环境规制对绿色技术创新的影响

摘 要：本文采用2004—2016年黄河流域9省份101个城市的平衡面板数据，构建基于最优权重矩阵的空间杜宾模型，分析了环境规制对绿色技术创新的影响，并选取距地面10米风速作为工具变量进行稳健性检验，以缓解测度误差导致的内生性问题。研究结果表明：黄河流域城市环境规制对本地绿色技术创新有显著促进作用，环境规制强度每变动一个标准差，将引致绿色技术创新水平相对于均值变动约为20%;黄河流域城市绿色技术创新存在邻地效应，即本地绿色技术创新会在城市间正向溢出;地方财政科学事业费支出在环境规制与绿色技术创新之间起正向调节作用，能够有效弥补创新外部性，保证绿色专利供给。

关键词：环境规制;绿色技术创新;黄河流域城市;空间杜宾模型

一、问题的提出

改革开放40年中国国内生產总值按不变价计算增长33.5倍，年均增长率实现9.5%，2019年国内生产总值高达990 865亿元。在经济迅速发展的同时，生态环境问题逐步显现，《中国生态环境状况公报》显示，2018年全国地级市空气质量达标率仅为35.8%，全国土壤侵蚀总面积为294.9万平方千米。随着中国发展进入新常态，生态效益成为衡量发展质量的重要因素，党的十八届五中全会指出，必须坚持节约资源和保护环境的基本国策，提出了“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念，在发展中提高环境规制强度成为必然趋势。中国是世界上最大的发展中国家，区域差异较大，城市化和工业化进程仍未彻底完成，环境规制与发展必须进行权衡，而波特认为合理的环境规制会形成创新补偿，而技术创新将提高社会生产效率，进而实现更高质量的发展，因而探索环境规制与绿色技术创新的关系具有深刻的现实意义。

Braun和Wield[1]最早提出，绿色技术指减少环境污染、减少能源及原材料消耗的工艺或产品。为促进绿色技术发展而开展的有价值的创造性活动可称之为绿色技术创新。与传统技术创新相比，绿色技术创新具有无污染、低能耗、可循环和清洁化的限制性条件[2]。然而，由于绿色技术创新的双重外部性问题和路径依赖效应，如果缺乏政策干预，私人部门对于绿色技术创新会出现投资不足[3]。双重外部性包括以下两点：一是指知识溢出的外部性，绿色技术创新的溢出效应存在正外部性，企业高研发投入的创新收益也会使得其他企业受益，进一步降低企业创新积极性;二是指环境保护的外部性，由于环境污染治理产生的社会收益大于私人收益，私人部门缺乏承担绿色技术创新成本的动力。此外，技术创新的方向可能存在路径依赖，清洁技术存量会促进清洁技术创新活动，污染技术存量的效果也是如此[4]。因此，绿色技术创新很难通过市场自发形成，而环境规制成为弥补环境问题市场失灵的重要措施，对绿色技术创新起着重要作用。

环境规制对绿色技术创新的作用存在遵循成本效应和波特假说的分歧。新古典经济学认为，环境规制引发企业增加污染治理投资，导致企业的生产成本增加，挤占企业的生产性投资和创新研发投资，降低企业竞争力，这会对绿色技术创新产生不利影响[5]。修正学派则认为，适当的环境规制可以促使企业进行更多的创新活动，企业的生产力和盈利能力会得到提高，将抵消由环境规制带来的成本[6]。面对政府的环境规制，为追求利益最大化和长期成本的降低，企业会增加研发投资，进而提高生产技术，并且可以通过绿色技术创新来减少污染物的排放。

