城市綠色創新效率評價及其影響因素分析

李金滟，李 超，李澤宇

（中國地質大學 經濟管理學院，武漢 430074）

城市綠色創新效率評價及其影響因素分析

李金滟，李 超，李澤宇

（中國地質大學 經濟管理學院，武漢 430074）

文章以湖北省12個地級市作為決策單元，構建熵權法結合超越對數形式的隨機前沿模型，測算綠色創新效率并對其影響因素進行了分析。結果表明：①2007—2014年湖北省城市綠色創新平均效率為0.307，仍有近70%提升空間；城市間差異顯著，武漢、宜昌、襄陽優勢明顯。②科技人員和科技支出作為創新資源投入對于湖北省綠色創新產出有著顯著的正向作用，科技人員具有更高的產出彈性；而環境污染指數對于綠色創新存在著明顯的抑制作用。③環境規制強度與綠色創新效率呈“倒U”型關系，“波特假說”中合理的環境規制的重要性也得到印證；④區域開放程度對湖北省綠色創新效率具有負向作用，教育水平提高和產業結構優化升級有利于湖北省綠色創新效率的提高。

城市；綠色創新效率；熵權法；超越對數生產函數；隨機前沿模型

0 引言

我國“十三五”規劃首次將創新擺在了國家發展全局的核心位置，提出“創新、協調、綠色、開放、共享”五大發展理念，“五位一體”的總體布局明確提出了“生態文明建設”這一重大戰略部署，強調了空間格局、產業結構、生產方式及生活方式的綠色發展。因此，將綠色可持續發展的思想應用于創新活動而產生的“綠色創新”戰略無疑是解決“城市病”的一劑良方，并且將成為新型城鎮化的應有之義。考慮到“城市”對于促進經濟增長中創新“牽引”和實現綠色發展“載體”的雙重作用，本文參考現有的研究成果，結合可獲得的數據，以湖北省12個地級市作為決策單元，構建熵權法結合超越對數形式的隨機前沿模型測算其綠色創新效率，并對其影響因素進行了分析和提出建議，本文的研究不僅對評價和提升湖北省城市綠色創新效率有現實意義，也將為中國其他城市綠色創新發展的研究和實踐提供可借鑒的思路。

1 研究方法

早期對于創新效率的研究主要使用的是非參數（DEA）方法，而非參數法無法對創新的影響因素作更為細致的分析，區域綠色創新中環境因素等的影響又無法忽視。而以隨機前沿（SFA）方法為代表的參數法恰好彌補了這種不足，它通過估計生產函數對生產過程進行描述，使技術效率估計得到控制，不僅可以測算每個個體的技術效率，而且可以定量分析各種相關因素對個體效率差異的具體影響。傅曉霞等分別運用SFA和DEA方法測算了中國各省區技術效率改進、前沿技術進步和全要素生產率變化的Malmquist指數，并發現相較于DEA的測算結果，多數隨機前沿分析結果比較接近,具有更好的穩健性[1]。而SFA模型的所設定的一般形式如式（1）所示：

其中yit表示各決策單元i在t時期的產出，f(xit,t)表示位于生產可能性邊界上的前沿產出，x代表各個投入向量，t代表時間，Vit-uit表示誤差項，其中Vit和uit相互獨立，Vit為服從vit～N(0,σ2V)分布的獨立同分布隨機變量。uit為服從uit～N(mit,σ2u)正半部截斷分布的非負隨機變量，它反映了技術無效率，即第i個決策單元在第t年的技術效率損失。為了進一步考慮各個決策單元的效率差異，在隨機前沿生產模型基礎上引進技術非效率函數來進一步分析各因素對決策單元效率的影響，其具體公式如式（2）所示：

