胡孟穎 , 劉德志,b

(安徽財經(jīng)大學 a.統(tǒng)計與應用數(shù)學學院；b.數(shù)量經(jīng)濟研究中心，安徽 蚌埠 233030)

近年來，我國在生態(tài)環(huán)境治理方面付諸了不懈努力，并取得了相應的成效，主要包括環(huán)境質(zhì)量改善、二氧化碳(CO2)排放降低、主要污染物實現(xiàn)減排等。但是，盡管取得了較為顯著的環(huán)境治理成效，我國生態(tài)文明建設還是面臨很大壓力。技術創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的源動力，“十四五”規(guī)劃明確提出“構建市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系”[1]。綠色技術創(chuàng)新在創(chuàng)新的基礎上考慮到環(huán)境和資源因素，具有提高經(jīng)濟發(fā)展水平的正外部性，可以提高能源利用效率，節(jié)約資源，有效推進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。因此研究環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新交互關系，對促進環(huán)境保護與科技發(fā)展協(xié)調(diào)共生意義重大。

因此，本文圍繞環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間的空間交互溢出效應進行研究。通過梳理相關文獻，在“遵循成本”“創(chuàng)新補償”和“鄰避主義”的理論基礎上提出研究假說，并使用廣義空間三階段最小二乘法(GS3SLS)進行實證分析。在此基礎上從區(qū)域和時間兩個角度進行異質(zhì)性分析，并運用更換指標、更換空間權重矩陣兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

一、文獻綜述

關于環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間如何相容發(fā)展，新古典理論認為，環(huán)境規(guī)制會提高“遵循成本”，擠占企業(yè)用于創(chuàng)新的資源，降低企業(yè)的技術創(chuàng)新水平與生產(chǎn)率水平。相反，Porter和Linde提出的波特假說認為合理的環(huán)境監(jiān)管政策能夠帶來“創(chuàng)新補償”效應，能夠在一定程度上抵消企業(yè)的“遵循成本”，促進企業(yè)進行技術改進以緩解低資源效率等問題[2]。進一步，Jaffe和Palmer區(qū)分了“狹義波特假說”“弱波特假說”與“強波特假說”[3]；張成等驗證了環(huán)境規(guī)制與技術進步之間的“U”型關系[4]；張中元和趙國慶發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制有利于各地區(qū)工業(yè)的技術進步，且促進作用在不同企業(yè)類型之間有所差異[5]。大量研究均表明環(huán)境規(guī)制會對技術創(chuàng)新產(chǎn)生一定的影響效應，但兩者間的相互關系尚未有定論。

綠色技術創(chuàng)新滿足生態(tài)經(jīng)濟規(guī)律，通過節(jié)約要素投入、提高能源利用效率等滿足生態(tài)環(huán)境需求。不少學者研究了環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新間的關系，齊紹洲等通過比較排污交易試點政策實施前后綠色專利申請占比的變化情況，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能夠誘發(fā)試點地區(qū)企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新活動[6]。對于環(huán)境規(guī)制影響綠色技術創(chuàng)新的路徑機制，萬攀兵等認為環(huán)境技術標準通過推動技術改造進而提升綠色技術創(chuàng)新，這為制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型提供了思路[7]。從不同的角度出發(fā)，衡量環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的方法和指標存在一定的異質(zhì)性，異質(zhì)性視角下研究結論是否會變得不同呢？李青原和肖澤華基于異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制，發(fā)現(xiàn)不同類型的環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新有不同的影響效應，排污收費會帶來“倒逼”效應，激勵綠色技術創(chuàng)新活動，環(huán)保政策則帶來“擠出”效應，企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新的資源被擠占[8]。羅茜等研究發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制通過不同的作用途徑對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向促進作用[9]。陶鋒等考察了環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新質(zhì)量與數(shù)量的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制盡管能夠帶來綠色創(chuàng)新數(shù)量的增加，卻使得其質(zhì)量下滑，不過環(huán)保審查制度能夠緩解質(zhì)量下滑程度[10]。

上述研究為探究環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間的關系提供了豐富的文獻支撐，然而現(xiàn)階段的文獻較少考慮到以下兩點：一是大多數(shù)文獻主要集中于研究環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的單向因果影響效應、異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制工具、創(chuàng)新兩者測度方法等方面，較少探究環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新互為因果的可能性。二是關于兩者間是否存在空間交互溢出效應，相關文獻資料也較少涉及。

基于此，本文的創(chuàng)新之處體現(xiàn)為：一是將環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新納入空間聯(lián)立方程模型，探究兩者間的交互關系。二是在空間聯(lián)立方程中納入環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的空間滯后項，探究其空間溢出效應。

