基于專利統(tǒng)計的綠色技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制關(guān)系研究
——以安徽省為例

牟紅亮,吳灼亮

安徽財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，安徽蚌埠,233030

1 相關(guān)研究與提出問題

近年來，霧霾天氣、多變氣候頻繁出現(xiàn)，傳統(tǒng)經(jīng)濟快速增長背后的巨大環(huán)境代價日益凸顯。自十八大提出“五位一體”總體要求以來，生態(tài)文明建設(shè)被提到了重要地位，環(huán)境規(guī)制作為生態(tài)文明健康持續(xù)建設(shè)的有力保障，已經(jīng)上升為國家層面的法律規(guī)范[1]。這種背景下我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級提上了日程。中部地區(qū)是我國的重工業(yè)核心地區(qū)，發(fā)展方式多為粗放式，決定了中部地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級對于全國經(jīng)濟成功轉(zhuǎn)型升級的重要性。當(dāng)前，我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，中部地區(qū)要想較快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，只能尋求技術(shù)創(chuàng)新，而綠色技術(shù)創(chuàng)新是成為實現(xiàn)資源環(huán)境保護與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的“雙贏”目標(biāo)，這使得環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究有了現(xiàn)實意義和理論價值。從國外來看，美國、歐盟和日本等國家都致力于通過綠色技術(shù)創(chuàng)新來持續(xù)保持和獲取國家核心競爭優(yōu)勢[2]，其中，自2010年10月開始，并于2013年1月正式投入使用的美歐聯(lián)合開發(fā)的CPC分類體系正說明了這點。綜上可知，實施環(huán)境規(guī)制對于引領(lǐng)經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的必要性，以及綠色技術(shù)創(chuàng)新對我國經(jīng)濟成功轉(zhuǎn)型升級和參與將來同國際接軌競爭發(fā)展的重要性。

近年來，關(guān)于環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響成為國內(nèi)研究關(guān)注的熱點，實證研究結(jié)論也存在差異。王鳳祥等以30個省市為樣本實證研究了環(huán)境規(guī)制、民間投資等對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)從全國總體來看環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響為負，分地區(qū)來看，環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出很強的地區(qū)差異性，中西部的環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著而東部不明顯[3]。而有更多學(xué)者研究得出了與其不一致結(jié)論，如張旭等研究發(fā)現(xiàn)，加強環(huán)境規(guī)制和提高研發(fā)投入均有助于企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[4]；岳鴻飛研究認為，市場和行政型環(huán)境規(guī)制都對綠色技術(shù)創(chuàng)新有著促進作用[5]。李國祥等以環(huán)境規(guī)制為條件，研究OFDI、FDI等對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)東部和中部起顯著正向影響，西部則不明顯[6]。還有部分學(xué)者從行業(yè)角度研究不同環(huán)境規(guī)制類型對工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，也得出不同結(jié)論，如胡宗義等研究認為，市場型環(huán)境規(guī)制起顯著的正向影響，行政型規(guī)制為負，二者互補[7]；王喜平等認為，市場型環(huán)境規(guī)制影響呈“U”型，行政型影響也為負，公眾參與型環(huán)境規(guī)制影響顯著為正，但作用有局限[8]；王淑英等發(fā)現(xiàn)，命令型、公眾參與型對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新具有顯著的正向效應(yīng)[9]。劉章生等以環(huán)境規(guī)制強度為門檻量，實證得出了環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的非線性關(guān)系，并認為環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有 “創(chuàng)新補償”和 “遵循成本”兩個不同方向的效應(yīng)[10]。姚小劍等通過數(shù)理模型推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)強度維度下環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)進步之間存在顯著“U”型關(guān)系，且東部比中西部地區(qū)更易突破“U”型曲線的拐點，西部則比中部地區(qū)更易突破“U”型曲線的拐點[11]。國外的相關(guān)研究也得出了不同結(jié)論。Brunnermeier等將環(huán)境專利數(shù)作為環(huán)境規(guī)制的測度指標(biāo)研究美國制造業(yè)的環(huán)境專利數(shù)量與污染治理投資成本之間關(guān)系，實證結(jié)果表明環(huán)境專利數(shù)與環(huán)境規(guī)制強度之間存在一定的正相關(guān)關(guān)系[12]；REQUATE認為，環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，并認為市場型環(huán)境規(guī)制比命令型更有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新[13]；JENS以德國相關(guān)面板數(shù)據(jù)為研究樣本集，利用離散選擇模型檢驗正式環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的影響，實證表明正式環(huán)境規(guī)制工具可觸發(fā)綠色創(chuàng)新效應(yīng)，是綠色創(chuàng)新的重要動力[14]；MARIN從環(huán)境規(guī)制影響機制影響帶來的結(jié)果角度研究發(fā)現(xiàn)，意大利制造業(yè)企業(yè)在環(huán)境規(guī)制條件下通過綠色技術(shù)創(chuàng)新可以降低成本，間接增加企業(yè)利潤[15]。與上述學(xué)者不同，SINN H W從不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新作用出發(fā)，提出了“綠色悖論”的結(jié)論，認為政策型(行政型)環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行會帶來資源的加速開采現(xiàn)象，反而加速溫室氣體等的排放，即環(huán)境規(guī)制不能給企業(yè)帶來應(yīng)對環(huán)保要求的技術(shù)創(chuàng)新[16]；LEEUWEN G V通過研究荷蘭綠色技術(shù)創(chuàng)新證明了“弱”波特假說的存在，但沒證實“強”波特假說[17]。