其中，zit為影響效率的各個因素，δ0為常數項，δ代表各個影響因素對效率的影響程度的待估參數，當δ＜0時，表明影響因素對效率具有正向作用；反之，表示影響因素對效率具有負向作用，wit為隨機誤差項。在生產函數的選擇上，主要有柯布-道格拉斯生產函數和超越對數生產函數兩種形式。而超越對數生產函數形式更為靈活，且假設更為廣泛，能夠較好地規避因函數形式誤設而產生的估計偏差。同時考慮到本文研究的是面板數據，事先無法判斷技術中性和產出彈性固定的問題，因此本文選取超越對數生產函數的SFA模型，參考曹霞和于娟[2]的研究,本文設定的超越對數的生產函數的具體形式如下：

其中，β為待估計變量的系數，j和k代表第j個和k個投入變量，其余變量和誤差項與前文保持一致。由于隨機前沿分析法無法處理多產出的效率，針對這個問題本文對隨機前沿法做出改進，考慮城市綠色創新產出，不僅要包括專利、產業產值等一般創新產出，還涉及環境污染和能源消耗等指標。本文對SFA模型進行了改進，參考蔣天穎等[3]對于區域差異的評價研究，應用熵權法將環境、經濟等多個變量綜合為一個可以表征綠色創新的綜合產出，克服了傳統SFA方法無法測度單產出創新效率的問題。

2 變量與數據

2．1 投入變量

大多數研究采用研究與試驗（R&D）發展人員和研究與試驗發展（R&D）經費支出來表示用于表征創新投入的變量。由于湖北省各地級市的R&D人員和R&D經費支出并未公布，因此選取《湖北統計年鑒》中有的且與其相近的從事科技活動人員數和地方財政用于科技的支出代替。從事科技活動人員數表示從事科技活動的時間(不包括加班時間)占全年工作時間10%及以上的人員,包括參與科技活動的管理人員、研發人員及其他人員，可以作為衡量創新投入的變量。科技支出作為一項政府財政投入，可以在一定程度上降低企業的創新成本和風險,刺激了企業的進行創新，同時吸引創新人才和資本入駐，從而間接地促進區域創新。

2．2 產出變量

與一般的創新活動相比，綠色創新不僅僅要含有一般創新活動的產出，還要涉及能源、資源、環境等諸多綠色環保因素。現有的研究中，專利可以較為全面地反映區域的創新成果，在創新活動的研究中仍然被普遍應用。高新技術產業屬于知識密集、技術密集型產業，能夠合理地反映技術突破和產品創新成果。萬元GDP能耗說明了經濟活動中對能源的利用程度，可以間接反映本年度各項節能政策措施的效果,對其取倒數為能源生產率或能源宏觀效率，表示每消耗一噸標準煤的經濟產值，作為一項表征單位能源消耗的經濟指標。鑒于上述產出變量并不能完全的反映環境污染狀況，本文在這此基礎上增加了環境污染指數用于表征環境污染狀況。參考楊萬平等[4]對于環境污染指數的計算，本文選取工業廢水排放量、工業煙（粉）塵、工業二氧化硫排放量，利用熵權法綜合測算出一個環境污染指數。這里環境污染指數作為一個負向的產出變量，越少越好，故將其作為投入變量處理。

2．3 影響因素

理論上講，任何與創新活動相關的因素都可能對創新效率造成影響。以Porter為代表的學者提出的“波特假說”認為在面對合理的外部環境規制時，通過綠色創新可以實現區域環境效益和經濟效益的雙贏，這有助于增強區域的競爭力[5]。本文參考陸旸[6]的研究，將人均可支配收入作為代理變量用于衡量區域的環境規制強度。區域對外交流有助于吸引外資，同時產生技術擴散效應，本文使用當年實際使用的外資金額占地區年生產總值的比值來表征區域開放程度。教育為創新提供所需的人力資本，成為國家技術創新體系中與區域創新競爭力有關的重要因素。由于高校畢業生素質較高，是就業創業的主要組成部分，同時可以體現出地方教育水平，本文參考趙連閣[7]的研究，采用萬人在校大學生人數表征地區教育水平。產業結構的升級有助于勞動生產率的提高，促進產業向高新技術、高附加值狀態的發展，對于區域綠色創新績效具有重要的推動作用。本文參考李習保等[8]的研究，使用工業總產值中高新技術產業所占的比重來反映一個地區的產業結構特性。

