環境規制工具對環境友好型技術創新的區域性影響
——以氫燃料電池技術為例

孫 冰，徐 楊，康 敏

(哈爾濱工程大學 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

0 引言

隨著經濟快速發展以及工業化進程的不斷推進，中國生態環境問題日益嚴峻。《2019年氣候變化績效指數》報告顯示，在參評的57個國家和地區中，中國排名上升到第33位，較往年有了較大幅度提升，但還處于“中等”國家之列，尤其是在溫室氣體排放治理與能源利用方面的表現仍有較大提升空間。2020年5月22日召開的第十三屆全國人大三次會議指出，當前中國一些地方的生態系統依然脆弱，生態環境質量有待改善，優質生態產品供給與人民對美好生活的向往間還存在一定差距。上述情況均表明，環境問題是制約中國經濟社會可持續發展的瓶頸，無論是出于自身發展需要還是國際政治責任，均要求我們實現經濟增長與環境保護的和諧統一，而環境友好型技術創新無疑是實現該目標的有效途徑。順應時代發展需要的環境友好型技術不僅是第一生產力，同時也是生態環境的第一保護力[1]。根據1992年聯合國環境與發展大會上通過的《21世紀議程》的定義，環境友好型技術是指對生產生活無污染或低污染的技術、工藝。環境友好型技術創新與一般技術創新的不同之處在于其創新成果不僅能提高生產率，還能夠節約資源、減少環境污染。然而，不可否認的是環境友好型技術創新具有風險大、投入高、實施難度大及擴散速度慢等特點，致使企業對實施環境友好型技術創新缺乏足夠動力。因此，各國政府均采取多種形式的環境規制工具以推進環境友好型技術創新。

自20世紀70年代以來，中國陸續在不同領域出臺了一系列環境規制政策，構建了命令控制型、市場激勵型、公眾參與型并存的環境規制工具體系。那么，不同類型的環境規制工具能否激勵環境友好型技術創新？在不同地區，不同類型環境規制工具的作用效果是否存在差異？如何選擇合適的環境規制工具推動環境友好型技術創新？為回答以上問題，本文選取中國2004-2017年省際面板數據構建模型，探討不同環境規制工具對中國環境友好型技術創新的影響，并進一步分區域進行實證研究。在此基礎上，針對環境規制工具的地區差異性影響提出促進環境友好型技術創新的相關建議，以期在國家創新驅動發展戰略背景下為我國環境友好型技術創新效應提升和低碳經濟的可持續運行找到有效路徑，并為各級政府進一步完善環境規制政策和推進實現十九大提出的“兩山”愿景提供有益思路及參考。

1 研究現狀

1.1 環境規制含義

環境規制是環境管理正式制度中最為重要的政策工具。目前，通常把環境規制分成3種類型，即命令控制型、市場激勵型、公眾參與型[2]。其中，命令控制型環境規制工具是指由政府主導，根據相關法律法規，對生產行為進行強制性管理的環境政策；市場激勵型環境規制工具是指通過價格和費用等市場化手段引導企業節能減排，從而降低環境污染的環境政策；公眾參與型環境規制工具則是指企業和公眾自由參與、旨在節約資源和保護環境的承諾或行動。

1.2 環境友好型技術創新內涵

考慮到現有環境友好型技術創新內涵的界定尚未統一，本文研究當前發展較為成熟且與環境友好型技術創新內容具有高度相關性的概念，如環境技術創新[3]、生態技術創新[4]、綠色技術創新[5]、節能減排技術創新[6]等的具體界定，發現上述概念是從節約資源、減少污染、降低能耗、改善環境治理等方面對這類技術創新進行定義。由于上述概念均在一定程度上包含環境友好型技術創新的實質內容，因此本文在參考上述研究的基礎上，將環境友好型技術創新定義為所有能夠改善生態環境或提高人類生存環境質量的技術創新活動或過程。

