環境規制與城市綠色創新：助力抑或阻力？※

內容提要：未來，中國經濟結構調整、發展方式轉變步伐將進一步加速，如何推進城市綠色創新，是中國如期完成碳達峰碳中和任務、實現低碳綠色可持續發展的關鍵。以中國地級及以上城市層面數據為研究樣本，采用線性加權方法構建了環境規制強度指標，實證檢驗了環境規制對城市綠色創新的影響及其主要影響機制。研究發現：環境規制顯著促進了城市綠色創新提升，穩健性檢驗證明了這一研究結論的可靠性。影響機制檢驗表明，環境規制可以通過促進城市創新投入顯著推動城市綠色創新提升。異質性檢驗表明，環境規制更有助于東部地區、中部地區以及非省會城市的綠色創新提升。研究結論為未來中國環境規制政策的優化以及生態文明體系的建設提供了可靠的經驗證據。

一、 引 言

當今中國，在經歷了多年經濟高速增長鑄就的“中國奇跡”后，其環境污染問題愈發為社會各界所關注。傳統以高投入、高消耗、高污染為特征的發展模式已然不可持續，提升環境規制強度以推動環境污染治理已成為當務之急。2020年9月22日，中國國家主席習近平在第75屆聯合國大會上提出，“二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現碳中和”。隨后，中共中央、國務院先后印發《關于完整準確全面貫徹新發展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》《2030年前碳達峰行動方案》等政策文件，著力構建碳達峰碳中和的“1+N”政策體系。顯然，提升環境規制強度已成為如期完成碳達峰碳中和任務、實現低碳綠色可持續發展的關鍵。在多重壓力下，通過有效提升環境規制強度治理環境污染以實現低碳發展，已成為未來中國環境政策的必然選擇。

長期以來，城市層面環境規制對創新的影響，一直是學術界關注的熱點。其中，傳統的“波特假說”認為，環境規制在造成企業成本提升的同時也會激發創新，能夠部分或者全部抵消相應的成本。隨著習近平總書記在中共十八屆五中全會上提出“創新、協調、綠色、開放、共享” 五大發展理念，走綠色低碳循環發展之路已成為調整經濟結構、轉變發展方式、實現綠色可持續發展的必然選擇。因此，不僅要關注城市環境規制政策對創新的影響，更要關注城市層面環境規制對綠色創新的影響。與此同時，城市作為環境規制推進的基礎層面，環境規制對城市綠色創新而言是助力還是阻力，也正是中國環境規制能否在城市層面可持續推進的關鍵所在。那么，環境規制如何影響城市綠色創新，其影響機制是什么？這一問題的厘清對于未來中國更好地推進環境污染治理以及實現綠色低碳發展至關重要。基于此，本文將在理論分析環境規制如何影響城市綠色創新的基礎上，以中國地級及以上城市層面數據為研究樣本，實證檢驗環境規制對城市綠色創新的影響及其影響機制。

與本文研究主題關系較為緊密的文獻主要包括以下兩類：一是綠色創新緣起和測算的相關研究；二是環境規制對綠色創新影響的研究。第一類綠色創新緣起和測算的相關研究中，學者們多認為綠色科技創新的相關研究自20世紀90年代逐步興起(Zhang等，2020)。既有研究普遍將綠色創新定義為“在其整個生命周期中減少諸如環境污染和資源浪費等負面影響的創新”。因此，綠色創新成果并不局限于某些行業，致力于減少環境污染、降低資源與原材料消耗和用于治理已污染的環境、處理已污染的資源的創新成果都屬于綠色創新的范疇。大部分學者基于地區和產業視角，使用指標體系、效率評價等方法對綠色創新能力進行了測度，并對綠色創新的影響因素逐步展開了探索。考慮到環境保護是一種典型的公共產品，綠色創新本身的驅動力不足，需要通過政策與區域帶動效應推動其發展，因此，宏觀政策效果等隨之成為研究綠色創新的重要切入點。