綜上，國內(nèi)外相關(guān)研究多數(shù)認為環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新起積極正影響，部分學(xué)者認為影響不顯著或起負影響，且主要基于全國或行業(yè)研究，非線性、地區(qū)差異性是多數(shù)學(xué)者得出的一致性結(jié)論?，F(xiàn)有多數(shù)研究采用較宏觀面板數(shù)據(jù)，而針對區(qū)域的具體化研究較少，同時，考慮到環(huán)境規(guī)制往往會對粗放式重工業(yè)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生重大影響。中部地區(qū)是我國重工業(yè)發(fā)展核心地區(qū)，也是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵地區(qū)，其重工業(yè)發(fā)展方式多是粗放式生產(chǎn)，安徽省屬于其典型省份(工業(yè)總產(chǎn)值、重工業(yè)占比處于中部平均水平偏上)?；诖?，本文以安徽省為例，通過時間序列計量分析，實證研究環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，并在此基礎(chǔ)上提出相關(guān)建議。

2 變量選取與模型構(gòu)建

2.1 選取變量

2.1.1 綠色技術(shù)創(chuàng)新(GPA)(被解釋變量)

學(xué)術(shù)界對綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)術(shù)語尚未統(tǒng)一[18]。以往文獻中多數(shù)學(xué)者采用綠色技術(shù)創(chuàng)新效率作為該變量指標(biāo)，如胡宗義等[7]；也有學(xué)者以綠色專利數(shù)來衡量該變量，如李國祥等[19]、王鳳祥等[3]，結(jié)合國外文獻，如Brunnermeier等[12]。本文根據(jù)WIPO提供的《國際專利分類綠色清單》進行相應(yīng)的IPC分類號查找，以每年的發(fā)明專利和實用新型專利授權(quán)量來代表綠色創(chuàng)新。

2.1.2 環(huán)境規(guī)制(ER)(核心解釋變量)

