楊林燕, 王 俊

(1.龍巖學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,福建 龍巖 364012；2.湖南科技大學(xué) 商學(xué)院,湖南 湘潭 411201)

綠色技術(shù)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型的重要驅(qū)動(dòng)力，而企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新中居主體地位。綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的“雙重外部性”，一方面進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)承擔(dān)了大量研發(fā)創(chuàng)新成本，但因技術(shù)知識(shí)外溢未能獲得全部創(chuàng)新收益；另一方面，在缺乏污染排放定價(jià)情況下，企業(yè)采用綠色技術(shù)減少污染排放的成本會(huì)被低估，將導(dǎo)致污染過度排放的環(huán)境負(fù)外部性。由于上述兩種外部性的相互強(qiáng)化，企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力往往不足。為糾正這一“雙重市場失靈”，需要政府實(shí)施相應(yīng)的創(chuàng)新補(bǔ)貼和環(huán)境干預(yù)政策以激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)和應(yīng)用。

關(guān)于政府補(bǔ)貼對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，國內(nèi)外學(xué)者已進(jìn)行了廣泛的探討，但是關(guān)于政府研發(fā)資助對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究卻比較匱乏。從已有文獻(xiàn)來看，學(xué)者們關(guān)于政府研發(fā)資助對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究主要持兩種觀點(diǎn)：第一，政府研發(fā)資助能夠促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。龔建立等探討了政府激勵(lì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)理，研究認(rèn)為政府通過給予資金援助可以提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極性[1]。第二，政府研發(fā)資助會(huì)抑制企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。Li等研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助對中國高端制造產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率存在負(fù)向影響[2]。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制政策與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究，學(xué)術(shù)界主要形成三種觀點(diǎn)：第一，環(huán)境規(guī)制政策對綠色技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的正向影響。趙息和馬杰基于省級面板數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制政策總體上對綠色技術(shù)創(chuàng)新有激勵(lì)作用[3]。第二，環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新呈“U”型關(guān)系。王珍愚等基于上市公司綠色專利數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新有先抑制后促進(jìn)的“U”型影響特征[4]。第三，環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系具有不確定性。范群林等以大中型工業(yè)企業(yè)為例，研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境法制制度與環(huán)境影響評估制度不顯著影響環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新[5]。還有一些學(xué)者考察了政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策兩者的相互作用對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。郭捷和楊立成研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制和政府研發(fā)補(bǔ)助二者均對綠色技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但政府研發(fā)補(bǔ)助的影響效應(yīng)更大[6]。

從上述研究來看，一部分研究集中于單一層面的政府研發(fā)資助或者環(huán)境規(guī)制政策對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，另一部分研究將政府研發(fā)支持與環(huán)境規(guī)制結(jié)合起來分析兩者的交互作用對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，兩部分的研究結(jié)論都不一致。這種不一致主要是由于綠色技術(shù)創(chuàng)新的“雙重外部性”特征導(dǎo)致政府研發(fā)資助對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制并不是單一的。為此，有必要進(jìn)一步厘清政府研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機(jī)制，而目前鮮見關(guān)于這方面的文獻(xiàn)研究。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是，本文將政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出納入統(tǒng)一分析框架中，考察政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及其兩者交互作用對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)及區(qū)域差異性；二是，本文不僅從理論角度探究政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及其兩者交互項(xiàng)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機(jī)制，而且基于區(qū)域差異性進(jìn)行了傳導(dǎo)路徑的實(shí)證檢驗(yàn)，這是對現(xiàn)有研究的有益補(bǔ)充。

一、理論分析與研究假設(shè)

