政府研发资助、环境规制政策与绿色技术创新产出

杨林燕, 王 俊

(1.龙岩学院 经济与管理学院,福建 龙岩 364012；2.湖南科技大学 商学院,湖南 湘潭 411201)

绿色技术创新是实现发展方式绿色转型的重要驱动力，而企业在技术创新中居主体地位。绿色技术创新活动具有显著的“双重外部性”，一方面进行绿色技术创新的企业承担了大量研发创新成本，但因技术知识外溢未能获得全部创新收益；另一方面，在缺乏污染排放定价情况下，企业采用绿色技术减少污染排放的成本会被低估，将导致污染过度排放的环境负外部性。由于上述两种外部性的相互强化，企业进行绿色技术创新的动力往往不足。为纠正这一“双重市场失灵”，需要政府实施相应的创新补贴和环境干预政策以激励企业进行绿色技术创新研发和应用。

关于政府补贴对绿色技术创新的影响效应，国内外学者已进行了广泛的探讨，但是关于政府研发资助对绿色技术创新的影响研究却比较匮乏。从已有文献来看，学者们关于政府研发资助对绿色技术创新的影响研究主要持两种观点：第一，政府研发资助能够促进企业绿色技术创新。龚建立等探讨了政府激励企业绿色技术创新的机理，研究认为政府通过给予资金援助可以提高企业绿色技术创新的积极性[1]。第二，政府研发资助会抑制企业绿色技术创新。Li等研究发现政府补助对中国高端制造产业绿色技术创新效率存在负向影响[2]。

关于环境规制政策与绿色技术创新关系的研究，学术界主要形成三种观点：第一，环境规制政策对绿色技术创新存在显著的正向影响。赵息和马杰基于省级面板数据的研究结果表明，环境规制政策总体上对绿色技术创新有激励作用[3]。第二，环境规制与绿色技术创新呈“U”型关系。王珍愚等基于上市公司绿色专利数据的实证研究发现，环境规制对企业绿色创新有先抑制后促进的“U”型影响特征[4]。第三，环境规制与绿色技术创新的关系具有不确定性。范群林等以大中型工业企业为例，研究发现，环境法制制度与环境影响评估制度不显著影响环境技术创新[5]。还有一些学者考察了政府研发资助与环境规制政策两者的相互作用对绿色技术创新的影响。郭捷和杨立成研究发现环境规制和政府研发补助二者均对绿色技术创新有促进作用，但政府研发补助的影响效应更大[6]。

从上述研究来看，一部分研究集中于单一层面的政府研发资助或者环境规制政策对绿色技术创新的影响，另一部分研究将政府研发支持与环境规制结合起来分析两者的交互作用对企业绿色技术创新的影响，两部分的研究结论都不一致。这种不一致主要是由于绿色技术创新的“双重外部性”特征导致政府研发资助对企业绿色技术创新的影响机制并不是单一的。为此，有必要进一步厘清政府研发资助和环境规制政策对企业绿色技术创新产出的影响机制，而目前鲜见关于这方面的文献研究。

本文的边际贡献主要体现在以下两个方面：一是，本文将政府研发资助、环境规制政策及绿色技术创新产出纳入统一分析框架中，考察政府研发资助、环境规制政策及其两者交互作用对企业绿色技术创新产出的影响效应及区域差异性；二是，本文不仅从理论角度探究政府研发资助、环境规制政策及其两者交互项对企业绿色技术创新产出的影响机制，而且基于区域差异性进行了传导路径的实证检验，这是对现有研究的有益补充。

一、理论分析与研究假设

1. 政府研发资助与企业绿色技术创新产出的关系

由于绿色技术创新具有创新知识外溢的正外部性特征，导致开展绿色技术创新研发的企业获得的私人研发收益小于社会收益。绿色技术创新研发企业承担了所有创新风险和成本支出，但没能获取相应的所有创新研发收益，因此在缺乏政府政策引导的情况下，企业进行绿色技术创新的动力不足。为纠正这一正外部性带来的绿色技术创新市场供给不足，政府通常会实施相关的研发补贴政策以激励企业开展绿色技术创新研发活动。由于绿色技术创新活动的前期需要较多的资金投入，且面临较长的研发回报周期、较高的不确定性和研发风险，政府对企业的研发资助在某种程度上可以补偿技术创新研发所面临的外部性风险[6]，降低绿色技术创新前期的研发成本支出，进而增强企业开展绿色技术创新研发的意愿和动力。因此，政府的研发资助成为企业绿色技术创新的重要激励源。基于此，本文提出第一条研究假设：

