市场激励型环境规制对不同类型技术创新的影响及区域异质性_张倩

《产经评论》2015年3月第2期
［收稿日期］2014－11－08
［基金项目］黑龙江省哲学社会科学规划项目“环境规制下技术创新导向的黑龙江省生态补偿机制研究”（项目编号：13E063，主持人：张倩
）、“基于创新驱动的黑龙江省资源型城市生态产业发展研究”（项目编号：14E071，主持人：刘丹）；黑龙江省自然科学基金“黑龙江省煤炭资源开发中的生态价值计量与补偿研究”（项目编号：G201412，主持人：谭旭红）；国家社科基金项目“战略性新兴产业集群生态创新机理及其生态创新政策研究”（项目编号：14CJY002，主持人：李星）。

［作者简介］张倩，黑龙江科技大学讲师，哈尔滨工业大学博士研究生，研究方向：环境资源与技术创新。

市场激励型环境规制对不同类型技术创新的
影响及区域异质性
张
倩
［摘要］基于市场激励型环境规制政策视角，以我国30个省区2003－2011年的数据资料为样本，采用面板数据分析模型，探讨环境规制对不同类型技术创新的影响。

研究结果表明，不论环境规制变量是否受到内生性影响，其对技术开发、技术转化、绿色工艺创新和绿色产品创新都有显著的激励作用，但对其他控制变量的影响效果存在差异。

进一步将30个省区划分为东、中、西部时，环境规制对不同类型技术创新的影响表现出较明显的区域异质性。

政策建议是进一步促进环境规制对“创新补偿”诱导作用的发挥，实现保护生态环境和提高生产率的“双赢”。

［关键词］环境规制；市场激励；技术创新类型；区域异质性；创新补偿［中图分类号］F406.3
［文献标识码］A
［文章编号］1674－8298（2015）02-
0036-13一引言
环境规制是政府为保护环境和生态服务功能而制定的一系列政策规范。

行之有效的环境规制工具既要满足降低环境污染的需要，也要诱导“创新补偿”效应，使企业通过技术创新行为降低成本，
提高竞争力。

本文立足于环境规制与技术创新的关系，从市场激励型环境规制工具的视角，考虑企业战略环境管理、行业集中度、公众参与等控制变量，实证分析我国30个省区环境规制对技术创新的影响，扩展了相关领域的研究。

本文尝试探索国内外生态经济学、环境经济学和制度经济学比较关注的突出问题，对促使节能减排压力转化为创新动力，提高绿色技术效应，实现可持续的低碳经济发展有理论和现实意义。

二文献回顾
根据古典经济学理论，国外学者们在“波特假说”提出之前普遍认为，环境规制增加私人成本，影响企业的资源配置，挤占研发投入，从而抑制技术创新能力，对生产率和经营绩效产生负面影响（Denison ，1981［1］；Gollop 和Ｒoberts ，1983［2］）。

20世纪90年代初，Porter （1991）［3］等提出“波特假说”
，假说包含“弱”与“强”两个层面。

“弱”波特假说重点解析环境规制与技术创新的关系，认为恰当的环境规制政策和强度会激励企业开展技术创新
；“强”波特假说解释技术创新与企业竞争·
63·
优势的关系。

此后一些研究者对弱“波特假说”进行验证，研究结论支持了弱“波特假说”（Nelson 等，1993［4］；Green等，1994［5］；Arora等，1995［6］；Lanjouw和Mody，1996［7］；DeCanio等，1998［8］；Berman和Bui，2001［9］；Montalvo，2003［10］；Cole等，2005［11］；Carmen等，2006［12］；Fron-del等，2008［13］；Khanna等，2009［14］；Popp等，2011［15］；De Marchi，2012［16］）。

但也有学者的研究结果并不支持弱“波特假说”（Jaffe和Palmer，1997［17］；Blackmana和Geoffrey，1998［18］；Nakano，2003［19］；Gangadharan，2006［20］）。

Kesidou和Demirel（2012）［21］认为环境规制对不同企业的效应有所不同。

Johnstone等（2006）［22］、Frondel等（2007）［23］认为环境政策严厉程度对不同绿色技术创新的作用存在差异。

Park（2005）［24］和Sanyal（2007）［25］认为环境规制政策对技术创新具有双刃剑的作用。

很多学者认为不同环境规制政策对不同技术创新类型的影响存在差异（Milliman和Prince，1989［26］；Cleff等，1999［27］；Ｒennings等，2006［28］；Wagner，2008［29］；Demirel等，2011［30］；Horbach等，2012［31］）。

