〔关键词〕 数字经济 绿色创新 异质性 门限空间杜宾模型 非对称空间溢出 环境规制 知识产权保护 空间杜宾模型
ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２４．０９．０１０
〔中图分类号〕Ｆ２０５； Ｆ４２４ ３ 〔文献标识码〕Ａ
引言
在落实生态文明建设、绿色可持续发展的背景下， 激发绿色创新动能已成为当前我国发展的重要议题之一。习近平总书记在全国生态环境会议上指出， “全面推进美丽中国建设”， “要加强科技支撑， 推进绿色低碳科技自立自强”。绿色创新旨在遵循低污染、低排放的生态经济规律， 不仅是环境保护的重要工具， 也是推动我国绿色转型的强大引擎。然而， 我国绿色创新面临着创新资源配置效率低、创新动力不足、创新产出成果慢的困境［１］ 。受制于这些约束， 城市如何激活绿色创新动力以绘就人与自然和谐共生的图景， 成为目前亟待解决的问题。
数字经济时代的开启及快速发展为建设中国式现代化带来了新动能。２０２２ 年我国数字经济规模达５０ ２ 万亿元， 占国内生产总值的４１ ５％， 数字经济这一经济发展新形态已经成为国民经济的重要组成部分。为此， ２０２３ 年国务院发布《数字中国建设整体布局规划》， 明确了大力发展数字经济， 并强调了推动数字化与绿色化协同转型。随着数字经济发展的不断深化， 数字技术对生产生活产生深刻影响， 其中数字经济与实体经济的融合发展为绿色技术产出创造了新机遇［２］ 。那么， 数字经济发展能否促进本地和邻近城市绿色创新？ 这种影响是否在不同的制度环境、区域位存在异质性？ 数字经济发展水平分异是否会引起绿色创新存在非对称的空间溢出？ 厘清上述问题， 对推进区域绿色协调发展和实现美丽中国建设具有重要意义。
１文献综述
近年来， 数字经济发展与绿色创新的关系受到了学者的关注。现有研究可以归纳为两个视角：（１） 部分文献着眼于企业数字化转型或数字技术应用对绿色创新的影响。在数字化转型方面， Ｆｅｎｇ等［３］ 、李金昌［４］ 发现， 数字化转型作为企业保持竞争力的关键举措促进了企业内部绿色创新。另有学者以重污染行业公司［５］ 、制造业上市公司［６］ 、传统资源型企业［７］ 为研究样本， 也得出相同结论。在数字技术应用方面， 主要存在两种观点： ①数字技术是企业重要内部资源， 充分利用数字技术可以提升绿色创新能力［８］ ； ②企业过度应用数字技术会造成大量资金消耗、信息超载与不安全、创新流程复杂化等问题， 从而降低绿色创新绩效［９］ ；（２） 相比于微观层面的研究， 一些学者侧重考察数字经济发展与区域绿色创新的关系。汪晓文等［１０］以中国３０ 个省（区、市）为样本， 认为数字经济发展与绿色技术革新有着紧密关系， 数字经济具有高创新性， 其发展有助于绿色技术的更新迭代。韦施威等［２］ 在探究了数字经济对绿色创新影响的基础上， 厘清了其中的内在机制， 并用地级市面板数据进行了验证， 发现数字经济显着促进了绿色创新水平。鉴于绿色创新申请可能存在泡沫现象，吕德胜等［１１］ 研究了数字经济发展能否提高绿色创新的质量， 并初步检验了数字经济对绿色创新的空间溢出效应， 但未对其中的异质性进行考察。
从现有文献来看， 关于数字经济对绿色创新的影响研究仍缺乏空间溢出效应异质性的深入探讨。此外， 以往文献基于线性空间模型预设城市间绿色创新的溢出效应是同质的， 忽略了非对称空间知识和技术溢出效应。因此， 本文从不同的制度环境、区域位置分析了数字经济对绿色创新的空间影响异质性， 为制定绿色创新方案及知识产权保护政策等提供新思路； 同时， 本文通过构建门限空间杜宾模型， 识别了数字经济发展水平差异的城市存在非对称绿色创新空间溢出， 扩展了数字经济与绿色创新的研究范围。
２理论分析与研究假设
