中國綠色技術創(chuàng)新效率異質性環(huán)境規(guī)制影響與時空躍遷研究
在推動技術不斷進步與生產(chǎn)力水平不斷提高的過程中,粗放型發(fā)展模式所引發(fā)的資源與環(huán)境問題日益凸顯。綠色技術創(chuàng)新作為新一輪工業(yè)革命和科技競爭的新興領域,是推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要支撐,是推進產(chǎn)業(yè)轉型升級和創(chuàng)新驅動經(jīng)濟高發(fā)展的重要途徑[1]。科學測度與揭示綠色技術創(chuàng)新效率影響因素及演化規(guī)律,是綠色技術創(chuàng)新發(fā)展的關鍵。環(huán)境規(guī)制是影響綠色技術創(chuàng)新效率提升的關鍵因素[2],不同國家或地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平存在顯著差異[3],若忽視特定時空背景下異質性環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率的差異化影響,則有可能導致產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策、科技創(chuàng)新政策和環(huán)境保護政策在指導實踐時出現(xiàn)偏差。基于此,本文考察我國各省份異質性環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率的影響,通過分析其時空演變特征及躍遷軌跡,揭示異質性環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率影響的時空差異,并提出差異化改進策略,對于推動產(chǎn)業(yè)綠色轉型、促進經(jīng)濟社會全面發(fā)展具有重要意義。
1 文獻回顧
綠色技術創(chuàng)新效率(Green Technology Innovation Efficiency,GTIE)是指在無污染、低能耗、可循環(huán)和清潔化等約束條件下開展的促進綠色技術發(fā)展的有價值創(chuàng)造活動的投入產(chǎn)出比率[4]?,F(xiàn)有研究主要采用數(shù)據(jù)包絡分析(Data Envelopment Analysis,DEA),將資源環(huán)境要素納入投入產(chǎn)出框架,測算區(qū)域或行業(yè)GTIE。如采用Hybrid-DEA模型[5]、兩階段關聯(lián)網(wǎng)絡DEA模型[6]、非期望Minds-DEA模型[7]測算區(qū)域GTIE,或是構建DEA-RAM聯(lián)合效率模型、兩階段DEA模型[8]測算某個具體行業(yè)或部門的GTIE,抑或是采用非參數(shù)Malmquist 指數(shù)DEA模型測算GTIE[9]?,F(xiàn)有測度方法多以人、財、物(能源、水資源)為投入變量,以高新技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入、專利授權數(shù)為期望產(chǎn)出變量,以CO2、SO2、COD、NH3-N中的一種或幾種為非期望產(chǎn)出變量,選取不同距離函數(shù)(CCR、BCR、SBM等)構建單階段DEA模型,或以非期望產(chǎn)出治理或專利轉化構建多階段DEA模型,但鮮有研究將環(huán)境規(guī)制納入投入產(chǎn)出框架測度GTIE。
環(huán)境規(guī)制是政府部門為控制企業(yè)生產(chǎn)過程中的各類污染物排放而采取的環(huán)保政策,對綠色技術創(chuàng)新效率具有雙重影響:一是環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率具有正向影響,Porter等[10]指出環(huán)境規(guī)制會約束企業(yè)粗放式經(jīng)營行為,嚴格的環(huán)境規(guī)制能夠促使企業(yè)加快綠色技術創(chuàng)新,實現(xiàn)環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展雙贏,即“波特假說”;二是環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率具有負向影響,環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)運營成本,擠占企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展空間,降低企業(yè)綠色技術創(chuàng)新能力,在污染密集型行業(yè)尤其明顯[11];三是環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率的影響具有不確定性,環(huán)境規(guī)制存在異質性,對綠色技術創(chuàng)新效率的影響不同[2]。命令控制型環(huán)境規(guī)制(CER)、市場激勵型環(huán)境規(guī)制(MER)和公眾參與型環(huán)境規(guī)制(VER)對綠色技術創(chuàng)新效率的影響逐漸成為學者關注重點[2]。