(天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072)

一、引言和文獻(xiàn)綜述

21世紀(jì)，環(huán)境問(wèn)題日益成為世界性難題。為應(yīng)對(duì)環(huán)境危機(jī)，全球環(huán)境意識(shí)迅速崛起。在可持續(xù)發(fā)展理念的支配下，綠色創(chuàng)新成為推進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)“雙贏”發(fā)展的必然選擇(陳詩(shī)一，2010)。從國(guó)家層面來(lái)看，美國(guó)、歐盟和日本等致力于通過(guò)綠色創(chuàng)新來(lái)保持和獲取國(guó)家核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。從企業(yè)層面來(lái)看，環(huán)境管理已成為企業(yè)組織戰(zhàn)略的重要組成部分。因此，那些能夠迅速改變傳統(tǒng)產(chǎn)品和服務(wù)提供方式、進(jìn)行綠色創(chuàng)新和變革的企業(yè)將更具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，將成為時(shí)代發(fā)展的中流砥柱。但是在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源環(huán)境的矛盾日益突出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨著資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴(yán)重、生態(tài)系統(tǒng)退化等問(wèn)題，因此迫切需要進(jìn)行綠色創(chuàng)新，以實(shí)現(xiàn)資源環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“雙贏”目標(biāo)。環(huán)境規(guī)制被認(rèn)為是企業(yè)綠色創(chuàng)新的初始驅(qū)動(dòng)(Bansal和Roth，2000)。雖然嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制使企業(yè)傾向于追求更加先動(dòng)的和創(chuàng)新性的戰(zhàn)略來(lái)保護(hù)自身的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)與市場(chǎng)地位，但環(huán)境規(guī)制促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的條件和路徑還有待于深入挖掘。

現(xiàn)有文獻(xiàn)從多元化視角研究了環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系。余淑均等(2017)從“擠出效應(yīng)”與“激勵(lì)效應(yīng)”的綜合作用比較的視角，分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新的影響。周海華等(2016)從正式與非正式

的環(huán)境規(guī)制視角，對(duì)比分析了影響綠色創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)制。Clemens(2008)從被規(guī)制者主觀認(rèn)知的視角出發(fā)，研究了環(huán)境規(guī)制影響綠色創(chuàng)新的作用機(jī)理。何小鋼(2014)以環(huán)境規(guī)制政策和研發(fā)支持政策的互動(dòng)視角，研究了綠色創(chuàng)新的形成過(guò)程。總體來(lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)外研究者對(duì)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關(guān)系的研究主要集中于影響因素分析(趙紅，2007；張成等，2011)、內(nèi)在機(jī)制探討(聶愛(ài)云、何小鋼，2012；喬曉楠、張欣，2012)與邊界條件研究等方面(鄭緒濤、柳劍平，2008)。通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外研究者對(duì)于綠色創(chuàng)新的影響因素與影響機(jī)制進(jìn)行了較為深入的研究，但仍有一些問(wèn)題還沒(méi)有涉及。一是，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關(guān)系并不統(tǒng)一，兩者之間存在著正向激勵(lì)(波特假說(shuō))、反向制約(污染天堂假說(shuō))和門檻效應(yīng)三種結(jié)論?，F(xiàn)有研究結(jié)論的分歧表明，環(huán)境規(guī)制通常被看作是一個(gè)整體，被忽視了不同維度異質(zhì)性的作用。事實(shí)上，環(huán)境規(guī)制具有多個(gè)維度，這些維度共同構(gòu)成了環(huán)境規(guī)制的異質(zhì)性(李婉紅、畢克新和曹霞，2013)。明確不同維度環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響可為政府政策制定、企業(yè)綠色創(chuàng)新決策等提供理論依據(jù)。二是，傳統(tǒng)研究將環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關(guān)系大都看作是線性關(guān)系，事實(shí)上，如果所研究的對(duì)象具有非線性特征，線性模型估計(jì)將是有偏的，需要考慮金融發(fā)展、人力資本的交互作用，深化對(duì)綠色創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)過(guò)程的認(rèn)識(shí)。三是，傳統(tǒng)研究忽略了由于制度、區(qū)位環(huán)境和資源稟賦的差異，區(qū)域發(fā)展具有明顯的空間差異特征，環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關(guān)系將呈現(xiàn)出不同的影響模式。

基于上述問(wèn)題的分析，本文嘗試在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和考慮空間因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新空間計(jì)量模型，實(shí)證分析我國(guó)不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系，分析環(huán)境規(guī)制不同維度在相關(guān)因素的調(diào)節(jié)作用下，對(duì)于企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理，深入系統(tǒng)研究金融發(fā)展、人力資本的交互作用，以打開(kāi)綠色創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)過(guò)程的“黑箱”，深刻認(rèn)識(shí)綠色創(chuàng)新的過(guò)程，為打造系統(tǒng)化實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新發(fā)展的目標(biāo)提供理論依據(jù)和實(shí)踐支持。