1.3 環境規制與技術創新關系研究

環境規制與技術創新關系研究近年一直是學術界關注的熱點。Porter[7]提出的“波特假說”首次對該問題進行了解釋，認為“嚴厲且設計合理的環境規制可以激發創新，甚至能夠抵消大部分環境規制的成本”。“波特假說”提出后,引起了學術界的廣泛關注,學者們圍繞不同角度進行爭論，主要歸納為3種觀點。

(1)環境規制對技術創新沒有影響。Nakano[8]基于日本紙漿和造紙企業數據發現，環境保護政策與綠色技術創新沒有顯著相關性；Brunnermeier&Cohen[9]對1983-1992年美國146個制造企業面板數據進行實證分析，結果表明，政府采取的環境規制行為對環境技術創新沒有顯著影響；江珂和盧現祥[10]分析了環境規制對發明、實用新型、外觀設計專利3種類型技術創新能力的影響，結果也顯示，環境規制并沒有顯著影響技術創新。

(2)環境規制對技術創新有顯著影響。針對環境規制是否對技術創新有顯著影響的熱點問題，學者們主要持有兩種截然不同的觀點：一種觀點認為，恰當的環境規制能產生創新補償效應，有利于引發技術創新。如Lanjouw & Mody[11]最早采用實證方法驗證“波特假說”，得出了隨著環境成本提高環境專利數量也會相應增加的結論；Lee & Velosob[12]、Barbieri[13]也得出了類似結論，即環境規制越嚴格，環境專利申請量就越多；另一種觀點則認為，過于嚴苛的環境規制對技術創新有消極影響。如Palmer & Wallace[14]、Ramanathan[15]、Wagner[16]實證發現，嚴格的環境規制會增加企業減排成本，導致企業采用新技術獲取的收益低于環境監管費用，產生擠出效應，不利于企業節能減排技術創新。

(3)環境規制與技術創新的關系不確定。持有該觀點的學者認為，由于不同國家或地區在環境規制、區域經濟、產業結構等方面存在顯著差異，環境規制與技術創新的關系也會呈現出空間異質性，因此無法得出一致結論[17-18]。如Daddi & Testa[19]認為，在時間因素和隨機因素的影響下，環境規制對環境技術創新的影響具有很大不確定性；李斌和彭星[20]、蔣伏心等[21]、周海華和王雙龍[22]基于不同角度的研究均發現，環境規制與企業綠色技術創新之間呈“U”型動態關系，即環境規制對技術創新的作用具有一定門檻效應。

通過上述文獻可以發現，國內外學者在環境規制與技術創新關系領域已經進行了較深入的研究，并取得了豐碩的研究成果，但仍存在一些不足。第一，現有研究大多將環境規制視為一個整體，較少對環境規制類型進行區分，更缺少針對不同類型環境規制工具作用效果的對比研究。實際情況是，不同環境規制工具由于其干預手段和作用環節不同，對環境友好型技術創新的影響也會不同，因此有必要加以分析；第二，當前關于環境規制對環境友好型技術創新影響的文獻多限于全國層面，缺少區域性的比較研究。目前，中國不同區域的經濟基礎和環境規制實施情況均存在顯著差異，因此，忽略地域特征的研究往往會產生誤差，不利于對地區環境友好型技術創新進行有針對性的政策干預；第三，以往研究主要采用靜態分析方法，而環境規制和環境友好型技術創新是相對長期的過程，因此，從動態角度分析更能真實反映兩者關系。鑒于此，本文將圍繞不同類型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響進行動態的定量研究，進一步分析其空間差異性，以期深化環境規制理論，為中國各地政府有針對性地選擇環境規制工具、促進環境友好型技術創新提供理論依據。

