(天津大學 管理與經濟學部，天津 300072)

一、引言和文獻綜述

21世紀，環(huán)境問題日益成為世界性難題。為應對環(huán)境危機，全球環(huán)境意識迅速崛起。在可持續(xù)發(fā)展理念的支配下，綠色創(chuàng)新成為推進經濟轉型與實現(xiàn)環(huán)境保護“雙贏”發(fā)展的必然選擇(陳詩一，2010)。從國家層面來看，美國、歐盟和日本等致力于通過綠色創(chuàng)新來保持和獲取國家核心競爭優(yōu)勢。從企業(yè)層面來看，環(huán)境管理已成為企業(yè)組織戰(zhàn)略的重要組成部分。因此，那些能夠迅速改變傳統(tǒng)產品和服務提供方式、進行綠色創(chuàng)新和變革的企業(yè)將更具有競爭優(yōu)勢，將成為時代發(fā)展的中流砥柱。但是在傳統(tǒng)經濟發(fā)展模式，我國的經濟發(fā)展與資源環(huán)境的矛盾日益突出，經濟發(fā)展面臨著資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴重、生態(tài)系統(tǒng)退化等問題，因此迫切需要進行綠色創(chuàng)新，以實現(xiàn)資源環(huán)境保護與經濟發(fā)展的“雙贏”目標。環(huán)境規(guī)制被認為是企業(yè)綠色創(chuàng)新的初始驅動(Bansal和Roth，2000)。雖然嚴格的環(huán)境規(guī)制使企業(yè)傾向于追求更加先動的和創(chuàng)新性的戰(zhàn)略來保護自身的競爭優(yōu)勢與市場地位，但環(huán)境規(guī)制促進企業(yè)綠色創(chuàng)新的條件和路徑還有待于深入挖掘。

現(xiàn)有文獻從多元化視角研究了環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系。余淑均等(2017)從“擠出效應”與“激勵效應”的綜合作用比較的視角，分析了環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的影響。周海華等(2016)從正式與非正式

的環(huán)境規(guī)制視角，對比分析了影響綠色創(chuàng)新的內在機制。Clemens(2008)從被規(guī)制者主觀認知的視角出發(fā)，研究了環(huán)境規(guī)制影響綠色創(chuàng)新的作用機理。何小鋼(2014)以環(huán)境規(guī)制政策和研發(fā)支持政策的互動視角，研究了綠色創(chuàng)新的形成過程?？傮w來說，國內外研究者對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關系的研究主要集中于影響因素分析(趙紅，2007；張成等，2011)、內在機制探討(聶愛云、何小鋼，2012；喬曉楠、張欣，2012)與邊界條件研究等方面(鄭緒濤、柳劍平，2008)。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，國內外研究者對于綠色創(chuàng)新的影響因素與影響機制進行了較為深入的研究，但仍有一些問題還沒有涉及。一是，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關系并不統(tǒng)一，兩者之間存在著正向激勵(波特假說)、反向制約(污染天堂假說)和門檻效應三種結論。現(xiàn)有研究結論的分歧表明，環(huán)境規(guī)制通常被看作是一個整體，被忽視了不同維度異質性的作用。事實上，環(huán)境規(guī)制具有多個維度，這些維度共同構成了環(huán)境規(guī)制的異質性(李婉紅、畢克新和曹霞，2013)。明確不同維度環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響可為政府政策制定、企業(yè)綠色創(chuàng)新決策等提供理論依據(jù)。二是，傳統(tǒng)研究將環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關系大都看作是線性關系，事實上，如果所研究的對象具有非線性特征，線性模型估計將是有偏的，需要考慮金融發(fā)展、人力資本的交互作用，深化對綠色創(chuàng)新實現(xiàn)過程的認識。三是，傳統(tǒng)研究忽略了由于制度、區(qū)位環(huán)境和資源稟賦的差異，區(qū)域發(fā)展具有明顯的空間差異特征，環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關系將呈現(xiàn)出不同的影響模式。