本文創(chuàng)新之處在于，一是，理論視角的創(chuàng)新。MOA理論指出，只有同時(shí)具備動(dòng)機(jī)、機(jī)會(huì)與能力要素是產(chǎn)生某種結(jié)果的必要條件。因此，本文基于MOA理論，將綠色創(chuàng)新視為環(huán)境規(guī)制的動(dòng)力激勵(lì)、金融發(fā)展的機(jī)會(huì)支持與人力資本的能力作用共同作用的結(jié)果。二是，綠色創(chuàng)新的形成路徑及其邊界條件分析的創(chuàng)新。傳統(tǒng)研究強(qiáng)調(diào)綠色創(chuàng)新的內(nèi)延式生長(zhǎng)與外延式激勵(lì)，而忽略金融發(fā)展、人力資本對(duì)于綠色創(chuàng)新所需的資金、技術(shù)與管理等資源的凝聚作用。因此，本文從金融發(fā)展、人力資本的視角窺探環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的邊界條件，從非線性化創(chuàng)新的視角揭示綠色創(chuàng)新的形成機(jī)制，并從實(shí)證分析的角度驗(yàn)證模型的研究假設(shè)，深化對(duì)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關(guān)系的認(rèn)識(shí)；三是，研究方法的創(chuàng)新。綠色創(chuàng)新的空間異質(zhì)性，需要采用空間計(jì)量的極大似然估計(jì)法解決傳統(tǒng)研究模型的一致性與無(wú)偏性問(wèn)題，得到更加逼近客觀現(xiàn)實(shí)的研究結(jié)論，為綠色創(chuàng)新決策提供政策依據(jù)。

二、理論分析和研究假設(shè)

(一)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新

綠色創(chuàng)新受到環(huán)境規(guī)制的影響。環(huán)境規(guī)制將環(huán)保政策直接嵌入到企業(yè)發(fā)展中，通過(guò)市場(chǎng)信號(hào)引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境保護(hù)。一方面，通過(guò)提供創(chuàng)新補(bǔ)償或提供先動(dòng)優(yōu)勢(shì)等支持企業(yè)實(shí)現(xiàn)價(jià)值創(chuàng)造。黃德春和劉志彪(2006)認(rèn)為，激勵(lì)性環(huán)境規(guī)制政策有助于企業(yè)彌補(bǔ)創(chuàng)新成本；另一方面，通過(guò)市場(chǎng)激勵(lì)為企業(yè)提供經(jīng)濟(jì)激勵(lì)，使企業(yè)能從創(chuàng)新中獲益。Villegas-Palacio和Coria(2010)在分析排污稅、可交易排污許可等措施對(duì)企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)的影響的基礎(chǔ)上，提出政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，應(yīng)選擇恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制方式。發(fā)展中國(guó)家正式制度并不完善，需要環(huán)境規(guī)制的自我激勵(lì)和自我約束作用，對(duì)正式制度進(jìn)行補(bǔ)充，以此強(qiáng)化政企合作，從而有利于企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新。因此，根據(jù)上述分析，提出以下研究假設(shè)。

H1環(huán)境規(guī)制正向影響綠色創(chuàng)新

(二)金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用

綠色創(chuàng)新過(guò)程中充滿了風(fēng)險(xiǎn)，由于我國(guó)以銀行為主導(dǎo)的金融體系，難以通過(guò)傳統(tǒng)信貸方式有效支持綠色創(chuàng)新。因此，需要通過(guò)金融發(fā)展引導(dǎo)企業(yè)綠色創(chuàng)新。一是，發(fā)展資本市場(chǎng)，完善企業(yè)直接融資渠道；二是，創(chuàng)新銀行綠色信貸產(chǎn)品，通過(guò)科技貸、投貸聯(lián)動(dòng)等業(yè)務(wù)模式加大創(chuàng)新支持力度。在此基礎(chǔ)上，推動(dòng)金融發(fā)展廣度與深度，為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供金融支持?，F(xiàn)有實(shí)證研究大多從金融發(fā)展對(duì)二氧化碳排放的影響來(lái)看金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新的作用。Tamazian等(2009) 運(yùn)用1992—2004 年巴西、俄羅斯、印度和中國(guó)的數(shù)據(jù)考察了金融發(fā)展對(duì)二氧化碳排放的影響，研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展使得人均二氧化碳排放量下降，資本市場(chǎng)和銀行部門發(fā)展對(duì)二氧化碳排放的影響更大。Shahbaz等(2013) 運(yùn)用馬來(lái)西亞1971—2011年的數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與二氧化碳排放之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，金融發(fā)展有利于減少二氧化碳排放。從理論層面來(lái)看，金融發(fā)展推動(dòng)綠色創(chuàng)新的作用機(jī)理是，金融發(fā)展凝聚綠色創(chuàng)新資源，優(yōu)化資源配置，形成創(chuàng)新發(fā)展動(dòng)力，催生新的商業(yè)模式，從而推進(jìn)企業(yè)的綠色創(chuàng)新發(fā)展。基于上述分析，提出研究假設(shè)H2。

