姚小劍，何 珊，楊光磊

（西安石油大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710065）

0 引言

上個世紀(jì)80年代一種普遍的觀點是環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)進(jìn)步存在“成本效應(yīng)”，比較經(jīng)典有代表性的是Collop和Roberts（1983）[1]和 Cray（1987）[2]的研究，他們認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)的成本，成本的增加限制了企業(yè)的科技研發(fā)支出，不利于綠色技術(shù)的研發(fā)。到了90年代，基于Porter等的研究基礎(chǔ)，Jaffe等（1995）[3]、Dean等（2000）[4]以及趙紅（2007）[5]、王兵等（2008）[6]和張成等（2010）[7]諸多學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)的影響主要取決于“創(chuàng)新補償效應(yīng)”的大小，如果在一定的環(huán)境規(guī)制強度下，“創(chuàng)新補償效應(yīng)”能夠彌補“成本效應(yīng)”的部分，從時間維度上來看，這種彌補需要一個較長的時期，因此在短期內(nèi)抑制效應(yīng)更加明顯。顯然，他們之后的研究也是對波特假說的驗證，說明環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步之間存在“U”型關(guān)系。為了更精確的說明環(huán)境規(guī)制強度與技術(shù)進(jìn)步的“U”型關(guān)系，張成等（2010）[7]構(gòu)建了環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)技術(shù)水平的數(shù)理模型，他采用不考慮非期望產(chǎn)出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）測算技術(shù)水平，本文旨在研究環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，通過構(gòu)建一個基于期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的方向型距離函數(shù)，將環(huán)境因素納入技術(shù)效率的測算，進(jìn)而分解出綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。張成等[7]所構(gòu)建的模型中的生產(chǎn)函數(shù)僅以資本作為投入要素，為了使模型中投入要素與考慮期望產(chǎn)出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）保持一致，本文進(jìn)一步引進(jìn)勞動力和能源作為投入要素。

1 數(shù)理模型

首先，假設(shè)環(huán)境污染均是各地區(qū)在生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的，產(chǎn)出越大，污染排放量越大。為了使模型便于理解，首先設(shè)定技術(shù)水平是希克斯中性的，同時各地區(qū)的污染排放不能超出環(huán)境規(guī)制最低排放要求，各地區(qū)的生產(chǎn)遵循利潤最大原則。設(shè)定地區(qū)的收益函數(shù)為R=P?A（KA,LA,EA）f(KP,LP,EP)，其中P為產(chǎn)品價格，A為生產(chǎn)技術(shù)水平，f為不變技術(shù)水平下的產(chǎn)出水平，A和f分別是KA、LA、EA和KP、LP、EP的函數(shù)，KA、LA、EA分別表示生產(chǎn)中技術(shù)資本投入量、勞動投入量和能源投入，KP、LP、EP分別表示生產(chǎn)中的資本投入量、勞動投入量和能源投入量。因此可以定義A（KA,LA,EA）f(KP,LP,EP)為生產(chǎn)函數(shù)，為方便本文用F表示生產(chǎn)函數(shù)。

同時，假設(shè)產(chǎn)品及要素市場都是出清狀態(tài)，產(chǎn)品及要素的價格不受產(chǎn)出影響。定義W(F,E)為污染排放函數(shù)，E為污染治理支出，由此可以看出污染排放函數(shù)是生產(chǎn)水平(F)和污染治理支出(E)的函數(shù)。根據(jù)Forster（1980）[8]、Selden和Song（1995）[9]對污染函數(shù)的描述，對W(F,E)進(jìn)行偏導(dǎo)數(shù)運算得W′(F,Eˉ)＞0,W′(Fˉ,E)＜0 ，說明污染排放與產(chǎn)出水平正相關(guān)，污染治理支出保持不變，隨著產(chǎn)出水平的增加，污染排放隨之增加，污染治理支出與污染排放負(fù)相關(guān)，產(chǎn)出水平保持不變，隨著污染治理支出的增加，污染排放隨之減少。污染排放在生產(chǎn)過程中經(jīng)常受到種種約束，污染治理支出也不會無限增加，即所有的生產(chǎn)都在一定的環(huán)境規(guī)制下進(jìn)行。因此，面對環(huán)境規(guī)制的壓力，生產(chǎn)過程中往往會通過兩種途徑控制污染排放，其一是“治污技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”，即通過污染支出控制污染排放，其二是“創(chuàng)新補償效應(yīng)”，即通過技術(shù)創(chuàng)新或者技術(shù)進(jìn)步，提高產(chǎn)出水平，雖然產(chǎn)出水平的增加會帶來污染排放的增加，但技術(shù)帶來的產(chǎn)出水平可以有效彌補污染治理支出的部分。

