空間溢出效應(yīng)視角下低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)

王為東 盧娜 張財經(jīng)

摘要中國應(yīng)對氣候變化的技術(shù)努力已有多年，有必要實證檢驗這一努力的成效，主要是中國低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)效果。本文基于2004—2015 年中國 30個省市的空間面板數(shù)據(jù)，首先采用ESDA方法對低碳技術(shù)進(jìn)行空間相關(guān)性分析，接著采用SDM模型實證分析低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)氣候變化的空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：①中國低碳技術(shù)供給與需求在空間分布上有一定偏差，代表技術(shù)供給的低碳技術(shù)創(chuàng)新活動呈現(xiàn)由東向西擴(kuò)散的特征，東部地區(qū)始終最為活躍，中、西部地區(qū)創(chuàng)新活力則梯次下降。而碳排放具有“西移”的特征，代表了低碳技術(shù)需求的變化方向。②中國低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)了氣候變化趨勢，表明多年努力取得了成效；而響應(yīng)的空間溢出效應(yīng)盡管是正向的，但尚不顯著，表明各區(qū)域的低碳技術(shù)創(chuàng)新活動仍處于各自為戰(zhàn)的階段。③環(huán)境規(guī)制與市場拉動是低碳技術(shù)創(chuàng)新的重要影響因素。其中，支持性環(huán)境規(guī)制政策與抑制性環(huán)境規(guī)制政策均能促進(jìn)本地低碳技術(shù)創(chuàng)新，但空間溢出效應(yīng)不顯著，表明各區(qū)域在環(huán)境政策上是“逐頂競爭”關(guān)系，但各自為政，示范效應(yīng)不足。市場拉動指標(biāo)經(jīng)濟(jì)增長與出口對本地低碳技術(shù)創(chuàng)新均具有較高水平且顯著的促進(jìn)作用，出口同時具有顯著的空間溢出效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)增長抑制鄰近地區(qū)低碳技術(shù)創(chuàng)新。據(jù)此，本文的政策含義包括：加強(qiáng)中國低碳技術(shù)應(yīng)對氣候變化的區(qū)域協(xié)同治理，推動創(chuàng)新要素合理流動；充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的示范效應(yīng)，改善政策組合；發(fā)揮市場的拉動作用，延伸并升級綠色產(chǎn)業(yè)鏈。

關(guān)鍵詞低碳技術(shù)創(chuàng)新；氣候變化；空間溢出效應(yīng)

中圖分類號F062.2文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2018）08-0022-09DOI：10.12062/cpre.20180307

低碳技術(shù)創(chuàng)新是應(yīng)對氣候變化的重要手段之一，也是同時解決經(jīng)濟(jì)與環(huán)境問題的“雙贏”方案[1]。新世紀(jì)以來，中國日益重視氣候變化的威脅，遏制氣候變暖的科技努力不斷得到加強(qiáng)。早在“十五”期間中國就啟動了區(qū)域性大氣環(huán)境質(zhì)量變化、環(huán)境污染形成機(jī)理與環(huán)境污染防治技術(shù)等重大科技項目，鼓勵集成技術(shù)創(chuàng)新。2006年第一次全國環(huán)保科技大會召開，明確了科技興環(huán)保戰(zhàn)略?！笆晃濉逼陂g制定了幾十項污染防治技術(shù)政策、環(huán)境保護(hù)工程技術(shù)規(guī)范與污染防治最佳可行技術(shù)指南，實現(xiàn)了環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)體系與管理體系建設(shè)的跨躍式發(fā)展?！笆濉睍r期國家重點布局清潔生產(chǎn)、戰(zhàn)略性新興環(huán)保產(chǎn)業(yè)等12個領(lǐng)域，資金投入達(dá)到220億元。在新的歷史性起點上，國家“十三五”規(guī)劃明確提出，到2020年單位產(chǎn)值CO2排放量要達(dá)到年均累計下降18%的目標(biāo)。為此，國家環(huán)境保護(hù)“十三五”科技發(fā)展規(guī)劃明確要求強(qiáng)化大氣環(huán)境監(jiān)測和大氣復(fù)合污染綜合防治關(guān)鍵技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)?？梢姡袊鴳?yīng)對氣候變化的科技投入巨大，并已歷時多年。因此，可以通過實證研究檢驗中國低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化響應(yīng)水平的高低。值得注意的是，應(yīng)對氣候變化的技術(shù)研究目前大多聚焦于低碳技術(shù)創(chuàng)新緩解氣候變化的作用機(jī)制[2]，而相反的方向即低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的反應(yīng)在這類研究中往往被忽略[3]。這一相反方向作用關(guān)系的研究對于評估低碳技術(shù)創(chuàng)新效果、明確未來方向與目標(biāo)顯然具有重要的意義。據(jù)此，本文將問題設(shè)定在較少得到關(guān)注的低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)問題上，采用中國30個省市數(shù)據(jù)（不包含西藏、港澳臺），從空間溢出效應(yīng)的視角，實證檢驗中國低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)效果。

1文獻(xiàn)綜述

1.1低碳技術(shù)創(chuàng)新屬性及主要影響因素

減少碳排放的緊迫性有力推動了低碳技術(shù)創(chuàng)新研究的開展[4]。首先是對低碳技術(shù)創(chuàng)新自身的特點、規(guī)律、體系制度等屬性方面的研究，結(jié)果表明低碳技術(shù)創(chuàng)新與其他創(chuàng)新相比具有更高的新穎性、不確定性與多樣性[5-6]；而且低碳技術(shù)創(chuàng)新在系統(tǒng)集成、技術(shù)轉(zhuǎn)讓以及制度體系方面也有其特有方式[7-9]。其次，如何促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新已經(jīng)積累了大量研究，影響低碳技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素包括如下幾個方面：①環(huán)境規(guī)制。環(huán)境規(guī)制指的是政府制定的環(huán)境行為規(guī)范與標(biāo)準(zhǔn)，是低碳技術(shù)創(chuàng)新研究中討論最多的因素。波特關(guān)于環(huán)境規(guī)制促進(jìn)創(chuàng)新的假設(shè)是該項研究的基礎(chǔ)，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制未必會增加企業(yè)成本，企業(yè)可以通過創(chuàng)新補(bǔ)償成本的損失[10-13]。②技術(shù)推動與市場拉動。由于實證結(jié)果對波特假說支持上存在一定分歧[14]，技術(shù)推動與市場拉動等因素被進(jìn)一步納入到波特研究框架，認(rèn)為研發(fā)投入與市場需求都是促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新的因素[15-17]。③公眾環(huán)保意識。隨著公眾對環(huán)境問題意義的認(rèn)識和敏感性的迅速提升，公眾環(huán)保意識已成為低碳技術(shù)創(chuàng)新研究的另一個重要對象[18-19]。與政府環(huán)境規(guī)制的壓力相對應(yīng)，公眾環(huán)保意識提升帶來的壓力也被認(rèn)為是促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新的重要因素[20-23]。