目前国内学者们多从实证层面检验环境规制对绿色技术创新的影响，验证波特假说的存在性，并主要形成了以下几种观点：一是环境规制促进绿色技术创新。环境规制政策激励企业为降低长期污染控制成本进行绿色技术开发[7]，通过申请专利巩固甚至扩大市场份额，从而给企业带来巨大的创新收益。张旭和王宇[8]通过构建系统动力学模型进行实证研究，认为环境规制对绿色技术创新有正向影响。二是环境规制抑制绿色技术创新。环境规制增加企业生产成本，缩减企业利润，降低企业绿色技术创新的动力和资金投入，对绿色技术创新产生挤出效应。伍格致和游达明[9]基于省级数据的研究表明，环境规制在全国层面抑制技术创新，“弱”波特假说并不成立，“强”波特假说也不成立。三是环境规制与绿色技术创新之间存在非线性关系。随着时间从短期到长期和环境规制强度由弱变强，环境规制对绿色技术创新的影响将由抵消效应转变为创新补偿效应。蒋伏心等[10]与张娟等[11]分别基于行业面板数据和省际面板数据的研究发现，环境规制与企业技术创新之间呈现先下降后提升的U型动态特征。邝嫦娥和路江林[12]通过建立面板门槛模型研究发现，环境规制对绿色技术创新的影响呈现显著的V型门槛特征。四是环境规制对绿色技术创新的影响存在不确定性。由于环境规制的类型和绿色技术创新的类型不同，环境规制对绿色技术创新的影响存在异质性。郭进[13]的研究表明，收缴排污费和环境保护支出能有效促进绿色技术创新，而颁布地方性法规规章对绿色技术创新无显著影响。彭星和李斌[14]的研究表明，命令控制型环境规制的非线性影响效应不存在，而经济激励型环境规制和自愿意识型环境规制的增强均有利于提升绿色技术创新水平。王锋正和姜涛[15]选取资源型产业的面板数据进行研究，得出环境规制对绿色产品创新的影响不显著，但对绿色工艺创新有显著正向影响的结论。

由于环境规制竞争、空间集聚以及环境污染的扩散可能造成空间相关性和异质性[16]，而在开放经济环境下，不同地区可以通过交流实现创新合作与资源共享[17]，各地区绿色技术创新的空间依赖性不断增强。基于空间不相关及均质性的传统计量分析可能会导致分析区域问题时出现偏误，造成结果的不稳定性，因而学者们开始纳入空间因素考察环境规制与绿色技术创新之间的关系。从环境规制的空间溢出效应而言，有研究发现其替代作用超过其补偿作用，相邻地区环境规制的增强对技术创新投入存在不利影响[18]。根据污染避难所效应，环境规制会导致污染产业的跨区域转移。在短期污染产业的转移会由于收入效应激励承接地增加绿色技术创新投入，但长期会对承接地绿色技术创新产生抑制作用[19]。从绿色技术创新的空间溢出效应而言，邻近地区的绿色技术创新和影响绿色技术创新的误差冲击会对本地绿色技术创新产生影响。邓峰和宛群超[20]、刘伟和薛景[21]利用空间滞后模型（SLM）证实技术创新具有显著的空间溢出效应，但环境规制强度对技术创新影响的结论并不一致。

在已有研究基础上，本文将在以下方面进行创新：一是以黄河流域101个城市的样本进行检验，黄河流域在中国经济社会发展和生态安全方面具有十分重要的地位，选取黄河流域进行研究具有较强的代表性。二是通过对多个空间权重矩阵进行检验比较选择合适的空间权重矩阵，运用空间杜宾模型研究环境规制对绿色技术创新影响的空间溢出效应，以认识空间视角下环境规制强度对绿色技术创新的作用机制。三是运用工具变量解决内生性偏误，揭示环境规制对绿色技术创新的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）环境规制与绿色技术创新

虽然环境规制对绿色技术创新的影响存在极大的分歧，但多数研究认为二者之间存在正相关关系，无论是新古典理论还是修正理论，都从各自角度进行了相应的论证。新古典理论的重要结论源自Hicks[22]的引致创新假说，该理论以完全竞争要素市场假设为起点，刻画了环境政策与理性企业技术创新的关系，即生产要素的相对价格为生产者提供了创新所需的信号，并激励生产者通过技术创新节约某种相对昂贵的投入要素。实证分析中，对于引致创新的检验更多地关注技术创新与影子价格的关系，由于环境投入品的影子价格无法测度，因而通常使用环境规制特征和污染治理支出等作为影子价格的代理变量。Berman和Bui[23]发现，随着时间的推移，污染治理支出与研发支出之间存在显著正相关关系，在空气污染的环境规制下，工业生产的能源成本快速上升，但生产率增长较快。

