中國環境規制有效性檢驗
——基于技術創新的中介效應

蘇培添，魏國江，張玉珠

（1.浙江農林大學經濟管理學院，浙江杭州 311300；2.福建師范大學經濟學院，福建福州 350117；3.中國經濟管理出版社編輯部，北京 100038）

環境績效是指在生產和生活過程中為保護環境，經過努力所取得的結果。環境績效是一國經濟潛在可持續發展與產業的增長潛力［1］?，F代經濟增長中資源消耗和廢物排放引起的環境績效惡化一直困擾著社會，是經濟可持續發展的主要制約因素，也是社會關注的焦點［2］。衡量環境績效的指標多使用釋放到環境中的特定有害物質［3］，而企業污染排放水平是影響環境績效的重要因素［4］。為了獲得良好的環境績效，企業需要重新設計生產流程，使用清潔能源和新技術，并將浪費的資源減至最少或加以充分利用［5］。所以，企業綠色技術創新是環境績效改善的重要手段。

1 文獻綜述

生態環境問題具有很強的負外部性，企業如不為環境破壞行為負責就會加劇環境惡化，所以需要政府通過環境規制約束企業對環境的負面影響，采取更具預防性的規制政策［6］。另外，企業很難掌握足夠的環境創新技術信息，而政府在獲取相關信息方面具有天然優勢，因此政府應積極提供企業在環境相關技術創新和技術引進過程中所需的信息。在解決環境問題時，政府應設計適當的機制，利用市場力量引導企業實施環境保護策略，同時最大化社會利益。一方面，環境規制影響企業投資方向與人力資本管理［7-8］；另一方面，環境規制對企業績效也有重要影響［9］。有研究指出，環境規制增加了企業的成本，降低了企業生產效率及盈利能力［10-11］；Panda 等［12］指出嚴厲的環境監管將降低企業的整體研發水平。但也有研究認為環境規制對企業績效有促進作用，如Porter 等［13-14］曾提出適當的環境法規可以刺激技術創新，使企業獲得市場競爭優勢；Porter 等［15］認為環境與企業競爭力之間的沖突是一種錯誤的二分法，嚴格的環境規制可以通過創新和技術升級提升企業的競爭優勢。由此可知，環境規制雖會導致企業短期成本增加，但從長遠來看，由于污染控制采取的是創新形式，而非簡單的安裝末端控制設備，因此可以提高生產效率，增強企業競爭力、促進經濟增長［16］。

人們的經濟社會活動對環境的影響取決于技術創新和消費模式［17］。知識和技術創新已成為解決生態環境問題的核心手段，必須依靠技術創新提高資源和能源利用效率、減少廢物排放。環境規制的本質是鼓勵企業使用或開發綠色生態的新生產方法和工藝，故綠色技術創新才是企業應對環境問題的根本手段，構建綠色技術創新體系是解決生態環境問題的根本途徑［18-20］。企業技術創新大多以經濟效益為目標，但隨著全球工業化發展帶來的環境問題，可持續、綠色發展已成為全球經濟發展的基本要求，企業應把產品創新和工藝創新中的生態問題作為重要考量因素?；趧撔聦Νh境績效的積極作用，學者提出了環境創新、綠色創新、生態創新、可持續創新等概念［21-23］。Fussler［24］和Schiederig 等［25］提出了“生態創新”的概念，強調在產品和工藝創新中減少對環境的影響。Chen 等［26］和Rekik 等［27］提出綠色創新理念，即在技術創新中突出節能、減排、循環利用的特點，通過減少資源利用和能源消耗，最終實現經濟效益，符合企業的經濟目標。綠色創新結合了創新驅動與綠色發展，已成為突破資源環境約束、促進可持續發展的有效手段。綠色創新是指在生產過程中減少資源消耗和污染排放的過程或產品創新［28］。Shin 等［29］和Fu 等［30］認為創新可持續發展的目標主要是降低資源和能源消耗成本，減少對環境的負面影響并改善工作條件。Schultze等［31］和Wintjes［32］認為當代創新目標包括氣候和健康問題等社會影響。Kusz［33］在傳統線性技術創新模型的基礎上，提出了將環境原理融入到創新過程的各個階段的綠色技術創新過程模型。

