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摘 要：环境规制对技术创新的影响在产业间存在差异。研究以煤炭开采业为研究对象，通过使用1990年—2013年间的时间序列数据建立回归模型，实证了环境规制对煤炭开采业技术创新的影响。邹氏断点检验表明：2006年后环境规制对煤炭开采业创新投入的正向作用呈现加速趋势。在此结论的基础上，给出了政府规制的相关建议。
关键词：煤炭开采业；环境规制；技术创新
中图分类号：F 253.9 文献标识码：A 文章编号：1672-7312（2016）02-0189-04
0 引 言
我国一直是个能源大国，经济增长与能源消耗之间存在着稳定的协整关系[1]。在我国的能源结构中，煤炭占据着70%左右的比重。煤炭的长期开采和使用，给环境带来了一定的影响，如大气污染、土壤污染、地质破坏、水资源的漏失等。政府近年来不断推出规制措施加强对煤炭开采的管理。技术创新被认为是寻求经济与环境协调发展的重要工具。
然而环境规制与技术创新的关系，学术界还存在分歧。一种观点是以Porter为代表的修正学派提出的“波特假说”，认为恰当设计的环境规制能刺激被规制企业进行创新；另一种观点是以Walley、Whitehead为代表的传统学派，认为环境规制会增加被规制企业的生产成本，导致企业资本从有发展前景的创新项目转向污染治理项目，因而在一定程度上抑制企业的创新活动。也有研究认为情况比较复杂，环境规制工具、规制程度及产业特征等都会影响到二者之间的关系，因此需要区别对待[2]。
一方面是经济发展对能源的依赖，一方面是能源开采与消耗带来的大量污染，环境规制是否抑制了该行业的技术创新？政府部门如何利用环境规制工具促进该行业的健康发展？这些都是需要关注的问题。
1 国内外研究现状
多数研究认为环境规制是激发创新的重要因素[3-4]。相对于通过改变投入要素或者减少产出等其他途径，大型企业更倾向通过创新来应对环境规制[5]。Jaffe和Palmer（1997）[6]较早地对环境规制与创新的关系进行了研究，他们使用治污费用作为环境规制程度的代理变量，研究了环境规制程度与美国制造业企业R&D投资的正向关系。仍然是使用美国制造业的数据，Brunnermeier和Cohen（2003）[7]研究了环境技术专利与环境规制的关系，显示它们之间存在微弱的正相关。Popp（2006）[8]使用来自美国、日本和德国的专利数据从国际层面研究了技术创新与环境规制的关系，发现与空气污染控制有关的专利主要受政府对NOx和SO2排放的规制影响。Del Rio Gonzalez（2009）[9]使用西班牙造纸行业的数据分析发现规制的压力是企业采纳清洁技术的主要驱动。Johnstone等（2010）[10]研究了不同的规制政策对可再生能源技术的影响。
国内方面，蒋为（2015）[11]使用世界银行提供
的我国2005年制造业数据，通过研究认为环境规制对我国的制造业企业技术创新起到显著的正向影响。张慧明等（2012）[12]采用数据包络模型分析了环境规制对我国重化工业的影响，结果较强地支持了波特假说。董直庆、焦翠红（2015）[13]利用2003—2011年的省际面板数据进行检验，结果显示环境规制对清洁技术创新的影响随经济发展水平和所有制结构的不同呈门槛特征。
综合已有成果，学者们多以制造业为对象研究了环境规制对技术创新的影响。采掘业与制造业在资源投入、生产过程、产出等方面存在很大差异。为了实现人类社会的可持续发展，我国近年来对煤炭开采业实施了较为严格的环境规制。在现有研究成果的基础上，本研究专门分析了环境规制对煤炭开采业的影响。
2 研究设计
2.1 研究方法