基于上述問題的分析，本文嘗試在新經濟地理學和考慮空間因素的基礎上，構建環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新空間計量模型，實證分析我國不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系，分析環(huán)境規(guī)制不同維度在相關因素的調節(jié)作用下，對于企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機理，深入系統(tǒng)研究金融發(fā)展、人力資本的交互作用，以打開綠色創(chuàng)新實現(xiàn)過程的“黑箱”，深刻認識綠色創(chuàng)新的過程，為打造系統(tǒng)化實現(xiàn)綠色創(chuàng)新發(fā)展的目標提供理論依據(jù)和實踐支持。

本文創(chuàng)新之處在于，一是，理論視角的創(chuàng)新。MOA理論指出，只有同時具備動機、機會與能力要素是產生某種結果的必要條件。因此，本文基于MOA理論，將綠色創(chuàng)新視為環(huán)境規(guī)制的動力激勵、金融發(fā)展的機會支持與人力資本的能力作用共同作用的結果。二是，綠色創(chuàng)新的形成路徑及其邊界條件分析的創(chuàng)新。傳統(tǒng)研究強調綠色創(chuàng)新的內延式生長與外延式激勵，而忽略金融發(fā)展、人力資本對于綠色創(chuàng)新所需的資金、技術與管理等資源的凝聚作用。因此，本文從金融發(fā)展、人力資本的視角窺探環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的邊界條件，從非線性化創(chuàng)新的視角揭示綠色創(chuàng)新的形成機制，并從實證分析的角度驗證模型的研究假設，深化對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關系的認識；三是，研究方法的創(chuàng)新。綠色創(chuàng)新的空間異質性，需要采用空間計量的極大似然估計法解決傳統(tǒng)研究模型的一致性與無偏性問題，得到更加逼近客觀現(xiàn)實的研究結論，為綠色創(chuàng)新決策提供政策依據(jù)。

二、理論分析和研究假設

(一)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新

綠色創(chuàng)新受到環(huán)境規(guī)制的影響。環(huán)境規(guī)制將環(huán)保政策直接嵌入到企業(yè)發(fā)展中，通過市場信號引導企業(yè)進行環(huán)境保護。一方面，通過提供創(chuàng)新補償或提供先動優(yōu)勢等支持企業(yè)實現(xiàn)價值創(chuàng)造。黃德春和劉志彪(2006)認為，激勵性環(huán)境規(guī)制政策有助于企業(yè)彌補創(chuàng)新成本；另一方面，通過市場激勵為企業(yè)提供經濟激勵，使企業(yè)能從創(chuàng)新中獲益。Villegas-Palacio和Coria(2010)在分析排污稅、可交易排污許可等措施對企業(yè)創(chuàng)新激勵的影響的基礎上，提出政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時，應選擇恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制方式。發(fā)展中國家正式制度并不完善，需要環(huán)境規(guī)制的自我激勵和自我約束作用，對正式制度進行補充，以此強化政企合作，從而有利于企業(yè)進行綠色創(chuàng)新。因此，根據(jù)上述分析，提出以下研究假設。

H1環(huán)境規(guī)制正向影響綠色創(chuàng)新

(二)金融發(fā)展的調節(jié)作用

綠色創(chuàng)新過程中充滿了風險，由于我國以銀行為主導的金融體系，難以通過傳統(tǒng)信貸方式有效支持綠色創(chuàng)新。因此，需要通過金融發(fā)展引導企業(yè)綠色創(chuàng)新。一是，發(fā)展資本市場，完善企業(yè)直接融資渠道；二是，創(chuàng)新銀行綠色信貸產品，通過科技貸、投貸聯(lián)動等業(yè)務模式加大創(chuàng)新支持力度。在此基礎上，推動金融發(fā)展廣度與深度，為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供金融支持?，F(xiàn)有實證研究大多從金融發(fā)展對二氧化碳排放的影響來看金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新的作用。Tamazian等(2009) 運用1992—2004 年巴西、俄羅斯、印度和中國的數(shù)據(jù)考察了金融發(fā)展對二氧化碳排放的影響，研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展使得人均二氧化碳排放量下降，資本市場和銀行部門發(fā)展對二氧化碳排放的影響更大。Shahbaz等(2013) 運用馬來西亞1971—2011年的數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與二氧化碳排放之間存在長期均衡關系，金融發(fā)展有利于減少二氧化碳排放。從理論層面來看，金融發(fā)展推動綠色創(chuàng)新的作用機理是，金融發(fā)展凝聚綠色創(chuàng)新資源，優(yōu)化資源配置，形成創(chuàng)新發(fā)展動力，催生新的商業(yè)模式，從而推進企業(yè)的綠色創(chuàng)新發(fā)展?；谏鲜龇治?，提出研究假設H2。