H1：政府研发资助对企业绿色技术创新产出具有正向影响。

2. 环境规制政策与企业绿色技术创新产出的关系

环境污染具有典型的负外部性特征，因此需要政府的积极干预来纠正这一“市场失灵”的现象。通过实施严格的环境规制政策，将企业排污的外部环境成本转化为企业的内部成本是大部分地方政府目前采取的主要干预措施。企业在面临严格的环境规制政策时，如果是消极应对，不仅会因高额的排污费或者环境污染税而直接增加生产成本，而且可能会面临较高的道德风险，进而损害企业的形象[7]。因此，大部分企业为了避免出现上述不良影响会选择积极应对环境规制政策。与此同时，从企业长期发展和收益的角度考虑，企业在面临严格的环境规制政策时会更倾向于增加创新研发投入以提高企业绿色技术创新产出。绿色技术创新产出的增加不仅减少了环境污染排放，而且创新产品通过专利保护在一定程度上可以为企业带来较好的利润，进一步增强企业开展绿色技术创新的动力。基于此，本文提出第二条研究假设：

H2：环境规制政策对企业绿色技术创新产出具有正向影响。

3. 政府研发资助与环境规制政策的交互作用与企业绿色技术创新产出的关系

“丁伯根准则”表明，要使政策实施有效，要求政策工具的数量与政策目标的数量相等。因此，要纠正绿色技术创新的双重外部性特征导致的“双重市场失灵”，需要政府同时实施研发资助和环境规制两种政策工具。环境规制政策通过将环境保护嵌入企业生产中，使得企业需要承担外部环境污染成本。在获得政府研发资助的情况下，当企业面临较严格的环境规制约束时，为了能够满足相应的环境规制要求和实现长期可持续发展，大多倾向于充分利用政府研发资助，增加绿色技术创新研发投入。但是当面临较弱的环境规制时，企业更倾向于以保守的方式治理污染，而不是进行有较高风险的绿色技术创新，政府研发资助对企业创新研发投入的激励作用也较有限。随着环境规制约束作用的增强，企业合理利用政府研发资助，加大创新研发投入的积极性更高。因此，政府在给予企业研发资助的同时需要重视配合使用环境规制政策，才能更有效地激励企业开展绿色技术创新。基于此，本文提出第三条研究假设：

H3：政府研发资助与环境规制政策的交互作用对企业绿色技术创新产出具有正向影响。

二、研究设计

1. 模型设定

基于理论分析与研究假设，为更好地分析政府研发资助与环境规制政策的交互作用对企业绿色技术创新产出的影响，本研究引入政府研发资助(GF)与环境规制政策(ER)的交互项(GF×ER)，设定以下基本模型：

(1)

其中：GTI表示绿色技术创新产出；GF表示政府研发资助；ER表示环境规制政策；Controls表示控制变量；i和t分别代表地区、年份；λi为个体效应；εit表示随机扰动项。

2. 变量选取与数据说明

(1)被解释变量：绿色技术创新产出(GTI) 由于专利数据被广泛应用在技术创新产出相关研究中，本文借鉴王班班和齐绍洲[7]的方法，使用专利数据来衡量绿色技术创新产出。本文以欧洲专利局(EPO)和美国专利商标局(USPTO)共同开发形成的联合专利分类体系(Cooperative Patent Classification, CPC)中的Y02类目——缓解或适应气候变化的技术和应用为环境技术领域专利选择标准，以各地区每年Y02类目的专利申请数量加1取对数的方法来衡量绿色技术创新产出。

