经济·管理
环境规制与区域技术创新： 促进还是抑制？ ——基于政府行为视角的分析
毛建辉, 苏冬蔚
[摘 要] 解决经济社会发展与生态环境矛盾的关键在于环境规制能否倒逼企业技术创新，转变经济增长方式，实现经济可持续发展和环境保护“双赢”。为此，本文基于2004—2015年中国省级面板数据，从政府行为视角构建环境规制与区域技术创新的非线性门槛模型，考察环境规制的门槛效应和时序变化。研究结果显示：(1)环境规制强度较低时，不利于区域技术创新能力的提升，而环境规制强度超过一定“度”时，环境规制促进区域技术创新。(2)较高的官员晋升压力、财政不平衡程度以及较低的财政分权均不利于区域技术创新能力的提升，而官员晋升压力较低、财政平衡以及较高财政权利则有助于区域技术创新能力的提高。(3)传导机制方面，研发投入和产业结构升级对环境规制和技术创新具有正向传导功能，FDI流入和投资需求则具有逆向功效，且政府行为影响机制传导。
[关键词] 环境规制； 区域技术创新； 政府行为； 门槛模型
一、引 言
改革开放四十多年来，经济的持续高速增长，使中国成为全球经济第二、外汇储备第一的大国，创造了世界经济增长的奇迹。然而，以高投入、高能耗、高污染等为特征的粗放型经济增长方式亦使中国付出了严重的资源和环境代价，引发了一系列的环境社会问题。目前中国是世界上最大的工业废气排放国，因二氧化硫排放导致的死亡人数年均约18万，相关的医疗费用则超过3 000亿元，[注] ① 陈硕、陈婷：《空气质量与公共健康：以火电厂二氧化硫排放为例》，《经济研究》2014年第8期。 亚洲开发银行和清华大学发布的《中国国家环境分析(2012)》指出，中国境内满足世界卫生组织推荐标准的城市不足5个，而由于空气污染引致的经济损失中，基于疾病的医疗支付估算就达到GDP的3.8%。世界银行最新的统计数据显示，每年空气和水污染给中国经济造成的损失约占GDP的8%～12%。可见，盲目依靠要素投入和规模扩张的经济增长方式已经难以为继，中国迫切需要改变经济发展方式，走高质量发展道路。
如何将中国经济由高速增长过渡到高质量发展阶段，缓解经济社会发展与生态环境的矛盾，关键在于使过去要素和投资驱动的经济增长转化为创新驱动的经济增长，提升企业全要素生产率。党的十九大报告中明确指出创新是引领发展的第一动力，是建设现代化经济体系的战略支撑，必须坚定不移贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的发展理念，将建设创新型国家作为一项重大战略任务。2018年中央经济工作会议更是将发展理念具体化为创新驱动发展战略及其具体建议，强调要“大力培育新动能、强化科技创新，推动重大科技创新取得新进展，促进大众创业、万众创新上水平”。在此背景下，研究环境规制对区域技术创新的作用效应，不仅有助于厘清区域技术创新的影响因子和发展路径，还有助于知悉环境规制政策的力度、效度和改进方向，找寻到环境保护和经济可持续发展双赢的路径，实现产业结构转型升级和经济可持续发展。
相较已有研究，本文可能的创新之处在于：第一，将非线性门槛模型引入分析框架中，有效弥补孤立关注环境规制与区域技术创新线性关系的不足；第二，结合政府行为探讨环境规制对区域技术创新的影响，有助于理解地方政府行为在协调环境保护与经济发展中的重要作用，同时也是对相关研究领域的补充；第三，运用中介效应探讨FDI、研发投入、产业结构、投资需求在“环境规制—技术创新”中的作用，并分析政府行为在机制中的作用，有助于深入挖掘环境规制对技术创新的传导路径和作用机制。
本文其余部分结构如下：第二部分是文献回顾；第三部分介绍数据来源、变量定义及实证模型；第四部分为实证分析与经济解释；第五部分为研究结论与政策启示。
二、文献回顾
20世纪90年代以前，学者们普遍认为，环境规制政策的实施尽管提高了社会整体福利，却牺牲了厂商的利益，企业负担的生产成本增加，可投入技术研发的资金减少，进而导致企业创新能力减弱。但Porter提出的“波特假说”认为，环境规制短期内确实增加了企业生产成本，而从长期看，一定强度的环境规制政策可以激励企业技术创新和优化资源配置，获得“创新补偿”，这不仅有效弥补了企业的“遵循成本”，还提高了企业的市场竞争力。[注] Porter, M. E.,“America’s Green Strategy”，Scientific American , No.4,1991,pp.193-246. [注] Porter, M. E and Der Linde, C. V., “Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship”,Journal of Economic Perspectives ,Vol.9,No.4,1995,pp.97-118.“波特假说”的提出引发了学者们的广泛讨论，已有研究主要形成以下三种观点：一是环境规制有利于技术创新。Jaffe认为，企业会根据投入的生产成本决定是否进行技术创新，当政府实行严格的环境规制政策，给企业带来较多生产成本，压缩利润空间时，企业会主动进行技术创新。[注] Jaffe,A.B.,Trajtenberg,M.,“Patents, Citations & Innovations: A Window on the Knowledge Economy”, Research Policy ,Vol.33,No.10,2004,pp.1709-1711.Horbach对德国的研究发现，严格的环境规制政策不仅可以降低企业的污染排放，还在一定程度上促进了企业技术创新。[注] Horbach, J.,“Determinants of Environmental Innovation-New Evidence from German Panel Data Sources”,Research Policy ,Vol.37,No.1,2008,pp.163-173.孙伟等对中国31个省份研究显示，环境规制可以通过两条路径促进企业技术创新，其中一条通过时期效应和强度效应发挥效用，另一条是通过信息、博弈规则和产权保护制度激励企业对创新资源合理利用。[注] 孙伟、江三良、韩裕光：《环境规制、政府投入和技术创新——基于演化博弈的分析视角》，《江淮论坛》2015年第2期。 二是环境规制抑制技术创新。Svorc研究表明，环境规制强度的增加，会降低企业的整体研发能力，并且产生的创新效应不足以弥补成本效应。[注] Svorc,J.,“The Impact and Implications of Environmentally Linked Strategies on Competitive Advantage: A Study of Malaysian Companies”,Journal of Business Research ,Vol.47,No.1,2004,pp.75-89.Kneller & Manderson对英国企业研究发现，尽管环境规制对企业创新环境具有一定的激励作用，但企业的研发能力反而降低了。