綠色創新的影響因素及提升路徑

【摘要】“雙碳”背景下， 綠色創新是實現經濟增長和環境保護的重要戰略。基于供求理論和組態視角， 構建“供給—需求”分析框架， 以2014 ～ 2021年我國30個省（市）、 自治區面板數據為研究樣本， 運用動態QCA方法， 探索時間縱軸上供求兩端影響因素對區域綠色創新的協同效應， 并結合單因素方差分析， 從空間維度考察組態省域覆蓋度的分布差異。結果表明： 高財政支持供給是產生高水平區域綠色創新的必要條件；" 產業結構供給雖不是高水平區域綠色創新的必要條件， 但其必要性概略逐年遞增， 呈現時間效應； 存在3條提升區域綠色創新水平的關鍵路徑， 包括多供給單市場需求驅動型、 多供給單公眾需求驅動型及供求聯動驅動型； 存在2條導致非高區域綠色創新的路徑， 即供需要素缺失型和單環境需求驅動型；" 在時間維度上， 多供給單公眾需求驅動型有著更好的平穩性；" 在空間維度上， 存在2條組態的省域覆蓋度具有顯著地區差異。本研究從時空雙維度揭示了區域綠色創新水平提升的內在機理， 為綠色創新實踐提供了重要借鑒。

【關鍵詞】區域綠色創新；“供給—需求”分析框架；動態QCA；單因素方差分析

【中圖分類號】F270；X321" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）14-0123-7

一、 引言

自改革開放以來， 我國經濟在工業的推動下取得了迅猛發展。然而， 這種以規模擴張為主的外延式發展模式也導致了嚴重的生態破壞， 生態環境紅燈頻頻亮起。2005年， 習近平總書記對此前瞻性地提出了“綠水青山就是金山銀山”的科學論斷， 并革故鼎新地躍升為指引國家戰略發展的新理念。黨的十九屆五中全會進一步提出“推動綠色發展， 促進人與自然和諧共生”的綠色發展理念。在“經濟—環境”不均衡矛盾昭然若揭的時代背景下， 如何在生態環境保護與經濟增長之間找到兩者的平衡點， 仍是國家亟須解決的重要問題。綠色創新作為實現綠色發展的源動力， 通過研發先進的科學技術或改良當前的工藝流程， 不僅能夠有效推動區域經濟的高質量增長， 而且會改變企業先生產后治理的末端治理方式， 從源頭上“倒逼”產品供給者改進污染治理技術等， 進而實現經濟高質量增長與環境保護的雙贏局面（趙娜，2021）。政府做好頂層設計， “十四五”規劃中明確指出要加快綠色低碳發展， 支持綠色技術創新， 實施綠色技術創新攻關行動， 進一步為我國經濟高質量發展指明奮斗方向。

考慮到綠色創新本身具有顯著的空間依賴性（付幗等，2016）， 因此， 推動區域綠色創新是實現我國經濟高質量發展、 搶占科技前沿的重要抓手。但目前來看， 我國整體綠色創新水平不高， 其主要原因在于區域間綠色發展不平衡， 綠色創新水平存在較大差距。為探究實現高水平綠色創新的現實路徑， 縮小區域間綠色創新水平差距， 學者們從影響因素、 提升路徑等方面展開廣泛研究。在影響因素方面， 大多聚焦于采用線性回歸的方法研究供給、 需求兩端等單一層面因素對區域綠色創新水平的凈效應影響， 但事實上， 綠色創新作為經濟效益和環境保護的平衡節點， 是一項復雜、 長期的系統性工程， 需要協同考慮綠色創新產出的多重并發因素。在提升路徑方面， 主要關注截面數據的組態分析及沿海發達地區和政策惠及地帶高水平綠色創新區域的案例經驗總結。不足的是， 截面數據難以解釋各前因條件時間縱軸上的發展變化； 不同區域的創新主體在創新要素的占用和配置效率上存在差異， 簡單復制區域高水平綠色創新的發展模式無異于膠柱鼓瑟（王婉和秦藝根，2023）， 缺乏路徑的普適性。因此， 急需借助新的實證方法解釋多重前因條件對于區域綠色創新的復雜動態聯動影響。