研究中需要验证技术创新与环境规制的关系。回归分析可以用来解释一个变量或一些变量与另一个变量之间的变化关系，符合本研究的需要。为了检验模型的稳健性，研究使用了White检验、DW检验和平稳性检验。
2.2 变量设置
2.2.1 解释变量
对于环境规制的变化，研究使用环境规制程度变量进行表征。已有文献主要从2个角度进行度量：一种方法是根据企业在环境治理方面的投入即污染治理支出度量环境规制程度，如环境R&D支出、污染减排与控制支出等[7-14]；另一种是根据环境规制的产出即各种污染排放量进行度量，通常使用排放强度、排放水平下降率等[15-16]。相比较而言，产出指标对环境规制程度的衡量较为全面。因此，研究选取污染排放量作为环境规制程度的测度指标。由于煤炭开采业污染排放数据量较少，采取工业污染排放量作为我国环境规制程度的表征，具体包含工业废水排放量P1，工业废气排放量P2，工业固体废弃物排放量P3.为了剔除经济规模的影响，进一步计算产值/污染排放量，得到相应的污染强度PI.具体计算方法如式（1）。
2.2.2 解释被变量
技术创新可以从创新投入或创新产出等不同的角度进行衡量。产出的衡量指标有专利授权数、新产品数、科技论文数等；投入的衡量指标有技术人员数量、研究经费等。考虑到数据的可获得性，研究从投入的角度对煤炭开采业技术创新进行度量。为了剔除规模扩大造成的影响，需要将上述绝对指标转换成相对指标。通过换算得到科技人员比重RY，技术开发经费占销售收入比重JF，计算公式如（3）（4）所示。
2.3 数据来源
解释变量中涉及的工业废水排放量P1，工业废气排放量P2，工业固体废弃物排放量P3有关数据来自《中国环境统计年鉴》。被解释变量中涉及的科技人员数量、技术开发经费支出、从业人员数量、销售收入的数据来自《中国科技统计年鉴》。煤炭消费量数据来自《中国能源统计年鉴》。所有数据的计算期取自1990—2013年。
3 研究结果与讨论 3.1 变量的平稳性检验
研究中使用时间序列数据，在建立模型前需要进行平稳性检验。常用方法有ADF检验、PP检验和DF检验，一般认为DF检验是ADF检验的特殊形式，所以研究采用ADF检验和PP检验。检验结果表明，变量ER和变量INO在5%的显著性水平下都是平稳的。但是变量MAR的检验结果显示非平稳，取其一阶差分ΔMAR进行检验，最终结果符合研究要求。
3.2 回归模型的估计和检验
在平稳性检验的基础上，建立煤炭开采业创新投入对环境规制程度和市场需求变化的计量模型，如式（7）所示。
由表1可知，整个回归方程的F值为29.645 2，通过了显著性水平为0.01检验，整个模型回归效果显著；可决系数R2为0.767 1，表明环境规制程度和市场需求变化共解释了创新投入方差的76.71%；2个解释变量对应的回归系数分别是0.514 7和2.439 3，且都通过了0.01的显著性检验，表明这2个变量对煤炭企业创新投入都具有正向影响；根据可决系数进一步计算出方差膨胀因子VIF值为4.293 6，表明该模型中2个解释变量间不存在严重的共线性问题。由怀特检验结果显示对应的P值为0.484 8，说明该模型中的随机误差项μ不存在异方差问题；DW检验结果显示检验值为1.298 9，通过了显著性水平为0.05的检验，表明该模型的随机误差项不存在自相关问题。以上结果表明：该回归模型满足古典线性回归的基本假定，回归结果有效。
3.3 环境规制程度对煤炭开采业创新投入的进一步检验
