2024年3月31日发(作者：)

技术经济与管理研究2019年第10期

工业发展质量与环境规制、技术创新的关系研究

王翔

（湖北文理学院，湖北襄阳441053）

摘要：本文基于2008-2017年省级动态面板数据，运用SYS-GMM方法实证分析了环境规制、技术创新及其他因素对工

业发展质量的影响。研究表明，环境规制对工业转型升级具有持续动态影响，在这一过程中，技术创新是重要的中介变量。

环境规制并非会无条件对工业结构高级化发挥倒逼作用，区位异质性也能对环境规制与技术创新及FDI的交互效应产生重要

影响。要推动我国工业高质量发展，应树立系统性思维，注重环境规制与创新驱动政策的相互协同，推行差异化环境规制政

策，构建面向绿色工业的技术创新支撑体系，提升工业与生产性服务业的互动融合水平，不断优化引进外资的结构和层次。

关键词：环境规制；技术创新；产业转型；工业发展

中图分类号：F42文献标识码：A文章编号：1004-292X（2019）10-0100-06

ResearchonEnvironmentalRegulation，TechnologicalInnovationandIndustrialDevelopmentLevel

WANGXiang

（HubeiUniversityofArtsandScience，XiangyangHubei441053，China）

Abstract：Chinaisabigindustrialcountry，ewera，toformastronginternational

competitiveadvantage，ntheprovincialdynamicpaneldatafrom2008to

2017，theimpactsofenvironmentalregulation，technologicalinnovationandotherfactorsonthequalityofindustrialdevelopmentare

ultsshowthatenvironmentalregulationhasacontinuousdynamicimpacton

process，nmental

regulationdoesnotunconditionalonheterogeneitycanalso

otethehigh-qualitydevelopmentofChina′sindustry，itisnecessarytoestablishsystematic

levelofintegrationbetweenindustrialandproductiveservices，constantlytooptimizethestructureandlevelofforeigninvestment.

Keywords：Environmentalregulation；Technologicalinnovation；Industrialtransformation；Industrialdevelopmentlevel

hasimportantimpactontheinteractioneffectofenvironmentalregulationandtechnologicalinnovation，aswellastheinteractionbetween

thinking，toemphasizethecoordinationbetweenenvironmentalregulationandinnovation-drivenpolicies，toformulateandimplement

differentiatedenvironmentalregulationpolicies，tobuildtechnologicalinnovationsupportsystemforgreenindustries，andtoenhancethe