2 研究設計

2.1 模型構建

內生增長理論認為，技術創新本質上是一種經濟現象，產出是其表現形式，因此可以視為一種相對特殊的生產[23]。同一般生產函數類似，環境友好型技術創新過程也需要一定的投入。基于此，本文假設中國各地區的環境友好型技術創新產出函數與傳統物質生產領域的產出函數具有相似形式，是物質生產函數在知識生產領域的延伸和擴展[17]。相比于一般生產函數，柯布-道格拉斯生產函數引入了技術資源因素，與本文研究更加契合，因此本文將環境友好型技術創新產出函數設定為柯布-道格拉斯生產函數形式。由于本文主要研究環境規制工具對環境友好型技術創新的影響，所以將環境規制工具作為要素投入，并將命令控制型、市場激勵型、公眾參與型[2]3種環境規制工具作為新變量納入生產函數。另外，考慮到經濟發展水平、外商投資總額、產業結構必然會對環境友好型技術創新產生影響，因此也將上述3個因素納入模型。最終使用柯布-道格拉斯生產函數構建的環境友好型技術創新生產函數計量模型如下：

TIit=α+β1KZit+β2JLit+β3CYit+θlnFDIit+φishareit+λlnGDPit+εit

(1)

式中，TI表示環境友好型技術創新，KZ表示命令控制型環境規制工具，JL表示市場激勵型環境規制工具，CY表示公眾參與型環境規制工具，FDI、ishare、GDP分別代表外商直接投資、產業結構、區域經濟發展水平，i表示省(市)，β、θ、φ、λ分別表示相關系數，t表示時間，α表示截距項，εit表示隨機誤差。

考慮到環境友好型技術創新存在慣性作用和路徑依賴效應，環境規制工具的作用可能滯后[17]。因此，為了準確有效地分析3種環境規制工具對環境友好型技術創新的動態影響，本文加入技術創新的一階滯后項，從而將靜態模型擴展為動態模型(2)，并采用系統GMM方法對該模型進行估計。

TIit=α+β1TIit-1+β2KZit+β3JLit+β4CYit+θlnFDIit+φishareit+λlnGDPit+εit

(2)

2.2 研究對象與數據來源

本文以氫燃料電池技術為例，回答環境規制工具能否促進環境友好型技術創新問題。選擇氫燃料電池技術作為研究對象的原因在于：首先，氫燃料電池是一種將氫氣和氧氣通過電化學反應直接發電的裝置，其技術實現過程不涉及燃燒，化學反應產物僅為水，可以從根本上消除CO、NOx、SOx、粉塵等大氣污染物排放，且其具有能量轉換率高和清潔綠色無污染等特點，是環境友好型技術的典型代表；其次，在環境規制政策的積極扶持下，氫燃料電池技術近年來得到了快速發展，各地區已涌現出一大批創新成果，能夠較好地匹配本文研究目的。此外，氫燃料電池技術已成為新一代電動汽車未來發展的重要支撐，將其作為研究對象，對于有效促進綠色能源技術發展有著重大戰略意義。簡而言之，選擇以氫燃料電池技術為代表，研究環境規制工具的影響，對于各級政府更好地促進環境友好型技術發展具有啟發與借鑒意義。

鑒于數據可得性，選取2004-2017年中國內地30個省市面板數據(2018年和2019年數據暫未發布，且西藏樣本由于數據缺失嚴重而未納入統計)作為研究樣本。相關數據主要來源于國家統計局以及歷年的《中國環境統計年報》、《中國環境年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》和Patentics專利數據庫等。

2.3 變量測度

(1)被解釋變量：氫燃料電池技術創新。衡量技術創新的指標主要有兩種：一是從投入角度衡量的R&D支出[24-25]；二是從產出角度衡量的專利數量[10,26]。由于中國并沒有公布與氫燃料電池技術創新相關的R&D數據，因此本文沿用Hall&Helmers[26]的做法，用專利申請數表征該指標。本文專利數據來自Patentics數據庫，結合該領域常用關鍵詞進行專利檢索。考慮到相比于外觀設計和實用新型專利，發明專利的創新程度最高[6]，因此，本文只采用發明專利的相關數據。