其中,命令控制型環(huán)境規(guī)制一般通過地方標準、法規(guī)等手段對創(chuàng)新主體進行管控,以實現(xiàn)環(huán)境管制目標,推動企業(yè)綠色技術創(chuàng)新發(fā)展,對綠色技術創(chuàng)新效率的影響程度和方向與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展階段有關[4,12];市場激勵型環(huán)境規(guī)制一般通過排污費征收、排污權交易、排污許可證交易等手段,借助市場激勵企業(yè)綠色技術創(chuàng)新,以實現(xiàn)提高市場競爭力和改善環(huán)境的雙重目標,從長期看對于提升綠色技術創(chuàng)新效率具有促進作用(吳磊等,2020);公眾參與型環(huán)境規(guī)制一般通過環(huán)境信息披露、新聞媒介等手段形成社會公共輿論,對企業(yè)市場估價產(chǎn)生影響,促使企業(yè)采取治污減排行動或加大綠色技術創(chuàng)新投入,從短期看對于綠色技術創(chuàng)新效率提升雖然具有一定的負面影響,但從長期看卻能夠產(chǎn)生促進作用[13]。
探討環(huán)境規(guī)制影響中國綠色技術創(chuàng)新效率的時空演化規(guī)律,可為差異性政策的制定提供參考。當前,關于時空差異特征、動態(tài)演變規(guī)律、時空躍遷軌跡等的研究方法主要包括兩種:①收斂性分析:一些學者采用σ收斂、β收斂、Theil指數(shù)、Dagum基尼系數(shù)及其子群分解法分析綠色技術創(chuàng)新效率時空差異特征[14-15],但對于動態(tài)演變規(guī)律的探討割裂了鄰域間的影響關系[16],而基于Gaussian核函數(shù)的Kernel密度估計法可以估計復雜背景下樣本數(shù)據(jù)的動態(tài)分布規(guī)律,并能夠有效揭示區(qū)域子地區(qū)間的效率差異[17];②空間關聯(lián)與遷移分析:孫燕銘等[18]利用Moran's I指數(shù)分析區(qū)域綠色技術創(chuàng)新效率空間關聯(lián)特征;呂巖威等[19]針對研究單元在不同時期的空間關聯(lián)類型,研究了區(qū)域綠色創(chuàng)新效率時空躍遷類型與路徑。目前,兩種或多種重心(有效合引力的作用點)之間的遷移軌跡研究較多,如技術重心與經(jīng)濟重心比較等,以確定綠色技術創(chuàng)新效率空間遷移軌跡相關性。相比于其它研究方法,重心遷移法能夠更直觀地探討相關或偏離軌跡的內(nèi)在運行規(guī)律[20-21]。
綜上所述,現(xiàn)有研究存在如下不足:①未將異質性環(huán)境規(guī)制納入投入產(chǎn)出分析框架,測度其對綠色技術創(chuàng)新效率的影響;②缺乏環(huán)境規(guī)制影響綠色技術創(chuàng)新效率時空躍遷路徑的可視化分析。針對上述問題,鑒于異質性環(huán)境規(guī)制政策具有調控周期長、難度大等特征,本文將其視為不可控制變量并構建動態(tài)SBM-DEA模型,對2001—2018年中國內(nèi)地30個省份異質性環(huán)境規(guī)制影響綠色技術創(chuàng)新效率的作用機理進行測度,分析其動態(tài)演化特征及時空躍遷路徑,以揭示考慮和未考慮環(huán)境規(guī)制影響的綠色技術創(chuàng)新效率的時空差異。
2 模型與方法
2.1 考慮不可控制變量的動態(tài)SBM-DEA模型
2.1.1 投入產(chǎn)出變量
(1)可控制投入變量:綠色技術創(chuàng)新過程中的人力、財力和物力投入。其中,人力投入變量采用R&D人員全時當量衡量。鑒于資本產(chǎn)出由當期投入和以前存量共同決定,故財力投入變量選取R&D經(jīng)費支出的資本存量衡量[21]。本文以2001年為基期,省份j在2001年的R&D經(jīng)費支出資本存量公式為Kj,2001=Ej,2001/(gj+τ)。其中,Ej,2000表示省份j在2001年的R&D經(jīng)費支出,gj為省份j在研究期內(nèi)按復利法計算的R&D經(jīng)費內(nèi)部支出的年均增長率,τ為折舊率。t省份j的R&D經(jīng)費支出資本存量公式為:Kj,t=Ej,t/Pj,t+(1-τ)Kj,t-1。其中,Pj,t為省份j在t時期的定基價格指數(shù)(張軍等,2003)。本文選取能源消耗總量和用水總量衡量物力(資源)投入。
(2)不可控制投入變量:政府環(huán)境規(guī)制政策。由于政府環(huán)境規(guī)制政策具有落實周期長、難度大等特征,且時刻影響綠色技術創(chuàng)新過程,因此本文將環(huán)境規(guī)制視為不可控制投入變量。借鑒Langpap等[11]、王瑤[12]的研究,將其劃分為命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵型環(huán)境規(guī)制和公眾參與型環(huán)境規(guī)制3個變量??紤]到數(shù)據(jù)可得性,借鑒李斌等[22]的研究,以各地區(qū)頒布的地方性環(huán)保法規(guī)、規(guī)章、標準數(shù)量衡量命令控制型環(huán)境規(guī)制;借鑒吳磊等(2020)的做法,采用排污費征收額衡量市場激勵型環(huán)境規(guī)制;借鑒王瑤[12]的做法,選用各地區(qū)披露的突發(fā)性環(huán)境事件次數(shù)衡量公眾參與型環(huán)境規(guī)制。
