綠色技術創新的最優規制區間研究
2021-09-22 13:17:45王飛航郭笑言
財會月刊·上半月 2021年9期
王飛航 郭笑言
【摘要】綠色技術創新是新時期經濟高質量發展的關鍵， 政府行為能夠有效彌補其在市場經濟體制下存在的“雙重外部性”缺陷。 基于2009 ～ 2017年我國30個省級面板數據， 選用固定效應模型和面板門檻模型， 就環境規制、政府研發補助對綠色技術創新的影響進行研究。 進一步地， 對綠色專利類型和地區的異質性進行討論。 研究發現： 環境規制、政府研發補助與綠色技術創新之間存在顯著的正向門檻效應; 隨著環境規制強度、政府研發補助強度的提高， 環境規制和政府研發補助對綠色技術創新的促進作用呈邊際效率遞減規律; 環境規制的最優強度區間不超過1.271， 政府研發補助的最優強度區間不超過0.028。
【關鍵詞】環境規制;政府研發補助;綠色技術創新;固定效應模型;面板門檻模型
【中圖分類號】F062.2? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）17-0129-9
一、引言
當前我國生態環境頂板效應日趨顯現， 以大規模開發自然資源為基礎的生產和消費之路已不可持續。 針對日益嚴峻的環境保護與經濟發展之間的矛盾， 黨的十九大報告強調了“綠色發展”、堅持“創新驅動發展戰略”的重要性; 隨著“十四五”中國經濟邁入高質量發展階段， “推動綠色發展， 促進綠色生產方式和生活方式”被列為生態環境保護工作的重點方向。 2020年中國在第七十五屆聯合國大會一般性辯論上提出2030年碳達峰和2060年碳中和的承諾。 在當前背景下， 堅持綠色發展、加快實現人與自然和諧共生成為新時期發展的必經之路。
綠色技術創新作為實現環境保護與經濟發展并行不悖的重要手段， 具有“雙重外部性”缺陷[1] 。 一是與知識溢出相關的正外部性。 創新知識被應用推廣時， 其部分或全部會變成公共知識[2] ， 原創企業產生收益流失， 導致大部分企業處于觀望狀態， 其綠色技術創新的積極性大受打擊。 二是與環境污染有關的負外部性。 新古典經濟學認為， 由于環境的公共屬性及缺乏污染排放的市場定價機制， 排污成本往往不納入企業成本核算從而被企業低估， 由此造成了企業過度排放污染物。 上述綠色技術創新的“雙重外部性”決定了除市場自身作用外， 還需要政府出臺政策引導企業進行綠色技術創新。 政府干預理論認為， 政府研發補助能夠提高市場資源配置效率， 有效糾正綠色技術創新的正外部性和資金短缺問題[3] 。環境規制理論認為， 環境規制政策可以解決市場失靈問題， 采用征稅等措施可以約束與環境污染有關的負外部性[4] 。 那么， 如何有效規避綠色技術創新所帶來的“雙重外部性”？ 本文試圖對這一問題進行研究。
二、文獻綜述
“波特假說”認為， 合理的環境規制能對企業產生“創新補償效應”， 部分或者完全抵消企業的環境治理成本， 提高企業競爭力[5] 。 大量學者圍繞“波特假說”的可靠性、適用性進行了驗證。 早期有學者對“波特假說”提出了質疑， 認為環境規制具有“擠出效應”， 環境規制政策的實施給企業帶來了環境保護投資壓力， 在一定程度上擠占了企業創新資源，不利于企業綠色技術創新的實施[6-8] ; 之后， 部分學者提出了不同看法， 認為提高環境規制強度可以倒逼企業進行綠色技術創新、優化資源配置、提高生產效率， 從而產生“創新補償效應”， 緩解企業因遵循環境規制政策所產生的治污或購買清潔設備所帶來的資金壓力。 加之， 知識產權保護制度日趨完善， 企業僅依靠對專利產品的模仿和復制將難以為繼。 因此， 從長遠來看， 采用適度的環境規制強度倒逼企業進行綠色技術創新， 降低企業成本， 搶占市場份額， 更符合企業追求利益最大化的目標[9-12] 。 另外， 還有部分學者認為環境規制對綠色技術創新的影響不確定， 兩者之間呈非線性關系， 隨著環境規制強度的變化， 環境規制對綠色技術創新呈現促進或抑制作用， 只有達到一定的強度區間“波特假說”才能實現[13-16] 。 綜上所述， 環境規制對綠色技術創新存在促進或抑制兩種效果， 且作用效果依賴于環境規制的強度。