2．4 數據來源和預處理

數據主要來源于《湖北統計年鑒》和《中國城市統計年鑒》。最新數據可以查找到2014年的統計數據，但是作為衡量綠色創新的重要投入的科技人員數只能追溯到2007年，同時湖北省潛江、仙桃、天門三個直管市和恩施自治州、神龍架林區的大部分數據缺失，因此本文以湖北省2007—2014年的12個地級市（除去潛江、仙桃、天門、恩施自治州和神龍架林區）為樣本，測度湖北省各地級城市綠色創新效率，同時對各類影響因素的作用進行分析。科技支出、高新技術產業產值增加值等經濟指標以2005年為基期，依據地區生產總值指數做平減依次計算出2007—2014年各項指標的實際值。當年實際使用的外資金額參考《中國統計年鑒》中歷年人民幣對美元的平均匯率，將其轉換為按照當年價格的人民幣單位，所有指標中個別缺少的數據用簡單線性插值法計算得出。為了消除原始數據的量綱差異和由此產生的對分析結果影響,進行效率分析之前，從2007年開始對于每一年的數據依次采用直線型無量綱方法進行標準化處理。熵權法作為一種多指標綜合評價重要方法，它可以根據原始信息，進行指標之間的關聯度分析，并客觀地為各指標賦權，從而避免由主觀因素導致的偏差。因此本文采用熵權法計算出各地級市環境污染綜合指數和綠色創新綜合產出。

綜上所述，結合本文所選取的綠色創新投入產出指標，最終建立如下超越對數生產函數隨機前沿模型：

式（4）中，yit表示第i個地區第t年運用熵值法計算出來的綠色創新綜合產出值；pit表示科技人員數量，cit表示科技支出，hit表示綜合污染指數；β表示待估參數。式（5）中，mit表示綠色創新產出的無效率向分布函數的均值；EN、OPEN、EDU、INDUST分別為影響創新效率的四個因素，分別表征環境規制強度、區域開放程度、教育水平和產業結構。

3 結果分析

3．1 創新效率測度結果

本文將各項投入指標和熵權法計算出來的綜合創新產出，導入隨機前沿模型中計算，應用frontier4.1軟件測度湖北省12個地級市2007—2014年綠色創新效率，并分析環境規制、對外開放程度、教育水平和產業結構四個影響因素對綠色創新效率的影響情況，如表1所示。

表1 生產函數估計結果

由表1生產函數估計結果來看，γ=0.999，十分接近1，表明SFA中99.9%的誤差主要是由于技術非效率引起的。如果忽略技術效率的影響，將不能準確地反映各地區的綠色創新效率，證明了利用SFA方法進行估計是必要的且適合的。對數似然函數值為-64.609，說明了極大似然估計的效果更好；單邊LR檢驗值為85.215＞23.551，服從混合卡方分布，表明整體估計有效。在生產函數部分，可以發現從事科技活動人員對于綠色創新產出的彈性系數為0.186，檢驗結果在1%的水平上統計顯著；政府支出中用于科技支出對于綠色創新產出的彈性系數為0.181，檢驗結果在10%的水平上統計顯著。檢驗結果表明，科技支出作為一項政府公共財政支出，有效地降低企業的研發成本和風險，對創新產出產生積極的影響。相對于科技支出，科技人員對于綠色創新的產出推動作用更大，這個結果也在一定程度上證明人才作為綠色創新活動的基石，對于綠色創新起著重要的促進作用。而環境污染指數對于綠色創新產出的彈性系數為-1.363，檢驗結果在20%的水平上統計顯著，驗證了資源環境的破壞對于區域綠色創新產出具有負向的作用。