H2金融發(fā)展正向調節(jié)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系

(三)人力資本的調節(jié)作用

人力資本蘊含的關于綠色創(chuàng)新的知識、技術、能力、經驗等，對綠色創(chuàng)新具有重要的支持作用。一方面，吸收能力能夠把握外部創(chuàng)新機會，掌握和運用新知識進行產品與技術開發(fā)。王歡芳和胡振華(2013)指出，缺乏吸收能力將阻礙知識轉移，并導致組織知識粘滯，不利于企業(yè)的綠色創(chuàng)新。而人力資本是提升吸收能力的關鍵。從這個意義上來說，企業(yè)人力資本水平的差異決定著綠色創(chuàng)新能力大?。涣硪环矫?，人力資本增強企業(yè)綠色創(chuàng)新能力。在嚴格環(huán)境規(guī)制條件下，企業(yè)實施綠色創(chuàng)新，更傾向于高創(chuàng)新潛力員工，更加注重員工的環(huán)境價值觀，并通過激勵制度發(fā)揮人才的綠色創(chuàng)新能力。總之，人力資本的綠色知識、技術和能力能夠為企業(yè)開展綠色創(chuàng)新帶來新知識，新技術，改變企業(yè)傳統(tǒng)知識基礎，給企業(yè)帶來經濟價值，而且隨著時間的不斷推移，人力資本對企業(yè)綠色創(chuàng)新的改善效果就越明顯。因此，基于上述分析，提出研究假設H3。

H3人力資本正向調節(jié)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系

三、計量模型和估計方法

(一)空間計量模型

由于制度、歷史、區(qū)位環(huán)境和資源稟賦的差異，綠色創(chuàng)新發(fā)展表現(xiàn)出明顯的空間特征，特別是環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系因地區(qū)差異而呈現(xiàn)出不同的模式。傳統(tǒng)計量方法僅僅考慮地區(qū)自身影響因素，會導致分析區(qū)域問題時產生偏誤(李斌、彭星和歐陽銘珂，2013)。在此背景下，本文突破以往研究的局限性，采用了2005—2014年我國30個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用空間計量分析方法，實證分析環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系以及環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關系的區(qū)域差異性，并深刻把握金融發(fā)展、人力資本因素在兩者之間的作用。

1. 空間自相關分析

由于綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出空間異質性，不能滿足傳統(tǒng)面板回歸分析的基本假設，即違背高斯—馬爾可夫經典假設(LeSage和Pace，2009)。需要采用空間計量的極大似然估計法(ML)解決一致性與無偏性問題。綠色創(chuàng)新的空間分布涉及到創(chuàng)新溢出的模型設定與估計方法選擇。通過全局Moran’s I指數(shù)，刻畫我國綠色創(chuàng)新空間分布特征，并以此為基礎，構建空間計量模型。

全局空間自相關描述某一指標所有區(qū)域與鄰近地區(qū)差異的平均程度。用Moran’s I 指數(shù)分析區(qū)域空間的差異程度

(1)

(2)

其中，Yi表示i地區(qū)的觀測值，n為地區(qū)的總數(shù)，wij表示空間權重矩陣，本文采用地理空間鄰近標準賦值。當i地區(qū)與j地區(qū)相鄰時，wij=1；當i地區(qū)與j地區(qū)不相鄰時，wij=0。Moran’s I指數(shù)在-1到1之間取值，當Moran’s I接近于+1(-1)時，表明在研究范圍內變量具有很強的正(負)空間自相關性；接近于0 則表明變量的空間自相關性很弱。

運用Matlab軟件，計算我國2005-2014年綠色創(chuàng)新的全局Moran’s I指數(shù)，結果如表1所示。各年Moran’s I統(tǒng)計量均為正值，且Z值均都通過了10%的顯著性檢驗，表明我國綠色創(chuàng)新不是隨機和均勻分布的，而是存在著地理集聚性特征。因此，綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出空間異質性，需要考慮空間因素，并采用空間計量的極大似然估計法(ML)估計變量之間的關系，得到更加客觀真實的研究結果。

