制度與技術(shù)雙“解鎖”是否驅(qū)動(dòng)了中國(guó)制造業(yè)綠色發(fā)展？

袁寶龍

摘要 依靠制度創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)中國(guó)制造業(yè)綠色發(fā)展，已成為學(xué)術(shù)界和政策制定者關(guān)注的重大研究命題。基于此，通過(guò)構(gòu)建擴(kuò)展的CDM模型，利用2003—2014年中國(guó)制造業(yè)28個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新過(guò)程的影響。結(jié)果顯示：①環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)研發(fā)投入具有顯著的擠出效應(yīng)，當(dāng)前制造業(yè)遵循環(huán)境規(guī)制的成本顯然已經(jīng)影響了其創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)施。②環(huán)境規(guī)制顯著抑制了制造業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出和策略性創(chuàng)新產(chǎn)出，弱“波特假說(shuō)”尚未得到支持。同時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度顯著促進(jìn)了制造業(yè)實(shí)質(zhì)性和策略性創(chuàng)新產(chǎn)出。③環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效的提高，強(qiáng)“波特假說(shuō)”得到支持。強(qiáng)、弱“波特假說(shuō)”的差異化結(jié)果表明，面對(duì)政府的環(huán)境規(guī)制，目前中國(guó)制造業(yè)通過(guò)創(chuàng)新來(lái)尋求經(jīng)濟(jì)與能源、環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展尚未成為其實(shí)施綠色發(fā)展的首選路徑。④實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，但是對(duì)能源績(jī)效的影響并不顯著，而且顯著抑制了環(huán)境績(jī)效的提高，策略性創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用。這意味著，中國(guó)政府在制定環(huán)境保護(hù)政策的過(guò)程中，應(yīng)降低行業(yè)的環(huán)境規(guī)制遵循成本。同時(shí)，進(jìn)一步調(diào)整中國(guó)制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步結(jié)構(gòu)，通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠等手段，鼓勵(lì)制造業(yè)優(yōu)先開(kāi)展低碳節(jié)能型技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)一步增強(qiáng)制造業(yè)綠色創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化能力，使其真正轉(zhuǎn)化為強(qiáng)大的綠色生產(chǎn)力，推動(dòng)制造業(yè)的綠色發(fā)展。

關(guān)鍵詞 環(huán)境規(guī)制；創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)；綠色發(fā)展；CDM模型；制造業(yè)

中圖分類號(hào) F42 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2018）03-0117-11 DOI：10.12062/cpre.20170912

制造業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)主導(dǎo)地位，然而，中國(guó)制造業(yè)發(fā)展正面臨著能源與環(huán)境約束的多重鎖定。因此，通過(guò)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展，是中國(guó)制造業(yè)迫切需要解決的重大問(wèn)題。理論上來(lái)看，“波特假說(shuō)”認(rèn)為，設(shè)計(jì)恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激勵(lì)企業(yè)實(shí)施技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力[1]。Jaffe和Palmer[2]進(jìn)一步提出，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用為弱“波特假說(shuō)”，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用為強(qiáng)“波特假說(shuō)”。然而，現(xiàn)有研究較多地是直接討論環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響，忽略了創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的過(guò)程性特征?；诖?，本文試圖回答以下問(wèn)題：在制造業(yè)面臨能源環(huán)境約束與經(jīng)濟(jì)增速放緩的雙重壓力下，環(huán)境規(guī)制能否促進(jìn)制造業(yè)提高創(chuàng)新投入？環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出是否存在差異化的影響？環(huán)境規(guī)制引致的創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效、環(huán)境績(jī)效是否存在差異化的影響？針對(duì)這些問(wèn)題，本文構(gòu)建擴(kuò)展的CDM模型[3]，采用2003—2014年中國(guó)制造業(yè)28個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)創(chuàng)新過(guò)程的影響。這一研究有助于揭示制度與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展的“解鎖”機(jī)制和路徑，為產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展提供有益的政策指導(dǎo)。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新投入

環(huán)境規(guī)制被認(rèn)為是促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的重要因素[4]。Hojnik和Ruzzier[5]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)環(huán)境R&D投入具有顯著的促進(jìn)作用。相反，Blind[6]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)國(guó)家創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的抑制作用。Sen[7]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)R&D具有顯著抑制作用。李婉紅[8]等人研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)污染密集型行業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新具有抑制作用。謝榮輝[9]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)R&D總投入具有顯著促進(jìn)作用。張平[10]等人研究發(fā)現(xiàn)，費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的“擠出效應(yīng)”。余偉[11]等人研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有顯著促進(jìn)作用。

1.2 創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出

關(guān)于創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的關(guān)系并未形成一致結(jié)論。一部分研究認(rèn)為創(chuàng)新投入能夠促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。例如，Acosta[12]等人研究發(fā)現(xiàn)，R&D支出對(duì)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和組織創(chuàng)新具有促進(jìn)作用。CostaCampi[13]等人研究發(fā)現(xiàn)，能源產(chǎn)業(yè)的R&D強(qiáng)度對(duì)工藝創(chuàng)新具有促進(jìn)作用。Song和Oh[14]研究發(fā)現(xiàn)，R&D強(qiáng)度僅促進(jìn)了能源密集型工業(yè)的工藝創(chuàng)新。Frank[15]等人研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)導(dǎo)向型的創(chuàng)新投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出有促進(jìn)作用。然而，另一部分研究表明創(chuàng)新投入與產(chǎn)出之間并不存在正向關(guān)系。例如，孫早和宋煒[16]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)R&D投入對(duì)專利產(chǎn)出的正效應(yīng)不顯著。

