環境規制對綠色技術創新的影響

摘 要：本文采用2004—2016年黃河流域9省份101個城市的平衡面板數據，構建基于最優權重矩陣的空間杜賓模型，分析了環境規制對綠色技術創新的影響，并選取距地面10米風速作為工具變量進行穩健性檢驗，以緩解測度誤差導致的內生性問題。研究結果表明：黃河流域城市環境規制對本地綠色技術創新有顯著促進作用，環境規制強度每變動一個標準差，將引致綠色技術創新水平相對于均值變動約為20%;黃河流域城市綠色技術創新存在鄰地效應，即本地綠色技術創新會在城市間正向溢出;地方財政科學事業費支出在環境規制與綠色技術創新之間起正向調節作用，能夠有效彌補創新外部性，保證綠色專利供給。

關鍵詞：環境規制;綠色技術創新;黃河流域城市;空間杜賓模型

一、問題的提出

改革開放40年中國國內生產總值按不變價計算增長33.5倍，年均增長率實現9.5%，2019年國內生產總值高達990 865億元。在經濟迅速發展的同時，生態環境問題逐步顯現，《中國生態環境狀況公報》顯示，2018年全國地級市空氣質量達標率僅為35.8%，全國土壤侵蝕總面積為294.9萬平方千米。隨著中國發展進入新常態，生態效益成為衡量發展質量的重要因素，黨的十八屆五中全會指出，必須堅持節約資源和保護環境的基本國策，提出了“創新、協調、綠色、開放、共享”五大發展理念，在發展中提高環境規制強度成為必然趨勢。中國是世界上最大的發展中國家，區域差異較大，城市化和工業化進程仍未徹底完成，環境規制與發展必須進行權衡，而波特認為合理的環境規制會形成創新補償，而技術創新將提高社會生產效率，進而實現更高質量的發展，因而探索環境規制與綠色技術創新的關系具有深刻的現實意義。

Braun和Wield[1]最早提出，綠色技術指減少環境污染、減少能源及原材料消耗的工藝或產品。為促進綠色技術發展而開展的有價值的創造性活動可稱之為綠色技術創新。與傳統技術創新相比，綠色技術創新具有無污染、低能耗、可循環和清潔化的限制性條件[2]。然而，由于綠色技術創新的雙重外部性問題和路徑依賴效應，如果缺乏政策干預，私人部門對于綠色技術創新會出現投資不足[3]。雙重外部性包括以下兩點：一是指知識溢出的外部性，綠色技術創新的溢出效應存在正外部性，企業高研發投入的創新收益也會使得其他企業受益，進一步降低企業創新積極性;二是指環境保護的外部性，由于環境污染治理產生的社會收益大于私人收益，私人部門缺乏承擔綠色技術創新成本的動力。此外，技術創新的方向可能存在路徑依賴，清潔技術存量會促進清潔技術創新活動，污染技術存量的效果也是如此[4]。因此，綠色技術創新很難通過市場自發形成，而環境規制成為彌補環境問題市場失靈的重要措施，對綠色技術創新起著重要作用。

環境規制對綠色技術創新的作用存在遵循成本效應和波特假說的分歧。新古典經濟學認為，環境規制引發企業增加污染治理投資，導致企業的生產成本增加，擠占企業的生產性投資和創新研發投資，降低企業競爭力，這會對綠色技術創新產生不利影響[5]。修正學派則認為，適當的環境規制可以促使企業進行更多的創新活動，企業的生產力和盈利能力會得到提高，將抵消由環境規制帶來的成本[6]。面對政府的環境規制，為追求利益最大化和長期成本的降低，企業會增加研發投資，進而提高生產技術，并且可以通過綠色技術創新來減少污染物的排放。

