中國省際間對內開放對驅動工業綠色創新空間趨同的影響

楊朝均,楊文珂,朱雁春

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中國省際間對內開放對驅動工業綠色創新空間趨同的影響

楊朝均,楊文珂*,朱雁春

(昆明理工大學管理與經濟學院, 云南 昆明 650093)

針對我國省際間對內開放度不平衡發展下工業綠色創新可能存在的地區異質性及空間趨同性,構建對內開放度評價指標體系,利用組合評價方法對30個省級單位的對內開放度進行了綜合評價,并通過基尼系數等變異指標比較省際間對內開放度的地區差異,利用2005~2014年的省級面板數據建立空間計量模型檢驗了省際間對內開放度約束下工業綠色創新的空間趨同性.研究發現:我國省際間對內開放度在時間維度上表現出增加-降低的發展特點,而空間維度上存在東高西低的地區異質性特征.其中,東部地區間對內開放度的內部差異最大,西部次之,中部最小.我國整體及東部地區省際間工業綠色創新的分散離散程度將隨時間推移而變化,但中西部地區工業綠色創新波動較大,尚需進一步調整改善;我國整體及東中西部地區工業綠色創新均會隨時間推移達到一致的長期均衡,并且其鄰近地區因經濟發展情況、技術環境、研發水平等特征相似而呈現出的長期相互趨同.加速省際間對內開放、提高經濟發展水平、適當放寬環境管制政策是促進我國整體和東部地區工業綠色創新能力提升的重要因素;提高經濟發展水平和科學適宜的環境管制強度是促進中部和西部地區工業綠色創新能力提升的重要因素.省際間對內開放度的地區異質性來源及省際間對內開放約束下工業綠色創新的空間趨同情況,有利于我國在新經濟形勢下縮小省際間對內開放差異、加速對內開放,進一步提升工業綠色創新能力.

省際間對內開放度；地區異質性；工業綠色創新；空間趨同性

加快相對落后地區發展,縮小與相對發達地區經濟差距,實現我國經濟發展水平整體趨同已成為發展中亟待解決的重要問題.但經濟發展水平趨同在一定程度上只是技術資源及創新能力趨同的一種表象,更深層次而言,正是由于區域間技術資源及相關創新能力(尤其是工業技術資源及創新能力)的趨同才能推動我國經濟發展水平趨同[1].對于一個發展中國家而言,建設開放型經濟以獲取發達國家技術溢出效應,從而提升本國創新能力這一方式已被不少學者認同.我國發展實踐也表明,對外開放進程的不斷推進極大地促進了我國經濟快速發展.但值得注意是,過于道重探討對外開放對我國創新能力的影響,可能會忽視對內開放的重要性.

如何提高對內開放程度已成為國內外學者的研究重點.依據經濟學理論,對內開放即是在一國范圍內沖破所有地區、行業、個人和企業等的封鎖和束縛,通過市場機制作用促進產業間、地區間、企業間資源流動,最終目標是形成統一的國內市場.Rosenstein[2]和Nurkse[3]提出空間均衡化發展問題,認為各區域的發展程度將隨生產要素的區域間流動趨同,即區域內將逐漸平衡生產要素分布,在區域間將逐漸平衡投資,使區域間和區域內產業水平趨于一致,實現區域間對內開放. Myrdal[4]、Myint[5]提出一國家或地區在經濟發展到一定水平時,政府應通過區域平衡發展政策抑制地區貧富差距擴大,確保落后地區發展,平衡區域發展,實現對內開放.而余淼杰等[6]則認為,我國對內開放進程一直受到了地區、行業壟斷及割據的限制,各省際間對內開放不足且存在顯著地區差異.對內開放是對全國各區域的全方位、多領域開放,包括各區域間的雙向集聚、輻射以及擴散等對內開放形式,主要涉及內貿、內資、勞務等方面[7].對內開放較為活躍的地區,由于經濟循環更快,產品、資本、技術、勞務等生產與創新要素將更快速的擴散至該地區的各個其企業中,其他企業將從產品等流動過程中獲得溢出效應,進而促進模范創新.此外,對內開放程度較高的地區,企業的創新產品能夠及時流入市場并取得市場反饋,企業可以更快的根據市場反饋進行產品改進或二次創新.因此,對內開放能有效的促進生產要素和創新要素的流動,優化創新資源配置,從而促進創新能力提升,加快創新收斂速度.

