環(huán)境規(guī)制能有效激勵清潔技術創(chuàng)新嗎？——源于非線性門檻面板模型的新解釋

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環(huán)境規(guī)制能有效激勵清潔技術創(chuàng)新嗎？
——源于非線性門檻面板模型的新解釋

一、引言

近年來環(huán)境污染事故頻現(xiàn)，許多城市出現(xiàn)持續(xù)霧霾天氣，環(huán)境質(zhì)量也正在不斷惡化?！?010年中國環(huán)境經(jīng)濟核算報告》指出，我國2010年環(huán)境退化成本為11032.8億元，占當年GDP比重的2.51%，比2004年增加5014.6億元，增長了115%，而且環(huán)境虛擬治理成本（排放到環(huán)境中的污染物按照現(xiàn)行的治理技術和水平全部治理所需要的支出）相對于2004年增長94.5%，暗示我國經(jīng)濟發(fā)展正以環(huán)境污染為代價。如何解決經(jīng)濟增長過程中所伴隨的環(huán)境污染問題，已成為世界各國面臨的一項重大課題。環(huán)境作為一種典型的公共物品，無論是消費者還是生產(chǎn)者都不會主動為其支付費用，需要國家制定外部環(huán)境政策進行管制。我國現(xiàn)行環(huán)境規(guī)制政策多是節(jié)能減排為導向的，這種政策目標下經(jīng)濟增長和環(huán)境保護易此消彼長且短期特征突出，反而可能束縛經(jīng)濟績效提升和節(jié)能減排的空間［1］。若從長期上考察，一國環(huán)境質(zhì)量的提升將最終依靠技術進步，尤其是以清潔技術創(chuàng)新為導向的技術創(chuàng)新方向更應受到重視。清潔技術作為一國經(jīng)濟綠色增長的主要動力，其發(fā)展水平和創(chuàng)新效率為實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和環(huán)境保護提供雙贏途徑，為此，考察環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新效應有助于解決環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長兩難困境。

關于環(huán)境規(guī)制在引致清潔技術創(chuàng)新方面的作用，誘致性創(chuàng)新理論模型可以有效解釋環(huán)境規(guī)制政策對清潔技術創(chuàng)新的作用［2-5］，誘致性創(chuàng)新理論認為，提高投入品的價格，將引致技術創(chuàng)新朝向減少使用該投入品的方向發(fā)展，或者，研發(fā)使用價格相對較低的其他投入品的技術，意味著通過環(huán)境稅和排污費等環(huán)境規(guī)制措施，將增加污染型產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，進而引導企業(yè)技術創(chuàng)新朝清潔技術方向發(fā)展。若從企業(yè)層面考察環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新和環(huán)境質(zhì)量的關系，Porter首次給予了系統(tǒng)闡述，后又被稱為“波特假說”，認為合理設計的環(huán)境規(guī)制能夠刺激被規(guī)制企業(yè)優(yōu)化資源配置和技術革新，通過清潔技術創(chuàng)新帶來的收益，抵減環(huán)境規(guī)制成本，提高企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品競爭力。尤其是在國際社會環(huán)保意識日益提高的背景下，率先采用適應環(huán)境規(guī)制所要求的清潔性技術，可以使企業(yè)擁有領先者優(yōu)勢，優(yōu)先于其他競爭者成為環(huán)保技術的凈出口者。經(jīng)驗研究支持上述理論推斷，Porter［6］指出，政府淘汰破壞臭氧層的氟氯化碳，使杜邦公司開發(fā)出危害較小的替代品。美國環(huán)保局報告顯示，在清潔空氣法案對有機化合物（VOC）排放標準進行限定后，工業(yè)涂料企業(yè)用戶研發(fā)出VOC含量更低的新油漆和涂料。同時，瑞典的造紙業(yè)為有效減少污水排放法規(guī)的影響，在紙張生產(chǎn)過程進行了相應的技術創(chuàng)新［7］。Lanjouw和Mody［8］利用環(huán)境合規(guī)成本（企業(yè)為遵守環(huán)保法規(guī)的開支），結合環(huán)境專利數(shù)據(jù)分析了環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境合規(guī)成本的上升增加了環(huán)保技術創(chuàng)新。隨后新凱恩斯主義者運用各種理論和方法對“波特假說”展開了進一步的解釋，諸如行為經(jīng)濟學研究認為，企業(yè)行為由其經(jīng)理人所控制，企業(yè)經(jīng)理人可能是風險規(guī)避者［9］，或受限于信息獲取和認知能力，不能做出完全理性的決策［10］，在無管制環(huán)境下企業(yè)投入具有相對優(yōu)勢的非清潔技術研發(fā)，使清潔技術研發(fā)不足，而在政策進行管制后企業(yè)經(jīng)理人就有充分認知相關信息，而增加清潔技術的研發(fā)。Ambec和Barla［11］發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在提高企業(yè)生產(chǎn)率過程中，經(jīng)理人會獲得先進技術的私人信息并憑借信息優(yōu)勢從技術創(chuàng)新投資中獲得租金，而政府實行環(huán)境規(guī)制對經(jīng)理人抽取租金行為將起到限制作用，從而減小企業(yè)技術創(chuàng)新的組織成本，提高企業(yè)清潔技術研發(fā)效率。Ambec和Barla［12］指出，企業(yè)經(jīng)理的現(xiàn)期偏好會導致其延遲企業(yè)的創(chuàng)新投資，影響創(chuàng)新投資對企業(yè)當期收益的增加作用，而環(huán)境規(guī)制則可以有效解決企業(yè)經(jīng)理的自我控制問題，激發(fā)企業(yè)經(jīng)理及時進行創(chuàng)新投資?；谥R的公益性質(zhì)角度，一些研究指出，在無政策管制的環(huán)境中，技術的外溢效應會導致企業(yè)減少對清潔技術創(chuàng)新的投資，從而降低整個行業(yè)的清潔技術創(chuàng)新水平，此時強制性的環(huán)境規(guī)制政策法規(guī)將迫使企業(yè)提高新技術研發(fā)的投資規(guī)模，使整個產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)帕累托改善從低研發(fā)均衡達到高研發(fā)均衡［13-14］。Ambec和Barla［15］進一步指出，環(huán)境質(zhì)量的信息不對稱性會導致技術研發(fā)出現(xiàn)“檸檬市場”效應，最終使市場上充滿非清潔產(chǎn)品，但是，諸如頒發(fā)綠色環(huán)境標志之類的環(huán)境規(guī)制措施，卻可以強化綠色產(chǎn)品的生態(tài)特性，提升產(chǎn)品形象和銷售，提高企業(yè)市場競爭優(yōu)勢，從而激勵企業(yè)對清潔技術的研發(fā)投資。不過，Constantatos和Herrmann［16］發(fā)現(xiàn)，由于生產(chǎn)者從開始清潔型產(chǎn)品的研發(fā)生產(chǎn)，到消費者觀察到產(chǎn)品的綠色特性，二者存在一定的時滯，這會在一定時間內(nèi)降低率先實施清潔技術研發(fā)企業(yè)的技術創(chuàng)新收益，不利于清潔技術的發(fā)展，但是，如果此時政府能夠通過環(huán)境規(guī)制，對整個行業(yè)進行清潔型產(chǎn)品生產(chǎn)的強制約束，卻可以有效地解決清潔型技術研發(fā)投資的先發(fā)劣勢問題。

