王樹強(qiáng) 楊 恒

（河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401）

引 言

作為京津冀協(xié)同發(fā)展的3個(gè)率先突破之一，三地大氣污染治理協(xié)作依次經(jīng)歷了指揮機(jī)構(gòu)組建（京津冀及周邊地區(qū)大氣污染防治協(xié)作小組）、重點(diǎn)時(shí)段協(xié)同（國家重大活動(dòng)統(tǒng)一減排、重污染天氣聯(lián)防聯(lián)控）、關(guān)鍵區(qū)域治理（“2＋26”京津冀大氣污染傳輸通道城市治理）、費(fèi)改稅推進(jìn)（新環(huán)保稅法出臺(tái)）等重要發(fā)展階段，進(jìn)展迅速，治理效果明顯。據(jù)環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，北京、天津、石家莊2019年P(guān)M2.5的平均濃度為42、50、62微克／立方米，相較于2014年平均PM2.5濃度82、71、89微克／立方米，下降了49%、30%、31%。在大氣環(huán)境質(zhì)量提升的同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長卻被誤傷，數(shù)據(jù)顯示，2019年北京、天津、河北GDP年度增長率為6.1%、4.8%、6.8%，相比于2014年，增速下降了1.2%、5.2%、1.4%。

經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的高質(zhì)量發(fā)展要求不能以犧牲環(huán)境為代價(jià)追求高經(jīng)濟(jì)增長，也不能以犧牲經(jīng)濟(jì)增長為代價(jià)保護(hù)環(huán)境。環(huán)境治理協(xié)作的根本目標(biāo)是鼓勵(lì)排放主體加快科技創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。當(dāng)前，在京津冀協(xié)同不斷深化以及環(huán)境治理戰(zhàn)略不斷向產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和綠色經(jīng)濟(jì)體系建設(shè)邁進(jìn)的關(guān)鍵時(shí)期，進(jìn)一步深化京津冀環(huán)境治理協(xié)作需要科學(xué)評(píng)估京津冀環(huán)境治理協(xié)作的科技創(chuàng)新成效，完善綜合配套政策體系。

1 文獻(xiàn)綜述

由于大氣污染物常常跨區(qū)域擴(kuò)散，因此跨區(qū)域環(huán)境治理協(xié)作是環(huán)境規(guī)制的主要形式，區(qū)際環(huán)境治理協(xié)作的科技創(chuàng)新效應(yīng)常常等價(jià)于區(qū)域聯(lián)盟的環(huán)境治理的科技創(chuàng)新效應(yīng)。學(xué)界沿兩條路徑開展此項(xiàng)研究：

（1）環(huán)境治理對(duì)科技創(chuàng)新影響的類型：①影響為負(fù)。如 Wagner（2007）［1］研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制阻礙了德國制造業(yè)企業(yè)的專利申請(qǐng)；Chintrakarn（2008）［2］發(fā)現(xiàn)美國各州制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)環(huán)境規(guī)制存在負(fù)反應(yīng)；張彩云和呂越 （2018）［3］以2001～2007年我國的工業(yè)企業(yè)為樣本進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)時(shí)，企業(yè)研發(fā)積極性顯著下降； ②影響為正。 Porter和 Linde （1995）［4］挑戰(zhàn)了新古典學(xué)派的觀點(diǎn)，認(rèn)為嚴(yán)格但適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會(huì)激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新，產(chǎn)生 “創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”，增強(qiáng)企業(yè)競爭力； Jaffe和 Palmer （1997）［5］、 Mitsutsugu（2006）［6］實(shí)證研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)研發(fā)的影響后發(fā)現(xiàn)：正向效應(yīng)顯著；郭進(jìn) （2019）［7］與斯麗娟 （2020）［8］研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新水平的影響，同樣發(fā)現(xiàn)了顯著的正效應(yīng)；③影響呈現(xiàn) “U型”或倒 “U型”等非線性狀態(tài)。陶長琪和琚澤霞 （2016）［9］、 于鵬 （2020）［10］實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，我國環(huán)境規(guī)制對(duì)各省域科技創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)倒 “U型”形態(tài)，即存在一個(gè)引致最優(yōu)科技創(chuàng)新效果的最適宜環(huán)境規(guī)制水平；與此相反，張成等 （2011）［11］、 范丹和孫曉婷 （2020）［12］等學(xué)者的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了正 “U型”關(guān)系形態(tài)。以上觀點(diǎn)使研究呈現(xiàn)更多的復(fù)雜特征。

