綠色科技創新能帶來綠水青山嗎？

許可 張亞峰

摘要 近年來我國的經濟發展面臨著嚴峻的環境污染和環境治理問題，科技創新是保障經濟高質量發展，并有效緩解環境污染、加強環境治理的重要渠道。由于缺少客觀有效的指標，現有關于綠色科技創新的研究仍存在一定的局限，而專利數據因其標準化、信息化、規模化等優勢，可以有效地衡量綠色科技創新水平。因此，文章以省級行政區域為研究對象，根據國際專利分類表（IPC）的專利分類號信息，識別綠色科技創新，利用面板數據回歸模型與空間杜賓模型對綠色科技創新的環境效應和空間溢出效應進行分析，研究綠色科技創新對污染排放（工業廢水、工業二氧化硫和工業固體廢物）、污染治理（工業廢水處理、工業二氧化硫去除、工業固體廢物利用、工業固體廢物處置）的影響。研究發現：①綠色科技創新能夠帶來有益的環境效應。具體來看，綠色科技創新對于本地工業廢水、工業二氧化硫和工業固體廢物的排放量都有顯著的抑制效應，對工業二氧化硫的去除量有顯著促進作用。②實用新型專利的積極環境效應通過多個維度得到反映，相對發明專利而言，實用新型專利在綠水青山的建設中發揮了極為重要的制度優勢。③綠色科技創新并非“十全十美”，不是所有的綠色科技創新都有顯著的環境保護效應，綠色科技創新對本地之外工業廢水、工業二氧化硫和工業固體廢物的排放治理并沒有表現出顯著的有益效應，甚至存在空間溢出效應為負向顯著的情況。據此提出了對綠色專利申請給予特殊制度支持、持續發揮我國實用新型專利的制度優勢、繼續加強落實我國關于綠色發展的相關政策等推動綠色科技創新的發展的對策建議。

關鍵詞 綠色科技創新;專利;環境保護;綠水青山

中圖分類號 F601.5文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2021）05-0141-11DOI：10.12062/cpre.20201018

近年來我國經濟增長迅速，但是同時也產生了嚴峻的環境污染和環境治理問題。科技創新不僅能夠通過提高生產率帶來經濟增長，也有助于緩解環境污染和加強環境治理[1]。然而，2018年耶魯大學等機構聯合發布的《2018年全球環境績效指數報告》顯示，我國環境績效指數僅位列全球第120位，在參評國家和地區中排在倒數第61位，一定程度上說明我國環境污染情況不容樂觀。2005年，時任浙江省委書記的習近平同志首次提出了“綠水青山”的發展理念。2015年，黨的十八屆五中全會鮮明提出了創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念。2017年，習近平總書記在黨的十九大報告中提出要推進綠色發展，加快建立綠色生產和消費的法律制度和政策導向，建立健全綠色低碳循環發展的經濟體系。要構建市場導向的綠色科技創新體系，壯大節能環保產業、清潔生產產業、清潔能源產業。2018年習近平總書記在全國生態環境保護大會上再次提到了全面推動綠色發展。

目前，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，這更對科學技術的環境效益提出了更高的要求。“既要綠水青山，又要金山銀山”是當今科技發展的必然趨勢，將科技創新的環境效益置于戰略層面的高度得到廣泛認可，2020年世界知識產權日以“為綠色未來而創新”為主題，更加充分地說明了研究科技創新的環境效應與探究綠色科技創新等議題的重要意義。科技進步是有效解決環境污染的方式之一，其中既包括了科技創新帶來的節能減排，也包括科技創新對環境治理的作用[2]。有研究發現，科技創新只有在環境政策的作用下才能發揮環境效益[3]。然而，科技的發展也可能加劇環境污染，李粉等[4]研究發現技術創新對環境污染排放具有顯著的正向影響。具體到綠色科技創新方面，科技進步能否產生積極的環境保護效果，綠色科技創新的環境效益如何，是否達到了節能減排與環境治理的預期目標？因此，有必要對我國綠色科技創新情況進行研究，檢驗綠色科技創新的環境保護效益，分析綠色科技創新對環境的影響程度，以實現我國科技創新與綠色發展的雙贏。