1.3 創(chuàng)新產(chǎn)出與創(chuàng)新績(jī)效

（1）創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)績(jī)效。關(guān)于創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的研究包括兩個(gè)方面：①創(chuàng)新直接促進(jìn)生產(chǎn)率或財(cái)務(wù)績(jī)效。Johnstone[17]等人研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新與生產(chǎn)率顯著正相關(guān)。Lee和Min[18]研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新能夠顯著促進(jìn)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效。Ghisetti和Rennings[19]研究發(fā)現(xiàn)，減少能源或原料使用型的創(chuàng)新顯著促進(jìn)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。Guo[20]等人研究發(fā)現(xiàn)，能源技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)以煤炭消費(fèi)為主的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型；②創(chuàng)新對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的促進(jìn)作用存在一定的條件。AmoresSalvadó[21]等人研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管理系統(tǒng)能夠正向調(diào)節(jié)環(huán)境產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)企業(yè)市場(chǎng)績(jī)效的促進(jìn)作用。Kim[22]等人研究發(fā)現(xiàn)，在較高的不確定性條件下，滯后性的專利能夠產(chǎn)生較高的創(chuàng)新績(jī)效，相反，在較低的不確定性條件下，領(lǐng)先性的專利能夠產(chǎn)生較高的創(chuàng)新績(jī)效。AmoresSalvadó[23]等人研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用并不顯著，但是在綠色企業(yè)形象的調(diào)節(jié)作用下，能夠顯著促進(jìn)企業(yè)績(jī)效。

（2）創(chuàng)新產(chǎn)出與環(huán)境績(jī)效。現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為，創(chuàng)新是提高環(huán)境績(jī)效的有效途徑：①創(chuàng)新能夠促進(jìn)企業(yè)環(huán)境績(jī)效。Cagno[24]等人研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部R&D能夠促進(jìn)能源效率的提高。②創(chuàng)新能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)環(huán)境績(jī)效。Gilli[25]等人研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)環(huán)境生產(chǎn)率的提升。③創(chuàng)新能夠促進(jìn)區(qū)域環(huán)境績(jī)效。Zhang[26]等人研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境創(chuàng)新能夠有效降低區(qū)域碳排放。

現(xiàn)有研究文獻(xiàn)較少研究環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新過(guò)程的影響，對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新績(jī)效并未做嚴(yán)格的區(qū)分，對(duì)創(chuàng)新績(jī)效更是以財(cái)務(wù)績(jī)效、生產(chǎn)率等經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)來(lái)衡量，鮮有分類探討環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新績(jī)效的影響。而且，關(guān)于中國(guó)這一最大發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新過(guò)程的影響研究較少。本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)包括以下兩個(gè)方面：①本文在“波特假說(shuō)”的理論框架下，將強(qiáng)、弱“波特假說(shuō)”理論與創(chuàng)新過(guò)程理論相結(jié)合，進(jìn)一步研究環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新過(guò)程的影響，有助于揭示環(huán)境規(guī)制對(duì)創(chuàng)新過(guò)程的影響機(jī)制，豐富“波特假說(shuō)”理論與創(chuàng)新過(guò)程理論。②本文對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新績(jī)效做了進(jìn)一步分解，將創(chuàng)新產(chǎn)出分為實(shí)質(zhì)性產(chǎn)出和策略性產(chǎn)出，將創(chuàng)新績(jī)效分為經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效、環(huán)境績(jī)效，深入分析環(huán)境規(guī)制和創(chuàng)新投入對(duì)不同的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新績(jī)效的影響差異，有助于揭示環(huán)境規(guī)制引致的創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的差異化影響機(jī)制。endprint

2 研究方法與模型

本文的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析是基于Crepon等人提出的CDM模型[3]。經(jīng)典的CDM模型包括三個(gè)步驟，第一步分析企業(yè)是否實(shí)施R&D投入以及投入多少研發(fā)資源（R&D方程）。第二步分析企業(yè)R&D投入及其它內(nèi)外部資源投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響（創(chuàng)新方程）。第三步分析企業(yè)專利產(chǎn)出量對(duì)生產(chǎn)率的影響（生產(chǎn)率方程），將創(chuàng)新產(chǎn)出作為一種額外的投入要素納入到擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)中，以檢驗(yàn)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響程度[27]。本文在此基礎(chǔ)上，對(duì)R&D方程、創(chuàng)新方程和生產(chǎn)率方程進(jìn)行擴(kuò)展。

2.1 R&D方程

由于本文研究對(duì)象是中國(guó)制造業(yè)，每個(gè)細(xì)分行業(yè)均有R&D投入，不存在樣本的選擇性偏差問(wèn)題。因此，本文不再分析R&D方程中關(guān)于產(chǎn)業(yè)是否實(shí)施研發(fā)活動(dòng)的決策行為，直接進(jìn)入研發(fā)強(qiáng)度函數(shù)。R&D方程主要檢驗(yàn)影響行業(yè)R&D投入強(qiáng)度的因素，由于R&D投入效用的發(fā)揮具有一定的滯后效應(yīng)，因此，本文引入R&D滯后一期檢驗(yàn)R&D方程的動(dòng)態(tài)效應(yīng)[28]。本文使用工業(yè)污染治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用來(lái)衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，受投資回收期的影響，該指標(biāo)對(duì)當(dāng)期制造業(yè)R&D投入強(qiáng)度的影響可能存在滯后性，為了捕捉這種滯后效應(yīng)，引入環(huán)境規(guī)制的當(dāng)期和滯后一期作為核心自變量[29]。另外，本文從行業(yè)外部和內(nèi)部?jī)蓚€(gè)方面選擇控制變量，其中外部因素選取政府補(bǔ)貼[30]、外商直接投資[31]、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度[28]，內(nèi)部因素選取資本密集度[32]、所有權(quán)性質(zhì)和行業(yè)規(guī)模[31]。為了進(jìn)一步判斷環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新的行業(yè)異質(zhì)性，本文引入行業(yè)污染程度的虛擬變量。R&D方程如式（1）所示：