二、理論分析與假說提出

作為公共物品，生態(tài)環(huán)境具有非競爭性、外部性等特點，因此環(huán)境污染對當下社會經(jīng)濟與創(chuàng)新活動產(chǎn)生的不利影響很難通過市場機制調(diào)節(jié)來消除，需要政府采取環(huán)境規(guī)制政策來調(diào)控。環(huán)境規(guī)制通過制定環(huán)境法規(guī)、征收排污費、交易排污許可證、發(fā)放治污補貼等手段，對污染性活動產(chǎn)生的負外部性進行矯正，以糾正市場失靈。目前，關于環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新間關系的探討尚未達成一致。關于環(huán)境政策對創(chuàng)新的作用，部分學者秉承“遵循成本”假說，認為環(huán)境規(guī)制會擠占企業(yè)成本，收縮企業(yè)用于技術創(chuàng)新的經(jīng)費投入，降低技術創(chuàng)新效率；另一部分學者支持“創(chuàng)新補償”效應，認為環(huán)境監(jiān)管能倒逼企業(yè)進行技術創(chuàng)新，提升企業(yè)收益，抵消污染治理成本[2]。趙玉林和陳泓兆基于不同的生產(chǎn)階段，將綠色技術創(chuàng)新進行劃分，發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性綠色技術創(chuàng)新會對環(huán)境治理成本與治污資源配置效率產(chǎn)生影響，進而對環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生不確定方向的影響作用[11]。

金剛和沈坤榮研究發(fā)現(xiàn)，周邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制提升時，為固化本地要素和爭奪流動性資源，當?shù)卣赡軙档铜h(huán)境規(guī)制強度，呈現(xiàn)“逐底競爭”互動形式；基于“鄰避主義”和吸引優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素目的，當?shù)卣部赡軙鰪姳镜丨h(huán)境規(guī)制水平，呈現(xiàn)“競相向上”互動形式[12]。綠色技術創(chuàng)新也會產(chǎn)生示范效應，促使鄰近地區(qū)進行技術模仿和技術追趕，加速技術擴散[13]。總之，環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的相互影響效應與空間溢出機制較為復雜，具體的影響方向與強度需要結合各省的實際發(fā)展情況進行分析。據(jù)此，文章立足于已有的研究基礎進行拓展，構建理論框架。

若“遵循成本”效應占主導地位，環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)成本；若環(huán)境規(guī)制遵從波特假說，高強度環(huán)境規(guī)制帶來的“創(chuàng)新補償”效應促使企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新，提升競爭優(yōu)勢。Petroni等從排污費角度說明了環(huán)境規(guī)制會擠占企業(yè)的治理成本，減少用于綠色技術創(chuàng)新的投入[14]。余明桂等研究了中國企業(yè)技術創(chuàng)新受產(chǎn)業(yè)政策的影響效應，結果表明產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術創(chuàng)新有激勵作用，并且對民營企業(yè)更加有利[15]。甄美榮和江曉壯研究環(huán)境稅通過成本和信息導向?qū)ζ髽I(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)兩者存在“U”型關系，不同環(huán)境稅水平對綠色技術創(chuàng)新影響的正負不同[16]?；谏鲜龇治觯岢龅谝粭l假說：

H1：環(huán)境規(guī)制會通過“遵循成本”效應和“創(chuàng)新補償”效應兩種形式對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生影響，具體影響方向視兩種形式作用結果的大小而定。

提升綠色技術創(chuàng)新效率，使得企業(yè)在生產(chǎn)過程中可以降低污染排放，以及在處理污染排放時能夠更加有效地配置治污資源。很多研究將綠色技術創(chuàng)新劃分為不同的類型進行研究，汪明月等研究綠色產(chǎn)品、綠色工藝和末端治理技術創(chuàng)新對改善環(huán)境績效等方面的作用，并分析了不同類型的綠色技術創(chuàng)新之間的內(nèi)在聯(lián)系[17]?？偠灾?，綠色技術創(chuàng)新帶來的清潔技術，可降低治污成本，提高環(huán)境治理積極性，改善生態(tài)環(huán)境狀況，進而可以幫助政府推動環(huán)境規(guī)制的實施?；谏鲜龇治?，提出第二條假說：

H2：綠色技術創(chuàng)新可以通過改善環(huán)境污染，提高環(huán)境規(guī)制水平。

在環(huán)境規(guī)制強度增加時，不僅可以通過倒逼企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新來降低環(huán)境治理成本，也可能迫使企業(yè)遷址至環(huán)境規(guī)制水平較低的地區(qū)[18]，出現(xiàn)環(huán)境規(guī)制“逐底競賽”現(xiàn)象。然而企業(yè)的遷址行為主要取決于遷址成本和創(chuàng)新成本的高低，環(huán)境規(guī)制并不必然會帶來“污染避難所效應”，張征宇和朱平芳的研究表明在到達一定的閾值后，環(huán)境規(guī)制競爭促使地區(qū)間形成“競相向上”的互動形式[19]?；谏鲜龇治?，提出第三條假說：

