投入服務化技術創新背景下商貿流通業碳生產率時空演進及影響因素研究

沈飛

基金項目：本文系2014年度浙江省高校重大人文社科項目攻關計劃項目資助“基于投入服務化視角的浙江制造產業碳生產率改善研究”結題成果（項目編號：2014QN049）

中圖分類號：F424.6 文獻標識碼：A

內容摘要：本文在結合投入服務化技術創新的全域空間和局域空間分析的基礎上，進行了包含區域內要素相互作用技術進步因子在內的碳生產率空間格局演進再檢驗。結果表明：商貿流通業結構調整過程中的投入服務化創新存在顯著的碳生產率提升關聯增強趨勢和路徑依賴差異。目前，主要以產品的技術創新專利獲取商貿流通業的碳生產率水平提升，對外部資本與低碳創新技術的依賴高于本土市場化，但外部經濟創新對于商貿流通業結構調整升級以及這一過程中的投入服務化碳生產率改進刺激作用則弱于對外貿易增長拉動，研發人員投入、服務業增值成為投入服務化要素在局部空間域作用下的強關聯趨勢要素。

關鍵詞：投入服務化 技術創新 碳生產率 時空演進

引言

隨著經濟新常態背景下商貿流通業升級優化步伐的加快，能耗結構束縛，以及環保化發展水平制約問題正困擾著商貿流通業結構調整優化，因此，商貿流通業借助投入服務化實施的創新主導增長模式由原先的要素、投資導向加速向創新導向以及低碳化運作轉變，必定成為商貿流通業今后發展的主要路徑。碳生產率的提出（KaYa，1997）對于產業能耗效率的評價形成了測度和改進的實證意義（Binhocker等，2008；何建坤，2009）。而隨著產業投入服務化水平的不斷提升，對于產業技術創新的過程化介入性評價與改進成為投入服務化優化產業能耗的主要研究視角（Halicioglu，2009；Benz、Truck，2009；Helena，2010；李珊珊、羅良文，2012；戴小文，2013）。投入服務化在與傳統產業結合的過程中，釋放了柔性生產方式的創新活力，靈活生產框架對產業環保技術創新有所提升，并構成了產業創新的新增長點（CoffeY、BaillY，2006）。區域碳生產率改進與創新方面的研究也得到了廣大學者的關注，Shimada、Tanaka 、Gomi等人（2007）測度了二氧化碳控制目標推進下的日本主要工業區低碳經濟增長關聯。國內學者則主要采用全要素生產率（張成、王建科、史文悅等，2014）以及Tapio脫鉤指數和LMDI方法（于雪霞，2015）。上述既有成果為本文的研究提供了豐富的理論支撐。為此，研究通過時空演進關聯改進路徑與實踐舉措，試圖凝練出適合區域產業結構升級過程的優化碳生產率創新對策路徑。

投入服務化技術創新的碳生產率時空演進測度模型

首先，本文將能源消耗的碳排放歸一化為二氧化碳的排放測度，并以商貿流通業產業各部門的產出增量對投入服務化技術創新下的碳生產率改進的能耗測度，即：

（1）

在上述過程中，研究結合《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》能耗數據，以及長三角的江浙滬區域相應的《江蘇省統計年鑒》、《浙江省統計年鑒》、《上海工業年鑒》，初級、次級燃料的表觀消費量為ACi，并以CFi轉換能耗物理量為能源單位，折算燃料含碳量CCi，假定所有燃料全部燃燒并被完全氧化，非燃碳ECi對于零和碳氧化比例COFi為1，轉換分子量比為44/12，按IPCC所供（聯合國政府間氣候變化專門委員會）方法折算長三角各產業二氧化碳排放量，即：

（2）

其次，研究選定科技從業人員、專利受理數、服務業區位熵、商貿流通業增值、開放程度以及市場化程度作為社會因素控制變量，用以解釋基于投入服務化技術創新所獲的碳生產率演進關聯因子進行剖析。其中，科技從業人員按照樣本區域研發機構從業人員規模測定（HUM）；專利受理數由樣本區域三類專利授權量測定（PNT）；服務業區位熵（SIQ）由樣本區域服務業對該樣本區域全部商貿流通業占比，對相應指標在整個樣本區域的占比之商得到式（3）；商貿流通業產值增值（SIG）由區域內商貿流通業產出增量與整個區域GDP增幅占比構成；開放程度（OPN）由貿易總額對樣本區域GDP總值占比構成；市場化程度（MKT）由非國有企業就業規模，對樣本區域的總就業規模比值進行測算。

