鄧郴宜，萬 勇，汪子梟

（上海社會科學(xué)院 應(yīng)用經(jīng)濟研究所，上海 200020）

一、引言

當前，城鎮(zhèn)已成為中國經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要的空間載體，城鎮(zhèn)化更是激發(fā)內(nèi)需潛力、創(chuàng)造新發(fā)展動能的關(guān)鍵。然而，傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化模式帶來了產(chǎn)城分離等問題：一方面，地方政府忽視產(chǎn)業(yè)、人口的支撐作用進行盲目的造城運動，導(dǎo)致“空城”“鬼城”的出現(xiàn)；另一方面，傳統(tǒng)工業(yè)園區(qū)由于缺乏良好的物質(zhì)空間載體，產(chǎn)業(yè)競爭力難以提高。為解決這些問題，2014 年“產(chǎn)城融合”作為城市發(fā)展目標及主導(dǎo)思路被納入《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》［1-2］；2022年，為深入推進新型城鎮(zhèn)化，國家發(fā)展改革委印發(fā)《2022 年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務(wù)》，進行多方位布局；黨的二十大報告再次強調(diào)，要推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化。隨著新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的調(diào)整，產(chǎn)城融合逐步向產(chǎn)城人融合階段深化與完善。該階段產(chǎn)城發(fā)展更加強調(diào)人本導(dǎo)向，以城市空間及生產(chǎn)資源支撐產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以產(chǎn)業(yè)保障倒逼城市完善配套服務(wù)設(shè)施，基于人的需求加速實現(xiàn)產(chǎn)城深度融合，從而最終建立起產(chǎn)業(yè)、人口、城鎮(zhèn)、文化等多要素的高層次復(fù)雜系統(tǒng)［3-4］。

與此同時，綠色發(fā)展理念在經(jīng)濟社會發(fā)展中也越來越受重視。2015年第十八屆中央委員會第五次全體會議上首次提出綠色發(fā)展理念，“綠水青山就是金山銀山”的觀念更加深入人心；2020 年“十四五”規(guī)劃進一步明確“構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系”，綠色技術(shù)創(chuàng)新逐漸成為城市高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力之一；2021年《關(guān)于推動城鄉(xiāng)建設(shè)綠色發(fā)展的意見》提出“要實現(xiàn)人口、經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)資源協(xié)調(diào)”；黨的二十大報告中再次強調(diào)，必須“站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展”?？梢?，城市建設(shè)不僅要兼顧產(chǎn)、城、人的和諧關(guān)系，還要發(fā)揮綠色技術(shù)創(chuàng)新在綠色發(fā)展中的重要作用，兩者能否實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展，是中國城市高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。

基于以上背景，如何評價產(chǎn)城人融合程度，又如何檢驗其對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效果及作用機制，成為亟待解決的問題。但現(xiàn)有研究或側(cè)重于測度產(chǎn)城人融合，或?qū)Ｗ⒂趶膯我灰暯茄芯烤G色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素，并未從“量”“質(zhì)”兩個維度全面地研究產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系?？紤]長三角是中國經(jīng)濟最發(fā)達的地區(qū)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，本文以長三角41個城市為研究對象，構(gòu)建評價指標體系并測算其產(chǎn)城人融合程度，通過實證探究該區(qū)域產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的影響效應(yīng)及機制，以期為優(yōu)化新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略、綠色低碳轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略提供理論參考和實踐建議。

二、文獻綜述

產(chǎn)城人融合影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)研究，早期主要關(guān)注城市、產(chǎn)業(yè)或人口各自對創(chuàng)新活動的影響效應(yīng)，并得出以下結(jié)論：第一，城市是創(chuàng)新活動的主要集中地［5-6］，城市擴張能為創(chuàng)新活動提供更廣闊的空間載體［7-9］。因此，經(jīng)濟水平越高、規(guī)模越大的城市在進行創(chuàng)新活動時，往往也越具有優(yōu)勢［10］。第二，城市品質(zhì)對創(chuàng)新活動同樣具有重要的促進作用［11-12］。第三，產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響城市創(chuàng)新，但具體效果存在較大爭議。部分學(xué)者認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及產(chǎn)業(yè)集聚有助于推動城市創(chuàng)新水平的提升［13-14］，但也有學(xué)者提出了完全相反的看法［15-16］。此外，謝臻等（2018）學(xué)者認為兩者的影響是非線性的［17］，甚至產(chǎn)業(yè)多樣化集聚和專業(yè)化集聚的創(chuàng)新效應(yīng)也不盡相同［18］。第四，人口的擴張尤其是人力資本的集聚帶來了更多的智力要素，有助于創(chuàng)新活動的進行［19-20］。

