徐紅 趙金偉

摘要前沿研究關注研發(fā)投入對技術創(chuàng)新的作用，卻普遍忽視研發(fā)投入對綠色技術進步的影響，尤其并未重視研發(fā)投入對綠色技術進步方向的作用。利用2003—2013年中國276個城市面板數據，結合隨機前沿模型測算歷年各城市全要素生產率、綠色全要素生產率，分別采用綠色全要素生產率及其與全要素生產率的比值表征了綠色技術進步與綠色技術進步方向，通過固定效應模型實證檢驗了地區(qū)研發(fā)投入對綠色技術進步的影響效應及其傳導機制。結果發(fā)現：①研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入皆能顯著促進地區(qū)綠色技術進步，推動地區(qū)技術進步綠色轉型，但隨著研發(fā)投入強度的增加，對綠色技術進步的推動作用呈邊際遞減趨勢，而對綠色技術進步方向的影響卻逐步提升。②受地區(qū)自身產業(yè)特征和政策影響，地區(qū)污染產業(yè)鎖定和資源依賴型產業(yè)模式顯著抑制研發(fā)投入對綠色技術進步的促進作用，而輕資產型產業(yè)結構和環(huán)境規(guī)制力度則呈現完全相反的作用效應，顯著提高研發(fā)投入對綠色技術進步的推動作用。③地區(qū)研發(fā)投入對綠色技術進步的作用呈現出區(qū)域異質性。具體表現為對綠色技術進步的作用由東向西逐漸增強，即中西部地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新表現出明顯的追趕效應，對綠色技術進步方向而言，研發(fā)人員投入的技術選擇偏向則呈現東部地區(qū)較強，中西部地區(qū)較弱的趨勢，表明東部地區(qū)技術進步由依靠經費投入的粗放型研發(fā)轉變?yōu)橐揽扛呖萍既瞬艅?chuàng)新驅動。為此各地區(qū)應重視研發(fā)綠色技術選擇，合理配置綠色研發(fā)資本，制定適宜的環(huán)境保護政策，推動產業(yè)結構向合理化、高端化轉變。

關鍵詞 研發(fā)投入;綠色技術進步;綠色技術進步方向;傳導機制

過去四十年，伴隨工業(yè)化和城市化快速擴張，我國經濟迅猛發(fā)展。數據顯示，2017年國內生產總值達到82.71×104萬億元，與2000年相比，增長7.25倍。然而，片面追求速度與規(guī)模的粗放型經濟發(fā)展模式，致使大氣污染、水污染等環(huán)境問題突出。近三年的生態(tài)環(huán)境狀況公報均顯示，我國每年有高達70%以上的城市環(huán)境空氣質量超標。有學者研究發(fā)現，我國東部經濟發(fā)展水平高的省份環(huán)境污染成本約占人均實際國內生產總值的10%，其他省份也都介于8%～10%之間[1]。環(huán)境污染在很大程度上歸咎于企業(yè)的非清潔生產，要實現環(huán)境質量和經濟產出相容共生發(fā)展，必須轉變技術進步方向，全面實行綠色生產[2]。研發(fā)投入是技術創(chuàng)新的根本，是經濟增長不可或缺的推動因素，而技術創(chuàng)新對環(huán)境質量的影響更多取決于綠色技術進步方向，只有當綠色技術占比逐漸提升方能最終轉變技術進步方向，實現環(huán)境質量改善。即如果非清潔研發(fā)投入占比增速高于清潔研發(fā)，依然無法有效轉變技術進步方向。那么，隨著研發(fā)投入強度的持續(xù)提升，是否會轉變技術進步方向？其作用路徑如何？鑒于此，該文重點關注了研發(fā)投入對綠色技術進步方向的影響效應及其傳導機制，試圖回答以上兩個問題。

