环境规制对绿色技术创新的影响研究

张娟　耿弘　徐功文　陈健

摘要 政府环境规制对绿色技术创新产出的影响作用，从企业层面来看属于微观经济的问题，但是，从整个社会经济的大环境来看也是宏观层面的问题。因此，有必要从宏微观经济视角，探索政府环境规制对绿色技术创新的影响。本文首先从微观视角，通过建立政府与企业间的环境规制博弈模型，运用数据模拟分析了不同企业选择各自绿色技术创新策略的内在机理，从理论上解决了绿色技术水平下限和环境规制系数阀值的问题，说明了如果政府不强化环境规制，企业通常不会主动采取措施进行环境保护、污染治理，承担其相应的环境责任。进一步探讨了政府如何根据经济发展和环境目标选择环境规制系数，以利于达到经济发展和环境保护的目的。进而从宏观视角，运用我国1995-2016年省际面板数据实证研究了环境规制对绿色技术创新的影响作用，证实了微观分析中环境规制对绿色技术创新产出的影响呈现“U”型关系的结论，且滞后一期的影响显著，并据此提出相应的政策建议。

关键词 环境规制;绿色技术创新;博弈模型;绿色全要素生产率

中图分类号 F062.2

文献标识码A

文章编号1002 - 2104（2019） 01 - 0168 - 09

D01：10.12062/cpre，20180917

随着资源枯竭、环境污染加重、生态系统不断退化等形势的日趋严峻，环境问题已成为制约经济可持续发展的重大问题。由于绿色技术创新在经济可持续发展中起着举足轻重的作用，因此，企业绿色技术创新将成为加强环境保护和促进经济发展的有效途径。政府的环境规制政策直接影响企业绿色技术创新能力的提升和环境污染问题的解决，因此，探究环境利益各相关主体对绿色技术创新的影响，充分发挥环境规制对绿色技术创新的积极作用，是当前要解决的重大问题之一。

1 文献综述

关于环境规制下的企业绿色技术创新理论，最早可追溯到20世纪70年代由丹尼斯·海斯发起的环境保护运动。自1972年12月第27届联合国大会确立了“世界环境日”之后，多国政府一直积极致力于宣传环境保护和改善人类赖以生存的生态环境。1991年，Porter提出了著名的“波特假说”，认为适当的环境规制将刺激绿色技术革新，从而减少企业成本、提高产品质量，这样有可能使本国企业在国际市场上获得更大的竞争优势。该假说一经提出，便引起了人们极大的关注，学者们纷纷围绕假说展开了研究。其中，主要有以下几种观点。

（1）环境规制对绿色技术创新具有积极的影响。如Porter&Vander Linde等在“波特假说”的基础上开展进一步研究，证实了该假说的正确性。Jaffe&Palme等对美国制造业研究发现，严格的环境管制对研发支出有显著的诱导作用，得出污染治理成本增加，研发支出也增加的结论。颉茂华等实证研究发现，环境规制能有效促进重污染行业的绿色技术研发投入。另外，在环境规制强度对技术创新的影响方面，如Frondel et al认为，环境规制政策越严厉对企业绿色技术创新的激励作用越大。贾军等认为，政府环境规制强度越大，越能有效地促进区域内经济的绿色增长。王锋正等认为，提高环境规制强度能有效促进资源型产业的绿色技术创新。

（2）-些学者对上述观点持反对态度，他们认为环境规制不是促进而是抑制企业的绿色技术创新活动。新古典经济学相关理论认为，环境规制增加了企业的环境遵循成本。Gollop&Robert研究得出环境规制导致企业生产率整体下降的结论。Barbera&McConnell[研究发现，美国钢铁、有色金属、造纸、化工及非金属矿物制品等产业绩效普遍下降的主要原因是环境规制导致污染治理投入的提高。Jorgenson & Wilcoxen研究发现，环境规制政策导致美国的国民生产总值下降，受影响最大的是石油化工业、黑色金属业和造纸业。Wagner研究发现，环境规制强度与绿色技术创新相关的专利数负相关。Chintrakarn通过研究美国制造业发现，环境规制对美国制造业部门无效率。