(2)核心解释变量：政府研发资助(GF)和环境规制政策(ER) 关于政府研发资助的度量，本文借鉴郭捷和杨立成的方法[6]，用各地区规模以上工业企业研发经费内部支出中的政府资金来衡量；关于环境规制政策的衡量，鉴于数据的可得性，本文借鉴余伟等的研究方法[8]，使用各地区历年工业污染治理投资完成额与工业增加值的比重作为环境规制政策工具衡量指标。

(3)控制变量 为了减少由于遗漏变量带来的内生性问题，结合理论与已有的实证研究，本文选取经济发展水平、出口贸易水平、进口贸易水平、外商直接投资额、人力资本水平作为控制变量。各控制变量的度量主要借鉴彭星和李斌的研究方法[9]。经济发展水平(PGDP)采用各地区实际人均GDP来衡量；出口贸易水平(EX)用各地区出口总额占各地区GDP的比重来衡量；进口贸易水平(IM)用各地区进口总额占各地区GDP的比重来衡量；外商直接投资水平(FDI)用各地区实际利用外商直接投资额占各地区GDP的比重来衡量；人力资本水平(HUM)使用各地区的平均受教育年限来衡量。其中出口总额、进口总额均按照人民币对美元的年平均汇率折算为人民币价格。

3. 数据来源与统计特征

考虑到统计指标的一致性和原始数据的可获得性，本文研究样本为2009-2017年30个省区市(由于数据缺失，不含西藏自治区和港澳台地区)的面板数据。各地区专利数据来自智慧芽(PatSnap)全球专利检索数据库；政府研发资助、创新研发投入的数据来自《中国科技统计年鉴》；工业污染治理投资完成额、工业增加值数据来自国家统计局网站；各地区排污费数据、实际利用的外商直接投资额数据来自Wind数据库；各地区GDP、进出口额、平均受教育年限数据来自《中国统计年鉴》。各名义变量以2009年的不变价格为基准进行了相应处理；为减少异方差的影响，各变量均以对数值进入模型，各变量的描述性统计见表1所列。

表1 主要变量的描述性统计

三、实证结果与分析

1. 基准回归结果与分析

本研究采用Stata 14.0软件对计量模型进行回归分析，模型(1)的回归估计结果见表2所列，回归分析前对政府研发资助、环境规制政策两个变量做了中心化处理，以减少多重共线性问题。各列回归模型的Hausman检验结果支持固定效应模型。表2中第(1)列只对核心解释变量政府研发资助(GF)和环境规制政策(ER)进行了回归；第(2)列在第(1)列的基础上加入了政府研发资助与环境规制政策的交互项；第(3)列在第(2)列的基础上加入了各个控制变量。

从表2第(1)列至第(3)列的回归结果可以看出，政府研发资助和环境规制政策这两个解释变量的回归估计系数符号都为正且均通过了5%以上的显著性水平检验。从第(3)列完整回归结果来看，政府研发资助的回归系数为0.542，且通过1%的显著性水平检验，表明政府研发资助对企业绿色技术创新产出有显著正向影响，H1得到验证。政府给予企业相应的研发资助有利于激励其开展绿色技术创新研发活动，提高绿色技术创新产出。环境规制政策的回归系数为0.734，且通过1%的显著性水平检验，表明环境规制政策对企业绿色技术创新产出也有显著正向影响，H2得到验证。实施严格的环境规制政策在一定程度上能“倒逼”企业重视绿色技术研发，促使其从企业长期发展的战略角度考虑绿色技术的使用和推广。政府研发资助与环境规制政策的交互项回归系数为0.049，且通过5%的显著性水平检验，表明给予企业政府研发资助的同时实施环境规制政策对企业绿色技术创新产出有显著正向影响，H3得到验证。第(3)列中控制变量经济发展水平的回归系数为2.607，且通过1%的显著性水平检验，表明地区经济发展水平越高，企业绿色技术创新产出越多。出口贸易水平的回归系数为0.101，且通过10%的显著性水平检验，表明出口贸易水平越高的地区，企业绿色技术创新产出也越多，即样本期间内企业的出口贸易促进了绿色技术创新产出。进口贸易水平的回归系数为负，未能通过显著性水平检验，表明样本期间内企业的进口贸易并未对绿色技术创新产出产生显著的影响。外商直接投资水平的回归系数为-0.104，且通过5%的显著性水平检验，表明样本期间内外商直接投资对绿色技术创新产出有抑制作用。人力资本水平的回归系数为1.465，且通过1%的显著性水平检验，表明人力资本水平越高的地区，企业绿色技术创新产出也越多，即样本期间内人力资本水平的提高促进了绿色技术创新产出。