修正理论放松了新古典理论中理性企业的假设，认为企业追求的是满意的决策而非最优的行动。只要企业处于盈利状态，就不会投入要素搜寻可能的盈利空间，而环境规制提供了来自宏观层面的外生冲击，这种强加的约束可能会促使企业重新思考战略决策，发现实际上对企业更有利的经营方式。波特假说的存在性是现有研究重点关注的，相对于引致创新的经验分析，对波特假说的检验添加了更多的动态视角，并得出了大量的异质结论。涂正革和谌仁俊[24]认为，无论是实际层面还是潜在层面，环境规制都可能因为执行偏差无法获得理想的效果。但更多经验研究表明[20-25]，设计合理且激励得当的环境规制能够带来绿色技术进步。

虽然新古典理论与修正理论的研究范式存在一定的差异，但无论是最优化分析还是演化范式，都提出了环境规制与绿色技术创新之间存在正向影响的理论解释，基于此，笔者提出如下假设：

H1：环境规制与本地绿色技术创新显著正相关。

（二）绿色技术创新的空间溢出效应

根据熊彼特的创新观点，一次成功的创新活动至少包含三个阶段，第一阶段是科学或技术上新产品或新生产方式的首次应用，称为发明。当新产品或新工艺被商业化时，可以视为第二阶段，即创新，发明可能成为专利，但多数情况下，发明很难过渡到创新。第三个阶段是扩散，该阶段中通过企业或个人的应用，一项成功的创新将被广泛地使用。熊彼特的现代创新理论为技术外溢提供了良好的理論基础。在微观层面，技术创新的扩散通常由S型曲线或传染病模型刻画，Logistic曲线是对技术扩散的良好近似。但在宏观层面，环境规制引致的绿色创新技术可能是由于空间邻近或经济特征的近似性向邻近地区传播，林春艳等[25]也从实证角度证明了环境规制与绿色技术进步“本地—邻地”效应的存在性。基于此，笔者提出如下假设：

H2：环境规制引致的绿色技术创新存在空间溢出效应。

（三）环境规制影响绿色技术创新的实现路径

环境规制对绿色技术创新的影响路径可以分为两条：第一条路径关注环境规制带来的遵循成本，即实施环境规制必然导致治理成本提高，挤占其他要素投入的数量。Gray和Shadbegian[26]发现，美国的法律规制导致治理污染投资几乎完全挤占了纸浆和造纸业的生产性投资，童健等[27]在行业层面研究了环境规制对技术创新和工业转型的影响，发现环境规制可能通过扭曲要素投入影响工业转型，二者存在J型曲线关系。第二条路径关注以环境规制为代表的外生冲击对绿色技术创新供求的影响。此类研究表明，一方面，政府既能够通过税收激励和直接补贴等降低绿色技术创新的不确定性，也能够通过财政支出影响技术市场;另一方面，可以通过建立专利制度、雇佣关系、反托拉斯或其他竞争政策的制度环境来影响公司在多大程度上成功地把研究经费用于自己的研究。根据蒋伏心等[10]，外商直接投资、企业规模、人力资本和企业收益都是环境规制影响技术创新的中介变量。

本文对现实路径的讨论很大程度上依赖双重外部性的环境经济理论，该理论认为环境规制在多数情况下能够实现污染外部性的内部化，而对于创新活动的外部性，一般的环境规制则无能为力。企业为应对环境规制而实施的创新活动本质上也是一种最大化行为，但创新本身是一种期望回报波动很大的活动，并且创新的结果是无形的，不具备相应的抵押品特征。不确定性较大与非抵押品属性相结合，将使得创新活动的社会效益无法得到弥补。此时即使存在环境规制，经济主体往往也不愿意参与创新活动。为弥补这种外部性，政府应当使用公共部门研发或创新补贴的形式，消除创新活动的外部性，使得绿色技术创新以正常水平参与市场供给[28]。基于此，笔者提出如下假设：