環(huán)境規(guī)制變量表示一個地區(qū)對其環(huán)境的治理投資強度，是對環(huán)境最具直接效應(yīng)的變量。相關(guān)文獻中該變量指標(biāo)的選擇未形成一致性結(jié)論，但大多數(shù)學(xué)者采用相對數(shù)形式來衡量，如王鳳祥等以環(huán)境污染治理投資占工業(yè)增加值比重衡量[3]。崔立志等采用環(huán)境污染治理投資占GDP比重來衡量[20]。通過相關(guān)文獻的對比分析，考慮到數(shù)據(jù)的可得性、真實性、完整性和代表性，以及研究對象的差異性，本文采用環(huán)境污染治理投資總額占GDP比重(%)指標(biāo)表示。

2.1.3 地區(qū)科技整體發(fā)展水平(TMT)

地區(qū)科技整體發(fā)展水平反映了一個地區(qū)科技創(chuàng)新活動的大環(huán)境，任何活動均受一定的環(huán)境背景影響，綠色技術(shù)創(chuàng)新也是如此，綠色技術(shù)創(chuàng)新作為整個科技創(chuàng)新活動的子集，在其研發(fā)、中試、投產(chǎn)的每個環(huán)節(jié)都需要創(chuàng)新環(huán)境的支持[3]。鼓勵的創(chuàng)新政策、完善的創(chuàng)新體制、濃厚的創(chuàng)新氛圍、先進的創(chuàng)新設(shè)備、優(yōu)秀的創(chuàng)新人才都是有利的創(chuàng)新大環(huán)境。我國發(fā)達地區(qū)積極打造創(chuàng)新城市建設(shè)正是為創(chuàng)新創(chuàng)造一個良好的社會大環(huán)境。本文通過技術(shù)市場成交額(買方)指標(biāo)TMT來反映地區(qū)的科技整體發(fā)展水平，按照GDP價格指數(shù)進行平減，折算到以1998年為基期的數(shù)值。

2.1.4 人才資本(L)

一切社會活動，是人的活動，而人才對于社會活動就顯得更為重要，因為其能創(chuàng)造更多的社會財富。綠色技術(shù)創(chuàng)新正是人才創(chuàng)造財富的結(jié)果，而影響人成為人才的一個核心因素是“教育”，所以受教育程度成為影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的一個重要變量。這里以勞動者平均受教育年限作為人才資本(L)的衡量變量，代表文獻有王鳳祥、張偉[5]和王鋒正、姜濤等[21]等。本文以平均受教育年限表示，計算公式為HR=P1×6+P2×9+P3×12+P4×16，其中P1、P2、P3、P4分別表示受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上人口占6歲及以上總?cè)丝诒戎亍?/p>

2.1.5 研究與試驗發(fā)展經(jīng)費投入強度(R&DS)

技術(shù)創(chuàng)新成果是智力、體力和時間結(jié)晶，技術(shù)創(chuàng)新需要經(jīng)費投入，研發(fā)投入對綠色技術(shù)創(chuàng)新有正向作用，且隨時間變化不斷增強[4]。在當(dāng)前絕大多數(shù)有關(guān)文獻中，都把研究與試驗發(fā)展經(jīng)費投入的絕對額作為自變量，本文認為絕對額的增加往往很難說明該項投入力度的增減情況，不能從“質(zhì)”上做出對因變量影響的解釋。因此，以安徽省每年的研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP比重進行衡量，R&DS=R&D/GDP。

2.1.6 外資參與度(FDI)

改革開放以來，中國的科學(xué)技術(shù)取得了跨越式發(fā)展，其中的一個重要原因源于國外資本與技術(shù)的大量涌入[3]。這種資本和技術(shù)的涌入為我國綠色技術(shù)創(chuàng)新至少帶來以下兩方面好處：一是外商投資可以在較短時間內(nèi)彌補國內(nèi)綠色技術(shù)創(chuàng)新的資金缺口；另一個是其所帶來的先進技術(shù)溢出效應(yīng)有利于推動當(dāng)?shù)睾蛧鴥?nèi)企業(yè)的相關(guān)技術(shù)進步。該指標(biāo)成為影響綠色技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)創(chuàng)新的一個重要變量，相關(guān)文獻代表有胡雪萍、陶靜和張倩等[1，22]。本文以國外和港澳臺地區(qū)當(dāng)年實際直接投資額表示外資參與度。

