开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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经过40年的高速发展，我国经济取得了举世瞩目的成就，目前已成为世界第二大经济体。但是，我国高能耗、重污染、低附加值的粗放型发展模式造成自然资源过度消耗和自然环境严重污染，环境问题成为全社会日益关注的热点问题。随着我国大力推进生态文明建设，环境规制水平和执行力度逐渐提高，环境质量得到很大程度改善。但是，这也增加了企业经营成本，尤其是对中小企业经营产生了较大影响。根据“波特假说”[1-2]，技术创新是实现经济发展与生态保护和谐统一的重要方式。企业加强技术创新，既可以改进生产工艺，降低企业污染排放，又可以加强新技术、新产品开发，提高企业技术创新能力和市场竞争力。
中国已经进入中国特色社会主义新时代，中国经济由高速增长阶段转向高质量发展阶段。技术创新成为引领社会经济发展的第一动力，技术创新质量成为衡量企业技术创新活动效果的重要指标。然而，由于企业规模差异和企业技术差异，环境规制强度对各类企业技术创新活动的激励效果不同。因此，检验环境规制强度对各类企业技术创新活动的影响，对于优化环境规制强度、促进企业技术创新发展具有重要意义。
20世纪90年代初期，自Porter[1]提出“波特假说”至今，学术界针对环境规制强度对企业技术创新的激励作用进行了大量深入的研究，且取得了丰富成果。国内外学者实证研究成果主要包括3类结论：①环境规制促进技术创新。Lanjouw、Mody[3]通过研究德国、日本、美国环境专利创新发展情况指出，环境规制可促进创新活动发展。Brunnermeier、Cohen[4]、Hamamoto[5]、Horbach[6]、Zhao et al[7]、Borghesi et al[8]、Rubashkina et al[9]等对美国制造业、日本制造业、欧洲制造业、中国污染密集型企业的研究结果均表明，环境规制能够激励企业创新，从而验证了“波特假说”。邓峰、宛群超[10]指出，环境规制对技术创新存在显著的空间溢出效应，可促进区域技术创新进步。李阳锋等[11]的研究表明，环境规制可显著促进技术创新，但是行业异质性比较明显；②环境规制抑制技术创新。如Ramanathan et al[12]基于英国工业以及Kneller & Manderson[13]对英国制造业的研究结果均表明，环境规制会增加企业经营成本，降低企业盈利能力，抑制企业创新能力。王鹏等[14] 的研究表明，在中国中西部地区，环境规制对技术创新无明显正向影响；③环境规制对技术创新的影响方向不确定，主要受规制类型、企业规模、行业等异质性的影响。如任胜钢等[15]指出，环境规制可促进中、轻度污染行业技术创新，对重度污染行业无显著影响。Blind[16]指出，环境规制与技术创新间存在长短期区别。高瑜玲[17]指出，环境规制对工业技术创新的影响存在显著的行业异质性。张先锋等[18]指出，环境规制对技术创新的影响因企业规模不同而不同。近年来，研究门槛效应的学者认为，环境规制只有在达到一定门槛值后，才能激励创新活动发展。如罗艳等[19]以经济发展水平、所有制结构为门槛变量进行研究发现，环境规制对绿色技术创新均存在双门槛效应。Lanoie[20]的研究表明，环境规制与技术创新间呈U型关系。还有学者研究得出两者间存在“双门槛”或 “三门槛”关系。如陶长琪等[21]指出，低强度环境规制可促进技术创新，较高强度环境规制对技术创新的促进作用减弱，而高强度环境规制不利于技术创新，即存在双门槛效应。
同时，企业规模也是影响企业技术创新活动的重要因素。大量研究表明，一方面，大企业能够更好地开展技术创新。如侯琳琳等[22] 的研究表明，电子及通信设备制造业技术创新随企业规模扩大而呈显著促进作用。Vaona et al[23]利用欧洲8个国家22家制造业、Booyens I[24]利用南非国家创新数据、Lee et al [25]对韩国大中型企业以及Aboal et al[26]利用乌拉圭制造业数据的研究结果均指出，企业规模大更有利于技术创新，可以更加有效地推进技术创新发展，中小型企业与技术创新间存在一定的消极影响。但是，另一方面，相对于小企业，大企业技术创新效率较低[27-28]。因此，企业规模与技术创新间存在复杂的非线性关系。Shefer & Frenkel[29]通过对企业自身特性进行分析指出，企业技术创新并不因企业规模越大而能力越高。周方召等[30]、贺康等[31]、刘志红等[32]的研究表明，企业规模与技术创新间具有显著的门槛效应，且呈现明显的倒U型关系。