表1 2005-2014年我國全局綠色創(chuàng)新的Moran’s I

2.空間計量模型設定

(1)模型設定。由于綠色創(chuàng)新空間分布特征呈現(xiàn)出空間依賴性和空間異質性，樣本的特征違背了高斯—馬爾可夫經典假設。傳統(tǒng)計量經濟學OLS估計不能滿足一致性與無偏性，需要采用ML估計方法解決一致性與無偏性問題。因此，在考慮空間效應的基礎上，將模型構建成空間計量模型。根據(jù)Anselin(1988)的研究，基于不同的空間因素引入方式可以將空間計量模型分為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)、空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)和空間杜賓模型(Spatial Dubin Model，SDM)。

結合本文的研究問題，根據(jù)MOA理論分析框架，依據(jù)空間計量模型的基本原理，建立空間面板模型。MOA理論強調同時具備動機、機會、能力是某種結果產 生的必要條件(Blumberg和Pringle，1982)。根據(jù)MOA 模型，環(huán)境規(guī)制是綠色創(chuàng)新的動機，金融發(fā)展為綠色創(chuàng)新提供機會，而人力資本是綠色創(chuàng)新的能力基礎。在此基礎上，將環(huán)境規(guī)制、金融發(fā)展、人力資本與綠色創(chuàng)新納入到同一的研究模型當中，具體來說，將綠色創(chuàng)新(GI)作為被解釋變量，將環(huán)境規(guī)制(ER)，金融發(fā)展(FD)，人力資本(HCS)作為解釋變量，將各地區(qū)的人口總量(PG)、人均收入(PCI)、財政收入(FR)和GDP為控制變量。建立空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。為了消除異方差性，方程兩端同時取對數(shù)，得出最終的空間計量模型，分別見式(3)、式(4)和式(5)。

空間滯后模型

LnGIit=α0+ρWLnGIit+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit+εit

(3)

空間誤差模型

LnGIit=α0+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7GDPit+vit

(4)

空間杜賓模型

LnGIit=α0+ρWLnGIit+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit+W(β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit)+vit

vit=λWvit+εit

(5)

(2)空間權重的確立。本文以空間鄰近原則確立空間權重矩陣，換句話說，當兩個地區(qū)空間相鄰時，權重為1；當兩個地區(qū)不相鄰時，則權重為0。

(3)模型的選擇。由于事先無法根據(jù)先驗經驗在SLM和SEM中是否存在空間依賴性，有必要構建一種判別準則，以決定哪種空間模型更加符合實際。依據(jù) Anselin(1988)提出的判別標準，如果在空間依賴性的檢驗中，LMLAG較之 LMERR 在統(tǒng)計上更為顯著， 且R-LMLAC顯著而 P-LMERR不顯著，則適合的模型是空間滯后模型。 除了擬合優(yōu)度R2檢驗以外，常用的檢驗標準還有自然對數(shù)似然函數(shù)值(Log Likelihood)，似然比率(Likelihood Ratio)， 赤池信息標準(AIC)，施瓦茨信息準則(SC)。對數(shù)似然值越大，似然比率越小，AIC和SC越小，模型擬合效果越好。這幾個指標也用來比較OLS估計的經典線性回歸和SLM、SEM，似然值的自然對數(shù)最大的模型最好。

這一觀點是目前計量經濟模型最常用的檢驗模型，除了選擇SEM和SLM其中一種模型進行檢驗，LeSage和Pace(2009)建議優(yōu)先考慮空間杜賓模型，Elhorst(2010)提出了具體實現(xiàn)方法，將因變量和自變量的空間效應考慮進去，排除誤差項的空間效應，先估計空間杜賓模型，然后通過拉格朗日乘數(shù)檢驗來看SDM模型是否可以簡化成SLM或SEM。兩個假設前提：H0：λ=0，H1：λ+ρβ=0，如果H0被接受，那么SDM可以簡化為SLM，要用SLM進行檢驗；如果H1被接受，那么SDM可以簡化為SEM，要用SEM進行檢驗；如果H0和H1全被拒絕，說明SDM不能簡化為SLM或SEM，那么必須要用SDM進行檢驗。

