0 引言

随着环境问题的日益严峻，绿色创新作为环境优化的重要途径引起各方关注。绿色创新通过改善产品或工艺提高环境管理绩效，进而满足生态环境保护与加快经济发展方式转变的需要，成为企业与国家获取和保持核心竞争优势的重要途径[1]。从实践层面看，自十八届五中全会提出绿色发展以来，我国政府大力推进绿色发展与生态文明建设，但目前我国绿色创新发展尚处于起步阶段，绿色技术创新发展速度缓慢，绿色创新效率整体不高且呈现出显著的地区差异[2]。环境作为绿色创新的资源要素，具有负外部性和稀缺性，存在着市场失灵[3]，单纯的市场手段无法克服其内在缺陷，政府的干预不可或缺。因此，环境规制被看作是绿色创新的初始驱动力[4]。然而，目前我国环保法律体系还不完善，对绿色创新的驱动力不足,由此而来的困惑是如何避免因地区间环境规制政策的差异可能出现的“污染天堂”效应，有效发挥环境规制对绿色创新的激励作用。从理论层面来看，创新经济学理论认为单纯的技术因素和市场因素不能够充分解释绿色创新的动因，还需要规制因素的矫正。环境规制可以有效控制环境污染和提高资源效率，能够对绿色创新产生不可忽视的约束作用[5]。

面板混凝土裂缝，委托专业施工队伍按照处理方案进行了处理，处理完成后，经验收合格。工程未发生质量事故，施工质量满足规范和设计要求。

现有文献从不同视角探讨了环境规制与绿色创新的关系，发现环境规制对绿色创新的影响存在地区差异[3]、行业差异[6]和规制强度差异[7]等，为绿色创新研究提供了丰富的素材，但仍存在一定的局限性。首先，绿色创新具有一般创新所具有的创新溢出性，忽略空间溢出效应不仅会导致分析结果的偏差，而且无法客观地认识绿色创新的空间溢出特征及其演进规律；其次，现有研究多将环境规制看成单一整体从而忽视了环境规制的异质性和不同研究对环境规制的维度划分的差异性，使得研究结果缺乏对比性；第三，现有研究仅关注了环境规制对绿色创新的直接效应，忽略了对绿色创新间接效应的分析。

本研究突破现有研究的局限性，运用空间计量模型研究绿色创新的空间溢出效应以及环境规制异质性对绿色创新的直接和间接效应，以期进一步认识我国绿色创新的空间分布，认识空间视角下环境规制异质性对绿色创新的作用机制，为政府管理部门推进绿色创新发展提供有益借鉴。

1 文献回顾

长期以来，关于环境规制与技术创新的关系争论不断，尚未形成统一的认识。新古典经济学认为环境规制加重了企业治理污染的负担并占用创新资源，不利于企业技术创新。而“波特假说”对该观点持否定态度，认为“适当的环境规制能够刺激技术创新，减少创新费用，产生创新补偿效应，实现降低污染和提升企业竞争力的双赢”[8]。近年来主要形成3种主流观点。一是促进论。对企业来讲，环境规制能激励企业创新，促使企业通过新产品研发和工艺设备改进提高生产效率，从而降低环境规制带来的成本[9]。对国家来讲，执行严厉环境规制的国家创新概率更高，说明环境规制对技术创新具有积极影响[10]。P.Lanoie等发现，严厉的环境规制能够促进研发活动[11]。S.C.Debnath认为环境规制有助于激发企业的创新积极性[12]。二是抑制论。新古典经济学认为严格的环境规制所产生的社会效益会增加企业的私人成本从而降低其竞争力，并最终影响一国的国际竞争力。环境规制不仅加重了企业治理污染的负担，还阻碍了企业创新资源的流动，削弱了企业的技术创新能力[13]。三是不确定论。两者间的关系并不是简单的促进或抑制，而会因不同的规制工具和强度产生差异，同时行业[14]和地区的不同也会导致规制激励效应的差异。

波特假说提出后，尽管引发了大量关于环境规制与技术创新的研究，但是关注环境规制异质性对技术创新的影响相对较少，且尚未形成一致的看法。M.L.Weitzman认为税收手段比命令控制手段更能够激励技术创新[15]。J.P.Montero指出，排污标准和排污税在古诺竞争市场结构下能够有效地激励绿色创新[16]。李婉红等指出环境规制的不同维度对绿色工艺创新和末端治理技术创新的影响具有差异性[17]。张倩认为命令控制型和市场激励型环境规制对绿色产品创新和绿色工艺创新都具有显著的激励作用[18]。现有研究大多关注环境规制对一般技术创新的影响，而对绿色创新的研究相对不足，且未考虑绿色创新的空间溢出效应。绿色创新的空间分布特征及其空间溢出性导致传统研究模型难以准确估计环境规制对绿色创新的影响及其内在机制。因此，有必要以现有研究为基础，运用空间计量模型进一步分析环境规制异质性对绿色创新的影响。