综上所述，国内外学者主要研究了环境规制强度或企业规模对企业技术创新效果的影响，却鲜有研究环境规制强度对企业技术创新质量的作用是否受到企业规模差异的影响。创新质量问题是近年来国内外研究的重点。如Prajogo & Sohal[33]指出，创新质量是创新所产生的最终产品和服务的质量。杨幽红(2013)将创新质量解释为技术创新活动所产生的产品、服务以及在生产过程中经营管理组织方法给客户带来的满意程度。提高技术创新质量主要在于改变传统只注重创新数量而忽视创新质量的模式，保证企业创新活动中产生的创新产品被客户接受和认可，高质量创新产品不仅可以提高企业竞争力，还能提升顾客满意度，从而提高产品市场份额，相应增加企业销售收入。因此，本研究建立面板门槛模型，利用中国规上工业企业省级面板数据，在考虑企业规模异质性的基础上，实证分析环境规制强度对企业技术创新质量的影响。
参考汉森[34]于2000年提出的非动态面板数据门槛模型，基本形式如下：
(1)
其中，i(=1，2，…，n)表示不同个体，t(=1，2，…，t)表示时间；Yit表示被解释变量；qit表示门槛变量；Nit表示受qit影响的解释变量；γ表示特定门槛值；Xit表示其它对Yit有显著影响的解释变量；λ′表示系数向量；β1、β2为相应系数，即表示在门槛变量qit <γ与qit>γ的条件下Nit对Yit的影响系数。I(-)表示门槛示性函数，当门槛变量相应条件成立时，该函数值为1，反之则为0。
以上为只存在一个门槛值的单门槛模型，如果存在两个及以上门槛值，可在式(1)的基础上拓展为双门槛或者多门槛面板回归模型。以双门槛为例，如式(2)所示。
(2)
技术创新活动也是一种生产活动，依据柯布-道格拉斯生产函数，得到如下生产公式：
Y=AKαLβ
(3)
式(3)中，Y代表技术创新产出，K为创新活动过程中的资金投入，L为创新过程中的人力资本投入，α和β分别为资本与劳动的产出弹性，A表示除人力资本和资金投入之外的其它因素。在规模报酬假设条件下，存在α+β=1。对于所选择模型的各个变量都取对数，为防止各变量间可能存在的非线性关系，可采用如式(4)所示的方程。
Ln(Y/L)=Ln(A)+αLn(K/L)
(4)
该生产函数式对两边同时除以L，在取对数后，该式包含两部分，Ln(K/L)部分是技术创新过程中的资金和人员投入，另一部分是Ln(A)。假设A是由经济发展水平(RGDP)、产业结构(CY)、环境规制强度(ER)、企业规模(NA)4个因素决定的，本式用工业企业研究与试验发展(RD)活动经费内部支出表示资金投入(K)。进一步假设：
(5)
根据上述分析与假设，以IN表示技术创新质量，可得：
LnINit=β1LnRGDPit+β2LnCYit+β3LnERit+β4LnNAit+β5LnRDit+β6LnLit+μit+εit
(6)
其中，INit表示i省第t年的技术创新质量产出，RGDPit表示i省第t年的经济发展水平，Lit表示i省第t年的人力资本投入量，CYit表示i省第t年的产业结构，ERit表示i省第t年的环境规制强度，NAit表示i省份第t年的工业企业规模大小，RDit表示i省份第t年的技术创新活动资金投入，μi代表不可观测的地区异质性效应，εi为随机扰动项。
本研究分别将环境规制强度、企业规模作为门槛变量，研究环境规制强度对技术创新质量的影响；再以企业规模为门槛变量，采用企业规模和环境规制强度交互项，研究两者共同作用对技术创新质量的影响。基于此，建立以下3个面板门槛回归模型：
(1)以企业规模为门槛变量，分析环境规制强度与技术创新质量间的门槛效应，模型设定如下：
LnINit=β1LnRGDPit+β2LnRDit+β3LnLit+β4LnCYit+β5LnNAit+ω1LnER*I(LnNAit<γ1)+ω2LnER*I(γ1≤LnNAit)+μit+εi
(7)