目前國內學者們多從實證層面檢驗環境規制對綠色技術創新的影響，驗證波特假說的存在性，并主要形成了以下幾種觀點：一是環境規制促進綠色技術創新。環境規制政策激勵企業為降低長期污染控制成本進行綠色技術開發[7]，通過申請專利鞏固甚至擴大市場份額，從而給企業帶來巨大的創新收益。張旭和王宇[8]通過構建系統動力學模型進行實證研究，認為環境規制對綠色技術創新有正向影響。二是環境規制抑制綠色技術創新。環境規制增加企業生產成本，縮減企業利潤，降低企業綠色技術創新的動力和資金投入，對綠色技術創新產生擠出效應。伍格致和游達明[9]基于省級數據的研究表明，環境規制在全國層面抑制技術創新，“弱”波特假說并不成立，“強”波特假說也不成立。三是環境規制與綠色技術創新之間存在非線性關系。隨著時間從短期到長期和環境規制強度由弱變強，環境規制對綠色技術創新的影響將由抵消效應轉變為創新補償效應。蔣伏心等[10]與張娟等[11]分別基于行業面板數據和省際面板數據的研究發現，環境規制與企業技術創新之間呈現先下降后提升的U型動態特征。鄺嫦娥和路江林[12]通過建立面板門檻模型研究發現，環境規制對綠色技術創新的影響呈現顯著的V型門檻特征。四是環境規制對綠色技術創新的影響存在不確定性。由于環境規制的類型和綠色技術創新的類型不同，環境規制對綠色技術創新的影響存在異質性。郭進[13]的研究表明，收繳排污費和環境保護支出能有效促進綠色技術創新，而頒布地方性法規規章對綠色技術創新無顯著影響。彭星和李斌[14]的研究表明，命令控制型環境規制的非線性影響效應不存在，而經濟激勵型環境規制和自愿意識型環境規制的增強均有利于提升綠色技術創新水平。王鋒正和姜濤[15]選取資源型產業的面板數據進行研究，得出環境規制對綠色產品創新的影響不顯著，但對綠色工藝創新有顯著正向影響的結論。

由于環境規制競爭、空間集聚以及環境污染的擴散可能造成空間相關性和異質性[16]，而在開放經濟環境下，不同地區可以通過交流實現創新合作與資源共享[17]，各地區綠色技術創新的空間依賴性不斷增強?；诳臻g不相關及均質性的傳統計量分析可能會導致分析區域問題時出現偏誤，造成結果的不穩定性，因而學者們開始納入空間因素考察環境規制與綠色技術創新之間的關系。從環境規制的空間溢出效應而言，有研究發現其替代作用超過其補償作用，相鄰地區環境規制的增強對技術創新投入存在不利影響[18]。根據污染避難所效應，環境規制會導致污染產業的跨區域轉移。在短期污染產業的轉移會由于收入效應激勵承接地增加綠色技術創新投入，但長期會對承接地綠色技術創新產生抑制作用[19]。從綠色技術創新的空間溢出效應而言，鄰近地區的綠色技術創新和影響綠色技術創新的誤差沖擊會對本地綠色技術創新產生影響。鄧峰和宛群超[20]、劉偉和薛景[21]利用空間滯后模型（SLM）證實技術創新具有顯著的空間溢出效應，但環境規制強度對技術創新影響的結論并不一致。

在已有研究基礎上，本文將在以下方面進行創新：一是以黃河流域101個城市的樣本進行檢驗，黃河流域在中國經濟社會發展和生態安全方面具有十分重要的地位，選取黃河流域進行研究具有較強的代表性。二是通過對多個空間權重矩陣進行檢驗比較選擇合適的空間權重矩陣，運用空間杜賓模型研究環境規制對綠色技術創新影響的空間溢出效應，以認識空間視角下環境規制強度對綠色技術創新的作用機制。三是運用工具變量解決內生性偏誤，揭示環境規制對綠色技術創新的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）環境規制與綠色技術創新

雖然環境規制對綠色技術創新的影響存在極大的分歧，但多數研究認為二者之間存在正相關關系，無論是新古典理論還是修正理論，都從各自角度進行了相應的論證。新古典理論的重要結論源自Hicks[22]的引致創新假說，該理論以完全競爭要素市場假設為起點，刻畫了環境政策與理性企業技術創新的關系，即生產要素的相對價格為生產者提供了創新所需的信號，并激勵生產者通過技術創新節約某種相對昂貴的投入要素。實證分析中，對于引致創新的檢驗更多地關注技術創新與影子價格的關系，由于環境投入品的影子價格無法測度，因而通常使用環境規制特征和污染治理支出等作為影子價格的代理變量。Berman和Bui[23]發現，隨著時間的推移，污染治理支出與研發支出之間存在顯著正相關關系，在空氣污染的環境規制下，工業生產的能源成本快速上升，但生產率增長較快。