1. 政府研發(fā)資助與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系

由于綠色技術(shù)創(chuàng)新具有創(chuàng)新知識(shí)外溢的正外部性特征，導(dǎo)致開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)獲得的私人研發(fā)收益小于社會(huì)收益。綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)企業(yè)承擔(dān)了所有創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)和成本支出，但沒能獲取相應(yīng)的所有創(chuàng)新研發(fā)收益，因此在缺乏政府政策引導(dǎo)的情況下，企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力不足。為糾正這一正外部性帶來的綠色技術(shù)創(chuàng)新市場供給不足，政府通常會(huì)實(shí)施相關(guān)的研發(fā)補(bǔ)貼政策以激勵(lì)企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)。由于綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的前期需要較多的資金投入，且面臨較長的研發(fā)回報(bào)周期、較高的不確定性和研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，政府對企業(yè)的研發(fā)資助在某種程度上可以補(bǔ)償技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)所面臨的外部性風(fēng)險(xiǎn)[6]，降低綠色技術(shù)創(chuàng)新前期的研發(fā)成本支出，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的意愿和動(dòng)力。因此，政府的研發(fā)資助成為企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要激勵(lì)源。基于此，本文提出第一條研究假設(shè)：

H1：政府研發(fā)資助對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響。

2. 環(huán)境規(guī)制政策與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系

環(huán)境污染具有典型的負(fù)外部性特征，因此需要政府的積極干預(yù)來糾正這一“市場失靈”的現(xiàn)象。通過實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策，將企業(yè)排污的外部環(huán)境成本轉(zhuǎn)化為企業(yè)的內(nèi)部成本是大部分地方政府目前采取的主要干預(yù)措施。企業(yè)在面臨嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，如果是消極應(yīng)對，不僅會(huì)因高額的排污費(fèi)或者環(huán)境污染稅而直接增加生產(chǎn)成本，而且可能會(huì)面臨較高的道德風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而損害企業(yè)的形象[7]。因此，大部分企業(yè)為了避免出現(xiàn)上述不良影響會(huì)選擇積極應(yīng)對環(huán)境規(guī)制政策。與此同時(shí)，從企業(yè)長期發(fā)展和收益的角度考慮，企業(yè)在面臨嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策時(shí)會(huì)更傾向于增加創(chuàng)新研發(fā)投入以提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加不僅減少了環(huán)境污染排放，而且創(chuàng)新產(chǎn)品通過專利保護(hù)在一定程度上可以為企業(yè)帶來較好的利潤，進(jìn)一步增強(qiáng)企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力。基于此，本文提出第二條研究假設(shè)：

H2：環(huán)境規(guī)制政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響。

3. 政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的交互作用與企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系

“丁伯根準(zhǔn)則”表明，要使政策實(shí)施有效，要求政策工具的數(shù)量與政策目標(biāo)的數(shù)量相等。因此，要糾正綠色技術(shù)創(chuàng)新的雙重外部性特征導(dǎo)致的“雙重市場失靈”，需要政府同時(shí)實(shí)施研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制兩種政策工具。環(huán)境規(guī)制政策通過將環(huán)境保護(hù)嵌入企業(yè)生產(chǎn)中，使得企業(yè)需要承擔(dān)外部環(huán)境污染成本。在獲得政府研發(fā)資助的情況下，當(dāng)企業(yè)面臨較嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制約束時(shí)，為了能夠滿足相應(yīng)的環(huán)境規(guī)制要求和實(shí)現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展，大多傾向于充分利用政府研發(fā)資助，增加綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入。但是當(dāng)面臨較弱的環(huán)境規(guī)制時(shí)，企業(yè)更傾向于以保守的方式治理污染，而不是進(jìn)行有較高風(fēng)險(xiǎn)的綠色技術(shù)創(chuàng)新，政府研發(fā)資助對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的激勵(lì)作用也較有限。隨著環(huán)境規(guī)制約束作用的增強(qiáng)，企業(yè)合理利用政府研發(fā)資助，加大創(chuàng)新研發(fā)投入的積極性更高。因此，政府在給予企業(yè)研發(fā)資助的同時(shí)需要重視配合使用環(huán)境規(guī)制政策，才能更有效地激勵(lì)企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新?；诖耍疚奶岢龅谌龡l研究假設(shè)：

H3：政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的交互作用對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響。

二、研究設(shè)計(jì)

1. 模型設(shè)定

基于理論分析與研究假設(shè)，為更好地分析政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的交互作用對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，本研究引入政府研發(fā)資助(GF)與環(huán)境規(guī)制政策(ER)的交互項(xiàng)(GF×ER)，設(shè)定以下基本模型：