(2)核心解釋變量：環境規制工具。①命令控制型環境規制工具在中國實施時間最長、應用最廣泛，主要包括市場準入、環境標準、禁令等具體措施。鑒于該工具實施效果的重要體現之一就是對企業污染物排放量的限制，Domazlickys[27]和蔣伏心等[21]指出，某地區的污染排放強度越小，表示該地區的政府管制措施越嚴格。因此，他們采用污染物排放強度作為衡量命令控制型環境規制工具的指標。在此基礎上，為了排除區域工業規模對工業廢氣排放量的影響，本文遵循Cole&Elliott[28]的做法，利用各省市工業廢氣排放量與各省市工業總產值的比值衡量命令控制型環境規制工具。從指標數值看，單位工業增加值的工業廢氣排放量越少，表示命令控制型環境規制的強度越大；②市場激勵型環境規制工具賦予經濟主體更大程度的選擇與行動自由,為企業采用污染控制技術提供了較強的刺激源，其常見的具體措施主要有排污費[29]、補貼[5]和可交易的排污許可證[6]等。雖然排污費在我國已使用較為成熟，但它屬于市場激勵型規制工具中的負向激勵措施，用來衡量市場激勵型環境規制工具效果有一定片面性，同時，補貼和可交易的排污許可證整體應用不足且缺乏全國范圍數據，而環境污染治理投資包含政府環境基礎設施投資、工業污染源治理投資和環保項目開發投資，可以更全面地展現地區政府在環境規制上投入的激勵成本。某地區環境污染治理投資越大，表示該地區企業受到環境規制市場的激勵作用越大。在此基礎上，為了排除區域經濟總量的干擾，本文采用趙紅[30]的做法，將各省市環境污染治理投資額與省市生產總值(GDP)的比值作為衡量市場激勵型環境規制工具的指標；③公眾參與型環境規制工具以公眾參與與企業環保意識為重要表現形式，主要包括環境信訪、信息提供、契約等具體措施。目前有關這類規制工具的研究較少，考慮到數據可得性和代表性，并參考蔡烏趕和李青青[2]的研究，本文選取各省市環境信訪件數度量公眾參與型環境規制工具。

(3)控制變量。①當地經濟發展水平(GDP)，采用各省市國內生產總值衡量；②產業結構(ishare)，用工業增加值占當地國內生產總值的比重表征；③經濟開放度(FDI)，用外商投資企業總產值衡量。

3 實證分析

3.1 描述性統計

本文對環境友好型技術創新、3種環境規制工具、外商直接投資、區域經濟發展水平、產業結構等研究中涉及的主要變量進行統計分析，具體如表1所示。其中，各省域氫燃料電池技術發明專利申請量的均值為11.467，但是差異較大，最大觀察值為167(2017年廣東的申請量)，同時多個省(市)出現申請量為0的情況。同時，由表1中三類環境規制工具的統計值可看出，三類環境規制工具的實施強度也表現出顯著差異，其中，公眾參與型環境規制工具的差異最顯著。

表1 變量統計值

為了更清晰、直觀地反映各地區環境友好型技術創新水平，并明確不同地區環境規制工具創新激勵效應的差異性，本文基于2004-2017年中國內地各地區氫燃料電池技術專利申請量、3種類型環境規制工具的實施強度、GDP數據，利用SPSS軟件對研究中涉及到的30個省(市)進行環境友好型技術創新水平的系統聚類分析。首先，為使各指標更具可比性，分組前對數據進行標準化處理；然后，采用學者們普遍使用的組間平均連結法對數據進行分類，最終生成聚類劃分結果樹狀圖(圖1)。從圖1可以看出，把中國內地30個省(市)劃分為三類是最為合理的，類間距離較大，各類特點突出，聚類結果如表2所示。本文根據氫燃料電池技術專利申請量，將3個聚類分別定義為環境友好型技術創新的高水平、中等水平和低水平3個地區。