２.１数字经济与绿色创新
数字经济发展不仅是实现我国经济与生态环境协调发展的重要抓手， 更能通过与实体经济深度融合促进创新产出［２］ 。数字经济发展对城市绿色创新的促进作用主要通过３ 个方面来实现： （１）数字经济发展降低了绿色创新的融资难度和成本。绿色创新活动对企业内部资金储备和外部融资渠道提出严格的要求， 而数字经济发展为企业和金融机构的信息交流搭建桥梁， 缓解了金融机构与环境友好型企业之间的信息不对称， 有利于解决企业创新资金不足的问题［１２］ 。数字经济时代的互联网金融、供应链金融等新兴工具提供了新的融资渠道， 降低企业对传统金融机构的依赖， 减少了创新的融资难度和成本； （２） 数字经济发展提升了资源配置效率， 有利于资源要素向绿色创新领域集聚。通过物联网、云计算、大数据等新兴技术， 促进数字经济与实体经济的有效融合， 降低市场失灵造成的资源错配［１３］ 。企业和大学科研机构通过数字平台建设可以及时获取新信息， 为绿色创新资源流动提供有利条件， 优化创新资源配置效率［１１］ ；（３） 数字技术发展有助于企业摆脱传统技术创新的路径依赖。数字经济渗透有助于研发人员把握数字技术带来的机遇， 降低绿色创新活动的模糊性， 激励研发者将数字技术与绿色创新进行结合［１４］ 。因此， 加快了突破低碳、节约环保技术的速度。
数字经济具有正外部性， 能够突破地理障碍和行政分割， 驱动邻近城市绿色创新。数字技术的长期存贮性和实时交互性质能够跨越时空界限，推动区域间的创新要素流动［１５］ ， 创新主体可以更容易获取、重组创新资源， 这种赋能效应有助于创新主体通过挖掘新要素用途以及将其投入研发进而加快绿色技术产出； 另外， 数字经济发展有助于城市之间开展绿色合作创新。数字技术应用加快信息与知识的传播速度［１６］ ， 降低创新主体间的交流成本和技术交易成本。数字经济以数字平台形式突破参与者之间的时空距离限制， 提高跨区域绿色合作创新的积极性。同时我国正在从数据产权、交易流通、安全治理等方面建立数据基础制度， 有助于各地区加快落实数据治理、开发利用、安全保护等要求， 减少了地区之间合作创新的障碍［１７］ 。此外， 考虑到在不同环境规制强度、知识保护水平的政策背景以及区域位置下， 数字经济发展对城市绿色创新的作用效果可能存在差异。因此， 本文提出如下假说：
Ｈ１ａ：数字经济发展促进了城市绿色创新。
Ｈ１ｂ：数字经济发展通过空间外溢效应促进了邻近城市的绿色创新。
Ｈ１ｃ：数字经济发展对本地、邻近城市绿色创新的影响存在制度环境异质性以及区域异质性。
２.２数字经济对非对称绿色创新空间溢出的影响
空间知识和技术溢出、地方政府的良性竞争使得不同城市之间的绿色创新相互关联。那么， 城市是否会因为数字经济发展水平的高低而获得不同程度的绿色创新空间溢出？ （１） 绿色创新的空间扩散作用与演化趋势受到知识溢出、城市空间互动的影响。同时技术溢出效应受到空间距离约束［１８］ 。而数字经济使用更高流动性的数据推动我国开放性创新网络的构建， 扩大了知识与技术的溢出范围［１７］ 。因此， 数字经济发展水平影响着城市获得空间知识与技术溢出的大小， 对于把握绿色创新机遇至关重要； （２） 不同城市之间存在绿色创新的良性竞争关系。随着环境效益对于政府官员绩效考核的重要性显着增加， 提升绿色创新能力成为我国地方政府的发展目标之一。因此， 各地方政府制定优惠政策以吸引科研人才、引进节能环保产业。对于数字经济发达城市而言， 虽然有完善的基础设施优势， 但也存在人口众多、交通拥挤以及住房成本高的问题， 因而与数字经济欠发达地区相比不一定更有吸引力。总之， 本文认为存在以下两种可能：（１） 数字经济较为落后的城市能够以低成本学习和模仿发达城市的技术与知识， 降低了以高昂成本进行自主创新的风险和难度， 同时在吸引人才与产业中更具有优势， 进而可能获得更大绿色创新空间溢出； （２） 数字经济较为发达的城市依靠强大的数据吸收和处理能力， 具备更高的知识吸收能力， 同时在良性竞争中取得优势地位， 因此赢得更大的绿色创新空间溢出。基于此， 本文提出如下假说：