在創新趨同性研究方面,不少學者從不同角度對是否存在創新趨同進行了研究.Jungmittag[8]以歐盟15國為對象、鐘祖昌[9]以30個OECD國家和中國為對象的研究發現,國家創新效率均存在趨同現象;孫玉濤[10]則研究發現跨國創新存在單峰模式及俱樂部趨同態勢.許治等[11]通過計算創新型城市的技術成就指數,發現我國創新型城市創新能力存在趨同.Fragkandreas[12]對歐洲區域創新績效是否存在趨同進行研究,發現在將區域創新績效分為高中低3組后,各自均存在趨同現象,但總體卻不存在趨同.而相反,Castellacci等[13]研究認為,技術基礎設施跨國分布存在趨同,但創新強度在富國與窮國卻出現兩極化.不少學者則對如何實現創新趨同進行了研究,人力資本、產業結構、金融發展水平、政府干預、對外開放程度等是促進創新效率趨同的重要因素[14-15].此外,部分學者也從對外開放視角探討了外商直接投資[16]、對外直接投資[17]、進出口貿易[18]等因素對創新的影響,認為外商直接投資等對外開放因素能促進我國創新能力提升.而謝莉娟等[19]認為國際貿易為本土企業提供了廣闊的原料來源和商品市場,企業得以在全球范圍實現資源配置,但國際市場與國內市場能否順利組接在很大程度上依賴于國內貿易的活躍程度,國內貿易是國際貿易影響本土創新的中介橋梁.

綜上所述,現有文獻在對內開放、創新趨同以及對外開放對創新驅動影響等方面研究成果較多,但對內開放是否影響創新趨同的研究較少.本研究采用熵值法、主成分分析法、主軸因子分析法3種同屬性的組合評價方法構建對內開放度評價指標體系,研究省際間對內開放情況,分解剖析我國省際間對內開放度的地區異質性特征.利用空間計量模型檢驗我國省際間對內開放度是否能有效驅動工業綠色創新空間趨同,東中西部三大地區對內開放度驅動綠色創新驅動是否存在差異.通過對上述兩方面進行研究,旨在準確把握我國省際間根據地區開放度水平,因地制宜地制定開放政策,快速打破自身貿易壁壘,加快資源流動、優化資源配置,縮小我國省際間對內開放度差距以加快工業綠色創新能力趨同進程,達到協調推進‘四個全面’戰略布局,促進我國經濟整體協調發展的目的.

1 中國省際間對內開放度評價及地區差異研究方法

1.1 省際間對內開放度評價指標體系

結合當前我國國情特點,省際間對內開放度即是省際間要素流動的活躍程度,涵蓋省際間貿易、資本流動、勞務流動、旅游、技術流動等方面.結合數據可獲取性,選取下列指標,如表1所示.

表1 中國省際間對內開放度評價選取依據

1.2 組合評價方法模型

組合評價方法是兩個或多個單一評價方法的組合.組合評價方法因其組合方式不同,相應得到的結論不同,因此評價結果可能存在一定的偏差.但基于同屬性組合評價方法卻縮小了組合評價帶來的結果偏差問題.由此,本文采用組合評價方法,結合研究內容選用屬性相同的主成分分析法、因子分析法、熵值法分別對全國30個省際對內開放度進行單一評價,再進行組合評價[25].其評價步驟為:

(1)標準化處理

因對內開放度各評價指標量綱不同,評價前需對各指標進行無量綱化處理.

式中:x*表示指標的原始值,x表示指標的無量綱化值,maxx*,minx*分別為該指標最大值、最小值.

(2)選取類似屬性的單一評價方法進行評價

a.主成分分析法1.主成分分析法可將多指標轉換為少量綜合指標的多元統計方法.它以少量主成分替換多指標變量,并且存在互不相關的優勢,可盡可能解決在指標選取時存在的內生性問題.另外,通過主成分分析法可直觀找出各維度的變化趨勢及各指標對最后結果的貢獻.使用SPSS軟件獲取各因子載荷矩陣及未旋轉因子得分,依據主成分得分值與未旋轉因子得分值計算出主成分得分,進一步地使用各主成分的方差貢獻率為系數加權,對各主成分因子得分求和,獲取每年各省省際間對內開放度的綜合評分.

b.因子分析法2.因子分析法基于降維的思想,以多個指標相關矩陣內部的依存關系為出發點,將關系復雜的變量轉換為少量公共因子,并對某變量有影響的特殊因子線性組合形成,目的是獲取對變量有解釋作用的少數公共因子,消除信息重疊以反映省際間對內開放度的本質特征.

c.熵值法3.客觀評價省際間對內開放程度尤為重要,而熵值法則是消除人為因素影響的客觀賦權方法中最常見方法之一,選用該方法計算指標的信息熵,依據指標相對變化程度對系統整體的影響確定指標權重,權重越大意味著相對變化程度越大.信息熵主要反映樣本數據變化相對速率,當系數越大,越接近,相反則距離目標越遠.

