張文卿，陳宇科

（1. 重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044；2. 重慶師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶 401331）

自改革開放以來(lái)，我國(guó)總量GDP和人均產(chǎn)出長(zhǎng)期保持高速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)成就令世界矚目。但長(zhǎng)久以來(lái)的粗放式發(fā)展導(dǎo)致了自然資源過度消耗和生態(tài)環(huán)境不斷惡化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資源與環(huán)境制約不斷突出，嚴(yán)重阻礙了我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和社會(huì)可持續(xù)發(fā)展。鑒于此，我國(guó)積極探尋“經(jīng)濟(jì)—環(huán)境”共贏發(fā)展道路：從“兩山論”被寫入黨的十九大報(bào)告到2020年《政府工作報(bào)告》關(guān)于“生態(tài)保護(hù)、發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)與區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略相結(jié)合”的工作部署，充分體現(xiàn)了“綠色發(fā)展”從理念到布局的有利轉(zhuǎn)變。在這一背景下，越來(lái)越多的企業(yè)開始積極嘗試通過綠色技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和清潔生產(chǎn)。綠色技術(shù)創(chuàng)新將帶來(lái)技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境保護(hù)“雙重收益”，從而突破“經(jīng)濟(jì)—環(huán)境”壓力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與生態(tài)的協(xié)同發(fā)展。因此，如何有效激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的“雙贏”，已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界與決策層關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

環(huán)境規(guī)制政策與研發(fā)補(bǔ)貼政策是政府激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的常用手段。根據(jù)“波特假說”[1]，適當(dāng)強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制會(huì)提升企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿，在降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本的同時(shí)解決環(huán)境污染問題；而研發(fā)補(bǔ)貼被認(rèn)為是最直接、政策時(shí)滯最短、具有較強(qiáng)可控性的創(chuàng)新激勵(lì)手段[2]。但在政策執(zhí)行層面，基于不同政策工具的環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新投入的影響機(jī)制存在較大差異，從而產(chǎn)生不同的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效果；同時(shí)，研發(fā)補(bǔ)貼政策“在何種條件下”“通過何種路徑”正面影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，目前仍是學(xué)術(shù)界爭(zhēng)論的焦點(diǎn)，這加大了政府在實(shí)踐中把控研發(fā)補(bǔ)貼政策執(zhí)行與監(jiān)管強(qiáng)度的難度；另外，由于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有“雙重外部性”特征（環(huán)境污染的負(fù)外部性與技術(shù)溢出的正外部性）[3]，政府通常將環(huán)境規(guī)制政策與研發(fā)補(bǔ)貼政策搭配使用，最大程度削弱其外部性，但這也加大了兩類政策績(jī)效的不確定性。因此，為保證政策效率，推動(dòng)企業(yè)綠色創(chuàng)新逼近社會(huì)最優(yōu)水平，需要探討的問題包括：環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在怎樣的直接影響？在綠色創(chuàng)新激勵(lì)方面，各類環(huán)境規(guī)制工具與研發(fā)補(bǔ)貼間是否存在互動(dòng)關(guān)系？若存在，如何利用這種互動(dòng)關(guān)系構(gòu)建有效的綠色創(chuàng)新激勵(lì)政策體系？本文對(duì)于上述問題展開了有益探討，以期為有關(guān)政策的制定提供理論支撐以及決策依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述

環(huán)境規(guī)制通過規(guī)范企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為，影響企業(yè)綠色創(chuàng)新投資傾向，其核心理論依據(jù)為“波特假說”。已有大量文獻(xiàn)對(duì)“波特假說”的客觀性與適用性進(jìn)行檢驗(yàn)，相關(guān)研究結(jié)果可被大致總結(jié)為三類。（1）“波特假說”成立，即環(huán)境規(guī)制可以有效促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新[4-6]。（2）“波特假說”不成立，即環(huán)境規(guī)制阻礙技術(shù)創(chuàng)新[7]或環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間無(wú)顯著聯(lián)系[8-9]。（3）“波特假說”在一定條件下成立，即環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響是非線性的，部分研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新間呈“U”型[10]、倒“U”型[11]、多門檻等關(guān)系[12]。

針對(duì)既有研究結(jié)論間差異較大的現(xiàn)實(shí)，近年來(lái)越來(lái)越多的研究將環(huán)境規(guī)制進(jìn)行細(xì)分，考察并對(duì)比命令型、經(jīng)濟(jì)型、非正式型等多種環(huán)境規(guī)制工具的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效果，并在部分領(lǐng)域達(dá)成共識(shí)：從長(zhǎng)期來(lái)看，市場(chǎng)型、非正式型、命令型環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新激勵(lì)效果依次下降[13-14]； 不同環(huán)境規(guī)制工具對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在空間異質(zhì)性[15-16]；隨著信息獲取成本的降低、公眾環(huán)保意識(shí)的增強(qiáng)，信息披露、公眾參與等非正式規(guī)制“軟手段”對(duì)綠色創(chuàng)新的影響正在變得越來(lái)越明顯[17-18]。但與此同時(shí)，相關(guān)研究在諸多方面仍無(wú)法得到統(tǒng)一的結(jié)論。例如郭進(jìn)[19]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)內(nèi)陸地區(qū)綠色R&D投入具有顯著的促進(jìn)作用，而葉琴等[20]通過實(shí)證分析得到了相反的結(jié)論；閆瑩等[21]采用SBM-ML指數(shù)法和面板門檻模型研究發(fā)現(xiàn)，公眾自愿型環(huán)境規(guī)制與我國(guó)工業(yè)企業(yè)綠色發(fā)展間呈倒“U”型關(guān)系，而游達(dá)明和蔣瑞琛[22]發(fā)現(xiàn)公眾參與對(duì)創(chuàng)新發(fā)展表現(xiàn)出明顯的抑制作用。

