環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新的影響研究

趙宏中， 黃品濤

(武漢理工大學 經(jīng)濟學院 武漢 430000)

一、引 言

近年來，隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，環(huán)境污染日趨嚴重。特別是改革開放以來，在取得舉世矚目的經(jīng)濟成就同時，忽視環(huán)境保護，付出了慘痛的環(huán)境代價。空氣污染方面，Zhang等[1]研究發(fā)現(xiàn)，人類的認知能力可能會因為長期暴露在污染空氣中而嚴重下降。綠色創(chuàng)新融合了五大發(fā)展理念中的綠色與創(chuàng)新，從提出開始就成為學術界的研究熱點。而綠色技術創(chuàng)新則是綠色創(chuàng)新研究當中的重要研究對象，它不僅能夠提升企業(yè)資源利用率、降低污染廢棄物排放，還能在促進科技進步與產量增長的同時保護生態(tài)環(huán)境。關于綠色技術創(chuàng)新影響因素的研究較為豐富，主要有四個方面，外商投資、產業(yè)結構、環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入。近幾年來，關于環(huán)境規(guī)制和研發(fā)投入這兩大重要影響因素的研究日益增多。研發(fā)投入對于綠色技術創(chuàng)新的重要性學界大多形成共識。但是環(huán)境規(guī)制的影響卻不盡相同，研究結論存在一些分歧。本文研究這兩種因素對綠色技術創(chuàng)新的具體影響機制。

企業(yè)研發(fā)投入是激發(fā)綠色技術創(chuàng)新的首要元素，研發(fā)投入的提高會加快技術進步速度，綠色技術創(chuàng)新被認為是在傳統(tǒng)技術創(chuàng)新基礎上發(fā)展起來的具有更高標準的技術，很大程度上與傳統(tǒng)技術創(chuàng)新存在相似性。環(huán)境規(guī)制在環(huán)境保護和綠色技術創(chuàng)新方面也起到了至關重要的作用，但其作用存在爭議。本文主要針對這一爭議，研究不同研發(fā)投入強度下環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響差異。本文采用考慮非期望產出的綠色全要素生產率來衡量綠色技術創(chuàng)新能力，采用面板門檻模型，深入探究環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新間的非線性關系，進而厘清研發(fā)投入、環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產率的作用機理，為實現(xiàn)我國企業(yè)環(huán)境績效與經(jīng)濟績效雙贏的政策環(huán)境和引導策略提供一定的政策參考依據(jù)。

3.以鼓勵為主，不可求全責備。學生做錯或答得不全純屬正常，不能盲加批評。熄了他學習興趣之火是最大的損失。我常和差生講，你動了腦筋就是最大的收獲，也是最佳答案。因此，他們設的、抄的句也常有我五角星的獎賞。

構建警察高校實驗教學的基本管理體系，不僅必要，而且可行。建構本身不是目的，關鍵在于實施、落實和應用。力求通過實驗教學管理為主要途徑，培養(yǎng)和造就適應新警務需要的新時代應用型警務專業(yè)人才。

二、文獻綜述

(一)環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新

波特假說是關于環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新研究的主要起源。1991年，Porter[2]提出了著名的波特假說來反駁新古典經(jīng)濟學關于環(huán)境保護問題的理論，認為適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制將刺激綠色技術革新，從而減少企業(yè)成本、提高產品生產率，這與在此之前的制約假說結論不同。制約假說認為，在環(huán)境規(guī)制的條件下，部分生產成本會投入到相應環(huán)境規(guī)制中，即產生了成本擠占，導致技術創(chuàng)新成本的下降，從而不利于經(jīng)濟增長。而Porter則認為應該以動態(tài)化視角來看待環(huán)境規(guī)制的作用，短期內可能存在成本擠占的現(xiàn)象，但在經(jīng)歷短痛之后，環(huán)境規(guī)制將對綠色技術創(chuàng)新產生積極效應，如刺激企業(yè)的環(huán)保創(chuàng)新，提高企業(yè)生產率等，最終實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的雙贏。對于波特假說的研究，大致可分為三類觀點：