(3)組合評價值確定

在所有組合評價方法中選取平均值法最為經典可靠.因為,在上述3種方法下的評價結果之間的關系相當密切且屬性一致,不會因為組合平均而使結果失真[26].因此,公式如下:

1.3 省際間對內開放度評價結果與地區異質性研究

1.3.1 數據來源 數據來源:根據數據可獲得性原則,選取2005~2014年變量數據,國家鐵路行政區域間貨物交流數據來源于《中國交通統計年鑒》[27];省際間資本流動額數據來源于《中國貿易外經統計年鑒》[28];省外暫住人口數據來源于《全國暫住人口統計資料匯編》[29];國內旅游收入數據來源于全國各省相應年份《國民經濟和社會發展統計公報》[30];技術外部合同額數據來源于《中國科技統計年鑒》[31],但西藏數據因缺乏連貫性、港澳臺地區統計口徑不一致等問題,該部分地區暫未考慮.

1.3.2 評價結果 基于組合評價方法的評價步驟,本文實證評價了2005~2014年我國30個省級單位的對內開放度,結果見表2.

由表2知,2005~2014年間,我國省際間對內開放度組合評價均值在時間維度上表現出先降低-后增大的發展特點.在2005~2007年期間,對內開放度快速下降,2008~2014年期間,為增長階段.從空間維度上看,2005~2014年間東部沿海省份省際間對內開放度顯著高于中西部省份.其中,廣東省對內開放度組合評價均值最大,為0.7018;而海南評價均值最低,為0.0235.我國2005~2014年間,省際間對內開放度排名前5省份分別為廣東、浙江、北京、江蘇、上海,均是東部省份.

區域層面,本文對我國東中西3大區域進行了分類,東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省;中部包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省;西部包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12省.2005~2014年間,我國東部區域省際間對內開放度組合評價均值在2005~2007年期間快速倒退,2008~2014年期間呈先快速增長后趨于平穩的態勢;而中部區域對內開放度在2005~2007年期間出現下降趨勢,在2008~2014年期間則出現不同程度的上下波動.西部區域對內開放度則在2005~2007年期間出現較快倒退的趨勢,在2008~2014年期間則出現較大上下波動.東部地區對內開放度組合評價均值為0.3323,遠高于全國平均水平;中部對內開放度組合評價均值為0.1244,西部地區為0.1036,均低于全國平均水平.由此可見,我國近年來在改革開放過程中區域間對內開放水平存在較大差異,東部區域對內開放程度較高,而中西部地區對內開放程度亟待提升.值得關注的是,在我國省際間對內開放面臨巨大挑戰的時期,中西部地方政府為促進省際間協調發展,解決對內開放不進反退的嚴峻問題,構建了大量跨行政區域經濟合作機制,如建立橫跨陜西、甘肅兩省的關中-天水經濟區等,進一步推動區域合作協同發展.

我國中部、西部地區均在2005~2007年期間對內開放度出現不升反降的情況與國家當時戰略布局存在一定關聯.在十一屆三中全會提出我國應將工作重心放在外向經濟發展,積極開展沿海經濟發展戰略;其后,在十三大政治報告中進一步強調開放地區著重發展外向型經濟.但在戰略實施過程中也帶來了區域間發展不平衡、區域間對內開放度差異較大的嚴峻形勢.首先,我國雖地域遼闊,但地理環境復雜,城市間經濟交流仍受到較大限制.再者,我國人口過多、資源貧乏,地區間輻射能力較差.最后,因戰略需要,政策和資金對沿海地區大量傾斜,使得中西部地區高尖端人才、大量投資向沿海城市轉移,進一步加劇中西部與東部區域的對內開放度差異.