2 研究设计

2.1 研究假设

根据现有文献对环境规制的分类，本研究分别分析命令型、激励型和公众参与型环境规制与绿色创新的关系，提出研究假设。

五是实行重点项目带动。比如像小农水重点县、大型灌区的改造、节水灌溉推广等很多项目可以带动农民兴修水利。

2.1.1 命令型环境规制与绿色创新。命令型环境规制对绿色创新具有重要影响。M.E.Poter认为更加严厉且设计合理的环境规制可以促进技术创新，即通过“创新补偿”机制抵消甚至超过因规制强度增大给企业经济绩效带来的不利影响[8]。C.H.Yang等通过对我国台湾地区制造业企业的实证研究发现严格的环境规制可以促进企业R&D投入[19]。蒋为认为环境规制不仅推动了企业研发倾向和投资，还促使企业增加了产品创新与生产工艺流程的改进[20]。张倩基于政策差异化的视角研究了环境规制对绿色创新的影响，发现命令型环境规制能显著促进绿色产品创新和绿色工艺创新，但存在地区差异[18]。通过上述分析可知，命令型环境规制能通过制定强制性的污染物排放标准激励企业绿色产品创新和绿色工艺创新，提高资源使用效率，降低治理污染的成本进而提高自身竞争力，提出假设：H1a为命令型环境规制显著地促进绿色产品创新；H1b为命令型环境规制显著地促进绿色工艺创新。

2.1.2 激励型环境规制与绿色创新。激励型环境规制利用市场信号规范企业排污行为，使其能在一定范围内自由地选择和采取行动，能刺激企业更多地开展技术创新[21]。一方面，激励型环境规制通过市场激励机制为企业提供强有力的外在激励，弥补环境治理成本，使企业从绿色创新中获益[22]。许士春等分析了不同环境规制对企业绿色技术创新的影响，发现排污税率和排污许可价格与企业绿色创新的激励程度都成正相关[23]。李婉红等发现市场化型规制对造纸企业绿色工艺技术的采纳和末端治理技术创新具有显著的正向影响[17]。另一方面，激励型环境规制能促进绿色创新的扩散。F.Wirl研究了排污税和排污许可证对清洁技术的影响，研究表明排污许可证能在一定程度上消除污染，并有助于清洁技术的扩散[24]。C.Villegas-Palacio等分析了排污税、可交易排污许可对技术创新的影响，认为可交易排放许可证的使用能够加快新技术的传播[25]，提出假设：H2a为激励型环境规制显著地促进绿色产品创新；H2b为激励型环境规制显著地促进绿色工艺创新。

2.1.3 公众参与型环境规制与绿色创新。发达国家在环境管理实践中公众参与型环境规制发挥了重要的作用，公众作为有效实施的重要力量能对环境污染行为主体进行监督并施加压力[26]。C.Langpap等认为公众参与型环境规制是制约企业污染的强力有因素，在美国水污染治理中发挥了显著作用[27]。公众参与型环境规制是社会公众争取环境利益的有效方式，通过公众的参与和监督企业自愿采用绿色创新以获取宽松规制，使企业在减排过程中发挥更大的主动性[28]。同时，公众参与型环境规制能改善企业环境信息披露质量，增加企业和公众间的信息透明度，提升公众的环保意识，迫使企业在强有力的公众监督下只能选择绿色创新，提出假设：H3a为公众参与型环境规制显著地促进绿色产品创新;H3b为公众参与型环境规制显著地促进绿色工艺创新。

2.2 指标选取与数据来源

绿色创新可分为绿色产品创新和绿色工艺创新。参照王锋正等[6]的观点，绿色产品创新(C)用新产品销售收入与能源消耗量的比值作为衡量指标；绿色工艺创新(G)用R&D经费内部支出与技术改造经费投入之和来度量。命令型环境规制(F)主要体现在企业为符合政府制定的强制性排污标准而进行污染治理的努力程度。本研究参照刘新民等[21]的观点采用SO2去除率来表示。激励型环境规制(I)主要包括排污收费、环境税、押金退还制度等，本研究参照许晓燕等[29]的观点采用单位GDP的排污费作为衡量指标。公众参与型环境规制(P)是公众表达环境利益的有效途径，本研究参照张江雪等[30]的观点选取各地区环境信访来信总数来衡量。