王為東等：空間溢出效應(yīng)視角下低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)中國人口·資源與環(huán)境2018年第8期1.2氣候變化影響因素的空間溢出效應(yīng)

地理空間范圍是上述各因素對低碳技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮作用的必要條件。傳統(tǒng)上，環(huán)境問題相關(guān)研究往往將研究對象所在區(qū)域預(yù)設(shè)為相互獨立的封閉系統(tǒng)，即相鄰區(qū)域之間沒有任何關(guān)聯(lián)，區(qū)域間的資源、物質(zhì)與信息也不存在任何交換和溢出效應(yīng)[24-27]。而空間計量專家Anselin[28]研究發(fā)現(xiàn)空間因素是環(huán)境問題的重要方面，從而放棄了傳統(tǒng)上將影響過程作為封閉系統(tǒng)，各因素僅影響本地的假說[29]。這就在研究環(huán)境問題的方法論上取得重要突破。近期氣候變化問題的研究開始考慮到各影響因素的空間溢出效應(yīng)[30-32]。實際上，不僅CO2及其他溫室氣體排放具有很強(qiáng)的空間流動性，而且人口、經(jīng)濟(jì)及技術(shù)等因素都有空間溢出效應(yīng)。其中，大量研究[33-37]明確指出，低碳技術(shù)創(chuàng)新也存在著時空差異性與空間外溢特征。當(dāng)然，與本文研究問題相反，氣候變化相關(guān)的空間溢出效應(yīng)的大量研究目前仍主要集中于各影響因素對氣候變化作用的方面。

1.3低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)氣候變化的空間溢出效應(yīng)

由前文可見，低碳技術(shù)創(chuàng)新屬性及緩解氣候變化問題已積累了大量研究[38]。盡管開展這項研究的目的就是要應(yīng)對碳排放所帶來的氣候變化問題，但是氣候變化對低碳技術(shù)創(chuàng)新直接作用關(guān)系的研究反而缺失。對此，Su和Moaniba[3]基于全球70個國家數(shù)據(jù)，對相反方向的作用關(guān)系進(jìn)行檢驗，初步實證支持了氣候變化直接促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新的新理論假設(shè)。據(jù)此，本文預(yù)期氣候變化促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新。在方法論假設(shè)上也將基于空間溢出效應(yīng)的角度，原因在于：作為氣候變化與溫室效應(yīng)的主要來源，二氧化碳本身就具有顯著的流動特性，本地碳排放不僅影響本區(qū)域，而且會影響到鄰近區(qū)域。因此，從空間溢出效應(yīng)視角進(jìn)行實證檢驗，能夠更為完整、準(zhǔn)確地描述低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)氣候變化的機(jī)制。

2空間計量模型的構(gòu)建與變量選擇

2.1空間計量模型設(shè)定

根據(jù)文獻(xiàn)綜述，低碳技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)研究主要圍繞波特關(guān)于環(huán)境規(guī)制促進(jìn)創(chuàng)新的著名假說展開[39]，研究線索包括政府的環(huán)境規(guī)制[11-15]、技術(shù)推動與市場拉動[17，40]、公眾環(huán)保意識[41-42]等因素對低碳技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。本文將借鑒已有研究，在檢驗低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)時，綜合考慮環(huán)境規(guī)制、技術(shù)推動與市場拉動及公眾意識等因素對低碳技術(shù)創(chuàng)新的影響。因此，設(shè)定的初始計量模型如式（1）所示。

ln Y02it=α0+α1ln carbonit+ξ ln X+εit（1）

式中，i代表各省市；t代表時間；Y02為被解釋變量，表示低碳創(chuàng)新技術(shù)申請數(shù)量；carbon代表碳排放量；X為一組控制變量，包含了可能對低碳創(chuàng)新技術(shù)產(chǎn)生影響的若干變量；ξ代表控制變量的彈性系數(shù)；ε為殘差項。

考慮到區(qū)域之間碳排放的流動性，普通的計量模型則可能存在偏差，本文將采用空間計量模型從空間視角驗證低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化的響應(yīng)。本文具體采用更具一般性的空間杜賓模型（SDM），它是空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）的一般形式，表達(dá)式如式（2）所示。

yit=c+ρ∑nj=1Wijyit+αXit+∑nj=1WijXitγ+μi+λt+εit（2）

式中，yit為因變量，Xit為自變量，α為自變量系數(shù)，c為常數(shù)項，ρ為因變量空間自回歸系數(shù)，γ為自變量空間滯后系數(shù)，μi和λt分別表示空間效應(yīng)和時間效應(yīng)，εit為殘差項，為空間權(quán)重矩陣，Wij為空間權(quán)重矩陣，表示各個空間要素之間的關(guān)聯(lián)性和相互影響程度，本文選擇空間鄰接矩陣，即地區(qū)相鄰為1，不相鄰為0。αXit表示本地區(qū)自變量對因變量的影響；WijXit表示本地區(qū)自變量對鄰近地區(qū)因變量的影響，即空間溢出效應(yīng)。

2.2指標(biāo)選取

2.2.1被解釋變量

低碳技術(shù)創(chuàng)新（Y02）以2013年美國和英國聯(lián)合頒布的CPC（合作專利分類法）中Y02分類申請專利數(shù)來衡量[3]，且采用中國人在國內(nèi)申請專利來衡量，不包括外國人在中國的申請專利。Y02專利包括緩解氣候變化的六類相關(guān)技術(shù)：Y02B，建筑業(yè)相關(guān)碳減排技術(shù)；Y02C，溫室氣體處理技術(shù)；Y02E，能源相關(guān)碳減排技術(shù)；Y02P，商品生產(chǎn)與處理相關(guān)碳減排技術(shù)；Y02T，交通相關(guān)碳減排技術(shù)；Y02W，污水、污染物處理相關(guān)碳減排技術(shù)。需要強(qiáng)調(diào)的是，專利不等于創(chuàng)新，尤其是沒有應(yīng)用的專利，但專利較好衡量了創(chuàng)新的技術(shù)方面[3]。