1文獻綜述

前沿文獻更多關注研發(fā)投入對技術創(chuàng)新的影響，針對二者之間關系主要有兩種結論：第一，研發(fā)投入能夠顯著促進技術進步。Pakes和Griliches[3]從美國專利局獲取到121家公司8年間的創(chuàng)新產出數據，并與相應公司研發(fā)支出活動進行關聯(lián)分析，結果發(fā)現：專利產出是衡量研發(fā)活動的有效指標，且衡量的結果較好，可見研發(fā)投入能夠促進專利產出進而推動技術創(chuàng)新。同時，研發(fā)投入所帶來的技術進步還表現為生產技術和生產工藝的改進，促進生產率提升。Sharma[4]構建了增長核算和生產函數兩個模型，分別檢驗印度制藥企業(yè)1994—2006年間研發(fā)活動對相關企業(yè)績效的影響，增長核算模型表明研發(fā)強度每增加1%顯著影響TFP提升0.15%，生產函數模型顯示研發(fā)資本的產出彈性介于10%～13%。周亞虹等[5]的研究結果顯示：企業(yè)研發(fā)投入產出彈性達到5.5%，研發(fā)創(chuàng)新有利于技術積累，進而提高企業(yè)生產率。陳繼勇和盛楊懌[6]采用DEA和指數方法測算地區(qū)技術進步狀況，分析各省研發(fā)投入與FDI的知識溢出對其技術進步的影響，將推動地區(qū)技術進步最主要的因素歸結為地區(qū)自身科技投入。第二，研發(fā)投入與技術進步的作用非線性，即存在研發(fā)投入的臨界點。Yeh等[7]以1999—2004年在臺灣證券交易所上市的99家企業(yè)為研究樣本，研究結果顯示存在實現企業(yè)績效最優(yōu)的最佳研發(fā)投入強度，即存在研發(fā)投入的臨界點，超出臨界點后，繼續(xù)增加研發(fā)投入將不會取得相應比例的產出回報?？抵居耓8]采用固定效應回歸模型，以2005—2007年全部國有及規(guī)模以上非國有企業(yè)為研究樣本，檢驗在分別控制企業(yè)創(chuàng)新投入強度和創(chuàng)新技術水平時，相應的創(chuàng)新技術水平和創(chuàng)新投入強度與創(chuàng)新績效的關系，結果發(fā)現均呈倒“U”型關系，表明過度的研發(fā)投入反而不利于創(chuàng)新績效的提高。

目前國內外學者關于研發(fā)投入與綠色技術進步的研究相對較少，部分學者發(fā)現國際研發(fā)資本技術溢出有助于國內企業(yè)知識資本存量積累，對綠色技術創(chuàng)新有重要影響。Eskeland和Harrison[9]認為東道國企業(yè)能夠進行綠色技術創(chuàng)新，得益于外商企業(yè)為其運用綠色技術提供機遇。羅良文和梁圣蓉[10]將C-H模型拓展為非線性結構形式，探究國際研發(fā)資本的技術溢出效應，結果顯示國際研發(fā)資本技術溢出能夠提升國內綠色技術創(chuàng)新效率，除OFDI途徑外，國際R&D投入、跨國技術轉移、FDI和進口貿易的研發(fā)資本技術溢出對綠色技術創(chuàng)新效率均有積極影響。畢克新等[11]認為創(chuàng)新R&D投入正向推動企業(yè)清潔生產技術。而事實上，研發(fā)投入對綠色技術進步可能存在雙重影響。一方面，總體研發(fā)投入增加，企業(yè)的綠色研發(fā)投入會隨之相應提升，進而實現綠色技術進步;另一方面，地區(qū)研發(fā)投入可能并不存在綠色偏向，研發(fā)投入過多進入非清潔研發(fā)領域，抑制地區(qū)綠色產業(yè)發(fā)展，反而不利于綠色技術進步。

企業(yè)和政府是進行研發(fā)創(chuàng)新的主體，決定技術進步方向?；诮洕壿?，結合現有關于研發(fā)投入與綠色技術進步的文獻進行分析，從企業(yè)和政府層面分別探討研發(fā)投入對于綠色技術進步的影響機制。首先從企業(yè)層面進行分析，主要歸結為以下三個方面：第一，吳超等[12]指出中國重污染行業(yè)的綠色技術創(chuàng)新與應用不強，“創(chuàng)新卻不綠色”是目前所處階段。受市場環(huán)境的影響，企業(yè)技術選擇更偏向經濟效益最優(yōu)，利潤是企業(yè)技術選擇的關鍵因素，由于綠色環(huán)保投入經濟效益低，綠色技術存在后發(fā)劣勢，企業(yè)綠色技術投入內在動力不足，因此認為地區(qū)污染產業(yè)鎖定會抑制綠色技術進步。第二，地區(qū)資源依賴影響技術模式，若地區(qū)對資源依賴較重，則會導致技術進步模式偏向非清潔技術[13]。趙康杰和景普秋[14]從企業(yè)創(chuàng)新視角論證，資源企業(yè)受限于產品同質和經濟收益而缺乏創(chuàng)新動力，資源依賴對研發(fā)創(chuàng)新表現出擠出效應;邵帥和齊中英[15]對中國36座能源輸出型城市進行實證分析，發(fā)現能源開發(fā)對區(qū)域技術創(chuàng)新和研發(fā)行為存在擠出效應，阻礙創(chuàng)新投入和產出。研發(fā)投入作為自主創(chuàng)新能力的決定性因素之一，資源依賴對研發(fā)的擠出效應，將會影響綠色技術創(chuàng)新。第三，沈能和周晶晶[16]研究發(fā)現合理的產業(yè)結構對綠色技術進步具有重要作用，即輕資產型產業(yè)結構，融合具有“干中學”特征的創(chuàng)新產業(yè)和部門，對研發(fā)強度產生重要影響[17-18]，能夠促進研發(fā)經費和人員等相關生產要素在部門間高效流動，加快推進綠色技術創(chuàng)新。此外在非清潔技術占優(yōu)的市場環(huán)境中，政府的環(huán)境規(guī)制政策亦是綠色技術研發(fā)的重要激勵手段[2，19]。