(1)

其中：GTI表示綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出；GF表示政府研發(fā)資助；ER表示環(huán)境規(guī)制政策；Controls表示控制變量；i和t分別代表地區(qū)、年份；λi為個(gè)體效應(yīng)；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2. 變量選取與數(shù)據(jù)說明

(1)被解釋變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(GTI) 由于專利數(shù)據(jù)被廣泛應(yīng)用在技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出相關(guān)研究中，本文借鑒王班班和齊紹洲[7]的方法，使用專利數(shù)據(jù)來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。本文以歐洲專利局(EPO)和美國專利商標(biāo)局(USPTO)共同開發(fā)形成的聯(lián)合專利分類體系(Cooperative Patent Classification, CPC)中的Y02類目——緩解或適應(yīng)氣候變化的技術(shù)和應(yīng)用為環(huán)境技術(shù)領(lǐng)域?qū)＠x擇標(biāo)準(zhǔn)，以各地區(qū)每年Y02類目的專利申請數(shù)量加1取對數(shù)的方法來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

(2)核心解釋變量：政府研發(fā)資助(GF)和環(huán)境規(guī)制政策(ER) 關(guān)于政府研發(fā)資助的度量，本文借鑒郭捷和楊立成的方法[6]，用各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的政府資金來衡量；關(guān)于環(huán)境規(guī)制政策的衡量，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒余偉等的研究方法[8]，使用各地區(qū)歷年工業(yè)污染治理投資完成額與工業(yè)增加值的比重作為環(huán)境規(guī)制政策工具衡量指標(biāo)。

(3)控制變量 為了減少由于遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，結(jié)合理論與已有的實(shí)證研究，本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、出口貿(mào)易水平、進(jìn)口貿(mào)易水平、外商直接投資額、人力資本水平作為控制變量。各控制變量的度量主要借鑒彭星和李斌的研究方法[9]。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)采用各地區(qū)實(shí)際人均GDP來衡量；出口貿(mào)易水平(EX)用各地區(qū)出口總額占各地區(qū)GDP的比重來衡量；進(jìn)口貿(mào)易水平(IM)用各地區(qū)進(jìn)口總額占各地區(qū)GDP的比重來衡量；外商直接投資水平(FDI)用各地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資額占各地區(qū)GDP的比重來衡量；人力資本水平(HUM)使用各地區(qū)的平均受教育年限來衡量。其中出口總額、進(jìn)口總額均按照人民幣對美元的年平均匯率折算為人民幣價(jià)格。

3. 數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計(jì)特征

考慮到統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的一致性和原始數(shù)據(jù)的可獲得性，本文研究樣本為2009-2017年30個(gè)省區(qū)市(由于數(shù)據(jù)缺失，不含西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)地區(qū))的面板數(shù)據(jù)。各地區(qū)專利數(shù)據(jù)來自智慧芽(PatSnap)全球?qū)＠麢z索數(shù)據(jù)庫；政府研發(fā)資助、創(chuàng)新研發(fā)投入的數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；工業(yè)污染治理投資完成額、工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站；各地區(qū)排污費(fèi)數(shù)據(jù)、實(shí)際利用的外商直接投資額數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫；各地區(qū)GDP、進(jìn)出口額、平均受教育年限數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。各名義變量以2009年的不變價(jià)格為基準(zhǔn)進(jìn)行了相應(yīng)處理；為減少異方差的影響，各變量均以對數(shù)值進(jìn)入模型，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1所列。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

本研究采用Stata 14.0軟件對計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析，模型(1)的回歸估計(jì)結(jié)果見表2所列，回歸分析前對政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策兩個(gè)變量做了中心化處理，以減少多重共線性問題。各列回歸模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果支持固定效應(yīng)模型。表2中第(1)列只對核心解釋變量政府研發(fā)資助(GF)和環(huán)境規(guī)制政策(ER)進(jìn)行了回歸；第(2)列在第(1)列的基礎(chǔ)上加入了政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的交互項(xiàng)；第(3)列在第(2)列的基礎(chǔ)上加入了各個(gè)控制變量。