一、引言

工业是世界各国和地区参与国际竞争的重要领域。我国是

工业大国，但尚不是工业强国。新时代要形成强大的国际竞争

优势，高质量的工业是关键。在新发展理念指引下，以绿色环

保为重要内容的结构高级化是工业高质量发展的应有之义。与

美国、德国、日本等先进国家相比，我国工业发展质量还有不

小的差距。面对着工业结构转型与生态环境约束的双重压力，

政府不断加强环境规制力度，加快推动我国由工业大国向工业

强国迈进。

在面临政府的环境规制措施时，工业企业的异质性决定了

其在作出应对策略时的选择存在差异性。有些企业会将绿色发

展的要求视为负担，缺乏进行产品、技术及装备更新换代的内

在动力，而另一些企业则会通过改进生产技术、调整投入结构

等方式来降低生产成本，内部消化治污减排费用。同时，环境

规制会与技术创新、FDI等相互交织，对我国工业的转型升级

产生不容忽视的间接影响。本文将通过省级及板块的实证研究

收稿日期：2019-06-22

基金项目：湖北省重大调研课题（LX201729）；湖北省技术创新专项软科学项目（2016ADC048）。

作者简介：王翔（1980-），男，湖北随州人，博士，副教授，主要从事产业经济发展理论与政策研究。

·100·

工业发展质量与环境规制、技术创新的关系研究

来阐明环境规制与技术创新的关联机制，厘清环境规制对工业

结构转型升级的影响及区域差异，探讨如何充分激发环境规制

对各影响因素的正向激励作用，助推我国工业实现绿色发展与

结构升级“双赢”。

二、文献综述

近年来，在环境规制、技术创新与工业发展质量领域，国

内外学者基于不同假设条件，围绕环境规制对全要素生产率、

经济绩效及竞争优势的影响等领域，开展了各类研究。早期的

一些学者（GrayW.B.，1987；StephensJ.K，2000）基于静态视角分

析，支持环境规制与工业经济转型升级不可兼得的观点，提出

“遵循成本说”，即环境规制会对工业经济产生“抵消效应”和

“约束效应”，有碍于工业技术进步和生产效率提高。Kathuria

（2007）、Andersson（2005）、Knellex（2012）通过研究发现，实施

环境规制后，额外的治污费用会增加企业成本，削弱了企业创

新能力及市场竞争力。

等（1995）通过动态分析对上述传统静态观点提

当的环境规制政策会激发工业企业加快绿色技术研发、改进生

产工艺以减少消耗和污染，在这一过程中，技术创新是重要的

中介变量。由此，在分析环境规制与工业发展质量的相互关系

时，应将技术创新纳入同一分析框架。本文将利用省级工业面

板数据，实证分析环境规制对工业发展质量的影响，检验环境

规制能否有效倒逼我国工业结构高级化。此外，还将探讨环境

规制与技术创新及其他因素间的交互作用对工业结构升级的作

用效果。

环境规制对技术创新的影响作用在不同阶段具有异质性，

当环境规制强度超过一定阀值时，能与技术创新产生正向交互

效应，有利于工业结构绿色转型，而在规制强度较小时则作用

方向相反，即二者呈U形关系，本文将对此问题进行分析。在

区域工业发展过程中，环境规制会与技术创新及其他要素交织

在一起，导致工业发展质量的地区差异。同时，在开放经济条

件下，环境规制是FDI的重要准入门槛，二者也会相互交织进

而对工业绿色转型产生作用。综上，本文将基于空间异质性视

角考察环境规制、技术创新、FDI等因素与工业发展质量间的

相互关系，为制订差异化环境规制及技术创新政策提供决策

依据。

四、模型设定及变量说明

1.模型设定

基于数据可得性和可比性，本文以2008-2017年我国30个

省工业面板数据（不包含西藏和港澳台地区）为样本开展实证

研究。鉴于现实中工业转型是一个存在路径依赖的渐进过程，

模型中增加了被解释变量的一阶滞后项，构建动态面板模型。

为缓解可能存在的异方差问题，对模型中所有变量进行对数化

处理。模型形式为：

lnIgdi

it

=β

0

+δlnIgdi

it-1

+ρ

1

lnEr∗lnInnov+ρ

2

lnEr∗lnFdi

2

+ϕ

1

lnEr

it

+ϕ

2

lnEr

it

+β

1

lnInnov

it

+β

2

lnFdi

it

+β

3

lnHc

it

+β

4

lnFai

it

+β

5

lnPs

it

+η

i

+γ

t

+ε

it

2.变量说明

被解释变量。为达到分析的全面性和综合性，本文选取如

下九项工业指标，运用主成本分析法计算工业绿色发展综合指

数，将其作为被解释变量工业发展质量（Igdi）的衡量指标。

核心解释变量之一是环境规制（Er）。本文从治理投入角度

对环境规制的强度进行度量，采用工业废水废气治理设施运行

费用除以工业主营业务成本来衡量。另一个核心解释变量为技

表1

目标层序号

C1

C2

C3

C4

工业发展质量（Igdi）

C5

C6

C7

C8

C9

出质疑，指出环境规制会倒逼企业开展技术创新，可部分甚至

完全抵消额外成本，有利于环境质量改善和工业比较优势扩大，