（3）还有一些学者认为环境规制对企业绿色技术创新的影响具有不确定性。如Lanjouw&Mody研究发现，环境规制增加的减排支出与绿色技术创新之间无明显的相关关系。Scherer et al通过对美国和德国专利价值研究发现，没有证据表明绿色技术创新与环境规制具有相关性。Jaffe&Palmer对美国制造业的研究发现，环境规制对企业绿色技术创新的影响不显著。Lanoie et al认为，环境规制对加拿大制造企业生产率的影响出现长期与短期不一致的现象，即对生产率的长期影响为正，短期影响为负。Baker et al认为，技术研发的动机和研发支出之间不存在相关关系。有学者对环境规制强度的门槛效应进行了研究，发现环境规制强度与企业技术创新之间存在“U”型关系和门槛效应。还有一些学者认为环境规制與企业绿色技术创新存在倒“U”型关系。肖黎明等认为，环境规制与绿色技术创新效率之间在一定条件下可能呈现出正线性、“U”型或倒“U”型关系等。

总之，有关环境规制下的企业绿色技术创新，学者们从不同角度，运用多种方法进行了研究，取得了积极的研究成果。国内外早期研究主要从宏观层面探讨环境规制的影响作用。近年来，学者们开始从企业微观层面进行研究，且文献多着重于研究环境规制对企业生产成本和技术专利等的影响。大量研究一致认为，环境规制对企业绿色技术创新能够产生一定的影响，但尚未形成一致的结论。而各种研究较少从微观视角探讨企业进行绿色技术创新的动因，也未对这种动因是否与宏观经济表象相符合做进一步研究。

为此，本文在前人研究成果的基础上，首先通过建立博弈模型，从微观视角考察环境规制对企业绿色技术创新的影响，从理论上揭示环境规制下不同企业绿色技术创新的内在机理，进而从宏观视角实证环境规制对企业绿色技术创新产出的影响作用。

2 微观视角下环境规制对绿色技术创新影响的机理

在政府环境规制下，市场上不同企业如何选择各自的绿色技术创新策略，是由企业自身条件，以及所处的经济环境等决定的。我们不妨假设市场上存在两个这样的企业，它们分别采取高低不同绿色技术创新策略。这里研究的是：在政府环境规制条件下，不同企业如何选择各自的绿色技术创新策略，以及选择该策略的内在机理问题。

2.1 模型假设

为了便于讨论，在不改变问题本质的前提下，需要对一些条件进行简化，模型假设如下。

把市场上的两个企业推广为两类企业（简称企业I，企业Ⅱ），这两类企业分别采取高低不同的绿色技术创新策略。假设企业I采取低绿色技术创新策略，企业Ⅱ采取高绿色技术创新策略，假设具有一般性。且企业I由于受到自身实力、区域经济条件和绿色技术创新能力等的限制，一般采用低水平的绿色技术。而企业Ⅱ由于自身实力较强、区域经济条件优越以及绿色技术创新能力较强，往往会不断地提高绿色技术投入。这里wi（/i=1，2）代表两企业的绿色技术创新水平，wi值越大，绿色技术创新能力越强，wo代表绿色技术创新水平规制下限，且0≤wl< WO

企业I和企业Ⅱ采取绿色技术创新策略需要付出一定的研发成本，它包含研发资本投入和人力投入。ai代表研发成本系数，人力和资本投入越高ai值越大。这里借鉴技术经济管理中经典的AJ模型，研发成本是绿色技术水平的二次函数，即ψ=ai（wi-w0）2。δ为环境规制系数，采用低绿色技术创新策略的企业由于达不到政府环境规制要求，要受到政府的惩罚，而高于规制下限的企业会得到政府补贴。θ代表具有一定偏好的消费者，消费者对绿色技术产品偏好服从θ∈[θ1，02]上的均匀分布。k表示消费者支付意愿系数，产品绿色技术水平越高，消费者支付意愿系数k值越大。λi表示两企业单位绿色技术创新带来的成本增加率。两企业单位绿色技术创新产品的平均成本为vi，价格为pi，需求量为qi，收益为πi，社会总收益为πi，市场总容量为1，且市场均衡时，每个消费者至少购买单位产品。