綠色創新具有明顯的公共產品屬性， 同時具備非競爭性與非排他性的特點， 因此， 本文試圖將綠色創新放在公共產品的范疇中， 并基于供求理論構建“供給—需求”組態分析框架， 以2014 ～ 2021年我國30個省（市）、 自治區為研究案例， 采用動態QCA方法， 從組態視角考察區域綠色創新的復雜因果機制和時間維度的驅動路徑趨勢變化， 進一步結合單因素方差分析， 探究區域間在組態方面的偏好差異。本文致力于探究以下問題： 在時間維度上， 高水平綠色創新是否存在必要條件？哪些因素組合可以提供差異但等效的區域綠色創新驅動路徑？這些影響因素是否呈現時間效應？不同組態路徑中是否存在條件間的潛在替代關系？在空間維度上， 各組態的省域覆蓋度是否具有地區差異？本文的研究結論有助于拓寬綠色創新的復雜動態研究視角， 正本清源地為提升不同區域綠色創新能力提供理論依據。

二、 文獻綜述

“綠色創新”通常是指在為消費者和企業提供價值的同時， 還能有效降低對環境不良影響的新產品和新工藝。綠色創新相較傳統技術創新更具新穎性和復雜性， 同時具有更加明顯的知識溢出效應， 可以更廣泛地影響其他技術領域。環境庫茲涅茨曲線表明， 綠色技術創新可以實現經濟增長和環境保護的協調發展（Song等，2019）。作為實現經濟和環境雙贏的平衡支點， 綠色創新的相關研究受到越來越多學者的高度重視。但由于研究的側重點存在差異， 已有研究對其內涵的界定尚未形成統一標準， 且主要從環境因素和技術創新層面對其進行闡述。在環境因素層面， 有學者認為綠色技術創新是為了降低能源消耗和減少環境污染而進行的技術和工藝創新的總體稱謂（Barbieri等，2020）。在技術創新層面， 成瓊文等（2020）認為綠色技術創新是由一系列相關聯的子過程所構而成， 具體包括從綠色設計到綠色轉換過程所涉及的各環節等， 各環節緊密相關， 缺一不可。無論側重于環境還是技術創新因素， 現有研究普遍表明， 綠色創新的核心特點在于能夠最大限度降低對環境造成的負面影響， 并致力于實現經濟、 環境和社會效益的共同提升。此外， 對于維持經濟的可持續發展， 全面落實習近平總書記的“兩山理論”， 更好地應對防范內外部風險等， 綠色創新已經不再是“要不要”的問題， 而是“怎么做、 怎么提”的問題。因此， 綠色創新的文獻回顧主要從區域綠色創新的影響因素和提升路徑兩個方面展開。影響因素方面， 學者們普遍認為區域綠色創新存在諸多影響因素， 且不同影響因素在不同情境下所發揮的作用存在一定的異質性， 其影響因素主要可以歸納為兩個層面： 在供給端層面， 如政府干預與支持（呂鯤等，2022；高霞等，2022）、 綠色信貸供給（趙娜，2021；劉海英等，2020）、 企業研發投入（肖振紅和李炎，2022）、 學研機構技術供給（馬衛等，2022）和人力投入供給（張文宇等，2018）等； 在需求端層面， 如市場需求（畢克新等，2013）、 公眾綠色訴求（秦炳濤等，2022）、 環境需求（郭凌軍等，2022；Li等，2017）、 低碳發展需求（曹霞和于娟，2015）、 綠色金融需求（Wang等，2021）等。現有關于區域綠色創新提升路徑的研究主要集中在兩個方面： 一是基于某個影響因素采用多元線性回歸（肖振紅等，2023；韓先鋒等，2023）或者基于組態視角利用傳統靜態fsQCA方法（王婉和秦藝根，2023；高霞等，2022）， 理論分析后歸納出綠色創新的提升路徑； 二是采用階段劃分（董曉芳和袁燕，2014）或者特定區域（劉新智等，2022；沈路等，2023）案例研究分析等方法探究區域綠色創新演化路徑。

綜上， 現有研究從供給端和需求端多個層面萃取大量關于區域綠色創新的影響因素， 以及基于供求兩端層面篩選因素的邏輯， 對于文章影響因素的甄選和分析框架的構建有著較強的借鑒意義， 但仍存在以下不足： 一是， 基于實證回歸的方法分析， 聚焦于探究單因素的“凈效應”影響和邏輯演繹， 淡化了變量之間的交互關系， 忽略了區域綠色創新的多元協同路徑。二是， 雖已有學者基于組態思維， 采用fsQCA方法， 但受限于橫截面數據， 難以探究影響因素耦合后的時序變化。因此， 多重前因條件下的區域綠色創新復雜動態驅動路徑問題仍需進一步探究。