为了排除研究过程中其他因素对分析结果的干扰，选取了产业结构(S)、人力资本(H)以及地区经济发展水平(E)作为本研究的控制变量。其中，产业结构用地区第二产业产值占GDP总值的比值表示；人力资本采用从事环境科技活动的人员数衡量；地区经济发展水平采用各地区人均生产总值衡量。

为有效估计模型中的参数，减少回归变量间多重共线性带来的影响，以中国内地除西藏(部分指标数据缺失)以外的30个省份2007—2015年的数据作为样本进行分析。各指标数据主要来自相关年份的《中国环境年鉴》《中国工业经济统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》。

3 空间计量分析

3.1 空间相关性分析

根据空间计量经济学的原理，在进行空间面板计量模型估计之前，需对绿色创新是否存在空间自相关性进行检验，即对绿色创新进行探索性空间数据分析。依据“距离近的区域相关性较强，距离远的区域相关性较弱”的现实假设和研究需要构建二进制的邻接空间权重矩阵，并运用ArcGIS和Geoda软件绘制了我国2007,2015年绿色产品创新和绿色工艺创新的分位图(图1)。图1显示，绿色创新水平呈现出明显的空间集聚现象，绿色创新水平较高的城市主要集中在东部沿海地区，而较低的城市主要集中在西部地区；与2017年相比，2015年绿色创新的空间分布特征并未发生大的变化，表现出区域绿色创新具有路径依赖。

说明：行政边界底图由国家测绘地理信息局监制，审图编号8020617385。下图同。

图1 2007,2015年绿色产品创新和绿色工艺创新的分位图 Fig.1 Quota map of green product innovation and green process innovation in 2007 and 2015

为进一步探索我国绿色创新的空间集聚特征，进行空间自相关检验。全局空间自相关检验多用Moran’s I指数反映变量在全部区域内的空间相关性[31](表1)。绿色产品创新和绿色工艺创新的Moran’s I值均在1%的显著性水平下为正，表明我国各省级的绿色产品创新和绿色工艺创新在地理空间的分布并不是完全随机的，表现出显著的空间集聚特征。从整体看，绿色产品创新和绿色工艺创新的Moran’s I值呈增大趋势，表明绿色产品创新和绿色工艺创新的空间集聚特征越来越显著。同时，地区间的绿色创新存在空间溢出性，一地区的绿色创新会受到邻近地区绿色创新的影响，且绿色产品创新比绿色工艺创新的空间依赖性更强。因此，在绿色创新的计量模型中应当考虑空间因素，利用空间计量方法估计绿色产品创新和绿色工艺创新模型更具合理性。

表1 全局空间自相关Moran’s I指数 Tab.1 Moran’s I index of global spatial co-relationship

指标2007年2008年2009年2010年2011年2012年2013年2014年2015年lnC0．4590．4790．4810．4260．5020．5070．5460．5900．437lnG0．1760．1560．1620．1880．1670．1660．1880．1940．183

局部空间自相关可反映不同区域差异性的空间关联模式，本研究进行了局部空间自相关检验并给出了2007和2015年绿色产品创新的LISA聚集图(图2)。图2显示，2007年绿色创新水平较高的地区主要有江苏、上海和浙江等经济发达的东部沿海地区，水平较低的地区主要分布在新疆、青海、甘肃等西部地区。一是经济发展水平高的地区科学技术水平较高，区域自身绿色创新能力较强；二是发达的东部沿海地区具有明显的创新资源竞争优势，更容易吸引外部的创新人才和物质资源，从而促进了区域自身绿色创新水平的提高。到2015年，绿色创新水平较高地区的数量增加。通过对比发现大部分地区和其相邻地区具有高度的空间稳定性，且绿色创新水平整体有所提升。

通过分析，可以看出我国30个省份的绿色创新表现出明显的非平衡发展且具有明显的空间自相关性，因而应当选用空间计量模型进行分析，避免普通面板回归因忽略空间自相关性带来的误差。

3.2 空间计量模型的构建与选取

[23] 许士春，何正霞，龙如银.环境规制对企业绿色技术创新的影响[J].科研管理，2012，33(6)：67-74.