第二類環境規制對綠色創新影響的研究中，較早的文獻多從“波特假說”的視角展開研究，且大多對“波特假說”持肯定態度(李思慧和徐保昌，2020)，即當環境規制產生的補償效應超過抵消效應時，環境保護就會顯著促進企業創新的提升(蔣伏心等，2013)。與此同時，另有部分學者認為，由于環境規制的結構效應遵循成本效應大于創新補償效應，從而導致總效應為負(Wang等，2019)。與之不同，基于古典經濟學理論的相關研究認為，環境規制增加了企業成本，擠出了企業創新資金，從而不利于創新。較為有代表性的文獻中，Ambec等(2013)發現，基于績效或基于市場的環境規制與創新的增長趨勢一致，也有學者認為環境規制對綠色創新的影響主要取決于政策的執行力度。Acemoglu等(2012)的研究顯示，適度的環境規制可以倒逼企業引進綠色生產技術，據此提升企業的自主創新能力。而景維民和張璐(2014)則認為，嚴格的環境規制更有益于提高綠色全要素生產率。但宏觀政策對綠色創新的調節也存在一定的局限性，當政策方向或幅度出現偏離時，政府政策和制度對綠色創新的驅動就可能會產生市場導向不足、創新資源錯配等一系列問題(尤喆等，2019)。不少學者進一步細分了環境規制的具體手段，發現環境規制對省域綠色技術授權專利和綠色技術獎勵的影響具有顯著的異質性。李青原和肖澤華(2020)認為，排污收費顯著促進了企業綠色創新，創造了更多的綠色發明專利成果。另外，齊紹洲等(2018)在國內首次搜集了上市公司企業層面的專利數據，發現排污權交易試點政策能夠誘發企業的綠色創新。

總結上述與本文研究主題較為密切的文獻可以發現，現有文獻從諸多層面和角度出發，卓有成效地探討了環境規制對創新乃至綠色創新的影響，為本文的研究奠定了良好的文獻基礎，并提供了可靠的研究經驗。然而，既有研究往往忽視了城市層面環境規制對城市綠色創新的影響及其影響機理，這不利于環境規制對綠色創新在執行層面的合理解讀，而本文后續一系列工作則旨在解決這一問題。

相較于既有研究，本文可能的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，致力于從城市層面系統研究環境規制對城市綠色創新的影響及其影響機制，相較于既有文獻，可以更為深入地從環境規制的實際執行層面精準檢驗環境規制影響城市綠色創新的實際效果以及環境規制政策的作用邏輯；第二，本文采用多種權威方法對環境規制、城市綠色創新等關鍵指標進行科學衡量，相較于既有文獻，可以更好地刻畫環境規制以及城市綠色創新的實際內涵，從實證檢驗層面有效擴大了相應指標的選擇范圍，有效提升了本文研究的實際學術參考價值；第三，本文對環境規制影響城市綠色創新的影響機制以及異質性特征進行了精準檢驗，相較于既有文獻，本文可以為具有不同樣本特征城市的綠色創新推進和實現，以及環境規制政策、綠色創新政策的制定和差異化推進提供可靠的經驗證據。

余文結構安排如下：第二部分為理論分析與研究假說；第三部分為樣本選擇與研究設計；第四部分為實證檢驗與分析；第五部分為研究結論與啟示。

二、 理論分析與研究假說

環境規制通常被認為是一種制約經濟主體排污行為的政策手段，其主要目的在于減少污染排放，推動經濟實現綠色發展和結構轉型。環境規制能夠通過促進技術創新，顯著降低企業生產成本，彌補環保帶來的成本上升，從而實現環境保護與經濟發展的良性循環。但這類技術創新是否符合低碳綠色發展需求？通過環境規制帶動創新的綠色化轉型，才是可持續發展的關鍵，同時也對環境政策的制定提出了更高的要求。其中，綠色創新的主體是從事致力于減少環境污染、降低資源與原材料消耗和從事治理已污染的環境、處理已污染的資源的企業等部門。