修正理論放松了新古典理論中理性企業的假設，認為企業追求的是滿意的決策而非最優的行動。只要企業處于盈利狀態，就不會投入要素搜尋可能的盈利空間，而環境規制提供了來自宏觀層面的外生沖擊，這種強加的約束可能會促使企業重新思考戰略決策，發現實際上對企業更有利的經營方式。波特假說的存在性是現有研究重點關注的，相對于引致創新的經驗分析，對波特假說的檢驗添加了更多的動態視角，并得出了大量的異質結論。涂正革和諶仁俊[24]認為，無論是實際層面還是潛在層面，環境規制都可能因為執行偏差無法獲得理想的效果。但更多經驗研究表明[20-25]，設計合理且激勵得當的環境規制能夠帶來綠色技術進步。

雖然新古典理論與修正理論的研究范式存在一定的差異，但無論是最優化分析還是演化范式，都提出了環境規制與綠色技術創新之間存在正向影響的理論解釋，基于此，筆者提出如下假設：

H1：環境規制與本地綠色技術創新顯著正相關。

（二）綠色技術創新的空間溢出效應

根據熊彼特的創新觀點，一次成功的創新活動至少包含三個階段，第一階段是科學或技術上新產品或新生產方式的首次應用，稱為發明。當新產品或新工藝被商業化時，可以視為第二階段，即創新，發明可能成為專利，但多數情況下，發明很難過渡到創新。第三個階段是擴散，該階段中通過企業或個人的應用，一項成功的創新將被廣泛地使用。熊彼特的現代創新理論為技術外溢提供了良好的理論基礎。在微觀層面，技術創新的擴散通常由S型曲線或傳染病模型刻畫，Logistic曲線是對技術擴散的良好近似。但在宏觀層面，環境規制引致的綠色創新技術可能是由于空間鄰近或經濟特征的近似性向鄰近地區傳播，林春艷等[25]也從實證角度證明了環境規制與綠色技術進步“本地—鄰地”效應的存在性?；诖耍P者提出如下假設：

H2：環境規制引致的綠色技術創新存在空間溢出效應。

（三）環境規制影響綠色技術創新的實現路徑

環境規制對綠色技術創新的影響路徑可以分為兩條：第一條路徑關注環境規制帶來的遵循成本，即實施環境規制必然導致治理成本提高，擠占其他要素投入的數量。Gray和Shadbegian[26]發現，美國的法律規制導致治理污染投資幾乎完全擠占了紙漿和造紙業的生產性投資，童健等[27]在行業層面研究了環境規制對技術創新和工業轉型的影響，發現環境規制可能通過扭曲要素投入影響工業轉型，二者存在J型曲線關系。第二條路徑關注以環境規制為代表的外生沖擊對綠色技術創新供求的影響。此類研究表明，一方面，政府既能夠通過稅收激勵和直接補貼等降低綠色技術創新的不確定性，也能夠通過財政支出影響技術市場;另一方面，可以通過建立專利制度、雇傭關系、反托拉斯或其他競爭政策的制度環境來影響公司在多大程度上成功地把研究經費用于自己的研究。根據蔣伏心等[10]，外商直接投資、企業規模、人力資本和企業收益都是環境規制影響技術創新的中介變量。

本文對現實路徑的討論很大程度上依賴雙重外部性的環境經濟理論，該理論認為環境規制在多數情況下能夠實現污染外部性的內部化，而對于創新活動的外部性，一般的環境規制則無能為力。企業為應對環境規制而實施的創新活動本質上也是一種最大化行為，但創新本身是一種期望回報波動很大的活動，并且創新的結果是無形的，不具備相應的抵押品特征。不確定性較大與非抵押品屬性相結合，將使得創新活動的社會效益無法得到彌補。此時即使存在環境規制，經濟主體往往也不愿意參與創新活動。為彌補這種外部性，政府應當使用公共部門研發或創新補貼的形式，消除創新活動的外部性，使得綠色技術創新以正常水平參與市場供給[28]。基于此，筆者提出如下假設：

H3：地方財政科學事業費支出在環境規制與綠色技術創新之間起正向調節作用。

三、研究設計

（一）變量選取與數據說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量為綠色技術創新水平（GTP），具體采用綠色專利數量衡量。現有的統計數據中，綠色專利數量包括授權量和申請量兩類統計數據，雖然林春艷等[25]傾向于采用綠色專利授權總量作為綠色技術創新的代理變量，但考慮到環境規制能夠激勵大規模的專利研發行為，因而本文采用綠色專利申請總量而非綠色專利授權總量來衡量綠色技術創新水平。綠色專利申請總量能夠提供更多關于引致創新的實際信息，如果采用綠色專利授權總量，可能低估環境規制的實際效果。

