制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚如何影響生態(tài)環(huán)境——基于綠色技術(shù)創(chuàng)新與外商直接投資的雙中介模型
發(fā)布時間:2021-10-15 04:13
以產(chǎn)業(yè)集聚外部性效應(yīng)為視角,利用2010-2016年天津市南港工業(yè)園、逸仙科學(xué)工業(yè)園、現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)園與微電子工業(yè)園4個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)面板數(shù)據(jù),實證分析產(chǎn)業(yè)集聚與生態(tài)環(huán)境的雙重效應(yīng)關(guān)系,揭示其內(nèi)在作用機制。結(jié)果表明:制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對生態(tài)環(huán)境存在正負兩種外部性效應(yīng),具體作用取決于綠色技術(shù)創(chuàng)新與外商直接投資兩個中介變量。當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平較低時,綠色技術(shù)創(chuàng)新在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對生態(tài)環(huán)境的影響關(guān)系中作用不明顯。外商直接投資在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與生態(tài)環(huán)境關(guān)系中起中介作用,即制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚會加大外商直接投資規(guī)模,對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生消極影響;當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平較高時,綠色技術(shù)創(chuàng)新在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系中起中介作用,即制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚提高了綠色技術(shù)創(chuàng)新水平,對生態(tài)環(huán)境具有積極影響。外商直接投資在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與生態(tài)環(huán)境關(guān)系中的作用不顯著。
【文章來源】:科技進步與對策. 2019,36(06)北大核心CSSCI
【文章頁數(shù)】:7 頁
【部分圖文】:
圖1研究模型
建設(shè)用地面積(km2)138.56133.5199.32108.43外商直接投資X14外商直接投資額(萬元)7432.017018.085614.476014.47綠色技術(shù)創(chuàng)新X15綠色科技創(chuàng)新項目數(shù)量451404300343注:文中具體解釋測度指標(biāo)采用4園區(qū)2016年各測度指標(biāo)原始數(shù)據(jù)3實證分析首先,考慮到自變量(產(chǎn)業(yè)集聚)為二分類變量,可通過定義虛擬變量進行處理。其次,中介變量與因變量均為二分類變量,根據(jù)圖2所示二分類變量中介模型,中介效應(yīng)可解釋為自變量(X)通過中介變量(M)取值為1的可能性進而影響因變量(Y)取值為1的可能性。圖2中介變量M與因變量Y同時為二分類變量的中介模型此時中介模型方程為:Y′=cX+ε1(1)M′=aX+ε2(2)Y″=bM+c′X+ε3(3)其中,c表示不考慮中介變量時,X對Y的效應(yīng);a表示X對M的效應(yīng);b表示控制X對Y的影響后,M對Y的效應(yīng);c′表示控制M對Y的影響后,X對Y的效應(yīng);ε1-ε3為各自所在回歸方程的殘差,Y′表示X單獨預(yù)測因變量Y時的潛在因變量,M′表示X單獨預(yù)測因變量M時的潛在因變量,Y″表示X和M同時預(yù)測因變量Y時的潛在因變量[35];诙诸愖兞恐薪槟P,采用系數(shù)乘積法[36],利用Sobel檢驗中介效應(yīng)顯著性,并在正態(tài)假設(shè)前提下,計算中介效應(yīng)置信區(qū)間。本研