其中，被解釋變量r&d表示研發(fā)強(qiáng)度。解釋變量r&dit-1表示滯后一期的研發(fā)強(qiáng)度，er表示環(huán)境規(guī)制，erit-1表示滯后一期的環(huán)境規(guī)制，control表示控制變量組，包括政府補(bǔ)貼（sub）、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度（mc）、外商直接投資（fdi）、資本密集度（ci）、所有權(quán)性質(zhì)（own）、行業(yè)規(guī)模（gdp），di為0、1虛擬變量，其中，1為重度污染行業(yè)，0為輕度污染行業(yè)。ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，i代表行業(yè)，t代表年份。各變量的定義見(jiàn)表1所示。

2.2 創(chuàng)新方程

創(chuàng)新方程也被稱為專利函數(shù)或知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，主要檢驗(yàn)行業(yè)R&D投入及其它資源投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)在環(huán)境規(guī)制的壓力下，制造業(yè)是否會(huì)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的差異，將專利產(chǎn)出分為發(fā)明專利和非發(fā)明專利，其中，發(fā)明專利衡量實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，非發(fā)明專利衡量策略性創(chuàng)新。由于知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)發(fā)揮效應(yīng)需要一個(gè)過(guò)程，而且專利的產(chǎn)出往往滯后于當(dāng)期的R&D投入，因此，引入R&D的滯后一期作為自變量。另外，在方程（1）確定的控制變量的基礎(chǔ)上，創(chuàng)新方程中新增勞動(dòng)力素質(zhì)和研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)量作為控制變量。創(chuàng)新方程如式（2）所示：

其中，被解釋變量pat、npat分別表示實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新、策略性創(chuàng)新。解釋變量r&d、r&dit-1、er、erit-1與方程（1）的定義一致。control表示控制變量組，其中，lab為勞動(dòng)力素質(zhì)，ti為研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)量，其它控制變量與方程（1）一致。φ、η為隨機(jī)誤差項(xiàng)，i代表行業(yè)，t代表年份。各變量的定義見(jiàn)表1所示。

2.3 生產(chǎn)率方程

生產(chǎn)率方程是檢驗(yàn)專利產(chǎn)出對(duì)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的影響。經(jīng)典CDM模型中的生產(chǎn)率方程以勞動(dòng)生產(chǎn)率作為因變量，為了進(jìn)一步考察在環(huán)境規(guī)制的壓力下，創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的差異化影響，分別引入經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效、環(huán)境績(jī)效作為被解釋變量，同時(shí)，引入被解釋變量的滯后一期檢驗(yàn)其動(dòng)態(tài)效應(yīng)。本文將方程（2）中的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新、策略性創(chuàng)新作為生產(chǎn)率方程的解釋變量。另外，由于經(jīng)濟(jì)、能源和環(huán)境績(jī)效的測(cè)算中引入了行業(yè)規(guī)模，所以，生產(chǎn)率方程中的控制變量不再添加行業(yè)規(guī)模，其它控制變量與方程（1）一致。生產(chǎn)率方程如式（3）所示：

其中，被解釋變量lp、ene、env分別表示經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效、環(huán)境績(jī)效。解釋變量lpit-1、eneit-1、envit-1分別表示各被解釋變量的滯后一期，pat、npat、er、erit-1與方程（2）的定義一致。control表示控制變量組。ξ、ψ、σ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，i代表行業(yè)，t代表年份。各變量的定義見(jiàn)表1所示。

本文運(yùn)用超效率DEA方法計(jì)算中國(guó)制造業(yè)28個(gè)行業(yè)的能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效，評(píng)價(jià)模型如式（4）所示。測(cè)算能源績(jī)效的投入指標(biāo)包括行業(yè)綜合能源消費(fèi)量、資本投入、勞動(dòng)力投入，產(chǎn)出指標(biāo)為行業(yè)總產(chǎn)值[33]。測(cè)算環(huán)境績(jī)效的投入指標(biāo)包括行業(yè)廢水、廢氣、COD、SO2、煙塵、固廢、CO2，產(chǎn)出指標(biāo)為行業(yè)總產(chǎn)值[34]。

其中，m表示每個(gè)DMU的投入種類，q表示每個(gè)DMU的產(chǎn)出種類，n表示DMU的個(gè)數(shù)，ρ為能源績(jī)效或環(huán)境績(jī)效值。xij表示第j個(gè)決策單元的第i種投入，yrj表示第j個(gè)決策單元的第r種產(chǎn)出，s-表示投入的松弛變量，s+表示產(chǎn)出的松弛變量。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

為了數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析的便利，本文在國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（GB/T 4754-2011）的基礎(chǔ)上，結(jié)合《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》的行業(yè)分類，將中國(guó)制造業(yè)劃分為28個(gè)部門。本文參考Wang和Shen[35]的方法，將中國(guó)制造業(yè)劃分為重度污染行業(yè)和輕度污染行業(yè)兩組（表2）。

各行業(yè)的R&D投入、專利數(shù)量、發(fā)明專利數(shù)量、政府補(bǔ)貼、勞動(dòng)力素質(zhì)、研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2015）。各行業(yè)的能源消耗數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2015）。各行業(yè)的廢水排放量、COD排放量、廢氣排放量、SO2排放量、煙塵排放量、固廢排放量、廢水和廢氣污染治理設(shè)施當(dāng)年運(yùn)行費(fèi)用數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2015）；CO2數(shù)據(jù)需要根據(jù)IPCC（聯(lián)合國(guó)政府間氣候變化專門委員會(huì)）提供的國(guó)家溫室氣體清單指南中二氧化碳排放量計(jì)算方法進(jìn)行計(jì)算獲得[36]。各行業(yè)的資本投入、勞動(dòng)力投入、行業(yè)生產(chǎn)總值、外商直接投資、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度、資本密集度、所有權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2015）。為了消除通貨膨脹的影響，我們使用現(xiàn)價(jià)/工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)把貨幣值數(shù)據(jù)的當(dāng)年價(jià)格轉(zhuǎn)換成2002年不變價(jià)格。本文計(jì)量回歸模型各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。endprint