但是，城市作為一個包含著多要素的復(fù)雜空間系統(tǒng)，不能僅考慮單一要素對創(chuàng)新活動的影響效應(yīng)。因此，有學(xué)者開始關(guān)注產(chǎn)業(yè)、城市、人口之間兩兩關(guān)系對城市創(chuàng)新活動的影響。如高翔（2015）［21］發(fā)現(xiàn)，城市擴張能強化人力資本所具有的效應(yīng)，從而提高城市創(chuàng)新水平；高云虹和陳敏（2023）［11］發(fā)現(xiàn)，城市品質(zhì)能影響人才集聚，進而促進城市創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。然而，在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)“產(chǎn)城融合”理念的引導(dǎo)下，雖然學(xué)者們深化了對產(chǎn)城融合的認識，考慮了產(chǎn)業(yè)、城鎮(zhèn)、人口三者間的關(guān)系，但是，既有成果多數(shù)還停留在對產(chǎn)城融合概念的辨析與水平的測度上，缺乏關(guān)于城市系統(tǒng)間深層次互動關(guān)系所產(chǎn)生的影響效應(yīng)的研究。為此，部分學(xué)者開始嘗試解答產(chǎn)城融合與城市創(chuàng)新之間的關(guān)系，如張建清等（2017）［22］以國家級高新區(qū)為研究對象，通過實證分析產(chǎn)城融合對其創(chuàng)新的影響，認為產(chǎn)業(yè)平衡和職住平衡有助于提升創(chuàng)新水平（1）；劉詩源等（2022）［2］實證檢驗了產(chǎn)城融合對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用，并從“人本導(dǎo)向”“產(chǎn)業(yè)變遷”和“功能匹配”三條路徑分析了作用機制；楊思瑩等（2019）［7］發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)城融合在城市創(chuàng)新中起到了門檻作用，低產(chǎn)城融合地區(qū)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、產(chǎn)業(yè)集聚以及城市擴張阻礙了城市創(chuàng)新，當超過某一閾值時，其促進作用才會顯現(xiàn)，且作用效果也隨著產(chǎn)城融合程度的提升而增強。

綜上所述，現(xiàn)有文獻多集中于產(chǎn)城融合的界定及測度，關(guān)于其經(jīng)濟效應(yīng)的分析較少，更鮮有涉及產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用效果及機制的探討。盡管黃小勇和李怡（2020）［23］檢驗了產(chǎn)城融合對城市綠色創(chuàng)新效率的促進作用，但他們并未深入分析其中的影響機制。況且，綠色創(chuàng)新效率也不等同于綠色技術(shù)創(chuàng)新。因此，科學(xué)地評價城市產(chǎn)城人融合程度，從理論及實證層面探究產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，既有理論價值，也有現(xiàn)實意義。本文的邊際貢獻主要有以下三點：第一，重點關(guān)注產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，不僅豐富了產(chǎn)城人融合的研究，也進一步探索了綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素；第二，從“量”和“質(zhì)”兩個維度明確產(chǎn)城人融合影響城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的機制；第三，以綠色創(chuàng)新為導(dǎo)向，進一步探究產(chǎn)城人融合的實現(xiàn)路徑選擇。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響

新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略中的產(chǎn)城人融合不僅要求實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展，更需要以“人”為核心，建設(shè)生態(tài)文明、綠色低碳的“為民”城市。從宏觀角度看，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響主要由城市發(fā)展及人民生活需求的動態(tài)演變規(guī)律共同決定。城市建設(shè)初期，人口快速擴張帶來了對工業(yè)產(chǎn)品以及基礎(chǔ)設(shè)施的大量需求，但由于技術(shù)資本尚未形成集聚，工業(yè)生產(chǎn)通常會忽略環(huán)境因素，因此在該時期，高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)不斷增加，城市發(fā)展伴隨著環(huán)境惡化。隨著城市化進程的推進，一方面，高消耗的經(jīng)濟發(fā)展方式難以為繼；另一方面，城鎮(zhèn)居民對居住環(huán)境的品質(zhì)要求開始提高［24］，這不僅會倒逼城市進行實質(zhì)性的綠色技術(shù)創(chuàng)新，即推動綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升，也會倒逼與綠色技術(shù)相關(guān)的創(chuàng)新活動的增加，即推動綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的增長。從微觀角度來看，產(chǎn)城人融合的人本理念會影響微觀主體在追求效益最大化過程中的行為。其中，企業(yè)作為創(chuàng)新活動的重要主體，當產(chǎn)城人融合進入?yún)f(xié)調(diào)發(fā)展階段后，地方企業(yè)集聚規(guī)模開始趨于平穩(wěn)。此時，企業(yè)為進一步擴大生產(chǎn)，提升其在產(chǎn)業(yè)鏈和工業(yè)鏈中的地位，必然會更加重視能源利用效率的提升［25］，因此也更有動力積極促進綠色技術(shù)創(chuàng)新的推廣與應(yīng)用。并且，隨著產(chǎn)城人融合的深化，勞動力對環(huán)境品質(zhì)要求提高，使得城市建設(shè)更為優(yōu)質(zhì)、產(chǎn)業(yè)及人才集聚水平更高，也使得企業(yè)更容易通過要素集聚、資源共享和技術(shù)外溢，逐漸降低綠色技術(shù)創(chuàng)新的成本與風(fēng)險，提高綠色生產(chǎn)的可能性。基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：產(chǎn)城人融合有助于綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量的提升。