(二)變量說明和數(shù)據(jù)收集

通過構建空間計量模型，分析綠色創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的關系，并探討金融發(fā)展、人力資本在兩者關系中的作用機制。在數(shù)據(jù)的選取上，主要借鑒國內外的相關研究，對指標選取和數(shù)據(jù)來源進行詳細說明。

1. 變量說明

本文將綠色創(chuàng)新(GI)作為被解釋變量，將環(huán)境規(guī)制(ER)，金融發(fā)展(FD)，人力資本(HCS)作為解釋變量。同時，為了控制其他因素對模型的影響，選取各地區(qū)的人口總量(PG)、人均收入(PCI)、財政收入(FR)和國民生產總值(GDP)為控制變量。下面對各指標的具體計算和數(shù)據(jù)來源進行詳細闡述。

(1)因變量是綠色創(chuàng)新。借鑒李婉紅、畢克新和孫冰(2013)，張倩(2015)的研究，將各地區(qū)能源消耗量與新產品產值的比值表示地區(qū)綠色創(chuàng)新，數(shù)據(jù)來源于2005—2014年的《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

(2)自變量是環(huán)境規(guī)制、金融發(fā)展和人力資本。環(huán)境規(guī)制?，F(xiàn)有文獻對環(huán)境規(guī)制強度的度量提出了多種方法。本文借鑒沈能(2012)的研究，采用各地區(qū)污染治理運行費用占工業(yè)產值的比重作為環(huán)境規(guī)制的代理變量。環(huán)境規(guī)制指標綜合反映了單位工業(yè)增加值污染物排放成本，反映了政府的環(huán)境規(guī)制政策標準和監(jiān)管執(zhí)法力度。各地區(qū)污染治理運行費用的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年報》，而工業(yè)產值來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》。

金融發(fā)展。為了比較全面地衡量金融發(fā)展水平，從金融規(guī)模、金融效率和金融結構三個角度衡量金融發(fā)展。其中，金融規(guī)模借鑒孫德梅等(2014)的研究，以每個地區(qū)金融機構存貸款余額之和與 GDP 之比表示；金融效率借鑒劉降斌等(2008)的研究，以各地區(qū)金融機構存款余額/各地區(qū)貸款余額表示；金融結構借鑒柏玲和姜磊(2013)的研究，以各地區(qū)股票市值/各地區(qū)銀行信貸規(guī)模表示。在原始數(shù)據(jù)的基礎上，對各變量進行等權重加總，用以表示金融發(fā)展。原始數(shù)據(jù)分別來源于2005—2014年的《中國金融統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和中國金融數(shù)據(jù)庫。

人力資本。人員投入是綠色創(chuàng)新的重要基礎。借鑒劉偉和薛景(2015)的研究，以各地區(qū)研究與實驗發(fā)展(R&D)人員全時當量(人年)作為綠色創(chuàng)新活動投入的替代變量。原始數(shù)據(jù)來源于2005—2014年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

(3)控制變量。由于我國不同地區(qū)經濟發(fā)展水平差距較大，必然會使得各地區(qū)綠色創(chuàng)新水平存在差異。為了控制其他變量對綠色創(chuàng)新的影響，選取各地區(qū)的人口總量(PG)、人均收入(PCI)、財政收入(FR)和地區(qū)經濟發(fā)展水平(GDP)為控制變量。各原始數(shù)據(jù)來源于2005—2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

2. 數(shù)據(jù)收集

本文從相關統(tǒng)計年鑒上獲取我國2005-2014年30個省級地區(qū)原始數(shù)據(jù)，并根據(jù)變量計算公式，得到相關變量數(shù)據(jù)。由于我國經濟社會發(fā)展水平地區(qū)空間差異較大，地區(qū)之間在綠色創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制等方面存在顯著差異。為分析我國整體和東中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系，本文依據(jù)傳統(tǒng)分類方法，將30 個省級地區(qū)分為東、中、西部三大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等 11 個省市，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等 8 個省市，西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11 個省市。