即为“波特假说”（Porterhypothesis）。该假说自提出以来引起

了学者的广泛关注。Mansury（2008）研究了美国环境规制对工

业企业的影响，发现环境规制能提高绿色生产率和产品质量

水平，企业会获得更高利润。国内学者方面，刘伟明（2014）、

江珂（2015）、李小平等（2017）通过研究发现，环境规制对我国

工业研发创新具有显著的推动作用，能促使企业加大产品创新

与生产工艺改进，但规制要有“度”的限制。Jaffe（1997）将波

特假说分为强版和弱版两个层次，若环境规制的创新效应能够

抵消生产成本的增加则为“强波特假说”，Hamamoto（2006）、

张三峰（2011）均支持该立场；反之则为“弱波特假说”，即环

境规制虽能一定程度上激励工业研发创新，但不确定能否增强

工业竞争力（蒋为，2015）。

综上所述，上述研究成果为理解环境规制与工业提档升级

的关系提供了有益借鉴，但尚存在一些局限性：第一，鲜有文

献从结构差异视角来研究环境规制对工业的动态影响，且多以

未深入到工业内部的单一结构变动指标作为衡量标准。第二，

部分文献主要分析的是环境规制与技术创新或工业绩效的单向

直接关系，忽略了交互效应的间接影响。第三，源于地域特征

差异，环境规制对各地工业转型发展的影响不同，但一些成

果却忽略了结合地域特征的具体考量。鉴于此，本文将力求

予以弥补或突破，助力我国工业加快实现高质量发展。

三、逻辑思路

环境规制是对工业活动的强制性筛选，可能强化也可能

弱化技术创新对工业提档升级的影响。面对政府规制，工业

企业可能会选择增加节能减排设备或开展绿色生产技术研

发，以达到规制标准要求，由此产生技术激励效应。企业也

可能会单纯为达到规制要求而压缩研发创新投入，此时则产

生了技术抑制效应。针对上述问题，本文将结合我国整体及

各大板块实际情况，通过实证分析得出具体结论。

环境规制会对工业发展质量产生综合性的动态影响。恰

工业发展质量指标体系

指标层指标属性

-

-

-

-

-

+

+

+

+

单位工业增加值能耗（吨标准煤/万元）

单位工业增加值废水排放量（万吨/亿元）

单位工业增加值二氧化硫排放量（吨/亿元）

单位工业增加值氮氧化物排放量（吨/亿元）

单位工业增加值烟粉尘排放量（吨/亿元）

工业固体废物综合利用率（%）

工业占GDP比重（%）

规模以上工业增加值增长率（%）

轻工业增加值增长率（%）

·101·

技术经济与管理研究2019年第10期

术创新（Innov），科技创新投入力度会影响到工业发展质量，本

文采用当年工业科技活动经费支出除以当年GDP所得比值作为

技术创新的测度指标。

考虑到工业发展的趋势特征及影响因素，还引入外商直接

投资（Fdi）、人力资本（Hc）、固定资产投资（Fai）、生产性服务

业（Ps）等控制变量。外商直接投资（Fdi），Fdi通过前向和后向

联系带动东道国上游供应商或下游企业的技术进步，有利于增

强企业国际竞争力和风险荷载力。本文采用各省实际利用外商

投资额与地区GDP比值来衡量外资参与度。人力资本（Hc），

人力资本特别是具备专业技术和管理才能的人员能推动技术创

新活动，是工业发展质量提高的关键因素，采用科技活动人员

数与职工总人数的比值来表示。固定资产投资（Fai），一定时

期内建造或购置的固定资产是影响工业发展质量的重要因素，

采用工业固定资产投资总额与GDP的比值来衡量。生产性服务

业（Ps），生产性服务业的发展能使工业企业便捷获取先进技术

和市场机会，有助于提高工业创造性和创新能力。本文选取生

产性服务业（信息传输、计算机服务及软件业，租赁和商务服务

业，交通运输、仓储和邮政服务业，技术服务等行业）增加值占

GDP

同时，还引入环境规制与技术创新的交互项，以考察环境

比率来衡量。

规制是加强还是弱化了技术创新对地区工业转型升级的影响及

作用机制，验证环境规制在技术创新进程中主要体现的是“补

充效应”还是“挤出效应”。此外，在模型中还加入环境规制

与Fdi的交互项，当其系数大于0时，说明作为Fdi准入门槛的

环境规制是正向地促进了工业绿色转型。环境规制对工业发展

质量的影响可能是非线性的，因此在模型中引入了环境规制的

二次项。

3

本文的工业面板数据主要来源于中经网经济统计数据库、

.数据来源

、《中国工业统计年鉴》、《中国工业经济统计

年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国环境年鉴》、《中国环境统

计年鉴》及历年各省统计年鉴等，其中名义变量以2008年价

格为基准做了处理。

五、计量结果及结果分析

1

利用

.回归结果

Hausman检验对模型形式加以确定，其P值表明固定

效应模型更为合理。由于在模型中引入了被解释变量工业发展

质量的滞后项，同时被解释变量与核心解释变量环境规制可能

存在双向因果关系，易导致模型内生性问题。若采用一般面板

回归方法，可能造成估计结果有偏和非一致。DIF-GMM和

SYS-GMM