綜合以往研究，尚需在以下兩方面做出探索：第一，從污染產業(yè)鎖定、產業(yè)結構、資源依賴特征以及環(huán)境規(guī)制政策出發(fā)，檢驗研發(fā)投入對綠色技術進步作用的影響，拓展研發(fā)投入綠色技術選擇的機制研究。第二，在綠色技術進步的測算中，選擇更具有代表性的PM2.5濃度數據和碳排放數據作為環(huán)境投入指標，測算綠色全要素生產率。

2計量模型選擇、指標設計與相關數據來源

2.1計量模型選擇

為進一步驗證研發(fā)投入是否能夠促進地區(qū)綠色技術創(chuàng)新，將綠色技術進步劃分為綠色技術進步（Gtec）和綠色技術進步方向（Gtp），構建研發(fā)投入影響綠色技術進步的計量模型如下：

其中，研發(fā)投入（RD）分為研發(fā)經費投入（RD_jf）和研發(fā)人員投入（RD_ry），i為各城市代碼，t為時間代碼，β0、γ0表示截距項，βi、γi為待估參數，表示各解釋變量對被解釋變量的彈性系數，Xit為控制變量集合，εit為隨機擾動項。

2.2指標設計以及數據來源說明

（1）被解釋變量：選取綠色全要素生產率衡量綠色技術進步（Gtec），采用綠色全要素生產率與全要素生產率的比值衡量綠色技術進步方向（Gtp），其中全要素生產率與綠色全要素生產率分別借鑒孫早和許薛璐[20]以及匡遠鳳和彭代彥[21]設定的超越對數函數形式進行測算。城市期望產出使用各城市歷年地區(qū)生產總值表示，并將其轉化成以2003年為基期;勞動力投入采用各城市歷年在崗職工平均人數表示;資本存量以2003年為基期采用永續(xù)盤存法測算，折舊率取10.96%;非期望產出分別采用PM2.5濃度、碳排放量表征，其中，PM2.5濃度數據源自哥倫比亞大學發(fā)布的全球PM2.5衛(wèi)星柵格數據，碳排放數據參考韓峰和謝銳[22]對城市碳排放的計算，綜合城市天然氣、液化石油氣和電力消耗數據得出。

（2）解釋變量：分別采用科學事業(yè)費支出與科研綜合技術服務業(yè)從業(yè)人員數量表征研發(fā)經費投入（RD_jf）和研發(fā)人員投入（RD_ry）檢驗其對綠色技術進步的作用。同時，選取經濟發(fā)展水平（lngdp）、外商投資（lnfdi）、資本水平（lnk）、人力資本投入（lnedu）、政府干預（lngov）和市場競爭（lnmc）作為控制變量。其中，經濟發(fā)展水平采用人均城市國內生產總值衡量，外商投資采用城市歷年外商直接投資額表征，并通過歷年人民幣對美元匯率將其換算表示，資本水平采用城市資本存量與勞動之比衡量，人力資本投入采用地區(qū)教師數與人口數之比表征，政府干預采用地區(qū)財政預算支出占地區(qū)國內生產總值表示，市場競爭采用地區(qū)單位產出企業(yè)數與其平均值之比衡量。變量數據均來自于國家統(tǒng)計局公布的歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》。

3城市研發(fā)投入對綠色技術進步的效應檢驗

在計量模型回歸之前，通過F檢驗和Hausman檢驗，對面板數據的模型形式進行選擇，最終發(fā)現固定效應模型更適合該研究。城市研發(fā)投入對綠色技術進步的效應檢驗結果如表1所示，其中，第（1）～（4）列為不加入控制變量研發(fā)投入對綠色技術進步的作用效應，第（5）～（8）列為加入控制變量研發(fā)投入對綠色技術進步的作用效應。結果顯示：研發(fā)經費投入RD_jf與研發(fā)人員投入RD_ry的變量.