由于綠色技術創新具有正外部性， 參與綠色技術創新的企業承擔了創新成本， 但是創新成果卻被其他企業模仿和復制， 從而造成創新企業的收益流失。 而且， 綠色技術創新是一項高風險、高投入、周期長的活動， 導致許多企業呈現一種等待博弈狀態[17] 。 根據政府干預理論， 企業綠色技術創新活動很難依靠市場經濟體制自發開展， 這便為政府研發補助政策的實施提供了充足的理由和動力[3] 。 政府所提供的研發補助可在一定程度上帶動企業自身研發資金的投入， 從而產生“杠桿效應”， 提高企業參與綠色創新的積極性[18，19] ; 同時， 政府對企業提供研發補助， 向外界傳遞了其對該企業發展肯定和支持的信號， 給企業塑造了良好的外部形象， 有助于企業通過外部融資解決綠色創新資金不足的問題[20，21] 。 然而， 部分學者認為政府研發補助會增加企業自身對創新資源的需求， 若資源供給不足則會占用企業其他盈利項目的研發資金， 從而對企業創新活動產生不利影響[22，23] 。 此外， 在我國經濟轉型的背景下， 政府和企業之間存在一定程度的尋租行為， 導致企業交易和運營等非生產性成本上升， 對企業研發投入產生“擠出效應”， 抑制了企業的創新活動[18] 。 也有學者認為兩者之間存在倒“U”型關系， 政府研發補助對綠色技術創新的影響會隨著其強度的變化由“杠桿效應”轉變為“擠出效應”[24，25] 。 由此可以看出， 政府研發補助強度的不同會對綠色技術創新產生促進或抑制兩種作用效果。
綠色技術創新的“雙重外部性”容易引發“雙重市場失靈”現象， 會嚴重影響企業對綠色技術創新的投資。 因此， 亟需借助環境規制政策和政府研發補助政策激發綠色技術創新的活力， 從而消除“雙重外部性”帶來的危害。 那么， 當兩種政策同時實施時又會產生什么樣的效果？ 何小鋼[1] 研究發現， 政府研發補助和環境規制結合使用并形成互補耦合， 便能達到提高綠色技術創新水平的目的。 李圓圓等[15] 研究發現， 環境規制對技術創新投入有正向的非線性效應， 政府研發補助對技術創新投入存在“U”型門檻效應。 郭捷等[26] 基于綠色技術創新的“雙重外部性”特征， 利用省級面板數據進行的實證研究表明， 環境規制政策和政府研發補助政策組合應使用更有利于綠色技術創新的應用和推廣方式。
綜上所述， 從國內外現有文獻來看， 關于環境規制政策和政府研發補助政策對綠色技術創新存在怎樣的影響尚未形成一致結論。 多數文獻的研究集中于單一政策對綠色技術創新的影響， 研究方法多數采用傳統計量模型， 忽略了政策實施強度的不同可能會對綠色技術創新產生門檻效應。 事實上， 研究結果的多樣性也恰恰反映出變量之間的復雜性。 那么， 上述兩種政策的實施對綠色技術創新究竟有何種影響？ 對不同類型的綠色專利又有何種影響？ 這種影響的特征和規律是什么？ 若存在門檻效應， 門檻特征表現如何？ 本文將從這幾個問題著手展開實證研究。
本文可能的創新點在于： 第一， 從研究內容上， 基于綠色技術創新的“雙重外部性”特征， 采用環境規制政策和政府研發補助政策組合的方式， 探究環境規制和政府研發補助對綠色技術創新的影響， 并對專利類型及地區異質性進行分析。 第二， 從技術層面上， 首先采用固定效應模型分別單獨驗證這兩種政策對綠色技術創新的影響。 進一步地， 以綠色技術創新水平為研究對象， 采用面板門檻模型， 研究環境規制、政府研發補助與綠色技術創新之間存在的門檻效應， 并尋求環境規制和政府研發補助的最優強度區間。
三、研究設計