ln Cit=ρ1W ln Cit+α1ln Fit+α2ln Iit+α3ln Pit+

α4ln Sit+α5ln Eit+α6ln Hit+εit 。

ln Git=ρ2W ln Git+β1ln Fit+β2ln Iit+β3ln Pit+

β4ln Sit+β5ln Eit+β6ln Hit+εit 。

式中：Cit,Git,Fit,Iit,Pit,Sit,Eit,Hit分别表示第i个地区第t年的绿色产品创新、绿色工艺创新、命令型环境规制、激励型环境规制、公众参与型环境规制、产业结构、人力资本和经济发展水平； W为空间权值矩阵；ρ为空间滞后系数；α，β表示待估计的回归参数；εit为服从正态分布的随机误差项。

图2 2007，2015年绿色产品创新的LISA聚集图 Fig.2 LISA aggregate chart of green product innovation in 2007 and 2015

当一地区的绿色创新取决于观察到的一组局域特征及在空间上相关的误差项时，则考虑采用空间误差计量模型(SEM)。模型表达式为：

ln Cit=λ1W φit+α1ln Fit+α2ln Iit+α3ln Pit+

α4ln Sit+α5ln Eit+α6ln Hit+εit 。

ln Git=λ2W φit+β1ln Fit+β2ln Iit+β3ln Pit+

[18] 张倩.环境规制对绿色技术创新影响的实证研究——基于政策差异化视角的省级面板数据分析[J].工业技术经济，2015(7)：10-18.

3.2.2 模型的选取。Moran’s I可以检验模型是否存在空间自相关性，但无法判定空间模型的具体形式，因而还需要进行LM检验(表2)。依据L.Anselin等[32]提出的判别准则，在绿色创新模型中，LM lag和LM err都显著，robust LM lag显著而robust LM err不显著，因此，选用SLM模型更合适。说明绿色创新的空间依赖性来源于邻近地区的绿色创新程度。

表2 LM检验和Hausman检验 Tab.2 LM test and Hausman test

检验绿色产品创新绿色工艺创新统计值P值统计值P值LMlag32．8940．00050．2850．000robustLMlag16．7380．00011．3920．001LMerr16．3600．00040．0630．000robustLMerr0．2040．6521．1710．279Hausman检验30．2030．00422．0990．053

模型回归之前应判断空间滞后模型的固定效应和随机效应，常用的判别方法是Hausman检验，根据表2的检验结果，绿色产品创新的Hausman统计量是30.203(P值=0.004)，拒绝了原假设，说明绿色产品创新模型中固定效应优于随机效应；绿色工艺创新的Hausman统计量是22.099(P值=0.053)拒绝了原假设，说明绿色产品创新模型中固定效应优于随机效应。本研究选择固定效应的空间滞后模型进行回归分析。

3.3 空间计量模型结果与分析

基于上述检验采用固定效应的空间滞后模型，并通过MATLAB 2014a软件分别进行了混合、空间固定效应、时间固定效应和双固定效应的估计(表3)。

从调整的可决系数(Adj R2)来看，绿色产品创新的时间固定效应模型的Adj R2相对其他模型较大，在一定程度上表明时间固定效应的模型对样本观测值的拟合效果优于其他模型。尽管空间固定效应模型和双固定效应模型的对数似然比值(Log L)相对较大，但从模型中解释变量的回归系数估计结果来看，空间固定效应模型和双固定效应模型中大多数解释变量都没有通过显著性检验，说明这两个模型的回归效果不佳。通过比较时间固定效应模型和混合回归模型，时间固定效应模型的Adj R2和Log L都大于混合回归模型，说明时间固定效应模型优于混合回归模型，因此，本研究将采用时间固定效应模型(3)进行分析。基于类似分析，绿色工艺创新采用时间固定效应模型(7)进行研究。

[13] WALLEY N,WHITEHEAD B.It’s not Easy being Green[J].Harvard Business Review,1994, 72(3):46-51.

命令型环境规制的系数分别为0.294和0.192，且分别在1%和5%水平下显著，表明对绿色产品创新和绿色工艺创新均具有显著的正向影响，假设H1a和H1b得到支持，这在一定程度上肯定了“波特假说”。激励型环境规制显著地促进了绿色工艺创新(α2=0.750，P值=0.000)，假设H2b得到支持。激励型环境规制以市场为导向，通过征收排污费等方式促使企业绿色工艺技术改造和绿色工艺设备更新，使企业更倾向于通过“中间技术”的创新降污减排，因而激励型环境规制能显著促进绿色工艺创新。而激励型环境规制对绿色产品创新的正向影响并不显著(α2=0.050，P值=0.397)，假设H2a未得到支持。绿色产品创新主要由消费者需求和市场竞争等因素推动，因而激励型环境规制对绿色产品创新的影响作用尽管是正向的，但不显著。公众参与型环境规制对绿色产品创新和绿色工艺创新的回归系数均为正且都通过了1%的显著性检验，说明公众参与型环境规制对绿色产品创新和绿色工艺创新均有显著的正向影响，假设H3a和H3b得到支持。