一般地，將總技術(shù)水平作為生產(chǎn)技術(shù)水平的函數(shù)，通常定義總技術(shù)水平為TA，且假設(shè)該技術(shù)是中性的。根據(jù)上述兩種效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，總技術(shù)水平函數(shù)是生產(chǎn)技術(shù)和污染治理技術(shù)的函數(shù)，污染治理技術(shù)實際上是綠色技術(shù)的一種，本文以污染治理技術(shù)表示綠色技術(shù)，把總技術(shù)水平看成是生產(chǎn)技術(shù)水平和污染治理技術(shù)水平的函數(shù)，將總技術(shù)水平定義為T(A,E)，“治污技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”和“創(chuàng)新補償效應(yīng)”說明和均成立。事實上，總技術(shù)水平可以分離為生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步(TA)和污染治理技術(shù)進(jìn)步(TE)，即T＝TE+TA。進(jìn)一步分析，若→∞，說明污染治理很小時，邊際污染治理技術(shù)進(jìn)步十分明顯，若，說明污染治理支出接近產(chǎn)出水平時，邊際污染治理技術(shù)進(jìn)步幾乎為0。本文為了更好描述環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)的影響，假定所有的技術(shù)都是中性的，不具有偏向性，且將污染治理技術(shù)引入總技術(shù)水平，以此作為綠色技術(shù)，這里的綠色技術(shù)是中性的。

為了更清楚的分析環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，因此，有必要對“治污技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”和“創(chuàng)新補償效應(yīng)”進(jìn)一步區(qū)分。各地區(qū)的總生產(chǎn)集是生產(chǎn)函數(shù)A(KA,LA,EA)f(KP,LP,EP)，總生產(chǎn)集會支出一部分用于污染治理，設(shè)αA（KA,LA,EA）f(KP,LP,EP),0＜α＜1為污染治理生產(chǎn)集，α是總產(chǎn)出中用于污染治理支出的部分，本文采用污染治理支出占比表示環(huán)境規(guī)制強度，為簡化形式將其定義為：αA（KA,LA,EA）f(KP,LP,EP)=E。此外，為方便區(qū)分，環(huán)境規(guī)制用M表示。

基于環(huán)境規(guī)制約束，定義各地區(qū)生產(chǎn)最優(yōu)化行為如下：

約束條件：

最優(yōu)化求解過程如下：

上述是最優(yōu)化一階偏導(dǎo)數(shù)，結(jié)合復(fù)合函數(shù)求導(dǎo)方法，聯(lián)立式（3）和式（9）解得式（10）：

式（10）表明一階最優(yōu)成立的條件是產(chǎn)出污染邊際增加量等于污染治理邊際減少量。W(F,E)表示在一定的環(huán)境規(guī)制約束下，最終所產(chǎn)生的污染。環(huán)境規(guī)制強度較弱時，最終所產(chǎn)生的污染比較多，環(huán)境規(guī)制強度較強，最終所產(chǎn)生的污染則較少，最終無污染產(chǎn)出只在理論上成立，現(xiàn)實中的經(jīng)濟活動必會產(chǎn)生污染。此外，上述定義了各地區(qū)的技術(shù)函數(shù)中的，可以改寫為如下形式：

