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(shù)據(jù)，構(gòu)建基于最優(yōu)權(quán)重矩陣的空間杜賓模型，分析了環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，并選取距地面10米風速作為工具變量進行穩(wěn)健性檢驗，以緩解測度誤差導致的內(nèi)生性問題。研究結(jié)果表明：黃河流域城市環(huán)境規(guī)制對本地綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著促進作用，環(huán)境規(guī)制強度每變動一個標準差，將引致綠色技術(shù)創(chuàng)新水平相對于均值變動約為20%;黃河流域城市綠色技術(shù)創(chuàng)新存在鄰地效應，即本地綠色技術(shù)創(chuàng)新會在城市間正向溢出;地方財政科學事業(yè)費支出在環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起正向調(diào)節(jié)作用，能夠有效彌補創(chuàng)新外部性，保證綠色專利供給。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;綠色技術(shù)創(chuàng)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(nèi)生產(chǎn)總值按不變價計算增長33.5倍，年均增長率實現(xiàn)9.5%，2019年國內(nèi)生產(chǎn)總值高達990 865億元。在經(jīng)濟迅速發(fā)展的同時，生態(tài)環(huán)境問題逐步顯現(xiàn)，《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》顯示，2018年全國地級市空氣質(zhì)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(fā)展進入新常態(tài)，生態(tài)效益成為衡量發(fā)展質(zhì)量的重要因素，黨的十八屆五中全會指出，必須堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，提出了“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念，在發(fā)展中提高環(huán)境規(guī)制強度成為必然趨勢。中國是世界上最大的發(fā)展中國家，區(qū)域差異較大，城市化和工業(yè)化進程仍未徹底完成，環(huán)境規(guī)制與發(fā)展必須進行權(quán)衡，而波特認為合理的環(huán)境規(guī)制會形成創(chuàng)新補償，而技術(shù)創(chuàng)新將提高社會生產(chǎn)效率，進而實現(xiàn)更高質(zhì)量的發(fā)展，因而探索環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系具有深刻的現(xiàn)實意義。

Braun和Wield[1]最早提出，綠色技術(shù)指減少環(huán)境污染、減少能源及原材料消耗的工藝或產(chǎn)品。為促進綠色技術(shù)發(fā)展而開展的有價值的創(chuàng)造性活動可稱之為綠色技術(shù)創(chuàng)新。與傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新相比，綠色技術(shù)創(chuàng)新具有無污染、低能耗、可循環(huán)和清潔化的限制性條件[2]。然而，由于綠色技術(shù)創(chuàng)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(shù)創(chuàng)新會出現(xiàn)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(shù)創(chuàng)新的溢出效應存在正外部性，企業(yè)高研發(fā)投入的創(chuàng)新收益也會使得其他企業(yè)受益，進一步降低企業(yè)創(chuàng)新積極性;二是指環(huán)境保護的外部性，由于環(huán)境污染治理產(chǎn)生的社會收益大于私人收益，私人部門缺乏承擔綠色技術(shù)創(chuàng)新成本的動力。此外，技術(shù)創(chuàng)新的方向可能存在路徑依賴，清潔技術(shù)存量會促進清潔技術(shù)創(chuàng)新活動，污染技術(shù)存量的效果也是如此[4]。因此，綠色技術(shù)創(chuàng)新很難通過市場自發(fā)形成，而環(huán)境規(guī)制成為彌補環(huán)境問題市場失靈的重要措施，對綠色技術(shù)創(chuàng)新起著重要作用。