（3）

由此，商貿流通業投入服務化技術創新的碳生產率時空演進測度模型為：

lnCPit=α0+α*1+β1HUMit+β2PNTit+β3SIQit+β4SIGit+β5OPNit+β6MKTit+μit

i=1，2，3；t=1，2，…，T （4）

其中，α*1代表樣本區域碳生產率改進對整個區域對應改進量的偏移，i代表區域樣本點，μi代表驗證的隨機擾動項。

投入服務化技術創新的碳生產率時空演進

據上述分析，本文結合《中國科技統計年鑒》（2008-2016年）、《中國統計年鑒》（2008-2016年）、《中國城市統計年鑒》（2008-2015年），并利用Morans I指數進行全域空間碳生產率改進相關性測度，即：

（5）

其中，Yi代表樣本區域第i個樣本點的碳生產率改進觀測值，Y代表整個樣本區域由投入服務化技術創新獲得的碳生產率改進觀測均值，選取Wij代表觀測樣本集構成的空間權重，為削減FDI外部資本主體研發創新的自相關干擾，對空間域樣本元素與Wij所在行元素和進行相除的標準化處理。經驗證（見表1），即商貿流通業投入服務化技術創新碳生產率空間相關性從統計時序的2008年至2016年間，報告了1%顯著性水平下的0.3553的年均水平，并從2008年起始終保持正向遞增的趨勢，說明各空間樣本點對區域內因投入服務化技術創新引致的碳生產率始終保持正向增強的關聯特征，從圖1的區域碳生產率變化趨勢也可以看出，隨著各地之間的投入服務化技術創新聯系的加強，商貿流通業碳生產率也逐步增強，另外SLM、SEM的拉格朗日乘數和穩健拉格朗日乘數報告在0.0000的p值情形下，分別為7.0316、8.1955和2.1767、4.1784，為此，本文選用空間滯后、空間誤差模型對商貿流通業投入服務化技術創新碳生產率時空演進格局進行進一步的分析。endprint

從表2反映的空間計量結果來看，投入服務化技術創新對碳生產率的空間演進存在顯著性關聯，其中的專利受理數、服務業區位熵分別在5%、1%的顯著性水平下獲得正相關結果，且專利增量（5%顯著性水平下的0.3241、0.3119）要高于后者的顯著性空間關聯強度（1%顯著性水平下的0.1332和5%顯著性水平下的0.1376），說明我國商貿流通業結構調整在投入服務化的技術創新進程中，主要以產品的技術創新專利獲取商貿流通業的碳生產率水平提升，而依賴于投入服務化本身所獲得的要素碳消耗改進相對偏弱。相比之下，商貿流通業增值則在5%顯著性水平下分別與空間滯后、空間誤差模型得出0.1127、0.1212的結果，從而證實了單純的服務業投入對于投入服務化不具備碳生產率改進的全局空間優勢，這與張麗峰（2013）、徐大豐（2011）及張成、蔡萬煥、于同申（2013）的研究觀點存在類似特征；而在1%顯著性水平下開放程度分別與空間滯后、空間誤差模型得出0.0982和0.0844的結果，市場化程度未得出顯著性結果，從空間滯后、空間誤差模型驗證的結果來看，對于逐步開放的產業投入服務化的市場化運作，商貿流通業優化升級過程尚未形成相對成熟的投入服務化技術創新向低碳化生產的改進機制，且傾向于對外貿易交流中獲取技術創新的碳生產率改進，這可能是由于“十一五”至“十二五”以來，我國逐步從對外經貿開放過程中逐步累積外部資本及創新技術對商貿流通業能耗改善及環保創新競爭的優化經驗所致，但總體上，基于市場化運作的投入服務化在技術創新上的低碳生產能力仍有較大提升空間。