回歸系數皆在1%水平上顯著為正，說明研發(fā)投入能夠顯著促進地區(qū)綠色技術進步，推動地區(qū)技術進步綠色轉型。對于控制變量來說，經濟發(fā)展水平lngdp對綠色技術進步回歸系數顯著為正，但對綠色技術進步方向系數不顯著，表明城市經濟發(fā)展水平提升，顯著推動綠色技術創(chuàng)新，但并未表現出綠色偏向。外商投資lnfdi的回歸系數為負，表明外商投資對綠色技術進步具有抑制效果，印證了“污染天堂”假說。資本水平lnk對綠色技術進步的回歸系數在1%水平上顯著為正，表明資本水平能夠顯著促進綠色技術創(chuàng)新，但卻負向影響技術進步綠色轉型。人力資本投入lnedu對綠色技術進步和綠色技術進步方向皆表現出正向影響，顯著推動綠色技術轉型。政府干預lngov的回歸系數在1%水平上顯著為負，原因在于綠色技術創(chuàng)新更多以企業(yè)為主導，過多的政府干預降低企業(yè)研發(fā)效率，抑制綠色技術進步。市場競爭lnmc顯著促進綠色技術進步，但卻抑制綠色技術進步方向，不難發(fā)現，市場競爭對技術進步產生雙重影響，一方面對于以綠色技術為依托的企業(yè)，激烈的市場競爭能夠促進企業(yè)對新技術新產品的開發(fā);相反，對以非綠色技術為依托的企業(yè)，市場競爭激烈，迫使企業(yè)追逐利潤，降低研發(fā)綠色技術成本，抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新積極性，負向影響技術進步綠色轉型。

研發(fā)投入顯著推動綠色技術進步，那么研發(fā)投入的持續(xù)增加是否會引導綠色技術進步加速發(fā)展？統(tǒng)計數據顯示，2009年之前，我國研發(fā)投入強度較低，研發(fā)經費內部支出不足5000億元，研發(fā)人員全時當量不足200萬人·a。2013年我國研發(fā)經費內部支出高達1.18×104億元，研發(fā)人員全時當量高達353.28萬人·a。那么研發(fā)投入的迅速增加是否帶來綠色技術進步的提升？是否加速綠色技術進步方向轉型？為此，將樣本數據劃分為2003—2008年、2009—2013年兩個階段進行檢驗，如表2所示。其中，第（1）～（4）列為2003—2008年研發(fā)投入對綠色技術進步的作用結果，第（5）～（8）列為2009—2013年研發(fā)投入對綠色技術進步的作用結果。結果顯示：研發(fā)經費投入RD_jf和研發(fā)人員投入RD_ry對綠色技術進步的系數皆在1%水平上顯著為正，而2003—2008年樣本中的回歸系數值遠高于2009—2013年的樣本結果，表明隨著研發(fā)投入強度增加，對綠色技術進步推動作用表現出邊際效應遞減規(guī)律，對綠色技術進步方向而言，研發(fā)投入由第一階段顯著抑制技術綠色轉型轉變?yōu)榈诙A段的推動綠色技術創(chuàng)新，雖不顯著，但依舊表明研發(fā)投入逐漸由非清潔向綠色偏向轉型。