三、 理論框架構建

1. 分析框架。在既有影響因素分析框架中， 首先有學者將綠色創新置于TOE框架視域， 探討技術、 組織和環境層面各因素對綠色創新的協同影響（武咸云和張頤嘉，2023）。其次也有學者將綠色創新置于行為視域， 強調基于高階梯隊理論、 組織認同理論和情感—認知評價理論構建三維分析框架（田紅娜等，2023）。此外， 還有學者將綠色創新置于綜合視域， 主張從技術、 市場和制度三重層面構建研究框架（高霞等，2022）。然而， 綠色創新因其滿足非競爭性與非排他性（楚德江，2022）， 也可以被視為一個公共產品。鑒于此， 本文嘗試將綠色創新置于公共產品視域， 并基于供求視角及其相關理論， 構建“供給—需求”影響因素組態分析框架。

2. 供給端影響因素分析。激勵理論認為， 財政支持可以被視為一種經濟激勵手段， 具有針對性強、 時滯性短的特征， 可以很好地提高資源配置效率， 調動技術創新積極性， 從而為區域綠色創新帶來積極影響。有學者經過實證分析， 指出政府的科技投入可以顯著提高區域綠色創新水平（許藝煊等，2023）。熊彼特創新理論認為： 首先， 產業結構的變化會對技術創新產生影響， 合理的產業結構能夠強化產業間的協同創新， 激發產業綠色創新活力； 其次， 產業結構的逐步高級化可以使得能耗較高、 污染較大的第二產業向低碳清潔、 能耗較低的第三產業轉型（陳曉等，2019）， 緩解區域資源環境壓力， 為傳統產業和技術研發服務部門的有效對接提供良好的創新環境， 進而助力區域綠色技術創新水平的提升（歐雪銀，2019）。從知識經濟理論視角來看， 高校作為科學研究的策源地， 能夠彌補產業部門在知識要素上的不足， 同時作為知識產生與創造的主要源頭， 可以為綠色技術創新提供堅實的知識基礎， 進而對整個區域綠色創新體系發揮重要的推動作用。因此， 本文經過客觀甄選， 選定財政支持供給、 產業結構供給和高校技術供給作為供給端的代表性變量。

3. 需求端影響因素分析。創新理論認為， 市場需求對創新具有積極的推動作用， 這種觀點同樣適用于綠色技術創新。市場化水平較高的地區， 政府干預能力會有所下降， 可以通過放大外部監督等方式有效刺激綠色創新投入和產出， 進而拉動區域綠色創新水平提升（趙莉和張玲，2020）。此外， 公眾對于天藍、 地綠和水清的高質量外部環境需求， 會發揮“軟約束”功能， 對區域的綠色創新產生推動作用。有學者研究指出， 公眾對良好自然環境的需求正迅速改變市場現有競爭格局， 迫使企業減少或避免經營活動對生態環境的負面影響并積極推動綠色創新活動（Wang，2019）， 以謀求新的競爭優勢； 環境污染作為國家高度重視和迫切需要解決的問題， 從宏觀到微觀層面均產生了不良影響（羅進輝和巫奕龍，2023）。隨著宏觀“雙碳”目標等舉措的提出， 以及微觀層面人們生活質量的不斷提高， 持續提升環境質量已成為我國走可持續發展道路的必然要求。迫于環境需求， 企業會不斷開展綠色創新活動。有學者實證發現， 環境污染會致使政府加大環境規制力度和鼓勵綠色創新活動， 緩解經濟增長帶來的環境瓶頸約束（沈釗和屈小娥，2022）。同時， 波特假說理論認為， 政府通過設計深厲淺揭的環境規制政策， 有效促進綠色創新發展， 提升區域綠色創新水平。因此， 本文甄選出市場需求、 公眾需求和環境需求作為需求端的代表性變量。

綜上， 基于供給端和需求端層面甄選出6個2級條件。在組態視角下， 區域綠色創新不再是簡單的線性創新模式， 而是供求兩端因素的協同聯動。因此， 本文基于組態分析視角， 構建區域綠色創新的影響因素模型， 如圖1所示。