2.2 模型建立

丹尼尔·伯努利首先提出效用的概念，他认为消费者是否购买产品或服务是由其效用判断来决定的。这里我们借鉴Moorthy的消费者偏好模型和王文宾等消费者对产品估价的效用函数。其中，θ1类型的消费者倾向于购买低绿色创新技术水平产品，θ2类型的消费者极端倾向于购买高绿色技术水平产品，θ类型的消费者愿意对绿色技术创新产品的支付为kθ。一般而言，当消费者对产品的效用判断至少不小于零时，消费者才会购买该产品。假设存在一种θ（θ∈θ）类型的消费者，当且仅当P2 =k（θ -θ）+p1 +δ（W2 -Wl）时，θ类型的消费者对购买高

2.3 模型求解

由于绿色技术创新要投入大量的人力、財力，如果没有政府规制，以营利为目的的企业是不会为了环境保护和人类可持续发展等目标而自愿地对此进行大量投入，因此可以说，规制过程是一个典型的政府、企业间的博弈过程。企业绿色技术创新策略选择问题，可以通过以下方式分三阶段来解决：第一阶段政府根据以往经验判断或通过专家论证，按照生产企业给环境造成的损害大小（环境损害若要恢复原样需要的投资额）决定对污染企业的处罚系数（单位产值的环境治理成本）;第二阶段，两企业分别确定各自的绿色技术创新水平;第三阶段两企业分别确定各自产品的价格。根据问题的特点，这里采用博弈逆向归纳法对模型求解。

将（3）式带入（1），得最优市场需求量、两企业的最优收益函数和社会总收益函数：

2.3.2 第二阶段：两类企业选择各自的最优绿色技术水

平和社会绿色技术水平规制下限的确定

（1）两企业选择各自的最优绿色技术创新水平w1、W2。利润π1、π2分别对w1、W2求偏导数：

由wo =0，即绿色技术创新水平规制下限阈值为0可以这样解释：当没有政府规制干预，由于绿色技术创新需要企业投入大量的人力财力进行技术研发，且后续也需要投入大量的运营费用，使得企业生产成本提高，而这部分投入为企业带来的直接经济效益却微乎其微。持这种观点的，如唐国平等通过对上市公司数据研究发现，我国企业普遍存在绿色投入不足的现象，绿色技术创新投入对企业来说往往是一种被动行为，企业绿色技术创新投入与其他投入一样，追求的是直接的经济效益，其次才是环境效益和社会效益，而绿色技术投入的经济效益较低，甚至是负效益，为此，以赢利为目的企业缺乏进行绿色技术投入的内在动力。显然，在现有社会技术条件下，政府若不进行环境规制，企业通常很少会主动采取措施进行环境保护和污染治理，更不愿意承担相应的环境责任，故w0=0。

而为了公众的利益和经济的可持续发展，政府有必要实行环境规制，以促使企业进行绿色技术创新，使其承担相应的环境责任，故wo就不能为0。wo的选取必须根据经济发展状况、环境承载能力、企业整体技术发展水平等，以及实践中的不断摸索确定一个具有实际参考价值的值，比如，wo=4。

2.3.3 第一阶段：政府确定规制系数δ

对社会总收益函数7πt，求δ的偏导数：

当wo=0，其他参数如表1取值时，δ=3.185，显然，这种情况不符合现实，因为将绿色技术水平规制下限设为零，即企业不用进行绿色技术创新，只是在现有的技术水平上维持生产，政府不需要有任何强制性措施促使企业进行绿色技术创新，显然，这不符合环境规制的初衷。因此，为了达到环境保护的目的，政府必须实行环境规制，故wo必须大于零，比如wo =4，则δ=4.977。

2.4 δ变化的数值分析

由以上分析可知，为了达到规制效果，δ值需大于4.977，这里取δ∈[5.5，8]，δ值的变化对绿色技术创新系数、产品价格、需求量、企业收益和社会总收益等的影响如表1所示（其中，v1= V2 =2，λ1=0.35，λ2=0.4，a1=1，a2=1.2，k=1.5，θl=1，θ2 =5）。