關(guān)于政府研發(fā)補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，學(xué)術(shù)界存在兩種相反的觀點(diǎn)。（1）“擠入效應(yīng)”主導(dǎo)論者認(rèn)為，政府的研發(fā)補(bǔ)貼能夠在一定程度上削弱研發(fā)活動(dòng)的外部性與成本不確定性，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新意愿，推動(dòng)企業(yè)實(shí)施更有效的創(chuàng)新策略。如Lee & Cin[23]利用韓國(guó)相關(guān)行業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)效應(yīng)是其正面影響企業(yè)創(chuàng)新投入的主要因素；陳永泰等[24]認(rèn)為企業(yè)利用高額研發(fā)補(bǔ)貼所獲取的信息租金是創(chuàng)新投入增長(zhǎng)的源泉。（2）“擠出效應(yīng)”主導(dǎo)論者認(rèn)為，研發(fā)補(bǔ)貼的正向效應(yīng)普遍被高估，有時(shí)研發(fā)補(bǔ)貼甚至?xí)种苿?chuàng)新投入。首先，研發(fā)補(bǔ)貼具有選擇性，這為企業(yè)提供了尋租空間，增加了政府補(bǔ)貼政策逆向選擇的概率[25-26]；其次，研發(fā)補(bǔ)貼會(huì)擠出私人投資，如果政府盲目補(bǔ)貼企業(yè)計(jì)劃投資項(xiàng)目會(huì)使創(chuàng)新活動(dòng)缺乏效率，進(jìn)而抑制企業(yè)的研發(fā)與創(chuàng)新欲望[27-28]。

為更客觀地評(píng)價(jià)研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新投入的關(guān)系，探討其他科技、產(chǎn)業(yè)、財(cái)稅政策對(duì)研發(fā)補(bǔ)貼政策創(chuàng)新激勵(lì)效果的影響已成為該領(lǐng)域研究的重要思路。由于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有“雙重外部性”特征，部分研究認(rèn)為將環(huán)境規(guī)制納入研究模型，探討如何綜合利用規(guī)制類政策與補(bǔ)貼類政策，實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度的互補(bǔ)與耦合，應(yīng)當(dāng)是促進(jìn)綠色創(chuàng)新激勵(lì)體系合理構(gòu)建、有效運(yùn)行的關(guān)鍵[29]。例如，何小鋼[3]發(fā)現(xiàn)研發(fā)支持政策與環(huán)境規(guī)制政策存在顯著的互動(dòng)效應(yīng)；郭捷和楊立成[30]發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制的耦合有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新；于克信等[31]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新補(bǔ)助負(fù)向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，而非創(chuàng)新補(bǔ)助起到正向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，現(xiàn)有的研究在以下方面存在不足且有待深入：其一，關(guān)于環(huán)境規(guī)制工具對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響，相關(guān)研究結(jié)論存在分歧。其二，就本文研究所及，目前極少有研究對(duì)各類環(huán)境規(guī)制工具進(jìn)行獨(dú)立考察，詳細(xì)討論各類環(huán)境規(guī)制工具與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)合影響。

本文在梳理環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的理論機(jī)理的基礎(chǔ)上，以2008—2018年中國(guó)工業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，利用層次回歸分析法實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響與聯(lián)合影響；通過綜合分析這兩類影響及其空間異質(zhì)性，以期部分彌合現(xiàn)有研究間的分歧，為推進(jìn)我國(guó)綠色創(chuàng)新與綠色發(fā)展提供政策參考。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 環(huán)境規(guī)制工具的直接影響

按政策執(zhí)行工具分類，正式的環(huán)境規(guī)制通?？梢员环譃橹苯庸苤菩鸵?guī)制和經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制[32]。直接管制型規(guī)制主要通過制定法律法規(guī)、排放限額等剛性的管控措施對(duì)企業(yè)的環(huán)境破壞行為形成控制，它直接增加了企業(yè)的污染治理成本。通常認(rèn)為：（1）在短期內(nèi)，直接管制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的沖擊更強(qiáng)，可能導(dǎo)致企業(yè)“遵循成本”過高，這往往使其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的抑制效應(yīng)超過正向激勵(lì)效應(yīng)，使企業(yè)投資期限結(jié)構(gòu)呈短期化偏向，不利于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入增長(zhǎng)[33]。（2）從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，直接管制能否引導(dǎo)企業(yè)實(shí)現(xiàn)“創(chuàng)新補(bǔ)償”，一方面決定于管制強(qiáng)度與管制執(zhí)行成本的匹配程度，例如當(dāng)企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較弱、戰(zhàn)略調(diào)整靈活、政治關(guān)聯(lián)較強(qiáng)時(shí)，管制執(zhí)行成本較低，高強(qiáng)度的直接管制才更可能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；另一方面取決于企業(yè)對(duì)環(huán)境管制強(qiáng)度的預(yù)期[34-35]。