言，SYS-GMM

回归方法均可一定程度上解决内生性问题。相比而

估计量比DIF-GMM估计量的偏误要小、有效性

更强，能同时处理变量遗漏和测量误差带来的内生性问题，且

DIF-GMM

文最终选择采用

方法会损失较大的样本信息量。综合上述原因，本

SYS-GMM对模型进行估计，结果见表2。

从AR（1）和AR（2）的P值来看，AR（1）显著而AR（2）不显

著，说明该模型随机扰动项存在一阶自相关，但不存在二阶自

相关。Sargan检验P值说明工具变量有效，采用SYS-GMM方

·102·

表2SYS-GMM回归结果

解释变量模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）

lnIgdi

t-1

0.7132

***

0.0692

**

0.6735

**

0.8021

***

lnInnov

(lnEr)

lnEr

2

0.0395

**

0.1468

0.0612

0.0713

*

**

0.0682

**

0.7956

**

0.0725

**

***

lnEr*lnInnov

0.0969

**

lnEr*

0.1716

**

0.0085

**

0.0093

0.2153

**

0.0953

0.0462

*

**

0.0565

***

0.1359

**

***

0.1935

***

0.0087

***

0.1743

**

lnFdi

lnFdi

lnHc

0.0152

0.0970

0.0294

0.0094

**

**

lnFai

0.1205

0.1253

**

0.0301

*

0.1035

0.0731

*

Sargan

lnPs

0.7132

0.4921

0.0536

*

***

AR(1)

检验p值

0.0079

0.6843

0.0087

0.80510.7685

AR(2)

p

p

值

值0.30120.2235

0.0091

0.3755

0.0076

0.4179

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平下显著。

法合理。

2

基于模型

.结果分析

（1）-（4）的回归结果，滞后一期的工业发展质量系

数均显著为正，表明设定为动态模型合理，我国工业结构高级化

进程具有正向连续性，持续提升工业发展质量应成为一项长期

工作。

核心解释变量方面，环境规制的一次项系数显著为正，说

明环境规制力度的上升能有效提高工业发展质量。逐步引入其

他控制变量，其显著性仍具有较好的稳定性，“强版波特假说”

在我国工业领域得到了支持。另一核心解释变量技术创新对工

业结构的影响也十分显著，表明增加研发创新投入有利于促进

工业结构向绿色发展方向转型。

环境规制的二次项系数也显著为正，表明环境规制对工业

转型的影响并非简单的线性效应，而是呈“U”形。最初在环

境规制强度较小时，污染治理成本不高，此时企业为获取高额

利润，会抽离一部分本该用于绿色技术研发的经费投入到扩大

再生产领域，“抑制效应”占主导地位。随着环境规制政策的

逐步完善和规制力度的不断加大，政府在要求企业提高污染治

理水平的同时，也会为刺激企业加快技术创新而出台激励性的

财税扶持政策。在双重力量的作用下，有些污染型企业被强制

退出生产，也会诱使其他企业不断提高技术工艺水平和绿色生

产效率，产生正向“激励效应”。

对于工业发展质量而言，创新驱动政策是正向激励，环境

规制则是反向倒逼。环境规制与技术创新的交互项系数为正且

显著，说明环境规制与创新驱动存在良性互动关系，环境规制

强化了工业技术创新对工业发展质量的影响，对工业结构升级

将产生显著的推动作用。同时，环境规制与Fdi交互项的系数

也显著为正，说明就全国整体而言，环境规制强化了Fdi对工

业发展质量提升的影响。环境规制作为外资准入的重要门槛，

在引导Fdi流向绿色清洁行业过程中发挥了有效的筛选作用。

就控制变量的回归结果而言，外商直接投资的系数虽为

《中国统计年鉴》

正，但不显著，表明工业跨国资本外溢效应微弱，对增强我国

工业市场竞争力、提升发展质量的作用有限，无力改变我国工

业处于全球价值链中低端水平的状况。人力资本的系数为正，

且通过显著性检验，表明人力资本对工业发展质量提升具有积

极作用。固定资产投资系数显著为正，固定资本投入主要体现

为机器、厂房和基础设施建设，回归结果说明增加固定资产投

入能显著提升工业发展质量。生产性服务业的系数为正，且通

表3稳健性检验回归结果

解释变量模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）

lnIgdi

t-1

0.8764

**

0.0703

*

0.8971

**

*

0.9135

***

*

0.9011

***

**

lnInnov

(lnEr)