[注] Kneller, R.and Manderson, E.,“Environmental Regulations and Innovation Activity in UK Manufacturing Industries”,Resource and Energy Economics ,Vol.34,No.2,2012,pp.211-235.李斌和陈崇诺对中国30个省份研究显示，环境规制使得企业的治污投资和经营负担增加，抑制企业生产效率和技术创新能力提升。[注] 李斌、陈崇诺：《异质型环境规制对中国工业能源效率影响的实证检验》，《统计与决策》2016年第3期。 三是环境规制与技术创新存在非线性关系。沈能和刘凤朝对中国的研究发现，环境规制与技术创新之间存在门槛效应，当环境规制强度低于门槛值时，不能有效刺激企业技术创新，而当环境规制强度高于门槛值时，则会产生“创新补偿”效应，弥补企业生产成本。[注] 沈能、刘凤朝：《高强度的环境规制真能促进技术创新吗?——基于“波特假说”的再检验》，《中国软科学》2012年第4期。 李勃昕等对中国工业行业研究表明，环境规制与企业创新效率之间存在倒U形关系，当企业强度超过一定“度”时，不利于企业创新效率的提升。[注] 李勃昕、韩先锋、宋文飞：《环境规制是否影响了中国工业R&D创新效率》，《科学学研究》2013年第7期。
其中，MEDIATOR it 为中介变量组，本文采用了一系列与环境规制密切相关且能够影响技术创新的因素进行衡量，主要包括外商直接投资(FDI )、研发投入(R &D )、产业结构(STRU )、投资需求(INVEST )四项指标。考虑到中介效应传导机制可能会产生时滞问题，本文将解释变量和控制变量均做滞后一期处理。
从以上文献归纳分析可知，环境规制对技术创新的影响尚未形成统一的观点，而政府行为作为关键的“不稳定”因子，对“环境规制—技术创新”的作用机制产生了重要影响，因此，对其进行研究有助于实现环境改善、政府行为与技术创新“三赢”目标，为探索“生态—经济—民生和谐”的可持续发展提供思路和策略。此外，鲜有研究进一步探究环境规制与区域技术创新的中介传导机制，对该机制的探索有助于深入理解环境规制、中介要素(FDI、研发投入、产业结构、投资需求)与区域技术创新的传导路径和作用机制，同时也为本文提供切入点和启发点。
象山学自经学始，以经学终；陆九渊一生读经、注经，不曾停歇，其学处处以经书为依归，晚年更有注经之愿。与言陆九渊为离经轻经者，实为两反，此不能不先说明。据年谱载，陆九渊最早读《论语》《孟子》，十三岁受《礼记》、闻程氏《易传》，十六岁读《春秋》等史书，二十四岁精考《周礼》。⑤对于经学的阐释及其正误，陆九渊有自己独特的看法。他八岁质疑有子话语与孔、孟不类，十三岁再次提出有子之言支离，孔子之言简易。又谓小程子之《易传》支离，并且以简易之话语“无我”“无物”释《易经》，使得兄长复斋先生大喜。后来与朱熹鹅湖之会的“易简”说可追溯于此。而对《易经》的早慧可延伸至后来以《易经》中举及注释《易经》，阐发易理。
三、研究设计
(一)数据来源
4.控制变量
(二)变量定义
1.被解释变量
区域技术创新(PAT )。已有文献关于衡量技术创新能力的常用指标主要包括研发投入和研发产出，但是研发投入只能反映技术创新的“中间”而非“终极”程度，[注] Tong, T. W., He, Z. L.and Lu, J. L.,“Patent Regime Shift and Firm Innovation: Evidence from the Second Amendment to China’s Patent Law”,Academy of Management Annual Meeting Proceedings ,No.1,2014,pp. 14174-14180. 因此，用研发产出代表技术创新能力较为科学，而专利则是研发产出的主要指标。在中国可获取的专利数据，包含专利申请和专利授权两套，但专利申请并不是创新的最终产出，并且还存在大量冗余的情况，因此，专利授权能够较好代表技术创新能力。现阶段，中国可提供的专利数据主要是发明专利、实用专利和外观设计专利，但鉴于外观设计对整个创新体系的贡献度不大，本文仅采用发明专利授权(PAT 1)和实用专利授权(PAT 2)。此外，本文将专利数据除以该地区GDP，以消除异方差的扰动，并且赋予其经济基础。
官员晋升压力(PRESS )：在中国现行体制下，经济增长是地方官员的主要绩效考核指标，[注] 周黎安：《中国地方官员的晋升锦标赛模式研究》，《经济研究》2007年第7期。 因此，参考吴非等[注] 吴非、杜金岷、李华民：《财政科技投入、地方政府行为与区域创新异质性》，《财政研究》2017年第11期。 对官员晋升压力指标的衡量方法，同时考虑到部分年份某些省份GDP增长率为负，本文采用该省(直辖市、自治区)所处地区板块(东、中、西部[注] 本文将中国(不含西藏)30个省、直辖市、自治区划分为三大地区板块。其中，东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、辽宁、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括广西、内蒙古、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。 )的GDP增长率与其GDP增长率的差值与板块GDP增长率的比值衡量地方官员晋升压力。如果该值大于0，则表明该省的经济绩效较差，官员被替换的风险增加，该省官员晋升压力较大；反之则意味着该省的经济绩效较好，官员晋升压力较小。[注] 由于中国要素禀赋差异极大，如果绩效考核时将特定区域 GDP 增长率同中国全域水平作对比，则得出的压力指数可能存在一定偏误。即简单将所有地区放置在同一起跑线上，只能是形式公平而非实质公平。因此，本文对相关省份按照东中西部板块进行分离，既考虑到了地区差异，又注重临近比照，是较为合理的选择。
环境规制(ERS )。已有研究关于环境规制单一指标的测度方法主要有：(1)单一污染物治理投资费用；[注] Dean, J. M. and Lovely, M. E.,“Are Foreign Investors Attracted to Weak Environmental Regulations? Evaluating the Evidence from China”,International Economic Integration and Domestic Performance , 2017. (2)某一污染物的排放密度；[注] Cole, M. A.and Elliott,R. J.R.,“Determining the Trade-Environment Composition Effect: The Role of Capital, Labor and Environmental Regulation”,Journal of Environmental Economics &Management , Vol.43,No.3,2003,pp.363-383. (3)污染治理费用与产业附加值的比值。[注] Levinson, A. and Taylor, M. S.,“Unmasking the Pollution Haven Effect”,International Economic Review , Vol.49,No.1,2008,pp.223-254. 