中国在该领域的研究起步较晚，关于环境规制对技术创新的影响主要持三种观点：一是环境规制抑制技术创新（江珂和卢现祥，2011［32］；吴清，2011［33］；沈能，2012［34］）。

二是设计得当的环境规制能够产生创新补偿效应，提高企业竞争力（黄德春和刘志彪，2006［35］；赵红，2007［36］；张倩等2013［37］；张华和魏晓平，2014［38］）。

杨骞和刘华军（2013）［39］研究发现环境规制强度增强能提升技术效率。

李阳等（2014）［40］研究认为环境规制对技术创新能力的促进效应具有明显的长短期和行业异质性。

三是环境规制对技术创新的影响具有不确定性（陈诗一，2010［41］；张慧明等，2012［42］；童伟伟和张建民，2012［43］）。

王文普（2011）［44］研究发现环境规制引发不同污染物的减排竞争，导致对技术进步的截然不同的影响效果。

张成等（2011［45］，2014［46］）认为环境规制与技术进步存在非线性关系。

上述研究大多将环境规制和技术创新作为一个整体展开，也有学者从不同环境规制政策工具和技术创新角度展开研究。

马富萍等（2011）［47］、贾瑞跃等（2013）［48］认为命令控制型环境规制对技术进步无显著正向影响，激励型和自愿型环境规制则体现出与技术创新的显著正相关关系。

许士春等（2012）［49］研究了三种环境规制措施（排污税、拍卖的排污许可和可交易的排污许可证）对企业绿色技术创新的不同影响。

李婉红、毕克新和曹霞（2013）［50］以造纸行业为例，研究了不同规制政策对不同技术创新类型的影响，结果发现：命令控制型规制与企业末端治理技术创新、市场化型规制与绿色工艺创新和末端治理技术创新、相互沟通型规制与绿色产品创新和末端治理技术创新都呈现显著正相关关系。

王小宁和周晓唯（2014）［51］实证分析表明，命令控制型环境规制与技术创新呈现显著负相关关系，公众参与型环境规制与技术创新呈现不明显的负相关关系，市场激励型环境规制对技术创新有显著的正效应。

综上所述，目前有关环境规制与技术创新关系的研究成果颇丰，也存在一些争议，比如环境规制是否对企业技术创新起到了关键的主导作用，不同类型的环境规制政策是否引导不同类型的技术创新，关键影响要素和作用机理是否不同等。

受环境规制政策多样性及技术创新类型差异的影响，目前环境规制对技术创新的影响研究结论尚不统一，学者们在研究视角、实证方法、结论等方面存在差异，且一些实证分析指标选取比较随意。

例如，一些研究笼统地以专利数量作为衡量技术创新的指标，缺乏针对性。

环境规制对技术创新的影响存在空间异质性、体制异质性、创新类型异质性等特点，因此，有必要区分不同环境规制政策和强度，研究其对不同技术创新类型的影响。

本文从市场激励型环境规制视角，根据技术实施对象差异，选取不同的指标衡量不同技术创新类型，考虑企业的战略环境管理、市场条件和公众参与型等因素，分析环境规制工具对不同类型技术创新的影响。

·
·
73
三计量模型设定与变量说明
（一）计量模型的设定
技术创新的动力机制包括内部驱动力和外部驱动力。

内部驱动力主要涉及企业的环境管理战略、人力资源、资金投入、能源消费结构等；外部驱动力包括政府政策、市场条件、对外贸易、公众参与等，其中政府政策对技术创新的影响受到社会广泛关注。

在面临严峻的环境污染问题时，政府环境规制成为重要的社会规制力量。

环境规制作为外部驱动力直接影响技术创新活动的开展，影响企业环境管理战略等技术创新内驱力和公众环保意识等外驱力，还间接地发挥对技术创新的刺激作用。

目前环境规制政策细分有：命令控制型（如环境标准、结构减排中的行业准入、“三同时”制度等）、市场激励型（如排污税费、排污权交易、补贴政策）、自愿型规制政策（如资源产业协议、环境信访、信息披露、媒体监督等）。