H3：地方财政科学事业费支出在环境规制与绿色技术创新之间起正向调节作用。

三、研究设计

（一）变量选取与数据说明

1.被解释变量

本文被解释变量为绿色技术创新水平（GTP），具体采用绿色专利数量衡量。现有的统计数据中，绿色专利数量包括授权量和申请量两类统计数据，虽然林春艳等[25]倾向于采用绿色专利授权总量作为绿色技术创新的代理变量，但考虑到环境规制能够激励大规模的专利研发行为，因而本文采用绿色专利申请总量而非绿色专利授权总量来衡量绿色技术创新水平。绿色专利申请总量能够提供更多关于引致创新的实际信息，如果采用绿色专利授权总量，可能低估环境规制的实际效果。

2.解释变量

本文解释变量为环境规制强度（ERS），具体采用各项环境特征的综合指标衡量。现有研究中，环境规制强度的衡量方法很多：一类是以环境治理投资完成额为基础进行衡量，由于城市层面的数据中环境治理投资缺失较为严重，因而无法使用这一方式;另一类是使用信访与监督数量进行衡量，主要应用集中于省级层面，也与现有数据结构不符。根据张成等[29]针对环境规制强度的综述，基于污染排放量测度的环境规制强度是最能够缓解衡量偏误的六种测度方式之一。因此，本文使用熵值法对样本城市内各项环境污染物进行加权，构造环境规制强度的综合指标，使用的指标包括工业废水排放量、工业二氧化硫排放量、工业烟尘排放量、工业固体废弃物综合利用率和生活垃圾无害化处理率，前三项是负向指标，后两项是正向指标。一是对数据进行正向化和标准化处理：[Eij-min（Ej）]/[max（Ej）-min（Ej）]。二是计算指标j下，数据i的比重和指标j的熵值，其中熵值由指标权重pij和样本量n共同决定，其表达式为ei=-k∑nj=1pijlnpij，其中k=1/lnn，pij=E*ij/∑niE*ij。三是确定指标权重wi=（1-ei）/∑5i=1（1-ei），并加权为环境规制强度ERSj=∑5i=1wipij。

3.调节变量

借鉴陈晓等[28]，引入地方财政科学事业费支出（FRD），衡量环境规制中存在的政府研发支持。

4.控制变量

为尽可能避免遗漏变量导致的内生性问题，借鉴董直庆和王辉[19]，引入如下控制变量：经济发展水平（GDP）采用当期生产总值衡量;经济结构（IS）采用第三产业占比衡量;金融规模（FIN）采用年末金融机构各项贷款余额衡量;工业水平（TVI）采用限额以上工业总产值衡量;资本投入（FA）采用固定资产投资总额衡量;生活支出（CON）采用社会消费品零售总额衡量;人口规模（POP）采用年末总人口衡量;人力资本水平（EDU）采用第三产业从业人员占比衡量。

本文选取2004—2016年黄河流域9个省份101个城市的平衡面板数据进行研究。被解释变量通过世界知识产权组织（WIPO）发布的绿色专利清单确定绿色专利代码，并通过国家专利产权局检索获取各城市绿色专利申请总量。其余变量数据来自国泰安数据库和《中国城市统计年鉴》，部分年份数据缺失，使用平均增长法补齐，并在1%和99%分位数上进行缩尾处理，以克服离群值的影响。

（二）模型构建

为了研究环境规制对绿色技术创新的影响，本文构建计量模型如下：

为了进一步研究绿色技术创新的空间溢出效应，在基准模型中加入各变量的空间滞后项，构建一般空间面板计量模型如下：

在实证分析中，通过对各参数施加不同的约束，即可得到不同的空间计量方程，也可以通过选择不同类型的空间权重矩阵改变方程的设定，具体使用何种模型和矩阵进行参数估计，需要进行相应的检验。

其中，i和t分别表示城市和年份;ρ表示反映相邻地区绿色技术创新相互影响程度的参数;W表示基于單位对角矩阵构建的空间权重矩阵;WGTPit表示绿色技术创新水平的空间滞后项;WERSit表示环境规制强度的空间滞后项;WFRDit表示地方财政科学事业费支出的空间滞后项;ERSit×FRDit表示环境规制强度与地方财政科学事业费支出的交互项;WERSit×FRDit为交互项的空间滞后项，当交互项的系数显著为正时，说明财政科学支出有正向调节作用;X表示控制变量向量;WXδ表示控制变量向量的空间滞后项;u和γ分别表示个体固定效应和时间固定效应;ε表示随机扰动项。

