收稿日期：2023-02-04" 修回日期：2023-05-08

基金項(xiàng)目：新疆維吾爾自治區(qū)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目（XJ2022G212）" ；新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目（XJUFE2021B002）

作者簡介：劉曉輝（1979—），男，山西平遙人，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，太原工業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理系副教授，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；任群羅（1962—），男，新疆伊犁人，博士，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

摘" 要：基于2011-2020年中國內(nèi)地30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建Tobit空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在正向空間溢出效應(yīng)，通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”在鄰近地區(qū)傳導(dǎo)，促進(jìn)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)，創(chuàng)新要素配置正向影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)；②創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的影響存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，在東部和西部地區(qū)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)具有正向直接影響效應(yīng)及溢出效應(yīng)，在中部和東北地區(qū)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的直接影響效應(yīng)為正，對(duì)溢出效應(yīng)的影響為負(fù)；③市場(chǎng)化程度對(duì)創(chuàng)新要素配置影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即市場(chǎng)化程度越高，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的促進(jìn)作用越顯著。據(jù)此，提出推動(dòng)創(chuàng)新要素高效合理配置、構(gòu)建區(qū)域綠色創(chuàng)新協(xié)同機(jī)制、充分發(fā)揮市場(chǎng)環(huán)境支撐作用等建議，以助推各區(qū)域綠色創(chuàng)新鏈轉(zhuǎn)型升級(jí)。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新要素配置；綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)；市場(chǎng)化程度；Tobit空間杜賓模型

DOI：10.6049/kjjbydc.2023020571

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）""""" 開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

中圖分類號(hào)：F124.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-7348（2024）14-0011-10

0" 引言

中共二十大報(bào)告針對(duì)“加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型”提出新方向，明確“推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展綠色化、低碳化是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)”。在高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)驅(qū)動(dòng)下，綠色創(chuàng)新成為引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)鏈低碳循環(huán)轉(zhuǎn)型的首要驅(qū)動(dòng)力，對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)同發(fā)展具有重要作用。在此過程中，“融合”與“鏈接”成為高質(zhì)量發(fā)展的核心要義，促使兼具經(jīng)濟(jì)價(jià)值與環(huán)保價(jià)值的綠色創(chuàng)新鏈成為實(shí)現(xiàn)中國式現(xiàn)代化發(fā)展的全新引擎。綠色創(chuàng)新鏈?zhǔn)且粋€(gè)包含綠色創(chuàng)新思想產(chǎn)生、綠色研究成果轉(zhuǎn)化及綠色產(chǎn)品創(chuàng)造的完整鏈條［1］。推動(dòng)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)彰顯出創(chuàng)新投入和價(jià)值創(chuàng)造的鏈?zhǔn)絼?dòng)態(tài)過程，對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)動(dòng)力轉(zhuǎn)換與綠色結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有重要意義。然而，現(xiàn)階段我國創(chuàng)新要素配置能力薄弱、綠色創(chuàng)新投入不足、創(chuàng)新產(chǎn)出面臨“低端鎖定”、成果轉(zhuǎn)化效率低等問題突出，致使綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)受阻［2］。因此，激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新要素配置潛力，加快推動(dòng)創(chuàng)新要素流動(dòng)，增加各類優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新要素供給，成為實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的關(guān)鍵。

2021年12月，國務(wù)院辦公廳印發(fā)《要素市場(chǎng)化配置綜合改革試點(diǎn)總體方案》，要求“著力破除阻礙要素自主有序流動(dòng)的體制機(jī)制障礙，全面提高要素協(xié)同配置效率”，為全面激發(fā)創(chuàng)新要素配置潛能、提升創(chuàng)新要素配置效率提供了重要方向。實(shí)際上，優(yōu)化創(chuàng)新要素配置可提升綠色創(chuàng)新要素供給效率，推動(dòng)綠色創(chuàng)新要素在遵循市場(chǎng)規(guī)律中實(shí)現(xiàn)合理高效流動(dòng)。尤其是當(dāng)創(chuàng)新資源面臨較大約束時(shí)，創(chuàng)新要素配置可通過有限的要素投入最大限度地創(chuàng)造綠色創(chuàng)新效益，推動(dòng)綠色創(chuàng)新鏈轉(zhuǎn)型升級(jí)?？梢姡瑒?chuàng)新要素合理配置有利于推動(dòng)綠色創(chuàng)新要素供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素合理利用，繼而賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。

當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，創(chuàng)新要素配置對(duì)于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要性日益凸顯。關(guān)于創(chuàng)新要素配置的研究主要集中在以下幾個(gè)方面：第一，創(chuàng)新要素配置測(cè)度。部分學(xué)者對(duì)創(chuàng)新要素配置效率進(jìn)行測(cè)量，如Emmanuel等［3］從靜態(tài)視角測(cè)度創(chuàng)新要素利用效率；門秀萍等［4］基于2011—2020年長江經(jīng)濟(jì)帶樣本數(shù)據(jù)，利用超效率SBM模型測(cè)度創(chuàng)新要素配置效率，指出長江經(jīng)濟(jì)帶創(chuàng)新要素配置效率呈穩(wěn)步增長趨勢(shì)。另有一部分學(xué)者對(duì)創(chuàng)新要素配置水平進(jìn)行測(cè)量，認(rèn)為中國創(chuàng)新要素市場(chǎng)配置水平在整體向好中穩(wěn)步提升［5］。第二，創(chuàng)新要素配置影響效應(yīng)。相關(guān)學(xué)者主要從創(chuàng)新要素流動(dòng)、創(chuàng)新要素集聚和創(chuàng)新要素綜合配置3個(gè)方面考察創(chuàng)新要素配置的經(jīng)濟(jì)作用。在創(chuàng)新要素流動(dòng)層面，Montobbio［6］指出創(chuàng)新資本和創(chuàng)新人員流動(dòng)可有效促進(jìn)創(chuàng)新效率提升，繼而有利于強(qiáng)化國際技術(shù)合作；凌華等［7］對(duì)互聯(lián)網(wǎng)與區(qū)域創(chuàng)新能力關(guān)系進(jìn)行分析，指出創(chuàng)新要素流動(dòng)是互聯(lián)網(wǎng)增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力的重要驅(qū)動(dòng)因素。在創(chuàng)新要素集聚層面，有學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)新要素集聚有利于提升技術(shù)創(chuàng)新能力，而創(chuàng)新要素稀缺則會(huì)導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新失衡［8］。吳衛(wèi)紅等［9］指出創(chuàng)新要素集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的溢出效應(yīng)呈現(xiàn)倒U型趨勢(shì)。在創(chuàng)新要素綜合配置層面，彭影［10］認(rèn)為創(chuàng)新要素綜合配置有利于加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化方向邁進(jìn)。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要圍繞創(chuàng)新要素配置水平及其宏觀經(jīng)濟(jì)影響展開。伴隨綠色發(fā)展日益成為構(gòu)建新發(fā)展格局、實(shí)現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的重要推動(dòng)力量，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的積極作用日益凸顯。然而，鮮有文獻(xiàn)對(duì)創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)關(guān)系進(jìn)行探究，使得兩者關(guān)系難以明晰?；诖?，本文將創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)納入同一框架，探究創(chuàng)新要素配置如何影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)？兩者存在何種內(nèi)在機(jī)制？本文貢獻(xiàn)在于：第一，關(guān)注綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)投入—產(chǎn)出過程，構(gòu)建多投入、多產(chǎn)出綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用改進(jìn)的Super-SBM模型對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平進(jìn)行測(cè)度，彌補(bǔ)既有研究不足。第二，構(gòu)建Tobit空間杜賓模型，檢驗(yàn)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的影響，從要素配置角度拓展綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)驅(qū)動(dòng)因素研究。第三，考察創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的區(qū)域異質(zhì)性影響，為深化綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)提供理論依據(jù)。第四，以市場(chǎng)化程度為調(diào)節(jié)變量，揭示創(chuàng)新要素配置影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的外部環(huán)境機(jī)制。