H3：環(huán)境規(guī)制會通過“逐底競賽”和“競相向上”兩種形式產(chǎn)生空間溢出效應，具體溢出方向視兩種形式作用結果的大小而定。

當一個地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新水平提高時，會對周邊區(qū)域的企業(yè)造成影響，促使其進行創(chuàng)新活動進行技術模仿與技術追趕[13]以保證其競爭力，從而影響周邊區(qū)域的綠色技術創(chuàng)新水平與環(huán)境規(guī)制強度?；谏鲜龇治?，提出第四條假說：

H4：綠色技術創(chuàng)新可以通過技術溢出惠及周邊地區(qū)，具有正向的溢出效應。

三、實證模型設計及數(shù)據(jù)指標

1.實證模型

齊紹洲等[6]、申晨等[20]、秦炳濤等[21]均采用空間計量模型研究了環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響，考慮到環(huán)境規(guī)制強度會對綠色技術創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響，同時綠色技術創(chuàng)新水平也會影響環(huán)境規(guī)制強度，因而構建一個包含環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新的空間聯(lián)立方程：

(1)

(2)

其中：i表示省級行政區(qū)；t表示年份；ERit和GTIEit分別為環(huán)境規(guī)制強度和綠色技術創(chuàng)新效率；Xit為環(huán)境規(guī)制方程的控制變量，包括經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(HEQ)、CO2排放(CO2)、能源消費結構(ES)、城鎮(zhèn)化水平(PUP)；Zit為綠色技術創(chuàng)新方程的控制變量，包括人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)、地區(qū)貿(mào)易開放(RTO)、地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈結構(RICS)、人力資本水平(HCL)。γ1反映了環(huán)境規(guī)制的策略性競爭效應，γ1>0表示地區(qū)間的環(huán)境規(guī)制強度存在“逐底競爭”策略互動，γ1<0表示地區(qū)間的環(huán)境規(guī)制強度存在“競相向上”策略互動。δ1反映了綠色技術創(chuàng)新的空間溢出效應，δ1>0表示地區(qū)間的綠色技術創(chuàng)新效率之間出現(xiàn)“你創(chuàng)新，我也創(chuàng)新”的結果，δ1<0表示地區(qū)間的綠色技術創(chuàng)新效率之間出現(xiàn)“你創(chuàng)新，我‘拿來’”的結果。γ2和δ2反映環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間的內(nèi)生關系，γ2<0表示綠色技術創(chuàng)新不利于提升環(huán)境規(guī)制水平，δ2<0表示環(huán)境規(guī)制抑制綠色技術創(chuàng)新。γ3刻畫了周邊地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新對本地環(huán)境治理政策的影響，γ3>0表示鄰近地區(qū)綠色技術創(chuàng)新效率的提升有助于增強本地的環(huán)境規(guī)制水平。δ3刻畫了周邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制對本地綠色技術創(chuàng)新水平的影響，存在兩種影響效應：一種是正向影響效應，即鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度增加會“倒逼”本地綠色技術創(chuàng)新效率的提升；另一種是負向影響效應，即鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度增加會擠占治理成本，抑制本地綠色技術創(chuàng)新效率的提升。δ3>0表示正向影響效應大于負向影響效應，δ3<0表示負向影響效應大于正向影響效應。μi、υi分別為環(huán)境規(guī)制方程和綠色技術創(chuàng)新方程的地區(qū)個體效應，εit、ηit是兩個方程無法觀測的因素。wij為空間權重矩陣，本文選取了兩種空間權重矩陣(1)選取空間鄰接矩陣做全樣本、分區(qū)域和分時間段的回歸，空間距離矩陣做穩(wěn)健性檢驗。來刻畫環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間的空間交互溢出效應。

2.指標選取

(1)內(nèi)生變量 一是環(huán)境規(guī)制(ER)：參考顏青和殷寶慶[22]的做法，選取群眾環(huán)境問題上訪批次衡量。二是綠色技術創(chuàng)新(GTIE)：參考呂巖威等[23]的測度方法，選取包含非期望產(chǎn)出的SBM-DEA模型進行測算。其中，創(chuàng)新投入指標包括R&D人員全時當量、R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和R&D課題數(shù)；創(chuàng)新期望產(chǎn)出指標包括專利申請受理數(shù)、專利申請授權數(shù)和人均國內(nèi)總產(chǎn)值；非期望產(chǎn)出指標包括工業(yè)廢水排放總量和工業(yè)廢氣排放總量。三是環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新的空間滯后項(w×ER和w×GTIE)。