經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制在對(duì)能源或排污權(quán)定價(jià)的基礎(chǔ)上，通過稅收、交易、信貸等市場(chǎng)信號(hào)來(lái)影響企業(yè)決策，它改變了企業(yè)能源或排污權(quán)的使用成本。在刺激綠色創(chuàng)新方面，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)工具所特有的影響路徑如下：（1）分?jǐn)偔h(huán)境成本。不同于直接管制，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)通過要素價(jià)格變動(dòng)反映環(huán)保要求，企業(yè)有權(quán)根據(jù)財(cái)務(wù)狀況漸進(jìn)式改善環(huán)境治理能力，這相當(dāng)于將環(huán)境成本攤銷至各營(yíng)業(yè)期內(nèi)，在減輕企業(yè)短期財(cái)務(wù)壓力的同時(shí)也降低了創(chuàng)新活動(dòng)的不確定性，減弱企業(yè)投資短期化偏向，有效激勵(lì)企業(yè)自發(fā)地增加綠色創(chuàng)新投入[33,36]。（2）替代擴(kuò)張性投資。在累進(jìn)稅下，隨著企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大、所消耗能源量的增加，成本上漲幅度將不斷增大。因而在經(jīng)濟(jì)激勵(lì)工具下，為降低營(yíng)業(yè)成本，企業(yè)將傾向于技術(shù)改良投資、尋求生產(chǎn)技術(shù)革新，同時(shí)減緩生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張。

結(jié)合我國(guó)國(guó)情做具體分析：（1）黨的十八大后“史上最嚴(yán)格”生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度已經(jīng)開始實(shí)行，這意味著盲目依賴行政命令約束企業(yè)行為、倒逼企業(yè)發(fā)展綠色技術(shù)的做法，在短期內(nèi)無(wú)法激勵(lì)創(chuàng)新；但從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，這為企業(yè)釋放了環(huán)境管制將日趨嚴(yán)厲的信號(hào)，企業(yè)可能會(huì)減少末端治理投入，轉(zhuǎn)而增加綠色創(chuàng)新投入以獲取長(zhǎng)遠(yuǎn)的潛在收益。（2）近年來(lái)我國(guó)市場(chǎng)效率整體提高，其地區(qū)間差距也持續(xù)縮小。市場(chǎng)機(jī)制的完善程度越高、企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，直接管制工具的成本就越高、效率越低；而在較為完善的市場(chǎng)中，能源與排污權(quán)等要素的價(jià)格公允且富有彈性，“排污權(quán)交易”更容易達(dá)成、環(huán)保稅費(fèi)的征收更加透明，因而經(jīng)濟(jì)激勵(lì)工具能夠更有效地促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

H1a：直接管制型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響。

H1b：直接激勵(lì)型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)向影響。

H2：經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響。

2.2 研發(fā)補(bǔ)貼的直接影響

研發(fā)補(bǔ)貼通過降低企業(yè)創(chuàng)新成本和不確定性，部分彌補(bǔ)創(chuàng)新活動(dòng)知識(shí)溢出的正外部性，從而推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。具體而言：（1）從企業(yè)自身角度看，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)依賴大量的資源積累，具有長(zhǎng)期性、風(fēng)險(xiǎn)性特征。研發(fā)補(bǔ)貼政策以其金額穩(wěn)定、政策持續(xù)性強(qiáng)的特點(diǎn)，大幅降低了研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，保持其R&D經(jīng)費(fèi)投入意愿[37]。（2）從政企關(guān)系角度看，研發(fā)補(bǔ)貼可被看作是政府部門支持企業(yè)創(chuàng)新的承諾，代表企業(yè)擁有了“隱性政治關(guān)聯(lián)”。企業(yè)不能憑借其直接獲得經(jīng)濟(jì)利益，但這種政企之間的弱聯(lián)結(jié)關(guān)系可以為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供融資便利和決策有用信息[37]。簡(jiǎn)言之，研發(fā)補(bǔ)貼通過強(qiáng)化企業(yè)的“引資”和“引智”能力，使其保持創(chuàng)新投資意愿。（3）從產(chǎn)業(yè)發(fā)展角度看，補(bǔ)貼特定產(chǎn)業(yè)的研發(fā)活動(dòng)，能夠調(diào)動(dòng)產(chǎn)業(yè)整體及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新積極性，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新活動(dòng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)[30]。此時(shí)，不具壟斷地位的企業(yè)只能順應(yīng)這種“外在經(jīng)濟(jì)”，通過不斷尋求創(chuàng)新資源、加大研發(fā)投入力度以維持自身的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H3：研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響。

2.3 環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼的聯(lián)合影響

整合上述理論，可以對(duì)環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)合影響提出假設(shè)。