1" 理論分析與研究假設(shè)

1.1" 創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)

創(chuàng)新鏈的概念最早由國外學(xué)者提出，主要通過對(duì)創(chuàng)新過程和環(huán)節(jié)的分解界定創(chuàng)新鏈升級(jí)過程［11］。伴隨著綠色低碳循環(huán)發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，綠色創(chuàng)新鏈作為由創(chuàng)新鏈衍生而來的概念愈發(fā)引起學(xué)者重視。綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)是指綠色創(chuàng)新思想產(chǎn)生、綠色創(chuàng)新要素集聚、綠色產(chǎn)品研發(fā)與綠色成果商品轉(zhuǎn)化的鏈?zhǔn)缴仙^程，對(duì)人才鏈、技術(shù)鏈和資金鏈配置水平要求較高［12］。創(chuàng)新要素配置可促進(jìn)人才要素、技術(shù)要素、資本要素自由流動(dòng)和動(dòng)態(tài)集聚，激發(fā)各類要素邊際報(bào)酬遞增，繼而賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。

（1）人才要素優(yōu)化效應(yīng)。人才要素作為創(chuàng)新要素的重要組成部分，通過人才市場(chǎng)自主擇業(yè)、學(xué)術(shù)交流和產(chǎn)學(xué)研合作等方式實(shí)現(xiàn)流動(dòng)，對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生積極影響。卡茲曲線表明，工作流動(dòng)會(huì)產(chǎn)生知識(shí)學(xué)習(xí)突破效應(yīng)，促進(jìn)新知識(shí)、新技術(shù)有效傳播，從組織活力角度證明人才流動(dòng)的必要性。因此，創(chuàng)新要素配置有利于推動(dòng)創(chuàng)新人才在不同地區(qū)交換流動(dòng)，降低產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)綠色創(chuàng)新知識(shí)獲取成本，促進(jìn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。

（2）技術(shù)要素優(yōu)化效應(yīng)。技術(shù)要素是提高全要素生產(chǎn)率和實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵力量。創(chuàng)新要素配置依托新技術(shù)研發(fā)、新產(chǎn)品開發(fā)、新工藝應(yīng)用等環(huán)節(jié)建立互聯(lián)互通的技術(shù)要素網(wǎng)絡(luò)，為推動(dòng)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)掃清技術(shù)障礙。具體而言，創(chuàng)新要素配置通過優(yōu)化技術(shù)要素供給，建立綠色創(chuàng)新主體間的關(guān)聯(lián)性，打破供求信息交互時(shí)空限制，使技術(shù)要素精準(zhǔn)匹配于各主體創(chuàng)新活動(dòng)，為實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)注入動(dòng)力。此外，創(chuàng)新要素配置可為綠色技術(shù)研發(fā)搭建合作平臺(tái)，推動(dòng)綠色產(chǎn)品協(xié)同研發(fā)、增值開發(fā)、眾包設(shè)計(jì)，縮短綠色新技術(shù)研發(fā)周期和決策過程，加快綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。

（3）資金要素優(yōu)化效應(yīng)。綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)往往會(huì)面臨要素錯(cuò)配和融資約束問題，從而制約綠色創(chuàng)新研發(fā)突破。創(chuàng)新要素配置可加大資金要素配給力度和精準(zhǔn)度，解決綠色研發(fā)活動(dòng)中的資金要素供求失衡難題，推動(dòng)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。一方面，創(chuàng)新要素配置有利于實(shí)現(xiàn)資金要素自由流動(dòng)，推動(dòng)資金要素高級(jí)化與合理化配置，促使綠色創(chuàng)新資金向兼具較高邊際產(chǎn)出和較低邊際成本的創(chuàng)新主體傾斜［10］，為綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)注入資金活力；另一方面，創(chuàng)新要素配置有利于實(shí)現(xiàn)資金要素均衡，對(duì)區(qū)域綠色創(chuàng)新水平資金供給不均衡現(xiàn)狀進(jìn)行優(yōu)化［13］，緩解資金要素錯(cuò)配，降低創(chuàng)新產(chǎn)出損失，避免綠色創(chuàng)新水平降格，助推綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)具有顯著正向影響，創(chuàng)新要素配置功能發(fā)揮得越充分，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)效應(yīng)越明顯。

1.2" 創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的空間外溢效應(yīng)

綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)強(qiáng)調(diào)價(jià)值增值，涵括企業(yè)價(jià)值、科研機(jī)構(gòu)價(jià)值、政府價(jià)值、創(chuàng)新生產(chǎn)者價(jià)值甚至綠色創(chuàng)新使用者價(jià)值。這表明，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)是一個(gè)價(jià)值共創(chuàng)過程［14］，要求各區(qū)域在空間上發(fā)揮整體協(xié)作優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)要素共享與價(jià)值共創(chuàng)。某一地區(qū)綠色創(chuàng)新要素可通過要素共享、學(xué)習(xí)模仿等方式對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生影響。換言之，周邊地區(qū)通過不斷吸收來自綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平較高地區(qū)的技術(shù)、人才、資金、數(shù)據(jù)等創(chuàng)新要素，借助“外溢效應(yīng)”強(qiáng)化本地區(qū)綠色創(chuàng)新研發(fā)能力，促進(jìn)研發(fā)成果增值，并逐步推動(dòng)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。可見，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在顯著空間外溢性?；诖诉壿?，進(jìn)一步推斷創(chuàng)新要素配置在促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的同時(shí)，也有可能對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生截然不同的影響。一方面，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平較高地區(qū)創(chuàng)新能力較強(qiáng)，會(huì)促使周邊地區(qū)將其作為榜樣進(jìn)行模仿學(xué)習(xí)，由此產(chǎn)生“學(xué)習(xí)效應(yīng)”［15］。在此過程中，創(chuàng)新要素配置有利于推動(dòng)要素自由流動(dòng)與共享，促進(jìn)周邊地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新突破、創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化，實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)，繼而激發(fā)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)正向溢出效應(yīng)；另一方面，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平較高地區(qū)優(yōu)質(zhì)要素集聚程度、技術(shù)水平、市場(chǎng)環(huán)境質(zhì)量相對(duì)較高，更容易吸引周邊地區(qū)技術(shù)、資金、人才等要素涌入，從而產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”［16］。在此影響效應(yīng)下，創(chuàng)新要素配置功能的發(fā)揮可能會(huì)受到不同程度限制，導(dǎo)致綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)在空間上呈現(xiàn)強(qiáng)者愈強(qiáng)、弱者愈弱的“馬太效應(yīng)”，繼而產(chǎn)生綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)負(fù)向溢出效應(yīng)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：當(dāng)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的正向溢出強(qiáng)于“虹吸效應(yīng)”的負(fù)向溢出時(shí)，創(chuàng)新要素配置正向影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)；

H2b：當(dāng)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的正向溢出弱于“虹吸效應(yīng)”的負(fù)向溢出時(shí)，創(chuàng)新要素配置負(fù)向影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)。

1.3" 市場(chǎng)化程度的調(diào)節(jié)作用

市場(chǎng)化程度是指市場(chǎng)在資源配置中發(fā)揮作用的程度，即在創(chuàng)新要素配置過程中市場(chǎng)所發(fā)揮的作用價(jià)值。經(jīng)過市場(chǎng)化改革實(shí)踐，我國已成功實(shí)現(xiàn)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的跨越，政府干預(yù)和行政壟斷大幅減少，有效釋放了企業(yè)和科研機(jī)構(gòu)等綠色創(chuàng)新主體的創(chuàng)新活力。2019年，國家發(fā)展和改革委員會(huì)、科技部印發(fā)《關(guān)于構(gòu)建市場(chǎng)導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的指導(dǎo)意見》，強(qiáng)調(diào)要發(fā)揮“市場(chǎng)在綠色技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域、技術(shù)路線選擇及創(chuàng)新資源配置中的決定性作用”。可見，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的積極影響離不開良好的市場(chǎng)環(huán)境［17］。在不同市場(chǎng)化水平下，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的作用不同。當(dāng)市場(chǎng)化水平較低時(shí)，各自為政現(xiàn)象較為突出，使得創(chuàng)新要素不能較好地實(shí)現(xiàn)整合，難于形成分工協(xié)作的全國創(chuàng)新鏈。市場(chǎng)化水平較低容易導(dǎo)致地方保護(hù)主義和市場(chǎng)分割盛行［18］，產(chǎn)生要素流動(dòng)障礙、市場(chǎng)扭曲等現(xiàn)實(shí)問題，阻礙創(chuàng)新要素配置賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)；市場(chǎng)化水平較高則可通過“無形之手”合理引導(dǎo)各類創(chuàng)新要素有效配置，抑制“市場(chǎng)扭曲”和“要素錯(cuò)配”行為，在構(gòu)建“有效”市場(chǎng)中為創(chuàng)新要素配置賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)提供支撐。同時(shí)，較高的市場(chǎng)化水平還能為綠色創(chuàng)新主體提供相對(duì)公平的競(jìng)爭環(huán)境，減少組織間信息不對(duì)稱，通過發(fā)揮創(chuàng)新要素配置在資源供給、要素嵌入等方面的積極作用，推動(dòng)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：市場(chǎng)化程度對(duì)創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)關(guān)系發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

由前文分析可知，不同區(qū)域綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在“學(xué)習(xí)效應(yīng)”和“虹吸效應(yīng)”，致使創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)可能存在正向或負(fù)向影響。在此過程中，市場(chǎng)化程度高低對(duì)創(chuàng)新要素配置功能的發(fā)揮具有差異化影響，使得創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在正向或負(fù)向兩種調(diào)節(jié)效應(yīng)。據(jù)此，進(jìn)一步提出如下假設(shè)：

H4a：當(dāng)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)產(chǎn)生正向影響時(shí)，市場(chǎng)化程度發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用；

H4b：當(dāng)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)產(chǎn)生負(fù)向影響時(shí)，市場(chǎng)化程度發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本文構(gòu)建如圖1所示的理論模型。

2" 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

2.1" 空間計(jì)量模型構(gòu)建

空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）是學(xué)術(shù)界普遍采用的3類空間計(jì)量模型。其中，空間杜賓模型作為空間滯后模型和空間誤差模型的組合形式，可增加相應(yīng)約束條件，并同時(shí)考慮解釋變量和被解釋變量的空間滯后相關(guān)性。換言之，與空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）相比，空間杜賓模型可對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平受到本地、鄰地創(chuàng)新要素配置的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進(jìn)行分離，比較契合本文研究。同時(shí)，當(dāng)被解釋變量受到某種限制時(shí)，可能存在僅被部分觀測(cè)到的現(xiàn)象。因此，借鑒賀寶成和熊永超［19］的研究，采用Tobit空間杜賓模型考察創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的影響。具體而言，借助模型（1）對(duì)假設(shè)H1、H2a和H2b進(jìn)行檢驗(yàn)，借助模型（2）對(duì)H3、H4a和H4b進(jìn)行檢驗(yàn)。

GICit=ρ1WGICit+β1IFAi，t－1+β2Xit+ρ2WIFAi，t－1+ρ3WXit+εit（1）

GICit=ρ1WGICit+β1IFAi，t－1+β2MAit+β3（MAit×IFAi，t－1）+β4Xit+ρ2WIFAi，t－1+ρ3WMAit+ρ4（WMAit×IFAi，t－1）+ρ5WXit+εit（2）

其中，i表示不同省份，t表示不同年份；GICit表示綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平；IFAi，t－1表示創(chuàng)新要素配置滯后一期；MA表示調(diào)節(jié)變量市場(chǎng)化程度；MAit×IFAi，t－1表示市場(chǎng)化程度與創(chuàng)新要素配置的交互項(xiàng)；Xit為控制變量；W為權(quán)重矩陣，ρ為空間效應(yīng)系數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2" 數(shù)據(jù)來源與變量選取