3.2 數據處理與靜態面板數據回歸分析

由于各變量統計值并不能反映不同類型環境規制工具與環境友好型技術創新間的相關性，因此，本文將通過回歸分析作進一步探討。考慮到本文面板數據具有省際和時間雙重維度，模型設置的準確性會對實證結論產生較大影響。所以，回歸分析前先采用Stata15.0依次通過Wald檢驗、BP-LM檢驗和Hausman檢驗進行模型篩選，檢驗結果如表3所示。

由表3可看出，固定效應模型優于混合OLS模型、隨機效應模型優于混合OLS模型、固定效應模型優于隨機效應模型。綜合以上結果，本文最終采用固定效應模型對計量模型(1)進行回歸分析。此外，由表3可知，本研究變量間存在顯著自相關，模型中也存在異方差性。為了消除兩者可能對結果帶來的偏差，本文采用可行廣義最小二乘法(FGLS)對固定效應模型進行靜態面板數據回歸，結果如表4所示。從表4可以看出，在三類環境規制工具中，命令控制型和市場激勵型環境規制工具均能有效促進環境友好型技術創新，公眾參與型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響不顯著。為了避免靜態面板數據回歸的片面性，進一步開展動態面板數據回歸分析，以更全面地探究3種環境規制工具的作用效果。

圖1 聚類分析結果

表2 聚類分析結果

表3 模型篩選檢驗結果

表4 面板數據模型估計結果

3.3 動態面板數據回歸分析

由于環境友好型技術創新具有累積效應，引入滯后因變量更符合理論與現實，同時，為了避免滯后項產生的面板效應內生性和變量遺漏問題，本文采用相比差分廣義矩估計法更為有效的系統廣義矩估計法(Sys-GMM)對計量模型(2)作動態面板數據回歸。采用Sys-GMM對環境友好型技術創新高水平、中水平和低水平三大地區進行混合回歸估計，進一步比較與總結不同地區環境規制工具對環境友好型技術創新的作用效應。在此過程中，借鑒Windmeijer的方法對Sys-GMM標準誤差進行矯正，使樣本不受異方差干擾并使回歸估計結果更有效，結果如表4所示。從Hansen檢驗的P值可以看出，工具變量的選擇是合理的；從AR檢驗結果可看出，擾動項存在一階自相關但不存在二階自相關，意味著本文選用的Sys-GMM估計是有效的。根據林季紅和劉瑩[31]、劉和旺等[32]、賴小瓊和黃智淋[33]的檢驗標準，將表4中兩次全樣本回歸分析結果進行對比，可以發現，模型中相關解釋變量除在系數參數值大小和顯著性上存在差異外，在系數符號上完全一致，意味著3種類型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響與前文靜態結果一致，表明動態面板數據回歸結果是穩健可靠的。

通過觀察表4中Sys-GMM估計的回歸結果可以發現：

(1)全樣本數據中，環境友好型技術創新的滯后項系數顯著為正，且數值接近1，說明上一期技術創新與當期技術創新存在顯著正相關性，表明技術創新具有慣性，是一個連續的動態過程，上期技術積累會在一定程度上促進當期技術水平提升。

(2)3種環境規制工具對全樣本環境友好型技術創新影響的回歸系數分別為0.017、0.629、0.000 01，且分別通過了1%、5%、5%的顯著性檢驗，說明3種環境規制工具對環境友好型技術創新皆有顯著激勵作用，從而驗證了“波特假說”。從影響程度看，3種環境規制工具對環境友好型技術創新的激勵效果呈現出市場激勵型環境規制工具最高、命令控制型環境規制工具次之、公眾參與型環境規制工具最弱的發展態勢，該結論與Plamer的觀點一致。