表3 环境规制与绿色创新的空间滞后模型 Tab.3 Spatial lagging of environmental regulation and green innovation

变量绿色产品创新绿色工艺创新混合回归(1)空间固定(2)时间固定(3)双固定(4)混合回归(5)空间固定(6)时间固定(7)双固定(8)c-9．939∗∗∗———-5．005∗∗∗———lnF0．327∗∗∗-0．373∗∗∗0．294∗∗∗-0．403∗∗∗0．389∗∗∗0．0280．192∗∗0．011lnI0．062-0．0040．0500．0710．758∗∗∗-0．1470．750∗∗∗-0．062lnP0．224∗∗∗-0．0030．248∗∗∗0．0130．142∗∗∗-0．0170．188∗∗∗-0．023lnS-0．358-0．762∗∗-0．3110．428-0．871∗∗∗-1．305∗∗∗-0．751∗∗∗-0．573lnE0．777∗∗∗0．944∗∗∗0．701∗∗∗-0．4140．935∗∗∗0．637∗∗∗0．460∗∗∗0．002lnH0．923∗∗∗0．1441．119∗∗∗0．301∗∗0．513∗∗∗-0．0581．540∗∗∗0．488∗∗∗ρ0．323∗∗∗-0．0390．315∗∗∗-0．0960．1170．576∗∗∗0．130∗0．264∗∗∗AdjR20．6580．3340．6830．1180．7300．7090．8030．170LogL-270．637-85．176-262．918-72．813-280．951-84．318-214．860-50．660

说明：—表示对应模型中无常数项；***，**，*分别表示在1%，5%，10%的置信水平上显著。下表同。

式中：φit为空间自相关的误差项；λ为空间误差系数。

表3中，绿色产品创新的空间自相关系数为正，且通过了1%的显著性检验，说明绿色产品创新存在正向的空间溢出效应，邻近地区的绿色产品创新水平每提升1%，则本地区的绿色产品创新提高0.315%。同样，绿色工艺创新的空间自相关系数为正，且通过了10%的显著性检验，表明绿色工艺创新也存在显著正向的空间溢出效应，且邻近地区的绿色工艺创新每提升1%，则本地区的绿色工艺创新提高0.130%。绿色创新具有正的空间溢出效应，地区间地理位置越邻近，越有利于技术和知识的传播以及创新资源的共享和优化配置，从而有助于形成绿色创新的空间集聚效应。

作为控制变量的地区经济发展水平(E)和人力资本(H)对绿色产品创新和绿色工艺创新均具有显著的促进作用。地区经济发展水平(E)越高越有利于的绿色创新水平的提高，这与前面的Moran’s I分析结论一致，即绿色创新水平高的地区主要集中在经济发展水平较高的东部沿海地区，而绿色创新水平低的地区主要分布在经济发展水平落后的中西部地区。人力资本作为重要的创新投入资源对促进地区绿色创新水平的提高发挥着显著的推动作用。产业结构在模型(3)和(7)中的系数都为负，表明对非清洁能源依赖大的第二产业占比越重，越会抑制区域绿色创新水平的提高。

对于空间计量模型，分析自变量对因变量的影响还应考虑直接效应、间接效应和总效应[32]，为进一步研究环境规制异质性对绿色创新的影响，给出时间固定效应下自变量对因变量的直接效应、间接效应和总效应(表4)。

表4 空间滞后模型的直接效应和间接效应 Tab.4 Direct and indirect effects of the spatial lag model

变量绿色产品创新绿色工艺创新直接效应间接效应总效应 直接效应间接效应总效应 lnF0．303∗∗∗0．128∗∗0．432∗∗∗0．196∗∗-0．0150．181∗∗lnI0．0500．0220．0720．750∗∗∗-0．054∗0．696∗∗∗lnP0．257∗∗∗0．111∗∗∗0．368∗∗∗0．187∗∗∗-0．0130．173∗∗∗lnS-0．318-0．137-0．455-0．749∗∗∗0．054-0．695∗∗∗lnE0．718∗∗∗0．307∗∗∗1．025∗∗∗0．456∗∗∗-0．0330．422∗∗∗lnH1．139∗∗∗0．490∗∗∗1．025∗∗∗1．545∗∗∗-0．112∗1．433∗∗∗