2.2.1" 數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2020年中國內(nèi)地30個(gè)省份（西藏地區(qū)因數(shù)據(jù)不全，故未納入統(tǒng)計(jì)）面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、CNRDS數(shù)據(jù)庫、地方統(tǒng)計(jì)年鑒以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)，對(duì)缺失數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)齊。

2.2.2" 變量選取與度量

2.2.2.1" 被解釋變量：綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)（GIC）

當(dāng)前，學(xué)術(shù)界對(duì)綠色創(chuàng)新鏈的研究相對(duì)匱乏，且多集中于概念界定階段。創(chuàng)新鏈強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新成果產(chǎn)出，要求凸顯創(chuàng)新活動(dòng)鏈?zhǔn)桨l(fā)展過程。結(jié)合創(chuàng)新鏈動(dòng)態(tài)發(fā)展特征，筆者認(rèn)為綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)是創(chuàng)新鏈的衍生概念，體現(xiàn)出從創(chuàng)新投入到成果產(chǎn)出再到經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化的動(dòng)態(tài)過程。因此，從單一角度考察綠色創(chuàng)新效率或產(chǎn)出，難以呈現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平動(dòng)態(tài)演化規(guī)律。故本文立足于綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)內(nèi)涵，采用綜合指標(biāo)構(gòu)建方法全面反映綠色創(chuàng)新鏈鏈?zhǔn)缴?jí)過程。在方法選取上，傳統(tǒng)非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析無法進(jìn)行非角度非徑向研究，可能會(huì)導(dǎo)致投入要素“松弛”或“擁擠”。而改進(jìn)的Super-SBM模型可將松弛變量置入目標(biāo)函數(shù)，允許各要素根據(jù)現(xiàn)實(shí)情境和數(shù)據(jù)特征加以改進(jìn)，可提升評(píng)價(jià)準(zhǔn)確度及可信度［20］?；诖耍梃b魏麗莉和侯宇琦［21］的做法，選用改進(jìn)的Super-SBM模型對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平進(jìn)行測(cè)度。具體方法如下：

假設(shè)存在n個(gè)有效決策單元（DMU），每個(gè)有效決策單元使用m類投入要素（X），可生產(chǎn)期望產(chǎn)出（yg）s類、非期望產(chǎn)出（yb）q類；ρ表示綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平效率值。測(cè)度模型構(gòu)建如下：

minρ=1m∑mi=1x-ixik1s+q（∑sr=1y-grygrk+∑qu=1y-ubybuk）

s.t.x-≥∑nj=1，j≠kXijλj，i=1，…，my-g≤∑nj=1，j≠kygrjλj，r=1，…，sy-b≤∑nj=1，j≠kybujλj，u=1，…，qx-≥Xj，y-g≤ygj，y-b≥ybjλ≥0，∑nj=1，j≠kλj=1，j=1，…，nS－x，S+y，S－b≥0（3）

其中，S－x為投入要素的松弛向量，S+y為期望產(chǎn)出的松弛向量，S－b為非期望產(chǎn)出的松弛向量，λ為計(jì)算權(quán)重系數(shù)。

當(dāng)投入一定要素后，期望產(chǎn)出越大、非期望產(chǎn)出越小，表明綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平越高?；诰G色創(chuàng)新鏈升級(jí)與模型數(shù)據(jù)要求，綜合借鑒王彩明和李?。?2］、彭影和李士梅［23］、孫博文和張友國（2022）的研究，構(gòu)建綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

（1）投入指標(biāo)。綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)離不開外部環(huán)境和各類要素支持。因此，本文從外部環(huán)境投入、資本投入、勞動(dòng)力投入和能源投入4個(gè)方面選取投入指標(biāo)，綜合衡量綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)投入情況。外部環(huán)境投入采用研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)量、政府稅收減免力度、地方性專利及創(chuàng)新支持法規(guī)、政策文件數(shù)量衡量；資本投入采用固定資本存量、技術(shù)引進(jìn)及改造經(jīng)費(fèi)測(cè)度；勞動(dòng)力投入以年末單位從業(yè)人員數(shù)、Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量表征；能源投入采用能源消耗總量、環(huán)境污染治理費(fèi)用衡量。

（2）期望產(chǎn)出指標(biāo)。綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)期望產(chǎn)出指標(biāo)包含經(jīng)濟(jì)效益、成果轉(zhuǎn)化和技術(shù)傳播3部分，體現(xiàn)出鏈?zhǔn)阶兓^程。其中，經(jīng)濟(jì)效益涵括新產(chǎn)品開發(fā)收益和工業(yè)增加值；成果轉(zhuǎn)化包含形成國家或行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)、有效綠色發(fā)明專利授權(quán)數(shù)；技術(shù)傳播包括專利所有權(quán)轉(zhuǎn)讓及許可收入、地區(qū)間發(fā)明專利權(quán)轉(zhuǎn)移數(shù)。

（3）非期望產(chǎn)出指標(biāo)。非期望產(chǎn)出以環(huán)境污染測(cè)度，主要包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)粉塵煙塵排放量3個(gè)指標(biāo)。

上述指標(biāo)基本涵括綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)過程和結(jié)果鏈條化階段，具有一定客觀性，具體指標(biāo)如表1所示。

2.2.2.2" 核心解釋變量：創(chuàng)新要素配置（IFA）

創(chuàng)新要素配置主要是指創(chuàng)新資本、創(chuàng)新人員等要素由低效率部門向高效率部門流動(dòng)的過程，此過程可使要素配置達(dá)到帕累托最優(yōu)狀態(tài)，即實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資源配置效率最大化［4］。借鑒王宏鳴等［24］、Hu等［25］的做法，通過測(cè)度創(chuàng)新要素錯(cuò)配指數(shù)間接反映創(chuàng)新要素配置效率。

首先，分別對(duì)創(chuàng)新資本錯(cuò)配指數(shù)和創(chuàng)新人員錯(cuò)配指數(shù)進(jìn)行測(cè)算：

ηKi=11+τKi，ηKi=11+τLi（4）

其中，ηKi、ηKi分別表示創(chuàng)新資本和創(chuàng)新人員要素價(jià)格的絕對(duì)扭曲系數(shù)。

其次，為便于計(jì)算，將其分別轉(zhuǎn)化為價(jià)格相對(duì)扭曲系數(shù)進(jìn)行測(cè)算：

η^Ki=Ki/KγiθKi/θK，η^Li=Li/LγiθLi/θL（5）

其中，γi表示創(chuàng)新產(chǎn)出份額，θKi、θLi表示i地區(qū)創(chuàng)新資本和創(chuàng)新人員的加權(quán)平均彈性，由η^Ki和η^Li兩個(gè)數(shù)值可以看出創(chuàng)新資源實(shí)際配置與理想情況的比值。當(dāng)比值大于1時(shí)，說明實(shí)際創(chuàng)新資源過多；當(dāng)比值小于1時(shí)，表明創(chuàng)新資源不足；當(dāng)比值接近于1時(shí)，意味著創(chuàng)新資源配置效率趨于優(yōu)化。此外，為避免符號(hào)不一致，對(duì)ηKi、ηKi取絕對(duì)值，數(shù)值越大表明錯(cuò)配程度越高。