第一種觀點是環(huán)境規(guī)制顯著促進了綠色技術創(chuàng)新。王鋒正等[3]研究表明環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新呈現(xiàn)出積極正向的影響。何愛平等[4]研究也得出類似結論，環(huán)境規(guī)制對于綠色發(fā)展效率的提高具有促進作用。還有學者將環(huán)境規(guī)制工具進行分類來研究，如郭進[5]將其分為事后懲罰類和事先激勵類，同樣驗證了波特假說的存在性。在環(huán)境規(guī)制類型方面，許曉燕等[6]30研究表明，與命令—控制型環(huán)境規(guī)制相比，市場激勵型環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新有著更顯著的促進作用。

第二種觀點是環(huán)境規(guī)制抑制了綠色技術創(chuàng)新。Barbera等[7]對美國的環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新關系進行實證檢驗后發(fā)現(xiàn)波特假說不成立。但近年來較少學者得出相同研究結果。持反對意見者認為環(huán)境規(guī)制造成了企業(yè)成本負擔從而抑制企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新活動。這些學者主要從企業(yè)生產成本角度出發(fā)，認為環(huán)境規(guī)制降低了企業(yè)的競爭優(yōu)勢。

第三種觀點是環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新并非簡單線性關系，而可能呈非線性關系。隨著對經(jīng)濟變量非線性研究方法的出現(xiàn)，學者開始對兩者之間的線性關系重新審視。如張娟等[8]分別從微觀經(jīng)濟視角的環(huán)境規(guī)制博弈模型和宏觀經(jīng)濟視角的實證研究，得出環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響呈U型關系的結論。張成等[9]將我國分為中、東、西三大地區(qū)來進行研究，研究結果表明，中、東部環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新呈U型影響關系，而西部卻尚未形成顯著的U型關系。另外還有學者以環(huán)境規(guī)制為門檻變量，利用面板門檻模型來研究兩者之間影響關系，研究結論有所差異：鄺嫦娥等[10]研究表明環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)顯著的V形門檻特征；而李斌等[11]研究表明，低強度環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新促進作用不明顯，中強度下促進作用顯著，而在高強度下卻抑制了綠色技術創(chuàng)新能力，環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新影響呈倒V型門檻特征。

(二)研發(fā)投入與綠色技術創(chuàng)新

關于研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新的促進影響學者們大多形成共識。劉小魯[12]發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)投入能顯著促進技術進步，尤其對于我國等后發(fā)國家，提高自主研發(fā)投入強度對國內的技術進步會有更為顯著促進作用，李光泗等[13]也得出相同結論。但也有研究表明，研發(fā)投入的增加最終可能會表現(xiàn)為TFP的減少[14]。綠色技術作為加入“綠色”這一發(fā)展理念的現(xiàn)代技術，可以認為是在傳統(tǒng)技術創(chuàng)新的基礎上更高標準的技術，故很大程度上與傳統(tǒng)技術創(chuàng)新存在相似性。這種觀點也得到畢克新等[15]的證實，他們通過結構方程模型的實證分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)資本是我國技術創(chuàng)新的重要來源，并有助于我國綠色技術創(chuàng)新能力的提升。許曉燕等[6]30從綠色技術創(chuàng)新產出角度出發(fā)，基于中國綠色技術專利來考察R&D投入對綠色技術創(chuàng)新的影響，實證結果表明R&D投入對綠色技術創(chuàng)新水平有顯著正向影響。從政府研發(fā)投入角度出發(fā)，Romer[16]研究表明，研發(fā)投入能夠通過促進技術進步顯著提升創(chuàng)新效率、促進經(jīng)濟增長。MAMUNEAS等[17]探究政府研發(fā)資助對技術創(chuàng)新的影響，得出研發(fā)資助能刺激企業(yè)進行創(chuàng)新的結論。不同于其他研究，王惠等[18]創(chuàng)造性地以企業(yè)規(guī)模為門檻變量，建立面板門檻模型，分析R&D投入強度對綠色創(chuàng)新效率產生的雙重門檻效應。結果顯示，隨著企業(yè)規(guī)模的變大，R&D投入強度對綠色創(chuàng)新效率的作用方向由開始的抑制作用變?yōu)檎虼龠M作用。

(三)環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入與綠色技術創(chuàng)新

由上述綜述可以得知，環(huán)境規(guī)制和研發(fā)創(chuàng)新是綠色技術創(chuàng)新的主要影響因素，也是現(xiàn)如今研究的熱點。本文主要針對波特假說結論，即適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能促進綠色技術創(chuàng)新能力這一結論進行探究。并在此基礎上分析研發(fā)投入在其中所起作用。首先，利用基準模型對波特假說進行初步實證驗證，檢驗環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新能力提升的積極作用。其次，在此基礎上，加入環(huán)境規(guī)制強度與研發(fā)投入強度的交互項，進一步探究兩者影響綠色技術創(chuàng)新的作用機制。最后，創(chuàng)新性地將研發(fā)投入作為門檻變量來構建面板門檻回歸模型，進一步地探究不同研發(fā)投入強度條件下，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響作用差異性。厘清兩者對綠色技術創(chuàng)新能力的作用機制。