探討直接管制型規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)合影響。（1）不同于稅收減免等手段，研發(fā)補(bǔ)貼能使企業(yè)在短期內(nèi)獲得流動(dòng)性較強(qiáng)的資產(chǎn)，這能夠直接補(bǔ)償政府管制所帶來(lái)的污染治理成本，減小管制對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)所造成的沖擊，削弱“遵循成本”效應(yīng)對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入的抑制作用。（2）研發(fā)補(bǔ)貼為企業(yè)所帶來(lái)的“隱性政治關(guān)聯(lián)”對(duì)傳統(tǒng)的政治關(guān)聯(lián)（如聘用具有政府任職經(jīng)歷者作為企業(yè)高管、支持本企業(yè)人員當(dāng)選為政治人物等）具有替代作用。因而高強(qiáng)度的研發(fā)補(bǔ)貼一方面使管制執(zhí)行成本維持在較低水平；另一方面通過削弱傳統(tǒng)的政治關(guān)聯(lián)減少了企業(yè)尋租成本對(duì)研發(fā)投入的擠占[38]，進(jìn)而降低了企業(yè)因環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)過于嚴(yán)苛而放棄技術(shù)創(chuàng)新，轉(zhuǎn)而選擇末端治理行為或?qū)ぷ饣顒?dòng)的概率。綜上，高強(qiáng)度的研發(fā)補(bǔ)貼能有效促進(jìn)直接管制型環(huán)境規(guī)制的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H4：研發(fā)補(bǔ)貼正向調(diào)節(jié)直接管制型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

探討經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)合影響。（1）適宜的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制能夠分?jǐn)偲髽I(yè)的環(huán)境治理成本，部分降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，弱化短期投資傾向，促使企業(yè)提高對(duì)研發(fā)資源與決策信息的需求；而高額的研發(fā)補(bǔ)貼則通過加強(qiáng)企業(yè)的“引資”和“引智”能力，滿足了企業(yè)提高對(duì)研發(fā)資源與決策信息的需求，這反過來(lái)又進(jìn)一步降低了創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。（2）適宜的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)化了創(chuàng)新投資對(duì)擴(kuò)張性投資的替代作用，非創(chuàng)新部門規(guī)模擴(kuò)張速度減慢有利于維持研發(fā)補(bǔ)貼帶來(lái)的研發(fā)活動(dòng)的“外在經(jīng)濟(jì)”；而研發(fā)活動(dòng)“外在經(jīng)濟(jì)”的深化又反過來(lái)強(qiáng)化了創(chuàng)新投資對(duì)擴(kuò)張性投資的替代作用。綜上，激勵(lì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新方面，研發(fā)補(bǔ)貼與經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制互為正向調(diào)節(jié)變量?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H5：研發(fā)補(bǔ)貼與經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在正向交互效應(yīng)。

文章的理論機(jī)理與研究假設(shè)框架如圖1所示。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說明

本文以2008—2018年中國(guó)工業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行分析，樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。各變量具體構(gòu)造方式如下。

3.1.1 被解釋變量

綠色技術(shù)創(chuàng)新（GI）。參考王鋒正和陳方圓[39]的處理方法，用地區(qū)工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與能源消耗總量之比衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新。該指標(biāo)側(cè)重于反映綠色技術(shù)創(chuàng)新投入水平，與新產(chǎn)品單位能耗[40]等反映技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的指標(biāo)相比，更符合本文的研究邏輯。

3.1.2 解釋變量

（1）直接管制型環(huán)境規(guī)制（GR）：參考徐建中和王曼曼[41]的處理方法，選用各地區(qū)工業(yè)廢水、廢氣和固體廢物產(chǎn)生量來(lái)綜合測(cè)算污染物排放強(qiáng)度，以此代表直接管制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

具體而言，首先，取得地區(qū)i第t期第m種污染物的排放量Pitm，并計(jì)算Pitm與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)出之比，得到該污染物的排放強(qiáng)度（）。求地區(qū)i第t期第m種污染物相對(duì)排放強(qiáng)度（），將地區(qū)排污水平標(biāo)準(zhǔn)化：

進(jìn)而，假設(shè)單位強(qiáng)度的廢水、廢氣、固體廢物排放將帶來(lái)相同的環(huán)境成本，對(duì)三種污染物相對(duì)排放強(qiáng)度進(jìn)行簡(jiǎn)單算數(shù)平均，得到綜合排放強(qiáng)度（）：

最后，對(duì)各地區(qū)綜合排放強(qiáng)度取倒數(shù)，以此代表命令型規(guī)制強(qiáng)度。

（2）經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制（ER）：用地區(qū)工業(yè)污染源治理投資完成額衡量。

（3）研發(fā)補(bǔ)貼（Sub）：用地區(qū)工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額中的政府資金額衡量。

3.1.3 控制變量

通過對(duì)以往相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，本文對(duì)勞動(dòng)力規(guī)模（L）、勞均物質(zhì)資本（AK）、產(chǎn)業(yè)規(guī)模（Size）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Stru）、營(yíng)運(yùn)能力（Rev）、盈利能力（Roe）、技術(shù)能力（TC）因素進(jìn)行控制。具體變量度量方式及數(shù)據(jù)來(lái)源見表1。