4傳導機制檢驗

為了進一步理解研發(fā)投入如何影響綠色技術選擇，考慮到地區(qū)自身產業(yè)特征以及政策對研發(fā)投入的影響，在回歸模型中分別引入地區(qū)污染產業(yè)鎖定（PP）、資源依賴型產業(yè)模式（RR）、輕資產型產業(yè)結構（IS）和環(huán)境規(guī)制力度（ER）以檢驗對研發(fā)投入與綠色技術進步的調節(jié)關系。具體而言，借鑒董直慶和王輝[2]的設定，采用地區(qū)污染行業(yè)資產之和與全部行業(yè)資產之比表征污染產業(yè)鎖定，其中污染行業(yè)劃分主要依據國務院2006年公布的《第一次全國污染源普查方案》中明確規(guī)定的11個重污染行業(yè)。在回歸模型中引入其與研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入的交乘項RD_jf×PP和RD_ry×PP，借以檢驗污染產業(yè)鎖定在研發(fā)投入對綠色技術進步中的影響。以采礦業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)人員數的比重表示地區(qū)資源依賴型產業(yè)模式，在回歸模型中引入其與研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入的交乘項RD_jf×RR和RD_ry×RR，借以檢驗資源依賴型產業(yè)模式在研發(fā)投入對綠色技術進步中的影響。以第三產業(yè)占GDP比重表示地區(qū)輕資產型產業(yè)結構，在回歸模型中引入其與研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入的交乘項RD_jf×IS和RD_ry×IS，借以檢驗輕資產型產業(yè)結構在研發(fā)投入對綠色技術進步中的影響。通過單位GDP能耗表征環(huán)境規(guī)制力度[23]，在回歸模型中引入其與研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入的交乘項RD_jf×ER和RD_ry×ER，借以檢驗環(huán)境規(guī)制力度在研發(fā)投入對綠色技術進步中的影響。具體結果見表3。

地區(qū)污染產業(yè)鎖定對研發(fā)投入與綠色技術進步調節(jié)作用的回歸結果顯示：研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入與污染產業(yè)鎖定交乘項的系數顯著為負，即地區(qū)污染產業(yè)鎖定抑制研發(fā)投入對綠色技術進步的正向作用，不難發(fā)現，地區(qū)綠色技術發(fā)展水平取決于地區(qū)技術創(chuàng)新相對利潤，如果清潔技術創(chuàng)新利潤低，那么地區(qū)將主要發(fā)展非清潔技術。資源依賴型產業(yè)模式對研發(fā)投入與綠色技術進步調節(jié)作用的回歸結果與地區(qū)污染產業(yè)鎖定相一致，均抑制研發(fā)投入對綠色技術進步的正向作用。原因在于：受自由市場經濟利潤驅使，市場自發(fā)進行綠色技術創(chuàng)新先天不足，非綠色技術進步占據主導，而資源依賴較重的城市，經濟發(fā)展多依靠高耗能、高污染為主的資源型產業(yè)，對綠色生產存在擠出效應。輕資產型產業(yè)結構對研發(fā)投入與綠色技術進步調節(jié)作用的回歸結果顯示：研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入與輕資產型產業(yè)結構交乘項的系數在1%水平上顯著為正，即輕資產型產業(yè)結構正向調節(jié)研發(fā)投入對綠色技術進步的促進效應。輕資產型產業(yè)結構，以知識密集型和技術密集型為特征的第三產業(yè)占主導，促進研發(fā)經費和人員等相關生產要素在部門間高效流動，推進綠色技術創(chuàng)新。環(huán)境規(guī)制力度對研發(fā)投入與綠色技術進步調節(jié)作用的回歸結果顯示：研發(fā)經費投入和研發(fā)人員投入與環(huán)境規(guī)制力度交乘項的系數顯著為正，即環(huán)境規(guī)制力度越高，越能夠正向促進研發(fā)投入對綠色技術進步的推動效應，表明環(huán)境規(guī)制會倒逼企業(yè)提高研發(fā)投入強度，實現技術綠色轉型?？紤]到當前污染物排放水平會受前期技術進步水平的影響，為此對綠色技術進步作滯后一期處理，將其引入回歸模型，與環(huán)境規(guī)制和研發(fā)經費投入與研發(fā)人員投入的交乘項進行穩(wěn)健性檢驗，結果發(fā)現，交乘項與滯后一期綠色技術進步的回歸結果也顯著為正，進一步驗證結論。