（二）產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制

1.提升科技支出強度

由于傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化方式容易導(dǎo)致環(huán)境污染、效率低下等問題而難以實現(xiàn)產(chǎn)城人融合的發(fā)展目標，因此，地方政府會通過增加科技支出的強度來加快實現(xiàn)由要素驅(qū)動發(fā)展向創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的轉(zhuǎn)型，并最終提高發(fā)展質(zhì)量，實現(xiàn)產(chǎn)城人融合。一方面，科技投入的增加可以彌補創(chuàng)新活動中綠色發(fā)明專利研發(fā)所需要的資金投入，從而有助于綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升。并且發(fā)明專利作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的一部分，其產(chǎn)出的增加也將帶來總體數(shù)量的提升。另一方面，綠色技術(shù)創(chuàng)新活動本身帶有“雙重外部性”。地方政府通過加大科技支出強度，向市場釋放了一定的積極信號，從而引導(dǎo)資本流向創(chuàng)新部門，為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新帶來更多的外部資金支持［26］，從而加快綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量與數(shù)量的增長。由此，本文提出假設(shè)2。

H2：產(chǎn)城人融合能夠提高地方科技支出強度，進而提升綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量。

2.提升人力資本水平

人力資本結(jié)構(gòu)的改善有助于創(chuàng)新水平［27］的提升，而產(chǎn)城人融合能通過優(yōu)化工作環(huán)境、提升高技能勞動力的工作舒適度和幸福感，進而吸引高端人才，提升城市人力資本使用效率［2］。因此，產(chǎn)城人融合度越高的城市，人力資本水平也越高。隨著人力資本的積累，一方面，進行綠色發(fā)明專利研究的科研人員所具備的知識使其能夠更好地投入創(chuàng)新活動中，從而推動綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升；另一方面，與綠色實用新型專利相關(guān)的科研人員所掌握的知識也有助于推動綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的增長。不僅如此，產(chǎn)城人融合也加速了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的壯大，進而擴大了對創(chuàng)新人才的引致需求，且通過創(chuàng)新人才的集聚，地區(qū)人力資本數(shù)量和質(zhì)量又進一步提升并形成“知識外溢”，為綠色技術(shù)創(chuàng)新提供堅實的基礎(chǔ)。由此，本文提出假設(shè)3。

H3：產(chǎn)城人融合有助于提高地區(qū)人力資本水平，進而提升綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量。

3.加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型

產(chǎn)城人融合的推進會加速勞動力的轉(zhuǎn)移、人力資本的累積以及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)（如服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、節(jié)能低碳產(chǎn)業(yè)等）的發(fā)展，進而助推新型城鎮(zhèn)化水平和質(zhì)量的提升。而新型城鎮(zhèn)化水平的提升，又通過影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，增加人力資本、物質(zhì)資本、外商投資，提升對外開放程度和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)合理化與高級化［28-30］。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)升級，高附加值、高技術(shù)企業(yè)不斷進入市場，不僅加速了傳統(tǒng)低效企業(yè)的退出，而且由于競爭效應(yīng)的存在使生產(chǎn)部門更注重增加綠色技術(shù)創(chuàng)新，倒逼其進行綠色技術(shù)發(fā)明等研發(fā)活動，并以此帶來長期收益。因此，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，能反映綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的綠色技術(shù)發(fā)明增加，進而使得綠色創(chuàng)新總量得到提升。由此，本文提出假設(shè)4。

H4：產(chǎn)城人融合有助于加速地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，進而推動綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的提升。

四、研究設(shè)計與變量說明

（一）計量模型設(shè)定

1.基準回歸模型設(shè)定

為了研究產(chǎn)城人融合對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文參考石懷旺等（2023）［31］學(xué)者的研究及前文理論分析，構(gòu)建如下基準模型：

其中：i和t分別為研究城市及年份；GPit為被解釋變量，包括城市i在t年的綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量GPQit以及城市i在t年的綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量GPTit；ICit表示城市i在t年的產(chǎn)城人融合度；Xit為可能影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的控制變量；μi、γt、εit分別為個體效應(yīng)、時間效應(yīng)以及隨機誤差項。其中，β1為本文關(guān)注的重點，其符號和大小反映了產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響方向及作用程度。