表1 變量度量方式及數(shù)據(jù)來(lái)源

3.2 變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

表2報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表2顯示，在地區(qū)差異和年際變化雙重影響下，綠色技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)最大值為1 005.6元/噸標(biāo)準(zhǔn)煤，最小值僅為15.72元/噸標(biāo)準(zhǔn)煤，根據(jù)該變量標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)判斷二者數(shù)值相差較大，其他核心解釋變量也存在相似特征，說明有必要在回歸分析時(shí)對(duì)地區(qū)和年份進(jìn)行雙向控制。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3報(bào)告了變量間的相關(guān)性分析結(jié)果。利用Pearson相關(guān)系數(shù)對(duì)假設(shè)的合理性和模型變量間共線性程度進(jìn)行初步判定。根據(jù)表3，直接管制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與綠色技術(shù)創(chuàng)新投入間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，初步說明H1b較為合理；經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度與綠色技術(shù)創(chuàng)新投入間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，初步說明H2、H3較為合理；研發(fā)補(bǔ)貼與直接管制型環(huán)境規(guī)制間的相關(guān)性系數(shù)不顯著，說明在理論上研發(fā)補(bǔ)貼可以作為合格的調(diào)節(jié)變量影響直接管制型規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新投入間的關(guān)系。應(yīng)進(jìn)一步通過多元回歸得到更精確的實(shí)證結(jié)果。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)

考察變量間Pearson相關(guān)系數(shù)，除被解釋變量外的各變量之間相關(guān)性較高，這說明模型設(shè)定存在過度擬合問題的可能性較小。為防止模型存在多重共線性問題，對(duì)模型進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)：結(jié)果顯示VIF均值小于臨界值10，證明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，可進(jìn)行多元回歸分析。

3.3 實(shí)證模型構(gòu)建

首先，建立實(shí)證模型如式（3）、式（4）所示，分別設(shè)為模型1、模型2。利用模型1檢驗(yàn)直接管制型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響是否顯著，并考察參數(shù)符號(hào)（H1）；利用模型2檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響是否顯著，并考察參數(shù)符號(hào)（H2）。

式中：Control代表控制變量，γ為其系數(shù)向量；region、year分別代表地區(qū)效應(yīng)、年份效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。除地區(qū)效應(yīng)、年份效應(yīng)分類變量外，其余變量均為對(duì)數(shù)形式。

進(jìn)一步地，將直接管制型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼的交互項(xiàng)納入模型1，構(gòu)成模型3如式（5）所示，令其與模型1組成層次回歸模型，分析研發(fā)補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在，并考察參數(shù)符號(hào)（H4）。將經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼的交互項(xiàng)納入模型2，構(gòu)成模型4如式（6）所示，以分析研發(fā)補(bǔ)貼與經(jīng)濟(jì)激勵(lì)間的交互效應(yīng)是否存在，并考察參數(shù)符號(hào)（H5）。

需要說明：利用層次回歸分析調(diào)節(jié)效應(yīng)時(shí)，若模型3的擬合優(yōu)度顯著高于模型1且lnGR·lnSub偏回歸系數(shù)顯著，則說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。由于ER與GR、Sub間的Pearson相關(guān)系數(shù)均較高，將其納入層次回歸模型并不影響模型1與模型3間R2的差距，但可能引發(fā)其與交互項(xiàng)的共線性問題。因此為盡量準(zhǔn)確地?cái)M合交互項(xiàng)lnGR·lnSub的系數(shù)，模型1與模型3中未包含變量ER。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 回歸結(jié)果分析

回歸分析前，對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)。表4報(bào)告了面板數(shù)據(jù)F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示所有模型F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)P值均小于0.01，說明應(yīng)當(dāng)選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，拒絕使用混合效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型。

表4 F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

模型回歸結(jié)果見表5。由模型1的回歸結(jié)果可知，直接管制型環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)為-0.545，在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明直接管制型環(huán)境規(guī)制抑制了綠色技術(shù)創(chuàng)新，H1b得到驗(yàn)證；由模型2的回歸結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)為0.424，在1%的顯著性水平上顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新，H2得到驗(yàn)證。

上述回歸結(jié)果表明，在我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制不斷完善的今天，直接管制所帶來(lái)的“規(guī)制紅利”不斷縮減，主張以市場(chǎng)激勵(lì)代替行政命令的“狹義波特假說”[42]的合理性正逐步被中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)所印證。有部分研究指出，直接管制型規(guī)制在中國(guó)依然有其適宜土壤：中國(guó)中西部地區(qū)各類市場(chǎng)的完善程度較低，采用直接管制工具能夠較好地激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新[20]。但事實(shí)表明，近年來(lái)中西部地區(qū)要素市場(chǎng)完善程度不斷提高。以西部地區(qū)技術(shù)市場(chǎng)為例，2013—2018年，技術(shù)市場(chǎng)流向西部地區(qū)的合同數(shù)年均增長(zhǎng)7.23%，較東部地區(qū)高出2.56%；西部地區(qū)技術(shù)合同金額年均增長(zhǎng)15.82%，工業(yè)企業(yè)購(gòu)買境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出增長(zhǎng)13.8%，增速高于全國(guó)平均水平。這些事實(shí)證明，直接管制的成本將不斷提高，在未來(lái)較長(zhǎng)的時(shí)間窗口內(nèi)市場(chǎng)激勵(lì)手段將會(huì)是更有效率的戰(zhàn)略選擇。