綠色創新作為推動城市經濟綠色轉型的關鍵要素，需要健全的環境規制并嚴格執行，以此來激發城市企業環保減排的壓力和動機，通過引導企業等部門主動尋求綠色技術保護，從而提升城市環境治理水平和綠色創新能力，促進城市的可持續發展。因此，環境規制對城市綠色創新的推動具有多層面的影響：第一，在環境規制壓力下，城市中各部門可能通過綠色創新達到環境規制的相關要求，從而抵消環境規制對其成本的影響；第二，城市層面各部門可能在通過綠色創新降低現有產品成本的同時，有效迎合環境規制對于相關部門生產的要求，減緩環境政策對產品成本上升的影響，從而對產品成本起到兩頭壓縮的效果，使得相關部門更快達到內部的“成本-收益”平衡；第三，隨著社會環境對低碳綠色發展概念的逐步深入理解，消費者對于使用綠色創新的綠色產品的接受度持續上升，能夠在一定程度上容忍綠色產品所帶來的產品溢價，進一步擴大了綠色創新給企業帶來的利潤空間，形成了綠色創新的良性循環。因此，環境規制壓力下綠色創新脫離了普通創新純粹以壓縮產品成本的方式被動應對環保政策的局面，可以形成對于環保政策的主動迎合，加速了城市創新的綠色化轉型。并且，環境規制強度提升使得創新主體能夠通過綠色創新實現利潤空間的多渠道擴張，同時獲取更為正面的社會形象，從而提升經營績效形成相關部門和區域發展的雙贏局面，推動形成環境規制促進城市綠色創新的良性引導。

與之相反，一方面，環境規制增強了地方政府的環保執法和監管力度，在通過強制執行相關法律、法規實現環境污染程度快速、有效降低的同時，在短期也可能對城市各部門經營形成阻礙，進一步影響城市綠色創新的能力和積極性。可以發現，在實現經濟可持續發展的背景下，環境規制對城市經濟綠色轉型提出了更高要求。另一方面，提升城市綠色創新水平需要依靠長期且大量的資金支持，并且該行為存在較大的風險性，這意味著城市進行綠色創新活動可能會造成環境成本上升，甚至超過創新補償效應，進一步導致消極的污染治理行為，即通過減少經濟活動實現環境資源保護，降低經濟主體進行綠色技術創新的動力，從而阻礙城市綠色創新水平的提升。據此，本文提出研究假說：

假說H1a：環境規制促進了城市綠色創新提升。

假說H1b：環境規制阻礙了城市綠色創新提升。

環境規制在實現環境保護和治理目標的同時，要通過綠色創新來實現城市經濟發展方式和經濟結構轉變，這不可避免地影響了城市經濟資源分配，尤其是城市創新投入資源。從微觀層面看，環境規制可以增加企業開展綠色創新活動的動機和意愿，使得城市綠色創新的相關技術和人力資本要素投入增加，從而推動城市綠色創新發展。首先，環境規制嚴格限制并減少企業污染排放，面對環境規制帶來的高昂治理成本和懲罰性成本，企業進一步完善內部治理機制，積極開展綠色創新活動，通過引進技術創新人才、升級技術設備和轉變生產方式等，提高企業綠色創新水平和環境治理能力，進而推動城市綠色技術進步和經濟綠色發展。其次，企業提升綠色創新能力和實現綠色轉型，需要依靠大量資金的持續投入。然而，環境規制增加企業的治理成本，這限制了企業依靠內部自有資金從事綠色創新活動，可能導致地方政府增加對綠色創新相關領域企業的資金補貼和支持，從而推進城市綠色創新水平提升。從宏觀層面看，環境規制加強了地區環境執法和監管力度，從而增加城市綠色創新資本要素投入。一方面，政府頒布并實施與環境規制相關的法律法規，嚴格限制并規定污染排放，推動城市環保執法力度的增強(包群等，2013)，通過阻礙高污染和高能耗產業發展，進而迫使其增加綠色創新資金投入，提升綠色創新能力，從而實現產業結構調整，促進城市可持續發展。另一方面，環境規制通過限制排污、增加稅收等方式積極引導資金流向綠色產業，增加了城市綠色創新資本要素投入，激勵城市綠色技術創新實現新突破，推動城市形成“穩經濟”和“優環境”正反饋效應。此外，由于增加綠色創新投入帶來經濟效益和環境效益需要較長周期，并且綠色創新投入的專用性較強，因此，面臨經濟發展目標考察的城市可能存在中斷綠色創新相關投入行為的動機，進一步導致創新投入減少，阻礙城市綠色創新水平提升。綜合上述，本文提出研究假說：

假說H2a：環境規制通過促進城市創新投入推動城市綠色創新提升。

假說H2b：環境規制通過抑制城市創新投入阻礙城市綠色創新提升。

三、 樣本選擇與研究設計

1. 樣本選擇與模型設定

本文研究的樣本數據主要包括以下兩個來源：《中國城市統計年鑒》和國家知識產權局的國家知識產權數據。借鑒既有研究中普遍認可和采用的方法，通過行業檢索構建地級及以上城市層面的綠色專利數據，通過城市代碼將上述來源2005-2016年的數據進行匹配，最終構建了后續實證檢驗所使用的樣本數據。