lnEr

2

0.0487

**

0.0583

0.0846

**

0.0754

****

****

0.05130.0635

0.0719

**

lnEr*lnInnov0.1560

0.0812

***

0.0917

0.1934

**

0.1402

***

0.1783

**

0.1037

**

lnEr*0.0079

*

0.0085

***

0.1549

0.0091

**

lnFdi

lnFdi

lnFai

lnHc

0.0021

0.1534

0.0015

0.0076

**

0.2041

0.0335

***

Sargan

lnPs

0.0417

*

0.1985

0.0104

***

0.0635

*

**

AR(1)

检验p值0.72450.8265

0.3847

AR(2)

p

p

值

值

0.0076

0.7210

0.4135

0.0085

0.5132

0.0090

0.7798

0.3928

0.0087

0.4097

过了1%的显著性水平检验，说明我国生产性服务业的加速发

展有助于工业价值链的有效整合和优质要素的配套化引入，有

利于工业向绿色环保方向提档升级。

3

为验证模型的稳健性，本文通过从变量出发，将环境规制

.稳健性检验

强度指标替换为工业废水废气治理设施运行费用占工业增加值

比重来衡量，对模型进行SYS-GMM估计，检验结果如表3。

从表3可以看出，与表2回归结果相比，核心解释变量环

表4不同区位样本的SYS-GMM估计结果

境规制的一

次项及二次

解释变量东部中部西部

lnEr*lnInnov

lnIgdi0.9210

***

项系数、技

t-1

0.1847

***

0.7324

**

术创新系数

lnEr*lnFdi

**

0.1235-0.1745

0.8657

**

*

的符号和显

lnEr

0.00560.0078

著性并未发

***

0.0032

*

(lnEr)

生较大变化，

2

0.0537

**

0.0726

*

lnInnov

0.0429

0.0762

环境规制与

**

0.0668

0.0625

***

0.0517

*

lnFdi

工业发展质

量相互间依

lnFai

lnHc0.1358

0.0041

0.0917

**

***

0.1347

0.0065

0.0843

**

**

0.2013

-0.0312

**

然呈U形关

系，环境规

制分别与技

Sargan-

lnPs0.2014

0.0421

*

**

术创新和Fdi

AR(1)

检验p值0.7031

0.1532***

0.0315

**

0.0254

**

的交互项系

AR(2)