本文將首先基于固定效應模型， 分別單獨驗證環境規制和政府研發補助對綠色技術創新的影響。 接下來采用Hansen[27] 提出的面板門檻模型， 分別以環境規制強度和政府研發補助強度為門檻變量， 進一步考察環境規制、政府研發補助與綠色技術創新之間的非線性關系。
（一）研究方法
1. 固定效應模型。 本文根據Hausman檢驗樣本數據結果， 選擇固定效應模型， 初步判斷環境規制、政府研發補助對綠色技術創新的影響。 具體模型如下：
GTIit=α0+α1erit+α2ERit+α3ISit+α4IEit+
α5Openit+α6DNit+α7HCLit+C （模型一）
GTIit=β0+β1grdit+β2GRDit+β3ISit+β4IEit+
β5Openit+β6DNit+β7HCLit+C （模型二）
其中： i表示地區， t表示年份， α、β為隨機干擾項; C為相應的系數向量; GTIit表示綠色技術創新水平; erit表示環境規制強度; ERit表示環境規制; grdit表示政府研發補助強度; GRDit表示政府研發補助; ISit表示企業規模; IEit表示創新環境; Openit表示對外開放水平; DNit表示國有化程度; HCLit表示人力資本水平。
2. 面板門檻模型。 該模型可根據數據本身特點來內生性地劃分區間， 基于此， 本文關于環境規制、政府研發補助對綠色技術創新的門檻效應進行進一步驗證。 以單門檻為例構建如下模型：
GTIit=β1ISit+β2IEit+β3Openit+β4DNit+
β5HCLit+β6ERit×I（erit≤γ）+β7ERit×I（erit>γ）+C
+εit （模型三）
GTIit=α1ISit+α2IEit+α3Openit+α4DNit+
α5HCLit+α6GRDit×I（grdit≤η）+α7GRDit×I（grdit>
η）+C+εit （模型四）
其中： i表示地區， t表示年份; GTIit是被解釋變量; ISit、IEit、Openit、DNit、HCLit為控制變量; I（·）為指示函數， εit～iddN（0，δ2）。 模型三中的ERit為受erit影響的解釋變量， erit表示環境規制強度， β為門檻變量erit在不同區間時解釋變量ERit對被解釋變量GTIit的影響系數。 模型四中的GRDit為受grdit影響的解釋變量， grdit表示政府研發補助強度， α為門檻變量grdit在不同區間時解釋變量GRDit對被解釋變量GTIit的影響系數。
（二）變量選取
1. 綠色技術創新（GTI）。 本文按照世界知識產權組織（WIPO）于2010年推出的“國際專利分類綠色清單”中的劃分標準（七種類型： 交通運輸類、廢棄物管理類、能源節約類、替代能源類生產類、行政監督與設計類、農林類和核電類）， 對相關綠色專利數據進行檢索。 考慮到專利從申請到授權有1 ～ 2年的時滯， 且綠色專利在申請過程中可能已經投入使用， 對企業績效產生了影響， 故選用綠色專利申請量表示綠色技術創新水平更具真實性、可靠性。 為了考察綠色專利異質性， 進一步將綠色專利區分為綠色發明專利、綠色實用新型專利。 同時選用綠色發明專利申請量、綠色實用新型專利申請量作為綠色技術創新的替代變量進行穩健性檢驗。
2. 環境規制（ER）和環境規制強度（er）。 本文以各地區工業污染治理項目本年完成投資表示環境規制， 環境規制強度的計算公式為：
er=[各地區工業污染治理項目本年完成投資規模以上工業企業的主營業務收入]
3. 政府研發補助（GRD）和政府研發補助強度（grd）。 政府研發補助采用規模以上工業企業R&D經費內部支出中的政府資金來衡量。 政府研發補助強度計算公式為：
grd=[政府資金規模以上工業企業R&D經費內部支出]