进一步研究环境规制程度ER和技术创新投入INO的散点图（如图1所示），可以看到在环境规制早期，煤炭企业的创新投入随之增加的速率比较平缓，但是当环境规制程度变动到水平1之上（大于均值一个标准差），创新投入随之增加的速率开始变大，即环境规制程度对创新投入的影响可能存在结构性变化。邹氏断点检验是该类情境下常用的检验方法。对比原始数据可以看到自2006年之后环境规制程度达到水平1之上，使用邹氏断点检验得到F值为11.956 0，对应P值为0.000 7，小于0.01的显著性水平，表明以2006年为转折点环境规制程度对煤炭开采业创新投入的影响发生了改变，此后随着环境规制程度的进一步加大，煤炭企业需要投入的创新资金和人员呈加速上扬的趋势。
3.4 结果讨论
模型运算结果表明，市场需求变动的推动力和环境规制的压力是影响煤炭企业创新投入的主要因素。随着市场需求的扩大，煤炭开采业的创新投入呈上升趋势；随着环境规制程度的加深，该产业的创新投入也呈上升趋势；而煤炭开采业创新的主要驱动力还是来自市场需求。此结论与Horbach（2012）[17]等学者的研究结论基本一致。
以往研究认为环境规制对创新的作用是正向而且线性的，几乎所有的实证也都是建立的线性模型。本研究使用邹氏断点检验验证了环境规制程度对煤炭开采业技术创新的正向作用所发生的结构性变化，即当环境规制程度超过一定水平后，它的单位增加量对煤炭开采业创新投入增加量的作用开始变大。这意味着随着环境规制的加深，煤炭企业需要投入比以往更多的创新资源才能满足规制的需要。
一般情况下，环境规制初期的规制程度不大，通过末端治理技术即可满足要求。而末端治理技术作为绿色技术的推广，此时不需要企业太多的创新投入，因此较低的投入产出比是可行的。由于任何技术都有它的轨道和极限，当到达现有极限时，继续加大创新投入进行改进可能不会满足越来越强的环境规制，此时就需要出现技术跳跃脱离原有的轨道。随着环境规制程度的加深，末端治理已不能满足规制要求，企业需要从工艺过程、产品质量等方面做出改进，因此需要开发无废工艺和清洁技术，这个阶段与末端治理最大的不同在于它不是污染后的修复弥补，而是在生产过程中对污染源的控制和减少，因此需要投入较多的创新资源对原有的工艺和产品进行改进。欧盟的发展历程也验证了这一点[18]。
自2005年后，随着落实科学发展观、加强环境保护的各项政策的出台，我国的环境规制进入加强阶段，修订后的《煤炭法》在煤炭开采的回采率、水循环利用率、土地复垦率、燃煤SO2排放等方面做出明确规定。为了满足规制需要，煤炭企业在末端治理的基础上，在开采过程中加大了创新投入。
4 政策启示
上述研究结果表明，我国的环境规制对煤炭开采业的技术创新起到了刺激作用，而且随着规制程度的增加，煤炭开采业的创新投入呈加速上涨趋势。因此，适度的环境规制能够促进该行业的技术进步。但是考虑到该行业的产业特征，创新多表现在开采过程中，创新成果不能直接体现在煤炭当中，因而创新投入较难在市场中获得回报。为了鼓励企业积极创新，并保护企业的创新收益，政府在推出环境规制措施时，在行政命令的基础上，可以采取多样的市场型规制措施。
在制度设计时，可以参照美国、德国等的做法，按照“防范性补偿优先、即时性补偿为主、修复性补偿为辅”的原则，事先对煤炭开采可能造成的生态环境破坏进行科学预测，并采取严格、有效的防范性措施，将可能的损失减小到最低；通过即时补偿对开采过程中造成的生态环境破坏进行修复。在具体补偿方法上，政府可以给予资金、技术、特殊机会与精神鼓励等多种形式的支持，纳入更多的市场型激励手段，以增强管理者的机会感知，激励煤炭企业开发新技术，采用高标准、现代化开采设施和集约化、综合化开采工艺，改变原有的先开采后治理的模式，走绿色开采之路。具体可以包括减免设备税收、直接补贴资金，支持相关设备的使用，给予开采企业特殊机会、优惠政策乃至某种优先权，以及通过媒体塑造绿色矿山企业的公众形象等。
参考文献：
[1] 吕 钦.中国能源消费及结构与经济增长的关系研究[J].科技管理研究，2013（9）：179-182.