2.解釋變量

本文解釋變量為環境規制強度（ERS），具體采用各項環境特征的綜合指標衡量?，F有研究中，環境規制強度的衡量方法很多：一類是以環境治理投資完成額為基礎進行衡量，由于城市層面的數據中環境治理投資缺失較為嚴重，因而無法使用這一方式;另一類是使用信訪與監督數量進行衡量，主要應用集中于省級層面，也與現有數據結構不符。根據張成等[29]針對環境規制強度的綜述，基于污染排放量測度的環境規制強度是最能夠緩解衡量偏誤的六種測度方式之一。因此，本文使用熵值法對樣本城市內各項環境污染物進行加權，構造環境規制強度的綜合指標，使用的指標包括工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量、工業煙塵排放量、工業固體廢棄物綜合利用率和生活垃圾無害化處理率，前三項是負向指標，后兩項是正向指標。一是對數據進行正向化和標準化處理：[Eij-min（Ej）]/[max（Ej）-min（Ej）]。二是計算指標j下，數據i的比重和指標j的熵值，其中熵值由指標權重pij和樣本量n共同決定，其表達式為ei=-k∑nj=1pijlnpij，其中k=1/lnn，pij=E*ij/∑niE*ij。三是確定指標權重wi=（1-ei）/∑5i=1（1-ei），并加權為環境規制強度ERSj=∑5i=1wipij。

3.調節變量

借鑒陳曉等[28]，引入地方財政科學事業費支出（FRD），衡量環境規制中存在的政府研發支持。

4.控制變量

為盡可能避免遺漏變量導致的內生性問題，借鑒董直慶和王輝[19]，引入如下控制變量：經濟發展水平（GDP）采用當期生產總值衡量;經濟結構（IS）采用第三產業占比衡量;金融規模（FIN）采用年末金融機構各項貸款余額衡量;工業水平（TVI）采用限額以上工業總產值衡量;資本投入（FA）采用固定資產投資總額衡量;生活支出（CON）采用社會消費品零售總額衡量;人口規模（POP）采用年末總人口衡量;人力資本水平（EDU）采用第三產業從業人員占比衡量。

本文選取2004—2016年黃河流域9個省份101個城市的平衡面板數據進行研究。被解釋變量通過世界知識產權組織（WIPO）發布的綠色專利清單確定綠色專利代碼，并通過國家專利產權局檢索獲取各城市綠色專利申請總量。其余變量數據來自國泰安數據庫和《中國城市統計年鑒》，部分年份數據缺失，使用平均增長法補齊，并在1%和99%分位數上進行縮尾處理，以克服離群值的影響。

（二）模型構建

為了研究環境規制對綠色技術創新的影響，本文構建計量模型如下：

為了進一步研究綠色技術創新的空間溢出效應，在基準模型中加入各變量的空間滯后項，構建一般空間面板計量模型如下：

在實證分析中，通過對各參數施加不同的約束，即可得到不同的空間計量方程，也可以通過選擇不同類型的空間權重矩陣改變方程的設定，具體使用何種模型和矩陣進行參數估計，需要進行相應的檢驗。

其中，i和t分別表示城市和年份;ρ表示反映相鄰地區綠色技術創新相互影響程度的參數;W表示基于單位對角矩陣構建的空間權重矩陣;WGTPit表示綠色技術創新水平的空間滯后項;WERSit表示環境規制強度的空間滯后項;WFRDit表示地方財政科學事業費支出的空間滯后項;ERSit×FRDit表示環境規制強度與地方財政科學事業費支出的交互項;WERSit×FRDit為交互項的空間滯后項，當交互項的系數顯著為正時，說明財政科學支出有正向調節作用;X表示控制變量向量;WXδ表示控制變量向量的空間滯后項;u和γ分別表示個體固定效應和時間固定效應;ε表示隨機擾動項。