(3)期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出變量。借鑒相關研究成果[5,21,23],選取高新技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入和綠色專利數(shù)作為期望產(chǎn)出變量,以更好地反映綠色技術創(chuàng)新過程。因為綠色專利在申請過程中就已投入使用,因此能夠更加穩(wěn)定、可靠、真實地反映企業(yè)綠色技術創(chuàng)新能力。另外,以CO2、SO2、COD、NH3-N排放量為非期望產(chǎn)出變量,鑒于DEA模型投入產(chǎn)出變量個數(shù)與決策單元個數(shù)之間存在限制關系,故利用熵權法[24]對上述4種非期望產(chǎn)出指標進行客觀賦權,形成一維綜合污染當量。
2.1.2 效率測度模型構建
本文假設在時期t(t=1,2,…,T)內(nèi)存在n個決策單元DMUj(j=1,2,…,n),以及IND、ID、R個不可控制投入變量xiND、可控制投入變量xiD和可控制產(chǎn)出變量yr,且為連接變量的數(shù)量總和,則GTIE測算生產(chǎn)可能性集可表述為:鑒于規(guī)模報酬不變需滿足所有投入和產(chǎn)出之間具有固定比例的假設,因此本研究假設規(guī)模報酬可變。
借鑒動態(tài)SBM-DEA模型和不可控制變量DEA模型構建思路[25-26],構建不可控制變量動態(tài)SBM-DEA模型。對于DMUo(o=1,2,…,n)∈Pt,t=1到t=T的GTIE為:
(1)
滿足如下約束條件:
(2)
其中,λjt≥0表示DMUj在t時期的權重;分別表示可控制投入變量、可控制產(chǎn)出變量的松弛量;表示t到t+1時期的松弛變量;將DMUj在t時期的非期望產(chǎn)出變量yrjt視為投入變量;表示t時期的權重,且
t時期綠色技術創(chuàng)新效率公式如下:
(3)
其中,xiND為不可控制環(huán)境規(guī)制變量,iND=1、2、3分別表示命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵型環(huán)境規(guī)制和公眾參與型環(huán)境規(guī)制。在3種異質性環(huán)境規(guī)制政策中,命令控制型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)行為具有強制性約束,促使企業(yè)不得不改進生產(chǎn)工藝,減少環(huán)境污染。但由于命令控制型環(huán)境規(guī)制執(zhí)行成本和動態(tài)監(jiān)控成本較高,容易使企業(yè)因治理污染物排放而產(chǎn)生損失成本,如增加R&D人員和R&D經(jīng)費投入,從而對綠色技術創(chuàng)新效率產(chǎn)生負向影響;同時,命令控制型環(huán)境規(guī)制有利于促進資源優(yōu)化,減少非期望產(chǎn)出以獲得創(chuàng)新補償。當成本損失大于創(chuàng)新補償時,其對綠色技術創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制作用;當成本損失小于創(chuàng)新補償時,其對綠色技術創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進作用。此外,市場激勵型環(huán)境規(guī)制和公眾參與型環(huán)境規(guī)制分別通過經(jīng)濟激勵、提升公眾自覺環(huán)保意識影響創(chuàng)新主體的綠色創(chuàng)新行為,并對綠色技術創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進或抑制作用,這取決于其在執(zhí)行過程中產(chǎn)生的成本和收益。
綜上所述,本文構建異質性環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率的作用機理,如圖1所示。
圖1 異質性環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新效率的作用機理
Fig.1 Influence mechanism of heterogeneous environmental regulation on GTIE
2.2 綠色技術創(chuàng)新效率Kernel密度估計
本文通過繪制不同時期未考慮或考慮異質性環(huán)境規(guī)制影響各省份綠色技術創(chuàng)新效率的Kernel密度估計曲線,揭示其時空演變特征。Kernel密度函數(shù)類型多樣,本研究選取具有較好光滑性的Gaussian核函數(shù)對變量進行估計[27]。假設未考慮及考慮異質性環(huán)境規(guī)制影響的各省份綠色技術創(chuàng)新效率樣本總數(shù)為τ,τ1,τ2,...,τm取自樣本總體,對應的樣本觀測值為τ1,τ2,...,τm,任意τ密度函數(shù)f(τ)估計值為[25]:
(4)
其中,m表示觀測樣本的總個數(shù);h為窗寬,使用AMISE法獲得最佳窗寬估計值;令u=(τ-τi)/h,k(u)=(exp(-u2/2))/(2π)表示Gaussian核函數(shù)[28],滿足k(u)≥0且k(u)du=1。