該檢測系統(tǒng)中采用的微波固體流量計可被視作發(fā)射單頻連續(xù)波的厘米波雷達傳感器，因而可根據(jù)雷達理論和多普勒效應理論來推導多普勒頻率和巖屑顆粒運動速度關系表達式。

3．數(shù)據(jù)來源

綜上所述，關于研發(fā)投入、環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響，大多數(shù)研究是對波特理論假說的驗證，但并沒有獲得統(tǒng)一結論。關于其中的內在作用機制還需深入討論，環(huán)境規(guī)制和研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新影響效應較少有人研究。本文通過實證分析來探討兩者對綠色技術創(chuàng)新的作用機理。

三、研究設計

關于環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新的影響也有學者進行了研究，如許曉燕等[6]30研究表明，環(huán)境規(guī)制、R&D投入與綠色技術創(chuàng)新水平都有顯著的正向關系。張旭等[19]研究表明，政府環(huán)境規(guī)制的完善和加強研發(fā)投入強度均有助于企業(yè)綠色技術創(chuàng)新。杜泓鈺[20]研究表明，研發(fā)資金投入是影響我國綠色技術創(chuàng)新的最主要因素，且具有顯著積極作用，是國內綠色技術創(chuàng)新產生的主要支撐，環(huán)境規(guī)制這類國內因素也是影響綠色技術創(chuàng)新的顯著正向影響因素。

由于網(wǎng)絡的公開特征和網(wǎng)絡協(xié)議的風險，黑客能夠通過在傳輸網(wǎng)絡中嵌入竊取工具，獲得網(wǎng)絡傳輸中的關鍵數(shù)據(jù)，并設法譯出其中信息，引發(fā)泄密或者數(shù)據(jù)遭到破壞等惡性事件；所以需要在信息交換層保障數(shù)據(jù)共享的安全，特別是保障數(shù)據(jù)傳輸過程中的防篡改、完整性和不可抵賴性，同時要防范數(shù)據(jù)在網(wǎng)絡傳輸時被竊取和失泄。

(一)計量模型構建

本文被解釋變量設計為綠色全要素生產率GTFPi,t，以環(huán)境規(guī)制ER和研發(fā)投入RD為主要解釋變量，依次納入各控制變量，構建如下式(1)所示的基準線性回歸模型

GTFPi,t=β0+β1ERi,t+β2RDi,t+β3lnPGDPi,t+β4STRi,t+β5OPENi,t+εi,t

(1)

其中,i、t分別對應省份與年份,GTFP為綠色全要素生產率，ER表示環(huán)境規(guī)制，PGDP表示實際人均GDP，STR表示工業(yè)產業(yè)結構，OPEN表示對外開放程度，RD表示研發(fā)投入強度，β為常數(shù)項，εi,t為隨機誤差項。

基準線性回歸模型刻畫了環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入與綠色全要素生產率之間較簡單的線性關系，初步檢驗兩者對綠色技術創(chuàng)新能力的影響作用。另外，在基準回歸模型基礎上，考慮到可能存在研發(fā)創(chuàng)新的傳導機制，在基準模型的基礎上引入研發(fā)投入水平和環(huán)境規(guī)制強度的交互項，即用RD研發(fā)投入與ER環(huán)境規(guī)制的乘積RD×ER作為研發(fā)投入傳導機制的代理變量，檢驗兩者是否對綠色技術創(chuàng)新能力有共同促進作用，模型設定為

排放并處理動物的排泄物，屬于獸醫(yī)的日常工作?，F(xiàn)階段，國內的動物飼養(yǎng)環(huán)境相對惡劣，具體表現(xiàn)在排泄物被大量堆積在動物的生活環(huán)境中，導致動物感染疾病的幾率大大增加。利用現(xiàn)代化設計對沼氣池適用的發(fā)酵處理系統(tǒng)進行建立，經(jīng)過發(fā)酵處理的禽畜糞便，能夠生產出為照明提供動力的沼氣，作為豬飼料的沼液以及作為優(yōu)質有機肥的沼渣，能源得到了最大限度上的回收和二次利用。上文討論的沼氣生態(tài)技術，核心為能源開發(fā)，紐帶為循環(huán)利用，通過實踐可以得出以下結論：合理應用該項技術，既能夠提高養(yǎng)殖業(yè)廢棄物具有的利用效益，還可以緩解廢棄物大量排放導致的環(huán)境污染問題。