四、 研究方法及數據構建

1. 動態QCA。傳統的QCA分析方法由于受到理論與工具的限制， 主要采取截面數據進行組態研究， 難以進行時間維度的復雜因果效應分析。然而， 自黨的十八屆五中全會明確提出創新、 協調、 綠色、 開放、 共享的新發展理念以來， 我國的綠色創新進程便已進入快速發展階段， 是一個發生在時間軸上的連續事件。因此， 基于截面數據的傳統QCA分析方法并不能有效闡明復雜因果和時間之間的互動關系。為此， 本研究參照Garcia-Castro和Ari?o（2016）提出的相關理論與方法， 借助R-Studio軟件將QCA分析與面板數據進行有效結合， 以期探索時間效應下的組態關系， 并參照張放（2023）的做法， 貫穿運用強化標準分析（ESA）， 以提高組態精度。區別于傳統的QCA分析方法， 動態QCA需要從組間（between）、 組內（within）和匯總（pooled）三個維度進行測量分析， 并借助組間一致性調整與組內一致性調整距離考察一致性在時間維度與空間維度的趨勢變化。

2. 變量選取及數據來源。

（1） 區域綠色創新。關于區域綠色創新的衡量， 現有文獻借助數據包絡分析（DEA）或其衍生的SBM等模型測算區域綠色創新效率， 以此度量區域綠色創新水平。也有學者采用各地區綠色專利申請總量或授權量來衡量區域綠色創新水平， 衡量方式并不存在唯一的標準。考慮到綠色專利申請具有較高的技術門檻， 其申請量可以滿足對綠色技術創新產出更為直觀的量化， 且消除了相較于授權量的滯后效果， 可以更高層次地反映區域綠色創新水平。因此， 本文借鑒李青原和肖澤華（2020）的研究， 并參考王班班和齊紹洲（2016）的檢索方法， 根據國家知識產權局的統計數據， 對2014 ～ 2021年各地區的綠色發明專利和綠色實用新型專利進行識別和核算， 然后將二者求和結果加1再取自然對數， 以衡量區域綠色創新水平。

（2） 供給端因素。參照已有文獻的普遍做法， 采用地方財政科學技術支出的自然對數衡量財政支持供給， 考慮到技術轉化存在周期性， 故將其相較于結果變量前置一年， 相關數據源自《中國科技統計年鑒》。參照王婉和秦藝根（2023）的做法， 以第三產業增加值與第二產業增加值的比值考量產業結構供給， 相關數據取自《中國統計年鑒》； 參照馬衛等（2022）的做法， 采用高校有效發明專利數、 Ramp;D課題數及科技論文數量加總的自然對數衡量高校技術供給， 相關數據來自《中國科技統計年鑒》。

（3） 需求端因素。采用王小魯等（2021）的《中國分省份市場化指數報告》中市場化總指數評分作為市場需求的衡量指標， 考慮到不同年份的測量指標隨著經濟的發展存在細小變動， 進一步采用Max—Min標準化方法進行處理， 以消除潛在影響； 對于公眾需求的測量， 既有研究常常與公眾關注度掛鉤， 因此本文參考吳力波等（2022）的做法， 采用百度的霧霾搜索指數的對數形式進行刻畫， 相關數據來自百度指數和馬克數據網； 對于環境需求的測量， 根據以往經驗往往與環境規制程度掛鉤， 鑒于量化環境規制強度的方法不統一（主要有成本型、 績效型和指數型三種方法）， 本文基于數據的易獲取性、 可靠性及完整性， 采用成本型方法測度環境規制強度， 并參照范洪敏和穆懷中（2017）的做法， 采用工業治理投資完成額與工業增加值的比值進行衡量， 相關數據取自《中國工業經濟統計年鑒》。

3. 變量校準。不同于傳統實證研究， 利用動態QCA方法進行分析前需要進行變量的校準。具體來說， 可以根據變量的數值大小、 分布情況確定完全隸屬、 交叉點和完全不隸屬3個閾值即判定錨點， 將原始數據轉化為0 ～ 1之間的模糊隸屬數值。參照QCA主流研究做法， 進行直接校準， 將變量的95%、 50%和5%分位數作為判定錨點。具體變量和校準結果如表1所示。