以上单一指标只能反映环境规制某一方面的内容，而不能综合测度不同地区的环境规制水平。另外也有学者同时采用多个单项指标弥补单一指标的不足，如Javorcik & Wei在测度环境规制时，同时采用国际环保条约的参与程度、空气和水体中相关污染物的达标情况、单位GDP中二氧化碳的排放量以及污染排放中铅的削减情况。[注] Javorcik, B. S. and WEI,S. J.,“Corruption and Composition of Foreign Direct Investment: Firm Level Evidences”,NBER Working Paper ,2000.虽然采用多个单项指标可以获得相对稳健的环境规制代理变量，但由于缺少相对完整的环境规制专业数据库，因而该方法在中国并不适用。鉴于相关数据的可获得性，并且能够有效反映中国各地区环境保护强度，本文构建了综合指标衡量各地区环境规制强度，该指标包含一个目标层(ERS综合指标)和三个单项指标(废水、废气和废物)。环境规制综合指标的具体构建过程如下：
(1)单项指标的筛选。鉴于中国环境数据的可获得性以及主要污染物排放的严重程度，本文采用单位工业废水治理投资、单位工业废气治理投资以及废物治理综合利用率。单位工业废水治理投资为废水治理投资费用与工业废水排放量的比值，单位工业废气治理投资为废气治理投资费用与工业废气排放量的比值，单项指标没有采用单位废物治理投资主要是由于工业废物治理投资存在较多缺失值。
(2)单项指标的处理。鉴于不同单项指标衡量标准存在较大差异，本文对各单项指标进行标准化处理。具体处理方法如下式所示：
其中，I ij 为主要污染物指标的初始值，max(I j )和min(I j )为污染物j 的污染指标在所有地区中的最大值和最小值，
为污染指标标准化处理后得到的值。
(3)单项指标调整系数的计算(V j )。鉴于各污染物在不同地区的排放情况存在较大差异，而不同污染物在同一地区也存在类似的情况，因而需要对不同污染物单项指标进行调整。该过程相当于给各污染物排放指标赋予相应的权重，以反映不同地区各污染物的实际治理力度。调整系数的具体计算方法如下式所示：
其中，V j 为地区i (i =1，2，…，m )中污染物j (j =1，2，…，n )的排放量F ij 在全国该类污染物排放总量(∑F ij )占比(F ij /∑F ij )与地区i (i =1，2，…，m )的工业产值(Q i )在全国工业总产值(∑Q i )占比(Q i /∑Q i )比值。做了转换后为地区i 中单位工业产值中污染物j 的排放量(I ij )与全国单位工业产值中污染物j 排放的平均水平
的比值。
(4)环境规制综合指标的计算。根据标准化的单项指标和相应的调整系数，计算环境规制综合指标。具体计算方法如下式所示：
3.核心变量
(1)政府行为：本文采用官员晋升压力、财政不平衡、财政分权衡量政府行为，各指标具体定义如下：
2016年12月，湖北省第一次全国地理国情普查工作全面完成，第一次全面查清了湖北省行政辖区范围内面积约18.59万平方公里的“山水林田湖草”等地表形态、地表覆盖和重要地理国情要素。其成果丰硕，包括全部地理国情信息中的12个一级类，58个二级类，136个三级类，建成了省级地理国情普查数据库，形成了分类详细的国情基本统计数据，成果已向全省各市州县提供了普查成果，用于城市建设与经济社会发展。
2.解释变量
财政不平衡(DISORDER )：参考宫汝凯的研究，本文采用一般政府预算支出与一般政府预算收入的比值衡量地方政府财政不平衡。[注] 宫汝凯：《财政不平衡和房价上涨:中国的证据》，《金融研究》2015年第4期。 如果该值大于1，则表明地方政府的预期支出大于收入，财政捉襟见肘，财政不平衡现象较为严重；反之则意味着该地区财政较为平衡。
财政分权(CZFQ )：已有研究对于财政分权程度一般采用地方政府财政收入(支出)与中央财政收入(支出)的相对值衡量，[注] Jin,J.and Zou.H.F.,“How Does Fiscal Decentralization Affect Aggregate, National, and Subnational Government Size?”,Journal of Urban Economics , Vol.52,No.2,2000,pp.270-293. [注] Lin, Y. and Liu, Z.,“Fiscal Decentralization and Economic Growth in China”,Economic Development &Cultural Change , Vol.49,No.1,pp.1-21. 但由于中国各地区间转移支付现象长期存在，很容易高估接受方(如青海、新疆等地)的财力水平，因此，本文采用某个省(直辖市、自治区)的地方财政收入与全国财政收入的比值衡量。如果该值越大，则表明地方政府的相对财力越充裕；反之则意味着地方政府的财力相对不足。
(2)中介变量：本文采用外商直接投资、研发投入、产业结构升级和投资需求作为中介变量，各变量具体定义如下：
外商直接投资(FDI )：本文采用实际利用外商投资总额与该地区GDP的比值衡量外商直接投资水平，但由于外商直接投资的单位为美元，因而按照人民币与美元的年均汇率将其兑换成人民币计价。如果该指标值越大，则意味着流入该地区的外商资金越多，外商在该地区的直接投资越活跃；反之亦反。
研发投入(R &D )：本文采用研究与实验发展经费支出与该地区GDP的比值衡量研发投入程度。如果该指标值越大，则意味着该地区研发投入强度越大；反之亦反。
⑨由于风浪影响或水位测量误差可能造成水闸上下游水位偏差，为防引排倒流，设定上游水位比下游水位高0.01 m以内时，闸门一次性关到底（不分级关闸）。
产业结构升级(STRU )：参考干春晖等的做法，本文采用第三产业增加值与第二产业增加值的比值衡量产业结构升级。[注] 干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》2011年第5期。 如果该指标值越大，则意味着产业结构向第三产业转型升级，该地区产业结构升级程度越好；反之亦反。
表6提供了环境规制与区域技术创新的传导机制实证结果，由表6结果可知，环境规制对区域技术创新的影响(φ 1的系数显著为正)与前文的结论总体一致，即环境规制总体上有利于区域技术创新能力的提升，这再次验证了前文的实证结果，同时也为上文的实证结论和经济解释提供了稳健性检验。
本文借助2004—2015年中国境内省级面板数据，通过实证模型分析环境规制、政府行为与区域技术创新的关系。[注] 限于2016年及之后的《中国环境统计年鉴》未公布污染排放及费用相关数据，因此本文的数据仅截至2015年。 其中，各省、自治区和直辖市工业废水、废气、废物治理费用投入和排放数据来自历年《中国环境统计年鉴》和地方统计年鉴；专利授权数据来源于历年《中国科技统计年鉴》，各地区产业结构升级、GDP增长率、地方政府预算收支以及中央财政收支相关数据均来自历年《中国统计年鉴》；各地区对外贸易额、固定资产投资、人均GDP、人力资本存量以及地区总人口数据来源于国家统计局网站(http:∥data.stats.gov.cn/)。此外，西藏自治区数据不仅缺失严重，而且与其他省份存在较大差异，因而将其排除，最终获得30个省(直辖市、自治区)共360个平衡面板数据。最后，为消除通货膨胀因素的影响，本文将主要经济变量按物价指数进行调整(2004年为基期)。