(2)以环境规制强度为门槛变量，分析环境规制强度对技术创新质量的门槛效应，模型为：
LnINit=β1LnRGDPit+β2LnRDit+β3LnLit+β4LnCYit+β5LnNAit+ω1LnER*I(LnERit<γ1)+ω2LnER*I(γ1≤LnERit)+μit+εi
(8)
(3)以企业规模为门槛变量，分析环境规制强度与企业规模共同作用对技术创新质量间的门槛效应，模型为：
LnINit=β1LnRGDPit+β2LnRDit+β3LnLit+β4LnCYit+ω1LnER*LnNAit*I(LnNAit<γ1)+εi+ω2LnER*LnNAit*(γ1≤LnNAit)+μit
(9)
本研究主要以我国内地省际(西藏因数据不全，未纳入统计)工业行业为样本进行分析，考虑到数据可得性及有效性，选取各省市2007-2016年规上工业行业省级面板数据进行实证研究。样本数据均来源于《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》。
(1)被解释变量：技术创新质量(IN)。专利是技术创新最直接的成果之一，目前国内外学者都以专利申请量、发明专利及专利授权量作为技术创新衡量指标，而对创新质量的评价却很少。张古鹏等(2011)以发明专利授权量、授权率和付费期长度作为衡量技术创新质量的指标；蔡绍洪等[35]采用发明专利和专利申请量的比值衡量技术创新质量。本研究基于数据可获得性，以工业企业新产品销售收入与主营业务收入的比值作为衡量技术创新质量的指标，该比值越高说明技术创新质量越好。
(2)核心解释变量：环境规制强度(ER)。根据国内外文献，衡量环境规制强度的指标主要有：单位产出污染治理和控制支出、废水排放达标率、污染治理投资额、污染治理投资额/GDP等。本研究从污染治理成本方面考虑，用治污费用占主营业务成本的比例衡量环境规制强度，治污费用采用工业废水、废气治理设施年运行费用衡量。采用这种方式可以更好地衡量企业在污染治理过程中付出的成本，ER值越大，表示环境规制强度越高。
(3)核心解释变量：企业规模(NA)。企业规模是衡量技术创新能力的一个重要指标，各地区企业规模对技术创新均有一定影响。工业行业地区规模越大，拥有越多的资金和人员优势，对市场控制力越强，越能够为工业技术创新提供多方面的支持和保障。以往文献一般以企业总资产或者营业收入衡量企业规模。本研究借鉴李宇等[32]的做法，以企业营业收入衡量企业规模，通常企业研发预算投入往往以营业收入作为依据，可以更好地衡量企业规模。
(4)其它控制变量：①地区经济发展水平(RGDP)。我国各地区经济发展水平差距较大，采用GDP总量可能会造成各地区技术创新存在差异。因此，本研究选取人均GDP(单位：元)作为衡量地区经济发展水平的指标；②人力资本(L)。人力资本是企业技术创新持续开展的基础，本研究用工业企业年平均从业人员表示人力资本水平；③研发投入(RD)。其表示技术创新活动的费用投入量，以工业企业研究与试验发展(R&D)活动经费内部支出衡量；④产业结构(CY)。采用工业增加值与国内生产总值之比衡量。
本研究采用Hansen[35]提出的面板门槛估计方法进行门槛效应检验，利用Stata14.0统计软件进行实证研究。首先，在估计门槛回归模型时，需要找出门槛回归的门槛值，并依据估计回归结果判断门槛值是否显著；第二步根据门槛检验结果确定存在几个门槛值，最后选择合适的模型进行估计。以下是依次在单门槛和双门槛设定下对3个模型进行估计得到的F统计量值和P值，如表1所示。
表1 门槛效应检验结果
地区模型1模型2模型3东部门槛变量企业规模环境规制强度企业规模单门槛29.18**(0.021)41.67***(0.000)27.45**(0.037)双门槛7.41(0.348 0)9.23(0.292 0)14.95(0.154 0)中部单门槛28.96***(0.007)23.60**(0.043)27.01***(0.009)双门槛7.55(0.334 0)8.44(0.214 0)9.72(0.196 0)西部单门槛24.85**(0.033)29.67***(0.001)26.45**(0.023)双门槛8.72(0.312 8)8.12(0.336 0)6.93(0.468 1)BS次数500500500