從表2第(1)列至第(3)列的回歸結(jié)果可以看出，政府研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制政策這兩個(gè)解釋變量的回歸估計(jì)系數(shù)符號都為正且均通過了5%以上的顯著性水平檢驗(yàn)。從第(3)列完整回歸結(jié)果來看，政府研發(fā)資助的回歸系數(shù)為0.542，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明政府研發(fā)資助對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著正向影響，H1得到驗(yàn)證。政府給予企業(yè)相應(yīng)的研發(fā)資助有利于激勵(lì)其開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，提高綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。環(huán)境規(guī)制政策的回歸系數(shù)為0.734，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明環(huán)境規(guī)制政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出也有顯著正向影響，H2得到驗(yàn)證。實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策在一定程度上能“倒逼”企業(yè)重視綠色技術(shù)研發(fā)，促使其從企業(yè)長期發(fā)展的戰(zhàn)略角度考慮綠色技術(shù)的使用和推廣。政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為0.049，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明給予企業(yè)政府研發(fā)資助的同時(shí)實(shí)施環(huán)境規(guī)制政策對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著正向影響，H3得到驗(yàn)證。第(3)列中控制變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的回歸系數(shù)為2.607，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出越多。出口貿(mào)易水平的回歸系數(shù)為0.101，且通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明出口貿(mào)易水平越高的地區(qū)，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出也越多，即樣本期間內(nèi)企業(yè)的出口貿(mào)易促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。進(jìn)口貿(mào)易水平的回歸系數(shù)為負(fù)，未能通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明樣本期間內(nèi)企業(yè)的進(jìn)口貿(mào)易并未對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著的影響。外商直接投資水平的回歸系數(shù)為-0.104，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明樣本期間內(nèi)外商直接投資對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出有抑制作用。人力資本水平的回歸系數(shù)為1.465，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明人力資本水平越高的地區(qū)，企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出也越多，即樣本期間內(nèi)人力資本水平的提高促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

2. 異質(zhì)性的回歸結(jié)果與分析

因?yàn)楦鞯胤秸o予企業(yè)的研發(fā)資助差異較大，且各地環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施力度也不同，所以這兩個(gè)變量對各地企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響可能存在一定的異質(zhì)性。鑒于此，本研究將樣本數(shù)據(jù)分為東部和中西部地區(qū)兩個(gè)子樣本，分別進(jìn)行回歸分析。具體的分區(qū)域回歸估計(jì)結(jié)果見表3所列。

表3第(1)列和第(2)列是基于東部地區(qū)數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，第(3)列和第(4)列是基于中西部地區(qū)數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。表3第(1)列的核心解釋變量回歸估計(jì)系數(shù)均顯著為正，從第(2)列的回歸結(jié)果來看，政府研發(fā)資助的回歸估計(jì)系數(shù)為0.449，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明東部地區(qū)地方政府給予企業(yè)的研發(fā)資助有利于提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出；環(huán)境規(guī)制的回歸估計(jì)系數(shù)為0.417，也通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明東部地區(qū)實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策激發(fā)了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力，增加了綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出；兩者交互項(xiàng)的回歸估計(jì)系數(shù)為0.067，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明東部地區(qū)政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的交互作用能夠有效提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