2.3 綠色技術創(chuàng)新效率重心時空躍遷路徑測算
GTIE在t時期的重心空間位置從側面反映周圍空間位置綠色技術創(chuàng)新效率處于相對均衡狀態(tài)。從時間t到t′,若某區(qū)域綠色技術創(chuàng)新效率所占比重較大且增速較快,則重心就會向該位置遷移,并呈現(xiàn)出某種規(guī)律性特征。參照盧俊宇等[20]、梁中等[21]的研究,假設中國內(nèi)地30個省份處于同一均質平面,各省份綠色技術創(chuàng)新效率重心位于省會城市,則t時期j省份綠色技術創(chuàng)新效率重心坐標為:
(Longt°,Latt°)=
(5)
其中,Longj°、Latj°分別表示j省份省會城市的經(jīng)度坐標和緯度坐標;τjt表示t時期j省區(qū)GTIE。
從時間t到t′,(Longt°,Latt°)到(Longt′°,Latt′°)的綠色技術創(chuàng)新效率重心躍遷距離及方向坐標為:
(6)
其中,R表示經(jīng)緯度坐標與平面距離之間的轉換系數(shù),借鑒高軍波等[29]的研究,取值為111.11,n=0,1,2為弧度與具體角度之間的轉換指標。當υtt′=0時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為正東;當0<υtt′<90時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為東北;當υtt′=90時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為正北;當90<υtt′<180時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為西北;當υtt′=180時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為正西;當-90<υtt′<0時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為東南;當υtt′=-90時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為正南;當-180<υtt′<-90時,說明綠色技術創(chuàng)新效率重心遷移方向為西南。
3 實證結果分析
3.1 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計分析
本文選取2001-2018年中國內(nèi)地30個省份投入產(chǎn)出變量數(shù)據(jù)、環(huán)境規(guī)制量化數(shù)據(jù)進行分析,數(shù)據(jù)主要來源于2002-2019年《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》(考慮到數(shù)據(jù)可得性,未將西藏納入統(tǒng)計),以2001年不變價格為基準對變量進行處理,各變量描述性統(tǒng)計結果如表1所示。數(shù)據(jù)來源與篩選標準如下:
表1 描述性統(tǒng)計分析結果
Tab.1 Descriptive statistics
(1)命令控制型環(huán)境規(guī)制中的地方性環(huán)保法規(guī)、規(guī)章、標準數(shù)量來源于2002-2019年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒,鑒于生態(tài)環(huán)境法規(guī)、規(guī)章與標準執(zhí)行存在一定連續(xù)性,故本文對其進行逐年累計處理。
(2)公眾參與型環(huán)境規(guī)制中的突發(fā)性環(huán)境事件次數(shù)來源于2002-2019年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》,根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中的指標解釋,突發(fā)性環(huán)境事件次數(shù)是指突然發(fā)生,造成或可能造成重大人員傷亡、重大財產(chǎn)損失及對全國或者某一地區(qū)經(jīng)濟社會穩(wěn)定、政治安定構成重大威脅和損害,有重大社會影響的涉及公共安全的環(huán)境事件次數(shù)。
(3)綠色專利數(shù)據(jù)。本文參照OECD公布的《WIPO35個技術領域與IPC對照表》(2019.07版),立足于綠色創(chuàng)新內(nèi)涵,以環(huán)境技術領域對應的IPC分類為依據(jù),設立“A62C+、B01D45+、B01D46+”等18個分類號,限定時間范圍為2001-2018年,在萬方專利數(shù)據(jù)庫中收集282 666件綠色專利數(shù)據(jù),利用Python軟件識別和篩選各專利摘要并按照年份和地區(qū)進行分類,以獲取省級層面綠色專利數(shù)據(jù)。