注：括号前数字代表门槛检验对应的F统计值，***代表在0.01水平上显著，**代表表示在0.05水平上显著，括号内是采用boost-strap方法反复抽样得到的p值
回归结果门槛值及置信区间如表2所示，由表1和表2结果发现模型(1)、模型(2)和模型(3)在东部、中部和西部地区均存在单门槛效应。
表2 门槛值估计结果
地区模型指标门槛值γ估计值95%置信区间东部1企业规模11.104 7[10.941 2,11.168 0]2环境规制强度4.279 4[4.205 3,4.281 3]3企业规模9.701 3[9.565 4,9.735 4]中部1企业规模10.344 2[10.147 3,10.368 9]2环境规制强度3.374 5[3.365 3,3.382 1]3企业规模10.344 2[10.147 3,10.368 9]西部1企业规模7.329 8[7.237 1,7.451 7]2环境规制强度4.111 7[4.099 3,4.135 1]3企业规模7.329 8[7.237 1,7.451 7]
依据门槛回归结果，估算出相应的门槛值及门槛个数，然后依据恰当模型，分别对东部、中部和西部地区进行估计，结果如表3、表4和表5所示。
(1)对于东部地区，基于模型(1)，由表3实证结果看，以企业规模为门槛变量时，环境规制强度对技术创新质量存在单门槛效应，门槛值为11.104 7。当企业规模NA<11.104 7时，环境规制强度对技术创新质量的作用系数为5%显著水平下的0.105；当企业规模NA>11.104 7时，环境规制强度对技术创新质量的作用系数为5%显著水平下的0.166。产生上述结果的主要原因在于东部地区经济发展水平较高，技术水平明显高于中西部地区，研发机构发展也比较完善，企业间竞争比较激烈，要在竞争中生存下来，就必须加大技术创新力度，提升技术创新质量。因此，对于各种规模企业来说，提升技术创新质量才是生存的唯一之路。而且，东部地区环境规制实施情况比较理想，对中小企业也有一定的管制作用，可激励中小企业提升技术创新质量。同时，相对于中西部地区，东部地区吸收国外技术投资的优势更加明显，从而更能够促进技术升级、提高技术创新质量。
对于模型(2)以环境规制强度为门槛变量时，环境规制强度对技术创新质量存在单门槛效应，门槛值为4.279 4。当环境规制强度ER<4.279 4时，环境规制强度对技术创新质量的作用系数为1%显著水平下的0.383；当环境规制强度ER>4.279 4时，环境规制强度对技术创新质量的作用系数为1%显著水平下的0.235。产生上述结果的原因在于，东部地区环境规制政策实施比较理想，政府推行的绿色环保创新理念对东部企业影响较大，同时企业自身环保意识也较强，只有实施创新驱动发展战略、提高技术创新质量，才能提高产品竞争力，并最终实现可持续发展。因此，环境规制政策可提升技术创新质量。
模型(3)引入环境规制强度和企业规模的交互项，分析环境规制强度与企业规模相结合对技术创新质量的影响。由实证结果可知，以环境规制强度与企业规模交互项为核心解释变量比仅以环境规制强度为核心解释变量所得出的门槛值小，并且在综合考虑环境规制强度与企业规模的共同影响时，二者对于技术创新质量的作用系数小于仅以环境规制强度为解释变量的作用系数。因此，企业规模变量的加入使得企业规模门槛值变小，而且在一定程度上削弱了环境规制强度对技术创新质量的正向溢出效应，间接影响了地区工业企业技术创新质量提升。
表3 东部地区模型参数估计结果
变量模型1模型2模型3Ln(RGDP)0.3780.1930.226(0.45)(0.84)(0.57)Ln(L)-0.158*-0.144*-0.175*(-1.67)(-1.77)(-1.88)Ln(CY)0.077 6-0.667**-0.457**(0.27)(-2.36)(-2.45)Ln(RD)0.524***0.482***0.450***(5.98)(6.37)(5.21)Ln(NA)0.708***0.563***(3.60)(3.32)Ln(ER)*I(ln(ER)<γ)0.383***(5.52)Ln(ER)*I(ln(ER)>γ)0.235***(4.32)Ln(ER)*I(ln(NA)<γ)0.105**(2.45)Ln(ER)*I(ln(NA)>γ)0.166**(2.71)Ln(ER)*ln(NA)I(ln(NA)<γ)0.091***(3.78)Ln(ER)*ln(NA)I(ln(NA)>γ)0.107**(2.65)R-sq0.727 10.738 20.691 6