p

p

值

值

0.0057

0.8146

0.1689

0.4132

0.0061

0.8172

0.3891

0.0071

0.5462

数符号保持

工业发展质量与环境规制、技术创新的关系研究

稳定，其他控制变量的估计结果也仅在数值上略有差异，表明

模型具有较好的稳健性。

4

我国幅员辽阔，不同区域在工业技术创新基础、政策完善

.不同区位间的差异

程度及环境规制强度等方面存在较大差异，环境规制、技术创

新及其交互作用对工业绿色转型的作用效果可能不同。为进一

步分区域对上述问题开展深入研究，本文将全国30个省份

（不含西藏和港澳台地区）分为东、中、西三个子样本，其中

东部地区包括：北京、天津、河北、山东、上海、江苏、浙

江、福建、广东和海南；中部地区包括：河南、湖北、山西、

安徽、江西、湖南；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、

陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古、黑龙江、吉

林、辽宁。对模型进行SYS-GMM估计，回归结果如表4。

通过观察表中各变量系数的估计结果，除交叉项及生产性

服务业外，其他变量的作用方向和显著性在不同板块间并无明

显差异。其中，环境规制与技术创新交叉项方面，东部地区的

这一交叉项系数为正且显著，表明东部地区的环境规制强化了

研发聚集创新对工业转型升级的促进作用。东部地区的创新基

础条件较好，工业集群发达，研发实力较强，环境规制加大了

技术研发的“补偿效应”，有利于工业结构提档升级。在中、

西部地区，环境规制与技术创新交叉项系数不显著或为负，这

说明环境规制对工业结构高度化的倒逼作用并不是无条件的，

环境规制在这两大板块并未起到强化技术创新对工业转型升级

的作用，原因可能在于中、西部地区的市场导向性研发环境较

弱，创新要素聚集水平不高，企业更愿意选择末端治理方式去

应对政府的环境规制要求。

环境规制与Fdi交互项方面。从分区域回归结果可看出，

在东部和西部地区，环境规制与Fdi的交互项系数显著为正，

表明环境规制通过引导这两大板块的外资流向，在推动工业绿

色转型中发挥了重要作用。近年来，东部和西部地区的外资流

入门槛大幅提高，绿色环保型Fdi产生了创新溢出效应，工业

发展质量有了显著提高。中部地区的环境规制与Fdi交互项系

数不显著，外商对中部地区的工业投资主要集中于加工组装环

节，本地企业不仅很难获得核心技术，也面临着更为激烈的生

存压力，对提升工业发展质量的拉动作用有限。为更好促进各

地工业绿色转型，有必要采取差异化的区域引资和环境规制

政策。

在东、中部地区，生产性服务业回归系数为正为且显著，

说明生产性服务业在这两大板块很好地满足了传统工业改造和

培育壮大战略性新兴产业的需要，对工业发展质量的提高有显

著作用。但在西部地区，生产性服务业系数不显著，这一板块

的技术研发、检验检测、金融保险等现代服务业发展的市场化

动力不足，对提升当地工业发展质量的促进作用尚不显著。

六、主要结论及政策建议

本文利用我国省级工业面板数据，从全国和区域层面对环

境规制、技术创新、Fdi与工业发展质量关系进行实证分析，

并考察了区位异质性的差异性影响及其原因，主要结论及政策

建议如下：

·103·

技术经济与管理研究2019年第10期

1

第一，环境规制对提升工业发展质量具有持续动态影响，

.主要结论

即环境规制的滞后期对于工业提档升级作用显著。在这一过程

中，技术创新是重要的中介变量。就全国整体层面而言，环境

规制能强化技术创新对工业发展质量的影响，对工业结构升级

产生显著的推动作用。

第二，环境规制与工业绿色转型关系呈“U”形特征。随

着环境规制强度的逐步提高，在“倒逼效应”和“补偿效应”

的作用下，有利于提升工业发展质量。环境规制作为外资准入

的重要门槛，在引导Fdi流向绿色清洁行业过程中发挥了有效

的筛选作用，强化了Fdi对工业发展质量提升的积极影响。

第三，环境规制并非一定会无条件的对工业结构高级化发

挥倒逼作用，区位异质性也能对环境规制与技术创新及Fdi的

交互效应产生重要影响。在中部特别是西部地区，环境规制并

未起到强化技术创新对工业提档升级的积极作用。

第四，跨国工业资本的技术外溢效应趋弱，对改变我国工

业处于全球价值链中低端状况的作用有限。人力资本培育、固

定资产投资、生产性服务业能显著推动我国工业发展质量

提升。

（

2.