命令型环境规制对绿色产品创新的直接和间接效应均通过了1%的显著性检验，表明命令型环境规制强度的提高不仅会促进本地区绿色产品创新水平的提高，而且还会促进邻近地区绿色产品创新水平的提高；命令型环境规制对绿色工艺创新的直接效应为0.196且通过了显著性检验，但是间接效应不显著，说明命令型环境规制能显著促进本地区的绿色工艺创新，但对邻近地区绿色工艺创新的促进作用并不显著。激励型环境规制对绿色工艺创新的直接效应是显著为正的，而间接效应显著为负，说明激励型环境规制对本地区的绿色工艺创新具有正向促进作用，而对邻近地区绿色工艺创新具有抑制作用，可能的原因是激励型环境规制激励了本地区绿色工艺创新活动的开展，但由于区域间的创新资源竞争，反而会抑制邻近地区的绿色工艺创新。公众参与型环境规制对绿色产品创新的直接效应和间接效应均为显著的正向影响，说明公众参与型环境规制强度的提高不仅会促进本地区绿色产品创新水平的提升，还会提升邻近地区的绿色产品创新水平。公众参与型环境规制对绿色工艺创新的直接效应为0.187且高度显著，间接效应为正但不显著，说明公众参与型环境规制对本地区的绿色工艺创新具有显著的促进作用，但对邻近地区的影响不显著。

4 结论与建议

4.1 结论

绿色创新具有显著的正向空间溢出效应，一个地区的绿色创新水平的提高会显著促进邻近地区绿色创新水平的提升，我国的绿色创新发展水平呈现出明显的地区非均衡性，水平高的主要集中于东部沿海地区，水平较低的主要分布在西部地区；不同类型的环境规制对绿色产品创新和绿色工艺创新的影响具有差异性，且不同类型的环境规制对邻近地区的绿色产品创新和绿色工艺创新表现出不同的间接效应。产业结构会抑制区域绿色创新，地区经济发展水平和人力资本会显著地促进区域绿色创新。

4.2 建议

中西部地区的绿色创新水平低，但其中大部分区域属于我国的重点开发区域，具有较强的资源环境承载能力。要提高中西部地区绿色创新水平，政府一方面应当从研发资金、税收优惠以及创新融资等政策上给予支持，减轻企业绿色创新的负担，激发企业创新的活力；另一方面要保持其环境承载能力，做到增产减污。东部沿海地区经济发达，绿色创新水平相对较高，其承担绿色创新成本的压力相对较小，但其资源环境承载能力开始减弱，政府应当强化对经济结构、资源消耗等的评价，通过构建开放的创新生态环境、营造良好的创新氛围鼓励企业开展更多的绿色创新活动。

建立协同开放的经济体系，打破区域间的行政壁垒。绿色创新具有正的空间溢出效应，而区域间行政壁垒的存在阻碍了绿色创新的空间溢出。建立协同开放的经济体系，既有利于促进人口、经济、资源环境的空间均衡，又有利于打破区域间的行政壁垒，促进区域间创新资源要素的流动和共享，有助于区域间绿色创新“强强联合”，并通过不断的空间溢出产生正向辐射，带动绿色创新水平较低的地区共同提升。

建立多元环境规制政策，结合地区差异和绿色创新的类型制定适当的规制组合。命令型环境规制比市场激励型环境规制更能激励绿色产品创新；而对于绿色工艺创新，市场激励型环境规制的激励效果相对较好，因为激励性环境规制具有更大的灵活性和稳定性，能使企业有一定程度的选择自由，为企业进行绿色工艺创新提供较强的外在经济激励。此外，应鼓励更多的社会公众参与环境规制中并成为规制政策的实施者和监督者，发挥公众参与型环境规制对绿色创新的有效激励。

坚持经济发展与绿色创新发展的共赢理念。经济发展不以牺牲环境为代价，积极推进产业结构调整,转变经济发展方式，加快由粗放式发展向生态友好发展的转变步伐，以绿色创新推动区域经济健康发展。

参考文献：

[1] HORBACH J,RAMMER C,RENNINGS K.Determinants of Eco-innovations by Type of Environmental Impact:The Role of Regulatory Push/Pull,Technology Push and Market Pull[J].Ecological Economics,2012(78):112-122.