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行計(jì)量回歸分析之前，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、FisherADF檢驗(yàn)和FisherPP檢驗(yàn)四種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定變量的平穩(wěn)性，同時(shí)也可確保檢驗(yàn)的穩(wěn)健性[37]。四種檢驗(yàn)的原假設(shè)均為含有單位根，單位根檢驗(yàn)方程均包括了常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除了lngdp和lnti的一階差分序列的IPS檢驗(yàn)值在5%的顯著性水平拒絕有單位根的原假設(shè)，其它所選變量的一階差分序列均在1%的顯著性水平下拒絕有單位根的原假設(shè)，即所有變量的一階差分序列都是平穩(wěn)序列（表4）。

由面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)可知，所有變量均為一階單整過(guò)程，在估計(jì)面板數(shù)據(jù)的參數(shù)之前，有必要先檢驗(yàn)方程（1）～（3）中各變量之間的協(xié)整關(guān)系，以避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。因此，本文選擇Kao檢驗(yàn)來(lái)判斷變量的協(xié)整性，原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。結(jié)果顯示，方程（1）和方程（2）在1%的水平下拒絕原假設(shè)，表明方程（1）和方程（2）中自變量與因變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。方程（3）中的經(jīng)濟(jì)績(jī)效方程在1%的水平下拒絕原假設(shè)，能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效方程在10%的水平下拒絕原假設(shè)，表明方程（3）中自變量與因變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系（表5）。

4.2 R&D方程回歸結(jié)果

表6是對(duì)方程（1）的估計(jì)結(jié)果。模型1～4分別報(bào)告了混合估計(jì)、固定效應(yīng)估計(jì)、兩步SYSGMM估計(jì)的結(jié)果。由于創(chuàng)新可能反向影響環(huán)境規(guī)制，本文首先對(duì)環(huán)境規(guī)制進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，χ2（1）統(tǒng)計(jì)量為1.02，p值為0.31，表明環(huán)境規(guī)制不存在內(nèi)生性問(wèn)題。同時(shí)，異方差穩(wěn)健的DWH檢驗(yàn)χ2（1）統(tǒng)計(jì)量為1.33，p值為0.25，也表明環(huán)境規(guī)制不存在內(nèi)生性問(wèn)題。VIF最大值為3.57，遠(yuǎn)小于10，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性。

在模型3和4中，AR（1）拒絕原假設(shè)而AR（2）接受原假設(shè)，表明殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，同時(shí)，Sargan檢驗(yàn)表明工具變量并不存在過(guò)度識(shí)別約束。通過(guò)估計(jì)所得到的SYSGMM估計(jì)量具有一致性，但如果使用的工具變量較弱時(shí)，SYSGMM估計(jì)量可能會(huì)發(fā)生偏倚。Bond[38]提出了判斷此種情況的方法，良好的因變量滯后項(xiàng)的估計(jì)量應(yīng)該處于混合回歸估計(jì)量和固定效應(yīng)回歸估計(jì)量的范圍之間。與我們所期望的一樣，模型3與4的因變量滯后項(xiàng)的SYSGMM估計(jì)量恰好介于混合回歸滯后項(xiàng)的估計(jì)量和固定效應(yīng)回歸滯后項(xiàng)的估計(jì)量之間。

在模型3中，研發(fā)強(qiáng)度的滯后一期對(duì)當(dāng)期在1%的水平上呈正向關(guān)系，表明制造業(yè)研發(fā)投入具有較強(qiáng)的累積效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)研發(fā)強(qiáng)度呈顯著負(fù)向關(guān)系，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入具有顯著的抑制作用。在模型4中，當(dāng)我們引入環(huán)境規(guī)制滯后一期后，發(fā)現(xiàn)其對(duì)制造業(yè)研發(fā)強(qiáng)度也具有顯著的抑制作用，這既表明環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的影響具有滯后性，也表明從制造業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展來(lái)看，環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入具有顯著的擠出效應(yīng)。從行業(yè)污染程度的虛擬變量系數(shù)來(lái)看，重度污染行業(yè)與輕度污染行業(yè)在研發(fā)強(qiáng)度方面并無(wú)顯著差異。

導(dǎo)致上述結(jié)論的主要原因在于，其一，環(huán)境規(guī)制作為一種制度安排，其效力的發(fā)揮需要行政部門自上而下制定相應(yīng)的配套政策和實(shí)施辦法，導(dǎo)致政策產(chǎn)生滯后效應(yīng)。其二，中國(guó)政府自2000年以來(lái)日益重視產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響，環(huán)境規(guī)制壓力日趨增強(qiáng)，而制造業(yè)的發(fā)展長(zhǎng)期依賴于資源和能源等要素投入驅(qū)動(dòng)，技術(shù)驅(qū)動(dòng)的水平和能力相對(duì)較弱，2003—2014年研發(fā)投入僅占行業(yè)總產(chǎn)值的1.75%，因此，在環(huán)境規(guī)制壓力與自身研發(fā)投入動(dòng)力不足的雙重影響下，企業(yè)不得不進(jìn)一步縮減研發(fā)資金，投入于環(huán)境績(jī)效的改善，以減輕政府的環(huán)境規(guī)制壓力。

4.3 創(chuàng)新方程回歸結(jié)果

表7是對(duì)方程（2）的估計(jì)結(jié)果。由于模型5～8的因變量為專利數(shù)量，屬于非負(fù)整數(shù)，因此，本文使用面板負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行估計(jì)[27]。模型5～8的alpha值均在95%的置信區(qū)間，故可在5%的顯著性水平上拒絕過(guò)度分散參數(shù)“α=0”的原假設(shè)，表明使用面板負(fù)二項(xiàng)回歸模型是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