1文獻綜述與研究假設

綠色科技創新并非嚴格的學術概念，不同學者對綠色科技創新持不同的觀點。綠色科技創新的研究源于20世紀90年代，Braun等[5]提出綠色創新可以分為兩種類型：減少環境污染、降低資源與原材料消耗的創新成果和治理已污染的環境、處理已污染的資源的創新成果。陳瓊娣等[6]認為，綠色可以是專利的一種屬性，應當在專利審查中引入環境影響評價機制作為衡量技術是否“綠色”的標準。基于TRIPS協定第27條關于環保例外權的規定，“各成員可拒絕對某些發明授予專利權……包括保護人類、動物或植物的生命或健康或避免對環境造成嚴重損害所必需的”。同時，綠色科技創新并非環保產業的專屬，各種行業都可以產出綠色科技創新成果[7]。

針對綠色科技創新已有較多學者進行了相關研究，主要體現在宏觀社會層面與微觀企業層面。在宏觀社會層面，部分學者對我國的綠色效率[8]、綠色績效[9]、綠色創新的擴散[10]等問題進行了研究。在微觀企業層面，有學者對我國企業的綠色創新情況進行了研究，錢麗等[11]發現企業綠色創新效率存在較明顯的區域差異;龐娟等[12]研究發現，企業的外部關系網絡對企業綠色科技創新有著顯著的影響。這些研究對我國綠色科技創新的情況進行了一定程度的揭示。專利數據因其標準化、信息化、規模化等特征可以用于有效地衡量綠色科技創新。1992年，聯合國大會通過了《聯合國氣候變化框架公約》（UNFCCC），提出了環境保護無公害技術清單（EnvironmentallySoundTechnologies，ESTs）。在此基礎上，2010年，在世界權威機構世界知識產權組織（WIPO）的領導下，IPC專家委員會制定了《國際專利綠色分類清單》（IPCGreenInventory），這是目前世界上較為權威的對綠色科技創新的界定標準。已有學者利用上述分類方式對我國企業層級的綠色科技創新進行研究，認為環境權益交易市場會影響企業的綠色科技創新水平[13]，還有學者就某一個或某幾個領域的綠色科技創新（例如節能減排技術、空氣污染治理技術等）進行了實證研究[14]，也有較少學者利用專利數據進行過統計分析，例如王班班等[15]分析了綠色科技創新的影響因素。但是，還鮮有利用我國省級綠色專利數據對綠色科技創新的環境效應與空間溢出效應進行衡量的研究。

在關于綠色科技創新的節能減排作用的研究方面。綠色科技創新是科技創新的重要組成部分，科技創新可以通過革新技術用于生產系統的前端進行節能減排，不僅能提高生產效率，還能夠帶來污染產生率的降低。具體而言，對耗能較大的設備進行技術改造，實現設備的優質、高效、低耗和安全可靠，是節能降耗的一般途徑;同時，技術創新可以節約相對昂貴的生產要素，從而降低能源使用[16]。

王鋒正等[17]認為企業綠色科技創新對減污排污效率的提升有重要作用，但是目前我國環境承載力接近上限，除了促進綠色科技創新以外，還需要通過內外部共同努力提升企業的綠色創新能力。大多數研究都認為科技創新，尤其是與環境息息相關的綠色科技創新，可以通過技術革新的方式帶來一定的節能減排效果，但也有學者認為減排是“因”而技術創新是“果”，發現減排支出對環境技術創新有顯著的正向影響[18]，但是這種觀點在學術界并非主流。

因此，提出假設H1：綠色科技創新可以帶來節能減排效果。

在關于綠色科技的環境治理作用的研究方面。王鵬等[19]研究發現，企業技術創新有利于促進工業“三廢”綜合利用產品產值的增加，并有效提高工業二氧化硫的去除率，但對工業用水重復利用率和工業固體廢物綜合利用率的促進作用偏弱。頡茂華等[20]利用在我國上市的重污染行業企業的數據進行研究，認為科技創新可以促進企業的轉型升級，推動其利用高科技處理已產生的污染物。郭朝先等[21]研究認為，我國對環境污染的治理存在巨大需求，環保產業可以有效對已污染環境進行治理，是科技創新中重要的組成部分。