最后，假設(shè)創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)為C-D生產(chǎn)函數(shù)，表達(dá)式如下：

Y=AitKθKiitL1－θKiit（6）

其中，Y表示創(chuàng)新產(chǎn)出，采用專利申請(qǐng)數(shù)度量；Kit表示創(chuàng)新資本投入量，采用Ramp;D經(jīng)費(fèi)投入度量；Lit表示創(chuàng)新人員投入量，采用Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量度量。創(chuàng)新資本錯(cuò)配程度和創(chuàng)新人員錯(cuò)配程度取相反數(shù)，得到創(chuàng)新資本配置效率和創(chuàng)新人員配置效率。進(jìn)一步，借鑒楊傳喜等（2021）的研究，創(chuàng)新要素配置水平采用創(chuàng)新資本配置效率和創(chuàng)新人員配置效率加總平均值度量。

2.2.2.3" 調(diào)節(jié)變量：市場(chǎng)化程度（MA）

市場(chǎng)化發(fā)展作為一種外部驅(qū)動(dòng)機(jī)制，通過“無形的手”推動(dòng)創(chuàng)新要素合理、有效配置，強(qiáng)化創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的影響。參考王小魯?shù)龋?6］編撰的《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2021）》，采用市場(chǎng)化指數(shù)衡量市場(chǎng)化程度。由于該報(bào)告最新數(shù)據(jù)更新到2019年，故本文將歷年市場(chǎng)化數(shù)據(jù)的平均增長項(xiàng)作為預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)，以2016年數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)推測(cè)2020年市場(chǎng)化指數(shù)。

2.2.2.4" 控制變量

借鑒相關(guān)學(xué)者研究［27］，選取以下可能影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的控制變量。

（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）：相對(duì)而言，第三產(chǎn)業(yè)污染排放明顯低于第一、第二產(chǎn)業(yè)，對(duì)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展具有重要作用，故采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重衡量。

（2）人力資本（HR）：綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)由研發(fā)與生產(chǎn)共同推動(dòng)，而人才在其中發(fā)揮關(guān)鍵作用。人力資本能夠改良綠色生產(chǎn)工藝、生產(chǎn)設(shè)備和管理制度，對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生積極影響，故以各省普通高等教育本?？迫藬?shù)占各省年底總?cè)丝诘谋戎睾饬俊?/p>

（3）外商直接投資（FDI）：外商直接投資可為地區(qū)綠色創(chuàng)新注入資金和技術(shù)要素，為綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)提供支撐，采用各省份當(dāng)年實(shí)際外資使用金額占GDP的比重度量。各變量定義如表2所示。

3" 實(shí)證結(jié)果分析

3.1" 綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)空間分布態(tài)勢(shì)

本文以中國內(nèi)地30個(gè)省份綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)均值為基準(zhǔn)，繪制空間四分位地圖，直觀呈現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)空間特征（結(jié)果備索）。就東部地區(qū)而言，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)高水平地區(qū)包括廣東、北京、上海等省市，表明東部地區(qū)珠三角、京津冀和長三角地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平較高，并呈現(xiàn)較強(qiáng)的空間集聚性。中部地區(qū)僅有湖北和安徽兩省份綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)處于高水平階段，可能受到東部地區(qū)周邊省域“虹吸效應(yīng)”的影響。西部地區(qū)四川省綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平最高，其余綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平較高省份多集中于西南區(qū)域，且呈現(xiàn)空間集聚特征。原因在于，西南地區(qū)云南、重慶等省市政策扶持力度較大，人才、資金等要素供給較為充足，為綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)帶來積極影響。東北部地區(qū)吉林省綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平最高，而黑龍江則處于較低水平，這可能與黑龍江地域遼闊，資金、人才要素供給相對(duì)滯后有關(guān)。綜合而言，我國綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)整體呈現(xiàn)“東高西低”格局，具有空間集聚特征和溢出效應(yīng)。

3.2" 空間權(quán)重矩陣與空間相關(guān)性分析

本文構(gòu)造地理權(quán)重矩陣、0-1鄰接權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)空間相關(guān)性進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示。從中可見，3種空間權(quán)重矩陣綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)莫蘭指數(shù)（Moran′I）分別為0.111、0.212、0.124，且均在1%水平上顯著，表明綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在正向空間自相關(guān)性；創(chuàng)新要素配置滯后一期Moran′I在地理權(quán)重矩陣和0-1鄰接權(quán)重矩陣下顯著為正，說明創(chuàng)新要素配置存在空間相關(guān)性；其余控制變量Moran′I在3種權(quán)重矩陣下均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。上述結(jié)論表明，從空間視角出發(fā)研究創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)十分必要。

3.3" Tobit-SDM模型計(jì)量檢驗(yàn)

進(jìn)一步，借助地理距離空間權(quán)重矩陣展開分析，結(jié)果如表4所示。其中，空間杜賓模型（Tobit-SDM）、空間滯后模型（Tobit-SAR）、空間誤差模型（Tobit-SEM）的LR統(tǒng)計(jì)量在5%水平上顯著，表明空間計(jì)量模型適合作為本文回歸模型。進(jìn)一步觀察Wald Test1和Wald Test2兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量發(fā)現(xiàn)，兩者至少在10%顯著性水平上顯著，說明空間杜賓模型優(yōu)于另外兩個(gè)模型，更適用于本文面板數(shù)據(jù)計(jì)量分析。綜合分析可知，在3類空間計(jì)量模型中，創(chuàng)新要素配置均正向影響綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)，回歸系數(shù)通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明創(chuàng)新要素配置可促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。此外，空間自回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在空間溢出性。本地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，帶動(dòng)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)，并呈現(xiàn)高－高空間集聚特征。原因在于，綠色創(chuàng)新活動(dòng)往往伴隨著技術(shù)、人才、資金等不同要素跨區(qū)域交換與流動(dòng)，因而對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)帶來積極影響。