2.2.2核心解釋變量

氣候變化（carbon）本文采用基于能源消費的碳排放表征[43]。低碳技術(shù)創(chuàng)新主要針對的是溫室效應(yīng)所帶來的氣候變化問題，碳排放則是造成溫室效應(yīng)的主要來源。Su和Moaniba[3]首先使用碳排放衡量氣候變化，初步實證了氣候變化對低碳技術(shù)創(chuàng)新顯著作用關(guān)系。據(jù)此，本文預(yù)期低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化具有正向響應(yīng)，即隨著碳排放量的不斷增加，低碳技術(shù)創(chuàng)新活動將更加活躍。由于中國未公開公布?xì)v年的碳排放量，故碳排放的核算參考IPCC提供的核算方法，公式如式（3）。

carboni=12/44×[∑nEn，i×αn×βn]（3）

式中，i指不同省市；carboni指i省市碳排放，單位萬t；En，i指i省市第n種能源終端消費量（本文考慮的能源消耗類型包括：原煤、洗精煤、其它洗煤、型煤、焦炭、焦?fàn)t煤氣、其他煤氣、其他焦化產(chǎn)品、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、天然氣和其他石油，共17種），焦?fàn)t煤氣、其他煤氣、天然氣單位為108 m3，其余能源為萬t；αn指第n種能源折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)；βn指第n種能源CO2排放系數(shù)，單位萬t/萬tce。

2.2.3控制變量

考慮到低碳技術(shù)創(chuàng)新還可能受到其他變量的影響，本文在式（1）和式（2）中補(bǔ)充如下控制變量：①環(huán)境規(guī)制。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的衡量通?；谌龔U排放或污染治理支出[44-45]，近期研究者[46]認(rèn)為使用污染治理收費衡量環(huán)境規(guī)制在中國也非常有效。因此本文同時以作為投資的污染治理支出（er1）與作為收入的污染治理收費（er2）兩個因素衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。由于波特關(guān)于環(huán)境規(guī)制促進(jìn)低碳創(chuàng)新的假說得到大部分的實證研究支持[15]，本文遵從波特假說，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制不僅能夠約束碳排放，還能產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)，因此預(yù)期環(huán)境規(guī)制對低碳技術(shù)創(chuàng)新具有正向促進(jìn)作用。②經(jīng)濟(jì)增長與出口。研究者常常以經(jīng)濟(jì)增長（pgdp，主要是人均收入）與出口（exp）衡量內(nèi)、外部市場需求的拉動作用[16-17，42]。一方面，隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，公眾對環(huán)保、綠色產(chǎn)品需求增加，另一方面國外對本國出口產(chǎn)品低碳化需求加強(qiáng)，均能促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新活動的加強(qiáng)。故本文預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長與出口對低碳技術(shù)創(chuàng)新均具有促進(jìn)作用。③公眾環(huán)保意識（pa）。本文以各省市環(huán)境信訪來信封數(shù)衡量公眾環(huán)保意識，以更直接體現(xiàn)公眾環(huán)保意識，并反映其短期內(nèi)的變化。公眾環(huán)保意識加強(qiáng)對政府、企業(yè)形成的壓力，會間接或直接地促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新活動[20-23]。故本文預(yù)期該指標(biāo)對低碳技術(shù)創(chuàng)新具有正向作用。

2.3數(shù)據(jù)來源與處理

本文以2004—2015年為研究區(qū)間，中國30個省市為研究對象（因港澳臺及西藏數(shù)據(jù)缺失，不予以考慮）。各省市Y02專利數(shù)據(jù)來自Incopat專利數(shù)據(jù)庫；三廢污染物排放及治理費用、污染物排放收費、人均GDP、出口等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；能源消費、折標(biāo)煤系數(shù)及碳排放系數(shù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》；環(huán)境信訪來信封數(shù)來源于《中國環(huán)境年鑒》等。為了統(tǒng)一貨幣單位，采用人民幣兌美元年均價匯率將以美元為單位的出口額換算成人民幣。為了消除價格波動影響，以2004年為基期，對經(jīng)濟(jì)變量做了不變價處理。為了消除異方差影響，本文對所有變量均做了對數(shù)化處理。

3實證研究

3.1空間相關(guān)性分析

為驗證低碳技術(shù)創(chuàng)新與碳排放的空間相關(guān)性，本文分別采用ESDA中的全局和局部空間自相關(guān)指數(shù)進(jìn)行檢驗。全局空間自相關(guān)反映了變量在全部樣本區(qū)域的空間依賴程度，檢驗結(jié)果如表1所示?？梢钥闯觯卩徑訖?quán)重矩陣下，低碳技術(shù)創(chuàng)新和碳排放指標(biāo)的全局Morans I指數(shù)均為正，絕大多數(shù)通過5%顯著性水平檢驗，說明這兩項指

表12004—2015年中國各省市低碳技術(shù)創(chuàng)新及碳排放

全局Morans I表

Tab.1Global Morans I of low carbon innovation and

carbon emissions in China from 2004 to 2015年份低碳技術(shù)創(chuàng)新碳排放Morans IZ值p值Morans IZ值p值20040.2272.1790.0150.1051.1720.12120050.1631.6630.0480.1851.8840.03020060.1801.7870.0370.1441.5390.06220070.2282.2310.0130.1701.7280.04220080.2442.3200.0100.0790.9520.17120090.2522.3740.0090.1601.6490.05020100.2832.6300.0040.1681.7250.04220110.2872.6920.0040.1401.6970.04520120.2842.6450.0040.1161.2890.09920130.2332.2300.0130.1041.1930.11620140.2192.1240.0170.1141.2820.10020150.3002.7890.0030.1231.3640.086標(biāo)均存在空間正相關(guān)性。