(2)環(huán)境規(guī)制方程的控制變量 一是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(HEQ)方面。經(jīng)濟發(fā)展不僅要關注速度和規(guī)模，更要注重效率，參考詹新宇和崔培培[24]、余泳澤等[25]的研究成果并基于五大發(fā)展理念(2)黨的十八屆五中全會提出了經(jīng)濟社會發(fā)展的新理念，即“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享” 五大發(fā)展理念。構建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系，詳見表1所列。經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高意味著環(huán)境質(zhì)量的改善，可能會放松對環(huán)境規(guī)制的要求，因此，預期其系數(shù)符號為負。

表1 經(jīng)濟高質(zhì)量增長指標

續(xù)表

二是CO2排放：CO2排放來自煤油、原煤等能源燃燒以及使用其他原材料，能源燃燒為主要排放源，因此本文依據(jù)能源消費量來計算CO2排放。計算公式為：

(3)

其中各指標含義見表2所列。

表2 各指標的具體含義

單位熱值含碳量和碳氧化因子來源于2006年《IPCC國家溫室氣體清單指

南目錄》。

CO2排放量增加可以督促政府加大環(huán)境規(guī)制力度，也會加大環(huán)境治理難度，因此其系數(shù)符號并不確定。

三是能源消費結構(ES)：煤炭等化石能源的大量使用會加重環(huán)境污染，影響環(huán)境質(zhì)量，從而對政府制定環(huán)境政策產(chǎn)生相應影響。選取煤炭消費量占能源消費總量的比重來度量本項指標，其值越大表示煤炭等化石能源占比越大，清潔能源所占比重相應就越小，此時政府傾向于加大環(huán)境規(guī)制力度，因此預期其系數(shù)符號為正。

四是城鎮(zhèn)化水平(PUP)：城鎮(zhèn)化進程也會對環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生影響，利用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重進行度量。城鎮(zhèn)化水平的提高可能會促進重工業(yè)的發(fā)展，因此預期其系數(shù)符號為負。

(3)綠色技術創(chuàng)新方程的控制變量 一是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平會影響綠色技術創(chuàng)新投入，以人均GDP來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的增加，綠色技術創(chuàng)新有望得到更多的資金支持，因此預期其系數(shù)符號為正。

二是地區(qū)貿(mào)易開放(RTO)：本文運用進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來測度地區(qū)貿(mào)易開放。地區(qū)的貿(mào)易開放可以帶來國外先進的技術和成熟的產(chǎn)品，有利于貿(mào)易引進地進行學習模仿，激勵進行綠色技術創(chuàng)新活動，因此預期其系數(shù)符號為正。

三是地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈結構(RICS)：本文運用第二產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來測度地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈結構。第二產(chǎn)業(yè)數(shù)量增加可以刺激地區(qū)進行綠色技術創(chuàng)新，但是也會增加環(huán)境壓力，增加綠色技術創(chuàng)新難度，因此其系數(shù)符號并不確定。

四是人力資本水平(HCL)：采用在校學生數(shù)與總人口數(shù)的比值來衡量本項指標。當人力資本水平提高時，綠色技術創(chuàng)新活動所需的優(yōu)質(zhì)人才數(shù)量增加，有利于創(chuàng)新活動的進行，但當人力資本未被有效利用，存在資源要素錯配時，也可能帶來綠色技術創(chuàng)新水平的降低，或沒有顯著影響，因此，其系數(shù)符號不確定。

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計分析

本文所選指標數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫、《中國環(huán)境年鑒》與各省統(tǒng)計年鑒，樣本選取為1998-2019年中國30個省區(qū)市(因數(shù)據(jù)缺失，不含西藏自治區(qū)、臺灣省、香港和澳門特別行政區(qū))。對于少數(shù)缺失數(shù)據(jù)，采取線性插補法、均值法、移動平均法等來進行處理。對進出口總額運用當年美元兌人民幣匯率進行換算，并利用居民消費價格指數(shù)對相關變量(3)其他價格相關變量為GDP、人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、一般預算收入以及R&D內(nèi)部經(jīng)費指標。進行平減，保證數(shù)據(jù)的可比性。

表3列出了各變量的描述性統(tǒng)計分析結果。由該表可得，樣本期間環(huán)境規(guī)制的均值為1 857.603，標準差為1 566.452，說明不同地區(qū)間的環(huán)境規(guī)制存在差異。綠色技術創(chuàng)新的均值為0.722，標準差為0.242，表明綠色技術創(chuàng)新在不同區(qū)域也存在較大差距。