上述空間計(jì)量模型回歸結(jié)果證實(shí)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在空間依賴性，但創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的溢出效應(yīng)仍需進(jìn)一步驗(yàn)證?；诖?，借鑒Yang等［28］的研究，將地理距離權(quán)重矩陣下空間杜賓模型分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，考察創(chuàng)新要素配置對(duì)本地與鄰地綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的影響，結(jié)果如表5所示。從中可見，創(chuàng)新要素配置直接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.021，通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；間接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.123，通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，說明創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在顯著正向影響。換言之，當(dāng)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)帶來的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”強(qiáng)于“虹吸效應(yīng)”時(shí)，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)存在正向影響，假設(shè)H1和H2a得到驗(yàn)證。在控制變量層面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)回歸系數(shù)均為正，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)同時(shí)存在直接影響和間接影響。人力資本對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明人力資本對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)僅存在直接影響，即人力資本促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)，但對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的影響作用不顯著。外商直接投資對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在直接影響和間接影響，說明外商直接投資帶來知識(shí)共享、人才流動(dòng)和技術(shù)引進(jìn)，在促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的同時(shí)，對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生積極影響。

3.4" 市場(chǎng)環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表6列示了在市場(chǎng)化程度調(diào)節(jié)作用下，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的影響。從中可見，市場(chǎng)化程度直接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.037，通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；間接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.067，通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，說明市場(chǎng)化程度對(duì)本地和鄰地綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)均具有顯著促進(jìn)作用。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度與創(chuàng)新要素配置交互項(xiàng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)回歸系數(shù)均顯著為正，系數(shù)值分別為0.009和0.023，說明市場(chǎng)化程度具有調(diào)節(jié)作用。市場(chǎng)化程度越高，市場(chǎng)調(diào)節(jié)下的綠色創(chuàng)新紅利越多，越有利于激發(fā)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的溢出效應(yīng)，假設(shè)H3和H4a得到驗(yàn)證。究其原因，當(dāng)市場(chǎng)化程度較高時(shí)，可在一定程度上打破價(jià)格壟斷，增強(qiáng)要素競(jìng)爭和流動(dòng)，促進(jìn)創(chuàng)新要素合理配置，賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)和溢出。

4" 區(qū)域異質(zhì)性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1" 異質(zhì)性分析

表7列示了創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的分區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果。一方面，直接效應(yīng)模型（1）和（5）回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)新要素配置滯后一期回歸系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)新要素配置對(duì)東部和西部地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)具有顯著促進(jìn)作用。在東部和西部地區(qū)，創(chuàng)新要素配置功能得以有效發(fā)揮，促進(jìn)信息、資金、人才等創(chuàng)新要素科學(xué)、合理配置，為綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)注入要素活力。而在直接效應(yīng)模型（3）和（7）中，創(chuàng)新要素配置滯后一期回歸系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明在中部和東北地區(qū)，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的促進(jìn)作用未能有效發(fā)揮。究其原因在于，近年來東部地區(qū)優(yōu)先發(fā)展、西部大開發(fā)等國家戰(zhàn)略的實(shí)施，造成中部與東北地區(qū)綠色創(chuàng)新發(fā)展凹陷和失衡，使得創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的促進(jìn)作用難以凸顯；另一方面，在間接效應(yīng)模型（2）和（6）回歸結(jié)果中，創(chuàng)新要素配置滯后一期回歸系數(shù)顯著為正，說明在東部和西部地區(qū)，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)溢出效應(yīng)具有正向影響。在綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平較高地區(qū)，創(chuàng)新要素配置能夠更好地帶動(dòng)并輻射周邊地區(qū)進(jìn)行綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。在間接效應(yīng)模型（4）和（8）中，創(chuàng)新要素配置滯后一期回歸系數(shù)為負(fù)，這有可能是因?yàn)橹胁颗c東北地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的“虹吸效應(yīng)”超越“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，使得創(chuàng)新要素配置未激發(fā)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的正向溢出效應(yīng)，甚至還有可能抑制周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。細(xì)究原因，中部和東北地區(qū)在向綠色低碳轉(zhuǎn)型過程中容易虹吸大量新能源、綠色材料等綠色高端產(chǎn)業(yè)，并推動(dòng)傳統(tǒng)高污染、高能源消耗產(chǎn)業(yè)向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移，擠占周邊地區(qū)創(chuàng)新要素，繼而對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生消極影響。

進(jìn)一步對(duì)比系數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)創(chuàng)新要素配置滯后一期直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)均高于其它3個(gè)地區(qū)。這說明，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的影響具有顯著區(qū)域差異性，且對(duì)西部地區(qū)的促進(jìn)作用最強(qiáng)。原因在于，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于新時(shí)代推進(jìn)西部大開發(fā)形成新格局的指導(dǎo)意見》《關(guān)于加強(qiáng)科技創(chuàng)新促進(jìn)新時(shí)代西部大開發(fā)形成新格局的實(shí)施意見》等一系列政策文件的實(shí)施，有效提升了西部地區(qū)綠色創(chuàng)新能級(jí)，優(yōu)化了西部地區(qū)創(chuàng)新格局。在國家政策支持下，西部地區(qū)整體綠色創(chuàng)新持續(xù)向好發(fā)展，促使綠色創(chuàng)新鏈向更高水平升級(jí)。

在控制變量層面，中部、西部和東北部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)具有正向影響，而在東部地區(qū)這一影響效應(yīng)為負(fù)，這可能與東部沿海地區(qū)落后產(chǎn)業(yè)與低端要素向周邊轉(zhuǎn)移有關(guān)。人力資本對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的直接影響在東部地區(qū)顯著為負(fù)，在其余3個(gè)地區(qū)均為正向影響；其對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的溢出效應(yīng)在四大區(qū)域均呈現(xiàn)負(fù)向影響。原因在于，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)良好，人才集聚程度較高，可能會(huì)引發(fā)其它地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新人才供給不足，繼而對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)造成不利影響。外商直接投資對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)在東部地區(qū)顯著為正，在其余3個(gè)地區(qū)則對(duì)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)產(chǎn)生抑制作用，這可能與上述地區(qū)外商直接投資供給失衡有關(guān)。

4.2" 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述研究的基礎(chǔ)上，本文采取以下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理。鑒于異常值可能對(duì)研究結(jié)論造成干擾，對(duì)變量進(jìn)行上下5%縮尾處理，對(duì)模型進(jìn)行重新回歸。第二，替換被解釋變量，將綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)水平測(cè)度方式調(diào)整為主成分分析法重新進(jìn)行回歸。第三，將地理距離權(quán)重矩陣替換為經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行重新回歸，上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。分析可知，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與上述回歸結(jié)果基本吻合，證實(shí)研究結(jié)論比較穩(wěn)健。

5" 結(jié)論與建議

5.1" 研究結(jié)論

本文基于2011-2020年中國內(nèi)地30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)構(gòu)建Tobit空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在正向空間溢出效應(yīng)，通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”促進(jìn)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。第二，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)具有顯著正向影響，且該影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。在東部和西部地區(qū)，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)直接影響效應(yīng)及溢出效應(yīng)均為正；在中部和東北地區(qū)，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的直接影響效應(yīng)為正，對(duì)溢出效應(yīng)影響為負(fù)。第三，市場(chǎng)化程度發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即市場(chǎng)化水平越高，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的正向影響越顯著。