由表1数据分析可知，随着δ的增大，企业I的绿色技术创新系数w1不断增大，而企业Ⅱ的绿色技术创新系数W2先减小然后增大。这是因为，随着规制强度的增加，处于低绿色技术创新水平的企业往往只有不断进行绿色技术创新，才能减少或不被政府处罚，甚至关停。显然，政府规制强度对企业I的绿色技术创新具有促进作用，它会迫使企业去提高绿色技术创新水平。处于绿色技术创新前沿的企业Ⅱ，由于初期其绿色技术创新水平较高，但高绿色技术水平往往面临高研发投入、高成本，会使企业收益减少。在此种情况下，企业为了自身利益，在满足政府规制的条件下，往往会先降低绿色技术创新投入水平，但随着政府规制水平的提高，以及企业实力和绿色技术研发能力的增强，其绿色技术水平W2又会不断提高。

另外，随着δ的增大，产品的价格Pi和P2先增加后减小。这是因为，政府规制强度增加，迫使企业不得不提高绿色技术创新水平，使企业的生产成本上升，这必然导致企业通过提高产品价格来弥补成本的增加。之后，随着技术创新水平不断提高，生产成本会逐渐下降，从而价格也会降低。由于产品价格先上升后下降，导致产品需求量先降低后上升。p1/P2比值先增加后减小，说明企业Ⅱ产品价格相对于企业I产品价格上升速度由慢转到快。q1/q2比值先增加后减小，说明企业Ⅱ的产品需求量相对于企业I的产品需求量上升速度先增加后减小。π1/π2比值不断减小，说明企业Ⅱ的收益始终比企业I的收益增加的快。由表1中数据可知，规制系数的两个阀值为：δ=6.6和δ=7.2，与π1、π2、πt的变化关系如表2所示。

在5.5≤δ<6.6区域，两企业的收益和社会总收益都会随着8的增大而减小。这是因为δ处于较小区域，此时随着规制强度的增大，无论采取低绿色技术创新的企业I，还是采取高绿色技术创新的企业Ⅱ，由于政府的规制迫使企业不得不增大投入，从而使生产成本上升，因此，两企业的收益和社会总收益都会不断减小。

在δ=6.6时，企业Ⅱ的收益π2和社会总收益πt首先分别达到极小值7.991和118.118，企业I的收益π1值还在减小。这是因为，较强的规制使得采取高绿色技术水平的企业Ⅱ适应规制之后，不断加大对绿色技术创新的投入，成本不断上升，收益不断下降，直至获得的收益达到极小值，之后收益不再下降。采取低绿色技术创新策略的企业I在提高绿色技术创新水平时，成本提高较多，收益一直处于下降中，受此拖累，社会总收益不断减小，直至达到极小值。

在6.6<δ<7.2的区域，由于规制强度较大，企业Ⅱ已经适应了政府的规制政策，不断提高绿色技术创新的研发水平，虽然研发成本在不断增加，但其技术能力不断提高，生产成本逐渐降低，生产效率不断提升，所以，企业Ⅱ的收益会从极小值点逐渐回升。而企业I由于绿色技术創新研发能力较弱，一直处于政府规制之列，生产成本不断提高，致使企业收益还在不断下降。但此时由于企业Ⅱ的收益增加幅度大于企业I的收益减小幅度，所以，社会总收益从最低点开始回升。

当δ= 7.2时，企业I收益达到极小值15.142。此时，企业I由于绿色技术创新投入最大，生产成本最高，企业收益最终达到最小值，之后，其收益不再下降，企业Ⅱ的收益和社会总收益还在上升。

7.2<δ<8（δ>8数据变化趋势不变）区域，两企业由于逐步适应了政府的环境规制政策，不断提高各自的绿色技术创新投入，生产成本开始下降，生产效率不断上升，两企业收益和社会总收益都不断增加。