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

目前國內(nèi)學者們多從實證層面檢驗環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)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(huán)境規(guī)制促進綠色技術(shù)創(chuàng)新。環(huán)境規(guī)制政策激勵企業(yè)為降低長期污染控制成本進行綠色技術(shù)開發(fā)[7]，通過申請專利鞏固甚至擴大市場份額，從而給企業(yè)帶來巨大的創(chuàng)新收益。張旭和王宇[8]通過構(gòu)建系統(tǒng)動力學模型進行實證研究，認為環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新有正向影響。二是環(huán)境規(guī)制抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。環(huán)境規(guī)制增加企業(yè)生產(chǎn)成本，縮減企業(yè)利潤，降低企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動力和資金投入，對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應。伍格致和游達明[9]基于省級數(shù)據(jù)的研究表明，環(huán)境規(guī)制在全國層面抑制技術(shù)創(chuàng)新，“弱”波特假說并不成立，“強”波特假說也不成立。三是環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)系。隨著時間從短期到長期和環(huán)境規(guī)制強度由弱變強，環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響將由抵消效應轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新補償效應。蔣伏心等[10]與張娟等[11]分別基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)和省際面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)先下降后提升的U型動態(tài)特征。鄺嫦娥和路江林[12]通過建立面板門檻模型研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)顯著的V型門檻特征。四是環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在不確定性。由于環(huán)境規(guī)制的類型和綠色技術(shù)創(chuàng)新的類型不同，環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在異質(zhì)性。郭進[13]的研究表明，收繳排污費和環(huán)境保護支出能有效促進綠色技術(shù)創(chuàng)新，而頒布地方性法規(guī)規(guī)章對綠色技術(shù)創(chuàng)新無顯著影響。彭星和李斌[14]的研究表明，命令控制型環(huán)境規(guī)制的非線性影響效應不存在，而經(jīng)濟激勵型環(huán)境規(guī)制和自愿意識型環(huán)境規(guī)制的增強均有利于提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。王鋒正和姜濤[15]選取資源型產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行研究，得出環(huán)境規(guī)制對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的影響不顯著，但對綠色工藝創(chuàng)新有顯著正向影響的結(jié)論。

由于環(huán)境規(guī)制競爭、空間集聚以及環(huán)境污染的擴散可能造成空間相關(guān)性和異質(zhì)性[16]，而在開放經(jīng)濟環(huán)境下，不同地區(qū)可以通過交流實現(xiàn)創(chuàng)新合作與資源共享[17]，各地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間依賴性不斷增強。基于空間不相關(guān)及均質(zhì)性的傳統(tǒng)計量分析可能會導致分析區(qū)域問題時出現(xiàn)偏誤，造成結(jié)果的不穩(wěn)定性，因而學者們開始納入空間因素考察環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。從環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應而言，有研究發(fā)現(xiàn)其替代作用超過其補償作用，相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制的增強對技術(shù)創(chuàng)新投入存在不利影響[18]。根據(jù)污染避難所效應，環(huán)境規(guī)制會導致污染產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移。在短期污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移會由于收入效應激勵承接地增加綠色技術(shù)創(chuàng)新投入，但長期會對承接地綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用[19]。從綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應而言，鄰近地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新和影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的誤差沖擊會對本地綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)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(shù)創(chuàng)新具有顯著的空間溢出效應，但環(huán)境規(guī)制強度對技術(shù)創(chuàng)新影響的結(jié)論并不一致。

在已有研究基礎上，本文將在以下方面進行創(chuàng)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(jīng)濟社會發(fā)展和生態(tài)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(quán)重矩陣進行檢驗比較選擇合適的空間權(quán)重矩陣，運用空間杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的空間溢出效應，以認識空間視角下環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用機制。三是運用工具變量解決內(nèi)生性偏誤，揭示環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新

雖然環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在極大的分歧，但多數(shù)研究認為二者之間存在正相關(guān)關(guān)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(jié)論源自Hicks[22]的引致創(chuàng)新假說，該理論以完全競爭要素市場假設為起點，刻畫了環(huán)境政策與理性企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，即生產(chǎn)要素的相對價格為生產(chǎn)者提供了創(chuàng)新所需的信號，并激勵生產(chǎn)者通過技術(shù)創(chuàng)新節(jié)約某種相對昂貴的投入要素。實證分析中，對于引致創(chuàng)新的檢驗更多地關(guān)注技術(shù)創(chuàng)新與影子價格的關(guān)系，由于環(huán)境投入品的影子價格無法測度，因而通常使用環(huán)境規(guī)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(fā)現(xiàn)，隨著時間的推移，污染治理支出與研發(fā)支出之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，在空氣污染的環(huán)境規(guī)制下，工業(yè)生產(chǎn)的能源成本快速上升，但生產(chǎn)率增長較快。