参考已有文献的研究，本文加入了一系列影响区域技术创新的指标作为控制变量，各变量具体定义如下：
开放程度(OPEN )：本文采用进出口贸易总额与该地区GDP的比值衡量对外开放程度。如果该指标值越大，则意味着该地区经济对外贸易依存度越高，对外开放程度越大；反之亦反。
人力资源，本文分别采用人力资本存量(HEP )和地区总人口(RP )表示人力资源。其中，人力资本存量采用当地普通高等学校在校生数的对数，而地区总人口则用年末常住人口的对数衡量。对于技术创新而言，核心在于人力资源，人力资源越充沛，意味着可提供的各类人才越多，因而该地区技术创新的潜力越大；反之亦反。
礼乐文明是中国古代特有的文明特征。早在夏商周时期，古代的先贤们就通过制礼作乐，产生了一套比较完善的礼乐制度，用以维护社会秩序和人际和谐。中国古典乐器历史悠久、地位突出，体系也十分庞大。那么问题来了，中国古代的乐器是按“八音”分类的，什么是“八音”呢？（ ）
人均GDP(AGDP )：本文采用各地区GDP与当地人口的比值衡量人均GDP。一般而言，经济基础的夯实是该地区技术创新的重要保障，因此，人均GDP值越大，意味着该地区技术创新的经济基础越牢固；反之亦反。
本文描述性统计结果提供了详细数据结构特征，具体如表1所示。
表 1描述性统计
(三)实证模型
1.基准模型
（三）缺少良好的学习习惯作为导向。新课改下的初中数学学习过程中，教师如果想要从本质上提升学生的综合数学成绩不紧要充分的将现有的课堂时间进行利用与学习，同时也要将一些碎片时间、课余零散时间进行整合。然而对于一些自控力较差的学生而言，他们由于缺少相关的数学学习习惯而导致了在进行课程巩固与业余时间的安排上，显得过于散漫。这种习惯不仅导致了整个数学成绩无法提升、同时也缺少了课外复习与巩固，久而久之便会将数学知识的学习转变为一种压力甚至痛苦，慢慢的让一些学困生越拉越远。
为检验环境规制对区域技术创新的影响，本文首先构造模型(1)，以考察环境规制对区域技术创新的整体作用。
面对问题时，通过层次方法分析结构，建立相应模型之后，问题就转化为层次中排序计算的问题。排序计算一般是将层次中的排序加以简化，得到相关因素的判断，经过比较，得到了一定比率的标度，根据量化后的数据，得到了判断矩阵，形成了最大特征值和特征向量。计算出某层次因素，即上一层次中某个因素的相对重要性权值。用上一层次的因素进行组合权值加权，得到下一层次的因素，在上一层次整个层次的组合权值上，沿着阶层次结构，逐步计算出最底层因素，用于决策方案、措施、政策等，相当于最高层的总目标的重要性权值和相对优劣的排序值。
PAT it =β 0+β 1ERS it-1 +β 2∑X it-1 +ξ it-1
(1)
其中，被解释变量PAT it 为区域技术创新，包含发明专利授权(PAT 1it )、实用专利授权(PAT 2it )；解释变量ERS it-1 为环境规制程度；控制变量组X it-1 中包含地区开放程度(OPEN it-1 )、人均GDP (AGDP it-1 )、人力资本存量(HEP it-1 )和地区总人口(RP it-1 )；ξ it-1 为模型随机误差项。为了消除环境规制对区域技术创新的时效问题，本文将模型中解释变量和控制变量均做滞后一期处理。
在基准回归分析中，本文采用“可行的广义最小二乘估计(FGLS)”方法和“Driscoll-Kraay的SCC校正(SCC-FE)”方法，其中，FGLS方法能够有效克服组内自相关、组间异方差以及组间同期相关等面板模型的一些常见问题，而SCC-FE方法则将White-Newey应用到面板模型，不仅可以克服组内自相关、组间异方差和组间截面相关等问题，还能够保证固定效应模型的顺利实施。
2.门槛回归模型
根据Hansen和Dang et al.的研究，[注] Hansen, B. E.,“Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference”,Journal of Econometrics , Vol.93,No.2,1999,pp.345-368. [注] Dang, V. A, Kim, M.and Shin,Y.,“Asymmetric Capital Structure Adjustments: New Evidence from Dynamic Panel Threshold Models”,Journal of Empirical Finance , Vol.19,No.4,2012,pp.465-482. 非线性面板门槛模型具有以下优势：
(1)该模型能够对样本数据进行有效识别，尤其在捕获经济系统中的结构性突变方面表现异常突出；(2)该模型不仅具有一般面板模型的良好特性，同时还考虑了固定效应问题，能够有效处理结构性突变引致的非线性因素；(3)门槛值是模型内生产生的，因而能够克服外生样本等份分割引致的缺乏科学依据、不准确等问题。在环境规制与区域技术创新的非线性门槛模型中，当环境规制低于门槛值时遵循一个机制，高于门槛值则遵循另一机制。由于模型中允许存在多个门槛，而在事先无法确定门槛数量的条件下，为节约计算成本，本文将门槛模型最多限制为四个机制(三个门槛值)，具体的门槛模型式如下：
IND it =β 0+β 1X it-1 +β 2ERS it-1 I (ERS it-1 ≤λ 1)+β 3ERS it-1 I (λ 1<ERS it-1 )+ξ it-1
(2)
IND it =β 0+β 1X it-1 +β 2ERS it-1 I (ERS it-1 ≤λ 1)+β 3ERS it-1 I (λ 1<ERS it-1 ≤λ 2)+β 4ERS it-1 I (λ 2<ERS it-1 )+ξ it-1
(3)
IND it =β 0+β 1X it-1 +β 2ERS it-1 I (ERS it-1 ≤λ 1)+β 3ERS it-1 I (λ 1<ERS it-1 ≤λ 2)+β 4ERS it-1 I (λ 2<ERS it-1 ≤λ 3)+β 5ERS it-1 I (λ 3<ERS it-1 )+ξ it-1
他是中组部第六、七、八批援藏干部，将高原生态学的人才梯队真正地带了起来，也将学科建设带到了一个新的高度；
(4)
其中，I (·)为示性函数，ERS it-1 为门槛变量，λ 1、λ 2、λ 3为门槛值，并且λ 1<λ 2<λ 3。控制变量组X it-1 同上。
根据前面的分析可知，政府行为在一定程度上影响环境规制对区域技术创新的效力，因此，本文试图通过门槛模型进一步分析在地方政府行为框架下的环境规制水平是否会影响到区域技术创新，具体模型如下：