這些結論是否暗示著環(huán)境規(guī)制越強，越有利于清潔技術研發(fā)呢？Brunnermeier等［17］將環(huán)境治理和控制支出水平表征環(huán)境規(guī)制強度，以大氣污染治理、酸雨防治、固體垃圾處理等環(huán)境相關專利的申請數(shù)量表示清潔技術創(chuàng)新水平，利用美國1983-1992年制造業(yè)數(shù)據(jù)考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境治理支出的小幅增加就會促進環(huán)境專利申請數(shù)量的大幅增長。Popp［18］從空氣污染治理層面檢驗政府環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用，選取美國、日本和德國三個國家可減少氮氧化物（NOx）和二氧化硫（SO2）排放的相關專利數(shù)表示環(huán)境技術創(chuàng)新水平，以政府制定的NOx和SO2排放標準衡量環(huán)境規(guī)制水平，發(fā)現(xiàn)一國更嚴厲的環(huán)境規(guī)制措施將引致該國更多的大氣污染治理技術創(chuàng)新專利，但對其他國家的清潔技術擴散效應很小。Hascic［19］對OECD國家1978-2005年汽車行業(yè)研究結果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制的作用效果與清潔技術創(chuàng)新類型有關，通過環(huán)境稅等增加燃料價格的環(huán)境規(guī)制，能夠顯著提高污染物綜合治理技術創(chuàng)新水平，而政府制定污染排放標準之類的命令-控制型環(huán)境規(guī)制，對二次燃燒污染治理技術正向作用更明顯。李樹和陳剛［20］以數(shù)據(jù)包絡法（DEA）測算出的TFP來衡量技術創(chuàng)新水平，采用APPCL2000修訂這樣的一次實驗來表示環(huán)境規(guī)制，從制度角度評估環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)嚴格且適宜的環(huán)境規(guī)制能夠使我國經(jīng)濟實現(xiàn)生產(chǎn)率增長和環(huán)境質(zhì)量提高的雙贏結果。景維民和張璐［21］運用2003-2010年中國33個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)考察了環(huán)境管制對綠色技術進步的影響，發(fā)現(xiàn)適宜環(huán)境規(guī)制能夠引導工業(yè)朝向綠色技術進步方向發(fā)展。

那么，上述的研究結果是否也在暗示，環(huán)境規(guī)制對技術進步抑或清潔技術創(chuàng)新的作用是唯一確定的？一些經(jīng)驗研究結果發(fā)現(xiàn)，事實并非完全如此。Conrad等［22］將環(huán)境規(guī)制作為一種生產(chǎn)要素投入納入到生產(chǎn)函數(shù)中，構建出環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率的作用模型，結合德國的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制卻會降低TFP增長率。Gray等［23］利用美國116家紙漿與造紙廠1979-1990年度人口普查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)反映環(huán)境規(guī)制強度的污染治理成本與生產(chǎn)率之間存在負相關關系，并且二者負向效應顯著。Becker［24］以美國制造業(yè)數(shù)據(jù)為樣本進行檢驗，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在一定程度上降低了美國制造業(yè)的生產(chǎn)率。沈能和劉鳳朝［25］利用中國1992-2009年面板數(shù)據(jù)從全國整體和分地區(qū)層面檢驗了環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新的關系，研究顯示環(huán)境規(guī)制對清潔技術的創(chuàng)新作用只在東部發(fā)達地區(qū)成立，而在落后的中西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應卻很難實現(xiàn)。