(3)不同類型環境規制工具的影響范圍不同。根據Sys-GMM估計回歸結果，繪制3種類型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響范圍圖。從圖2-圖4可看出，3種環境規制工具中，市場激勵型環境規制工具的影響范圍最廣，命令控制型次之，公眾參與型最小。由于不同地區在經濟發展水平、市場化程度、政府執法力度等方面差異較大，導致不同地區環境規制工具對環境友好型技術創新的影響效應存在較大差異。其中，市場激勵型環境規制工具分別促進與抑制了高水平、中等水平地區的環境友好型技術創新，在低水平地區則對環境友好型技術創新影響不顯著；而公眾參與型、命令控制型環境規制工具分別僅在高水平、低水平地區對環境友好型技術創新發揮顯著作用，在其它兩類地區的影響不顯著。

圖2 命令控制型環境規制工具

圖3 市場激勵型環境規制工具

圖4 公眾參與型環境規制工具

(4)3種環境規制工具與環境友好型技術創新的關系表現出明顯的空間差異性。在環境友好型技術創新高水平地區，市場激勵型環境規制工具(β=0.385，p<0.01)與公眾參與型環境規制工具(β=0.0001，p<0.05)對環境友好型技術創新都有顯著的激勵作用。原因在于：其一,該地區大部分省市已開始進入后工業化階段，市場化程度較高，市場激勵型環境規制工具在該地區得到了有效實施，且該地區企業技術水平高、技術創新需求強烈，市場激勵型環境規制工具可以給企業提供更為明確的技術創新方向，刺激其自發進行環境友好型技術創新；其二，該地區政府和社會對信訪工作比較重視，地區企業的創新意識和公眾的環境監管意識也很高，公眾更愿意借助媒體、信訪等方式表達自己的環境保護訴求，隨著社會團體和公眾對環境污染事件的關注度不斷提升，企業為了維持社會信譽以及自身良好形象，迫于公眾輿論壓力，不得不提高環境友好型技術創新投入，改進生產技術和工藝以實現排污量達標，因此公眾參與型環境規制工具促進了環境友好型技術創新。進一步地，比較兩種環境規制工具的回歸系數發現，市場激勵型環境規制工具比公眾參與型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響更顯著。本文認為，與市場激勵型環境規制工具相比，公眾參與型環境規制工具具有的非強制性、側重事后反饋、處理時間較長等特點是導致該結果的主要原因。此外，命令控制型環境規制工具對環境友好型技術創新影響不顯著的原因在于，該工具屬于政府強制性管控，缺乏靈活性，且排放標準制定通常滯后于行業最新發展水平，加之該地區環境友好型技術創新水平已經較高，因此命令控制型環境規制工具難以進一步顯著促進該地區的環境友好型技術創新。

在環境友好型技術創新中等水平地區，市場激勵型環境規制工具(β=-0.617，p<0.001)顯著抑制環境友好型技術創新，主要原因在于：一方面，市場激勵型環境規制工具在實施過程中賦予了該地區企業更高的自由選擇權，使后者能夠自主結合成本與自身經濟效益選擇資源配置最優方案。由于環境友好型技術創新投資大、見效慢，所以短期逐利心理會驅使該地區企業減少對環境友好型技術創新的投入。另一方面，該地區重工業占比較大，以傳統制造業、原材料初加工等為主導產業，經濟增長主要依靠能源的高消耗，運營成本受市場能源價格波動的影響較大。同時，由于該地區易成為經濟發達地區“三高”產業轉移的“避難所”，導致其環境服從成本較高。能源價格和污染治理費用的雙重成本壓力將嚴重擠占企業在環境友好型技術上的研發投入，從而阻礙該地區環境友好型技術創新。在該地區，其余兩種環境規制工具對環境友好型技術創新的影響不顯著，主要是因為該地區經濟發展滯后，地方政府面臨經濟增長的政績考核壓力，在唯GDP論的政績觀下，易出現為了維護地區經濟發展而包庇企業環境污染行為的情況，導致命令控制型環境規制工具形同虛設、難以有效施行，從而無法對環境友好型技術創新產生激勵效應。同時，由于該地區處于經濟欠發達狀態，較低的收入水平致使當地居民對高質量的生態環境需求較小，公眾環保理念缺乏，加之環境保護信息公開制度不夠完善、信訪制度不健全、信訪路徑少，致使該地區公眾很少采取環境信訪等手段參與環境保護，也難以對污染企業形成輿論壓力，從而導致公眾參與型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響不顯著。