從下頁表2的效率函數估計結果來看，可以充分地拒絕環境規制、對外開放程度、教育水平和產業結構四個影響因素對于湖北省整體綠色創新效率無關的假設。

環境規制強度的回歸系數δ1=-1.667＜0，而其平方的回歸系數δ2=1.698＞0，表明環境規制強度與湖北省綠色創新效率之間呈的倒“U”型相關關系。表明在合理的環境規制強度下，企業有足夠的動力進行技術創新以應對隨之增加的環境成本，同時污染排放減少，企業收益提高，實現“創新補償效應”，此時環境規制對于綠色創新效率產生正向作用。隨著環境規制趨緊，企業不得不投入大量的資金用于技術改造，當環境規制強度超過了所能承受的范圍，就會擠出了原本用于正常生產的投入，會對整體經濟發展造成“創新抵消效應”，從而對綠色創新效率產生抑制作用。而檢驗結果也表明湖北省現有的環境規制強度是合理的，對于全省的綠色創新起著促進作用。

表2 效率函數估計結果

δ3=0.620＞0，表明以實際使用的外商投資占地區生產總值的比所表示的對外開放程度對于綠色創新效率的提高沒有促進作用。由于外商具有資金、技術和政府的政策優勢，確實會對本地企業和市場造成巨大的沖擊，擠占本地企業的市場份額，造成“市場竊取”效應。另一方面，考慮到政策以及市場因素的影響，湖北省內的外商直接投資主要以第二產業為主，而作為第二產業中流砥柱的制造業，其核心技術仍然被外資企業掌控，技術轉移與擴散的步伐受限,其正向技術溢出效應往往具有一定的滯后性，技術改造和產業升級并沒有在短期內表現得很明顯。

δ4=-4.803＜0，表明教育水平與湖北省綠色創新效率呈正相關，教育水平越高，綠色創新效率越高。作為傳統的教育大省，隨著教育的投入和政策支持力度的不斷加大，湖北省的教育水平得到了明顯的提升，截止2015年底湖北省在校大學生人數已達到141萬人；以高校畢業生為代表的創新人才不斷進入社會，而這類創新人才所具有的技術知識存在著正的外部效應，從而有利于提高區域創新能力。伴隨著湖北省整體教育水平的提高，勞動力素質也會得到提升，高素質的勞動力吸收、消化進而利用和創新技術的能力也越強，從而促進區域創新資源更加合理、高效地應用于創新實踐中，進一步提高全省的整體綠色創新效率。

δ5=-2.607＜0，表明了產業結構的升級有利于湖北省綠色創新效率的提高。一方面，作為研發密集型產業，截止2014年高技術產業占湖北省工業總產值比重由2010年的27.2%提高到37.6%，這意味著湖北省整體的創新資源和活動處于強勢增長期。另一方面，隨著湖北工業轉型升級和綠色制造的深入推進，整體產業結構的優化升級明顯，輕工業增加值增長12.7%，快于重工業增速3.1個百分點，制造業精深加工比重提升，結構改善和升級勢頭明顯。全省高耗能行業比重持續降低，六大高耗能行業增長6.4%，總體占比降至27.3%，能耗結構不斷優化。產業結構調整優化升級，高耗能行業比重下降的工業發展態勢保證了綠色創新活動可以享受產業結構優化紅利。

3．2 創新效率差異及影響因素分析

根據表2，整體來看湖北省2007—2013年綠色創新效率的平均值為0.307。這表明了湖北省的綠色創新活動還存在著很大程度上的無效率現象，約有70%的改善空間。本文利用隨機前沿模型，對湖北省12個地級市2007—2014年綠色創新效率進行了實證研究，其具體結果如表3所示。