2.1.7 科技活動人員(STP)

多數(shù)文獻中STP包含于R&D中，也有一些學(xué)者將其作為單獨變量，如崔立志、許玲和張國勇等[23-24]。STP數(shù)來自安徽省統(tǒng)計年鑒中的科技活動基本情況。

2.1.8 資本密集度(K)

由于環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響具有顯著的地區(qū)差異性，而不同地區(qū)在綠色技術(shù)創(chuàng)新固定資產(chǎn)投資也存在較大差異，使其成為影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要因素之一，文獻中較有代表性的是胡雪萍等[1]，本文采用固定資產(chǎn)投資額與就業(yè)人數(shù)之比或固定資產(chǎn)完成投資額與就業(yè)人數(shù)之比來衡量資本密集度，其中，每年的投資額或完成投資額按照GDP價格指數(shù)進行平減，折算到以1998年為基期的數(shù)值。

2.1.9 經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)

有學(xué)者認為，隨著人民生活水平的提高，人們會認識或重視到綠色技術(shù)創(chuàng)新的重要性，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，越有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新。有代表性的文獻有李國祥和崔立志等[6，23]。本文以人均GDP表示經(jīng)濟發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來自安徽省統(tǒng)計年鑒中的國民經(jīng)濟核算。

2.2 模型構(gòu)建

β4lnTMT+β5lnL+β6lnFDI+β7lnSTP+β8lnK+

β9lnPGDP+υ

(1)

其中，GPA代表綠色專利授權(quán)量，α代表常數(shù)項，t代表年份，β1～β9代表各變量影響系數(shù)，υ代表隨機干擾項。

2.2.1 數(shù)據(jù)來源

GPA來源于專利信息服務(wù)平臺，ER數(shù)據(jù)來源于《環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》和《國家統(tǒng)計年鑒》，TMT數(shù)據(jù)來源于《安徽省統(tǒng)計年鑒》，L數(shù)據(jù)來源于《中國教育統(tǒng)計年鑒》和《安徽省統(tǒng)計年鑒》 ，R&DS數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《國家統(tǒng)計年鑒》 ，其他數(shù)據(jù)均來自《安徽省統(tǒng)計年鑒》 。

3 實證分析及結(jié)果

3.1 變量選取與模型設(shè)定

3.1.1 變量選取

利用Eviews 8.0和SPSS 24.0軟件分析，在選取變量過程中存在以下情況：

FDI和STP序列在穩(wěn)定性檢驗時具有良好平穩(wěn)性，而被解釋變量GPA差分后序列平穩(wěn)，不符合時間序列回歸模型要求；同時，F(xiàn)DI和STP在回歸模型中T檢驗所對應(yīng)P值始終沒法通過(95%的置信水平下)，即其對被解釋變量的影響不顯著且STP有著較嚴重共線性問題。

K和PGDP序列同樣表現(xiàn)很好的平穩(wěn)性，而被解釋變量GPA差分后序列平穩(wěn)，不符合時間序列回歸模型要求，此外，利用SPSS軟件通過方差擴大因子法發(fā)現(xiàn)K和PGDP序列的VIF值遠大于10，表現(xiàn)出與其他變量存在嚴重的共線性，其中PGDP共線性最為嚴重。因此，在模型構(gòu)建過程中這些變量被剔除，這里由于考慮到文章篇幅問題，沒有將具體實證結(jié)果羅列。

3.1.2 模型設(shè)定

通過4.11統(tǒng)計實證分析，將(1)假設(shè)模型設(shè)定為如下模型(2)：

(2)