綠色技術創新是我國綠色發展的重要支撐。Forster［34］指出綠色技術創新是可持續發展關鍵。Jefferson 等［35］發現我國在綠色技術創新上投入的收益要比固定資產投資的收益高3 至4 倍。嚴格的環境規制能夠刺激企業加大工藝創新和產品創新投入，從而提高企業的產品競爭力與經營績效，最終贏得市場認可［36-37］。實施環境政策不僅有助于增加國內產出和創造就業機會，而且還可以將環境技術出口到可能采取類似政策的其他國家［38］。雖然綠色創新的正外部性有利于減少廢物排放，但短期內會增加企業成本，實證研究認為，基于可持續發展的創新并不一定會導致市場份額的擴大［39］；此外，生態創新所產生的正外部性與企業競爭力呈負相關［40］。因此，企業自主進行綠色技術創新的主動性不高。實證研究表明由于對綠色技術創新的消極態度導致綠色技術的供給與需求不平衡［41］。由于大多數企業的創新投資意愿相對較低，需要政府的環境規制以促使企業進行綠色技術創新［38］；但技術創新具有高風險、不確定性的特點，而公共投資是彌補市場失靈和促進知識溢出的必要手段，因此為了克服市場失靈，需要政府對研發的支持［42］。許多學者研究了環境政策與創新之間的聯系，但得到的結論并不一致［43-45］，一些學者利用研發支出調查了技術創新與環境質量之間的關系，有結論得出研發支出導致污染排放減少［46-48］，另一些結論發現創新并不能減少排放［49］。

綜上所述，政府的環境規制必須通過提高企業技術創新投入以提高環境績效，否則政府的環境規制將缺乏堅實的基礎。然而，由于企業的短期行為和創新的外部性，企業創新并不一定以生態環境績效為目標。我國是世界上最大的制造業國家，工業份額高、能源開發多，消耗高、廢物排放大，對生態環境影響很大。研究企業技術創新對環境規制的生態效應具有重要的現實意義。本研究旨在通過技術創新的中介效應研究環境規制對環境績效的影響，采用半參數回歸、面板回歸和分位數回歸的方法考察我國環境規制的有效性和創新的中介效應。

2 研究設計

2006 年我國頒布《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2020 年）》以來，我國技術創新投入和產出大幅增加，創新驅動成為我國經濟發展的重要動力。技術創新對促進生產設備、生產方式和工藝創新，降低能源消耗和廢物排放具有重要作用。本研究以我國31 個省份（港澳臺地區因統計口徑差異沒有列入）每億元生產總值（GDP）的電力消耗為節能指標，每億元GDP 排放的SO2和廢水作為減排指標，分析2006 年以來我國生態環境績效變化趨勢。

如圖1 所示，2006～2017 年間，由于清潔能源替代，每億元GDP 的用電量下降了12.6%，每億GDP 的廢水和SO2排放量分別下降了42.6%和82.3%，表明我國在水循環利用、廢水利用技術和清潔能源替代等方面采取的措施對促進生態優化發揮了有效作用?？傮w來看，我國生態環境績效呈現逐年向好態勢。

圖1 我國每億元GDP 用電量和排污量

2.1 主要變量

主要變量和指標如表1 所示。

（1）環境績效必須通過技術創新來實現，技術創新的新生產方式通過提高資源利用效率、減少投入、增加產出可以獲得更高的效益，減少資源消耗和廢物排放，因此，提高生態環境績效必須以技術創新為基礎。能源消耗和廢物排放是衡量環境績效的主要指標，西方學者的研究中多用電力消耗、廢水和SO2排放量作為環境績效指標。