5.2" 政策建議

（1）推動(dòng)創(chuàng)新要素高效、合理配置。結(jié)論證實(shí)，創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)及溢出效應(yīng)存在正向影響，且該影響存在顯著區(qū)域異質(zhì)性。對(duì)此，政府部門應(yīng)積極采取舉措釋放創(chuàng)新要素配置潛能，為綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)提供強(qiáng)大動(dòng)能。一方面，搭建協(xié)同創(chuàng)新平臺(tái)，改進(jìn)創(chuàng)新要素配置模式，破除信息壁壘，降低信息成本和創(chuàng)新成本，激發(fā)企業(yè)綠色研發(fā)創(chuàng)新能力，推動(dòng)不同區(qū)域綠色技術(shù)互聯(lián)互通、良性循環(huán)，繼而實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)；另一方面，地方政府需因地制宜、因城施策，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置結(jié)構(gòu)，推動(dòng)人才、資金、技術(shù)等綠色創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動(dòng)與共享，充分釋放綠色創(chuàng)新要素活力，助力綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。

（2）構(gòu)建區(qū)域綠色創(chuàng)新協(xié)同機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)存在顯著正向空間溢出效應(yīng)，通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”在鄰近地區(qū)傳導(dǎo)，促進(jìn)周邊地區(qū)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。因此，政府部門應(yīng)構(gòu)建區(qū)域綠色創(chuàng)新合作模式，實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈協(xié)同升級(jí)。第一，不同區(qū)域應(yīng)對(duì)綠色低碳關(guān)鍵技術(shù)突破、零部件開發(fā)展開跨區(qū)域產(chǎn)學(xué)研一體化聯(lián)合攻關(guān)，共同推進(jìn)高效光熱、電熱儲(chǔ)能、先進(jìn)核電等綠色技術(shù)研發(fā)與應(yīng)用轉(zhuǎn)化，以技術(shù)突破賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)。第二，應(yīng)打造綠色創(chuàng)新技術(shù)共同體，搭建“中心+外圍”的綠色創(chuàng)新合作模式，發(fā)揮中心地區(qū)技術(shù)帶動(dòng)、平臺(tái)帶動(dòng)作用，鼓勵(lì)外圍落后地區(qū)深度挖掘綠色創(chuàng)新潛力，實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新鏈整體升級(jí)。

（3）充分激發(fā)市場(chǎng)活力。研究表明，市場(chǎng)化程度在創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)影響中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。因此，要尊重和把握綠色技術(shù)創(chuàng)新市場(chǎng)規(guī)律，發(fā)揮市場(chǎng)在創(chuàng)新資源配置中的決定性作用。一方面，應(yīng)完善創(chuàng)新要素市場(chǎng)化配置體制機(jī)制，健全綠色創(chuàng)新要素由市場(chǎng)評(píng)價(jià)貢獻(xiàn)、按貢獻(xiàn)決定報(bào)酬的相關(guān)機(jī)制，充分激發(fā)要素配置潛能，強(qiáng)化創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的賦能作用；另一方面，不斷發(fā)揮政府對(duì)創(chuàng)新要素配置的監(jiān)管作用，彌補(bǔ)要素流動(dòng)、配置過程中的市場(chǎng)失靈，維護(hù)市場(chǎng)競(jìng)爭秩序，增強(qiáng)創(chuàng)新要素配置對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的影響。

5.3" 不足與展望

本文存在以下不足：一方面，重點(diǎn)探究市場(chǎng)化程度對(duì)創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，而創(chuàng)新要素配置與綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)還有可能存在其它外在機(jī)制，未來應(yīng)從中介機(jī)制切入；另一方面，考慮到數(shù)據(jù)可得性，樣本選取省級(jí)層面數(shù)據(jù)，未來應(yīng)將調(diào)研樣本數(shù)據(jù)深入到城市一級(jí)，獲取更為細(xì)致的觀測(cè)數(shù)據(jù)，以深化創(chuàng)新要素配置賦能綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的研究結(jié)論。

參考文獻(xiàn)參考文獻(xiàn)：

［1］" SEN N．Innovation chain and CSIR［J］. Current Science，2003，85（5）：570-574．

［2］" 李琳，廖斌.金融集聚對(duì)綠色創(chuàng)新鏈升級(jí)的影響與空間效應(yīng)［J］.中南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022，24（3）：124-137.

［3］" EMMANUEL D， MEGAN M. How well do patent citations measure flows of technology？ evidence from French innovation surveys［J］. Development and Comp Systems， 2005， 14（5）： 375-393.

［4］" 門秀萍，李旭輝，何金玉.創(chuàng)新要素配置效率的區(qū)域差異及動(dòng)態(tài)演進(jìn)——基于長江經(jīng)濟(jì)帶的統(tǒng)計(jì)測(cè)度［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2022，38（17）：97-102.

［5］" 郭宇航，孔薇巍.中國創(chuàng)新要素市場(chǎng)優(yōu)化配置的統(tǒng)計(jì)測(cè)度［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2022，40（6）：36-42.

［6］" MONTOBBIO F.The obalization of technology in emerging markets： a gravity model on the Determinants of International Patent Collaborations［J］.World Development， 2013，44： 281-299.

［7］" 凌華，李新偉，董必榮，等.互聯(lián)網(wǎng)、創(chuàng)新要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新能力差異［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2020，36（6）：115-126.

［8］" SOOK T. Innovation across cities［J］. Journal of Regional Science， 2018， 58（2）： 295-314.

［9］" 吳衛(wèi)紅，董姍，張愛美，等.創(chuàng)新要素集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的溢出效應(yīng)研究——基于門檻值的分析［J］.科技管理研究，2020，40（5）：6-14.

［10］" 彭影.數(shù)字經(jīng)濟(jì)下創(chuàng)新要素綜合配置與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2022，43（3）：48-58.

［11］" JUDITH J M， HARRIE VREDENBURG. An empirical study of factors influencing innovation implementation in industrial sales organizations［J］. Journal of the Academy of Marketing Science， 1992， 20（3）： 205-215.

［12］" 謝賢君，王曉芳，雷明.金融結(jié)構(gòu)-創(chuàng)新水平匹配、資源配置效率與綠色全要素生產(chǎn)率［J］.財(cái)經(jīng)論叢，2020，36（7）：43-52.

［13］" 賀靈，付麗娜.創(chuàng)新要素協(xié)同、市場(chǎng)化改革與制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展［J］.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2021，42（6）：126-131.