如果我們假定已有研究的理論體系是嚴謹?shù)?，?jīng)驗研究的指標設計和計量模型選擇是合理的，這樣研究得出的結論應該值得相信。若事實果真如此，那么，不同地區(qū)、不同樣本甚至同一地區(qū)、同一產(chǎn)業(yè)或同一樣本，得到的結果為什么還會出現(xiàn)偏差甚至完全相左的情況呢？我們認為，問題在于環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應會受多重條件的制約，不同樣本往往存在市場成熟度、經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、所有制結構和企業(yè)發(fā)展水平等多種因素的影響，這些因素發(fā)展水平的不同，都可能導致環(huán)境規(guī)制改變清潔技術創(chuàng)新方向出現(xiàn)變化?；蛘哒f，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用并非單一，即兩者關系也絕非簡單正向或負向的線性關系，甚至更多表現(xiàn)出非線性特征，若將環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新之間關系設定為線性相關是不合適的，模型結果也可能是錯誤的。正是基于上述認識，本文從門檻面板非線性模型，通過模型內(nèi)生性分組方法從數(shù)據(jù)本身出發(fā)，對環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新的關系重新做出檢驗和驗證，目的有三：一是為了避免許多文獻可能主觀設定模型形式造成的誤差，二是深入挖掘環(huán)境規(guī)制效果的關鍵決定因素，識別環(huán)境規(guī)制和技術進步的作用機制，三是探明環(huán)境規(guī)制效應如果真是非線性的，那么，這種非線性關系是什么因素所引致的結果。

二、門檻面板模型選擇、指標設計及數(shù)據(jù)來源說明

（一）門檻面板模型分析

大量研究采用Griliches［26］提出并經(jīng)Jaffe［27］改進的知識生產(chǎn)函數(shù)，來分析技術創(chuàng)新與其影響因素之間的作用關系。Jaffe認為技術創(chuàng)新最重要的產(chǎn)出是新經(jīng)濟知識，按照Jaffe的知識創(chuàng)新邏輯，知識生產(chǎn)如同實物產(chǎn)品的生產(chǎn)，本質(zhì)上也是一種或多種投入獲得某種或某些產(chǎn)出的過程，對于知識生產(chǎn)而言，投入的變量主要有研發(fā)支出和人力資本投入，借鑒柯布—道格拉斯生產(chǎn)技術將知識產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)設定為：

其中，Y表示知識產(chǎn)出，K表示知識生產(chǎn)的研發(fā)經(jīng)費投入，L表示人力資本投入，A反映了知識產(chǎn)出的效率，α和β為相應投入要素的技術創(chuàng)新產(chǎn)出彈性，X代表影響知識產(chǎn)出的其他因素，i為觀察單元。

許多文獻認同Jaffe所建立的知識生產(chǎn)函數(shù)的合理性，而且該模型已經(jīng)成為分析技術創(chuàng)新及其決定因素的重要工具，也為后續(xù)的技術創(chuàng)新相關研究提供了思路和計量模型框架［28-31］。本文在Jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎上對其進行了一定的擴展，將環(huán)境規(guī)制引入到知識生產(chǎn)函數(shù)中。正如前述，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新存在多重作用效應而并非簡單的線性關系，在此，我們認定環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應的發(fā)揮可能呈現(xiàn)“門檻效應”，即在不同的規(guī)制強度下，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用大小和方向都可能會發(fā)生顯著變化，而且環(huán)境規(guī)制的門檻值并非唯一確定。因此，為避免主觀劃分門檻值可能引起的誤差，采用Hansen發(fā)展的門檻面板模型，根據(jù)數(shù)據(jù)本內(nèi)在特點來劃分區(qū)間并求出門檻值及個數(shù)，Hansen［32］將門檻回歸模型設定如下：其中，yit為被解釋變量，xit為p×1階解釋變量，qit表示門檻變量，它可以是xit中的回歸元，也可是獨立的門檻變量。

定義dit（γ）= I（qit≤γ），其中I（·）為指示函數(shù)，即qit≤γ時，有I（·）=1；qit＞γ時，I（·）=0。這樣，（2）（3）式可以寫成單一方程（4）式：

其中，β=β2；?=β1-β2。

根據(jù)Hansen的基本思想，門檻值γ應為使殘差平方和最小時所對應的觀測值。通過檢驗以門檻值劃分的兩組樣本的模型參數(shù)是否存在顯著性差異，判斷是否存在門檻值。原假設為不存在門檻值即H0∶β1=β2，構造LM統(tǒng)計量對其進行檢驗，統(tǒng)計量形式為：

其中，S0表示不存在門檻值下的殘差平方和，Sn表示存在一個門檻值下的殘差平方和，由于γ∧無法識別，式（5）中的F分布為非標準分布。為此，Hansen[32]以統(tǒng)計量本身的大樣本分布函數(shù)來轉換，運用bootstrap方法計算得到大樣本的漸進p值，與一般計量方法中的概率P類似。在原假設成立條件下，方程組退化為單一線性模型，說明不存在門檻效應；反之，在β1和β2之間存在不同作用效果，則存在門檻效應。第一個門檻值確定后，可繼續(xù)進行兩個及多個門檻值檢驗。如果拒絕LM檢驗，說明至少存在一個門檻值，在估計出γ1已知的基礎上，再搜尋第二個門檻值γ2，檢驗其是否成立，以此類推，直到無法拒絕零假設為止。在門檻效應確定后還需要確定置信區(qū)間以確保門檻估計值的真實性，其原假設為H0∶γ∧=γ，檢驗釋然比統(tǒng)計量為，

在α顯著性水平下，當統(tǒng)計量LR（n（）γ）≤c（α）= -21n（1-α）時不能拒絕原假設，根據(jù)Hansen提供的臨界值表可以進行相應的判斷。

（二）環(huán)境規(guī)制影響清潔技術創(chuàng)新的門檻面板模型

關于環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用方向和作用大小至今尚無定論，一些學者［1，25，33-34］從理論和實證角度驗證指出環(huán)境規(guī)制強度與技術創(chuàng)新之間的非線性關系。當變量之間存在非線性關系時，普通線性回歸將是有偏的，門檻回歸分析相對而言將能更準確地擬合數(shù)據(jù)。并且，考慮到中國各區(qū)域間環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新存在較大的異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應的發(fā)揮會很可能受多種條件因素的影響，面臨著諸多“門檻”限制。為此，基于Hansen的門檻面板模型，本文結合知識生產(chǎn)函數(shù)，設定環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新門檻面板模型為：