表3 湖北省12個地級市綠色創新效率值

結合表3，橫向上來看，湖北省各地級市之間綠色創新效率有較大差異。武漢、襄陽、宜昌作為經濟較為發達，同時也是“一主兩副”三個國家級創新型試點城市，其創新效率一直維持在一個較高的水平（0.4以上）。而荊門、孝感、黃岡、咸寧經濟實力較弱，其綠色創新效率基本維持在0.2以下，這也驗證了經濟發展水平對于區域創新生產活動具有顯著的正向影響。以武漢為例，一方面，憑借其較好的經濟基礎每年吸引大量的人才和外部資源流入，充分地提高了對于先進技術的對接和吸收能力。另一方面，武漢在學術資源上具有絕對的優勢，由于“干中學”效應的存在，更能夠促進技術知識的傳播和溢出，形成更多的內生性技術進步，促進創新資源集聚和創新活動的開展。綜合兩方面的因素，導致武漢進一步拉開了與湖北其他城市之間的差距，同時也保證了其綠色創新效率一直維持在高效的水平。同時武漢城市圈具有“點軸擴散”的分布特征，即武漢城市圈形成了集聚在仙桃、武漢、鄂州、黃石之間經濟空間聯系的密集區。因此，考慮到武漢的經濟發達程度和創新的空間外溢效應，黃石和鄂州的綠色創新效率基本維持在0.2～0.3之間。而十堰、荊州、隨州三市，由于其環境污染指數和單位GDP能耗一直較低，表明環境保護工作落實較好，在一定程度上彌補了創新能力不足的劣勢，因此其綠色創新效率也基本維持在一個中等水平。

從時間序列上看，以2012年為分水嶺，由于“十一五”期間湖北省工業發展仍然存在著工業結構不合理，能源消耗較高，產業鏈不完整和專業化水平較低等深層次的問題。大部分的城市在2012年前的綠色創新效率都處于一種相對穩定的波動狀態，但都低于2007—2014年的各城市的平均值。針對以上問題，“十二五”期間，湖北在打造工業強省的同時，加快了工業技術改造的速度，期間總投資超過1.8萬億元，為轉型升級提供了強大的動力。隨著綠色制造的深入推進，高能耗、重污染的生產線逐漸被淘汰，高新技術產業加速快跑，工業創新發展能力持續增強。2012年湖北省首次將“創新湖北”作為“五個湖北”之一，提出全面實施創新驅動戰略，同時武漢城市圈為“兩型社會”試點，宜昌、十堰市國家生態文明先行示范區等一批國家循環經濟試點示范項目，為工業轉型升級增添后勁。因此國家創新戰略的實施和強力推進，使湖北省整體綠色創新效率在2012年有了大幅度的提升。但在2012年后，面對經濟下行壓力，處于工業化中期的湖北省仍然存在著工業化水平不高，產業層次偏低，結構仍然偏重等問題，這直接導致了“十二五”后期湖北省整體綠色創新增長乏力，出現整體綠色創新效率短期下滑的現象。

4 結論及啟示

本文以湖北省為例，結合熵權法與隨機前沿模型，測算了12個地級市2007—2014年之間的綠色創新效率，同時對于湖北省整體綠色創新效率進行評估，對于12個地級市之間綠色創新效率進行了差異分析，同時探討了環境規制強度、區域開放程度、教育水平和產業結構四個影響因素對于湖北省綠色創新效率的影響，得到以下結論及啟示：

從全省而言，以科技人員和科技支出為代表的創新資源投入對于湖北省綠色創新產出有著顯著的正向作用，而且科技人員具有更高的產出彈性。這意味著，地方政府不僅要保證創新資源的總量投入，同時要以從事科技前沿和基礎科學方面研究的人才為主要抓手，保障高質量的創新人才輸送；同時調整政府用于創新的公共支出方式，建立有效的創新資金使用和監督機制，不斷優化以科技人員和科技支出為代表的創新資源配置，以確保創新活動的有效進行。