四、實證分析

首先，對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系進行普通面板回歸(OLS)，并根據(jù)回歸結果和檢驗結果，以此判斷采取何種空間回歸模型。

普通面板回歸的模型為

LnGIit=β0+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit

其中，GIit表示i地區(qū)t時期的綠色創(chuàng)新，ERit表示i地區(qū)t時期的環(huán)境規(guī)制，F(xiàn)Dit表示i地區(qū)t時期的金融發(fā)展，HCSit表示i地區(qū)t時期的人力資本，PGit表示i地區(qū)t時期的人口總量，PCIit表示i地區(qū)t時期的人均收入，F(xiàn)Rit表示i地區(qū)t時期的財政收入和GDPit表示i地區(qū)t時期的國民總產值。

本文選取2005-2014年面板數(shù)據(jù)，時期數(shù)遠大于截面數(shù)據(jù)變量個數(shù)，在檢驗全國、東部、中部和西部城市的綠色創(chuàng)新的OLS模型殘差空間自相關檢驗中全部選取時間固定效應進行分析?；貧w結果如表2所示。

表2 全國、東部、中部和西部綠色創(chuàng)新的OLS模型

注：顯著水平*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01，(2-tailed)，系數(shù)均為標準化系數(shù)。

由表2可知，全國范圍內結果LM-LAG顯著而LM-ERR不顯著，RobustLMSpatialLag顯著并且RobustLMSpatialErr也顯著，東部地區(qū)結果顯示，LM-LAG顯著而LM-ERR不顯著，RobustLMSpatialLag和RobustLMSpatialErr都顯著；中部地區(qū)數(shù)據(jù)結果顯示LM-LAG、LM-ERR、RobustLMSpatialLag和RobustLMSpatialErr都不顯著；西部地區(qū)結果顯示，LM-LAG和LM-ERR都顯著，RobustLMSpatialLag不顯著但RobustLMSpatialErr顯著。因此全國、東部、中部和西部結果都不滿足Anslin和Florax關于選擇SEM和SLM模型的標準，為了排除誤差項的空間效應，并避免殘差自相關情況，根據(jù)LeSage和Pace(2009)觀點采取更具有概括性的具有時間固定效應的空間杜賓模型(SDM)進行結果驗證，實證結果如表3所示。

表3 全國、東部、中部和西部的時間固定效應的空間杜賓模型估計結果

注：顯著水平*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01，(2-tailed)，系數(shù)均為標準化系數(shù)。

從整體層面來看，空間杜賓模型實證結果表明，環(huán)境規(guī)制(ER)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.498，并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關。金融發(fā)展(FD)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.106，但是不顯著；人力資本存量(HCS)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.782，并在99%的置信區(qū)間下顯著，人力資本存量對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關。假設H1和H3在整體層面上成立。從整體層面的溢出效應來看，W*ER的系數(shù)為0.623并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明環(huán)境規(guī)制存在正向溢出效應，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制會隨著升高0.623%。W*FD結果不顯著，說明金融發(fā)展不存在空間溢出效應；W*HCS的系數(shù)為0.492并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明人力資本存量存在正向溢出效應。

從分地區(qū)層面來看，假設H1、H2在東部地區(qū)和中部地區(qū)成立，假設H3在東部、中部和西部地區(qū)都顯著，且存在不同程度的溢出效應。具體分析結果如下。

從東部地區(qū)的回歸結果來看，環(huán)境規(guī)制(ER)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.281，并在95%的置信區(qū)間下顯著，說明環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關；金融發(fā)展(FD)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.245，并在90%的置信區(qū)間下顯著，說明金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關；人力資本存量(HCS)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.254，并在90%的置信區(qū)間下顯著，說明人力資本存量對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關。對于溢出效應，W*ER的系數(shù)為0.773并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明環(huán)境規(guī)制存在正向溢出效應，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制會隨著升高0.773%；W*FD結果不顯著，說明金融發(fā)展不存在空間溢出效應；W*HCS的結果不顯著，說明人力資本存量不存在空間溢出效應。