式（7）中，i代表地區(qū)，t代表年份，lnCI表示清潔技術創(chuàng)新水平，ER代表環(huán)境規(guī)制強度，qit代表門檻變量，如經(jīng)濟發(fā)展水平、所有制結構、外商直接投資、企業(yè)發(fā)展水平等，τ為特定門檻值，I（·）為指標函數(shù)，αi反映個體效應，μit為隨機干擾項。

當然，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用不僅受到環(huán)境規(guī)制本身的影響，在現(xiàn)實經(jīng)濟中還會受到其他因素的作用，并出現(xiàn)其他因素作用的門檻特征，其中一個重要變量就是經(jīng)濟發(fā)展水平。韓玉軍等［35］認為，經(jīng)濟增長在環(huán)境質(zhì)量的變化過程中存在著“門檻效應”，因為經(jīng)濟發(fā)展水平是一個國家或地區(qū)解決環(huán)境問題的基礎或先決條件，在經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，人們對高質(zhì)量的環(huán)境需求較小，受生活壓力，人們寧可承受較高的環(huán)境污染來換取物質(zhì)產(chǎn)品，即經(jīng)濟發(fā)展初始階段，人們對高質(zhì)量環(huán)境需求較低，此時，如果政府出臺嚴厲的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)也無更多投入進行清潔技術研發(fā)，并可能極大破壞生產(chǎn)。當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，隨著人們收入水平和生活質(zhì)量的提高，人們已不再滿足于對基本生活產(chǎn)品的需求，對環(huán)境質(zhì)量的需求也隨之提高，并且此時企業(yè)有較多的利潤，此時加大環(huán)境規(guī)制強度，將有效激勵企業(yè)進行清潔技術研發(fā)，其中環(huán)境庫茲涅茨曲線直觀地刻畫了經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量的作用關系。因此，應該將經(jīng)濟發(fā)展水平作為影響環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應的一個重要門檻變量。當然，這種門檻值也并非是唯一的。沈能［1］考察環(huán)境規(guī)制對總體技術創(chuàng)新的作用時，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境規(guī)制效果存在雙重門檻。對于我國這樣一個外貿(mào)驅動型經(jīng)濟而言，環(huán)境規(guī)制效果的需要考察的另一個門檻變量，就是外商直接投資（FDI），宋馬林等［36］發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI并沒有促進中國的技術進步，對中國環(huán)境效率還有著顯著的負向影響。但景維民等［21］發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境管制強度較弱和污染性偏向的技術結構下，F(xiàn)DI對綠色技術進步既有正向的技術溢出效應，也有負向的產(chǎn)品結構效應。雖然FDI對環(huán)境規(guī)制的作用方向可能并不確定，但其確實顯著影響了環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用。此外，在我國轉軌經(jīng)濟改革過程中，由于行政管制和政策優(yōu)勢，不同所有制企業(yè)在經(jīng)營管理、稅收負擔和投融資等方面都存在較大差異，市場競爭程度、要素投入成本和人力資本積累等引致不同所有制企業(yè)對環(huán)境規(guī)制的反應不同，因而，需要考察所有制結構對環(huán)境規(guī)制效應的影響。最后，我們還考察了企業(yè)發(fā)展水平尤其是企業(yè)的經(jīng)營效益，通常企業(yè)利潤越高則越易投入更多開展技術研發(fā)，在同等的環(huán)境規(guī)制強度下，更可能進行清潔技術創(chuàng)新。

（三）數(shù)據(jù)與指標選取

本文實證檢驗的樣本為除西藏以外的30個省、自治區(qū)和直轄市2003-2011年的面板數(shù)據(jù)，主要數(shù)據(jù)來自2004-2012年《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》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及中華人民共和國專利公布公告系統(tǒng)網(wǎng)站。因變量為清潔技術創(chuàng)新水平CI。清潔技術創(chuàng)新水平的測度指標，目前學術界廣泛采用專利統(tǒng)計數(shù)據(jù)，來衡量一個國家或地區(qū)及企業(yè)技術創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。原因如下：一是技術專利反映技術創(chuàng)新的主要信息內(nèi)涵。一般地，專利權在技術上的獨占性和排他性特征要求專利權的獲得，需要依法經(jīng)過嚴格審查。同時，專利必須具有新穎性、創(chuàng)造性和實用性，這些特征決定了有效專利所代表的技術發(fā)明與現(xiàn)有技術相比，具有突出的實質(zhì)性特點和顯著的進步，在生產(chǎn)中能夠制造或者使用，并且能夠產(chǎn)生積極效果，因而專利提供了反映技術創(chuàng)新本質(zhì)的豐富信息［37-38］；二是專利更具代表性。伴隨專利保護制度的健全和完善，人們的技術產(chǎn)權保護意識提高，越來越多的技術發(fā)明和科研成果以專利形式公布，專利數(shù)據(jù)進而就表現(xiàn)出較強的代表性；三是專利數(shù)據(jù)可以被分類到特定的技術領域，并且世界知識產(chǎn)權組織（WIPO）制定了國際專利分類表（IPC），便于進行統(tǒng)計分析。不過，雖然與環(huán)境相關的專利申請數(shù)量能夠有效表征清潔技術創(chuàng)新水平，但是直至今天尚未形成明確的關于環(huán)境專利的分類標準。為此，我們借鑒Johnstone［39］指標選取思想，將可再生能源專利申請數(shù)量作為清潔技術創(chuàng)新的衡量指標，其中可再生能源又稱狹義清潔能源，主要包括太陽能、風能、海洋能、地熱能、生物質(zhì)能、水能。目前，化石燃料不斷耗竭，并日益成為引致環(huán)境惡化的主要根源，發(fā)展可再生能源已成為世界各國提升環(huán)境質(zhì)量的不二選擇。諸如德國20年來鼓勵使用可再生能源，在2010年二氧化碳減少了1.2億噸，提前達到京都議定書的減排目標①參見德國環(huán)保部2011年3月16日新http://www.erneuerbare-energien.de/inhalt/47120/4590/。。中國通過出臺《中華人民共和國可再生能源法》頒布《可再生能源中長期發(fā)展規(guī)劃》等一系列法規(guī)措施，激勵發(fā)展可再生能源。由此可見，未來清潔技術的發(fā)展主要體現(xiàn)在可再生能源層面，其專利申請數(shù)量能夠有效體現(xiàn)清潔技術創(chuàng)新的發(fā)展水平，參照Johnstone可再生能源相關專利所對應的國際專利分類準則，利用我國專利公布公告系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫搜索可再生能源的相關專利集，獲取不同時期省際可再生能源專利數(shù)據(jù)。