為避免出現由單位根過程導致的偽回歸問題，對各項指標進行單位根檢驗。目前并無統一的檢驗方法，本文借鑒宋維佳和杜泓鈺[30]，分別使用LLC、Fisher-PP和Fisher-ADF三種方法進行單位根檢驗，如果兩個以上的檢驗結果拒絕了原假設（數據存在單位根過程），則說明各項指標是平穩的。結果顯示，各項指標在各類檢驗中均顯著地拒絕了存在單位根的原假設，數據是平穩的。

（三）空間權重矩陣與空間計量模型遴選

1.空間權重矩陣遴選

空間權重矩陣的選擇直接決定了空間模型設定的合理性，現有研究中關于空間權重矩陣的選擇方法主要分為三類：第一類是以空間鄰近關系為基礎的權重矩陣，包括空間Queen鄰近、空間Rook鄰近和空間k階鄰近矩陣。第二類是以經緯度距離為基礎的空間距離矩陣，包括一般距離矩陣、反距離矩陣和反距離平方矩陣。第三類是將經濟數據與經緯度相結合，反映樣本間的經濟距離。上述幾種方法并未提供空間權重矩陣設定合理性的標準，本文以結構匹配性和有效相關性為原則，根據均值匹配的行列數量、空間權重矩陣和研究對象的相關系數大小，選擇相對合理的空間權重矩陣。

應用上述方法，根據一般經驗設定六個待檢驗的空間權重矩陣。W1表示空間Rook鄰近矩陣，W2表示空間k階鄰近矩陣，W3表示空間距離矩陣，W4表示基于GDP的空間經濟距離矩陣。此外，綠色技術創新還可能與第三產業占比、城市研發人員參與數有關，因而設定W5和W6分別表示基于第三產業占比的空間經濟距離矩陣和空間技術距離矩陣。根據六種空間權重矩陣對應的相關系數、t值和臨界值，通過相關系數的大小和顯著性遴選相對合理的權重矩陣。結果顯示，六類空間權重矩陣的相關系數均在1%的水平下顯著，其中空間技術距離矩陣（W6）的相關系數最高，約為0.159?？臻gk階鄰近矩陣和基于GDP的空間經濟距離矩陣的相關系數略低于空間技術距離矩陣，分別達到0.143和0.141。因此，本文同時使用上述三種矩陣進行回歸，以初步保證結果的穩健性。

2.空間計量模型遴選

常用的空間面板計量模型主要包括空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），在進行假設檢驗以前，首先基于模型估計的對數似然值，使用LR統計量中偏離χ2分布臨界值的程度進行模型選擇。非空間模型、空間自回歸模型、空間誤差模型和空間杜賓模型的對數似然值分別為-1 188.583、-1 178.324、-1 151.219和-1 037.299。根據四個模型的對數似然值分別構建LR統計量，即可遴選出最優模型。

首先，在非空間模型、空間自回歸模型和空間誤差模型間進行選擇。與后兩種模型相比，只需施加空間項約束，即可得到非空間模型。兩類LR統計量分別為LRFE→SAR=74.728，LRFE→SEM=20.518，排除非空間模型，并且根據LR統計量的偏離程度，空間自回歸模型是更好的選擇。其次，針對空間自回歸模型和空間杜賓模型進行遴選，二者的差異在前者對后者的9項解釋變量空間滯后項施加了約束。兩類模型的檢驗統計量為LRSAR→SDM=227.840，最終選擇空間杜賓模型作為檢驗假設的最優模型。

四、回歸結果與分析

（一）基本回歸結果與分析

本文使用三類相關性最高的空間權重矩陣和空間杜賓模型檢驗黃河流域環境規制對綠色技術創新的影響，回歸結果如表2所示。

從表2可以看出，環境規制強度對綠色技術創新水平有顯著正向影響。在三個模型中，環境規制強度的回歸系數分別為3.537、3.352和3.469，且均在1%的水平下顯著，表示環境規制強度每變動一個標準差，將引致綠色技術創新水平相對于均值變動22.7%、21.5%和22.3%。雖然從變動幅度上看，環境規制的邊際效應遠大于預期效果，但由于環境規制是一個系統性工作，環境規制強度的測度也是一類指標的加權平均，因而一單位環境規制強度變化所需的投入規模必然處于較高水平，由此引致大量的綠色技術創新也較為合理，H1得到驗證。