（2）環(huán)境規(guī)制的測(cè)度方法：①站在立法和執(zhí)法角度進(jìn)行測(cè)度。郭進(jìn) （2019）［7］、范丹和孫曉婷（2020）［12］選用區(qū)域環(huán)保立法數(shù)量、 環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量、環(huán)境處罰案件數(shù)附加環(huán)保支出等指標(biāo)進(jìn)行綜合測(cè)度；②從企業(yè)應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制的經(jīng)營行為角度進(jìn)行衡量。 于鵬 （2020）［10］、 張成等 （2011）［11］、 李玲和陶鋒 （2012）［13］、 尹慶民和顧玉玲 （2020）［14］選取地區(qū)污染治理投資額與工業(yè)增加值的比重、污染治理投資額進(jìn)行測(cè)度；③從政府環(huán)境規(guī)制的實(shí)施效果角度進(jìn)行測(cè)度。李玲和陶鋒 （2012）［15］、王珍愚等 （2020）［16］選用廢水、廢氣、固體廢物排放率以及企業(yè)廢氣、廢水、固體廢物治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用進(jìn)行測(cè)度；④通過某項(xiàng)環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施效果的時(shí)空對(duì)比進(jìn)行測(cè)度。湯韻和梁若冰 （2012）［17］、李樹和陳剛 （2013）［18］以雙控區(qū)、 《大氣污染防治法》、 《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)》等法規(guī)政策在實(shí)施前后、實(shí)施區(qū)域與非實(shí)施區(qū)域之間的減排效果差異為基準(zhǔn)進(jìn)行環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度測(cè)度。這些測(cè)度方法豐富了本領(lǐng)域研究思路。

學(xué)界的上述研究較為全面且針對(duì)性強(qiáng)、借鑒意義高，可將研究方法和思路向解決國家重大戰(zhàn)略落地所遇到的理論問題拓展。以此為切入點(diǎn)，本文在兩方面實(shí)現(xiàn)了理論與實(shí)證突破： （1）以2017年 《京津冀及周邊地區(qū)2017年大氣污染防治工作方案》和以該方案提出的 “2＋26”京津冀大氣污染傳輸通道城市環(huán)境治理措施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)對(duì)象，從而將上述文獻(xiàn)研討的全國范疇轉(zhuǎn)變聚焦到京津冀范疇；（2）尋找并解析能夠強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制科技創(chuàng)新效應(yīng)的調(diào)節(jié)變量，從而圍繞京津冀環(huán)境治理協(xié)作精準(zhǔn)設(shè)計(jì)綜合配套政策，進(jìn)一步深化京津冀環(huán)境治理協(xié)作，加快提升京津冀技創(chuàng)新水平。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文采用雙重差分模型解析京津冀地區(qū)環(huán)境規(guī)制對(duì)科技創(chuàng)新的作用效果。研究樣本為2013～2019年河北省11個(gè)地級(jí)市及北京和天津共13個(gè)城市。2017年 《京津冀及周邊地區(qū)2017年大氣污染防治工作方案》認(rèn)定了 “2＋26”京津冀大氣污染傳輸通道城市，政府對(duì)這些傳輸通道城市施加更嚴(yán)厲的環(huán)境治理措施（以下簡稱傳輸通道治理政策），因此傳輸通道治理政策可作為外生政策沖擊。京津冀10個(gè)處于傳輸通道的城市可作為政策沖擊組，即實(shí)驗(yàn)組；未處于傳輸通道的3個(gè)城市可作為對(duì)照組。按此標(biāo)準(zhǔn)，北京、天津、石家莊、唐山、廊坊、保定、滄州、衡水、邢臺(tái)、邯鄲為實(shí)驗(yàn)組，張家口、承德、秦皇島為對(duì)照組。

2.2 變量定義

如表1所示，模型的被解釋變量（Inno）為科技創(chuàng)新水平。本文選用發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為科技創(chuàng)新水平的衡量指標(biāo)，使用專利申請(qǐng)數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