H2金融發(fā)展正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系

(三)人力資本的調(diào)節(jié)作用

人力資本蘊(yùn)含的關(guān)于綠色創(chuàng)新的知識(shí)、技術(shù)、能力、經(jīng)驗(yàn)等，對(duì)綠色創(chuàng)新具有重要的支持作用。一方面，吸收能力能夠把握外部創(chuàng)新機(jī)會(huì)，掌握和運(yùn)用新知識(shí)進(jìn)行產(chǎn)品與技術(shù)開(kāi)發(fā)。王歡芳和胡振華(2013)指出，缺乏吸收能力將阻礙知識(shí)轉(zhuǎn)移，并導(dǎo)致組織知識(shí)粘滯，不利于企業(yè)的綠色創(chuàng)新。而人力資本是提升吸收能力的關(guān)鍵。從這個(gè)意義上來(lái)說(shuō)，企業(yè)人力資本水平的差異決定著綠色創(chuàng)新能力大??；另一方面，人力資本增強(qiáng)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力。在嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制條件下，企業(yè)實(shí)施綠色創(chuàng)新，更傾向于高創(chuàng)新潛力員工，更加注重員工的環(huán)境價(jià)值觀，并通過(guò)激勵(lì)制度發(fā)揮人才的綠色創(chuàng)新能力。總之，人力資本的綠色知識(shí)、技術(shù)和能力能夠?yàn)槠髽I(yè)開(kāi)展綠色創(chuàng)新帶來(lái)新知識(shí)，新技術(shù)，改變企業(yè)傳統(tǒng)知識(shí)基礎(chǔ)，給企業(yè)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，而且隨著時(shí)間的不斷推移，人力資本對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的改善效果就越明顯。因此，基于上述分析，提出研究假設(shè)H3。

H3人力資本正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系

三、計(jì)量模型和估計(jì)方法

(一)空間計(jì)量模型

由于制度、歷史、區(qū)位環(huán)境和資源稟賦的差異，綠色創(chuàng)新發(fā)展表現(xiàn)出明顯的空間特征，特別是環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系因地區(qū)差異而呈現(xiàn)出不同的模式。傳統(tǒng)計(jì)量方法僅僅考慮地區(qū)自身影響因素，會(huì)導(dǎo)致分析區(qū)域問(wèn)題時(shí)產(chǎn)生偏誤(李斌、彭星和歐陽(yáng)銘珂，2013)。在此背景下，本文突破以往研究的局限性，采用了2005—2014年我國(guó)30個(gè)省級(jí)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量分析方法，實(shí)證分析環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系以及環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關(guān)系的區(qū)域差異性，并深刻把握金融發(fā)展、人力資本因素在兩者之間的作用。

1. 空間自相關(guān)分析

由于綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出空間異質(zhì)性，不能滿足傳統(tǒng)面板回歸分析的基本假設(shè)，即違背高斯—馬爾可夫經(jīng)典假設(shè)(LeSage和Pace，2009)。需要采用空間計(jì)量的極大似然估計(jì)法(ML)解決一致性與無(wú)偏性問(wèn)題。綠色創(chuàng)新的空間分布涉及到創(chuàng)新溢出的模型設(shè)定與估計(jì)方法選擇。通過(guò)全局Moran’s I指數(shù)，刻畫(huà)我國(guó)綠色創(chuàng)新空間分布特征，并以此為基礎(chǔ)，構(gòu)建空間計(jì)量模型。

全局空間自相關(guān)描述某一指標(biāo)所有區(qū)域與鄰近地區(qū)差異的平均程度。用Moran’s I 指數(shù)分析區(qū)域空間的差異程度

(1)

(2)

其中，Yi表示i地區(qū)的觀測(cè)值，n為地區(qū)的總數(shù)，wij表示空間權(quán)重矩陣，本文采用地理空間鄰近標(biāo)準(zhǔn)賦值。當(dāng)i地區(qū)與j地區(qū)相鄰時(shí)，wij=1；當(dāng)i地區(qū)與j地區(qū)不相鄰時(shí)，wij=0。Moran’s I指數(shù)在-1到1之間取值，當(dāng)Moran’s I接近于+1(-1)時(shí)，表明在研究范圍內(nèi)變量具有很強(qiáng)的正(負(fù))空間自相關(guān)性；接近于0 則表明變量的空間自相關(guān)性很弱。