表3 各變量描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果分析

1.空間自相關檢驗

(1)全局空間相關性檢驗 在對構建的空間聯(lián)立方程模型進行估計之前，首先檢驗空間相關性。測算環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新的莫蘭指數(shù)，其中大部分年份都通過了顯著性檢驗，表明兩者的空間分布存在一定的空間關聯(lián)性，并非隨機分布，可以進行空間計量模型回歸。

(2)局部空間相關性檢驗 第一，環(huán)境規(guī)制方面。環(huán)境規(guī)制的莫蘭散點圖中，各省份分布在第一象限、第二象限、第三象限和第四象限，分別對應于四種環(huán)境規(guī)制類型：“高-高”型集聚、“低-高”型集聚、“低-低”型集聚和“高-低”型集聚(4)限于篇幅，此處未報告莫蘭指數(shù)的具體數(shù)值，如有興趣可向作者索取。。不同年份的各省份環(huán)境規(guī)制水平集聚狀況并非完全一致，以2019年環(huán)境規(guī)制空間集聚分布狀況為例，具體見表4?？梢钥闯觯挥诘谝幌笙藓偷谌笙薜氖》莨?2個，占樣本總省份的73.3%。其中，位于第一象限“高-高”型集聚的省份包括：河北、廣西、浙江等，即這12個省份的環(huán)境規(guī)制處于較高水平，其周邊省份的環(huán)境規(guī)制水平也較高。位于第三象限“低-低”型集聚的省份有天津、吉林、甘肅等，即這十個省份的環(huán)境規(guī)制水平較低，其周邊省份的環(huán)境規(guī)制水平也較低。位于第二象限“低-高”型集聚的省份包括：內(nèi)蒙古、福建、北京、上海和陜西，即這五個省份的環(huán)境規(guī)制水平不高，但是其周邊省份的環(huán)境規(guī)制水平較高。位于第四象限“高-低”型集聚的省份包括：安徽、云南、湖南，即這三個省份的環(huán)境規(guī)制水平較高，但是其周邊省份的環(huán)境規(guī)制水平卻不是很高。總體來看，2019年各省份的環(huán)境規(guī)制水平整體偏低，其空間相關性主要通過“高-高”型集聚與“低-低”型集聚表現(xiàn)。

表4 2019年環(huán)境規(guī)制空間集聚分布情形

第二，綠色技術創(chuàng)新方面。綠色技術創(chuàng)新的莫蘭散點圖與環(huán)境規(guī)制的莫蘭散點圖相同，也劃分為四個象限，分別表示四種綠色技術創(chuàng)新類型。不同年份的各省份綠色技術創(chuàng)新效率基本分布在第一象限和第三象限，以2019年綠色技術創(chuàng)新空間集聚分布狀況為例，具體分布情況見表5所列。可以看出，位于第一象限和第三象限的省份共有25個，占樣本總省份的83%，表明2019年各省份綠色技術創(chuàng)新效率基本上呈正向空間相關分布。其中，位于第一象限“高-高”型集聚的省份有天津、福建、江西等，即這14個省份的綠色技術創(chuàng)新效率處于較高水平，其周邊省份的綠色技術創(chuàng)新效率也較高。位于第三象限“低-低”型集聚的省份有河北、內(nèi)蒙古、遼寧等，即這11個省份的綠色技術創(chuàng)新效率較低，其周邊省份的綠色技術創(chuàng)新效率也較低。位于第二象限“低-高”型集聚的省份包括：江蘇、安徽、湖南、廣西，即這四個省份的綠色技術創(chuàng)新效率不高，但是其周邊省份的綠色技術創(chuàng)新效率較高。位于第四象限“高-低”型集聚的省份為北京。即北京市的綠色技術創(chuàng)新效率較高，但是其周邊省份的綠色技術創(chuàng)新效率卻不是很高?？傮w來看，2019年各省份的綠色技術創(chuàng)新效率整體處于較高的水平，空間集聚性顯著，并通過“高-高”型集聚與“低-低”型集聚明確地體現(xiàn)其空間分布的異質(zhì)性。

表5 2019年綠色技術創(chuàng)新空間集聚分布情形

2.全樣本GS3SLS

考慮到環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新兩者可能互為因果從而產(chǎn)生一系列內(nèi)生性相關問題，運用GS3SLS對(1)式與(2)式進行估計，GS3SLS既考慮了各方程隨機擾動項間可能存在的相關性，也兼顧了內(nèi)生變量潛在的空間相關性，可以緩解內(nèi)生性問題，得到一致且有效的估計結果。