以往的研究大多认为市场激励型环境规制日趋成熟且发挥了积极作用。

本文从市场激励型环境规制政策的角度，研究环境规制对不同技术创新类型的影响，采用面板数据模型对我国30个省区（不包括西藏自治区）的9年数据资料展开分析。

为避免变量的多重共线性以及方程的异方差性，本研究对变量采用对数形式进行转变。

构建实证模型如下：
ln T
it =α
i
+β
i
ln EＲ
it
+φ
i
ln K
it
+ε
it
其中，i和t分别表示地区和时间；T为技术创新指标，是被解释变量；EＲ表示环境规制指标，是本文的主要解释变量；K为其他控制变量；α为个体效应；ε为随机干扰项；β和φ为各个变量的系数。

其他控制变量主要包括企业环境管理战略（EEMS）、行业集中度（CNＲ）、人力资本投入（EDU）、物质资本投入（CAP）、市场化指标（PＲI）、公众参与（PP）、外资依存度变量（FDI）、能源消费结构（ECS）。

（二）指标选取与数据来源
1．指标选取
（1）被解释变量
本文从价值链角度将技术创新分为技术开发阶段和技术转化阶段，技术开发以专利申请数量为衡量指标；技术转化以技术改造和技术获取支出衡量，包括技术改造经费、技术引进经费、消化吸收经费和购买国内技术经费，并用以2000年为基期的GDP平减指数进行调整。

根据技术实施对象的差异将环境规制作用下的技术创新划分为绿色产品创新（GPD）和绿色工艺创新（GPG）。

绿色产品创新是指设计、开发与生产能节省资源、降低能耗，或者减少污染物排放以符合环保要求的绿色产品。

相对而言，绿色产品从生产制造、运输、使用等各个环节都更重视能耗的降低。

因此本文的绿色产品创新指标以万元新产品产值综合能耗衡量，即能源消耗总量与新产品产值的比值，该比值越小说明绿色产品创新能力越强。

绿色工艺创新主要通过工艺更新、设备改造、废物循环利用等途径，有效降低排污量，减少工艺活动对生态环境的破坏。

由于工业化和城市化的快速发展导致用水量上升，废水成为重要的污染物，结合数据资料的可获得性和连贯性，本文绿色工艺创新指标以万元工业产值废水排放量衡量，即废水排放量与工业产值的比值，该比值越小说明绿色工艺创新能力越强。

（2）主要解释变量
我国目前的市场激励型环境规制政策工具以征收排污费为主，因此考虑到政策工具的代表性、政策实施范围和数据的可获得性，本文选取各个省区征收的排污收费作为衡量市场激励型环境规制政策执行情况的指标，并以2000年为基期的GDP平减指数进行调整。

（3）其他控制变量
企业环境管理战略（EEMS）：企业的环境管理战略影响企业的环境行为，企业环境管理战略实·
83
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施效果表现为企业的污染排放情况
，“三废”达标率在很大程度上体现企业的环境治理效果。

考虑到大气污染较为严重，酸雨是重要的环境问题，而SO 2是导致酸雨的主要污染物的现实，以及数据的可获得性和代表性，本文以SO 2达标率来衡量企业的环境管理战略。

行业集中度（CNＲ）：以大中型企业资产合计和地区总资产的比值衡量行业集中度。

人力资本投入（EDU ）：以Ｒ＆D 人员折合全时当量（人年）衡量研发的智力投入。

物质资本投入（CAP ）：以研究支出占GDP 的比重衡量技术创新活动的物质资本投入。

市场化指数（PＲI ）：借鉴孙晓华和李明珊（2014）［52］
的市场化指标测算方法，从政府行为、经济主体、要素资源、产品市场和市场制度五个方面计算所得。

公众参与（PP ）：以各个地区环境信访中的来信总量衡量。

外资依存度变量（FDI ）：以2000年为基期的GDP 平减指数调整后的地区实际FDI 衡量。

能源消费结构（ECS ）：将地区煤炭消耗总量折算为标准煤，与一次能源消费总量的比值。

2．数据说明
技术创新、研发人员和经费投入等相关数据来源于《中国科技活动统计年鉴（2004－2005）》
、《工业企业科技活动统计资料（2006－2012）》，环境相关指标来源于《中国环境年鉴（2004－2012）》、《中国环境统计年鉴（2005－2012）》。

工业总产值、资产、能源消耗等数据来源于《中国统
计年鉴（2004－2012）》
、《2004中国经济普查》、《中国工业经济统计年鉴（2004－2012）》、《中国能源统计资料》
，外商直接投资相关数据来源于各省统计年鉴。