Treat為城市分組虛擬變量，若城市屬于傳輸通道城市，變量取值為1，不屬于傳輸通道城市，變量值為0。Period為時(shí)間分組虛擬變量，2017年及以后為1，2017年之前為0。Treati×Periodt為兩虛擬變量交互項(xiàng)（簡稱didit），若城市為實(shí)驗(yàn)組樣本，則在傳輸通道治理政策實(shí)施前交互項(xiàng)為0，在政策實(shí)施后為1；若城市為對(duì)照組樣本，無論是在傳輸通道的認(rèn)定前還是認(rèn)定后，交乘項(xiàng)均為0。

模型的控制變量為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、外商投資水平（Fdi）、人力資本水平（Hc）、商品房銷售價(jià)格（Hp）以及職工平均工資（As）。各變量定義見表1。

模型的調(diào)節(jié)變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)質(zhì)量、融資便利度、政策支持力度，其測(cè)算方法如表1所示。

2.3 模型設(shè)定

本文采用雙重差分模型求解，具體形式如下：

式 （1）中，下標(biāo)i為城市序號(hào)，t為年序號(hào)。Treati×Periodt見表1，Xit表示表1中一系列控制變量。γi為城市固定效應(yīng)，λt為時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。β0～β2為相應(yīng)解釋變量和交互項(xiàng)的系數(shù)，其中交互項(xiàng)系數(shù)β1測(cè)度了環(huán)境規(guī)制的科技創(chuàng)新效應(yīng)強(qiáng)弱。

表1 變量定義

需要指出的是，為了減少城市固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)本文識(shí)別效果的影響，本文采用包括個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在該模型中，Treat的系數(shù)和Period的系數(shù)將分別被城市固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)吸收，本文主要觀察Treati×Postt（交互項(xiàng)）的系數(shù)β1， 它衡量了傳輸通道環(huán)境治理政策對(duì)科技創(chuàng)新的影響效果。

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

本文研究所用數(shù)據(jù)來源于 《中國城市年鑒》、《北京市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《天津市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《河北經(jīng)濟(jì)年鑒》和河北省科技廳。個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用線性差值處理。變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)檢驗(yàn)是確認(rèn)能否應(yīng)用雙重差分法的判斷方法，只有通過了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，才可以使用雙重差分法。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的基本判別邏輯是：如果實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組被解釋變量可區(qū)分，或雙重差分可用，則在傳輸通道治理政策實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本的科技創(chuàng)新水平變化趨勢(shì)雷同，政策實(shí)施后出現(xiàn)分化。

具體檢驗(yàn)方法如下：以2014年為基期，生成2014～2019年的虛擬變量交乘項(xiàng)Treat×Period，并與控制變量和解釋變量一起納入回歸模型 （1），進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。若在2017年之前每年的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，而2017年及以后各年顯著，說明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的科技創(chuàng)新水平在通道治理政策實(shí)施前并沒有顯著差異，有著相似的變化趨勢(shì)；通道治理政策實(shí)施后具有顯著差異，變化趨勢(shì)分化。這意味著通過平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，雙重差分法可用，否則不可用。結(jié)果見表3，2014～2016年交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著；2017～2019年交乘項(xiàng)系數(shù)顯著，表明雙重差分法可用。

表3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)

對(duì)式 （1）進(jìn)行回歸，得到基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表4。表中列Ⅰ為沒有加入任何控制變量、僅控制了固定效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，所得did估計(jì)系數(shù)顯著為正，京津冀科技創(chuàng)新水平提升與傳輸通道環(huán)境治理政策相關(guān)。同時(shí)，由于區(qū)際科技創(chuàng)新水平差異常常與區(qū)際GDP、人力資本水平、外商直接投資、住宅價(jià)格和職工平均工資相關(guān)，而這些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在京津冀城市之間差異較大，因此本文將其作為控制變量加入回歸模型 （1），并控制固定效應(yīng)后進(jìn)行了全變量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1列Ⅱ所示，結(jié)果顯示did估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。列Ⅰ和Ⅱ檢驗(yàn)結(jié)果充分說明傳輸通道環(huán)境治理顯著促進(jìn)了科技創(chuàng)新。另外，控制變量估計(jì)結(jié)果中，GDP、人力資本水平、職工工資平均工資水平系數(shù)顯著為正，外商直接投資、住宅銷售價(jià)格系數(shù)不顯著。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