估計得到空間鄰接權重矩陣下環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新方程的結果見表6所列。從環(huán)境規(guī)制方程的回歸結果可以看出，環(huán)境規(guī)制空間滯后項的估計系數(shù)顯著為正，表明各地區(qū)間的環(huán)境規(guī)制存在“競相向上”現(xiàn)象，驗證了H3 ?？赡茉驗椋阂皇腔凇班彵苤髁x”，當一個地區(qū)通過征收環(huán)境稅、增加減排補貼等措施加大環(huán)境規(guī)制強度以減少污染排放時，周邊地區(qū)為了避免高污染企業(yè)的遷入導致本地環(huán)境污染程度加重，會提高環(huán)境規(guī)制水平[26]；二是各地都更加偏好于優(yōu)質(zhì)環(huán)境要素，會競相提高當?shù)氐沫h(huán)境規(guī)制水平，提供更加良好的環(huán)境，以便固化本地優(yōu)質(zhì)要素和爭奪流動性資源。

綠色技術創(chuàng)新及其空間滯后項的估計系數(shù)分別顯著為正與為負，說明綠色技術創(chuàng)新促進本地環(huán)境規(guī)制強度增加，但對周邊地區(qū)的環(huán)境規(guī)制有抑制效應，驗證了H2和H4。綠色技術創(chuàng)新提高對本地環(huán)境規(guī)制的促進效應可能是由于先進的污染治理技術能夠帶來較為顯著的環(huán)境治理效果，在綠色技術創(chuàng)新激勵條件下，當?shù)卣畠A向于提升環(huán)境規(guī)制強度。而綠色技術創(chuàng)新的空間溢出效應顯著為負，原因可能是周邊地區(qū)受益于綠色技術創(chuàng)新帶來的治污技術，資源錯配現(xiàn)象與生態(tài)環(huán)境問題有所減少，從而會放松環(huán)境管制。

環(huán)境規(guī)制方程控制變量的結果表明，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的估計系數(shù)為負但不顯著，說明樣本期間經(jīng)濟高質(zhì)量增長抑制環(huán)境規(guī)制強度的作用較為有限。CO2排放的估計系數(shù)顯著為正，表明隨著CO2排放量的增加，政府更加注重對環(huán)境的管制力度，即環(huán)境規(guī)制強度增加。能源結構的估計系數(shù)為正但不顯著，正向作用效果有限。城鎮(zhèn)化水平的估計系數(shù)顯著為負，表明城鎮(zhèn)化進程會帶來對環(huán)境管制的放松，降低環(huán)境規(guī)制水平。

從綠色技術創(chuàng)新方程的回歸結果可以看出，綠色技術創(chuàng)新空間滯后項的估計系數(shù)顯著為正，表明綠色技術創(chuàng)新存在技術擴散效應，周邊地區(qū)通過模仿學習綠色技術創(chuàng)新成果等方式來提高綠色技術創(chuàng)新效率，驗證了H4。這可能是因為，綠色技術創(chuàng)新存在示范效應，一個地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新水平提高時，基于技術擴散的正外部性，周邊地區(qū)可以模仿學習其成功的經(jīng)驗，實現(xiàn)追趕甚至超越。

環(huán)境規(guī)制及其空間滯后項的估計系數(shù)均顯著為正，環(huán)境規(guī)制強度增加會提高本地及周邊地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新水平，驗證了H1和H3。原因是由于環(huán)境規(guī)制所帶來的“創(chuàng)新補償”效應大于“遵循成本”效應，當某地的環(huán)境管制趨于更加嚴格時，會“倒逼”企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新，提高本地和周邊地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新水平。

綠色技術創(chuàng)新方程控制變量的結果表明，人均GDP的估計系數(shù)顯著為正，表明人均GDP水平的提高有利于綠色技術創(chuàng)新效率的提升。地區(qū)貿(mào)易開放的估計系數(shù)為正但不顯著，說明貿(mào)易開放帶來國外先進的生產(chǎn)管理技術從而產(chǎn)生的正向作用較為有限。地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈結構的估計系數(shù)顯著為負，說明第二產(chǎn)業(yè)占比的增加并不利于綠色技術創(chuàng)新效率提升。人力資本水平的估計系數(shù)顯著為負，當人力資本增加但未得到有效配置時，會帶來綠色技術創(chuàng)新水平的降低。

表6 1998-2019年全樣本估計

續(xù)表

3.異質(zhì)性分析

(1)分區(qū)域GS3SLS 由于中國各地區(qū)環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新、資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展等均存在差距，本文將從東中西三大區(qū)域進行實證分析，GS3SLS回歸結果見表7(5)限于篇幅，只報告了內(nèi)生變量的回歸結果，下同。所列。

在環(huán)境規(guī)制方程中，關于環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應，東部地區(qū)存在“逐底競賽”現(xiàn)象，西部地區(qū)存在“競相向上”現(xiàn)象，中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應則較為有限。綠色技術創(chuàng)新空間溢出效應只在東部地區(qū)存在負向溢出作用，在中部、西部地區(qū)并不顯著。東、中部地區(qū)綠色技術創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正，西部地區(qū)顯著為負，說明提升綠色技術創(chuàng)新效率，東、中部區(qū)域會顯著增加環(huán)境規(guī)制強度，西部區(qū)域則會顯著降低環(huán)境規(guī)制強度。