学校担负着培养学生游泳技能及自救能力的重任，而体育教师是促使游泳教学得以安全进行的执行者，也是校本课程资源的开发者。我们必须在提高他们的专业综合素质同时，充分地挖掘他们的潜力确保校本课程的开展与普及。在调查研究中发现，高中、初中、小学中会游泳的体育教师队伍比例有较大差距，城镇体育教师队伍也有较大差距。因此，我们要加大教师游泳技能与游泳救助技能的培养力度，教育以及相关体育行政部门要加大对体育教师游泳技术教学能力、救生技术培训的力度，把游泳技术、救生技术作为体育老师教学的必备能力之一，使学生更好地掌握救生技术。
IND it =β 0+β 1X it-1 +β 2ERS it-1 I (BEHAV it-1 ≤λ 1)+β 3ERS it-1 I (λ 1<BEHAV it-1 )+ξ it-1
(5)
IND it =β 0+β 1X it-1 +β 2ERS it-1 I (BEHAV it-1 ≤λ 1)+β 3ERS it-1 I (λ 1<BEHAV it-1 ≤λ 2)+β 4ERS it-1 I (λ 2<BEHAV it-1 )+ξ it-1
(6)
IND it =β 0+β 1X it-1 +β 2ERS it-1 I (BEHAV it-1 ≤λ 1)+β 3ERS it-1 I (λ 1<BEHAV it-1 ≤λ 2)+β 4ERS it-1 I (λ 2<BEHAV it-1 ≤λ 3)+β 5ERS it-1 I (λ 3<BEHAV it-1 )+ξ it-1
(7)
其中，I (·)为示性函数，BEHAV it-1 为门槛变量，包含地方政府晋升压力(PRESS it-1 )、财政不平衡(DISORDER it-1 )和财政分权(CZFQ it-1 )，λ 1、λ 2、λ 3为门槛值，并且λ 1<λ 2<λ 3。控制变量组X it-1 同上。
四、实证分析与经济解释
(一)基准回归：环境规制与区域技术创新
基准回归包括线性面板回归和非线性门槛回归两部分。在门槛回归分析中，首先需要确定门槛模型的门槛数量和门槛值，本文主要运用STATA软件进行门槛效应检验。遵循Hansen提出的顺序检验方法，分别得到门槛值和对应F 值及P 值。表2提供了环境规制作为门槛变量的门槛数量及对应的F 值和P 值。根据表2结果可知，当因变量为PAT 1时，ERS it-1 分别在5%水平上通过了单重门槛检验，但无法通过双重门槛检验。当因变量为PAT 2时，ERS it-1 同样在5%水平上通过了单重门槛检验，但未通过双重门槛检验。因此，根据Hansen的门槛理论，环境规制分别与不同区域技术创新的关系中均存在单重门槛效应。
表 2门槛值及门槛数检验： ERS it-1
注：P 值和临界值采用bootstrap模拟300次所取得的结果。
为此，本文正式进入回归分析中，表3提供了基准回归的结果。栏(Ⅰ)至栏(Ⅳ)显示了环境规制为解释变量的线性面板回归结果，我们将其作为环境规制与区域技术创新关系的先验性检验，为进一步探讨非线性变化和临界值效应做铺垫。由表3结果可知，栏(Ⅰ)、(Ⅱ)、(Ⅲ)、(Ⅳ)中ERS 的系数均显著为正，表明整体而言，环境规制促进区域技术创新能力的提高，并且这一影响关系具有显著的滞后效应(滞后一期)，即区域技术创新存在一定的“惯性效应”，这与李倩、刘金林和冉茂盛的研究一致。[注] 李婧：《环境规制与企业技术创新效率研究》，《中国经济问题》2013年第4期。 [注] 刘金林、冉茂盛：《环境规制对行业生产技术进步的影响研究》，《科研管理》2015年第2期。 对此合理的解释为：就理论而言，环境规制在中国预计已经达到了以下效果，第一，环境规制“倒逼”企业主动创新，节约成本，提升生产效率；第二，环境规制限制高污染、高能耗等企业的发展，引导产业结构向高级化方向发展，提升区域的整体技术创新能力。
在控制变量的结论上，我们给出如下解释：地区开放程度(OPEN )越高，企业的商业环境越优越，地方政府吸收外部资金技术的条件越充分，越有利于该区域企业的技术创新，但如果流入该地区的企业多为落后、淘汰产业，则显著不利于本地区的技术创新，因而开放程度对区域技术创新的影响并不确定。人均GDP水平(AGDP )越高，该地区技术创新的经济基础越夯实，越有利于区域技术创新的提升。人力资源存量越高，一方面，可为技术创新提供的各类人才越充裕，这有利于区域技术创新；另一方面，人均资源的占有率也越低，这将不利于技术创新提升，因而其对区域技术创新的影响方向不确定。以上研究结果分别运用FGLS和SCC-FE两种计量模型测算时，均展现出了一定的稳健性。
尽管整体而言，环境规制促进了区域技术创新，但我们并没有考虑临界值效应和环境规制强度的阶段性作用效果，对此，本文利用门槛回归窥探环境规制与区域技术创新之间可能存在的复杂关联。栏(Ⅴ)至栏(Ⅵ)提供了环境规制为门槛变量的回归结果，研究结果显示：较低强度的环境规制水平(低于门槛值)不利于区域技术创新水平的提升，较高强度的环境规制水平有助于提升区域技术创新能力。对此合理的解释为：当环境规制强度较低时，企业可以通过末端处理或者缴纳排污费用的形式加以应付，但这挤占了企业研发资金投入，使得研发产出降低，但当环境规制超过一定强度时，污染处理费用增加使得企业盈利骤降，企业不得不主动调整环境技术，增加产品研发投入，以期达到环境规制标准，因而促进企业技术创新能力的提高，进而提升该区域的整体创新能力。
太史公曰：诗有之：“高山仰止，景行行止。”虽不能至，然心乡往之。余读孔氏书，想见其为人。鲁，观仲尼庙堂车服礼器，诸生以时习礼其家，余祗回留之不能去云。天下君王至于贤人众矣，当时则荣，没则已焉。孔子布衣，传十余世，学者宗之。自天子王侯，中国言“六艺”者折中于夫子，可谓至圣矣！
表 3 基准回归： 环境规制与区域技术创新
注：***、**、*分别表示t 值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。
(二)环境规制、政府行为和区域技术创新
环保具有一定的公共属性，环境规制本身蕴藏着相当的政府意志，政府作为“裁判员”在制定和执行环境政策时，毫无疑问会受到政府行为的影响。换言之，政府行为在很大程度上决定了环境规制作用的方式和路径，其对区域技术创新的影响值得深思。为了清晰刻画这种效应，本文在门槛模型中引入政府行为指标并将其作为门槛变量，以窥析其在这几类政府行为要素的作用下，环境规制如何对区域技术创新产生影响。
表4提供了政府行为变量(PRESS it-1 、DISORDER it-1 和CZFQ it-1 )作为门槛变量的门槛值、门槛数量及对应的F 值和P 值。由表4中的结果可知，当因变量为PAT 1时，政府行为指标均通过了单重门槛检验，但无法通过双重门槛检验；当因变量为PAT 2时，政府行为指标同样只通过了单重门槛检验，但未通过双重门槛检验。因此，当政府行为指标作为门槛变量时，环境规制分别与不同区域技术创新的关系中均适用单重门槛模型。
表 4门槛值及门槛数检验： PRESS it-1 、 DISORDER it-1 、 CZFQ it-1
注：P 值和临界值采用bootstrap模拟300次所取得的结果。