為檢驗前文研究假說是否成立，本文在參考既有研究的基礎上，充分考慮環境規制影響綠色創新所存在的時滯效應，設定如下計量模型：

greeninnoit=β0+β1environmentit-1+β2Cit+δi+δt+μit

(1)

其中，上式中i、t分別表示城市、年份。被解釋變量greeninno為城市綠色創新。 解釋變量中，environment為環境規制強度，C為其他控制變量的集合，δi、δt分別表示城市層面和年份層面的固定效應，μit為模型的隨機擾動項。

2. 指標構建

(1) 被解釋變量。被解釋變量城市綠色創新指標(greeninno)以國家知識產權局的國家知識產權數據為基礎，以世界知識產權組織(WIPO)制定的“國際專利分類綠色清單”(1)世界知識產權組織官網：https:∥www.wipo.int/classifications/ipc/green-inventory/home,2022年3月9日。為依據，檢索專利申請數據的相關條目重新進行核算。考慮到原始數據中部分城市的個別年份數值為0，為了不造成樣本的缺失，本文采用該城市綠色專利申請量加1的對數值來對城市綠色創新進行測算。

(2) 主要解釋變量。環境規制強度指標(environment)借鑒既有研究普遍認可和采用的環境規制測算方法(沈坤榮等，2017；徐保昌等，2022)，通過以下三個步驟對中國地級及以上城市層面環境規制強度進行測算：

第一，分別對污染物去除率指標進行標準化處理：

(2)

第二，測算城市層面二氧化硫去除率和煙粉塵去除率的標準化數值的調整系數Wij。考慮到各城市不同污染物排放各不相同，并且不同年份同一城市污染物排放也存在一定差異，因此，本文對各城市的不同污染排放設定不同的權重，具體各調整系數Wij的測度方法如下：

(3)

上式中Wij是城市污染物j占全國該污染物排放的比率與該城市GDP占全國GDP比率的比值。

第三，根據二氧化硫、煙粉塵去除率的標準化數值以及各污染物的調整系數Wij，測算得到地級及以上城市層面的環境規制強度，具體測算公式如下：

(4)

(3) 控制變量。為了確保控制變量選擇的合理性，本文在考慮數據的可獲得性以及既有相關研究中普遍做法的基礎上，選擇地方經濟水平、人口密集度、資本要素密集度、地方產業結構、基礎設施水平、外商直接投資等變量作為控制變量，同時控制城市和年份層面的固定特征來盡可能降低遺漏變量問題對回歸結果的影響。上述各控制變量的具體設定方法如表1所示。

3. 描述性統計值

為確保回歸結果的可靠性，在回歸分析之前本文對各變量可能存在的異常值進行了處理，以控制異常值可能對后文回歸結果造成的影響。具體而言，本文對被解釋變量城市綠色創新和主要解釋變量環境規制強度這兩個指標前后5%的數值進行了截尾處理，對其他控制變量則視數據實際情況進行了前后5%的縮尾處理。表2詳細報告了基礎計量模型中主要變量的描述性統計值。由表2中主要變量的統計值可以發現，被解釋變量城市綠色創新這一指標的平均值為4.115，最大值約是最小值的14.6倍，表明在城市綠色創新方面不同城市之間往往存在較大的差異，城市綠色創新的不平衡問題可能較為突出。同時，主要解釋變量環境規制強度指標的最大值約是最小值的89倍，這表明城市環境規制強度之間同樣可能存在較大差異，環境規制強度區域不均衡的情況可能同樣存在。

表1 其他控制變量具體衡量方法

四、 實證檢驗與分析

1. 基準回歸結果

本文基準回歸中通過逐步添加變量來對回歸中各計量模型進行設定，回歸過程中均采用聚類到地級及以上城市層面的標準誤進行回歸。表3報告了基準回歸結果。由表3中回歸結果可以發現，模型(1)～(7)中環境規制強度的回歸系數均顯著為正，這一結果表明，環境規制促進了城市綠色創新提升，本文研究假說H1a得到驗證。究其原因，隨著環境規制強度的提升，地方環保執法和監管的力度不斷提高，地方企業等主體實施綠色創新的壓力顯著提升，最終促進了綠色創新的增加。需要注意的是，隨著控制變量的逐步添加，環境規制強度的回歸系數雖有變化，但是均在1%統計水平上顯著為正，這一結果驗證了本文基準計量模型設定的可靠性。