運(yùn)用Matlab軟件，計(jì)算我國(guó)2005-2014年綠色創(chuàng)新的全局Moran’s I指數(shù)，結(jié)果如表1所示。各年Moran’s I統(tǒng)計(jì)量均為正值，且Z值均都通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明我國(guó)綠色創(chuàng)新不是隨機(jī)和均勻分布的，而是存在著地理集聚性特征。因此，綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)出空間異質(zhì)性，需要考慮空間因素，并采用空間計(jì)量的極大似然估計(jì)法(ML)估計(jì)變量之間的關(guān)系，得到更加客觀真實(shí)的研究結(jié)果。

表1 2005-2014年我國(guó)全局綠色創(chuàng)新的Moran’s I

2.空間計(jì)量模型設(shè)定

(1)模型設(shè)定。由于綠色創(chuàng)新空間分布特征呈現(xiàn)出空間依賴性和空間異質(zhì)性，樣本的特征違背了高斯—馬爾可夫經(jīng)典假設(shè)。傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)OLS估計(jì)不能滿足一致性與無(wú)偏性，需要采用ML估計(jì)方法解決一致性與無(wú)偏性問(wèn)題。因此，在考慮空間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，將模型構(gòu)建成空間計(jì)量模型。根據(jù)Anselin(1988)的研究，基于不同的空間因素引入方式可以將空間計(jì)量模型分為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)、空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)和空間杜賓模型(Spatial Dubin Model，SDM)。

結(jié)合本文的研究問(wèn)題，根據(jù)MOA理論分析框架，依據(jù)空間計(jì)量模型的基本原理，建立空間面板模型。MOA理論強(qiáng)調(diào)同時(shí)具備動(dòng)機(jī)、機(jī)會(huì)、能力是某種結(jié)果產(chǎn) 生的必要條件(Blumberg和Pringle，1982)。根據(jù)MOA 模型，環(huán)境規(guī)制是綠色創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)，金融發(fā)展為綠色創(chuàng)新提供機(jī)會(huì)，而人力資本是綠色創(chuàng)新的能力基礎(chǔ)。在此基礎(chǔ)上，將環(huán)境規(guī)制、金融發(fā)展、人力資本與綠色創(chuàng)新納入到同一的研究模型當(dāng)中，具體來(lái)說(shuō)，將綠色創(chuàng)新(GI)作為被解釋變量，將環(huán)境規(guī)制(ER)，金融發(fā)展(FD)，人力資本(HCS)作為解釋變量，將各地區(qū)的人口總量(PG)、人均收入(PCI)、財(cái)政收入(FR)和GDP為控制變量。建立空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。為了消除異方差性，方程兩端同時(shí)取對(duì)數(shù)，得出最終的空間計(jì)量模型，分別見(jiàn)式(3)、式(4)和式(5)。

空間滯后模型

LnGIit=α0+ρWLnGIit+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit+εit

(3)

空間誤差模型

LnGIit=α0+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7GDPit+vit

(4)

空間杜賓模型

LnGIit=α0+ρWLnGIit+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit+W(β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit)+vit

vit=λWvit+εit

(5)

(2)空間權(quán)重的確立。本文以空間鄰近原則確立空間權(quán)重矩陣，換句話說(shuō)，當(dāng)兩個(gè)地區(qū)空間相鄰時(shí)，權(quán)重為1；當(dāng)兩個(gè)地區(qū)不相鄰時(shí)，則權(quán)重為0。

(3)模型的選擇。由于事先無(wú)法根據(jù)先驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)在SLM和SEM中是否存在空間依賴性，有必要構(gòu)建一種判別準(zhǔn)則，以決定哪種空間模型更加符合實(shí)際。依據(jù) Anselin(1988)提出的判別標(biāo)準(zhǔn)，如果在空間依賴性的檢驗(yàn)中，LMLAG較之 LMERR 在統(tǒng)計(jì)上更為顯著， 且R-LMLAC顯著而 P-LMERR不顯著，則適合的模型是空間滯后模型。 除了擬合優(yōu)度R2檢驗(yàn)以外，常用的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)還有自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(Log Likelihood)，似然比率(Likelihood Ratio)， 赤池信息標(biāo)準(zhǔn)(AIC)，施瓦茨信息準(zhǔn)則(SC)。對(duì)數(shù)似然值越大，似然比率越小，AIC和SC越小，模型擬合效果越好。這幾個(gè)指標(biāo)也用來(lái)比較OLS估計(jì)的經(jīng)典線性回歸和SLM、SEM，似然值的自然對(duì)數(shù)最大的模型最好。