在環境友好型技術創新低水平地區，命令控制型環境規制工具(β=-0.187，p<0.01)抑制了環境友好型技術創新，究其原因，主要為：第一，由于該地區經濟發展滯后，地方政府尤其是環保部門在能力建設、經費投入、物質保障方面都比較薄弱，致使命令控制型環境規制工具由于缺乏充足的物質基礎，不能對當地企業排污行為實現有效管制，而無效的環境管制會導致當地企業對環境友好型技術創新的需求不足甚至下降，從而阻礙環境友好型技術創新活動；第二，命令控制型環境規制工具的內容大多為“要求”或者“禁止”類規定，當環境污染日趨嚴重時，地方政府通常會采取“一刀切”的行政禁令加大規制強度，如提高污染物排放標準等。由于該地區的環境友好型技術創新水平較低，企業無法憑借已有技術達到新環境規制要求，而引進相關技術的高成本將導致企業產品成本偏高,使企業失去市場競爭力，企業由此可能對相關生產項目作出停產決策，從而使已開展的環境友好型技術創新活動也隨之中止；第三，由于該地區經濟發展水平低下，企業缺乏充足的資金推進節能減排。因此在面臨命令控制型環境規制時，企業會優先發展末端污染控制等研發難度小、見效快的技術。當政府加大環境規制力度時，企業必須開發或引進研發難度更大、技術水平更高的節能減排技術，而部分企業難以跨越這類技術的資金投入門檻，致使該地區環境友好型技術創新活動受阻。在該地區，市場激勵型和公眾參與型環境規制工具的影響不顯著的原因是：一方面，市場激勵型環境規制工具主要是依靠市場化手段引導企業進行環境友好型技術創新，因此該工具實施效果與市場體系完善程度、市場活力強弱直接相關。而該地區因經濟存量與增量較低導致市場化程度不高、市場體系不完善，加之環境友好型技術創新水平較低，在很大程度上削弱了市場激勵型環境規制工具的實施效果，對環境友好型技術創新的激勵效應也無法顯現；另一方面，公眾參與型環境規制工具屬于非強制性規范，主要借助非政府組織發揮作用。由于該地區在經濟、教育、生態發展等方面較為落后，政府的環境保護力度和公眾環保理念的普及度較低，致力于環境保護的社會組織相對缺乏，因此公眾作為參與型環境規制工具的實施主體存在缺位，從而導致參與型環境規則工具的創新激勵效應難以顯現。

(5)從表4還可以看出，作為控制變量，GDP對3類地區環境友好型技術創新都表現出顯著促進作用。由此可見，無論在哪類地區，提高經濟發展水平都是促進環境友好型技術創新的有效途徑，更是政府環境規制實施的基礎。控制變量FDI則抑制了環境友好型技術創新，原因可能在于，部分地區仍將經濟增長視為首要任務，難免出現不惜以犧牲環境為代價、吸引FDI的情況。這種對FDI的惡性競爭導致該類地區的環保標準不斷下降，從而抑制環境友好型技術創新的開展。而另一控制變量產業結構也對環境友好型技術創新表現出顯著抑制效果，說明我國仍未擺脫國際代工廠的局面，高能耗、高污染行業占比依然較高，尚未形成以清潔型產業為主的綠色化產業結構，導致企業對綠色產品和綠色技術的需求較低，從而阻礙了環境友好型技術創新。