表3中第(3)列和第(4)列的回歸結(jié)果顯示政府研發(fā)資助的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明中西部地區(qū)政府研發(fā)資助對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響；環(huán)境規(guī)制政策的估計(jì)系數(shù)雖然為正，但均未通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策未能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出?？赡艿慕忉屖牵阂环矫?，中西部地區(qū)相對較寬松的環(huán)境規(guī)制政策吸引了不少來自東部的污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而這些排污企業(yè)會(huì)因?yàn)樽非蠖唐诟呃麧櫠辉敢忾_展與綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的研發(fā)活動(dòng)；另一方面，中西部地區(qū)不少排污企業(yè)由于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)欠佳，在面臨較寬松的環(huán)境規(guī)制政策時(shí)沒有足夠的動(dòng)力增加綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)費(fèi)用投入，這些都會(huì)削弱環(huán)境規(guī)制政策的綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)作用。兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明中西部地區(qū)同時(shí)實(shí)施政府研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制兩種政策工具時(shí)未能顯著提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。這可能與中西部地區(qū)較寬松的環(huán)境規(guī)制政策相關(guān)，當(dāng)面臨較弱的環(huán)境規(guī)制時(shí)，企業(yè)即使獲得了一些政府研發(fā)資助也更傾向于以保守的方式治理污染，而不是增加綠色創(chuàng)新研發(fā)投入進(jìn)行有較高風(fēng)險(xiǎn)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。因此，在較寬松的環(huán)境規(guī)制政策下，中西部地區(qū)相對較低的政府研發(fā)資助水平難以撬動(dòng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入，對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)作用也較有限。

表3 分區(qū)域回歸結(jié)果

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保上述回歸估計(jì)結(jié)果的可靠性，本研究采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是使用系統(tǒng)GMM進(jìn)行回歸估計(jì)；二是使用不同指標(biāo)衡量解釋變量。

首先借鑒陳曉華和劉慧的做法[10]，將滯后一期的被解釋變量企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出引入模型(1)中，對其采用系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體的回歸結(jié)果見表4所列。表4第(1)列至第(3)列分別是基于全國層面、東部地區(qū)、中西部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。第(1)列至第(3)列回歸方程的殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，所有方程均通過了Sargan檢驗(yàn)。

表4第(1)列的回歸結(jié)果顯示核心解釋變量政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號及顯著性與表2第(3)列全國層面的基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致；表4第(2)列的回歸結(jié)果顯示東部地區(qū)政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號及顯著性均與表3第(2)列東部地區(qū)的分區(qū)域回歸結(jié)果基本一致；表4第(3)列中西部地區(qū)的政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號和顯著性與表3第(4)列中西部地區(qū)的分區(qū)域回歸結(jié)果基本一致。因此，全國和地區(qū)層面的系統(tǒng)GMM估計(jì)穩(wěn)健性結(jié)果表明前文基準(zhǔn)回歸和分區(qū)域回歸結(jié)果的可靠性。

表4 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

對回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的另一種常用方法是使用不同度量指標(biāo)替換原有的解釋變量。借鑒張平等的研究方法[11]，使用各地區(qū)歷年排污費(fèi)總額作為環(huán)境規(guī)制政策工具衡量指標(biāo)(ln PW)，對全國層面、東部地區(qū)、中西部地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸，具體的回歸結(jié)果見表5所列。

表5 替換解釋變量的回歸結(jié)果

表5中第(1)列和第(2)列的回歸結(jié)果顯示核心解釋變量政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出均有顯著正向的影響。這兩列中的核心解釋變量政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號及顯著性情況分別與前文基于全國層面(見表2第(3)列)和東部地區(qū)(見表3第(2)列)樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果基本一致。表5第(3)列中政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號及顯著性也與前文西部地區(qū)(見表3第(4)列)的分區(qū)域回歸結(jié)果基本一致。表5的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明前文回歸結(jié)果的可靠性。

四、拓展性分析

1. 影響機(jī)制理論分析

基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果表明，政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互項(xiàng)均對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著正向影響，那具體的影響機(jī)制是什么？綠色技術(shù)創(chuàng)新需要充足的研發(fā)資金支持，政府資金是企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的重要來源之一。一方面，政府研發(fā)資助可以直接補(bǔ)充企業(yè)的研發(fā)資金，降低企業(yè)創(chuàng)新成本支出；另一方面，由于獲得政府研發(fā)資助的企業(yè)在抵御創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)的能力方面更強(qiáng)，因此，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的動(dòng)力也更足，從而更傾向于增加創(chuàng)新研發(fā)投入。此外，根據(jù)信號傳遞理論，獲得政府研發(fā)資助的企業(yè)可以向外部金融市場投資者傳遞出企業(yè)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的有利信號[12]，增強(qiáng)外部金融市場投資者對企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目的了解，緩解企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的融資約束。因此，政府研發(fā)資助有助于激勵(lì)企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入。