由表1可知:①中國各省份綜合污染狀況與綠色技術創(chuàng)新財力投入不對稱,2001-2018年,各省份R&D經(jīng)費支出資本存量均值為827.96億元,但是綜合污染當量均值為89.86,說明我國在污染控制方面仍有較大改進空間;②高新技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入與R&D經(jīng)費支出資本存量變異系數(shù)較高,說明我國各省份技術創(chuàng)新資本投入與銷售收入差異較大;③CER和VER變異系數(shù)較高,表明中國綠色技術創(chuàng)新環(huán)境規(guī)制政策存在顯著空間差異性;④CER出現(xiàn)兩個差距懸殊的極端值:“0”和“83”,其中,“0”代表部分省份生態(tài)環(huán)境法規(guī)與標準尚處于起步階段,當年并未制定相關生態(tài)環(huán)境規(guī)制政策,如2001年的安徽和福建。引致“83”這一數(shù)值出現(xiàn)的事件邏輯可解釋為:北京作為生態(tài)文明建設典范區(qū)域,自2001年開始,生態(tài)環(huán)境法規(guī)、規(guī)章與標準密集出臺、持續(xù)積累,至2018年達83項,為其它省份生態(tài)環(huán)境治理起到引領和示范作用。
3.2 異質性環(huán)境規(guī)制影響對比
2001—2018年,未考慮ER影響、考慮CER影響、考慮MER影響和考慮VER影響的中國內(nèi)地30個省份GTIE均值分別為0.40、0.56、0.52和0.52,如圖2所示。從整體看,CER、MER、VER均可促進綠色技術創(chuàng)新效率向前沿遷移。在東北地區(qū)和西部地區(qū),強制性環(huán)境管制能夠有效提升綠色技術創(chuàng)新能力。在東部地區(qū)和中部地區(qū),MER對綠色技術創(chuàng)新發(fā)展的影響超過CER和VER,表明以排污費征收為代表的市場激勵規(guī)制手段更容易在東部地區(qū)和中部地區(qū)發(fā)揮作用。事實上,中部地區(qū)(除山西外)4類GTIE均值分別為0.16、0.33、0.19和0.25,表明強制性環(huán)境管制能夠有效提升綠色技術創(chuàng)新能力。山西4類GTIE分別為0.11、0.12、1.00和0.12,主要原因如下:2003年,山西省對排污費資金收繳管理進行了重大改革,從2006年起將全部專項用于環(huán)境污染防治,2016年排污費征收額高達11.1億元,全國排名第4,極大地推動了山西省綠色技術創(chuàng)新發(fā)展。
圖2 2001-2018年考慮和未考慮異質性環(huán)境規(guī)制影響的綠色技術創(chuàng)新效率
Fig.2 GTIE with/without the impact of heterogeneous environmental regulations during 2001-2018
2001-2018年,中國內(nèi)地30個省份綠色技術創(chuàng)新水平依然偏低,主要受東北地區(qū)、中部地區(qū)的影響。在東部地區(qū),北京、天津、廣東、海南GTIE始終為1,處于共同前沿面;在西部地區(qū),青海GTIE始終為1,這得益于中共十八大以來,科技創(chuàng)新圍繞傳統(tǒng)特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)提質增效,在新能源、新材料、特色農(nóng)牧業(yè)等領域填補了諸多空白,走出一條獨具特色的創(chuàng)新之路,促使其它各省份也受到異質性環(huán)境規(guī)制的積極影響。
“十五”時期、“十一五”時期、“十二五”時期和“十三五”前期,考慮和未考慮異質性環(huán)境規(guī)制影響的綠色技術創(chuàng)新效率如表2所示。由表2可知,從時間差異看,四類GTIE在4個時期整體呈增長趨勢,“十三五”前期最接近效率前沿面,均值分別為0.71、0.82、0.84和0.81,表明政府強制性環(huán)境規(guī)制手段能夠有效推進中國各省份綠色技術創(chuàng)新發(fā)展,征收排污費規(guī)制手段整體上未對企業(yè)產(chǎn)生預期作用。此外,從“十二五”時期開始,VER的影響效應追趕上MER,表明環(huán)境污染披露等規(guī)制手段起到良好的監(jiān)督作用和輿論引導作用,促使企業(yè)不斷約束自身行為并加大綠色技術創(chuàng)新,以提高市場競爭力。
表2 考慮和未考慮異質性環(huán)境規(guī)制影響的綠色技術創(chuàng)新效率
Tab.2 GTIE with/without the impact of heterogeneous environmental regulations in each period
從區(qū)域空間差異看:①東部地區(qū)四類GTIE在4個時期的變化趨勢與全國一致,高于全國平均水平,發(fā)揮引領作用;另外,異質性環(huán)境規(guī)制影響作用與全國不同,從“十一五”時期開始,VER的影響作用始終高于MER和CER,且從“十二五”時期開始,MER的影響作用超過CER,表明經(jīng)濟社會發(fā)展水平最高的東部地區(qū)能夠更有效地發(fā)揮市場機制的調節(jié)作用和公眾監(jiān)督作用;②東北地區(qū)四類GTIE在4個時期呈現(xiàn)波動性增長趨勢,但始終低于全國平均水平,“十一五”時期效率值最低,說明強制性規(guī)制手段更有利于促進綠色技術創(chuàng)新發(fā)展;③中部地區(qū)四類GTIE在4個時期的變化趨勢與全國相同,但低于全國平均水平。排污費征收在“十五”時期和“十一五”時期對中部地區(qū)企業(yè)未產(chǎn)生預期作用;從“十二五”時期開始,排污費征收比強制性環(huán)境規(guī)制更能促進綠色技術創(chuàng)新發(fā)展;④西部地區(qū)四類GTIE在4個時期的變化趨勢與全國一致,但低于全國平均水平,異質性環(huán)境規(guī)制影響作用與全國不同,CER正向影響作用始終超過MER,表明西部地區(qū)地方標準、規(guī)章等規(guī)制手段能夠更有效地促進資源向清潔型生產(chǎn)企業(yè)轉移。此外,從“十二五”時期開始,VER的影響效應追趕上CER。