局部空間自相關(guān)采用Morans I散點圖來驗證各省市低碳技術(shù)創(chuàng)新及碳排放與其鄰近地區(qū)之間的關(guān)系，本文分別選取2004年和2015年為代表年份（限于篇幅，文中未報告2004—2015年歷年的局部Morans I散點圖），結(jié)果如圖1所示?？梢钥闯?，低碳技術(shù)創(chuàng)新與碳排放局部空間集聚特征明顯，趨勢線均分布于一三象限。就動態(tài)演變趨勢來看，2004—2015年間，低碳技術(shù)創(chuàng)新集聚區(qū)主要是華東、華中及華北地區(qū)，其中福建、安徽、湖南、湖北在2007年加入高創(chuàng)新“俱樂部”，2013年重慶加入高創(chuàng)新“俱樂部”，顯示出高創(chuàng)新集聚區(qū)具有以東部地區(qū)為重心，沿中國長江流域由東向西持續(xù)擴(kuò)散的特征。就低碳技術(shù)創(chuàng)新空間正相關(guān)類型區(qū)中省市的數(shù)量而言，2004年、2008年、2012年和2015年分別為21、19、20、21個，無顯著差異，反映出低碳技術(shù)創(chuàng)新具有區(qū)域集聚的特點，即局部Morans I散點圖進(jìn)一步驗證了低碳技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的空間自相關(guān)性。相對而言，2004年，我國碳排放集聚區(qū)（H-H）雖然也集中于華東、華中及華北地區(qū)，但2007年江西退出了高排放“俱樂部”，上海市、河北、山西、北京也陸續(xù)退出高排放“俱樂部”，而西部地區(qū)的重慶卻在2013年加入，表明與低碳技術(shù)創(chuàng)新活動在地理空間上以東部為重心、向西持續(xù)擴(kuò)散的特點不同，我國高碳排放集聚區(qū)呈現(xiàn)的是逐步“西移”的特征。

3.2空間模型檢驗結(jié)果

前文空間相關(guān)性檢驗證實各省市低碳技術(shù)創(chuàng)新、碳排放存在空間集聚特征，故應(yīng)選擇空間計量模型采用極大似然法進(jìn)行統(tǒng)計檢驗。模型選擇過程如下：首先，普通面板數(shù)據(jù)模型（OLS）回歸殘差的空間自相關(guān)性檢驗結(jié)果顯示，LMlag、RobustLM lag和LM error、RobustLM error的p統(tǒng)計值均在1%顯著性水平下顯著，說明構(gòu)建空間計量模型比較合理；接著對SDM模型進(jìn)行LR檢驗，結(jié)果顯示均在1%顯著性水平拒絕原假設(shè)，即SDM模型不可退化為SLM或SEM模型；最后Hausman檢驗結(jié)果顯示通過1%顯著性水平檢驗，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。進(jìn)一步綜合分析空間固定、時間固定和時空固定各模型的調(diào)整R2、自然對數(shù)似然函數(shù)值LogL，以及自變量估計系數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，發(fā)圖1低碳技術(shù)創(chuàng)新與碳排放局部Morans I散點圖

Fig.1Local morans I scatterplot of low carbon innovation and carbon emissions現(xiàn)時空固定效應(yīng)下的SDM模型更為合理，因此選擇該模型的檢驗結(jié)果進(jìn)行分析。各個模型檢驗結(jié)果如表2所示。

研究結(jié)果顯示：①碳排放（carbon）。碳排放正向影響低碳技術(shù)創(chuàng)新，即碳排放水平越高，則低碳技術(shù)創(chuàng)新活動越活躍，而且作用關(guān)系通過5%水平的顯著性檢驗，支持了本文提出的低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)氣候變化的預(yù)期。這一基于中國背景的研究結(jié)果也印證了Su和Moaniba[3]首倡的氣候變化對低碳技術(shù)創(chuàng)新具有正向作用的研究假設(shè)。這一結(jié)果表明，中國的創(chuàng)造者已經(jīng)行動起來，積極應(yīng)對氣候變化帶來的環(huán)境挑戰(zhàn)。②環(huán)境規(guī)制（er1與er2）。污染治理支出與污染治理收費對低碳技術(shù)創(chuàng)新都具有顯著的正向影響，支持了本文關(guān)于環(huán)境規(guī)制促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新的預(yù)測。且兩者作用程度不相上下，與其他研究者[44]的結(jié)論一致。表明在中國，作為抑制性環(huán)境規(guī)制的污染治理收費對低碳技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用不亞于甚至?xí)^作為支持性環(huán)境規(guī)制的污染治理支出。不同于污染治理投入作為低碳技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動力因素，污染治理收費增加企業(yè)成本，構(gòu)成了低碳技術(shù)創(chuàng)新的壓力因素。③經(jīng)濟(jì)增長（pgdp）與出口（exp）。人均GDP與出口對低碳技術(shù)創(chuàng)新的正向作用突出，且分別通過了5%與1%的顯著性水平檢驗，支持了市場拉動對低碳技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用假說，并印證了

表2SDM空間計量結(jié)果

Tab.2Estimation results of spatial Dublin panel model變量固定效應(yīng)（FE）時空固定空間固定時間固定隨機(jī)效應(yīng)

（RE）碳排放（carbon）0.104 9**0.102 5*0.459 1***0.145 4***環(huán)境規(guī)制（er1）0.057 0**0.037 60.011 40.031 9環(huán)境規(guī)制（er2）0.078 1*0.075 0*-0.240 0***0.107 6**經(jīng)濟(jì)增長（pgdp）0.510 9**1.115 5***-0.382 6***0.873 4***出口（exp）0.314 3***0.220 0***0.724 8***0.321 4***公眾環(huán)保意識

（pa）-0.002 70.003 20.017 40.003 8常數(shù)（c）----3.329 3**rho0.054 2***0.068 6***0.269 8*** 0.076 5***loglikelihood13.761 6-57.182 6-275.364 2-137.683 3Rsq0.763 50.757 20.717 60.788 4LM lag149.532***RobustLM lag107.761***LM error74.754***RobustLM error32.983***LRlag20.340***LRerror19.800***Hausman14.550***注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；括號中數(shù)據(jù)為z值。