因此，提出假設H2：綠色科技創新可以帶來污染物治理效果。

在關于綠色科技創新對環境污染的空間效應研究方面。綠色科技創新與傳統科技創新相比，相對更難獲得高額利潤，從純粹市場經濟的視角分析，綠色科技創新的驅動力存在不足，需要通過政策與區域帶動效應推動其發展[22]。部分學者利用全國工業企業的數據進行研究，發現綠色科技創新存在顯著的區域正向溢出效應[23]。

董直慶等[24]發現環境保護政策對區域綠色科技創新存在影響，當鄰地城市處于300km范圍內時，本地環境規制引發的鄰地綠色科技創新進步效應達到峰值。還有學者利用省級綠色創新的數據對綠色創新的空間治理[25]、空間格局[26]等問題進行了研究，均發現綠色科技創新存在一定的正向空間溢出效應。

因此，提出假設H3：綠色科技創新的環境保護效果存在積極的空間溢出效應。

結合已有文獻綜合來看，綠色科技創新的環境效應主要通過三種路徑體現（圖1），一是通過減少污染物的排放達到本地環境保護效果，二是通過污染物的治理達到本地環境保護效果，三是綠色科技創新所帶來的本地的環境保護效果會出現正向或負向的空間溢出。

2研究設計

2.1研究方法與模型

2.1.1基準回歸模型

選擇普通最小二乘法多元回歸模型，并使用基于個體的聚類穩健標準誤進行回歸，模型如公式（1）所示。

其中，i和t分別代表省份和年份，Yi，t為因變量（即環境污染情況和環境治理情況），α0為常數項，technologyi，t為自變量（即以綠色專利表示的綠色科技創新水平），α1為自變量的系數，Xi，t為控制變量矩陣，γi、δt和εi，t分別表示省份固定效應、年份固定效應和隨機擾動項。

2.1.2空間自相關檢驗

為了驗證綠色科技創新是否存在積極的空間溢出效應（假設H3），首先要對數據進行探索性空間分析，這也是空間回歸分析的基本前提。探索數據是否存在空間自相關的最常用工具是MoransI，計算如公式（2）所示。

空間自相關包括全局空間自相關和局部空間自相關。全局自相關可以從整體上描述不同區域數據之間的空間相關性，局域自相關可以用來度量局部空間單元相對于整體研究范圍空間自相關的影響程度。

2.1.3空間權重矩陣

根據公式（2），MoransI的計算依賴于空間權重矩陣Wij的設定。此外，空間計量模型的結果也會受到地理距離矩陣的影響。為了從不同角度考察空間的作用，本文的空間矩陣通過兩種方式設定，一種是空間鄰近矩陣，若兩省份地理位置相鄰則賦值為1，否則為0;另外一種是空間距離矩陣，按照各省省會城市之間距離的倒數賦值。

2.1.4空間模型選擇

為了檢驗綠色科技創新的空間溢出效應，需要引入空間計量模型。在空間計量分析中，常用的模型有空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。一般的空間計量模型如公式（3）所示。

其中，y為因變量，W為空間權重矩陣，X為自變量，ε是隨機誤差項。當γ與τ均為0時，模型就簡化為SAR;當γ與ρ均為0時，模型就簡化為SEM;當τ為0時，模型就簡化為一般形式的SDM，可以認為SAR是SDM的特殊情形，當不考慮這種特殊情況（即ρ和τ均為0）時就得到SDM的簡化形式。

不同模型所假定的空間傳導機制不同，所適用的情境也不同，SAR假定的是空間相互作用的影響（即在模型中考慮因變量的空間滯后），SEM假定的是空間隨機沖擊的影響（即在模型中考慮誤差項的空間滯后），SDM假定的是一個區域的被解釋變量受到其他區域的非被解釋變量的影響（即在模型中考慮自變量的空間滯后）。有研究認為空間計量模型的適用應當遵循“SAR/SEM-SDM”的進路，在處理過程中先對空間滯后和空間誤差的顯著性進行檢驗[27]，并由此判斷能否對SDM進行簡化。但是，也有研究根據具體的研究問題和情境，直接選擇使用特定的模型，比如沈坤榮等[28]對環境規制與污染轉移關系的研究。

采納空間計量模型主要用于解決綠色科技創新對于環境污染和環境治理效果是否存在空間效應，從問題出發可以使用簡化形式的空間杜賓模型進行分析。因此，文章主體部分直接應用了空間杜賓模型，為了保證結果的穩健性，也對一般形式的空間計量模型進行檢驗。