4. 控制變量。 綠色技術創新可能還受其他因素的影響， 參考現有文獻， 本文選取產業規模（IS）、創新環境（IE）、對外開放程度（Open）、國有化程度（DN）、人力資本水平（HCL）為控制變量。 其中， 人力資本水平（HCL）選用我國各地區每年勞動力的平均受教育年限表示， 將勞動力受教育程度分為五種， 包括： 學前教育（0年）、小學教育（6年）、初中教育（9年）、高中教育（12年）和高等教育（16年）， 采用相關年鑒中每十萬人口各級學校平均在校生數百分比作為權重， 運用加權平均法計算平均受教育年限， 計算公式為：
HCL=（學前教育×0+小學教育×6+初中教育×9+高中教育×12+高等教育×16）/100000
（三）數據來源
本文以我國內地30個省份2009 ～ 2017年的數據為研究樣本， 其中西藏因部分數據缺失嚴重， 從31個內地省份中剔除。 本文變量的具體指標選取、參考文獻、數據來源如表1所示。
四、實證分析
（一）變量的描述性統計
首先， 對樣本進行描述性統計分析， 結果見表2。 可以看出， 不同地區的環境規制強度波動較大， 對此的解釋是： 其一， 由于不同地區環境問題的差異性， 地方政府結合當地實際情況， 對環境規制政策的執行程度不同。 環境污染較輕的地區， 環境規制強度較低; 環境污染問題較嚴重的地區， 環境規制強度較高。 其二， 某些地區為了完成特定年份的經濟目標， 地方政府調整了經濟發展和環境保護之間的關系， 也會導致某些年份環境規制強度偏高。 同時， 綠色技術創新、政府研發補助、產業規模和創新環境的標準差也反映出我國各地區在進行綠色技術創新、實施政府研發補助政策、擴大產業規模和營造創新環境等方面存在不平衡性。
（二）固定效應模型
Hausman檢驗結果顯示， 使用固定效應模型更為恰當。 因此， 本文采用固定效應模型分別初步驗證環境規制、政府研發補助對綠色技術創新的影響， 結果如表3所示。 其中， 模型一是關于環境規制對綠色技術創新影響的檢驗， 模型二是關于政府研發補助對綠色技術創新影響的檢驗。 由表3可知， 模型一中環境規制對綠色技術創新的影響系數為0.215， 模型二中政府研發補助對綠色技術創新的影響系數為0.460， 說明我國當前的環境規制和政府研發補助均有利于綠色技術創新的實施， 相比之下， 政府研發補助政策更能推動綠色技術創新。
（三）門檻效應檢驗
本文分別以環境規制強度、政府研發補助強度為門檻變量， 首先從門檻存在性及門檻個數進行檢驗， 檢驗結果如表4所示。 其中， 模型三以環境規制強度為門檻變量， 模型四以政府研發補助強度為門檻變量。 由表4可知， 環境規制強度的單重門檻、雙重門檻、三重門檻均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，政府研發補助強度的單重門檻、雙重門檻、三重門檻也均在1%的水平上通過了顯著性檢驗。 可見， 環境規制和政府研發補助對綠色技術創新均存在三重門檻效應， 這說明環境規制與綠色技術創新之間、政府研發補助與綠色技術創新之間均存在顯著的非線性關系， 支持了本文的觀點。
（四）門檻值估計及檢驗
檢驗門檻的估計值與真實值是否一致， 結果見表5。 可以看出， 模型三的三個門檻值分別為1.271、1.843、2.584， 處于原假設接受域內， 說明門檻估計值與真實值相等， 因此環境規制強度劃分為四個區間， 分別為er≤1.271（第一區間）、1.271
（五）模型的參數估計及結果
本文以綠色技術創新為被解釋變量， 分別以環境規制強度和政府研發補助強度為門檻變量， 對解釋變量環境規制和政府研發補助的面板門檻模型進行估計， 結果如表6所示。