對污染排放函數(shù)中的生產(chǎn)技術(shù)水平進(jìn)行偏導(dǎo)運算得到如下形式：

聯(lián)立式（10）、式（11）、式（12）可得如下形式：

由式（3）可以進(jìn)一步變換為如下形式：

代回式（3）中，得到λ＜0，再繼續(xù)將λ＜0帶入式（10），得到

為了使環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系更加明確，上述分析已經(jīng)得出環(huán)境規(guī)制強度與污染排放量存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，不妨回到式（13）中進(jìn)行以下兩步分析。

①當(dāng)α∈(0,0.5)，，且，由此推導(dǎo)出。環(huán)境規(guī)制強度處于下降趨勢時，各地區(qū)的技術(shù)水平也不斷下降。即環(huán)境規(guī)制強度較弱時，其與技術(shù)水平負(fù)相關(guān)。

②當(dāng)α∈(0.5,1)，，且，由此推導(dǎo)出可正可負(fù)。但當(dāng)α→1，說明廠商的污染治理支出很大，，則。因此，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度很大時，能排放的污染持續(xù)降低，此時各地區(qū)的技術(shù)水平會得到提高。即環(huán)境規(guī)制強度較強時，其與技術(shù)水平正相關(guān)。

論證得到命題：環(huán)境規(guī)制強度較弱時，其與綠色技術(shù)進(jìn)步負(fù)相關(guān)，環(huán)境規(guī)制強度較強時，其與綠色技術(shù)進(jìn)步正相關(guān)，即環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步之間符合“U”型關(guān)系。

2 計量模型及指標(biāo)測算

由于環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)的影響不再是簡單地線性關(guān)系，本文借鑒庫茲涅茨二次曲線分析法，構(gòu)建計量模型如下：

其中，i表示各省份，t表示時間，被解釋變量為綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（GTECH），核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強度（ER），控制變量主要有外商投資（FDI）、對外貿(mào)易（TRADE）、技術(shù)市場成交總額（MT）、研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出（RD）和研究與試驗發(fā)展人員全時當(dāng)量（FTE），α0表示截距項，β為待估參數(shù)，εit為隨機擾動項。由于環(huán)境相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲取，所選實證樣本為中國30個?。ㄊ?、直轄市）2000—2014年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒，其中對部分缺失的數(shù)據(jù)做了估算補充處理。具體測算方式如下：

（1）綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的測算。本文的綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)是基于全局曼奎斯特-盧恩伯格生產(chǎn)率指數(shù)（GML）分解的結(jié)果，假設(shè)有K個面板決策單元和面板時間刻度T，在全局非徑向、非角度和考慮非期望產(chǎn)出的DEA框架下構(gòu)建SBM方向型距離函數(shù)，以（xt,yt,bt）和（xt+1,yt+1,bt+1）為面板決策單元（各地區(qū)）在第t期和第t+1期的投入產(chǎn)出向量，并引入松弛變量，利用MaxDEA Pro 6軟件測算出技術(shù)效率θ。

借鑒zhou等（2008）[10]的做法，通過對SBM模型測算出來的全局第t+1期與第t期的技術(shù)效率θ構(gòu)建全局曼奎斯特-盧恩伯格生產(chǎn)率函數(shù)（GML），并進(jìn)一步對其分解，具體做法如下：

雖然景維民和張璐（2014）[11]在研究中使用全局曼奎斯特-盧恩伯格（GML）生產(chǎn)率指數(shù)作為綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的衡量指標(biāo)，事實上GML生產(chǎn)率指數(shù)還可以進(jìn)一步分解為效率改善（GMLEC）和技術(shù)進(jìn)步（GMLTC）兩部分，為了最大程度減少測算引起的偏誤，本文對GML指數(shù)進(jìn)一步分解。張成等[7]在研究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響時采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）測算技術(shù)進(jìn)步，本文將環(huán)境因素納入技術(shù)效率的測算框架，考慮了非期望產(chǎn)出，因此，本文以GMLEC為綠色技術(shù)進(jìn)步（GTECH）的衡量指標(biāo)。