Ｈ２ａ：数字经济比较落后的城市获得更大的绿色创新空间溢出。
Ｈ２ｂ：数字经济比较发达的城市获得更大的绿色创新空间溢出。
３研究设计
３.１模型构建
３.２变量说明与数据来源
３.２.１绿色创新
从现有文献来看，使用绿色专利申请数量来度量绿色创新得到了广泛的应用［２，４，２２］ 。相比于绿色专利授权量， 绿色专利申请量更具有及时性、稳定性。同时， 专利申请是各主体创新成果的证明，该项新技术往往在专利申请时就已经应用于生产、生活中， 对社会产生影响。因此， 本文借鉴吕德胜等［１１］ 的做法， 以每万人绿色专利申请数量来衡量绿色创新水平。
３.２.２ 数字经济发展
数字经济作为一个综合性的经济概念， 现有文献在度量数字经济发展时主要参考赵涛等［２３］ 的做法， 构建一个综合性的指标来刻画地区的数字经济发展程度。具体而言， 利用熵值法对以下５个二级指标进行测算： 每百人互联网用户数、信息传输和软件业就业人员占比、人均电信业务量、每百人移动电话用户数和数字普惠金融指数［２４］ 。
３.２.３ 控制变量
根据董直庆和王辉［２５］ 的研究， 本文选取如下控制变量： （１） 经济发展规模， 采用ＧＤＰ水平进行衡量， 并以对数形式回归； （２） 环境规制强度，借鉴张建鹏和陈诗一［２６］ 的做法， 采用“环境保护”相关的词频数表征， 并以对数形式进行实证分析；（３） 政府科技支出， 采用财政科学支出占ＧＤＰ比重表征； （４） 外商投资水平， 以实际利用外商投资占ＧＤＰ 的比重来衡量； （５） 产业结构， 使用第三产业与第二产业增加值比重进行度量； （６）人力资本水平， 以每万人在校大学生人数表征。
本文选取２０１１～２０２２年为样本期， 以我国２７０个城市为研究对象。绿色专利数据来源于国家知识产权局， 通过世界知识产权组织提供的绿色专利清单中ＩＰＣ代码进行识别得到。数字普惠金融指数来源于北京大学数字金融研究中心， 其他数据主要来源于《中国城市统计年鉴》， 各省（区、市）统计年鉴与公报。
３.３空间相关性及模型设定检验
本文采用Ｍｏｒａｎｓ Ｉ 指数判断数字经济发展与绿色创新的空间相关性， 发现Ｍｏｒａｎｓ Ｉ 指数均显着为正， 表明两者均有空间相关性。进一步， 本文使用了ＬＭ、ＬＲ 和Ｗａｌｄ 检验来判断ＳＤＭ 模型的设定是否合理， 结果显示应选择空间杜宾模型进行分析。此外， 通过Ｈａｕｓｍａｎ 检验结果可以判定拒绝了个体随机效应的原假设。因此， 本文选择个体固定效应的空间杜宾模型更为合适。限于篇幅， 相关检验结果未展示。
４实证结果分析
４.１回归结果
本文对面板模型进行回归， 初步检验数字经济发展对绿色创新的影响。进一步采用空间杜宾模型以考察两者的空间溢出效应， 结果如表１ 所示。可以发现， 列（１）、（２） 数字经济发展的估计系数均显着为正， 表明数字经济发展能够驱动城市绿色创新， 因此假说Ｈ１ａ得到验证。
上述回归结果采用点估计方法测算空间效应会产生估计偏差， 因此本文进一步采用偏微分的方法对空间杜宾模型进行分解， 结果如表２ 所示。数字经济发展对绿色创新的直接效应、间接效应均非常稳健， 表明数字经济发展不仅促进了本地绿色创新， 同时对邻近地区也产生正向影响。因此假说Ｈ１ｂ得到验证。