模型5～6報(bào)告了環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的估計(jì)結(jié)果。環(huán)境規(guī)制對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)為-0.224，且在1%的水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，而且環(huán)境規(guī)制滯后一期對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新也具有顯著的抑制作用。究其原因，在R&D方程中，環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，制約了第二階段的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出。研發(fā)強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)為0.276，且在1%的水平下顯著。同時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度滯后一期對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新也具有顯著的促進(jìn)作用，表明研發(fā)投入作用的發(fā)揮具有較強(qiáng)的滯后性和連續(xù)性。從行業(yè)污染程度的虛擬變量系數(shù)來(lái)看，重度污染行業(yè)比輕度污染行業(yè)的發(fā)明專利平均高出0.234個(gè)單位，表明行業(yè)污染程度對(duì)制造業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的影響。

模型7～8報(bào)告了環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)策略性創(chuàng)新產(chǎn)出的估計(jì)結(jié)果。環(huán)境規(guī)制對(duì)策略性創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)為-0.159，且在1%的水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)策略性創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，而且環(huán)境規(guī)制滯后一期對(duì)策略性創(chuàng)新也具有顯著的抑制作用。究其原因，由于環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，影響了非發(fā)明專利產(chǎn)出的數(shù)量。研發(fā)強(qiáng)度對(duì)策略性創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.158，且在5%的水平下顯著，表明研發(fā)強(qiáng)度能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)策略性創(chuàng)新的產(chǎn)出。同時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度的滯后一期對(duì)策略性創(chuàng)新的影響并不顯著，主要原因在于策略性創(chuàng)新投入產(chǎn)出周期較短，當(dāng)期即可產(chǎn)生效果，而實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新投入產(chǎn)出周期相對(duì)較長(zhǎng)，滯后效應(yīng)較為明顯。從行業(yè)污染程度的虛擬變量系數(shù)來(lái)看，重度污染行業(yè)比輕度污染行業(yè)的非發(fā)明專利平均低0.203個(gè)單位，表明行業(yè)污染程度對(duì)制造業(yè)策略性創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的影響。

4.4 生產(chǎn)率方程回歸結(jié)果

表8是對(duì)方程（3）的估計(jì)結(jié)果。為了考察因變量的累積效應(yīng)，本文采用SYS-GMM方法估計(jì)方程（3），其中，模型9～14的差分殘差二階序列不相關(guān)，Sargan檢驗(yàn)表明工具變量并不存在過(guò)度識(shí)別約束，因此，SYSGMM估計(jì)量具有一致性。endprint

模型9～10報(bào)告了環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的估計(jì)結(jié)果。經(jīng)濟(jì)績(jī)效的滯后一期對(duì)當(dāng)期在1%的水平上呈正向關(guān)系。當(dāng)期環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的估計(jì)系數(shù)為0.001，且在1%的水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用。主要原因是，短期內(nèi)制造業(yè)受到環(huán)境規(guī)制時(shí)，首先考慮其內(nèi)部資源配置問(wèn)題，而不是迅速投入研發(fā)資金實(shí)施創(chuàng)新，環(huán)境規(guī)制將迫使企業(yè)重新調(diào)整內(nèi)部資源配置、生產(chǎn)流程或組織結(jié)構(gòu)，而且與創(chuàng)新過(guò)程相比，這種改進(jìn)能夠降低生產(chǎn)的“X”非效率，在一定程度上也能夠促進(jìn)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的提高。但是，從長(zhǎng)期來(lái)看，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有抑制作用，表明這種非研發(fā)創(chuàng)新型的應(yīng)對(duì)策略對(duì)行業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的促進(jìn)作用十分有限。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用。從行業(yè)污染程度的虛擬變量系數(shù)來(lái)看，重度污染行業(yè)比輕度污染行業(yè)的經(jīng)濟(jì)績(jī)效平均高出0.141個(gè)單位，表明行業(yè)污染程度對(duì)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效產(chǎn)生了顯著的影響。

模型11～12報(bào)告了環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)制造業(yè)能源績(jī)效的估計(jì)結(jié)果。能源績(jī)效的滯后一期對(duì)當(dāng)期在1%的水平上呈正向關(guān)系。當(dāng)期環(huán)境規(guī)制對(duì)能源績(jī)效的估計(jì)系數(shù)為0.004，且在1%的水平下顯著，滯后一期環(huán)境規(guī)制對(duì)能源績(jī)效的估計(jì)系數(shù)為0.011，且在5%的水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)能源績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，而且存在顯著的滯后效應(yīng)。同時(shí)，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新對(duì)能源績(jī)效并沒(méi)有顯著的促進(jìn)作用，主要原因在于當(dāng)前的發(fā)明專利以追求經(jīng)濟(jì)績(jī)效為主，節(jié)能類的發(fā)明專利產(chǎn)出較少。策略性創(chuàng)新對(duì)能源績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，主要原因是非發(fā)明專利對(duì)制造業(yè)工藝改造具有重要作用，工藝流程及產(chǎn)品外觀設(shè)計(jì)的改善減少了能源消耗量。從行業(yè)污染程度的虛擬變量系數(shù)來(lái)看，重度污染行業(yè)比輕度污染行業(yè)的能源績(jī)效平均高出0.611個(gè)單位，二者差異較大，表明行業(yè)污染程度對(duì)制造業(yè)能源績(jī)效產(chǎn)生了顯著的影響。

模型13～14報(bào)告了環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)制造業(yè)環(huán)境績(jī)效的估計(jì)結(jié)果。環(huán)境績(jī)效的滯后一期對(duì)當(dāng)期在1%的水平上呈正向關(guān)系。環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績(jī)效的估計(jì)系數(shù)為0.033，且在5%的水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用。但是，環(huán)境規(guī)制的滯后一期對(duì)環(huán)境績(jī)效的促進(jìn)作用并不顯著，主要原因是企業(yè)在環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行過(guò)程中，存在選擇性執(zhí)行的行為，即“上有政策、下有對(duì)策”，而且，隨著環(huán)境政策的持續(xù)推進(jìn)，企業(yè)選擇性行為更嚴(yán)重。同時(shí)，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新對(duì)環(huán)境績(jī)效具有顯著的抑制作用，表明當(dāng)前制造業(yè)發(fā)明專利的環(huán)境友好型特征較弱，產(chǎn)業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新依然以追求經(jīng)濟(jì)績(jī)效為主，而忽視了產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)環(huán)境的損害[39]。但是，策略性創(chuàng)新對(duì)環(huán)境績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，表明制造業(yè)更多地通過(guò)策略性創(chuàng)新來(lái)應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制，主要原因是策略性創(chuàng)新的重點(diǎn)是工藝創(chuàng)新，該種創(chuàng)新具有低成本、見(jiàn)效快的特征，符合制造業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的雙重需求。從行業(yè)污染程度的虛擬變量系數(shù)來(lái)看，重度污染行業(yè)比輕度污染行業(yè)的環(huán)境績(jī)效平均低1.665個(gè)單位，二者差異較大，表明行業(yè)污染程度對(duì)制造業(yè)環(huán)境績(jī)效產(chǎn)生了顯著的影響。