1. 模型三的結果分析。 由表6可知， 環境規制對綠色技術創新存在顯著的門檻效應， 無論環境規制強度處于哪個區間， 環境規制對綠色技術創新均為正向影響， 符合“波特假說”所闡述的內容。 當環境規制強度位于第一區間時， 環境規制對綠色技術創新的影響系數為0.485， 且在1%的水平上顯著， 此時環境規制對綠色技術創新的促進作用最明顯; 當環境規制強度位于第二區間時， 環境規制對綠色技術創新的促進作用有所減弱; 當環境規制強度位于第三區間時， 環境規制對綠色技術創新的促進作用繼續減弱; 當環境規制強度處于最強規制區間時， 環境規制對綠色技術創新的影響系數降至0.411。 分析發現， 隨著環境規制強度的提高， 其對綠色技術創新的促進作用呈邊際效率遞減效應， 說明環境規制對綠色技術創新的影響依賴于環境規制強度的變化。 究其原因， 環境規制約束由綠色技術創新產生的負外部性， 促使企業治理環境污染問題， 維持生態平衡， 實現社會和諧發展， 當環境規制強度處于適度區間時產生“創新補償效應”， 有利于創新活動的開展， 而隨著環境規制日趨嚴格， 企業用于環境治理的成本也會大幅度提高， 擠占了企業原本的生產性投資， 造成綠色技術創新缺乏資金， 從而使綠色技術創新水平有所降低。
政府研發補助政策同樣可以促進綠色技術創新的發展。 政府研發補助強度每上升1%， 綠色技術創新水平就提高0.283%， 這說明政府研發補助對綠色技術創新是有一定促進作用的。 因此， 政府研發補助是有必要的。
控制變量中， 企業規模、對外開放水平對綠色技術創新均產生促進作用， 國有化程度對綠色技術創新有正向影響但不顯著， 創新環境和人力資本水平均抑制綠色技術創新。 國有企業相對于民營企業來說， 在注重綠色生產、環境治理的同時也更加強調資金的安全性和投資的保值性， 因此， 會減少其高投入、高風險的創新活動， 導致其對綠色技術創新雖然起促進作用但是并不顯著。 創新環境對綠色技術創新呈負向影響， 說明在當前環境規制強度下， 市場對綠色技術的投資缺乏熱情， 投資者對綠色技術的熟悉程度有待提高。 由于綠色技術創新增加了產品生產和技術環境的復雜度， 激勵綠色技術創新需要高質量的人力資本來支撐， 模型估計結果顯示， 人力資本水平對綠色技術創新具有負向影響， 說明當前我國高質量人力資本短缺， 較低水平的人力資本很難與之契合， 由此對綠色技術創新產生了抑制作用。
2. 模型四的結果分析。 政府研發補助與綠色技術創新呈正向的非線性關系。 當政府研發補助強度處于第一區間時， 其對綠色技術創新的促進作用最大， 影響系數為0.683， 說明政府研發補助每增加1%， 綠色技術創新就提高0.683%; 當政府研發補助強度達到第二區間時， 這種促進作用有所下降; 當政府研發補助強度處于第三區間時， 政府研發補助對綠色技術創新的正向影響進一步減弱; 當政府研發補助強度處于第四區間時達到最大， 影響系數降至0.564， 政府研發補助對綠色技術創新的影響顯著下降。 從上述分析可以看出， 政府研發補助強度的提高可使這種正向影響呈現邊際效率遞減特征， 究其原因： 一方面， 政府為企業提供適當的資金支持， 可彌補企業因創新知識溢出造成的收益流失， 避免“市場失靈”問題的出現; 另一方面， 合理的政府研發補助在緩解企業資金壓力的同時也能引導企業自有研發資金的投入， 從而產生“杠桿效應”。 因此， 適宜強度的政府研發補助可以提高綠色技術創新水平， 但較高強度的政府研發補助會使許多企業產生“搭便車”的行為， 將一部分政府資金用于非綠色技術創新， 從而降低政府資金利用率， 對綠色技術創新的促進作用也隨之下降。
環境規制政策也可以對企業綠色技術創新產生顯著的促進作用， 環境規制程度每上升1%， 綠色技術創新水平就提高0.098%， 這說明環境規制對綠色技術創新也是很必要的。
控制變量中， 創新環境對綠色技術創新存在正向影響， 對外開放水平對綠色技術創新則存在顯著負向影響。 對外開放水平抑制綠色技術創新的結果支持了“污染避難所假說”所闡述的內容， 由于在對外開放引進國外先進技術的過程中， 一些發達國家傾向于將污染密集型企業遷移到環境規制相對較弱的發展中國家， 導致我國部分地區環境污染比較嚴重[32] 。
模型三、模型四中其余控制變量對綠色技術創新的影響系數差距不大， 影響趨勢不變， 因此， 這里不進行詳細說明。