在綠色技術創(chuàng)新方程中，綠色技術創(chuàng)新的空間溢出效應，在中部地區(qū)顯著為負、西部地區(qū)顯著為正，但在東部地區(qū)則不顯著。環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應在東、中部地區(qū)不顯著，在西部地區(qū)顯著為正，表明西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度提高會促進周邊地區(qū)綠色技術創(chuàng)新發(fā)展，但東、中部地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新對環(huán)境規(guī)制變化的反應不敏感。東、中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)顯著為正，西部顯著為負，說明環(huán)境規(guī)制強度增加會促進東、中部區(qū)域綠色技術創(chuàng)新效率的提高，卻會抑制西部區(qū)域綠色技術創(chuàng)新效率的提升。

表7 分區(qū)域樣本估計結果

(2)分時段GS3SLS 由于環(huán)保政策處于不斷的變動之中，各地的綠色技術創(chuàng)新水平也并非一直保持不變。對于環(huán)保政策來說，2007年和2014年為兩個節(jié)點；對于綠色技術創(chuàng)新來說，2007年和2014年也為波動較大的兩個節(jié)點。因此，本文將2007年和2014年作為時間節(jié)點，比較不同時間段下中國各省級行政區(qū)環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間的空間交互效應的變化情況。同時結果也可作為穩(wěn)健性分析來檢驗前文估計結果，具體估計結果見表8。

從表8中可以看出，1998-2006年和2007-2013年兩個時間段的回歸系數(shù)和穩(wěn)健性基本沒有太大變化，2014-2019年有一些變化。環(huán)境規(guī)制方程中環(huán)境規(guī)制的空間滯后項的系數(shù)從1998-2013年的顯著為正變?yōu)?014-2019年為負但不顯著，表明地區(qū)間環(huán)境規(guī)制從“競相向上”有變?yōu)椤爸鸬赘傎悺钡内厔荨?/p>

可能是因為：環(huán)境政策出臺不久時，各地區(qū)為完成中央政府的環(huán)保指標競相提高當?shù)丨h(huán)境規(guī)制強度；然而，近年來由于環(huán)境信息不對稱現(xiàn)象的客觀存在，各地政府為了短期經(jīng)濟總量的增長更加傾向于搭便車行為，降低環(huán)境規(guī)制強度。

綠色技術創(chuàng)新的空間滯后項的估計系數(shù)顯著為正且呈上升后下降的趨勢，而綠色技術創(chuàng)新的估計系數(shù)在1998-2013年顯著為正但在2014-2019年顯著為負，表明綠色技術創(chuàng)新水平提高對周邊地區(qū)的促進作用隨著年份的推移先增強后減弱，而對本地環(huán)境規(guī)制從促進作用變?yōu)橐种谱饔??？傮w來說，綠色技術創(chuàng)新傾向于對環(huán)境規(guī)制提出更加嚴苛的要求。

綠色技術創(chuàng)新方程中綠色技術創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制的空間滯后項的系數(shù)均是在1998-2013年顯著為負，在2014-2019年顯著為正，表明隨著時間的增長，綠色技術創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應由負轉(zhuǎn)正。

環(huán)境規(guī)制的系數(shù)則在1998-2013年顯著為正，在2014-2019年則顯著為負，表明環(huán)境規(guī)制對本地綠色技術創(chuàng)新的促進作用變?yōu)橐种谱饔?，后期“遵循成本”效應占上風。

表8 分時間段樣本估計結果

4.穩(wěn)健性檢驗

(1)更換內(nèi)生變量 為避免變量衡量方法單一帶來的估計結果偏誤，替換內(nèi)生變量之一的環(huán)境規(guī)制，并進行穩(wěn)健性檢驗，選用排污費收入總額來衡量環(huán)境規(guī)制強度，結果見表9列(1)。

可以看出，系數(shù)符號和顯著性水平基本一致，只有系數(shù)大小有微小差異，表明全樣本回歸中的估計結果是穩(wěn)健的。

(2)更換空間權重矩陣 空間權重矩陣的不同選取可能造成結果出現(xiàn)差異，將空間鄰接矩陣更換為空間距離矩陣進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表9列(2)。

可以看出系數(shù)符號和顯著性水平大體上是與前文保持一致的，只是在環(huán)境規(guī)制方程中，環(huán)境規(guī)制的空間滯后項顯著為負，與全樣本回歸中的正向溢出效應相反，但與分區(qū)域回歸中的東部區(qū)域一致，總體而言結果仍舊穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果