從創(chuàng)新方程和生產(chǎn)率方程的回歸結(jié)果來(lái)，環(huán)境規(guī)制在抑制制造業(yè)創(chuàng)新的條件下，仍然促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)、能源和環(huán)境績(jī)效。主要原因在于，中國(guó)政府加大了對(duì)鋼鐵、水泥、有色金屬、焦炭、造紙、制革、印染等行業(yè)落后產(chǎn)能的淘汰力度，通過(guò)強(qiáng)制淘汰落后產(chǎn)能企業(yè)和污染重、能耗高、盈利低的企業(yè)，使得行業(yè)整體的經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效得到提高。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過(guò)兩種方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①為了規(guī)避行業(yè)規(guī)模對(duì)結(jié)果的潛在影響，使用環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（污染治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用/行業(yè)總產(chǎn)值）進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表9中的模型15～20；②為檢驗(yàn)不同測(cè)度及其誤差的影響，本文利用SO2排放強(qiáng)度來(lái)測(cè)量環(huán)境規(guī)制水平[40]，回歸結(jié)果見(jiàn)表9中的模型21～26。與表6相比，表9中環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)強(qiáng)度影響依然呈顯著的負(fù)向關(guān)系。與表7相比，表9中環(huán)境規(guī)制與研發(fā)強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新、策略性創(chuàng)新的影響是一致的，僅系數(shù)大小與顯著性略有差異。與表8相比，表9中環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效、環(huán)境績(jī)效的影響也是一致的，表明本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。為了節(jié)省篇幅，表9僅報(bào)告了核心自變量的估計(jì)系數(shù)和相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，省略了環(huán)境規(guī)制滯后一期和控制變量的結(jié)果。

5 研究結(jié)論與政策啟示

本文得出以下研究結(jié)論：

（1）環(huán)境規(guī)制對(duì)制造業(yè)研發(fā)投入具有顯著的擠出效應(yīng)，這表明當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)遵循環(huán)境規(guī)制的成本顯然已經(jīng)影響了其創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)施，中國(guó)制造業(yè)以犧牲創(chuàng)新投入來(lái)應(yīng)對(duì)政府持續(xù)增強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制。這與Kneller和Manderso[28]的研究結(jié)論一致，該研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入并沒(méi)有顯著的促進(jìn)作用。但是，本文與Zhao和Sun[29]的研究結(jié)論并不一致，該研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入具有微弱的促進(jìn)作用。因此，總體來(lái)看，當(dāng)前環(huán)境規(guī)制的成本效應(yīng)超過(guò)了創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。

（2）環(huán)境規(guī)制顯著抑制了制造業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新，而且對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的抑制作用強(qiáng)于策略性創(chuàng)新，這表明在創(chuàng)新的第一階段中，由于環(huán)境規(guī)制對(duì)研發(fā)投入的擠出作用，各行業(yè)不斷減少研發(fā)投入，導(dǎo)致第二階段的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出受到嚴(yán)重制約，弱“波特假說(shuō)”尚未得到支持。這與李婉紅[8]等人的研究結(jié)論基本一致，表明政府的環(huán)境規(guī)制具有不完全性，弱“波特假說(shuō)”成立具有一定的條件性。

（3）環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效的提高，強(qiáng)“波特假說(shuō)”得到支持。強(qiáng)、弱“波特假說(shuō)”的差異化結(jié)論表明，面對(duì)政府的環(huán)境規(guī)制，目前中國(guó)制造業(yè)通過(guò)創(chuàng)新來(lái)尋求經(jīng)濟(jì)與能源、環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展尚未成為其實(shí)施綠色發(fā)展的首選路徑。同時(shí)，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新對(duì)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，但是其對(duì)制造業(yè)能源績(jī)效的影響并不顯著，而且顯著抑制了環(huán)境績(jī)效的提高，表明實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新導(dǎo)致制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效與環(huán)境保護(hù)之間存在明顯的張力[41]，這種創(chuàng)新產(chǎn)生的規(guī)模擴(kuò)張效應(yīng)導(dǎo)致了能源回彈效應(yīng)和環(huán)境加速破壞[42]。策略性創(chuàng)新對(duì)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、能源績(jī)效和環(huán)境績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，這表明策略性創(chuàng)新是促進(jìn)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效與節(jié)能減排協(xié)調(diào)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。endprint

上述結(jié)論蘊(yùn)含的政策含義包括：

（1）政府在制定環(huán)境保護(hù)政策的過(guò)程中，應(yīng)降低行業(yè)的環(huán)境規(guī)制遵循成本。一方面，應(yīng)確保制定的環(huán)保政策目標(biāo)符合當(dāng)前制造業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況，避免因政策目標(biāo)過(guò)高導(dǎo)致竭澤而漁；另一方面，應(yīng)通過(guò)完善環(huán)境保護(hù)的市場(chǎng)化機(jī)制，通過(guò)推廣應(yīng)用排污權(quán)交易、資源稅、環(huán)境稅等市場(chǎng)化工具，進(jìn)一步降低環(huán)境規(guī)制成本。