解釋變量包括：（1）環(huán)境規(guī)制ER。環(huán)境規(guī)制方式的分類主要有三：第一類是命令-控制式環(huán)境規(guī)制，由政府規(guī)定哪些行為必須禁止或被限制，表現(xiàn)為技術準入標準和政府行政審批管制；第二類是經(jīng)濟方式型環(huán)境規(guī)制，即將環(huán)境外部成本內(nèi)部化，如征收環(huán)境污染稅或排污費等；第三類是產(chǎn)權方式的環(huán)境規(guī)制，明確產(chǎn)權邊界讓環(huán)境具有私人產(chǎn)權性質(zhì)，通過價格發(fā)現(xiàn)機制進行配置實現(xiàn)市場配置，從而降低整體污染排放行為［40］。其中，第二種方式體現(xiàn)了誰污染誰治理與誰消耗誰承擔的效率和責任原則，避免了命令型環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的管制機構的利益問題，能夠減少政府制定命令所付出的行政成本和信息搜集成本，并比第三種產(chǎn)權交易方式的環(huán)境規(guī)制更易于實施。為此，本文主要針對第二類經(jīng)濟方式的環(huán)境規(guī)制考察為主，強調(diào)以市場為導向利用排污費征收、環(huán)境稅及補貼等經(jīng)濟手段，來規(guī)范排污者的行為，進而實現(xiàn)將污染外部成本內(nèi)部化，鼓勵企業(yè)清潔技術創(chuàng)新。目前，我國普遍采用的經(jīng)濟方式環(huán)境規(guī)制工具，主要有收費政策和財政投入政策，由于本文旨在考察政策規(guī)制如何激發(fā)企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新，考慮到地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模的差異，因此，在此選擇地區(qū)的排污費收入占地區(qū)GDP的比重，來衡量政府施加在企業(yè)上的環(huán)境規(guī)制強度。此外，政府排污費收入可以有效衡量企業(yè)的治污成本支出，該比重越大表明環(huán)境規(guī)制強度越高。（2）人力資本L。選擇各地區(qū)R&D人員作為人力資本投入的衡量指標，為了減小數(shù)據(jù)的波動，本文將取相應數(shù)據(jù)的對數(shù)。（3）資本K。選取各地區(qū)研究與開發(fā)機構R&D經(jīng)費支出表征技術創(chuàng)新資金的測度指標，考慮到各地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模差異和數(shù)據(jù)的可比性，通過各地區(qū)消費價格指數(shù)（CPI）消除物價影響并進行對數(shù)變換。（4）經(jīng)濟發(fā)展水平（ED）。采用各地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量，并利用地區(qū)人均GDP指數(shù)進行平減，得到以2003年為基期的人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值。（5）外商直接投資FDI。選用FDI占GDP比值衡量。（6）所有制結構OS。選擇各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有及國有控股工業(yè)資產(chǎn)所占的比重表示。（7）企業(yè)發(fā)展水平CD。選用工業(yè)企業(yè)平均利潤水平比值表示。

三、門檻效應檢驗結果與評價

根據(jù)門檻回歸原理，門檻變量qit可能來自于模型中的任意解釋變量。首先，將環(huán)境規(guī)制本身作為門檻變量，擬合環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新之間的內(nèi)在關系。為了確定計量模型的具體形式，需要確定環(huán)境規(guī)制的門檻個數(shù)和相應的門檻值。分別在不存在門檻值、存在一個門檻值、兩個門檻值和三個門檻值的假定下對（7）式進行估計，可以得到相應的F統(tǒng)計量。利用Hansen提出的Bootstrap法反復抽樣300次，模擬得到相應的P值，以確定門檻效果的顯著性水平，進而構造門檻值的置信區(qū)間判定門檻值的真實性，相關的檢驗結果見表1。

表1顯示，單一門檻效應檢驗中F值為12.784>11.309，相應的P值為0.033，說明在5%顯著性水平下拒絕不存在門檻效應的原假設，接受存在單一門檻效應假設；同樣，雙重門檻效應結果表明，在10%顯著性水平下拒絕只存在一個門檻值的原假設；而三重門檻值的假設沒有通過顯著性檢驗，因而判定環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響僅存在兩個門檻值。采用“格柵搜索法”確定門檻值，發(fā)現(xiàn)三個門檻值分別是τ1=0.177、τ2=0.076。另外，門檻估計值在95%的置信區(qū)間是所有似然比統(tǒng)計量LR值小于5%的顯著性水平下臨界值所構成的區(qū)間，置信區(qū)間小表示估計的門檻值有效，雙重門檻值的置信區(qū)間為［0.014, 0.343］，這一較小的置信區(qū)間說明雙重門檻效應的門檻值是真實的。