为避免出现由单位根过程导致的伪回归问题，对各项指标进行单位根检验。目前并无统一的检验方法，本文借鉴宋维佳和杜泓钰[30]，分别使用LLC、Fisher-PP和Fisher-ADF三种方法进行单位根检验，如果两个以上的检验结果拒绝了原假设（数据存在单位根过程），则说明各项指标是平稳的。结果显示，各项指标在各类检验中均显著地拒绝了存在单位根的原假设，数据是平稳的。

（三）空间权重矩阵与空间计量模型遴选

1.空间权重矩阵遴选

空间权重矩阵的选择直接决定了空间模型设定的合理性，现有研究中关于空间权重矩阵的选择方法主要分为三类：第一类是以空间邻近关系为基础的权重矩阵，包括空间Queen邻近、空间Rook邻近和空间k阶邻近矩阵。第二类是以经纬度距离为基础的空间距离矩阵，包括一般距离矩阵、反距离矩阵和反距离平方矩阵。第三类是将经济数据与经纬度相结合，反映样本间的经济距离。上述几种方法并未提供空间权重矩阵设定合理性的标准，本文以结构匹配性和有效相关性为原则，根据均值匹配的行列数量、空间权重矩阵和研究对象的相关系数大小，选择相对合理的空间权重矩阵。

应用上述方法，根据一般经验设定六个待检验的空间权重矩阵。W1表示空间Rook邻近矩阵，W2表示空间k阶邻近矩阵，W3表示空间距离矩阵，W4表示基于GDP的空间经济距离矩阵。此外，绿色技术创新还可能与第三产业占比、城市研发人员参与数有关，因而设定W5和W6分别表示基于第三产业占比的空间经济距离矩阵和空间技术距离矩阵。根据六种空间权重矩阵对应的相关系数、t值和临界值，通过相关系数的大小和显著性遴选相对合理的权重矩阵。结果显示，六类空间权重矩阵的相关系数均在1%的水平下显著，其中空间技术距离矩阵（W6）的相关系数最高，约为0.159。空间k阶邻近矩阵和基于GDP的空间经济距离矩阵的相关系数略低于空间技术距离矩阵，分别达到0.143和0.141。因此，本文同时使用上述三种矩阵进行回归，以初步保证结果的稳健性。

2.空间计量模型遴选

常用的空间面板计量模型主要包括空间自回归模型（SAR）、空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM），在进行假设检验以前，首先基于模型估计的对数似然值，使用LR统计量中偏离χ2分布临界值的程度进行模型选择。非空间模型、空间自回归模型、空间误差模型和空间杜宾模型的对数似然值分别为-1 188.583、-1 178.324、-1 151.219和-1 037.299。根据四个模型的对数似然值分别构建LR统计量，即可遴选出最优模型。

首先，在非空间模型、空间自回归模型和空间误差模型间进行选择。与后两种模型相比，只需施加空间项约束，即可得到非空间模型。两类LR统计量分别为LRFE→SAR=74.728，LRFE→SEM=20.518，排除非空间模型，并且根据LR统计量的偏离程度，空间自回归模型是更好的选择。其次，针对空间自回归模型和空间杜宾模型进行遴选，二者的差异在前者对后者的9项解释变量空间滞后项施加了约束。两类模型的检验统计量为LRSAR→SDM=227.840，最终选择空间杜宾模型作为检验假设的最优模型。

四、回归结果与分析

（一）基本回归结果与分析

本文使用三类相关性最高的空间权重矩阵和空间杜宾模型检验黄河流域环境规制对绿色技术创新的影响，回归结果如表2所示。

从表2可以看出，环境规制强度对绿色技术创新水平有显著正向影响。在三个模型中，环境规制强度的回归系数分别为3.537、3.352和3.469，且均在1%的水平下显著，表示环境规制强度每变动一个标准差，将引致绿色技术创新水平相对于均值变动22.7%、21.5%和22.3%。虽然从变动幅度上看，环境规制的边际效应远大于预期效果，但由于环境规制是一个系统性工作，环境规制强度的测度也是一类指标的加权平均，因而一单位环境规制强度变化所需的投入规模必然处于较高水平，由此引致大量的绿色技术创新也较为合理，H1得到验证。