[2] 赵细康.环境政策对技术创新的影响[J].中国地质大学学报：社会科学版，2004（1）：24-28. [3] Horbach J.Determinants of green innovation：new edivence from German panel data sources[J].Research Policy，2008，37：163-173.
[4] Perunovic Z，VidicPerunovic J.Environmental regulation and innovation dynamics in the oil tanker industry[J].California Management Review，2012，55（1）：130-148.
[5] Carraro D，Siniscalco H.Environmental policy reconsidered：the role of technology innovation[J].European Economics，2004，38（4）：336-385.
[6] Jaffe A B，Palmer K.Environmental regulation and innovation：a panel data study[J].Review of Economics and Statistics，1997，79（4）：610-619.
[7] Brunnermeier M S，Cohen M A.Determinants of green innovation in US manufacturing industries[J].Journal of Environmental Economics and Management，2003，45（2）：278-293.
[8] Popp D.International innovation and diffusion of air pollution control technologies：the effects of NOx and SO2 regulaton in the US，Japan and Germany[J].Journal of Environmental Economics and Management，2006，51（1）：46-71.
[9] Del Rio Gonzalez P.The empirical analysis of the determinantsfor environmental technological change：a research agenda[J].Ecological Economics，2009，68（3）：861-878.
[10]Johnstone N，Hascic I，Popp D.Renewable energy policies and technological innovation：evidence based on patent counts[J].Environmental and Resource Economics，2010，45（1）：133-155.
[11]蒋 为.环境规制是否影响了中国制造业企业研发创新？[J].财经研究，2015，41（2）：76-87.
[12]张慧明，李廉水，孙少勤.环境规制对中国重化工业技术创新与生产效率影响的实证分析[J].科技进步与对策，2012，29（16）：83-87.
[13]董直庆，焦翠红.环境规制能有效激励清洁技术创新吗？[J].东南大学学报：哲学社会科学版，2015，17（2）：64-74.
[14]于同申，张 成.环境规制与经济增长的关系——基于中国工业部门面板数据的协整检验[J].学习与探索，2010（2）：131-134.
[15]Quiroga M，Sterner T，Persson M.Have countries with lax environmental regulations a comparative advantage in pollting industries？[J].Ecological Economics，2007，60：688-699.
[16]白雪洁，宋 莹.环境规制、技术创新与中国火电行业的效率提升[J].中国工业经济，2009（8）：68-77.
[17]Horbach J，Rammer C，Rennings K.Determinants of ecoinnovations by type of environmental impact：the role of regulatory push/pull，technology push and market pull[J].Ecological Economics，2012，78（5）：112-122.
[18]沈 斌，冯 勤.基于可持续发展的环境技术创新及其政策机制[J].科学学与科学技术管理，2004（8）：52-55.