通過在公式（1）中加入自變量的空間滯后項，構造空間杜賓模型，如公式（4）所示。其中，W是各省級行政區域的空間權重矩陣，W×technologyi，t代表自變量的空間滯后項。

2.2數據來源與收集

通過對大量的文獻進行研究發現，專利數據是某一領域科技創新水平的有效測量指標[29]。本研究對于綠色專利的界定來自世界知識產權組織發布的《國際專利綠色分類清單》，該清單將綠色科技創新劃分為7個主要領域：替代性能源生產技術、交通運輸技術、廢棄物管理處理技術、節能技術、行政監管設計技術、農業與林業技術和核能發電技術。

依照上述分類標準，利用國家知識產權局專利檢索及分析系統（pss-system.cnipa.gov.cn）檢索了1997—2019年公布公告的中國發明專利、實用新型專利的專利授權信息（由于環境污染與污染物治理數據只能獲取至2015年，因此2015—2019年間的綠色科技創新數據僅用作描述性統計，實證模型檢驗中使用1997—2015年間的數據），并利用SooPAT專利數據庫（www.soopat.com）、智慧芽（www.zhihuiya.com）等專利信息平臺進行信息交叉檢驗。

有關環境污染與環境污染治理的數據主要利用《國家統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國能源統計年鑒》以及各省相關統計年鑒的數據。為了避免數據缺失對結果的影響，分析數據不包括西藏和港澳臺地區。文章將數據使用的時間范圍界定為1997—2015年。從1997年開始是因為重慶市從1997年開始設立直轄市。由于國家統計口徑的變化，2016年起不再分省份統計部分環境的污染與治理數據，因此數據截至2015年。

2.3變量選取

主要變量如表1所示。因變量包括污染排放和污染治理兩個方面，在借鑒已有研究的基礎上[30]，結合本文的研究內容，分別用工業廢水排放量（wastewater）、工業二氧化硫排放量（SO2）和工業固體廢物產生量（wastesolid）這三個變量測量環境污染。分別用工業廢水處理量（waterdeal）、工業二氧化硫去除量（SO2deal）、工業固體廢物綜合利用量（soliduse）和工業固體廢物處置量（soliddeal）這四個變量測量環境污染治理。

自變量是發明專利與實用新型專利的授權數量。主要選擇原因如下：①我國的專利包括發明、實用新型和外觀設計三種類型，綠色科技創新的環境效應主要通過技術應用的方式傳導，而外觀設計專利通常被認為技術水平較低，因此，數據中剔除了外觀設計專利。②專利數據通常分為專利申請量與專利授權量，并非所有的專利申請都會被授權。尤其是發明專利中，只有符合“實用性、新穎性和創造性”標準的高質量科技成果才能被授予專利，選擇專利的授權量而非申請量更具可靠性。③為了更好地與環境數據進行結合，并探究空間溢出效應，除了按照科技創新的技術領域進行劃分外，還對專利授權信息按省級地域進行了劃分。本研究通過不同方式對專利授權數據進行處理：①把所有綠色專利之和作為一個變量納入模型（Patent）;②分別考慮發明專利（Invention）和實用新型（Utility）專利的作用;③分別考慮不同領域的所有綠色專利，比如替代性能源生產技術（alt）等;④分別考慮不同領域綠色專利的發明專利和實用新型專利，比如替代性能源生產技術發明專利（alt_inv）和實用新型專利（alt_uti）。

在借鑒文獻[31]基礎上，使用如下幾個研究環境污染、環境保護領域較為通用的控制變量：人均GDP（Pgdp）、第二產業占GDP比重（Industry2）、年度能源消費量（Energy）、工業用水總量（Water）（僅用于水污染）、進口總額（Import）、出口總額（Export）、地區人口密度（Density）。考慮到綠色科技創新的特有屬性，文章創新地將發明專利資助（Subinvention）、實用新型專利資助（Subutility）作為控制變量。這是由于專利資助政策在我國科技創新過程中發揮了重要作用[32]，需要控制專利資助政策的作用。對各省市的專利資助政策進行量化，把發明專利的資助分為申請階段、實審階段、授權階段、維持階段、代理費用這5個方面的資助，如果在某一方面有資助則賦值為1，否則為0，最后對5個賦值求和;對于實用新型專利，如果有資助，則賦值為1，否則為0。