1）

政策建议

加强环境规制与创新驱动政策的相互协同。在制定环

境规制政策过程中，应树立系统性思维，兼顾本地技术创新实

际情况，推动环境保护和工业提档升级实现双赢。一方面，面

对环保形势仍然严峻的状况，应加强环境规制政策的执行力

度，倒逼企业从源头发力去加强绿色技术研发和清洁生产设备

投资，加快改进生产工艺，推动工业转型升级。严格执行节能

环保准入门槛，加强重点行业清洁生产监管，推进重点行业能

耗对标和节能监察工作，促使工业能耗和物耗结构优化升级。

另一方面，在加大环境规制政策执行力度的同时，应综合运用

研发激励、金融扶持、税收减免等政策，放大环境规制的“补

偿效应”，引导企业积极开展节能减排技术创新活动以满足环

境规制要求，实现环境规制与技术创新、工业结构升级的良性

互动。

（2）实施差异化环境规制政策。不同区域要根据自身经济

发展水平、创新能力及资源环境条件，制定推行切合本地实际

的差异化环境规制政策，避免环境规制“一刀切”。通过实施

政策性优惠，引导工业企业增加绿色科技研发投入，推动企业

自觉将污染防治从末端治理向源头治理和全过程控制转变。对

于技术创新能力较强的地区，在适当提高现有环境规制强度的

同时，应将环境规制的侧重点放在规制工具的创新上，注重市

场化规制工具的配套使用，综合运用排污权交易、信息披露、

污染源治理等环境规制工具，激发绿色生产创新动力，实现节

能减排。对于技术创新能力较弱的地区，应推行渐进式的工业

环境规制政策。将外资引进与绿色转型目标相结合，严格执行

节能环保准入门槛，控制“两高”行业过快增长。完善监测预

警体系，提升能耗在线监测水平，推动更多工业企业加快节能

技改。

（3）加快推动工业技术创新体系建设。以增强自主创新能

·104·

力及中间试验能力为目标，加快建设绿色工业技术创新平台，

全力构建绿色工业的技术创新支撑体系。以新一代清洁高效装

备制造领域为重点，大力支持绿色关键核心技术和共性技术研

发，广泛开展绿色工厂、绿色产品、绿色园区建设，打造绿色

工业全产业链体系。在实施市场化导向技术创新战略的同时，

还应积极引导先进研发要素向中西部和东北地区聚集，在全国

形成梯度格局合理、协同联系紧密的区域工业协同创新体系。

设立节能减排技术研发专项基金，推动工业企业形成积极开展

绿色科技创新的内在动力，支持企业加大绿色设计、环保材料

及工艺、节能装备等领域的研发投入力度，大力提升工业资源

和能源利用效率。

（4）提升工业与生产性服务业的互动融合水平。以延伸工

业价值链为切入点，不断拓展生产性服务业需求空间，提升全

产业链资源要素配置效率。全力构建工业协同创新数字化平

台，不断深化工业数据互动共享，推进互联网与工业融合创

新，实现由“工业互联网”向“工业智联网”方向切换。面向

细分行业提供云平台服务，促进创新资源、生产能力、市场需

求的集聚对接。建立快速响应的柔性生产模式，促进上中下游

环节积极互动，增强配套能力，强化支撑作用，打破工业和生

产性服务业间的“低效均衡”。支持高端工业企业搭建智能服

务平台，提供在线检测、检验、监控服务。支持设计企业与工

业企业建立合作联盟，培育多种形式的工业设计公共服务平

台，形成平台化协作关系。加快发展工业设计创意产业，注重

基于新技术、新工艺、新材料、新装备的设计应用研究，推动

服务型企业由提供一般性辅助服务向提供高端综合服务方向

转变。

（5）推动招商引资高质量发展。不断优化引进外资的结构

和层次，对具有高新技术及绿色环保特征的高科技、高生产率

外资予以优先引进，并给予政策支持和税收优惠，全面激发工

业外资的技术溢出效应，助力提升本土企业技术创新水平和国

际竞争力。实行“东高、中西略低”的招商引资环保门槛政

策，要避免“生态倾销”，对污染较严重的外企要及时进行处

理，督促其逐步符合环境规制标准要求。应降低我国工业发展

对Fdi的过度依赖，把发展重点转移到提高本土企业的发展质

量和效益上来，切实增强对外企绿色环保技术和高精尖技术的

消化吸收能力，积极参与国际经济大循环和国际市场竞争，推

动工业结构实现高层级跃升。

（6）加强工业人才队伍建设。全面落实面向各工业领域的

高端人才激励政策，不断加强以科技领军人才、现代工业优秀

人才和优秀创新团队为核心的工业创新人才队伍建设。依托重

大工业项目、工业创新工程、工业研发基地和高层次人才引进

计划，不断培养中青年高技能人才和紧缺技能人才，大力引进

和培养造就一批能满足工业绿色发展需求的科技创新、质量管

理的国际化人才团队。支持工业企业通过团队引进、核心人才

带动引进、项目开发引进等方式吸引和招聘海外高端工业人

才。同时，要重视高技能人才培养，支持各地建设技能大师工

作室、高技能人才工作站和实训基地，培养更多的专业技术人

才和专业工匠。建立多层次的技能人才奖励体系，不断完善以

能力和业绩为导向的高技能人才奖励制度，全面激发高技能人

才创新积极性。

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