其中，GPA代表綠色專利授權(quán)量，α代表常數(shù)項，t代表年份，β1～β5代表各變量影響系數(shù)，υ代表隨機干擾項。

3.2 描述性統(tǒng)計分析

本文運用Eviews 8.0軟件對變量進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知，安徽省綠色技術(shù)創(chuàng)新水平整體相對較低，均值為4.643，且由于平均變化率大于1，說明總體綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在持續(xù)上升，環(huán)境規(guī)制強度的平均值只有1.231，說明環(huán)境規(guī)制強度依然處于較低的水平。從標(biāo)準(zhǔn)差來看，變量均存在顯著差異性，波動很明顯，表明通過相關(guān)變量的調(diào)整來促進綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升具有很大潛力，同時反映出該數(shù)據(jù)適合回歸分析。

3.3 平穩(wěn)性檢驗

在現(xiàn)實生活中，很多時間序列是非平穩(wěn)的，而序列的平穩(wěn)性對于時間序列回歸的預(yù)測分析有著十分重要的影響，這是因為如果被解釋變量和解釋變量的關(guān)系是十分穩(wěn)定的，即序列是平穩(wěn)的，那么根據(jù)這樣的關(guān)系進行的預(yù)測就可靠。此外，如果序列是非平穩(wěn)的或者有些是平穩(wěn)的，有些是非平穩(wěn)的，如果直接進行回歸，即使回歸結(jié)果較滿意，但往往會導(dǎo)致偽回歸問題。最后，如果序列都是非平穩(wěn)的，且都經(jīng)過一階差分或二階差分后是平穩(wěn)的，則要進行協(xié)整檢驗，滿足條件后進行回歸分析。

3.3.1 單位根檢驗

利用Eviews 8.0軟件進行單位根檢驗，在單位根檢驗過程中可選擇DF、ADF或PP檢驗，通過三種檢驗的輔助方程估計與檢驗結(jié)果中的AIC和SC比較，發(fā)現(xiàn)ADF檢驗效果更好，即這里采用ADF檢驗。其檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 各變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表

注：C表示有截距項，T表示有趨勢項，Δ表示一階差分，滯后期(L)為默認項。

3.4 協(xié)整檢驗

表3 Johansen協(xié)整檢驗之跡檢驗結(jié)果

注：*表示在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)。

**Mackinnon Haug Michelis提出的臨界所得的P值。

表4 Johansen協(xié)整檢驗之最大特征根檢驗結(jié)果

注：*表示在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)。

**Mackinnon Haug Michelis提出的臨界所得的P值。

3.5 逐步回歸結(jié)果及分析

自變量即解釋變量的選取是回歸模型必須考慮的一個重要問題，這是由于如果解釋變量過少，可能會出現(xiàn)重要變量遺漏的問題，進而影響回歸效果，同時使得模型的擬合度變差；相反如果解釋變量過多，一方面會增大計算量，造成誤差的積累，另一方面導(dǎo)致出現(xiàn)多重共線性的可能性加大。這里通過后退和組合逐步回歸法進行解釋變量的選取，其所得結(jié)果一致，具體如表5所示。

`由表5可以看出，決定系數(shù)R2為0.990，調(diào)整后的決定系數(shù)R2為0.986，說明該模型的擬合優(yōu)度很高，且F統(tǒng)計量所對應(yīng)的收尾概率P為0，小于0.05，表明了該模型擬合樣本的整體效果很好，能對樣本變化做出很好的模型解釋；AIC、SC和HQC值較小，均小于0.5，D.W統(tǒng)計量所對應(yīng)的收尾概率P為1.913，通過D.W檢驗表明該模型殘差序列不相關(guān)。通過以上分析，利用最小二乘法得到的估計方程為：

(3)