上述大部分指标数据是通过查阅年鉴计算处理所得。

30个省区的平均环境规制强度、平均技术创新指标如图1－图5①。

从图1可以看出，区域4和10的规制强度较大，而区域1、7、8、21、27、28等地区的强度指标相对较低。

从图2－图5也分别可以看出技术创新指标的地区差异较大，因此各个地区的平均环境规制强度和不同技术创新类型存在明显的地区差异。

图1各地区平均环境规制强度指标
·
93·①
各代码代表的省区分别为：1北京，2天津，3河北，4山西，5内蒙古，6辽宁，7吉林，8黑龙江，9上海，10江苏，11浙江，12安徽，13福建，14江西，15山东，16河南，17湖北，18湖南，19广东，20广西，21海南，22重庆，23四川，24贵州，25云南，26陕西，27甘肃，28青海，29宁夏，30新疆。

图2各地区平均技术开发能力指标图3各地区平均技术转化能力指标
图4各地区平均绿色产品创新能力指标
图5各地区平均绿色工艺创新能力指标
四环境规制对技术创新影响的实证分析
为保证面板数据参数估计的准确性，在进行实证分析前需合理选择面板数据模型。

首先将环境规制视为外生变量，采用固定效应模型（FE ）和随机效应模型（ＲE ）进行静态面板数据模型参数估计。

通过残差检验发现模型存在异方差、序列相关，因此对固定效应模型进行了纠偏。

通过Hausman 检验，表明应该采用固定效应模型。

考虑到环境规制可能存在内生性问题，为了解决内生性对模型估计结果的干扰，得到一致的估计量，采用工具变量法（IV ）进行估计，将环境规制的一阶滞后项作为其工具变量，模型通过了过度识别检验，说明工具变量的选择具有一定的合理性。

为了进行比较，在结果中同时列出最小二乘估计（OLS ）结果。

表1－表4分别列出了环境规制对技术创新开发指标、·
04·
技术创新转化指标、绿色产品创新指标和绿色工艺创新指标影响的模型估计结果。

表1环境规制对技术创新开发指标影响的面板模型估计结果
变量
（1）（2）（3）（4）
普通最小二乘估计随机效应模型固定效应模型工具变量法
ln EＲ0.0630.236*0.410＊＊＊0.822＊＊
（0.54）（1.79）（5.25）（2.56）ln EEMS0.291＊＊＊0.346＊＊＊0.241＊＊＊0.203
（2.95）（2.95）（3.62）（1.03）ln CNＲ0.908 1.533＊＊ 2.120＊＊＊ 2.962＊＊＊
（1.42）（2.25）（9.22）（2.93）ln EDU0.545＊＊＊0.474＊＊＊0.597＊＊＊0.621＊＊＊
（5.83）（4.34）（4.89）（3.01）ln CAP－0.0170.0810.185＊＊0.144
（－0.14）（0.63）（2.20）（0.93）ln PＲI0.2070.1630.1140.085
（1.18）（0.97）（0.71）（0.46）ln PP－0.067－0.0310.0220.042
（－1.33）（－0.61）（0.68）（0.71）ln FDI0.370＊＊＊0.362＊＊＊0.374＊＊＊0.345＊＊＊
（8.32）（7.02）（3.90）（4.87）ln ECS－0.372－0.582*－0.574＊＊－0.803
（－1.56）（－1.86）（－2.07）（－1.00）常数项－4.917＊＊＊－6.462＊＊＊－10.500＊＊＊－14.490＊＊＊
（－4.47）（－4.76）（－3.89）（－3.90）N267267267237
Ｒ－sq0.6690.4080.4160.375
注：（1）＊＊＊、＊＊、*分别表示1%、5%、10%下的显著水平；（2）估计系数下面的括号中为t统计量。

表2、3、4同。

从表1可以看出，固定效应模型下，环境规制（EＲ）在当前控制变量作用下，系数为0.410，且通过了1%水平下的显著性检验，说明环境规制对技术开发具有正向影响作用，环境规制强度越大，越有助于激励技术开发。

企业环境管理战略（EEMS）、行业集中度（CNＲ）、人力资本投入（EDU）、外资依存度变量（FDI）等控制变量也都显示对技术开发具有正向影响且在1%水平上显著，这表明积极开展环境管理，加大人力和物质资本投入，提高行业集中度水平，充分利用外资，都有助于促进技术开发，并强化环境规制强度对技术开发的正向影响。