3.3 綠色技術創(chuàng)新效率時空演變特征
本文繪制4個規(guī)劃期開局之年、收官之年及2018年中國內(nèi)地30個省份4類GTIE的Kernel密度分布曲線。如圖3(a)所示,Kernel密度曲線存在顯著階段性特征,2001年、2005年、2006年和2010年Kernel密度曲線呈“雙峰”分布,表明中國內(nèi)地30個省份GTIE在4個典型年份兩極分化趨勢明顯。事實上,一些省份綠色技術創(chuàng)新表現(xiàn)較差(GTIE<0.2),聚集水平較低,如山西、安徽、湖北、湖南、吉林、甘肅、廣西、內(nèi)蒙古和新疆,而北京、天津、上海、廣東則向效率前沿1聚集。2011年,這種低水平聚集問題得到緩解,曲線呈“寬峰”分布;從2011年開始,經(jīng)2012年、2015年和2016年到2018年,曲線由“寬峰”向“單峰”演化,波峰逐漸右移且高度逐年上升,表明各省份效率值整體得到提升并向高值集聚,這同樣可由2018年Kernel密度曲線左側拖尾長于右側拖尾得以印證。
如圖3(b)所示,考慮CER影響的綠色技術創(chuàng)新效率Kernel密度曲線呈現(xiàn)由“雙峰”向“寬峰”過渡并最終演化為單峰的趨勢,與未考慮ER影響的GTIE相似,時空演變呈現(xiàn)效率逐漸優(yōu)化、空間差距日漸縮小趨勢,表明地方性標準、規(guī)章等強制性規(guī)制在2005年之前影響作用偏弱,存在一定的滯后性??紤]CER影響的綠色技術創(chuàng)新效率Kernel密度曲線更靠近效率前沿,再次驗證CER對GTIE產(chǎn)生了顯著正向影響作用。
如圖3(c)、3(d)所示,考慮MER、VER影響的綠色技術創(chuàng)新效率Kernel密度曲線不斷向右移動,展示出更強的兩極分化態(tài)勢;同時,考慮MER、VER影響的綠色技術創(chuàng)新效率Kernel密度曲線向高值集聚趨勢更加顯著,效率整體優(yōu)化趨勢更加明顯。需要注意的是,受市場盲目性與公眾事件隨機性的干擾,圖3(c)、3(d)Kernel密度曲線變化規(guī)律不如圖3(a)、3(b)清晰。
圖3 2018年中國內(nèi)地30個省份4類GTIE時空演變趨勢
Fig.3 Spatial-temporal evolution of four types of GTIE in 30 provinces of China in typical years
考慮到中國各省域經(jīng)濟社會發(fā)展水平存在空間差異,本文分區(qū)域繪制Kernel密度曲線以揭示其時空演變特征(受篇幅限制,不再列示)。結果發(fā)現(xiàn),東部地區(qū)GTIE的Kernel密度曲線演變趨勢與全國基本一致,但效率整體優(yōu)化趨勢更加明顯,且東部地區(qū)GTIE明顯高于其它地區(qū),這可能得益于東部地區(qū)固有的技術創(chuàng)新優(yōu)勢。東北部地區(qū)GTIE兩極分化趨勢逐年得到緩解,但波峰主要集中于0.0~0.75之間,說明東北地區(qū)GTIE偏低。中西部地區(qū)兩極分化趨勢明顯減弱,且不斷向前沿逼近?!笆濉鼻捌?,與中部地區(qū)Kernel密度曲線維持“寬峰”狀態(tài)不同,西部地區(qū)Kernel密度曲線進一步向偏右“寬峰”和“弱雙峰”方向演進,說明西部地區(qū)各省域綠色技術創(chuàng)新呈現(xiàn)向高效率集聚演進態(tài)勢。
與未考慮ER影響的GTIE動態(tài)演化特征相比,考慮CER、MER、VER影響的4個地區(qū)GTIE呈整體提升及向高值集聚態(tài)勢。需要說明的是:①東部地區(qū)在2001年和2005年受公眾事件的隨機干擾,因而考慮MER、VER影響的東部地區(qū)GTIE動態(tài)演化聚集規(guī)律出現(xiàn)隨機性特征。伴隨著環(huán)境信息披露標準和外部輿論監(jiān)管機制的不斷完善,考慮VER影響的東部地區(qū)GTIE整體提升及向高值集聚幅度更大;②在東北地區(qū),考慮CER影響的GTIE整體提升及集聚趨勢較為顯著;③在中部地區(qū),由于考慮MER影響的山西GTIE取值為1,導致考慮MER影響的中部地區(qū)GTIE兩極分化趨勢較其它3種情形更明顯;④在西部地區(qū),基于市場調節(jié)的盲目性和滯后性,考慮MER影響的西部地區(qū)GTIE向高值集聚演化速度放緩。
3.4 GTIE時空躍遷路徑