表2 主要變量描述性統計值

表3模型(7)中其他控制變量方面，地方經濟水平的回歸系數顯著為正，這表明地方經濟水平越高，地方企業等主體可能越重視綠色創新問題，進而推動了城市綠色創新。人口密集度、資本要素密集度和地方產業結構的回歸系數并不顯著，這一結果表明地方的勞動力和資本等要素的實際程度以及實際產業的構成未能有效推動地方實施綠色創新。基礎設施水平的回歸系數顯著為正，這表明基礎設施建設是推動地方綠色創新的重要因素，原因在于基礎設施水平的提高提升了實施綠色創新的便利程度，因而有助于城市綠色創新的提升。外商直接投資的回歸系數顯著為負，這表明外商直接投資抑制了城市綠色創新水平的提升，究其原因，外商直接投資的產業往往具有“污染避難”的意味，其整體程度上尚無法激發城市的綠色創新。

表3 基準回歸結果

2. 穩健性檢驗

(1) 工具變量回歸。為避免因環境規制與城市綠色創新互為因果導致的內生性對回歸結果造成的影響，穩健性檢驗中本文將采用工具變量法對基礎計量模型進行回歸，具體回歸采用二階段最小二乘法進行估計。在回歸工具變量的選擇過程中，采用城市非建成區占市區面積的比重(cityratio)作為環境規制強度的工具變量。一方面，這一指標可以反映地方政府對于環境保護的態度，較好地與環境規制強度相關聯；另一方面，這一指標又不與城市綠色創新直接相關，滿足了工具變量外生性的要求，可以較好地滿足一個合格工具變量的相關要求。

表4中模型(1)報告了以城市綠色專利申請量為被解釋變量的工具變量回歸結果，可以發現，表4中模型(1)中Kleibergen-Paap rk LM檢驗以及Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗均拒絕了其原假設，工具變量選擇的合理性得到驗證，并且城市非建成區占市區面積的比重(cityratio)的回歸系數均顯著為正，并且第一階段F統計量均大于臨界值10，這也進一步表明本文選取的工具變量與內生性解釋變量之間存在較顯著的相關性。從回歸結果可以發現，環境規制強度的回歸系數均顯著為正，這表明在有效控制可能存在的反向因果導致的內生性問題的情形下，環境規制依然有效促進了城市綠色創新，與前文回歸結果一致，研究假說H1a的可靠性得到驗證。

為進一步確保回歸結果的可靠性，本文進一步更換了被解釋變量的測算方法。具體而言，本文分別使用綠色實用新型專利申請量和綠色發明專利申請量為原始指標來衡量城市綠色創新，且同樣采用該指標加1的對數值來對城市綠色創新進行測算。表4中模型(2)和模型(3)分別報告了以綠色實用新型專利申請量和綠色發明專利申請量為被解釋變量的工具變量回歸結果，可以發現，表4中模型(2)和模型(3)中工具變量檢驗以及第一階段回歸F統計量同樣均通過了相應檢驗。從回歸結果可以發現，在更換城市綠色創新衡量方法以及有效控制可能存在的反向因果導致的內生性問題的情形下，環境規制強度依然有效促進了城市綠色創新，這與前文一系列回歸結果一致，本文研究假說H1a的可靠性得到再次驗證。

表4 工具變量回歸結果

(2) 雙重差分估計。為再次對內生性問題進行處理，驗證本文核心結論的穩健性，本文以低碳試點政策作為環境規制強度提升的準自然實驗，采用2005-2015年數據進行實證研究，通過構建多期雙重差分模型來再次克服可能存在的內生性問題。低碳試點的確立主要分為三個批次：2010年7月19日，國家發改委發布《關于開展低碳省區和低碳城市試點工作的通知》，確立首批低碳試點城市，具體包括廣東、遼寧、湖北、陜西、云南五省與天津、重慶、深圳、廈門、杭州、南昌、貴陽、保定八市；2012年11月26日，國家發改委下發《關于開展第二批國家低碳省區和低碳城市試點工作的通知》，確定了北京市、上海市、海南省等29個試點地區；2017年1月7日，《國家發展改革委關于開展第三批國家低碳城市試點工作的通知》公布第三批低碳城市試點，包括內蒙古自治區烏海市等45個城市(區、縣)。限于數據的可獲取現狀，本文考察第一批和第二批低碳城市試點建立的政策效應。采用雙重差分的方法來估計低碳試點城市的確立對城市綠色創新的凈效應，有利于消除城市之間的內在差異以及與處理組無關的時間趨勢產生的偏誤。考慮到與前文基準模型的設定相一致，采用政策實施后一年的被解釋變量以及其他控制變量的數值來進行回歸，有效緩解反向因果所導致的內生性問題。具體雙重差分計量模型的設定為：