3變量描述性分析

對變量進行描述統計分析有如下發現。其中在自變量方面：第一，在專利總體數量方面，可以看出同基本情況中分析一致，實用新型專利的平均值遠大于發明專利，這與我國整體的知識產權發展趨勢也是相符的;第二，具體到不同綠色專利類別，替代性能源生產技術、節能技術與廢棄物管理處理技術平均數量相對較多，這三個技術領域的技術剛好與環境污染的減少與環境污染的治理有著最緊密的聯系，一定程度上初步驗證了理論假設的可靠性。同時，無論是實用新型專利還是發明專利，核能發電技術都有最少的數量，可能的原因包括：一是核能相關技術起步較晚，而且技術本身發展速度相對緩慢，發展還不均衡;二是核能發電技術難度高、風險大、周期長，同時并非任何企業都有資質發展核能發電技術。

在因變量方面，從污染排放指標來看，工業廢水排放量的平均值為72497萬t，排放量較多的省份包括江蘇、廣東、浙江、山東等;工業二氧化硫排放量的平均值為596857t，并且標準差較大，排放較多的省份包括山東、河南、內蒙古等;工業固體廢物產生量的平均值為6060萬t，排放較多的省份包括河北、遼寧、山西等地。從污染治理指標來看，工業廢水處理量和工業二氧化硫去除量兩個指標的數據缺失較多，從已有數據來看，工業廢水處理量的平均值150555萬t，約為排放量平均值的2倍;工業二氧化硫去除量的平均值為43.04t，不足排放量平均值的萬分之一;工業固體廢物綜合利用量的平均值是3643萬t，約為產生量平均值的二分之一，高于處置量的平均值1359萬t。

變量的相關性分析發現（由于一些省份的自變量存在0值，因此在對數轉換過程中先把原始數據加1）：綠色科技創新專利總數、發明專利數量和實用新型專利數量與污染排放指標、污染治理指標都呈現顯著正相關，初步驗證了假設H2，但是與假設H1和H3相悖，因此還需要通過控制其他變量的作用進行分析。同時，可以發現，污染排放指標和污染治理的指標也呈現顯著的正相關關系，其中工業廢水排放量和工業廢水處理量的相關系數達到0.88，工業固體廢物綜合利用量與工業固體廢物產生量的相關系數達到0.93，這說明在各地經濟發展的過程中，雖然環境治理能力有所提升，但是經濟增長所付出的環境污染代價也有所增加，而技術在其中發揮的作用還有待進一步具體分析。

4假設檢驗

4.1總體情況基準面板分析

通過進行豪斯曼檢驗，發現存在固定效應，因此本部分使用面板數據固定效應模型進行分析，并使用基于個體的聚類穩健標準誤。表2列出了對綠色科技創新的減排效果的檢驗結果。總體來看，綠色科技創新對于工業廢水排放量列（1）、工業二氧化硫排放量列（3）和工業固體廢物生成量列（5）都有顯著的抑制效應，可以支持假設H1，即綠色科技創新可以帶來顯著的節能減排效果。按照專利類別進行劃分后，發現發明專利對工業廢水減排和工業固體廢物的減排作用顯著列（2）、列（6），實用新型專利對工業二氧化硫的減排作用顯著列（4）。

表3列出了對綠色科技創新的環境治理效果的檢驗結果。可以發現，綠色科技創新僅對二氧化硫的處置量有促進作用，并且主要通過實用新型專利發揮作用，部分支持假設H2。主要原因可能是，二氧化硫是氣態廢物，可以通過過濾等方式對其進行處置，而實用新型專利中各類對氣態過濾裝置的改進可以在不申請發明專利的情況下，有效對二氧化硫進行處理，故其顯著效應主要通過實用新型專利體現。