2.機制檢驗的模型設(shè)定

基準回歸模型僅檢驗產(chǎn)城人融合對綠色創(chuàng)新質(zhì)量和數(shù)量的直接效果，對產(chǎn)城人融合究竟是通過何種機制推動綠色技術(shù)創(chuàng)新“量質(zhì)齊升”，卻無法給出實證方面的解釋。因此，為解答這一問題，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）［32］的逐步回歸法進行檢驗，從而在模型（1）的基礎(chǔ)上再增加如下檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

其中：GPit、ICit的定義同模型（1）；M為中介變量；控制變量Xit與模型（1）保持一致。模型（1）為基準回歸結(jié)果，考察產(chǎn)城人融合度助推綠色技術(shù)創(chuàng)新的總體效應(yīng)；模型（2）考察產(chǎn)城人融合對中介變量的影響，預(yù)期產(chǎn)城人融合對各中介變量均能產(chǎn)生促進作用；模型（3）考察納入中介變量時產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。

（二）變量測度與說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量為綠色技術(shù)創(chuàng)新（GP）。根據(jù)董直慶和王輝（2019）［33］、宋德勇等（2021）［34］學(xué)者的研究，結(jié)合國際專利分類綠色清單，可將綠色專利劃分為替代能源生產(chǎn)類、交通類、能源節(jié)約類、廢棄物管理類、農(nóng)林類、行政監(jiān)管與設(shè)計類和核能類，在此基礎(chǔ)上，可檢索得到各城市的綠色專利申請數(shù)量，以表征綠色技術(shù)創(chuàng)新。其中，由于發(fā)明專利必須體現(xiàn)新穎性、創(chuàng)造性和實用性，因此也被視為創(chuàng)新質(zhì)量的衡量指標。參考石懷旺等（2023）［31］學(xué)者的研究，本文以每萬人綠色專利申請數(shù)量衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新“數(shù)量”；以每萬人綠色發(fā)明專利申請數(shù)量衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新“質(zhì)量”。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為產(chǎn)城人融合度（IC）。產(chǎn)城人融合度反映了城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化進程以及人口集聚過程的協(xié)調(diào)程度，國外學(xué)者多關(guān)注于產(chǎn)城相互關(guān)系及理論［35-36］，而國內(nèi)學(xué)者則從“產(chǎn)”“城”“人”等維度對其內(nèi)涵進行了解讀。參考叢海彬等（2017）［37］、唐世芳（2020）［38］的研究，本文從人口、產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)三個子系統(tǒng)選取指標，具體見表1所列。

表1 產(chǎn)城人融合評價指標體系

測算長三角產(chǎn)城人融合度具體步驟如下：

第一，計算各子系統(tǒng)的綜合得分。參考楊麗和孫之淳（2015）［39］的方法確定指標權(quán)重并進行綜合評價。假設(shè)共有r個年份，m個城市，n個指標。①標準化處理：正向指標為X'θ ij=[Xθ ij-min(Xθ ij)]/[max(Xθ ij)-min(Xθ ij)]，負 向 指 標 為X'θ ij=[max(Xθ ij)-Xθ ij]/[max(Xθ ij)-min(Xθ ij)]。其中，Xθ ij為第θ年城市i第j項指標原始值，X'θ ij為第θ年城市i第j項指標經(jīng)標準化后的值。為避免出現(xiàn)零值，根據(jù)王會和郭超藝（2017）［40］的研究，本文選取1×10-10為平移量。②同度量化：Yθij=其中，Yθ ij為第θ年城市i第j項指標經(jīng)同度量化后的值。③計算熵值：Hj=其中，k=④計算差異系數(shù)：Fj=1 -Hj。⑤確定權(quán)重：λj=⑥綜合評價：Uθi=其中，Uθi為第θ年城市i某子系統(tǒng)的綜合評分。

第二，經(jīng)熵值法得到不同子系統(tǒng)綜合評價得分U1U2U3后，進一步運用耦合協(xié)調(diào)度模型計算產(chǎn)城人融合度（IC），公式為：

其中，耦合度C=發(fā)展度T=αU1+βU2+φU3，α、β、φ為不同子系統(tǒng)的權(quán)重，由熵值法確定。

3.中介變量

為分析產(chǎn)城人融合程度對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機制，本文以理論分析為依據(jù)，選取科研支出強度（RD）、人力資本水平（HD）以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型（IND）作為中介變量進行實證檢驗。其中，科研支出強度以科技教育支出占地方財政支出比例衡量；人力資本水平參考何小鋼等（2020）［41］學(xué)者的研究，以高等學(xué)校在校生人數(shù)與城市總?cè)丝诒戎岛饬?；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比衡量。