為了測算全國30個省市的全局曼奎斯特-盧恩伯格生產(chǎn)率指數(shù)，需要各地區(qū)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。（1）投入指標(biāo)。資本投入量（K），采用單豪杰（2008）[12]提出的永續(xù)盤存法，資本投入表示為：和σ依次表示第i個省第t年的資本存量、固定資本形成總額和固定資產(chǎn)價格平減指數(shù)以及資產(chǎn)折舊率；勞動投入量（L），用地區(qū)就業(yè)總?cè)藬?shù)表示；能源投入量（E），用地區(qū)能源消費總量表示。（2）產(chǎn)出指標(biāo)。期望產(chǎn)出（GDP），對GDP做2010年不變價格處理；非期望產(chǎn)出（SO2），限于數(shù)據(jù)可獲取性及統(tǒng)計口徑的一致性，選用SO2排放量為非期望產(chǎn)出。見圖1所示。

圖1 全國及三大地區(qū)綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)

圖1是全國及三大地區(qū)綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)折線圖。如圖1所示，全國及三大地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)波動趨勢基本一致，均呈波動上升趨勢，但上升幅度存在差異，2000年，三大地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步都為1，截止2014年，東部地區(qū)上升到1.58，中部地區(qū)上升到1.31，西部地區(qū)上升到1.15，在三大地區(qū)中上升幅度最小。從2000—2014年整體來看，東部地區(qū)其指數(shù)高于中西部地區(qū)，中部地區(qū)從2002年之后一直高于西部地區(qū)，從圖中可以看出，綠色技術(shù)進(jìn)步指數(shù)區(qū)域差異性比較明顯，也體現(xiàn)出分區(qū)域討論的必要性。

（2）環(huán)境規(guī)制強度的測算。環(huán)境規(guī)制所涉及的都是比較抽象且難以量化的政策法規(guī)，運用相關(guān)環(huán)境指標(biāo)測算環(huán)境規(guī)制強度也僅僅是對強度的一種擬合，環(huán)境規(guī)制強度本身并沒有統(tǒng)一的衡量標(biāo)準(zhǔn)。為了與數(shù)理模型中環(huán)境規(guī)制強度保持一致，本文所構(gòu)建的數(shù)理模型中環(huán)境規(guī)制強度用環(huán)境污染治理支出占GDP比重表示，本文以環(huán)境污染治理支出占比表示環(huán)境規(guī)制強度。見下頁圖2。

圖2是全國及三大地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度折線圖。全國來看，2000—2014年環(huán)境規(guī)制強度呈波動上升趨勢，由2000年的1.06增加到2014年1.54，可以看出環(huán)境規(guī)制的力度在不斷增強。分地區(qū)來看，東中西部的環(huán)境規(guī)制強度均呈波動上升的趨勢，其中增幅最大的地區(qū)是西部，有2000年的1.29上升至2014年的1.98，中部地區(qū)在2000—2009年間，其環(huán)境規(guī)制強度相對弱于東部地區(qū)，從2009—2014年出現(xiàn)交替領(lǐng)先現(xiàn)象，從過去的15年總體相比較，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度上升幅度最小。不管是全國還是三大地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強度均上升的現(xiàn)象，表明污染治理投資總額的增幅大于地區(qū)生產(chǎn)總值的增幅。

圖2 全國及三大地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度

（3）控制變量的測算。外商投資（FDI）用外商直接投資占該地區(qū)國民生產(chǎn)總值比重表示，對外貿(mào)易（TRADE）用進(jìn)出口總額占該地區(qū)國民生產(chǎn)總值比重表示，科學(xué)技術(shù)支出（MT）用技術(shù)市場成交總額占該地區(qū)生產(chǎn)總值比重表示，研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出（RD）和研究與試驗發(fā)展人員全時當(dāng)量（FTE）。