greeninnoit+1=β0+β1policyit+β2Cit+1+δi+δt+μit+1

(5)

其中，policyit為低碳試點政策虛擬變量，用于表示第t年城市i是否被列為低碳試點，若城市i在第t年成為低碳試點，則policyit取值為1，否則取值為0。其余變量的設定方法與基準計量模型保持一致。

表5展示了多期雙重差分模型的估計結果，可以發現在進一步控制遺漏因素后，核心解釋變量依然在5%的水平上顯著為正，說明低碳試點政策對城市創新存在正向影響，表明環境規制依然有效促進了城市綠色創新，這與前文回歸結果是一致的，本文研究假說H1a的可靠性得到再次驗證。

表5 雙重差分回歸結果

雙重差分法使用的重要前提是政策實施前處理組與控制組城市滿足平行趨勢假設，即政策實施前處理組和控制組城市的創新水平遵循大體一致的變化趨勢。圍繞設立低碳試點的城市，本文將該城市設立低碳試點城市年份的之前1～6期值形成6個解釋變量，并將設立低碳試點城市年份的以后的1～5期值形成5個解釋變量，并將設立低碳試點城市當年年份作為解釋變量同時加入回歸。具體計量模型設定如下：

(6)

3. 影響機制檢驗

為驗證環境規制影響城市綠色創新的機制，并對本文研究假說進行系統檢驗，下文將進行影響機制檢驗。影響機制檢驗過程中，本文借鑒既有文獻中普遍采用的“三步法”來對影響機制進行檢驗，具體模型設定如下：第一步是基準計量模型的回歸，這一步驟中模型的設定方式與前文基準計量模型(1)保持一致；第二步是城市創新投入對基準計量回歸中的所有解釋變量進行回歸分析；第三步，則是在基準計量模型中加入城市創新投入變量，并將其作為解釋變量，然后，將被解釋變量對所有解釋變量進行回歸分析。“三步法”影響機制檢驗中，第二步和第三步的計量模型具體設定如下：

innoinputit=α0+α1environmentit-1+α2Cit+δi+δt+μit

(7)

表6 動態效應檢驗

greeninnoit=λ0+λ1environmentit-1+λ2innoinputit+λ3Cit+δi+δt+μit

(8)

上式中，innoinput表示城市創新投入，其他變量的含義以及設定方法與基準計量模型保持一致。城市創新投入指標(innoinput)的衡量過程中，為了消除地方財政規模對創新投入造成的影響，本文采用科學技術支出占公共財政支出的比重對城市創新投入進行衡量。

表7報告了影響機制檢驗的回歸結果，模型(1)與前文中回歸結果基本保持一致，即環境規制促進了城市綠色創新提升。模型(2)中環境規制強度的回歸系數顯著為正，即環境規制強度提升顯著促進了城市創新投入的再增加，這表明在環境規制壓力下，城市增加了其在相關領域的創新投入。模型(3)中環境規制強度和城市創新投入的回歸系數均顯著為正，且環境規制強度的回歸系數顯著小于模型(1)中環境規制的回歸系數，這一結果表明環境規制能夠通過促進城市創新投入推動城市綠色創新提升，本文研究假說H2a的可靠性得到驗證。