環(huán)境規(guī)制政策作為政府糾正環(huán)境污染負(fù)外部性的重要干預(yù)措施，通過將環(huán)境保護(hù)嵌入企業(yè)生產(chǎn)中，使得企業(yè)需要承擔(dān)外部環(huán)境污染成本。當(dāng)企業(yè)面臨較嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制約束時(shí)，一方面為了能夠滿足相應(yīng)的環(huán)境規(guī)制要求，另一方面為了實(shí)現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展和獲得最大化利潤，更愿意增加綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入，開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)。因此，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策有利于企業(yè)增加綠色創(chuàng)新研發(fā)投入。

企業(yè)在獲得政府技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)資助的情況下，如果同時(shí)面臨嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制政策的約束，那么其更傾向于充分利用政府研發(fā)資助，加大綠色創(chuàng)新研發(fā)投入。類似地，當(dāng)企業(yè)面臨較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制壓力時(shí)，如果能夠得到一定的政府研發(fā)資助，那么其開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的動(dòng)力會(huì)更強(qiáng)，即環(huán)境規(guī)制政策的“倒逼效應(yīng)”會(huì)得到加強(qiáng)。因此，政府在實(shí)施環(huán)境規(guī)制政策的同時(shí)，給予企業(yè)相應(yīng)的研發(fā)資助，能夠提高企業(yè)加大綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入的積極性。

創(chuàng)新研發(fā)投入規(guī)模和強(qiáng)度在一定意義上代表了企業(yè)對創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的重視程度，是決定企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)鍵因素。一方面，從綠色技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性來看，充足的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入有利于提高企業(yè)抵御綠色創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的能力，進(jìn)而增強(qiáng)開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的積極性；另一方面，從基礎(chǔ)資源觀來看，充足的研發(fā)經(jīng)費(fèi)可以有效保障研發(fā)設(shè)備、資料、人員等必要生產(chǎn)要素的投入，有利于企業(yè)充分開展綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，進(jìn)而提高綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，上述分析表明適宜的政府研發(fā)資助、嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互作用能夠通過增加企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

2. 影響機(jī)制實(shí)證檢驗(yàn)

基于上述影響機(jī)制的理論分析，本研究主要從創(chuàng)新研發(fā)投入的角度進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。借鑒詹新宇和劉文彬的做法[13]，具體檢驗(yàn)過程包括四步：基于全國層面、東部地區(qū)、中西部地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)，首先分析政府研發(fā)資助與創(chuàng)新研發(fā)投入是否存在顯著關(guān)系；然后分析政府研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制是否同時(shí)對創(chuàng)新研發(fā)投入存在顯著正向影響；接著為更好地分析環(huán)境規(guī)制在政府研發(fā)資助與創(chuàng)新研發(fā)投入關(guān)系中的直接及間接影響，增加分析政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)與創(chuàng)新研發(fā)投入的關(guān)系；最后將企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與創(chuàng)新研發(fā)投入進(jìn)行回歸，作為對整個(gè)影響機(jī)制分析鏈條的完善。

首先，為分析政府研發(fā)資助與創(chuàng)新研發(fā)投入是否存在顯著關(guān)系，設(shè)定如下計(jì)量模型：

(2)

然后，分析政府研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制是否同時(shí)對創(chuàng)新研發(fā)投入存在顯著正向影響，在模型(2)的基礎(chǔ)上加入環(huán)境規(guī)制項(xiàng)，設(shè)定如下計(jì)量模型：

(3)

接著，為進(jìn)一步分析環(huán)境規(guī)制在政府研發(fā)資助與創(chuàng)新研發(fā)投入關(guān)系中的直接及間接影響，在模型(3)的基礎(chǔ)上加入政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)，設(shè)定如下計(jì)量模型：

(4)

最后，為檢驗(yàn)創(chuàng)新研發(fā)投入對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，設(shè)定如下計(jì)量模型：

(5)