5穩(wěn)健性檢驗

為了保證結果的穩(wěn)健性，將樣本劃分為東中西三大區(qū)域，分別檢驗我國不同區(qū)域內研發(fā)投入對綠色技術進步的影響效應，如表4所示?；貧w結果發(fā)現，研發(fā)經費投入RD_jf與研發(fā)人員投入RD_ry對綠色技術進步的系數均為正。進一步分析得出，研發(fā)經費投入RD_jf的系數值呈現出由東向西增大趨勢，表明研發(fā)經費投入對綠色技術進步的推動作用呈現由東向西逐步遞增的趨勢。原因在于，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)存在較大的綠色技術創(chuàng)新空間，研發(fā)投入的變動能夠快速得到反應，從而表現出明顯的追趕效應。研發(fā)人員投入RD_ry對綠色技術進步的影響亦是如此，但對綠色技術進步方向的影響卻呈現東部地區(qū)較強、中西部較弱的趨勢，表明東部地區(qū)已經度過僅僅依靠經費投入擴張技術能力的粗放型研發(fā)階段，創(chuàng)新型人才成為推動地區(qū)技術進步綠色轉型的有效手段。同時考慮到技術創(chuàng)新與研發(fā)投入可能存在的內生性問題，以研發(fā)投入的滯后一期作為工具變量采用兩階段最小二乘法對其作用效應重新估計。兩階段最小二乘回歸結果亦表明研發(fā)投入顯著促進地區(qū)綠色技術進步，推動綠色技術進步方向轉型，驗證了結論的穩(wěn)健性。

6基本結論與建議

利用2003—2013年我國地級及以上276個城市面板數據，實證檢驗地區(qū)研發(fā)投入對綠色技術進步的作用效應及其傳導機制，研究發(fā)現：①研發(fā)投入能顯著促進地區(qū)綠色技術進步，推動地區(qū)技術進步綠色轉型，但隨著研發(fā)投入的增加，對綠色技術進步的推動作用呈邊際效應遞減趨勢，而對技術進步方向則呈現由非清潔向綠色偏向轉型趨勢。②受地區(qū)自身產業(yè)特征和政策影響，地區(qū)污染產業(yè)鎖定和資源依賴型產業(yè)模式顯著抑制研發(fā)投入對綠色技術進步的促進作用，而輕資產型產業(yè)結構和環(huán)境規(guī)制力度則呈現完全相反的作用效應，顯著提高研發(fā)投入對綠色技術進步的推動作用。③研發(fā)投入對綠色技術進步的作用效應表現出區(qū)域異質性，對綠色技術進步的作用呈現由東向西逐漸增強的趨勢，而對綠色技術進步方向，研發(fā)人員投入的技術選擇偏向則呈現東部地區(qū)較強，中西部地區(qū)較弱的趨勢。

40年粗放式經濟增長致使中國面臨嚴重的環(huán)境問題，面對經濟“新常態(tài)”和生態(tài)環(huán)境壓力的巨大國情，綠色低碳生產無疑是實現經濟發(fā)展，解決我國環(huán)境問題的雙贏手段，但在綠色生產后發(fā)劣勢明顯的當下，如何推動研發(fā)綠色偏向，提出如下建議。

第一，合理分配綠色研發(fā)投入。研發(fā)投入對綠色技術進步具有顯著促進作用，但其技術進步綠色偏向未得到足夠重視。為此提高綠色研發(fā)投入，更加偏向綠色技術轉型，同時注意資金與人才要素相匹配，規(guī)避研發(fā)投入的“索洛悖論”。我國東部地區(qū)技術水平處于全國領先地位，擴張式研發(fā)資金投入作用有限，而中西部地區(qū)技術水平較弱，研發(fā)經費投入推動綠色技術發(fā)展更加行之有效。因此，應因地制宜，差異化分配綠色研發(fā)資金與人才，實現要素的優(yōu)化配置。

第二，制定適宜的環(huán)境保護政策。地區(qū)推行環(huán)境規(guī)制政策，會倒逼企業(yè)提高綠色研發(fā)投入強度，推進清潔技術創(chuàng)新。為此發(fā)揮政府的激勵調節(jié)效應，加大對清潔行業(yè)的扶持力度，一方面通過采取綠色技術研發(fā)補助或減免稅收等優(yōu)惠政策激勵企業(yè)創(chuàng)新清潔技術，另一方面提高城市政府部門對企業(yè)創(chuàng)新服務的專業(yè)化水平，降低企業(yè)綠色研發(fā)成本與風險。

第三，推動地區(qū)產業(yè)結構向合理化、高端化轉變。污染性行業(yè)和資源依賴型產業(yè)對綠色技術進步產生抑制作用，而輕資產型產業(yè)結構則顯著促進綠色技術創(chuàng)新。各地區(qū)應綜合定位自身發(fā)展模式，實行產業(yè)多元化戰(zhàn)略，加快推進傳統(tǒng)生產技術升級改造，促進污染產業(yè)向清潔產業(yè)轉型，逐步降低對污染行業(yè)和資源產業(yè)的依賴，帶動產業(yè)結構向合理化、高端化邁進。

（編輯：王愛萍）

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