关键词：煤炭开采业；环境规制；技术创新
中图分类号：F 253.9 文献标识码：A 文章编号：1672-7312（2016）02-0189-04
0 引 言
我国一直是个能源大国，经济增长与能源消耗之间存在着稳定的协整关系[1]。在我国的能源结构中，煤炭占据着70%左右的比重。煤炭的长期开采和使用，给环境带来了一定的影响，如大气污染、土壤污染、地质破坏、水资源的漏失等。政府近年来不断推出规制措施加强对煤炭开采的管理。技术创新被认为是寻求经济与环境协调发展的重要工具。
然而环境规制与技术创新的关系，学术界还存在分歧。一种观点是以Porter为代表的修正学派提出的“波特假说”，认为恰当设计的环境规制能刺激被规制企业进行创新；另一种观点是以Walley、Whitehead为代表的传统学派，认为环境规制会增加被规制企业的生产成本，导致企业资本从有发展前景的创新项目转向污染治理项目，因而在一定程度上抑制企业的创新活动。也有研究认为情况比较复杂，环境规制工具、规制程度及产业特征等都会影响到二者之间的关系，因此需要区别对待[2]。
一方面是经济发展对能源的依赖，一方面是能源开采与消耗带来的大量污染，环境规制是否抑制了该行业的技术创新？政府部门如何利用环境规制工具促进该行业的健康发展？这些都是需要关注的问题。
1 国内外研究现状
多数研究认为环境规制是激发创新的重要因素[3-4]。相对于通过改变投入要素或者减少产出等其他途径，大型企业更倾向通过创新来应对环境规制[5]。Jaffe和Palmer（1997）[6]较早地对环境规制与创新的关系进行了研究，他们使用治污费用作为环境规制程度的代理变量，研究了环境规制程度与美国制造业企业R&D投资的正向关系。仍然是使用美国制造业的数据，Brunnermeier和Cohen（2003）[7]研究了环境技术专利与环境规制的关系，显示它们之间存在微弱的正相关。Popp（2006）[8]使用来自美国、日本和德国的专利数据从国际层面研究了技术创新与环境规制的关系，发现与空气污染控制有关的专利主要受政府对NOx和SO2排放的规制影响。Del Rio Gonzalez（2009）[9]使用西班牙造纸行业的数据分析发现规制的压力是企业采纳清洁技术的主要驱动。Johnstone等（2010）[10]研究了不同的规制政策对可再生能源技术的影响。
国内方面，蒋为（2015）[11]使用世界银行提供
的我国2005年制造业数据，通过研究认为环境规制对我国的制造业企业技术创新起到显著的正向影响。张慧明等（2012）[12]采用数据包络模型分析了环境规制对我国重化工业的影响，结果较强地支持了波特假说。董直庆、焦翠红（2015）[13]利用2003—2011年的省际面板数据进行检验，结果显示环境规制对清洁技术创新的影响随经济发展水平和所有制结构的不同呈门槛特征。
综合已有成果，学者们多以制造业为对象研究了环境规制对技术创新的影响。采掘业与制造业在资源投入、生产过程、产出等方面存在很大差异。为了实现人类社会的可持续发展，我国近年来对煤炭开采业实施了较为严格的环境规制。在现有研究成果的基础上，本研究专门分析了环境规制对煤炭开采业的影响。
2 研究设计
2.1 研究方法
研究中需要验证技术创新与环境规制的关系。回归分析可以用来解释一个变量或一些变量与另一个变量之间的变化关系，符合本研究的需要。为了检验模型的稳健性，研究使用了White检验、DW检验和平稳性检验。
2.2 变量设置
2.2.1 解释变量
对于环境规制的变化，研究使用环境规制程度变量进行表征。已有文献主要从2个角度进行度量：一种方法是根据企业在环境治理方面的投入即污染治理支出度量环境规制程度，如环境R&D支出、污染减排与控制支出等[7-14]；另一种是根据环境规制的产出即各种污染排放量进行度量，通常使用排放强度、排放水平下降率等[15-16]。相比较而言，产出指标对环境规制程度的衡量较为全面。因此，研究选取污染排放量作为环境规制程度的测度指标。由于煤炭开采业污染排放数据量较少，采取工业污染排放量作为我国环境规制程度的表征，具体包含工业废水排放量P1，工业废气排放量P2，工业固体废弃物排放量P3.为了剔除经济规模的影响，进一步计算产值/污染排放量，得到相应的污染强度PI.具体计算方法如式（1）。