空間自相關系數ρ在三個模型中均為正，且在1%的水平下顯著。環境規制下，綠色技術創新存在空間外溢效應，H2得到驗證。綠色技術創新在城市間溢出的原因可能是：一是綠色技術創新存在網絡外部性，當越來越多的城市使用同類技術時，會通過“干中學”降低技術成本。二是綠色技術創新存在路徑依賴，一般的綠色技術創新會極快地擴散至周邊地區，引發大量的相似技術。

在傳導機制方面，環境規制強度與地方財政科學事業費支出的交互項在三個模型中均顯著為正，H3得到驗證，可見地方財政科學事業費支出在環境規制與綠色技術創新之間起正向調節效應。

經濟結構和人口規模對綠色技術創新水平有顯著負向影響，其原因可能在于第三產業和人口因素受環境規制的沖擊較小，無法促進綠色技術的創新行為。金融規模和人力資本水平對綠色技術創新水平有顯著正向影響，因為金融貸款規模和高素質人才能夠緩解融資約束，彌補人才空缺，為技術研發提供有利條件。

綜上所述，在不同空間權重矩陣下各變量的回歸系數總體穩健，解釋變量和空間自相關系數的估計結果和顯著性未發生明顯變化，且經濟含義相對穩定。雖然部分控制變量及變量空間滯后項的回歸系數不顯著，但并不影響本文的主要結論。

因為空間杜賓模型中包含了被解釋變量的空間滯后項，所以解釋變量空間滯后項的估計不能直接表示“本地—鄰地”效應，必須通過偏微分法測算解釋變量的直接效應、間接效應和總效應，效應分解結果如表3所示。

從表3可以看出，直接效應的分解結果與表2基本相同，環境規制強度的直接效應均在1%的水平下顯著，進一步驗證了H1。值得關注的是，間接效應中環境規制在空間k階鄰近矩陣的估計中顯著為負，這說明在黃河流域城市的鄰近關系中，特定地區的環境規制可能會擠出污染主體，而周圍城市對污染產業的承接可能對導致其自身偏離綠色技術創新的方向，抑制綠色技術創新。

（二）穩健性檢驗

就內生性的存在性而言，模型中已經控制了多數關鍵解釋變量，也不存在非時變因素和時間趨勢項的遺漏。此外，環境規制強度和綠色技術創新水平也不存在明顯的雙向關系，因而聯立方程偏誤也可能不存在。但由于環境規制強度的刻畫方式是綜合測度，其加權過程可能導致測度誤差，低估環境規制對綠色技術創新的邊際影響。從偏誤方向上看，這一問題基本不會影響總體結論，一方面，測度誤差導致的衰減偏誤往往可以視為參數估計的下界;另一方面，可以使用工具變量解決內生性問題。

有關環境規制的研究中使用較為廣泛的工具變量包括：距地面10米高空的風速、空氣流通系數和大氣降水量[31-32]，大量研究表明了此類自然因素作為工具變量在外生性假定方面的合理性。目前內生性問題在空間計量模型中的應用僅僅局限于截面數據，雖然部分文獻在實證分析中使用了分階段回歸的方式，即先將環境規制強度對工具變量做回歸，再使用環境規制強度的擬合值進行空間面板回歸。但此做法可能將第一階段回歸的偏誤引入第二階段回歸，也無法對標準誤進行校正。綜上所述，本文使用距地面10米高空的風速（與環境規制強度的相關系數為-0.093，在1%的水平下顯著異于0）作為工具變量，進行分年度截面回歸，使用G2SLS方法估計參數，這樣做的優勢在于不會將第一階段偏誤引入第二階段回歸，還可以間接考察解釋變量的動態效果，其劣勢在于無法獲得空間自相關系數的估計。G2SLS估計結果顯示，限于篇幅，穩健性檢驗結果未在正文列出，留存備索。工具變量與環境規制強度顯著負相關，風速越高，區域內污染物的橫向擴散能力越強，該區域受到的環境規制強度越小。二階段截面回歸中，除2007年外，其余三年環境規制強度對綠色技術創新水平存在顯著促進作用，并且2016年回歸系數的顯著性明顯增大，說明工具變量較好地緩解了衰減偏誤。交互項的回歸系數在后兩年的估計中顯著，說明地方財政科學事業費支出的調節效果存在動態效應。

