相對發(fā)達省份在市場化改革方面走在全國前列,“發(fā)揮市場在優(yōu)化配置資源中的基礎(chǔ)性作用”的觀念較深入人心,各省份競相加快要素價格改革和市場一體化建設(shè)進程。這種競相向上的要素市場改革策略互動使得其要素市場扭曲強度均值明顯低于欠發(fā)達地區(qū)。此外,各類創(chuàng)新資源能在內(nèi)部各省區(qū)域得到比較充分的流動,創(chuàng)新要素能夠較順利地轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)效率更高的研發(fā)項目中去從而實現(xiàn)資源的較優(yōu)配置,進而促使創(chuàng)新資源使用效率及創(chuàng)新績效的提升。而在欠發(fā)達地區(qū)競相強化要素市場扭曲的情況下,其內(nèi)部工業(yè)企業(yè)開展節(jié)能減排技術(shù)開發(fā)等綠色創(chuàng)新活動受阻,企業(yè)在知識和技術(shù)能力積累方面露出短板,其綠色創(chuàng)新績效被明顯抑制,在與發(fā)達地區(qū)相關(guān)企業(yè)競爭中缺乏優(yōu)勢。企業(yè)的創(chuàng)新資源易于被扭曲程度相對低的發(fā)達地區(qū)企業(yè)所吸聚,這反而助推了發(fā)達地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的培育。

在地區(qū)層面上,東部和中西部地區(qū)各自內(nèi)部要素市場扭曲的跨省溢出效應(yīng)基本表現(xiàn)為負向。如表3模型(11)、模型(15)的估計中要素市場扭曲的短期溢出效應(yīng)估計值在東部和中西部地區(qū)分別為-0.096、-0.218。然而負向溢出效應(yīng)的內(nèi)在形成機理在兩類區(qū)域間是不同的。在中西部地區(qū)當某省份試圖采用強化要素市場扭曲的手段以便使相關(guān)企業(yè)獲得扭曲收益進而維持市場優(yōu)勢地位時,這會加劇地方政府間的競爭,導(dǎo)致其他地區(qū)受此影響也相應(yīng)提高要素市場扭曲度從而使得該地工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新績效成為陪同犧牲品。而在東部地區(qū)當某省份試圖通過推動市場化改革進程(或降低要素市場扭曲度)來激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性從而獲得持續(xù)的創(chuàng)新能力和長期競爭優(yōu)勢時,其他省份也會受其影響而致力于推動市場化改革步伐從而使得該省的工業(yè)綠色研發(fā)成效得到改善。

3 結(jié)論與相關(guān)對策

通過理論和實證分析獲得的相應(yīng)結(jié)論如下:第一,全國范圍內(nèi)各區(qū)域工業(yè)綠色創(chuàng)新活動并非處于隨機狀態(tài),而是存在明顯的正的空間自相關(guān)性,且各地區(qū)的要素市場扭曲強度也存在空間依賴性,說明要素市場扭曲行為在各地區(qū)間存在競爭示范效應(yīng)。第二,從全國范圍考察,要素市場扭曲對本地工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在著抑制效應(yīng),并對其他地區(qū)產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。從區(qū)域?qū)用婵疾?東部沿海各省份其要素市場扭曲程度要明顯弱于中西部地區(qū),其對各省份工業(yè)綠色創(chuàng)新的抑制效應(yīng)相比中西部地區(qū)要小?；谒贸龅难芯拷Y(jié)論能獲得相應(yīng)的政策啟示。

首先,工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新績效的提升離不開綠色意識的強化、內(nèi)在動力的激發(fā)和自身條件的創(chuàng)造。工業(yè)企業(yè)應(yīng)該牢固樹立綠色創(chuàng)新意識,盡快促成企業(yè)從“不考慮環(huán)境目標的正常創(chuàng)新”到“末端治理技術(shù)創(chuàng)新”再到綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新模式的轉(zhuǎn)型,以獲得長遠的競爭優(yōu)勢。企業(yè)不能單純從成本的角度看待綠色研發(fā),應(yīng)該將綠色研發(fā)看作新的商機和財富創(chuàng)造的催化劑。企業(yè)應(yīng)該審時度勢,瞄準未來與環(huán)境有關(guān)的需求,通過投資能取得良好環(huán)境績效的技術(shù)和設(shè)備,積極開發(fā)和生產(chǎn)節(jié)能型新產(chǎn)品以加快綠色產(chǎn)品創(chuàng)新進程;積極引進或開發(fā)綠色工藝設(shè)備和清潔生產(chǎn)技術(shù),致力于降低生產(chǎn)中對能源、物料及相關(guān)資源的消耗及污染物的排放以加快綠色工藝創(chuàng)新進程。同時,末端治理是減少污染物直接排向大自然的最后一道防線。主張積極主動的源頭治理模式并非要徹底放棄末端治理模式,當通過綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新仍然有污染物產(chǎn)生時末端治理手段是不可或缺的?？傊?工業(yè)企業(yè)要充分認識到加強綠色技術(shù)創(chuàng)新的緊迫性和必要性,不能全靠外在因素來推動其創(chuàng)新進程,要將創(chuàng)新內(nèi)化為企業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動力和需求。