总之，为了维护生态环境和经济可持续发展，政府有必要进行环境规制。随着规制强度的不断增加，企业的收益和社会总收益都是先减小后增加，呈“U”型关系。但是，绿色技术创新水平较强的企业Ⅱ较企业I的收益先达到极小值，然后随着规制强度的增加，其收益不断增加。由于企业Ⅱ的收益变化幅度较大，对社会总收益影响较大，所以，社会总收益的变动趋势和企业Ⅱ的收益变动趋势一致。

3 宏观实证检验

在宏观层面上，环境规制对绿色技术创新的作用不可避免地受到人力、资本、区域经济发展水平等多种因素的影响，这将导致环境规制与绿色技术创新之间存在较复杂的关系。

3.1 绿色技术创新产出函数构建

内生增长理论认为，经济增长能够不依赖外力的推动，内生的技术进步是经济持续增长的决定因素，绿色技术创新是产出的一种表现形式。绿色技术创新产出函数是传统物质产品生产函数在知识生产领域的扩展。为了减轻异方差对数据稳定性的影响，并考虑到环境规制与绿色全要素生产率潜在的非线性关系，以及环境规制对绿色技术创新的影响存在滞后性的特点，本文经初步数据分析.构建环境规制对绿色技术创新影响的对数函数：

其中，βo代表常数项，j代表地区，n代表年份，β1-β5为待估系数，εjn为随机误差项，t为滞后期，t=l代表滞后一期。

3.1.1 变量说明

（1）解释变量。资本投入。Griliches曾提出将科学研究产出看作是研发资本和人力投入的结果，它们影响着绿色技术创新的水平。对资本投入的计算，已有研究用永续盘存法计算资本存量，由于基年（多选取1952年、1978年和1980年）和折旧率的选取不同，计算结果往往相差很大。本文采用庞瑞芝和李鹏的方法，用固定资产净值年平均余额作为资本存量的近似值，用CI表示（单位为亿元）。

劳动力投入。劳动力投入数据选取上一年末和本年末就业人数的平均值计算得到，用LI表示（单位为万人）。

人均GDP。它是影响技术创新的重要指标，直接影响居民生活水平、产业结构、社会经济建设方面的投入取向及投入水平，是反映地区经济发展水平的重要指标。为了保持数据的可比性，以GDP名义值和GDP增长速度为基础，折算出一个以1995年为基期的GDP平减指数对其进行平减，计算出实际人均GDP，用AGDP表示（单位为亿元/十万人）。

环境规制强度。是影响绿色技术创新的重要因素，其度量指标较多，如污染物排放密度、环境规制政策的多少、某种污染物排放量等，但以上各代理指标内涵较为单一，难以有效表示环境规制强度。为此，本文采用张成等的治理污染的总投资额与工业总产值的比值来度量环境规制强度，即单位工业产值治理成本，该指标能有效避免因为区域产业结构的差异对环境规制强度影响造成的误差，用δ表示。

（2）被解释变量。绿色全要素生产率。对技术创新产出的度量指标目前尚未统一，一些学者认为用技术发明专利数作为度量指标，但是，实际上，有相当一部分技术发明专利并未应用于生产活动，也未创造出价值，因此，它对经济的作用显然没能表现出来。而全要素生产率是技术进步对经济发展作用的综合体现，鉴于环境规制能有效地促进企业进行绿色技术创新，这里选择绿色全要素生产率作为环境规制对绿色技术创新产出影响的度量指标，用GTFP表示。

3.1.2 绿色全要素生产率的测算

环境规制对企业绿色技术创新的影响，很多学者们将其理解为对全要素生产率的影响，而实际上并非如此。经济发展中往往既有期望产出也有非期望产出，在环境规制对绿色技术创新的影响中不考虑非期望产出是不合理的。因此，我们用既考虑期望产出，又考虑非期望产出的绿色全要素生产率来考察企业的绿色技术创新产出较为科学。这里的期望产出为实际GDP，非期望产出为工业二氧化硫排放量和工业废水中化学需氧量，缺失数据按照工业占比对数据进行适度的调整（单位为万吨）。