教育水平的提高和產業結構的升級對綠色創新效率的提高有著顯著的促進作用。一方面，創新人才作為創新活動的基石，在繼續加大教育投入，優化教育水平，保障創新才輸入的同時；深化“產學研”合作機制，引導高校、科研院所的創新人才向企業生產一線匯聚，實現創新人才、技術、生產之間的無縫對接，充分發揮技術知識的擴散效應，保證區域創新資源更加合理、高效地應用于創新實踐和成果轉化中。另一方面，湖北省仍然存在工業化水平不高，產業層次偏低，結構仍然偏重等問題；必須堅持推進產業結構高級化，以“低消耗、可循環、低排放、可持續”為原則，從根本上改變高投入、高能耗、低產出的發展模式。同時大力發展現代服務業、新興產業和高新技術產業，以工業轉型為契機，促進整體產業布局優化。

過嚴的環境規制和區域開放程度對于湖北省的綠色創新具有負向作用。一方面，本文利用人均可支配收入作為代理變量用于衡量環境規制強度，驗證了“波特假說”的成立；考慮到環境污染對于綠色創新活動存在著明顯的抑制作用，只有當面對的環境規制是合理的時候，“創新補償效應”才得以實現。因此，地方政府在制定環保法律和政策上應充分考慮其“規制強度”合理性，避免過于嚴苛的規制所造成的“創新抵消”效應。另一方面，考慮到外商投資的資金投入結構的現狀，對于招商引資和對外開放政策，湖北省未來應立足于自身的經濟基礎和特點，鼓勵引入以服務業為代表的技術外溢更為明顯且“市場竊取”效應更小的外資企業，保證創新活動可以充分享受到對外開放政策的紅利。

整體來看，近年來湖北省綠色創新效率仍處于較低的水平，盡管創新投入持續增加，但仍存在著創新資源不足以及分布不平衡的問題。就目前而言，武漢“一枝獨秀”，二線城市創新發展不夠，存在著斷層嚴重的問題。受城市經濟發展水平差距和區域發展政策導向性的影響，武漢、宜昌、襄陽“一主兩副”三個國家級創新型試點城市的綠色創新效率領跑全省。為更好支撐新十年中部綠色崛起，湖北省應進一步提升其綠色創新效率：中心城市加快產業結構的轉型升級和創新資源的合理配置，調整環境規制和引資結構；周邊城市主動縮短與中心城市的創新效率，實現相互之間的功能互補和產業契合，實現“創新、協調、綠色、開放、共享”的交互式疊加增長。

[1]傅曉霞,吳利學.前沿分析方法在中國經濟增長核算中的適用性[J].世界經濟,2007，(7).

[2]曹霞,于娟.綠色低碳視角下中國區域創新效率研究[J].中國人口·資源與環境,2015，(5).

[3]蔣天穎,華明浩,許強等.區域創新與城市化耦合發展機制及其空間分異——以浙江省為例[J].經濟地理,2014,34(6).

[4]楊萬平,袁曉玲.對外貿易、FDI對環境污染的影響分析——基于中國時間序列的脈沖響應函數分析:1982—2006[J].世界經濟研究,2008，(12).

[5]Porter M E,Claas V D L.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].Journal of Economic Perspectives,1995,9(4).

[6]陸旸.環境規制影響了污染密集型商品的貿易比較優勢嗎?[J].經濟研究,2009,(4).

[7]趙連閣,鐘搏,王學淵.工業污染治理投資的地區就業效應研究[J].中國工業經濟,2014，(5).

[8]李習保.中國區域創新能力變遷的實證分析:基于創新系統的觀點[J].管理世界,2007，(12)．

F290

A

1002-6487（2017）20-0116-05

國家自然科學基金資助項目（71003088）；國家社會科學基金資助項目（14BSH028）；湖北省區域創新能力監測與分析軟科學基地開放基金項目（HBQY2017z09）

李金滟（1975—），女，四川成都人，博士，副教授，研究方向：區域與城市經濟學。

李 超（1992—），男，湖北襄陽人，碩士研究生，研究方向：區域與城市經濟學。

李澤宇（1991—），男，湖北武漢人，碩士研究生，研究方向：區域與城市經濟學。

(責任編輯/易永生)