3 實證檢驗

3.1 變量的統(tǒng)計特征

各變量描述性統(tǒng)計性質(zhì)見表1。本文所選樣本為全國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2000—2014年的面板數(shù)據(jù)（由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故將其從研究中剔除），共計450個樣本數(shù)據(jù)。從統(tǒng)計性質(zhì)來看，我國綠色技術(shù)水平整體較低，均值為1.155，由于平均變化率大于1，說明總體綠色技術(shù)在不斷進(jìn)步，環(huán)境規(guī)制強度的平均值只有1.282，說明我國目前的環(huán)境規(guī)制強度依然處于相對較低的水平。從標(biāo)準(zhǔn)差來看，變量均存在較大差異，波動明顯，存在明顯變異性，表明通過相關(guān)變量的調(diào)整來促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步具有很大潛力，也反映出該數(shù)據(jù)適合回歸使用。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

3.2 異方差及相關(guān)性檢驗

表2是計量模型的異方差及相關(guān)性檢驗結(jié)果。由表2可知，以下三種檢驗在顯著性水平1%時均顯著，故檢驗強烈拒絕“無組間異方差”、“無組內(nèi)自相關(guān)”和“無組間同期相關(guān)”的原假設(shè)，即計量模型存在“組間異方差”、“組內(nèi)自相關(guān)”和“組間同期相關(guān)”。若計量模型存在異方差及相關(guān)性，仍然進(jìn)行OLS回歸，會對估計結(jié)果的有效性產(chǎn)生很大的傷害，針對異方差及相關(guān)性問題，運用全面FGLS估計時可以有效消除以上問題對估計結(jié)果的干擾，全面FGLS估計則比OLS更加有效，因此本文選擇全面FGLS進(jìn)行估計。

表2 異方差及相關(guān)性檢驗

3.3 實證檢驗結(jié)果及分析

考慮到中國各區(qū)域間在經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境規(guī)制政策存在較大的差異，因此，將中國30個省份劃分為東部、中部和西部三大區(qū)域進(jìn)行分析。采用stata12.1軟件，根據(jù)存在異方差及相關(guān)性的全面FGLS回歸方法，回歸結(jié)果見表3。

表3是全國及三大地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)進(jìn)步的計量模型估計結(jié)果。由表3可知，環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步之間存在“U”型相關(guān)關(guān)系，不管是全國還是三大地區(qū)，從環(huán)境管制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系來看，一次項彈性系數(shù)為負(fù)，二次項彈性系數(shù)為正，并且在給定的統(tǒng)計水平上均顯著，全國及三大地區(qū)的“U”型關(guān)系依次通過了5%、1%、10%和1%的顯著性水平檢驗。檢驗結(jié)果恰好與理論推導(dǎo)結(jié)果相吻合，即強度維度上的環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)進(jìn)步之間存在顯著地“U”型關(guān)系。從拐點來看，東中西三大地區(qū)的拐點依次為0.6619、1.3214、0.9463，說明東部和西部地區(qū)相較于中部地區(qū)更易突破“U”型曲線的拐點，東部地區(qū)又比西部地區(qū)更容易突破“U”型曲線的拐點。

表3 全國及三大地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度對綠色技術(shù)進(jìn)步的模型估計結(jié)果

從計量模型中所選擇的五個控制變量來看，對我國三大地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步也有不同程度的影響。外商投資（fdi）和東部、西部地區(qū)綠色技術(shù)進(jìn)步負(fù)相關(guān)，但這種相關(guān)性在統(tǒng)計上不顯著，從顯著性來看，其和中部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步在1%的顯著性水平上顯著正相關(guān)。對外貿(mào)易（trade）對東部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步有促進(jìn)作用，抑制中部和西部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步負(fù)相關(guān)，但僅有西部地區(qū)通過了1%的統(tǒng)計水平檢驗。技術(shù)市場成交額占比（mt）和東部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步負(fù)相關(guān)，但在統(tǒng)計上并不顯著，但對中西部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步有促進(jìn)作用，且通過了5%和1%的顯著性水平檢驗。研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出（rd）和東部、西部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步正相關(guān)，只有前者通過了顯著性檢驗，后者在統(tǒng)計上不顯著，與中部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步負(fù)相關(guān)，不過沒有通過顯著性檢驗。研究與試驗發(fā)展人員全時當(dāng)量（fte）對東部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步存在抑制作用，且沒有通過統(tǒng)計上10%的顯著性檢驗，對中部和西部地區(qū)的綠色技術(shù)進(jìn)步有明顯的促進(jìn)作用，并依次通過1%和5%的顯著性水平檢驗。