注：***、**、*分别表示变量在1%、5%、10%显著水平下显著，括号内数字为t值，下同
(2)中西部地区实证检验结果如表4、表5所示。对于模型(1)，由实证结果看，以企业规模为门槛变量时，环境规制强度对技术创新质量均存在单门槛效应。当企业规模小于门槛值时，环境规制强度对技术创新质量的作用系数分别为0.123和0.390，但是效果都不显著。当企业规模大于门槛值时，环境规制强度可显著促进技术创新质量提升，中部地区环境规制对技术创新质量的作用系数为1%显著水平下的0.301，西部地区环境规制对技术创新质量的作用系数为1%显著下的0.250。产生上述结果的主要原因在于，中西部地区经济发展相对落后，各方面发展条件还不成熟，当企业规模处于门槛值以下时，表明企业规模相对较小。在发展初期，出于企业技术创新质量效用及成本方面的考虑，企业主要以扩张规模和发展自身实力为主，在没达到门槛值时，扩张规模才是首要目标。而在此时，环境规制政策的实施会增加企业成本，在一定程度上阻碍技术创新质量提升。另外，企业在不断发展过程中，环境污染程度也在不断加深，当企业规模跨越门槛值时，环境污染程度已经十分严重，相关监管部门将对企业实施高强度的环境管制政策。此时，环境规制强度可有效促进工业企业技术创新质量提升。
再者，企业规模越大，各方面信息获取越及时，越能够更好地捕捉国内外科技发展与技术创新相关信息，从而对于先进技术的消化、吸收能力也越强，就越能够更好地促进技术创新，合理利用内部高技术人才与管理人才，提高技术创新发展质量。
对于模型(2)，由实证结果看，中西部地区环境规制强度对技术创新质量存在单门槛效应。当环境规制强度在门槛值以下时，环境规制强度对技术创新质量的作用系数为0.229和0.104，但效果不显著。这说明，在门槛值以下，环境规制强度对技术创新质量的促进作用并不明显；当环境规制强度达到门槛值以后，环境规制强度对技术创新质量的作用系数为1%显著性水平下的0.158和1%显著性水平下的0.128，说明当环境规制强度跨过门槛值后，可显著促进技术创新质量提升。产生上述结果的原因在于，中西部地区发展比较落后，低强度环境规制不仅会增加成本，对企业也不会起到显著刺激作用，因此无法促进技术创新质量提升。当环境规制强度达到门槛值后，相应成本也大幅增加，此时环境规制足以引起企业重视，企业会更注重视技术创新质量提升。同时，创新质量提升也会在经济上产生“创新补偿”效应，进一步促进企业发展，提升企业自身竞争力。
对于模型(3)，由实证结果可知，虽然以环境规制强度与企业规模交互项为核心解释变量相较于仅以环境规制强度为核心解释变量所得出的门槛值未发生变化，但在综合考虑环境规制和企业规模的共同影响时，二者对于技术创新质量的作用系数小于仅以环境规制为解释变量的作用系数。因此，企业规模变量的加入也在一定程度上削弱了中西部地区环境规制对技术创新质量的正向溢出效应，间接影响了地区工业企业技术创新质量提升。
本研究利用我国内地30个省市(除西藏外)2007-2016年的工业企业面板数据，在控制研发投入(RD)、人力资本(L)、经济发展水平(RGDP)、产业结构(CY)等变量影响的基础上，实证研究环境规制强度、企业规模与技术创新质量间的门槛效应，结果表明：
表4 中部地区模型参数估计结果
变量模型1模型2模型3Ln(RGDP)-1.860-1.678-0.428**(-0.92)(-0.64)(-2.24)Ln(L)0.086 50.2100.117(0.49)(0.53)(0.66)Ln(CY)-1.064**-1.077*-0.440*(-2.18)(-1.96)(-1.55)Ln(RD)0.151**0.277**0.158*(2.47)(2.76)(1.89)Ln(NA)1.146*1.010*(1.79)(1.91)Ln(ER)*I(ln(ER)<γ)0.229(0.36)Ln(ER)*I(ln(ER)>γ)0.158***(3.16)Ln(ER)*I(ln(NA)<γ)0.123(0.95)Ln(ER)*I(ln(NA)>γ)0.301***(3.69)Ln(ER)*ln(NA)I(ln(NA)<γ)0.101(0.91)Ln(ER)*ln(NA)I(ln(NA)>γ)0.267***(3.16)R-sq0.777 10.679 50.681 6