4.控制變量

控制變量通常指對被解釋變量有一定影響的非核心解釋變量。本文在充分參考相關(guān)研究［42-46］的基礎(chǔ)上，選取以下控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDP），以當年人均生產(chǎn)總值來表征；基礎(chǔ)設(shè)施水平（BF），以地級市人均道路面積衡量；對外開放程度（FDI），以當年實際使用外資總額取對數(shù)后的值表征；金融發(fā)展水平（FIN），以年末金融機構(gòu)貸款余額占GDP比重衡量；城市規(guī)模（CS），以城市總?cè)丝跀?shù)量取對數(shù)進行衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文研究對象為長三角地區(qū)41個城市，鑒于數(shù)據(jù)可得性考慮，將研究年份設(shè)定為2003—2020年。城市層面所使用的數(shù)據(jù)來源于2004—2021 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及各地級市統(tǒng)計公報，專利數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局。對于部分缺失值，通過手工查閱地方年度統(tǒng)計公報及線性插值法進行補全。

變量說明及描述性統(tǒng)計見表2、表3 所列。由表3可知，被解釋變量中，GPT均值為1.969、最大值和最小值分別為22.386和0.003，GPQ均值為1.021，最大值和最小值分別為12.293和0.000，說明長三角不同城市綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在較大差異。產(chǎn)城人融合度IC 均值為0.373，最大值、最小值分別為0.884和0.162，說明各地區(qū)推動產(chǎn)、城、人融合進程仍有差距。其余變量與現(xiàn)有文獻分析結(jié)果基本一致。

表2 變量說明

表3 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

（一）產(chǎn)城人融合測算

基于熵值法以及耦合協(xié)調(diào)度模型，本文對2003—2020年長三角地區(qū)產(chǎn)城人融合度進行測度，并對其時序變化進行可視化分析，結(jié)果如圖1 所示。其中，橫軸表示不同的城市，縱軸為不同的年份，根據(jù)圖例可得某城市在某年份的產(chǎn)城人融合度取值范圍。因此，圖1 縱向可反映同一城市產(chǎn)城融合度隨時間的變化情況，橫向則能反映不同城市產(chǎn)城融合度的差異。圖1 結(jié)果表明，2003—2020年長三角地區(qū)各地級市產(chǎn)城人融合度均逐步提升，但在任意年份，不同城市間產(chǎn)城人融合進程步調(diào)不一，產(chǎn)城人融合度表現(xiàn)出明顯的差異，其中，高值區(qū)為上海、蘇州、杭州、南京、寧波等東部城市，低值區(qū)為池州、黃山、六安、淮南、淮北等西部城市，空間分布上呈現(xiàn)明顯的東高西低的特征。

圖1 長三角產(chǎn)城人融合度變化趨勢

此外，2003 年、2011 年和2020 年三個時間節(jié)點的產(chǎn)城人融合度見表4 所列。根據(jù)表4 可知，長三角地區(qū)產(chǎn)城人融合度平均值由2003 年的0.268提升至2020 年的0.481，且東部城市普遍高于西部城市。根據(jù)叢海彬等（2017）［3］學(xué)者對產(chǎn)城融合的分類標準，2003 年長三角大部分地級市產(chǎn)業(yè)、城鎮(zhèn)、人口三個系統(tǒng)之間存在失調(diào)情況（＜0.3），到2020年長三角地區(qū)全部地級市均進入了發(fā)展調(diào)和階段或更高水平的融合階段，其中，32%的城市處于初級融合階段，僅上海進入了高級融合階段。但總體上看，長三角地區(qū)產(chǎn)城人融合度還有待進一步提高（2）。

表4 長三角產(chǎn)城人融合度

（二）基準回歸

為考察產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文基于2003—2020 年長三角41 個城市的面板數(shù)據(jù)，采用逐步回歸法對基準模型進行分析。

首先，產(chǎn)城人融合影響綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的實證結(jié)果見表5所列。由表5列（1）—（6）可知，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的影響在1%的水平上顯著為正，隨著控制變量的加入，IC的回歸系數(shù)由29.580下降為21.470，但符號及顯著性水平均未發(fā)生改變，模型的擬合優(yōu)度也不斷提高，說明產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的質(zhì)量具有顯著的直接促進作用。從控制變量來看，城市經(jīng)濟發(fā)展水平以及城市規(guī)模均有助于綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升；而對外開放、金融發(fā)展水平的回歸系數(shù)為正，符號符合預(yù)期，但均未通過顯著性檢驗，其原因可能是兩者對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的作用鏈條和影響周期更長，因此未表現(xiàn)出顯著性。

表5 產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量：基準模型回歸結(jié)果

其次，產(chǎn)城人融合影響綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的實證結(jié)果見表6 所列。根據(jù)表6 列（1）—（6）可知，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的影響為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗。隨著控制變量的加入，IC 對GPT 回歸系數(shù)的符號均未發(fā)生改變，并且模型的擬合優(yōu)度也不斷提高。從控制變量來看，城市經(jīng)濟發(fā)展水平、城市規(guī)模以及城市金融發(fā)展水平均有助于綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的提升；而對外開放、基礎(chǔ)設(shè)施水平未通過顯著性檢驗，其原因可能是兩者對GPT的影響鏈條和周期較為復(fù)雜所致。