1929年8月，国立北平图书馆编纂委员会正式成立。《国立北平图书馆组织大纲》规定，在各业务部门之外，“因学术上之必要，得设编纂委员会以编纂委员若干人组织之”［1］（45）。 1929 年两馆合并重组后，共设立过四个委员会，分别是国立北平图书馆委员会、建筑委员会（1931年撤销）、购书委员会和编纂委员会。上述委员会与正、副馆长，以及总务部、采访部、编纂部、阅览部、善本部、金石部、舆图部、期刊部等8个业务部门共同形成了一个完整的组织结构（见图1）。

[2] 刘跃，卜曲，彭春香.中国区域技术创新能力与经济增长质量的关系[J].地域研究与开发，2016，35(3)：1-4.

[3] 殷宝庆.环境规制与我国制造业绿色全要素生产率——基于国际垂直专业化视角的实证[J].中国人口·资源与环境，2012，22(12)：60-66.

嵌入式学科服务是图书馆服务的重要发展方向之一，如何进行个性化定制并积极提嵌入式服务，也是图书馆服务的重点发展方向之一。当前，业界对于基于个性化定制嵌入式学科服务的研究正在积极开展之中，加上嵌入式学科服务的能力评价体系在一定程度上受限，上文所述基于个性化定制的嵌入式学科服务策略内容基于现有研究的提炼与思考，以期为相关研究提供参考。

[4] BANSAL P,ROTH K.Why Companies Go Green:A Model of Ecological Responsiveness[J].Academy of Management Journal,2000,43(4):717-736.

[5] KESIDOU E,DEMIREL P.On the Drivers of Eco-innovations:Empirical Evidence from the UK[J].Research Policy,2012,41(5):862-870.

[6] 王锋正，姜涛.环境规制对资源型产业绿色技术创新的影响——基于行业异质性的视角[J].财经问题研究，2015(8)：17-23.

[7] 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[J].中国软科学，2012(4)：49-59.

[8] PORTER M E.America’s Green Strategy[J].Scientific American,1991,246(4):96-168.

[9] 周灵.环境规制对企业技术创新的影响机制研究——基于经济增长视角[J].财经理论与实践，2014(3)：125-129.

[10] COLE M A,ELLIOTT R J R,OKUBO T.Trade,Environmental Regulations and Industrial Mobility:An Industry-level Study of Japan[J].Ecological Economics,2010,69(10):1995-2002.

[11] LANOIE P,LAURENT-LUCCHETTI J,JOHNSTONE N,et al.Environmental Policy,Innovation and Performance:New Insights on the Porter Hypothesis[J].Journal of Economics & Management Strategy,2011,20(3):803-842.

[12] DEBNATH S C.Environmental Regulations become Restriction or A Cause for Innovation:A Case Study of Toyota Prius and Nissan Leaf[J].Procedia-Social and Behavioral Sciences,2015,(95):324-333.

为更加定量地验证模型的合理性，用QEA图像分析仪测试了4种喷墨打印纸在不同阶调下的青色油墨网点平均直径，结果如表3所示。

[14] 李莉，郑旭东，冉启英.基于产业规制视角的区域煤化工产业发展制约因素关联度分析——以新疆为例[J].地域研究与开发，2014，33(6)：75-79.

[15] WEITZMAN M L.Prices v s.Quantities[J].The Review of Economic Studies,1974,41(4):477-491.

[16] MONTERO J P.Permits,Standards and Technology Innovation[J].Journal of Environmental Economics and Management,2002,44(1):23-44.

[17] 李婉红，毕克新，曹霞.环境规制工具对制造企业绿色技术创新的影响——以造纸及纸制品企业为例[J].系统工程，2013(10)：112-122.

β4ln Sit+β5ln Eit+β6ln Hit+εit 。

[19] YANG C H,TSENG Y H,CHEN C P.Environmental Regulations,Induced R&D,and Productivity:Evidence from Taiwan’s Manufacturing Industries[J].Resource & Energy Economics,2012, 34(4):514-532.

[20] 蒋为.环境规制是否影响了中国制造业企业研发创新?——基于微观数据的实证研究[J].财经研究，2015，41(2)：76-87.

[21] 刘新民，杜素珍，王松.环境规制对低碳经济发展的直接与间接效应分析[J].山东科技大学学报(社会科学版)，2016，18(4)：52-61.