（2）環境規制主要體現在一系列政策上，但難以量化。環境監管強度的衡量主要基于環境政策、污染治理成本、污染物排放密度及其他相關綜合指標［50-53］。Claire 等［54］認為衡量政策存在許多障礙，目前環境規制使用的所有措施都有其缺點。Walz等［55］以可再生能源占總發電量的比重作為監管力度的指標。Hille 等［56］用政策期限來衡量調控力度。Jaffe［57］以環境規制成本為變量計算環境規制強度。污染治理成本是衡量政府環境規制主動性的重要指標，污染治理成本可以量化和比較，因此本研究將污染治理成本作為衡量環境規制的一個重要變量。

（3）技術創新用創新投入和產出來衡量。已有研究中，衡量創新投入指標主要選取R&D 支出和科研人員數量（R&D 人員全時當量），產出指標選取專利和新產品數量。在大多數情況下，R&D 資金與R&D 人員全時當量存在線性相關關系，R&D 資金與R&D 人員全時當量之間的共線性導致回歸不準確。本研究認為，將R&D 資金作為衡量創新投資的單一指標可以有效避免回歸結果的不一致性或無效性。R&D 支出主要有兩類：內部支出和外部支出；根據資金來源和支出對象，內、外部支出又分別細分為4 個部分。

表1 環境規制有效性評價指標

2.2 數據來源與處理

污染治理成本、耗電量、廢棄物排放等變量數據來自2007～2018 年的《中國統計年鑒》，R&D經費的內外部支出來自2007～2018 年的《中國科技統計年鑒》。由于2011 年以來《中國科技統計年鑒》的R&D 支出統計口徑發生了較大變化，因此數據研究期間為2011～2017 年。采用生產價格指數（PPI）對污染治理成本進行平減，考慮到R&D 支出主要包括日常支出和資產支出，分別取PPI 和消費者物價指數（CPI）各占50%計算平減指數，并以2011 年的價格作為不變價格。在R&D 資金的處理上，一些研究是按照永續盤存法計算R&D 資本存量作為創新投入指標［58-59］；但有些研究并沒有采用可持續庫存法，因為R&D 支出主要用于日常支出和其他支出，其中R&D 支出用于購買固定資產的比例相對較低，僅占R&D 總支出的10%左右［60］。本研究直接采用R&D 支出的平減數據進行計算。

2.3 環境規制對環境績效的總體影響

根據環境規制理論，環境政策可以有效解決綠色技術創新中的市場失靈問題［61］，但對于環境監管效果存在一些爭議，有觀點認為環境規制對環境績效有積極影響，但也有觀點認為環境規制對環境績效存在消極影響［9，62］。由于目前尚不清楚環境規制對環境績效的影響如何，本研究采用半參數估計方法對此進行驗證，模型如下：

式（1）中：yi是廢物排放量，分別以電力消耗、廢水排放和SO2排放為衡量指標的地區節能減排環境績效，所以有3 個模型，i代表地區；g(zi)是一個非參數未知函數，zi代表主變量環境規制強度，本研究以區域污染治理成本（PA）為主要指標；是一個線性函數，考慮到第二產業在經濟中的比重（IS）影響到能源消耗和人均GDP 污水排放量，的衡量指標主要包括IS，β是影響系數；εi是擾動項，假定其平均值獨立于和zi，即E