自2008年起,我國集中頒布及實施多項區域規劃,不斷完善區域發展總體戰略,培育了重慶兩江新區、安徽皖江城市帶、廣西北部灣地區等經濟區,使得中西部地區間對內開放度快速提升.另外,因為我國是高度外向型經濟,在2008年全球金融危機影響下,過剩產能獲得較大消化.面對經濟危機,我國政府在擴內需、保增長的宏觀調控政策引導下,內蒙古等西部礦業城市經濟快速增長,省際間對內開放度的速度明顯增快;政府通過健全信貸、融資擔保體系、減稅免稅等方式大力支持中小企業發展,促進產業結構調整,縮小區域間發展差距,提升省際間對內開放程度;政府通過提升中部、西部大開發等戰略促進中西部地區基礎設施建設,在金融危機中成為承接東部產業轉移的核心力量,為中西部地區發展注入了新動力,極大帶動了對內開放程度快速增長.在2012年,西部區域對內開放度再次出現高速增長,這與西部大開發十周年以來取得的成果及之后國家部署實施新一輪西部大開發的戰略布局和調整有著重要聯系.

1.3.3 我國省際間整體對內開放差異度 為探討我國省際間對內開放度差異,依據基尼系數(GN)對數據的中間水平變化較為敏感的特點、泰爾指數(TI)對數據的上層水平變化較為敏感的特點、對數離差均值(MLD)對數據的低層水平變化較為敏感的特點,進一步分析測度省際間對內開放度差異[32-33].計算公式如下,結果見表3.

式中:為地區數;為省際間對內開放度升序排列后第個樣本開放度;e為省際間對內開放度的均值.

由表6可知,TI以及MLD兩者在總體上均呈上升趨勢,但在變化幅度上存在一定差異,其中TI變化最大、MLD變化較小.基尼系數出現了一定程度的負增長,說明我國在2005~2014年期間省際間對內開放度地區內部結構沒有發生較大變化.2008年,TI和MLD分別下降了32.64%和29.80%,而GINI卻僅下降了7.23%,側面反映了當年我國省際間對內開放度位于上層和下層水平的地區變化較大,處于中層水平的地區變化較小.

基于以上3指標的變化情況及特征統計, 2005~2014年期間GINI的最大值是0.5453,最小值是0.4015,平均值0.4558;TI的最大值是0.2842,最小值是0.1914,平均值是0.2231;MLD的最大值是0.2320,最小值為0.1561,平均值0.1798.2006年,GINI和MLD均是10年中的最大增長幅度,泰爾指數TI也出現次高增長幅度,即在2006年我國各地區的省際間對內開放度差異同時出現急劇擴大現象.2008年,TI和MLD均是十年中的最大降低幅度,GINI也出現次高降低幅度,即在2008年我國各地區的省際間對內開放度差異再次出現急劇擴大現象,說明3地區差異持續擴大現象并未在這2年中得到有效遏制.

表3 中國省際間對內開放度地區異質性程度測算

1.3.4 我國省際間對內開放度地區異質性分析 按照公式(7)、(8)進一步分解TI和MLD2指標,比較我國東中西3大地區內、地區間的對內開放度差異[33].

表4 三大地區對內開放度泰爾指數分解結果

表5 三大地區對內開放度對數離差均值分解結果

由表4和表5可知,泰爾指數分解和對數離差均值分解結果基本一致,印證了本文指標選取的合理性及方法可靠性.在2005~2014年,東部區域泰爾指數和對數離差均值指標分解結果均值分別是0.2383和0.3335,中部兩指標的均值分別是0.1181和0.1119,西部是0.1662和0.1937.我國東部區域省際間對內開放度差異最大,西部次之,中部最小.東部和中部地區省際間對內開放度差異均呈先上升后下降再上升趨勢,并分別在2007年出現轉折點,而西部地區則是先下降后上升再下降的趨勢,說明我國東部和中部地區省際間對內開放度差異到達頂點.區域內差異總體上大于區域間差異;區域內差異總體呈增大趨勢.表明我國東中西部地區內的省際間對內開放度總體上均在加大,但速度存在差異,東部地區顯著快于中西部地區,自2008年后區域內差異開始趨于平穩,區域間開始協調穩定發展,平衡發展戰略取得一定成效.

2 工業綠色創新空間趨同性研究

2.1 工業綠色創新空間相關性分析

2.1.1 全域空間自相關檢驗 全域空間自相關性檢驗常用下列方案.方案一是計算Moran’s I指數,另一方案則是計算Geary’s C指數[34-36].為便于進行不同尺度間比較,并獲取標準化的自相關圖,通過Moran’s I指數顯著性水平進行檢驗全域空間自相關性,公式如下所示.