9QP-840型草地盘齿式破土切根机结构简图在此省略。切根机与拖拉机三点悬挂链接，拖拉机动力由动力输出轴、万向节、变速箱传至刀轴，采用中间齿轮转动的方式，由高速旋转的刀轴带动盘齿式切根刀正传强制刀齿持续入土切根；刀齿撕裂板结层土壤，刀齿根部到顶部一次入土，将接触的土壤向两侧和底层压缩，防止翻垡、扬沙；配套动力44.1kW(60马力)以上，切根机幅宽2.4m，刀轴可安装6～8组盘齿式切刀，每组3把刀，易拆卸，作业间距30～50mm可调；根据草场改良工艺要求，螺杆、螺管式调节装置保证实现耕深100～200mm可调。

①判断信息题，提醒自己。信息题的题干所占篇幅往往较大，很好识别。信息题往往是区分度很大的试题，无论是选择题还是判断题，提醒自己慢下来好好作答。②理清信息间的逻辑关系与教材的结合点，必要时通过画图帮助理解。③问答中必有用到信息的地方，有些信息还需要进行转换。

以乙型脑炎病毒P3株基因组cDNA为模板，用C基因的特异性引物进行PCR扩增。100 μL扩增体系：模板4. 8 μL，上下游引物各2. 4 μL，5×PrimeStar Buffer 20 μL，DNTP Mixture 4 μL， PrimeSTAR HS DNA Polymerase 1.2 μL，dd H2O 65. 2 μL。扩增程序：94 ℃ 3 min、94 ℃ 30 s、57 ℃ 1 min、72 ℃ 1 min、72 ℃10 min，30个循环。PCR产物经琼脂糖凝胶电泳后切胶纯化回收(按照DNA回收试剂盒操作)。

[22] 何慧爽.环境质量、环境规制与产业结构优化——基于中国东、中、西部面板数据的实证分析[J].地域研究与开发，2015，34(1)：105-110.

3.2.1 模型的构建。以Cobb-Douglas生产函数为基础函数，加入空间效应，构建环境规制与绿色创新的空间计量模型。当一地区的绿色创新取决于其邻近地区的绿色创新观察值及观察到的一组局域特征时，则考虑采用空间滞后计量模型(SLM)。模型表达式为：

[24] WIRL F.Taxes versus Permits as Incentive for the Intertemporal Supply of A Clean Technology by A Monopoly[J].Resource & Energy Economics,2014,36(1):248-269.

[25] VILLEGAS-PALACIO C,CORIA J.On the Interaction between Imperfect Compliance and Technology Adoption:Taxes versus Tradable Emissions Permits[J].Journal of Regulatory Economics,2010,38(3):274-291.

也就是那句话，让苏楠坚信，杨小水有隐衷。苏楠没讲出自己的怀疑，她问李峤汝，你母亲，是不是跟许武生有宿仇？

[26] 王小宁，周晓唯.市场化进程下的西部地区环境规制研究[J].技术经济与管理研究，2015(5)：36-40.

弗劳恩霍夫协会主要由协会的IP-商业化中心进行专利技术转化。在利益分配上，中心收取许可授权收益的25%，发明人获20%，其余归所属研究所。协会还可以低于25%的参股额度投资新成立的技术公司。

[27] LANGPAP C,SHIMSHACK J P.Private Citizen Suits and Public Enforcement:Substitutes or Complements?[J].Journal of Environmental Economics & Management,2010,59(3):235-249.

[28] 李平，慕绣如.环境规制技术创新效应差异性分析[J].科技进步与对策，2013，30(6)：97-102.

[29] 许晓燕，赵定涛，洪进.绿色技术创新的影响因素分析[J].中南大学学报(社会科学版)，2013，19(2)：29-33.

[30] 张江雪，蔡宁，杨陈.环境规制对中国工业绿色增长指数的影响[J].中国人口·资源与环境，2015，34(1)：24-31.

[31] 张馨之，何江.中国地区经济发展差距的空间分析[J].地域研究与开发，2007，26(1)：35-39.

团队学习能够更好地帮助团队成员科学合理地实现整体搭配，也是促进其共同目标实现的重要过程。“深度会谈”是学习型组织中称呼团队学习的方式。在此过程中，每位组织成员都能够敞开心扉，提出个人不一样的见解，利用头脑风暴的方式让观点更加深入，从而讨论和解决各种问题，而且能够促进自有想法的随意交换，推进每个成员的进步。

[32] ANSELIN L,FLORAX R J.Small Sample Properties of Tests for Spatial Dependence in Regression Models:Some Further Results[M]//New Directions in Spatial Econometrics.SpringerBerlin Heidelberg,1995:21-74.

吸收液体循环的目的是降低尾气中的氨气浓度，最后的尾气吸收器兼有去除气体中雾沫的功能。再沸器汽化率约10%，塔顶回流比3～4，塔顶采出率D/F=0.035。

它处在岩壁一块凸起的上缘，洞口外一株碗口粗细的松树，从一旁岩石的缝隙中滋出，曲回盘叠，似苍龙探海，朝着崖间的云雾伸展。