市场化指数（PＲI）和公众参与（PP）对技术开发有一定的积极影响，但是不够显著。

能源消费结构（ECS）对技术开发具有负面影响，且在5%水平上显著。

这说明单一的能源消费结构限制了技术开发动力，进而延缓了煤炭资源型经济的转
·
14
·
型步伐，尤其在政府环境规制强度和力度不足时，这一负面影响将更为明显。

表1的最后一列为工具变量法的固定效应模型实证分析，估计结果表明，考虑环境规制的内生性后，环境规制水平与技术创新开发仍然呈显著的正相关关系，环境规制的创新补偿效果依然存在。

除了企业战略环境管理因素对技术开发的影响变得不再显著之外，其他控制变量的影响作用同固定效应模型的结果一致。

表2环境规制对技术创新转化指标影响的面板模型估计结果
变量
（1）（2）（3）（4）
普通最小二乘估计随机效应模型固定效应模型工具变量法
ln EＲ0.351＊＊＊0.447＊＊＊0.412＊＊＊0.312＊＊＊
（5.91）（7.24）（15.28）（2.63）ln EEMS0.218＊＊＊0.208＊＊＊0.300＊＊＊0.231＊＊＊
（4.34）（3.57）（4.57）（3.18）ln CNＲ0.710＊＊ 1.136＊＊＊0.974＊＊＊0.484
（2.17）（3.64）（5.14）（1.29）ln EDU0.555＊＊＊0.363＊＊＊0.167＊＊0.223＊＊＊
（11.63）（6.56）（2.33）（2.93）ln CAP0.122＊＊0.0940.070＊＊0.070
（2.01）（1.61）（2.17）（1.21）ln PＲI0.0040.0110.043＊＊0.031
（0.04）（0.15）（2.46）（0.46）ln PP0.054＊＊0.033－0.003－0.013
（2.09）（1.47）（－0.21）（－0.59）ln FDI－0.0050.0150.005－0.011
（－0.21）（0.61）（0.26）（－0.43）ln ECS0.092－0.461＊＊＊－1.138＊＊＊－0.785＊＊＊
（0.75）（－2.63）（－6.03）（－2.63）常数项 4.276＊＊＊ 4.909＊＊＊7.511＊＊＊8.414＊＊＊
（7.62）（6.65）（7.30）（6.12）N267267267237
Ｒ－sq0.8410.5460.5860.416
表2显示的实证估计结果表明环境规制对技术创新转化有非常显著的正向影响作用。

其他控制变量对技术创新转化的影响类似于对技术创新开发的影响。

与表1结果最大的差异就在于公众参与控制变量与技术转化存在负相关关系，但这种抑制作用不明显。

可能的解释是：第一，目前我国经济发展和城市化水平相对落后、教育水平低，尤其是环境普及教育程度低，公众对生态环境保护的认识不足，环保意识水平低。

第二，生态环境信息披露制度不健全，公众对环境信息的掌握不充分，致使公众参与的积极性受到影响，环境信访数据指标存在一定的可靠性和合理性，进而影响公众参与的实施效果。

第三，公众的环境信访参与形式比较单一，专业化程度较低，对政府和企业的决策影响不大。

·
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·
考虑环境规制的内生性后，行业集中度、物质资本投入和市场化指标对技术创新转化的激励作用不再显著，而且外商直接投资对技术转化显示出一定程度的负面影响。