表5提供了政府行为要素作为门槛变量的回归结果。由表5结果可知：首先，栏(Ⅰ)和栏(Ⅱ)中，当地方政府官员晋升压力较低(PRESS 低于门槛值)时，环境规制促进区域创新水平提升，而当地方政府官员晋升压力较高(PRESS 高于门槛值)时，环境规制则抑制创新水平的提升。究其原因，当地方政府官员晋升压力较高时，发展经济成为当地政府的第一要素，为提高GDP总量，地方政府甚至可能引进一些落后待淘汰的企业，忽视环境规制对产业结构转型和技术创新的积极作用，因而环境规制并没有促进区域创新能力的提升；当地方政府官员晋升压力较小时，地方政府会将更多的精力放在如何降低环境污染和提升区域技术创新水平上，因而此时环境规制促进区域技术创新水平的提升。
式(2)中，rdaccu2表示降水日数，rdcont1表示最长连续降水日数，rhmean1表示相对湿度，sdcont1表示最长连续日照天数，sunday1表示有日照天数，tndf041表示日最低气温低于-4 ℃的天数，tndf071表示日最低气温低于-7 ℃的天数。
其次，栏(Ⅲ)和栏(Ⅳ)中，当财政不平衡程度较低(DISORDER 低于门槛值)时，环境规制促进创新水平的提高，这是因为此时财政收入大于财政支出，地方政府财政充裕，能够合理安排企业布局和产业布局，并且可以通过财政直接投入的方式来补偿环保费用，因而有利于该区域创新水平的提升；当财政不平衡程度较高(DISORDER 高于门槛值)时，环境规制抑制区域创新水平的提升。这是由于此时财政收入不足，平衡财政收支的优先度将高于制定合理的环境规制政策，同时也没有足够的资金直接支持研发创新，甚至倾向于在当地吸收部分“粗放式”生产的企业，这显然不利于该地区技术创新水平的提升。
最后，栏(Ⅴ)和栏(Ⅵ)中，当财政分权程度较低(CZFQ 低于门槛值)时，环境规制无助于提升区域创新能力，而当财政分权程度较高(CZFQ 高于门槛值)时，环境规制则促进区域创新水平的提升。对此合理的解释为，地方政府会根据相对财力水平来相机性地制定涉及政府收入的相关政策(如环境规制)，具体而言，欠发达地区的财力不充裕，更倾向于吸收发达地区转移过来的“三高”企业，这是当前中国产业区域转移比较明显的现象和特征，产业进入壁垒非常低，而欠发达地区地方政府为了稳定税收来源会尽可能留住这类企业，这显然不利于该地区创新能力的提升；而当地方政府财力相对充沛时，会将有限的精力从“如何创收”中解脱出来，制定合理的环境规制政策，引导企业研发创新，促进该地区技术创新水平的整体提升。
表 5门槛模型回归：环境规制、政府行为与区域技术创新
注：***、**、*分别表示t值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。
(三)进一步研究：“环境规制—区域技术创新”传导机制
前文研究表明了环境规制不利于区域技术创新水平提升，并且政府行为影响环境规制的作用效力。但是，以上分析仅仅探讨了环境规制对区域技术创新的影响，而环境规制对技术创新的作用机制和具体传导路径，依然较为模糊，因此，为进一步探析环境规制的影响机制，借鉴温忠麟等的研究方法，[注] 温忠麟、张雷、侯杰泰、刘红云：《中介效应检验程序及其应用》，《心理学报》2004年第5期。 本文设置以下递归方程组检验有关变量的中介效应传导机制：
PAT it =φ 0+φ 1ERS it-1 +∑φX it-1 +ξ it-1
(3)
MEDIATOR it =θ 0+θ 1ERS it-1 +∑ΦX it-1 +τ it-1
(4)
(5)
值得注意的是，地方政府作为环境规制政策的制定者和执行者，其行为对“环境规制—技术创新”路径传导和作用效率具有显著影响，这是由于中国环境政策一般由中央政府统一制定，然后交由地方政府具体执行，但由于地方政府考核导向和竞争机制等因素的存在，环境政策的落实会受到政府行为要素(如官员晋升压力、财政不平衡、财政分权)的干扰而出现异化。第一，当官员晋升考核体系中将环境保护列为优先等级，或者对于居民满意度而言，环境因素占有较大比重时，地方政府会重视环境规制的科学性和合理性，有意识地提高环境标准;[注] Jin, J.and Zou, H.,“How Does Fiscal Decentralization Affect Aggregate, National, and Subnational Government Size? ”,Journal of Urban Economics , Vol.52,No.2,2000,pp.270-293. [注] Fredriksson, P. GandMillimet, D. L.,“Strategic Interaction and the Determination of Environmental Policy across U.S. States ”,Journal of Urban Economics , Vol.51,No.1,2002,pp.101-122. 第二，当经济增长在官员晋升考核体系中的重要性被无限放大时，地方政府官员有着强烈动机与本地企业展开合作，纵容其对高污染、高能耗产业的投资，以谋取当地经济的短期增长而获得晋升；[注] 袁凯华、李后建：《政企合谋下的策略减排困境——来自工业废气层面的度量考察》，《中国人口·资源与环境》2015年第1期。 第三，在“唯GDP”官员晋升考核中，即使环境保护也被一同纳入考核机制中，仍不能消除官员晋升压力产生的环境污染效应，这是由于政绩诉求促使地方官员将有限的资源配置到有利于经济增长的领域，而忽视以环保为代表的民生领域；[注] Wu, J.Deng,Y.H., Huang, J.， Morck, R.and Yeung, B.,“Incentives and Outcomes: China’s Environmental Policy”,National Bureau of Economic Research , Vol.9,No.1,2013,pp.1-41. 第四，财政分权与环境规制效力息息相关，财政分权高的地区，拥有充足的财力支付环境治理成本，不仅可以有效遏制环境污染的传递，还对环境改善具有长期效应，而财政分权度低的地区由于环境治理资金所限，环境污染将持续恶化；[注] 谭志雄、张阳阳：《财政分权与环境污染关系实证研究》，《中国人口·资源与环境》2015年第4期。 第五，当财政分权产生的“块状竞争”和政治集权产生的“条状竞争”相结合时，将激励地方政府官员招商引资而放松环境监管，从而加剧环境污染；[注] 张欣怡：《财政分权与环境污染的文献综述》，《中国人口·资源与环境》2013年第6期。 第六，在信息不完全对称的情况下，中央政府环境规制政策与地方政府环境规制执行存在偏差，而且地方政府内部各利益集团容易出现“冲突—均衡—分歧”现象，导致环境规制政策无法有效执行；[注] 彭文斌、李昊匡：《政府行为偏好与环境规制效果——基于利益激励的治理逻辑》，《社会科学》2016年第5期。 第七，在政府行为无法被充分约束下，在政治与经济的双重目标逻辑作用下，政府倾向于采取环境规制“趋底”的竞争策略，继而导致环境规制失灵。[注] 张为杰、郑尚植：《公共选择视角下中国地方政府竞争与环境规制政策执行机制》，《当代经济管理》2015年第6期。 由此可见，政府行为改变了环境规制的作用形式和路径机制。
表 6“环境规制—技术创新”传导机制分析
注：***、**、*分别表示t 值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。