GTFPi,t=β0+β1ERi,t+β2RDi,t+β3ln PGDPi,t+β4STRi,t+β5OPENi,t+β6RDi,t×ERi,t+εi,t

(2)

在加入交互項驗證兩者對綠色技術創(chuàng)新能力的促進作用之后，為更進一步地厘清研發(fā)投入在環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新作用中的作用機制?？紤]到研發(fā)投入在實際研究開發(fā)中可能存在滯后性，因此本文分別將研發(fā)投入和滯后一期的研發(fā)投入作為門檻變量納入面板門檻模型中。假設存在k個門檻，可建立面板門檻模型為

GTFPi,t=β0+δ1ERi,t(T≤λ1)+δ2ERi,t(λ1≤T≤λ2)+…
+δk+1ERi,t(λk

(3)

其中，δk代表研發(fā)投入強度跨過第k-1個門檻后，在該研發(fā)投入條件下，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響效應。T為研發(fā)投入強度RD和滯后一期的研發(fā)投入強度L.RD，為待估算的門檻值。

(二)變量與數(shù)據(jù)處理

1.變量選取

(3)控制變量

(1)被解釋變量

對于綠色技術創(chuàng)新的衡量指標學者持有不同觀點。一些學者用企業(yè)的技術發(fā)明專利數(shù)作為衡量指標，但筆者認為發(fā)明專利數(shù)并不能直接、真實地表示綠色技術創(chuàng)新水平，該指標有明顯局限性：其一是雖然我國發(fā)明專利數(shù)數(shù)量多，但是質量不高，不能真實反映我國綠色技術創(chuàng)新能力；其二是因為發(fā)明的專利多數(shù)與綠色創(chuàng)新無關，如產品外觀專利對技術進步?jīng)]有顯著促進作用。另外，還有學者采用企業(yè)綠色技術授權專利數(shù)和獲科學技術獎勵的綠色技術數(shù)量之和來作為綠色技術創(chuàng)新水平指標，在技術創(chuàng)新的范疇下只取環(huán)境保護類別。由于該指標數(shù)據(jù)缺失嚴重，故本文選擇了廣泛認可的綠色全要素生產率指標。用GTFP表示。

(2)核心解釋變量

產出指標也可分為兩類：第一類，期望產出(GDP)。選取實際GDP產值作為期望產出度量指標。由于GDP包含了通貨膨脹因素，因此在研究中通常采用GDP平減指數(shù)來折算成實際GDP。故本文采用GDP指數(shù)平減，折算成以2004年為基期的實際GDP產值；第二類，非期望產出(SO2)。在非期望產出的核算方面, 只考慮二氧化硫(SO2)為非期望產出而測算出SO2-GTFP。近年來，隨著工業(yè)的迅速發(fā)展，二氧化硫已成為主要污染物，影響了人們的生活，故本文將二氧化硫作為非期望產出?？v觀前人研究，對于非期望產出的處理，有以下幾種處理方式：第一，將污染作為投入變量來處理，如陳詩一[22]、匡遠鳳[23]等研究，本文選擇該種方法；第二，將其進行線性轉化，通過取其倒數(shù)的方法，把非期望產出轉換成“好”產出；第三，利用方向性距離函數(shù)法，基于環(huán)境DEA的ML指數(shù)分析?？紤]到現(xiàn)有軟件等現(xiàn)實需求，本文選用DEAP2.1軟件對數(shù)據(jù)進行測算。

環(huán)境規(guī)制強度。對環(huán)境規(guī)制強度的度量指標同樣多種多樣，如環(huán)境政策的數(shù)量、污染物排放密度等。筆者認為以上指標都不能有效避免因產業(yè)結構差異而導致的區(qū)域性差異，因此借鑒張成等[9]118的衡量指標，用工業(yè)污染治理完成投資額與工業(yè)總產值的比值來作為環(huán)境規(guī)制強度的指標，用ER表示。