現(xiàn)有文獻多從高新技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長、環(huán)境污染等視角探討綠色技術創(chuàng)新影響因素,但對時空躍遷路徑的分析較少?;诖?,本研究從技術創(chuàng)新能力分化和環(huán)境污染分化可能引致綠色技術創(chuàng)新分化的假設出發(fā),以高新技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入(記為高新技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟)和綜合污染當量(記為污染)為參照對象,分析其與4類GTIE在躍遷路徑上的相關性,以揭示其內(nèi)在規(guī)律。2018年中國內(nèi)地30個省份4類GTIE、高新技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、污染重心及遷移方向如表3所示,4類GTIE重心躍遷路徑如圖4所示。由表3和圖4(a)可知,未考慮ER影響的GTIE重心位于東經(jīng)112.30°~114.42°至北緯31.93°~33.11°之間,整體向西北遷移。總體而言,遷移距離最大值為2005—2006年的170.19km,最小值為2011—2015年的29.80km,這可能得益于“西部大開發(fā)戰(zhàn)略”的實施與環(huán)境保護均衡發(fā)展。2001—2005年,未考慮ER影響的GTIE重心向東北方向遷移,遷移距離為108.08km,表明相較于全國平均水平而言,2005年重心點河南省駐馬店市汝南縣東北方向相比于2001年改善幅度較大。事實上,2001-2005年安徽和江蘇未考慮ER影響的GTIE分別增長了302.25%和7.47%;2005-2006年,未考慮ER影響的GTIE向西南方向遷移,遷移距離最大值為170.19km,表明與2005年相比,2006年未考慮ER影響的GTIE重心點湖北棗陽西南方向相比于全國平均水平提升幅度明顯。事實上,2005-2006年湖北、湖南和貴州未考慮ER影響的GTIE分別增長了230.93%、16.94%和132.03%,而2005-2006年全國未考慮ER影響的GTIE均值出現(xiàn)負增長(-4.30%)。
表3 2018年中國內(nèi)地30個省份4類GTIE重心、高新技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟重心、污染重心及遷移方向
Tab.3 Gravity center of four types of GTIE, high-tech industrial economy, pollution and their transition direction in 30 provinces of China in typical years
2006—2010年、2010—2011年未考慮ER影響的GTIE重心點仍為湖北襄陽,雖然分別向東南、西北方向偏移,但移動距離較少,表明這兩個時期考慮ER影響的GTIE空間格局變化幅度較小。2011—2015年未考慮ER影響的GTIE重心點為河南省駐馬店市泌陽縣,向東北方向偏移29.80km;2015—2016年未考慮ER影響的GTIE重心點為河南省南陽市社旗縣,向西南方向偏移115.47km;2016—2018年未考慮ER影響的GTIE重心點為河南省南陽市社旗縣,向西南方向偏移115.47km;2011—2018年未考慮ER影響的GTIE重心整體向北遷移,該現(xiàn)象一定程度上反映了“十二五”時期東北振興在提高區(qū)域創(chuàng)新能力、促進資源型城市可持續(xù)發(fā)展以及加強生態(tài)建設等方面所取得的成就。
由圖4可知,從整體空間格局看,2018年4類GTIE重心分布在河南和湖北,考慮CER、MER、VER影響的GTIE重心空間分布差異比未考慮ER影響作用較小,尤其是2018年考慮CER影響的GTIE重心(除2005年和2006年外)基本分布在河南省南陽市社旗縣,表明異質性環(huán)境規(guī)制手段有利于縮小GTIE空間差距,并呈現(xiàn)出更高水平的空間集聚狀態(tài);考慮CER、VER影響的GTIE重心空間分布聚集性更穩(wěn)定,說明政府強制性規(guī)制手段能夠有效改善中國各省域綠色技術創(chuàng)新效率非均衡狀態(tài)。同時,考慮VER影響的GTIE重心(除2005年和2010年外)也基本分布在河南省南陽市社旗縣,但重心遷移距離較大,尤其是在2001—2005年和2005—2006年,說明伴隨著環(huán)境信息披露標準和外部輿論監(jiān)管機制的不斷完善,考慮VER影響的GTIE空間聚集性得到進一步提升。從重心遷移方向看,4類GTIE重心在緯度上向偏北方向移動,未考慮ER、考慮CER影響的GTIE重心在經(jīng)度上均向西偏移,考慮MER、VER影響的GTIE重心在經(jīng)度上均向東偏移,考慮MER影響的GTIE重心在經(jīng)度上偏移幅度較大,表明排污費征收手段比強制性、公眾參與型環(huán)境規(guī)制能夠更好地改善東西部地區(qū)綠色技術創(chuàng)新發(fā)展差距;考慮VER影響的GTIE重心在緯度上偏移幅度較大,表明公眾參與型環(huán)境規(guī)制比強制性、市場型環(huán)境規(guī)制能夠更好地改善南北方綠色技術創(chuàng)新發(fā)展差距。在空間相關性方面,考慮CER影響的GTIE重心遷移路徑與未考慮ER影響的GTIE遷移路徑相似性更高,均是整體向西北方向遷移,表明強制性環(huán)境規(guī)制對于綠色技術創(chuàng)新效率的提升作用更強。綜上可知,4類GTIE重心在空間分布上具有一定相似性,考慮異質性環(huán)境規(guī)制有利于促進中國內(nèi)地30個省份綠色技術創(chuàng)新均衡發(fā)展。受環(huán)境信息披露事件隨機性、輿論形成不規(guī)則性、市場調控盲目性和滯后性的影響,考慮VER、MER影響的GTIE相比于考慮CER影響的GTIE空間遷移軌跡更明顯。