這一觀點(diǎn)是目前計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型最常用的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，除了選擇SEM和SLM其中一種模型進(jìn)行檢驗(yàn)，LeSage和Pace(2009)建議優(yōu)先考慮空間杜賓模型，Elhorst(2010)提出了具體實(shí)現(xiàn)方法，將因變量和自變量的空間效應(yīng)考慮進(jìn)去，排除誤差項(xiàng)的空間效應(yīng)，先估計(jì)空間杜賓模型，然后通過(guò)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)來(lái)看SDM模型是否可以簡(jiǎn)化成SLM或SEM。兩個(gè)假設(shè)前提：H0：λ=0，H1：λ+ρβ=0，如果H0被接受，那么SDM可以簡(jiǎn)化為SLM，要用SLM進(jìn)行檢驗(yàn)；如果H1被接受，那么SDM可以簡(jiǎn)化為SEM，要用SEM進(jìn)行檢驗(yàn)；如果H0和H1全被拒絕，說(shuō)明SDM不能簡(jiǎn)化為SLM或SEM，那么必須要用SDM進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)變量說(shuō)明和數(shù)據(jù)收集

通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型，分析綠色創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的關(guān)系，并探討金融發(fā)展、人力資本在兩者關(guān)系中的作用機(jī)制。在數(shù)據(jù)的選取上，主要借鑒國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究，對(duì)指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源進(jìn)行詳細(xì)說(shuō)明。

1. 變量說(shuō)明

本文將綠色創(chuàng)新(GI)作為被解釋變量，將環(huán)境規(guī)制(ER)，金融發(fā)展(FD)，人力資本(HCS)作為解釋變量。同時(shí)，為了控制其他因素對(duì)模型的影響，選取各地區(qū)的人口總量(PG)、人均收入(PCI)、財(cái)政收入(FR)和國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP)為控制變量。下面對(duì)各指標(biāo)的具體計(jì)算和數(shù)據(jù)來(lái)源進(jìn)行詳細(xì)闡述。

(1)因變量是綠色創(chuàng)新。借鑒李婉紅、畢克新和孫冰(2013)，張倩(2015)的研究，將各地區(qū)能源消耗量與新產(chǎn)品產(chǎn)值的比值表示地區(qū)綠色創(chuàng)新，數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2014年的《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)自變量是環(huán)境規(guī)制、金融發(fā)展和人力資本。環(huán)境規(guī)制?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的度量提出了多種方法。本文借鑒沈能(2012)的研究，采用各地區(qū)污染治理運(yùn)行費(fèi)用占工業(yè)產(chǎn)值的比重作為環(huán)境規(guī)制的代理變量。環(huán)境規(guī)制指標(biāo)綜合反映了單位工業(yè)增加值污染物排放成本，反映了政府的環(huán)境規(guī)制政策標(biāo)準(zhǔn)和監(jiān)管執(zhí)法力度。各地區(qū)污染治理運(yùn)行費(fèi)用的原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年報(bào)》，而工業(yè)產(chǎn)值來(lái)源于《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

金融發(fā)展。為了比較全面地衡量金融發(fā)展水平，從金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)三個(gè)角度衡量金融發(fā)展。其中，金融規(guī)模借鑒孫德梅等(2014)的研究，以每個(gè)地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款余額之和與 GDP 之比表示；金融效率借鑒劉降斌等(2008)的研究，以各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存款余額/各地區(qū)貸款余額表示；金融結(jié)構(gòu)借鑒柏玲和姜磊(2013)的研究，以各地區(qū)股票市值/各地區(qū)銀行信貸規(guī)模表示。在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對(duì)各變量進(jìn)行等權(quán)重加總，用以表示金融發(fā)展。原始數(shù)據(jù)分別來(lái)源于2005—2014年的《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國(guó)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。

人力資本。人員投入是綠色創(chuàng)新的重要基礎(chǔ)。借鑒劉偉和薛景(2015)的研究，以各地區(qū)研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展(R&D)人員全時(shí)當(dāng)量(人年)作為綠色創(chuàng)新活動(dòng)投入的替代變量。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2014年的《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(3)控制變量。由于我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大，必然會(huì)使得各地區(qū)綠色創(chuàng)新水平存在差異。為了控制其他變量對(duì)綠色創(chuàng)新的影響，選取各地區(qū)的人口總量(PG)、人均收入(PCI)、財(cái)政收入(FR)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)為控制變量。各原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2. 數(shù)據(jù)收集

本文從相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒上獲取我國(guó)2005-2014年30個(gè)省級(jí)地區(qū)原始數(shù)據(jù)，并根據(jù)變量計(jì)算公式，得到相關(guān)變量數(shù)據(jù)。由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平地區(qū)空間差異較大，地區(qū)之間在綠色創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制等方面存在顯著差異。為分析我國(guó)整體和東中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系，本文依據(jù)傳統(tǒng)分類方法，將30 個(gè)省級(jí)地區(qū)分為東、中、西部三大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等 11 個(gè)省市，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等 8 個(gè)省市，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11 個(gè)省市。

四、實(shí)證分析

首先，對(duì)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行普通面板回歸(OLS)，并根據(jù)回歸結(jié)果和檢驗(yàn)結(jié)果，以此判斷采取何種空間回歸模型。