从控制变量的直接效应结果来看， 经济发展水平、政府科技支出、产业结构均对本地绿色创新具有显着的正向影响， 说明经济发展水平和科技支出提高、产业结构升级， 有利于激发创新主体从事绿色技术研发的积极性。而环境规制强度和外商直接投资均对本地绿色创新产生负向影响，原因可能在于环境政策实施增加了企业的“遵循成本”， 使得生产负担加重， 挤出绿色创新投入。外商直接投资的负向影响验证了“污染天堂” 假说成立。
４.２稳健性检验
为保证上述模型的合理性以及研究结论的可靠性， 本文开展了以下稳健性检验。（１） 更换数字经济发展的测度方式。本文采用主成分分析法对５ 个二级指标降维处理以构建数字经济发展指数；（２） 更换绿色创新的衡量方式。使用当年绿色专利申请数量占当年专利申请总量的比值进行表征；（３） 更换空间权重矩阵， 本文采用地理距离矩阵Ｗｄ 作为替代矩阵， 具体设定如上文所述； （４） 内生性处理。广义空间两阶段最小二乘法（ＧＳ２ＳＬＳ）在处理内生性问题上具有优势。参考赵涛等［２３］ 的做法， 使用上一期全国互联网人数与１９８４ 年城市每百人固定电话数的交互项作为数字经济发展的工具变量。表３ 为稳健性检验结果， 表明了研究结论的准确性。
４.３异质性分析
４.３.１ 环境规制强度异质性
区域之间环境政策的协同性、当地政策的合理性在一定程度上影响着环境规制对绿色技术进步的导向和效果［２５］ 。企业数字化转型能够创造更高的绿色创新绩效， 这种驱动效果因区域环境规制强度而有所差异［４］ 。因此， 可以预期到城市数字经济发展促进绿色创新的程度受到了当地环境政策执行力度的影响。本文以各城市样本期内的环境规制强度平均值为基础， 以中位数为界， 将样本城市按环境规制强度分为低、高两组， 结果如表４ 列（１）、（２） 所示。可知处于较低环境规制水平下， 数字经济推动绿色创新行为的作用更显着， 但不存在溢出效应。在高水平环境规制下，数字经济发展促进了邻近地区的绿色创新。这可能是因为严格的环境规制政策束缚企业运用数字技术以降低绿色创新成本、提高资源利用效率、打破传统创新的路径依赖， 不能最大程度地激励企业绿色创新。环境规制水平强的城市包括了大部分的省会城市、直辖市等中心城市， 数字经济的辐射效应强， 因此作用于邻近地区的绿色创新。
４.３.２知识产权保护异质性
知识产权保护依靠完善的法律法规为绿色创新注入了强大动力， 避免搭便车行为的出现， 为创新主体维护自身权益提供法律支撑， 有利于提高绿色创新积极性［２７］ 。可以合理预期到， 数字经济发展对绿色创新的正向影响会因为知识产权保护程度的不同而有所差异。借鉴沈国兵和黄铄珺［２８］的做法， 对知识产权保护程度进行测算。表４ 列（３）、（４） 的实证结果显示， 对于知识产权保护水平高的区域， 数字经济发展对绿色创新促进作用更强， 空间溢出效应也更大。上述结论验证了加强知识产权保护的必要性。
４.３.３区域异质性
鉴于不同区域的资源禀赋和发展阶段存在明显差异， 其数字经济发展水平和绿色创新能力也因此具有异质性特点。本文从东、中、西部的角度探讨了区位空间上的异质性， 区域划分参考李建军等［２９］ 的做法。结果如表５ 列（１） ～（３） 所示，东部地区数字经济提高了邻近城市的绿色创新水平， 但对本地区作用不明显。而中、西部数字技术发展均促进了自身的绿色创新， 同时西部数字经济具有正向的空间溢出效应。原因可能在于，东部地区创新资源禀赋占有优势， 不需要依靠数字经济发展来吸收周边资源， 财政支持等才是本地绿色创新的主要驱动力， 同时东部地区数字经济具有较强的辐射力， 因而存在显着的空间溢出。在中、西部地区， 信息、人才和资本等研发要素较少， 数字经济发展推动了区域创新资源流动， 因此数字经济的赋能作用明显。与此同时， 西部城市借助数字化建设红利积极开展协作创新， 从而促进了区域的绿色创新。综上所述， 假说Ｈ１ｃ成立。
４.３.４绿色专利类型异质性