投入服務化技術創新的全要素碳生產率改進關聯

最后，在式（5）基礎上加入表征各樣本區域投入服務化空間域的技術進步效應因子，進行與已有空間驗證控制變量間投入服務化要素間相互作用的再檢驗（見式6）。

lnCPit=α0+α*1+β1TCit+β2HUMit+β3PNTit+β4SIQit+β5SIGit+β6OPNit+β7MKTit+μit

i=1，2，3；t=1，2，…，T （6）

在各要素組合之間相互作用引入的技術進步效率因子的基礎上，獲得驗證結果如表3所示。從全國各區域的投入服務化過程中的碳生產率顯著關聯性來看，東部區域具有研發人員投入的創新碳生產率改進關聯優勢，而在服務業增值的關聯強度方面，我國中部區域報告了相對較為顯著的結果（5%顯著性水平下的0.1137）；西部區域在開放程度方面的關聯強度較高（5%顯著性水平下的0.0512），且東部區域在這一項上的1%顯著性水平下為0.0694。這就說明，一方面，東部區域通過投入服務化實現商貿流通業創新升級過程中的碳生產率優化，在總體路徑依賴存在協調性不足；另一方面，該區域通過人才這一突破口，逐步實現了依托于人才實現投入服務化的碳生產率區域內商貿流通業自主低碳“消化”能力的有效提升。而西部區域借助深度開放過程中的進一步投入服務化項目引入，促成創新機制相對活躍的碳生產率有效改進，這主要是由于近年來該區域依托“一帶一路”倡議，著力培育服務業項目，實現直接性創新技術引進的碳生產率控制；最后，中部區域則是通過服務業直接追加增長的方式實現了投入服務化過程的碳生產率改進的技術優化，可見，從商貿流通業優化升級過程中的投入服務化改進碳生產率控制，仍然存在服務化引入和開放要素的利用上的時空差異和措施并行的不足。

同時，比照前述驗證結果，在引入局域空間改進相互作用因子基礎上，代表外資投入服務化參與下的碳生產率改進的開放程度這一控制變量，從面板數據模型以及SLM 和SEM的1%顯著性水平下的0.0507、0.0982以及0.0844，下降到1%顯著性水平下的0.0782，產生了全國綜合報告值在同水平顯著性下的下降，即引入外資的投入服務化部分造成了一定程度的技術創新碳生產率改進關聯強度削減，證實外資引入并不直接提升東道國商貿流通業的碳生產率綜合治理水平，反而產生了一定程度的低能耗創新要素的“擠出”，為進一步對服務化引入的開放過程中利用外部投入、研發提升本土商貿流通業低碳生產水平的引導與控制提供了必要性證據。

結論與建議

商貿流通業結構調整升級過程中的投入服務化對于技術創新獲得碳生產率改善呈現上升趨勢；商貿流通業結構調整過程中的投入服務化存在顯著的技術創新對碳生產率提升關聯增強趨勢及路徑依賴差異，為此，需要進一步引導和控制外部投資與技術改善，促進商貿流通業結構調整升級的投入服務化技術創新形成碳生產率改進效應，研究提供如下建議：

第一，做好服務業科學規劃引資的同時，完善已有商貿流通業的服務化、輕型化布局改善調整，通過更為細化的稅、費機制調節；對于本土投入服務化創新機制，可以逐步嘗試企業低碳生產的環保責任環節監督機制，從投入服務化和傳統商貿流通業生產的各個節點進行碳生產率監督，從本土技術創新角度強化投入服務化的低碳優勢。

第二，培育低碳研發鏈技術改進的新節點。人才緊缺不應該成為商貿流通業結構調整升級過程中優化碳生產率的瓶頸，建議通過靈活的商貿流通業、教育扶持對接一批低碳物流、新能源及可再生資源、低碳教育、節能環保項目，實現中部區域低碳導向人才培育、新興商貿流通業孵化的協整。同時，加快人才定向培育模式之外的節點協同模式推廣，即通過東部區域傳統商貿流通業中的投入服務化技術創新新增節點，進行人才的教育、研發培育、平臺和配套措施相協調，爭取在傳統商貿流通業制造、外經外貿、商貿流通業生產創新等傳統競爭節點中剝離出新的環?；瘎撔氯瞬判枨簏c，從而主動推進區域投入服務化技術創新的碳生產率改進水平。

第三，擺脫低碳化研發投資的單純外部依賴、吸收偏好。盡管我國東部、中部區域近年來在其外部交流中逐步意識到資源和環境與其他要素并重的地位，西部區域仍面臨產品與服務研發中能耗水平控制的外部依賴，應該嘗試開放與創新同步強化的模式，爭取通過高效的投入服務化要素分配，實現商貿流通業結構優化升級的碳生產率改進。本文證實了外部交流在推進各個樣本區域贏得要素帶來的服務化創新與碳生產率顯著技術改善方面有所欠缺。為此，建議樣本結合在其對外開放進程中相對強勢領域，進行逐個自主研發的低能耗水平突破，在實現自主碳生產率提升前提下，積極尋求外部合作；同時，按照能耗水平高低排序，逐項逐步淘汰碳生產率改進價值相對較低的產品或服務引入，以推進外部投入與研發向更高碳生產率水平的投資及轉產，從而實現對外交流過程中的低碳生產和服務化改進的主動權。endprint

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