從中部地區(qū)的回歸結果來看，環(huán)境規(guī)制(ER)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.772，并在95%的置信區(qū)間下顯著，說明環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關；金融發(fā)展(FD)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.491，并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關；人力資本存量(HCS)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為1.104，并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明人力資本存量對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關。對于溢出效應，W*ER的系數(shù)為0.624并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明環(huán)境規(guī)制存在正向溢出效應，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制會隨著升高0.624%；W*FD的系數(shù)為0.536并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明金融發(fā)展存在正向溢出效應，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的金融發(fā)展會隨著升高0.536%；W*HCS的結果不顯著，說明人力資本存量不存在空間溢出效應。

從西部地區(qū)來看，環(huán)境規(guī)制(ER)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.125并在95%的置信區(qū)間不顯著；金融發(fā)展(FD)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.041但不顯著，說明金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新沒有明顯的關系；人力資本存量(HCS)對綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.784并在99%的置信區(qū)間下顯著，說明人力資本存量對綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關。對于溢出效應，W*ER的系數(shù)為0.348但不顯著說明環(huán)境規(guī)制不存在空間溢出效應；W*FD的系數(shù)為1.034，并在95%的置信區(qū)間下顯著，說明金融發(fā)展存在空間負向溢出效應；W*HCS的影響系數(shù)為1.83并在95%的置信區(qū)間下顯著，說明人力資本存量存在正向溢出效應。

五、結果討論與管理啟示

本文從MOA理論視角出發(fā)，構建了環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關系的理論模型，并探討了金融發(fā)展與人力資本的調節(jié)作用。在此基礎上，運用2005—2014年省級面板數(shù)據(jù)，建立空間計量模型，對研究假設進行實證分析，得到了一些新的研究結論，對研究結果做進一步的分析，并以實證分析結果依據(jù)，向政府管理部門與企業(yè)高管等提出政策建議，驅動綠色創(chuàng)新發(fā)展。

在環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關系方面，環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的影響作用存在區(qū)域差異。具體來說，我國東部地區(qū)和中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新具有顯著的正向影響，而西部地區(qū)的兩者關系不顯著。而且東部地區(qū)和中部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的正向溢出效應。進一步分析環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的直接效應和間接效應發(fā)現(xiàn)，整體來看，環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新具有正向的直接效應和間接效應，這一結論證實了本地區(qū)的綠色創(chuàng)新不僅受到當?shù)丨h(huán)境規(guī)制的影響，而且受到周邊地區(qū)的影響。這為“污染天堂”的存在提供了間接的證據(jù)。因此，從這個角度來看，綠色創(chuàng)新需要區(qū)域統(tǒng)一協(xié)調，依托一致的政策推進綠色創(chuàng)新，需要防止因政績搶奪而導致的環(huán)境損失。分地區(qū)來看，東部和中部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制正向顯著影響綠色創(chuàng)新，存在顯著的正向直接效應與間接效應，而西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新不存在顯著的相關關系。從這個角度來看，東部和中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制為相鄰地區(qū)帶來了競爭效應、示范效應和流動效應等，從而促進本地區(qū)和相鄰地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展。具體來說，競爭效應引發(fā)相鄰地區(qū)采取相應的環(huán)境政策激勵創(chuàng)新，示范效應引致相鄰地區(qū)進行模仿，流動效應為相鄰地區(qū)帶來資本和人才的流入，進而帶動綠色創(chuàng)新。而西部地區(qū)，在政府相互競爭背景下，競相降低環(huán)境準入標準，吸引企業(yè)，從而形成了對企業(yè)綠色創(chuàng)新的負向激勵。實證結果給予現(xiàn)實政策操作的啟示在于，政府應從交易成本的視角分析環(huán)境規(guī)制給企業(yè)帶來的成本壓力。在此基礎上，一方面，依托政府稅收政策、財政補貼政策等，給予實施環(huán)境規(guī)制企業(yè)以優(yōu)惠政策，抵消其因為環(huán)境規(guī)制政策帶來的成本問題；另一方面，建立政府環(huán)境引導基金，給予實施環(huán)境規(guī)制企業(yè)以資金支持，降低因綠色創(chuàng)新而面臨的風險問題。雙管齊下，支持綠色創(chuàng)新。