中國市場具有拉動作用的前期研究[43]。這一結(jié)果表明，一方面隨著中國進(jìn)入中等收入國家行列，人們的生活需求發(fā)生了變化，不再只是滿足于溫飽的基本消費，而是對產(chǎn)品的質(zhì)量、綠色與安全提出了更高的要求，并且考慮到國內(nèi)市場規(guī)模巨大，人均收入的大幅提升帶來的國內(nèi)需求變化日益成為中國低碳技術(shù)創(chuàng)新的重要動力源。另一方面，中國作為世界“制造工廠”，國際市場對中國產(chǎn)品的需求層次更高，并且有更加嚴(yán)苛的檢測標(biāo)準(zhǔn)，因而出口成為中國低碳技術(shù)創(chuàng)新的另一個重要動力源。④公眾環(huán)保意識（pa）。公眾環(huán)保意識對低碳技術(shù)創(chuàng)新具有不顯著的抑制作用，與預(yù)期相反?？赡茉蛟谟?，中國民眾對周遭環(huán)境問題意見的表達(dá)常常訴諸于政府這一間接渠道，對企業(yè)的低碳技術(shù)創(chuàng)新活動難以形成直接的現(xiàn)實壓力。

由于SDM模型中存在自變量的空間滯后項，因此前文的估計系數(shù)并不能直接反映自變量對因變量的邊際效應(yīng)，而僅僅在作用方向和顯著性水平上是有效的。研究者[47]進(jìn)而指出，自變量的影響可分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)是本地區(qū)自變量對本地區(qū)因變量的影響，間接效應(yīng)則是本地區(qū)自變量對鄰近地區(qū)因變量的影響，即空間溢出效應(yīng)。前面回歸系數(shù)與直接效應(yīng)存在差異的原因是直接效應(yīng)同時考慮了反饋效應(yīng)。反饋效應(yīng)是空間滯后因變量和空間滯后自變量交互作用形成的綜合效應(yīng)，由于其數(shù)值較小，往往忽略不計。分解結(jié)果如表3所示。

效應(yīng)分解結(jié)果顯示：①碳排放（carbon）。碳排放對本地區(qū)低碳技術(shù)創(chuàng)新影響更大，直接效應(yīng)是0.107，通過5%水平的顯著性檢驗；而空間溢出效應(yīng)雖然也為正，但不具有顯著性。表明碳排放對低碳技術(shù)創(chuàng)新活動的影響目前主要限于本地區(qū)，對其他地區(qū)的低碳技術(shù)創(chuàng)新活動的空間溢出效應(yīng)還不足。造成這一結(jié)果的原因可能是區(qū)域間氣候變化應(yīng)對的協(xié)同治理不夠，仍處于各自為戰(zhàn)的階段。②環(huán)境規(guī)制（er1與er2）。兩類環(huán)境規(guī)制即污染治理支出與污染治理收費的直接效應(yīng)都為正值，分別是0.056與0.083，且均通過5%顯著性水平檢驗。支持性環(huán)境規(guī)制政

表3SDM模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

Tab.3Direct effect and indirect effect of spatial

Dublin Panel Model變量直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)carbon0.107 0**0.029 30.136 3er10.056 0**0.023 50.079 5er20.083 2**0.074 30.157 5*pgdp0.494 4**-1.723 7***-1.229 3***exp0.318 4***0.268 7***0.587 2***pa-0.002 7-0.010 0-0.012 7注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

策（er1）與抑制性環(huán)境規(guī)制政策（er2）都有正向的間接效應(yīng)，盡管尚不顯著。表明環(huán)境規(guī)制對低碳技術(shù)創(chuàng)新的影響也主要限于本地，形成了本地低碳技術(shù)創(chuàng)新的動力與壓力。原因可能在于地方政府之間的低碳技術(shù)創(chuàng)新活動目前主要是“逐頂競爭” （race to the top）關(guān)系，大多各自為政。而鄰近地區(qū)支持性與抑制性政策對本地區(qū)有“示范效應(yīng)”，其經(jīng)驗教訓(xùn)得到了一定的借鑒，但尚不顯著。③經(jīng)濟(jì)增長（pgdp）。人均收入增長對本地區(qū)低碳技術(shù)創(chuàng)新活動的直接效應(yīng)為正，且通過了5%的顯著性水平檢驗，但對其他地區(qū)的空間溢出效應(yīng)為負(fù)，且在1%水平上顯著。原因可能與前述經(jīng)濟(jì)的集聚與極化效應(yīng)有關(guān)。一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)越是發(fā)達(dá)，市場需求的層次就越高，要素報酬也越高，高質(zhì)量創(chuàng)新要素集聚會更加顯著，本地低碳技術(shù)創(chuàng)新活動也就更活躍。與之相關(guān)，鄰近地區(qū)就面臨著創(chuàng)新要素流失、創(chuàng)新活力喪失的壓力。即經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡易于導(dǎo)致低碳技術(shù)創(chuàng)新活動在地理空間上的分化。這一點也得到前文低碳技術(shù)創(chuàng)新活動空間分布特征的印證。④出口（exp）。與經(jīng)濟(jì)增長的作用不同，出口不僅對本地低碳技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向作用，對其他地區(qū)的低碳技術(shù)創(chuàng)新也有顯著的正向作用，總效應(yīng)達(dá)到了0.587，并且通過了1%的顯著性水平檢驗。原因可能在于中國出口以海外需求為主，以更低成本與更高能力滿足國際市場需求是主要考量，而市場的地理鄰近性在出口企業(yè)及供應(yīng)商選址中的作用并不大。換言之，出口對低碳技術(shù)創(chuàng)新活動的作用不限于本地，而是跨地域整合供應(yīng)鏈與創(chuàng)新活動。⑤公眾環(huán)保意識（pa）。公眾環(huán)保意識的直接與間接效應(yīng)都為不顯著的負(fù)值。其原因與前述SDM結(jié)果相關(guān)，中國民眾意愿表達(dá)渠道狹窄與自發(fā)組織不足導(dǎo)致公眾環(huán)保意識對本地低碳技術(shù)創(chuàng)新活動都難以形成顯著影響，對其他地區(qū)的影響必然更加微弱。

4研究結(jié)論與政策啟示

低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)氣候變化的效果研究是檢驗多年來中國節(jié)能減排努力的重要方面。本文以中國各省市Y02專利申請數(shù)量衡量低碳技術(shù)創(chuàng)新，首先分析低碳技術(shù)創(chuàng)新空間格局變化規(guī)律，接著選擇SDM模型實證考察了影響因素，并進(jìn)行直接與間接效應(yīng)的分解。研究結(jié)論如下。