其中：RDit表示研發(fā)創(chuàng)新投入規(guī)模；GF表示政府研發(fā)資助；ER表示環(huán)境規(guī)制政策；Controls表示控制變量；i和t分別代表地區(qū)、年份；λi為個(gè)體效應(yīng)；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。結(jié)合理論與已有的實(shí)證研究，研發(fā)創(chuàng)新投入規(guī)模采用各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額來衡量，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；模型(2)、(3)、(4)中的控制變量具體包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)、金融發(fā)展水平(FIN)、對外開放程度(OPEN)、新產(chǎn)品銷售額(SALE)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由各地區(qū)人均GDP來衡量；金融發(fā)展水平由各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款額占GDP比重來衡量；對外開放程度由各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易額占GDP比重來衡量；以上三個(gè)指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。新產(chǎn)品銷售額由各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入來衡量，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。模型(5)中的控制變量與模型(1)的相同。為減少異方差的影響，各變量均以對數(shù)值進(jìn)入回歸模型。模型(2)至模型(5)基于全國層面、東部地區(qū)、中西部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果分別見表6至表9所列，模型(2)至模型(5)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均支持固定效應(yīng)的原假設(shè)。

表6是基于模型(2)的回歸結(jié)果，第(1)列、第(2)列和第(3)列的回歸估計(jì)結(jié)果顯示政府研發(fā)資助的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明全國層面、東部和中西部地區(qū)的政府研發(fā)資助與創(chuàng)新研發(fā)投入均存在顯著正向關(guān)系。東部地區(qū)政府研發(fā)資助的回歸系數(shù)值為0.454，而中西部地區(qū)政府研發(fā)資助的回歸系數(shù)值為0.302，表明東部地區(qū)政府研發(fā)資助對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響效應(yīng)要大于中西部地區(qū)。

表6 模型(2)的回歸結(jié)果

表7是基于模型(3)的回歸結(jié)果，第(1)列和第(2)列的回歸估計(jì)結(jié)果顯示政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明全國層面、東部地區(qū)的政府研發(fā)資助和環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新研發(fā)投入均存在顯著正向關(guān)系。第(3)列的回歸估計(jì)結(jié)果顯示政府研發(fā)資助的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，環(huán)境規(guī)制的估計(jì)系數(shù)雖然為正，但未通過顯著性水平檢驗(yàn)，這表明西部地區(qū)的企業(yè)在獲得政府研發(fā)資助時(shí)會(huì)增加創(chuàng)新研發(fā)投入，但在面臨環(huán)境規(guī)制約束時(shí)，并未顯著增加創(chuàng)新研發(fā)投入。這可能與中西部地區(qū)較寬松的環(huán)境規(guī)制政策相關(guān)，較弱的環(huán)境規(guī)制難以“倒逼”企業(yè)重視綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入。

表7 模型(3)的回歸結(jié)果

表8是基于模型(4)的回歸結(jié)果，第(1)列和第(2)列的回歸估計(jì)結(jié)果顯示政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制、政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)值均顯著為正，表明全國層面、東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策工具不僅對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入有直接影響，而且會(huì)通過與政府研發(fā)資助的交互作用進(jìn)一步間接增加企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入。第(3)列的回歸估計(jì)結(jié)果顯示政府研發(fā)資助的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，而環(huán)境規(guī)制政策、政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)雖然為正，但未通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明中西部地區(qū)的政府研發(fā)資助能顯著提高企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，但實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策未能顯著影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，且環(huán)境規(guī)制政策也未能通過與政府研發(fā)資助的交互作用間接影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入?？赡艿慕忉屖侵形鞑康貐^(qū)總體的市場化發(fā)展水平較東部地區(qū)低，與環(huán)境規(guī)制相關(guān)的法律法規(guī)政策執(zhí)行力度偏弱，使得企業(yè)在獲得政府研發(fā)資助的同時(shí)進(jìn)一步擴(kuò)大綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入的意愿也不強(qiáng)。