普通面板回歸的模型為

LnGIit=β0+β1LnERit+β2LnFDit+β3LnHCSit+β4LnPGit+β5LnPCIit+β6LnFRit+β7LnGDPit

其中，GIit表示i地區(qū)t時(shí)期的綠色創(chuàng)新，ERit表示i地區(qū)t時(shí)期的環(huán)境規(guī)制，F(xiàn)Dit表示i地區(qū)t時(shí)期的金融發(fā)展，HCSit表示i地區(qū)t時(shí)期的人力資本，PGit表示i地區(qū)t時(shí)期的人口總量，PCIit表示i地區(qū)t時(shí)期的人均收入，F(xiàn)Rit表示i地區(qū)t時(shí)期的財(cái)政收入和GDPit表示i地區(qū)t時(shí)期的國(guó)民總產(chǎn)值。

本文選取2005-2014年面板數(shù)據(jù)，時(shí)期數(shù)遠(yuǎn)大于截面數(shù)據(jù)變量個(gè)數(shù)，在檢驗(yàn)全國(guó)、東部、中部和西部城市的綠色創(chuàng)新的OLS模型殘差空間自相關(guān)檢驗(yàn)中全部選取時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行分析?；貧w結(jié)果如表2所示。

表2 全國(guó)、東部、中部和西部綠色創(chuàng)新的OLS模型

注：顯著水平*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01，(2-tailed)，系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。

由表2可知，全國(guó)范圍內(nèi)結(jié)果LM-LAG顯著而LM-ERR不顯著，RobustLMSpatialLag顯著并且RobustLMSpatialErr也顯著，東部地區(qū)結(jié)果顯示，LM-LAG顯著而LM-ERR不顯著，RobustLMSpatialLag和RobustLMSpatialErr都顯著；中部地區(qū)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示LM-LAG、LM-ERR、RobustLMSpatialLag和RobustLMSpatialErr都不顯著；西部地區(qū)結(jié)果顯示，LM-LAG和LM-ERR都顯著，RobustLMSpatialLag不顯著但RobustLMSpatialErr顯著。因此全國(guó)、東部、中部和西部結(jié)果都不滿足Anslin和Florax關(guān)于選擇SEM和SLM模型的標(biāo)準(zhǔn)，為了排除誤差項(xiàng)的空間效應(yīng)，并避免殘差自相關(guān)情況，根據(jù)LeSage和Pace(2009)觀點(diǎn)采取更具有概括性的具有時(shí)間固定效應(yīng)的空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行結(jié)果驗(yàn)證，實(shí)證結(jié)果如表3所示。

表3 全國(guó)、東部、中部和西部的時(shí)間固定效應(yīng)的空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

注：顯著水平*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01，(2-tailed)，系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。

從整體層面來(lái)看，空間杜賓模型實(shí)證結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制(ER)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.498，并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)。金融發(fā)展(FD)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.106，但是不顯著；人力資本存量(HCS)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.782，并在99%的置信區(qū)間下顯著，人力資本存量對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)。假設(shè)H1和H3在整體層面上成立。從整體層面的溢出效應(yīng)來(lái)看，W*ER的系數(shù)為0.623并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制存在正向溢出效應(yīng)，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制會(huì)隨著升高0.623%。W*FD結(jié)果不顯著，說(shuō)明金融發(fā)展不存在空間溢出效應(yīng)；W*HCS的系數(shù)為0.492并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明人力資本存量存在正向溢出效應(yīng)。

從分地區(qū)層面來(lái)看，假設(shè)H1、H2在東部地區(qū)和中部地區(qū)成立，假設(shè)H3在東部、中部和西部地區(qū)都顯著，且存在不同程度的溢出效應(yīng)。具體分析結(jié)果如下。

從東部地區(qū)的回歸結(jié)果來(lái)看，環(huán)境規(guī)制(ER)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.281，并在95%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)；金融發(fā)展(FD)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.245，并在90%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)；人力資本存量(HCS)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.254，并在90%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明人力資本存量對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)。對(duì)于溢出效應(yīng)，W*ER的系數(shù)為0.773并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制存在正向溢出效應(yīng)，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制會(huì)隨著升高0.773%；W*FD結(jié)果不顯著，說(shuō)明金融發(fā)展不存在空間溢出效應(yīng)；W*HCS的結(jié)果不顯著，說(shuō)明人力資本存量不存在空間溢出效應(yīng)。

從中部地區(qū)的回歸結(jié)果來(lái)看，環(huán)境規(guī)制(ER)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.772，并在95%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)；金融發(fā)展(FD)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.491，并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)；人力資本存量(HCS)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為1.104，并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明人力資本存量對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)。對(duì)于溢出效應(yīng)，W*ER的系數(shù)為0.624并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制存在正向溢出效應(yīng)，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的環(huán)境規(guī)制會(huì)隨著升高0.624%；W*FD的系數(shù)為0.536并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明金融發(fā)展存在正向溢出效應(yīng)，即某區(qū)域環(huán)境規(guī)制每增加1%，本區(qū)域的金融發(fā)展會(huì)隨著升高0.536%；W*HCS的結(jié)果不顯著，說(shuō)明人力資本存量不存在空間溢出效應(yīng)。