4.1中國低碳技術(shù)供給與需求在空間分布上存在一定偏差空間相關(guān)性研究發(fā)現(xiàn)，不同于近年來碳排放所具有的“西移”特點，中國低碳技術(shù)創(chuàng)新始終以東部沿海地區(qū)為重心，沿長江流域持續(xù)向中西部擴(kuò)散?？梢?，衡量低碳技術(shù)需求的碳排放量與衡量低碳技術(shù)供給的低碳技術(shù)創(chuàng)新在區(qū)域分布上存在一定的偏差。結(jié)果同時表明，隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)活動的區(qū)域不平衡現(xiàn)象并未減弱，低碳技術(shù)創(chuàng)新的梯次特征明顯。東部地區(qū)逐步進(jìn)入后工業(yè)化階段，創(chuàng)新要素更為集聚，低碳技術(shù)創(chuàng)新活動更為活躍，而碳排放則有減少的趨勢。而中西部地區(qū)正處于工業(yè)化中后期階段，未來可能成為高排放區(qū)，但創(chuàng)新要素的集聚水平相對不足。

4.2中國低碳技術(shù)創(chuàng)新積極響應(yīng)氣候變化

研究結(jié)果顯示，中國低碳技術(shù)創(chuàng)新對氣候變化響應(yīng)是正向的，作用系數(shù)為0.107，即氣候越是變暖，則低碳技術(shù)創(chuàng)新活動越活躍。這一結(jié)果表明，氣候變化挑戰(zhàn)的緊迫性成功激發(fā)了中國的創(chuàng)造熱情，低碳技術(shù)創(chuàng)新已經(jīng)成為近年來中國經(jīng)濟(jì)活動的重要領(lǐng)域。多年以來中國遏制氣候變暖的科技努力起到了正面效果，低碳技術(shù)創(chuàng)新活動成為了中國創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新活動的重要組成部分。與此同時，研究顯示，中國30個省市低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)氣候變化的空間溢出效應(yīng)雖然為正，但尚不顯著。表明各地應(yīng)對氣候變化技術(shù)努力還處于各自為戰(zhàn)的階段，跨區(qū)域的協(xié)同治理仍然不足。

4.3環(huán)境規(guī)制與市場拉動是低碳技術(shù)創(chuàng)新響應(yīng)機(jī)制的重要影響因素研究發(fā)現(xiàn)，政府規(guī)制的兩個方面即污染治理投入與收費同樣對本地低碳技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向影響，對其他地區(qū)具有較低水平的空間溢出效應(yīng)。與此同時，研究還發(fā)現(xiàn)，市場拉動的兩個方面即經(jīng)濟(jì)增長與出口對本地以及鄰近地區(qū)的低碳技術(shù)創(chuàng)新都有更高水平的促進(jìn)作用，是低碳技術(shù)創(chuàng)新活動最重要的影響因素，盡管經(jīng)濟(jì)增長對其他地區(qū)低碳技術(shù)創(chuàng)新起的是抑制作用。經(jīng)濟(jì)增長這一作用的原因在于國內(nèi)市場的地理鄰近性相對于國際市場更加重要，且要素流動障礙更少。因此，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長引起的需求上升以及要素回報增加致使創(chuàng)新要素在本地集聚，而抑制其他地區(qū)的創(chuàng)新活力，造成低碳技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域不平衡現(xiàn)象?？梢?，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對創(chuàng)新要素流動的作用很有可能是上述中國低碳技術(shù)創(chuàng)新空間布局特征的重要原因。

基于以上研究結(jié)論，本文的政策啟示包括：①加強(qiáng)中國低碳技術(shù)應(yīng)對氣候變化的區(qū)域協(xié)同治理。研究顯示，低碳技術(shù)對氣候變化響應(yīng)的空間溢出效應(yīng)不顯著，而且在空間分布上低碳技術(shù)供需存在一定偏差。這就要求加強(qiáng)低碳技術(shù)區(qū)域協(xié)同治理，避免各自為戰(zhàn)。尤其是針對東西部低碳技術(shù)供需不協(xié)調(diào)問題，東部地區(qū)應(yīng)充分利用創(chuàng)新資源，進(jìn)一步升級低碳技術(shù)創(chuàng)新的層次，并促進(jìn)相關(guān)技術(shù)、人才、資金、企業(yè)向中西部的合理擴(kuò)張與流動。中西部地區(qū)則應(yīng)充分利用環(huán)境改善的巨大市場優(yōu)勢，積極承接?xùn)|部的創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)移。②充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制政策的示范效應(yīng)。目前環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)仍然較小，支持性環(huán)境規(guī)制政策與抑制性環(huán)境規(guī)制政策作用不相上下。一是要求將區(qū)域政策目前的“逐頂競爭”模式與深化合作相融合，努力改變各自為政的狀態(tài)，更加充分地借鑒鄰近區(qū)域的政策經(jīng)驗教訓(xùn)，充分發(fā)揮示范效應(yīng)。二是要求各省市地方政府深化環(huán)境政策研究，充分發(fā)揮兩類政策的激勵與約束作用，形成政策的“組合拳”，從而形成促進(jìn)低碳技術(shù)創(chuàng)新高效的規(guī)制動力與壓力。③有重點地發(fā)揮國內(nèi)、國際兩個市場對低碳技術(shù)創(chuàng)新的拉動作用。低碳技術(shù)創(chuàng)新活動的區(qū)域不平衡與收入水平差距高度相關(guān)。要繼續(xù)發(fā)揮中國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)頭羊的作用，支持以消費升級帶動低碳技術(shù)創(chuàng)新活動更趨活躍。要不遺余力地支持中國中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，培育低碳技術(shù)創(chuàng)新的應(yīng)用市場。與此同時，積極探索東、中、西部綠色產(chǎn)業(yè)的對口支援與布局工作，延伸綠色產(chǎn)業(yè)鏈條，縮小區(qū)域差距。堅持與擴(kuò)大中國對外開放力度，以國際高層次市場需求拉動中國綠色產(chǎn)業(yè)價值鏈的整體升級，培育中國在這一創(chuàng)造新領(lǐng)域的國際競爭力。

（編輯：李琪）

參考文獻(xiàn)（References）

[1]喬爾·克茲曼.低碳技術(shù)創(chuàng)新和美國經(jīng)濟(jì)霸權(quán)2.0[M].周亦奇，譯.大連：東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2015.[KURTZMAN J. Unleashing the second American century： four forces for economic dominance[M]. Translated by ZHOU Yiqi. Dalian： Dongbei University of Finance & Economics Press， 2015.]