修正理論放松了新古典理論中理性企業(yè)的假設，認為企業(yè)追求的是滿意的決策而非最優(yōu)的行動。只要企業(yè)處于盈利狀態(tài)，就不會投入要素搜尋可能的盈利空間，而環(huán)境規(guī)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(yè)重新思考戰(zhàn)略決策，發(fā)現(xiàn)實際上對企業(yè)更有利的經(jīng)營方式。波特假說的存在性是現(xiàn)有研究重點關(guān)注的，相對于引致創(chuàng)新的經(jīng)驗分析，對波特假說的檢驗添加了更多的動態(tài)視角，并得出了大量的異質(zhì)結(jié)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(huán)境規(guī)制都可能因為執(zhí)行偏差無法獲得理想的效果。但更多經(jīng)驗研究表明[20-25]，設計合理且激勵得當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠帶來綠色技術(shù)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(yōu)化分析還是演化范式，都提出了環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)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(huán)境規(guī)制與本地綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)。

（二）綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應

根據(jù)熊彼特的創(chuàng)新觀點，一次成功的創(chuàng)新活動至少包含三個階段，第一階段是科學或技術(shù)上新產(chǎn)品或新生產(chǎn)方式的首次應用，稱為發(fā)明。當新產(chǎn)品或新工藝被商業(yè)化時，可以視為第二階段，即創(chuàng)新，發(fā)明可能成為專利，但多數(shù)情況下，發(fā)明很難過渡到創(chuàng)新。第三個階段是擴散，該階段中通過企業(yè)或個人的應用，一項成功的創(chuàng)新將被廣泛地使用。熊彼特的現(xiàn)代創(chuàng)新理論為技術(shù)外溢提供了良好的理論基礎。在微觀層面，技術(shù)創(chuàng)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(shù)擴散的良好近似。但在宏觀層面，環(huán)境規(guī)制引致的綠色創(chuàng)新技術(shù)可能是由于空間鄰近或經(jīng)濟特征的近似性向鄰近地區(qū)傳播，林春艷等[25]也從實證角度證明了環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)進步“本地—鄰地”效應的存在性?；诖?，筆者提出如下假設：

H2：環(huán)境規(guī)制引致的綠色技術(shù)創(chuàng)新存在空間溢出效應。

（三）環(huán)境規(guī)制影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的實現(xiàn)路徑

環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響路徑可以分為兩條：第一條路徑關(guān)注環(huán)境規(guī)制帶來的遵循成本，即實施環(huán)境規(guī)制必然導致治理成本提高，擠占其他要素投入的數(shù)量。Gray和Shadbegian[26]發(fā)現(xiàn)，美國的法律規(guī)制導致治理污染投資幾乎完全擠占了紙漿和造紙業(yè)的生產(chǎn)性投資，童健等[27]在行業(yè)層面研究了環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新和工業(yè)轉(zhuǎn)型的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制可能通過扭曲要素投入影響工業(yè)轉(zhuǎn)型，二者存在J型曲線關(guān)系。第二條路徑關(guān)注以環(huán)境規(guī)制為代表的外生沖擊對綠色技術(shù)創(chuàng)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(shù)創(chuàng)新的不確定性，也能夠通過財政支出影響技術(shù)市場;另一方面，可以通過建立專利制度、雇傭關(guān)系、反托拉斯或其他競爭政策的制度環(huán)境來影響公司在多大程度上成功地把研究經(jīng)費用于自己的研究。根據(jù)蔣伏心等[10]，外商直接投資、企業(yè)規(guī)模、人力資本和企業(yè)收益都是環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的中介變量。