需要進(jìn)一步解釋說明的是，二者之間為什么會存在“U”型相關(guān)關(guān)系，比較合理的解釋是從成本的角度來看，污染治理支出和綠色技術(shù)研發(fā)支出都會產(chǎn)生一定的成本，即環(huán)境成本和綠色技術(shù)成本，兩種成本之間存在“替代效應(yīng)”。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度較弱時，意味著該地區(qū)從產(chǎn)出中抽離用于環(huán)境污染治理的比例很小，即環(huán)境成本小于綠色技術(shù)成本，該地區(qū)會將綠色技術(shù)研發(fā)中的部分支出抽出用于污染治理，這樣會大大縮減綠色技術(shù)研發(fā)開支，從而不利于綠色技術(shù)進(jìn)步，實際上，只要綠色技術(shù)研發(fā)成本大于環(huán)境污染治理成本，環(huán)境規(guī)制就會對綠色技術(shù)進(jìn)步有抑制作用，這主要是由于環(huán)境成本和綠色技術(shù)成本之間存在“成本替代效應(yīng)”。按照上述解釋，環(huán)境規(guī)制強度較強時，對應(yīng)的環(huán)境成本較大，而綠色技術(shù)研發(fā)成本相對比較穩(wěn)定，環(huán)境成本會高于綠色技術(shù)研發(fā)成本，這種“成本替代效應(yīng)”便會消失，該地區(qū)重點偏向成本較小的綠色技術(shù)研發(fā)，綠色技術(shù)研發(fā)開支增加，盡管綠色技術(shù)研發(fā)支出增加會增加綠色技術(shù)成本，但綠色技術(shù)會一定程度減少環(huán)境成本，因此會提高綠色技術(shù)的研發(fā)力度，從而有利于綠色技術(shù)進(jìn)步，這主要是由于環(huán)境成本和綠色技術(shù)成本之間存在“綠色技術(shù)創(chuàng)新補償效應(yīng)”。因此，環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步之間會存在“U”型相關(guān)關(guān)系?；谌蟮貐^(qū)“U”型曲線轉(zhuǎn)折點的不同，可能的解釋是，經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境規(guī)制形式本身存在一定的差異，東部地區(qū)更容易突破拐點是由于產(chǎn)出水平本身大于中西部地區(qū)，用于發(fā)展綠色技術(shù)和污染治理的開支較大，還有另外一種可能是由于東部地區(qū)近年來更注重創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，其綠色技術(shù)研發(fā)相比較中西部具有明顯優(yōu)勢，西部地區(qū)易于中部地區(qū)突破拐點由于中部地區(qū)重點發(fā)展重工業(yè)，其污染排放量本身大于西部地區(qū)。

4 結(jié)論

本文從強度維度的視角下，理論和實證分析了全國30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)進(jìn)步的影響。通過構(gòu)建數(shù)理模型，推導(dǎo)出有關(guān)環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步的相關(guān)關(guān)系，運用2000—2014年各省面板數(shù)據(jù)對理論命題進(jìn)行檢驗。首先，通過數(shù)理推導(dǎo)得出命題：強度維度上的環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)進(jìn)步具有“U”型相關(guān)關(guān)系。其次，實證檢驗結(jié)果表明，三大地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度與綠色技術(shù)進(jìn)步符合理論分析中的“U”型關(guān)系。最后，通過對“U”型曲線拐點的計算，發(fā)現(xiàn)三大地區(qū)的拐點并不會同時出現(xiàn)，東部地區(qū)相較于中西部地區(qū)更容易突破拐點，西部地區(qū)比中部的地區(qū)更易突破拐點。

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