表1　環(huán)境規(guī)制的門檻效應檢驗

借助兩個似然比函數(shù)圖（圖1和圖2），可以更為直觀地理解門檻值的估計和置信區(qū)間的構造過程。在似然比統(tǒng)計量LR(τ)最?。ǖ扔?）時，門檻估計值τ是真實有效的。其中，圖形中的虛線是在5%顯著性水平下的臨界值，95%的置信區(qū)間是虛線以下的所有τ構成的區(qū)間。兩個圖中LR值均在臨界線以下，說明兩個門檻值存在的真實有效性。

圖1　 環(huán)境規(guī)制的第一個門檻估計值

圖2　 環(huán)境規(guī)制的第二個門檻估價值

檢驗結果表明環(huán)境規(guī)制效果存在雙重門檻效應，這說明其中含有兩個層面的意思：一是環(huán)境規(guī)制存在門檻效應。環(huán)境規(guī)制的門檻效應，說明環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用是有約束的，或者說，一定強度的環(huán)境規(guī)制政策在其實施初期，對清潔技術創(chuàng)新可能有一定正向的積極作用，但伴隨環(huán)境規(guī)制強度增大以及清潔技術創(chuàng)新初期，相對于非清潔技術創(chuàng)新的資源和利潤劣勢，可能抑制清潔技術的研發(fā)。這也間接印證了一些經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)的環(huán)境規(guī)制與清潔技術間U形關系結論。二是環(huán)境規(guī)制存在雙重門檻效應。環(huán)境規(guī)制效應的雙重門檻效應說明，環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新可能并非是單一線性關系，在兩個門檻值之間，二者關系可能表現(xiàn)出一定的復雜性。或者說，在第二個門檻值之間，在滿足某些條件下，環(huán)境規(guī)制強度提高，清潔技術創(chuàng)新水平將得到有效提高。

以上結果說明，我國環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新存在顯著的非線性門檻特征，那么，是什么因素引發(fā)了環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響發(fā)生結構性變化呢？在現(xiàn)實經(jīng)濟發(fā)展和技術創(chuàng)新過程中，經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資、所有制結構及企業(yè)發(fā)展水平都有可能成為環(huán)境規(guī)制門檻效應存在的原因。為深入考察環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新存在門檻效應的背后原因，我們在此將這些變量作為門檻變量，重新考察這些因素的變化，是如何改變環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用關系。需要注意的是，在加入門檻變量時，依次只能加一個，如果多個門檻變量同時加入，可能會產(chǎn)生多重共線性問題，導致模型估計結果不準確。為此，依次選擇ED、FDI、OS和CD作為門檻變量進行回歸。表2列示了各變量門檻效應的檢驗結果。

表2　環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應的影響因素檢驗結果

從表2中LM統(tǒng)計量值可以看出，經(jīng)濟發(fā)展水平ED在一個門檻、兩個門檻、三個門檻模型下，P值分別為0.037、0.060、0.040，均小于10%，即經(jīng)濟發(fā)展具有三重門檻效應。外商直接投資FDI在單一門檻效應下沒有通過顯著性檢驗，表明FDI接受不存在門檻值的原假設，可知外商直接投資對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應不存在門檻效果。為什么會出現(xiàn)這種情況呢？我們認為，原因可能是外商直接投資無論經(jīng)濟發(fā)展水平如何，對于一個特定性外商投資的企業(yè)而言，其外資方愿意在國內(nèi)投入研發(fā)或愿意向屬地國技術溢出的程度，事實是確定的，無論你外部環(huán)境如何?；蛘哒f，你的發(fā)展水平再高，外資方也并不一定愿意提供更前沿和更多的技術，這也與當前一些經(jīng)驗研究結果相吻合，即外商直接投資的技術溢出效應有限。為此，其對屬地國政府政策管制與清潔技術創(chuàng)新的關系可能也就是單一確定的。所有制結構變量的單一門檻和雙重門檻效果在5%的顯著性水平上顯著，三重門檻效果并不顯著，因而存在兩個門檻值，表明，所有制結構必須經(jīng)歷或達到特定門檻值后，即民營經(jīng)濟發(fā)展到一定程度后，市場競爭才能使政策管制效果充分顯現(xiàn)；企業(yè)收益水平變量的三個模型均未通過顯著性檢驗，表明企業(yè)發(fā)展水平不會改變環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用效果，這表明，企業(yè)能否投入到清潔技術研發(fā)，直接受制于清潔技術研發(fā)的利潤。因此，可以初步判定影響我國環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用的關鍵因素，主要表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展水平和所有制結構。

為進一步確定經(jīng)濟發(fā)展水平和所有制結構如何影響環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應，分別采用三重門檻面板模型和單一門檻面板回歸模型進行估計，結果見表3。