3為各自所在回歸方程的殘差,Y′表示X單獨預(yù)測因變量Y時的潛在因變量,M′表示X單獨預(yù)測因變量M時的潛在因變量,Y″表示X和M同時預(yù)測因變量Y時的潛在因變量[35];诙诸愖兞恐薪槟P,采用系數(shù)乘積法[36],利用Sobel檢驗中介效應(yīng)顯著性,并在正態(tài)假設(shè)前提下,計算中介效應(yīng)置信區(qū)間。本研究假設(shè)模型為雙中介二分類變量模型,將模型分為兩個中介二分類變量驗證,分割后的模型如圖3、4所示。圖3假設(shè)子模型1圖4假設(shè)子模型23.1假設(shè)子模型1驗證過程首先根據(jù)區(qū)位熵系數(shù)公式,計算4個制造業(yè)園區(qū)產(chǎn)業(yè)聚集程度,計算公式為:LQ=Eij/EiEkj/Ek(4)其中,Eij指i地區(qū)產(chǎn)業(yè)j就業(yè)人數(shù)(產(chǎn)值、企業(yè)單位數(shù)等),Ei指i地區(qū)總就業(yè)人數(shù)(產(chǎn)值、企業(yè)單位數(shù)等),Ekj指k國家產(chǎn)業(yè)j總就業(yè)人數(shù),Ek指k國家產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)。本文以就業(yè)人數(shù)作為測度指標(biāo),4個產(chǎn)業(yè)園區(qū)·45·科技進步與對策2019年
【參考文獻】:
期刊論文
[1]新經(jīng)濟地理學(xué)框架下人口分布對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)——全球126個國家空間面板數(shù)據(jù)的證據(jù):1992—2012[J]. 曾永明,張利國. 經(jīng)濟地理. 2017(10)
[2]環(huán)境規(guī)制提高了中國城市環(huán)境質(zhì)量嗎?——基于“擬自然實驗”的證據(jù)[J]. 張志強. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究. 2017(03)
[3]城市蔓延、多中心集聚與生產(chǎn)率[J]. 魏守華,陳揚科,陸思樺. 中國工業(yè)經(jīng)濟. 2016(08)
[4]集聚與環(huán)境污染——基于中國287個地級市的經(jīng)驗分析[J]. 張可,豆建民. 金融研究. 2015(12)
[5]產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境污染的內(nèi)在聯(lián)系[J]. 原毅軍,謝榮輝. 科學(xué)學(xué)研究. 2015(09)
[6]綠色創(chuàng)新相關(guān)研究的梳理與展望[J]. 李旭. 研究與發(fā)展管理. 2015(02)
[7]FDI規(guī)模對我國環(huán)境污染的影響效應(yīng)研究——基于30個省級面板數(shù)據(jù)模型的實證檢驗[J]. 計志英,毛杰,賴小鋒. 世界經(jīng)濟研究. 2015(03)
[8]產(chǎn)業(yè)集聚、外商直接投資與環(huán)境污染[J]. 楊仁發(fā). 經(jīng)濟管理. 2015(02)
[9]財政政策、企業(yè)R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新能力——基于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的實證研究[J]. 李苗苗,肖洪鈞,傅吉新. 管理評論. 2014(08)
[10]市場化、工業(yè)集聚和環(huán)境污染的實證分析[J]. 李筱樂. 統(tǒng)計研究. 2014(08)
本文編號:3437402
【文章來源】:科技進步與對策. 2019,36(06)北大核心CSSCI
【文章頁數(shù)】:7 頁
【部分圖文】:
圖1研究模型
建設(shè)用地面積(km2)138.56133.5199.32108.43外商直接投資X14外商直接投資額(萬元)7432.017018.085614.476014.47綠色技術(shù)創(chuàng)新X15綠色科技創(chuàng)新項目數(shù)量451404300343注:文中具體解釋測度指標(biāo)采用4園區(qū)2016年各測度指標(biāo)原始數(shù)據(jù)3實證分析首先,考慮到自變量(產(chǎn)業(yè)集聚)為二分類變量,可通過定義虛擬變量進行處理。其次,中介變量與因變量均為二分類變量,根據(jù)圖2所示二分類變量中介模型,中介效應(yīng)可解釋為自變量(X)通過中介變量(M)取值為1的可能性進而影響因變量(Y)取值為1的可能性。