五、結論和政策啟示

1.研究結論

本文基于中國30個省市區(qū)1998-2019年的數(shù)據(jù)，運用空間聯(lián)立方程模型對環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的空間交互溢出效應進行研究。研究結果表明：一是環(huán)境規(guī)制的空間滯后項顯著為正，各地區(qū)間存在“競相向上”現(xiàn)象，當一個地區(qū)提高環(huán)境規(guī)制強度時，周邊地區(qū)也傾向于提高環(huán)境規(guī)制強度。綠色技術創(chuàng)新的空間滯后項顯著為正，存在正向空間溢出效應。二是綠色技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制兩者的回歸系數(shù)均顯著為正，兩者之間存在相互促進的關系，但是促進作用有變?yōu)橐种谱饔玫内厔?。三是近年來“競相向上”的環(huán)境規(guī)制有變?yōu)椤爸鸬赘傎悺钡内厔荩G色技術創(chuàng)新的負向空間溢出效應有變?yōu)檎虻内厔?。四是環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的空間交互溢出效應存在區(qū)域異質(zhì)性。

2.政策啟示

第一，完善相關環(huán)境政策，保持“競相向上”現(xiàn)狀。各地區(qū)之間的環(huán)境監(jiān)管存在“競相向上”現(xiàn)象，有競相提高當?shù)丨h(huán)境規(guī)制水平的傾向，因此當?shù)卣畱敿哟蟓h(huán)境規(guī)制監(jiān)管力度與違規(guī)懲罰力度，制定更加嚴格的環(huán)境規(guī)制政策。在進行宏觀調(diào)控時注意獎懲結合，征收環(huán)境稅等懲罰性政策應當與發(fā)放減排補貼等激勵性政策相結合，保證環(huán)境政策的合理性。同時需要完善排污權、碳排放權等交易市場的構建，發(fā)揮市場對治污資源配置的決定性作用，推進環(huán)境治理的多元化。

第二，合理利用綠色技術創(chuàng)新的正向空間溢出效應。綠色技術創(chuàng)新存在正向的空間溢出效應，各地區(qū)間應當加強經(jīng)濟合作與創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，通過學習效應模仿更高水平的綠色技術創(chuàng)新成果，實現(xiàn)追趕與超越，提升綠色技術創(chuàng)新能力。鼓勵綠色技術創(chuàng)新水平較高地區(qū)成為綠色創(chuàng)新中心，完善區(qū)域綠色創(chuàng)新網(wǎng)絡體系，發(fā)揮綠色創(chuàng)新中心城市的擴散效應和輻射作用，促使各區(qū)域協(xié)同提升綠色技術創(chuàng)新水平。也需要加大綠色技術創(chuàng)新力度，督促綠色技術創(chuàng)新實現(xiàn)更高的突破，以保持其正向溢出效應的狀態(tài)。

第三，維持環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新的相互促進關系。中國省際環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新存在相互促進關系，應當合理利用環(huán)境技術標準激發(fā)綠色技術創(chuàng)新的潛力，并發(fā)揮綠色技術創(chuàng)新對環(huán)境規(guī)制政策的激勵作用。當?shù)卣枰獌?yōu)化調(diào)整環(huán)境規(guī)制體系，加大對技術標準類環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行力度；企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新則應該從資源利用效率、能源消費結構、末端治理等方面來改善環(huán)境質(zhì)量，提供更好的生態(tài)環(huán)境。

第四，制定區(qū)域聯(lián)合治理與發(fā)展的政策。每個地區(qū)應當結合當?shù)氐膶嶋H情況，制定符合本地環(huán)境污染現(xiàn)狀與綠色技術創(chuàng)新水平的環(huán)境規(guī)制政策。東部區(qū)域環(huán)境規(guī)制強度增加時，可以促進本地和周邊地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新水平提高；西部區(qū)域環(huán)境規(guī)制強度增加有利于周邊地區(qū)進行綠色技術創(chuàng)新，但會抑制本地綠色技術創(chuàng)新；中部區(qū)域則與西部區(qū)域相反，環(huán)境規(guī)制強度增加會提高本地綠色技術創(chuàng)新，減弱周邊地區(qū)綠色技術創(chuàng)新水平。因此需要促進不同區(qū)域之間環(huán)境規(guī)制的協(xié)調(diào)發(fā)展，對資源要素的跨區(qū)域流動和污染排放權進行市場化改革，促進其合理發(fā)展，以期能夠最大化地物盡其用。在制定環(huán)境政策時不僅考慮本地政策實施力度與形式，還要將周邊地區(qū)納入考量范疇，制定協(xié)同治理體系，更好地發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的政策效應。