4.2分技術領域的分析

表4和表5按照綠色科技創新的技術領域對其環境減排和治理效果進行了分析，其中表4考慮每種技術領域的專利總數，表5分別考慮了每種技術領域的發明專利和實用新型專利。可以發現，替代性能源生產技術對于二氧化硫處理量有明顯促進作用，并且主要是實用新型專利發揮作用;節能技術中的發明專利對二氧化硫和固體廢物的排放有抑制作用;廢棄物管理處理技術對固體廢物的利用有促進作用，主要是實用新型專利發揮作用;核能發電技術對二氧化硫和固體廢物的排放有抑制作用，對二氧化硫處理和固體廢物處置有促進作用;交通運輸技術對固體廢物排放有抑制作用，主要是實用新型專利發揮作用;交通運輸技術中的發明專利對二氧化硫排放有抑制作用;行政監管設計技術對于廢水、二氧化硫和固體廢物的排放都有抑制作用，主要是通過發明專利發揮作用。不同技術領域的綠色科技創新在不同方面體現了對假設H1和H2的支持。

上述結果說明大多數技術領域對環境污染或環境治理都有顯著的效應，也充分驗證了選擇該自變量的可靠性和科學性;同時，并非每個技術領域都對全部維度的環境有促進作用，是因為不同技術領域本身涉及的發揮作用的環節就有所不同，例如，節能技術中的發明專利對二氧化硫和固體廢物的排放有抑制作用，廢棄物管理處理技術對固體廢物的利用有促進作用，這也正是本研究的相對意義所在。

4.3空間回歸分析

由于空間杜賓模型分析要求數據集不能有缺失值，因此本部分僅對污染排放指標進行分析。空間相關性檢驗是空間回歸分析的前提，文章使用MoransI指數對因變量的空間相關性進行分析。為反映事實上的空間相關性，文章對變量的原始值進行空間相關分析。首先進行全局空間相關性分析，可以發現三個變量各自的空間相關莫蘭指數都隨時間有所波動，在多數情況下顯著（p值<0.1），基本可以認為存在空間相關性。

但是，仍然可以看到，MoransI存在個別不顯著的情況，但是這并不能否認區域之間的空間相關性，一個可能的原因是各省份在發展過程中，各個變量的波動情況差異較大。進一步的，文章還對變量的局部空間相關性進行了分析，結果強烈拒絕了“無空間自相關”的假設。整體上來看，空間回歸分析適合本文的研究內容。

表6是基于各省的空間鄰近矩陣和空間距離矩陣的空間杜賓模型分析結果。直接效應（LR_Direct）和間接效應（LR_Indirect）是空間杜賓模型關注的重點，直接效應是自變量（綠色科技創新）對本地的影響;間接效應是自變量對其他地區的影響，即空間溢出效應。根據空間鄰近分析的結果可以發現，綠色科技創新對于本地的廢水、二氧化硫和固體廢物的排放有顯著的抑制作用，但是在廢水、二氧化硫的空間溢出效應方面卻體現為增強作用，在固體廢物方面沒有體現空間作用。根據空間距離矩陣的結果可以發現，主要結論與空間鄰近分析結果一致，但是綠色科技創新對本地固體廢物的減排作用不顯著，限于篇幅，本部分不再詳細闡述分專利類別的回歸結果。因此，不能支持假設H3，綠色科技創新的節能減排效果不存在有益的空間溢出效應，對本地以外的環境保護和污染治理沒有顯著促進。

已有研究發現環境污染本身存在較強空間溢出效應[33]，因此，可能是由于綠色科技創新的有益環境溢出的強度較低，低于環境污染本身的空間溢出程度，導致了其有益空間溢出效果不顯著。另外一個可能導致綠色科技創新沒能實現有益空間溢出效應的原因是，本地綠色科技創新可能源自本地環境規制政策的加強，而本地環境政策的加強可能促進了本地污染產業向周邊地區的轉移，這也就導致了綠色專利與其他地區污染排放指標的正相關關系。

4.4穩健性討論

遺漏變量、逆向因果等可能會帶來內生性問題，導致結果不穩健。一方面，本文在回歸分析中雖然基于理論與實踐考慮了一定的控制變量，但是對環境污染和環境治理效果能夠發揮作用的變量也難以窮盡，必然在一定程度上存在遺漏變量的問題。另外一方面，綠色科技的發展雖然可能通過作用于生產工藝、生產效率等對環境產生一定的作用;同時環境狀況也可能對綠色科技的發展產生影響，比如當政府意識到綠色科技能夠改善環境時就會根據其已有的環境狀況投資新的綠色科技的開發。根據已有文獻[28，34]，空間杜賓模型能夠在一定程度上對內生性問題進行處理，沈坤榮等[28]在研究環境規制對污染轉移的影響時發現環境規制的空間滯后項為外生變量。另外，本研究還通過SAR和SEM模型進行空間計量分析，發現發明專利對工業廢水排放、工業二氧化硫排放和工業固體廢物的總體效應均顯著為負，與前文主要發現一致，限于篇幅，文中未列出結果。