在模型1與模型2中，研發(fā)補(bǔ)貼的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，說明H3得到驗(yàn)證：研發(fā)補(bǔ)貼促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新，整體上我國(guó)研發(fā)補(bǔ)貼政策“擠入效應(yīng)”強(qiáng)于“擠出效應(yīng)”。

當(dāng)研發(fā)補(bǔ)貼分配不合理、利用效率偏低時(shí)，研發(fā)補(bǔ)貼的“擠出效應(yīng)”將大量擠占私人創(chuàng)新投資，降低企業(yè)研發(fā)效率和創(chuàng)新投入意愿。近年來(lái)，我國(guó)立法、執(zhí)法部門為保證研發(fā)補(bǔ)貼政策的有效性做了諸多努力，例如，經(jīng)過多次會(huì)計(jì)準(zhǔn)則調(diào)整，以“幫扶企業(yè)”為實(shí)際目的的政府研發(fā)補(bǔ)貼大量減少；近5年來(lái)，通過強(qiáng)化政府資產(chǎn)監(jiān)管，企業(yè)通過不正當(dāng)手段、利用低質(zhì)量創(chuàng)新騙取政府補(bǔ)貼的行為大量減少[38]。總體而言，我國(guó)研發(fā)補(bǔ)貼的“擠出效應(yīng)”力度非常有限。

考察表5模型3，直接管制型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼交互項(xiàng)系數(shù)為0.095，在5%的水平上顯著為正；模型3的擬合優(yōu)度較模型1有明顯提高。根據(jù)前文所述理論基礎(chǔ)，研發(fā)補(bǔ)貼正向調(diào)節(jié)直接管制型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，H4得到驗(yàn)證。

考察表5模型4，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼交互項(xiàng)系數(shù)為0.102，在5%的水平上顯著為正；模型4的R2較大，解釋力度較強(qiáng)。這證明了經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新有顯著的聯(lián)合正向影響。進(jìn)一步，（1）以研發(fā)補(bǔ)貼雙側(cè)15%分位數(shù)作為高強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼與低強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼的衡量做交互效應(yīng)圖（見圖2）；（2）以經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制雙側(cè)15%分位數(shù)作為高強(qiáng)度經(jīng)濟(jì)激勵(lì)與低強(qiáng)度經(jīng)濟(jì)激勵(lì)的衡量做交互效應(yīng)圖（見圖3）?？疾靾D2、圖3，在高強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼情境下，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的正向作用更強(qiáng)；在高強(qiáng)度經(jīng)濟(jì)激勵(lì)情境下，研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的正向作用更強(qiáng)。這說明經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼互為正向調(diào)節(jié)變量，即經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在正向交互效應(yīng)，H5得到驗(yàn)證。

圖2 研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

圖3 經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)補(bǔ)貼綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

表5 回歸結(jié)果

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通常認(rèn)為，多重共線性、過度或過低擬合、指標(biāo)測(cè)量偏誤及內(nèi)生性問題是導(dǎo)致回歸結(jié)果不穩(wěn)健的主要因素。通過第四部分的相關(guān)性檢驗(yàn)與方差膨脹因子檢驗(yàn)，判斷模型存在過度擬合與嚴(yán)重多重共線的可能性較低；考察調(diào)整后的擬合優(yōu)度，模型嚴(yán)重過低擬合的可能性較低。因此，本部分重點(diǎn)檢驗(yàn)指標(biāo)測(cè)量方法合理性與模型的內(nèi)生性問題。

（1）以歷年“三同時(shí)”環(huán)保投資與GDP的比值作為直接管制型環(huán)境規(guī)制的替代指標(biāo)參與模型1、模型3回歸，回歸結(jié)果見表6的（1）列、（2）列：GR與GR·Sub系數(shù)依然顯著，符號(hào)與原回歸模型相一致。（2）以我國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)[43]工業(yè)污染源治理投資總額占地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比重，作為經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制的工具變量參與模型2、模型4回歸。為避免多重共線性問題，回歸不控制地區(qū)與年份效應(yīng)，回歸結(jié)果見表6的（3）列、（4）列：ER與ER·Sub系數(shù)依然顯著，符號(hào)與原回歸模型相一致。（3）為確保模型不存在嚴(yán)重的逆向因果關(guān)系，利用兩階段最小二乘法（2sls）對(duì)模型1、模型3重新估計(jì)。為保證恰度識(shí)別，回歸不控制地區(qū)與年份效應(yīng)，回歸結(jié)果見表6的（5）列、（6）列：各主要解釋變量符號(hào)與原回歸模型相一致。綜上，在不同類型檢驗(yàn)中，各主要解釋變量系數(shù)符號(hào)與顯著性沒有較大變化，說明基于各研究假設(shè)的結(jié)論比較穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.3 對(duì)綠色創(chuàng)新激勵(lì)效果空間異質(zhì)性的進(jìn)一步討論