空间自相关系数ρ在三个模型中均为正，且在1%的水平下显著。环境规制下，绿色技术创新存在空间外溢效应，H2得到验证。绿色技术创新在城市间溢出的原因可能是：一是绿色技术创新存在网络外部性，当越来越多的城市使用同类技术时，会通过“干中学”降低技术成本。二是绿色技术创新存在路径依赖，一般的绿色技术创新会极快地扩散至周边地区，引发大量的相似技术。

在传导机制方面，环境规制强度与地方财政科学事业费支出的交互项在三个模型中均显著为正，H3得到验证，可见地方财政科学事业费支出在环境规制与绿色技术创新之间起正向调节效应。

经济结构和人口规模对绿色技术创新水平有显著负向影响，其原因可能在于第三产业和人口因素受环境规制的冲击较小，无法促进绿色技术的创新行为。金融规模和人力资本水平对绿色技术创新水平有显著正向影响，因为金融贷款规模和高素质人才能够缓解融资约束，弥补人才空缺，为技术研发提供有利条件。

综上所述，在不同空间权重矩阵下各变量的回归系数总体稳健，解释变量和空间自相关系数的估计结果和显著性未发生明显变化，且经济含义相对稳定。虽然部分控制变量及变量空间滞后项的回归系数不显著，但并不影响本文的主要结论。

因为空间杜宾模型中包含了被解释变量的空间滞后项，所以解释变量空间滞后项的估计不能直接表示“本地—邻地”效应，必须通过偏微分法测算解释变量的直接效应、间接效应和总效应，效应分解结果如表3所示。

從表3可以看出，直接效应的分解结果与表2基本相同，环境规制强度的直接效应均在1%的水平下显著，进一步验证了H1。值得关注的是，间接效应中环境规制在空间k阶邻近矩阵的估计中显著为负，这说明在黄河流域城市的邻近关系中，特定地区的环境规制可能会挤出污染主体，而周围城市对污染产业的承接可能对导致其自身偏离绿色技术创新的方向，抑制绿色技术创新。

（二）稳健性检验

就内生性的存在性而言，模型中已经控制了多数关键解释变量，也不存在非时变因素和时间趋势项的遗漏。此外，环境规制强度和绿色技术创新水平也不存在明显的双向关系，因而联立方程偏误也可能不存在。但由于环境规制强度的刻画方式是综合测度，其加权过程可能导致测度误差，低估环境规制对绿色技术创新的边际影响。从偏误方向上看，这一问题基本不会影响总体结论，一方面，测度误差导致的衰减偏误往往可以视为参数估计的下界;另一方面，可以使用工具变量解决内生性问题。

有关环境规制的研究中使用较为广泛的工具变量包括：距地面10米高空的风速、空气流通系数和大气降水量[31-32]，大量研究表明了此类自然因素作为工具变量在外生性假定方面的合理性。目前内生性问题在空间计量模型中的应用仅仅局限于截面数据，虽然部分文献在实证分析中使用了分阶段回归的方式，即先将环境规制强度对工具变量做回归，再使用环境规制强度的拟合值进行空间面板回归。但此做法可能将第一阶段回归的偏误引入第二阶段回归，也无法对标准误进行校正。综上所述，本文使用距地面10米高空的风速（与环境规制强度的相关系数为-0.093，在1%的水平下显著异于0）作为工具变量，进行分年度截面回归，使用G2SLS方法估计参数，这样做的优势在于不会将第一阶段偏误引入第二阶段回归，还可以间接考察解释变量的动态效果，其劣势在于无法获得空间自相关系数的估计。G2SLS估计结果显示，限于篇幅，稳健性检验结果未在正文列出，留存备索。工具变量与环境规制强度显著负相关，风速越高，区域内污染物的横向扩散能力越强，该区域受到的环境规制强度越小。二阶段截面回归中，除2007年外，其余三年环境规制强度对绿色技术创新水平存在显著促进作用，并且2016年回归系数的显著性明显增大，说明工具变量较好地缓解了衰减偏误。交互项的回归系数在后两年的估计中显著，说明地方财政科学事业费支出的调节效果存在动态效应。