表7 影響機制檢驗(2)影響機制部分將模型(1)～(3)三個模型的觀測值數量進行了統一。

4. 區域異質性檢驗

省會城市往往作為一個省份乃至區域的行政和經濟中心，其在環境規制執行以及綠色創新推進中往往呈現出較好的執行力度。基于此，本文將研究樣本劃分為省會城市和非省會城市進行分樣本回歸。進一步看，不同區域的城市在環境規制執行以及綠色創新推進中也呈現較大的差異。為了檢驗中國不同地區城市中，環境規制對其城市綠色創新的促進作用是否同樣顯著，本文基于中國“七五”期間的東部、中部和西部的劃分方法，將研究樣本劃分為東部地區、中部地區和西部地區進行分樣本回歸。表8報告了考慮區域差異性的分樣本檢驗回歸結果。模型(2)中非省會城市環境規制強度的回歸系數顯著為正，而與之相對的模型(1)中省會城市樣本中環境規制強度的回歸系數卻并不顯著，表明環境規制促進了非省會城市綠色創新提升，但并未顯著推動省會城市的綠色創新。究其原因，省會城市具有顯著的政治屬性，在政策的執行貫徹過程中必須起到示范帶頭作用，其在城市綠色創新的推動過程中往往具有較好的規劃和較為徹底的政策執行力，加之本身的經濟發展先導性，決定了其產業結構更加高科技化和綠色化，不管是否面對環境規制壓力提升，省會城市均能按部就班地推動其綠色創新提升，因此，環境規制對省會城市綠色創新的提升不明顯。而模型(3)和模型(4)中環境規制強度的回歸系數均顯著為正，模型(5)中環境規制強度的回歸系數并不顯著，這表明環境規制顯著促進了東部地區和中部地區城市的綠色創新，與之相對應的，環境規制強度提高未能促進西部地區城市綠色創新提升。其背后的原因在于，相較于中東部城市，西部地區城市的環保意識乃至綠色創新能力均相對較弱，因此，在面對環境規制強度提升的壓力時，西部地區城市往往缺乏意愿和能力增加創新投入進而推動其綠色創新提升。

表8 異質性檢驗：地區差異性

五、 研究結論與啟示

環境規制對城市綠色創新而言是助力還是阻力，是當前中國實現環境規制強度提升和推動城市綠色創新發展的關鍵問題。本文研究發現：環境規制顯著促進了城市綠色創新提升，后續工具變量法、倍差法等穩健性檢驗驗證了本文主要研究結論的可靠性；影響機制檢驗表明，環境規制強度提升可以通過促進城市創新投入顯著推動城市綠色創新；異質性檢驗表明，相較于西部地區城市以及省會城市，環境規制更有助于東部地區、中部地區以及非省會城市的綠色創新提升。基于研究結論，提出如下政策啟示：

第一，走綠色發展、高質量發展之路不動搖。在碳達峰碳中和目標下，通過環境規制措施的適度增強帶動城市綠色創新的整體提升。綜合運用行政、市場、法治、科技等多種手段，因地制宜、科學施策，提高生態環境治理的針對性、科學性、有效性。通過財政政策、價格政策、稅費政策、生態補償政策等一整套環境規制工具的綜合使用，在確保環境規制壓力合理性的同時，通過環境規制政策的結構性調整，提升環境政策的治理精度，加速節能環保等綠色產業的發展擴張進程，推動相關企業加速綠色創新步伐。

第二，研究表明，環境規制強度提升可以通過促進城市創新投入顯著推動城市綠色創新，政府應當充分發揮這一傳導機制，推動5G、人工智能、區塊鏈等新技術在生態環保產業的應用，加大關聯領域創新投入，有效帶動城市創新水平的整體提升。建立暢通的政企溝通機制和平臺，切實了解企業困難，做好生態環境領域政策宣傳、普及。以污染防治攻堅戰實際需求為導向，引導開發適用技術，充分利用國家生態環境科技成果轉化綜合服務平臺，為企業開展成本低、效果優的技術服務工作，加強生態環境領域科研成果轉化應用。

第三，針對城市綠色創新的異質性問題，大力推進現代感知手段和大數據應用，提高生態環境監管水平。各城市相關部門應當根據實際情況，出臺推動城市實現綠色創新的政策組合，做到問題、時間、區域、對象、措施“五個精準”，避免“一刀切”，強化環保規制重點區域、重點行業、重點企業的跟蹤分析，強化地方各級生態環境保護議事協調機制作用，形成上下貫通、執行有力的工作體系。西部地區堅決不走“先污染后治理”的老路，科學探索能夠充分發揮地區優勢的高質量綠色發展之路。省會地區要發揮既有綠色創新優勢，進一步提高政治站位，自我要求、自我加壓，持續擴大綠色產業規模，提升綠色產業發展質量，持續加大對周邊區域的綠色創新外溢和帶動作用，為中國實現低碳綠色可持續發展提供強力支撐。