（2）需要進(jìn)一步調(diào)整制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步結(jié)構(gòu)，政府應(yīng)通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠等手段鼓勵(lì)制造業(yè)優(yōu)先開(kāi)展低碳節(jié)能技術(shù)創(chuàng)新。同時(shí)，非發(fā)明專利卻能促進(jìn)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)與能源環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，因此，應(yīng)鼓勵(lì)制造業(yè)加大工藝創(chuàng)新力度，促進(jìn)制造業(yè)實(shí)施綠色生產(chǎn)工藝改造。

（3）進(jìn)一步增強(qiáng)制造業(yè)綠色創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化能力。加強(qiáng)財(cái)政、稅收、產(chǎn)業(yè)、金融、政府采購(gòu)等政策協(xié)同，增強(qiáng)和優(yōu)化綠色科技成果轉(zhuǎn)化公共服務(wù)，為綠色科技成果轉(zhuǎn)化創(chuàng)造良好環(huán)境，使其真正轉(zhuǎn)化為強(qiáng)大的綠色生產(chǎn)力，推動(dòng)制造業(yè)的綠色發(fā)展。

本文研究的局限性在于：①采取單一指標(biāo)衡量制造業(yè)的環(huán)境規(guī)制水平，尚未按照環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)制性程度進(jìn)行分類，后續(xù)研究可進(jìn)一步分類研究環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響；②本文只考慮制造業(yè)整體的創(chuàng)新產(chǎn)出，并未考慮環(huán)保型的專利，未來(lái)的研究可以聚焦到環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)環(huán)保型專利以及能源、環(huán)境績(jī)效的影響。

參考文獻(xiàn)（References）

[1]PORTER M E， VAN DER LINDE C. Toward a new conception of the environmentcompetitiveness relationship [J]. Journal of economic perspective， 1995， 9： 97-118.

[2]JAFFE A， PALMER K. Environmental regulation and innovation： a panel study [J]. The review of economics and statistics， 1997， 76： 610-619.

[3]CREPON B， DUGUET E， MAIRESSE J. Research， innovation and productivity： an econometric analysis at the firm level [J]. Economics of innovation and new technology， 1998， 7（2）： 115-158.

[4]王鋒正， 郭曉川. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、行業(yè)異質(zhì)性與R&D效率——源自中國(guó)污染密集型與清潔生產(chǎn)型行業(yè)的實(shí)證比較[J]. 研究與發(fā)展管理， 2016， 28（1）： 103-111. [WANG Fengzheng， GUO Xiaochuan. Environmental regulation intensity， industrial heterogeneity and R&D efficiency：empirical comparison between pollutionintensive industries and cleanproduction industries in China [J]. R&D management， 2016， 28（1）： 103-111.]

[5]HOJNIK J， RUZZIER M. The driving forces of process ecoinnovation and its impact on performance： insights from Slovenia [J]. Journal of cleaner production， 2016， 133： 812-825.

[6]BLIND K. The influence of regulations on innovation： a quantitative assessment for OECD countries [J]. Research policy， 2012， 41： 391-400.

[7]SEN S. Corporate governance， environmental regulations， and technological change [J]. European economic review， 2015， 80： 36-61.

[8]李婉紅， 畢克新， 孫冰. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)污染密集行業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究——基于2003—2010年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 研究與發(fā)展管理， 2013， 25（6）： 72-81. [LI Wanhong， BI Kexin， SUN Bing. Research on the effect of environmental regulation intensity on green technological innovation of pollution intensive industries：empirical test based on panel data of 2003-2010[J]. R&D Management， 2013， 25（6）： 72-81.]

[9]謝榮輝. 環(huán)境規(guī)制、引致創(chuàng)新與中國(guó)工業(yè)綠色生產(chǎn)率提升[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究， 2017（2）： 38-48. [XIE Ronghui. Environmental regulation， induced innovation and green productivity growth in China [J]. Industrial economics research， 2017（2）： 38-48.]endprint

[10]張平， 張鵬鵬， 蔡國(guó)慶. 不同類型環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響比較研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2016（4）： 8-13. [ZHANG Ping， ZHANG Pengpeng， CAI Guoqing. Comparative study on impacts of different types of environmental regulation on enterprise technological innovation[J]. China population， resources and environment， 2016（4）： 8-13.]

[11]余偉， 陳強(qiáng)， 陳華. 環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)營(yíng)績(jī)效——基于37個(gè)工業(yè)行業(yè)的實(shí)證研究[J]. 科研管理， 2017， 38（2）： 18-25. [YU Wei， CHEN Qiang， CHEN Hua. Environmental regulation， technological innovation and economic performance based on an empirical analysis of 37 industries [J]. Science research management， 2017， 38（2）： 18-25.]

[12]ACOSTA M， CORONADO D， ROMERO C. Linking public support， R&D， innovation and productivity： new evidence from the Spanish food industry[J]. Food policy， 2015， 57： 50-61.

[13]COSTACAMPI M T， DUCHBROWN N， GARCAQUEVEDO J. R&D drivers and obstacles to innovation in the energy industry[J]. Energy economics， 2014， 46： 20-30.

[14]SONG C， OH W. Determinants of innovation in energy intensive industry and implications for energy policy[J]. Energy policy， 2015， 81： 122-130.

[15]FRANK A G， CORTIMIGLIA M N， RIBEIRO J L D， et al. The effect of innovation activities on innovation outputs in the Brazilian industry： marketorientation vs. technologyacquisition strategies [J]. Research policy， 2016， 45： 577-592.

[16]孫早， 宋煒. 企業(yè)R&D投入對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2012（4）： 49-63. [SUN Zao， SONG Wei. Corporation R&D investments effect on innovation performance based on an empirical analysis of manufacturing [J]. The journal of quantitative & technical economics， 2012（4）： 49-63.]

[17]JOHNSTONE N， MANAGI S， RODRGUEZ M C， et al. Environmental policy design， innovation and efficiency gains in electricity generation [J]. Energy economics， 2017， 63： 106-115.