五、研究結論與政策建議

本文采用2004—2016年黃河流域9省份101個城市的平衡面板數據，構建基于最優權重矩陣的空間杜賓模型，分析了環境規制對綠色技術創新的影響，研究結果表明：黃河流域城市環境規制對本地綠色技術創新有顯著促進作用，環境規制強度每單位標準差的變動引發的綠色技術創新水平變動幅度約為20%;黃河流域城市綠色技術創新存在鄰地效應，即本地綠色技術創新會在城市間正向溢出;地方財政科學事業費支出在環境規制與綠色技術創新之間起正向調節作用，能夠有效彌補創新外部性，保證綠色專利供給。

基于上述研究結論，筆者結合黃河流域城市發展特征提出以下政策建議：

首先，合理提高環境規制強度。黃河流域礦產資源豐富但生態環境脆弱，要發揮政府職能，提高環境規制強度：一方面，推動高污染企業逐步減少污染物排放，提高污染物處理水平;另一方面，通過逐步提高污染治理成本，倒逼企業進行綠色技術創新。與此同時，提高環境規制強度必須要在合理的范圍內循序漸進地推進，要充分考慮地區發展階段和發展特征，避免環境規制強度過高和過低的不良影響;充分發揮生態補償機制的調控作用，建立環境規制的動態機制，引導資源向創新能力較強、生產效率較高的區域集聚，建立環境規制交易平臺和排放權交易制度，加快綠色技術創新。

其次，采取靈活的環境規制措施。黃河流域不同城市發展差異明顯，因而環境規制措施要保持靈活性，在政策制定時不能“一刀切”。政策制定部門必須深入企業，做好基礎信息的調研工作，在實施過程中建立政策效果反饋機制;環境規制措施的制定要做到因地制宜、分類施策，針對不同地區、不同產業要制定不同的環境規制措施，尤其是針對中小企業、污染物單獨處理難度大的產業可以實施政府統一處理、企業繳納相應費用的方式;環境規制措施制定時要充分考慮產業鏈的傳導作用，構建環境規制體系，通過對產業鏈關鍵環節施加影響，從而實現產業鏈創新能力發展的聯動;逐步增加環境規制中的激勵型措施，通過稅收返還和研發經費專項補貼等方式引導企業正確對待環境規制，提高研發水平和創新能力。

再次，環境規制要統籌協調，發揮重點城市帶動作用。黃河流域城市環境規制對綠色技術創新的影響中具有顯著的空間溢出效應，因而制定環境規制措施要統籌規劃，完善不同地級市的協同治理機制，構建跨省城市環境規制交流平臺，聯防聯控，在資金和技術等生產要素方面加強協同，避免資源消耗，提高治理效率;逐步減少行政命令類的干預手段，充分發揮市場的配置作用、社會的監督作用和產業鏈的聯動作用，統籌協調打破行政區域壁壘，構建跨區域，政府、社會組織和企業多方參與的環境協調治理體系;突出黃河的紐帶作用，建立跨區域的橫向生態補償制度，充分利用黃河流域不同地區的技術優勢，協同創新，充分發揮綠色技術創新水平較高城市的空間擴散作用，綠色技術創新水平較高城市要加強對水平較低城市的幫扶力度，傳授環境規制措施制定和綠色技術創新水平提升的相關經驗，實現區域綠色技術創新水平的整體提升。

最后，持續增加地方財政科學事業費支出，提高資金使用效率。地方財政科學事業費支出能夠顯著提高環境規制對綠色技術創新正向影響。由于科技投入成效具有一定的滯后性，因而要持續增加地方科技投入，引導綠色技術創新趨勢，加快綠色農業技術、新能源技術和綠色生產技術研發進程，積極引進相關人才，為企業綠色技術創新提供智力支撐;提高資金使用效率，制定經費投入計劃，對重點研究方向和高端人才進行點對點經費支持，充分發揮高校和科研院所的科研優勢，推動校企合作，打通投入、創新、轉化的壁壘;降低企業綠色技術研發成本，不同城市要契合發展特征出臺相應政策對綠色技術創新實施財政補貼、銀行無息貸款和稅費減免等優惠政策，加強對技術專利的保護力度，鼓勵合理技術交流，嚴厲打擊侵權行為，提高技術創新效益;發揮空間溢出效應，加強鄰近區域技術交流，形成某類技術創新高地，提升綠色技術創新水平。

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（責任編輯：孫 艷）