五、 實證分析

1. 單個條件的必要性分析。采用動態QCA分析面板數據時， 單個條件的必要性需要結合一致性和一致性調整距離共同進行判斷。通常認為一致性的判斷閾值為0.9， 當某個條件變量的一致性高于0.9時， 則該變量被視為結果變量的必要條件； 一致性調整距離判斷閾值為0.2， 當某個因素的調整距離大于0.2時， 表明一致性的精確度無法達到理想狀態， 需要進一步探究其必要性情況。表2報告了單個條件必要性分析的結果。通過匯總一致性進行分析， 僅有高財政支持供給變量一致性值大于0.9， 其余均小于0.9， 說明高財政支持供給是高水平區域綠色創新的必要條件。通過一致性調整距離進行判斷， 無論是在高區域綠色創新還是非高區域綠色創新中， 其組間、 組內一致性調整距離均出現了大于0.2的情況， 需要進一步考察。以高區域綠色創新中組間一致性調整距離大于0.2的前因變量為例（如表3所示）， 僅在情況B3下出現了部分年份一致性大于0.9的情況， 但通過繪制散點圖發現其均集中于右側y軸， 并沒有通過必要條件檢驗（Schneider和Wagemann，2012）， 其余變量所有年份的一致性均小于0.9， 因此也不存在必要關系。但值得一提的是， 在情況B2中， 雖然產業結構供給并沒有構成高區域綠色創新的必要條件， 但該因素的必要性概略呈現增長趨勢， 具有時間效應（如圖2所示）。其余一致性調整距離大于0.2的情況， 經過分析其一致性、 覆蓋度及散點圖均沒有通過必要條件檢驗。

2. 條件組態的充分性分析。在采用R-Studio軟件構建真值表時， 參考張放（2023）的設定標準， 將一致性閾值設定為0.9， 以保證案例的解釋力； 將PRI閾值設定為0.75， 以消除同時為高綠色創新水平和非高綠色創新水平子集關系的干擾； 頻數閾值設定為2。完成真值表構建后， 進行ESA分析， 以規避反事實分析過程中的矛盾簡化假設。根據前文的必要條件分析結果， 財政支持供給是影響區域綠色創新的核心變量， 在R-Studio軟件模型中需要優化取值算法。因此， 針對“財政支持供給”條件進行方向預設策略， 將其值設定為1。考慮到本文的研究對象是我國30個省（市）、 自治區， 各省份的地理條件和資源差異較大， 無法統一判斷其他前因條件對結果產生的影響。因此， 為避免不恰當的假設可能對結果全面性和科學性造成的影響， 對其他前因條件不進行方向預設， 選擇為“存在或缺失”類型。經過篩選后最終得到增強型的簡單解、 中間解及復雜解。借鑒Fiss（2013）的做法匯報增強型中間解， 輔以增強型簡約解篩選出組態中的核心條件與邊緣條件。

組態分析結果如表4所示， 存在3條引發高區域綠色創新的組態路徑和2條致使非高區域綠色創新的組態路徑。在產生高水平區域綠色創新的各組態路徑中， 其總體一致性為0.957， 在致使非高水平區域綠色創新的各組態路徑中， 其總體一致性為0.975， 均大于0.75的最低限度， 并且單個組態的組內一致性調整距離與組間一致性調整距離均低于0.2的判定閾值， 說明匯總一致性對結果具有較好的解釋力。

進一步根據核心條件的不同將產生高區域綠色創新的組態路徑命名為多供給單市場需求驅動型、 多供給單公眾需求驅動型及供求聯動驅動型； 將產生非高區域綠色創新的組態路徑命名為供需要素缺失型和單環境需求驅動型。

3. 組態效應類型分析。

（1） 高區域綠色創新條件組態。在多供給單市場需求驅動型（組態1）與多供給單公眾需求驅動型（組態2）組態中， 單維需求和多維供給進行聯動耦合， 共同影響區域綠色創新水平。多供給單市場需求驅動型中供給端以市場需求為核心條件， 聯動財政支持供給、 高校技術與產業結構供給構成高區域綠色創新水平產生的充分條件組合。多供給單公眾需求驅動型中需求端以公眾需求為邊緣條件， 聯動財政支持供給、 高校技術與產業結構供給共同影響結果。在供求聯動驅動型（組態3）中， 供給端和需求端的條件因素貢獻狀態相對均衡， 通過兩端的耦合聯動共同發力。通過供求聯動驅動型可知， 即使需求端的環境需求作為邊緣條件缺失， 仍然可以憑借市場需求的主導地位， 聯動供給端的財政支持供給、 高校技術供給推動區域綠色創新。