投资需求(INVEST )：本文采用固定资产投资与该地区GDP的比值衡量投资需求。如果该指标越大，则意味着该地区投资需求越旺盛，投资需求越大；反之亦反。
在以外商直接投资为中介变量的组别中，环境规制促进了FDI的流入(θ 1的系数显著为正)，结论很令人诧异。对此合理的解释为，在中国独特政府治理模式下，环境规制对FDI流入的作用效应还可能受到地方政府绩效考核压力的影响，这种考核制度使得地方政府的精力集中在发展经济方面，进而导致“非完全”执行环境政策，为吸引更多的FDI流入，地方政府会给予外商一定的豁免权、环境补贴，导致环境规制不仅没有抑制外商投资，反而促进FDI流入。此外，FDI流入的增长抑制了区域技术创新
的系数显著为负)，结果同样耐人寻味。究其原因，一方面，为降低环境治理成本，发达国家倾向于将污染密集型产业转移至发展中国家，[注] 李小平、卢现祥、陶小琴：《环境规制强度是否影响了中国工业行业的贸易比较优势》，《世界经济》2012年第4期。 [注] Bakhsh,K., Rose, S., Ali, M. F., et al.,“Economic Growth, CO2 Emissions, Renewable Waste and FDI Relation in Pakistan: New Evidences from 3SLS”,Journal of Environmental Management , Vol.196，No.7,2017, pp.627-632. 这些产业的流入显然不利于区域技术创新能力的提升。现阶段，中国环境规制强度远低于西方发达国家，仍然是污染密集型产业转移的理想国，[注] Dean,J.M., Lovely, M. E., “Are Foreign Investors Attracted to Weak Environmental Regulations? Evaluating the Evidence from China”,Journal of Development Economics ,Vol.90，No.1,2009, pp.1-13. [注] 吴伟平、何乔：《“倒逼” 抑或“倒退”? ——环境规制减排效应的门槛特征与空间溢出》，《经济管理》2017年第2期。 而引入的淘汰产业阻碍了当地区域技术创新；另一方面，外资企业凭借丰厚的待遇吸引了东道国大量的优秀科技人才，这在一定程度上制约了东道国企业技术创新。而为了维持竞争优势，外资企业也会对核心技术进行有效控制，东道国企业难以获得技术溢出。于此，外商直接投资中介传导机制表现为“环境规制→(促进)FDI流入→(抑制)区域技术创新”的负向传导。因此，现阶段外商直接投资并没有带来区域技术创新能力的提升。
在以研发投入为中介变量的组别中，环境规制促进研发投入(θ 1的系数显著为正)，究其原因，环境标准的提升使得企业末端处理污染的费用增加，为降低生产成本，增加盈利空间，企业不得不增加研发投入，通过技术革新、改进生产工艺等来抵消环境负面影响。此外，研发投入增加促进区域技术创新能力的提升的系数显著为正)，这是因为，一般而言，研发活动周期长、不确定性大，而研发投入的增加能够有效化解研发风险，弥补创新系统资金缺口，并通过其形成杠杆效应，提高企业技术创新能力。因此，研发投入在中介传导机制的表现形式为“环境规制→(促进)研发投入→(促进)区域技术创新”的正向传导，即研发投入的增加有助于区域技术创新能力的提高。
在以产业结构为中介变量的组别中，环境规制促进产业结构升级(θ 1的系数显著为正)，这是由于，环境规制能够形成隐形的绿色进入壁垒，限制高污染、低端、落后企业，并推动以服务业为代表的清洁型产业发展，引导产业结构向高级化方向发展，进而影响产业结构，优化产业链条，促进产业结构转型升级成功。此外，产业结构升级有利于区域技术创新能力的提升的系数显著为正)，究其原因，在环境规制和国家“创新驱动发展”战略的双重作用下，产业链正朝高端方向调整，更多的资金投入到创新能力强、产业附加价值高的领域，因而产业结构升级有助于区域技术创新能力的提升。因此，产业结构升级的具体表现路径为“环境规制→(促进)产业结构升级→(促进)区域技术创新(正向传导机制)”，不难看出，产业结构升级促进了区域技术创新能力的提高。
在以投资需求为中介变量的组别中，环境规制促进了投资需求(θ 1的系数显著为正)，这主要在于，环境规制作用于企业时，为达到环境质量标准，企业需要投入更多的资金对污染废弃物进行治理，并改进生产工艺，因而企业投资需求增加。但是，投资需求的增加无助于技术创新能力提升的系数显著为负)，对此合理的解释为，环境规制增加了企业环境治理成本，挤占企业正常的研发投入，进而不利于技术创新能力的提升。在此逻辑关系下，投资需求在中介传导机制中的作用形式为“环境规制→(促进)投资需求→(抑制)区域技术创新(负向传导机制)”，因此，投资需求的增加抑制了区域技术创新能力的提高。
综合以上分析可知，环境规制对FDI流入、研发投入、产业结构升级、投资需求均具有正向影响，但值得注意的是，表7的实证结果表明这种促进作用只有在特定的政府行为下才显现出来，亦即政府行为影响环境规制的路径机制。这是因为，当地方官员晋升压力较高、财政赤字和相对财力不足时，发展经济和财政创收成为当地政府主要任务，地方政府会加大招商引资和投资力度，此时环境规制的促进作用得到较好释放，但淘汰产业的引入不利于产业结构升级，而投资力度加强则挤占了正常研发投入；当地方官员晋升压力较低、财政盈余和相对财力充足时，地方政府追求的是高质量发展经济和高层次产业结构，此时地方政府会更多地引入一些无污染、技术含量高的企业，同时增加研发投入，减少盲目投资，此时环境规制对产业结构升级和研发投入的正面效应得到较好体现，进而促进区域创新能力提升和产业结构优化升级。
(四)稳健性分析
为使本文的研究结论更可信，我们做了如下稳健性检验：[注] 由于篇幅所限，本文并未列出稳健性检验详细结果，如需要可向作者索取。
1) 对整个淮海经济区而言,全区的国内旅游收入与建成区绿化覆盖率和人均公园绿地面积的回归系数分别为0.708 8和2.548 6,表明建成区绿化覆盖率和人均公园绿地面积每变动1%,分别带动国内旅游收入同向变动0.708 8%和2.548 6%.可见,城市绿化建设对旅游经济的增长存在拉动作用,同时人均公园绿地面积对旅游经济的影响要远高于建成区绿化覆盖率．
表 7政府行为下的环境规制影响路径分析
(1)替换解释变量。参考张成等对环境规制指标的衡量方法，[注] 张成、陆旸、郭路、于同申：《环境规制强度和生产技术进步》，《经济研究》2011年第2期。 本文采用工业污染治理投资分别与规模以上工业企业主营业务成本、工业增加值的比值替换环境规制指标，研究结果显示本文的实证结果依然显著。
(2)解决内生性问题。一方面，环境规制指标滞后两期代入模型重新进行实证分析，实证结果得出的结论未发生变化；另一方面，采用两阶段回归法解决模型中可能存在的内生问题，同时将区域技术创新指标滞后一期作为工具变量，发现工具变量通过了有效性检验，并且得到的实证结果依然稳健。
五、研究结论与政策启示