表8 模型(4)的回歸結(jié)果

續(xù)表

表9是基于模型(5)的回歸結(jié)果，各列回歸結(jié)果顯示創(chuàng)新研發(fā)投入的估計(jì)系數(shù)均為正，且通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明創(chuàng)新研發(fā)投入對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正向影響。結(jié)合表6、表7和表8的第(1)列和第(2)列的回歸結(jié)果來看，基于全國層面和東部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及兩者交互作用能夠通過增加企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的傳導(dǎo)路徑進(jìn)而提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。結(jié)合表6、表7和表8的第(3)列中政府研發(fā)資助估計(jì)系數(shù)值均顯著為正來看，中西部地區(qū)政府研發(fā)資助也能夠通過影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入這個(gè)渠道促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加；而環(huán)境規(guī)制政策及其與政府研發(fā)資助交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)的結(jié)果則進(jìn)一步解釋了中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策及其與政府研發(fā)資助的交互作用未能顯著影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的原因。即由于中西部地區(qū)較寬松的環(huán)境規(guī)制政策未能顯著增加企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)投入，也未顯著提高獲得政府研發(fā)資助企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入力度，因此未能顯著提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

表9 模型(5)的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策啟示

本研究以2009-2017年全國30個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)為樣本，將政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出納入統(tǒng)一分析框架中，考察政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及其兩者交互作用對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，得到的主要結(jié)論有：一是全國層面的實(shí)證結(jié)果顯示，政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及其兩者交互項(xiàng)對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出均有顯著正向影響。二是分區(qū)域的回歸結(jié)果顯示，東部地區(qū)實(shí)施的研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及其兩者的交互作用均能顯著提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，中西部地區(qū)的政府研發(fā)資助能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，但環(huán)境規(guī)制政策及其與政府研發(fā)資助交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均未通過顯著性水平檢驗(yàn)。三是影響機(jī)制的實(shí)證分析結(jié)果顯示，東部地區(qū)政府研發(fā)資助、環(huán)境規(guī)制政策及其兩者交互項(xiàng)均通過增加企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的渠道提高綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出；中西部地區(qū)的政府研發(fā)資助也能通過激勵(lì)創(chuàng)新研發(fā)投入進(jìn)而增加企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，而環(huán)境規(guī)制政策則未顯著正向影響創(chuàng)新研發(fā)投入，因而也未能顯著提升企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

本研究可以得到如下啟示：第一，地方政府要繼續(xù)重視對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的資金補(bǔ)助，尤其是中西部地區(qū)在給予創(chuàng)新研發(fā)補(bǔ)助時(shí)要選擇有較強(qiáng)的綠色技術(shù)創(chuàng)新意愿且研發(fā)實(shí)力較強(qiáng)的企業(yè)作為資助對象，以利于發(fā)揮政府研發(fā)資助對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的激勵(lì)效應(yīng)和提高創(chuàng)新研發(fā)投入對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的間接效應(yīng)。第二，中西部要結(jié)合地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r制定和實(shí)施適宜的環(huán)境規(guī)制政策，同時(shí)要提高環(huán)境保護(hù)法規(guī)的執(zhí)法力度，以利于激發(fā)企業(yè)提高綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。在當(dāng)前排污費(fèi)改為環(huán)境保護(hù)稅的情況下，要結(jié)合各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)科學(xué)制定環(huán)境保護(hù)稅的征收稅率，以充分發(fā)揮環(huán)境保護(hù)稅的減排效應(yīng)和增強(qiáng)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新意識(shí)。第三，地方政府要高度重視政府研發(fā)資助與環(huán)境規(guī)制政策的有機(jī)結(jié)合，充分發(fā)揮“胡蘿卜+大棒”政策組合的互補(bǔ)優(yōu)勢，以激勵(lì)企業(yè)在面臨環(huán)境規(guī)制政策時(shí)充分利用好政府研發(fā)資助，增強(qiáng)綠色創(chuàng)新研發(fā)投入，進(jìn)而提升綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。與具有懲戒性質(zhì)的環(huán)境規(guī)制政策相配合，地方政府通過對積極踐行綠色環(huán)保理念的企業(yè)給予研發(fā)資助，既可以緩解企業(yè)面臨的綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)資金瓶頸問題，又可以補(bǔ)償研發(fā)創(chuàng)新的外部性風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的動(dòng)力。