（2） 非高區域綠色創新條件組態。考慮到影響因素耦合聯動后可能存在的非對稱因果關系， 本文進一步探討了非高區域綠色創新的形成路徑， 在供需要素缺失型（組態4）組態中， 供給端缺乏財政支持供給、 高校技術供給， 同時需求端缺乏市場需求和公眾需求， 將無法形成高水平的區域綠色創新。該路徑結果由區域綠色技術創新供給端資源缺乏、 需求端相關制度缺位等多重因素綜合作用所導致， 與前人提出的“污染天堂”假說不謀而合（高霞等，2022）。在單環境需求驅動型（組態5）組態中， 僅有環境需求充當核心條件并單獨存在， 該路徑在一定程度上表明嚴格的環境需求可能會對區域內的相關產業部門形成成本擠出效應， 進而抑制綠色技術創新。

（3） 組態潛在替代關系。通過觀察對比組態1、 組態2和組態3， 可以挖掘高區域綠色創新組態間的潛在替代關系。通過組態1和組態2的形成條件可知， 當供給端同時存在高財政支持供給、 高產業結構供給和高高校技術供給， 在聯動需求端時， 高市場需求和高環境需求可以相互替代； 通過組態1和組態3可知， 對于高財政支持供給的省份， 當面對高高校技術供給及高市場需求時， 高產業結構的配置和弱環境需求條件相互替代； 通過組態2和組態3可知， 在高財政支持供給和高高校技術供給均發揮主導作用時， 高產業結構供給和高公眾需求的條件組合可以和高市場需求的條件配置相互替代。通過對比組態4和組態5可以發現致使非高區域綠色創新組態間的替代關系。在供給端的財政支持供給和高校技術供給缺失的情況下， 面對需求端市場需求缺失時， 弱供給需求和強環境需求相互替代。

4. 組間結果。雖然產生高區域綠色創新的3種組態的組間一致性調整距離都未大于0.2， 表明不存在明顯的時間效應， 但進一步考察各組態時間維度的變化， 發現3種組態的一致性水平在2014 ～ 2021年間均在0.9以上波動（如圖3所示）， 組態1和組態3在2020年呈明顯下降趨勢， 雖未低于0.75的閾值， 但這種集體波動主要分布于2020年， 并不符合良性偏差的特征。該組間分析結果， 一方面彌補了過往截面組態在時間縱軸方面的不足， 另一方面表明3種組態在2014 ～ 2021年之間具有較大的解釋力度。關于組態1和組態3為何會在2020年出現類似下滑趨勢， 可能是由于當年受到疫情沖擊， 國家進行宏觀調控， 首要目的是保障國民生命健康， 資源會出現一定的傾斜， 相比之下， 其他因素占比會有所下降。但值得注意的是， 組態2的一致性并未受到影響， 表明在供給端當公眾需求作為核心條件時， 具有更加穩定的驅動效果。

5. 組內結果。鑒于動態QCA目前尚未針對區域差異開發專門的衡量標準， 因此本文采用東、 中、 西和東北地區各路徑的覆蓋度分布是否存在差異， 探究其組態偏好。其中本文分析得出的3種高區域綠色創新組態均通過了正態性檢驗和方差齊性檢驗， 因此， 采用單因素方差分析進行后續探究， 結果如表5所示。

通過表5的分析結果可知， 組態1的區域覆蓋度并不存在地區間的顯著性差異。其中多供給單市場需求驅動型（組態1）， 代表省份有上海、 廣東、 天津等地區。作為典型代表之一， 廣東較早開始低碳發展、 綠色創新， 于2010年在“十二五”開局前夕， 便正式啟動了國家低碳省份試點工作， 在供給端層面加大了財政支持力度， 強調了從產業結構優化、 市場需求監督等方面進行綠色轉型和創新發展。首先， 作為我國改革開放的先行地， 廣東省受政策惠及頗深， 經濟水平一直領跑全國， 有堅實的基礎致力于綠色創新支出， 加之所處沿海地區市場化程度高， 科技要素流動快； 其次， 省內擁有眾多優秀高校， 知識策源富足。這些供給端因素充分聯動市場需求， 不斷推動著廣東的綠色創新， 根據《中國科研信息化藍皮書》相關數據， 廣東省的綠色創新水平長期位居全國前列。