綜合分析環境規制、政府研發補助對綠色技術創新的門檻特征， 本文認為環境規制的最優強度區間不超過1.271， 政府研發補助的最優強度區間不超過0.028， 即環境規制和政府研發補助存在最優強度區間， 使環境規制政策和政府研發補助政策達到最優化， 實現經濟發展和環境保護的雙贏。
（六） 地區異質性分析
由于各地區的經濟發展水平、資源稟賦、環境特征等方面存在較大差異， 環境規制政策和政府研發補助政策在不同地區的落實程度也不同。
表7展示了2009、2011、2014、2017年幾個時間節點在不同環境規制門檻和政府研發補助門檻下各省份的分布情況。 從環境規制的角度來看： 一是各省份環境規制強度處于第四區間（er>2.584）的數量最多， 說明我國各省份環境規制強度偏高， 尚未充分發揮對綠色技術創新的促進作用; 二是各個時間節點省級區域多數在臨近門檻區間變動， 跨門檻波動的現象僅發生在個別省份區域， 說明我國各省份環境規制政策延續性較強。 從政府研發補助的角度觀察： 一是各時間節點第一和第四門檻區間內變動的省份區域最多為4個， 相對來說， 較強和較弱的政府研發補助政策一旦確立， 該政策的執行時間就會較長; 二是各時間節點第三和第四門檻區間內變動的省份區域數量雖然沒有發生明顯變化， 但部分省份區域的變動十分頻繁， 政策缺乏穩定性， 應該積極引導這部分省份區域的政府， 使其研發補助政策更趨合理。
（七）專利類型分析及穩健性檢驗
本文將綠色專利區分為綠色發明專利和綠色實用新型專利對模型三、模型四的穩健性進行檢驗， 并在此基礎上對綠色專利異質性進行考察， 結果如表8、表9所示， 各變量相關系數的符號、大小及顯著性水平并沒有發生明顯改變， 說明模型三、模型四的結果是穩定的。
由表8、表9可看出， 環境規制、政府研發補助對綠色發明專利、綠色實用新型專利均具有顯著的三重門檻作用。 通過觀察影響系數可以發現， 在四個強度區間內， 環境規制對綠色發明專利的影響系數分別為0.515、0.491、0.463、0.445， 環境規制對綠色實用新型專利的影響系數分別為0.346、0.329、0.306、0.290， 說明環境規制對兩種類型綠色專利的影響差異不是很大; 政府研發補助對綠色發明專利的影響系數分別為0.770、0.736、0.699、0.648， 政府研發補助對綠色實用新型專利的影響系數分別為0.769、0.738、0.696、0.641， 說明政府研發補助對兩種類型綠色專利的影響不存在顯著差異。 相比之下， 政府研發補助對兩種綠色專利的促進作用明顯強于環境規制， 這也證實了我國當前環境規制強度偏高， 尚未充分發揮對綠色技術創新的促進作用。
五、研究結論與政策建議
（一）研究結論
綠色技術創新是緩解新時期環境與經濟壓力的有效工具， 本文基于環境規制和政府研發補助的政策組合可以有效約束綠色技術創新的“雙重外部性”特征， 促進綠色技術創新水平的提升， 選取我國2009 ～ 2017年30個省級面板數據， 對環境規制、政府研發補助與綠色技術創新之間的非線性關系展開實證研究， 先后運用固定效應模型、面板門檻模型和穩健性檢驗模型， 得出以下結論：
第一， 環境規制和政府研發補助均有利于綠色技術創新， 且隨著環境規制強度和政府研發補助強度的提高， 對綠色技術創新的促進作用呈邊際效率遞減規律。
第二， 環境規制、政府研發補助對綠色技術創新的影響存在門檻效應， 當環境規制和政府研發補助處于最優強度區間內， 即環境規制強度不超過1.271、政府研發補助強度不超過0.028時， 才能最大限度地促進綠色技術創新， 突破經濟增長和環境保護矛盾的難題。
第三， 環境規制及政府研發補助兩種政策的實施存在地區異質性， 且缺乏政策的穩定性。
第四， 環境規制和政府研發補助對兩種類型的綠色專利均起促進作用， 但環境規制的正向影響弱于政府研發補助。