表2 基准模型回归结果

2. 异质性的回归结果与分析

因为各地方政府给予企业的研发资助差异较大，且各地环境规制政策的实施力度也不同，所以这两个变量对各地企业绿色技术创新产出的影响可能存在一定的异质性。鉴于此，本研究将样本数据分为东部和中西部地区两个子样本，分别进行回归分析。具体的分区域回归估计结果见表3所列。

表3第(1)列和第(2)列是基于东部地区数据的回归结果，第(3)列和第(4)列是基于中西部地区数据的回归结果。表3第(1)列的核心解释变量回归估计系数均显著为正，从第(2)列的回归结果来看，政府研发资助的回归估计系数为0.449，且通过5%的显著性水平检验，表明东部地区地方政府给予企业的研发资助有利于提高企业绿色技术创新产出；环境规制的回归估计系数为0.417，也通过5%的显著性水平检验，表明东部地区实施的环境规制政策激发了企业绿色技术创新的动力，增加了绿色技术创新产出；两者交互项的回归估计系数为0.067，且通过1%的显著性水平检验，表明东部地区政府研发资助与环境规制政策的交互作用能够有效提升企业绿色技术创新产出。

表3中第(3)列和第(4)列的回归结果显示政府研发资助的估计系数均显著为正，表明中西部地区政府研发资助对企业绿色技术创新产出具有显著正向影响；环境规制政策的估计系数虽然为正，但均未通过显著性水平检验，表明中西部地区环境规制政策未能显著促进企业绿色技术创新产出。可能的解释是：一方面，中西部地区相对较宽松的环境规制政策吸引了不少来自东部的污染产业转移，而这些排污企业会因为追求短期高利润而不愿意开展与绿色技术创新相关的研发活动；另一方面，中西部地区不少排污企业由于经济效应欠佳，在面临较宽松的环境规制政策时没有足够的动力增加绿色技术创新研发费用投入，这些都会削弱环境规制政策的绿色技术创新激励作用。两者交互项的估计系数未通过显著性水平检验，表明中西部地区同时实施政府研发资助和环境规制两种政策工具时未能显著提高企业绿色技术创新产出。这可能与中西部地区较宽松的环境规制政策相关，当面临较弱的环境规制时，企业即使获得了一些政府研发资助也更倾向于以保守的方式治理污染，而不是增加绿色创新研发投入进行有较高风险的绿色技术创新。因此，在较宽松的环境规制政策下，中西部地区相对较低的政府研发资助水平难以撬动企业绿色技术创新研发投入，对企业绿色技术创新产出的激励作用也较有限。

表3 分区域回归结果

3. 稳健性检验

为确保上述回归估计结果的可靠性，本研究采用两种方法进行稳健性检验：一是使用系统GMM进行回归估计；二是使用不同指标衡量解释变量。

首先借鉴陈晓华和刘慧的做法[10]，将滞后一期的被解释变量企业绿色技术创新产出引入模型(1)中，对其采用系统GMM的估计方法进行稳健性检验，具体的回归结果见表4所列。表4第(1)列至第(3)列分别是基于全国层面、东部地区、中西部地区样本数据的回归结果。第(1)列至第(3)列回归方程的残差序列相关性检验结果表明存在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关，所有方程均通过了Sargan检验。

表4第(1)列的回归结果显示核心解释变量政府研发资助、环境规制政策及两者交互项的估计系数符号及显著性与表2第(3)列全国层面的基准回归结果基本一致；表4第(2)列的回归结果显示东部地区政府研发资助、环境规制政策及两者交互项的估计系数符号及显著性均与表3第(2)列东部地区的分区域回归结果基本一致；表4第(3)列中西部地区的政府研发资助、环境规制政策及两者交互项的估计系数符号和显著性与表3第(4)列中西部地区的分区域回归结果基本一致。因此，全国和地区层面的系统GMM估计稳健性结果表明前文基准回归和分区域回归结果的可靠性。