表5 西部地区模型参数估计结果
变量模型1模型2模型3Ln(RGDP)-1.712***-1.828***-0.345**(-3.11)(-2.98)(-2.30)Ln(L)-0.369-0.197-0.267(-0.65)(-0.30)(-0.37)Ln(CY)-1.452***-1.564***-0.957**(-3.62)(-3.48)(-2.63)Ln(RD)-0.004 270.017 00. 041 0(-0.04)(0.130)(0.35)Ln(NA)1.323***1.160**(2.75)(2.16)Ln(ER)*I(ln(ER)<γ)0.104(0.56)Ln(ER)*I(ln(ER)>γ)0.128***(3.16)Ln(ER)*I(ln(NA)<γ)0.390(0.66)Ln(ER)*I(ln(NA)>γ)0.250***(3.69)Ln(ER)*ln(NA)I(ln(NA)<γ)0.207(0.51)Ln(ER)*ln(NA)I(ln(NA)>γ)0.158***(3.91)R-sq0.694 70.659 50.681 4
(1)在以企业规模为门槛变量时，东中西部地区环境规制强度与技术创新质量间存在显著的单门槛效应。当企业规模未达到门槛值时，东部地区环境规制强度可显著促进技术创新质量提升，中西部地区促进作用不显著；当达到门槛值以后，东部地区环境规制强度也可以显著促进技术创新质量提升，并且程度有所提高，中西部地区环境规制强度可显著促进技术创新质量提升。
(2)以环境规制强度为门槛变量时，东中西部地区环境规制强度与技术创新质量间存在显著的单门槛效应。在门槛值之前，东部地区环境规制强度可显著促进技术创新质量提升，中西部地区的促进作用不显著；跨过门槛值之后，东部地区环境规制强度对技术创新质量的促进作用有所减弱，中西部地区环境规制强度则可显著促进技术创新质量提升。
(3)以企业规模为门槛变量时，环境规制强度与企业规模交互项对技术创新质量存在单门槛效应，但企业规模因素的加入则会在一定程度上抑制环境规制强度对技术创新质量的正向影响。
基于上述结论可知，在东部地区，环境规制强度和企业规模均可在不同程度上促进企业技术创新质量发展。在中西部地区，环境规制强度不同对企业技术创新质量的影响也不同，低环境规制强度并不能促进技术创新质量提升，较高强度环境规制才能显著促进技术创新质量提升。并且，只有当企业达到一定规模后，环境规制强度才能显著促进技术创新质量提升。
根据上述研究结论，本研究提出如下政策建议：
(1)在加快促进经济快速健康发展过程中，针对不同地区工业企业，政府应合理制定并实施与其相匹配的环境规制政策。对于东部地区而言，可适当加大环境规制力度，提高企业资源利用率，重点发展技术密集型工业企业，促进技术创新质量稳健提升；对于中西部地区，由于其经济发展水平相对落后，可制定与其经济水平及企业规模相匹配的环境规制政策，提高环境政策实现效率，从而实现环境保护与经济发展共赢。
(2)由于地理位置不同，我国区域发展也不平衡。东部地区应充分利用自身优势，不断向国外学习先进技术，同时加强自身创新发展，走绿色发展道路，在此基础上，积极引导中西部地区加快发展方式转变，同时走绿色创新可持续发展道路。
(3)政府可针对中西部地区制定恰当的研发经费与人员投入政策，各地区应重点关注对研发科技人员的培养，加大人力资本投入力度。对于技术水平比较落后的工业企业，政府应积极支持企业改善自身状况，加大技术创新资金投入，引进先进技术，多向技术创新质量较高的企业学习相关管理经验和经营模式。
(4)政府应在各地区积极推行绿色发展理念，促进企业提高自身环保意识，注重经济发展与环境保护间的协调。对于那些环保意识较强并且对环境政策执行力较好的企业给予政策支持或者财政补贴，鼓励企业进行技术创新。引导企业加大环境治理研发投入，提升技术创新质量与水平，促进环境与经济可持续发展。
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