（二）政策建議
本文為國家進一步完善環境規制政策和政府研發補助政策提供了理論參考：
第一， 要充分發揮政府研發補助的“杠桿效應”， 適當追加社會資本， 使政府研發補助強度穩定在最優區間內; 加強政府研發補助管控力度， 建立基于補貼申請和使用流程的動態監管機制， 提高政府研發補助的使用效率， 解決政府研發補助低效或無效等問題。
第二， 從理論上分析環境規制能夠提高綠色技術創新水平， 但在現實生活中， 一方面企業是環境的消費者， 另一方面許多企業對原有生產方式和生產技術存在依賴性， 不愿付出更高成本來實施綠色技術創新。 因此， 除了通過適當降低環境規制強度來充分發揮環境規制對企業綠色技術創新的促進作用， 還要充分發揮市場導向作用， 增加市場對綠色技術的需求， 讓市場需求引導企業參與綠色技術創新。
第三， 考慮地區及專利類型的異質性， 有針對性地調整政府研發補助及環境規制兩種政策的實施強度。
第四， 環境規制和政府研發補助還受人力資本水平、產業規模等因素的影響， 因此， 只有在合理規劃環境規制政策和政府研發補助政策的同時， 針對不同地區實施差異化、多樣化的政策手段， 才能起到事半功倍的效果。
【 主 要 參 考 文 獻 】
[1] 何小鋼.綠色技術創新的最優規制結構研究——基于研發支持與環境規制的雙重互動效應[ J].經濟管理，2014（11）：144 ～ 153.
[2] Glaeser E. L.， Kallal H. D.， Scheinkman José A.， et al..Growth in cities[ J].Journal of Political Economy，1992（6）：1126 ～ 1152.
[3] Mamuneas T. P.， Nadiri M. I.. Public R&D policies and cost behavior of the US manufacturing industries[ J].Journal of Public Economics，1996（1）：57 ～ 81.
[4] Kriechel B.， Ziesemer T.. The environmental Porter hypo-
thesis：Theory， evidence， and a model of timing of adoption[ J].Economics of Innovation and New Technology，2009（3）：267 ～ 294.
[5] Porter M. E.. America's green strategy[ J].Scientific American，1991（4）：193 ～ 246.
[6] 余偉，陳強，陳華.環境規制、技術創新與經營績效——基于37個工業行業的實證分析[ J].科研管理，2017（2）：18 ～ 25.
[7] 謝榮輝.環境規制、引致創新與中國工業綠色生產率提升[ J].產業經濟研究，2017（2）：38 ～ 48.
[8] Petroni G.， Bigliardi B.， Galati F.. Rethinking the porter hypothesis：The underappreciated importance of value appropriation and pollution intensity[ J].Review of Policy Research，2019（1）：121 ～ 140.
[9] 王洪慶，張瑩.貿易結構升級、環境規制與我國不同區域綠色技術創新[ J].中國軟科學，2020（2）：174 ～ 181.
[10] Grossman G. M.， Helpman E.. Growth， trade， and inequality[ J].Econometrica，2018（86）：37 ～ 83.