2.2.2 解释被变量
技术创新可以从创新投入或创新产出等不同的角度进行衡量。产出的衡量指标有专利授权数、新产品数、科技论文数等；投入的衡量指标有技术人员数量、研究经费等。考虑到数据的可获得性，研究从投入的角度对煤炭开采业技术创新进行度量。为了剔除规模扩大造成的影响，需要将上述绝对指标转换成相对指标。通过换算得到科技人员比重RY，技术开发经费占销售收入比重JF，计算公式如（3）（4）所示。
2.3 数据来源
解释变量中涉及的工业废水排放量P1，工业废气排放量P2，工业固体废弃物排放量P3有关数据来自《中国环境统计年鉴》。被解释变量中涉及的科技人员数量、技术开发经费支出、从业人员数量、销售收入的数据来自《中国科技统计年鉴》。煤炭消费量数据来自《中国能源统计年鉴》。所有数据的计算期取自1990—2013年。
3 研究结果与讨论 3.1 变量的平稳性检验
研究中使用时间序列数据，在建立模型前需要进行平稳性检验。常用方法有ADF检验、PP检验和DF检验，一般认为DF检验是ADF检验的特殊形式，所以研究采用ADF检验和PP检验。检验结果表明，变量ER和变量INO在5%的显著性水平下都是平稳的。但是变量MAR的检验结果显示非平稳，取其一阶差分ΔMAR进行检验，最终结果符合研究要求。
3.2 回归模型的估计和检验
在平稳性检验的基础上，建立煤炭开采业创新投入对环境规制程度和市场需求变化的计量模型，如式（7）所示。
由表1可知，整个回归方程的F值为29.645 2，通过了显著性水平为0.01检验，整个模型回归效果显著；可决系数R2为0.767 1，表明环境规制程度和市场需求变化共解释了创新投入方差的76.71%；2个解释变量对应的回归系数分别是0.514 7和2.439 3，且都通过了0.01的显著性检验，表明这2个变量对煤炭企业创新投入都具有正向影响；根据可决系数进一步计算出方差膨胀因子VIF值为4.293 6，表明该模型中2个解释变量间不存在严重的共线性问题。由怀特检验结果显示对应的P值为0.484 8，说明该模型中的随机误差项μ不存在异方差问题；DW检验结果显示检验值为1.298 9，通过了显著性水平为0.05的检验，表明该模型的随机误差项不存在自相关问题。以上结果表明：该回归模型满足古典线性回归的基本假定，回归结果有效。
3.3 环境规制程度对煤炭开采业创新投入的进一步检验
进一步研究环境规制程度ER和技术创新投入INO的散点图（如图1所示），可以看到在环境规制早期，煤炭企业的创新投入随之增加的速率比较平缓，但是当环境规制程度变动到水平1之上（大于均值一个标准差），创新投入随之增加的速率开始变大，即环境规制程度对创新投入的影响可能存在结构性变化。邹氏断点检验是该类情境下常用的检验方法。对比原始数据可以看到自2006年之后环境规制程度达到水平1之上，使用邹氏断点检验得到F值为11.956 0，对应P值为0.000 7，小于0.01的显著性水平，表明以2006年为转折点环境规制程度对煤炭开采业创新投入的影响发生了改变，此后随着环境规制程度的进一步加大，煤炭企业需要投入的创新资金和人员呈加速上扬的趋势。
3.4 结果讨论
模型运算结果表明，市场需求变动的推动力和环境规制的压力是影响煤炭企业创新投入的主要因素。随着市场需求的扩大，煤炭开采业的创新投入呈上升趋势；随着环境规制程度的加深，该产业的创新投入也呈上升趋势；而煤炭开采业创新的主要驱动力还是来自市场需求。此结论与Horbach（2012）[17]等学者的研究结论基本一致。
以往研究认为环境规制对创新的作用是正向而且线性的，几乎所有的实证也都是建立的线性模型。本研究使用邹氏断点检验验证了环境规制程度对煤炭开采业技术创新的正向作用所发生的结构性变化，即当环境规制程度超过一定水平后，它的单位增加量对煤炭开采业创新投入增加量的作用开始变大。这意味着随着环境规制的加深，煤炭企业需要投入比以往更多的创新资源才能满足规制的需要。