通過以上基準回歸結(jié)果可知，隨著產(chǎn)城人融合進程持續(xù)推進，長三角地區(qū)通過共建共享資源，最終不僅實現(xiàn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新“增量”，更實現(xiàn)了“提質(zhì)”，由此H1 得到驗證。因此，推動產(chǎn)城人融合發(fā)展，不僅是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的應(yīng)有之義，更符合國家綠色發(fā)展的要求。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.考慮內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗

內(nèi)生性問題主要有兩個來源：一是產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在逆向因果關(guān)系；二是遺漏變量的存在。由于內(nèi)生性問題的存在可能導(dǎo)致基準回歸結(jié)果產(chǎn)生偏差，因此，本文在參考石懷旺等（2023）［31］學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，選取同年度其他城市滯后一期的產(chǎn)城人融合度的均值作為工具變量，并運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行實證檢驗。表7報告了第二階段的回歸結(jié)果，其弱工具檢驗Kleibergen-Paap rk WaldF值大于臨界值16.38，因此不存在弱工具變量問題，不可識別檢驗結(jié)果Anderson LM 統(tǒng)計量的P值小于0.01，顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)。由表7列（2）、列（4）可知，無論是以綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量還是以綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量為被解釋變量，IC 的回歸系數(shù)均為正，均在1%的水平上顯著，這一結(jié)果與固定效應(yīng)模型所得結(jié)論一致。因此，在考慮內(nèi)生性問題的情況下，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新依舊具有顯著的促進作用（3）。

表7 考慮內(nèi)生性問題的實證檢驗結(jié)果

2.替換核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)王淑佳等（2021）學(xué)者的研究，社會科學(xué)領(lǐng)域研究中所使用的數(shù)據(jù)并不會表現(xiàn)出系統(tǒng)間大比例差值，已有的文獻中C值也多分布于［0.7，1］區(qū)間內(nèi)，因此，容易導(dǎo)致耦合度C的使用效度降低［47］?；诖耍麄儗︸詈蠀f(xié)調(diào)度模型中耦合度C的公式進行了修正，將其調(diào)整為：

其中，n為子系統(tǒng)個數(shù)，本文中n為3；m=1，2。本文以修正后耦合度C的公式為基礎(chǔ)，進一步得到調(diào)整后的產(chǎn)城人融合度IC-adj，并以此作為核心解釋變量的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗，其回歸結(jié)果見表8 所列。表8 列（2）、列（4）顯示，替換了核心解釋變量之后，IC-adj 對于綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量和數(shù)量的回歸系數(shù)分別為32.800 和51.470，且通過了在1%的顯著性水平檢驗，該結(jié)果與基準結(jié)果相一致。因此，通過以上兩種穩(wěn)健性檢驗的方法進行實證檢驗后發(fā)現(xiàn)，長三角地區(qū)產(chǎn)城人融合依舊能顯著促進綠色技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)“量質(zhì)齊升”。

表8 替換核心解釋變量的回歸結(jié)果

（四）異質(zhì)性檢驗

盡管基準回歸結(jié)果表明產(chǎn)城人融合能助推綠色技術(shù)創(chuàng)新“量質(zhì)齊升”，但不同城市要素稟賦、發(fā)展階段不盡相同，可能導(dǎo)致產(chǎn)城人融合的作用效果存在差異。因此，本文根據(jù)國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》，將長三角地區(qū)41個城市劃分為大城市（包括特大城市）、中等城市和小城市三個等級，再進行分樣本回歸，結(jié)果見表9 所列。根據(jù)異質(zhì)性檢驗結(jié)果，無論是在大城市還是中小城市，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升作用都是顯著的，但是在大城市中效果更強，中小城市次之。而關(guān)注綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量可以發(fā)現(xiàn)，盡管不同等級城市IC 的回歸系數(shù)均為正，但是僅大城市通過了1%的顯著性水平檢驗。這或許是因為，相較于大城市，中小城市對創(chuàng)新資源的投入及吸引力有限，因此，只能將有限的資源用于更為重要的發(fā)明專利中去，從而提高創(chuàng)新質(zhì)量，但由于這類選擇效應(yīng)的存在，導(dǎo)致產(chǎn)城人融合對創(chuàng)新總量的促進效應(yīng)還未能顯現(xiàn)。