[11] 賈軍，張偉.綠色技術創新中路徑依賴及環境規制影響分析[ J].科學學與科學技術管理，2014（5）：44 ～ 52.
[12] 彭衡，李揚.知識產權保護與中國綠色全要素生產率[ J].經濟體制改革，2019（3）：18 ～ 24.
[13] 趙麗娟， 張玉喜， 潘方卉.政府R&D投入、環境規制與農業科技創新效率[ J].科研管理，2019（2）：78 ～ 87.
[14] 劉津汝，曾先峰，曾倩.環境規制與政府創新補貼對企業綠色產品創新的影響[ J].經濟與管理研究，2019（6）：106 ～ 118.
[15] 李園園，李桂華，邵偉等.政府補助、環境規制對技術創新投入的影響[ J].科學學研究，2019（9）：1694 ～ 1701.
[16] Rubashkina Y.， Galeotti M.， Verdolini E.. Environmental regulation and competitiveness： Empirical evidence on the Porter hypothesis from European manufacturing sectors[ J].Energy Policy， 2015（8）：288 ～ 300.
[17] Joseph E. Stiglitz. Leaders and followers：Perspectives on the Nordic model and the economics of innovation[ J].Journal of Public Economics，2015（9）：3 ～ 16.
[18] 張璇，劉貝貝，汪婷等.信貸尋租、融資約束與企業創新[ J].經濟研究，2017（5）：163 ～ 176.
[19] Wallsten Scott J.. The effects of government-industry R&D programs on private R&D：The case of the small business innovation research program[ J].The RAND Journal of Economics ， 2000（1）：82 ～ 100.
[20] 李廣培，李艷歌，全佳敏.環境規制、R&D投入與企業綠色技術創新能力[ J].科學學與科學技術管理，2018（11）：61 ～ 73.
[21] 邢會，王飛，高素英. 政府補助促進企業實質性創新了嗎——資源和信號傳遞雙重屬性協同視角[ J].現代經濟探討，2019（3）：57 ～ 64.
[22] 肖文，林高榜.政府支持、研發管理與技術創新效率——基于中國工業行業的實證分析[ J].管理世界，2014（4）：71 ～ 80.
[23] Grg H.， Strobl E.. The effect of R&D subsidies on private R&D[ J].Economica，2007（294）：215 ～ 234.
[24] Guellec D.， Potterie B. V. P. D. L.. The impact of public R&D expenditure on business R&D[ J].Economic of Innovation and New Technology，2003（3）：225 ～ 243.
[25] 潘雄鋒，潘仙友，李昌昱.中國政府R&D資助對技術創新的影響效應研究[ J].管理工程學報，2020（1）：9 ～ 16.
[26] 郭捷，楊立成.環境規制、政府研發資助對綠色技術創新的影響——基于中國內地省級層面數據的實證分析[ J].科技進步與對策，2020（10）：37 ～ 44.
[27] Hansen B. E.. Threshold effects in non-dynamic panels： Estimation， testing， and inference[ J].Journal of Econometrics，1999（2）：345 ～ 368.
[28] 齊紹洲，林屾，崔靜波.環境權益交易市場能否誘發綠色創新？——基于我國上市公司綠色專利數據的證據[ J].經濟研究， 2018（12）：129 ～ 143.
[29] 尤濟紅，王鵬.環境規制能否促進R&D偏向于綠色技術研發？——基于中國工業部門的實證研究[ J].經濟評論，2016（3）：26 ～ 38.
[30] 韓先鋒，惠寧，宋文飛.政府R&D資助的非線性創新溢出效應——基于環境規制新視角的再考察[ J].產業經濟研究，2018（3）：40 ～ 52.
[31] 金剛，沈坤榮.以鄰為壑還是以鄰為伴？——環境規制執行互動與城市生產率增長[ J].管理世界，2018（12）：49 ～ 61.
[32] Baumol W. J.， Oates W. E.. The theory of environmental policy[M].Cambridge：Cambridge University Press，1988：1 ～ 297.