本文對現(xiàn)實路徑的討論很大程度上依賴雙重外部性的環(huán)境經(jīng)濟理論，該理論認為環(huán)境規(guī)制在多數(shù)情況下能夠?qū)崿F(xiàn)污染外部性的內(nèi)部化，而對于創(chuàng)新活動的外部性，一般的環(huán)境規(guī)制則無能為力。企業(yè)為應對環(huán)境規(guī)制而實施的創(chuàng)新活動本質(zhì)上也是一種最大化行為，但創(chuàng)新本身是一種期望回報波動很大的活動，并且創(chuàng)新的結(jié)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(jié)合，將使得創(chuàng)新活動的社會效益無法得到彌補。此時即使存在環(huán)境規(guī)制，經(jīng)濟主體往往也不愿意參與創(chuàng)新活動。為彌補這種外部性，政府應當使用公共部門研發(fā)或創(chuàng)新補貼的形式，消除創(chuàng)新活動的外部性，使得綠色技術(shù)創(chuàng)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(yè)費支出在環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設計

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平（GTP），具體采用綠色專利數(shù)量衡量?，F(xiàn)有的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，綠色專利數(shù)量包括授權(quán)量和申請量兩類統(tǒng)計數(shù)據(jù)，雖然林春艷等[25]傾向于采用綠色專利授權(quán)總量作為綠色技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，但考慮到環(huán)境規(guī)制能夠激勵大規(guī)模的專利研發(fā)行為，因而本文采用綠色專利申請總量而非綠色專利授權(quán)總量來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。綠色專利申請總量能夠提供更多關(guān)于引致創(chuàng)新的實際信息，如果采用綠色專利授權(quán)總量，可能低估環(huán)境規(guī)制的實際效果。

2.解釋變量

本文解釋變量為環(huán)境規(guī)制強度（ERS），具體采用各項環(huán)境特征的綜合指標衡量。現(xiàn)有研究中，環(huán)境規(guī)制強度的衡量方法很多：一類是以環(huán)境治理投資完成額為基礎進行衡量，由于城市層面的數(shù)據(jù)中環(huán)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(jiān)督數(shù)量進行衡量，主要應用集中于省級層面，也與現(xiàn)有數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)不符。根據(jù)張成等[29]針對環(huán)境規(guī)制強度的綜述，基于污染排放量測度的環(huán)境規(guī)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(nèi)各項環(huán)境污染物進行加權(quán)，構(gòu)造環(huán)境規(guī)制強度的綜合指標，使用的指標包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)i的比重和指標j的熵值，其中熵值由指標權(quán)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(quán)重wi=（1-ei）/∑5i=1（1-ei），并加權(quán)為環(huán)境規(guī)制強度ERSj=∑5i=1wipij。

3.調(diào)節(jié)變量

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

4.控制變量

為盡可能避免遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，借鑒董直慶和王輝[19]，引入如下控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）采用當期生產(chǎn)總值衡量;經(jīng)濟結(jié)構(gòu)（IS）采用第三產(chǎn)業(yè)占比衡量;金融規(guī)模（FIN）采用年末金融機構(gòu)各項貸款余額衡量;工業(yè)水平（TVI）采用限額以上工業(yè)總產(chǎn)值衡量;資本投入（FA）采用固定資產(chǎn)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(guī)模（POP）采用年末總?cè)丝诤饬?人力資本水平（EDU）采用第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)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(shù)據(jù)進行研究。被解釋變量通過世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）發(fā)布的綠色專利清單確定綠色專利代碼，并通過國家專利產(chǎn)權(quán)局檢索獲取各城市綠色專利申請總量。其余變量數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和《中國城市統(tǒng)計年鑒》，部分年份數(shù)據(jù)缺失，使用平均增長法補齊，并在1%和99%分位數(shù)上進行縮尾處理，以克服離群值的影響。

（二）模型構(gòu)建

為了研究環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文構(gòu)建計量模型如下：

為了進一步研究綠色技術(shù)創(chuàng)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(gòu)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(shù)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(quán)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(shù)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(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新相互影響程度的參數(shù);W表示基于單位對角矩陣構(gòu)建的空間權(quán)重矩陣;WGTPit表示綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的空間滯后項;WERSit表示環(huán)境規(guī)制強度的空間滯后項;WFRDit表示地方財政科學事業(yè)費支出的空間滯后項;ERSit×FRDit表示環(huán)境規(guī)制強度與地方財政科學事業(yè)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(shù)顯著為正時，說明財政科學支出有正向調(diào)節(jié)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(xiàn)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(tǒng)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(jié)果拒絕了原假設（數(shù)據(jù)存在單位根過程），則說明各項指標是平穩(wěn)的。結(jié)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(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