式中:,Yi是第i個省域觀測值,n表示省域數量,Wij是空間權重矩陣.通常,當I>0時,表明各省域間創新行為呈現正相關,I越大則相關性越強;當I<0時,則呈負相關,表明各省域間創新行為呈離散分布;當I=0時,代表創新行為隨機分布.由此,依據DEA方法測算我國2006~2014年30個省(區、市)工業綠色創新產出效率[37],其中工業綠色創新數據來源于中國國家知識產權局網(http: //www.cnpat.com.cn/),通過輸入IPC分類號進行檢索后,依據綠色技術產品的定義,查看專利的摘要篩選計算得出.選用全域自相關檢驗計算2006~2014年Moran’s I指數,展現中國省際工業綠色創新在2006~2014年關聯程度和局域空間自相關性,衡量中國工業綠色創新空間自相關情況.Moran’I指數變化趨勢見圖1.

由上圖1知,我國的工業綠色創新Moran’I指數均大于0.20,這表明中國30個省(區、市)在2006~ 2014年期間,工業綠色創新在空間上存在顯著正相關關系,即地區間的工業綠色創新會受相鄰地區工業綠色創新活動的影響.2006~2014年間,我國工業綠色創新空間相關性總體呈上升趨勢但波動不大.

2.1.2 局域空間自相關檢驗 為進一步考察中國各地區工業綠色創新空間集聚模式變化情況,本文重點考察工業綠色創新在2006年、2010年、2014年的Moran散點圖,見下圖2.

圖2 2006、2010、2014年中國工業綠色創新莫蘭散點

以上Moran散點圖中第一、二、三、四象限各對應High-High、Low-High、Low-Low、High-L地區,其中一、三象限的散點表明具有正的空間相關性,二、四象限的散點表明具有負的空間相關性.由上圖2知,大多數散點落在第一和第三象限,僅少部分落在第二和第四象限.

表6 2006年、2010年、2014年中國工業綠色創新Moran空間分布

表6顯示,2006年、2010年、2014年,天津、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、海南始終處于H-H型高值集聚區,山西、內蒙古、黑龍江、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆始終處于L-L低值型集聚區,河北、江西始終處于L-H型集聚區,廣東始終處于H-L型集聚區.

總體來說,2006~2014年的樣本中,全局空間自相關指標均顯著,而在局部空間自相關的考察中,部分省份不存在顯著的局部自相關,由此可見,存在局部自相關的地區形成了全局的空間自相關,中國工業綠色創新存在著空間相關性和異質性.

2.2 工業綠色創新的空間趨同性分析

式中:為樣本總數,x為樣本值,為樣本均值.

圖3 全國東、中、西部工業綠色創新標準差

Fig.3 Standard deviation of industrial green innovation in east, middle and west of China

2.2.2趨同趨同是指創新程度弱的一方比強的一方具備更高的增長速度,最終達到與創新強的一方相同的創新增長速率[38].趨同是增長速率趨同,是趨同存在的必要條件,只有在存在增長速率趨同下,工業綠色創新“落后”的區域才可能追上工業綠色創新“領先”的區域.趨同包括絕對趨同和條件趨同.絕對趨同是指各地區技術趨同達到一致的長期均衡[39];條件趨同是指鄰近地區因經濟發展情況、能源強度、技術環境、研發水平等特征相似而呈現出的長期相互趨同.因不同省際間對內開放程度存在較大差異,我國工業綠色創新存在明顯的發展梯度和地區異質性,不過同屬一地區內省際間交流、地區產值、環境管制強度等狀況類似,可能更加容易實現條件趨同.因此,本文引入下列控制變量:省際間對內開放程度,通過該指標探尋省際間對內開放程度約束下我國工業綠色創新趨同情況;地區產值,探討一地區經濟發展水平對工業綠色創新趨同的影響[38];工業企業行政處罰案例受理數,它能更為直接的表征政府環境規制強度變化情況[40].考慮到我國發展迅速的特點,基于截面數據進行條件趨同探討存在較大有偏性,采用面板數據回歸檢驗[41].