組態2和組態3所能解釋的案例存在地區間的顯著性差異， 結合表6可知： 多供給單公眾需求驅動型（組態2）主要分布在東北和東部地區； 供求聯動驅動型（組態3）， 案例分布以東北地區和中部地區為主導。就組態2而言， 典型代表有遼寧、 山東等地區。以遼寧省為例， 2020年制定出臺的《遼寧省構建市場導向的綠色技術創新體系的實施方案》強調推進“產學研金介”深度融合、 產業結構升級等多個方面， 致力于打造綠色創新發展模式， 并始終堅持推動重點領域項目、 基地、 人才、 資金一體化配置。同時， 作為傳統的老工業區， 遼寧省有著旺盛的公眾需求。這些供給端因素聯動公眾需求， 共同推動遼寧的綠色創新發展。截至2022年， 遼寧在東三省有著綠色創新指數增速最快的優異成績。就組態3而言， 典型代表有黑龍江和山西等地區。以山西為例， 作為典型的資源經濟、 高碳經濟省份， 在“十四五”開局之年， 山西省“破舊立新”， 堅持加大生態環境整體資金投入， 實施推進煤礦綠色開采、 持續優化產業結構等措施， 同時， 依托省內資源所帶來的旺盛市場需求， 2021年發布《山西省“十四五”14個戰略性新興產業規劃》， 進一步推動區域的綠色創新發展。

六、 結論與啟示

1. 研究結論。本文將綠色創新置于公共產品研究視域， 基于供求理論， 構建“供給—需求”組態分析框架， 以我國30個省（市）、 自治區為案例， 運用動態QCA方法， 揭示了2014 ～ 2021年影響我國省級區域綠色創新水平的核心影響因素及因素間的耦合關系。主要研究結論包括： 第一， 高財政支持供給是高水平區域綠色創新的必要條件， 產業結構供給雖不是結果的必要條件， 但其必要性概略逐年上漲， 呈現明顯的時間效應。究其原因， 可能是產業結構的有效供給作為產業從量變到質變的結果， 國家和地方進行有效推動引導， 致使產業結構供給日益上漲， 必要性逐漸凸顯。第二， 在條件組合的充分性分析中， 存在3條產生高水平區域綠色創新和2條引致非高區域綠色創新的路徑。在高水平區域綠色創新的組態路徑中， 包括多供給單市場需求驅動型（組態1）、 多供給單公眾需求驅動型（組態2）及供求聯動驅動型（組態3）， 雖然3條路徑的匯總一致性在時序上的變化并未呈現出時間效應， 但組態1和組態3的一致性在2020年呈現下降趨勢。推測原因是2020年疫情引致的資源傾斜改變， 導致其他因素的解釋力度有所下降。在非高區域綠色創新的組態路徑中， 包括供需要素缺失型和單環境需求驅動型， 2條路徑均呈現出財政支持乏力、 高校技術支持不足和市場區域缺失的特點。第三， 通過對各組態的覆蓋度進行分析， 發現存在2條路徑具有顯著的地區差異。多供給單市場需求驅動型所能解釋的案例主要適配東北和東部地區， 而供求聯動驅動型所解釋的案例分布在東北地區和中部地區。

2. 研究啟示。上述研究結論帶來以下幾點啟示： 第一， 從組態思維出發， 供求兩端存在聯動影響， 區域綠色創新驅動需要從“單一優化”轉向“組態協同”。地方政府需要重視供求兩端的聯動匹配效應， 明確自身的資源稟賦條件情況， 充分厘清和運用不同變量之間的潛在替代關系， 探索適合本土的發展驅動模式。第二， 財政支持供給是區域綠色技術創新的重要保障， 政府要有效推動資金鏈、 扶持創新鏈并強化資金監管。財政支持供給作為高區域綠色創新發生的必要條件， 需要政府增加和積極完善創新財政的資金支持方式， 擴大政策優惠與財政補貼的覆蓋面， 同時在鼓勵企業致力綠色創新研究時， 還要有效監管其對支持資金的利用效率， 保證資金用在刀刃上， 有效激發各創新主體協同創新的動力， 保質保量提升區域綠色創新水平。第三， 通過觀察高區域綠色創新的3條驅動路徑， 發現供給端因素作為核心條件占比較大， 表明我國區域綠色創新目前仍是以供給為主。政府可以通過完善供給端政策， 強化對綠色技術創新產生引領作用， 充分發揮其在宏觀上的政策導向功能， 建立健全財政支持供給、 產業結構供給和高效技術供給等綠色技術創新的保障機制， 通過“有形的手”優化資源配置， 加速創新要素在創新主體間的流動， 實現區域綠色技術水平的提升。

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