［14］" 楊忠，李嘉，巫強(qiáng).創(chuàng)新鏈研究：內(nèi)涵、效應(yīng)及方向［J］.南京大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)·人文科學(xué)·社會(huì)科學(xué)），2019，65（5）：62-70，159.

［15］" 戴萬亮，路文玲.環(huán)保輿論壓力對(duì)制造企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的影響——領(lǐng)導(dǎo)環(huán)保意識(shí)與組織綠色學(xué)習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2020，37（9）：131-137.

［16］" 姚東旭.京津冀協(xié)同創(chuàng)新是否存在“虹吸效應(yīng)”——基于與珠三角地區(qū)對(duì)比分析的視角［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2019，39（9）：89-97.

［17］" 丁煥峰，孫小哲，王露.創(chuàng)新型城市試點(diǎn)改善了城市環(huán)境嗎［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2021，20（2）：101-113.

［18］" 杜宇，吳傳清，鄧明亮.政府競(jìng)爭、市場(chǎng)分割與長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展效率研究［J］.中國軟科學(xué)，2020，35（12）：84-93.

［19］" 賀寶成，熊永超.國家審計(jì)如何影響政府治理效率——基于Tobit-SDM模型的空間計(jì)量分析［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2021，37（6）：16-25.

［20］" TSOLAS IOANNIS E. Performance evaluation of utility exchange-traded funds： a super-efficiency approach［J］. Journal of Risk and Financial Management， 2022， 15（7）：318-318.

［21］" 魏麗莉，侯宇琦.數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)中國城市綠色發(fā)展的影響作用研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2022，39（8）：60-79.

［22］" 王彩明，李健.中國區(qū)域綠色創(chuàng)新績效評(píng)價(jià)及其時(shí)空差異分析——基于2005—2015年的省際工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)［J］.科研管理，2019，40（6）：29-42.

［23］" 彭影，李士梅.創(chuàng)新要素流動(dòng)與城市綠色創(chuàng)新發(fā)展——數(shù)據(jù)要素流動(dòng)環(huán)境的空間調(diào)節(jié)作用［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2023，40（1）：30-39.

［24］" 王宏鳴，陳永昌，楊晨.數(shù)字化能否改善創(chuàng)新要素錯(cuò)配——基于創(chuàng)新要素區(qū)際流動(dòng)視角［J］.證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2022，32（1）：42-51.

［25］" HU J F， ZHANG X F， WANG T T. Spatial Spillover effects of resource misallocation on the green total factor productivity in Chinese agriculture［J］. International Journal of Environmental Research and Public Health，2022，19（23）： 15718.

［26］" 王小魯，胡李鵬，樊綱.中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告［M］.北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2021.

［27］" 李新安.環(huán)境規(guī)制、政府補(bǔ)貼與區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2021，38（3）：14-23.

［28］" YANG S P，CHEN Z L. Environmental regulation and high-quality sustainable development of China's economy-an empirical study based on a spatial durbin model and threshold model［J］. Economic Research-Ekonomska Istrazivanja， 2022， 35（1）： 5699-5718.

（責(zé)任編輯：王敬敏）

The Effect of Innovation Factor Allocation on the Upgrading of Green Innovation Chain

Liu Xiaohui1，2，Ren Qunluo1

（1.Faculty of Economics， Xinjiang University of Finance amp; Economics， Urumqi 830012， China;2.Department of Economic Management，Taiyuan Institute of Technology， Taiyuan 030008， China）

Abstract：It is well-accepted that green innovation is the key driving force of low-carbon economic transformation， promotes the chain development of knowledge innovation activities guided by market demand， and provides solid support for Chinese-style modernization. With the continuous play of market functions in allocating resources and connecting innovation， the level of innovation factor allocation in China has been significantly improved， effectively promoting the rational flow and efficiency optimization of green innovation factors and the upgrading of the green innovation chain. However， there is a lack of research on the impact of innovation factor allocation on the upgrading of green innovation chains in the existing literature， and the relationship between the two is still vague.

Using the panel data of 30 provinces， autonomous regions and municipalities in China from 2011 to 2020， this paper constructs a spatial Tobit Dubin model to test the impact of innovation factor allocation on the upgrading and spillover effects of the green innovation chain.It selects green innovation chain upgrading as the dependent variable，and adopts the improved Super-SBM model to measure the upgrading level of the green innovation chain.

The research draws the following conclusions. First， the upgrading of green innovation chains can be conducted in neighboring areas through the positive spatial spillover effect， promoting the upgrading of green innovation chains in surrounding areas. Second， innovation factor allocation has a significant positive impact on the upgrading of the green innovation chain and its spillover effect. This conclusion is still valid after a series of robustness tests. This indicates that innovation factor allocation is an important factor in promoting the upgrading of the green innovation chain. Third， there are significant regional differences in the impact of innovation factor allocation on the upgrading of green innovation chains and its spillover effects. In the eastern and western regions， the direct impact and spillover effect of innovation factor allocation on the upgrading of green innovation chains are both positive. In the central and northeastern regions， the direct impact of innovation factor allocation on the upgrading of green innovation chains is positive， while the impact on spillover effects is negative. Fourth， the influence of innovation factor allocation on the upgrading of the green innovation chain is moderated by the degree of marketization. The higher the degree of marketization， the stronger the role of innovation factor allocation in promoting the upgrading of the green innovation chain. Thus， in order to promote the high-quality upgrading of the green innovation chain， this paper puts forward corresponding suggestions， including promoting the efficient and reasonable allocation of innovation factors， building a regional green innovation synergy mechanism， and fully stimulating the supporting role of the market environment.

Compared to existing literature， this paper focuses on the input-output process of green innovation chain upgrading， constructs an evaluation system for the level of green innovation chain upgrading， and adopts an improved Super-SBM model to measure the level of green innovation chain upgrading， which makes up for the deficiencies in the existing research. Then it constructs a spatial Tobit Durbin model to verify the impact of innovation factor allocation on the upgrading and spillover effects of green innovation chains， and expands the research on the driving factors of green innovation chain upgrading from the perspective of factor allocation. Third， it examines the regional heterogeneity impact of innovation factor allocation on the upgrading of green innovation chains， so as to provide a basis for deepening research on the upgrading and spillover effects of green innovation chains. Fourth， it takes the degree of marketization as the moderating variable， and reveals how the external environmental mechanism of innovation factor allocation affects the upgrading of the green innovation chain. Therefore， this study helps to further play the decisive role of the market in innovation factor allocation and promote the upgrading of green innovation chains. In addition， it provides theoretical support for activating the momentum of green innovation and promoting the national green innovation system and ecological civilization construction.

Key Words：Innovation Factor Allocation; Upgrading the Green Innovation Chain; Marketization Degree; Spatial Tobit Dubin Model