在增值稅會計核算中，企業(yè)要確認按照增值稅相關法規(guī)（下文統(tǒng)稱稅法）規(guī)定計算確定的當期應交增值稅；其次，由于企業(yè)會計準則確認收入（或利得）的時點早于稅法規(guī)定增值稅納稅義務時點產生的暫時性差異，會增加未來期間應納增值稅，對企業(yè)形成經(jīng)濟利益流出的義務，應確認為遞延增值稅負債；另外，由于增值稅憑票抵扣、分期抵扣等具體征收規(guī)定產生的暫時性差異，減少未來期間以應納增值稅方式流出企業(yè)的經(jīng)濟利益，應確認為遞延增值稅資產。

經(jīng)濟發(fā)展水平。同樣也是影響技術創(chuàng)新的重要指標。經(jīng)濟發(fā)展水平越高，地區(qū)對人才、企業(yè)的吸引力就會越強，從而帶動綠色技術創(chuàng)新能力的提高。本文采用實際人均GDP來反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，用PGDP表示。由于該指標數(shù)值較大，故將其做取對數(shù)處理之后，帶入回歸分析中。

工業(yè)產業(yè)結構。產業(yè)結構優(yōu)化升級是經(jīng)濟持續(xù)增長的推動力，兩者具有強相關性，也是影響綠色技術創(chuàng)新能力的重要因素。本文采用第二產業(yè)生產總值占地區(qū)生產總值的比重來作為工業(yè)產業(yè)結構的度量指標，用STR表示。

對外開放程度。一方面，對外開放可以吸引外來資金和外國技術，另一方面也會引進污染企業(yè)，所以一定程度下也能影響綠色技術創(chuàng)新能力。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文采用外商投資企業(yè)總額所占GDP的比值來衡量對外開放程度，用OPEN表示。

2．綠色全要素生產率(GTFP)的測算

(1)投入產出變量選擇

多發(fā)性骨髓瘤(multiple myemoma, MM)是血液系統(tǒng)常見的惡性腫瘤，臨床主要表現(xiàn)為血鈣增高(calcium elevation)、腎功能損害(renal insufficiency)、貧血(anemia)，骨病(bone disease)，即“CRAB”癥狀[1]。單純以血小板減少為首發(fā)表現(xiàn)時，容易忽略MM。現(xiàn)將復旦大學附屬中山醫(yī)院青浦分院收治的1例以血小板減少為主要表現(xiàn)，診斷為IgD型MM的患者的診斷過程報告如下，并進行相關文獻分析。

投入指標可分為兩類：第一類，資本投入(CI)。學者一般用資本存量來衡量資本投入。對于資本投入的度量，一些學者采用永續(xù)盤存法來計算資本存量。但由于計算中所選取的基年和折舊率不同，計算出來的結果往往可能相差很大，且計算過程比較繁瑣。本文借鑒龐瑞芝等[21]方法，用固定資產凈值來作為資本存量的度量指標，計算固定資產原價合計減去累計折舊可得；第二類，勞動力投入(LI)。采用張娟等[8]172的方法，計算上一年末和本年末就業(yè)人數(shù)之和，再取其平均值。

研發(fā)投入強度。目前研究大多采用研發(fā)人員或者研發(fā)支出費用來表示研發(fā)投入，本文采用R&D經(jīng)費內部支出占工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務收入的比重來衡量研發(fā)投入強度，用RD表示。

研究區(qū)出露地層為長城系星星峽巖群、下泥盆統(tǒng)阿爾彼什麥布拉克組、中泥盆統(tǒng)阿拉塔格組、下石炭統(tǒng)甘草湖組和第四系[9](圖1b)。侵入巖主要為華力西中期晚石炭世花崗巖[10]。區(qū)內斷裂構造極為發(fā)育，主要斷裂阿其克庫都克斷裂、卡瓦布拉克斷裂為NW—SE向，次級斷裂多為NE—SW向分布。

本文使用的數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局。由于數(shù)據(jù)限制，剔除港澳臺地區(qū)和西藏自治區(qū)，構造了30個省份地區(qū)2004—2016 年的面板數(shù)據(jù)。主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