5結論與討論

利用省級面板數據對綠色科技創新的環境污染減排效應、環境污染治理效應、環境效應的空間溢出情況進行研究。主要結論包括以下幾個方面。①綠色科技創新對于本地工業廢水、工業二氧化硫和工業固體廢物的排放量都有顯著的抑制效應，對工業二氧化硫的去除量有顯著促進作用。綠色科技創新能夠帶來有益的環境效應，包括減少環境污染物的排放和加強對環境污染的治理，因此，通過各種方式推動綠色科技創新的繼續發展是很有必要的。②實用新型專利的有益環境效應在多個方面得到反映，雖然一般認為實用新型專利的技術含量和創新水平要低于發明專利，但是在實踐中實用新型專利所發揮的經濟社會貢獻仍需引起重視。③綠色科技創新并非“十全十美”的，在部分情境下存在綠色科技創新沒有顯著環境效應的情況，甚至存在空間溢出效應為負向顯著的情況。這說明環境的保護與治理是一個多維度系統化的工程，既要依靠綠色科技創新，也要輔以環境規制政策等方式，多部門多地域協同發展共同推動綠水青山的建設。

綜合來看，綠色科技創新帶來的環境效應是相對顯著的，應當繼續鼓勵和推動綠色科技創新的發展。①對綠色專利申請給予特殊的制度支持。近年來，包括我國在內的許多國家設立了關于綠色專利的快速審查制度，比如國家知識產權局2017年制定的《專利優先審查管理辦法》，這種制度設計是具有法律正當性的。在公開公正公平的條件下，一方面既要明確綠色專利的范圍，杜絕非綠色科技創新搭便車。另一方面要繼續推動落實我國綠色專利快速審查制度，適當放寬適用優先審查的條件;可以適當增長綠色專利的專利保護期限;同時，對于被專利審查機關認為不屬于綠色科技創新的技術，設立救濟渠道與糾紛解決機制。②實用新型專利制度是十分具有我國特色的專利制度，亦被部分學者稱為“小專利”，雖然其科技含量相對發明專利較弱，但由于其申請周期短、申請難度小等優勢，備受我國企業青睞[35]。近年來，也有部分學者建議學習美國等西方國家，廢除實用新型專利。但實證檢驗發現，實用新型專利在綠水青山的建設中發揮了極為重要的制度優勢，需要繼續保持和發展。③應當繼續加強落實我國關于綠色發展的相關政策。一是通過強化包括綠色創新在內的科技創新扶持力度，激發企業的新舊動能轉換，鼓勵企業多發展綠色科技，可以借鑒歐洲的“專利盒”政策，給予綠色專利特殊的稅收優惠政策或財政補貼;二是通過強化環境規制制度，利用較高的環境壓力和治污成本倒逼企業大力發展綠色科技創新。

文章的可能貢獻在于，第一，以往研究科技創新環境效應的文獻主要是采用專利申請量指標進行研究，但事實上，一是專利申請存在滯后效應，發明專利需要2年的時間才能獲得授權;二是專利申請中存在大量無效申請，根據國家知識產權局《2017年專利統計年報》，我國2017年的發明專利授權的比例僅為26%。文章選取綠色專利授權量指標來衡量綠色科技創新的產出水平，更具科學性與可靠性。第二，區別于以往研究科技創新環境效應的文獻中不對技術領域加以區分的做法，文章進一步按照綠色技術的領域進行了劃分，按領域分析了科技創新在環境保護方面的作用，并考察了綠色技術在環境保護方面的空間效應。第三，研究有利于更好地認知我國科技發展對于環境保護的作用，從而在環境保護實踐，尤其是制定環境規制政策的過程中，更好地實現精準施策。

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（責任編輯：王愛萍）