由于政府环境规制，企业将原本的生产资源不得不转而投向减少环境污染、进行绿色技术创新的领域，显然，产出形式是有变化的。而传统的Malmquist指数中由于不考虑非期望产出，导致测算结果的偏差。而Malmquist-Luenberger（简称ML）指数基于方向性距离函数，它将非期望产出考虑在内，允许在一定的方向上处理期望产出和非期望产出，因此，它更适合于本文的研究。

（1）考虑非期望产出的函数模型。Tone提出了非径向、非角度的SBM模型，回避了投入不足即非松弛问题，解决了存在非期望产出的效率评价。

考虑非期望产出的SBM模型的生产可能性集定义为：

P={（x，y，b）Ix≥xζ，y≤Yζ，b≥Bζ，ζ≥0}

（10）

其中，s-、Sa、sb分别表示投入、期望产出和非期望产出的松弛量，ζ表示权重，γ表示产出效率。

（2） Malmquist-Luenberge指数构建。方向性距离函数在给定的方向上不对称的处理期望产出与非期望产出，表示：

D（x，y，b;g）=sup{β：（y，b）+β gεp（x）}

（12）

其中，g=（y，-b）表示产出变化的方向向量，也即是期望产出增加和非期望产出减少的方向，β表示方向性距离函数值，p（x）表示生产可能性集。

构建ML指数测算绿色全要素生产率，结合n期和n+1期的全局生产可能集，ML指数可表示为：

其中，bn和bn+1分别表示决策单元n期和n+1的非期望产出。

（3）绿色全要素生产率的测算。本文将劳动力、资本作为投入变量，以实际GDP为期望产出，二氧化硫和工业废水中化学需氧量为非期望产出，对我国30个省级单位（港澳台除外，西藏数据缺失较多，予以剔除）数据，利用MAXDEA软件对ML指数进行测算。样本期为1995-2016年，其中部分年份的缺失值用插值法补齐，数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国经济普查年鉴》及国家统计局网站，测算结果如图1所示。

由图1可知，我國绿色全要素自1995年以来可以大致划分为：2000-2001年、2006-2008年、2011-2012年三个增长期，这与我国实行的“十五”“十一五”“十二五”计划紧密相关。在此期间，政府把节能减排作为约束性指标，强化了政府的环境职责，客观上控制污染物排放量。这一时期，绿色技术进步成为了经济增长的主要推动力。

在2000年之前，绿色全要素生产率有段较长时期的下降。这是因为，改革开放以来，我国经济获得了高速增长，1978-2000年，经济年平均增长率达9.5%。经济增长方式以粗放型为主，能源需求量不断上升，而由于能源使用效率不高，环境治理技术落后，在此期间，工业能源消耗年均增长约5%，占全国40%的工业GDP却消耗了全国约60%的能源，造成了严重的环境污染问题。据统计，90年代初，我国二氧化硫排放量为1800多万t，到90年代末已上升到2000万t。全国七大水系的水质持续恶化，仅淮河流域就有超过75%的化学需氧量来自工业废水，近50%的河段水质超V类。

2003年绿色全要素生产率也有明显的下降，这是因为，我国实行“中部崛起”战略，客观上促进了中部地区经济的发展。但是，由于中部地区的山西和河南等省份承接了部分从东部地区转移的高污染、高能耗产业，非期望产出急剧增加，最终导致2003年的ML指数急剧下降。

总体来说，近些年来我国绿色技术创新产出总体上处于上升的大趋势，这与我国政府一直坚持的发展绿色经济、加强环境保护，促进经济和社会和谐发展是分不开的。

3.2 实证分析

基于绿色全要素生产率的测算结果，根据技术进步对环境规制强度的反应存在滞后性特点，本文在滞后一期的条件下考察环境规制对绿色技术创新的影响。运用Eviews8.0，霍斯曼检验在1%的显著性水平下，拒绝了随机效应模型。故采用固定效应模型，通过了相关性分析和ADF检验，对逐步加入控制变量后的序列进行协整关系分析，变量之间存在零协整或至少一个协整关系，表明相关变量间存在长期均衡关系。模型（I）、模型（Ⅱ）、模型（Ⅲ）是依次加入控制变量的模型，回归分析结果如表3所示。