注：資料來源根據(jù)Stata 15計算整理得到。

四、實證結果分析

(一)基準模型回歸結果分析

模型1～3是依次加入控制變量的模型，回歸分析結果如表2所示。Hausman檢驗顯示p值均通過顯著性檢驗，故選擇固定效應模型進行回歸分析，回歸結果如表2所示?；鶞誓Ｐ蛯嵶C檢驗環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間的線性關系，但結果與波特假說結論相反?；貧w結果表明，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新呈現(xiàn)顯著的抑制作用，原因可能有：一方面，改革開放以來，我國更注重經(jīng)濟發(fā)展速度，忽視環(huán)境保護方面的問題，對綠色技術創(chuàng)新水平方面的重視程度不足；另一方面，我國部分環(huán)境規(guī)制很難落到實處，如污染企業(yè)會選擇將污染工廠轉移到低環(huán)境規(guī)制強度地區(qū)來逃避政府管制，對于企業(yè)污染的管制體系并沒有達到成熟的階段，最終導致在基準模型中環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新表現(xiàn)為抑制作用。但這并不能直接否定波特假說的存在性，適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制促進綠色技術創(chuàng)新，這本身就需要一定的條件，不能因為我國實際情況而完全否定這一結論。

資料根據(jù)Stata 15計算整理而得,下同。

由模型1～3可知，在依次加入控制變量之后，研發(fā)投入系數(shù)由模型1的負數(shù)上升至模型3的顯著為正?？赡艿慕忉尀椋诩尤肟刂谱兞恐?，模型的擬合程度不高，系數(shù)難免有偏差，在最后較為完整的基準模型3中，研發(fā)投入系數(shù)顯著為正，與大多數(shù)研究結果一致。研發(fā)投入是影響綠色技術創(chuàng)新能力的重要影響因素，是綠色技術創(chuàng)新的重要支撐，在其發(fā)展中扮演著不可或缺的角色。

實證結果還表明，經(jīng)濟發(fā)展水平也對綠色技術創(chuàng)新能力呈顯著負向作用，但系數(shù)較小。第二產業(yè)結構顯著促進了綠色技術創(chuàng)新，產業(yè)結構對綠色技術創(chuàng)新的積極作用有兩方面，一是產業(yè)產出量的增加，二是技術創(chuàng)新的進步。對外開放程度則呈現(xiàn)不顯著正向影響，系數(shù)較小，原因可能是對外開放能引入外國資金，對國內企業(yè)研發(fā)投入有積極作用，但同時又吸引了很多國外污染嚴重企業(yè)，兩方面因素導致對外開放程度對綠色技術創(chuàng)新作用較小。

表2 基準模型和加入交互項模型回歸結果

注：括號內數(shù)為回歸系數(shù)的t值，***、**和*分別表示回歸系數(shù)通過了1%、5%和10%的顯著性檢驗,下同;

為了驗證設計的該系統(tǒng)的正確性，以一個實際由6*4維光伏陣列構成太陽能光伏系統(tǒng)為例.系統(tǒng)中共用到28個電壓采集電路和5個電流采集電路.該系統(tǒng)共有4條支路并列運行，而且每6個太陽能電池板串聯(lián)成一組構成一條支路.其中每一個太陽能電池板采用一個電壓采集電路對其兩端采集電壓信號，每條支路也采用一個電壓采集電路用來采集該條支路兩端的總電壓信號；每條支路需要采用一個電流采集電路來采集該條支路的電流信號，此外再安裝一個電流采集電路來采集4條支路的總電流.運行結果如圖6所示.

此圖主枝粗健有力，用淡墨寫其意，濃墨施染點苔，沒骨畫法酣暢淋漓。然枝干遒勁勃發(fā)，似一鶴發(fā)童顏之老者矗立于寰宇之間，長歌當哭，傲視蒼穹。側枝皆用淡墨迅疾勾勒，瀟灑飄逸，隸家氣十足。大塊水墨自然暈化為葉子，墨色極淡處依稀能感知到水的濕度依舊。間有濃墨、焦墨滲化其上，自然分出陰陽向背。前后交錯附著于迎風而舞的藤蔓之上，絕似香山居士筆下猶抱琵琶半遮面的侍女，羞答答地虛掩著腋下晶瑩剔透的顆顆明珠?？此齐S意涂抹點染的水墨筆痕主要布局在畫幅下部偏右，畫面上方近三分之一的大片空白處，畫家徐渭巧妙地題有四行詩跋：“半生落魄已成翁，獨立書齋嘯晚風。筆底明珠無處賣，閑拋閑擲野藤中。”