表9 基于城市規(guī)模的異質(zhì)性檢驗結(jié)果

六、機制檢驗

首先，產(chǎn)城人融合影響綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的機制檢驗結(jié)果見表10所列，其中列（1）為不包含中介變量的基準回歸結(jié)果。根據(jù)表10第（2）列的結(jié)果，產(chǎn)城人融合對科技支出強度產(chǎn)生了促進作用，且在1%的水平上顯著；再將產(chǎn)城人融合度、科技支出強度共同納入回歸模型中進行估計，得到列（3）。對比列（1）的基準回歸結(jié)果，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用依舊顯著，但是回歸系數(shù)大小發(fā)生了顯著的變化，說明科技支出強度起到了部分中介效應(yīng)的作用。根據(jù)列（4），產(chǎn)城人融合度的提升也顯著提升了人力資本水平，其影響系數(shù)為77.590，且在1%的水平上顯著；再將人力資本水平和產(chǎn)城人融合度一同納入回歸模型中，可得到列（5），其與列（1）基準回歸結(jié)果相比較，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用依舊在1%的水平上顯著，根據(jù)中介效應(yīng)的分析可知，人力資本水平起到了部分中介效應(yīng)的作用。根據(jù)列（6），產(chǎn)城人融合促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，其影響系數(shù)為3.007，且在1%的水平上顯著；再將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及產(chǎn)城人融合度一同納入回歸模型時，可以得到列（7）。結(jié)果顯示，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用依舊在1%的水平上顯著，但對比基準模型回歸系數(shù)發(fā)生了顯著的下降。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型起到了部分中介效應(yīng)的作用。

表10 產(chǎn)城人融合對綠色創(chuàng)新質(zhì)量的機制檢驗

其次，產(chǎn)城人融合影響綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的機制檢驗結(jié)果見表11所列，其中，列（1）為不包含中介變量的基準回歸結(jié)果。對比列（1）與列（3），產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的促進作用顯著，但是納入科技研發(fā)支出強度這一中介變量并使用模型（3）進行回歸分析，IC的系數(shù)大小發(fā)生了顯著的變化，說明科技支出強度起到了部分中介效應(yīng)的作用；同理，對比列（5）與列（1）發(fā)現(xiàn)，人力資本水平為一條重要機制；對比列（7）與列（1）的結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型起到了部分中介效應(yīng)的作用。

表11 產(chǎn)城人融合對綠色創(chuàng)新數(shù)量的機制檢驗

經(jīng)過以上分析不難發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)城人融合能通過提高科技支出強度、提高人力資本水平以及加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型進而實現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新“量質(zhì)齊升”。因此，H2、H3、H4得到驗證。

七、路徑選擇：以城促產(chǎn)還是以產(chǎn)促城

在產(chǎn)城人融合的實踐過程中，地方政府往往面臨著“先城后產(chǎn)”還是“先產(chǎn)后城”的路徑選擇問題。部分學(xué)者從城市規(guī)劃角度分析了如何通過頂層規(guī)劃設(shè)計推動產(chǎn)城人融合，也有學(xué)者從經(jīng)濟學(xué)視角出發(fā)探討其路徑效果。叢海彬等通過數(shù)理分析證明了“先城后產(chǎn)”及“先產(chǎn)后城”路徑的效果因區(qū)位條件不同而異，在考慮居民福利水平時，“先城后產(chǎn)”是更優(yōu)路徑［40］；謝呈陽等同樣通過實證檢驗證明了“以城促產(chǎn)”是更適合的發(fā)展路徑［48］。當城市建設(shè)需要同時兼顧綠色發(fā)展要求時，究竟哪種路徑更優(yōu)？為回答這一問題，本文借鑒謝呈陽等學(xué)者的研究，以工業(yè)繁榮度（MPros）反映“先產(chǎn)后城”路徑，以服務(wù)業(yè)繁榮度（SPros）反映“先城后產(chǎn)”路徑，通過加入交乘項SPros×IC 以及MPros×IC 后進行回歸分析，結(jié)果見表12 所列。分析表12 列（1）、列（2）的結(jié)果可知，工業(yè)發(fā)展和服務(wù)業(yè)發(fā)展均有助于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新，但是觀察交互項的符號可發(fā)現(xiàn)，隨著服務(wù)業(yè)繁榮程度的提升，產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用效果得到增強，但是工業(yè)的繁榮發(fā)展卻減弱了產(chǎn)城人融合對綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的促進效果，不僅如此，該結(jié)論在驗證對綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的影響中也成立。因此，對于城市發(fā)展而言，當以綠色發(fā)展為導(dǎo)向時，“以城促產(chǎn)”或許是更好的選擇。