門檻參數(shù)估計結果表明，經(jīng)濟發(fā)展水平的三重門檻特征，將環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用分為四個不同狀態(tài)，當?shù)貐^(qū)人均實際GDP低于14125元時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)為-1.89，環(huán)境規(guī)制強度的增加會抑制清潔技術創(chuàng)新水平提高；人均實際GDP介于14125和37459元之間時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)變?yōu)?.441，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新開始起促進作用，但這種正向關系并不顯著；人均實際GDP高于37459元且不超過61113元時，環(huán)境規(guī)制有效地促進了清潔技術創(chuàng)新，系數(shù)值為14.77；當人均實際GDP突破61113元高門檻時，環(huán)境規(guī)制的邊際系數(shù)上升到最大值49.489，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新有明顯的促進作用。這意味著，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，清潔技術創(chuàng)新資源稟賦和創(chuàng)新利潤已具有明顯優(yōu)勢，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的促進作用呈現(xiàn)出邊際遞增性質(zhì)。此時，經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，人們收入和生活水平的提高使得市場上具有對高質(zhì)量環(huán)境的需求，企業(yè)也具備了進行清潔技術創(chuàng)新研發(fā)的內(nèi)在動力和資本實力，能夠發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的正向促進作用。所有制結構OS雙重門檻值分別為0.204和0.589，當工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有工業(yè)資產(chǎn)所占比重低于20.4%時，系數(shù)估計值為-15.968，并且在1%的顯著性水平下顯著，環(huán)境強度對清潔技術創(chuàng)新有明顯負向作用，當國有資產(chǎn)占工業(yè)總資產(chǎn)比重處于20.4%和58.9%之間時，環(huán)境規(guī)制作用方向由負向轉為正向，但該正向作用未通過統(tǒng)計檢驗，說明位于該區(qū)間的所有制結構仍下無法改變環(huán)境規(guī)制的作用方向，當國有資產(chǎn)比重超過58.9%時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術的創(chuàng)新又轉為負面影響?？傮w而言，工業(yè)企業(yè)中國有資產(chǎn)比重的提高將會導致環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新表現(xiàn)為負向作用，但并非簡單的線性負相關關系，這種負向作用關系也呈逐年減弱態(tài)勢。這可能是由于計劃經(jīng)濟體制的影響，國有企業(yè)處于資源壟斷地位且享受制度層面的優(yōu)惠，通過行政管制的方式剔除競爭對手，從而缺乏技術創(chuàng)新動力，壟斷利潤來之容易，國有企業(yè)可能將工作重心用于政府間尋租，進而使來自政府的環(huán)境規(guī)制措施，無法激勵國有企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新。

表3　門檻面板模型的估計結果

為能夠充分考量環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用，并提高環(huán)境規(guī)制的作用效果，結合不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展生活水平和所有制結構的差異，依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的三重門檻將30個省市分成低收入（ED14125）、中等收入（14125< ED37459）、次高收入（3745961113）四組，并根據(jù)所有制結構門檻分為國有資產(chǎn)比重過低（OS0.204）、國有資產(chǎn)比重適中（0.2040.589）三種類型，表4列示了2011年各省份的門檻值區(qū)間分布。

首先，從橫向來看，貴州、云南、甘肅三個西部省份處于低收入?yún)^(qū)間，尚未跨越環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新負向影響的第一階段。20個省份位于中等收入?yún)^(qū)間，包括所有中部省市、大部分西部省份及少數(shù)東部省份，該區(qū)間內(nèi)的各地區(qū)處于環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用由負向轉為正向的過渡階段，但實際作用方向并不明確。然而，位于東部地區(qū)的七個省份，收入率先達到次高收入和高收入水平階段，進入環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新正向影響階段，處于環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應的遞增階段。顯然，較高經(jīng)濟發(fā)展水平為環(huán)境規(guī)制提高清潔技術創(chuàng)新水平提供了良好的外部條件。其次，從縱向上看，福建、海南、山東、廣東、江蘇、浙江六個經(jīng)濟發(fā)達的東部省份，國有資產(chǎn)比重較低，其他大部分中西部地區(qū)有著較高的國有資產(chǎn)比重。整體而言，甘肅、貴州、云南、新疆、陜西，這些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后，同時企業(yè)國有資產(chǎn)比重又相對較高，環(huán)境規(guī)制強度的增加將會阻礙清潔技術創(chuàng)新。同時，值得注意的是，有15個省市位于經(jīng)濟發(fā)展的第二階段和所有制結構兩個門檻值中間，該區(qū)間內(nèi)無論是經(jīng)濟發(fā)展水平還是所有制結構特征，都引致環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用方向由負向轉為正向，但正向影響均不顯著，這些地區(qū)中環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用方向不確定。這些結果表明，不同地區(qū)應該實施不同強度的環(huán)境規(guī)制和技術進步政策，實現(xiàn)經(jīng)濟和環(huán)境相容發(fā)展。

表4　2011年各省份門檻區(qū)間分布狀況

在回歸結果中，資本K和勞動L系數(shù)為正且均表現(xiàn)為顯著性，說明研發(fā)資金投入和人力資本對于我國清潔技術創(chuàng)新水平具有顯著正向作用?；貧w系數(shù)估計值代表了K和L的清潔技術產(chǎn)出彈性，比較兩個變量系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在清潔技術創(chuàng)新過程中，人力資本比研發(fā)資金投入作用更大，他們認為研發(fā)資本存量對總體技術創(chuàng)新正向促進作用的顯著性并不穩(wěn)定，而研發(fā)人員一直表現(xiàn)出顯著的正向影響，這說明技術創(chuàng)新并非是簡單的一般商品生產(chǎn)，更需要具有創(chuàng)造力的生產(chǎn)要素。但同時應該注意到，兩個變量的影響程度都依賴于門檻變量，模型1和模型2中K和L回歸系數(shù)大小不同，在經(jīng)濟發(fā)展作為門檻變量的回歸中，研發(fā)資本投入的影響系數(shù)值0.886小于所有制結構門檻回歸系數(shù)0.998，而人力資本邊際影響系數(shù)則是前者大于后者。