考慮到數據的異方差性和非平穩性，將yi和PA取對數形式，模型如下：

式（2）中：t代表年份；λ代表影響系數；ISit代表i地區t年第二產業在經濟中的比重；其他參數含義同式（1）。

本研究對g(zi) 非參數核回歸估計采用了Robinson 差分估計方法。首先，在方程g(zi)的兩邊采用條件期望，模型如下：

然后根據迭代期望定律，用式（3）減去式（1），并對差分方程進行最小二乘估計，最后得到g(zi)的非參數估計。計算方法如下：

根據式（4）得到的估算結果如表2 所示，其中ER 代表以污染治理成本為變量的環境規制。從表2可知，環境規制對降低用電量的影響最大，在1%顯著性水平下達到-0.251，對減少SO2排放的影響最小，在1%顯著性水平下達到-0.106；IS 增加對用電量影響不大，但大大增加了廢水排放量，也能使SO2的排放量減少，因為IS 增長意味工業質量將更高，廢氣排放將被嚴格控制，從而有效地減少廢氣排放。

表2 環境規制有效性的線性參數回歸與半參數回歸分析

環境規制對環境績效影響的半參數核回歸結果如圖2 所示，表明環境規制對用電量存在門檻效應，達到閾值后節電效應更為顯著；對廢水排放的影響一直存在積極效應，即環境規制可以減少廢水排放，但隨著環境規制強度的增加，廢水排放量下降變緩慢；在SO2排放中也起到了積極的作用，但隨著管制強度的增加，SO2排放量的下降速度減緩得很慢，總體上保持了穩定的水平。

圖2 環境規制有效性的半參數核回歸分析

2.4 中介效應模型設計

由于企業的信息不對稱和機會主義行為，單純依靠市場機制難以有效解決環境污染問題，目前世界上大多數國家通過制定環境標準或嚴格的環境法規來提高環境績效。如果政府的環境規制會在微觀層面上促進技術創新，企業對政府政策的反應就會體現在綠色技術創新上，而綠色技術創新導致環境績效的提高，因此，企業的技術創新就會對環境績效產生中介作用。Garcia［5］的研究表明，綠色創新是綠色文化與環境績效關系的中介變量。本研究旨在通過技術創新的中介效應檢驗環境規制的有效性，在文獻分析的基礎上，建立基本模型如下：

式（5）中：EPit代表i地區t年的環境績效，衡量環境規制對生態環境改善的影響，包括用電量、SO2排放量和廢水排放量；μ代表誤差項；其他參數含義同上。

參考Baron 等［63］研究中的中介效應模型設計，本研究采用逐步回歸的方法。第一步以企業內部R&D 支出和外部R&D 支出為因變量，以污染治理成本為自變量，檢驗環境規制對技術創新的影響。模型分別如下：

式（6）（7）中：β0、β1、β2分別代表影響系數；其他參數含義同上。

第二步以環境績效為因變量，以R&D 內部支出和外部支出為自變量，檢驗技術創新對環境績效的影響。模型設計如下：

式（8）中：λ0、λ1、λ2、λ3分別代表影響系數；其他參數含義同上。

如果環境法規通過影響技術創新來影響環境績效，則β1、γ1、λ1、λ2的系數應是顯著的，并且如果β1、γ1、λ1、λ2和α1的符號相同，則環境規制通過影響技術創新對環境績效的中介作用是β1λ1和γ1λ2；如果β1、γ1、λ1、λ2和α1的符號不一致，則環境規制具有通過企業R&D 內部支出和外部支出的間接影響形成對環境績效的遮掩效應。

此外，為了檢驗企業內外部R&D 支出對環境績效的調節作用是否完全，即控制企業內外部R&D 支出對環境績效的間接影響，本研究建立如下模型來驗證環境規制對環境績效的影響是否顯著：

如果環境規制使企業重視環境績效，環境規制對環境績效存在直接影響，那么應該是顯著的。如果環境規制對內外部R&D 支出都有間接影響，則應通過顯著性檢驗。當控制技術創新對環境績效的間接影響時，間接影響為如果環境規制對環境績效的影響僅僅體現在技術創新的間接效應上，那么顯著、不顯著，說明技術創新是一種完全的中介效應。本研究采用Stata 15.0 和EViews 8.1 軟件進行回歸測試。