采用空間計量模型檢驗我國工業綠色創新趨同性,先基于截面數據探討絕對趨同,再使用空間面板數據探討條件趨同.根據絕對趨同模型LM檢驗結果對空間滯后模型與空間誤差模型兩個模型間進行選擇,結果如表7所示.當LM檢驗空間滯后比LM檢驗空間誤差的統計量值更大時,應選擇空間滯后模型,反之應選擇空間誤差模型.由表7可知,在絕對趨同中,LM檢驗空間滯后(108.9341)在1%的水平顯著,統計量值比LM檢驗空間誤差(105.9291)更大,進一步考慮穩健LM檢驗,Robust LM(空間滯后) (3.0071)通過了10%顯著性水平檢驗,因此在分析時選擇空間滯后模型更為合適.

同理,在條件趨同中,LM(空間滯后) (7.8755)的統計量大于LM(空間誤差) (1.5026),并且通過1%的顯著性水平檢驗,因此空間滯后模型更優.由此,本文以下分析主要采用空間誤差模型(SLM).

表7 工業綠色創新空間相關性檢驗結果

從表8和表9可以看到,無論是絕對趨同模型還是條件趨同模型,全國整體及3大地區的空間滯后模型(SLM)結果總體上均優于普通面板固定效應模型,且空間滯后系數均顯著并大于0,說明我國各地區工業綠色創新均存在明顯空間相關性.基于空間滯后模型結果,發現全國整體及3大地區的值都通過顯著性檢驗,并且均小于0,即全國和東部、中部、西部的經濟開放度是存在絕對趨同的.相比較而言,東部地區的絕對值明顯高于中西部地區,說明東部地區的趨同速度高于中西部地區,而西部地區的趨同速度最慢.

進一步考察經濟開放度的條件趨同(結果見表9),空間滯后模型的擬合程度同樣優于普通面板模型.基于空間滯后模型(SLM)結果,全國、東部、中部和西部的趨同系數都顯著且小于0,說明考慮省際間對內開放度、地區產值、環境管制等因素的作用后,工業綠色創新在全國、東部、中部和西部都存在條件趨同.從各地區趨同系數的絕對值大小來看,中部最大,西部次之,東部最小,這說明中國各地區工業綠色創新的趨同速度呈現中-西-東的格局,中部地區工業綠色創新將最先趨同到其穩定水平.

表8 工業綠色創新絕對趨同結果

注:模型估計使用matlab7.0,***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著;-表示為空值.

表9 工業綠色創新條件趨同結果

注:模型估計使用matlab7.0,***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著;-表示為空值.

基于全國視角,省際間對內開放度的回歸系數顯著為正,這說明加快推動省際間對內開放程度更有利于省際間企業獲得因技術溢出效應等方式帶來的創新資源,打破省際間對內開放約束壁壘,實現省際間內部交流,提升工業綠色創新.地區產值的回歸系數顯著為正,這說明各省際間仍需以經濟發展為核心,這將有利于各地區工業綠色創新能力獲得提升.環境管制的回歸系數顯著為負,這說明當前繼續增大環境管制強度已不利于我國省際間對內開放,環境管制政策是影響省際間對內開放的重要因素之一.

基于三大地區視角,東部地區的省際間對內開放度、地區產值的回歸系數顯著為正,環境管制的回歸系數顯著為負,表明加速東部省際間對內開放、提高地區經濟發展水平是促進工業綠色創新能力提升的重要因素,當前工業綠色創新能力仍明顯受到省際間對內開放度和地區發展水平的約束作用;環境管制的回歸系數顯著為負,表明東部地區環境管制強度水平已不利于該地區工業綠色創新能力提升.中、西部地區的地區產值回歸系數更為顯著均為正,這說明該部分地區經濟發展水平仍然是制約其工業綠色創新能力的重要因素;環境管制強度的系數顯著為負,這說明中、西部地區環境管制制度及強度尚存一定問題,不利于該部分地區工業綠色創新能力提升.省際間對內開放度對各地區工業綠色創新能力的約束作用存在地區異質性.

2.3 對策建議

第一,針對當前省際間對內開放度下降的特征,首先應樹立省際間對內開放思想,消除行政壁壘等思想禁錮,打破地理分割,降低省際間經濟交流門檻,實現全方位開放;針對我國省際間對內開放在空間上存在的異質性特點,中、西部地區應以國家精準扶貧政策為契機,大膽讓利、簡政放權提升市場活力,拉動投資者積極性,促進東部沿海地區資金、人才等生產要素向中西部地區流動,縮小區域間差異;針對我國區域內省際間對內開放的兩極分化現狀,政府應加快建立區域間經濟協調發展合作、援助機制,進行統籌規劃以發揮各省際特色、省際間優勢互補,縮小同一地區內省際間對內開放度差異,加快區域內省際間對內開放進程.