[2]PORTER M E， VAN DER LINDE C. Toward a new conception of the environment competitiveness relationship[J]. Journal of economic perspectives，1995， 9（4）： 97-118.

[3]SU H N， MOANIBA I M. Does innovation respond to climate change？ empirical evidence from patents and greenhouse gas emissions[J]. Technological forecasting & social change， 2017， 122（5）： 49-62.

[4]斯特恩.尚待何時？應(yīng)對氣候變化的邏輯、緊迫性和前景[M].齊曄，譯.大連：東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2016.[STERN N. Why are we waiting？ the logic， urgency， and promise of tackling climate change[M]. Translated by QI Ye. Dalian： Dongbei University of Finance & Economics Press， 2016.]

[5]DE MARCHI V. Environmental innovation and R&D; cooperation： empirical evidence from Spanish manufacturing firms[J]. Research policy， 2012， 41（3）：614-623.

[6]DE MARCHI V， GRANDINETTI R. Knowledge strategies for environmental innovations： the case of Italian manufacturing firms[J]. Journal of knowledge management， 2013， 17（4）：569-582.

[7]周馮琦. 應(yīng)對氣候變化的技術(shù)轉(zhuǎn)讓機(jī)制研究[J].社會科學(xué)，2009（6）：33-38.[ZHOU Fengqi. On technology transference mechanism coping with climate change[J]. Journal of social sciences， 2009（6）： 33-38.]

[8]潘韜，劉玉潔，張九天，等.適應(yīng)氣候變化技術(shù)體系的集成創(chuàng)新機(jī)制[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2012，22（11）：1-5.[PAN Tao， LIU Yujie， ZHANG Jiutian， et al. Integrated innovation mechanism of technology system for adaptation to climate change[J]. China population， resources and environment， 2012，22（11）： 1-5.]

[9]樊步青， 王莉靜. 我國制造業(yè)低碳技術(shù)創(chuàng)新系統(tǒng)及其危機(jī)誘因與形成機(jī)理分析[J]. 中國軟科學(xué)， 2016（12）：51-60. [FAN Buqing， WANG Lijing. Crisis precipitating factors and crisis formation mechanism of the manufacturing innovation system in China[J]. China soft science， 2016（12）：51-60.]

[10]王國印，王動. 波特假說、環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[J].中國軟科學(xué)，2011（1）： 100-112. [WANG Guoyin， WANG Dong. Porter Hypothesis， environmental regulation and enterprises technological innovation[J]. China soft science， 2011（1）：100-112.]

[11]董穎，石磊.“波特假說”——生態(tài)創(chuàng)新與環(huán)境管制的關(guān)系研究述評[J].生態(tài)學(xué)報， 2013，33（3）： 809-824.[DONG Ying， SHI Lei. The Porter Hypothesis： a literature review on the relationship between ecoinnovation and environmental regulation[J]. Acta ecologica sinica， 2013， 33（3）： 809-824.]

[12]張峰，宋曉娜，薛惠鋒，等.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水強(qiáng)度的脫鉤關(guān)系與動態(tài)響應(yīng)[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，27（11）：193-201.[ZHANG Feng， SONG Xiaona， XUE Huifeng， et al. Decoupling relationship and dynamic response between industrial water intensity， environmental regulation and technological progress[J]. China population， resources and environment， 2017， 27（11）：193-201.]

[13]原毅軍， 謝榮輝. 環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率增長[J]. 中國軟科學(xué)， 2016（7）：144-154. [YUAN Yijun， XIE Ronghui. Environmental regulation and the ‘Green productivity growth of Chinas industry[J]. China soft science， 2016（7）：144-154.]

[14]LEE KH， MIN B. Green R&D; for ecoinnovation and its impact on carbon emissions and firm performance[J]. Journal of cleaner production，2015，108 （6）：534-542.

[15]HUANG X X， HU Z P， LIU C S， et al. The relationships between regulatory and customer pressure， green organizational responses， and green innovation performance[J]. Journal of cleaner production， 2016，112（1）：3423-3433.

[16]HORCH J， RAMMER C， RENNINGS K. Determinants of ecoinnovations by type of environmental impactthe role of regulatory push/pull， technology push and market pull[J]. Ecological economics， 2012， 78 （6）：112-122.

[17]COSTANTINI V， CRESPI F， MARTINI C， et al. Demandpull and technologypush public support for ecoinnovation： the case of the biofuels sector [J]. Research policy， 2015，44（3）：577-595.

[18]LK DICLE， KSE C. The impact of organizational learning on corporate sustainability and strategy formulation with the moderating effect of industry type[J]. Social and behavioral sciences， 2014， 150（12）：958-967.

[19]PARGALAND S， WHEELER D. Informal regulation of industrial pollution in developing countries [J]. Journal of political economy， 1996， 104（4）：1314-1327.

[20]YU W， RAMANATHAN R， NATH P. Environmental pressures and performance： an analysis of the roles of environmental innovation strategy and marketing capability[J]. Technological forecasting & social change， 2017，117（1）：160-169.

[21]SHARMA S， RUEDAMANZANARES A. The contingent influence of organizational capabilities on proactive environmental strategy in the service sector： an analysis of North American and European ski resorts[J]. Canadian journal of administrative sciences，2007， 24 （4）： 268-283.

[22]GHISETTI C， MARZUCCHI A， MONTRESOR S. The open ecoinnovation mode：an empirical investigation of eleven European countries[J]. Research policy， 2015， 44（5）：1080-1093.

[23]CUNICO E， CIRANI C B S， LOPES E L， et al. Ecoinnovation and technological cooperation in cassava processing companies： structural equation modeling[J]. Revista de administrao， 2016， 52（1）：36-46.