3 實證結果

本文在進行回歸分析時，首先基于χ2進行Hausman 檢驗，結果表明所有模型均適用于個體固定效應模型。其中參數的負值表明環境規制對節能減排有積極作用；反之，則有消極作用。

從表3 可見，所有的系數都是負值，表明我國環境規制對降低電力消耗、廢水排放和廢氣排放具有積極作用，能夠很好地改善環境績效。其中，環境規制對電力消耗的影響效應最大，對SO2排放的影響最小，這與上文的半參數估計結果一致；第二產業在GDP 中所占比重對環境績效有不同程度的影響，對用電量的影響較小，但其增加可以減少廢氣的排放。

表3 2011～2017 年我國環境規制對環境績效的總體影響

從表4 可見，各系數均為正值，說明我國環境規制對企業技術創新投入具有正向影響，但在R&D內、外部支出方面的影響是完全不同的：加大環境規制力度可以顯著增加企業的內部R&D 支出，當環境規制強度增加1%時，企業內部R&D 支出將增加0.974，研發支出總額增加0.962，且在1%顯著水平；環境規制對企業外部R&D 支出的影響小于企業內部R&D 支出，影響系數為0.801，且不顯著。我國企業技術創新支出的主要形式是內部R&D 支出，占R&D 支出總額的95%，對外R&D 支出僅占R&D總支出的5%左右，不是衡量技術創新的主要指標。因此從總體上看，我國環境規制對企業技術創新具有較大影響。

從表5 可見，大多數系數為負值，說明我國的技術創新對電力消耗、廢水和廢氣排放的影響是積極的。從內部R&D 支出來源看，政府資金和企業自籌資金的作用最為突出；外部R&D 支出對環境績效的影響相對較弱，只有內資企業的外部R&D 支出對環境績效有顯著影響，其他R&D 資金支出的影響不顯著，表明與內資企業的外部R&D 合作可以通過借鑒其他企業的生產方式或協同創新來達到提高環境績效的目的。對于電力消費而言，R&D 內外部支出的系數均為負值，說明R&D 可以降低電力消費，但內部R&D 支出的效果遠高于外部R&D 支出，并通過了顯著性檢驗。從創新支出分類看，企業自籌R&D 資金的作用最為明顯，政府R&D 資金的作用相對較弱但不顯著。在廢水排放方面，主要還是企業籌集的R&D 經費影響顯著，其中政府R&D 資金在總體上加強了對廢水排放的限制，企業R&D 支出提高了技術裝備水平、加強廢水循環使用的同時，企業合作創新的外部支出對降低廢水排放有顯著作用。對于SO2排放量，政府和企業R&D 支出系數均在1%顯著水平?？偟膩碚f，政府投入的R&D 資金和企業籌集的R&D 資金是提高環境績效的主要因素，表明政府在投入R&D 資金時更加注重環境績效，發揮了積極作用；企業自籌R&D 資金是提高環境績效的最重要因素；此外，協同創新和與其他企業合作可以提高環境績效。

表4 2011～2017 年我國環境規制對創新投入的影響

表5 2011～2017 年我國技術創新對生態環境的影響

從表6 可見，加入企業技術創新變量后，政府環境規制的生態效應與技術創新生態效應系數的符號不一致，且在1%水平上不顯著。其中，企業R&D 支出的內部支出系數均處于1%顯著水平，外部支出僅對SO2排放在1%達到顯著水平，對其他無效。這表明我國環境規制對改善環境績效有顯著影響，但這種影響主要是通過企業技術創新的中介作用實現的，揭示了我國創新驅動戰略的實施在產業升級和環境績效改善方面發揮了較好的作用。政府環境規制強度在一定程度上刺激了企業在技術改造和升級中投入更多資源，最終通過產品和工藝創新提高環境績效。