已有研究證實(shí)，由于我國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)特征差異較大，在不同地區(qū)各類環(huán)境規(guī)制工具的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效果存在差異。但現(xiàn)有的相關(guān)研究普遍存在兩點(diǎn)不足：（1）區(qū)域劃分隨意性較大?，F(xiàn)有研究大多直接套用“東中西”三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域或“東部、中部、西部、東北”四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分方式進(jìn)行分區(qū)域研究，但事實(shí)上經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不是影響環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的唯一主要因素。（2）已有的研究大多注重對(duì)環(huán)境規(guī)制綠色創(chuàng)新激勵(lì)效果的地區(qū)差異進(jìn)行測(cè)度，但較少討論差異形成的理論機(jī)理。因此，本文將對(duì)環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼與綠色技術(shù)創(chuàng)新互動(dòng)關(guān)系的討論范圍細(xì)分到地區(qū)層面，以期對(duì)現(xiàn)有的研究進(jìn)行補(bǔ)充。

考慮影響創(chuàng)新激勵(lì)效果、綠色創(chuàng)新投入的各因素，對(duì)區(qū)域進(jìn)行劃分。（1）綠色技術(shù)創(chuàng)新水平與公眾參與度。創(chuàng)新投入與創(chuàng)新戰(zhàn)略通常有連貫性，未來(lái)的綠色創(chuàng)新投入強(qiáng)度通常以現(xiàn)行強(qiáng)度為基礎(chǔ)[8]；理論上，公眾參與環(huán)保監(jiān)督的積極性影響了環(huán)境政策的落實(shí)效果，進(jìn)而影響綠色創(chuàng)新投入[17,22]。圖4展示了各省份近5年公眾參與度（環(huán)境信訪批次/常住人口總數(shù)）均值和綠色創(chuàng)新投入情況的分布狀況。根據(jù)圖4，按綠色創(chuàng)新投入強(qiáng)度可將全國(guó)各省份分為三組：第一梯隊(duì)為東部沿海地區(qū)，其公眾參與度較高；第二梯隊(duì)為長(zhǎng)江中下游地區(qū)，其公眾參與度較低；第三梯隊(duì)省份多為中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)。（2）綠色創(chuàng)新投入增速與環(huán)境承載力。經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)后，對(duì)地方政府而言，如何以地區(qū)環(huán)境承載力為標(biāo)準(zhǔn)合理制定低碳發(fā)展方案已經(jīng)成為重要課題。圖5反映了各省份環(huán)境承載力（森林面積/常住人口總數(shù)）與近5年綠色技術(shù)創(chuàng)新投入年均增長(zhǎng)額的分布狀況。圖5顯示，總體而言東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)環(huán)境承載力較弱、近年來(lái)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入增速較快；中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)環(huán)境承載力較強(qiáng)、近年來(lái)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入增速較慢。

圖4 綠色創(chuàng)新投入與公眾參與度的地區(qū)分布

圖5 綠色技術(shù)創(chuàng)新投入年均增長(zhǎng)額與環(huán)境承載力地區(qū)分布

根據(jù)上述討論，“東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)”與“中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)”在綠色技術(shù)創(chuàng)新投入水平及增速、公眾參與度、環(huán)境承載力方面有較大差異。本部分將分別討論東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)、中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)環(huán)境規(guī)制工具與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。

東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)回歸結(jié)果見表7。表7顯示，在東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)層面，H1b、H2、H3、H4均成立，但模型4中經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼交互項(xiàng)系數(shù)不顯著。說明在東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新不存在顯著的交互效應(yīng)，H5不成立。

表7 東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)回歸結(jié)果

這可能是由于該地區(qū)的部分經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)環(huán)境特征抑制了二者間的正向交互效應(yīng)。如圖6所示：一方面，東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)環(huán)境規(guī)制執(zhí)行與監(jiān)管體系完善、公眾監(jiān)督意愿強(qiáng)烈且效率較高，加之地區(qū)環(huán)境承載力相對(duì)較弱，導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境規(guī)制執(zhí)行相對(duì)嚴(yán)格，企業(yè)在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間窗口內(nèi)無(wú)法擺脫環(huán)境規(guī)制所帶來(lái)的成本負(fù)擔(dān)，這使得企業(yè)綠色創(chuàng)新投資意愿相對(duì)較低、創(chuàng)新效率偏低。另一方面，東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)要素市場(chǎng)完善且相對(duì)活躍，政府研發(fā)補(bǔ)貼所導(dǎo)致的研發(fā)資源的需求上升將迅速被要素市場(chǎng)所反映，導(dǎo)致短期內(nèi)研發(fā)資源價(jià)格上漲。創(chuàng)新效率的降低將進(jìn)一步提升企業(yè)對(duì)創(chuàng)新資源的需求，而研發(fā)資源價(jià)格上漲進(jìn)一步加重了企業(yè)的成本負(fù)擔(dān)。這便形成了經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向交互效應(yīng)，它沖減了二者對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)合正向影響，導(dǎo)致回歸參數(shù)顯著性較低。