從西部地區(qū)來(lái)看，環(huán)境規(guī)制(ER)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.125并在95%的置信區(qū)間不顯著；金融發(fā)展(FD)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.041但不顯著，說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新沒(méi)有明顯的關(guān)系；人力資本存量(HCS)對(duì)綠色創(chuàng)新(GI)的影響系數(shù)為0.784并在99%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明人力資本存量對(duì)綠色創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關(guān)。對(duì)于溢出效應(yīng)，W*ER的系數(shù)為0.348但不顯著說(shuō)明環(huán)境規(guī)制不存在空間溢出效應(yīng)；W*FD的系數(shù)為1.034，并在95%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明金融發(fā)展存在空間負(fù)向溢出效應(yīng)；W*HCS的影響系數(shù)為1.83并在95%的置信區(qū)間下顯著，說(shuō)明人力資本存量存在正向溢出效應(yīng)。

五、結(jié)果討論與管理啟示

本文從MOA理論視角出發(fā)，構(gòu)建了環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新關(guān)系的理論模型，并探討了金融發(fā)展與人力資本的調(diào)節(jié)作用。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用2005—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立空間計(jì)量模型，對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證分析，得到了一些新的研究結(jié)論，對(duì)研究結(jié)果做進(jìn)一步的分析，并以實(shí)證分析結(jié)果依據(jù)，向政府管理部門與企業(yè)高管等提出政策建議，驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展。

在環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新的關(guān)系方面，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新的影響作用存在區(qū)域差異。具體來(lái)說(shuō)，我國(guó)東部地區(qū)和中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新具有顯著的正向影響，而西部地區(qū)的兩者關(guān)系不顯著。而且東部地區(qū)和中部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的正向溢出效應(yīng)。進(jìn)一步分析環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，整體來(lái)看，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色創(chuàng)新具有正向的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，這一結(jié)論證實(shí)了本地區(qū)的綠色創(chuàng)新不僅受到當(dāng)?shù)丨h(huán)境規(guī)制的影響，而且受到周邊地區(qū)的影響。這為“污染天堂”的存在提供了間接的證據(jù)。因此，從這個(gè)角度來(lái)看，綠色創(chuàng)新需要區(qū)域統(tǒng)一協(xié)調(diào)，依托一致的政策推進(jìn)綠色創(chuàng)新，需要防止因政績(jī)搶奪而導(dǎo)致的環(huán)境損失。分地區(qū)來(lái)看，東部和中部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制正向顯著影響綠色創(chuàng)新，存在顯著的正向直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，而西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。從這個(gè)角度來(lái)看，東部和中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制為相鄰地區(qū)帶來(lái)了競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)和流動(dòng)效應(yīng)等，從而促進(jìn)本地區(qū)和相鄰地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展。具體來(lái)說(shuō)，競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)引發(fā)相鄰地區(qū)采取相應(yīng)的環(huán)境政策激勵(lì)創(chuàng)新，示范效應(yīng)引致相鄰地區(qū)進(jìn)行模仿，流動(dòng)效應(yīng)為相鄰地區(qū)帶來(lái)資本和人才的流入，進(jìn)而帶動(dòng)綠色創(chuàng)新。而西部地區(qū)，在政府相互競(jìng)爭(zhēng)背景下，競(jìng)相降低環(huán)境準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，吸引企業(yè)，從而形成了對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的負(fù)向激勵(lì)。實(shí)證結(jié)果給予現(xiàn)實(shí)政策操作的啟示在于，政府應(yīng)從交易成本的視角分析環(huán)境規(guī)制給企業(yè)帶來(lái)的成本壓力。在此基礎(chǔ)上，一方面，依托政府稅收政策、財(cái)政補(bǔ)貼政策等，給予實(shí)施環(huán)境規(guī)制企業(yè)以優(yōu)惠政策，抵消其因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制政策帶來(lái)的成本問(wèn)題；另一方面，建立政府環(huán)境引導(dǎo)基金，給予實(shí)施環(huán)境規(guī)制企業(yè)以資金支持，降低因綠色創(chuàng)新而面臨的風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題。雙管齊下，支持綠色創(chuàng)新。