在金融發(fā)展與綠色創(chuàng)新的關系方面，金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新的作用具有差異性。從整體來看，金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新的作用不顯著。從分地區(qū)情況來看，東部和中部地區(qū)的金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新具有正向顯著影響，且呈現(xiàn)出顯著的正向溢出效應。而西部地區(qū)的金融發(fā)展對綠色創(chuàng)新的作用不顯著。金融發(fā)展水平反映了綠色創(chuàng)新中金融資源獲得的難易程度。東部和中部地區(qū)擁有較為發(fā)達的金融服務業(yè)，而西部地區(qū)的金融資源顯得尤為貧乏，且金融創(chuàng)新的深度不足。由此導致西部地區(qū)對綠色創(chuàng)新機會的錯失。從綠色創(chuàng)新成果轉化的角度來看，綠色創(chuàng)新的本質是對綠色技術的產業(yè)化。從初試、中試和產業(yè)化階段，需要的資金比例大約為1∶10∶100，而創(chuàng)新往往面臨較大的風險，導致以貸款為主的融資結構難以給企業(yè)提供充足的創(chuàng)新資金支持。這需要繼續(xù)深化金融改革，大力發(fā)展多元化金融機構，并通過綠色貸款、投貸聯(lián)動、產業(yè)基金等方式，引導社會資金投向綠色創(chuàng)新領域，形成強大的支持作用。此外，東部和中部地區(qū)金融發(fā)展的正向外部溢出效應表明，本地區(qū)的金融發(fā)展會正向顯著影響相鄰地區(qū)的綠色創(chuàng)新。這也間接證明了綠色創(chuàng)新的空間集聚性特征。從這個角度來說，加強區(qū)域產業(yè)綠色創(chuàng)新的專業(yè)化、集聚化程度，不僅有利于提高本地區(qū)的綠色創(chuàng)新水平，而且有利于促進相鄰地區(qū)的綠色創(chuàng)新發(fā)展。因此，有必要從政策層面推動產業(yè)的集聚化發(fā)展，通過健全產業(yè)基礎設施建設，完善產業(yè)鏈，并加強生產性服務業(yè)的發(fā)展，支持產業(yè)的供應鏈管理，增強產業(yè)核心競爭力，從而提升綠色創(chuàng)新能力。實證結果為實施綠色創(chuàng)新政策的指導意義在于，政府應從信息不對稱理論視角以及風險溢價視角關注環(huán)境規(guī)制給企業(yè)綠色創(chuàng)新帶來的金融缺口及其融資困境。在此基礎上，一方面，通過投貸聯(lián)動等方式，彌補企業(yè)的創(chuàng)新風險溢價，加大企業(yè)獲取金融資源的能力；另一方面，通過金融改革，推動保險資金等進入投資基金，以長周期的戰(zhàn)略投資支持企業(yè)的綠色創(chuàng)新。并且加大培育天使資金、風險資金等，輔助企業(yè)綠色創(chuàng)新過程的“二次創(chuàng)業(yè)”，推進綠色創(chuàng)新。

在人力資本與綠色創(chuàng)新的關系方面，無論從整體情況來看，還是分地區(qū)情況來看，人力資本對綠色創(chuàng)新都呈現(xiàn)出顯著的正向影響，且表現(xiàn)出正向的溢出效應。從這個角度來說，綠色創(chuàng)新發(fā)展應重視人力資本的作用。人力資本將蘊含在個體中的知識轉化為現(xiàn)實生產力，驅動綠色創(chuàng)新發(fā)展。這就需要大力培育和塑造綠色創(chuàng)新人才，即通過加大企業(yè)在職教育，注重終身學習，不斷的提高人才的創(chuàng)新素養(yǎng)，通過加大企業(yè)綠色文化建設與激勵制度建設，激發(fā)人才的創(chuàng)新性，支持綠色創(chuàng)新。正向溢出效應表明相鄰地區(qū)的人力資本的流動能夠為相鄰地區(qū)的綠色創(chuàng)新帶來了資源的流入，從而正向促進相鄰地區(qū)的發(fā)展。因此，需要政府制定有利于人才流動的政策，通過打造人才吸附高地，沉淀人力資本蘊含的綠色創(chuàng)新知識，變革區(qū)域知識基礎，促進綠色技術的突破性創(chuàng)新，實現(xiàn)區(qū)域綠色創(chuàng)新跨越發(fā)展。

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