表3显示，环境规制强度变量的一次项和二次项系数符号分别是负号和正号，并且在统计上显著。其滞后一期的一次项和二次项系数符号与之相同（滞后二期的影响不显著），在统计上显著。说明企业绿色技术创新产出与环境规制强度之间存在“U”型关系，即随着环境规制强度的不断增加，企业的绿色技术创新产出存在先下降后上升的现象。且环境规制对绿色技术创新产出的影响不仅对当期的绿色技术创新产生影响，而且滞后一期也存在显著的影响。当环境规制系数In8每增加1%，绿色技术创新产出In GFTP增加-β1%;环境规制系数Inδ2每增加1%，In GFTP增加β2%;INCI、InLI和InAGDP每增加1%，InGFTP分别增加β3%、β4%和βs%，说明随着资本、人力投入和人均国内生产总值的增加，绿色技术创新产出增加。随着AGDP不断提升，区域产业结构越趋于合理，区域基础条件也越好，区域经济越发达，对绿色技术创新产出的促进作用越明显。

由以上分析，在环境规制强度较低时，往往也是政府实施环境规制的初期，或者基于对经济落后区域产能保護的考虑。此时，为了达到政府规制要求，企业不得不将资源投入到绿色技术创新中，以便将污染尽量控制在限定范围内，这会影响其期望产出水平。即随着规制强度的增加，绿色技术创新产出水平不断降低，最后达到某一极小值。之后，随着政府规制强度的增加，企业的绿色技术创新水平不断提高，生产成本不断下降，生产效率不断上升，企业的绿色产出不断增加。这也印证了微观分析的结论，即绿色技术创新产出与环境规制强度之间存在着“U”型关系。

4 结论及政策启示

本文首先从微观视角，采用博弈模型研究了企业进行绿色技术创新的内在机理，并运用数据模拟了环境规制对企业绿色技术创新产出的影响，然后从宏观视角进行验证。结果表明：环境规制对绿色技术创新产出的影响呈现“U”型关系，且滞后一期的影响显著，即随着规制强度的增加，绿色技术创新产出先减小，达到极小值之后，又会随着规制强度的增大而增大。此结论与一些文献的结论不同，原因可能是面板数据选取的时间跨度不同等造成的。

对这一结论的政策启示如下：

（1）实际中，环境规制强度（系数）的选取要符合实际，不宜过大，也不宜过小，这要综合考虑经济效益和环境效益。如果政府要保护较落后的产能，解决劳动力就业，促进区域经济发展等现实经济发展问题，可以考虑将规制强度设置的相对低一些。当区域经济条件较好，政府侧重考虑环境目标时，应将规制强度设置的高一些。

（2）政府要积极推进产业结构调整和优化。当前，我国劳动力等传统经济增长的红利正在丧失，传统高污染产业不断向外转移，新的经济增长点尚未形成。因此，应加快推进产业结构调整，积极引导企业从依靠资源和成本优势逐步向依靠绿色技术创新转化，以形成新的经济增长点。环境规制强度的提升.有利于促进经济向生态化、集约化方向发展。

（3）政府应针对不同区域的经济发展状况，在环境规制政策制定中应体现出区域差异化特征。东部经济较发达地区区域经济基础较好，应鼓励开展绿色技术创新，使具有行业优势的企业积极投入技术创新标准的制定，走技术创新的高端发展路线，以促进区域经济的进一步发展。对于中西部经济较落后地区，对先进技术的吸收能力不足，创新能力薄弱，应加强区域基础设施建设，积极引进技术创新人才，逐步提高企业绿色技术创新能力，促进区域经济发展。

（4）由于环境规制与企业自身经济利益密切相关，企业应理性地在环境规制与主营业务之间配置资源，选择可减少环境规制遵循成本的新技术新工艺，进行环境技术的持续创新和改进，将环境规制融入到企业的发展战略之中，以提高企业的市场竞争优势。

总之，在我国区域经济发展不平衡、企业间技术实力相差悬殊的条件下，只有因地制宜，不断提高环境规制政策的科学性和合理性，才能在改善绿色技术创新水平的同时，实现经济效益提升与环境效益改善“双赢”的局面。