[24]何小鋼，張耀輝.中國工業(yè)碳排放影響因素與CKC重組效應(yīng)——基于STIRPAT模型的分行業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（1）：26-35.[HE Xiaogang， ZHANG Yaohui. Influence factors and environmental Kuznets Curve relink effect of Chinese industrys carbon dioxide emission：empirical research based on STIRPAT Model with industrial dynamic panel data[J]. China industrial economics， 2012（1）：26-35.]

[25]ZHANG C G， LIN Y. Panel estimation for urbanization， energy consumption and CO2 emissions： a regional analysis in China [J]. Energy policy， 2012， 49（1）：488-498.

[26]GENG Y， ZHAO H Y， LIU Z， et al. Exploring driving factors of energyrelated CO2 emissions in Chinese provinces： a case of Liaoning[J].Energy policy， 2013， 60（6）：820-826.

[27]謝銳，王振國，張彬彬.中國碳排放增長驅(qū)動因素及其關(guān)鍵路徑研究[J].中國管理科學(xué)， 2017，25（10）：119-129.[XIE Rui， WANG Zhenguo， ZHANG Binbin. Study on driving factors and critical supply chain paths of CO2 emissions in China[J]. Chinese journal of management science. 2017， 25 （10）： 119-129.]

[28]ANSELIN L. Spatial effects in econometric practice in environmental and resource economics[J]. American journal of agricultural economics， 2001，83（3）：705-710.

[29]林伯強(qiáng)，黃光曉. 梯度發(fā)展模式下中國區(qū)域碳排放的演化趨勢[J].金融研究， 2011（12）：35-46. [LIN Boqiang， HUANG Guangxiao. The evolution trend of carbon emission in China under the gradient development mode[J]. Journal of financial research， 2011（12）：35-46.]

[30]馬志云， 劉云.應(yīng)對氣候變化關(guān)鍵技術(shù)創(chuàng)新差異的時空格局[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2017，27（9）：102-111.[MA Zhiyun， LIU Yun. Spatiotemporal patterns of key climate technology innovation differences[J].China population， resources and environment[J]， 2017， 27（9）： 102-111.]

[31]馬大來， 武文麗， 董子銘.中國工業(yè)碳排放績效及其影響因素——基于空間面板數(shù)據(jù)模型的實證研究[J].中國經(jīng)濟(jì)問題， 2017（1）： 121-135. [MA Dalai， WU Wenli， DONG Ziming. Industrial carbon emission performance and its influencing factors in China：based on an empirical study of spatial panel data model[J]. China economic studies，2017（1）：121-135.]

[32]MENG L， HUSNG B. Shaping the relationship between economic development and carbon dioxide emissions at the local level： evidence from spatial econometric models[J]. Environmental & resource economics， 2017（1-2）：1-30.

[33]CHENG Y Q， WANG Z Y， YE X Y， et al. Spatiotemporal dynamics of carbon intensity from energy consumption in China[J]. Journal of geographical science， 2014， 24（4）： 631-650.

[34]肖剛，杜德斌， 戴其文. 中國區(qū)域創(chuàng)新差異的時空格局演變[J].科研管理，2016（5）： 42-50.[XIAO Gang， DU Debin， DAI Qiwen. Chinese regional innovation differences in temporal and spatial evolution[J]. Science research management， 2016（5）：42-50.]

[35]王雅楠，趙濤.基于GWR模型中國碳排放空間差異研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26（2）：27-34. [WANG Yanan， ZHAO Tao. A study on spatial differences of Chinese carbon dioxide emission based on GWR Model [J].China population， resources and environment， 2016， 26（2）：27-34.]

[36]李建豹，黃賢金，吳常艷，等.中國省域碳排放影響因素的空間異質(zhì)性分析[J].經(jīng)濟(jì)地理， 2015， 35（11）：21-28. [LI Jianbao， HUANG Xianjin， WU Changyan， et al. Spatial heterogeneity analysis of the influence factors of carbon emission in Chinese provinces [J]. Geographical research， 2015， 35（11）：21-28.]

[37]付幗， 盧小麗， 武春友. 中國省域綠色創(chuàng)新空間格局演化研究[J]. 中國軟科學(xué)， 2016（7）：89-99. [FU Guo，LU Xiaoli，WU Chunyou. Research on spatial pattern evolution of provincial green innovation in China[J]. China soft science， 2016（7）：89-99.]

[38]FERNANDO J， Díaz L， MONTALVO C， et al. A comprehensive review of the evolving and cumulative nature of ecoinnovation in the chemical industry[J]. Journal of cleaner production， 2015， 102（9）：30-43.

[39]PORTER M E. Americas green strategy[J]. Scientific American，1991，264（4）：168.

[40]HURLEY J， BUCKLEY N J， CUFF K， et al. Determinants of ecoinnovations by type of environmental impact： the role of regulatory push/pull， technology push and market pull[J]. ZEW discussion papers， 2011，78（32）：112-122.

[41]彭雪蓉.利益相關(guān)者環(huán)保導(dǎo)向、生態(tài)創(chuàng)新與企業(yè)績效[D].杭州：浙江大學(xué)，2014. [PENG Xuerong. Stakeholders environmental orientation， ecoinnovation and firm performance [D]. Hangzhou： Zhejiang University，2014.]

[42]CHEN J， CHENG J， DAI S. Regional ecoinnovation in China： an analysis of ecoinnovation levels and influencing factors[J]. Journal of cleaner production， 2017， 153（5）：1-14.

[43]BIAN Y， HE P， XU H. Estimation of potential energy saving and carbon dioxide emission reduction in China based on an extended nonradial DEA approach[J]. Energy policy， 2013， 63（4）：962-971.

[44]ZHAO X， SUN B. The influence of Chinese environmental regulation on corporation innovation and competitiveness[J]. Journal of cleaner production， 2016，112 （4）：1528-1536.

[45]李小平，李小克. 中國工業(yè)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的行業(yè)差異及收斂性研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2017，27（10）：1-9.[LI Xiaoping， LI Xiaoke. Study on the differences and convergence of industry environment regulation intensity in China[J]. China population， resources and environment，2017，27（10）：1-9.]

[46]GUO L L， QU Y， TSENG M L. The interaction effects of environmental regulation and technological innovation on regional green growth performance[J]. Journal of cleaner production， 2017，162（1）：894-902.

[47]LESAGE J P， PACE R K. Introduction to spatial econometrics[M]. Boca Raton： CRC Press， 2009.