表3环境规制对绿色产品创新指标影响的面板模型估计结果
变量
（1）（2）（3）（4）
普通最小二乘估计随机效应模型固定效应模型工具变量法
ln EＲ0.217＊＊－0.197*－0.535＊＊＊－0.644＊＊＊
（2.18）（－1.82）（－5.63）（－2.76）ln EEMS－0.466＊＊＊－0.251＊＊0.0330.017
（－5.50）（－2.53）（0.44）（0.12）ln CNＲ0.938*0.594－0.120－0.529
（1.71）（1.07）（－0.50）（－0.72）ln EDU－0.252＊＊＊－0.242＊＊＊－0.402＊＊＊－0.392＊＊＊（－3.13）（－2.60）（－3.85）（－2.61）ln CAP－0.015－0.063－0.103－0.048
（－0.15）（－0.61）（－1.62）（－0.43）ln PＲI0.2260.2050.235＊＊0.277＊＊
（1.51）（1.53）（2.41）（2.07）ln PP0.0180.0360.0160.003
（0.42）（0.88）（0.45）（0.08）ln FDI－0.274＊＊＊－0.192＊＊＊－0.145＊＊＊－0.133＊＊＊（－7.17）（－4.47）（－3.71）（－2.58）ln ECS0.499＊＊0.761＊＊＊－0.1050.283
（2.44）（2.74）（－0.60）（0.48）常数项7.017＊＊＊10.150＊＊＊14.430＊＊＊15.100＊＊＊
（7.44）（8.52）（10.29）（5.59）N267267267237
Ｒ－sq0.5550.3230.3890.305
由表3的固定效应模型估计结果可知，环境规制与新产品能耗具有显著的负相关关系，环境规制水平越高越有利于降低新产品的能耗，即提高企业的绿色产品创新能力。

人力资本投入、外资依存度变量等控制变量也都显示出对绿色产品创新能力的正向影响且显著。

行业集中度和物质资本投入对绿色产品创新能力的激励作用不明显。

企业环境管理战略、行业集中度、市场化指数和公众参与都在一定程度上抑制了绿色产品创新，这表明当前的市场条件下，还没有形成对绿色产品需求管理的有效机制，存在着绿色产品供给和需求的薄弱环节，因此不能在当前的政府环境规制下激励企业积极开展自觉的环境管理或调动公众的环保积极性，而抑制绿色产品创新能力。

积极开展环境管理、加大人力投入、充分利用外资，都有助于促进绿色产品创新，并强化环境规制强度对绿色产品创新的正向影响。

与环境规制对技术开发和转化影响的实证分析不同，在研究环境规制对绿色产品创新的影响时，控制变量能源消费结构对技术开发显
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示出一定的积极影响，这主要是因为在环境规制约束下，煤炭资源的高消费会带来高污染，企业会考虑通过生产绿色产品以降低能源消耗。

考虑环境规制的内生性后，与固定效应模型相比，只有能源消费结构表现出对绿色产品创新一定的抑制作用。

因为在环境规制作用下，其不恰当的规制手段和强度会使得单一能源消费结构阻碍绿色产品创新。

表4环境规制对绿色工艺创新指标影响的面板模型估计结果
变量
（1）（2）（3）（4）
普通最小二乘估计随机效应模型固定效应模型工具变量法
ln EＲ－0.066－0.453＊＊＊－0.538＊＊＊－0.563＊＊＊
（－0.71）（－5.73）（－15.52）（－4.62）ln EEMS－0.431＊＊＊－0.488＊＊＊－0.305＊＊＊－0.306＊＊＊
（－5.46）（－6.39）（－15.36）（－4.12）ln CNＲ－1.017＊＊0.1330.2340.070
（－1.98）（0.33）（0.90）（0.18）ln EDU－0.276＊＊＊－0.326＊＊＊－0.610＊＊＊－0.618＊＊＊
（－3.69）（－4.44）（－21.78）（－7.90）ln CAP－0.216＊＊－0.060－0.055－0.015
（－2.26）（－0.81）（－1.29）（－0.26）ln PＲI－0.135－0.107－0.084－0.055
（－0.97）（－1.16）（－1.55）（－0.79）ln PP0.224＊＊＊0.061＊＊－0.012－0.020
（5.53）（2.12）（－0.53）（－0.91）ln FDI－0.051－0.031－0.072＊＊＊－0.057＊＊
（－1.43）（－0.97）（－3.36）（－2.13）ln ECS0.639＊＊＊0.908＊＊＊0.975＊＊＊ 1.429＊＊＊
（3.36）（3.77）（4.16）（4.67）常数项 4.731＊＊＊10.080＊＊＊15.330＊＊＊15.380＊＊＊
（5.38）（9.99）（28.00）（10.91）N267267267237
Ｒ－sq0.3770.7260.7530.749
表4的估计结果显示，不论是否考虑环境规制变量的内生性，环境规制对绿色工艺创新的影响系数都为负，且通过了1%水平下的显著性检验，说明环境规制对绿色工作创新具有正向影响，环境规制的加强促进了企业的绿色工艺创新。