本文利用2004—2015年中国省级面板数据，并将政府行为引入分析框架，构建非线性门槛模型，探寻环境规制对区域技术创新的影响机制，试图为“环境规制—区域技术创新”提供合乎现实的经济解释。研究结果显示：环境规制强度较低时，不利于区域技术创新能力的提升，而较低的环境规制强度达到一定“度”时，环境规制促进区域技术创新；较高的官员晋升压力、财政不平衡程度以及较低的财政分权均不利于区域技术创新能力的提升，而官员晋升压力、财政平衡以及较高财政权利则有助于区域技术创新能力的提高；环境规制通过提高研发投入、产业结构升级实现区域技术创新能力提升，同时也通过吸引FDI流入、增加投资需求抑制区域技术创新，且政府行为影响机制传导。
医源性损伤是大部分脑脊液漏产生的主要原因［5］。术前：没有将术中脑脊液漏出现的风险仔细评估、对手术困难程度没有正确估计等从而没有充分的术前准备。
凡系统都有其所处周边环境，凡动态系统都有其内在的变化动力，因此溃坝系统的全部，还要包括溃坝动力、溃坝环境和溃坝演变发展动态全过程（包括溃前、溃中与溃后三阶段）。从系统各组成元素之间联系可以看出，各组成元素之间在不同的时空环境存在大量的组织权衡协调问题，要使其有机配合联动取得相对最佳效果，全部要靠溃坝应急指挥机构来完成。
本文的结论主要具有以下几点政策启示：第一，鉴于较低环境规制强度并不能倒逼区域技术创新，因此，构建合理环境规制体系，适当提高环境规制标准，激励企业主动进行技术创新，通过创新补偿效应弥补生产成本的增加，实现环境保护和经济绩效的双赢。第二，鉴于政府行为一定程度上决定环境规制的作用效力，因此，一方面，完善地方政府绩效考核体系，建立包含环境质量等要素的地方官员绿色晋升的长效机制，改变GDP单维激励下的扭曲机制，形成“环境保护”和“经济发展”并重的政绩观和发展观。另一方面，构建合理有效的财政体制，优化财政支出结构，提高对高科技、绿色产业的支持力度，促进创新能力的提升，同时，中央政府适当下放与环保相对应的部分财权，提高地方政府环境治理的积极性。第三，鉴于中介要素和政府行为在“环境规制—区域技术创新”机制传导中的作用，需要尽量避免地方政府的短视行为，引导外商投资向高科技领域扩展，同时降低盲目投资的可能，增加研发支出，加快产业结构升级，促进经济社会的环境友好型发展。
English Abstract
Environmental Regulations and the Regional Technological Innovation :the Promotion or Inhibition ?—An Analysis from the Perspective of Government Behaviors
MAO Jianhui, SU Dongwei
Abstract: The key to solving the contradiction between the economic and social development and ecological environment lies in whether environmental regulations can push enterprises to make technological innovation, transform the mode of economic growth, and achieve “win-win” cooperation between the economic sustainable development and the environmental protection. Based on the provincial panel data of China from 2004 to 2015, this paper constructs a nonlinear threshold model of environmental regulations and regional technological innovation from the perspective of governmental behaviors, and investigates the threshold effect and timing change of environmental regulation. The research results show that: 1) When the intensity of environmental regulation is low, it is not conducive to the improvement of regional technological innovation capabilities, while when the intensity of environmental regulation exceeds a certain “degree”, environmental regulations promote the regional technological innovation; 2) High promotion pressure, financial imbalance and low fiscal decentralization of officials are not conducive to the improvement of regional innovation capabilities, while low promotion pressure, financial balance and high financial power of officials are conducive to the improvement of regional technological innovation capabilities; 3) In terms of the transmission mechanism, R&D investment and industrial structure upgrading have a positive transmission function on environmental regulations and the technological innovation, while FDI inflow and investment demand have a negative effect, and government actions affect the transmission mechanism.
Key Words: environmental regulations; regional technological innovation; government behaviors; threshold model
[中图分类号] F062.2
[文献标识码] A
[文章编号] 1000-5072(2019)05-0001-16
作者简介: 毛建辉，暨南大学经济学院博士生；苏冬蔚，暨南大学经济学院教授，博士生导师。
责任编辑 王治国
责任校对 王景周
标签：环境规制论文; 区域技术创新论文; 政府行为论文; 门槛模型论文; 暨南大学经济学院论文;