圖6 東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)交互作用機(jī)理

中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)回歸結(jié)果見表8。表8顯示，在中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)層面，本文提出的所有假設(shè)均成立。值得關(guān)注的是，表8模型1中直接管制型環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)為-0.455，其絕對(duì)值小于東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)層面的0.545，說明在中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)直接管制型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用較??；模型3中直接管制型環(huán)境規(guī)制與研發(fā)補(bǔ)貼交互項(xiàng)系數(shù)為0.188，該數(shù)值遠(yuǎn)大于全國(guó)層面的0.095和東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)層面的0.109，說明在中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)直接管制型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響具有很強(qiáng)的正向調(diào)節(jié)作用。

表8 中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)回歸結(jié)果

針對(duì)這一結(jié)果，較為合理的解釋可能是：從環(huán)境規(guī)制工具選擇發(fā)展歷程上看，中西部地區(qū)地方政府通常更加傾向于利用強(qiáng)制性、命令性手段實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展，長(zhǎng)期的摸索和改進(jìn)使行政命令更有效率。進(jìn)而，研發(fā)補(bǔ)貼更有效地激發(fā)了直接管制的綠色創(chuàng)新激勵(lì)作用，更大程度上彌補(bǔ)了直接管制的機(jī)制缺陷。

為進(jìn)一步加深對(duì)中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)研發(fā)補(bǔ)貼調(diào)節(jié)作用的理解，以研發(fā)補(bǔ)貼雙側(cè)15%分位數(shù)作為高強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼與低強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼的衡量作交互效應(yīng)圖（見圖7）。由圖7可以看出，在低強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼情境下，直接管制型規(guī)制抑制了綠色技術(shù)創(chuàng)新；但在高強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼情境下，直接管制型規(guī)制促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新。這從側(cè)面證實(shí)了只有在高強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼情形下，部分研究所得到的“命令型環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)中西部地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新起促進(jìn)作用”結(jié)論方能成立。

圖7 中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)研發(fā)補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)作用

5 研究結(jié)論與政策建議

本文在梳理環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的理論機(jī)理的基礎(chǔ)上，以2008—2018年中國(guó)工業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，利用層次回歸分析法實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制工具、研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接影響與聯(lián)合影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了這兩類影響的空間異質(zhì)性。

實(shí)證研究結(jié)果顯示：（1）直接管制型規(guī)制強(qiáng)度與綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制強(qiáng)度、研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度與綠色技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)。（2）在全國(guó)層面，研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)直接管制型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，研發(fā)補(bǔ)貼與經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在正向交互效應(yīng)。（3）對(duì)于東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)，研發(fā)補(bǔ)貼與經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的交互效應(yīng)不顯著；對(duì)于中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)，直接管制型規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用較弱，研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)直接管制型規(guī)制綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的正向調(diào)節(jié)作用較強(qiáng)。

根據(jù)研究結(jié)論，以為促進(jìn)我國(guó)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平為政策目標(biāo)，提出如下政策建議。

（1）在環(huán)境規(guī)制工具選擇方面，政府一方面應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步優(yōu)化排污權(quán)交易制度、環(huán)保稅及環(huán)境定價(jià)等市場(chǎng)手段，提升經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制效率，并逐步提高經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制強(qiáng)度；另一方面，謹(jǐn)慎適時(shí)適度漸進(jìn)式實(shí)施“命令—控制”型規(guī)制，并通過改良排放限額制定方式、豐富環(huán)保行政執(zhí)法手段，最大程度降低直接管制型環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用。

（2）政府應(yīng)當(dāng)在保證研發(fā)補(bǔ)貼政策高效執(zhí)行的基礎(chǔ)上，繼續(xù)提高對(duì)研發(fā)活動(dòng)尤其是對(duì)清潔技術(shù)研發(fā)活動(dòng)的補(bǔ)貼力度。首先，充分發(fā)揮研發(fā)補(bǔ)貼政策的“擠入效應(yīng)”，保證其對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的直接正向影響。其次，推動(dòng)補(bǔ)貼政策與規(guī)制類政策相互補(bǔ)充：一是強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)激勵(lì)與研發(fā)補(bǔ)貼的正向交互作用；二是利用研發(fā)補(bǔ)貼降低直接管制的執(zhí)行成本，努力使之成為積極型的激勵(lì)手段。

（3）地方政府應(yīng)當(dāng)根據(jù)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征及其他方面條件水平，相機(jī)選擇最優(yōu)的政策強(qiáng)度與政策組合。例如，東部沿海與長(zhǎng)江中下游地區(qū)地方政府應(yīng)當(dāng)將研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度控制在適當(dāng)區(qū)間，在不影響經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的同時(shí)，最大程度激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新投入意愿。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，中西部非長(zhǎng)江中下游地區(qū)應(yīng)當(dāng)不斷強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)激勵(lì)規(guī)制的使用頻率與效率；但當(dāng)前，在合理制定、高效執(zhí)行高強(qiáng)度研發(fā)補(bǔ)貼政策的前提下，地方政府仍可利用強(qiáng)制性、命令性手段促進(jìn)綠色發(fā)展，即發(fā)揮研發(fā)補(bǔ)貼政策較強(qiáng)的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，使直接管制型規(guī)制發(fā)揮積極的綠色創(chuàng)新激勵(lì)作用。