表12 產(chǎn)城人融合路徑選擇

八、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文選取2003—2020年長三角地區(qū)41個城市的面板數(shù)據(jù)，運用耦合協(xié)調(diào)度模型評價了長三角地區(qū)產(chǎn)城人融合度，在此基礎(chǔ)上，運用固定效應(yīng)模型、2SLS模型等方法驗證了產(chǎn)城人融合與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系及作用機制，并得到以下結(jié)論：第一，長三角地區(qū)產(chǎn)城人融合度表現(xiàn)出逐年增長的趨勢，不同城市產(chǎn)城融合進程步調(diào)不一且差異顯著，在空間上具有東高西低的特征，總體而言還有較大的提升空間；第二，產(chǎn)城人融合能顯著促進綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量的提升，具有“提質(zhì)增量”的效果，在考慮了內(nèi)生性問題以及替換解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論仍然成立；第三，異質(zhì)性檢驗分析發(fā)現(xiàn)，“提質(zhì)”效果在大中小城市均顯著，而“增量”效果僅在大城市顯著；第四，機制研究表明，產(chǎn)城人融合能通過促進地區(qū)科技支出強度、提升人力資本水平、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型進一步促進綠色技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量的提升；第五，進一步分析發(fā)現(xiàn)，當以綠色發(fā)展為導(dǎo)向時，尤其是以提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平為目標時，以城促產(chǎn)或許是更優(yōu)選擇。

（二）政策建議

根據(jù)本文實證結(jié)果及上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，推進以產(chǎn)引人、優(yōu)城留人、融合產(chǎn)城的良性循環(huán)。具體可從以下方面入手：積極破除產(chǎn)城人融合發(fā)展中的痛點與難點，針對產(chǎn)業(yè)發(fā)展積極推動產(chǎn)業(yè)集聚，提升產(chǎn)業(yè)發(fā)展能級，以產(chǎn)引人；針對人口集聚，積極引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)園區(qū)住房合理布局，加速存量住房更新，完善配套服務(wù)設(shè)施體系，提高公共交通效率，提供保障性住房，引導(dǎo)實現(xiàn)職住平衡；針對城市建設(shè)，從頂層規(guī)劃層面優(yōu)化空間結(jié)構(gòu)與產(chǎn)城格局，最終形成以產(chǎn)引人、優(yōu)城留人、融合產(chǎn)城的良性循環(huán)態(tài)勢。

第二，合理配置科教支出投入，積極引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，加快制定人才引進政策。在產(chǎn)城人融合的建設(shè)過程中，需要確保不同影響機制能夠充分發(fā)揮積極作用。其中，不僅需要保障科教支出，還可充分發(fā)揮政府職能，積極招商引資，擴大創(chuàng)新資金來源，為綠色技術(shù)創(chuàng)新提供資金保障；此外，在產(chǎn)業(yè)引進過程中需要嚴格控制高能耗、低效率的企業(yè)進入，以綠色發(fā)展為導(dǎo)向，并根據(jù)城市發(fā)展階段以及實踐反饋調(diào)整環(huán)保執(zhí)行標準，設(shè)定嚴格的懲罰措施，引導(dǎo)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化、低碳化方向轉(zhuǎn)型；不僅如此，還需要出臺富有吸引力的人才引進政策，以改善地區(qū)人力資本結(jié)構(gòu)。

第三，側(cè)重以城促產(chǎn)，明確目標導(dǎo)向，優(yōu)化實現(xiàn)路徑。當以推動綠色技術(shù)創(chuàng)新為導(dǎo)向時，以城促產(chǎn)具有更好的效果。因此，在選擇產(chǎn)城人融合的實現(xiàn)路徑時，需要首選以城促產(chǎn)，充分考慮如何更好地以完善城市功能推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人口集聚，并最終實現(xiàn)更高水平的產(chǎn)城人融合與綠色發(fā)展。此外，還可在區(qū)域范圍內(nèi)建設(shè)產(chǎn)城人融合示范區(qū)，或以產(chǎn)城人融合發(fā)展較快的城市為范例，充分借鑒其成功經(jīng)驗并逐步推廣。

第四，推動城市間跨區(qū)域合作，實現(xiàn)城市間共建共享共贏。城市發(fā)展中產(chǎn)、城、人的融合必然伴隨著生產(chǎn)要素的流動以及不同產(chǎn)業(yè)在區(qū)域之間的轉(zhuǎn)移，因此，各個城市之間需要加強合作共享，尤其需要注重破除勞動力、資金、技術(shù)等要素在流動中所面臨的壁壘，為產(chǎn)城人融合以及綠色技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造優(yōu)質(zhì)的條件。

注釋：

（1）職住平衡是指研究范圍內(nèi)居民中勞動者的數(shù)量與就業(yè)崗位的數(shù)量大致相同，大部分居住人口可以就近工作的狀態(tài)。

（2）根據(jù)耦合協(xié)調(diào)度D值可將產(chǎn)城人融合階段進行劃分，其中，0＜D≤0.2 表示處于嚴重失調(diào)階段；0.2＜D≤0.3 表示處于輕度失調(diào)階段；0.3＜D≤0.5 表示處于發(fā)展調(diào)和階段；0.5＜D≤0.8表示初級融合協(xié)調(diào)階段；0.8＜D≤1表示處于高級融合協(xié)調(diào)階段。

（3）第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量估計系數(shù)通過1%的顯著性水平。限于文章篇幅及匯報重點，該部分結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>