表4 系统GMM回归结果

对回归结果进行稳健性检验的另一种常用方法是使用不同度量指标替换原有的解释变量。借鉴张平等的研究方法[11]，使用各地区历年排污费总额作为环境规制政策工具衡量指标(ln PW)，对全国层面、东部地区、中西部地区的样本数据分别进行回归，具体的回归结果见表5所列。

表5 替换解释变量的回归结果

表5中第(1)列和第(2)列的回归结果显示核心解释变量政府研发资助、环境规制政策及两者交互项对企业绿色技术创新产出均有显著正向的影响。这两列中的核心解释变量政府研发资助、环境规制政策及两者交互项的估计系数符号及显著性情况分别与前文基于全国层面(见表2第(3)列)和东部地区(见表3第(2)列)样本数据的回归结果基本一致。表5第(3)列中政府研发资助、环境规制政策及两者交互项的估计系数符号及显著性也与前文西部地区(见表3第(4)列)的分区域回归结果基本一致。表5的稳健性检验结果表明前文回归结果的可靠性。

四、拓展性分析

1. 影响机制理论分析

基准回归估计结果表明，政府研发资助、环境规制政策及两者交互项均对企业绿色技术创新产出有显著正向影响，那具体的影响机制是什么？绿色技术创新需要充足的研发资金支持，政府资金是企业研发经费内部支出的重要来源之一。一方面，政府研发资助可以直接补充企业的研发资金，降低企业创新成本支出；另一方面，由于获得政府研发资助的企业在抵御创新投资风险的能力方面更强，因此，企业进行创新研发的动力也更足，从而更倾向于增加创新研发投入。此外，根据信号传递理论，获得政府研发资助的企业可以向外部金融市场投资者传递出企业开展绿色技术创新项目的有利信号[12]，增强外部金融市场投资者对企业研发项目的了解，缓解企业绿色技术创新研发的融资约束。因此，政府研发资助有助于激励企业增加创新研发投入。

环境规制政策作为政府纠正环境污染负外部性的重要干预措施，通过将环境保护嵌入企业生产中，使得企业需要承担外部环境污染成本。当企业面临较严格的环境规制约束时，一方面为了能够满足相应的环境规制要求，另一方面为了实现长期可持续发展和获得最大化利润，更愿意增加绿色技术创新研发投入，开展绿色技术创新研发活动。因此，严格的环境规制政策有利于企业增加绿色创新研发投入。

企业在获得政府技术创新研发资助的情况下，如果同时面临严格环境规制政策的约束，那么其更倾向于充分利用政府研发资助，加大绿色创新研发投入。类似地，当企业面临较强的环境规制压力时，如果能够得到一定的政府研发资助，那么其开展绿色技术创新研发的动力会更强，即环境规制政策的“倒逼效应”会得到加强。因此，政府在实施环境规制政策的同时，给予企业相应的研发资助，能够提高企业加大绿色技术创新研发投入的积极性。

创新研发投入规模和强度在一定意义上代表了企业对创新研发活动的重视程度，是决定企业绿色技术创新产出的关键因素。一方面，从绿色技术创新的风险和不确定性来看，充足的研发经费投入有利于提高企业抵御绿色创新风险的能力，进而增强开展绿色技术创新活动的积极性；另一方面，从基础资源观来看，充足的研发经费可以有效保障研发设备、资料、人员等必要生产要素的投入，有利于企业充分开展绿色技术创新研发活动，进而提高绿色技术创新产出。因此，上述分析表明适宜的政府研发资助、严格的环境规制政策及两者交互作用能够通过增加企业创新研发投入提升企业绿色技术创新产出。