4 結論與建議

4.1 結論

本文以氫燃料電池技術為例，基于2004-2017年中國內地30個省(直轄市、自治區)面板數據，定量、動態地研究環境規制工具對環境友好型技術創新的影響并得到以下結論：一方面，從總體情況看，3種類型的環境規制工具均促進了環境友好型技術創新，證實了“波特假說”的合理性，但公眾參與型環境規制工具對環境友好型技術創新的影響范圍和程度遠低于其余兩種環境規制工具；另一方面，從空間分異特征看，3種環境規制工具在不同地區對環境友好型技術創新的影響表現出較大差異性。在環境友好型技術創新高水平地區，市場激勵型、公眾參與型環境規制工具對環境友好型技術創新都起正向作用，而命令控制型環境規制工具的創新效應不顯著；在環境友好型技術創新中等水平地區，僅有市場激勵型環境規制工具顯著影響環境友好型技術創新，且表現為負向作用；而在環境友好型技術創新低水平地區，僅有命令控制型環境規制工具阻礙環境友好型技術創新，其余兩種環境規制工具對環境友好型技術創新的影響均不顯著。

4.2 建議

(1)要根據地區差異性合理選擇環境規制工具。現階段，在環境友好型技術創新高水平地區應以市場激勵型環境規制工具為主導，協同使用公眾參與型環境規制工具，為企業進行環境友好型技術研發提供強大的內在動力，并持續激勵企業進行環境友好型技術創新；在環境友好型技術創新中等水平地區，政府應該將市場激勵型和命令控制型兩種工具搭配使用，同時，利用財政手段對企業進行補貼，以降低其在技術研發初期的運營成本，更好地激勵企業開展環境友好型技術創新；對于環境友好型技術創新低水平地區，仍需以命令控制型環境規制工具為主，但要適度提高其標準并加大執法力度以確保該工具能夠得到有效實施。與此同時，還應該將市場激勵型和公眾參與型環境規制工具搭配使用，逐步實現從命令控制型到市場激勵型、公眾參與型的轉變，使其協同互補、降低環境規制成本，從而更好地推動企業進行環境友好型技術創新。

(2)應提高公眾參與型環境規制工具的創新激勵效應。針對我國尚未立法明確公眾的環境參與權、公民環境管理參與意識相對薄弱的現狀，政府一方面需要通過立法進一步明確公眾參與環境監管的權力，并不斷完善信訪制度，建立公眾參與環境治理的綠色通道，為該工具的有效實施奠定基礎；另一方面，政府可以通過強化社會教育，提高公眾環保意識和參與主動性，動員全社會力量對企業環境行為進行監督，從而有效擴大監管范圍、提升監管力度，刺激企業不斷進行環境友好型技術創新。

(3)需提高區域經濟發展水平、優化產業結構。一方面，政府應對環境友好型技術創新水平較低地區予以更多的政策傾斜和專項資金投入，從而提高這些地區的研發投入水平，縮小區域經濟差距。同時，政府也應加大在人口、資源密集型產業聚集地區的環境規制執法力度，逐步淘汰高能耗、高污染產業，以實現向高附加值、低污染的環境友好型產業升級；另一方面，地方企業也要緊跟國家政策，培育綠色生產要素、實施綠色發展人才戰略、加大環境友好型技術研發投入、創造有自主知識產權的環境友好型產品與核心技術。與此同時，建立完善的金融制度和融資體系，為企業發展新能源、節能環保等環境友好型產業提供穩定的資金支持，從而實現經濟增長與生態保護的相互促進、協調發展。

4.3 研究局限與未來展望

本研究還存在進一步深化和拓展的空間：首先，對于命令控制型、市場激勵型以及公眾參與型環境規制工具的測度，本文均采用概括性單項指標，后續可考慮進一步擴展指標體系，根據現實情況，劃分出更多類型或更細化的指標；其次，本文僅對不同類型的環境規制工具及其在不同地區的作用效果進行了區分和測度研究，未來可深入研究各種環境規制工具之間的協同性和互補性，并嘗試科學測算其互動作用效率，力爭通過實證結果為多種環境規制工具的整體設計提供有效依據。