（三）空間權(quán)重矩陣與空間計量模型遴選

1.空間權(quán)重矩陣遴選

空間權(quán)重矩陣的選擇直接決定了空間模型設定的合理性，現(xiàn)有研究中關(guān)于空間權(quán)重矩陣的選擇方法主要分為三類：第一類是以空間鄰近關(guān)系為基礎的權(quán)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(jīng)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(jīng)濟數(shù)據(jù)與經(jīng)緯度相結(jié)合，反映樣本間的經(jīng)濟距離。上述幾種方法并未提供空間權(quán)重矩陣設定合理性的標準，本文以結(jié)構(gòu)匹配性和有效相關(guān)性為原則，根據(jù)均值匹配的行列數(shù)量、空間權(quán)重矩陣和研究對象的相關(guān)系數(shù)大小，選擇相對合理的空間權(quán)重矩陣。

應用上述方法，根據(jù)一般經(jīng)驗設定六個待檢驗的空間權(quán)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(jīng)濟距離矩陣。此外，綠色技術(shù)創(chuàng)新還可能與第三產(chǎn)業(yè)占比、城市研發(fā)人員參與數(shù)有關(guān)，因而設定W5和W6分別表示基于第三產(chǎn)業(yè)占比的空間經(jīng)濟距離矩陣和空間技術(shù)距離矩陣。根據(jù)六種空間權(quán)重矩陣對應的相關(guān)系數(shù)、t值和臨界值，通過相關(guān)系數(shù)的大小和顯著性遴選相對合理的權(quán)重矩陣。結(jié)果顯示，六類空間權(quán)重矩陣的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平下顯著，其中空間技術(shù)距離矩陣（W6）的相關(guān)系數(shù)最高，約為0.159?？臻gk階鄰近矩陣和基于GDP的空間經(jīng)濟距離矩陣的相關(guān)系數(shù)略低于空間技術(shù)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(jié)果的穩(wěn)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(shù)似然值，使用LR統(tǒng)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(shù)似然值分別為-1 188.583、-1 178.324、-1 151.219和-1 037.299。根據(jù)四個模型的對數(shù)似然值分別構(gòu)建LR統(tǒng)計量，即可遴選出最優(yōu)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(tǒng)計量分別為LRFE→SAR=74.728，LRFE→SEM=20.518，排除非空間模型，并且根據(jù)LR統(tǒng)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(tǒng)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(yōu)模型。

四、回歸結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果與分析

本文使用三類相關(guān)性最高的空間權(quán)重矩陣和空間杜賓模型檢驗黃河流域環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平有顯著正向影響。在三個模型中，環(huán)境規(guī)制強度的回歸系數(shù)分別為3.537、3.352和3.469，且均在1%的水平下顯著，表示環(huán)境規(guī)制強度每變動一個標準差，將引致綠色技術(shù)創(chuàng)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(huán)境規(guī)制的邊際效應遠大于預期效果，但由于環(huán)境規(guī)制是一個系統(tǒng)性工作，環(huán)境規(guī)制強度的測度也是一類指標的加權(quán)平均，因而一單位環(huán)境規(guī)制強度變化所需的投入規(guī)模必然處于較高水平，由此引致大量的綠色技術(shù)創(chuàng)新也較為合理，H1得到驗證。

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

在傳導機制方面，環(huán)境規(guī)制強度與地方財政科學事業(yè)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(yè)費支出在環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起正向調(diào)節(jié)效應。