[18]LEE K H， MIN B. Green R&D for ecoinnovation and its impact on carbon emissions and firm performance [J]. Journal of cleaner production， 2015， 108： 534-542.

[19]GHISETTI C， RENNINGS K. Environmental innovations and profitability： how does it pay to be green？ an empirical analysis on the German innovation survey [J]. Journal of cleaner production， 2014， 75： 106-117.

[20]GUO P B， WANG T， LI D， et al. How energy technology innovation affects transition of coal resourcebased economy in China [J]. Energy policy， 2016， 92： 1-6.

[21]AMORESSALVAD J， CASTRO G M， NAVASLPEZ J E. The importance of the complementarity between environmental management systems and environmental innovation capabilities： a firm level approach to environmental and business performance benefits [J]. Technological forecasting & social change， 2015， 96： 288-297.endprint

[22]KIM B， KIM E， MILLER D J， et al. The impact of the timing of patents on innovation performance [J]. Research policy， 2016， 45： 914-928.

[23]AMORESSALVAD J， CASTRO G M， NAVASLPEZ J E. Green corporate image： moderating the connection between environmental product innovation and firm performance [J]. Journal of cleaner production， 2014， 83： 356-365.

[24]CAGNO E， RAMIREZPORTILLA A， TRIANNI A. Linking energy efficiency and innovation practices： empirical evidence from the foundry sector [J]. Energy policy， 2015， 83： 240-256.

[25]GILLI M， MANCINELLI S， MAZZANTI M. Innovation complementarity and environmental productivity effects： reality or delusion？ evidence from the EU [J]. Ecological economics， 2014， 103： 56-67.

[26]ZHANG Y J， PENG Y L， MA C Q， et al. Can environmental innovation facilitate carbon emissions reduction？ evidence from China [J]. Energy policy， 2017， 100： 18-28.

[27]MARIN G. Do ecoinnovations harm productivity growth through crowding out？ results of an extended CDM Model for Italy [J]. Research policy， 2014， 43： 301-317.

[28]KNELLER R， MANDERSON E. Environmental regulations and innovation activity in UK manufacturing industries [J]. Resource and energy economics， 2012， 34： 211-235.

[29]ZHAO X， SUN B W. The influence of Chinese environmental regulation on corporation innovation and competitiveness [J]. Journal of cleaner production， 2016， 112： 1528-1536.

[30]HORBACH J. Determinants of environmental innovationnew evidence from German panel data sources [J]. Research policy， 2008， 37（1）： 163-173.

[31]YUAN B L， REN S G， CHEN X H. Can environmental regulation promote the coordinated development of economy and environment in Chinas manufacturing industry？： a panel data analysis of 28 subsectors[J]. Journal of cleaner production， 2017， 149： 11-24.

[32]CHANG S J， CHUNG J， MOON J J. When do wholly owned subsidiaries perform better than joint ventures？ [J]. Strategic management journal， 2013， 34： 317-337.

[33]魏楚， 沈滿洪. 能源效率及其影響因素： 基于DEA的實(shí)證分析[J]. 管理世界， 2007（8）： 66-76. [WEI Chu， SHEN Manhong. Energy efficiency and its influencing factors： empirical analysis based on DEA [J]. Management world， 2007（8）： 66-76.]

[34]張子龍， 薛冰， 陳興鵬， 等. 中國(guó)工業(yè)環(huán)境效率及其空間差異的收斂性[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（2）： 30-38. [ZHANG Zilong， XUE Bing， CHEN Xingpeng， et al. Convergence in spatial difference of industrial environmental efficiency in China [J]. China population， resources and environment， 2015， 25（2）： 30-38.]endprint

[35]WANG Y， SHEN N. Environmental regulation and environmental productivity： the case of China [J]. Renewable and sustainable energy reviews， 2016， 62： 758-766.

[36]REN S G， YUAN B L， MA X， et al. The impact of international trade on Chinas industrial carbon emissions since its entry into WTO [J]. Energy policy， 2014， 69： 624-634.

[37]盧方元， 靳丹丹. 我國(guó)R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2011（3）： 149-157. [LU Fangyuan， JIN Dandan. An empirical analysis on the effect of R&D input to economic growth： based on panel data [J]. China industrial economics， 2011（3）： 149-157.]

[38]BOND S. Dynamic panel data models： a guide to micro data methods and practice [J]. Portuguese economic journal， 2002， 1（2）： 141-162.

[39]邵帥， 李欣， 曹建華， 等. 中國(guó)霧霾污染治理的經(jīng)濟(jì)政策選擇——基于空間溢出效應(yīng)的視角[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2016（9）： 73-88. [SHAO Shuai， LI Xin， CAO Jianhua， et al. Chinas economic policy choices for governing smog pollution： based on spatial spillover effects[J]. Economic research journal， 2016（9）： 73-88.]

[40]DOMAZLICKY B R， WEBER W L. Does environmental protection lead to slower productivity growth in the chemical industry？ [J]. Environmental and resource economics， 2004， 28（3）： 301-324.

[41]王班班， 齊紹洲. 有偏技術(shù)進(jìn)步、要素替代與中國(guó)工業(yè)能源強(qiáng)度[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2014（2）： 115-127. [WANG Banban， QI Shaozhou. Biased technological progress， factor substitution and Chinas industrial energy intensity [J]. Economic research journal， 2014（2）： 115-127.]

[42]金培振， 張亞斌， 彭星. 技術(shù)進(jìn)步在二氧化碳減排中的雙刃效應(yīng)——基于中國(guó)工業(yè)35個(gè)行業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 科學(xué)學(xué)研究， 2014， 32（5）： 706-715. [JIN Peizhen， ZHANG Yabin， PENG Xing. The doubleedged effect of technological progress in carbon dioxide emissions reduction： empirical evidence from 35 subindustrial sectors in China [J]. Studies in science of science， 2014， 32（5）： 706-715.]endprint