結(jié)合式(3)能夠發(fā)現(xiàn)，安徽省環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響在5%水平上顯著為正，其系數(shù)為1.780；二次項在5%水平上顯著為負，其系數(shù)為-0.538，說明安徽省ER對綠色技術(shù)創(chuàng)新的一階滯后影響呈倒“U”型曲線形式。同時，經(jīng)計算所得拐點值為1.65，其環(huán)境規(guī)制平均水平為1.23，近幾年(2013—2016年)環(huán)境規(guī)制水平超過了拐點值。從均值看，安徽省環(huán)境規(guī)制強度處于拐點左側(cè)，對綠色技術(shù)創(chuàng)新起促進作用，從個別年份看，環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新起抑制或沒有促進作用，這與我國近年來大力提倡的“綠色、環(huán)保”產(chǎn)業(yè)政策導(dǎo)向有關(guān)，中部地區(qū)是我國重工業(yè)發(fā)展的核心地區(qū)，大多是粗放式生產(chǎn)，其環(huán)境代價較大，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強度能夠促進企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，而較大幅度的環(huán)保要求，使的這些粗放式重工業(yè)企業(yè)無法實現(xiàn)“創(chuàng)新補償”效應(yīng)，則不會帶來相應(yīng)的綠色創(chuàng)新績效。此外，TMT、L和R&DS對綠色技術(shù)創(chuàng)新起著顯著的正向影響，其中L起著十分重要的作用，說明受教育程度的高低嚴重影響著綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，也進一步說明了人才是創(chuàng)新的源泉，其次，按影響大小依次是試驗R&DS和TMT，當(dāng)試驗發(fā)展經(jīng)費投入強度每增長1%，就能帶來綠色專利授權(quán)量1.265%的增長，由增加1%技術(shù)市場成交額帶來的綠色專利授權(quán)量將增加0.519%，研發(fā)經(jīng)費的增加和科技整體水平的提升有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

4.2 建 議

根據(jù)研究結(jié)論，提出以下建議：

(1)制定適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強度。安徽省是中部地區(qū)典型省份，其粗放式的重工業(yè)生產(chǎn)占較大比例。從分析中可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制平均強度帶來的綠色技術(shù)創(chuàng)新促進作用沒有充分發(fā)揮，而受近年來環(huán)保政策的導(dǎo)向，環(huán)境規(guī)制水平超過最佳強度，也沒有實現(xiàn)期望。安徽省應(yīng)制定適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制，避免“過猶不及”現(xiàn)象，只有這樣才能既滿足當(dāng)今時代對于綠色環(huán)保投入力度的要求，符合人類社會利益，也才能迎合綠色技術(shù)創(chuàng)新水平上升的黃金期，促進綠色科技的發(fā)展，因此，應(yīng)結(jié)合自身情況確定適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強度，以保證綠色技術(shù)創(chuàng)新的最大化發(fā)展。

(2)提高教育水平。我國高科技技術(shù)領(lǐng)域相比較別的發(fā)達國家有較大差距，自主創(chuàng)新能力較低，創(chuàng)新動力不足。今年中美貿(mào)易摩擦處處可見高科技短板，在我國實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的要求中，創(chuàng)新能力顯得格外重要，而最好的解決辦法是大力發(fā)展教育，提高全民的受教育程度，綠色技術(shù)的創(chuàng)新同樣深受教育水平影響，應(yīng)加大對教育事業(yè)的投入，以提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，為我國順利實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，躋身綠色創(chuàng)新強國進行努力。

(3)加大研發(fā)投入。綠色技術(shù)在我國剛剛起步，相比歐美等國家，在未來一段時間我國政府應(yīng)在財政許可范圍內(nèi)加大研發(fā)投入，同時，應(yīng)完善研發(fā)投入結(jié)構(gòu)，激勵企業(yè)、個人積極參與。其中，政府投入對象應(yīng)由原先的科研機構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)榕c企業(yè)比重或制定某種比例結(jié)構(gòu)，以重視企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新過程中的作用，同時制定相應(yīng)的獎勵辦法，促進綠色技術(shù)創(chuàng)新。