圖4 2018年中國內(nèi)地30個省份4類GTIE重心躍遷路徑
Fig.4 Transition path of gravity center of four types of GTIE in 30 provinces of China in typical years
2018年,技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟重心、污染重心分別向西南方向移動427.04 km和182.50 km。就整體方向而言,在經(jīng)度上兩者重心遷移方向與未考慮ER影響、考慮CER影響的GTIE重心遷移方向一致,在緯度上兩者重心遷移方向與4類GTIE重心遷移方向相反。當期GTIE重心與上期污染重心遷移方向基本一致,說明水生態(tài)文明建設、大氣生態(tài)文明建設對綠色技術創(chuàng)新發(fā)展存在滯后影響。2018年,中國內(nèi)地30個省份綠色技術創(chuàng)新發(fā)展趨勢差異較大,因此應制定相關策略縮小東西地區(qū)與南北方發(fā)展差距。
4 結論與討論
4.1 結論與建議
本文將異質性環(huán)境規(guī)制視為不可控制變量納入投入產(chǎn)出分析理論框架,構建動態(tài)SBM-DEA模型,測度異質性環(huán)境規(guī)制對中國綠色技術創(chuàng)新效率影響的時空差異,并分析其動態(tài)演化特征及時空躍遷路徑,得出如下研究結論并提出相應改進建議:
(1)2001—2018年,異質性環(huán)境規(guī)制對中國內(nèi)地30個省份GTIE具有正向影響,影響程度存在地區(qū)差異性;受東北地區(qū)、中部地區(qū)技術創(chuàng)新能力較為滯后的影響,中國整體綠色技術創(chuàng)新效率依然偏低。從研究時期差異看,4類GTIE整體呈增長趨勢,但市場規(guī)制手段在東北、中西部地區(qū)表現(xiàn)欠佳。從地區(qū)空間差異看,僅有東部地區(qū)4類GTIE在4個時期高于全國平均水平。因此,應強化綠色技術創(chuàng)新效率要素市場配置,破除非環(huán)境友好型因素,推動綠色技術創(chuàng)新升級能力。促進東部地區(qū)綠色技術高質量發(fā)展,實現(xiàn)重點領域關鍵技術突破,提升綠色技術創(chuàng)新層級;加強東西部地區(qū)、南北方地區(qū)綠色創(chuàng)新項目交流與合作,加快創(chuàng)新成果轉化和應用,擴大創(chuàng)新規(guī)模。
(2)4類GTIE在2018年呈整體提升及向高效率集聚趨勢,時空演變具有效率逐漸優(yōu)化、空間差距縮小的特征,但空間非均衡問題依然存在。CER的影響存在一定滯后性,考慮MER、VER影響的GTIE時空演變趨勢存在波動性??紤]CER、MER、VER影響的各區(qū)域GTIE相比于未考慮ER影響的GTIE呈現(xiàn)整體提升及向高值集聚態(tài)勢,考慮VER影響的各地區(qū)GTIE演化規(guī)律具有一定的隨機性特征。因此,各省份應持續(xù)完善環(huán)保制度體系,使公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具長期發(fā)揮作用,如常態(tài)化披露環(huán)境信息、逐步擴大環(huán)境訴訟主體范圍等。
(3)2018年異質性環(huán)境規(guī)制有利于縮小中國內(nèi)地30個省份GTIE空間差距,考慮MER、VER影響的GTIE的規(guī)律性偏弱。以高新技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟重心和污染重心為參照對象,為推動中國綠色技術創(chuàng)新均衡、高效發(fā)展,應制定相關策略縮小南北方發(fā)展差距,合理利用東西部地區(qū)、南北方地區(qū)之間的時間差,梯級推進綠色技術產(chǎn)業(yè)結構轉型;另外,以中心城市引領城市群開展技術協(xié)同創(chuàng)新,加強全過程管理,減少污染物排放,引導企業(yè)開展綠色清潔生產(chǎn),加快區(qū)域產(chǎn)業(yè)綠色升級。
4.2 不足與展望
本文存在以下不足:①從測算方法看,未將綠色技術創(chuàng)新過程“黑箱”打開,未來可將其拆分為綠色技術開發(fā)、綠色技術成果轉化和環(huán)境治理三階段串型結構,構建考慮不可控制變量的多階段動態(tài)SBM-DEA模型,測算綠色技術創(chuàng)新階段效率和整體效率,以提高測算結果的精確性和豐富性;②從測度指標看,在利用Python識別和篩選各專利摘要并將其按照年份和地區(qū)進行分類時,存在無法對某些申請人數(shù)據(jù)進行識別的問題。未來可利用“愛企查”“天眼查”“國家知識產(chǎn)權局-專利檢索”等平臺,對無法識別的文本進行深入分析,進一步提高綠色專利數(shù)據(jù)統(tǒng)計質量。
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