表6 2011～2017 年我國技術創新對環境績效的中介效應

4 環境規制的規模效應與區域差異

4.1 環境規制的規模效應

我國各地區在GDP、人口等方面存在較大差異，不同地區的環境規制和創新投資力度也存在較大差異。Schumpter［64］假設認為企業規模與技術創新之間存在正相關關系。Chen［65］用面板分位數回歸檢驗環境質量與技術創新的關系，發現更高的經濟增長會導致開發更清潔和更先進技術方面的更大投資。為了分析不同環境規制強度對環境績效的影響，本研究采用面板分位數回歸方法對環境規制強度的差異影響進行了檢驗［66］。具體模型如下：

式（10）中，β是要估計的τ分位數系數。

如圖3 所示，環境規制強度的不斷加大對降低用電量的作用越來越大，且用電量呈現出持續下降的趨勢。也就是說，環境規制強度越大，其對用電量下降的影響就越大。但只有當環境規制系數在0.4個分位數時變為負值，才能促進單位GDP 用電量降低，即存在環境規制的門檻效應［67-68］，系數在0.9個分位數處達到最低值，但95%的置信區間變寬，估計系數的標準誤差較大；而IS 系數在0.6 個分位處急劇上升，表明單位GDP 用電量顯著增加。結果表明，第二產業是我國電力消費的主要原因。

從圖4 可以看出，環境規制總體上對減少廢水排放有一個曲折的下降趨勢，在0.3 分位數開始穩步下降，但下降速度慢于用電量下降，在0.8 分位數達到最低點；但所有系數都小于0，這意味著沒有門檻效應。IS 系數也在增加，這意味著當第二產業份額增加時，單位GDP 的廢水排放量也會增加。

如圖5 所示，環境規制對SO2排放量的分位數回歸系數小于0，表明環境規制可以減少SO2排放且不存在門檻效應，但環境規制強度的增加導致SO2減排的邊際效應減少。工業份額的增加可以減少SO2的排放，表明存在規模效應，第二產業占比越高，產業集聚區的環境治理就越規范，可以采用更先進的集成設備。

圖5 2011～2017 年我國環境規制對SO2 排放的影響

4.2 環境規制效果的區域差異

雖然本研究的上述實證分析表明2011～2017年間我國技術創新對環境績效具有積極作用，但由于經濟發展和經濟結構的異質性，各地區技術創新的生態效應具有不同的特征。本研究構建的所有模型都適用于個體固定效應模型，固定效應反映了對環境績效的不同影響，其中高值表示效果差，低值表示效果好。以下根據模型估計中的固定效應系數，分析區域間的差異。

從固定效應看，東部1）的技術創新對降低用電量的效果好于西部。其中，四川的單位GDP 電力消費處于中等水平；吉林、海南、湖南、天津和黑龍江的技術創新對電力消費的貢獻最大，新疆、青海和寧夏的技術創新對電力消費的影響最小，主要原因是吉林、海南等省份的GDP 大多不以第二產業為主，其第一、三產業的人均GDP 用電量較低，而新疆等省份的電力供應豐富，但由于工業基礎薄弱，加工制造業尚處于起步階段，高新技術產業比重較低，創新投入處于較低水平，因此其技術創新對降低用電量的作用并不顯著。

技術創新對青海、內蒙古、海南等省份降低污水排放的作用最大，而對浙江、江蘇、廣東和江西的作用最低，總體特征是東南沿海地區技術創新對減少污水排放的作用弱于中西部地區。主要原因：一是東南沿海地區水資源豐富，污水回用驅動力低；二是東南沿海地區的第二產業占比較大，廢水總量較高。總的來說，減少污水排放是一個長期的過程，需要更新技術、投資和設備，技術創新對減少廢水排放的作用在短期內不明顯。