經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和人口規(guī)模對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平有顯著負向影響，其原因可能在于第三產(chǎn)業(yè)和人口因素受環(huán)境規(guī)制的沖擊較小，無法促進綠色技術(shù)的創(chuàng)新行為。金融規(guī)模和人力資本水平對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平有顯著正向影響，因為金融貸款規(guī)模和高素質(zhì)人才能夠緩解融資約束，彌補人才空缺，為技術(shù)研發(fā)提供有利條件。

綜上所述，在不同空間權(quán)重矩陣下各變量的回歸系數(shù)總體穩(wěn)健，解釋變量和空間自相關(guān)系數(shù)的估計結(jié)果和顯著性未發(fā)生明顯變化，且經(jīng)濟含義相對穩(wěn)定。雖然部分控制變量及變量空間滯后項的回歸系數(shù)不顯著，但并不影響本文的主要結(jié)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(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，直接效應的分解結(jié)果與表2基本相同，環(huán)境規(guī)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(guān)注的是，間接效應中環(huán)境規(guī)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(guān)系中，特定地區(qū)的環(huán)境規(guī)制可能會擠出污染主體，而周圍城市對污染產(chǎn)業(yè)的承接可能對導致其自身偏離綠色技術(shù)創(chuàng)新的方向，抑制綠色技術(shù)創(chuàng)新。

（二）穩(wěn)健性檢驗

就內(nèi)生性的存在性而言，模型中已經(jīng)控制了多數(shù)關(guān)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(huán)境規(guī)制強度和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平也不存在明顯的雙向關(guān)系，因而聯(lián)立方程偏誤也可能不存在。但由于環(huán)境規(guī)制強度的刻畫方式是綜合測度，其加權(quán)過程可能導致測度誤差，低估環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)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(jié)論，一方面，測度誤差導致的衰減偏誤往往可以視為參數(shù)估計的下界;另一方面，可以使用工具變量解決內(nèi)生性問題。

有關(guān)環(huán)境規(guī)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(shù)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(nèi)生性問題在空間計量模型中的應用僅僅局限于截面數(shù)據(jù)，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(huán)境規(guī)制強度對工具變量做回歸，再使用環(huán)境規(guī)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(huán)境規(guī)制強度的相關(guān)系數(shù)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(shù)，這樣做的優(yōu)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(tài)效果，其劣勢在于無法獲得空間自相關(guān)系數(shù)的估計。G2SLS估計結(jié)果顯示，限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未在正文列出，留存?zhèn)渌?。工具變量與環(huán)境規(guī)制強度顯著負相關(guān)，風速越高，區(qū)域內(nèi)污染物的橫向擴散能力越強，該區(qū)域受到的環(huán)境規(guī)制強度越小。二階段截面回歸中，除2007年外，其余三年環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平存在顯著促進作用，并且2016年回歸系數(shù)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(shù)在后兩年的估計中顯著，說明地方財政科學事業(yè)費支出的調(diào)節(jié)效果存在動態(tài)效應。

五、研究結(jié)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(shù)據(jù)，構(gòu)建基于最優(yōu)權(quán)重矩陣的空間杜賓模型，分析了環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，研究結(jié)果表明：黃河流域城市環(huán)境規(guī)制對本地綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著促進作用，環(huán)境規(guī)制強度每單位標準差的變動引發(fā)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平變動幅度約為20%;黃河流域城市綠色技術(shù)創(chuàng)新存在鄰地效應，即本地綠色技術(shù)創(chuàng)新會在城市間正向溢出;地方財政科學事業(yè)費支出在環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間起正向調(diào)節(jié)作用，能夠有效彌補創(chuàng)新外部性，保證綠色專利供給。

基于上述研究結(jié)論，筆者結(jié)合黃河流域城市發(fā)展特征提出以下政策建議：

首先，合理提高環(huán)境規(guī)制強度。黃河流域礦產(chǎn)資源豐富但生態(tài)環(huán)境脆弱，要發(fā)揮政府職能，提高環(huán)境規(guī)制強度：一方面，推動高污染企業(yè)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(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新。與此同時，提高環(huán)境規(guī)制強度必須要在合理的范圍內(nèi)循序漸進地推進，要充分考慮地區(qū)發(fā)展階段和發(fā)展特征，避免環(huán)境規(guī)制強度過高和過低的不良影響;充分發(fā)揮生態(tài)補償機制的調(diào)控作用，建立環(huán)境規(guī)制的動態(tài)機制，引導資源向創(chuàng)新能力較強、生產(chǎn)效率較高的區(qū)域集聚，建立環(huán)境規(guī)制交易平臺和排放權(quán)交易制度，加快綠色技術(shù)創(chuàng)新。