绿色创新质量是实现高质量发展和“碳中和”目标的重要途经之一［２２］ 。上文已经验证， 数字经济发展能够促进绿色创新。为了进一步考察数字经济发展能否提升绿色创新质量和数量， 本文选取每万人的绿色发明专利和绿色实用新型专利申请量分别衡量绿色创新质量、数量。从表５ 列（４）、（５） 可以发现， 数字经济发展在提高本地绿色专利数量和质量的同时， 也推动了邻近城市绿色创新数量与质量的提升。这可能是因为数字技术发展能够加快信息和知识的传播速度， 打破不同区域交流障碍， 进而提高城市绿色创新的效率。在数字化时代， 企业可以从更广泛的时空范围内获取支撑绿色创新的资源， 驱动企业进行绿色生产以保持竞争优势。
由表７ 可见，列（１）、（２） 中绿色创新均具有正向的外溢作用， 这正是知识和技术正外部性的体现。列（２） 中Ｗｇｒｅｅｎｉｎｖ１、Ｗｇｒｅｅｎｉｎｖ２、Ｗｇｒｅｅｎ⁃ｉｎｖ３系数分别表示数字经济发展处于低水平、中等水平和高水平的城市获得绿色创新空间溢出的大小。比较来看， 在不同的数字经济发展水平下，城市获得的绿色创新空间溢出有所差异。当数字经济低于门限值１.７９时， 城市获得空间溢出大小为０.３７６；当数字经济超过第一门限值１.７９ 时，城市获得的空间溢出效应变大； 当数字经济超过第二门限值２.６４５时， 城市获得的绿色创新空间溢出最大。因此， 假说Ｈ２ｂ得到验证。这是因为，对于数字经济发达城市而言， 这些城市掌握先进数字技术， 具备强大的数据吸收和处理能力， 能够将知识转化为技术成果， 更容易掌握创新机遇；同时， 这些城市的优惠政策更能吸引人才、引入节能减排产业。因此， 数字经济发展处于高水平的城市赢得更大的绿色创新空间溢出。
６结论与建议
本文在厘清数字经济发展对本地、邻近城市绿色创新影响的基础上， 考察了其影响在不同政策环境、地理位置条件的空间异质性， 并进一步关注了非对称绿色创新空间溢出。基于城市数据的实证研究， 得出以下结论： （１） 数字经济发展对本地和邻近城市的绿色创新均具有显着的驱动作用； （２） 在低环境规制强度、高产权知识保护水平下以及我国中部地区， 数字经济对本地城市绿色创新具有显着的促进作用。在知识产权保护水平高的城市和我国东部地区， 数字经济对绿色创新的正向空间溢出效应更为明显。西部地区的绿色创新活动可以从本地和邻近地区数字经济发展中受益。数字经济发展提高了当地绿色专利的数量和质量， 同时也有利于邻近城市绿色创新的“增量提质”； （３） 数字经济发达的城市获得更大的绿色创新空间溢出， 因而具有非对称空间溢出特征。
基于上述结论， 本文提出以下建议：
（１） 推动数字经济健康发展， 发挥数字经济红利对绿色创新的驱动作用。①应打造数字经济核心产业以加快数字经济产业高质量发展； ②需推动数字经济与实体经济有效融合， 鼓励企业将数字技术融入绿色技术研发过程； ③应关注数字经济发展的不均衡问题。对我国中、西部地区，应加快数字基础设施建设， 引入先进数字技术，助力绿色技术发展。
（２） 优化知识产权保护与环境规制政策， 构建适配数字经济促进绿色创新的外部环境。绿色创新具有正外部性， 为激发各主体绿色技术研发的积极性， 政府应深入研究健全的知识产权审判规则， 加大侵权的惩罚及赔偿力度。对于环境规制强度高的城市， 政府应充分考虑环境规制可能引发抑制绿色创新的情况， 通过实施合理的环境规制压力、适度的环境规制激励以激活绿色创新动力。
（３） 构建绿色创新的地区协作机制， 共同推动生态文明建设。绿色创新存在正向的空间外溢性， 因此地方政府应认识到区域绿色技术攻克与研发对于各自绿色发展的关键作用。为此， 应该积极探索相互增信的合作模式， 建立区域创新共享网络， 通过共同规划和实施绿色创新相关方案实现互利共赢。另外， 应鼓励企业跨区域开展绿色创新合作， 搭建信息交流平台以优化城市之间的创新资源配置。