結(jié)果表明傳輸通道環(huán)境治理實(shí)施后，可以顯著促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新。京津冀地區(qū)以往的 “先污染，后治理”的老路已經(jīng)走不通，嚴(yán)格而合理的環(huán)境規(guī)制迫使企業(yè)用清潔生產(chǎn)技術(shù)替代老舊技術(shù)，使得綠色技術(shù)市場(chǎng)需求提高，從而促進(jìn)創(chuàng)新資金涌入，高技術(shù)人才回歸，實(shí)現(xiàn)整體科技創(chuàng)新水平提升。

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

尋找能夠 “催化”京津冀環(huán)境治理科技創(chuàng)新效應(yīng)的變量，完善該領(lǐng)域的綜合配套政策是升華本文理論研究價(jià)值的重要渠道。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型可通過檢驗(yàn)兩變量之間因果關(guān)系強(qiáng)度變動(dòng)的原因，確定 “催化”變量，即調(diào)節(jié)變量，可實(shí)現(xiàn)本文的研究目標(biāo)。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵姽?（2）：

式 （2）中，Innoit為被解釋變量，表示第i個(gè)城市的第t年的科技創(chuàng)新水平。Treati*Periodt為核心解釋變量，與基準(zhǔn)模型式 （1）一致。Mit為調(diào)節(jié)變量，Treati*Periodt*Mit為核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，用于測(cè)度科技創(chuàng)新被傳輸通道治理 “催化”的強(qiáng)度。表5列示出式 （2）的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示出：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)質(zhì)量、融資便利度、政策支持力度三變量與核心解釋變量的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正（列Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ依次對(duì)應(yīng)三變量的檢驗(yàn)結(jié)果），即通過了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗(yàn)，圍繞三變量構(gòu)建的政策體系可為京津冀環(huán)境治理進(jìn)行綜合配套。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù) 表

配套政策之一是產(chǎn)業(yè)政策，嚴(yán)格執(zhí)行淘汰落后產(chǎn)能和去產(chǎn)能的高質(zhì)量發(fā)展政策，不斷提高第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)體系中的比重以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在工業(yè)體系中比重，為企業(yè)通過技術(shù)升級(jí)滿足環(huán)境治理目標(biāo)提供充分的技術(shù)研發(fā)時(shí)間和空間；配套政策之二是放寬融資條件，提高融資便利度，各城市應(yīng)擴(kuò)大地方銀行的普惠金融業(yè)務(wù)規(guī)模，同時(shí)與四大國有銀行和商業(yè)銀行協(xié)商不斷擴(kuò)大綠色信貸規(guī)模，加大科技創(chuàng)新的金融支持力度；配套政策之三是擴(kuò)大政府對(duì)科技創(chuàng)新資助規(guī)模。地方政府應(yīng)在積極協(xié)助高校、科研機(jī)構(gòu)申請(qǐng)省級(jí)和國家級(jí)科研項(xiàng)目經(jīng)費(fèi)、實(shí)驗(yàn)室建設(shè)經(jīng)費(fèi)、儀器購置經(jīng)費(fèi)的同時(shí)，擴(kuò)大本級(jí)財(cái)政向高校、科研機(jī)構(gòu)、高科技企業(yè)的科研經(jīng)費(fèi)投入，采取單獨(dú)或與社會(huì)機(jī)構(gòu)合作的形式設(shè)立創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)扶持基金，大力支持創(chuàng)新行為。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1） 安慰劑檢驗(yàn)

安慰劑檢驗(yàn)核心思想就是虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組或者虛構(gòu)政策時(shí)間進(jìn)行估計(jì)，如果不同虛構(gòu)方式下的估計(jì)量的回歸結(jié)果依然顯著，那么就說明原來的估計(jì)結(jié)果很有可能出現(xiàn)了偏誤，被解釋變量的變動(dòng)很有可能是受到了其他政策變革或者隨機(jī)性因素的影響。如果不同虛構(gòu)方式下的估計(jì)量的回歸結(jié)果不顯著，則真實(shí)檢驗(yàn)結(jié)果可接受。本文選取虛構(gòu)政策時(shí)間進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，這里分別將傳輸通道環(huán)境治理實(shí)施時(shí)間提前1年和2年，并相應(yīng)改變時(shí)間虛擬變量，但不改變政策虛擬變量，進(jìn)行回歸統(tǒng)計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表6的列Ⅰ與Ⅱ所示，兩列分別為提前1年與2年的估計(jì)結(jié)果，該結(jié)果說明傳輸通道環(huán)境治理對(duì)地區(qū)科技創(chuàng)新的影響均不顯著，基準(zhǔn)模型所得結(jié)果是可信的。