其次,除了從工業(yè)企業(yè)內(nèi)部尋找激發(fā)綠色創(chuàng)新的動力和措施,還應(yīng)該著眼于對要素市場扭曲的合理矯正。各地方政府需要大力推動要素市場改革,逐步改變要素市場發(fā)育程度嚴重滯后于產(chǎn)品市場發(fā)育程度的現(xiàn)狀。具體而言應(yīng)該重點做好兩個方面的工作:一是要推動要素價格改革,構(gòu)建起合理的價格體系,使得要素價格能夠成為市場優(yōu)化配置資源的信號。尤其要推進利率市場化改革,讓利率水平能夠反映資本的真實價值;并且要確立起勞動者工資報酬的長效增長機制,讓勞動者充分享受到經(jīng)濟發(fā)展的成果,切實縮小工資與勞動者邊際產(chǎn)出貢獻之間的差距,改變勞動力價格長期被負向扭曲的局面,持續(xù)推動要素的初次分配改革。二是要加快市場一體化建設(shè),使得各類創(chuàng)新生產(chǎn)要素能夠?qū)崿F(xiàn)跨行業(yè)、跨部門、跨地區(qū)合理流動,尤其要采取有效措施促進各類創(chuàng)新人才實現(xiàn)自由合理流動。特別地,鑒于要素市場市場化進程存在空間關(guān)聯(lián),應(yīng)“自上而下”地推動要素市場改革區(qū)域間協(xié)調(diào)機制的構(gòu)建。在中央政府層面,要完善中央對地方政府干部的政績考核機制,以此促使地方政府干部對當?shù)匾厥袌霭l(fā)育的關(guān)注。具體而言,應(yīng)當引入多目標考核機制,尤其要加強對地方干部在推動要素市場改革方面的考核,促使地方干部在追求轄區(qū)短期經(jīng)濟增長的同時關(guān)注市場體系的建設(shè)和改善。在地方政府層面,各地要改變傳統(tǒng)的地方政府競爭模式,徹底拋棄掉狹隘的以鄰為壑的地方保護主義。各地方政府官員不能出于財稅激勵和政治升遷競爭壓力而對轄區(qū)內(nèi)的關(guān)鍵要素資源進行不當控制。在推動要素市場改革過程中各地區(qū)要克服行政壁壘構(gòu)建起地區(qū)間協(xié)調(diào)與合作機制,共同推動市場價格改革和市場一體化建設(shè)進程。

最后,通過改善區(qū)域自身條件以有效規(guī)避或弱化要素市場扭曲的創(chuàng)新抑制效應(yīng)。各地區(qū)要制定鼓勵和推動非國有經(jīng)濟發(fā)展的政策措施,給予民營企業(yè)在稅收、融資等領(lǐng)域更多的支持。通過促進非國有經(jīng)濟的發(fā)展來提高市場的競爭程度及完善產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu),進而激勵非國有工業(yè)企業(yè)開展綠色創(chuàng)新的積極性。各地區(qū)要采取有力措施吸引高水平人力資本的流入,借助高素質(zhì)人力要素聚集為域內(nèi)工業(yè)企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動提供支持。另外,在融資環(huán)境方面地方政府應(yīng)該大力引導(dǎo)社會資金尤其是銀行借貸資金和社會風險資本流向工業(yè)綠色研發(fā)領(lǐng)域,通過政府、金融機構(gòu)及民間資本的通力合作幫助致力于綠色研發(fā)的企業(yè)特別是中小企業(yè)緩解創(chuàng)新資金壓力,促使它們?nèi)〉酶嗟膭?chuàng)新成果。在貿(mào)易開放方面,通過適當提高地區(qū)貿(mào)易開放程度將企業(yè)推向國際市場,利用國際競爭逼迫企業(yè)積極從事綠色產(chǎn)品及工藝研發(fā),努力提升出口產(chǎn)品的技術(shù)含量。在結(jié)構(gòu)調(diào)整方面,各地區(qū)要根據(jù)自身特點持續(xù)優(yōu)化工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu),有效減少對高污染、高能耗、高排放行業(yè)的投資規(guī)模,合理降低高載能行業(yè)產(chǎn)值占比,為推動綠色技術(shù)創(chuàng)新進程提供良好的行業(yè)環(huán)境。在知識產(chǎn)權(quán)保護方面,除了要完善相關(guān)法律法規(guī)外,更為重要的是應(yīng)做到執(zhí)法必嚴而不能出現(xiàn)“非完全執(zhí)行”的現(xiàn)象,同時要加大輿論宣傳力度讓知識產(chǎn)權(quán)保護意識深入人心。總之,完善區(qū)域自身條件可為綠色創(chuàng)新營造良好的環(huán)境,并弱化要素市場扭曲對綠色創(chuàng)新的負面影響。