(二)加入交互項模型結果分析

在基準模型所描述的環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入與綠色技術創(chuàng)新簡單線性關系之后，在此基礎上加入環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入兩者交互項來進一步研究兩者對綠色技術創(chuàng)新能力的共同影響作用。由表2模型4結果可知，系數(shù)大多與基準模型3類似，環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入交互項系數(shù)為正，但不顯著，而環(huán)境規(guī)制系數(shù)則顯著為負，這說明環(huán)境規(guī)制和研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新起到了共同影響作用。在綠色技術創(chuàng)新發(fā)展中，環(huán)境規(guī)制和研發(fā)投入產生互補效應共同促進了綠色技術創(chuàng)新能力的提升，從另一方面驗證了波特假說的結論——一定條件下的環(huán)境規(guī)制，結合研發(fā)投入的支撐，共同促進了綠色技術創(chuàng)新。

(三)面板門檻模型結果

模型1～4結果表明，研發(fā)投入和環(huán)境規(guī)制能對綠色技術創(chuàng)新起共同促進作用，但其具體作用機制并未厘清，所以筆者將研發(fā)投入作為門檻變量，構建面板門檻模型，來探究其作用機制。

首先分別將研發(fā)投入與其滯后項作為門檻變量進行門檻效應檢驗，檢驗結果顯示，研發(fā)投入和其滯后項的單一門檻的檢驗結果都顯著，而雙重門檻的檢驗結果卻不顯著，如表3所示。由檢驗結果可知，面板模型存在門檻效應，且兩個門檻變量都存在單一門檻，本文對其進一步實證檢驗。

漢朝有個叫“樂府”的機構，派出官員到各地搜集樂曲民謠，并且培訓專業(yè)的樂舞演員進行演出。樂府既搜集、整理民間“俗樂舞”，也創(chuàng)作宮廷“雅樂舞”，朝廷常舉辦盛大的樂舞演出。

表3 門檻效應存在性檢驗

由表4可知，研發(fā)投入和其滯后項的門檻值分別是0.009 7和0.012，以此門檻值為分界，又因研發(fā)投入強度的均值為0.011，可將研發(fā)投入強度分為中低強度研發(fā)投入和高強度研發(fā)投入兩個門檻區(qū)間。

表4 門檻估計值與置信區(qū)間

表5顯示了門檻模型實證結果。門檻變量為研發(fā)投入時，在中低強度研發(fā)投入條件下，即低于0.009 7時，環(huán)境規(guī)制顯著抑制綠色全要素生產率，當跨過研發(fā)投入門檻值0.009 7后，環(huán)境規(guī)制前系數(shù)轉為正，但不顯著。這說明研發(fā)投入強度的提高能在環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新能力作用中起作用，由負向顯著影響到正向不顯著影響，門檻特征相對顯著。還需注意的是，研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新作用過程中可能存在滯后性，企業(yè)中的研發(fā)投入并不能及時地投入到研究開發(fā)之中，企業(yè)中研發(fā)資金的分配流程導致其對綠色技術創(chuàng)新作用存在滯后性。門檻變量為研發(fā)投入滯后一期的面板門檻回歸結果為，滯后一期的研發(fā)投入呈現(xiàn)出更為顯著的門檻特征，整體趨勢呈現(xiàn)出V型單一門檻特征。在滯后一期的研發(fā)投入跨過第一個門檻之前，環(huán)境規(guī)制前系數(shù)顯著為負，跨過門檻值后，系數(shù)為正且通過顯著性檢驗。說明當研發(fā)投入達到一定強度時，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的倒逼效應促進作用要大過于遵循成本效應的抑制作用，對綠色技術創(chuàng)新能力有顯著積極促進作用，該結論與大多數(shù)研究結果一致，驗證了波特假說。對于有些學者的另一些結論，如李斌等[11]66研究認為環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新影響呈倒V型關系，原因可能是：一方面，他們僅以環(huán)境規(guī)制為門檻變量，未考慮研發(fā)投入在其中所起到的重要作用；另一方面，其研究所選取年份不同。前些年，國家對于創(chuàng)新的重視程度較弱，較強的環(huán)境規(guī)制導致的遵循成本效應會遠大于其所帶來的倒逼效應，所以會呈現(xiàn)出高強度的環(huán)境規(guī)制顯著抑制綠色技術創(chuàng)新能力的結果。