其次，采取靈活的環(huán)境規(guī)制措施。黃河流域不同城市發(fā)展差異明顯，因而環(huán)境規(guī)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(yè)，做好基礎信息的調(diào)研工作，在實施過程中建立政策效果反饋機制;環(huán)境規(guī)制措施的制定要做到因地制宜、分類施策，針對不同地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)要制定不同的環(huán)境規(guī)制措施，尤其是針對中小企業(yè)、污染物單獨處理難度大的產(chǎn)業(yè)可以實施政府統(tǒng)一處理、企業(yè)繳納相應費用的方式;環(huán)境規(guī)制措施制定時要充分考慮產(chǎn)業(yè)鏈的傳導作用，構(gòu)建環(huán)境規(guī)制體系，通過對產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)鍵環(huán)節(jié)施加影響，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新能力發(fā)展的聯(lián)動;逐步增加環(huán)境規(guī)制中的激勵型措施，通過稅收返還和研發(fā)經(jīng)費專項補貼等方式引導企業(yè)正確對待環(huán)境規(guī)制，提高研發(fā)水平和創(chuàng)新能力。

再次，環(huán)境規(guī)制要統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，發(fā)揮重點城市帶動作用。黃河流域城市環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響中具有顯著的空間溢出效應，因而制定環(huán)境規(guī)制措施要統(tǒng)籌規(guī)劃，完善不同地級市的協(xié)同治理機制，構(gòu)建跨省城市環(huán)境規(guī)制交流平臺，聯(lián)防聯(lián)控，在資金和技術(shù)等生產(chǎn)要素方面加強協(xié)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(fā)揮市場的配置作用、社會的監(jiān)督作用和產(chǎn)業(yè)鏈的聯(lián)動作用，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)打破行政區(qū)域壁壘，構(gòu)建跨區(qū)域，政府、社會組織和企業(yè)多方參與的環(huán)境協(xié)調(diào)治理體系;突出黃河的紐帶作用，建立跨區(qū)域的橫向生態(tài)補償制度，充分利用黃河流域不同地區(qū)的技術(shù)優(yōu)勢，協(xié)同創(chuàng)新，充分發(fā)揮綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較高城市的空間擴散作用，綠色技術(shù)創(chuàng)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(huán)境規(guī)制措施制定和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升的相關(guān)經(jīng)驗，實現(xiàn)區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的整體提升。

最后，持續(xù)增加地方財政科學事業(yè)費支出，提高資金使用效率。地方財政科學事業(yè)費支出能夠顯著提高環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)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(xù)增加地方科技投入，引導綠色技術(shù)創(chuàng)新趨勢，加快綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)、新能源技術(shù)和綠色生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)進程，積極引進相關(guān)人才，為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新提供智力支撐;提高資金使用效率，制定經(jīng)費投入計劃，對重點研究方向和高端人才進行點對點經(jīng)費支持，充分發(fā)揮高校和科研院所的科研優(yōu)勢，推動校企合作，打通投入、創(chuàng)新、轉(zhuǎn)化的壁壘;降低企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)成本，不同城市要契合發(fā)展特征出臺相應政策對綠色技術(shù)創(chuàng)新實施財政補貼、銀行無息貸款和稅費減免等優(yōu)惠政策，加強對技術(shù)專利的保護力度，鼓勵合理技術(shù)交流，嚴厲打擊侵權(quán)行為，提高技術(shù)創(chuàng)新效益;發(fā)揮空間溢出效應，加強鄰近區(qū)域技術(shù)交流，形成某類技術(shù)創(chuàng)新高地，提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。

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（責任編輯：孫 艷）