2. 影响机制实证检验

基于上述影响机制的理论分析，本研究主要从创新研发投入的角度进行实证检验。借鉴詹新宇和刘文彬的做法[13]，具体检验过程包括四步：基于全国层面、东部地区、中西部地区的样本数据，首先分析政府研发资助与创新研发投入是否存在显著关系；然后分析政府研发资助和环境规制是否同时对创新研发投入存在显著正向影响；接着为更好地分析环境规制在政府研发资助与创新研发投入关系中的直接及间接影响，增加分析政府研发资助与环境规制的交互项与创新研发投入的关系；最后将企业绿色技术创新产出与创新研发投入进行回归，作为对整个影响机制分析链条的完善。

首先，为分析政府研发资助与创新研发投入是否存在显著关系，设定如下计量模型：

(2)

然后，分析政府研发资助和环境规制是否同时对创新研发投入存在显著正向影响，在模型(2)的基础上加入环境规制项，设定如下计量模型：

(3)

接着，为进一步分析环境规制在政府研发资助与创新研发投入关系中的直接及间接影响，在模型(3)的基础上加入政府研发资助与环境规制的交互项，设定如下计量模型：

(4)

最后，为检验创新研发投入对企业绿色技术创新产出的影响，设定如下计量模型：

(5)

其中：RDit表示研发创新投入规模；GF表示政府研发资助；ER表示环境规制政策；Controls表示控制变量；i和t分别代表地区、年份；λi为个体效应；εit表示随机扰动项。结合理论与已有的实证研究，研发创新投入规模采用各地区研究与试验发展经费内部支出总额来衡量，数据来源于历年《中国科技统计年鉴》；模型(2)、(3)、(4)中的控制变量具体包括：经济发展水平(PGDP)、金融发展水平(FIN)、对外开放程度(OPEN)、新产品销售额(SALE)。经济发展水平由各地区人均GDP来衡量；金融发展水平由各地区金融机构存贷款额占GDP比重来衡量；对外开放程度由各地区进出口贸易额占GDP比重来衡量；以上三个指标原始数据来源于历年《中国统计年鉴》。新产品销售额由各地区规模以上工业企业新产品销售收入来衡量，数据来源于《中国科技统计年鉴》。模型(5)中的控制变量与模型(1)的相同。为减少异方差的影响，各变量均以对数值进入回归模型。模型(2)至模型(5)基于全国层面、东部地区、中西部地区样本数据的回归结果分别见表6至表9所列，模型(2)至模型(5)的Hausman检验结果均支持固定效应的原假设。

表6是基于模型(2)的回归结果，第(1)列、第(2)列和第(3)列的回归估计结果显示政府研发资助的估计系数均显著为正，表明全国层面、东部和中西部地区的政府研发资助与创新研发投入均存在显著正向关系。东部地区政府研发资助的回归系数值为0.454，而中西部地区政府研发资助的回归系数值为0.302，表明东部地区政府研发资助对企业创新研发投入的影响效应要大于中西部地区。

表6 模型(2)的回归结果

表7是基于模型(3)的回归结果，第(1)列和第(2)列的回归估计结果显示政府研发资助、环境规制的估计系数均显著为正，表明全国层面、东部地区的政府研发资助和环境规制与创新研发投入均存在显著正向关系。第(3)列的回归估计结果显示政府研发资助的估计系数在1%的显著性水平上为正，环境规制的估计系数虽然为正，但未通过显著性水平检验，这表明西部地区的企业在获得政府研发资助时会增加创新研发投入，但在面临环境规制约束时，并未显著增加创新研发投入。这可能与中西部地区较宽松的环境规制政策相关，较弱的环境规制难以“倒逼”企业重视绿色技术创新研发投入。

表7 模型(3)的回归结果

表8是基于模型(4)的回归结果，第(1)列和第(2)列的回归估计结果显示政府研发资助、环境规制、政府研发资助与环境规制交互项的估计系数值均显著为正，表明全国层面、东部地区的环境规制政策工具不仅对企业创新研发投入有直接影响，而且会通过与政府研发资助的交互作用进一步间接增加企业创新研发投入。第(3)列的回归估计结果显示政府研发资助的估计系数仍然显著为正，而环境规制政策、政府研发资助与环境规制政策交互项的估计系数虽然为正，但未通过显著性水平检验，表明中西部地区的政府研发资助能显著提高企业创新研发投入，但实施的环境规制政策未能显著影响企业创新研发投入，且环境规制政策也未能通过与政府研发资助的交互作用间接影响企业创新研发投入。可能的解释是中西部地区总体的市场化发展水平较东部地区低，与环境规制相关的法律法规政策执行力度偏弱，使得企业在获得政府研发资助的同时进一步扩大绿色技术创新研发投入的意愿也不强。