（2）參數(shù)設(shè)定更換檢驗(yàn)

改變某個(gè)特定的參數(shù)，進(jìn)行重復(fù)的實(shí)驗(yàn)，若結(jié)果系數(shù)正負(fù)或顯著性發(fā)生了改變，說明結(jié)果不穩(wěn)健，否則可確認(rèn)基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健。本文基準(zhǔn)模型采用地區(qū)專利授權(quán)量測(cè)度科技創(chuàng)新水平，現(xiàn)將其改為地區(qū)專利申請(qǐng)數(shù)量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6的列Ⅲ所示，結(jié)果顯示出傳輸通道治理虛擬變量的系數(shù)在1%的顯著性水平上依然顯著為正，故可確認(rèn)基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（3） PSM-DID 估計(jì)

若實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的樣本選擇并不隨機(jī)且存在明顯的經(jīng)濟(jì)社會(huì)狀況差異，被解釋變量的突變可能并不源于政策沖擊，導(dǎo)致基準(zhǔn)檢驗(yàn)存在系統(tǒng)性差異，從而檢驗(yàn)結(jié)果不可信。此時(shí)可采用傾向得分匹配法（PSM），將實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組進(jìn)行匹配，使協(xié)變量在兩組之間均勻分布，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行DID檢驗(yàn)，若結(jié)果顯著，說明基準(zhǔn)檢驗(yàn)具有穩(wěn)健性。本文選取表1中的控制變量為協(xié)變量，采用核匹配法進(jìn)行匹配，表7列示了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示各協(xié)變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差比匹配前顯著減小，且匹配后偏差的絕對(duì)值均小于15%，這意味著匹配結(jié)果較好。表6的列Ⅳ列示了匹配后樣本的DID回歸結(jié)果，其核心解釋變量仍具有顯著性，表明基本回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 平衡性檢驗(yàn)

4 結(jié) 論

本文以河北省11個(gè)地級(jí)市及北京和天津共13個(gè)城市為研究樣本，以國家針對(duì) “2＋26”京津冀大氣污染傳輸通道城市施加的環(huán)境治理措施為外部政策沖擊，采用雙重差分模型評(píng)價(jià)了京津冀環(huán)境治理的科技創(chuàng)新效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，傳輸通道環(huán)境治理協(xié)作能夠促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新；穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明交互項(xiàng)系數(shù)顯著，基準(zhǔn)檢驗(yàn)可信。更進(jìn)一步采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)質(zhì)量、融資便利水平和政府支持力度3個(gè)調(diào)節(jié)變量對(duì)環(huán)境治理協(xié)作的科技創(chuàng)新效應(yīng)具有強(qiáng)化作用，升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化金融環(huán)境、增加政府創(chuàng)新資助可作為完善環(huán)境治理綜合配套體系的重點(diǎn)突破方向。

基于以上結(jié)論提出如下政策啟示：

（1）制定差異化的區(qū)域環(huán)境政策。各級(jí)政府應(yīng)根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及資源稟賦的不同，針對(duì)性的制定差異化規(guī)制政策，采用靈活高效的規(guī)制手段，實(shí)現(xiàn)政策從頂層設(shè)計(jì)到落地實(shí)施不打折扣。

（2）深化地方金融體制改革。金融發(fā)展水平是影響環(huán)境規(guī)制作用于技術(shù)創(chuàng)新的重要因素，地方金融政策應(yīng)與環(huán)境治理相結(jié)合，提升綠色創(chuàng)新能力，發(fā)展綠色金融。

（3）加大教育投入，提高人力資本水平。人力資本水平是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新研發(fā)與成果轉(zhuǎn)化的重要因素，各地應(yīng)加大教育支持力度，培養(yǎng)和塑造綠色創(chuàng)新人才，為技術(shù)創(chuàng)新提供堅(jiān)實(shí)的人力資本支持。