由門檻回歸結果可以看出，過低的研發(fā)投入會影響環(huán)境規(guī)制所起到的作用。在企業(yè)研發(fā)投入不高的情況下，政府采取的環(huán)境規(guī)制很可能會抑制企業(yè)自身的內部研發(fā)投入，擠壓綠色技術創(chuàng)新資金的投入。另外，企業(yè)研發(fā)成本的增加不會導致排污行為的減少，故環(huán)境規(guī)制可能會對綠色技術創(chuàng)新能力產生負向影響。而當研發(fā)投入越過門檻值時，高強度研發(fā)投入條件下，環(huán)境規(guī)制對于研發(fā)投入的限制作用不再明顯，環(huán)境規(guī)制的倒逼效應所產生的積極作用抵消了一部分對研發(fā)投入限制的遵循成本效應，對綠色技術創(chuàng)新有積極作用。

(1)直接銷售。民宿經(jīng)營者在接到游客電話預定或是直接到店登記時，首先要給出有效、真實、準確的民宿信息，同時積極留住游客。經(jīng)營者可以有專用的號碼接收預訂者來電，提高效率。還可以利用“電話或上門預訂民宿，可有上下山接送”，或是推出游客直接與經(jīng)營者預訂，贈送廬山紀念品等，吸引游客成為直線門市客。

表5 門檻變量實證結果

針對模型可能存在的內生性問題，本文采用D-M檢驗對內生性進行檢驗，結果顯示拒絕原假設，即存在內生性問題。之后進行系統(tǒng)GMM估計，結果如表6所示。環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入這兩個核心解釋變量在1%水平下顯著，估計結果較為穩(wěn)健，且序列相關檢驗表明不存在二階自相關。Hansen檢驗指示為1，說明工具變量有效，內生性問題得以解決。

表6 系統(tǒng)GMM估計結果

五、結論與建議

經(jīng)濟發(fā)展大多伴隨環(huán)境污染、能源消耗，環(huán)境保護已成為我國乃至全世界所重視的主題。環(huán)境規(guī)制能有效地治理環(huán)境污染問題，與此同時，加大國內研發(fā)投入強度，從而提高綠色技術創(chuàng)新能力。對此，本文采用我國2004—2016年工業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了波特假說的存在性，并在此基礎上引入研發(fā)投入這一重要影響因素，運用面板門檻模型，探究其在環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新影響機制中所起作用，結論如下：(1)從簡單線性關系方面來說，環(huán)境規(guī)制并不能直接促進綠色技術創(chuàng)新的作用，這說明現(xiàn)階段的環(huán)境規(guī)制手段還需進一步改進，從而發(fā)揮其提高綠色技術創(chuàng)新能力的作用。另外，環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入交互項共同影響作用于綠色技術創(chuàng)新能力有促進作用；(2)將研發(fā)投入作為門檻變量建立門檻模型，來考察不同強度下的研發(fā)投入條件下環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響差異性，實證結果呈V型門檻特征，即在中低強度研發(fā)投入下，環(huán)境規(guī)制的負向作用過大，表現(xiàn)為對綠色技術創(chuàng)新呈顯著抑制作用。當研發(fā)投入跨過門檻值之后，即在高強度研發(fā)投入條件下，環(huán)境規(guī)制轉而對綠色技術創(chuàng)新呈顯著正向影響。

上述結論表明環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新存在研發(fā)投入的門檻效應，進一步地厘清了兩者與綠色技術創(chuàng)新能力的關系。對于污染治理和環(huán)境保護具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義?；诖耍疚奶岢鲆韵抡呓ㄗh：(1)政府要積極推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，積極引導企業(yè)從成本優(yōu)勢向綠色技術創(chuàng)新轉化；(2)不同地區(qū)的環(huán)境規(guī)制應存在差異性。對于中低強度研發(fā)投入地區(qū)，環(huán)境規(guī)制力度應適度放松，否則作用會適得其反。應該更多地強調研發(fā)投入對綠色技術創(chuàng)新的重要作用，如加大政府對企業(yè)研發(fā)投入力度，更好激發(fā)環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新能力的積極作用。對于高強度研發(fā)投入地區(qū)，適當加強環(huán)境規(guī)制，同時不能忽視研發(fā)投入的重要性。總的來說，政府應積極推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，增加對企業(yè)研發(fā)投入的激勵，制定因地制宜的環(huán)境規(guī)制政策，充分發(fā)揮倒逼效應的積極作用，提高綠色技術創(chuàng)新能力，從而實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護的雙贏。