五、研究结论与政策建议

本文采用2004—2016年黄河流域9省份101个城市的平衡面板数据，构建基于最优权重矩阵的空间杜宾模型，分析了环境规制对绿色技术创新的影响，研究结果表明：黄河流域城市环境规制对本地绿色技术创新有显著促进作用，环境规制强度每单位标准差的变动引发的绿色技术创新水平变动幅度约为20%;黄河流域城市绿色技术创新存在邻地效应，即本地绿色技术创新会在城市间正向溢出;地方财政科学事业费支出在环境规制与绿色技术创新之间起正向调节作用，能够有效弥补创新外部性，保证绿色专利供给。

基于上述研究结论，笔者结合黄河流域城市发展特征提出以下政策建议：

首先，合理提高环境规制强度。黄河流域矿产资源丰富但生态环境脆弱，要发挥政府职能，提高环境规制强度：一方面，推动高污染企业逐步减少污染物排放，提高污染物处理水平;另一方面，通过逐步提高污染治理成本，倒逼企业进行绿色技术创新。与此同时，提高环境规制强度必须要在合理的范围内循序渐进地推进，要充分考虑地区发展阶段和发展特征，避免环境规制强度过高和过低的不良影响;充分发挥生态补偿机制的调控作用，建立环境规制的动态机制，引导资源向创新能力较强、生产效率较高的区域集聚，建立环境规制交易平台和排放权交易制度，加快绿色技术创新。

其次，采取灵活的环境规制措施。黄河流域不同城市发展差异明显，因而环境规制措施要保持灵活性，在政策制定时不能“一刀切”。政策制定部门必须深入企业，做好基础信息的调研工作，在实施过程中建立政策效果反馈机制;环境规制措施的制定要做到因地制宜、分类施策，针对不同地区、不同产业要制定不同的环境规制措施，尤其是针对中小企业、污染物单独处理难度大的产业可以实施政府统一处理、企业缴纳相应费用的方式;环境规制措施制定时要充分考虑产业链的传导作用，构建环境规制体系，通过对产业链关键环节施加影响，从而实现产业链创新能力发展的联动;逐步增加环境规制中的激励型措施，通过税收返还和研发经费专项补贴等方式引导企业正确对待环境规制，提高研发水平和创新能力。

再次，环境规制要统筹协调，发挥重点城市带动作用。黄河流域城市环境规制对绿色技术创新的影响中具有显著的空间溢出效应，因而制定环境规制措施要统筹规划，完善不同地级市的协同治理机制，构建跨省城市环境规制交流平台，联防联控，在资金和技术等生产要素方面加强协同，避免资源消耗，提高治理效率;逐步减少行政命令类的干预手段，充分发挥市场的配置作用、社会的监督作用和产业链的联动作用，统筹协调打破行政区域壁垒，构建跨区域，政府、社會组织和企业多方参与的环境协调治理体系;突出黄河的纽带作用，建立跨区域的横向生态补偿制度，充分利用黄河流域不同地区的技术优势，协同创新，充分发挥绿色技术创新水平较高城市的空间扩散作用，绿色技术创新水平较高城市要加强对水平较低城市的帮扶力度，传授环境规制措施制定和绿色技术创新水平提升的相关经验，实现区域绿色技术创新水平的整体提升。

最后，持续增加地方财政科学事业费支出，提高资金使用效率。地方财政科学事业费支出能够显著提高环境规制对绿色技术创新正向影响。由于科技投入成效具有一定的滞后性，因而要持续增加地方科技投入，引导绿色技术创新趋势，加快绿色农业技术、新能源技术和绿色生产技术研发进程，积极引进相关人才，为企业绿色技术创新提供智力支撑;提高资金使用效率，制定经费投入计划，对重点研究方向和高端人才进行点对点经费支持，充分发挥高校和科研院所的科研优势，推动校企合作，打通投入、创新、转化的壁垒;降低企业绿色技术研发成本，不同城市要契合发展特征出台相应政策对绿色技术创新实施财政补贴、银行无息贷款和税费减免等优惠政策，加强对技术专利的保护力度，鼓励合理技术交流，严厉打击侵权行为，提高技术创新效益;发挥空间溢出效应，加强邻近区域技术交流，形成某类技术创新高地，提升绿色技术创新水平。

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（责任编辑：孙 艳）