表8 模型(4)的回归结果

续表

表9是基于模型(5)的回归结果，各列回归结果显示创新研发投入的估计系数均为正，且通过显著性水平检验，表明创新研发投入对企业绿色技术创新产出具有显著的正向影响。结合表6、表7和表8的第(1)列和第(2)列的回归结果来看，基于全国层面和东部地区样本数据的实证检验结果表明政府研发资助、环境规制政策及两者交互作用能够通过增加企业创新研发投入的传导路径进而提高企业绿色技术创新产出。结合表6、表7和表8的第(3)列中政府研发资助估计系数值均显著为正来看，中西部地区政府研发资助也能够通过影响企业创新研发投入这个渠道促进绿色技术创新产出的增加；而环境规制政策及其与政府研发资助交互项的估计系数未通过显著性检验的结果则进一步解释了中西部地区环境规制政策及其与政府研发资助的交互作用未能显著影响企业绿色技术创新产出的原因。即由于中西部地区较宽松的环境规制政策未能显著增加企业绿色创新研发投入，也未显著提高获得政府研发资助企业的创新研发投入力度，因此未能显著提高企业绿色技术创新产出。

表9 模型(5)的回归结果

五、结论与政策启示

本研究以2009-2017年全国30个省区市的面板数据为样本，将政府研发资助、环境规制政策及企业绿色技术创新产出纳入统一分析框架中，考察政府研发资助、环境规制政策及其两者交互作用对企业绿色技术创新产出的影响，得到的主要结论有：一是全国层面的实证结果显示，政府研发资助、环境规制政策及其两者交互项对企业绿色技术创新产出均有显著正向影响。二是分区域的回归结果显示，东部地区实施的研发资助、环境规制政策及其两者的交互作用均能显著提高企业绿色技术创新产出，中西部地区的政府研发资助能显著促进企业绿色技术创新产出的增加，但环境规制政策及其与政府研发资助交互项的估计系数均未通过显著性水平检验。三是影响机制的实证分析结果显示，东部地区政府研发资助、环境规制政策及其两者交互项均通过增加企业创新研发投入的渠道提高绿色技术创新产出；中西部地区的政府研发资助也能通过激励创新研发投入进而增加企业绿色技术创新产出，而环境规制政策则未显著正向影响创新研发投入，因而也未能显著提升企业绿色技术创新产出。

本研究可以得到如下启示：第一，地方政府要继续重视对企业绿色技术创新研发的资金补助，尤其是中西部地区在给予创新研发补助时要选择有较强的绿色技术创新意愿且研发实力较强的企业作为资助对象，以利于发挥政府研发资助对企业创新研发投入的激励效应和提高创新研发投入对企业绿色技术创新产出的间接效应。第二，中西部要结合地区产业发展状况制定和实施适宜的环境规制政策，同时要提高环境保护法规的执法力度，以利于激发企业提高绿色技术创新产出。在当前排污费改为环境保护税的情况下，要结合各地产业结构科学制定环境保护税的征收税率，以充分发挥环境保护税的减排效应和增强企业绿色技术创新意识。第三，地方政府要高度重视政府研发资助与环境规制政策的有机结合，充分发挥“胡萝卜+大棒”政策组合的互补优势，以激励企业在面临环境规制政策时充分利用好政府研发资助，增强绿色创新研发投入，进而提升绿色技术创新产出。与具有惩戒性质的环境规制政策相配合，地方政府通过对积极践行绿色环保理念的企业给予研发资助，既可以缓解企业面临的绿色技术创新研发资金瓶颈问题，又可以补偿研发创新的外部性风险，提高企业绿色技术创新研发的动力。