第二,針對省際間對內開放度地區異質性對工業綠色創新趨同的約束特征,因地制宜制定相關政策促進工業綠色創新能力提升.對于東部地區,我們應加快省際間對內開放進程,以高速鐵路為主干的運輸網絡為主干,抓住內需戰略契機,將東部分為三大工業綠色經濟區,即以上海為中心長江三角洲經濟區,以廣州為中心的大珠江三角洲經濟區,以北京、天津為中心的環渤海灣經濟區,通過區域間網絡輻射,形成工業綠色創新新格局,進一步提升工業綠色創新能力.另外,還應調節東部地區的環境管制強度,制定合適的環境管制政策.對于中、西部地區仍應以地區經濟發展為核心,而工業仍是經濟發展的主導,因此,引進優秀人才,先進技術,大力完善交通運輸系統,修建基礎設施等方面顯得尤為重要;但在環境管制政策制定方面,應充分考慮企業因受到研發成本和執法資源的“雙重制約”逃避管制的情況,應制定相關的動態優惠政策,這將更有利于工業綠色創新能力提升.另外,該種現象側面反映出,通過環境管制政策來提升東部地區綠色創新水平已達到飽和點,繼續加強環境管制標準不利于激勵企業進行綠色創新,實行動態調整的環境管制政策協助產業結構升級便十分重要.

3 結論

3.1 省際間對內開放度的地區差異方面.從整體來看,2004~2014年期間,我國省際間對內開放度評價均值在時間維度上表現出先增加-后降低的發展特點,而在空間維度上表現出東部沿海省份的省際間對內開放度明顯高于中西部省份的特征.就三大地區內部差異而言,東部地區的省際間對內開放度的差異最大,西部次之,中部最小.

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The impact of inter provincial openness on the convergence of industrial green innovation in China.

YANG Chao-jun, YANG Wen-ke*, ZHU Yan-chun

(1.Faculty of Management and Economics, Kunming University of Science and Technology, Kunming 650093, China)., 2018,38(8)：3189~3200

The convergence of industrial green innovation exists the regional heterogeneity and spatial convergence underthe unbalanced development of China’s provincial internal openness. By constructing evaluation index system of internal openness and using combined evaluation method on 30provincial internal openness to establish a comprehensive evaluation, and through some coefficient variation indexes to compare internal openness of different provincial regions, we use provincial panel data from 2005 to 2014 to establish a spatial econometric model to test the space convergence of industrial green innovation under internal openness constraints. We Find that China’s provincial internal openness shows the development characteristics of increase to decrease in the time dimension, while the spatial dimension has the heterogeneity characteristics of east-high-west. The eastern region has the largest difference in internal openness, and followed by the west, the smallest in the middle. Degree of dispersion of industrial green innovation of China and its eastern region will change over time, while the industrial green innovation of its mid and west regions fluctuates. Therefore, these regions still need further improvement. Industrial green innovation of China and its three regions will achieve long-term equilibrium, and due to the similarities of economic development, technical environment, R&D level in adjacent areas, so there is a long term convergence. Above all, we conclude that it is an important factor to promote the improvement of industrial green innovation ability in the whole and eastern region of China. Improving the level of economic development and the appropriate environmental control intensity are important factors to promote the improvement of industrial green innovation in the central and western regions. To reveal the regional heterogeneity source of spatial convergence and the industrial green innovation under the constraint of China’s provincial internal openness. It is very helpful for our country to narrow the gap between provinces and regions in the new era and accelerate the opening up to the inside, further improve the industrial green innovation ability.

China’s provincial internal openness；regional differences；industrial green innovation；spatial convergence

X22

A

1000-6923(2018)08-3189-12

楊朝均(1984-),男,四川達州人,副教授,博士,主要從事綠色創新管理研究.發表論文30篇.

2018-01-05

國家自然科學基金項目資助(71502074);云南省教育廳哲學社會科學規劃項目資助(YB2016014);云南省教育廳科學研究基金項目資助(2018Y013);昆明理工大學管理與經濟學院碩博生科研項目預研計劃資助(20162109090);昆明理工大學引進人才項目資助(KKSY201508056)

* 責任作者, 碩士, wenkedyang@gmail.com