一般情况下，环境规制初期的规制程度不大，通过末端治理技术即可满足要求。而末端治理技术作为绿色技术的推广，此时不需要企业太多的创新投入，因此较低的投入产出比是可行的。由于任何技术都有它的轨道和极限，当到达现有极限时，继续加大创新投入进行改进可能不会满足越来越强的环境规制，此时就需要出现技术跳跃脱离原有的轨道。随着环境规制程度的加深，末端治理已不能满足规制要求，企业需要从工艺过程、产品质量等方面做出改进，因此需要开发无废工艺和清洁技术，这个阶段与末端治理最大的不同在于它不是污染后的修复弥补，而是在生产过程中对污染源的控制和减少，因此需要投入较多的创新资源对原有的工艺和产品进行改进。欧盟的发展历程也验证了这一点[18]。
自2005年后，随着落实科学发展观、加强环境保护的各项政策的出台，我国的环境规制进入加强阶段，修订后的《煤炭法》在煤炭开采的回采率、水循环利用率、土地复垦率、燃煤SO2排放等方面做出明确规定。为了满足规制需要，煤炭企业在末端治理的基础上，在开采过程中加大了创新投入。
4 政策启示
上述研究结果表明，我国的环境规制对煤炭开采业的技术创新起到了刺激作用，而且随着规制程度的增加，煤炭开采业的创新投入呈加速上涨趋势。因此，适度的环境规制能够促进该行业的技术进步。但是考虑到该行业的产业特征，创新多表现在开采过程中，创新成果不能直接体现在煤炭当中，因而创新投入较难在市场中获得回报。为了鼓励企业积极创新，并保护企业的创新收益，政府在推出环境规制措施时，在行政命令的基础上，可以采取多样的市场型规制措施。
在制度设计时，可以参照美国、德国等的做法，按照“防范性补偿优先、即时性补偿为主、修复性补偿为辅”的原则，事先对煤炭开采可能造成的生态环境破坏进行科学预测，并采取严格、有效的防范性措施，将可能的损失减小到最低；通过即时补偿对开采过程中造成的生态环境破坏进行修复。在具体补偿方法上，政府可以给予资金、技术、特殊机会与精神鼓励等多种形式的支持，纳入更多的市场型激励手段，以增强管理者的机会感知，激励煤炭企业开发新技术，采用高标准、现代化开采设施和集约化、综合化开采工艺，改变原有的先开采后治理的模式，走绿色开采之路。具体可以包括减免设备税收、直接补贴资金，支持相关设备的使用，给予开采企业特殊机会、优惠政策乃至某种优先权，以及通过媒体塑造绿色矿山企业的公众形象等。
参考文献：
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[7] Brunnermeier M S，Cohen M A.Determinants of green innovation in US manufacturing industries[J].Journal of Environmental Economics and Management，2003，45（2）：278-293.
[8] Popp D.International innovation and diffusion of air pollution control technologies：the effects of NOx and SO2 regulaton in the US，Japan and Germany[J].Journal of Environmental Economics and Management，2006，51（1）：46-71.
[9] Del Rio Gonzalez P.The empirical analysis of the determinantsfor environmental technological change：a research agenda[J].Ecological Economics，2009，68（3）：861-878.
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[12]张慧明，李廉水，孙少勤.环境规制对中国重化工业技术创新与生产效率影响的实证分析[J].科技进步与对策，2012，29（16）：83-87.
[13]董直庆，焦翠红.环境规制能有效激励清洁技术创新吗？[J].东南大学学报：哲学社会科学版，2015，17（2）：64-74.
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[18]沈 斌，冯 勤.基于可持续发展的环境技术创新及其政策机制[J].科学学与科学技术管理，2004（8）：52-55.