企业环境管理战略、研发人力资本投入和外商直接投资都在1%的显著水平上对绿色工艺创新显示出激励作用。

除能源消费结构之外的其他控制变量也都显示出对绿色工艺创新的正相关关系。

由于绿色工艺创新直接影响企业的排污水平，因此企业会考虑为提升社会形象而强化环境管理，公众也会积极参与环保活动，表现出对绿色工艺创新的激励作用。

能源消费结构与绿色工艺创新是负相关关系，且在1%的水平上显著，这可能由目前不合理的能源消费结构所致。

为了考察经济发展特征对环境规制作用效果的差异，本文将30个省区划分为东、中、西三个区·
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域。

东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

由于篇幅限制，不再列出相关的估计结果。

实证结果表明：对于东部地区，不论环境规制变量是否受到其内生性影响，环境规制对技术开发、绿色产品创新和绿色工艺创新都具有一定的积极影响，且忽略环境规制视变量内生性时作用更为明显；不考虑环境规制变量内生性时，环境规制对技术转化具有明显的激励作用，而一旦考虑了内生性，则在一定程度上抑制了技术创新转化。

对于中部地区，不论环境规制变量是否受到内生性影响，环境规制都对技术开发具有一定的积极影响，但是这一作用不明显；不考虑环境规制变量内生性时，环境规制对技术转化、绿色产品创新和绿色工艺创新都有明显的激励作用，而一旦考虑了内生性，则在一定程度上抑制了技术创新转化、绿色产品创新和绿色工艺创新。

对于西部地区，不论是否考虑环境规制变量的内生性影响，环境规制对技术开发、技术转化、绿色产品创新和绿色工艺创新都具有明显的激励作用。

五结论与政策建议
（一）结论
本文通过面板数据模型对30个省区2003－2011年的相关数据进行实证分析，剖析了环境规制及其强度对不同类型技术创新的影响作用。

实证结果表明政府环境规制作用体现出一定的不确定性。

由于经济发展水平、市场成熟度、企业的环境管理战略、公众的参与度、人力资本和物质资本投入、能源消费结构等多方面的原因，政府环境规制及其强度对技术创新在影响存在一定差异，尤其是考虑技术创新在不同价值链环节和技术实施应用对象时，并未显示出统一的影响效应。

本文研究表明，市场化环境规制工具对技术创新具有显著的激励作用，证实了弱“波特假说”。

但是，由于技术开发和技术转化的技术创新指标没有直接体现出环境规制效果，即反映出保护环境和生态服务功能强化的作用指向，而绿色技术创新的环保目的比较明确，因此环境规制带来的影响存在一定不确定性，尤其是环境规制约束下，企业战略环境管理、公众参与、能源消费结构等控制变量对技术创新的影响差异较大。

将30个省区划分为东、中、西部时，环境规制对不同技术创新类型表现出不同的作用效果，这说明环境规制政策的实施与地区经济发展相关。

本文的研究结论拓展了环境规制对技术创新影响研究的相关理论框架。

（二）政策建议
1．进一步制定合理的环境规制政策，选择恰当的环境规制强度。

从实证研究结果可以看出，政府市场激励型环境规制是影响技术创新的重要因素，但是尚未发挥理论上应有的作用，主要原因在于相关政策工具设计存在缺陷，限制了其作用的发挥。

因此，为有效推进技术创新工作的开展，政府应根据经济发展水平、行业集中度、市场条件等因素，考虑技术创新类型的差异，依据不同的企业环境管理战略、创新人力资源、物质资本、外资依存度、公众环保意识等因素，在严格的命令与控制规制政策基础上，消除制约市场激励和公众参与规制政策发挥作用的抑制因素，大力倡导市场激励型环境规制政策，例如排污交易、环境税、可交易的排污许可证制度等。

另外要考虑地区经济发展差异性，确定合适的环境规制水平。

这是目前提高环境规制效率的重要手段，也是构建环境规制长效机制的关键，有利于促使企业在开展技术创新活动时兼顾经济社会发展和生态环境的双赢，真正实现可持续发展。

2．实施差异化的技术创新政策，提高绿色技术创新效率。

东部区域应继续提高环境规制水平，积极开展研发活动，提高绿色产品和工艺创新绩效，但要严格控制高能耗产业发展，深化能源价格改革，改变单一能源消费结构，充分考虑环境承载能力。

中部区域要把握住“两型社会”建设过程的有利时机，用好政策，充分发挥现有基础设施和人力资本条件，加快技术改造步伐、促进产品更新换
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