考慮到變量間的相互作用，為檢驗結果的穩(wěn)健性，本文進一步按照某一變量門檻值作為分組指標進行第二輪門檻回歸。上述門檻回歸結果表明，當經(jīng)濟發(fā)展水平低于37459元時，環(huán)境規(guī)制強度的增加無法有效激勵清潔技術創(chuàng)新，而當經(jīng)濟發(fā)展水平高于37459元時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新具有邊際遞增地正向推動作用。因此，以37459元作為分組標準，同時依據(jù)我國不同地區(qū)經(jīng)濟正處于不同增長階段的現(xiàn)實，按2011年各地區(qū)人均實際GDP將30個省市分為低收入和高收入兩種類型，分別對兩組進行第二輪門檻回歸，表5顯示在控制經(jīng)濟發(fā)展水平條件下，所有制結構對環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新作用發(fā)揮的門檻效應，進而估計出一個門檻值條件下的回歸結果（見表6）。

由表5可知，低收入組所有制結構（OS）第二輪檢驗結果無法拒絕不存在門檻效應的原假設，而高收入組檢驗結果拒絕了不存在門檻效應的原假設，但無法拒絕只存在一個門檻值的原假設，即高收入組中所有制結構（OS）對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應存在單重門檻效應。表明所有制結構的門檻效應主要體現(xiàn)在高收入地區(qū)。計算得到OS門檻值為0.598，與第一輪門檻回歸中OS的第二個門檻值（0.589）大小接近。并且表6中回歸結果顯示，當工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有工業(yè)資產(chǎn)所占比重低于59.8%時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用方向雖呈現(xiàn)為正，但仍未通過統(tǒng)計檢驗，當國有資產(chǎn)比重超過58.9%時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術的創(chuàng)新具有顯著負向作用，與本研究之前的檢驗結論保持一致，分組檢驗并沒有改變所有制結構對環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應發(fā)揮的作用效果。同時，資本K和勞動L對清潔技術創(chuàng)新的作用大小與作用方向也與第一輪回歸結果基本一致，說明回歸結果是穩(wěn)健的。

四、結語

本文構建環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新的門檻回歸模型，利用我國2003-2011年30個省市的面板數(shù)據(jù)，考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新關系的背后成因，深入挖掘環(huán)境規(guī)制非線性效應的決定因素。結果顯示：（1）環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用存在非線性雙重門檻效應，經(jīng)濟發(fā)展階段和所有制結構是環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用的前提也是改變環(huán)境規(guī)制作用效果的關鍵因素，即經(jīng)濟發(fā)展水平越高，越有利于環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新正向作用的發(fā)揮，而國有企業(yè)比重越大，越不利于環(huán)境規(guī)制提升清潔技術研發(fā)。（2）經(jīng)濟發(fā)展水平和所有制結構對環(huán)境規(guī)制

表5　不同經(jīng)濟發(fā)展水平下所有制結構門檻效應檢驗

表6　門檻參數(shù)估計與檢驗結果

效果作用關鍵且表現(xiàn)出門檻性。一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平出現(xiàn)三重門檻效應，當人均實際GDP位于14125元的低門檻以下時，環(huán)境規(guī)制強度增加抑制清潔技術創(chuàng)新；當人均實際GDP超過37459元時，環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應由負向轉正向，門檻值越高則環(huán)境規(guī)制正向作用越顯著，暗示一個國家或地區(qū)環(huán)境規(guī)制效果受制于其經(jīng)濟發(fā)展水平。另一方面，所有制結構對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應，具有雙重門檻的非線性特征，但兩個門檻值并沒有改變環(huán)境規(guī)制的作用方向，在所有制結構約束下，高強度環(huán)境規(guī)制將阻礙清潔技術創(chuàng)新，但不同區(qū)間的作用效果差異明顯，對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，所有制結構對環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應的門檻效果更顯著。（3）R&D支出和人力資本作用正向且顯著，但人力資本的技術創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻更大，雖然二者的作用效果受制于門檻變量，但在不同門檻變量的回歸中，R&D研發(fā)支出和人力資本投入對清潔技術創(chuàng)新的產(chǎn)出彈性有明顯差異。

上述研究表明，不同經(jīng)濟發(fā)展階段地區(qū)應實施不同的環(huán)境規(guī)制強度。一方面，經(jīng)濟欠發(fā)達的中西部地區(qū)，不應實施與東部發(fā)達地區(qū)相當?shù)沫h(huán)境規(guī)制強度，也就是發(fā)達地區(qū)適宜性的環(huán)境規(guī)制強度應高于經(jīng)濟落后地區(qū)，對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)而言，適當?shù)卦黾迎h(huán)境規(guī)制強度可以引導企業(yè)清潔技術研發(fā)，通過創(chuàng)新補償效應實現(xiàn)經(jīng)濟增長和環(huán)境保護相容發(fā)展?；蛘?，對于落后地區(qū)，盲目實行嚴厲的環(huán)境規(guī)制可能帶來過高的附加成本，不僅無法引致企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新，甚至引發(fā)經(jīng)濟衰退；另一方面，落后地區(qū)所有制結構主要表現(xiàn)出國有主導型特征，而國有及國有控股企業(yè)清潔技術創(chuàng)新動力不足，技術創(chuàng)新動力弱于非國有企業(yè)，使國有經(jīng)濟成份比重大的地區(qū)環(huán)境規(guī)制易對清潔技術創(chuàng)新起抑制作用。所有制結構差異引發(fā)環(huán)境規(guī)制效果的不同，表明環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應的發(fā)揮需要重視市場化和經(jīng)濟體制的影響，除應在國有企業(yè)內(nèi)部建立健全有效的激勵和競爭機制外，尤其需要重視國有和非國有企業(yè)制度層面的市場公平競爭，使企業(yè)存在清潔技術創(chuàng)新的激勵。從長期來看，環(huán)境治理必須依靠清潔技術，這就使我們應該關注R&D支出和人力資本這類技術創(chuàng)新的內(nèi)在動力，尤其是在重視研發(fā)投資的同時，注重培養(yǎng)創(chuàng)新人才并引導研發(fā)人員轉向清潔技術創(chuàng)新領域。

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