圖2中介變量M與因變量Y同時為二分類變量的中介模型此時中介模型方程為:Y′=cX+ε1(1)M′=aX+ε2(2)Y″=bM+c′X+ε3(3)其中,c表示不考慮中介變量時,X對Y的效應(yīng);a表示X對M的效應(yīng);b表示控制X對Y的影響后,M對Y的效應(yīng);c′表示控制M對Y的影響后,X對Y的效應(yīng);ε1-ε3為各自所在回歸方程的殘差,Y′表示X單獨預(yù)測因變量Y時的潛在因變量,M′表示X單獨預(yù)測因變量M時的潛在因變量,Y″表示X和M同時預(yù)測因變量Y時的潛在因變量[35];诙诸愖兞恐薪槟P,采用系數(shù)乘積法[36],利用Sobel檢驗中介效應(yīng)顯著性,并在正態(tài)假設(shè)前提下,計算中介效應(yīng)置信區(qū)間。本研
3為各自所在回歸方程的殘差,Y′表示X單獨預(yù)測因變量Y時的潛在因變量,M′表示X單獨預(yù)測因變量M時的潛在因變量,Y″表示X和M同時預(yù)測因變量Y時的潛在因變量[35];诙诸愖兞恐薪槟P,采用系數(shù)乘積法[36],利用Sobel檢驗中介效應(yīng)顯著性,并在正態(tài)假設(shè)前提下,計算中介效應(yīng)置信區(qū)間。本研究假設(shè)模型為雙中介二分類變量模型,將模型分為兩個中介二分類變量驗證,分割后的模型如圖3、4所示。圖3假設(shè)子模型1圖4假設(shè)子模型23.1假設(shè)子模型1驗證過程首先根據(jù)區(qū)位熵系數(shù)公式,計算4個制造業(yè)園區(qū)產(chǎn)業(yè)聚集程度,計算公式為:LQ=Eij/EiEkj/Ek(4)其中,Eij指i地區(qū)產(chǎn)業(yè)j就業(yè)人數(shù)(產(chǎn)值、企業(yè)單位數(shù)等),Ei指i地區(qū)總就業(yè)人數(shù)(產(chǎn)值、企業(yè)單位數(shù)等),Ekj指k國家產(chǎn)業(yè)j總就業(yè)人數(shù),Ek指k國家產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)。本文以就業(yè)人數(shù)作為測度指標(biāo),4個產(chǎn)業(yè)園區(qū)·45·科技進步與對策2019年
【參考文獻】:
期刊論文
[1]新經(jīng)濟地理學(xué)框架下人口分布對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)——全球126個國家空間面板數(shù)據(jù)的證據(jù):1992—2012[J]. 曾永明,張利國. 經(jīng)濟地理. 2017(10)
[2]環(huán)境規(guī)制提高了中國城市環(huán)境質(zhì)量嗎?——基于“擬自然實驗”的證據(jù)[J]. 張志強. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究. 2017(03)
[3]城市蔓延、多中心集聚與生產(chǎn)率[J]. 魏守華,陳揚科,陸思樺. 中國工業(yè)經(jīng)濟. 2016(08)
[4]集聚與環(huán)境污染——基于中國287個地級市的經(jīng)驗分析[J]. 張可,豆建民. 金融研究. 2015(12)
[5]產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境污染的內(nèi)在聯(lián)系[J]. 原毅軍,謝榮輝. 科學(xué)學(xué)研究. 2015(09)
[6]綠色創(chuàng)新相關(guān)研究的梳理與展望[J]. 李旭. 研究與發(fā)展管理. 2015(02)
[7]FDI規(guī)模對我國環(huán)境污染的影響效應(yīng)研究——基于30個省級面板數(shù)據(jù)模型的實證檢驗[J]. 計志英,毛杰,賴小鋒. 世界經(jīng)濟研究. 2015(03)
[8]產(chǎn)業(yè)集聚、外商直接投資與環(huán)境污染[J]. 楊仁發(fā). 經(jīng)濟管理. 2015(02)
[9]財政政策、企業(yè)R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新能力——基于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的實證研究[J]. 李苗苗,肖洪鈞,傅吉新. 管理評論. 2014(08)
[10]市場化、工業(yè)集聚和環(huán)境污染的實證分析[J]. 李筱樂. 統(tǒng)計研究. 2014(08)
本文編號:3437402
本文鏈接:http://sikaile.net/jingjilunwen/chanyejingjilunwen/3437402.html
最近更新
教材專著