在金融發(fā)展與綠色創(chuàng)新的關(guān)系方面，金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新的作用具有差異性。從整體來(lái)看，金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新的作用不顯著。從分地區(qū)情況來(lái)看，東部和中部地區(qū)的金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新具有正向顯著影響，且呈現(xiàn)出顯著的正向溢出效應(yīng)。而西部地區(qū)的金融發(fā)展對(duì)綠色創(chuàng)新的作用不顯著。金融發(fā)展水平反映了綠色創(chuàng)新中金融資源獲得的難易程度。東部和中部地區(qū)擁有較為發(fā)達(dá)的金融服務(wù)業(yè)，而西部地區(qū)的金融資源顯得尤為貧乏，且金融創(chuàng)新的深度不足。由此導(dǎo)致西部地區(qū)對(duì)綠色創(chuàng)新機(jī)會(huì)的錯(cuò)失。從綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的角度來(lái)看，綠色創(chuàng)新的本質(zhì)是對(duì)綠色技術(shù)的產(chǎn)業(yè)化。從初試、中試和產(chǎn)業(yè)化階段，需要的資金比例大約為1∶10∶100，而創(chuàng)新往往面臨較大的風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致以貸款為主的融資結(jié)構(gòu)難以給企業(yè)提供充足的創(chuàng)新資金支持。這需要繼續(xù)深化金融改革，大力發(fā)展多元化金融機(jī)構(gòu)，并通過(guò)綠色貸款、投貸聯(lián)動(dòng)、產(chǎn)業(yè)基金等方式，引導(dǎo)社會(huì)資金投向綠色創(chuàng)新領(lǐng)域，形成強(qiáng)大的支持作用。此外，東部和中部地區(qū)金融發(fā)展的正向外部溢出效應(yīng)表明，本地區(qū)的金融發(fā)展會(huì)正向顯著影響相鄰地區(qū)的綠色創(chuàng)新。這也間接證明了綠色創(chuàng)新的空間集聚性特征。從這個(gè)角度來(lái)說(shuō)，加強(qiáng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新的專業(yè)化、集聚化程度，不僅有利于提高本地區(qū)的綠色創(chuàng)新水平，而且有利于促進(jìn)相鄰地區(qū)的綠色創(chuàng)新發(fā)展。因此，有必要從政策層面推動(dòng)產(chǎn)業(yè)的集聚化發(fā)展，通過(guò)健全產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，完善產(chǎn)業(yè)鏈，并加強(qiáng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，支持產(chǎn)業(yè)的供應(yīng)鏈管理，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，從而提升綠色創(chuàng)新能力。實(shí)證結(jié)果為實(shí)施綠色創(chuàng)新政策的指導(dǎo)意義在于，政府應(yīng)從信息不對(duì)稱理論視角以及風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)視角關(guān)注環(huán)境規(guī)制給企業(yè)綠色創(chuàng)新帶來(lái)的金融缺口及其融資困境。在此基礎(chǔ)上，一方面，通過(guò)投貸聯(lián)動(dòng)等方式，彌補(bǔ)企業(yè)的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，加大企業(yè)獲取金融資源的能力；另一方面，通過(guò)金融改革，推動(dòng)保險(xiǎn)資金等進(jìn)入投資基金，以長(zhǎng)周期的戰(zhàn)略投資支持企業(yè)的綠色創(chuàng)新。并且加大培育天使資金、風(fēng)險(xiǎn)資金等，輔助企業(yè)綠色創(chuàng)新過(guò)程的“二次創(chuàng)業(yè)”，推進(jìn)綠色創(chuàng)新。

在人力資本與綠色創(chuàng)新的關(guān)系方面，無(wú)論從整體情況來(lái)看，還是分地區(qū)情況來(lái)看，人力資本對(duì)綠色創(chuàng)新都呈現(xiàn)出顯著的正向影響，且表現(xiàn)出正向的溢出效應(yīng)。從這個(gè)角度來(lái)說(shuō)，綠色創(chuàng)新發(fā)展應(yīng)重視人力資本的作用。人力資本將蘊(yùn)含在個(gè)體中的知識(shí)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，驅(qū)動(dòng)綠色創(chuàng)新發(fā)展。這就需要大力培育和塑造綠色創(chuàng)新人才，即通過(guò)加大企業(yè)在職教育，注重終身學(xué)習(xí)，不斷的提高人才的創(chuàng)新素養(yǎng)，通過(guò)加大企業(yè)綠色文化建設(shè)與激勵(lì)制度建設(shè)，激發(fā)人才的創(chuàng)新性，支持綠色創(chuàng)新。正向溢出效應(yīng)表明相鄰地區(qū)的人力資本的流動(dòng)能夠?yàn)橄噜彽貐^(qū)的綠色創(chuàng)新帶來(lái)了資源的流入，從而正向促進(jìn)相鄰地區(qū)的發(fā)展。因此，需要政府制定有利于人才流動(dòng)的政策，通過(guò)打造人才吸附高地，沉淀人力資本蘊(yùn)含的綠色創(chuàng)新知識(shí)，變革區(qū)域知識(shí)基礎(chǔ)，促進(jìn)綠色技術(shù)的突破性創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)區(qū)域綠色創(chuàng)新跨越發(fā)展。

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