技術創新在海南、青海和廣西等省份在減少SO2排放方面具有顯著的正面效應，在廣東、陜西、江蘇和山東等省份的影響最低，在安徽是處于中位數?？傮w分布不規律，主要與各地產業和產業水平有關。在發達的東南地區，技術創新對SO2排放的影響較小，表明工業企業沒有將廢氣排放控制列為技術創新的重要對象，而追求GDP 和弱化生態環境保護的問題依然嚴重。

5 結論與建議

5.1 研究結論

總的來說，我國的環境規制通過企業技術創新對生態環境績效起著積極的作用，技術創新在環境規制中起著完全中介作用，但不同來源、不同R&D支出在環境績效中的作用卻有很大差異。

首先，從技術創新的內部支出來看，政府資金對環境績效的影響是顯著的。政府的R&D 資金在節能減排方面發揮了積極作用，有效降低了用電量和廢物排放水平，這說明政府在環境治理過程中非常重視環境績效，政策效應在創新中表現突出；企業自籌的R&D 資金在生態環境保護方面具有較強的積極作用，邊際貢獻最大，已成為企業提高環境績效的主要影響因素，這表明政府環境規制政策對企業經營決策起到了積極作用，企業把生態環境績效作為創新的重要方向。而其他來源的R&D 資金并沒有顯著改善環境績效。

其次，從外部R&D 支出的角度來看，只有對國內企業的R&D 支出能夠提高企業的環境績效，而大多數其他R&D 支出對環境績效沒有影響。由此可見，對外合作的主要目的是解決企業產品技術和制造技術的瓶頸，是企業短期的權宜之計，合作方不重視生態問題，這說明全社會尚未完全形成保護生態環境的整體意識和濃厚氛圍。

第三，根據分位數回歸結果，環境規制對降低用電量和廢水排放的作用越來越大。隨著環境規制力度的加大，其邊際效應也在增大；此外，環境規制對降低電力消耗也具有門檻效應，只有在0.4 分位數時才能降低每億元GDP 的電力消耗。

最后，從技術創新對環境績效影響的區域差異來看，多數省份仍處于資源稟賦和產業基礎上的資源利用模式，尚未真正形成重視生態環境保護的總體格局，創新的生態效應不是特別顯著，資源利用粗放。

5.2 對策建議

我國在加快生態文明建設、綠色發展的進程中，必須加強技術創新在生態環境建設中的積極作用，充分發揮政府和企業的協同作用，增強社會對生態環境保護的重要性認識。

首先，在提高科技創新的規劃性、系統性和復雜性的背景下，除了研發政策外，還應加強政府在創新中的主導作用，制定更多的促進企業技術創新的政策。加大政府創新資金投入，強化政府研發資金對環境保護的引導作用，通過公益項目提高生態環境保護投入，通過生態創新的正外部性優化環境績效。

其次，要把企業作為生態環境保護的主體，充分確立企業技術創新的主體地位，提高企業技術創新和基礎研究投入。對于生態創新較好的企業，政府應該給予其更多的稅收優惠、創新項目和資金支持。

第三，在技術創新過程中強調生態環境保護的重要性。不僅要提高企業的技術能力和生產效率，而且要把循環經濟和環境保護作為衡量創新績效的重要方面，對在生態環境創新中作出突出貢獻的企業要給予適當的獎勵，在全社會形成鼓勵生態創新的氛圍。

第四，第二產業比重是影響環境績效的主要因素，要加快第二產業優化升級，減少對傳統資源的依賴。由于我國許多企業仍然把資源稟賦作為經濟發展的主攻方向，造成創新動力薄弱、生態環境建設滯后。因此在經濟發展過程中要提高資源消耗型企業的經營成本，迫使企業轉型，實現創新驅動。

注釋：

1）國家統計局公布的我國四大經濟區分別是：東北（3 省份）包括遼寧省、吉林省、黑龍江省；東部（11 省份）包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省、臺灣??；中部（6 省份）包括山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南?。晃鞑浚?2 省份）包括內蒙古自治區、廣西壯族自治區、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區。